周澤將, 雷 玲, 李 鼎

(1. 安徽大學(xué)商學(xué)院, 合肥 230601; 2. 安徽大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院, 合肥 230601; 3. 東北財經(jīng)大學(xué)工商管理學(xué)院, 大連 116012)

0 引 言

隨著中國經(jīng)濟形勢變化,企業(yè)產(chǎn)能過剩、市場需求飽和等問題導(dǎo)致實體投資回報率普遍出現(xiàn)下降態(tài)勢,許多企業(yè)在資本逐利的推動下逐漸偏離主營業(yè)務(wù),參與到金融、房地產(chǎn)等高利潤回報行業(yè)當(dāng)中,使得中國經(jīng)濟出現(xiàn)“實體企業(yè)金融化”現(xiàn)象.企業(yè)金融化意味著利潤獲取的主要來源逐漸由實體生產(chǎn)領(lǐng)域轉(zhuǎn)變?yōu)榻鹑陬I(lǐng)域[1],對實體投資產(chǎn)生負(fù)面影響[2],顯著抑制了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新[3],加劇企業(yè)股價崩盤風(fēng)險[4].十九大報告提出對金融體制進(jìn)行深化改革,增強金融服務(wù)實體經(jīng)濟能力,防范系統(tǒng)性金融風(fēng)險,日趨普遍的企業(yè)金融化便成為了近年來學(xué)術(shù)界和實務(wù)界關(guān)注的熱點問題.

目前關(guān)于企業(yè)金融化動機的研究主要有“蓄水池”理論和“投資替代”理論兩種觀點,“蓄水池”理論認(rèn)為企業(yè)持有金融資產(chǎn)是為了降低因經(jīng)營現(xiàn)金短缺給企業(yè)帶來的資金鏈斷裂風(fēng)險.“投資替代”理論則基于企業(yè)追求利潤最大化的特點,認(rèn)為企業(yè)購買金融資產(chǎn)是為了獲得更高的投資收益.現(xiàn)有文獻(xiàn)從宏觀經(jīng)濟層面和微觀公司治理層面對這兩種動機展開了分析,遺憾的是,學(xué)者們對當(dāng)前中國上市公司配置金融資產(chǎn)的主要動機出現(xiàn)分歧,其中關(guān)于宏觀經(jīng)濟層面的研究結(jié)果證實了不同的外部宏觀環(huán)境或經(jīng)濟政策下企業(yè)金融化表現(xiàn)出的主要動機不盡相同.經(jīng)濟周期反映了外部宏觀經(jīng)濟環(huán)境狀況,對企業(yè)投資選擇存在較強的影響,即在經(jīng)濟上行期,實體投資收益率和金融投資收益率升高,外部融資環(huán)境趨于寬松,進(jìn)而影響到企業(yè)經(jīng)營者對金融資產(chǎn)的持有動機,企業(yè)既可能因為外部融資環(huán)境寬松、融資約束減小而減持金融資產(chǎn),也可能因為較高的投資回報率而增持金融資產(chǎn).因此,在不同經(jīng)濟周期下企業(yè)金融化將會呈現(xiàn)何種趨勢成為本文研究的主要內(nèi)容.另外,微觀公司治理層面的研究表明公司內(nèi)部治理模式和運營狀況同樣會影響企業(yè)金融化動機,企業(yè)所有者對管理者施加的壓力、采用的激勵措施以及公司自身財務(wù)環(huán)境和行業(yè)環(huán)境都會影響管理者的決策判斷,研究在不同的微觀企業(yè)情境因素中經(jīng)濟周期對企業(yè)金融化的影響差異可以拓展本文的研究價值,幫助企業(yè)針對可控性內(nèi)部因素制定相關(guān)政策.

基于以上理論分析和現(xiàn)實背景,本文以2005年—2019年中國滬深兩市非金融上市公司為研究樣本,實證檢驗經(jīng)濟周期對企業(yè)金融化的影響以及不同情境因素下的差異,研究發(fā)現(xiàn)在經(jīng)濟上行期,企業(yè)金融化程度更高,支持了“投資替代”理論.本文進(jìn)一步將內(nèi)部治理因素和企業(yè)經(jīng)營特征納入到經(jīng)濟周期與企業(yè)金融化關(guān)系的考量之中,發(fā)現(xiàn)當(dāng)主營業(yè)務(wù)業(yè)績下滑時,在經(jīng)濟上行期企業(yè)金融化程度更高,意味著管理者在面臨較大的業(yè)績壓力時會強化公司追逐利潤動機.經(jīng)濟周期對企業(yè)金融化的積極影響在高管持股較多的公司被弱化,說明高管持股有助于降低管理者在經(jīng)濟上行期加大持有金融資產(chǎn)的動機.在融資約束較高企業(yè)中,經(jīng)濟周期對企業(yè)金融化的促進(jìn)作用被削弱,表明市場套利是經(jīng)濟周期影響企業(yè)金融化的作用路徑.行業(yè)競爭強化了經(jīng)濟周期對企業(yè)金融化的促進(jìn)作用,說明低行業(yè)競爭中企業(yè)利用壟斷優(yōu)勢來獲得超額收益,降低了經(jīng)濟周期對企業(yè)金融化的促進(jìn)作用.

與現(xiàn)有文獻(xiàn)相比較,本文可能的貢獻(xiàn)體現(xiàn)在以下三個方面:1)本文從宏觀經(jīng)濟層面探究了企業(yè)金融化的驅(qū)動因素.相較于以往研究,本文發(fā)現(xiàn)在經(jīng)濟上行期,企業(yè)金融資產(chǎn)增多,支持了“投資替代”理論.導(dǎo)致研究結(jié)論存在差異的可能原因在于理論假設(shè)條件和關(guān)鍵變量度量方式不同,本文基于投資替代動機視角,關(guān)注金融資產(chǎn)的投資收益特征,這是由于當(dāng)前中國資本市場更加符合投資替代動機所需的條件,金融資產(chǎn)較難以發(fā)揮流動性資產(chǎn)屬性,而更容易為公司帶來投資收益[5],同時本文對金融資產(chǎn)的定義不包含貨幣資金,根據(jù)中國上市公司的現(xiàn)實情況加入了投資性房地產(chǎn).由圖1可知,若將貨幣資產(chǎn)納入到金融資產(chǎn)的定義中,其占金融資產(chǎn)的比例較高(90%左右),但貨幣資產(chǎn)更多發(fā)揮流動性管理功能而非投資獲利功能.投資性房地產(chǎn)占非貨幣類金融資產(chǎn)比例較高(40%左右),不將其納入到金融資產(chǎn)定義中會造成一定的測量偏誤.本文采用HP、BK濾波法對GDP增長率剔除長期趨勢項,克服了濾波值在樣本末端和樣本中段的數(shù)學(xué)意義存在顯著差異的問題.采用濾波法剔除長期趨勢項后,GDP增長率的周期成分更為平穩(wěn),得到的研究結(jié)論更加切合實際.企業(yè)金融化作為微觀企業(yè)的投資決策,在決策的過程中需要考慮到金融資產(chǎn)的價值波動問題.金融資產(chǎn)的價值會受到短期經(jīng)濟形勢影響,即當(dāng)經(jīng)濟景氣時,金融資產(chǎn)價格普遍提升;當(dāng)經(jīng)濟衰退時,金融資產(chǎn)價格普遍下降.采用GDP增長率進(jìn)行濾波可以較好地反映出短期經(jīng)濟波動的程度,因為GDP反映的是國民生產(chǎn)總值,而GDP增長率反映的是國民生產(chǎn)總值變動率,兩者相比,對GDP增長率進(jìn)行濾波能更好地反映出短期經(jīng)濟波動狀況,從而檢驗出經(jīng)濟周期與企業(yè)金融化之間的關(guān)系.2)已有文獻(xiàn)從經(jīng)濟不確定性[4, 6, 7]、金融政策[5, 8]等角度對企業(yè)金融化的觸發(fā)動機展開研究.相較之下,這些文獻(xiàn)多關(guān)注于單一經(jīng)濟因素對企業(yè)金融化的影響,考慮到金融資產(chǎn)和固定資產(chǎn)投資收益差距、外部融資狀況均會導(dǎo)致企業(yè)金融化的主要動因發(fā)生轉(zhuǎn)變,經(jīng)濟周期包含了以上經(jīng)濟因素,會對投資收益和融資環(huán)境產(chǎn)生影響.因此,本文從經(jīng)濟周期視角展開,探討了當(dāng)前中國企業(yè)金融化表現(xiàn)出來的主要動機,豐富了企業(yè)金融化動因研究.3)本文發(fā)現(xiàn)了業(yè)績壓力、高管持股和融資約束等不同情境因素對企業(yè)配置金融資產(chǎn)動機的影響,在當(dāng)前“振興實體產(chǎn)業(yè)”、“防范化解金融風(fēng)險”背景下,本文的研究結(jié)論對于政府制定相關(guān)政策,防止企業(yè)過度投資金融資產(chǎn)具有一定的參考意義.

圖1 2007年—2017年中國上市公司貨幣資金占金融資產(chǎn)比例和投資性房地產(chǎn)占非貨幣類金融資產(chǎn)趨勢圖Fig.1 Trend chart of monetary capital in financial assets and investment real estate in non monetary financial assets of Chinese listed companies from 2007 to 2017

1 文獻(xiàn)綜述、理論分析與研究假設(shè)

1.1 文獻(xiàn)綜述

隨著中國金融市場的不斷發(fā)展,實體企業(yè)逐漸顯現(xiàn)出金融化趨勢,現(xiàn)有關(guān)于企業(yè)金融化的研究可大致劃分為經(jīng)濟后果和觸發(fā)動機兩個方面.對于前者,已有研究考察了企業(yè)金融化對宏觀經(jīng)濟發(fā)展和微觀公司行為的影響,包括抑制實體產(chǎn)業(yè)投資[7]、引發(fā)系統(tǒng)性金融風(fēng)險[9]、降低企業(yè)創(chuàng)新投入[10]等負(fù)面影響.與此相對的是,部分學(xué)者認(rèn)為金融資產(chǎn)的流動性較高,企業(yè)適當(dāng)投資金融資產(chǎn)可以緩解財務(wù)困境[11],優(yōu)化企業(yè)資金配置[12],提高企業(yè)業(yè)績[7].通過梳理可以看出企業(yè)金融化經(jīng)濟后果仍存在爭論,正面影響和負(fù)面影響兼而有之,產(chǎn)生這種差異的主要原因在于企業(yè)投資金融資產(chǎn)的動機不同,不同動機下的企業(yè)金融化行為引致的經(jīng)濟后果大相徑庭.對于企業(yè)金融化動因研究,學(xué)者們普遍持有兩種觀點,一是儲備資本的“蓄水池”理論,即金融資產(chǎn)兼具流動性管理功能與投資收益功能,可以降低企業(yè)資金短缺風(fēng)險[13].二是提高利潤的“投資替代”理論,即企業(yè)金融化是為了提高利潤[3].這些研究從宏觀經(jīng)濟層面和微觀公司治理層面對上述兩種動機分別進(jìn)行了檢驗,宏觀經(jīng)濟層面的文獻(xiàn)分析了經(jīng)濟不確定性[3]、金融政策[5, 8]等因素對企業(yè)金融化的影響,研究結(jié)果證實外部宏觀環(huán)境和政策會引起企業(yè)金融化的主要動機發(fā)生變化.微觀公司治理層面的文獻(xiàn)從融資約束[14]、企業(yè)社會責(zé)任[15]逐漸演進(jìn)到管理層背景[16]、內(nèi)部控制[17]等公司治理因素的影響,研究結(jié)論大多支持了追求利潤最大化是當(dāng)前中國企業(yè)購買金融資產(chǎn)的首要考慮因素.

從以上宏微觀影響因素的文獻(xiàn)可以看出,企業(yè)金融化存在規(guī)避風(fēng)險動機和追逐利潤動機兩種解釋,同時這兩個動機本身并不矛盾,這是由金融資產(chǎn)本身所具有流動性管理和投資收益兩種特征所致,然而這兩種動機會隨著宏觀環(huán)境的變遷而發(fā)生主次之變.具體而言,當(dāng)經(jīng)濟周期變化時,投資收益率和外部融資環(huán)境都會發(fā)生改變,進(jìn)而影響企業(yè)購買金融資產(chǎn)的動機.基于此,本文運用實證研究方法考察經(jīng)濟周期對企業(yè)金融化的影響和情境差異,試圖從宏觀經(jīng)濟視角增進(jìn)企業(yè)金融化動機研究.

1.2 經(jīng)濟周期對企業(yè)金融化的影響

一般而言,金融資產(chǎn)具有兩種功能,一種是作為規(guī)避風(fēng)險的流動儲蓄工具,另一種則是用于投資獲利.作為前者時,企業(yè)可以將金融資產(chǎn)適時出售以補充所需的流動資金,從而避免發(fā)生資金周轉(zhuǎn)困難的情況.這種必要的金融資產(chǎn)投資降低了企業(yè)的流動性風(fēng)險,對于實體經(jīng)濟是有利的.然而,“蓄水池”理論所支持的規(guī)避風(fēng)險動機與中國現(xiàn)實情況并不完全相符合,普遍的研究發(fā)現(xiàn),中國上市公司持有金融資產(chǎn)更多的是出于利益最大化動機,即通過增加金融資產(chǎn)比例來獲得高額的投資收益[3, 4].由此可見,當(dāng)前中國上市公司金融化的主要動機尚不明確,本文將對經(jīng)濟周期與企業(yè)金融化之間的關(guān)系展開分析,從而明晰企業(yè)金融投資行為的主要動機.

在“投資替代”理論的框架下,企業(yè)配置金融資產(chǎn)的本質(zhì)是為了追求利潤最大化[7],因此企業(yè)在面臨投資選擇時會優(yōu)先選擇回報率較高的項目.在不同的經(jīng)濟周期下,實體投資收益率和金融投資收益率都會發(fā)生變化,繼而導(dǎo)致企業(yè)調(diào)整投資決策.具體而言,在經(jīng)濟上行期時,金融投資的預(yù)期回報率升高,企業(yè)通過持有金融資產(chǎn)以提升利潤率的意愿變強,在“投資替代”動機的驅(qū)使下可能會將金融資產(chǎn)視為投資獲利工具,加大金融資產(chǎn)配置比例.反之,在經(jīng)濟下行期時,金融投資收益率較實體經(jīng)濟投資收益率的差距縮小,企業(yè)基于回報率的權(quán)衡會降低對金融資產(chǎn)的投入.總之,基于“投資替代”理論,本文認(rèn)為企業(yè)會根據(jù)宏觀經(jīng)濟形勢的變化對金融投資做出調(diào)整,在金融投資的預(yù)期回報率升高時加大投資,預(yù)期回報率降低時減少金融投資.

在“蓄水池”理論的框架下,企業(yè)金融化的動機是為了規(guī)避風(fēng)險[13].在這種情況下,企業(yè)會在資金流動性不足的情況下增加金融資產(chǎn)的持有量以防止現(xiàn)金流沖擊帶來的資金鏈斷裂風(fēng)險.在經(jīng)濟上行期,企業(yè)日常經(jīng)營情況較為良好,能夠通過營業(yè)業(yè)務(wù)獲取充足的流動資金,企業(yè)面臨的資金鏈斷裂風(fēng)險較低,對持有金融資產(chǎn)動力減少,進(jìn)而降低了企業(yè)金融化水平.而在經(jīng)濟下行期,企業(yè)日常經(jīng)營情況惡化,通過營業(yè)業(yè)務(wù)獲取的流動資金減少,導(dǎo)致企業(yè)面臨的資金鏈斷裂風(fēng)險加大,增強了購買金融資產(chǎn)的動力,最終提高了企業(yè)金融化水平.因此,基于“蓄水池”理論,本文認(rèn)為在經(jīng)濟上行期時,企業(yè)持有金融資產(chǎn)動力不足而降低金融化水平.在經(jīng)濟下行期時,企業(yè)會增大金融化水平以應(yīng)對資金鏈斷裂風(fēng)險.

在經(jīng)濟上行期,如果企業(yè)購買金融資產(chǎn)是基于“投資替代”動機,金融化程度會提高(對應(yīng)H1a);如果企業(yè)購買金融資產(chǎn)是基于“蓄水池”動機,金融化程度會降低(對應(yīng)H1b).本文據(jù)此分別提出支持“投資替代”理論的研究假設(shè)1a和支持“蓄水池”理論的研究假設(shè)1b.

H1a限定其他條件,在經(jīng)濟上行期,企業(yè)金融化程度提高.

H1b限定其他條件,在經(jīng)濟上行期,企業(yè)金融化程度降低.

2 研究設(shè)計

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文選取2007年—2017年中國A股上市公司作為基礎(chǔ)樣本,由于計算經(jīng)濟周期需要前后兩年的數(shù)據(jù),因此本文的實際樣本區(qū)間為2005年—2019年.同時參照現(xiàn)有篩選原則,本文不包含金融行業(yè)上市公司,并剔除了數(shù)據(jù)異常或者缺失的觀測值和上市當(dāng)年、次年的公司.企業(yè)金融化的度量變量中包含了投資性房地產(chǎn),為了降低包含房地產(chǎn)行業(yè)所帶來的噪音干擾,參照杜勇等[16],本文剔除了房地產(chǎn)行業(yè)的樣本,最終剩余22 072個年度-公司觀測值.此外,本文還對所有連續(xù)變量在上下1%分位數(shù)進(jìn)行了winsorize縮尾處理,以避免極端值對研究造成干擾.文中治理結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)來源于CCER經(jīng)濟金融數(shù)據(jù)庫,研發(fā)投入數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫,GDP增長率、全社會固定資產(chǎn)投資、電力消耗和公路里程數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局公布的數(shù)據(jù),其余數(shù)據(jù)均在CSMAR數(shù)據(jù)庫獲得,分析軟件為Stata 16.0、EVIEWS 7.0和OxMetrics 6.01軟件.

2.2 模型設(shè)計和變量說明

為了驗證經(jīng)濟周期對企業(yè)金融化的影響,在參考Denis和Sibilkov[11]、胡奕明等[13]、Bieling[18]研究設(shè)計的基礎(chǔ)上構(gòu)建如下的模型(1).若經(jīng)濟周期GAP的系數(shù)α1顯著為正,則證實經(jīng)濟周期與企業(yè)金融化正相關(guān).

Financial=α0+α1GAP+α2FIRST+α3SOE+

α4DUALITY+α5SIZE+α6ROA+

α7LEV+α8CFO+α9LISTY+

α10ST+α11EPU+α12IFA+

α13FD+α14TREND+ε

(1)

模型(1)中所涉及的主要研究變量說明如下:被解釋變量Financial代表企業(yè)金融化.本文基于資產(chǎn)配置角度,參考以往文獻(xiàn)[4-6],采用企業(yè)持有的金融資產(chǎn)與期末總資產(chǎn)之比度量企業(yè)金融化.其中,企業(yè)金融資產(chǎn)包括持有到期投資、交易性金融資產(chǎn)、投資性房地產(chǎn)、可供出售的金融資產(chǎn)、應(yīng)收股利和應(yīng)收利息等科目.已有部分學(xué)者將貨幣資金納入到企業(yè)金融資產(chǎn)范疇,本文認(rèn)為貨幣資金雖然具有一定的金融資產(chǎn)性質(zhì),但企業(yè)正常的經(jīng)營活動也是其重要的來源,而企業(yè)經(jīng)營活動明顯與外部經(jīng)濟景氣程度相關(guān),將其納入到金融資產(chǎn)的定義中可能造成測量偏誤,因此本文對于金融資產(chǎn)定義與杜勇等[16]相同,不包含貨幣資金科目,但為進(jìn)一步加強研究結(jié)論的穩(wěn)健性,在后文中采用替換變量進(jìn)行檢驗.

解釋變量GAP表示經(jīng)濟周期.參考已有文獻(xiàn)研究[19, 20],本文采用HP濾波和BK濾波法進(jìn)行衡量,分別以GAPHP和GAPBK表示.濾波方法剔除實際GDP同比增長率趨勢項以獲得周期項,以此來反映經(jīng)濟周期.由圖2可以看出,相較于呈現(xiàn)出下降趨勢的實際GDP增長率,經(jīng)過濾波法處理后的GAP呈現(xiàn)出上下規(guī)律性波動.當(dāng)GAP大于0時,對應(yīng)年份的GDP增長率開始呈現(xiàn)出增長態(tài)勢,而當(dāng)GAP小于0時,對應(yīng)年份的GDP增長率的下降趨勢更加明顯.相較于GDP增長率,經(jīng)過濾波法處理后的GAP更能體現(xiàn)經(jīng)濟周期的波動情況.

圖2 2007年—2017年GDP增長率和GAPFig.2 GDP growth rate and GAP from 2007 to 2017

首先是HP濾波的具體計算過程.HP濾波本質(zhì)上是一種高通濾波,屬于消除長期趨勢方法,可以將實際產(chǎn)出序列分解為趨勢部分與周期部分,且具有較少地?fù)p失序列首尾信息的優(yōu)勢.這種濾波方法的核心是利用式(2)計算得到一個平穩(wěn)序列st,st就是長期趨勢部分.

(2)

在式(2)中,yt為中國統(tǒng)計局發(fā)布的GDP實際增長率.通過HP濾波法得到GDP實際增長率中的長期趨勢st以后,將yt減去st可以得出周期性波動部分GAPHP.如果GAP大于0,說明實際GDP增長率在長期趨勢之上,經(jīng)濟處于上行周期,反之則意味著實際GDP增長率在長期趨勢之下,經(jīng)濟處于下行周期.GAP值越大,經(jīng)濟周期的擴張程度越高.此外,參考Ravn等[20],HP濾波的平滑參數(shù)λ取值為6.25.

然后是BK濾波的計算方法.BK濾波法將特定頻率的周期波動成分剝離出來,得到的周期波動成分是平穩(wěn)時期序列,與樣本期間無關(guān),本質(zhì)上也是一種消除趨勢方法.具體的計算公式如下

(3)

對于控制變量,本文借鑒已有研究選取了內(nèi)部治理、公司特征和外部宏觀環(huán)境等三類可能影響企業(yè)金融化的變量[21-24].1)內(nèi)部治理類變量:第一大股權(quán)集中度FIRST(等于第一大股東股份與總股份之比)、最終控制人性質(zhì)SOE(若該上市公司的主要控股人為國有控股則為1,否則賦值為0)、兩職合一DUALITY(若該上市公司董事長兼任總經(jīng)理取值為1,否則為0).2)公司特征類變量:企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模SIZE(等于總資產(chǎn)的自然對數(shù))、企業(yè)業(yè)績ROA(等于企業(yè)年末凈利潤與總資產(chǎn)之比)、資產(chǎn)負(fù)債率LEV(等于總負(fù)債與總資產(chǎn)之比)、經(jīng)營凈現(xiàn)金流CFO(等于年末經(jīng)營現(xiàn)金流與總資產(chǎn)之比)、上市時間LISTY(等于當(dāng)前研究年度減去企業(yè)上市年度再加一)、股票交易狀態(tài)ST(若企業(yè)交易正常則為0,否則為1)等.3)宏觀經(jīng)濟類變量:經(jīng)濟政策不確定性EPU(等于中國經(jīng)濟政策不確定性月度指數(shù)的年度均值再除以100)、固定資產(chǎn)投資狀況IFA(等于全社會固定資產(chǎn)投資與GDP之比)和各地區(qū)金融發(fā)展程度FD(等于公司所在省份金融機構(gòu)貸款總額與GDP之比).此外,為降低與年度趨勢變化相關(guān)的遺漏變量的影響,本文還控制了時間趨勢變量TREND(等于年度序列變量).

3 實證檢驗與結(jié)果分析

3.1 描述性統(tǒng)計

表1列舉的是本文主要研究變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果.企業(yè)金融化Financial均值為0.032 1,標(biāo)準(zhǔn)差為0.065 7,最小值為0.000 0,最大值達(dá)到了0.390 1,這說明當(dāng)前中國企業(yè)間金融化水平存在一定的差距,甚至部分企業(yè)沒有配置金融資產(chǎn).經(jīng)濟周期GAPHP的最小值和最大值分別等于-0.016 8和0.015 9,最大值和最小值之間相差0.032 7,進(jìn)一步地,標(biāo)準(zhǔn)差和平均值分別等于0.007 1和-0.000 2,以上數(shù)據(jù)反映出中國的經(jīng)濟周期波動較為明顯,不同時期的經(jīng)濟狀況有所不同.另一個經(jīng)濟周期變量GAPBK的描述性統(tǒng)計與GAPHP相似,這里不再重復(fù)敘述.

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計Table 1 Statistical description for main variables

3.2 回歸結(jié)果分析

本文采用面板固定效應(yīng)法來控制不隨時間變化的無法觀測的個體固定效應(yīng)和行業(yè)固定效應(yīng),回歸結(jié)果如表2所示,被解釋變量為企業(yè)金融化Financial,解釋變量為經(jīng)濟周期GAP.其中,表2第(1)列的結(jié)果顯示,GAPHP的估計系數(shù)為0.315 4,在1%的水平上顯著為正(t值為7.628 6);第(2)列中GAPBK的估計系數(shù)為0.411 4,在1%的水平上也顯著為正(t值為11.037 1),兩列結(jié)果表明在經(jīng)濟上行期,企業(yè)金融化程度提高,結(jié)果支持了研究假設(shè)1a.造成上述結(jié)果的原因可能在于,當(dāng)前中國上市公司逐利動機較強,在經(jīng)濟上行期時,金融投資收益率較實體經(jīng)濟投資收益率的差距擴大,促使企業(yè)提高金融資產(chǎn)配置比例以實現(xiàn)利益最大化,企業(yè)金融化程度隨之提高.

表2 經(jīng)濟周期對企業(yè)金融化的影響回歸結(jié)果Table 2 Regression results of the impact of business cycles on corporate financialization

從表2第(1)列的控制變量可以看到,企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模SIZE顯著為負(fù),說明資產(chǎn)規(guī)模越大的企業(yè),經(jīng)營狀態(tài)越穩(wěn)定,對金融資產(chǎn)投資的利潤訴求有所減少.企業(yè)業(yè)績ROA的系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù),原因可能在于業(yè)績較好的公司往往在行業(yè)中處于領(lǐng)先地位,能夠從主營業(yè)務(wù)中獲得較高的穩(wěn)定收益,通過金融資產(chǎn)獲得更高收益的動機被削弱,進(jìn)而抑制了其金融化程度.資產(chǎn)負(fù)債率LEV的系數(shù)顯著為負(fù),可能的原因在于債權(quán)人對企業(yè)資金使用范圍有所限制,使得企業(yè)無法將資金用于購買金融資產(chǎn).股票交易狀態(tài)ST的系數(shù)顯著為正,說明股票交易狀態(tài)出現(xiàn)問題以后,公司會提高金融資產(chǎn)比例.經(jīng)濟政策不確定性EPU顯著為正,可能是因為管理者希望通過增持流動性資產(chǎn)來對沖外部環(huán)境對主營業(yè)務(wù)的不利沖擊.

3.3 穩(wěn)健性檢驗

3.3.1 工具變量法

企業(yè)金融投資的增加可能會抑制實體投資,造成“經(jīng)濟空心化”,進(jìn)而對經(jīng)濟周期產(chǎn)生影響.可以看出,經(jīng)濟周期可以對企業(yè)金融化產(chǎn)生影響,反之,企業(yè)金融化也會反作用于外部宏觀經(jīng)濟.為了解決兩者互為因果關(guān)系和可能因遺漏變量而產(chǎn)生的內(nèi)生性問題,本文選取電力消耗(等于全國當(dāng)年總電力消耗)和公路里程(等于全國當(dāng)年公路里程與全國總面積的比值)作為工具變量進(jìn)行檢驗,選取理由在于:1)電力是國民經(jīng)濟發(fā)展的重要動力[25],為各行業(yè)的發(fā)展提供能源供給.電力消耗對于宏觀經(jīng)濟增長具有重要的影響[26, 27],不同的電力消耗狀況反映出經(jīng)濟周期的不同階段,因此電力消耗與內(nèi)生解釋變量具有較強的相關(guān)性.2)交通設(shè)施建設(shè)有利于提高產(chǎn)業(yè)集聚和經(jīng)濟開放程度,降低資源要素重組成本[28,29],帶動經(jīng)濟增長,滿足工具變量的相關(guān)性假設(shè).3)電力消耗和公路里程反映的是該省能源消耗和交通設(shè)施建設(shè)情況,不會直接影響企業(yè)投資金融資產(chǎn)的意愿,具有較強的外生性.此外,表3報告了工具變量法的檢驗結(jié)果,其中rk LM統(tǒng)計結(jié)果表明工具變量在1%水平上拒絕“不可識別”原假設(shè),Wald F統(tǒng)計量均大于Stock-Yogo檢驗在10%顯著水平上的臨界值19.93,說明兩個工具變量基本不存在弱工具變量問題.

表3 工具變量法回歸結(jié)果Table 3 Regression results of instrumental variable method

表3第(1)列中GAPHP的回歸系數(shù)為0.134 8,在5%的水平上顯著為正(z值=2.330 9);第(2)列中GAPBK的回歸系數(shù)為0.254 7,在1%的水平上顯著為正(z值=4.786 5),結(jié)果聯(lián)合表明在考慮了內(nèi)生性問題后,假設(shè)1a仍然成立.

3.3.2 受限樣本選擇性偏差

從表1描述性統(tǒng)計分析可以看到,企業(yè)金融化的取值范圍為非負(fù)正數(shù),且部分企業(yè)金融化集中為0,這些企業(yè)可能受到某些無關(guān)因素的影響,導(dǎo)致模型產(chǎn)生樣本選擇性偏差.因此,本文將采用Tobit模型回歸來排除這類因素的干擾.表4為采用的Tobit模型回歸結(jié)果,回歸下限設(shè)置為0,表4第(1)列中GAPHP的回歸系數(shù)為0.311 0,在1%的水平上顯著為正(t值=6.122 2);表4第(2)列中GAPBK的回歸系數(shù)為0.320 4,在1%的水平上也顯著為正(t值=9.453 4),結(jié)果依舊支持研究假設(shè)1a.

表4 Tobit模型回歸結(jié)果Table 4 Regression results of Tobit model

3.3.3 企業(yè)金融化替代變量

前文中對企業(yè)金融資產(chǎn)的定義為持有到期投資、交易性金融資產(chǎn)、投資性房地產(chǎn)、可供出售的金融資產(chǎn)、應(yīng)收股利和應(yīng)收利息等,為了對企業(yè)金融化進(jìn)行更全面的測量,本文參考宋軍和陸旸[22]的做法重新定義金融資產(chǎn),即在原有的定義中加入了非實業(yè)長期股權(quán)投資和短期投資進(jìn)行度量.表5為重新度量企業(yè)金融化的回歸結(jié)果,表5第(1)列的結(jié)果顯示,GAPHP的回歸系數(shù)為0.271 5,在1%的水平上顯著為正(t值=5.015 8);表5第(2)列中GAPBK的回歸系數(shù)為0.361 7,在1%的水平上也顯著為正(t值=7.268 0),說明擴大了企業(yè)金融化的定義后,研究假設(shè)1a依舊成立.

表5 企業(yè)金融化替代變量回歸結(jié)果Table 5 Regression results of substitution variables for corporate financialization

3.3.4 經(jīng)濟周期替代變量

前文中經(jīng)濟周期的度量方法采用的是HP濾波和BK濾波法,本文采用CF濾波法和CL濾波法重新計算經(jīng)濟周期進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗.

表6的第(1)列中GAPCF的回歸系數(shù)為0.163 8,在1%的水平上顯著為正;表6第(2)列中GAPCL的回歸系數(shù)為0.363 7,在1%的水平上顯著為正,與研究假設(shè)1a的結(jié)論一致.

表6 經(jīng)濟周期替代變量回歸結(jié)果Table 6 Regression results of substitution variables of the business cycle

3.3.5 刪去金融危機樣本

2007年發(fā)生的世界金融危機對中國經(jīng)濟造成了沖擊,導(dǎo)致經(jīng)濟周期出現(xiàn)較大波動,上市公司受到不同程度的影響,直到2009年上市公司的凈資產(chǎn)收益率才開始回升.為此,本文參照王亮亮[30]的研究,將2007年—2009年定義為受金融危機期間,刪除受金融危機期間樣本重新進(jìn)行回歸,從而檢驗研究結(jié)論是否受到金融危機的干擾.表7報告了回歸結(jié)果,表7第(1)列和表7第(2)列經(jīng)濟周期的回歸系數(shù)的符號均與前文保持一致,假設(shè)1a再次得到驗證,說明剔除受金融危機樣本后結(jié)果基本不變.

表7 刪去金融危機樣本回歸結(jié)果Table 7 Regression results of deleting the financial crisis sample

4 進(jìn)一步研究

前文的分析結(jié)果表明經(jīng)濟周期對企業(yè)金融化產(chǎn)生了正向影響,其主要動機是獲取更多利潤.有文獻(xiàn)從微觀企業(yè)層面驗證了公司內(nèi)部治理因素會影響企業(yè)金融化動機,公司對管理者的監(jiān)督和激勵措施會影響管理者的短視行為,公司在外部融資較為困難和不同的行業(yè)環(huán)境下也可能會改變持有金融資產(chǎn)的動機.因此在不同的公司治理和企業(yè)特征下,經(jīng)濟周期對企業(yè)金融化的影響是否會發(fā)生變化?本文將從企業(yè)所有者對管理者施加的業(yè)績壓力、采用的激勵政策、財務(wù)環(huán)境和行業(yè)競爭等四個方面,進(jìn)一步研究在不同的微觀企業(yè)情境因素中經(jīng)濟周期對企業(yè)金融化的影響差異,從而豐富經(jīng)濟周期和企業(yè)金融化的情境因素研究.

4.1 業(yè)績壓力的情境分析

經(jīng)營戰(zhàn)略、資產(chǎn)配置和投資策略的直接決策者是企業(yè)管理者,管理者要對股東利益負(fù)責(zé)并接受股東的監(jiān)督,即股東對管理者制定的業(yè)績考核.如果管理者不能完成業(yè)績考核目標(biāo),就可能受到薪酬降低的懲罰,甚至面臨降職或者解聘.因此,如果上年業(yè)績表現(xiàn)不佳,股東會對公司高層管理者施加壓力,要求管理者在短期內(nèi)提高企業(yè)業(yè)績,加劇了企業(yè)通過購買金融資產(chǎn)來提升短期業(yè)績的動機.宋軍和陸旸[22]研究證實當(dāng)公司的主營業(yè)務(wù)收益率越來越低甚至為負(fù)時,公司更有可能去投資金融資產(chǎn)來獲取價差收益.據(jù)此,本文認(rèn)為企業(yè)管理者面臨較大業(yè)績壓力,企業(yè)對投資金融資產(chǎn)來獲得較高短期收益的需求將會更加強烈,即業(yè)績壓力通過影響管理者加強了企業(yè)“投資替代”動機,那么當(dāng)經(jīng)濟上行、金融投資的預(yù)期回報率升高時,企業(yè)金融化水平得到進(jìn)一步提高.相反的,如果企業(yè)管理者的業(yè)績壓力較小,對于短期回報的需求下降,進(jìn)而弱化了企業(yè)“投資替代”動機,經(jīng)濟周期對企業(yè)金融化的正向影響被削弱.

為考察業(yè)績壓力對經(jīng)濟周期影響企業(yè)金融化的情境差異,本文構(gòu)建了業(yè)績壓力MP變量,采用杜勇等[31]對主營業(yè)業(yè)績的定義方式,即主營業(yè)業(yè)績等于營業(yè)利潤與對聯(lián)營企業(yè)和合營企業(yè)的投資收益之和減去投資收益和公允價值變動損益后用總資產(chǎn)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化.如果企業(yè)當(dāng)年主營業(yè)業(yè)績小于去年主營業(yè)業(yè)績,MP賦值為1,否則為0.MP比較企業(yè)當(dāng)年業(yè)績與去年業(yè)績,本文認(rèn)為如果當(dāng)年業(yè)績較去年業(yè)績有所下滑,高層管理者面臨的業(yè)績壓力也越大.

表8列示了按照業(yè)績壓力MP是否為0的分組多元回歸分析結(jié)果,第(1)列高業(yè)績壓力組的經(jīng)濟周期GAPHP系數(shù)為0.448 3,低業(yè)績壓力組的經(jīng)濟周期GAPHP系數(shù)為0.211 9.表8第(2)列高業(yè)績壓力組的經(jīng)濟周期GAPBK系數(shù)為0.576 6,低業(yè)績壓力組的經(jīng)濟周期GAPBK系數(shù)為0.304 9.兩列結(jié)果都表明,高業(yè)績壓力組的經(jīng)濟周期GAPHP系數(shù)要高于低業(yè)績壓力組,且t檢驗的結(jié)果均在1%水平上顯著.結(jié)果表明業(yè)績壓力強化了經(jīng)濟周期對企業(yè)金融化的促進(jìn)作用.高層管理者在面臨較大壓力時,對企業(yè)短期業(yè)績提升的需求更高,在經(jīng)濟上行期投資金融資產(chǎn)的可能性也更大.

表8 業(yè)績壓力的情境分析回歸結(jié)果Table 8 Regression results of contextual analysis of performance pressure

4.2 高管持股的情境分析

緊接上文分析,業(yè)績壓力通過影響管理者加強了企業(yè)“投資替代”動機,而高管持股也會對高管產(chǎn)生一定壓力,進(jìn)而引發(fā)可能的短視行為.具體來說,高層管理者掌握了企業(yè)資產(chǎn)配置的決策權(quán),會選擇對自身最有利的配置策略.在經(jīng)濟上行期、金融投資收益走高的情況下,管理者為滿足股東的利益訴求會偏向于提高金融資產(chǎn)比例.這種短視行為雖然會在短期內(nèi)提升企業(yè)業(yè)績,但在長期中損害了公司價值,因此現(xiàn)代公司治理會對管理者采取一定的激勵措施.作為高管激勵制度之一,授予高管公司股份的目的在于緩解代理成本,將公司長遠(yuǎn)發(fā)展與高層管理者利益綁定起來,降低機會主義行為發(fā)生的概率,進(jìn)而勉勵高層管理者從長遠(yuǎn)角度來對企業(yè)資產(chǎn)配置做出合理決策.然而,高管持有的股份需要高管承擔(dān)股票貶值的損失,提升了高管面臨的業(yè)績壓力,致使其在經(jīng)濟上行時加大企業(yè)金融化水平.

為驗證高管持股在經(jīng)濟周期與企業(yè)金融化之間的作用,本文按照高管持股比例是否大于中位數(shù)設(shè)置兩個樣本,模型中被解釋變量為企業(yè)金融化,回歸結(jié)果如表9所示.受樣本收集、篩選或者計算限制,高管持股比例和融資約束數(shù)據(jù)經(jīng)過計算和篩選后出現(xiàn)樣本缺失,樣本量有所縮減.表9第(1)列高持股比例組的GAPHP系數(shù)為0.391 5,而低持股比例組的GAPHP系數(shù)為0.299 8,由此可見高持股比例組的GAPHP系數(shù)更大,兩者的樣本t檢驗在5%水平上顯著.表9第(2)列高持股比例組的GAPBK系數(shù)為0.558 4,低持股比例組的GAPBK系數(shù)為0.326 3,高持股比例組的GAPBK系數(shù)也更大,兩者的樣本t檢驗在1%水平上顯著.以上結(jié)果表明高管持股促進(jìn)了經(jīng)濟周期對企業(yè)金融化的正向作用.

表9 高管持股的情境分析回歸結(jié)果Table 9 Regression results of context analysis of senior management holdings

4.3 融資約束的情境分析

企業(yè)所處的融資環(huán)境可能對企業(yè)金融化動機產(chǎn)生一定的影響.金融資產(chǎn)本身具有風(fēng)險儲備和投資收益兩種特征,企業(yè)金融化可以同時存在“蓄水池”動機和“投資替代”動機.由前文的理論分析和實證結(jié)果來看,當(dāng)前中國上市公司金融化的主要動機是“投資替代”,但這并不是說明企業(yè)購買金融資產(chǎn)不存在“蓄水池”動機.“蓄水池”動機的體現(xiàn)往往與企業(yè)資金狀況緊密相連,企業(yè)的資金缺口越大、融資約束越強,“蓄水池”動機就會加強,“投資替代”動機被削弱.因此,當(dāng)面臨較為嚴(yán)重的融資約束,企業(yè)為避免因資金鏈斷裂而造成的財務(wù)風(fēng)險[32],會更加理性看待金融資產(chǎn)帶來的收益,合理評估金融投資所帶來的風(fēng)險,規(guī)避風(fēng)險動機得到增強.在經(jīng)濟上行期,融資約束較高的企業(yè)對通過金融資產(chǎn)獲得額外收益的訴求減弱,“投資替代”動機弱化,繼而降低了企業(yè)金融化.依據(jù)上面分析,本文預(yù)期融資約束較高的公司,經(jīng)濟周期對企業(yè)金融化的促進(jìn)作用被削弱.

為驗證融資約束的作用,本文參考Kaplan和Zingales[33]、Lamont等[34]來計算KZ指數(shù),并按照KZ指數(shù)是否大于中位數(shù)設(shè)置兩組樣本.回歸結(jié)果如表10所示,表10第(1)列高融資約束組的GAPHP系數(shù)為0.272 4,而低融資約束組的GAPHP系數(shù)為0.301 9,低融資約束組的GAPHP系數(shù)更大,兩者的樣本t檢驗在5%水平上顯著.表10第(2)列低融資約束組的GAPBK系數(shù)也更大,樣本t檢驗在10%水平上顯著.以上結(jié)果表明融資約束削弱了經(jīng)濟周期對企業(yè)金融化的正向作用.可能因為融資約束限制了企業(yè)對金融資產(chǎn)的購買能力.

表10 融資約束的情境分析回歸結(jié)果Table 10 Regression results of situation analysis of financing balances

4.4 行業(yè)競爭的情境分析

除了自身因素外,企業(yè)所處的行業(yè)競爭可能會對經(jīng)濟周期與企業(yè)金融化之間的關(guān)系產(chǎn)生影響.在行業(yè)競爭較為激烈時,企業(yè)會更加關(guān)注金融資產(chǎn)的收益能力,利用各類投資方式來獲取較高收益,以此在行業(yè)競爭中取得優(yōu)勢地位.在這種情境下,企業(yè)“投資替代”動機得到增強,從而提高了經(jīng)濟周期對企業(yè)金融化的促進(jìn)作用.在市場競爭較低的行業(yè)中,企業(yè)取得了一定的壟斷地位,能夠利用手上的壟斷資源來獲取超額收益,對金融資產(chǎn)的收益能力關(guān)注下降,從而削弱了經(jīng)濟周期與企業(yè)金融化之間的正向關(guān)系.本文預(yù)期處于低行業(yè)競爭的公司,經(jīng)濟周期對企業(yè)金融化的促進(jìn)作用被削弱.

為驗證行業(yè)競爭在經(jīng)濟周期與企業(yè)金融化之間的作用,本文按照營業(yè)收入計算了赫芬達(dá)爾指數(shù),根據(jù)赫芬達(dá)爾指數(shù)是否大于中位數(shù)將樣本分為兩組,模型中的被解釋變量為企業(yè)金融化,由表11可以看出,表11第(1)列和表11第(2)列高行業(yè)競爭組的經(jīng)濟周期系數(shù)顯著為正,低行業(yè)競爭組的經(jīng)濟周期系數(shù)為負(fù),t檢驗結(jié)果顯著,結(jié)果表明行業(yè)競爭強化了經(jīng)濟周期對企業(yè)金融化的促進(jìn)作用.可能的原因在于低行業(yè)競爭中企業(yè)壟斷性較高,企業(yè)可以利用壟斷優(yōu)勢來獲得超額收益,從而降低了經(jīng)濟周期對企業(yè)金融化的作用.

表11 行業(yè)競爭的情境分析回歸結(jié)果Table 11 Regression results of contextual analysis of industry competition

5 結(jié)束語

近年來越來越多中國非金融企業(yè)脫離主營業(yè)務(wù)、參與到虛擬經(jīng)濟來獲取利潤,對實體經(jīng)濟的不利影響逐漸顯現(xiàn),金融化動因研究也日趨重要.因此,本文通過2007年—2017年中國資本市場上市公司的相關(guān)數(shù)據(jù),實證檢驗了經(jīng)濟周期對企業(yè)金融化的影響,并考察了上述影響關(guān)系在不同業(yè)績壓力、高管持股、融資約束和行業(yè)競爭下的情境差異.實證分析發(fā)現(xiàn),在經(jīng)濟上行期,企業(yè)金融化顯著增強.為了增強回歸結(jié)果的可靠性,本文針對因逆向因果、樣本選擇受限偏差等內(nèi)生性問題進(jìn)行了一系列穩(wěn)健性檢驗,得到的結(jié)果再次驗證了本文的研究結(jié)論.本文進(jìn)一步的研究發(fā)現(xiàn),較高的業(yè)績壓力促使企業(yè)在經(jīng)濟上行期提高企業(yè)金融資產(chǎn)配置,驗證了管理者在面臨較大的業(yè)績壓力時對追求公司短期利潤提升的動機加強.高管持股加強了經(jīng)濟周期對企業(yè)金融化的正向影響,反映了高管持有公司股份可以增強經(jīng)濟上行期管理者的短視投資行為.融資約束在一定程度上弱化了經(jīng)濟周期對企業(yè)金融化的促進(jìn)效應(yīng),原因在于企業(yè)在面臨融資約束時,會為避免資金鏈斷裂而理性看待金融資產(chǎn)投資,規(guī)避風(fēng)險動機得到增強,追逐利潤動機隨之減弱.在高行業(yè)競爭樣本中經(jīng)濟周期對企業(yè)金融化的促進(jìn)效應(yīng)加強,原因在于行業(yè)競爭強化了企業(yè)“投資替代”動機.

圍繞研究結(jié)論,本文的實踐意義和政策啟示主要表現(xiàn)在以下兩個方面.第一,政府應(yīng)關(guān)注經(jīng)濟周期上行時的企業(yè)金融化行為.本文的研究發(fā)現(xiàn)當(dāng)經(jīng)濟周期上行時,企業(yè)金融化程度提高,原因在于企業(yè)基于逐利動機,在經(jīng)濟上行期會通過購買金融資產(chǎn)來獲得超額收益.因此,考慮到實體經(jīng)濟在中國深入推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展過程中的重要地位,政府要關(guān)注經(jīng)濟周期上行時的企業(yè)金融資產(chǎn)配置行為.第二,政府可依據(jù)不同情境因素有區(qū)別地引導(dǎo)經(jīng)濟周期上行期的企業(yè)金融化行為.具體地,結(jié)合本文研究發(fā)現(xiàn)較低的業(yè)績壓力、高管持股和行業(yè)競爭、較高的融資約束會抑制經(jīng)濟周期對金融化的促進(jìn)作用.因此,政府在對待經(jīng)濟上行期企業(yè)金融化行為時,需要著重關(guān)注業(yè)績壓力、高管持股和行業(yè)競爭較大、融資約束較少的企業(yè)在經(jīng)濟上行期時的金融化行為,引導(dǎo)企業(yè)合理優(yōu)化金融資源配置.