放松银行管制对企业金融化的影响研究

毛翠云，江 纳

（江苏大学 管理学院，江苏 镇江 212013）

一、引言

银行放松管制直到近些年才开始实施以促进银行竞争，银行竞争的兴起有利于金融的发展，进而也对微观层面的企业行为产生了影响。现有研究已经发现金融发展对经济增长至关重要。发达的金融市场可以使公司更容易为满足其投资需求而吸引融 资（King 和Levine，1993[1]；Rajan 和Zingales，1998[2]）。对于放松银行管制，大量文献研究了20 世纪70 年代至90 年代美国放松银行管制的影响并发现，放松银行管制可以增加实际收入（Jayaratne 和Strahan，1996）[3]、鼓励企业家精神（Black 和Strahan，2002）[4]、允许企业进入并获得银行信贷（Cetorelli 和Strahan，2006）[5]。

本文主要涉及放松银行管制和企业金融化的研究，可能为有关虚拟经济与实体经济之间的关系研究做出贡献。

二、制度背景与研究假设

1989 年9 月，中国人民银行正式履行中央银行职能，为国家宏观经济决策和金融发展服务。随后，中国银行业监督管理委员会（CBRC）于2003 年3月成立，负责监督银行业。在1988—2005 年间相继成立了十二家股份制商业银行，这十二家股份制商业银行由当地的国有资本设立，股份制商业银行的扩张受到严格限制，银行竞争受到抑制。具体而言：股份制商业银行不允许在各县开设分支机构；一个城市的股份制商业银行分支机构数量根据GDP 来进行控制，每个股份制商业银行在一个城市的分支机构营业点不能超过2 个；设立新分支机构有最低资本额限制；此外，银监会要求商业银行（五大银行除外）在一个城市开设一家分行时必须申请。以往的文献主要关注20 世纪80 年代和90 年代的美国银行业放松管制，已有文献表明银行竞争可以帮助企业降低借贷成本并改善企业的信用状况（Cornaggia 等，2015）[6]，放松银行管制对企业金融化的影响尚不明确。在中国，独特的制度设置使银行融资更具影响力。中国证券市场的局限性使企业难以通过公共债务或股票来筹集资金（Allen 等，2005）[7]，因此贷款成为了重要的融资方式。在银行放松管制后，银行及其分支机构的规模得到了快速扩张，这给企业提供了更多的机会通过银行融资进而缓解融资约束。

对于企业金融化影响因素的研究，最早表现为企业金融资产配置的影响因素研究，可以总结为如下两个方面。一方面，是微观企业自身特征的内生影响因素。如多元化经营特征的企业倾向于持有更多的风险金融资产（闫海洲和陈百助，2018）[8]；股权资本对企业金融与房地产投资呈显著的正向影响（张慕濒和孙亚琼，2014）[9]；非金融企业金融资产持有比例与其主营业务利润率呈U 型关系，主营业务利润率较低时，企业为维持生存而投资于高收益的金融资产，主营业务利润率较高时，金融投资为持有现金的替代方式（邓超等，2017）[10]；随着企业规模和利润率的上升，金融资产和投资性房地产的持有增多（江春和李巍，2013）[11]。另一方面，是宏观经济环境中的外生影响因素。如经济政策不确定性会对企业投融资决策产生影响（张成思和刘贯春，2018）[12]，彭俞超等（2018）[13]发现经济政策不确定性上升显著抑制了企业金融化趋势，且该抑制效应在竞争更激烈的行业更为显著；在相对稳定的宏观经济环境中，金融行业的快速发展使金融投资回报率不断上升，同时考虑到金融资产具有可逆性，退出投资的现金成本相对较低，促使企业相应增持金融资产（Demir，2009）[14]。此外，公允价值会计是上市公司金融资产规模显著增加的解释因素（徐经长和曾雪云，2012）[15]。

综上，放松银行管制对企业金融化的影响可以从以下两个方面进行分析：一方面，放松银行管制促进了金融发展，金融发展可以缓解企业融资约束，企业金融化动机减弱，企业金融化程度降低。另一方面，放松银行管制导致银行分支机构迅速扩张，加剧了金融业的过度发展，企业试图依靠虚拟经济来盈利，企业金融化程度提升。由此，本文提出如下假设：

H1a：在其他条件不变的情况下，放松银行管制对企业金融化具有抑制作用；

H1b：在其他条件不变的情况下，放松银行管制对企业金融化具有促进作用。

三、研究设计与数据说明

（一）数据说明

本文的数据来源与处理如下：（1）中国银监会在金融许可证查询系统中公开了1949—2021 年所有金融机构执照信息，其中包括每个金融机构的机构名称、流水号、机构编码、机构地址和批准成立日期等信息。基于这些信息，本文构建了一个面板数据集，以显示在不同年份，国有大型商业银行、股份制商业银行和城市商业银行等各种类型的金融机构在每个城市有多少家银行和银行分支机构。（2）宏观层面的城市经济指标数据来源于2001—2018 年《中国城市统计年鉴》，经手工整理后使用。（3）微观层面的企业数据来源于国泰安数据库（CSMAR），本文收集了自资本市场成立以来公司层面的财务数据。为了保证数据的可分析性，本文剔除了金融类上市公司和仅含一年财务数据的公司；为了减少异常值对分析结果的影响，本文对企业财务数据的连续变量均在1%和99%水平上进行缩尾处理；同时，考虑到中国在2007 年实行了新会计准则，为保证计算口径的一致性，本文将样本的起始时间设置为2007 年。

最后，将通过以上方式收集的数据进行合并，合并后的样本期间为2007—2018 年，数据信息包括中国299 个城市经济指标和该城市上市公司的财务数据。

（二）变量定义

本文的被解释变量为企业金融化（Fin），即金融资产占企业总投资资本的比重。本文利用企业资产负债表中的总资产科目来代理企业的总投资资本；综合借鉴刘珺等（2014）[16]、宋军和陆旸（2015）[17]、张成思和郑宁（2019）[18]的研究，金融资产为货币资金、持有至到期投资、交易性金融资产、可供出售金融资产、长期股权投资、投资性房地产、应收股利和应收利息加总所得。在以上涉及的会计科目中，货币资金的持有既可能是非金融企业进行主业经营的生产性需求，也可能是其参与金融活动的投资性需求；同时，长期股权投资也包含着企业出于生产性需求而持有的合营及联营公司股份，不能将其完全归为金融资产。因此本文将以上金融资产的度量界定为广义金融资产，以此计算出企业金融化（广义）指标。狭义金融资产应扣除广义金融资产中的货币资金和长期股权投资，以此计算出企业金融化（狭义）指标。企业金融化（Fin）=企业金融资产/ 总资产；Fin_1 表示按广义金融资产计算的企业金融化（广义）指标，Fin_2 表示按狭义金融资产计算的企业金融化（狭义）指标。

本文的解释变量为放松银行管制（CB），限于数据的可得性，借鉴严楷等（2019）[19]、何欢浪等（2019）[20]的做法，该指标选取的是根据银监会2010年标准划分的股份制商业银行分支机构数量占全部商业银行分支机构数量的比重，使用支行数量占比来反映银行的市场份额和规模是学术界一种常见的做法。

企业金融化是一项复杂的投融资活动，既可能受外部宏观环境的影响，也可能受企业内部财务状况的影响。参考已有文献，本文设置控制变量（Controls）如下。城市层面的控制变量包括：地区生产总值增长率（RGRP）；人均地区生产总值（GRP_per），单位为十万元；产业结构（pri_ind_GRP），以第一产业占GRP比重衡量；年末总人口（renkou），单位为万人；职工平均工资（wage），单位为万元；全社会固定资产投资总额占地区生产总值的比重（fixed_asset_GRP），为了回归系数整体阅读的方便性，本文将该变量缩小了1 000 000 0 倍。企业层面的控制变量包括：企业规模（lnsize），以企业期末总资产的自然对数衡量；资产负债率（Lev），以期末总资产除以期末总负债衡量；资产净利润率（ROA），以净利润除以总资产衡量；公司成长性（Growth），以营业收入相比于前一年的增长率衡量；公司年龄（age），以企业上市年限衡量。

（三）描述性统计

表1 列示了样本数据经过处理后主要变量的描述性统计结果。被解释变量企业金融化（Fin_1）的平均值为0.259 9，最小值为0.018 9，最大值达0.788，说明不同企业之间的金融化程度相差较大；企业层面的控制变量描述性统计结果也表明不同企业的财务指标有较大差别。

表1 描述性统计

（四）相关性分析

主要变量相关性分析结果如表2、表3 所示。从各变量之间相关系数来看，各变量相关程度不是很大，说明各变量之间不存在严重的多重共线性问题，本文分析结果能客观地反映各变量对被解释变量的影响。

表2 主要变量相关系数表（Pearson 相关系数）

表3 主要变量相关系数表（Spearman 相关系数）

（五）基准模型

在基准分析中，本文估计了以下模型：

其中，下标i表示公司个体，下标j表示城市个体，下标t表示年份。

四、实证结果分析

（一）基准回归结果

基准回归结果如表4 所示。表4 的结果表明，无论是在企业金融化（广义）还是企业金融化（狭义）的度量方式下，放松银行管制都对企业金融化产生正向影响，即放松银行管制对企业金融化具有促进作用，H1b 成立。

表4 放松银行管制对企业金融化的影响

（二）稳健性检验

考虑到宏观变量的时滞问题，本文将放松银行管制变量进行了一期至三期滞后，结果如表5 所示。表5 的结果表明，放松银行管制对企业金融化的影响仍显著为正，证明了本文结论的稳健性。

表5 对放松银行管制变量进行滞后

（三）2009 年放松银行管制政策构造的准自然实验

2009 年4 月，银监会出台了《关于中小商业银行分支机构市场准入政策的调整意见（试行）》（银监办发[2009]143 号）文件，其核心改革点是：已在省会（首府）城市设有分行的股份制商业银行，在该城市所在省（自治区）内的其他城市再申请下设分行和支行，不再受数量指标控制；城市商业银行在法人住所所在省（自治区、直辖市）内设立分支机构，不再受数量指标控制；股份制商业银行和城市商业银行在同城设立支行，不再受数量指标控制。该文件的出台为研究放松银行管制的影响提供了外生冲击。该政策影响程度可根据每个城市的股份制商业银行和城市商业银行的分支机构数量来定义，较高的影响程度表明，该城市已设立更多的股份制商业银行和城市商业银行，并允许更多的中小商业银行开设新的分支机构，从而使本地银行市场更具竞争力。

具体来说，将一个地级市在2009 年受到政策影响的程度（Exposure），定义为该城市股份制商业银行分支机构数量与城市商业银行分支机构数量之和加1 的自然对数值。同时构造时间虚拟变量Post，2009 年前为政策实施前，此时取Post=0，2009年后为政策实施后，此时取Post=1。以不同类型商业银行分支机构数量为因变量，设置回归模型如下：

其中，下标j表示城市个体，下标t表示年份。

表6 显示了模型（2）的回归结果。其中，Combanks_bran表示商业银行分支机构数量，Joint_equity_combanks_bran表示股份制商业银行分支机构数量，Five_joint_equity_combanks_bran表示五大国有银行分支机构数量，City_combanks_bran表示城市商业银行分支机构数量。上述回归结果表明，该政策显著地促进了商业银行分支机构尤其是股份制商业银行和城市商业银行的扩张。在此基础上，本文进一步测算了此次政策影响下放松银行管制程度对企业金融化的影响，即将Post*Exposure代入模型（1）计算。

表6 2009 年政策对银行分支机构的影响

回归结果如表7 所示。结果表明，放松银行管制对企业金融化程度产生了显著的正向影响，即放松银行管制促进了企业金融化。

表7 2009 年政策影响下放松银行管制对企业金融化的影响

五、结论与建议

本文以2007—2018 年中国上市公司为样本，结合城市层面银行机构数据和经济指标数据，探讨了放松银行管制对企业金融化的影响。研究发现，放松银行管制显著提升了企业金融化程度；2009 年放宽对中小商业银行分支机构市场准入限制的政策确实提高了股份制商业银行和城市商业银行分支机构的数量，并促进了企业金融化。

基于以上研究结论，为进一步增强上市公司对放松银行管制环境的适应能力、实现企业高质量发展，同时避免中国经济陷入“脱实向虚”的困境，拟提出以下建议：企业应积极适应外部银行环境的变化，及时调整经营决策，在保证主营业务正常发展的情况下合理做出企业金融化决策。