“一带一路”倡议与企业金融化——兼论制度环境及银行业竞争的调节效应

王 婷,杜 勇

(1.西南大学 经济管理学院,重庆 400715;2.西南大学 西南大学“一带一路”研究院,重庆 400715;3.西南政法大学 商学院,重庆 401120)

一、引 言

伴随着国内外复杂的经济形势,我国经济增长速度明显放缓,高速增长之后产业结构不合理、国内外需求不足等矛盾也逐渐显现,严重制约了我国经济的可持续发展。面对实体经济发展的严峻形势,我国越来越多的企业加入到了金融化的行列中来。非金融企业配置金融资产的行为,从本质上讲并无不妥,当企业资金充裕且并无好的投资机会时,选择进行金融资产投资,有利于企业调整成本的降低,达到平滑实体投资和研发创新投资的目的[1-2]。因此,部分企业持有金融资产是为了进行预防性储蓄,从而减少企业面临的融资约束、降低企业财务风险[3-5]。然而,当前企业持有金融资产的动机却并不单一,众多国内学者研究发现,我国企业金融化的原因主要是出于套利或盈余管理的目的而非预防性储蓄[6]。由此可能对企业带来一系列负面影响。在资源有限的前提下,企业配置较多的金融资产,其实业投资水平[7]、企业创新投入[8]等会受到显著抑制,并加剧了企业财务风险[9],更有学者发现企业金融化所引致的“挤出”效应,将会损害实体企业未来主业业绩[10]。对于企业而言,金融化在短期内或许可以提升企业收益产生一定的正效应,但可能损害企业的长期发展,且众多企业的金融化趋势加大后,对整个实体经济也将产生严重的负面效应[11]。因此如何用好金融资产这把“双刃剑”对于企业未来发展及宏观经济而言尤为重要。

如果说非金融企业金融化的源头是金融资产和固定资产之间较大的收益差,那么融资环境的改善和“走出去”而带来的企业未来发展空间的提升是否可以扭转这一局面呢?近年来,世界经济格局发生了剧烈的调整和变化,我国经济发展进入了新常态。2013年9月和2013年10月,习近平总书记分别在访问中亚四国和东盟期间提出了共建“丝绸之路经济带”及共建 21 世纪“海上丝绸之路”的战略构想。2015年3月由国家发展改革委、外交部、商务部联合发布的《推动共建丝绸之路经济带和21世纪海上丝绸之路的愿景与行动》,预示着“一带一路”倡议步入全面推进的新阶段。“一带一路”倡议的提出和落实,契合了中国企业转移过剩产能和利用全球要素提升企业国际竞争力的大背景,这将成为新时期我国经济转型、助力我国企业“走出去”的重要引擎。“一带一路”倡议所涉及的国家,大都处于经济发展的上升期,促进我国企业“走出去”,一方面能够满足“一带一路”所涉及国家的投资需求,另一方面,也为我国企业去除产能过剩与推动产业转型提供了新契机。

当前针对“一带一路”倡议的研究以国内的研究为主,分别从对外贸易、地缘政治风险、企业全球化、国际关系等宏观视角展开。随着“一带一路”政策研究的深入,学者们开始重视微观企业视角的研究,包括“一带一路”倡议对企业对外投资、企业出口质量[12-13]、企业研发创新[14]、企业融资约束[15]、企业投资效率[16]等企业行为的影响,这些研究成果的针对性和实用性较强,为企业抓住政策机遇提供了方向指引。然而关于“一带一路”倡议影响企业金融化行为的研究较为缺乏,虽有一些讨论却忽略了企业所面临的外部环境差异的问题,因此,关于企业的金融资产配置策略如何响应“一带一路”倡议的相关研究亟待补充。那么,“一带一路”倡议的提出和实施能否抑制企业金融化?其影响机理是什么?外部制度环境和融资环境的差异又如何影响该效应?这些问题都值得深入探究。本文的研究为检验和评估“一带一路”倡议的政策效果提供了不同的视角和方法,对今后强化和调整共建“一带一路”倡议的政策沟通重点具有重要的理论意义和现实意义。

二、理论分析与研究假说

(一)“一带一路”倡议与企业金融化

本文从“一带一路”倡议所带来的贸易开放效应、资源倾斜效应、外部监督效应等方面,梳理“一带一路”倡议对企业金融化的影响机理。

图1 “一带一路”倡议与企业金融化的影响机理

首先,“一带一路”倡议通过贸易开放效应拓展企业对外贸易市场空间,提升实体企业行业发展预期,从而抑制企业金融化。众多学者发现,实体企业不惜“背离主业”而热衷金融投资的重要原因是源于金融资产的高收益,在实业经济不景气的市场环境中,通过投资金融资产“赚快钱”[3,17]。然而,金融资产的双重属性也决定了它同样是把“双刃剑”,基于资源的有限性,企业将可支配资源用于购置金融资产,势必会抑制其实业投资水平[7]、创新投入[8],加剧企业财务风险[9],甚至当企业金融化带来的“挤出”效应大于“蓄水池”效应时,会对企业未来主业业绩产生较大的损害[10],从而影响企业长期发展。因此,即便金融资产能够使得实体企业业绩在短期内有所提升,却绝不是长久发展之计。企业如何调整其金融资产配置策略实际上是对企业短期业绩和未来发展机遇的权衡。“一带一路”倡议为我国沿线企业拓展对外贸易带来了难得的机遇。在倡议的号召下,贸易开放的新格局逐渐形成,沿线省份通过建设功能性开放特区(如自贸港、自贸区等),不断扩大与沿线国家的贸易合作领域,显著促进了我国企业跨境贸易与海外投资的迅猛增长[12,18-19]。2013—2021年,我国与“一带一路”沿线国家进出口总值从6.46万亿元增长至11.6万亿元,年均增长7.5%,占同期我国外贸总值的比重从25%提升至29.7%。“一带一路”倡议通过贸易开放效应,不仅使得企业未来收益的不确定性有所降低,而且新的利润发展空间很大程度上提升了企业经营的未来预期。在强有力的政策支持下,我国企业纷纷响应“一带一路”倡议的政策号召,在“一带一路”沿线国家和地区开展投资和贸易活动的热情高涨。企业未来经营发展预期的提升,将显著抑制其持有金融资产的动机。

其次,“一带一路”倡议通过“资源倾斜效应”减少企业融资约束,削弱企业持有金融资产的“蓄水池”动机,从而抑制企业金融化水平。由于我国金融市场发展还很不完善,企业融资环境不佳,企业的经营发展受到了融资约束环境的严重制约。很多企业持有金融资产是为了通过其“蓄水池”效应克服融资约束、帮助企业降低调整成本,达到平滑实体投资和研发创新投资的目的[1-2]。《推动共建丝绸之路经济带和21世纪海上丝绸之路的愿景与行动》中,“资金融通”是重要内容之一。此外,为推进“一带一路”融资体系建设,中国财政部与阿根廷等26国财政部共同核准了《“一带一路”融资指导原则》,由此释放支持“一带一路”建设和融资的积极信号。在一系列政策的推动下,受支持企业显著获得了更多的信贷支持,有效降低了企业的融资成本与交易成本,缓解了企业经营发展中面临的融资约束[15,20]。当企业遭受的融资约束程度得到缓解,企业不再需要通过持有大量的金融资产充当“蓄水池”以应对经营风险,处于成本收益角度考虑,企业将减少金融资产的持有水平。

最后,外部监督效应的提升进一步抑制了企业金融化水平。为了积极响应“一带一路”倡议,促进相关政策落地实施,地方政府纷纷制定并出台具体的配套政策,包括信贷资源倾斜、税收优惠、政府补贴等一系列资源倾斜政策,以鼓励更多的企业能够积极参与“一带一路”建设。然而,获得银行信贷及政府相关资源的补贴也意味着将接受政府、银行、社会更广泛的监督。我们通常只关注到了银行贷款的融资作用,却忽略了其对企业的监督效应。银行信贷融资目前依旧是我国大部分上市公司的主要融资来源,银行作为信贷资金的供给方,能够充分利用信息优势有效监督企业[21],可以说银行贷款不仅仅是一种重要的融资工具,而且也是一种重要的公司治理工具。胡奕明等[22]通过考察银行贷款利率和贷款续新政策,发现我国银行作为“大贷款人”已具有一定的监督作用。徐昕和沈红波[23]指出银行的“大贷款人监督”也是盈余稳健性的重要影响因素,我国银行贷款已经具有一定的监控效率。因而,在外部监督效应的强化下,企业倾向于选择更加稳健的会计政策,减少盈余管理行为[24],降低金融资产配置。综合以上分析,我们提出如下假设H1:

假设1(H1):其他条件相同的情况下,相对于未受“一带一路”倡议支持的企业,受“一带一路”倡议支持企业的金融化水平较低。

(二)制度环境、银行业竞争的调节效应

基于上文的分析,“一带一路”倡议所带来的贸易开放效应、资源倾斜效应、外部监督效应等能够抑制企业金融化水平。然而,各地方政府为推行宏观政策制定的配套措施会存在方向和程度上的差异,地区间的融资环境也有所不同,因此,我们进一步从制度环境、银行业竞争程度等外部环境差异视角,分析“一带一路”倡议对企业金融资产配置影响的差异性。

1.制度环境的影响

与发达国家相比我国制度环境发展很不平衡,对于不同地区的上市公司来讲,其所处地区的市场化进程、政府干预程度、法治水平相差很大[25]。从资源倾斜和外部监督效应来看,制度环境越好的地区,企业对于政府资源倾斜的依赖程度更低,政府干预程度越小[26],“一带一路”倡议通过政府资源倾斜及外部监督等路径对企业的影响也更小。此外,不同地区的制度环境差异显著影响我国“一带一路”沿线企业对外贸易投资策略[27-28],加之企业所在地区的市场化程度越高,对应的金融中介机构的数量及发展情况也越好,企业就有更多机会进行金融产品投资,获得超额收益,由此也强化了其投资金融资产的“投机动机”。据此我们预测,其他条件不变的情况下,相对于制度环境差的地区,制度环境好的地区的企业中“一带一路”倡议对企业金融化的抑制作用将被弱化。综合以上分析,我们提出如下假设H2:

假设2(H2):其他条件相同的情况下,制度环境较好的地区中,“一带一路”倡议对企业金融化的抑制效应会被弱化。

2.银行业竞争的影响

自加入世贸组织以来,在以银行业机构管控逐步放松为标志的金融开放格局下,我国商业银行市场取得了巨大发展,原有以大型国有银行为主导的金融体系发生了深刻变化。国有五大银行分支机构数量逐渐减少,股份制商业银行和城市商业银行的分支机构数量持续攀升。我国银行业已进入以大型国有银行为主体,股份制银行、城商行以及其他金融机构数量逐步增加的多元化竞争阶段,银行间的竞争日趋激烈。

有关银行竞争对企业投融资的影响效应研究目前仍然存在分歧,主要分为 “市场势力假说”和“信息假说”,支持“市场势力假说”的学者认为银行竞争带来的正面效应主要包括更低的贷款成本、更丰富的融资渠道以及更加便捷的融资流程[29]。也有学者基于“信息假说”认为银行竞争并没有提升企业贷款的可得性[30]。在我国,银行竞争程度的提升将很大程度地影响企业的信贷资源可得性和企业面临的外部融资约束程度,从而影响企业金融资产投资策略。已有研究指出,银行竞争对企业融资约束、信贷可得性、企业成长与创新等方面[31-36]均有显著影响。虽然发展多层次资本市场,逐步提高直接融资比重是多年的政策共识,然而对于我国企业而言,当前银行信贷仍旧是企业获取资金的主要来源[37]。在银行竞争日趋激烈的背景下,国有大银行原有的垄断地位逐渐被削弱,市场在信贷资源配置中的作用得到强化,因此“一带一路”倡议等宏观经济政策通过国有银行实现资源倾斜、加大信贷投放等影响企业金融化的效应将显著弱化。由此我们提出如下假设:

假设3(H3):其他条件相同的情况下,银行业竞争程度大的地区中,“一带一路”倡议对企业金融化的抑制效应会被弱化。

三、研究设计

(一)数据和样本

本文以“一带一路”倡议的提出为实验事件,选取中国沪深两市A股上市公司为研究样本,为了尽可能降低其他事件对研究的影响,本文将研究样本区间选定为“一带一路”倡议前后3年,即选取2011—2016年为样本期间,关注短窗口下企业金融化的变动效应。样本剔除了金融、保险类以及房地产行业上市公司、ST公司、缺失值以及上市不足一年的公司,最终包括12 394个观测值。制度环境指标来自樊纲[25]的市场化指数,其他相关数据来源于国泰安数据库(CSMAR)。为克服极端异常值的影响,本文对模型中所有连续变量进行了上下1%的Winsorize处理。

(二)模型与变量

当前,对于相关政策的实施效应研究大多使用双重差分模型(DID)进行估计,本文借鉴已有研究构造了如下基础计量模型对假设进行检验:

Finit=α0+α1Treatit+α2Postit+α3Treatit×Postit+CV+ε

(1)

模型中的主要变量定义如下:

1.金融化程度(Fin)指标。借鉴杜勇等已有研究[10,17],本文采用企业持有的金融资产比例度量金融化程度。其中包括企业投资性房地产净额项目,但不包括企业由于正常经营而持有的货币资金和应收账款。综上,本文企业金融化程度(Fin)的计算公式为:Fin=(交易性金融资产+衍生金融资产+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)/总资产。在稳健性检验中,本文将使用金融资产的实际持有规模进行替代测量。

表1 主要变量定义

2.“一带一路”政策支持企业(Treat)指标。Treat为对样本企业分组的虚拟变量,借鉴陈胜蓝等[12]、王桂军等[14]等的研究方法,我们采用企业注册地是否在“一带一路”重点省份和节点城市来判断其是否受到“一带一路”倡议支持,受到倡议支持的企业取值为1,其余非支持企业取值为0;此外,为保证按照此标准判断的企业确实受到了“一带一路”倡议影响,我们剔除了注册地与经营地不一致的企业。Post为政策冲击年份的虚拟变量,当前研究对于政策冲击事件发生年份的选择并不一致,“一带一路”倡议是习近平总书记于2013 年 9 月、10月提出的,考虑政策效应的滞后性,部分学者[15,19]采用了2014年作为政策冲击事件发生年份;也有学者并未以“一带一路”倡议提出的时间作为政策影响年份,而采用国家发展改革委、外交部、商务部联合发布《推动共建丝绸之路经济带和21世纪海上丝绸之路的愿景与行动》的年份——2015年作为政策的影响时间[12]。本文认为“一带一路”倡议并非单指每一项政策,事实上为了更好地实现倡议目标,促进相关政策落地实施,倡议提出后各地方政府纷纷制定并出台包括政府补贴、信贷优惠等一系列资源倾斜政策。因此,本文认为选择“一带一路”倡议首次提出后的次年即2014年作为政策冲击事件发生年份更加合理,本文将2014—2016年定义为1,2011—2013 年定义为0;模型中Treat×Post是企业分组与时间分组的交互项,假设1的检验将重点关注该项的系数。

3.控制变量指标(CV)。我们考虑除本文研究的“一带一路”倡议这一变量外,企业经营状况、公司治理水平等也可能会对企业金融化水平产生影响,借鉴以往文献我们分别控制了企业规模、企业负债水平等可能对金融化水平产生影响的指标,具体指标定义详见主要变量定义表(表1)。

四、实证检验结果及分析

(一)描述性统计

表2 主要变量的描述性统计结果

表2报告了主要变量的描述性统计。由数据可得,企业所持金融资产的均值为2.7%,最高为33.5%,最低为0,表明各上市公司因投融资政策不同,对金融资产的持有水平存在很大的差异;研究样本中,大约有52%的公司属于“一带一路”政策支持的企业;样本公司的平均资产负债率为41.8%,负债比例并不低,表明当前银行贷款在我国企业的外部融资中仍占有较高比例。其它变量并无显著性差异。此外,我们对各变量进行了Pearson相关性分析,结果表明,模型中的各变量之间不存在严重的共线性问题。

(二) 实证结果与分析

1.平行趋势检验

双重差分估计的一个潜在前提条件是“一带一路”政策支持企业和非支持企业在倡议实施之前应当具有同趋势性。因此,在进行双重差分回归之前本文检验了支持企业和非支持企业金融化水平的年度趋势分布,图2为支持企业和非支持企业的平行趋势图,虚线为支持企业的年平均金融化水平,实线为非支持企业的年平均金融化水平。从图2可以看出,支持企业和非支持企业的金融化水平在2011—2014年间的趋势基本一致,说明本文的平行趋势假设基本得到满足。

图2 “一带一路”政策支持企业与非支持企业金融化水平的平行趋势检验图

2.多元回归结果及分析

表3 基本回归

注:*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平上显著。CV为系列控制变量,由于篇幅限制未予展示,下同

表3给出了“一带一路”倡议对企业金融化水平影响的实证结果,由回归(1)的结果可知,相对于未受“一带一路”倡议支持的企业,受“一带一路”倡议支持企业的金融化水平更低(-0.000 6,1%),由于企业本期的金融资产购置可能受上期的经营状况影响,我们将相关控制变量滞后一期代入模型重新检验,发现原结论不变(-0.001 7,1%),且实证结果验证了企业的成长性越强、固定资产占比越高,其持有的金融资产水平越低,其规模越大,持有的金融资产水平越高,与现有研究结论基本一致。此外,由于当前上市公司还有部分企业未持有相应金融资产,在我们的样本中金融化水平有部分取值为0,基于此,我们重新采用Tobit模型对假设进一步验证,发现原结论不变,假设1得到了印证。综上,基于DID的实证检验结果发现相比于非政策支持企业,“一带一路”倡议的实施显著抑制了企业的金融化水平。

(三)稳健性检验

本文进行了以下稳健性测试:

1.金融化度量指标的替换

我们使用金融资产合计的自然对数及企业是否持有金融资产的虚拟变量分别进行再次检验,其中金融资产虚拟变量的回归采用Logic模型,检验结果与前文结论一致,回归结果见表4(4)-(5)列。此外我们还变换了样本范围,将未持有金融资产的企业剔除,以及分别剔除最高和最低的25%的样本企业重新检测,结论稳健,见表4(6)-(7)列。

表4 稳健性检验(1)——替换Fin

2.改变支持企业的划分方法

表5 “一带一路”概念板上市公司行业门类

当前国内学者针对“一带一路”倡议对微观企业经济行为的影响研究,其研究方法基本一致,主要采用双重差分法,但是对于企业是否受“一带一路”政策支持的判断依据却有些差异,除与本文一致,采用企业注册地是否在“一带一路”重点省份和节点城市来判断其是否受到“一带一路” 倡议支持外,徐思等[15]则基于同花顺提供的“一带一路”概念板块来识别微观企业是否受到了“一带一路”倡议的影响。为提高本研究结论的可靠性,我们参考已有研究,采用同花顺提供的“一带一路”概念板块来识别微观企业是否受到了“一带一路”倡议的影响作为稳健性检验,受到支持的企业,取值为1,其余作为非支持企业,取值为0。“一带一路”概念板块共包括238个上市公司,涉及14个行业门类,其中制造业企业112个,占比47%,建筑业和交通运输、仓储和邮政业均占15%左右,当前“一带一路”项目以基础设施建设和制造业为主。

由表6第8列可知,Treat×Post的系数为-0.005 2,且在1%的水平上显著,即改变了企业是否受“一带一路”政策支持的判断依据后,研究结论不变。在原有研究的基础上,我们进一步缩小了受政策支持企业的范围,即采用企业注册地是否在“一带一路”重点省份而不包括节点城市来判断其是否受到“一带一路” 倡议支持,回归结果见表6(9)列,并未改变原有结论,原结论稳健。

3.倾向得分匹配检验(PSM)

本文进一步采用倾向得分匹配与双重差分结合的方法重新回归,以避免“一带一路”政策本身可能存在的非随机选择导致的内生性。使用配对后的样本代入模型(1)进行回归,结论稳健(-0.001 7,5%)回归结果见表6(10)。

表6 稳健性检验(2)——替换treat

五、调节效应及作用机制检验

(一)制度环境的影响

为了检验制度环境差异的调节效应,对假设2进行检验,我们构造了“一带一路”倡议与制度环境指数的乘积项Post×Treat×Market代入模型中进行实证检验,其中制度环境(Market)指标,我们采用樊纲等(2018)编制的《中国市场化指数》[25]来衡量。该指数由政府与市场关系等五个方面构成,指数越大表示当地的制度环境和金融环境越好。表7的回归(11)中报告了实证结果,由表可知Post×Treat×Market系数为0.001 6且在1%的水平显著,表明市场化程度越高地区的企业中,“一带一路”倡议对企业金融化的抑制效应减弱,制度环境对企业金融化的促进效应大于“一带一路”倡议对企业金融化的抑制效应。

表7 调节效应检验

(二)银行业竞争的影响

为了检验银行竞争的调节效应,检验假设3,我们构造了“一带一路”倡议与银行竞争的乘积项Post×Tread×Bank代入模型中进行实证检验。Jayaratne 和Strahan[38]开创性地采用了银行分支机构数量对银行业竞争进行了研究,国内学者也发现,各个银行之间的竞争实际上是通过分布在各地的分支机构展开的,因此银行分支机构作为银行争夺、控制和配置金融资源的重要渠道,直接决定银行间的竞争程度。借鉴方芳等[33]的方法,我们使用省级层面的银行分支机构数据构造了银行业竞争程度指标。本文银行业竞争指标Bank=1-CR5,其中CR5代表前五大银行的市场份额,使用工商银行、建设银行、农业银行、中国银行和交通银行五大银行分支机构数占该省份全部商业银行分支机构数的比重来度量。Bank取值区间为[0,1],数值越大表示银行业竞争越强。表7的回归(12)中报告了实证结果,由表可知Post×Treat×Bank系数为0.013 9但并不显著,表明 “一带一路”倡议对企业金融化的抑制效应在银行业竞争程度较大的地区被削弱。由此我们分析,伴随着我国银行业改革,国有银行的市场垄断地位将逐渐被打破,政府在制定和落实相关宏观政策时,通过国有银行传导的政策效应将受到影响。

(三)进一步的研究:企业规模的影响

有学者从企业固有属性视角研究了企业金融化的影响因素,部分学者发现随着企业规模的不断扩大,企业持有了更多的金融资产。那么,“一带一路”倡议对企业金融化的影响效应在不同规模的企业中是否存在显著差异?因此,我们进一步探索企业规模的影响。我们预期,对于规模较大的企业而言,其金融资产配置水平较规模小的企业更高,因而“一带一路”倡议对企业金融化的抑制效应在较大规模的企业中将得到强化。因此,我们进一步验证了企业规模的调节效应。我们分别构造了企业规模与“一带一路”倡议DID指标的交叉项Post×Treat×Size代入回归模型中进行实证检验,其中,企业规模指标(Size)为虚拟变量,我们将企业当年年末总资产的自然对数排序,大于年度行业中位数的为1,否则为0;表7的回归(13)中报告了实证结果,由表可知Post×Treat×Size的系数为-0.004 1且在10%的水平显著,表明规模越大的企业中,“一带一路”倡议对企业金融化的抑制效应会得到加强,符合我们的预期,即企业规模在“一带一路”倡议对企业金融化抑制作用的效应中起到了正向加强的作用,规模越大的企业中,该抑制效应越强。

(四)作用机制甄别

由前文的研究结论我们发现“一带一路”倡议显著抑制了企业金融化水平,我们分析其可能是通过缓解融资约束削弱企业持有金融资产的“蓄水池”动机,或拓展企业市场空间提升企业实业投资水平,“挤出”企业金融资产投资实现的。为此我们尝试从融资约束和实业投资水平两个视角讨论银行业竞争加剧对企业金融化可能的影响机制。

为了验证“一带一路”倡议是否是通过缓解企业融资约束、提升实业投资水平而影响企业金融化的,我们构造如下模型(2)进行验证。

Yit=α0+α1Post+α2Treat+α3Post×Treat+CV+ε

(2)

其中,我们借鉴Kaplan and Zingales[39]关于融资约束的度量,构建KZ指数来衡量企业融资约束,计算公式为KZ= -3.014×现金/总资产-4.444×经营现金流/总资产-62.626×股利+0.153×资产负债率,该指数取值越大,则企业面临的融资约束程度越高。CV为系列控制变量,与模型(1)相同,将KZ代入模型(2)进行回归。由表8的回归结果可知,以KZ为被解释变量的回归中,交乘项系数为-0.128 6且在10%的水平显著,表明“一带一路”倡议显著缓解了企业融资约束,即“一带一路”倡议通过缓解融资约束而抑制企业金融化的作用机理得到了验证。进一步,我们使用利息支出与公司负债的比值度量信贷融资成本(Dcost),企业长期负债和短期负债之和与总资产的比值(Loan)来度量企业获得的银行信贷资源,分别将两者代入模型(2)回归,从而考察“一带一路”倡议是否是通过降低融资成本、帮助企业获得更多的信贷资源而缓解融资约束的。从表8(15)、(16)列可知,“一带一路”倡议确实帮助受支持的企业获得了更多的信贷资源(0.005 2,1%),且降低了信贷融资成本(-0.000 2,1%),表明“一带一路”倡议通过帮助受政策支持的企业降低信贷融资成本、获得更多的信贷资源从而缓解了企业融资约束,抑制了企业金融资产持有动机,从而抑制了企业金融化水平。银行信贷资源的增加,也进一步强化了银行的外部监督机制作用的发挥,其作为大贷款人的监督效应也进一步抑制了企业过多持有金融资产的投机动机。

为了考察“一带一路”倡议是否通过开拓企业市场空间,促进企业回归主业,从而在企业资源有限的情况下增加了固定资产投资而对金融资产投资产生了挤出效应,我们进一步检验了“一带一路”倡议对企业主营业务收入及固定资产投资的影响效应。借鉴张成思和张步昙的做法[7],固定资产投资采用固定资产、无形资产和其他长期资产支付的现金之和来度量,为了消除规模影响,我们对其取对数代入回归模型检验。我们分别将企业主营业务收入与企业总资产的比值(Income)、“期末构建固定资产、无形资产和其他长期资产支付的现金”的自然对数(Invest)代入模型(2)回归,表8(17)(18)的回归结果显示,交乘项系数分别为0.033 9、0.084 6且在5%的水平显著,表明“一带一路”倡议对企业主业业务的增长起到了显著的正向促进作用,且确实提升了企业的实业投资水平,从而对金融资产配置产生了挤出效应,即本文的另一个假设得到验证。归纳起来,我们发现“一带一路”倡议确实提高了企业信贷数量、缓解了企业面临的融资约束、提升了企业主营业绩,证实了“一带一路”倡议确实是通过缓解融资约束、强化外部监督、开拓市场发展空间等渠道抑制企业金融化的。

表8 作用机制检验

六、研究结论与启示

本文以“一带一路”倡议的出台为契机,运用双重差分法考察倡议的提出及相关政策的实施,对我国上市企业金融化的影响效应。研究为评估“一带一路”倡议产生的微观经济效应提供了经验证据。论文发现“一带一路”倡议的提出和执行对于抑制企业金融化产生了正面积极的影响。研究结果表明,“一带一路”倡议的提出和实施对促进企业战略调整和产业结构升级具有重要意义。总体上来看,“一带一路”倡议通过优化企业投融资环境、开拓企业发展空间、提升行业发展前景改变了企业金融资产配置策略,从而显著抑制了企业金融化水平,促进了企业优化资本配置结构。但同时我们也发现,“一带一路”倡议受我国市场经济发育程度不一及各地区金融发展水平不均衡等因素的影响,在制度发展水平较好地区及银行竞争激烈的地区,政府干预行为有所控制,表明我国企业投融资环境还需要进一步优化,从而促进企业快速健康地发展。本文对于深入理解“一带一路”倡议的经济效应及后续制定和调整政策方向具有一定的启示和借鉴作用。

本文的研究具有如下政策启发:首先,本文发现“一带一路”倡议为企业开拓市场空间的同时,也会为受支持企业提供更多的资源支持,使得企业有充足的资金抓住政策机遇,加大实体投资,从而对金融资产投资产生“挤出效应”,因此,如何丰富和拓展企业融资渠道,帮助企业克服融资困境,是实现“一带一路”倡议的重要前提,这也为当前如何预防实体企业“脱实向虚”提供了思路。其次,共建“一带一路”倡议对企业行为的影响和促进机制必须由“政府推动”向“市场主动”的方向演进。从倡议缓解企业融资约束从而抑制企业金融化的视角来看,其作用效应受到了我国市场经济发育程度不一及各地区金融发展水平不均衡等因素的影响,在制度发展水平较好地区,政府干预行为有所控制时,其对企业的微观效应会被削弱,进一步反映出当前“一带一路”倡议的政策效应还处在“政府推动”为主的发展阶段,下阶段应重点激发“市场主动”的内在驱动力。最后,受政策支持企业应迅速抓住“一带一路”战略机遇,主动积极调整自身发展战略和投资策略,以适应和配合“一带一路”政策背景。我国企业当前面临着传统产业产能过剩、新兴产业发展不足、创新能力亟待提升等棘手问题,“一带一路”倡议为企业开拓市场空间和促进产业升级提供了新契机。各地政府为保障“一带一路”倡议的顺利推进,配套制定了一系列资源倾斜及激励政策,短期内为企业带来了丰富的信贷资源及利好政策,但只有企业借助这些利好政策真正“走出去”,才能为企业带来持续增长的内在驱动力,也才能保证“一带一路”倡议长期持久地发挥作用。