要素市场扭曲对企业金融资产配置的影响研究*

卓 越，郑 燕

(湘潭大学 商学院，湖南 湘潭 411105)

一、引言

随着经济全球化以及金融市场的迅速发展，金融、房地产等行业的利润率显著上升，而我国市场需求日益下降，实体企业产能过剩，投资回报率不容乐观。在此背景下，实体企业越来越倾向于参与金融投资活动以实现利润最大化，即通过配置更多的金融资产进行跨行业套利，我国实体企业金融化的趋势愈加明显。[1]137-155，[2]73-892008年的全球金融危机作为过度金融化的经济后果之一[3]551-568已经警示我们实体经济与虚拟经济之间的结构性失衡会加大经济运行风险。[4]863-886，[5]113-131通过查阅文献可知，学者们对企业配置金融资产动机的研究主要从两方面展开：“蓄水池”动机和“替代”动机。[6]181-194，[7]111-127如果企业出于“蓄水池”动机配置金融资产，那么其主要目的在于调节企业资金水平，减小未来现金流的不确定性，以此为代表的研究认为经济不确定性的上升会显著促进企业增加金融资产配置；[1]137-15，[8]565-86如果企业出于“替代”动机进行金融资产投资，那么其主要目的在于追逐金融资产的收益，会对实体经济投资产生“挤出”效应，以此为代表的研究认为风险规避是中国非国有企业和制造业企业金融化的显著驱动因素。[9]1-18

此外，尽管我国市场化改革在不断推进，要素市场改革进程滞后于产品市场的现象却愈发突出，[10]68-74这种滞后性在一定程度上反映出地方政府对要素市场交易活动的干预，进而导致要素市场扭曲。[11]3-24，[12]78-91，[13]134-160同时要素市场的市场化进程在不同地区之间也存在差异性，[14]40-48，[15]125-136要素市场分割与要素价格扭曲均造成了地区间资源配置效率低下，而企业作为拉动经济增长的主体，在面对要素市场扭曲时的投资活动可在一定程度上反映实体经济和虚拟经济扩张趋势的差异。许多学者已发现要素市场扭曲会抑制企业的研发投入和创新绩效，[12]78-91，[16]3-20，[17]10-15，87但鲜有文献研究要素市场扭曲与企业金融资产配置行为之间的关系，因此本文拟从要素市场扭曲角度入手，研究区域经济制度对微观企业金融资产配置的影响，并尝试发现其中的传导机制和对不同企业的异质性影响。

与已有研究相比，本文可能的贡献在以下三个方面：第一，从要素市场扭曲角度出发，对区域制度环境与微观企业金融资产配置之间的关系进行深入探究，拓宽了企业金融化的理论和经验研究，为我国加快要素市场改革，营造公平有序的市场环境提供了现实依据；第二，针对中国上市公司普遍存在的金融化现象，本文深入分析要素市场扭曲影响企业金融资产配置的传导渠道以及企业异质性影响，丰富了企业投资行为的相关研究，这对政府合理分配社会资源以引导企业“脱虚向实”具有政策指导意义；第三，本文将微观企业行为与区域制度环境相联系，以微观视角重新审视了政府干预、制度政策环境与经济增长质量之间的关系，为我国经济高质量发展指出了新的思考方向。

二、理论假说

出于地方GDP增长竞争、扩大就业等目的，地方政府会对各种生产要素的分配权、定价权和管制权进行干预，导致地区之间的要素流通受到限制，要素价格遭受扭曲。这体现为劳动要素和技术要素价格被低估，企业研发投入的动力下降，同时要素市场扭曲为企业和地方官员提供了寻租机会，当地企业可能会通过寻租获得其所需的关键要素，资本要素被错误配置，企业间融资成本差异扩大。不仅如此，这种寻租活动会给企业造成更高的费用，进而挤压企业利润空间。金融资产作为一种同时提供流动性和投资机会的工具，为企业在要素市场扭曲中追求超额收益、稳健投资和平滑业绩提供了更多的选择，因此，企业会配置更多的金融资产。

要素市场扭曲抑制了企业创新绩效的提高，扩大了研发投资的风险。[18]54-79一方面，我国劳动要素价格普遍偏低，这直接导致一些劳动者收入较低，对产品的需求层次偏低，不仅难以形成有效的市场需求，而且难以培养高人力资本的后代，企业研发创新难度加大；另一方面，我国的知识产权保护制度仍需进一步完善，在较低的技术交易价格下，企业甚至无法补偿研发投入的成本，而且技术要素无法在地区和行业间有效扩散，先进技术的溢出效应难以发挥作用。因此，企业面对较高的R&D支出和投资回报周期较长的研发项目时通常会望而却步，转而寻求不确定性更小的金融资产作为替代投资，提高资金收益率。

在地方政府的干预和控制下，要素价格扭曲会造成经济社会中“寻租”的兴起，生产要素的优先获取权会吸引企业参与寻租等非生产性活动，目的是为了赢得关键生产要素竞争的胜出机会。但企业在寻租过程中往往需要付出高额的寻租费用，这些费用甚至可能会超过获得的扭曲收益，进而对企业的利润空间造成挤压效应，[13]134-160这时企业会出于“蓄水池”动机，配置更多的金融资产。[7]111-127

改革开放以来，各级地方政府通过颁布相关政策、提供贷款担保等策略对资本价格与资本分配权加以干预，资本要素很难实现跨区域自由流动，导致不同规模、不同行业的企业在资本市场上融资的成本差异扩大。在这种环境中，获取外源融资困难的企业会出于“蓄水池”动机，通过配置更多金融资产来满足企业经营所需。除此之外，融资成本差异的扩大也会促使影子银行的形成，即难以获得银行信贷支持的企业会倾向于通过影子银行发行金融产品来融资，而以低成本获得外部融资的企业会拥有更为充沛的现金流，出于“替代”动机，后者会将冗余资金用于购买金融资产，事实上成为前者的投资者。[19]3-25，[20]24-40

基于以上分析，本文提出：

H1：要素市场扭曲现象越严重，企业会配置越多的金融资产；

H2a：要素市场扭曲扩大了研发投资的风险，出于“替代”动机，企业将配置更多的金融资产；

H2b：要素市场扭曲吸引企业参与寻租活动，企业利润空间受到挤压，出于“蓄水池”动机，企业将配置更多的金融资产；

H2c：要素市场扭曲扩大了企业间融资成本差距，出于“蓄水池”和“替代”动机，企业将配置更多的金融资产。

三、数据、变量与模型设定

(一)数据来源

本文采用中国A股上市公司2008—2014年数据作为原始样本(1)由于2016年报告中仅有2008—2014年的市场化指数等数据，而2018年报告缺失奇数年细分指标数据，2021年报告仅有2016—2019年的数据，且更换了计算基期。因此，本文采用2008—2014年的数据构建核心解释变量。，剔除ST、ST*、PT以及数据严重不足的企业，同时剔除金融、保险和房地产行业的企业，最终得到12 747个非平衡面板观测值。企业财务数据均来自国泰安数据库，地区数据来自各省统计年鉴和国家统计局。各省产品市场、要素市场与总体市场的市场化指数皆来自樊纲等的《中国分省份市场化指数报告(2016)》(下文简称报告)中的各项指数。[21]258-278为了剔除异常值的影响，本文对除虚拟变量外的所有连续变量进行上下1%的缩尾处理。

(二)模型设定和变量说明

为了研究要素市场扭曲对企业金融资产配置的影响(H1)，本文建立基准回归模型：

FinAssetijpt=β0+β1FacDistpt+βControlsijpt+λj+λp+λt+εijpt

在计量方程中，下角标i、j、p、t分别表示企业、行业、省份与年份。

1．被解释变量

借鉴大多数学者[6]181-194，[7]181-194的做法，本文采用企业金融资产(2)结合会计准则以及张成思和郑宁(2018)[22]3-24的设计，将金融资产定义为货币资金、交易性金融资产、衍生金融资产、应收股利、应收利息、发放贷款及垫款净额、可供出售金融资产净额、持有至到期投资净额、投资性房地产净额和长期股权投资。占期末总资产的比例(FinAsset)来表示企业金融资产的配置情况。

2．解释变量

参考张杰等的构建方法，[12]78-91，[13]134-160定义要素市场扭曲为：

FacDist1=(各省产品市场市场化指数-要素市场市场化指数)/产品市场市场化指数

FacDist2=(各省总体市场市场化指数-要素市场市场化指数)/总体市场市场化指数

3．控制变量

Controls为一系列控制变量，包含了影响企业配置金融资产的企业和地区层面因素。在企业层面，本文加入的控制变量有：企业年龄(Age)、企业规模(Size)、资本结构(Lev)、企业成长性(Tobin)、股权结构(Top5)、流动性比率(CR)、固定资产比例(Tan)和经营性现金流(Cfo)；在地区层面，本文控制了地区经济增速(GDPGrowth)、政府干预程度(FinExp)和金融发展水平(FinDev)。变量的其他信息如表1所示：

表1 描述性统计

本文在实证分析中采用面板固定效应模型进行估计，在基准模型中加入时间(λt)、地区(λp)和行业层面(λj)固定效应，以降低遗漏变量的可能性，同时将标准误聚类到省份层面。εijpt表示未观测到的随机扰动项。

四、实证结果

(一)基准回归

表2报告了要素市场扭曲对企业金融资产配置影响的基准回归结果。第(1)(2)列控制了年份、省份和行业固定效应，FacDist1的系数为0.045，FacDist2的系数为0.035，分别在1%和5%的统计水平下显著为正，这表明要素市场扭曲程度越高，企业会配置越多的金融资产。为了减少遗漏变量的干扰，第(3)(4)列进一步引入行业与年份交互固定效应，控制行业层面随时间变化的不可观测因素，回归系数变小，但依然显著为正。为了避免异方差和序列相关问题对回归结果的影响，第(5)(6)列在省份和行业两个层面对标准误进行双重聚类调整，要素市场扭曲的回归系数仍然显著为正。由此可见，要素市场扭曲对企业金融资产配置具有显著的正向促进作用，H1得证。即要素市场扭曲扩大了企业实体投资风险，促使企业选择配置更多的金融资产以粉饰业绩，强化了企业金融化行为。

表2 基准回归结果

(二)稳健性检验

1．替换变量

为保证实证结果的稳健性，本文采取替换核心变量的方法对基准模型进行稳健性检验。表3第(1)(2)列在FinAsset的基础上剔除长期股权投资以构建变量FIN(3)根据管理会计的资产分类方法，长期股权投资归类为经营性长期资产，同时从资金流动的角度来看，实体企业间的长期股权投资属于企业部门内部的结构重组，不应计入金融资产投资。，FacDist1和FacDist2的回归系数均显著为正。此外，林伯强和杜克锐[15]125-136认为张杰等[12]78-91，[13]134-160的指标构造方法会抹平地区间的要素市场相对扭曲程度。因此，表 3第(3)列更换Fac(4)Facpt=[max(factorpt)-factorpt]/max(factorpt)，即将各地区要素市场发育指数与样本中最高的要素市场发育指数之间的相对差距作为要素市场扭曲的代理变量。作为解释变量，其回归系数显著为正，即要素市场扭曲是促使企业投资金融资产的重要因素之一。

表3 稳健性检验：替换变量和更换样本

2．更换样本

考虑到如果仅使用2008—2014年的数据进行回归可能会影响本文的结论，因此在表3第(4)～(7)列使用2008—2016年wind数据库中的市场化指数等数据(5)经查询，wind数据库中2008—2016年主体数据来自2018年报告，部分奇数年的指标来自2016年报告，两份报告的计算基期一致，但跨年度可比性较差。以及外推到2019年的数据(6)本文借鉴俞红海等(2010)[23]103-114采用历年各地区指标的年平均增长幅度来预测 2017—2019年各地区的各项市场化指标。来构造核心解释变量，对要素市场扭曲与企业金融资产配置的关系进行检验，可以发现要素市场扭曲的系数均在1%的统计水平上显著为正，与本文核心结论一致。

3．内生性检验

(1)Heckman两阶段检验

本文采用上市公司数据进行实证分析，而与一般公司相比，当地政府会给予上市公司更多政策支持，以实现就业、经济增长等目标，因此上市公司所在地区要素市场扭曲现象会更加明显和严重，这可能会使回归结果存在向上偏误。针对模型中可能存在的样本选择偏误，本文采用 Heckman 两阶段法进行检验，即在第一阶段中运用 Probit 回归模型估计出金融资产配置大于样本中位数的概率，并计算出逆米尔斯比(IMR)，接着将IMR加入基准模型进行回归。由表4第(1)(2)列结果可知，Heckman 第二阶段回归结果中IMR的回归系数在1%的统计水平下显著为正，且与基准回归结果相比，FacDist1和FacDist2的系数有所下降，但均显著为正，因此本文关于要素市场扭曲促进企业配置金融资产的结果依然稳健。

(2)工具变量法

借鉴 Lewbel[24]1201-1213和张杰等[12]78-91，[13]134-160的方法，表4第(3)～(6)列构建要素市场扭曲与其均值差值的三次方(IV1、IV2)来作为要素市场扭曲的工具变量，利用两阶段最小二乘法进行稳健性检验。Cragg-Donald(CD)Wald F统计量和Kleibergen-Paap(KP)rk Wald F 统计量显示工具变量不存在弱识别问题，第二阶段的回归结果表明基准回归结果稳健。

表4 稳健性检验：内生性检验

(三)机制检验

基于前文要素市场扭曲对企业金融资产配置的影响路径分析，本文展开以下检验：

首先，采用以企业所在省份开发新产品的研发经费与新产品销售收入之比(RDrisk)衡量的企业研发风险作为被解释变量进行回归，结果如表5第(1)(2)列所示，FacDist1和FacDist2的系数均显著为正，要素市场扭曲的加剧扩大了企业的研发投资风险，而企业权衡风险收益之后，出于“替代”动机，往往选择将多余的资金投资于金融资产，以分散经营风险，H2a得证。

其次，表5第(3)(4)列将企业资产收益率(Roa)作为因变量，要素市场扭曲的回归系数均显著为负，表明在要素市场扭曲程度不断加大的环境中，企业为获取要素市场扭曲中低成本的生产要素而付出较高的寻租成本，企业利润空间遭受挤压，为了改善经营业绩，企业会寻求配置金融资产的收益，H2b得证。

最后，本文使用现金流量视角下的融资成本(Cost)(7)Cost =分配股利、利润或偿付利息所支付的现金/(长期借款+短期借款+所有者权益)。构建的企业间融资成本相对差距(Diff)来作为被解释变量，即Diff=|Cost-mean_Cost|。表5第(5)(6)列结果显示与预期一致，在要素市场扭曲加剧的情形下，企业之间融资成本差异逐渐拉大，这种差异造成企业间影子银行活动的兴起，出于“替代”动机，能够以低成本获得外源融资的企业通过投资金融资产成为高融资成本企业的投资者，而出于“蓄水池”动机，外源融资受限的企业也会配置更多的金融资产，H2c得证。

表5 机制检验结果

(四)异质性分析

在明确要素市场扭曲对企业金融资产配置的影响机制后，本文对不同类型的企业进行了异质性检验，分析不同企业面对要素市场扭曲时金融化驱动机制的异质性，这对我国政策的制定和实施具有一定的指导意义。

1．地区异质性

在要素市场扭曲的环境中，资本要素难以实现跨区域自由流动，导致不同企业在资本市场上融资的成本差异较大。东部地区金融发展较快，信托公司、基金公司等非银行金融机构较多，影子金融体系更发达，[19]3-25因此，被要素市场扭曲放大的融资成本差距会使得高融资成本企业与低融资成本企业之间通过影子银行来建立实质上的借贷关系。低融资成本企业利用冗余资金购买高融资成本企业通过影子银行发行的金融产品，导致要素市场扭曲对企业配置金融资产的促进作用在东部地区更加显著。为了检验地区异质性，表6第(1)～(6)列分别以东、中、西部地区的样本对基准模型进行回归，发现要素市场扭曲对企业配置金融资产的影响在东部地区显著为正，而在中西部地区不显著，符合预期。

2．行业竞争地位异质性

在要素市场扭曲的环境下，在行业中占据较低竞争地位的企业往往没有定价能力，可能会更加倾向于配置更多的金融资产。一方面，如果企业在行业竞争中无法抢占有利的竞争地位，那么其在面临研发、实体投资等风险时，自身的承受能力明显弱于行业领导者，由H2a可知，企业会选择搁置实体投资项目，将冗余资金投资于金融资产，分散经营风险。另一方面，根据H2c，由于难以占据有利市场地位的企业面临的不确定性相对较高，在获取外源融资时，往往需要付出较高成本，出于“蓄水池”动机，这类企业可能会通过配置更多的金融资产来获取资金支持。表6的(7)(8)列在基准模型的基础上，加入行业竞争地位虚拟变量(Lerner)(8)行业竞争地位通常采用勒纳指数表示，该指数越大，企业在行业内的定价能力越强，竞争地位越高，反之则越低。本文将小于中位数的勒纳指数取值为1，反之为0，生成行业竞争地位虚拟变量(Lerner)。及其与要素市场扭曲的交互项(interLerner1、interLerner2)，回归结果显示交互项的系数均在1%的统计水平下显著为正，这表示在要素市场扭曲程度相同的情况下，相较于具有更高行业竞争地位的企业，占据不利竞争地位的企业配置金融资产的动力显著增强。

3．政府联系异质性

财政补贴是政府为了促进企业发展，针对特定企业或个人提供的资金安排，在一定程度上反映出企业与政府关系的紧密程度。[25]114-128余明桂等(2010)[26]65-77研究发现，与地方政府建立政治联系的民营企业获得的财政补贴与企业绩效具有显著的负相关关系，同时结合H2b可知，要素市场扭曲为企业提供了寻租机会，为获得低廉的生产要素，企业参与寻租等非生产性活动，但赢得的扭曲收益可能无法覆盖付出的寻租成本。因此，在同等程度的要素市场扭曲下，与政府联系更紧密的企业出于“蓄水池”动机配置金融资产的动力更强。表6第(9)(10)列在基准模型的基础上加入了政府补贴(subsidy)(9)采用国泰安数据库中“政府补助”与营业收入之比表示。及其与要素市场扭曲的交互项(intersubsidy1、intersubsidy2)，可以发现交互项系数均显著为正，与上述分析一致。

表6 异质性分析

五、结论及政策建议

本文选取中国A股上市公司数据研究要素市场扭曲对企业金融资产配置的影响。研究发现：要素市场扭曲对企业金融资产配置具有显著的正向影响，即要素市场扭曲程度的加深会促使企业配置更多的金融资产，在替换变量、更换样本和控制内生性后结论仍然成立。机制检验表明，要素市场扭曲主要通过扩大研发风险、吸引企业寻租和放大企业间融资成本差异来促进企业配置金融资产，并且这种促进作用在处于东部地区、占据更低行业竞争地位的企业和与政府联系更紧密的企业中表现更为明显。

本文的研究结论具有明晰的政策意义：第一，为了避免企业过度金融化，政府应积极推进要素市场改革进程，促进地区间的生产要素自由流动，让市场自由调控地区间的要素资源配置，推动地区经济可持续发展。第二，政府监管部门应尽快完善资本市场制度，合理分配信贷资源，加大对中小企业的政策支持，同时建立健全实体企业金融投资的审批监督制度，动态监控和评估金融风险，引导金融服务支持实体经济发展。第三，由于获得更多政府补助的企业，往往与政府联系更为紧密，为了取得低廉的要素资源，它们倾向于参与寻租等非生产性活动，但增加的寻租费用反而超过了要素扭曲收益，企业利润空间受到挤压。所以政府应合理利用财政补贴等手段调控社会资源，严格监督地方政府的财政补贴支出决策过程，完善信息披露制度。