文/李倩 張闖（沈陽(yáng)工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院）

一、引言

近年來(lái)，隨著我國(guó)金融業(yè)的穩(wěn)健發(fā)展，金融業(yè)在我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中所占的比重逐漸增大。而與之形成對(duì)比的是我國(guó)實(shí)體產(chǎn)業(yè)的利潤(rùn)率明顯下降，2020年突然暴發(fā)的新冠疫情也對(duì)實(shí)體產(chǎn)業(yè)造成了嚴(yán)重的損害，出于追求高投資回報(bào)率的動(dòng)機(jī)，越來(lái)越多的實(shí)體公司不再將資金用于主營(yíng)業(yè)務(wù)上，而將其投資于金融市場(chǎng)或房地產(chǎn)市場(chǎng)，適量的配置金融資產(chǎn)可能會(huì)提高公司的資產(chǎn)配置效率和盈利能力，而過(guò)度的配置金融資產(chǎn)可能使得公司逐漸“脫實(shí)向虛”。

通過(guò)對(duì)相關(guān)論文的整理可以發(fā)現(xiàn)，國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)于公司的金融化對(duì)公司價(jià)值的影響是正面的還是負(fù)面的尚未得出一致的結(jié)論。不同的學(xué)者得出的結(jié)論可以歸結(jié)成以下三類：一是公司金融化會(huì)產(chǎn)生擠出效應(yīng)，不利于公司的發(fā)展，他們認(rèn)為公司將資金配置在金融行業(yè)和房地產(chǎn)行業(yè)會(huì)擠占公司的主營(yíng)業(yè)務(wù)，阻礙公司的發(fā)展；二是公司金融化會(huì)產(chǎn)生蓄水池效應(yīng)，有利于公司的發(fā)展，他們認(rèn)為公司配置金融資產(chǎn)可以提高公司的投資回報(bào)率，同時(shí)由于金融資產(chǎn)流動(dòng)性較強(qiáng)的特點(diǎn)，公司配置金融資產(chǎn)會(huì)降低公司面臨的融資約束，促進(jìn)公司的發(fā)展；三是公司金融化既會(huì)產(chǎn)生擠出效應(yīng)也會(huì)產(chǎn)生蓄水池效應(yīng)，公司金融化程度的不同對(duì)公司的影響是不同的。他們認(rèn)為公司金融化對(duì)公司價(jià)值的影響并不是單純的線性影響，公司適度的配置金融資產(chǎn)對(duì)公司是有利的，過(guò)度的配置金融資產(chǎn)對(duì)公司是不利的。所以本文從金融化的微觀層面入手，研究非金融公司金融化與公司價(jià)值之間的關(guān)系，并利用門限回歸模型確定了公司規(guī)模的門限值，利用門限值將公司劃分為規(guī)模不同的區(qū)間，在不同的樣本區(qū)間內(nèi)分析公司金融化對(duì)公司價(jià)值的影響,豐富了微觀公司金融化的研究范圍，彌補(bǔ)了現(xiàn)有研究中存在的不足。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）公司金融化對(duì)公司價(jià)值的影響

當(dāng)非金融公司投資金融資產(chǎn)的投資回報(bào)率高于投資其自身實(shí)體產(chǎn)業(yè)的投資回報(bào)率時(shí)，出于對(duì)短期利潤(rùn)的追逐，公司可能會(huì)增加金融資產(chǎn)的配置比例，而減少對(duì)其主業(yè)的投資。由于金融資產(chǎn)的投資收益率較高，從短期來(lái)看，配置金融資產(chǎn)所產(chǎn)生的收益會(huì)超過(guò)相同數(shù)量的資金投入其主營(yíng)業(yè)務(wù)所產(chǎn)生的收益，導(dǎo)致公司價(jià)值出現(xiàn)短期的上升趨勢(shì)。但公司也不能盲目地提高自身的金融化程度。從長(zhǎng)期來(lái)看，公司長(zhǎng)期過(guò)量的持有金融資產(chǎn)必然會(huì)擠占其本該投資于主業(yè)的資金，對(duì)公司的研發(fā)和創(chuàng)新能力產(chǎn)生不利的影響，阻礙其主營(yíng)業(yè)務(wù)的發(fā)展，最終必然會(huì)導(dǎo)致公司價(jià)值的下降。因此可以推斷出，隨著公司金融化程度的增加，會(huì)對(duì)公司價(jià)值產(chǎn)生先促進(jìn)后抑制的倒U型影響。本文提出如下假設(shè)：

H1:非金融公司金融化與公司價(jià)值之間呈現(xiàn)先促進(jìn)后抑制的倒U型關(guān)系。

（二）公司規(guī)模對(duì)公司金融化與公司價(jià)值之間關(guān)系的影響

公司規(guī)模可能會(huì)影響非金融公司金融化程度與公司價(jià)值之間的關(guān)系。由于銀行更愿意向規(guī)模較大的公司提供信貸支持，導(dǎo)致規(guī)模較小的公司面臨更高的融資約束，而金融資產(chǎn)具有流動(dòng)性高的特點(diǎn)，規(guī)模較小的公司配置金融資產(chǎn)有利于降低其面臨的融資約束，進(jìn)而提高公司價(jià)值。而規(guī)模較大的公司自身就具有融資約束相對(duì)較小、融資成本相對(duì)較低的優(yōu)勢(shì)，配置金融資產(chǎn)可能反而會(huì)損害其主營(yíng)業(yè)務(wù)的發(fā)展，不利于提高公司價(jià)值。因此本文提出以下假設(shè)：

H2：公司規(guī)模的大小對(duì)非金融公司金融化程度與公司價(jià)值之間的關(guān)系具有門限效應(yīng)。

三、樣本選擇與模型選取

（一）數(shù)據(jù)的來(lái)源和處理

本文選取的研究樣本為2011-2020年我國(guó)主板市場(chǎng)上市公司的相關(guān)數(shù)據(jù)，由于本文主要研究的是非金融公司，且為了使研究結(jié)果更加合理和準(zhǔn)確，本文剔除了金融行業(yè)和房地產(chǎn)行業(yè)的公司數(shù)據(jù)，剔除了ST和*ST公司的數(shù)據(jù)，剔除了含有大量重要缺失值的公司數(shù)據(jù)，并對(duì)剩余數(shù)據(jù)進(jìn)行了縮尾處理，最終的樣本包括1202家上市公司10年面板數(shù)據(jù)。

（二）變量的選取

本文選取公司價(jià)值作為被解釋變量，選取公司的金融化程度作為解釋變量，選取公司規(guī)模作為門限變量，選取財(cái)務(wù)杠桿、凈資產(chǎn)收益率、營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率和股權(quán)激勵(lì)作為控制變量。同時(shí)，本文在分析的過(guò)程中控制了時(shí)間虛擬變量和行業(yè)虛擬變量。具體的變量符號(hào)和定義整理如表1所示。

表1 變量的相關(guān)符號(hào)和定義

（三）模型的建立

為驗(yàn)證假設(shè)1，本文進(jìn)行了豪斯曼檢驗(yàn)，豪斯曼檢驗(yàn)得到的P=0.0000，說(shuō)明固定效應(yīng)模型更適合本文的研究樣本，故構(gòu)建下列方程：

由于非金融公司的金融化水平與公司價(jià)值之間的關(guān)系可能會(huì)隨著公司規(guī)模的大小而變化，為了驗(yàn)證假設(shè)2，本文參考了Hansen關(guān)于門限模型的相關(guān)理論，構(gòu)建的方程為：

該方程中將門限變量Size根據(jù)門限值γ劃分為不同的組，本文將 Size≤γ的情況定義為公司規(guī)模較小，將 Size＞γ的情況定義為公司規(guī)模較大。

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）固定效應(yīng)模型回歸分析

固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果如表2所示，由表可知，在控制相關(guān)變量時(shí)，僅以公司金融化程度對(duì)公司價(jià)值進(jìn)行回歸時(shí)，公司金融化程度Fin前的系數(shù)為0.5967，說(shuō)明二者在5%的顯著性水平上正向相關(guān)；在加入了金融化程度的平方項(xiàng)之后，一次項(xiàng)前面的系數(shù)為1.6690，二次項(xiàng)前面的系數(shù)為-2.9692，說(shuō)明在1%的顯著性水平上，公司價(jià)值與公司金融化程度不再是簡(jiǎn)單的線性關(guān)系，而是呈倒U型關(guān)系。且由表可知，第二列回歸方程中調(diào)整的R2高于第一列回歸方程中調(diào)整的R2，說(shuō)明非金融上市公司的公司價(jià)值與其金融化程度之間呈倒U型關(guān)系，假設(shè)H1得到驗(yàn)證。

表2 回歸分析結(jié)果

（二）門限模型回歸分析

門限檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示，由表可知，在1%的水平上公司規(guī)模的單一門限顯著，雙重門限不顯著，且單一門限值為9.2509，假設(shè)H2得以驗(yàn)證，公司規(guī)模的大小對(duì)非金融公司金融化程度與公司價(jià)值之間的關(guān)系具有單一門限的結(jié)構(gòu)性影響。

表3 門限效果檢驗(yàn)

門限模型回歸結(jié)果如表4所示，由表可知，當(dāng)非金融公司的公司規(guī)模小于等于9.2509，非金融公司金融化程度前面的系數(shù)為0.6943，在1%的水平下顯著，表明當(dāng)非金融公司規(guī)模較小時(shí)，非金融公司配置金融資產(chǎn)對(duì)公司價(jià)值產(chǎn)生積極的正向影響。當(dāng)非金融公司的規(guī)模大于9.2509，非金融公司金融化程度前面的系數(shù)為-0.4190，在10%的水平上顯著，表明當(dāng)非金融公司規(guī)模較大時(shí)，非金融公司配置金融資產(chǎn)對(duì)公司價(jià)值產(chǎn)生負(fù)向影響。

表4 門限回歸結(jié)果

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

在穩(wěn)健性檢驗(yàn)過(guò)程中，本文重新定義了解釋變量的衡量指標(biāo)，采用公司總資產(chǎn)的對(duì)數(shù)值來(lái)代表公司的金融化程度，在被解釋變量和控制變量不變的條件下重新對(duì)模型進(jìn)行回歸，得到的回歸結(jié)果依然顯著，表明前文得出的結(jié)論具有穩(wěn)健性。

五、結(jié)論及啟示

（一）結(jié)論

文本選取2011年至2020年10年期間我國(guó)上市公司的數(shù)據(jù)為研究對(duì)象，研究公司金融化對(duì)公司價(jià)值的影響。經(jīng)過(guò)相關(guān)實(shí)證分析可以得出以下結(jié)論：非金融公司的金融化程度對(duì)公司價(jià)值的影響關(guān)系為先促進(jìn)后抑制的倒U型關(guān)系，公司適當(dāng)?shù)呐渲媒鹑谫Y產(chǎn)會(huì)對(duì)公司價(jià)值產(chǎn)生積極的正向作用，公司過(guò)度配置金融資產(chǎn)會(huì)對(duì)公司價(jià)值產(chǎn)生消極的負(fù)向作用；公司規(guī)模的大小對(duì)非金融公司金融化程度與公司價(jià)值之間的關(guān)系具有門限效應(yīng)，門限值為9.2509，根據(jù)門限值將公司劃分為規(guī)模較小和規(guī)模較大兩個(gè)樣本，當(dāng)非金融公司規(guī)模較小時(shí)，非金融公司配置金融資產(chǎn)對(duì)公司價(jià)值產(chǎn)生積極的正向影響；當(dāng)非金融公司規(guī)模較大時(shí)，非金融公司配置金融資產(chǎn)對(duì)公司價(jià)值產(chǎn)生負(fù)向影響。

（二）啟示

根據(jù)上面的結(jié)論，本文可以得到以下啟示：首先，非金融公司配置金融資產(chǎn)對(duì)于公司而言是一把雙刃劍，非金融公司需要控制其金融資產(chǎn)的持有比例，避免過(guò)度配置金融資產(chǎn)擠占其本應(yīng)該投資于實(shí)體產(chǎn)業(yè)的資金，最終導(dǎo)致公司價(jià)值下降；其次，公司在配置金融資產(chǎn)時(shí)要結(jié)合自身的公司規(guī)模，規(guī)模較小的公司可以適當(dāng)?shù)嘏渲媒鹑谫Y產(chǎn)提高自身的盈利能力和公司價(jià)值，規(guī)模較大的公司在配置金融資產(chǎn)時(shí)應(yīng)更加謹(jǐn)慎，防止公司“脫實(shí)向虛”；最后，政府部門可以加大實(shí)體產(chǎn)業(yè)扶持力度，實(shí)行減稅減費(fèi)等相關(guān)政策，改善實(shí)體產(chǎn)業(yè)的市場(chǎng)環(huán)境，增強(qiáng)實(shí)體產(chǎn)業(yè)的利潤(rùn)率，引領(lǐng)實(shí)體公司回歸其主營(yíng)業(yè)務(wù)。