實體企業金融化與產品市場表現

牛玉凝 劉夢佳

摘 要：當下經濟中的金融化現象引發了多方關注。本文以2007—2018年中國滬深上市公司為樣本，從利益相關者角度出發，考察了實體企業金融化對產品市場表現的影響。研究發現，金融化程度越高，實體企業的產品市場競爭力越差，具體表現為更低的主營業務市場份額、銷售增長率和商業信用融資規模，這說明利益相關者對企業金融化產生了負面預期，進而采取了風險規避的經營策略。進一步研究表明，企業內部的融資約束和外部的市場壓力加劇了企業金融化的負面影響，但穩定的客戶/供應商關系能夠緩解金融化的不利影響，金融化引起的全要素生產率下降是產品市場表現惡化的部分中介路徑。本文的研究成果不僅有助于實體企業理性評估金融化的后果，也能夠為“引導金融活水更好地澆灌實體經濟”的政策制定提供參考。

關鍵詞：金融化程度;實體企業;產品市場表現;融資約束;上下游企業

中圖分類號：F830.9;F272.1? 文獻標識碼：A

文章編號：1000-176X（2020）12-0069-09

一、引 言

金融市場服務于實體經濟是經濟可持續快速發展的重要支撐。隨著金融部門在經濟運行中地位的不斷提升，經濟活動的重心從產業部門轉移到金融部門，實體企業也越來越多地參與金融市場活動并從中獲取高額收益，出現經濟金融化的趨勢。這一現象最先出現在20世紀80年代的發達國家。2008年經濟危機后，在實體經濟持續疲軟、金融部門持續膨脹的背景下，中國經濟中也出現類似的現象。張成思[1]指出，經濟金融化在微觀領域表現為，實體企業的利潤來源日益倚重金融渠道，金融投資占比、金融資產持有比日益增長。政府部門高度重視虛擬經濟與實體經濟的關系，習近平總書記多次強調，“推動經濟高質量發展，要把重點放在推動產業結構轉型升級上，把實體經濟做實做強做優”“深化金融供給側結構性改革，增強金融服務實體經濟能力”。監管當局的態度也經歷了從2012年允許實體企業使用閑置募集資金配置低風險的金融資產，到2017年要求上市公司申請再融資時限制持有金額較大、期限較長的財務性投資的轉變。

在此背景下，大量研究圍繞金融化對實體企業的影響展開討論，主要形成了兩種觀點：一方面，企業基于預防儲備目的配置金融資產，可以有效補充流動資金，降低企業面臨的融資約束，緩解投資不足的程度，有效提升研發支出的穩定性，發揮“蓄水池效應”[2-3]。另一方面，企業基于投資套利目的配置金融資產，將減少對固定資產等實物資本和人力資本的投入，阻礙內部技術升級，降低全要素生產率，從而削弱主營業務的發展基礎，產生“擠出效應”[4-5]。沿用前述框架，現有文獻分別從實體企業資本支出、創新投入和全要素生產率等角度研究金融化的后果，為金融化在宏觀層面影響經濟增長質量提供了微觀基礎，但對投資決策和生產效率的討論局限在企業內部，未能進一步探究企業外部利益相關者對企業金融化的反應。鑒于此，本文從利益相關者的角度出發，考察實體企業金融化對企業產品市場表現的影響，并探討公司內外部因素可能發揮的調節作用。

本文利用2007—2018年中國A股上市公司的公開數據，檢驗了中國非金融和房地產類企業金融化對產品市場表現的沖擊。結果表明，現階段的金融化壓縮了實體企業主營業務的生存空間，表現為產品市場指標的惡化;企業內部融資約束、外部市場壓力和供應鏈關系對此有調節作用，全要素生產率是金融化抑制主營業務經營的中介機制。本文的貢獻主要體現在：一是豐富了企業金融化的經濟后果研究。現有研究從經濟增速[6]、金融系統穩定[7]、家庭財富轉移[8]等宏觀視角，以及企業投資[4]和創新決策[9-10]等微觀視角探討了金融化的影響，本文聚焦于金融化對微觀企業行為的影響，進一步從外部利益相關者角度揭示了金融化對企業主營業務的負面作用;二是補充了企業產品市場表現影響因素的研究，已有文獻從企業融資的角度探討了負債策略[11]等行為對產品市場表現的作用機制，本文則側重企業金融化這一投資行為對產品市場表現的影響。

二、研究假設

在微觀層面，實體企業金融化的動機主要有兩類：一類是預防儲備動機，即配置金融資產是為了服務于企業日常經營;另一類是投機套利動機，即配置金融資產是為了獲得超額收益。不同動機的金融化會產生不同的經濟后果。

（一）金融化對產品市場表現的促進作用

首先，金融化能夠以低成本緩解實體企業融資約束，保障產品市場競爭所需的資金。金融資產的流動性較強、持有期限靈活，這使得企業在面臨資金短缺時可以通過出售將金融資產變現，以降低資金鏈斷裂風險，保障主營業務的正常生產，在有投資意愿時，不會因資金短缺而放棄投資項目[12]。將公司自有金融資產出售的收益投入再生產，屬于成本較低的內源性融資，企業具有自主決定權，不受外部融資還款時間和方式的拘束，能夠有效配合生產周期的需要。

其次，金融化能夠通過擇機配置以應對經濟不確定性，實現對主營業務經營的反哺。實體企業通過在金融市場中多元化的投資組合，能夠在經濟繁榮時實現高額投資回報，提高企業績效，在經濟蕭條時也能獲得收益，緩沖主營業務利潤下滑的不利影響[3-13-14]，獲得休養生息的機會而不至于被市場淘汰。同時，金融資產快速變現的能力對改善財務報表起到了立竿見影的作用，從而向外界傳遞公司質量良好的信號，以鞏固與利益相關者的合作關系。

最后，金融化可以豐富資產配置種類以對沖主營業務經營風險，提升公司價值。成熟的金融市場為企業規避商品價格風險和匯率波動風險提供了諸多衍生金融工具，如生產商通過大宗商品期貨進行套期保值，進出口企業通過價差期權鎖定購匯風險敞口等，從而可以在新產品研發、創新投入等過程中承擔更多的風險。根據郭飛[15]的估計，合理使用衍生工具可以有效降低現金流波動性，給企業帶來約10%的價值溢價。

因此，實體企業服務主營業務的金融化可以緩解企業面臨的融資約束，滿足規模擴張的資金需求，分散產品和匯率市場的價格風險，有助于提升企業產品競爭力和市場支配權。由此，筆者提出假設：

H1a：實體企業金融化能夠改善企業產品市場表現。

（二）金融化對產品市場表現的抑制作用

首先，金融化將會抑制企業主營業務經營的意愿，主動壓縮實體經營規模。根據張成思和張步曇[4]的推導，實物資產投資在整體投資組合中的最優比例受到金融資產相對實物資產的風險和收益程度、企業管理層風險偏好等因素的影響。在可支配資源既定前提下，相較于回收期長、風險較大的主營業務投資，經營者更愿意將資金投入收益率高、風險較小的金融和房地產領域。研究發現，金融化減少了企業的實物投資[4]、創新研發[9-10]、人力資本[5]等多方面的開支，使得業務部門難以及時跟蹤業內動態并向客戶提供優質服務，造成產品競爭力下降和市場份額萎縮。

其次，對金融化的長期路徑依賴會損害企業主營業務經營的能力。金融化阻礙了積極貨幣政策提振實體經濟的效果[4]。由于實體經濟整體持續低迷，資金市場到實體經濟的傳導路徑不暢，導致大量流動性的淤積推升金融資產價格和實體經濟生產成本，進一步加大金融投資與實體投資收益率的差距。在企業內部，削減實物投資的影響長期存在，即使企業試圖重返主營業務市場，技術進步的停滯導致企業缺乏先進經驗，喪失的競爭優勢較難彌補，造成產品市場表現下滑的惡性循環。

最后，股東價值導向和基于業績的薪酬契約加重了企業金融化的短期行為。“股東價值最大化”重塑了現代公司制度，管理層受到來自董事會和金融市場的雙重監督和約束，股價和盈余成為評價公司經營狀況和經理人才能的關鍵指標[8]，導致管理層過于關注短期股票價格而可能犧牲長遠戰略發展。此外，被廣泛應用的股權激勵將管理層的報酬獎金與任職期間的短期利潤掛鉤，管理層為了滿足行權條件，有動機選擇短期內提升業績的投資項目。企業“資金積累—再生產”循環的商業模式受到“錢生錢”的資金套利沖擊，經營中心愈加偏離實體部門，制約企業核心競爭力的提升。

綜上，實體企業為了追求超額收益的金融化偏離了服務主營業務的初衷，會相應地減少技術更新改造、產業結構升級、人力資本優化等方面的投入，加大企業生產經營的風險，不利于主營業務穩定和可持續發展。由此，筆者提出假設：

H1b：實體企業金融化將會損害企業產品市場表現。

三、研究設計

（一）樣本選取與數據來源

本文選擇2007—2018年中國滬深上市公司為研究樣本，并按照下列原則進行樣本篩選：剔除金融行業（行業代碼為J）、房地產行業（行業代碼為K）的上市公司，剔除相關數據缺失或明顯異常的樣本，剔除ST類樣本。客戶/供應商集中度數據來自CNRDS數據庫，其他數據來源于國泰安數據庫，并對所有連續變量進行了上下1%水平的縮尾處理，行業劃分依據為中國證券業臨督管理委員會公布的《上市公司行業分類指引》（2012版）。

（二）變量定義

1.被解釋變量：產品市場表現

本文采用市場份額（MShare）、銷售增長率（GRev）、商業信用（TC）三個維度的指標衡量企業產品表現。

市場份額是企業贏利能力的穩定預測指標，也是認定市場支配地位的主要標準。市場份額有兩種度量方法：一是絕對市場份額，即企業銷售的產品或服務占行業銷售總額的比重;二是相對市場份額，即企業與競爭對手相比市場份額的相對大小[16]。本文采用絕對市場份額來度量企業在產品市場的表現。

銷售增長率反映了企業的發展勢頭，能夠直接體現企業在產品市場的競爭優勢。借鑒倪驍然[17]的做法，本文首先根據營業收入計算公司的銷售增長率，然后按年度根據銷售增長率在每個行業內對公司進行十分位排序，用組內排序數值代表銷售增長率（GRev）的高低，以排除行業性質的干擾。數值越高，說明企業在行業內的市場潛力越好。

商業信用是企業重要的替代性融資方式之一，能夠反映上下游對企業聲譽和信用的評價。本文使用應付賬款與應付票據之和衡量企業在產品市場獲取的融資，以表征商業信用（TC）。

2.解釋變量：企業金融化

參考謝家智等[9]與Demir[13]的做法，本文以企業持有金融資產占總資產的比重，即金融化水平代表企業金融化（Fin）。除了通常意義上的金融資產類別，本文也將投資性房地產納入計算范圍，主要是由于房地產兼具商品和投資品兩重屬性，房地產價格泡沫也是目前經濟虛擬化的重要表現之一。

3.控制變量

參考倪驍然[17]、杜勇等[18]的研究，本文從公司個體的財務特征、公司治理及行業特征等方面控制了影響產品市場表現的因素，詳細說明如表1所示。

（三）模型設定

本文構建以下模型來驗證實體企業金融化程度與產品市場表現之間的關系：

MShareit/GRevit/TCit=α0+α1 Finit+α2Xit+∑Year+∑Industry+εit

其中，MShareit表示企業市場份額，GRevit表示銷售增長率，TCit表示商業信用， Finit表示實體企業的金融化水平，Xit為可能影響產品市場表現的一系列控制變量。模型中還控制了行業固定效應和時間固定效應，εit為隨機擾動項。當α1顯著為負時，表明實體企業金融化會抑制企業在產品市場的表現，反之則代表會改善企業在產品市場的表現。

四、實證結果與分析

（一）描述性統計

表2報告了主要變量的描述性統計結果。樣本期間企業金融化的平均水平為3.2%，最高可達59.3%，這說明金融資產配置在不同樣本之間差距較大，約有73.3%的觀測值（15 343/20 939）的金融化程度大于0，表明大部分公司在樣本期間內持有金融類資產。企業市場份額最高為100%，均值為4.0%，中位數為0.7%，說明樣本中頭部公司居多從而拉高了均值。銷售增長率的組內排名從1到10不等。商業信用平均提供了公司13.0%的資金來源，最高比例為46.3%，體現了不同公司對供應商議價能力的差異。

（二）回歸結果

表3報告了基本假設的檢驗結果，列（1）—列（3）為單變量回歸，列（4）—列（6）加入了控制變量。衡量企業產品市場表現的三個指標（Mshare.GRev.TC）的回歸系數均在1%的水平上顯著為負，檢驗結果與H1b的預期一致，即金融化使實體企業產品市場表現惡化。具體而言，企業金融化水平（Fin）每增加一個標準差，市場份額（MShare）將減少約0.3%，相當于樣本中位數的46.0%，銷售增長率在行業內十分位排序（GRev）將下降12.1%，由供應商提供的商業信用融資則減少約1.4%，相當于樣本中位數的13.8%。

（三）穩健性檢驗

為保證研究結果的可靠性，本文進行了如下檢驗：

使用工具變量解決可能存在的內生性問題。實體經營業績下滑可能是企業主動金融化的原因之一，為解決這一問題，本文參照黃賢環和王瑤[5]與王紅建等[10]的做法，分別采用投資收益占凈利潤之比（FinPro）和滯后一期的金融化水平（LagFin）作為工具變量進行2SLS回歸。第一階段回歸中，工具變量系數均顯著為正。第二階段回歸中，金融化（Fin）的系數均顯著為負，表明考慮內生性問題后原結論仍成立。

更換產品市場表現的衡量方式。用相對市場份額（RMShare）、銷售收入（Rev）和商業信用的增加額（TCGro）替換主檢驗里的因變量重新回歸，其中，相對市場份額（RMShare）為企業市場份額與行業內前三大公司市場份額加總的比值，銷售收入（Rev）是企業營業收入的對數值，商業信用增加額（TCGro）是企業當年應付賬款和應付票據的變動額與上期總資產的比值。更換衡量指標后的回歸結果中，金融化（Fin）的系數均顯著為負，與主結果一致。

五、進一步分析

（一）調節作用

1.融資約束

企業面臨的融資約束可以從三個方面作用于金融化對產品市場表現的抑制作用。首先，融資約束越強，公司獲得外部資金支持的能力較弱，且外源融資成本更高，因而更加青睞配置金融資產這種自主性強、成本低的內源融資方式，導致對主營業務的侵蝕更嚴重。其次，融資約束越強，公司更需要期限短、收益高的金融投資來提供資金支持，有限的資源會進一步向金融資產傾斜，更可能放棄實體投資機會，從而放大金融化的不利影響。最后，融資約束會造成企業的短視行為，主營業務相關的投資項目可行性分析和時機選擇會偏離最優路徑，造成企業研發創新投入降低和資源配置效率低下，損害產品市場表現。

本文采用SA指數度量融資約束。參照鞠曉生等[19]的研究，用-0.737Size+0.043Size2-0.040Age這一公式計算SA指數，其中Age是企業年齡，Size是企業總資產（以百萬元計）的自然對數。SA指數為負時取其絕對值，絕對值越大，則企業面臨的融資約束越強。本文在主回歸模型的基礎上加入SA和Fin與SA的交互項，以檢驗融資約束的調節作用。

回歸結果如表4列（1）—列（3）所示，Fin_SA的系數均顯著為負，說明融資約束越嚴重，企業金融化引發的市場份額減少、營業收入增速下滑和商業信用縮水程度越高，表明企業的融資能力是影響金融化對主營業務抑制作用強弱的關鍵因素之一。

2.市場壓力

隨著金融市場的深化，機構投資者逐漸成為企業重要的外部股東，可以通過“用腳投票”的方式對公司股價和公司決策施加壓力，使得公司行為更傾向于追逐短期利潤最大化[20]。金融資產相較于實物投資周期短、不確定性更低，企業有動力加大短期套利的程度以應對股價下跌的風險。出于迎合股東價值導向和自身利益的考慮，管理層也會在資源配置中更傾向高收益的金融資產，以改善短期業績。因此，外部市場壓力較大時，企業更容易因追逐短期收益而犧牲主營業務，進一步加重產品市場表現的惡化。

本文采用機構投資者持股比例（InsP）衡量外部市場壓力。機構投資者持股比例越高，則企業面臨的市場壓力越強。本文在主回歸模型的基礎上加入InsP和Fin與InsP的交互項驗證前述推測。表4的列（4）—列（6）中，Fin_InsP的系數均顯著為負，說明市場壓力顯著加劇了企業以金融投資替代主營業務的短視行為。

3.客戶/供應商關系

客戶/供應商作為外部利益相關者，從正反兩個方面緩解了企業金融化對產品市場表現的負面影響。一方面，穩定而密切的客戶關系促進了供應鏈上的信息共享，能夠節約銷售費用，提高運營效率，上下游企業之間也更可能展開生產合作，通過發揮協同效應而改善企業經營績效[21]，從而降低金融化的動機，減輕金融資產對有限資源的占用。另一方面，隨著公司與大客戶長期交易關系的建立，以及其專用性資產的不斷投入，關鍵客戶的話語權較強，在日常業務往來中傳遞的外界壓力會抑制公司基于投資套利目的的金融化程度，發揮長久而有效的監督作用[22];同時，公司為追逐金融化的超額收益付出的代價較高，不僅因縮減主營業務經營要放棄當期收益，還會因損害了穩定的客戶/供應商關系而犧牲未來的業務，外部高頻的監督作用和內部較高的沉沒成本共同抑制了企業短期逐利的動機。

本文采用客戶集中度（Cus）衡量企業與客戶之間的關系，用供應商集中度（Sup）衡量企業與供應商之間的關系。客戶集中度（Cus）的定義為向前五大客戶的銷售額占總銷售額的比例，供應商/集中度（Sup）的定義為來自前五大供應商的采購額占總采購額的比例，數值越大，代表企業與客戶/供應商的關系越穩定。本文在主回歸模型的基礎上加入Cus和Fin與Cus的交互項以檢驗客戶關系對市場份額（MShare）和銷售增長率（GRev）等收入相關指標的影響，加入Sup和Fin與Sup的交互項以檢驗供應商關系對商業信用（TC）這一成本相關指標的影響。

表4的列（7）和列（8）中，Fin_Cus的系數均顯著為正，說明穩定的客戶關系有助于弱化金融化對實體經營帶來的不利影響，列（9）中Fin_Sup的系數也顯著為正，說明穩定的供應商關系抑制了金融化對商業信用的負面作用。

（二）作用機制檢驗

已有研究發現在企業實體投資[5]、研發創新[12]和全要素生產率[6]等多個微觀領域均存在企業金融化的擠出效應。其中，全要素生產率是高質量發展的核心，可以衡量企業勞動、資本、技術、組織管理等要素投入產出的綜合效率。金融化導致的企業資源向金融資產傾斜和技術進步放緩是全要素生產率下降的重要原因，生產效率傳導至產品市場會引起企業競爭力減弱，因此，金融化可能通過降低全要素生產率這一途徑影響企業的產品市場表現。

本文借鑒溫忠麟等[23]的方法考察全要素生產率的中介效應是否存在。以市場份額（MShare）為例構建模型（1）—模型（3），檢驗銷售增長率（GRev）和商業信用（TC）的中介路徑，替換模型（1）和模型（3）的被解釋變量即可。全要素生產率（TFP）用LP方法估計。模型（1），即主檢驗的模型，用于檢驗金融化對產品市場表現的影響，系數α1衡量的是自變量對因變量影響的總效應。模型（2）用于檢驗金融化對全要素生產率的影響，主要觀察系數β1。模型（3）用于檢驗金融化和全要素生產率對產品市場表現的影響，δ1衡量的是自變量對因變量影響的直接效應，β1和δ1之積衡量了自變量對因變量影響的間接效應。只有當α1、β1和δ1均顯著且δ1的絕對值也小于α1時，才能說明中介效應的存在。同時，如果δ2顯著，說明全要素生產率發揮了部分中介效應;如果δ2不顯著，說明全要素生產率發揮了完全中介效應。

MShareit=α0+α1Finit+α2Xit+∑Year+∑Industry+εit（1）

TFPit=β0+β1Finit+α2Xit+∑Year+∑Industry+μit（2）

MShareit=δ0+δ1Finit+δ2TFP+δ3Xit+∑Year+∑Industry+υit（3）

中介效應檢驗第一步的結果參見表3主回歸檢驗的結果，Fin對市場份額（MShare）、銷售增長率（GRev）和商業信用（TC）的回歸系數分別為-0.046、-1.722和-0.205，符合α1顯著，代表金融化抑制產品市場表現的總效應。第二步的結果如表5列（1）所示，金融化（Fin）的系數為-1.147且顯著，表明金融化會使全要素生產率顯著降低，符合β1顯著。第三步的結果分別如表5列（2）—列（4）所示，金融化（Fin）的系數均顯著為負，符合δ1顯著，全要素生產率（TFP）的系數均顯著為正，表明全要素生產率的提高會改善產品市場表現，符合δ2顯著。具體到產品市場表現的不同維度，金融化（Fin）對市場份額（MShare）直接效應的系數為-0.027，小于總效應-0.046的絕對值，間接效應占比約41.3%;金融化（Fin）對銷售增長率（GRev）直接效應的系數為-1.164，小于總效應-1.722的絕對值，間接效應占比約32.4%;金融化（Fin）對商業信用（TC）直接效應的系數為-0.161，小于總效應-0.205的絕對值，間接效應占比約21.6%。上述結果表明，金融化引起的全要素生產率下降是產品市場表現惡化的一部分原因，全要素生產率發揮了中介作用。

六、結論與啟示

本文基于中國上市公司的經驗數據，從利益相關者角度考察了實體企業金融化對其產品市場表現的影響，研究了企業融資約束、市場壓力和供應鏈關系對二者關系的調節效應，并檢驗了實體企業金融化對其產品市場表現的作用機制，從而為實體企業更加全面評估和應對金融化提供了直觀證據。本文的研究表明，總體上，金融化損害了微觀企業的產品市場表現，不僅市場份額縮減，銷售增長率下滑，而且供應商提供的信用融資也更少，企業較高的融資約束和市場壓力使前述現象更加嚴重，穩定的客戶/供應商關系則有助于緩解金融化的負面影響。作用機制研究表明，金融化通過降低全要素生產率而使企業產品市場表現惡化。

本文結論具有重要的政策啟示：首先，需要為實體經濟的發展創造良好條件，減輕實業經營負擔，引導企業回歸本源，以培育產品市場競爭優勢。應當落實減稅降費政策，實質性降低企業生產經營成本，深化“放管服”改革，破除隱性制度成本障礙，縮小實體資本與金融資本之間的收益率差距，降低金融投資對實體企業的吸引力。還應當通過技術補貼、高新技術獎勵等方式，積極鼓勵企業加大研發創新投入，促進實體企業技術進步和效率的提升。舉辦產品展銷會、行業交流會等活動，促使企業建立現代供應鏈，保持良好的上下游關系，發揮產業體系的協同效應。對于國有資本，需要繼續完善投資監督管理體系，如通過修訂投資負面清單增強約束力，從源頭上加強國有企業投資管理，同時改進薪酬激勵方式，突出主營業務表現在考核中的地位，使國有資本在新舊動能轉換中發揮更大作用。

其次，應該加大金融供給側改革的力度，拓寬企業融資路徑，適時推出政策工具，以有效支撐現代化經濟體系。需要推動多層次資本市場的建設，鼓勵價值投資。中國偏間接融資且以大型銀行為主導的金融供給，風險偏好低且看重抵押物，難以適應創新驅動的高質量增長模式，大力推進新三板創新層、創業板注冊制等相關政策的落地，可以為企業長期聚焦主營業務提供相應的資金保障。此外，通過定向施策精準以滿足中小微企業的融資需求。中小微企業在經濟增長中貢獻較高，靈活性更強，但面臨的融資約束更嚴重，信貸資源應適當向其傾斜，可以避免企業陷入金融化的泥潭而喪失產品市場和要素市場活力。企業獲取低成本融資后購買理財產品是資金空轉的常見形式，針對這一現象，可以運用金融科技手段追蹤貸款資金流向，亦可通過窗口指導、MPA體系調整等多措并舉強化監管，壓縮套利空間，遏制資產泡沫的虛假繁榮。

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（責任編輯：鄧 菁）

收稿日期：2020-09-22

作者簡介：牛玉凝（1993-），女，山西臨汾人，博士研究生，主要從事資本市場與公司財務研究。E-mail：njunyn@163.com

劉夢佳（1995-），女，河南南陽人，碩士，主要從事公司財務管理研究。E-mail：270183007@qq.com