经济周期与企业金融化①

周泽将, 雷 玲, 李 鼎

(1. 安徽大学商学院, 合肥 230601; 2. 安徽大学经济学院, 合肥 230601; 3. 东北财经大学工商管理学院, 大连 116012)

0 引 言

随着中国经济形势变化,企业产能过剩、市场需求饱和等问题导致实体投资回报率普遍出现下降态势,许多企业在资本逐利的推动下逐渐偏离主营业务,参与到金融、房地产等高利润回报行业当中,使得中国经济出现“实体企业金融化”现象.企业金融化意味着利润获取的主要来源逐渐由实体生产领域转变为金融领域[1],对实体投资产生负面影响[2],显著抑制了企业技术创新[3],加剧企业股价崩盘风险[4].十九大报告提出对金融体制进行深化改革,增强金融服务实体经济能力,防范系统性金融风险,日趋普遍的企业金融化便成为了近年来学术界和实务界关注的热点问题.

目前关于企业金融化动机的研究主要有“蓄水池”理论和“投资替代”理论两种观点,“蓄水池”理论认为企业持有金融资产是为了降低因经营现金短缺给企业带来的资金链断裂风险.“投资替代”理论则基于企业追求利润最大化的特点,认为企业购买金融资产是为了获得更高的投资收益.现有文献从宏观经济层面和微观公司治理层面对这两种动机展开了分析,遗憾的是,学者们对当前中国上市公司配置金融资产的主要动机出现分歧,其中关于宏观经济层面的研究结果证实了不同的外部宏观环境或经济政策下企业金融化表现出的主要动机不尽相同.经济周期反映了外部宏观经济环境状况,对企业投资选择存在较强的影响,即在经济上行期,实体投资收益率和金融投资收益率升高,外部融资环境趋于宽松,进而影响到企业经营者对金融资产的持有动机,企业既可能因为外部融资环境宽松、融资约束减小而减持金融资产,也可能因为较高的投资回报率而增持金融资产.因此,在不同经济周期下企业金融化将会呈现何种趋势成为本文研究的主要内容.另外,微观公司治理层面的研究表明公司内部治理模式和运营状况同样会影响企业金融化动机,企业所有者对管理者施加的压力、采用的激励措施以及公司自身财务环境和行业环境都会影响管理者的决策判断,研究在不同的微观企业情境因素中经济周期对企业金融化的影响差异可以拓展本文的研究价值,帮助企业针对可控性内部因素制定相关政策.

基于以上理论分析和现实背景,本文以2005年—2019年中国沪深两市非金融上市公司为研究样本,实证检验经济周期对企业金融化的影响以及不同情境因素下的差异,研究发现在经济上行期,企业金融化程度更高,支持了“投资替代”理论.本文进一步将内部治理因素和企业经营特征纳入到经济周期与企业金融化关系的考量之中,发现当主营业务业绩下滑时,在经济上行期企业金融化程度更高,意味着管理者在面临较大的业绩压力时会强化公司追逐利润动机.经济周期对企业金融化的积极影响在高管持股较多的公司被弱化,说明高管持股有助于降低管理者在经济上行期加大持有金融资产的动机.在融资约束较高企业中,经济周期对企业金融化的促进作用被削弱,表明市场套利是经济周期影响企业金融化的作用路径.行业竞争强化了经济周期对企业金融化的促进作用,说明低行业竞争中企业利用垄断优势来获得超额收益,降低了经济周期对企业金融化的促进作用.

与现有文献相比较,本文可能的贡献体现在以下三个方面:1)本文从宏观经济层面探究了企业金融化的驱动因素.相较于以往研究,本文发现在经济上行期,企业金融资产增多,支持了“投资替代”理论.导致研究结论存在差异的可能原因在于理论假设条件和关键变量度量方式不同,本文基于投资替代动机视角,关注金融资产的投资收益特征,这是由于当前中国资本市场更加符合投资替代动机所需的条件,金融资产较难以发挥流动性资产属性,而更容易为公司带来投资收益[5],同时本文对金融资产的定义不包含货币资金,根据中国上市公司的现实情况加入了投资性房地产.由图1可知,若将货币资产纳入到金融资产的定义中,其占金融资产的比例较高(90%左右),但货币资产更多发挥流动性管理功能而非投资获利功能.投资性房地产占非货币类金融资产比例较高(40%左右),不将其纳入到金融资产定义中会造成一定的测量偏误.本文采用HP、BK滤波法对GDP增长率剔除长期趋势项,克服了滤波值在样本末端和样本中段的数学意义存在显著差异的问题.采用滤波法剔除长期趋势项后,GDP增长率的周期成分更为平稳,得到的研究结论更加切合实际.企业金融化作为微观企业的投资决策,在决策的过程中需要考虑到金融资产的价值波动问题.金融资产的价值会受到短期经济形势影响,即当经济景气时,金融资产价格普遍提升;当经济衰退时,金融资产价格普遍下降.采用GDP增长率进行滤波可以较好地反映出短期经济波动的程度,因为GDP反映的是国民生产总值,而GDP增长率反映的是国民生产总值变动率,两者相比,对GDP增长率进行滤波能更好地反映出短期经济波动状况,从而检验出经济周期与企业金融化之间的关系.2)已有文献从经济不确定性[4, 6, 7]、金融政策[5, 8]等角度对企业金融化的触发动机展开研究.相较之下,这些文献多关注于单一经济因素对企业金融化的影响,考虑到金融资产和固定资产投资收益差距、外部融资状况均会导致企业金融化的主要动因发生转变,经济周期包含了以上经济因素,会对投资收益和融资环境产生影响.因此,本文从经济周期视角展开,探讨了当前中国企业金融化表现出来的主要动机,丰富了企业金融化动因研究.3)本文发现了业绩压力、高管持股和融资约束等不同情境因素对企业配置金融资产动机的影响,在当前“振兴实体产业”、“防范化解金融风险”背景下,本文的研究结论对于政府制定相关政策,防止企业过度投资金融资产具有一定的参考意义.

图1 2007年—2017年中国上市公司货币资金占金融资产比例和投资性房地产占非货币类金融资产趋势图Fig.1 Trend chart of monetary capital in financial assets and investment real estate in non monetary financial assets of Chinese listed companies from 2007 to 2017

1 文献综述、理论分析与研究假设

1.1 文献综述

随着中国金融市场的不断发展,实体企业逐渐显现出金融化趋势,现有关于企业金融化的研究可大致划分为经济后果和触发动机两个方面.对于前者,已有研究考察了企业金融化对宏观经济发展和微观公司行为的影响,包括抑制实体产业投资[7]、引发系统性金融风险[9]、降低企业创新投入[10]等负面影响.与此相对的是,部分学者认为金融资产的流动性较高,企业适当投资金融资产可以缓解财务困境[11],优化企业资金配置[12],提高企业业绩[7].通过梳理可以看出企业金融化经济后果仍存在争论,正面影响和负面影响兼而有之,产生这种差异的主要原因在于企业投资金融资产的动机不同,不同动机下的企业金融化行为引致的经济后果大相径庭.对于企业金融化动因研究,学者们普遍持有两种观点,一是储备资本的“蓄水池”理论,即金融资产兼具流动性管理功能与投资收益功能,可以降低企业资金短缺风险[13].二是提高利润的“投资替代”理论,即企业金融化是为了提高利润[3].这些研究从宏观经济层面和微观公司治理层面对上述两种动机分别进行了检验,宏观经济层面的文献分析了经济不确定性[3]、金融政策[5, 8]等因素对企业金融化的影响,研究结果证实外部宏观环境和政策会引起企业金融化的主要动机发生变化.微观公司治理层面的文献从融资约束[14]、企业社会责任[15]逐渐演进到管理层背景[16]、内部控制[17]等公司治理因素的影响,研究结论大多支持了追求利润最大化是当前中国企业购买金融资产的首要考虑因素.

从以上宏微观影响因素的文献可以看出,企业金融化存在规避风险动机和追逐利润动机两种解释,同时这两个动机本身并不矛盾,这是由金融资产本身所具有流动性管理和投资收益两种特征所致,然而这两种动机会随着宏观环境的变迁而发生主次之变.具体而言,当经济周期变化时,投资收益率和外部融资环境都会发生改变,进而影响企业购买金融资产的动机.基于此,本文运用实证研究方法考察经济周期对企业金融化的影响和情境差异,试图从宏观经济视角增进企业金融化动机研究.

1.2 经济周期对企业金融化的影响

一般而言,金融资产具有两种功能,一种是作为规避风险的流动储蓄工具,另一种则是用于投资获利.作为前者时,企业可以将金融资产适时出售以补充所需的流动资金,从而避免发生资金周转困难的情况.这种必要的金融资产投资降低了企业的流动性风险,对于实体经济是有利的.然而,“蓄水池”理论所支持的规避风险动机与中国现实情况并不完全相符合,普遍的研究发现,中国上市公司持有金融资产更多的是出于利益最大化动机,即通过增加金融资产比例来获得高额的投资收益[3, 4].由此可见,当前中国上市公司金融化的主要动机尚不明确,本文将对经济周期与企业金融化之间的关系展开分析,从而明晰企业金融投资行为的主要动机.

在“投资替代”理论的框架下,企业配置金融资产的本质是为了追求利润最大化[7],因此企业在面临投资选择时会优先选择回报率较高的项目.在不同的经济周期下,实体投资收益率和金融投资收益率都会发生变化,继而导致企业调整投资决策.具体而言,在经济上行期时,金融投资的预期回报率升高,企业通过持有金融资产以提升利润率的意愿变强,在“投资替代”动机的驱使下可能会将金融资产视为投资获利工具,加大金融资产配置比例.反之,在经济下行期时,金融投资收益率较实体经济投资收益率的差距缩小,企业基于回报率的权衡会降低对金融资产的投入.总之,基于“投资替代”理论,本文认为企业会根据宏观经济形势的变化对金融投资做出调整,在金融投资的预期回报率升高时加大投资,预期回报率降低时减少金融投资.

在“蓄水池”理论的框架下,企业金融化的动机是为了规避风险[13].在这种情况下,企业会在资金流动性不足的情况下增加金融资产的持有量以防止现金流冲击带来的资金链断裂风险.在经济上行期,企业日常经营情况较为良好,能够通过营业业务获取充足的流动资金,企业面临的资金链断裂风险较低,对持有金融资产动力减少,进而降低了企业金融化水平.而在经济下行期,企业日常经营情况恶化,通过营业业务获取的流动资金减少,导致企业面临的资金链断裂风险加大,增强了购买金融资产的动力,最终提高了企业金融化水平.因此,基于“蓄水池”理论,本文认为在经济上行期时,企业持有金融资产动力不足而降低金融化水平.在经济下行期时,企业会增大金融化水平以应对资金链断裂风险.

在经济上行期,如果企业购买金融资产是基于“投资替代”动机,金融化程度会提高(对应H1a);如果企业购买金融资产是基于“蓄水池”动机,金融化程度会降低(对应H1b).本文据此分别提出支持“投资替代”理论的研究假设1a和支持“蓄水池”理论的研究假设1b.

H1a限定其他条件,在经济上行期,企业金融化程度提高.

H1b限定其他条件,在经济上行期,企业金融化程度降低.

2 研究设计

2.1 数据来源

本文选取2007年—2017年中国A股上市公司作为基础样本,由于计算经济周期需要前后两年的数据,因此本文的实际样本区间为2005年—2019年.同时参照现有筛选原则,本文不包含金融行业上市公司,并剔除了数据异常或者缺失的观测值和上市当年、次年的公司.企业金融化的度量变量中包含了投资性房地产,为了降低包含房地产行业所带来的噪音干扰,参照杜勇等[16],本文剔除了房地产行业的样本,最终剩余22 072个年度-公司观测值.此外,本文还对所有连续变量在上下1%分位数进行了winsorize缩尾处理,以避免极端值对研究造成干扰.文中治理结构数据来源于CCER经济金融数据库,研发投入数据来源于Wind数据库,GDP增长率、全社会固定资产投资、电力消耗和公路里程数据来自国家统计局公布的数据,其余数据均在CSMAR数据库获得,分析软件为Stata 16.0、EVIEWS 7.0和OxMetrics 6.01软件.

2.2 模型设计和变量说明

为了验证经济周期对企业金融化的影响,在参考Denis和Sibilkov[11]、胡奕明等[13]、Bieling[18]研究设计的基础上构建如下的模型(1).若经济周期GAP的系数α1显著为正,则证实经济周期与企业金融化正相关.

Financial=α0+α1GAP+α2FIRST+α3SOE+

α4DUALITY+α5SIZE+α6ROA+

α7LEV+α8CFO+α9LISTY+

α10ST+α11EPU+α12IFA+

α13FD+α14TREND+ε

(1)

模型(1)中所涉及的主要研究变量说明如下:被解释变量Financial代表企业金融化.本文基于资产配置角度,参考以往文献[4-6],采用企业持有的金融资产与期末总资产之比度量企业金融化.其中,企业金融资产包括持有到期投资、交易性金融资产、投资性房地产、可供出售的金融资产、应收股利和应收利息等科目.已有部分学者将货币资金纳入到企业金融资产范畴,本文认为货币资金虽然具有一定的金融资产性质,但企业正常的经营活动也是其重要的来源,而企业经营活动明显与外部经济景气程度相关,将其纳入到金融资产的定义中可能造成测量偏误,因此本文对于金融资产定义与杜勇等[16]相同,不包含货币资金科目,但为进一步加强研究结论的稳健性,在后文中采用替换变量进行检验.

解释变量GAP表示经济周期.参考已有文献研究[19, 20],本文采用HP滤波和BK滤波法进行衡量,分别以GAPHP和GAPBK表示.滤波方法剔除实际GDP同比增长率趋势项以获得周期项,以此来反映经济周期.由图2可以看出,相较于呈现出下降趋势的实际GDP增长率,经过滤波法处理后的GAP呈现出上下规律性波动.当GAP大于0时,对应年份的GDP增长率开始呈现出增长态势,而当GAP小于0时,对应年份的GDP增长率的下降趋势更加明显.相较于GDP增长率,经过滤波法处理后的GAP更能体现经济周期的波动情况.

图2 2007年—2017年GDP增长率和GAPFig.2 GDP growth rate and GAP from 2007 to 2017

首先是HP滤波的具体计算过程.HP滤波本质上是一种高通滤波,属于消除长期趋势方法,可以将实际产出序列分解为趋势部分与周期部分,且具有较少地损失序列首尾信息的优势.这种滤波方法的核心是利用式(2)计算得到一个平稳序列st,st就是长期趋势部分.

(2)

在式(2)中,yt为中国统计局发布的GDP实际增长率.通过HP滤波法得到GDP实际增长率中的长期趋势st以后,将yt减去st可以得出周期性波动部分GAPHP.如果GAP大于0,说明实际GDP增长率在长期趋势之上,经济处于上行周期,反之则意味着实际GDP增长率在长期趋势之下,经济处于下行周期.GAP值越大,经济周期的扩张程度越高.此外,参考Ravn等[20],HP滤波的平滑参数λ取值为6.25.

然后是BK滤波的计算方法.BK滤波法将特定频率的周期波动成分剥离出来,得到的周期波动成分是平稳时期序列,与样本期间无关,本质上也是一种消除趋势方法.具体的计算公式如下

(3)

对于控制变量,本文借鉴已有研究选取了内部治理、公司特征和外部宏观环境等三类可能影响企业金融化的变量[21-24].1)内部治理类变量:第一大股权集中度FIRST(等于第一大股东股份与总股份之比)、最终控制人性质SOE(若该上市公司的主要控股人为国有控股则为1,否则赋值为0)、两职合一DUALITY(若该上市公司董事长兼任总经理取值为1,否则为0).2)公司特征类变量:企业资产规模SIZE(等于总资产的自然对数)、企业业绩ROA(等于企业年末净利润与总资产之比)、资产负债率LEV(等于总负债与总资产之比)、经营净现金流CFO(等于年末经营现金流与总资产之比)、上市时间LISTY(等于当前研究年度减去企业上市年度再加一)、股票交易状态ST(若企业交易正常则为0,否则为1)等.3)宏观经济类变量:经济政策不确定性EPU(等于中国经济政策不确定性月度指数的年度均值再除以100)、固定资产投资状况IFA(等于全社会固定资产投资与GDP之比)和各地区金融发展程度FD(等于公司所在省份金融机构贷款总额与GDP之比).此外,为降低与年度趋势变化相关的遗漏变量的影响,本文还控制了时间趋势变量TREND(等于年度序列变量).

3 实证检验与结果分析

3.1 描述性统计

表1列举的是本文主要研究变量的描述性统计结果.企业金融化Financial均值为0.032 1,标准差为0.065 7,最小值为0.000 0,最大值达到了0.390 1,这说明当前中国企业间金融化水平存在一定的差距,甚至部分企业没有配置金融资产.经济周期GAPHP的最小值和最大值分别等于-0.016 8和0.015 9,最大值和最小值之间相差0.032 7,进一步地,标准差和平均值分别等于0.007 1和-0.000 2,以上数据反映出中国的经济周期波动较为明显,不同时期的经济状况有所不同.另一个经济周期变量GAPBK的描述性统计与GAPHP相似,这里不再重复叙述.

表1 主要变量的描述性统计Table 1 Statistical description for main variables

3.2 回归结果分析

本文采用面板固定效应法来控制不随时间变化的无法观测的个体固定效应和行业固定效应,回归结果如表2所示,被解释变量为企业金融化Financial,解释变量为经济周期GAP.其中,表2第(1)列的结果显示,GAPHP的估计系数为0.315 4,在1%的水平上显著为正(t值为7.628 6);第(2)列中GAPBK的估计系数为0.411 4,在1%的水平上也显著为正(t值为11.037 1),两列结果表明在经济上行期,企业金融化程度提高,结果支持了研究假设1a.造成上述结果的原因可能在于,当前中国上市公司逐利动机较强,在经济上行期时,金融投资收益率较实体经济投资收益率的差距扩大,促使企业提高金融资产配置比例以实现利益最大化,企业金融化程度随之提高.

表2 经济周期对企业金融化的影响回归结果Table 2 Regression results of the impact of business cycles on corporate financialization

从表2第(1)列的控制变量可以看到,企业资产规模SIZE显著为负,说明资产规模越大的企业,经营状态越稳定,对金融资产投资的利润诉求有所减少.企业业绩ROA的系数在1%水平上显著为负,原因可能在于业绩较好的公司往往在行业中处于领先地位,能够从主营业务中获得较高的稳定收益,通过金融资产获得更高收益的动机被削弱,进而抑制了其金融化程度.资产负债率LEV的系数显著为负,可能的原因在于债权人对企业资金使用范围有所限制,使得企业无法将资金用于购买金融资产.股票交易状态ST的系数显著为正,说明股票交易状态出现问题以后,公司会提高金融资产比例.经济政策不确定性EPU显著为正,可能是因为管理者希望通过增持流动性资产来对冲外部环境对主营业务的不利冲击.

3.3 稳健性检验

3.3.1 工具变量法

企业金融投资的增加可能会抑制实体投资,造成“经济空心化”,进而对经济周期产生影响.可以看出,经济周期可以对企业金融化产生影响,反之,企业金融化也会反作用于外部宏观经济.为了解决两者互为因果关系和可能因遗漏变量而产生的内生性问题,本文选取电力消耗(等于全国当年总电力消耗)和公路里程(等于全国当年公路里程与全国总面积的比值)作为工具变量进行检验,选取理由在于:1)电力是国民经济发展的重要动力[25],为各行业的发展提供能源供给.电力消耗对于宏观经济增长具有重要的影响[26, 27],不同的电力消耗状况反映出经济周期的不同阶段,因此电力消耗与内生解释变量具有较强的相关性.2)交通设施建设有利于提高产业集聚和经济开放程度,降低资源要素重组成本[28,29],带动经济增长,满足工具变量的相关性假设.3)电力消耗和公路里程反映的是该省能源消耗和交通设施建设情况,不会直接影响企业投资金融资产的意愿,具有较强的外生性.此外,表3报告了工具变量法的检验结果,其中rk LM统计结果表明工具变量在1%水平上拒绝“不可识别”原假设,Wald F统计量均大于Stock-Yogo检验在10%显著水平上的临界值19.93,说明两个工具变量基本不存在弱工具变量问题.

表3 工具变量法回归结果Table 3 Regression results of instrumental variable method

表3第(1)列中GAPHP的回归系数为0.134 8,在5%的水平上显著为正(z值=2.330 9);第(2)列中GAPBK的回归系数为0.254 7,在1%的水平上显著为正(z值=4.786 5),结果联合表明在考虑了内生性问题后,假设1a仍然成立.

3.3.2 受限样本选择性偏差

从表1描述性统计分析可以看到,企业金融化的取值范围为非负正数,且部分企业金融化集中为0,这些企业可能受到某些无关因素的影响,导致模型产生样本选择性偏差.因此,本文将采用Tobit模型回归来排除这类因素的干扰.表4为采用的Tobit模型回归结果,回归下限设置为0,表4第(1)列中GAPHP的回归系数为0.311 0,在1%的水平上显著为正(t值=6.122 2);表4第(2)列中GAPBK的回归系数为0.320 4,在1%的水平上也显著为正(t值=9.453 4),结果依旧支持研究假设1a.

表4 Tobit模型回归结果Table 4 Regression results of Tobit model

3.3.3 企业金融化替代变量

前文中对企业金融资产的定义为持有到期投资、交易性金融资产、投资性房地产、可供出售的金融资产、应收股利和应收利息等,为了对企业金融化进行更全面的测量,本文参考宋军和陆旸[22]的做法重新定义金融资产,即在原有的定义中加入了非实业长期股权投资和短期投资进行度量.表5为重新度量企业金融化的回归结果,表5第(1)列的结果显示,GAPHP的回归系数为0.271 5,在1%的水平上显著为正(t值=5.015 8);表5第(2)列中GAPBK的回归系数为0.361 7,在1%的水平上也显著为正(t值=7.268 0),说明扩大了企业金融化的定义后,研究假设1a依旧成立.

表5 企业金融化替代变量回归结果Table 5 Regression results of substitution variables for corporate financialization

3.3.4 经济周期替代变量

前文中经济周期的度量方法采用的是HP滤波和BK滤波法,本文采用CF滤波法和CL滤波法重新计算经济周期进行稳健性检验.

表6的第(1)列中GAPCF的回归系数为0.163 8,在1%的水平上显著为正;表6第(2)列中GAPCL的回归系数为0.363 7,在1%的水平上显著为正,与研究假设1a的结论一致.

表6 经济周期替代变量回归结果Table 6 Regression results of substitution variables of the business cycle

3.3.5 删去金融危机样本

2007年发生的世界金融危机对中国经济造成了冲击,导致经济周期出现较大波动,上市公司受到不同程度的影响,直到2009年上市公司的净资产收益率才开始回升.为此,本文参照王亮亮[30]的研究,将2007年—2009年定义为受金融危机期间,删除受金融危机期间样本重新进行回归,从而检验研究结论是否受到金融危机的干扰.表7报告了回归结果,表7第(1)列和表7第(2)列经济周期的回归系数的符号均与前文保持一致,假设1a再次得到验证,说明剔除受金融危机样本后结果基本不变.

表7 删去金融危机样本回归结果Table 7 Regression results of deleting the financial crisis sample

4 进一步研究

前文的分析结果表明经济周期对企业金融化产生了正向影响,其主要动机是获取更多利润.有文献从微观企业层面验证了公司内部治理因素会影响企业金融化动机,公司对管理者的监督和激励措施会影响管理者的短视行为,公司在外部融资较为困难和不同的行业环境下也可能会改变持有金融资产的动机.因此在不同的公司治理和企业特征下,经济周期对企业金融化的影响是否会发生变化?本文将从企业所有者对管理者施加的业绩压力、采用的激励政策、财务环境和行业竞争等四个方面,进一步研究在不同的微观企业情境因素中经济周期对企业金融化的影响差异,从而丰富经济周期和企业金融化的情境因素研究.

4.1 业绩压力的情境分析

经营战略、资产配置和投资策略的直接决策者是企业管理者,管理者要对股东利益负责并接受股东的监督,即股东对管理者制定的业绩考核.如果管理者不能完成业绩考核目标,就可能受到薪酬降低的惩罚,甚至面临降职或者解聘.因此,如果上年业绩表现不佳,股东会对公司高层管理者施加压力,要求管理者在短期内提高企业业绩,加剧了企业通过购买金融资产来提升短期业绩的动机.宋军和陆旸[22]研究证实当公司的主营业务收益率越来越低甚至为负时,公司更有可能去投资金融资产来获取价差收益.据此,本文认为企业管理者面临较大业绩压力,企业对投资金融资产来获得较高短期收益的需求将会更加强烈,即业绩压力通过影响管理者加强了企业“投资替代”动机,那么当经济上行、金融投资的预期回报率升高时,企业金融化水平得到进一步提高.相反的,如果企业管理者的业绩压力较小,对于短期回报的需求下降,进而弱化了企业“投资替代”动机,经济周期对企业金融化的正向影响被削弱.

为考察业绩压力对经济周期影响企业金融化的情境差异,本文构建了业绩压力MP变量,采用杜勇等[31]对主营业业绩的定义方式,即主营业业绩等于营业利润与对联营企业和合营企业的投资收益之和减去投资收益和公允价值变动损益后用总资产进行标准化.如果企业当年主营业业绩小于去年主营业业绩,MP赋值为1,否则为0.MP比较企业当年业绩与去年业绩,本文认为如果当年业绩较去年业绩有所下滑,高层管理者面临的业绩压力也越大.

表8列示了按照业绩压力MP是否为0的分组多元回归分析结果,第(1)列高业绩压力组的经济周期GAPHP系数为0.448 3,低业绩压力组的经济周期GAPHP系数为0.211 9.表8第(2)列高业绩压力组的经济周期GAPBK系数为0.576 6,低业绩压力组的经济周期GAPBK系数为0.304 9.两列结果都表明,高业绩压力组的经济周期GAPHP系数要高于低业绩压力组,且t检验的结果均在1%水平上显著.结果表明业绩压力强化了经济周期对企业金融化的促进作用.高层管理者在面临较大压力时,对企业短期业绩提升的需求更高,在经济上行期投资金融资产的可能性也更大.

表8 业绩压力的情境分析回归结果Table 8 Regression results of contextual analysis of performance pressure

4.2 高管持股的情境分析

紧接上文分析,业绩压力通过影响管理者加强了企业“投资替代”动机,而高管持股也会对高管产生一定压力,进而引发可能的短视行为.具体来说,高层管理者掌握了企业资产配置的决策权,会选择对自身最有利的配置策略.在经济上行期、金融投资收益走高的情况下,管理者为满足股东的利益诉求会偏向于提高金融资产比例.这种短视行为虽然会在短期内提升企业业绩,但在长期中损害了公司价值,因此现代公司治理会对管理者采取一定的激励措施.作为高管激励制度之一,授予高管公司股份的目的在于缓解代理成本,将公司长远发展与高层管理者利益绑定起来,降低机会主义行为发生的概率,进而勉励高层管理者从长远角度来对企业资产配置做出合理决策.然而,高管持有的股份需要高管承担股票贬值的损失,提升了高管面临的业绩压力,致使其在经济上行时加大企业金融化水平.

为验证高管持股在经济周期与企业金融化之间的作用,本文按照高管持股比例是否大于中位数设置两个样本,模型中被解释变量为企业金融化,回归结果如表9所示.受样本收集、筛选或者计算限制,高管持股比例和融资约束数据经过计算和筛选后出现样本缺失,样本量有所缩减.表9第(1)列高持股比例组的GAPHP系数为0.391 5,而低持股比例组的GAPHP系数为0.299 8,由此可见高持股比例组的GAPHP系数更大,两者的样本t检验在5%水平上显著.表9第(2)列高持股比例组的GAPBK系数为0.558 4,低持股比例组的GAPBK系数为0.326 3,高持股比例组的GAPBK系数也更大,两者的样本t检验在1%水平上显著.以上结果表明高管持股促进了经济周期对企业金融化的正向作用.

表9 高管持股的情境分析回归结果Table 9 Regression results of context analysis of senior management holdings

4.3 融资约束的情境分析

企业所处的融资环境可能对企业金融化动机产生一定的影响.金融资产本身具有风险储备和投资收益两种特征,企业金融化可以同时存在“蓄水池”动机和“投资替代”动机.由前文的理论分析和实证结果来看,当前中国上市公司金融化的主要动机是“投资替代”,但这并不是说明企业购买金融资产不存在“蓄水池”动机.“蓄水池”动机的体现往往与企业资金状况紧密相连,企业的资金缺口越大、融资约束越强,“蓄水池”动机就会加强,“投资替代”动机被削弱.因此,当面临较为严重的融资约束,企业为避免因资金链断裂而造成的财务风险[32],会更加理性看待金融资产带来的收益,合理评估金融投资所带来的风险,规避风险动机得到增强.在经济上行期,融资约束较高的企业对通过金融资产获得额外收益的诉求减弱,“投资替代”动机弱化,继而降低了企业金融化.依据上面分析,本文预期融资约束较高的公司,经济周期对企业金融化的促进作用被削弱.

为验证融资约束的作用,本文参考Kaplan和Zingales[33]、Lamont等[34]来计算KZ指数,并按照KZ指数是否大于中位数设置两组样本.回归结果如表10所示,表10第(1)列高融资约束组的GAPHP系数为0.272 4,而低融资约束组的GAPHP系数为0.301 9,低融资约束组的GAPHP系数更大,两者的样本t检验在5%水平上显著.表10第(2)列低融资约束组的GAPBK系数也更大,样本t检验在10%水平上显著.以上结果表明融资约束削弱了经济周期对企业金融化的正向作用.可能因为融资约束限制了企业对金融资产的购买能力.

表10 融资约束的情境分析回归结果Table 10 Regression results of situation analysis of financing balances

4.4 行业竞争的情境分析

除了自身因素外,企业所处的行业竞争可能会对经济周期与企业金融化之间的关系产生影响.在行业竞争较为激烈时,企业会更加关注金融资产的收益能力,利用各类投资方式来获取较高收益,以此在行业竞争中取得优势地位.在这种情境下,企业“投资替代”动机得到增强,从而提高了经济周期对企业金融化的促进作用.在市场竞争较低的行业中,企业取得了一定的垄断地位,能够利用手上的垄断资源来获取超额收益,对金融资产的收益能力关注下降,从而削弱了经济周期与企业金融化之间的正向关系.本文预期处于低行业竞争的公司,经济周期对企业金融化的促进作用被削弱.

为验证行业竞争在经济周期与企业金融化之间的作用,本文按照营业收入计算了赫芬达尔指数,根据赫芬达尔指数是否大于中位数将样本分为两组,模型中的被解释变量为企业金融化,由表11可以看出,表11第(1)列和表11第(2)列高行业竞争组的经济周期系数显著为正,低行业竞争组的经济周期系数为负,t检验结果显著,结果表明行业竞争强化了经济周期对企业金融化的促进作用.可能的原因在于低行业竞争中企业垄断性较高,企业可以利用垄断优势来获得超额收益,从而降低了经济周期对企业金融化的作用.

表11 行业竞争的情境分析回归结果Table 11 Regression results of contextual analysis of industry competition

5 结束语

近年来越来越多中国非金融企业脱离主营业务、参与到虚拟经济来获取利润,对实体经济的不利影响逐渐显现,金融化动因研究也日趋重要.因此,本文通过2007年—2017年中国资本市场上市公司的相关数据,实证检验了经济周期对企业金融化的影响,并考察了上述影响关系在不同业绩压力、高管持股、融资约束和行业竞争下的情境差异.实证分析发现,在经济上行期,企业金融化显著增强.为了增强回归结果的可靠性,本文针对因逆向因果、样本选择受限偏差等内生性问题进行了一系列稳健性检验,得到的结果再次验证了本文的研究结论.本文进一步的研究发现,较高的业绩压力促使企业在经济上行期提高企业金融资产配置,验证了管理者在面临较大的业绩压力时对追求公司短期利润提升的动机加强.高管持股加强了经济周期对企业金融化的正向影响,反映了高管持有公司股份可以增强经济上行期管理者的短视投资行为.融资约束在一定程度上弱化了经济周期对企业金融化的促进效应,原因在于企业在面临融资约束时,会为避免资金链断裂而理性看待金融资产投资,规避风险动机得到增强,追逐利润动机随之减弱.在高行业竞争样本中经济周期对企业金融化的促进效应加强,原因在于行业竞争强化了企业“投资替代”动机.

围绕研究结论,本文的实践意义和政策启示主要表现在以下两个方面.第一,政府应关注经济周期上行时的企业金融化行为.本文的研究发现当经济周期上行时,企业金融化程度提高,原因在于企业基于逐利动机,在经济上行期会通过购买金融资产来获得超额收益.因此,考虑到实体经济在中国深入推动经济高质量发展过程中的重要地位,政府要关注经济周期上行时的企业金融资产配置行为.第二,政府可依据不同情境因素有区别地引导经济周期上行期的企业金融化行为.具体地,结合本文研究发现较低的业绩压力、高管持股和行业竞争、较高的融资约束会抑制经济周期对金融化的促进作用.因此,政府在对待经济上行期企业金融化行为时,需要着重关注业绩压力、高管持股和行业竞争较大、融资约束较少的企业在经济上行期时的金融化行为,引导企业合理优化金融资源配置.