国有参股是抑制还是促进了 家族企业投资金融化

徐光伟 张占 刘星

【摘要】企业投资金融化是宏观“脱实向虚”的微观表现。 从股权结构视角来看， 混合所有制是抑制还是促进了企业投资金融化呢？ 选取2009 ～ 2016年国有参股家族上市公司为样本进行研究发现： 当前十大股东存在国有股权、国有持股比例越高、国有股权制衡度越高时， 家族企业投资金融化程度越高; 在劳动密集型企业、国有参股来源于异地时， 国有参股促进家族企业投资金融化的作用更强; 国有股权来源于本地时， 国有参股显著抑制家族企业投资金融化。 国有参股通过缓解融资约束、促进代际传承， 进一步加剧了家族企业投资金融化。

【关键词】国有参股;家族企业;投资金融化;融资约束;代际传承

【中图分类号】F275      【文献标识码】A      【文章编号】1004-0994（2021）12-0042-7

一、引言

新常态下我国经济呈“L”型发展趋势， 以传统制造业为主的家族企业因产能过剩、成本上涨等原因， 实体投资回报率不断下降， 而金融、房地产等泛金融行业却表现不俗。 非金融企业为了转型升级和提质增效， 纷纷增加对金融资产的投资。 资本与实体经济脱离形成虚拟经济空转现象， 没有发挥金融提高资源配置效率的作用， 从而出现经济“脱实向虚”的情况[1] 。 低迷的实体经济与高涨的金融投资热度形成结构性矛盾。 因此， 探究企业投资金融化的影响因素， 提出抑制投资金融化的措施， 引导金融回归本源， 对于促进经济高质量发展具有重要意义。

随着金融市场的发展， 企业金融化已成为近年来中国非金融企业发展的重要趋势[2] 。 目前， 企业投资金融化研究可分为三类： ①投资金融化的动机。 主要包括资金储蓄动机和套利动机。 其中， 资金储蓄动机认为企业为了避免陷入财务困境、降低经营风险， 会倾向于投资流动性更高的金融资产[3，4] 。 而套利动机认为在主营业务收益较低时， 企业为了提高获利水平将增加金融投资[5] 。 ②投资金融化的经济后果。 适度的投资金融化可以创造宽松自由的融资环境， 提高企业效益[6] ， 有利于资源整合并提升资源流动性[7] 。 也有研究发现金融化投资会抑制企业创新[8] ， 降低企业实体投资效率[9] ， 更加注重短期股价波动与分红[10] ， 提高股价崩盘风险[11，12] 。 ③影响企业投资金融化的因素。 主要有CEO金融背景[2] 、融资约束[13] 、经济环境不确定性[14] 等。

随着混合所有制改革的推进， 民营控股公司基于产权保护、获取资源等原因引入国有股权的现象方兴未艾。 这种工具性、投机性地引入国有股权是否会加剧企业投资金融化？ 本文基于混合所有制改革背景， 从企业股权结构视角检验国有参股对家族企业投资金融化的影响。

二、理论分析与研究假设

（一）国有参股与家族企业投资金融化

国有性质股东参股家族企业形成混合所有制是转型国家特有的经济现象。 民营家族企业在法律制度不完善的体制中为了获得合法性保护， 只能寻求非正式制度助力。 替代制度理论认为， 中国、印度、韩国等在经济高速发展时期， 法律制度和金融体制影响十分有限， 发挥决定性作用的是嵌入社会和政治结构中的非正式规则[15] 。 为了获得合法平等的市场主体地位， 民营家族企业积极引入国有性质战略投资者[16] 。 转型时期， 国有性质股东与政府具有天然的联系， 因而其在消除行业壁垒、获取资源、产权保护等方面具有一定的优势[17] 。

我国采用的是以银行间接融资为主的金融体制， 在金融市场信息不对称的情况下容易产生逆向选择和道德风险。 民营家族企业贷款时经常面临借贷双方的信息不对称和借款方的道德风险问题[18] 。 而企业只有拥有充足的货币资本或信贷资源， 才具备金融化的条件[1] 。 当民营家族企业外源融资受到约束时， 企业用于扩大主营业务的资金不足， 因而可配置的金融资产减少。 而民营家族企业引入国有股权后， 通过替代制度缓解融资约束， 进而促进了家族企业投资金融化： ①基于信号传递视角， 国有股权参股家族企业后， 能够传递家族企业具备一定实力的信号， 表明其已经具备一定的规模与发展前景。 这一定程度上能减少银行与家族企业之间的信息不对称， 弱化银行对民营家族企业的信贷歧视; 家族企业能够获得更多的信贷资源， 促进企业投资金融化。 ②基于信用担保视角， 家族企业引入国有股权后， 政府起到了隐形担保作用。 即使企业因经营不善而陷入财务困境， 政府基于地方利益也会给予政策支持并为企业进一步融资提供担保[19] 。 基于此， 本文提出以下假设：

H1： 在其他条件不变的情况下， 国有参股促进了家族企业投资金融化。

（二）国有参股来源地不同的异质性

与其他国家不同， 我国企业发展障碍体现出差异性的地域特征[20] 。 在晋升锦标赛体制下， 地方政府之间存在相互竞争关系， 地方政府为了本地经济发展会利用手中资源支持本地企业发展。 本地国有企业跨地区发展后获得原所在地政府的支持减少[21] ， 这一现象支持了地方政府“支持之手”占主导的观点。 与此同时， 地方政府基于经济发展、社会稳定等目标对地方企业存在“掠夺之手”。 地方政府给予本地企业更多的优惠政策以及资源支持， 但同时也伴随着更严格的监管。 当前， 国有资产的监督管理体系和制度日益完善。 隨着国有股比例的提高， 政府对参股企业资金营运的监督力度不断加大， 以避免企业投资资金脱离实体经济。 因此， 虽然本地政府与参股企业关系更加密切， 但随着国家对金融监管的加强， 本地政府因为有直接的监管责任以及更低的监管成本， 使得对家族企业的监管力度大于对其融资等支持的力度， 最终抑制其投资金融化。 而对于异地国有股权， 监管义务与责任相对较小、监管成本较高， 监管力度小于对其支持力度。 因此， 异地国有股权施以“支持之手”， 与家族企业是一种“利益合谋”的关系， 最终加剧家族企业投资金融化。 基于此， 本文提出以下假设：

H2： 异地国有参股加剧家族企业投资金融化， 本地国有参股抑制家族企业投资金融化。

（三）企业类型的异质性

经济高质量发展迫切要求实体经济提高自主创新能力。 产业政策会对企业技术创新发挥一定的引导作用[22，23] 。 国家为了推动高科技企业发展， 出台了许多优惠政策和措施， 以促进其提升自主创新能力。 国有参股高科技家族企业后， 政府更愿意施以援助之手[24] 。 高科技企业所处行业发展速度较快， 除维持日常经营活动外， 需要大量资金进行创新投入。 而创新是一项投资大、周期长、风险高的活动， 因而会挤占企业在金融资产上的配置。 随着创新发展理念的不断深入， 传统产业迫切需要转型升级。 而随着我国产业结构的不断调整， 劳动密集型产业的比较优势逐渐丧失， 利润率持续下滑且新的竞争优势又尚未形成[25] 。 在外部环境不确定性上升、内部急需转型升级的双重压力下， 劳动密集型企业将延迟固定资产投资。 为了提升企业资金使用效益， 许多传统产业将闲置资金投入变现快、收益高的金融或房地产行业， 从而出现“脱实向虚”现象。 因此， 高新技术行业在政府培育、产业政策的引导下将资金更多用于研发创新， 而传统劳动密集型企业在转型升级进程中短期内容易出现投资金融化现象。 基于此， 本文提出以下假设：

H3： 相较于高科技公司， 国有参股劳动密集型企业对投资金融化的促进作用更为显著。

三、研究设计

（一）样本选取

2009年之后， 我国经济增速逐年下降， 经济增长呈“L”型趋势。 实体经济投资收益下降导致“脱实向虚”， 企业资产配置呈现金融资产投资过多的现象。 考虑到数据的完整性和连续性， 本文选取2009 ～ 2016年A股家族企业为研究样本。 上市公司家族企业的定义与选择参照了苏启林和朱文[26] 、许静静和吕长江[27] 的研究。 首先， 最终控制权能够归结到一个自然人或一个家族。 其次， 该自然人或家族对上市公司拥有实质控制权。 再次， 最终控制人直接或间接为上市公司第一大股东。 在选取家族上市公司的基础上， 剔除ST、?ST以及金融保险类、房地产类上市公司， 剔除期间控制人发生变化以及其他财务数据缺失样本， 最终得到4365个有效样本。

对于国有股权参股数据， 本文首先通过CSMAR数据库获取家族企业前十大股东名称以及持股数据， 然后通过网站手工收集了前十大股东其他数据。 为消除极端值对研究结果的干扰， 本文对连续变量进行了1%双侧缩尾处理。

（二）变量定义

1. 被解释变量。 被解释变量为投资金融化（FAR）， 等于金融资产/总资产。 参考Demir[28] 的做法， 本文投资金融资产包括交易性金融资产、发放贷款及垫款、衍生金融资产、持有至到期投资、可供出售金融资产、投资性房地产。

2. 解释变量。 本文将解释变量分为三类： ①家族企业前十大股东中有国有参股（State1）取值为1， 否则为0; ②家族企业前十大股东中国有持股比例（State2）; ③家族企业国有股权制衡度（State3）， 即国有股权与控股家族股权的比值。

3. 分组变量。 为了验证H2和H3， 本文设置了两组分组变量。 两组变量具体定义为： ①参股国有股权中， 本地国有股权多于外地国有股权取值为1， 否则为0; ②当家族企业属于高新技术企业时取值为1， 否则为0。

（三）模型建立

为了验证国有参股与家族企业投资金融化的关系， 参考罗宏和秦际栋[24] 、唐清泉等[29] 的研究， 本文建立如下检验模型：

FARi，t=a0+a1Statei，t+Controli，t+εi，t  （1）

为了验证H2和H3， 本文将全部样本按家族企业是否属于国有股权、是否来源于本地以及是否是高新技术企业进行分组， 比较国有参股对家族企业投资金融化的影响作用差异。 具体变量定义见表1。

四、实证结果及分析

（一）描述性统计与相关性检验

表2报告了主要变量的描述性统计结果。 被解释变量投资金融化（FAR）平均值为2.66%， 最大值为30.40%， 表明家族企业平均金融资产配置比例为2.66%， 且不同家族企业的金融投资存在较大差异。 解释变量中， 前十股东存在国有参股（State1）的均值为29.6%， 表明家族企业中普遍存在国有参股的现象。 国有股权参股比例（State2）的平均值为1.10%， 最大值为12.34%， 表明国有股权在部分家族企业中扮演着重要角色。 国有股权制衡度（State3）的平均值为4.03%， 最大值为56.70%， 表明国有股权对控股家族的决策产生了重要影响。

表3报告了主要变量的相关性分析结果。 结果显示， 国有股权参股（State1、State2、State3）与家族企业投资金融化的相关系数均在1%的水平上显著为正。 这表明家族企业引入国有股权后， 金融资产配置显著增加， 初步验证了本文的H1。

（二）多元回归分析

1. 国有股权参股与家族企业投资金融化。 表4报告了国有股权参股（State1、State2、State3）对家族企业投资金融化影响的回归结果。 可以看出， 前十股东存在国有参股（State1）的回归系数为0.004， 在5%的水平上显著; 国有股权参股比例（State2）、国有股权制衡度（State3）的系数分别为0.0009和0.021， 都在1%的水平上显著， 表明国有股权参股后加剧了家族企业投资金融化， 再次验证了H1。

2. 国有股权来源地不同的分组检验。 表5报告了国有股权来源地不同时， 国有股权参股对投资金融化的影响差异。 表5列（1）顯示前十大股东存在国有参股（State1）且来源于本地（local）时， 对家族企业投资金融化的回归结果在1%的水平上显著为负， 表明国有股权来源于本地会抑制企业的金融化投资。 列（2）与列（4）显示， 当国有股权来源于异地， 国有股权参股比例（State2）、国有股权制衡度（State3）与企业投资金融化在1%水平上显著为正; 列（3）、列（5）显示， 当国有股权来源于本地， 回归系数均为负， 但不显著。 上述结果表明， 国有股权参股对家族企业的投资金融化具有加剧作用， 主要体现在当国有股权来源于异地时; 而当国有股权来源于本地时， 会抑制企业的投资金融化， 验证了H2。

3. 家族企业类型分组检验。 表6报告了家族企业属于不同类型时， 国有股权参股对家族企业投资金融化的影响。 结果显示， 当家族企业属于非高新技术企业时（本文指劳动密集型企业）， 国有参股（State1、State2、State3）对企业投资金融化均存在显著正向影响， 而对于高新技术企业的影响都不显著。 这意味着国有股权参股对家族企业投资金融化的加剧作用主要体现在劳动密集型企业， 对于高科技企业不显著， 证实了本文的H3。

五、进一步分析

（一）融资约束中介效应

为了研究国有参股对家族企业投资金融化的影响机制， 本文借鉴李波和朱太辉[30] 的研究将融资约束作为中介变量的检验方法， 采用逐步回归系数法进行实证分析。 融资约束（FC）采用SA衡量， SA=

-0.737Size+0.043Size2-0.04Age。 研究模型如下。

FARi，t=μ0+μ1State1i，t+Control+εi，t  （2）

FCi，t=I0+I1State1i，t+Control+εi，t   （3）

FARi，t=C0+C1State1i，t+C2FCi，t+Control+

εi，t       （4）

根据估计公式（3）， 表7列（2）展示了回归结果， State1的回归系数为-0.0259， 在1%的水平上显著， 表明国有参股显著缓解了家族企业的融资约束。 根据估计公式（4）， 表7列（3）展示了引入中介变量FC后， 国有参股对家族企业投资金融化的影响。 此时， 中介变量FC的回归系数为-0.08， 在1%的水平上显著， 表明国有参股在缓解融资约束后能显著促进企业投资金融化。 自变量State1的回归系数为0.0011， 但不显著， 表示融资约束在国有参股对家族企业投资金融化的影响中发挥着完全中介作用。 融资约束的中介作用在国有股权参股比例（State2）、国有股权制衡度（State3）中依然成立， 限于篇幅未予列示。

（二）代际传承中介效应

为了验证国有参股对家族企业投资金融化的影响机制中可能存在的另一个中介变量——代际传承（Generation2）， 本文仍然采用逐步回归系数法建立以下模型。

FARi，t=β0+β1State1i，t+Control+εi，t （5）

Generation2i，t=l0+l1State1i，t+Control+εi，t

（6）

FARi，t=c0+c1State1i，t+c2Generation2i，t+

Control+εi，t   （7）

回归结果如表8所示。 根据公式（6）， 列（2）State1的回归系数为0.0355， 在1%的水平上显著， 表示当存在国有股权参股时， 促进了家族企业代际传承。 根据公式（7）， 表8列（3）展示了引入代际传承后， 国有参股对家族企业投资金融化的回归结果。 代际传承（Generation2）的回归系数为0.0049， 在5%的水平上显著， 表示代际传承显著地促进了家族企业投资金融化。 在引入代际传承后， State1对FAR的回归结果系数为0.0038， 低于表8列（1）的回归系数0.004， 表明国有参股通过代际传承影响家族企业投资金融化的影响机制存在， 中介效应的影响系数为0.00018（0.0049×0.0355）， 解释力为4.5%（0.00018÷0.004）。

综上， 国有股权参股通过缓解家族企业融资约束、促进代际传承的影响机制， 最终加剧了企业投资金融化。

（三）内生性问题

1. 滞后一期。 前文验证了国有参股影响家族企业投资金融化， 但也有可能是投资金融化程度高的家族企业更乐于引入国有股权， 即可能存在反向因果的内生性问题。 因此， 本文将国有参股数据滞后一期（L.State1、L.State2、L.State3）进行分析， 如表9所示。 回归结果均显著为正， 表明国有股权参股促进了家族企业投资金融化。

2. 倾向得分匹配法。 本文采用倾向得分匹配法（PSM）解决选择偏误导致的内生性问题。 根据倾向得分值， 采用近邻匹配（1∶1）进行匹配， 各变量在匹配后处理组与控制组之间没有显著差异。 将匹配后的样本进行多元回归， 结果如表10所示， State1、State2、State3的回归系数均在5%的水平上顯著为正， 结论与前文保持一致。 可见， 考虑了内生性问题后， 结果依然稳健。

3. 国有参股时间长短的影响。 参考罗宏和秦际栋[24] 的做法， 按照家族企业中同一家或相同的多家国有股权的持续参股情况， 设置了时间虚拟变量与持股连续变量。 当家族企业中存在同一家或相同的多家国有股权持续参股超过1年（3年、5年）时， 时间虚拟变量After1（After3、After5）取值为1; 同时， 还根据持续参股时间超过1年（3年、5年）的同一家或相同的多家国有股权的持股比例之和， 设置了持股连续变量。 具体的回归结果如表11所示， 所有的回归系数均至少在10%的水平上显著为正， 表示国有参股时间的变化不影响国有参股对家族企业投资金融化的加剧作用。

4. 替换被解释变量。 本文采用对投资金融化取对数（LnFAR）的方式， 用绝对数来衡量家族企业投资金融化， 结果如表12所示。 所有的回归系数均至少在10%的水平上显著为正， 验证了结果的稳健性。

六、研究结论

基于实体经济“脱实向虚”背景， 本文研究了国有参股对家族企业投资金融化的影响及其作用机制。 以2019 ～ 2016年A股家族上市公司为样本， 研究发现： ①国有参股能显著促进家族企业投资金融化。 当家族企业前十大股东存在国有股权、国有持股比例越高、国有股权制衡度越高时， 家族企业金融资产配置越多。 ②当家族企业属于劳动型密集型企业、参股国有股权来源于异地时， 国有参股对家族企业投资金融化的促进作用更为显著。 ③进一步研究作用机制发现， 国有参股家族企业通过缓解融资约束、促进代际传承， 最终加剧了家族企业投资金融化。

本研究具有以下政策启示： ①国有股权参股能显著促进家族企业投资金融化。 这意味着国有参股的混合所有制改革能显著影响企业的金融投资行为， 改变参股企业的经营现状。 在我国经济转型的重要时期， 国有企业和非国有企业在积极引入异质股权， 发挥不同产权资本的优势的同时， 也要防范异质股权被工具性、投机性地利用， 以促进企业的长远发展。 ②异地国有股与本地国有股对企业的金融投资决策的影响有显著差异。 本地国有股权对参股企业的金融化投资具有抑制作用， 有利于引导企业“脱虚向实”， 但是也不应“一棒子打死”， 要结合企业实际的经营状况， 提高企业资源配置效率。 异地国有股权更不应对企业投资金融化视而不见， 甚至推波助澜， 要发挥国有股权的监管作用， 参与公司治理并考察企业金融投资是否与真实的实体经济挂钩， 以防出现虚拟经济空转现象。 ③国有参股对家族企业投资金融化的影响主要来源于劳动密集型企业。 随着我国产业结构的优化升级， 劳动型密集型企业利润会不断下滑， 但是不能为了短期利益放弃主营业务而转投金融、房地产行业。 企业可以尝试增加创新投入， 创造差异化需求， 通过将工厂转移到人工、水电、土地更有优势的地区等方式提高企业效益。

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