险资举牌与实体企业金融化：“抑制剂”还是“助推器”

孙凤娥 田治威

(北京林业大学经济管理学院，北京 100083)

一、引言

近年来，我国实业投资比例不断下降，这一趋势从民间固定资产投资增长率的断崖式下跌可窥见一二(2 0 1 2―2 0 1 9 年，民间固定资产投资增长率分别为24.80%、23.10%、18.10%、10.10%、3.20%、6.00%、8.70%、4.70%)。与此同时，虚拟经济投资规模不断增长，大量资本脱离实体经济，涌入金融业、房地产业，在金融领域“空转”，虚拟经济异常繁荣，最终导致实体企业金融化现象(杜勇等，2019)[14]。

现阶段我国实体企业金融化并非是出于长远利益考虑的战略决策，而是企业追逐短期利益的短视行为(戚聿东和张任之，2018)[28]。金融化抑制了企业主业的发展(杜勇等，2017)[15]，挤出了企业的研发支出，最终降低了企业价值(王红建等，2017)[31]。此外，从宏观层面看，实体企业金融化会在一定程度上阻碍我国“供给侧改革”的步伐。培育新兴产业、促进消费升级是“供给侧改革”的着力点，改革成功的关键则在于将优质资源引导到新产业、新业态上，而实体企业金融化将导致实体领域“供给侧”无人愿意改革、无资源用于改革，抽空实业的信心和资源。尽管近年来服务业获得了飞速发展，但制造业仍是我国的核心竞争力所在，也是创新活动的主要源头，仍需牢固树立实业为本的理念(刘世锦，2016)[23]，及时抑制资源从能够促进创新、提升要素生产率的领域中抽离。

既然过度金融化对微观企业和宏观经济均产生了不利影响，为何近年来企业的金融化趋势仍在不断加剧？探究实体企业金融化的影响因素是十分必要的，这便于决策者针对该问题提出更富针对性的解决方案。现有研究主要从实体投资与金融投资利差(宋军和陆旸，2015)[30]、经济政策不确定性(彭俞超等，2018)[27]、货币政策及股市波动(杨筝等，2017；胡奕明等，2017)[36][18]、企业所得税政策(黄贤环和王瑶，2021)[19]、税负水平(徐超等，2019)[33]等外部市场环境方面挖掘实体企业金融化的成因，或从企业内部管理层特征(李文贵和邵毅平，2020)[20]、公司治理水平(闫海洲和陈百助，2018)[35]等微观企业特征出发探索实体企业金融化的影响因素，鲜有研究从投资者的角度去分析该问题。毫无疑问，投资者对企业的资产配置决策有重大影响，在一定程度上决定了企业的金融化水平。仅有的研究也只是较为笼统的分析了机构投资者的影响(刘伟和曹瑜强，2018；陈旭东等，2020)[24][12]，而不同类型的机构投资者在投资目的和对企业的态度等方面存在显著差异。保险资金通常被视为规模大、来源稳定的长期资金提供者，是实体企业长远发展的基石，但近年来，保险资金频频举牌、野蛮收购、资金快进快出的行为，反而使其呈现短期炒作者特征。不同的举牌目的必然对企业金融化产生不同影响。

举牌险资究竟是价值引导型的、着眼于长远利益的公司价值发现者还是通过短线炒作、在资本运作中坐等市值放大的财富征伐者？险资举牌是否对企业金融化有影响？是抑制了企业金融化还是加剧了企业金融化？以上是本文研究的核心问题。围绕这些问题，本文利用我国2007―2019年A股上市公司样本，从投资者视角研究实体企业金融化的影响因素。本文可能的边际贡献在于：第一，为险资举牌是否加剧了实体企业金融化的讨论提供了经验证据。目前，理论界对险资举牌在企业金融化中扮演的是“抑制剂”还是“助推器”的角色尚未形成一致结论，本文基于大样本实证为此提供了经验支持。第二，不仅研究了险资举牌对企业金融化的影响，还深入分析了其作用机制，这些均丰富了金融化领域及险资监管领域的相关研究，并为如何规范险资的股权投资行为提供了借鉴。

二、理论分析与研究假设

(一)理想的最优金融化水平

(二)险资举牌对最优金融化水平的影响：资源支持效应

(三)险资举牌前后，多方博弈决定的金融化均衡点

1.险资举牌前多方博弈决定的金融化均衡点

当企业不存在代理冲突时，各利益集团的利益与企业整体利益达成一致，企业这一整体的利益最大化便意味着股东、管理层等个体利益最大化。因此，在

2.险资举牌对金融化均衡点的影响：治理效应亦或资本挟持效应

基于以上分析可知，险资稳定性及企业代理冲突度决定了企业各利益集团(包括险资、管理层、原大股东、小股东等)的利益取向及是否协调一致，在企业代理冲突度不同的情况下，险资参与企业资产组合博弈时会发挥不同的作用，进而对企业金融化均衡点产生不同影响，如图1所示。

图1 险资举牌对金融化均衡点的影响效应

(1)资本挟持效应

(2)治理效应

如图1中(b)所示，在举牌前企业存在代理冲突的情况下，稳定型险资的举牌将发挥治理效应，促使金融化水平由均衡点BeforePtf-equ向最优点AfterPtf*回归。根据前述分析，在企业存在代理冲突时，金融化均衡点会超过最优水平，而机构投资者有充分的动机和能力参与公司治理(刘星和吴先聪，2011)[25]，降低代理冲突。一方面，当大小股东代理冲突度较高时，稳定型险资的举牌会对大股东产生制衡(Boucher，2005)[1]，缓解代理冲突，改善持股公司的公司治理(韩晴和王华，2014)[17]，遏制其过度金融化倾向。从治理动机看，随着险资持股比例的增加，其与企业的利益捆绑程度不断提高，其有更强烈的意愿参与公司治理(Chen et al.，2007)[3]。从治理成本看，机构投资者持股企业众多，因此可从大量的投资经历中积累丰富的公司治理经验(Bushee，1998)[2]，此外，机构投资者采集信息及解读信息的能力也相对更强(刘秋平，2015)[22]，从而可降低其治理成本，提高其参与公司治理的积极性。另一方面，当原股东与管理层存在代理冲突时，稳定型险资为避免管理者的投机行为，会积极参与公司治理(崔微微和彭雪梅，2020)[13]，降低公司违规次数，尤其是在控股股东持股比例较低、董事会无法对管理层进行实质性约束、分析师跟踪较少时，稳定型险资的治理作用更为突出(Shleifer and Vishny，1986；Fama and Jensen，1983；许荣等，2019)[9][4][34]。当管理层存在过度金融化倾向、损害主业发展时，稳定型险资将监督管理层在研发及固定资产投资上的支出，并采取包括实地调研(许荣等，2019)[34]、参与股东大会表决、与管理层沟通、提交临时提案等措施(Wahal and McConnell，2000)[11]，以纠正管理层的短期投资行为。现有研究也表明，保险资金能够发挥“积极的监督者”的作用(余海宗等，2019)[38]。

(3)险资与代理方合谋

综合上述分析，本文提出以下竞争性假设：

H1a：治理效应占主导地位时，险资举牌总体上会起到“抑制剂”的作用，降低企业金融化水平。

H1b：资本挟持效应或资源支持效应占主导地位时，险资举牌总体上会起到“助推器”的作用，提高企业金融化水平。

三、研究设计

(一)样本选择与数据来源

考虑到公司在2007年开始采用新会计准则编制财务报表，为避免此类差异对研究结果产生的影响，本文以2007―2019年中国沪深交易所全部A股上市公司数据作为研究样本。同时按照以下标准对样本进行筛选：(1)剔除金融类上市公司；(2)剔除财务状况异常的ST、*ST类上市公司，以避免财务信息质量和异常值影响实证结果；(3)剔除关键数据缺失的样本。由此构造了共包含30432个观测值的非平衡面板数据样本。本文的基础数据主要来自国泰安(CSMAR)、Wind资讯等数据库，并对企业金融化水平进行了1%和99%水平的缩尾处理。

(二)模型设定与变量定义

为了验证假设H1a和假设H1b，本文设定基本回归模型如式(5)所示：

其中，被解释变量为实体企业金融化水平(finance)，以金融资产占总资产的比重来衡量。关于金融资产的计量，本文借鉴张成思和张步昙(2016)[39]、刘贯春(2017)[21]等的思路，并结合中国企业会计准则，认为金融资产主要包括货币资金、交易性金融资产、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、应收股利净额、应收利息净额七项，由此设定了企业金融化水平变量finance1。考虑到货币资金中有一部分是企业实业经营所需，而日常经营中，企业留存货币资金的主要目的是为偿还即将到期的有息负债，据此，将货币资金中的经营所需部分(具体包括短期借款和一年内到期的非流动负债)扣除，由此构造了企业金融化水平变量finance2。此外，目前关于长期股权投资是否应纳入金融资产范畴存在争议，考虑到企业对合营或联营企业通常采取权益法核算，其中，股息收入会计入长期股权投资科目，从该意义上讲，长期股权投资也可视为金融资产，因此，为保证研究结果的稳健性，本文将长期股权投资纳入金融资产范畴，定义变量finance3，并以此进行稳健性检验。

解释变量为保险公司是否举牌(Insur)，当保险公司持股比例大于5%时，Insur取值为1；否则，Insur取值为0。Control代表一系列控制变量，具体包括：企业规模(lnass)、无形资产比率(inasset)、主营业务利润占比(mbp)、资产负债率(lev)、托宾Q值(tobinq)、行业成长性(igrowth)、总资产净利润率(roa)、董事人数(num)、独立董事比例(pid)、产权性质(state)；此外，还控制了年度和行业效应。具体变量定义如表1所示。

表1 变量定义

四、实证结果与分析

(一)描述性统计

主要变量的描述性统计结果如表2所示。finance1的均值为22.59%，包含长期股权投资的企业金融化水平finance3的均值为26.02%，这与徐超(2019)[33]的计算结果基本一致；此外，扣除经营所需货币资金的企业金融化水平finance2的均值为10.94%。finance1、finance2、finance3的标准差均较高，表明样本期间不同公司的金融化水平存在较大差异。Insur的均值为0.02，表明约有2%的上市公司曾被保险公司举牌。

表2 变量描述性统计

(二)初步回归结果

表3为基本模型的初步回归结果。结果表明，无论以finance1还是finance2为被解释变量、无论是否加入控制变量，险资举牌(Insur)的回归系数均在5%水平下显著为正，表明险资举牌加剧了实体企业的金融化，支持假设H1b，拒绝假设H1a。这也表明，在我国股市投机性交易动机占主导地位的现实情况下，险资举牌上市公司并非以长期投资、价值投资为主要目的，而是希望通过规模优势的短期投机交易追逐投资收益，通过资本运作放大市值，做高长期股权投资科目赚取高净资产收益，或通过控制公司改变分红策略赚取高股息，以此填补负债端的高资金成本。因此，险资并未有效发挥治理效应，而险资的资本挟持效应或资源支持效应占主导地位。

表3 基本模型回归结果

(三)内生性处理

险资举牌与实体企业金融化程度可能存在互为因果的内生性问题，两者的正相关关系可能意味着险资举牌推动了实体企业金融化，也可能意味着金融化程度越高的企业越能够吸引险资举牌。为解决上述内生性问题，本文借鉴夏常源等(2020)[32]的处理方法，在对研究样本进行了平行趋势检验以及安慰剂检验的基础上，构建了DID模型以检验险资举牌与实体企业金融化的因果关系：

其中，before为虚拟变量，表示险资进入前，如果上市公司当年不存在险资举牌而下一年存在险资举牌则取值为1，否则为0；其系数β2检验险资的持股偏好，如果β2显著为正，表明险资更倾向于举牌金融化程度较高的企业。after为虚拟变量，表示险资撤出后，如果上市公司当年不存在险资举牌而上一年存在险资举牌则取值为1，否则为0；其系数β3检验险资撤出后企业金融化水平的变化，如果β3显著为正，表明险资撤出后，企业金融化水平反而上升，表明举牌险资能够发挥治理效应，抑制企业过度金融化；如果β3不显著，表明一旦险资撤出，企业金融化水平趋于正常，无明显变化。系数β1考察险资举牌(Insur)对实体企业金融化(finance)产生的净效应，如果β1显著为正，表明险资持股加剧了实体企业金融化。

DID模型回归结果如表4所示。由表4可见，无论是以finance1还是finance2为被解释变量，Insur的回归系数β1均在1%水平下显著为正，同时，before的回归系数β2也在1%水平下显著为正。这表明险资既偏好举牌金融化水平较高的企业，又在举牌后极力推动企业金融化水平的进一步提升，与前述分析相一致。原因可能在于金融化水平越高，企业流动性越强，更便于险资操控企业的股利分配政策，也更易于其通过资本运作赚取投资收益，提高险资的当期业绩。after的回归系数β3不显著，表明险资撤出后，企业金融化水平趋于稳定。总体来看，从无险资举牌到险资举牌，目标企业的金融化水平在不断上升，而从险资举牌到险资撤出，目标企业的金融化水平回归稳定。这一结果表明，基于DID模型的回归结果仍支持假设H1b，即险资举牌加剧了实体企业金融化。

表4 DID 模型回归结果

2.倾向得分匹配法(PSM)

除互为因果的内生性问题外，模型可能还存在自选择偏误问题，即：险资举牌可能并非随机，而是有选择的结果。企业的某些特质可能会影响险资是否举牌，同时也会影响其金融化水平，此时，险资举牌这一变量不再外生。如果不严格控制代表企业特质的无关变量，会导致回归结果无法正确解释险资举牌对企业金融化的影响。针对这一问题，本文采用倾向得分匹配法(PSM)来缓解模型中的自选择偏误问题。具体步骤为：第一步，本文按照公司是否被险资举牌，将样本划分为两组，以构造匹配样本。将被险资举牌的样本定义为实验组，并从未被险资举牌样本中寻找控制组。第二步，计算公司被险资举牌的倾向得分。具体为，利用Logit模型估计样本企业被险资举牌的概率，并将回归预测值作为倾向得分，其中，被解释变量为是否被险资举牌(Insur)，解释变量为企业规模(lnass)、无形资产占比(inasset)、主营业务利润占比(mbp)、资产负债率(lev)、托宾Q值(tobinq)、行业成长性(igrowth)、总资产净利润率(roa)、董事人数(num)、独立董事比例(pid)、产权性质(state)，并控制了年份、所属行业。第三步，采用1:3近邻匹配方法对样本进行匹配，并利用匹配样本对基本模型进行回归，结果如表5第(1)(2)列所示。由(1)(2)列可见，在控制处理组和对照组的特征差异后，Insur的回归系数均显著为正，假设H1b仍成立。

3.工具变量回归

考虑到遗漏变量也会导致模型内生性问题，干扰研究结论，本文参考沈华玉等(2017)[29]、夏常源等(2020)[32]的内生性处理方法，选取剔除本企业后同行业剩余企业的险资举牌均值作为险资举牌(Insur)的工具变量。工具变量回归结果如表5第(3)(4)列所示，从识别不足检验统计量(Anderson canon. corr.LM、Chi-sq(1) P-val)结果、弱工具变量检验统计量(Cragg-Donald WaldF、10% maximal IV size)结果可见，工具变量不存在识别不足及弱工具变量问题。由表5第(3)(4)列可见，在控制遗漏变量问题后，Insur的回归系数仍在1%水平下显著为正，表明险资举牌加剧了实体企业金融化这一结论是可靠的。

表5 PSM 和IV 回归结果

(四)稳健性检验

为尽可能保证研究结论的可靠性，本文还进行了以下稳健性检验：(1)改变样本区间。2009年保险法修订之后，监管部门对保险业投资放闸的步伐明显加快，险资举牌上市公司情况越来越普遍。因此，为剔除政策变动的干扰，本文将样本区间修改为2009―2019年。(2)控制其他类型机构投资者的干扰。具体为，在基本模型中加入是否有其他机构投资者持股(ifins)的控制变量，并重新进行回归。(3)替换被解释变量。由于目前对是否将长期股权投资纳入金融资产范畴存在争议，因此，本文进一步考察了险资举牌对包含长期股权投资的金融化水平的影响，具体而言，将被解释变量finance1、finance2替换为finance3，并对基本模型重新进行回归。(4)替换解释变量。以保险公司持股比例(percent)替代险资举牌(Insur)对基本模型进行再回归。(5)改变计量方法。为控制异方差的影响，进一步采用广义最小二乘法(GLS)进行估计。(6)剔除IPO当年的样本。为避免IPO企业的影响，将当年IPO的样本从总样本中剔除。稳健性检验结果如表6、表7所示，显示经上述处理后，Insur(percent)的回归系数仍显著为正，表明基准回归结果较为稳健。

《中国药典》2015年版千里光中己增加了阿多尼弗林碱的检测，国内经批准的27种千里光复方中成药制剂还没有对该碱检测的法定标准，感冒消炎片是感冒常用药物，千里光为其主要中药之一，本文参照《中国药典》及有关文献[5]，根据药典对千里光饮片中阿多尼弗林碱的0.004%限度规定，本品的阿多尼弗林碱限度1.5μg/片，即10-6，低于药典规定限量。通过研究，建立的方法可检测感冒消炎片中阿多尼弗林碱的含量,对保证临床用药安全性有很大意义。

表6 稳健性检验(1)～(3)结果

表7 稳健性检验(4)～(6)结果

五、险资举牌影响实体企业金融化的机制检验

上述研究结果表明险资举牌加剧了实体企业金融化，结合前述理论分析，说明举牌险资的治理效应不显著，而资本挟持效应或资源支持效应占主导地位。那么究竟险资主要发挥了资源支持效应还是资本挟持效应，抑或两者兼而有之？该问题需进一步探讨。

(一)资本挟持效应的检验

由理论分析可知，以下两个因素促使了险资资本挟持效应的发挥：一是资本挟持的动机，表现为举牌险资稳定性较低，存在短视投资倾向，仅关注短期利益；二是资本挟持的机会，被举牌公司股权结构较为分散，险资能够对公司决策产生重大影响，不会遭受来自大股东的强烈抵制。因此，要验证资本挟持效应是否是险资举牌影响企业金融化的机制之一，可通过检验险资稳定性、股权集中度两因素是否在险资举牌对金融化的助推作用中发挥调节效应来实现。如果险资稳定性在其中发挥了负向调节作用，则交易型险资存在资本挟持动机，倾向于提高企业金融化水平；如果股权集中度在其中发挥了负向调节作用，则股权分散为举牌险资创造了资本挟持的机会，公司在金融投资决策上受到了险资的干预和胁迫，由此也表明交易型险资举牌股权分散的公司产生了资本挟持效应，进而助推了企业金融化。

1.险资稳定性的调节效应

参考牛建波等(2013)[26]的做法，本文从时间和行业两个维度衡量险资的稳定性。计算方法如式(8)所示。

其中，I F S R i,t表示i公司t年的险资持股比例，STD(IFSRi,t-1,IFSRi,t-2,IFSRi,t-3)表示i公司过去三年险资持股比例的标准差；Median(ISi,t)表示t年ISi,t的行业中位数；stable为险资稳定性标识，当ISi,t≥Median(ISi,t)时，stable取值为1，表示i公司在t年持股的险资为稳定型投资者，否则stable取值为0，表示该险资为交易型投资者。

为检验险资稳定性的调节效应，本文在基本模型中加入险资稳定性与险资举牌的交互项Insur×stable，并对该模型进行再回归，结果如表8第(1)(2)列所示。由结果可见，Insur×stable的回归系数显著为负，表明险资稳定性能够抑制险资举牌对企业金融化的助推作用，同时也表明交易型险资主观上倾向于提高企业金融化水平。

2.股权集中度的调节效应

本文以Z指数衡量公司股权集中度，Z指数指公司第一大股东与第二大股东持股比例的比值。为检验股权集中度的调节效应，本文在基本模型中加入股权集中度与险资举牌的交互项Insur×Zscore，并对该模型进行再回归，结果如表8第(3)(4)列所示。由结果可见，Insur×Zscore的系数显著为负，表明股权集中度越高，大股东越能够与举牌险资抗衡，以抵御险资的过度金融化倾向；而在股权集中度较低的公司，举牌险资话语权较高，可利用资本来挟持管理层，迫使其提高对金融资产的配置。综合上述实证研究结果可见，险资举牌上市公司产生了资本挟持效应，并迫使企业提高金融化水平。

表8 险资举牌影响实体企业金融化的机制检验结果

(二)资源支持效应的检验

险资举牌是否给企业带来了金融投资经验、信息等资源支持，从而提高了企业的最优金融化水平？如果险资发挥了资源支持效应，那么一个合理的推论是：对于缺乏金融投资经验的企业，险资举牌对企业金融化的加剧作用更大。因此，如果通过实证检验发现，企业过去的金融投资经验在险资举牌对金融化的助推作用中发挥了负向调节作用，则表明险资举牌存在资源支持效应。为检验上述推论，本文构造了金融投资经验指标exp，如果企业过去三年的金融活动利润占比均小于行业中位数，则exp取1，否则取0。为检验金融投资经验的调节效应，本文在基本模型中加入金融投资经验与险资举牌的交互项Insur×exp，并对该模型进行再回归。结果如表8第(5)(6)列所示，Insur×exp的系数并未显著为负，表明险资举牌的资源支持效应未得到验证。

为了保证研究结果的稳健性，本文还分别以企业过去三年的金融投资占比是否小于行业中位数、公司董事长是否有金融背景、CEO是否有金融背景以及董监高是否有金融背景作为企业金融投资经验的代理变量，并分别检验了上述四个变量的调节效应，结果均不显著，表明险资举牌并未发挥资源支持效应。原因可能在于，举牌险资主要为交易型险资，其并不会站在企业长远发展的角度向企业注入知识、信息等优质资源，而主要通过操控企业股利分配或短期炒作放大公司市值获益。

六、结论与建议

本文从投资者视角，分析了险资举牌对企业金融投资决策的影响，并利用2007―2019年A股上市公司数据，研究险资举牌与实体企业金融化的关系。结果发现：险资举牌会加剧实体企业金融化，表明险资举牌是实体企业金融化的“助推器”而非“抑制剂”。此后，本文对险资举牌助推实体企业金融化的机制进行了探索，结果表明：险资稳定性、公司股权集中度均在险资举牌对金融化的助推作用中发挥了负向调节作用，而金融投资经验的负向调节作用不显著，表明险资举牌主要通过资本挟持效应助推企业金融化水平的提升，并未发挥资源支持效应。

据此，本文提出以下政策建议：

第一，进一步引导险资由交易型投资者向稳定型投资者转变。一方面，应建立险资运营管理中的长周期考核机制。目前，险资的考核激励机制不够科学，存在“长期资金短期化考核”问题，这导致投资人在资产配置时更加注重短期利益，尤其在市场波动较大时，存在“赚快钱”“炒热点”、追涨杀跌现象。显然，短周期考核指挥棒不利于培育稳定型险资。后续改革中，应给予投资业绩波动更多包容，避免考核指标短期化引发资金快进快出效应，建立与保险资金权益类资产投资相适应的中长期绩效考核指标体系，真正留住长期资金。另一方面，转变险资不可持续的发展模式。近年来险资频频举牌的一个重要原因是为缓解资金压力，而资金压力主要来自其“资产驱动负债”的发展模式。例如，先在投资端找到目标上市公司，然后通过高成本、短期限、保障成分低的“万能险”等产品迅速筹集资金，再对上市公司进行大规模举牌，以达到冲大公司规模、提高投资收益的目的。显然这种险资举牌是以交易为目的，而非以长期投资为目的。为避免上述问题，监管部门应着力推动保险公司转变当前的发展模式，实现资产与负债在时间、收益、流动性上的匹配，促使保险公司回归保险业务本质，即：资产端以中低风险业务为主，负债端以开发保障型而非投资型产品为主。

第二，继续规范保险公司的举牌行为。近年来，个别险资脱离了自己的保险主业，盲目举牌、跨业并购，甚至与原股东争夺控制权。为了迎合险资的需要，公司管理层易陷入提高短期业绩、缩短投资期的短视行为中，也会偏向购买更容易变现的金融资产。因此，需对保险公司的举牌行为加以规范，除了要遵循银保监会《关于优化保险公司权益类资产配置监管有关事项的通知》中所增加的集中度风险监管要求外(保险公司投资单一上市公司股票的股份总数不得超过该上市公司总股本的10%)，还要强化对险资的信息披露要求。如果保险公司举牌的目的不仅是成为上市公司的财务投资者，则应要求其履行告知义务，并加强对举牌过程中的信息披露，不仅需披露其财务状况,也应披露其资金来源及关联方和一致行动人信息，防止其通过关联方举牌来规避法律法规限制。 ■