“一带一路”倡议对企业金融化的影响——基于PSM-DID的实证检验

佟芳芳 赵秀云

(1.天津财经大学 ，天津 300222；2.天津商业大学 ，天津 300134)

一、引言

近年来，随着中国经济增速的放缓，越来越多的非金融企业开始加大金融资产配置，依靠虚拟经济实现获利，出现了“脱实向虚”的金融化现象。关于企业金融化的影响，少数文献认为通过金融资产配置可以有效盘活闲置资金，实现资本保值增值的同时有效缓解企业流动性风险；[1][2]而多数研究则认为企业过度金融化会抑制产品创新，[3]引发资本市场风险。整体而言，金融化会对实体经济产生一定冲击，通过影响社会收入差距、失业率和资本积累等放大了虚拟经济的风险，[4]整体不利于宏观经济的稳定与发展。[5]党的十九大报告提出，要“增强金融服务于实体经济的能力”，如何引导企业“脱虚返实”成为学术界和实务界关注的热点话题。

2013年，习近平总书记先后提出建设“丝绸之路经济带”和“21世纪海上丝绸之路”的倡议(简称“一带一路”倡议)，随着该政策的不断深化，中国与沿线国家的经济合作得到进一步发展的同时也大大提升了全球影响力。早期文献主要从宏观视角对“一带一路”倡议的经济后果进行研究，发现其有利于改善沿线国家和地区的投资环境、降低双边贸易成本、增进文化交融，推动了中国与亚欧非等国的双向投资和产业转移、重塑了国际贸易格局。[6]而作为国民经济发展的微观单元，“一带一路”倡议在企业层面的经济后果近年来开始受到学者的关注。现有研究发现“一带一路”倡议能够降低企业投资风险、提升创新能力、促进企业升级、[7]缓解融资约束、[8]提高对外投资水平等。[9]那么“一带一路”倡议能否有效抑制企业过度金融化，引导企业“脱虚返实”？这是本文关注的核心问题。

整体而言，伴随着“一带一路”倡议的深化实施，政府增大补贴力度、提供税收减免，加之金融机构为响应国家政策而增加的授信强度和贷款优惠，[10]能够为企业对外投资提供较为充足的资金，有效弥补了大型工程项目因较长回收期而形成的资金风险，[11]有利于企业“走出去”并增强实体投资；然而，“一带一路”项目多具有高投资、高风险、高回收期的特点，在实施过程中受到不同国家地区之间政治差异、宗教文化差异、法律差异而形成的风险更为强烈，[12]亦可能增加企业实体投资的谨慎性。那么“一带一路”倡议究竟会对企业金融化带来怎样的影响呢？基于此，本文以我国2011-2018年沪深两市A股上市公司作为研究样本，采用双重差分模型对政策的实施效果进行实证检验。文章可能的研究贡献体现在以下两个方面：第一，考察了“一带一路”倡议对于微观企业金融化水平的影响，拓展了该政策的微观经济后果；第二，通过对不同性质与区域企业的差异化检验，丰富了“一带一路”倡议对企业金融化发挥作用的具体情境，为政府部门配套政策的制定提供了参照依据。

二、理论分析与研究假设

(一)“一带一路”倡议对企业金融化的影响

所谓企业金融化，是指以资本运作为主要资源配置方式，注重金融投资弱化实体经营活动的现象。从已有研究来看，企业金融化的动机主要有两大类：一是防御性动机。[13]与固定资产不同，金融资产具有较强的流动性和变现能力，当企业出现经营困境和资金短缺时，金融资产更容易及时出售从而保障企业的资金安全。[14]也正因如此，适当的金融资产配置有利于降低企业经营风险，起到良好的防御效果。[15]除此之外，以期货、期权等为代表的金融产品具有套期保值的功能，能够帮助企业在外部环境出现较大变动时实现风险对冲，因此金融资产亦能有效分散企业的经营风险；[2]二是获利性动机。当非金融企业的经营活动产生的收益水平大幅低于市场上金融企业的平均收益率时，资本会从实体经营向金融投资转移，进而促进了金融市场的发展。[16]但值得注意的是，虽然当实体经济发展速度缓慢时，企业加大金融资产配置有利于提升获利能力，但这一行为具有短期性，[17]且资本市场的股价崩盘风险可能产生比实体经济更大的损失，[18]，因此企业金融化往往表现出“双刃剑”的特征。

当前，中国的经济发展正在进入降速阶段，由以往的资源驱动向创新驱动转变，高质量发展成为中国未来经济发展的主要目标。2013年，习近平总书记提出了“一带一路”倡议，2019年3月李克强总理在政府工作报告中进一步强调要坚持深化“一带一路”。总体而言，“一带一路”倡议对于企业金融化可能存在抑制与促进的双重影响。

首先，作为国家主导的重要政策，“一带一路”倡议的推行得到了政府部门以及社会各界的积极影响，[8]如银行等金融机构对践行“一带一路”的相关企业实行绿色审批、降低融资成本等；国家税务总局对相关企业提供税收优惠；证券交易所对“一带一路”相关概念企业提供大力支持。显然，受到政策扶持的企业更易获得充足的资金支持。其次，“一带一路”倡议将对外投资的三大重点产业进行了明确界定，使得相关企业获得了政府隐性担保和鼓励支持的积极信号，[10]降低了企业的经营风险。最后，作为双向沟通纽带，“一带一路”倡议也有利于中国与沿线国家之间取长补短，更好地推动中国优势产业与边际产业释放产能，通过对交通、能源、通信等大型基建项目的投资，形成“顺梯度”效应推动低梯度发展中国家实现经济增长。[19]由此可见，“一带一路”倡议的提出有利于降低沿线重点省份企业的经营风险和融资成本，更好地释放产能，促进企业对外进行实体投资，从而弱化企业的金融资产配置。

“一带一路”倡议给相关企业提供对外投资机遇的同时也使其面临一定的风险。第一，各沿线国家之间在法律、环境、社会等方面存在较大差异，[12]使得投资项目在运营、管理上面临着客观风险；第二，由于沿线国家大多为发展中国家，其付款能力与信用条件往往不佳，且部分沿线国家存在内部动荡，极易对国内企业投资项目的收益产生不利影响。[20]而当企业实体投资面临较高风险时，出于防御性动机，企业会加大金融资产配置，[21]以降低未来现金流不确定性，从而提升自身金融化程度。

虽然“一带一路”倡议可能同时对企业金融化产生抑制与促进的双重影响，但本文认为其对企业金融化的抑制作用更为突出，主要源于以下两点：一方面，“一带一路”倡议及其相关配套政策能够对企业实体投资产生一定的推力，同时沿线国家大多为低收入经济体，具有极大的投资潜力，对于我国部分产能过剩企业会形成较大的拉动力，在推拉作用的双重影响下企业会提升对外投资，降低金融资产配置；另一方面，随着上海合作组织、东南亚国家联盟、中非合作网等一系列政治合作的开展，“一带一路”沿线国家之间的差异正在逐渐弱化，由此引发的政治风险、社会风险和法律风险等亦大幅下降，这为中国企业的对外投资提供了保障，有利于提升我国企业对外投资的信心，降低涉外项目客观上存在的经营风险与财务风险。基于此，本文认为“一带一路”倡议能够提升沿线省份相关企业的实体投资，抑制金融资产配置，由此提出如下假设：

H1：“一带一路”倡议会显著抑制受支持企业的金融化水平。

(二)产权性质与市场化程度的异质性影响

不同产权性质是我国特有的制度特征，相较于非国有企业，国有企业长期面临预算软约束，[22]其官员选拔和政治晋升并不以企业业绩作为唯一标准，社会责任和公共职能具有更重要的意义。[23]此外，韩珣等[24]发现国有企业在资本市场和信贷市场极易获得超过其经营所需的资金数量，因此国有企业基于防御性而加大金融资产配置的动机较弱。与之相反，非国有企业由于受到信贷歧视和破产风险，其对资本市场的依赖程度更高，出于防御性和获利性而进行金融资产配置的动机也更强。而随着“一带一路”倡议的不断深化，相较于国有企业，非国有企业进行对外实体投资、降低金融资产配置的表现受政策影响的敏感程度可能更高。

“一带一路”倡议秉承海陆兼顾、东西并举的初衷，在国内圈定了26个重要城市。不同城市之间在发展水平、市场化程度上存在较大差异。[17]相较于东部发达城市而言，部分西部城市在“一带一路”倡议实施前对外投资机会较少，加之重要基建项目前期投入大、投资周期长，对于欠发达城市的相关企业而言，由于信贷市场不发达极易使其陷入资金断裂的困境之中。[25]而随着“一带一路”倡议的不断深化，政府支持和政策引导力度的进一步提升可以有效推动市场化程度较低的地区企业提升对外投资，从而降低金融资产配置。

基于以上分析，本文提出如下假设：

H2：相较于国有企业，“一带一路”倡议对于非国有企业金融化的抑制作用更为明显；

H3：相较于市场化程度较高的地区，“一带一路”倡议对于市场化程度较低地区的企业金融化抑制作用更为明显。

三、研究设计

(一)样本选择与数据来源

本文以“一带一路”倡议的提出这一外生冲击作为实验事件，选取2011—2018年我国沪深A股上市公司作为研究对象，考察“一带一路”倡议的提出对微观企业经济后果的影响机理。剔除ST类、PT类、金融保险行业企业与核心变量缺失企业，同时，为避免极端值影响，本文对连续型变量进行了双侧1% Winsorize的处理。上市公司基础财务数据来源于国泰安(CSMAR)数据库，公司治理层面相关数据来源于万德(WIND)数据库。

(二)变量界定

1.被解释变量：对于企业金融化程度的度量，本文主要参考马思超和彭俞超[26]的研究，使用企业金融资产总额除以资产总额进行测算。其中，企业金融资产科目主要包括交易性金融资产、衍生金融资产、买入返售金融资产、发放贷款及垫款、可供出售金融资产、持有至到期金融资产、投资性房地产和其他流动资产等八个科目。

2.解释变量：主要包含TREAT与POST两个虚拟变量。其中TREAT为上市公司是否属于“一带一路”倡议支持企业，若企业处于“一带一路”概念板块则TREAT为1，否则为0；POST为事件实施效果变量，当观测年份处于2014—2018年则POST为1，处于2011—2013年则为0。

3.控制变量：参考相关研究，本文设置控制变量如表1所示。

表1 变量名称与定义

(三)研究方法与实验设计

考虑到受“一带一路”倡议影响的企业与未受影响企业间在事件发生节点之前存在系统性差异，加之政策本身由于非随机性选择导致可能存在内生性问题，因此本文采用“倾向性匹配得分—双重差分法”(PSM-DID法)进行相关研究。

第一步，倾向性匹配得分处理。首先，根据企业是否受到“一带一路”倡议影响确定协变量的选择；之后，使用协变量利用logit模型进行回归计算倾向得分值；最后，采用1∶1最近邻匹配法进行匹配进而得到一组新的实验变量。最终得到匹配后的样本观测值共1322个，其中实验组661个，控制组661个。Logit模型设定如(1)所示：

TREAT=α0+α1×SIZE+α2×LEV+α3×AGE+α4×BOARD+α5×SHARE+

α6×ROA++α7×GROWTH+∑IND+∑YEAR+ξ

(1)

第二步，双重差分处理。本文将受到“一带一路”倡议影响的企业设定为实验组，未受影响企业设定为控制组构建双重差分模型如(2)所示。其中，α1度量了在“一带一路”倡议提出之前受影响企业与未受影响企业间的在金融化水平上的系统性差异。α2度量了在“一带一路”倡议实施前后，未受影响企业间的金融化水平差异。而α3则测算了在“一带一路”倡议实施前后受影响企业与未受影响企业间的金融化水平的变化情况。

FIN=α0+α1×TREAT+α2×POST+α3×TREAT×POST+α4×SIZE+α5×LEV+

α6×AGE+α7×BOARD+α8×SHARE+α9×ROA+α10×SOE+α11×GROWTH+

α12×PLU+∑IND+∑YEAR+ξ

(2)

(四)匹配效果

在进行双重差分处理之前，本文对倾向性匹配得分的匹配结果进行了平衡性检验，结果如表2所示，可以看出匹配后实验组与控制组之间的系统性差异不再显著。

表2 平衡性检验结果

注：括号内为t值， ***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著。

图1为样本匹配前后倾向得分的概率分布图，从图中可以看出匹配后实验组与控制组之间的概率分布趋于一致，为后续双重差分检验的进行提供了保障。

图1 匹配前后概率密度分布图

四、实证分析

(一)描述性统计分析

对匹配后样本进行描述性统计结果如表3所示。样本企业中金融化程度的均值为0.045，中位数为0.032，而最大值为0.63，极小值为0，说明各企业间金融化水平差异度较大；TREAT的均值为0.638表明样本中受“一带一路”倡议影响的企业约占63.8%，经匹配后的样本分布较为均匀；从控制变量的统计结果中看大部分企业处于正常经营状态。

(二)平行趋势检验

使用双重差分进行统计分析的前提是平行趋势假设。因此，本文检验了样本区间内受影响企业与未受影响企业金融化程度的年度趋势分布，结果如图2所示。可以看出二者金融化程度在2011年—2013年间趋势基本相同，而在2014年之后则出现了显著的走势差异。由此说明本文的检验满足平行趋势假设。

您说，您将“毁灭一切”并有很多人“跟着您走”。 阿廖沙·卡拉马佐夫“不跟从”，而且，要知道，他后面也会跟着“赞成的人”[2]493。

(三)“一带一路”倡议对企业金融化的影响

表4为主回归检验结果，其中(1)列为未引入控制变量的基准回归结果，(2)列为进一步加入控制变量的回归结果。当不加入控制变量时，TREAT的系数在1%水平上显著为负，表明与未被纳入“一带一路”概念板块的上市公司相比，纳入该板块能够有效降低企业金融化水平。POST的系数在1%水平上显著为正表明随着时间的推移上市公司金融化水平总体呈上升趋势。而本文的主要观测变量TREAT×POST的回归系数在1%水平上显著为负，系数为-0.021，且加入控制变量后二者交乘回归系数仍在1%水平上显著为负，系数为-0.023，说明“一带一路”倡议显著降低了企业金融化。假设一得以验证。

表3 主要变量描述性统计

图2 受影响企业与未受影响企业趋势图

(四)异质性检验

为进一步考察产权异质性对“一带一路”倡议与企业金融化水平之间的影响差异，本文通过分组回归进行了检验，所得结果如表5中(1)、(2)列所示。从组间均值检验结果来看，国有企业(SOE=1)与民营企业(SOE=0)的金融化水平存在显著差异。从回归结果来看，国有企业组中“一带一路”倡议与企业金融化水平相关系数虽为负但不显著，而在民营企业组别中二者关系在5%水平上显著为负，系数为-0.049，表明与国有企业相比，“一带一路”倡议对民营企业金融化程度的降低作用更为明显。假设二得到验证。

表4 “一带一路”倡议与企业金融化

注：括号内为t值， ***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著。

为了对假设三进行检验，本文以赫芬达尔指数对市场化竞争程度(HHI)进行测算，具体测算方法如模型(3)所示，其中N为行业内企业个数，X表示行业总营业收入，Xi为第i个企业的营业收入。将企业所处地区市场化竞争程度大于计算所得中位数的划分为高竞争地区(HHI=1)，否则为低竞争地区(HHI=0)，进一步根据划分结果进行分组回归，所得结果如表5中(3)、(4)列所示。从组间差异检验来看，不同市场竞争程度下企业金融化水平存在显著差异。从回归结果来看，在市场竞争程度较低的地区，“一带一路”倡议与企业金融化水平之间在5%水平上显著为负，表明在考虑二者关系时，市场竞争程度异质性的影响也是不容忽视的。假设三得到验证。

(3)

表5 分组检验结果的影响

注：括号内为t值， ***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著。

(五)稳健性测试

1.安慰剂检验。企业金融化程度的改变可能并非基于“一带一路”倡议的提出，而可能存在天然的随时间变化的趋势或在观测期间存在其他不可控因素干扰导致实证结果有偏。为了排除该种可能性，本文重新设定虚假事件冲击时间进行安慰剂检验。更改实验实施节点后，其他虚假事件冲击下企业金融化程度均未发生显著改变，表明前文结论依然稳健。

2.更换解释变量测算方法。由于主要变量存在多种测度方法，为排除由于变量度量差异引起实证结果的偏差，本文将参与“一带一路”倡议且投资标的国位于“一带一路”沿线覆盖国家的企业TREAT1设定为1，否则为0。基于这一划分标准重新进行倾向性分配匹配并进行双重差分处理，所得结果依然不变。

3.更换解释变量测算方法。为了排除实证结果可能随解释变量测度方式改变而发生变化的可能，本文参考宋军与陆旸[27]的研究，使用金融资产收益率与经营资产收益率的差额测算企业金融化水平(FIN1)，所得结论稳健。

五、研究结论

本文以2011-2018年沪深两市A股上市公司进行实证检验，对“一带一路”倡议与企业金融化的关系进行了研究，所得结论如下：首先，“一带一路”倡议显著抑制了沿线省份企业的金融化水平，即该政策对企业“脱虚返实”形成了一定推动作用；其次，相较于国有企业，“一带一路”倡议对于非国有企业金融化水平的抑制作用更为明显；最后，城市发展水平亦是“一带一路”倡议实施效果的重要情境，表现为其对市场化程度较低地区的企业金融化水平具有更强的抑制作用。

本文从微观企业金融化这一经济后果进行切入，为“一带一路”倡议的政策效果评价提供了更为丰富的启示。结合文章所得结论，提出如下三个方面政策建议：第一，“一带一路”倡议作为中国与沿线国家合作发展的重要纽带，在有效推动中国企业对外投资、去产能的同时，降低了企业的金融化水平，为实体经济的发展提供了保障。因此，政府应当加大政策引导力度，与沿线国家增进战略合作，有效缓解政治风险，增强国内企业对外进行实体投资的信心。与此同时，加强“一带一路”实施中的金融监管强度，提升实体企业金融化的投机成本，打击套利行为抑制资产泡沫，从而推动实体经济的发展；第二，应加大对非国有企业响应“一带一路”倡议的关注，提升其在重大基建项目招投标中的参与性，引导政府部门和金融机构加强对非国有企业的融资支持，推动更多的非国有企业“走出去”，优化资源配置，提升非国有企业在实体经济发展中的作用；第三，进一步增强对“一带一路”节点城市的统筹规划，赋予不同地区相应的功能定位，打造地区之间的竞合关系、优化“一带一路”沿线地区的产业基础，避免区域间恶性竞争，提升“一带一路”倡议对于沿线省市特别是欠发达地区的推动作用，由政府引导逐渐向市场行为转变，使金融资产更好地服务于实体经济发展。