实体企业金融化对企业价值的影响

蔡艳萍 陈浩琦

摘要：选取2010-2017年A股上市公司面板数据，研究实体企业金融化对企业价值的影响，探究企业金融化一投资效率一企业价值的作用路径，分析融资约束水平在金融化程度与企业价值之间的异质性作用。结果表明：出于市场套利动机，实体企业金融化与企业价值之间呈现“倒U型”关系。投资效率在实体企业金融化影响企业价值过程中发挥中介效应;当融资约束较高时，金融化程度正向影响企业价值;当融资约束较低时，金融化程度负向影响企业价值。

关键词：金融化;企业价值;投资效率

中图分类号：F820.3

文献标识码： A

文章编号：1003-7217（ 2019） 03-0024-08

一、引言

当前，我国经济正处于转型的重要时期，资源和人口红利优势已经逐渐褪去，企业产能过剩、债务高企、融资困难以及市场需求不足等问题使实体产业的发展举步维艰，实体企业经营利润不断下滑。但与此同时，金融行业的利率改革、资本价格提升、土地资源稀缺使得房地产行业和金融行业成为超额回报的代表。面对金融行业的高额利润和实体经济的低迷，越来越多的企业不愿意在原有生产经营范围内深耕，而是纷纷转战金融市场。据证监会数据显示.我国实体上市公司中配置金融资产的公司数量逐年增加，2016年已达到1300多家，截至2017年末实体企业上市公司金融资产的配置比例已经达到88%左右。实体企业纷纷投身于金融市场，投资并购买金融产品及其衍生品的热情日益高涨。金融资产投资规模的扩张催生了资产泡沫，挤压了实体企业主营业务的投资，加剧了“产业空心化”问题，致使中国经济出现了“脱实向虚”的趋势。

西方国家由金融资本控制剩余价值生产的模式已经激发了诸多社会矛盾，经济过度金融化等问题导致欧美等发达国家的经济增长陷入停滞[1]。实体经济金融化业已成为影响国家经济和社会发展的战略性问题，必须得到高度重视。中国经济金融化的浪潮不仅改变了实体企业的宏观发展环境，更是深刻地影响了实体企业的投资决策和未来发展。

从宏观角度分析，金融化是金融行业规模不断扩大、地位不断提升、作用不断凸显的一种现象[2，3]。从微观的角度分析，实体企业金融化具体表现为扩大金融资产的投资规模，重视金融资本运作而忽视生产性投资[4]。目前，已有较多学者探讨了非金融公司投資金融资产的原因和动机。宋军（2015）认为实体企业由于缺乏实体经济投资机会而增加了金融资产的投资[5]。刘笃池（2016）指出非金融公司持有金融资产的动机主要有三类：发挥现金管理的“蓄水池”作用、提升资本运作能力、满足逐利性的追求[6]。已有文献资料表明，不同的金融化动机将会带来截然不同的经济结果[7]：一是经济金融化对宏观经济环境的影响。Ignacio和Hector（2014）指出金融化是导致失业效应的主要原因[8]，Bhaduri（ 2011）和Giron（2012）研究发现过度金融化能够引发金融危机[9]。二是企业金融化对企业经营效益和投资风险的影响。陆旸（2015）运用Pen-man-Nissim框架将金融收益与经营收益进行细分，发现制造业公司金融化与经营收益具有非均衡关系;刘丽娜（2018）指出实体企业金融化与股价崩盘风险正相关[10]。三是企业金融化对企业创新投入的影响。Hutton（2009）、蔡万焕（2011）和谢家智（2014）研究认为实体企业过度金融化会对企业创新产生抑制作用[11 -13]。

通过对已有文献进行归纳我们发现：第一，国内外学者的研究很少涉及到金融化与企业价值之间的关系。第二，已有研究虽然分析了企业金融化的动机，但研究结论仍存在较大差异，并且缺少实证结果的支持。第三，部分文献分析了不同投资动机导致的经济后果，但缺少对具体作用路径的分析。第四，现有研究往往将企业金融化当作一项投资行为，而忽视了企业面临的融资约束环境。因此，本文从实体企业配置金融资产的动机人手，研究实体企业金融化与企业价值之间的关系与作用路径，分析融资约束的异质性作用，以期填补现有研究的不足。

二、理论分析及研究假设

根据目前中国金融投资收益高企的现状，中国实体企业投资金融资产至少有两种动机：资金管理动机和市场套利动机。资金管理动机是指企业通过投资金融资产增加资金储备，以平滑企业资金需求，改善现金流状况，应对突发危机[14]。市场套利动机是指企业为了获取金融投资的超额回报而将大量的资本投入到金融市场[15]。根据现金流量理论，企业投资金融资产获得的现金净流入越多，表明实体企业金融化是一种资金管理行为;根据投资组合理论，投资金融资产的收益越大，表明实体企业金融化是一种市场套利行为。因此，提出如下假设：

H1a：实体企业金融化是出于资金管理的动机。

H1b：实体企业金融化是出于市场套利的动机。

金融资产投资作为实体企业投资的重要环节，应对企业的经营和发展产生有利影响，因此，必须对金融投资的效率进行探究。Richardson（2006）提出，在资源投入水平既定的条件下，可以计算出企业的最优投资规模[16]。我们将偏离最优投资规模的现象称之为无效率的资本投资。Theurillat（2010）认为企业金融化具有“蓄水池效应”，当企业面对有利的投资项目时，增加金融资产投资以获得经济利益可以为实体产业提供资金支持[17]，但如果企业没有把握住投资机会，则会导致企业整体投资效率下降。Orhangazi（2008）提出过度投资金融资产会导致实体产业的投资效率降低[18]。

近年来，随着经济下行压力增大，实体经济的利润微薄，金融资本逐渐占据主导地位。根据Crotty（2005）[19]的理论，可以将实体企业的经营看作是一个“投资组合”，当实体产业的投资利润小于金融资产的投资利润时，公司会加强对金融资产的投资，减少对实体产业的投入。从短期来看，金融资产的投资收益能够缓解由于实体产业利润下滑而导致的经营绩效下滑，甚至可以依靠金融资产的高收益实现企业价值的短期提升。纵观世界经济发展脉络，西方国家的制造业在不同时期都发展至辉煌的状态，而紧随其后的制造业金融化投机则成为了其由盛至衰的催命符。对金融资产的过度投资体现了企业经营中的短视投资倾向，不专注于发展实体业务势必会对公司的长远发展造成不利影响。

综上所述，实体企业对金融资产的投资应该适度，金融化程度的把控与企业的投资效率密不可分，既不能过于保守而导致投资不足，也不能过于激进而造成投资浪费。适度的金融投资有利于改善企业盈利状况，过度的金融投资则会导致实体产业资金供给不足，增加企业经营风险，影响企业价值提升。根据上述分析，实体企业金融化程度与投资效率和企业价值之间都存在着非线性关系，金融化程度通过影响投资效率进而影响企业价值。因此，提出如下假设：

H2：实体企业金融化与投资效率之间呈“倒U型”关系。

H3：实体企业金融化程度与企业价值之间呈“倒U型”关系。

H4：投资效率在实体企业金融化影响企业价值的过程中发挥中介作用。

在完美的资本市场中，企业不存在融资约束的问题，能够从资本市场中获得资金用于投资活动，且获取资金的成本与内源资金的成本相同。但现实中资本市场存在着诸多干扰因素，使企业不存在融资约束这一命题不再成立。现阶段中国实体企业融资难的问题愈发凸显，实体经济增长陷入迟滞，与此同时却有大量的资本投入到金融市场中。对于融资约束较强的实体企业而言，获取资金的成本较高，在进行投资选择时会更加谨慎，更倾向于平衡好金融资产投资与实业投资的关系，以期获得金融收益的同时促进主营业务的可持续发展，提高公司价值。受资本逐利性影响，对于融资约束较弱的企业，更倾向于将大量的资本投入到金融市场中，过多地投资金融资产会导致对实体产业的投资不足，对公司长远发展产生不利影响;金融资产具有高风险的特性，配置较多的金融资产必然会增加公司的投资风险，公司价值也将受到负面影响。因此，提出研究假设：

H5：当融资约束较高时，实体企业金融化正向影响企业价值;当融资约束较低时，实体企业金融化负向影响企业价值。

三、研究设计

（一）数据样本

本文选取2 010 - 2017年A股上市公司作为原始数据样本，并对原始样本数据做如下处理：剔除金融类、房地产类上市公司和不持有金融资产的公司;剔除样本期间有ST和ST*的样本以及有缺失值的样本;对所有连续变量执行1%水平下的Winsorize处理，以避免异常值干扰实证结果。最终获得1350家企业共计10800个公司年度观测值。本文所有数据来自于Wind数据库和CSMAR数据库。

（二）变量的界定

1.金融化程度。已有研究对于金融化程度的界定主要有两种：一是企业的金融收益占利润总额的比重;二是企业配置的金融资产占总资产的比重。由于企业的金融收益不总是为正，且为了体现金融资产投资具有高风险的特征，本文采用第二种方式来衡量企业金融化程度。国内学者对金融资产进行了比较系统的分类，借鉴宋军（2015）、彭俞超（2018）等[14]的研究，将实体企业配置的金融资产分为四类：一是交易类金融资产，主要包括交易性金融资产、持有至到期投资、可供出售金融资产、长期债券投资、衍生金融资产、短期投资;二是投资性房地产，我国的房地产也成为了一种特殊的金融资产，房地产投资的虚拟性和独立性使其逐渐成为金融投资中的重头戏;三是长期股权投资，这也是一种财务风险较高的资产;四是委托理财，主要包括信托产品投资、委托信贷和理财产品，具体数据可以从“其他流动资产”明细中获得。

2.投资效率。本文所研究的投资效率是指企业实际投资偏离最优投资规模的幅度。对于最优投资规模的研究，国外主流文献较常使用Richardson（2006）[16]和Biddle（2009）[20]所建立的模型，我国学者在引入这一模型的同时进行了适当的调整。本文借鉴张中华（2017）[21]、谢佩洪（2017）[22]、王克敏（2017）[23]等对中国制造业上市公司投资效率的测度，建立如下模型来衡量企业最优投资规模：

其中残差项εi，t表示企业的实际投资偏离最优投资规模的幅度。将εi，t取绝对值，|εi，t|越小，表明企业的投资越有效率。这里的投资效率（Invest）是一个逆向指标，我们将对其进行正向化处理。

3.融资约束。选择融资约束作为门限变量，门限回归要求门限变量必须是外生变量①，因此，选择固定资产占总资产的比重作为融资约束的代理变量。公司的固定资产外生于融资约束，并且可作为担保资产来获得更多的融资，固定资产越多，公司面临的融資约束程度越低。

（三）实证模型的建立

借鉴宋军、陆旸等[5]的研究设计，建立以下模型对研究假设H1进行检验。

模型（2）中X分别表示现金流人（Cash）和金融收益（ Gain），如果样本观测值的数值为负，则按-ln（- Cash）和- In（- Gain）处理。Control为控制变量，根据已有研究文献，本文分别控制了公司规模（ Size）、固定资产净额（Fixed）、资产净利率（Roa）、资本密集度（Intensity）、股权集中度（Stock）、资产负债率（Lev）、企业年龄（Age）、可持续发展率（Sustain）等变量，变量的具体详细定义见表1。

借鉴姜付秀、谢家智等[12]的研究设计，建立如下模型对H2～H4进行检验：

借鉴Edwards和Lambert（2007）[24]的分析方法研究假设H4，结合模型（3）和（4）进行分析，如果模型（5）中的β4显著为正，同时β3显著为负，则表明实体企业金融化程度与投资效率之间的“倒U型”关系通过投资效率的中介作用影响公司价值。

借鉴Caner和Hansen（ 2004）[25]的门限回归计量方法，建立如下模型对H5进行检验：模型（6）中，ql是门限变量，Υ门限值，Υ值越大，表明融资约束越弱。如果β11≠β21，则表明实体企业金融化程度对企业价值的影响存在门限值，门限值两侧的影响效果截然不同。

四、实证结果及分析

（一）描述性统计及分析

文选取的原始数据样本共有3235家公司，其中有2853家公司进行了金融资产投资，表明在现有的市场经济环境下，约有88.19%的实体企业配置了金融资产。表2呈现了主要变量的描述性统计结果oFinancial的平均值为0.122，最大值为0.928。表明金融资产在公司总资产中占据较为重要的位置，金融资产投资已成为大多数实体企业投资活动的主要内容。TobinQ的平均值为2.340，标准差为2.489，表明企业价值存在一定的差异，对企业价值的影响因素研究在数据方面存在可操作性。通过模型（1）的计算发现，在10800个公司年度观测值中，只有约0.63%的公司年度樣本不存在无效率投资的情况，而企业投资效率的平均数为0.330，说明绝大多数实体企业都存在投资效率的问题。结合企业资产负债率均值44.2%来看，实体企业进行金融资产投资的资金多来自于债务融资，投资效率问题对企业价值的潜在影响较大。股权集中度（Stocke）的均值为56.4%，金融机构持股者参与到公司经营中，一定程度上会影响实体企业投资金融资产的决策。金融机构持股者更看重资本的流动性和收益率，在一定程度上可能违背企业投资主营业务的决策，造成实体企业金融化的趋势[19]。其他控制变量根据平均数和中位数来看，基本都呈现正态分布，在此不再赘述。

（二）实体企业金融化的动机

表3是模型（2）的固定效应回归实证检验结果，回归（1）是验证金融化与现金流之间的关系，回归（2）是验证金融化与金融投资收益之间的关系，从回归结果可以看出，Gain的系数显著为正（0.0006，p<0.01），表明金融收益越高，实体企业金融资产的投资规模越大，由此可以得出实体企业金融化是出于市场套利的动机，假设H1b得到验证。借鉴Driscoll和Kraay（1998）[26]提出的“异方差一序列相关一截面相关”稳健型标准误对模型进行修正，回归（3）和（4）即为稳健估计的结果，回归（4）的结果再次证实了假设H1b成立。回归（3）中Cash的系数不显著，表明投资活动所获现金流对公司的金融投资行为并没有显著的影响，从而否定了实体企业金融化的资金管理动机。

（三）实体企业金融化与企业价值

在模型（4）中，被解释变量的一阶滞后项作为解释变量，可能会产生内生性问题。如果采用固定效应模型等传统的估计方法可能会导致参数估计无效或显著性检验无意义。由Arellano和Bond（1991）[27]提出的GMM方法能够解决此类问题，具有较高的估计效率，因此采用系统GMM估计方法。之所以不采用差分GMM，是因为如果解释变量的变化过程接近随机游走，那么差分GMM的估计结果会存在一定的偏差。系统GMM更适合“样本数量大，时间跨度小”的短动态面板数据估计。

为验证系统GMM估计的有效性，本文借鉴Bond（2001）和谢家智（2014）的思路，对模型（4）同时采用OLS、固定效应模型和系统GMM三种估计方法，并对模型进行了AR检验、Hansen检验。为消除异方差和自相关问题，对估计进行了稳健标准误处理，估计结果详见表4。表4中被解释变量的滞后项TobinQt-1的估计结果分别为0.6263、0.0107和0.3407，系统GMM的估计结果介于OLS和固定效应模型之间，与Bond等人的判断标准相符合。由表4中的（6）可知，Financialt-12的结果显著为负，而Financialt-1的结果显著为正，表明金融化程度与企业价值之间存在“倒U型”关系，假设H3得到验证。

（四）投资效率的中介效应分析

表5中，回归（1）和（2）分别加入了变量Finan-cialt-1及其平方项，结果表明公司Finan.cialt-12显著为负（一0.0132，p<0.05），说明实体企业金融化与投资效率之间呈非线性的“倒U型”关系，假设H2得到证实。在回归（3）中加入了投资效率这一中介变量，以及金融化程度与投资效率的交互项，结果显示投资效率与企业价值正相关（4.2421，p<0.1），但Financialt-12的系数依然显著为负，再次证明了假设H3成立。金融化程度与投资效率的交互项系数不显著（-3.6716，p>0.1），表明投资效率与企业价值之间的关系不受金融化程度的权变影响。综合上述各个模型和回归结果进行分析，金融化程度与投资效率之间的倒U型关系会通过投资效率的中介作用影响企业价值，因此假设H4得到验证。

（五）融资约束门限效应分析

表6的检验结果表明金融化程度与企业价值之间存在单门限，估计的门限值为0.0248。表7中Fi-nancial（qt≤Υ）和Financial（qt>Υ）都在1%的水平下显著。在高于门限值0.0248时，金融化程度与企业价值呈显著负相关，表明当融资约束较弱时，金融化程度越高，对公司价值的负向影响越大;而在低于门限值时，金融化程度与企业价值呈显著正相关，表明当企业受到的融资约束较强时，金融化程度越高，对公司价值的正向影响越大，假设H5得到验证。

（六）稳健性检验

出于稳健性的考虑，在模型构建中增加了许多的控制变量，并且所有自变量均取滞后一期的观测值。在此基础上，对静态面板数据模型采用了“异方差一序列相关一截面相关稳健型标准误”进行修正。为解决动态面板数据的内生性问题，使用了系统GMM方法并采用稳健标准误处理。为了保证实证结果的可靠性，本文更换了衡量的指标，采用金融资产增长率来度量金融化程度，金融资产增长率反映了实体企业金融资产配置的增长趋势。采用新的金融化程度衡量指标对研究假设再次进行检验，实证结果与前面的结论一致。

五、结论及启示

实体企业进行金融资产投资是出于市场套利的动机，而不是为了发挥“蓄水池”的作用。企业配置适当比例的金融资产，一方面，可以将部分收益不佳的实业资产转投入金融资产，获得更高收益从而增加公司价值;另一方面，适当的投资金融资产能够增加企业资产投资的多样化，利用投资组合的方式分散风险，在一定程度上能够提升公司的价值。此外，适当地利用债务融资来投资金融资产，在不分散公司控制权的前提下，能够通过税盾效应和财务杠杆作用提高公司价值。但对金融资产的过度投资会占用实体业务的资金资源，导致主营业务的发展受到限制，其他投资项目也会因为缺少资金而搁浅，企业整体的投资效率下降，实体企业的主营业务优势减弱势必会对公司价值产生不利的影响。结合企业面临的融资约束环境来分析，融资约束较弱的公司更容易获得资金，受资本逐利性影响，更倾向于大量地投资金融资产，可能存在过度投资的问题，导致投资效率不高，实体产业资本投入不足，从而影响了企业价值的提升。当公司受到的金融约束较强时，其对资本的利用也会更加谨慎，为了保障公司持续发展，企业会控制对金融资产的投资，只有金融资产的配置在合理范围内，才能提高企业资本的投资效率，通过投资金融资产获取的收益也能够对企业的实体产业发展提供资金支持，从而提升企业价值。

文的研究結论对于重新审视和解决现阶段实体经济“脱实向虚”的问题提供了新的思路：企业应树立正确的投资理念，将投资重点放在与主营业务相关的经营活动和研发活动中，合理配置金融资产;政府应加强对金融市场的监管，抑制金融资产的投机行为，挤出金融资本泡沫，防止企业资金过度流向金融市场。现代金融本就是产业体系中的一部分，与实体经济紧密相连、相互支撑，金融产业不是孤立的，更不能走自我循环、自我膨胀的发展道路。改革开放40年来，中国经济不断进行转型升级，金融市场和实体经济的协同并进才是我国经济得以稳健发展的根本动力。

注释：

①现有研究中衡量融资约束的方法主要是多指标综合评价方法，通过多个财务指标构建模型来判断企业的融资约束程度，主要包括KZ指数、SA指数等。但综合指数法所度量的融资约束在一定程度上存在内生性的问题，会导致研究结果出现偏差。

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