数字普惠金融、金融化与企业现金持有

杨 洋

(运城学院 经济管理系，山西 运城 044000)

引言

近年，我国经济步入结构化调整时期，从追求高速发展转向高质量发展，国家经济增速目标维持在6.5%水平上，实体疲软和金融火热形成鲜明对比，非金融企业配置金融资产成为一种潮流。那么企业如何在经济下行、竞争加剧背景下做强做优，宏观政策的调整对企业提出了新挑战。从已有文献来看，学术界主要围绕金融化的“挤出效应”和“空心化”问题，分别从微观企业发展、宏观产业和国家经济发展方面探究企业金融化的经济效果，而金融化的形成动因及治理对策研究则集中在市场环境[1]、经济政策[2，3]、财务状况[4]、管理层特质[5]以及传统金融服务[6]视角，分析金融化视角相对较窄。

企业金融化对微观企业的影响可分为两类：“蓄水池效应”和“挤出效应”。而我国作为发展中国家，大多数企业普遍存在融资约束难题，他们选择持有一定量的现金及等价物应对突发状况和适时投资[7]，而现金持有和金融化的“蓄水池效应”作用相同，存在替代关系，因而企业金融化程度也会随之改变。随着互联网技术的发展，数字技术在金融领域也崭露头角，数字普惠金融应运而生，这种虚拟经济拓宽了融资渠道、降低了融资门槛、便利了融资行为，在一定程度上弥补了传统金融服务的短板，极大地缓解了企业所面临的融资难、融资贵问题，进而对企业的金融化产生了一定影响。遗憾的是，目前鲜有学者研究数字普惠金融、金融化、现金持有三者的关系，本文从企业内部金融化动机出发，将外部环境、内部治理结合，探讨金融化与现金持有的关系和差异化表现，数字普惠金融作为外部调节变量对其的影响，并进一步探讨金融化对现金持有的影响通过何种路径实现。

文章可能的贡献在于：(1)关于金融化对企业的影响，多数学者从宏观角度研究其挤出效应，鲜少从微观方面探讨其作用机制。本文从现金持有方面研究金融化对企业内部决策的微观意义。(2)从数字普惠金融视角揭示虚拟经济发展对企业的影响，数字金融不仅降低了信息不对称程度，还拓宽了融资渠道，抑制企业金融化的蓄水池效应，实现对金融化与现金持有二者关系的调节作用。(3)考察金融化对现金持有的影响路径，加入融资约束中介因子，发现“金融化—融资约束—现金持有”的作用路径，丰富和完善了金融化的微观经济后果及作用机制的理论研究。

一、文献综述与研究假设

(一)金融化与现金持有

国内将企业配置金融资产的后果集中表现在两个方面：“挤出效应”和“蓄水池效应”。具体来说，一方面，金融化对企业的实体投资、研发活动、全要素生产率、投资效率、企业价值、主营业绩等发挥“挤出效应”。Orhangazi[8]认为金融渠道收益率高于经营渠道收益率，倒逼管理层倾向选择利润多的金融资产而非实体投资，造成金融利润占比提高，实业投资率相应下降。Aalbers[9]认为金融化挤占了企业主营业务，阻碍企业效率改进。杜勇等[10]发现金融化的“挤出”效应大于“蓄水池”效应，通过创新和实物投资中介因子作用，损害了未来主营业绩。蔡艳萍和陈浩琦[11]得出过度的金融投资导致实体产业资金供给不足，增加经营风险，影响业绩提升。王少华和上官泽明[12]研究认为过度金融化抑制了企业创新，且宽松的货币政策在国企中挤出效应更显著。通过跟踪研究，发现企业出于资本套利动机的过度金融化阻碍了企业创新，并抑制了全要素生产率的提高，因此过度金融化不仅挤占了实体投资、研发活动的资源，更阻碍了全要素生产率、投资效率提升，并损害企业价值和主营业绩。另一方面，金融化对企业的现金持有、现金流等发挥“蓄水池效应”。王少华等[13]发现，企业出于资金储备动机进行金融化有利于缓解内部现金流约束，进而促进企业创新。张曾莲和穆林[14]认为公司金融化程度越高，现金持有量越低，且在非国企中更显著。由此可知，金融化既有“蓄水池”正向影响，又有挤出实体等一系列负向影响。有关金融化的经济后果不仅从微观影响企业的实体发展方向和财务决策，甚至对宏观整体国家经济运行产生影响，造成产业空心化现象，形成金融和房产行业虚拟繁荣的价格泡沫和股价崩盘风险[15，16]。

资源依赖理论认为组织体的生存需要从环境中汲取资源，两者间相互依存，相互作用。而企业的发展无论是扩大规模、提升软硬件条件，亦或转型升级，都需要资金的支持，而资金量和时间显得尤为重要。企业从外部环境获取现金的表现之一就是金融化，内部体现为现金持有，根据融资优序理论，二者均可作为内源融资适时支持企业财务决策，但现实中多数企业存在融资约束难题。现有研究普遍认为现金持有的动机分为三个：交易性动机、预防性动机、逐利性动机[17]。金融资产具有较强变现能力与较低调整成本的特点，企业出于预防性动机的金融资产配置，不仅可以短期内获取高额利润，亦可在资金短缺时变卖金融资产填补资金缺口以走出财务困境，从而降低企业内部现金持有的水平，减弱企业对外部高成本融资的依赖，实现“蓄水池效应”，保证主业发展[14]。现实中，小规模和高外部融资依赖的企业更易受融资约束困扰，且融资成本较高，因传统的金融渠道出于政策和还款考虑，更倾向给规模较大或国企背景的企业提供资金支持。基于此，提出假设1：

H1：企业金融化与现金持有水平负相关，且在小规模、高外部融资依赖企业中更显著。

(二)数字普惠金融与金融化

数字普惠金融是指互联网科技企业使用数字信息化技术进行支付、存款、贷款、保险、证券等金融服务或交易[18]。与传统金融高风险溢价和高运营成本[19]相比，数字金融服务更直接、覆盖更广泛。首先数字金融拓宽了融资渠道，为企业、个人提供了多样化融资的选择；其次数字金融解除了实体营业网点的限制，利用手机和互联网便利了融资行为，使得金融服务趋向平民化；再次数字金融解决了低收入人群和多数中小企业融资难、融资贵问题，降低了融资门槛，解决了传统金融的排他性问题[20]。基于上述优势，现有文献研究了数字金融对创业[21]、产业结构升级[22]、包容性增长[23]、家庭消费[24]、技术创新[25]、城乡收入差距[26]的影响。然而数字金融除了上述正向影响外，还具有缓解融资约束和降低融资成本的作用。互联网技术和数字金融的蓬勃发展，促使企业在面临竞争激烈的外部市场以及一步步缩小的实体盈利蛋糕时，更倾向于提高金融化程度[27]，进而作用于现金持有。基于此，提出假设2：

H2：数字普惠金融正向调节了金融化对现金持有负相关关系。

二、研究设计

(一)样本选取与数据来源

本文选择2011-2020年沪深两市A股上市公司作为实证研究样本，根据数字普惠金融数据起始年份(2011年)进行配对，其余数据来源于国泰安CSMAR数据库。本文采用中国证监会2012年发布的《上市公司行业分类指引》进行行业划分，并对数据进行以下处理：剔除金融业(J)上市公司；剔除财务指标异常的上市公司，包括营业收入为负以及连续亏损的ST、PT类上市公司；剔除同时在A、B或H股发行股票的公司；剔除主要变量缺失的公司；用Stata16对所有连续变量进行了双侧1%的缩尾处理(Winsor)，最终得到11314个观测值。

(二)计量模型设计

为了检验企业金融化对现金持有的抑制效应，本文构建模型一：

Cash=α0+α1Fin+α2Cap+α3Debt+α4Netwc+αζSize+α6Roa+α7Grow+α8Div+∑αiIndustry

+∑αjYear+Region+ε

(1)

为了检验数字普惠金融对抑制效应的调节作用，本文构建模型二：

Cash=β0+β1Fin+β2Dif+β3Fin*Dif+β4Cap+βζDebt+β6Netwc+β7Size+β8Roa+β9Grow

+β10Div+∑βiIndustry+∑βjYear+Region+ε

(2)

为了检验企业金融化对现金持有的实现路径，本文借鉴温忠麟等提出的中介效应检验方法，在模型一基础上构建中介效应模型来检验企业金融化是否通过融资约束的中介效应作用于现金持有：

Sa=γ0+γ1Fin+γ2Cap+γ3Debt+γ4Netwc+γ5Size+γ6Roa+γ7Grow+γ8Div+∑γiIndustry

+∑γjYear+Region+ε

(3)

Cash=δ0+δ1Fin+δ2Sa+δ3Cap+δ4Debt+δζNetwc+δ6Size+δ7Roa+δ8Grow+δ9Div+∑δiIndustry

+∑δjYear+Region+ε

(4)

模型(1)中若α1显著为负，说明企业金融化具有就业效应，否则检验到此停止；模型(3)中若γ1显著为负，说明金融化缓解了融资约束；模型(4)中若δ1与δ2系数显著，且系数|δ1|<|α1|，说明融资约束存在部分中介效应，若系数δ1不显著，δ2显著，说明融资约束扮演了完全中介的作用。

(三)主要变量定义

表1 变量定义

1.现金持有。现金持有水平(Cash)用现金及现金等价物/(总资产-现金及现金等价物)。

2.金融化、数字普惠金融与融资约束。金融化程度(Fin)借鉴谢家智等[1]方法，以金融资产占总资产的比值来衡量。数字普惠金融(Dif)，参考北京大学数字金融研究中心和蚂蚁金服集团组成的联合课题组研究的《数字金融普惠金融指数》(2011-2020年)，参照郭峰等[20]、谢绚丽等[21]的研究，本文将省级数字普惠金融总指数的自然对数作为主要调节变量。融资约束(Sa)，为避免内生性的干扰，本文通过Sa指数衡量融资约束程度，并对其取绝对值，Sa指数越大代表融资约束程度越高。

3.控制变量。本文选择资本支出(Cap)、资本结构(Debt)、净营运资本(Netwc)、企业规模(Size)、资产收益率(Roa)、营业收入增长率(Grow)、股利分配率(Div)作为控制变量，同时控制行业、年度、省份影响。具体变量定量定义参考表1所示。

三、实证检验与分析

(一)描述性统计

表2结果显示企业现金持有水平平均在25.0%水平上，最大值、最小值分别为192.3%、1.4%，说明部分企业持有现金量超过总资产合计，最小持有量不足2%，两极分化较严重。金融化程度呈现规律相同，金融资产最高达总资产的47.1%，最低为0%，说明我国企业金融化程度存在较大差异，可能与现金持有存在关系。数字普惠金融均值为5.395，最大值为6.019，最小值为3.517，最大值与均值的差值小于均值与最小值的差值，说明各省份数字普惠金融具有一定差别，且多数省份普惠水平较高。融资约束指标同样两极差异较大其余控制变量均值与中位数接近，不再赘述。

表2 描述性统计

(二)金融化与现金持有

表3为主变量和全样本下的企业金融化与现金持有的检验结果。金融化(Fin)的回归系数均在1%水平上显著为负，说明随着金融化程度的提升，企业现金持有水平越低，金融化可以给企业提供了一定量的资金支持，发挥“蓄水池效应”，抑制了内部现金持有量。支持了假设1。

表3 金融化与现金持有

续表3

表4为企业金融化与现金持有二者固定效应的异质化检验结果，前两列根据企业自身规模大小分组回归、后两列根据外部融资依赖性高低分组回归。金融化(Fin)系数在四列中显著为负，而在第一列和第三列中的金融化(Fin)系数的绝对值小于同组其余两列，说明在大型企业和低度依赖外部融资的企业中，资金需求量、获取难度、融资成本偏低，而小规模和高外部融资依赖的企业所面临的融资约束相对严重，故金融化对现金持有的抑制效应在小规模、高外部融资依赖的企业中更显著。

表4 金融化与现金持有的异质性

(三)稳健性检验

金融化指标的替换。现有文献中针对金融化程度的度量有三种：金融资产、金融收益、金融支付，前文只针对金融资产进衡量并检验，现选取其余两种方法进行混合、固定、随机效应检验，表5结果显示金融化(Finb、Finc)均在1%水平上显著为负，与前文结果一致。

表5 金融化指标替换

(四)数字普惠金融的调节效应

表6为加入数字普惠金融的调节作用检验结果。第一列数字普惠金融(Dif)系数在1%水平上显著为负，说明数字普惠金融抑制了现金持有水平。在加入金融化与数字金融交乘项(Fin*Dif)后，金融化(Fin)系数均显著，且系数绝对值高于表3，同时交乘项系数在1%水平上显著，说明互联网发展带来的虚拟数字普惠金融弥补了传统金融服务的短板，拓宽了融资渠道、降低了融资门槛、便利了融资行为，加剧了企业金融化的“蓄水池效应”，进而降低现金持有水平。验证了假设2。

表6 数字普惠金融、金融化与现金持有

(五)金融化降低现金持有水平：作用机制分析

企业金融化程度越高，现金持有量越少。当企业面临投资回报好的项目或研发资金补充抉择时，由于金融资产强流动性、易变现等特性，企业金融化有利于直接缓解内部的融资约束，进而改善企业对现金的依赖。表7通过中介模型检验了“金融化—融资约束—现金持有”的作用机制。第一列中金融化(Fin)的回归系数在1%水平上显著为负，说明金融化抑制了现金持有水平。第二列中金融化对融资约束的回归系数(Fin)在1%水平上显著为负，说明金融化缓解了企业内部的融资约束难题，适时弥补了企业的资金需求。第三列中金融化(Fin)与融资约束(Sa)系数均显著，且金融化(Fin)系数的绝对值由0.542下降至0.526，说明融资约束在金融化对现金持有的影响中起到了部分中介作用。

表7 金融化、融资约束与现金持有

四、研究结论与启示

本文选取2011-2020年中国A股非金融上市公司为样本，从现金持有角度，探讨企业金融化的经济后果及作用机制。结果表明，企业金融化通过发挥其“蓄水池”效应，抑制了企业内部的现金持有，这种抑制效应在小规模、高外部融资依赖的企业中更显著；在互联网的助推下，虚拟经济数字普惠金融拓宽了融资渠道、降低了融资成本，缓解了企业金融化对现金持有的抑制效果，起到负向调节作用；中介模型检验结果发现，金融化通过缓解融资约束实现对现金持有的抑制作用。

本文的政策启示如下：第一，微观方面，企业内部应优化资源配置，发挥企业金融化的积极效应(蓄水池效应)。金融化避免因企业持有过多现金而造成的利润流失，同时金融化还能带来可观收益。故企业不能一味关注金融化对实体投资、主业经营、研发活动的“挤出效应”，应该辩证统一看待金融化的双面影响，既不能过度金融化抑制实体经营，又不能放弃金融化，降低利润水平。只有合理优化内部资源配置，才能更好的助力微观企业有序发展。第二，宏观方面，国家应继续推进并深化互联网伴生的虚拟金融体系的建设和完善。数字金融不仅有利于弥补以银行为主导的金融体系不足，而且能更好地发挥金融对市场的调节作用数字金融降低了融资门槛，使大多数企业可以享受到国家政策红利，得以平衡发展。