孫鳳娥 田治威

(北京林業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京 100083)

一、引言

近年來，我國(guó)實(shí)業(yè)投資比例不斷下降，這一趨勢(shì)從民間固定資產(chǎn)投資增長(zhǎng)率的斷崖式下跌可窺見一二(2 0 1 2―2 0 1 9 年，民間固定資產(chǎn)投資增長(zhǎng)率分別為24.80%、23.10%、18.10%、10.10%、3.20%、6.00%、8.70%、4.70%)。與此同時(shí)，虛擬經(jīng)濟(jì)投資規(guī)模不斷增長(zhǎng)，大量資本脫離實(shí)體經(jīng)濟(jì)，涌入金融業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)，在金融領(lǐng)域“空轉(zhuǎn)”，虛擬經(jīng)濟(jì)異常繁榮，最終導(dǎo)致實(shí)體企業(yè)金融化現(xiàn)象(杜勇等，2019)[14]。

現(xiàn)階段我國(guó)實(shí)體企業(yè)金融化并非是出于長(zhǎng)遠(yuǎn)利益考慮的戰(zhàn)略決策，而是企業(yè)追逐短期利益的短視行為(戚聿東和張任之，2018)[28]。金融化抑制了企業(yè)主業(yè)的發(fā)展(杜勇等，2017)[15]，擠出了企業(yè)的研發(fā)支出，最終降低了企業(yè)價(jià)值(王紅建等，2017)[31]。此外，從宏觀層面看，實(shí)體企業(yè)金融化會(huì)在一定程度上阻礙我國(guó)“供給側(cè)改革”的步伐。培育新興產(chǎn)業(yè)、促進(jìn)消費(fèi)升級(jí)是“供給側(cè)改革”的著力點(diǎn)，改革成功的關(guān)鍵則在于將優(yōu)質(zhì)資源引導(dǎo)到新產(chǎn)業(yè)、新業(yè)態(tài)上，而實(shí)體企業(yè)金融化將導(dǎo)致實(shí)體領(lǐng)域“供給側(cè)”無人愿意改革、無資源用于改革，抽空實(shí)業(yè)的信心和資源。盡管近年來服務(wù)業(yè)獲得了飛速發(fā)展，但制造業(yè)仍是我國(guó)的核心競(jìng)爭(zhēng)力所在，也是創(chuàng)新活動(dòng)的主要源頭，仍需牢固樹立實(shí)業(yè)為本的理念(劉世錦，2016)[23]，及時(shí)抑制資源從能夠促進(jìn)創(chuàng)新、提升要素生產(chǎn)率的領(lǐng)域中抽離。

既然過度金融化對(duì)微觀企業(yè)和宏觀經(jīng)濟(jì)均產(chǎn)生了不利影響，為何近年來企業(yè)的金融化趨勢(shì)仍在不斷加劇？探究實(shí)體企業(yè)金融化的影響因素是十分必要的，這便于決策者針對(duì)該問題提出更富針對(duì)性的解決方案?，F(xiàn)有研究主要從實(shí)體投資與金融投資利差(宋軍和陸旸，2015)[30]、經(jīng)濟(jì)政策不確定性(彭俞超等，2018)[27]、貨幣政策及股市波動(dòng)(楊箏等，2017；胡奕明等，2017)[36][18]、企業(yè)所得稅政策(黃賢環(huán)和王瑤，2021)[19]、稅負(fù)水平(徐超等，2019)[33]等外部市場(chǎng)環(huán)境方面挖掘?qū)嶓w企業(yè)金融化的成因，或從企業(yè)內(nèi)部管理層特征(李文貴和邵毅平，2020)[20]、公司治理水平(閆海洲和陳百助，2018)[35]等微觀企業(yè)特征出發(fā)探索實(shí)體企業(yè)金融化的影響因素，鮮有研究從投資者的角度去分析該問題。毫無疑問，投資者對(duì)企業(yè)的資產(chǎn)配置決策有重大影響，在一定程度上決定了企業(yè)的金融化水平。僅有的研究也只是較為籠統(tǒng)的分析了機(jī)構(gòu)投資者的影響(劉偉和曹瑜強(qiáng)，2018；陳旭東等，2020)[24][12]，而不同類型的機(jī)構(gòu)投資者在投資目的和對(duì)企業(yè)的態(tài)度等方面存在顯著差異。保險(xiǎn)資金通常被視為規(guī)模大、來源穩(wěn)定的長(zhǎng)期資金提供者，是實(shí)體企業(yè)長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展的基石，但近年來，保險(xiǎn)資金頻頻舉牌、野蠻收購(gòu)、資金快進(jìn)快出的行為，反而使其呈現(xiàn)短期炒作者特征。不同的舉牌目的必然對(duì)企業(yè)金融化產(chǎn)生不同影響。

舉牌險(xiǎn)資究竟是價(jià)值引導(dǎo)型的、著眼于長(zhǎng)遠(yuǎn)利益的公司價(jià)值發(fā)現(xiàn)者還是通過短線炒作、在資本運(yùn)作中坐等市值放大的財(cái)富征伐者？險(xiǎn)資舉牌是否對(duì)企業(yè)金融化有影響？是抑制了企業(yè)金融化還是加劇了企業(yè)金融化？以上是本文研究的核心問題。圍繞這些問題，本文利用我國(guó)2007―2019年A股上市公司樣本，從投資者視角研究實(shí)體企業(yè)金融化的影響因素。本文可能的邊際貢獻(xiàn)在于：第一，為險(xiǎn)資舉牌是否加劇了實(shí)體企業(yè)金融化的討論提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。目前，理論界對(duì)險(xiǎn)資舉牌在企業(yè)金融化中扮演的是“抑制劑”還是“助推器”的角色尚未形成一致結(jié)論，本文基于大樣本實(shí)證為此提供了經(jīng)驗(yàn)支持。第二，不僅研究了險(xiǎn)資舉牌對(duì)企業(yè)金融化的影響，還深入分析了其作用機(jī)制，這些均豐富了金融化領(lǐng)域及險(xiǎn)資監(jiān)管領(lǐng)域的相關(guān)研究，并為如何規(guī)范險(xiǎn)資的股權(quán)投資行為提供了借鑒。

二、理論分析與研究假設(shè)

(一)理想的最優(yōu)金融化水平

(二)險(xiǎn)資舉牌對(duì)最優(yōu)金融化水平的影響：資源支持效應(yīng)

(三)險(xiǎn)資舉牌前后，多方博弈決定的金融化均衡點(diǎn)

1.險(xiǎn)資舉牌前多方博弈決定的金融化均衡點(diǎn)

當(dāng)企業(yè)不存在代理沖突時(shí)，各利益集團(tuán)的利益與企業(yè)整體利益達(dá)成一致，企業(yè)這一整體的利益最大化便意味著股東、管理層等個(gè)體利益最大化。因此，在

2.險(xiǎn)資舉牌對(duì)金融化均衡點(diǎn)的影響：治理效應(yīng)亦或資本挾持效應(yīng)

基于以上分析可知，險(xiǎn)資穩(wěn)定性及企業(yè)代理沖突度決定了企業(yè)各利益集團(tuán)(包括險(xiǎn)資、管理層、原大股東、小股東等)的利益取向及是否協(xié)調(diào)一致，在企業(yè)代理沖突度不同的情況下，險(xiǎn)資參與企業(yè)資產(chǎn)組合博弈時(shí)會(huì)發(fā)揮不同的作用，進(jìn)而對(duì)企業(yè)金融化均衡點(diǎn)產(chǎn)生不同影響，如圖1所示。

圖1 險(xiǎn)資舉牌對(duì)金融化均衡點(diǎn)的影響效應(yīng)

(1)資本挾持效應(yīng)

(2)治理效應(yīng)

如圖1中(b)所示，在舉牌前企業(yè)存在代理沖突的情況下，穩(wěn)定型險(xiǎn)資的舉牌將發(fā)揮治理效應(yīng)，促使金融化水平由均衡點(diǎn)BeforePtf-equ向最優(yōu)點(diǎn)AfterPtf*回歸。根據(jù)前述分析，在企業(yè)存在代理沖突時(shí)，金融化均衡點(diǎn)會(huì)超過最優(yōu)水平，而機(jī)構(gòu)投資者有充分的動(dòng)機(jī)和能力參與公司治理(劉星和吳先聰，2011)[25]，降低代理沖突。一方面，當(dāng)大小股東代理沖突度較高時(shí)，穩(wěn)定型險(xiǎn)資的舉牌會(huì)對(duì)大股東產(chǎn)生制衡(Boucher，2005)[1]，緩解代理沖突，改善持股公司的公司治理(韓晴和王華，2014)[17]，遏制其過度金融化傾向。從治理動(dòng)機(jī)看，隨著險(xiǎn)資持股比例的增加，其與企業(yè)的利益捆綁程度不斷提高，其有更強(qiáng)烈的意愿參與公司治理(Chen et al.，2007)[3]。從治理成本看，機(jī)構(gòu)投資者持股企業(yè)眾多，因此可從大量的投資經(jīng)歷中積累豐富的公司治理經(jīng)驗(yàn)(Bushee，1998)[2]，此外，機(jī)構(gòu)投資者采集信息及解讀信息的能力也相對(duì)更強(qiáng)(劉秋平，2015)[22]，從而可降低其治理成本，提高其參與公司治理的積極性。另一方面，當(dāng)原股東與管理層存在代理沖突時(shí)，穩(wěn)定型險(xiǎn)資為避免管理者的投機(jī)行為，會(huì)積極參與公司治理(崔微微和彭雪梅，2020)[13]，降低公司違規(guī)次數(shù)，尤其是在控股股東持股比例較低、董事會(huì)無法對(duì)管理層進(jìn)行實(shí)質(zhì)性約束、分析師跟蹤較少時(shí)，穩(wěn)定型險(xiǎn)資的治理作用更為突出(Shleifer and Vishny，1986；Fama and Jensen，1983；許榮等，2019)[9][4][34]。當(dāng)管理層存在過度金融化傾向、損害主業(yè)發(fā)展時(shí)，穩(wěn)定型險(xiǎn)資將監(jiān)督管理層在研發(fā)及固定資產(chǎn)投資上的支出，并采取包括實(shí)地調(diào)研(許榮等，2019)[34]、參與股東大會(huì)表決、與管理層溝通、提交臨時(shí)提案等措施(Wahal and McConnell，2000)[11]，以糾正管理層的短期投資行為?，F(xiàn)有研究也表明，保險(xiǎn)資金能夠發(fā)揮“積極的監(jiān)督者”的作用(余海宗等，2019)[38]。

(3)險(xiǎn)資與代理方合謀

綜合上述分析，本文提出以下競(jìng)爭(zhēng)性假設(shè)：

H1a：治理效應(yīng)占主導(dǎo)地位時(shí)，險(xiǎn)資舉牌總體上會(huì)起到“抑制劑”的作用，降低企業(yè)金融化水平。

H1b：資本挾持效應(yīng)或資源支持效應(yīng)占主導(dǎo)地位時(shí)，險(xiǎn)資舉牌總體上會(huì)起到“助推器”的作用，提高企業(yè)金融化水平。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

考慮到公司在2007年開始采用新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則編制財(cái)務(wù)報(bào)表，為避免此類差異對(duì)研究結(jié)果產(chǎn)生的影響，本文以2007―2019年中國(guó)滬深交易所全部A股上市公司數(shù)據(jù)作為研究樣本。同時(shí)按照以下標(biāo)準(zhǔn)對(duì)樣本進(jìn)行篩選：(1)剔除金融類上市公司；(2)剔除財(cái)務(wù)狀況異常的ST、*ST類上市公司，以避免財(cái)務(wù)信息質(zhì)量和異常值影響實(shí)證結(jié)果；(3)剔除關(guān)鍵數(shù)據(jù)缺失的樣本。由此構(gòu)造了共包含30432個(gè)觀測(cè)值的非平衡面板數(shù)據(jù)樣本。本文的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)主要來自國(guó)泰安(CSMAR)、Wind資訊等數(shù)據(jù)庫(kù)，并對(duì)企業(yè)金融化水平進(jìn)行了1%和99%水平的縮尾處理。

(二)模型設(shè)定與變量定義

為了驗(yàn)證假設(shè)H1a和假設(shè)H1b，本文設(shè)定基本回歸模型如式(5)所示：

其中，被解釋變量為實(shí)體企業(yè)金融化水平(finance)，以金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重來衡量。關(guān)于金融資產(chǎn)的計(jì)量，本文借鑒張成思和張步曇(2016)[39]、劉貫春(2017)[21]等的思路，并結(jié)合中國(guó)企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則，認(rèn)為金融資產(chǎn)主要包括貨幣資金、交易性金融資產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)凈額、持有至到期投資凈額、投資性房地產(chǎn)凈額、應(yīng)收股利凈額、應(yīng)收利息凈額七項(xiàng)，由此設(shè)定了企業(yè)金融化水平變量finance1?？紤]到貨幣資金中有一部分是企業(yè)實(shí)業(yè)經(jīng)營(yíng)所需，而日常經(jīng)營(yíng)中，企業(yè)留存貨幣資金的主要目的是為償還即將到期的有息負(fù)債，據(jù)此，將貨幣資金中的經(jīng)營(yíng)所需部分(具體包括短期借款和一年內(nèi)到期的非流動(dòng)負(fù)債)扣除，由此構(gòu)造了企業(yè)金融化水平變量finance2。此外，目前關(guān)于長(zhǎng)期股權(quán)投資是否應(yīng)納入金融資產(chǎn)范疇存在爭(zhēng)議，考慮到企業(yè)對(duì)合營(yíng)或聯(lián)營(yíng)企業(yè)通常采取權(quán)益法核算，其中，股息收入會(huì)計(jì)入長(zhǎng)期股權(quán)投資科目，從該意義上講，長(zhǎng)期股權(quán)投資也可視為金融資產(chǎn)，因此，為保證研究結(jié)果的穩(wěn)健性，本文將長(zhǎng)期股權(quán)投資納入金融資產(chǎn)范疇，定義變量finance3，并以此進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

解釋變量為保險(xiǎn)公司是否舉牌(Insur)，當(dāng)保險(xiǎn)公司持股比例大于5%時(shí)，Insur取值為1；否則，Insur取值為0。Control代表一系列控制變量，具體包括：企業(yè)規(guī)模(lnass)、無形資產(chǎn)比率(inasset)、主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)占比(mbp)、資產(chǎn)負(fù)債率(lev)、托賓Q值(tobinq)、行業(yè)成長(zhǎng)性(igrowth)、總資產(chǎn)凈利潤(rùn)率(roa)、董事人數(shù)(num)、獨(dú)立董事比例(pid)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(state)；此外，還控制了年度和行業(yè)效應(yīng)。具體變量定義如表1所示。

表1 變量定義

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2所示。finance1的均值為22.59%，包含長(zhǎng)期股權(quán)投資的企業(yè)金融化水平finance3的均值為26.02%，這與徐超(2019)[33]的計(jì)算結(jié)果基本一致；此外，扣除經(jīng)營(yíng)所需貨幣資金的企業(yè)金融化水平finance2的均值為10.94%。finance1、finance2、finance3的標(biāo)準(zhǔn)差均較高，表明樣本期間不同公司的金融化水平存在較大差異。Insur的均值為0.02，表明約有2%的上市公司曾被保險(xiǎn)公司舉牌。

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)

(二)初步回歸結(jié)果

表3為基本模型的初步回歸結(jié)果。結(jié)果表明，無論以finance1還是finance2為被解釋變量、無論是否加入控制變量，險(xiǎn)資舉牌(Insur)的回歸系數(shù)均在5%水平下顯著為正，表明險(xiǎn)資舉牌加劇了實(shí)體企業(yè)的金融化，支持假設(shè)H1b，拒絕假設(shè)H1a。這也表明，在我國(guó)股市投機(jī)性交易動(dòng)機(jī)占主導(dǎo)地位的現(xiàn)實(shí)情況下，險(xiǎn)資舉牌上市公司并非以長(zhǎng)期投資、價(jià)值投資為主要目的，而是希望通過規(guī)模優(yōu)勢(shì)的短期投機(jī)交易追逐投資收益，通過資本運(yùn)作放大市值，做高長(zhǎng)期股權(quán)投資科目賺取高凈資產(chǎn)收益，或通過控制公司改變分紅策略賺取高股息，以此填補(bǔ)負(fù)債端的高資金成本。因此，險(xiǎn)資并未有效發(fā)揮治理效應(yīng)，而險(xiǎn)資的資本挾持效應(yīng)或資源支持效應(yīng)占主導(dǎo)地位。

表3 基本模型回歸結(jié)果

(三)內(nèi)生性處理

險(xiǎn)資舉牌與實(shí)體企業(yè)金融化程度可能存在互為因果的內(nèi)生性問題，兩者的正相關(guān)關(guān)系可能意味著險(xiǎn)資舉牌推動(dòng)了實(shí)體企業(yè)金融化，也可能意味著金融化程度越高的企業(yè)越能夠吸引險(xiǎn)資舉牌。為解決上述內(nèi)生性問題，本文借鑒夏常源等(2020)[32]的處理方法，在對(duì)研究樣本進(jìn)行了平行趨勢(shì)檢驗(yàn)以及安慰劑檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，構(gòu)建了DID模型以檢驗(yàn)險(xiǎn)資舉牌與實(shí)體企業(yè)金融化的因果關(guān)系：

其中，before為虛擬變量，表示險(xiǎn)資進(jìn)入前，如果上市公司當(dāng)年不存在險(xiǎn)資舉牌而下一年存在險(xiǎn)資舉牌則取值為1，否則為0；其系數(shù)β2檢驗(yàn)險(xiǎn)資的持股偏好，如果β2顯著為正，表明險(xiǎn)資更傾向于舉牌金融化程度較高的企業(yè)。after為虛擬變量，表示險(xiǎn)資撤出后，如果上市公司當(dāng)年不存在險(xiǎn)資舉牌而上一年存在險(xiǎn)資舉牌則取值為1，否則為0；其系數(shù)β3檢驗(yàn)險(xiǎn)資撤出后企業(yè)金融化水平的變化，如果β3顯著為正，表明險(xiǎn)資撤出后，企業(yè)金融化水平反而上升，表明舉牌險(xiǎn)資能夠發(fā)揮治理效應(yīng)，抑制企業(yè)過度金融化；如果β3不顯著，表明一旦險(xiǎn)資撤出，企業(yè)金融化水平趨于正常，無明顯變化。系數(shù)β1考察險(xiǎn)資舉牌(Insur)對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化(finance)產(chǎn)生的凈效應(yīng)，如果β1顯著為正，表明險(xiǎn)資持股加劇了實(shí)體企業(yè)金融化。

DID模型回歸結(jié)果如表4所示。由表4可見，無論是以finance1還是finance2為被解釋變量，Insur的回歸系數(shù)β1均在1%水平下顯著為正，同時(shí)，before的回歸系數(shù)β2也在1%水平下顯著為正。這表明險(xiǎn)資既偏好舉牌金融化水平較高的企業(yè)，又在舉牌后極力推動(dòng)企業(yè)金融化水平的進(jìn)一步提升，與前述分析相一致。原因可能在于金融化水平越高，企業(yè)流動(dòng)性越強(qiáng)，更便于險(xiǎn)資操控企業(yè)的股利分配政策，也更易于其通過資本運(yùn)作賺取投資收益，提高險(xiǎn)資的當(dāng)期業(yè)績(jī)。after的回歸系數(shù)β3不顯著，表明險(xiǎn)資撤出后，企業(yè)金融化水平趨于穩(wěn)定?？傮w來看，從無險(xiǎn)資舉牌到險(xiǎn)資舉牌，目標(biāo)企業(yè)的金融化水平在不斷上升，而從險(xiǎn)資舉牌到險(xiǎn)資撤出，目標(biāo)企業(yè)的金融化水平回歸穩(wěn)定。這一結(jié)果表明，基于DID模型的回歸結(jié)果仍支持假設(shè)H1b，即險(xiǎn)資舉牌加劇了實(shí)體企業(yè)金融化。

表4 DID 模型回歸結(jié)果

2.傾向得分匹配法(PSM)

除互為因果的內(nèi)生性問題外，模型可能還存在自選擇偏誤問題，即：險(xiǎn)資舉牌可能并非隨機(jī)，而是有選擇的結(jié)果。企業(yè)的某些特質(zhì)可能會(huì)影響險(xiǎn)資是否舉牌，同時(shí)也會(huì)影響其金融化水平，此時(shí)，險(xiǎn)資舉牌這一變量不再外生。如果不嚴(yán)格控制代表企業(yè)特質(zhì)的無關(guān)變量，會(huì)導(dǎo)致回歸結(jié)果無法正確解釋險(xiǎn)資舉牌對(duì)企業(yè)金融化的影響。針對(duì)這一問題，本文采用傾向得分匹配法(PSM)來緩解模型中的自選擇偏誤問題。具體步驟為：第一步，本文按照公司是否被險(xiǎn)資舉牌，將樣本劃分為兩組，以構(gòu)造匹配樣本。將被險(xiǎn)資舉牌的樣本定義為實(shí)驗(yàn)組，并從未被險(xiǎn)資舉牌樣本中尋找控制組。第二步，計(jì)算公司被險(xiǎn)資舉牌的傾向得分。具體為，利用Logit模型估計(jì)樣本企業(yè)被險(xiǎn)資舉牌的概率，并將回歸預(yù)測(cè)值作為傾向得分，其中，被解釋變量為是否被險(xiǎn)資舉牌(Insur)，解釋變量為企業(yè)規(guī)模(lnass)、無形資產(chǎn)占比(inasset)、主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)占比(mbp)、資產(chǎn)負(fù)債率(lev)、托賓Q值(tobinq)、行業(yè)成長(zhǎng)性(igrowth)、總資產(chǎn)凈利潤(rùn)率(roa)、董事人數(shù)(num)、獨(dú)立董事比例(pid)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(state)，并控制了年份、所屬行業(yè)。第三步，采用1:3近鄰匹配方法對(duì)樣本進(jìn)行匹配，并利用匹配樣本對(duì)基本模型進(jìn)行回歸，結(jié)果如表5第(1)(2)列所示。由(1)(2)列可見，在控制處理組和對(duì)照組的特征差異后，Insur的回歸系數(shù)均顯著為正，假設(shè)H1b仍成立。

3.工具變量回歸

考慮到遺漏變量也會(huì)導(dǎo)致模型內(nèi)生性問題，干擾研究結(jié)論，本文參考沈華玉等(2017)[29]、夏常源等(2020)[32]的內(nèi)生性處理方法，選取剔除本企業(yè)后同行業(yè)剩余企業(yè)的險(xiǎn)資舉牌均值作為險(xiǎn)資舉牌(Insur)的工具變量。工具變量回歸結(jié)果如表5第(3)(4)列所示，從識(shí)別不足檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量(Anderson canon. corr.LM、Chi-sq(1) P-val)結(jié)果、弱工具變量檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量(Cragg-Donald WaldF、10% maximal IV size)結(jié)果可見，工具變量不存在識(shí)別不足及弱工具變量問題。由表5第(3)(4)列可見，在控制遺漏變量問題后，Insur的回歸系數(shù)仍在1%水平下顯著為正，表明險(xiǎn)資舉牌加劇了實(shí)體企業(yè)金融化這一結(jié)論是可靠的。

表5 PSM 和IV 回歸結(jié)果

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為盡可能保證研究結(jié)論的可靠性，本文還進(jìn)行了以下穩(wěn)健性檢驗(yàn)：(1)改變樣本區(qū)間。2009年保險(xiǎn)法修訂之后，監(jiān)管部門對(duì)保險(xiǎn)業(yè)投資放閘的步伐明顯加快，險(xiǎn)資舉牌上市公司情況越來越普遍。因此，為剔除政策變動(dòng)的干擾，本文將樣本區(qū)間修改為2009―2019年。(2)控制其他類型機(jī)構(gòu)投資者的干擾。具體為，在基本模型中加入是否有其他機(jī)構(gòu)投資者持股(ifins)的控制變量，并重新進(jìn)行回歸。(3)替換被解釋變量。由于目前對(duì)是否將長(zhǎng)期股權(quán)投資納入金融資產(chǎn)范疇存在爭(zhēng)議，因此，本文進(jìn)一步考察了險(xiǎn)資舉牌對(duì)包含長(zhǎng)期股權(quán)投資的金融化水平的影響，具體而言，將被解釋變量finance1、finance2替換為finance3，并對(duì)基本模型重新進(jìn)行回歸。(4)替換解釋變量。以保險(xiǎn)公司持股比例(percent)替代險(xiǎn)資舉牌(Insur)對(duì)基本模型進(jìn)行再回歸。(5)改變計(jì)量方法。為控制異方差的影響，進(jìn)一步采用廣義最小二乘法(GLS)進(jìn)行估計(jì)。(6)剔除IPO當(dāng)年的樣本。為避免IPO企業(yè)的影響，將當(dāng)年IPO的樣本從總樣本中剔除。穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果如表6、表7所示，顯示經(jīng)上述處理后，Insur(percent)的回歸系數(shù)仍顯著為正，表明基準(zhǔn)回歸結(jié)果較為穩(wěn)健。

《中國(guó)藥典》2015年版千里光中己增加了阿多尼弗林堿的檢測(cè)，國(guó)內(nèi)經(jīng)批準(zhǔn)的27種千里光復(fù)方中成藥制劑還沒有對(duì)該堿檢測(cè)的法定標(biāo)準(zhǔn)，感冒消炎片是感冒常用藥物，千里光為其主要中藥之一，本文參照《中國(guó)藥典》及有關(guān)文獻(xiàn)[5]，根據(jù)藥典對(duì)千里光飲片中阿多尼弗林堿的0.004%限度規(guī)定，本品的阿多尼弗林堿限度1.5μg/片，即10-6，低于藥典規(guī)定限量。通過研究，建立的方法可檢測(cè)感冒消炎片中阿多尼弗林堿的含量,對(duì)保證臨床用藥安全性有很大意義。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)(1)～(3)結(jié)果

表7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)(4)～(6)結(jié)果

五、險(xiǎn)資舉牌影響實(shí)體企業(yè)金融化的機(jī)制檢驗(yàn)

上述研究結(jié)果表明險(xiǎn)資舉牌加劇了實(shí)體企業(yè)金融化，結(jié)合前述理論分析，說明舉牌險(xiǎn)資的治理效應(yīng)不顯著，而資本挾持效應(yīng)或資源支持效應(yīng)占主導(dǎo)地位。那么究竟險(xiǎn)資主要發(fā)揮了資源支持效應(yīng)還是資本挾持效應(yīng)，抑或兩者兼而有之？該問題需進(jìn)一步探討。

(一)資本挾持效應(yīng)的檢驗(yàn)

由理論分析可知，以下兩個(gè)因素促使了險(xiǎn)資資本挾持效應(yīng)的發(fā)揮：一是資本挾持的動(dòng)機(jī)，表現(xiàn)為舉牌險(xiǎn)資穩(wěn)定性較低，存在短視投資傾向，僅關(guān)注短期利益；二是資本挾持的機(jī)會(huì)，被舉牌公司股權(quán)結(jié)構(gòu)較為分散，險(xiǎn)資能夠?qū)緵Q策產(chǎn)生重大影響，不會(huì)遭受來自大股東的強(qiáng)烈抵制。因此，要驗(yàn)證資本挾持效應(yīng)是否是險(xiǎn)資舉牌影響企業(yè)金融化的機(jī)制之一，可通過檢驗(yàn)險(xiǎn)資穩(wěn)定性、股權(quán)集中度兩因素是否在險(xiǎn)資舉牌對(duì)金融化的助推作用中發(fā)揮調(diào)節(jié)效應(yīng)來實(shí)現(xiàn)。如果險(xiǎn)資穩(wěn)定性在其中發(fā)揮了負(fù)向調(diào)節(jié)作用，則交易型險(xiǎn)資存在資本挾持動(dòng)機(jī)，傾向于提高企業(yè)金融化水平；如果股權(quán)集中度在其中發(fā)揮了負(fù)向調(diào)節(jié)作用，則股權(quán)分散為舉牌險(xiǎn)資創(chuàng)造了資本挾持的機(jī)會(huì)，公司在金融投資決策上受到了險(xiǎn)資的干預(yù)和脅迫，由此也表明交易型險(xiǎn)資舉牌股權(quán)分散的公司產(chǎn)生了資本挾持效應(yīng)，進(jìn)而助推了企業(yè)金融化。

1.險(xiǎn)資穩(wěn)定性的調(diào)節(jié)效應(yīng)

參考牛建波等(2013)[26]的做法，本文從時(shí)間和行業(yè)兩個(gè)維度衡量險(xiǎn)資的穩(wěn)定性。計(jì)算方法如式(8)所示。

其中，I F S R i,t表示i公司t年的險(xiǎn)資持股比例，STD(IFSRi,t-1,IFSRi,t-2,IFSRi,t-3)表示i公司過去三年險(xiǎn)資持股比例的標(biāo)準(zhǔn)差；Median(ISi,t)表示t年ISi,t的行業(yè)中位數(shù)；stable為險(xiǎn)資穩(wěn)定性標(biāo)識(shí)，當(dāng)ISi,t≥Median(ISi,t)時(shí)，stable取值為1，表示i公司在t年持股的險(xiǎn)資為穩(wěn)定型投資者，否則stable取值為0，表示該險(xiǎn)資為交易型投資者。

為檢驗(yàn)險(xiǎn)資穩(wěn)定性的調(diào)節(jié)效應(yīng)，本文在基本模型中加入險(xiǎn)資穩(wěn)定性與險(xiǎn)資舉牌的交互項(xiàng)Insur×stable，并對(duì)該模型進(jìn)行再回歸，結(jié)果如表8第(1)(2)列所示。由結(jié)果可見，Insur×stable的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，表明險(xiǎn)資穩(wěn)定性能夠抑制險(xiǎn)資舉牌對(duì)企業(yè)金融化的助推作用，同時(shí)也表明交易型險(xiǎn)資主觀上傾向于提高企業(yè)金融化水平。

2.股權(quán)集中度的調(diào)節(jié)效應(yīng)

本文以Z指數(shù)衡量公司股權(quán)集中度，Z指數(shù)指公司第一大股東與第二大股東持股比例的比值。為檢驗(yàn)股權(quán)集中度的調(diào)節(jié)效應(yīng)，本文在基本模型中加入股權(quán)集中度與險(xiǎn)資舉牌的交互項(xiàng)Insur×Zscore，并對(duì)該模型進(jìn)行再回歸，結(jié)果如表8第(3)(4)列所示。由結(jié)果可見，Insur×Zscore的系數(shù)顯著為負(fù)，表明股權(quán)集中度越高，大股東越能夠與舉牌險(xiǎn)資抗衡，以抵御險(xiǎn)資的過度金融化傾向；而在股權(quán)集中度較低的公司，舉牌險(xiǎn)資話語權(quán)較高，可利用資本來挾持管理層，迫使其提高對(duì)金融資產(chǎn)的配置。綜合上述實(shí)證研究結(jié)果可見，險(xiǎn)資舉牌上市公司產(chǎn)生了資本挾持效應(yīng)，并迫使企業(yè)提高金融化水平。

表8 險(xiǎn)資舉牌影響實(shí)體企業(yè)金融化的機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果

(二)資源支持效應(yīng)的檢驗(yàn)

險(xiǎn)資舉牌是否給企業(yè)帶來了金融投資經(jīng)驗(yàn)、信息等資源支持，從而提高了企業(yè)的最優(yōu)金融化水平？如果險(xiǎn)資發(fā)揮了資源支持效應(yīng)，那么一個(gè)合理的推論是：對(duì)于缺乏金融投資經(jīng)驗(yàn)的企業(yè)，險(xiǎn)資舉牌對(duì)企業(yè)金融化的加劇作用更大。因此，如果通過實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，企業(yè)過去的金融投資經(jīng)驗(yàn)在險(xiǎn)資舉牌對(duì)金融化的助推作用中發(fā)揮了負(fù)向調(diào)節(jié)作用，則表明險(xiǎn)資舉牌存在資源支持效應(yīng)。為檢驗(yàn)上述推論，本文構(gòu)造了金融投資經(jīng)驗(yàn)指標(biāo)exp，如果企業(yè)過去三年的金融活動(dòng)利潤(rùn)占比均小于行業(yè)中位數(shù)，則exp取1，否則取0。為檢驗(yàn)金融投資經(jīng)驗(yàn)的調(diào)節(jié)效應(yīng)，本文在基本模型中加入金融投資經(jīng)驗(yàn)與險(xiǎn)資舉牌的交互項(xiàng)Insur×exp，并對(duì)該模型進(jìn)行再回歸。結(jié)果如表8第(5)(6)列所示，Insur×exp的系數(shù)并未顯著為負(fù)，表明險(xiǎn)資舉牌的資源支持效應(yīng)未得到驗(yàn)證。

為了保證研究結(jié)果的穩(wěn)健性，本文還分別以企業(yè)過去三年的金融投資占比是否小于行業(yè)中位數(shù)、公司董事長(zhǎng)是否有金融背景、CEO是否有金融背景以及董監(jiān)高是否有金融背景作為企業(yè)金融投資經(jīng)驗(yàn)的代理變量，并分別檢驗(yàn)了上述四個(gè)變量的調(diào)節(jié)效應(yīng)，結(jié)果均不顯著，表明險(xiǎn)資舉牌并未發(fā)揮資源支持效應(yīng)。原因可能在于，舉牌險(xiǎn)資主要為交易型險(xiǎn)資，其并不會(huì)站在企業(yè)長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展的角度向企業(yè)注入知識(shí)、信息等優(yōu)質(zhì)資源，而主要通過操控企業(yè)股利分配或短期炒作放大公司市值獲益。

六、結(jié)論與建議

本文從投資者視角，分析了險(xiǎn)資舉牌對(duì)企業(yè)金融投資決策的影響，并利用2007―2019年A股上市公司數(shù)據(jù)，研究險(xiǎn)資舉牌與實(shí)體企業(yè)金融化的關(guān)系。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：險(xiǎn)資舉牌會(huì)加劇實(shí)體企業(yè)金融化，表明險(xiǎn)資舉牌是實(shí)體企業(yè)金融化的“助推器”而非“抑制劑”。此后，本文對(duì)險(xiǎn)資舉牌助推實(shí)體企業(yè)金融化的機(jī)制進(jìn)行了探索，結(jié)果表明：險(xiǎn)資穩(wěn)定性、公司股權(quán)集中度均在險(xiǎn)資舉牌對(duì)金融化的助推作用中發(fā)揮了負(fù)向調(diào)節(jié)作用，而金融投資經(jīng)驗(yàn)的負(fù)向調(diào)節(jié)作用不顯著，表明險(xiǎn)資舉牌主要通過資本挾持效應(yīng)助推企業(yè)金融化水平的提升，并未發(fā)揮資源支持效應(yīng)。

據(jù)此，本文提出以下政策建議：

第一，進(jìn)一步引導(dǎo)險(xiǎn)資由交易型投資者向穩(wěn)定型投資者轉(zhuǎn)變。一方面，應(yīng)建立險(xiǎn)資運(yùn)營(yíng)管理中的長(zhǎng)周期考核機(jī)制。目前，險(xiǎn)資的考核激勵(lì)機(jī)制不夠科學(xué)，存在“長(zhǎng)期資金短期化考核”問題，這導(dǎo)致投資人在資產(chǎn)配置時(shí)更加注重短期利益，尤其在市場(chǎng)波動(dòng)較大時(shí)，存在“賺快錢”“炒熱點(diǎn)”、追漲殺跌現(xiàn)象。顯然，短周期考核指揮棒不利于培育穩(wěn)定型險(xiǎn)資。后續(xù)改革中，應(yīng)給予投資業(yè)績(jī)波動(dòng)更多包容，避免考核指標(biāo)短期化引發(fā)資金快進(jìn)快出效應(yīng)，建立與保險(xiǎn)資金權(quán)益類資產(chǎn)投資相適應(yīng)的中長(zhǎng)期績(jī)效考核指標(biāo)體系，真正留住長(zhǎng)期資金。另一方面，轉(zhuǎn)變險(xiǎn)資不可持續(xù)的發(fā)展模式。近年來險(xiǎn)資頻頻舉牌的一個(gè)重要原因是為緩解資金壓力，而資金壓力主要來自其“資產(chǎn)驅(qū)動(dòng)負(fù)債”的發(fā)展模式。例如，先在投資端找到目標(biāo)上市公司，然后通過高成本、短期限、保障成分低的“萬能險(xiǎn)”等產(chǎn)品迅速籌集資金，再對(duì)上市公司進(jìn)行大規(guī)模舉牌，以達(dá)到?jīng)_大公司規(guī)模、提高投資收益的目的。顯然這種險(xiǎn)資舉牌是以交易為目的，而非以長(zhǎng)期投資為目的。為避免上述問題，監(jiān)管部門應(yīng)著力推動(dòng)保險(xiǎn)公司轉(zhuǎn)變當(dāng)前的發(fā)展模式，實(shí)現(xiàn)資產(chǎn)與負(fù)債在時(shí)間、收益、流動(dòng)性上的匹配，促使保險(xiǎn)公司回歸保險(xiǎn)業(yè)務(wù)本質(zhì)，即：資產(chǎn)端以中低風(fēng)險(xiǎn)業(yè)務(wù)為主，負(fù)債端以開發(fā)保障型而非投資型產(chǎn)品為主。

第二，繼續(xù)規(guī)范保險(xiǎn)公司的舉牌行為。近年來，個(gè)別險(xiǎn)資脫離了自己的保險(xiǎn)主業(yè)，盲目舉牌、跨業(yè)并購(gòu)，甚至與原股東爭(zhēng)奪控制權(quán)。為了迎合險(xiǎn)資的需要，公司管理層易陷入提高短期業(yè)績(jī)、縮短投資期的短視行為中，也會(huì)偏向購(gòu)買更容易變現(xiàn)的金融資產(chǎn)。因此，需對(duì)保險(xiǎn)公司的舉牌行為加以規(guī)范，除了要遵循銀保監(jiān)會(huì)《關(guān)于優(yōu)化保險(xiǎn)公司權(quán)益類資產(chǎn)配置監(jiān)管有關(guān)事項(xiàng)的通知》中所增加的集中度風(fēng)險(xiǎn)監(jiān)管要求外(保險(xiǎn)公司投資單一上市公司股票的股份總數(shù)不得超過該上市公司總股本的10%)，還要強(qiáng)化對(duì)險(xiǎn)資的信息披露要求。如果保險(xiǎn)公司舉牌的目的不僅是成為上市公司的財(cái)務(wù)投資者，則應(yīng)要求其履行告知義務(wù)，并加強(qiáng)對(duì)舉牌過程中的信息披露，不僅需披露其財(cái)務(wù)狀況,也應(yīng)披露其資金來源及關(guān)聯(lián)方和一致行動(dòng)人信息，防止其通過關(guān)聯(lián)方舉牌來規(guī)避法律法規(guī)限制。 ■