企业金融化、资产可逆性与可持续发展

董小红 孙文祥(安徽财经大学会计学院，安徽蚌埠233030)

一、引言

目前我国已从经济高增速发展模式转向经济高质量发展模式，在着力构建现代化经济体系的过程中，企业的可持续发展受到学者的广泛关注。但是，随着市场的完善以及获得信息的便捷性，企业之间的竞争也变得越发激烈，最主要的表现就是企业的营业利润率不断下降，致使企业不断陷入经营风险高、税费负担重、利润水平偏低等劣势情境中。因此，不少企业选择发放贷款、购买股票债权等持有金融资产的方式，一方面可以增加企业的总体利润，另一方面也可以避免市场的激烈竞争，这种现象被学者们称为“企业金融化”。

企业金融化既是经济发展的一种趋势，在一定程度上也是企业的理性选择。已有文献认为，虚拟经济作为实体经济发展的“助燃器”，在一定程度上形成对实体经济的“反哺”（庞凤喜等，2019）[1]。从企业个体而言，一方面通过投资股票、房地产及委托理财等金融活动，企业不仅可以获得较高的投资回报率，提高本期的净利润（谢家智等，2014）[2]，而且也有效预防了货币贬值的风险（Gordon，1995）[3]；另一方面，企业将资金投入金融活动，不可避免地会错失一些投资机会，并且增加了企业的金融风险（王永钦等，2015）[4]。另外，随着企业的金融化不断加深，也会对产业资本造成“挤出效应”（王红建等，2017；杜勇等，2017）[5-6]，抑制企业的创新投入和经营规模（谢家智等，2014）[2](78)，造成企业未来绩效的不稳定。因此，如何更好地发挥配置金融资产对企业的反哺作用和“蓄水池效应”，并避免对企业的实体投资造成的“挤出效应”，从而提高企业的可持续发展能力是最为关键的问题。基于此，本文以2007—2018年我国A 股上市公司为研究对象，探究企业金融化与企业可持续发展之间的关系，并选取资产可逆性作为调节变量，研究资产可逆性对企业金融化与企业可持续发展之间关系的调节效应。

本文可能的贡献在于：第一，在积极应对防范化解重大金融风险以及大力推进实体经济发展的背景下，研究企业金融化对企业可持续发展的影响具有重要的现实意义；第二，已有文献对企业金融化与企业可持续发展之间的关系缺乏关注，本文对这一问题展开研究，丰富了企业金融化与企业可持续发展领域的相关文献；第三，通过研究如何适度持有金融资产以利于企业的可持续发展，既为企业如何提高资产配置效率提供了参考，也为政府稳定金融市场秩序、制定相关政策提供了依据。

二、理论分析与假设提出

根据代理理论，由于信息不对称和逆向选择等问题，在企业资产投资和配置方面管理者拥有较大的自由裁量权，并且相比于制造业等实体经济，金融业和房地产业的金融投资收益率远远大于实体资本收益率，因此管理者有动机放弃部分主业投资而选择具有超额收益的金融资产投资来满足薪酬激励条约，为自己谋得私利（杜勇等，2017）[6](116)。而根据预防性储蓄理论，金融资产相比于固定资产等长期资产具有更强的流动性和更低的调整成本等特征（张成思等，2016）[7]，当未来主业投资缺乏资金时，企业可以通过出售金融资产获取额外的现金流，从而减少对外部融资的依赖，缓解投资不足的问题（彭俞超等，2018）[8]。因此企业投资金融资产的动机可分为“业务替代”动机和“蓄水池”动机（胡奕明等，2017；李顺彬等，2019）[9-10]。“业务替代”动机指的是企业为了实现短期的超额收益，投资金融资产代替部分主体业务，并且由于实体投资投入大、风险高、回报周期长等特点，企业很可能将金融资产获取的超额收益继续投资额外的金融资产，这往往会造成实体投资不断缩小、企业逐渐“空心化”的后果；“蓄水池”动机是指企业在资金富裕的时候投资金融资产，而在资金紧张的时候出售金融资产及其产生的收益，这既可以减弱主业投资对外部融资的依赖、降低财务困境成本，也使得企业在较长时期中保持企业现金流水平的稳定，提高资源使用的效率。

企业的可持续发展包括了企业的短期发展和长期发展，即企业既不能片面地追求短期利润，做出“短视”决策，另一方面，亦不能只注重长远发展而忽视了眼前的经济困境和资源约束（杜勇等，2017）[6](115)。因此企业的可持续发展能力与投资金融资产的动机密切相关。当企业投资金融资产的动机为“业务替代”动机时，企业往往会陷入“投资金融资产——获得超额收益——投资金融资产”的恶性循环中，这不仅会失去一些投资机会，造成企业的投资不足，也会逐渐增加金融资产与实体投资的比例，造成企业由实转虚（李顺彬等，2019）[10](4)，从而不利于企业的可持续发展；而当企业投资金融资产的动机为“蓄水池”动机时，通过投资金融资产，企业可以提高闲置资金的利用效率，为未来的实体投资提供一定的现金流（胡奕明等，2017）[9](181)，缓解企业的融资成本和融资约束，从而促进企业的可持续发展。企业持有金融资产的比重是企业投资金融资产动机的直接体现。基于此，提出假设1：

H1：在其他条件一定的情况下，企业金融化与可持续发展呈倒U 型关系，即当企业持有的金融资产比例较低时，企业金融化有利于企业的可持续发展，而当企业持有的金融资产比例较高时，企业金融化不利于企业的可持续发展。

实物期权理论认为，企业投资机会的选择是一项与投资项目不确定性相关的看涨期权，投资项目不确定性越大，期权的价值也就越大（刘贯春等，2019）[11]。由于投资项目的不可逆性，企业需要比较当期投资与未来投资的盈利差异进而选择具体的投资时机。这种不可逆性主要体现为处置资产时的沉没成本和机会成本（Pindyck 等，1991）[12]。一方面，当将投资资产变现时，由于资产专用性等因素，已有投资的沉没成本无法回收；另一方面，除了需要支付处置资产的交易费用和置出费用，企业还需要承担等待过程中的时间机会成本。而根据金融摩擦理论，金融摩擦对于企业融资的影响主要表现为外部融资溢价机制和抵押约束机制（谭小芬等，2017）[13]。一方面，由于资金借贷双方之间存在的信息不对称，企业的外部融资成本会高于内部融资成本，从而产生外部融资溢价；另一方面，银行等债权人会对企业的经营风险、偿付能力进行评估，并且在某些情况下，由于很难监测企业投资项目的困难增加程度，银行等债权人会对企业提出抵押资产的要求。资产的不可逆性增加了企业面临的金融摩擦复杂程度。

因此，根据实物期权理论和金融摩擦理论，资产的可逆性程度对于企业的可持续发展有着非常重要的影响。基于投资的角度，企业需要考虑投资项目的沉没成本和机会成本，而当资产的可逆性程度较低时，投资项目的期权价值和不确定性都会增加，从而使得企业会推迟或减少当期投资；另外，投资项目的可逆性度量了企业在陷入困境时的自我保护能力，较高程度的资产可逆性意味着清算价值较高，从而给企业提供的保护更多。而基于融资角度，一方面，由于外部融资成本高于内部融资成本，企业会偏向于内部融资，另一方面，基于抵押资产的外部融资，其受抵押品价值波动的影响较大，任何不利影响造成的抵押品价值下降，都会影响银行等债权人新的放贷额度和时间，从而增加企业的风险与不确定性（王永钦等，2015）[4](28)。而当资产可逆性程度较高时，企业可以通过出售资产，以较短的时间、较少的处置费用、较低的融资成本以及较小的风险和不确定性获得新的现金流。由于金融资产大多数是以公允价值计量，相对于实体投资，企业持有的金融资产的流动性以及变现性更强（张成思等，2016）[7](36)，所以在实际情况中，企业通过投资金融资产可以更好地应对企业未来面对的融资困境。基于此，提出假设2：

H2：在其他条件一定的情况下，资产可逆性会促进企业金融化与可持续发展的倒U 型关系。即当资产可逆性程度较低、企业金融化有利于企业的可持续发展时，资产可逆性会增强企业金融化对企业可持续发展的正向作用，反之亦然。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文选择2007—2018年的上市公司为研究对象，数据来源于国泰安数据库。本文根据研究需要对研究样本进行了如下处理：（1）剔除金融保险类上市公司；（2）剔除ST 或PT 处理的上市公司；（3）剔除变量观测值缺失的样本；（4）对观测样本进行双边10%的缩尾处理。剔除金融行业后，本文通过生成年度和行业哑变量控制年度和行业固定效应。

（二）变量定义

企业金融化（Fin）：本文借鉴杜勇等（2017）[6](120)的做法，采用当期金融资产占总资产的比重来衡量企业金融化程度。本文界定的金融资产包括长期股权投资、交易性金融资产、持有至到期投资、投资性房地产、可供出售金融资产和衍生金融资产六类。

可持续发展能力（Sus）：借鉴靳曙畅（2019）[14]方法，通过范霍恩可持续发展模型构建企业可持续发展指标对上市公司可持续发展能力进行衡量，具体计算公式为“净资产收益率*收益留存率/（1-净资产收益率*收益留存率）”。

资产可逆性（Rev）：本文借鉴谭小芬等（2017）[13](10)的做法，采用当期固定资产占总资产的比重来衡量资产可逆性状况，因为固定资产回收周期长，调整成本较高，因此企业的固定资产占总资产的比例越高，资产的可逆程度越低。

其他控制变量（Controls）：本文控制了公司规模（Size）、资本结构（Lev）、现金存量（Cash）、企业盈利水平（Eps）、企业风险水平（Risk）、公司治理水平（Gov）、财务报告质量（Opinion）。

（三）模型设计

为了验证研究假设1 和研究假设2，本文构建实证模型的具体形式见式（1）和式（2）。

根据假设1，企业金融化与可持续发展呈倒U 型关系，本文预期α1显著为负，α2显著为正。

根据假设2，资产可逆性会促进企业金融化与可持续发展的倒U 型关系。本文预期β1显著为负，β2显著为正，β3显著为正。

四、实证检验

（一）描述性分析

表1 报告了主要变量的描述性统计结果。其中，Sus 的均值为0.070，中位数为0.057，表明可持续发展能力在企业中的分布不均衡，且总体而言，企业的可持续发展能力较弱，这与靳曙畅等（2019）[14](78)的研究一致。Fin 的均值为0.050，中位数为0.022，说明我国企业存在金融化，且不同企业的金融化程度存在较大差异，这与胡奕明等（2017）[9](187)的研究一致。Rev 的均值为0.210，中位数为0.187，最大值为0.457，最小值为0.027，表明企业之间资产的可逆性程度差异较大，这与谭小芬等（2017）[13](14)研究一致。其他变量的描述性统计结果详见表1。

表1 主要变量的描述性统计

（二）相关性分析

表2 报告了主要变量之间的相关性结果。其中，其中，Sus 与Fin 的pearson 相关系数为0.047，spearman 相关系数为-0.037，并且都在1%的置信水平显著，表明企业金融化与可持续发展显著正相关，由于企业金融化水平整体偏低，初步验证了假设1；Sus 与Rev 的pearson 相关系数为-0.194，spearman 相关系数为-0.204，并且都在1%的置信水平显著，表明资产可逆性与可持续发展显著负相关，而Rev 和Sus 的pearson 相关系数为-0.192，spearman 相关系数为-0.174，并且都在1%的置信水平显著，表明资产可逆性与可持续发展显著负相关，初步验证了假设2。其他变量之间的相关性结果具体见表2。

表2 主要变量的相关性分析

（三）实证结果

表3 的列2 和列3 报告了模型（1）和（2）的实证回归结果。其中，在模型（1）的回归结果中，Fin^2 的系数为-0.263，t 值为-2.27，Fin 的系数为0.08，t 值为3.65，表明企业金融化与企业可持续发展能力之间的关系显著为倒U 型，且拐点在0 到1 之间，验证了假设（1）。在模型（2）的回归结果中，Fin^2 的系数为-0.577，t 值为-2.81，Fin 的系数为0.14，t 值为3.5，Fin^2*Rev 的系数为1.561，t 值为1.83，表明资产可逆性显著促进了企业金融化与企业可持续发展能力之间的倒U 型关系，验证了假设（2）。

本文借鉴吴一丁等（2019）[15]的研究，将发放贷款及垫款和买入返售资产纳入金融资产类别，并考虑无形资产的可逆性，其结果如表3 的列4 和列5 所示。实证结果与前文一致，表明本文的结论是稳健的。

表3 企业金融化、资产可逆性与可持续发展

（四）内生性检验

借鉴王红建等（2017）[5](162)的研究，本文选取“投资收益/营业利润”作为工具变量IV，对本文的结果进行内生性检验。这是因为投资收益与金融资产配置水平高度相关，且与企业的主业投资无内在关联，因而在经济意义上，该工具变量与企业可持续发展不存在显著性相关关系，满足工具变量的基本条件。表4 的列2 和列3报告了该工具变量采取OLS 二阶段回归的结果。其中，在第一阶段回归中，工具变量系数显著为正，表明工具变量与内生性变量之间存在显著正相关关系，而在第二阶段回归中，Fin^2的系数显著为负，Fin 的系数显著为正，且拐点在0 到1 之间，这与前文主检验结果基本一致，表明控制内生性结果后本文的研究结论依然成立。

本文还采取了GMM 方法对企业金融化进行内生性检验，结果如表4 的列4 所示，依然证明本文假设成立，进一步显示所选工具变量的合理性以及本文结果的稳健性。

表4 企业金融化、资产可逆性与可持续发展

五、结论与建议

本文以2007—2018年我国A 股上市公司为研究对象，实证检验了企业金融化对企业可持续发展的影响以及资产可逆性对两者之间关系的调节作用。研究发现：企业金融化与企业可持续发展呈倒U 型关系，即适度的企业金融化有利于企业的可持续发展，过度的企业金融化不利于企业发展；资产可逆性显著促进了企业金融化与企业可持续发展之间的倒U 型关系，即当资产可逆性程度较低、企业金融化有利于企业的可持续发展时，资产可逆性会增强企业金融化对企业可持续发展的正向作用，反之亦然。

因此，企业可以适当投资金融资产增强自身的可持续发展能力，尤其当行业竞争比较激烈以及投资项目的可逆性比较差的时候。但企业也应当清晰经营目标，避免金融资产带来的收入效应转入新的金融资产投资，从而导致企业过度金融化，损害企业的可持续发展。而政府一方面需要严谨地制定关于非金融企业持有金融资产的披露准则，另一方面也应当从整个行业的角度出发，对企业最大金融资产持有比例划红线，降低市场的金融风险并保证市场中各要素的充分利用与发展。