2017 年再融资新规对实体企业金融化的抑制作用研究

□ 王冬梅 石婷婷

（中国科学院大学 经济与管理学院，北京 100190）

一、引 言

在过去较长时间里，由于政策支持及行业垄断性，金融和房地产行业成为市场中的“暴利”行业，为获得高回报，实体企业纷纷配置金融资产，“实体企业金融化”引起了社会各界广泛关注和讨论。国家也出台相关政策不断强调金融服务实体的理念。2017 年2 月，证监会修订了《上市公司非公开发行股票实施细则》，发布《发行监督问答—关于引导规范上市公司融资行为的监管要求》。本文为方便表达，将此次新修订文件简称为“再融资新规”。再融资新规的主要目的是引导和规范上市公司的再融资行为，政策重点调整的内容之一是对再融资企业的金融资产配置做出限制规定。在2017 年再融资新规实施之前，资本市场一直沿袭2006 年再融资政策，融资约束较小、监管较松，上市公司再融资市场活跃，但也导致了一系列问题，如过度融资、短期套利、资金使用不当等，部分原本应该用于实体企业生产制造的资金转而投向金融资产，实体企业金融化程度不断提高。根据再融资新规，非金融上市公司申请再融资需满足若干条件，包括公司在上一期末不可持有长期或大规模的可供出售的金融资产、交易性金融资产、借予他人款项和委托理财等财务性投资。此规定适用于上市公司增发、配股和可转债等所有再融资方式，具体内容在2018 年10月15 日证监会《再融资审核知识问答》中体现。再融资新规的融资限制性规定预期将明显影响实体企业的金融资产配置，起到一定的抑制作用。2020 年2 月14 日，证监会又发布了《关于修改<上市公司证券发行管理办法> 的决定》、《关于修改< 上市公司非公开发行股票实施细则> 的决定》等再融资新规，简称“2020 再融资新规”，主要对上市公司再融资条件进行了精简，包括扩大发行规模、降低发行底价、拉长批文有效期、扩大发行对象等一系列松绑政策。由此，非公开发行市场不断活跃，大量上市公司开始将再融资提上日程。据Wind 数据库统计，A 股市场再融资的上市公司由2019 年的451 家增加到2020 年的650 家。但2020 年再融资新规对再融资企业金融资产的配置限制并没有改变，仍要求减少企业的金融资产规模以满足监管要求，再融资的资金需进行专户管理且必须用于募集说明书中较为明确的资金用途。2020 年再融资新规对当年及之后有再融资行为的实体公司的金融化程度或将有一定抑制作用。但鉴于2020年新规实施时间太短，所以本文只考察2017 年新规对实体企业金融化的治理效应。

目前已有不少关于政策规定如利率优惠、减税降费等对企业金融化的影响以及作用机理的研究。而针对2017 年再融资新规的影响研究，已有文献大多集中在新规对宏观经济的影响，而对微观企业的影响研究大多集中在其对企业融资情况及方式的影响，鲜见对实体企业金融化治理效应的相关研究。再融资新规中增加了对于有再融资需求的企业的金融资产配置要求及所募资金用途的监管要求，这一规定显著影响再融资企业对于募集资金的使用及其金融资产配置，预期在再融资新规的影响下，实体企业将会减少金融资产配置。本文试图将再融资政策与实体企业金融化进行有机联系，探讨2017 年再融资新规对实体企业金融化的影响。本文贡献在于丰富了对再融资新规的政策效应研究、实体企业金融化行为影响因素及治理效应研究。

二、再融资监管政策的演变

再融资一般指上市公司的再次筹资行为。主要方式包括配股、定向增发、公开增发以及发行可转换公司债券等[1]。再融资对于上市公司成长和发展具有重大意义。近几年，大多数上市公司进行再融资时倾向于选择定向增发或者可转债方式。定向增发最大的优点是发行要求较低，无需相关担保，但是发行对象的数量不能超过10人，投资者通过公司定增认购的股票有较长锁定期，可能面临较大风险。而可转债在转股前不会稀释原有股权，但公开发行可转债对于发行人的资产、盈利以及分红等都有较严格的要求。

我国政府对上市公司再融资的监管较为严格。1998年以前，上市公司只允许采用配股方式进行再融资，增发、可转债等融资方式是后来引入的。较为正式且全面的再融资监管政策可以追溯到2006 年发布的《上市公司证券发行管理办法》，该办法首次对上市公司的公开增发行为进行了明确规定，之后又进行了具体调整。2017年再次对再融资行为进行了新的规定，主要目的是整顿市场中的过度融资、资金脱实向虚等问题。2020 年，为了应对疫情对经济的冲击，鼓励实体企业创新发展，证监会再一次修改了再融资政策，解除了上市公司再融资的部分限制，但仍没有放松对拟再融资公司金融资产配置的限制。再融资监管政策的演变过程如下表1 所示。可见2006 年《上市公司证券发行管理办法》中已有对于拟再融资公司最近一期末金融资产配置的限制，2008 年修订的《上市公司证券发行管理办法》中沿用了上述规定且对募集资金的用途也有不得配置于金融资产的限制。2017 年新规和2020 年新规继续沿用了对拟再融资公司最近一期末配置金融资产的限制规定，但2017 年新规特别强调要坚持服务实体经济导向，避免实体企业的资金“脱实向虚”。

表1 再融资监管政策的演变

三、文献回顾

（一）再融资政策的效应研究

关于2017 年再融资政策调整带来的影响，孙臻[2]通过分析得出2017 年再融资政策调整下企业应当根据自身发展运用相适应的再融资方式的结论。邱能彦[3]基于2017 年再融资政策调整的背景对上市公司定增后的长期和短期绩效进行研究，结果表明再融资新规对改变上市公司通过定向增发进行再融资的方式具有正的宣告效应，且实证分析表明再融资新规对于进行定增的上市公司具有较明显的作用。孙洁[4]以星星科技公司为例，分析了2017 年再融资政策调整和减持新规对企业债务融资行为的影响。杜雨林[5]研究发现2017 年出台的再融资政策对上市公司再融资方式的选择具有显著影响，上市公司再融资偏好由原来的定向增发转向可转债融资。王钰琪[6]运用DID 模型检验了2017 年出台的再融资政策对企业并购支付方式的影响。邹格曼[7]通过实证分析发现再融资新规对可转债市场溢出效应并没有增强作用，且对股票市场的溢出效应也没有增强作用，而是提升了两个市场各自的效率。

（二）实体企业金融化相关研究

关于实体企业金融化，蔡明荣，任世驰[8]认为可从资源配置方式和企业利润构成中资本增值占比两方面阐述。戴赜等[9]总结了三种实体企业金融化的动机，蓄水池动机、投机动机以及实体中介动机，并给出了三种企业金融化的度量方式。刘笃池等[10]、盛明泉等[11]发现企业金融化负向影响企业全要素生产率。王红建等[12]、郭丽婷[13]、肖忠意等[14]发现实体企业金融化会抑制企业创新。杜勇等[15]研究发现实体企业金融化不利于企业未来主业的良好发展。

由于国家经济发展的过度金融化，以及实体企业金融化对于企业生产经营及未来发展存在不利影响，因此，一系列政策及企业内部治理规范纷纷出台，关于实体企业金融化的治理研究也由此展开。张晓玫等[16]使用我国新三板2007-2017 年的数据，检验了普惠金融政策对中小企业金融资产配置的治理效应。结果发现，普惠金融政策被扭曲，导致本末倒置，反而助长了中小企业金融化趋势，并对企业正常经营产生了挤出效应。熊剑，陈栋[17]实证研究发现利率优惠政策可对本土实体企业的金融化产生积极的治理效果。庞凤喜，刘畅[18]认为税收负担是导致实体企业金融化的重要诱因。吴秋生等[19]实证发现减税降费通过缓解融资约束、提高投资效率抑制实体企业金融化。后小仙，郑田丹[20]发现税收返还和财政贴息会助推企业显著提升金融资产配置比重，而研发补贴则会导致企业固定资产投资比重上升。魏卉，刘亚梦[21]研究发现所得税税率优惠通过激励企业创新投资和固定资产投资从而对实体企业金融化具有抑制作用。王蓬等[22]发现自贸区设立能显著降低实体企业金融化水平。

刘姝雯等[23]提出企业履行社会责任可显著抑制非金上市公司的金融化。顾雷雷等[24]实证发现企业社会责任对企业金融化的助推效应仅在外部监管力度较弱的非国有企业和内部治理水平较低的低股权集中度企业中存在。

王瑶，黄贤环[25]实证发现良好的内部控制能够显著抑制实体企业金融化。窦炜，张书敏[26]研究表明政府审计的实施显著抑制了中央国有上市企业的金融化。吴秋生和黄贤环[27]提出集团设立财务子公司对实体企业的金融化程度有很明显的抑制作用。柳永明，罗云峰[28]发现多元化股权投资缓解了金融化的投资挤出效应。公司治理机制与投资者保护机制的改善和优化在一定程度上可抑制实体企业金融化。徐光伟等[29]发现股权激励制度和财政激励制度的合理设计以及本地国有股权参股家族企业可抑制非金上市公司的金融化。曹丰，谷孝颖[30]发现非国有股东委派董监高能够通过降低盈余管理和提升主业业绩而抑制国有企业金融化。赵彦锋等[31]发现多个大股东对实体企业金融化尤其是长期金融资产的配置具有显著的抑制作用。

杜勇，邓旭[32]发现融资融券加剧企业金融化只存在于产品市场竞争较弱、机构和管理层持股比例较高和处于牛市行情等情形中。陆蓉，兰袁[33]认为我国的融资融券制度对实体企业金融化没有发挥治理效应，但该文的金融资产统计口径过于宽泛，结果证实的是我国实施的融资融券制度显著提高了实体企业的投资性资产占比[34]。张行[35]将实体企业金融化与企业再融资结合起来，基于可转债视角发现了企业金融化对再融资方式的选择具有较大影响。

（三）文献综述述评

现有文献关于实体企业金融化治理对策有效性的讨论较多，不但包括普惠金融政策、利率优惠政策、减税降费政策的治理效应的讨论，还有关于企业社会责任、内外部监管和公司治理的治理效应的讨论。但直接就融资融券制度对企业金融化的影响进行讨论的文献较少，针对再融资新规对上市公司再融资及其市场表现的影响进行研究的文献也不多。截至目前，还未有专门就再融资新规对企业金融化的影响进行研究的文献。所以，本文选择再融资新规对实体企业金融化的抑制作用这一选题进行研究就具有较大的理论价值和较强的现实意义。

四、研究假设的提出

2017 年再融资新规规定非金融行业的上市公司在进行再融资之前不得持有数额较大、期限较长的金融资产。基于有效市场假设和信号传递理论，再融资新规向资本市场释放出的引导实体企业资金“脱虚向实”的意图应该能得到拟再融资公司的积极响应，从而调整其金融资产的配置。再者，2020 年出台的再融资政策沿袭了2017年的规定，因此可以在一定程度上说明2017 年的再融资新规对于政策出台后进行了再融资或出台了再融资预案的上市公司的金融化具有一定的治理效应。虽然杜勇、邓旭[32]和陆蓉、兰袁[33]的结论是，我国融资融券制度对企业金融化没有发挥治理效应，甚至加剧了实体企业金融化的趋势。但是，杜勇、邓旭[32]指出，这种情况主要出现在企业产品市场竞争较弱、机构和管理层持股比例较高、以及处于牛市行情中的情况下，而陆蓉、兰袁[33]的结论则基于过于宽泛且统计口径不够准确的金融资产数据。所以本文以2017 年的再融资新规为背景，采用双重差分模型（DID）来验证再融资新规是否具有抑制上市实体企业金融化的效果。特提出如下假设1：

H1：2017 年的再融资新规对于在2017 年之后有再融资预案的非金融上市公司的金融化具有抑制作用。

Song 等[36]研究发现，在中国企业的发展中，存在一些不同于其他国家的特征，其中一点就是：国有企业相对于民营企业来说在融资方面存在一定的“比较优势”，特别是向银行借款等间接融资方面。因此民营企业会倾向于配置更多流动性较强的金融资产发挥“蓄水池效应”。而国有企业受到的政府管控更多，在政府大力推行经济“脱虚向实”的背景下，国有企业对于金融资产的投资要比民营企业受到更严格的约束。特提出如下假设2：

H2：2017 年再融资新规对民营企业金融化的抑制作用要大于国有企业。

五、实证分析

（一）样本及数据来源

本文数据来源于wind 数据库2013-2020 年沪深A 股上市公司。由于国内对于经济金融化的研究及重视始于2013 年，而2020 年出台了新的再融资政策，因此本文窗口期始于2013 年，并于2020 年结束。2017 年的再融资新规主要影响的是在2017 年及之后有再融资预案的公司。借鉴张晓玫等[16]的研究，对于上述样本进行了如下处理：

1、剔除了申万一级行业中的银行、非银金融以及房地产行业的样本和数据缺失比较严重的样本；

2、剔除了ST、*ST 上市公司；

3、对所有连续变量进行上下1%缩尾处理以消除离群值的影响。

最后得到了18502 个样本观测值。

（二）变量定义与说明

1、被解释变量

在现有研究文献中，大多数研究将企业金融化界定为实体企业将资金配置于金融资产并依靠金融渠道获利的行为[37]。关于实体企业金融化程度的测度，主要分为两大类，一类是沿用Demir[38]的定义，以金融资产占总资产的比例进行界定；另一类是以金融投资收益占营业利润的比例进行界定[20]。相较而言，前者更具可操作性。但关于“金融资产”的认定范围可谓千差万别。差异主要集中在货币资金、衍生金融资产、长期股权投资和投资性房地产是否计入金融资产内。本文选择用交易性金融资产、可供出售金融资产、其他债权投资、其他权益工具投资、其他非流动金融资产、持有至到期投资和债权投资之和与总资产之比来度量实体企业金融化程度。由于货币资金不好判定是否超过正常需求；衍生金融资产具有风险对冲作用；长期股权投资一般出于企业战略意图而持有，与经营活动的关联度较大，所以这三项资产不计入金融资产的统计口径内。我国上市公司投资性房地产绝大多数采用成本计量模式而非公允价值计量，因而不具有金融资产的属性，故排除在金融资产统计口径之外。

2、解释变量

本文运用DID 模型进行回归分析，需要确定处理组与控制组，由于再融资新规中对企业金融资产的限制主要体现在企业申请再融资时，原则上最近一期末不得持有金额较大、期限较长的金融资产。因此可以推断出，2017 年的再融资新规主要是影响需要进行再融资的实体企业的金融资产的配置，所以设置分组虚拟变量rp，若该样本公司为2017 年及之后具有增发、配股或可转债预案的上市公司，则虚拟变量rp=1，否则rp=0。并以2017 年再融资新规的实施为界，设置政策虚拟变量policy，当时间为政策实施当年及之后年份时，policy=1；在政策实施之前，policy=0。policyrp=policy*rp，表示再融资新规实施前后对处理组和控制组的影响。

3、控制变量

控制变量主要参照强国令，王一婕[39]的研究，包括第一大股东持股比例（top1）、成长潜力（sg）、代理问题程度（apd）、研发费用率（adm）、总资产收益率（roa）、资产负债率（lev）、企业年龄（age）和企业性质（soe）。

各变量定义如下表2。

表2 变量定义及说明

（三）模型构建

其中fin 表示被解释变量，即实体企业的金融资产与总资产之比；policy、rp、policyrp 均为解释变量，在本文中主要验证policyrp 的系数是否为负，若为负，则实证结果与假设1 一致，即2017 年再融资新规对实体企业金融化具有抑制效应。Controls 表示控制变量,包括企业性质（soe）等，如表2 所示。

（四）实证结果分析

1、描述性统计

由表3 可以看出fin 的均值为0.0610，最大值为0.4590，最小值为0，表明选取的样本中，企业的平均金融化程度为6.1%，并且不同企业金融化程度差异较大，金融化程度最高的企业配置了45.9%的金融资产。解释变量rp 的均值为0.459，表示选取的企业样本中在2017-2020年有45.9%的上市公司公布了再融资预案，policyrp 的均值为0.281，表明样本中有28.1% 的企业在2017 年及之后公布了再融资预案。与此同时也可以看出，其他控制变量也具有较大的差异。

表3 描述性统计结果

2、相关性分析

在对被解释变量、解释变量以及控制变量进行了简单的描述性统计分析后，需进一步对自变量中的连续变量进行相关性检验，目的在于检测相互之间是否存在严重的多重共线性。Pearson 相关检验结果如下表4 所示。

表4 相关系数表

根据Pearson 相关性检验结果可以看出，所选取的控制变量之间的相关系数的绝对值均不超过0.5，且结果大多在1% 和5% 的水平上显著相关，因此可以推断该回归方程中自变量之间不存在多重共线性，回归结果不会受此干扰。

3、平行趋势检验

使用双重差分模型的重要前提就是处理组和控制组必须满足平行趋势，即在政策实施时间节点之前，处理组和控制组的变量呈现出共同的变化趋势，但是随着政策的冲击，处理组和控制组的变化趋势开始出现差异。如图1 所示，在2017 年再融资新规实施之前，处理组和控制组的金融化程度的增长趋势大致相同，但处理组的金融化程度要低于控制组。但是在再融资新规实施之后，由于证监会特别强调金融服务实体经济发展这一点，处理组的金融化程度的增长速率明显小于控制组。因此本文使用双重差分模型来研究2017 年再融资政策的调整对企业金融化的影响，是符合平行趋势假设前提的。

图1 企业金融化平行趋势检验结果

4、回归结果分析如表5 所示，交乘项policyrp 的系数为-0.012，且在1% 的水平上显著，表明2017 年的再融资新规抑制了实体企业的金融化，即支持假设1。由于再融资新规中要求进行再融资的企业不得持有期限较长、金额较大的金融资产，因此为了满足证监会的要求，获得再融资的审批，这些需要资金的企业就会在申请再融资之前减少金融资产，最终导致企业总体金融化程度的下降。

表5 再融资新规的实施对企业金融化影响的回归结果

按照企业性质进行分组后重新进行回归，结果见表6。表6 显示，不管是国企还是民企，交乘项的系数均为负，民企的policyrp 系数为-0.016，并在1% 的水平上显著.国企的policyrp 系数为-0.007，并在10%的水平上显著。与此同时还可以观察到，民企的policyrp 系数的绝对值是大于国企的，故而可以得出，再融资新规对民企的抑制效应更为明显，即支持假设2。这主要是由于国企在融资约束、间接借款以及信用等方面都要优于民营企业，因此民营上市公司需要通过再融资方式筹集资金时会更加倾向于满足监管要求，力求增加再融资核准的可能性。除此之外，国有企业在具备国资背景的情况下，会更加倾向于顺应国家的政策和发展方向，在近几年国内“脱虚向实”的呼声越来越高涨、国家积极鼓励金融服务实体经济的背景下，在不进行再融资时，国有企业金融资产的配置情况受到相对于民营企业更加严格的监管。与之相反，民营企业的逐利性更强，当不需要再融资时其会更倾向于投入更多资金用于购置金融资产以期获得相较于主业更高的回报。

表6 按企业性质分组的回归结果

5、安慰剂检验

考虑到本文中在2017 年再融资新规后的金融化程度的变化可能是受到了其他未发现的潜在因素的影响，而不仅仅是新规带来的影响，因此在本部分将采用安慰剂检验来排除。具体操作为：将再融资新规的实行时间向前推两年，即假设2015 年实行再融资新规，从而验证回归结果的显著性。即在2013 年至2015 年时设时间虚拟变量before2=0, 在2016 年至2020 年时设时间虚拟变量before2=1, 同时处理组rp=1 或0 的赋值不变，交乘项变为before2rp（before2*rp），回归结果如下表7。

表7 安慰剂检验结果

从表7 中的回归结果可以看出，将政策时间向前移两年即假设政策实施时间为2015 年后，企业金融化程度对交乘项before2rp 不显著，说明2015 年实施新规无法显著影响企业的金融化程度。可以推断出2017 年的再融资新规对实体企业的金融化程度有一定的冲击作用，而不仅仅是因为时间效应或者其他因素的影响。

六、结论与建议

本文通过选取2013-2020 年A 股上市的所有实体企业为样本，构建双重差分模型，研究了2017 年再融资新规对企业金融化的影响。主要得出以下两点结论：第一，再融资新规中对于需要进行再融资的企业的金融化具有抑制作用。第二，再融资新规对实体企业金融化的抑制作用对民营企业和国有企业有不同的效果。

本文将再融资政策与实体企业金融化联系起来，探讨2017 年再融资新规对实体企业金融化的影响。在理论层面上，不仅增加了对再融资新规的政策效应研究，也扩展了实体企业金融化行为影响因素及实体企业金融化政策治理效应的研究。

在实践层面上，通过本文的实证研究，得到再融资新规对企业金融化具有抑制作用，且再融资新规对实体企业金融化的政策效应在不同产权性质的企业中作用效果不同的结论。说明我国出台的2017 年再融资新规在一定程度上起到了促进企业和经济“脱虚向实”的作用。对于我国实体企业金融化的治理，本文得到如下启示与建议：

首先，进一步完善相关法律法规，对于企业持有金融资产和企业融资行为形成完整的制度约束，限制企业过度金融化，以及融资以进行金融资产投资。

其次，为企业提供多种融资渠道。银行等金融机构应该降低对企业尤其是中小企业的融资约束，防范民营中小企业因融资难、融资贵等问题转向企业金融化。

最后，企业应加强内部治理与内部监管，尽量减少两类代理成本，防范企业短视性，避免企业的强大投机动机和逐利性。

本文的研究不足有两点：其一是只着眼于2017年的再融资新规。随着2021 年和2022 年上市公司财务报告的可获得，后续可以开展2020 年新规对实体企业金融化的治理效应研究。其二是对再融资新规影响实体企业金融资产的配置还需要区分金融资产的类别进行更细致的研究，并就更深层的影响机理展开分析。