非金融企業金融化行為與全要素生產率
——基于合理性分析的視角

□ 顏新艷 馬妍妍 俞毛毛

(對外經濟貿易大學 國際經濟貿易學院, 北京 100029)

一、引 言

近年來，隨著我國經濟快速發展,企業全要素生產率取得了令人矚目的增長。黨的“十九大”報告中明確提出,“推動經濟發展質量變革、效率變革、動力變革,提高全要素生產率”。在經濟“新常態”的背景下,提升企業全要素生產率(TFP)對經濟結構轉型和提升經濟增長質量具有深遠的影響。然而，當前我國實體經濟金融化的趨勢愈演愈烈。大量非金融企業紛紛涉足金融產品投資及房地產行業。“脫實向虛”成為當前我國經濟發展中面臨的嚴峻問題,引起了政府和學術界的廣泛關注。

現有文獻認為,如果企業金融化表現為“蓄水池效應”,則適當增加金融資產能夠增加企業短期現金流,緩解融資約束,提升全要素生產率;如果企業金融化表現為“投機套利”,則會對實體經濟產生“擠出作用”,不利于企業TFP的提升。同時,已有大量文獻表明,金融政策對企業全要素生產率有重要影響。企業金融化現象正從微觀層面不斷改變經濟結構的運行。如何理解企業金融化的不同動機,企業金融化是否具有必然性和合理性,對實體經濟又會造成什么樣的影響,是目前各方關注的焦點。本文試圖探討企業金融化的相關動機及對TFP的影響機制。

20世紀80年代后,西方國家實體投資率的下降,負債率不斷提升,呈現出“實體空心化”的趨勢。而對于我國來說,后金融危機時代信貸總量的擴張伴隨著實體經濟的轉型,“脫實向虛”與金融市場發展的滯后同時存在。2012年證監會發布《上市公司監管指引第2號——上市公司募集資金管理和使用的監管要求》,大幅放寬上市公司募集資金用途,指出上市公司資金可用于購買穩定收益產品。自此之后,上市公司金融化投資規模迅速擴大,金融化行為對實體經濟的影響引發多方熱議,許多學者認為金融化行為弊大于利,認為大部分的公司金融化投資無法通過“蓄水池”效應帶來資本運管效率的提升,而是通過“套利投機”對實體投資造成了擠出。

此種分析思路雖然有一定的道理,但我國上市公司金融化投資收益占銷售收入比例平均為14%,與發達國家47%的比例相比差距巨大(1)1 數據來源:國內數據來源于wind數據庫;國外數據來源于Compustat數據庫,在Davis(2016)論文中引用。,金融化投資除了導致“實體擠出”之外,是否存在其他正面影響機制?不同影響機制之間有無交叉關聯?上述問題值得深入思考。

本文利用2010—2017年上市公司金融化投資與OP法計算得出的TFP數據,從金融化行為的合理性角度,深入探討了企業金融化對其TFP的影響,對現有文獻的分析進行了擴充。

本文可能的邊際貢獻在于:第一,現有文獻多從金融化行為“脫實向虛”的本質及其對實體投資的“擠出效應”角度分析金融化行為對TFP的負面影響。本文在此基礎上,補充了現有金融化對企業TFP影響的合理性分析。中介效應結果表明:短期金融化行為會通過短期流動性約束的改善,緩解長期金融化“脫實向虛”特征對TFP的負向沖擊;而長期金融化投資又會通過對過度投資的抑制作用,緩解企業過度投資現象對TFP產生的負向影響;

第二,現有文獻雖然分析了“蓄水池效應”與“擠出效應”對企業TFP的不同影響方式,但只分析了二者一方面特征,對合理性特征以及二者相互作用分析不足。本文擴充了已有文獻的分析思路與觀點,拋開對短期、長期金融化投資孰優孰劣的比較分析,將二者交叉影響機制引入金融化對TFP影響的分析框架之中。

二、文獻綜述

(一)“金融化”的概念界定

“金融化”(financialization)一詞最早由Stockhammer[1]提出,作者將企業金融化定義為“企業通過利息、股利收入作為實體收入替代方式的行為”。Krippner[2]將企業金融化行為界定為“企業利潤積累更多依賴于金融渠道而非實體貿易和商品生產渠道”。同樣有文獻從企業金融化投資是否與實體形成替代關系視角,對金融化行為進一步界定,分配行為也被納入企業廣義金融化外延之中。

2008年金融危機后,西方學者將企業金融化行為的定義擴展為廣義的金融投資行為。金融化投資與脫實向虛行為密切相關。Orhangazi[3]認為，企業分配行為直接會導致實體投資的下降;Davis[4]通過行業加總回購規模作為股東利益導向的代理指標,分析得出行業平均的回購水平反向影響企業實體投資規模。也有文獻從收益角度對金融化行為收益進行了兩種方式的界定。

從我國分析來看,現有文獻主要將金融化界定為企業脫離主營業務進行金融產品投資的活動。微觀上看,產業資本流向金融投資、房地產領域[5],同時大量資本通過套利行為加劇房地產泡沫不斷膨脹,虛擬經濟快速發展,導致實體產業“金融化”問題[6],資產負債表中配置金融資產成為盈余管理和現金管理的重要形式,同時實體企業越來越偏離自身主營業務,逐步形成制造業區域空心化的現象[7];宏觀上看,金融化行為又體現在房地產泡沫等問題的存在,資金流向金融化領域,造成社會生產活動資金投入不足,進而造成脫實向虛狀況。然而我國金融化現象與國外存在一定的差異性,同時在金融發展特定階段又存在著一定合理性特征,需要結合我國現實進一步分析。

(二)金融化與實體投資行為

現有文獻多從金融化動機出發,分析金融化對企業實體投資行為的影響。部分國外學者認為,金融化投資多與實體擠出、資金“脫實向虛”相關,金融化行為會造成企業實體投資下降,同時金融化投資收益與實體投資之間存在反向關系[1,3]。也有文獻指出,研究金融化行為對實體的“擠出效應”,必須要考慮到企業外部融資能力,若外生沖擊導致企業融資約束問題緩解,則企業對實體投資的“擠出效應”并不存在[4]。同時,有學者從股東利益與企業金融化行為出發,認為企業通過股東利益導向進行金融化投資與分紅行為,對實體投資造成擠出[8]。

而國內學者對于“擠出效應”的經濟效率損失分析,多從企業融資能力、信貸配給狀況出發進行分析,同時將企業長期金融化投資行為與短期信貸、短期金融化投資相分離。從融資約束角度,金融化通過實體擠出與“預算軟約束”下投機套利行為阻礙了TFP增長[9]。同時,企業金融資產配置份額增加會顯著增加研發強度,而金融收益增加會對下期研發強度造成抑制。因而金融化行為會“抑制”研發投資增長[7,10]。

另一部分學者認為,金融化投資會通過“蓄水池效應”促進實體經濟發展。國外對于企業實體投資行為的研究發現:金融化投資產生的收益現金流,對本國投資具有促進作用,同時,金融化投資可以通過“緩沖”作用(hedging effect)降低外界對企業投資沖擊[11];除此之外,金融化投資收益與實體投資之間存在著“互補”關系[4],這些研究結論從側面說明了傳統制造企業增加金融資產投資的合理性。

從國內相關文獻來看,對于短期金融化行為“蓄水池效應”的研究多基于企業預防性儲蓄動機,而對“蓄水池效應”與投資行為的關聯性分析較少。研究發現,金融資產較強的變現能力與較低的調整成本,決定了金融化行為對融資約束的緩解[6];黃賢環和王瑤[12]指出,實體企業資金以“蓄水池效應”為主時,能夠對研發、人才投資效率產生提升作用,但該效應對于我國企業并不顯著。同時,俞毛毛和馬妍妍[13]在信貸期限錯配視角下分析了金融化行為的兩面性特征,即信貸強度超出一定閾值后會產生“脫實向虛”特征,同時企業又會通過金融化期限錯配投資行為,解決實體領域“短貸長投”,具有“雪中送炭”的合理性特征。

總體來說,現有文獻分別從短期與長期金融化投資具有的“蓄水池效應”與“擠出效應”進行了分析,但對上述機制產生原因、對企業投資效率與營運能力的影響,并未深入探討,同時并未考慮短期與長期金融化投資的內在關聯與交叉影響,對金融化投資合理性分析不足。

三、研究假設

短期金融化投資的“蓄水池效應”,主要是指企業短期金融化投資變現能力與短期融資替代作用。

首先,短期金融化投資能夠作為企業短期信貸融資的替代手段。實體投資大多具有較長的投資期限,但由于企業自身抵押物不足,并且“信貸配給”現象造成企業無法獲得足夠的中長期借款,進而導致研發投資、出口等中長期投資無法實現,企業只能通過短期信貸、期限錯配滿足中長期投資需求[14-15]。而短期金融化投資,更多注重于資金有效管理,具有較強流動性,以備未來企業資金需求,與短期信貸具有類似的功能與期限結構,更好地解決企業投資資金的需求,緩解融資約束對TFP的負面沖擊;

其次,長期金融化投資通過擠出效應對TFP會產生負面影響,主要體現在融資約束下長期投資行為對企業資金占用,進而造成實體投資不足。短期金融化投資通過“蓄水池效應”,一定程度上能夠“緩解”實體擠出問題,進而避免融資約束下企業金融化投資對企業TFP產生的負向作用。

根據上述分析,本文提出假設H1:

H1: 短期金融化投資通過“蓄水池效應”,緩解融資約束對企業TFP造成的負面影響,特別是緩解企業金融化投資對實體投資的“擠出效應”。

現有文獻普遍認為,企業長期金融化投資的“擠出行為”是造成企業經營利潤損失的最重要因素,同時黃賢環和王瑤[12]也認為,金融化行為“擠出效應”大于“蓄水池效應”,進而對TFP造成負面影響,但上述分析并未考慮到金融化行為的合理之處。由于管理層過度自信、受到較小制約等因素,企業加大企業過度負債和過度投資的行為,導致企業未來崩盤風險的增加[16]。長期金融化投資通過資金約束機制的發揮,能有效降低過度投資行為對企業投資效率損失,降低財務風險,更多將資金運用于能夠產生穩定收益的投資渠道之中,同時有助于企業投資風險的降低。上述積極影響通過長期金融化投資對短期金融化過度投資與投機行為的交叉抑制機制實現。

根據上述分析,本文提出假設H2。

H2: 長期金融化投資會通過抑制融資約束行為,對短期過度投資起到抑制作用,進而提升投資效率。

四、研究設計

(一)研究指標

1.金融化投資界定

本文借鑒了杜勇等[6]等對于企業金融化行為的研究思路,參照劉珺等[17]對于金融資產的劃分方式,將金融資產投資分為兩類:一種為短期金融資產即交易性金融資產,另一種包含其他各類金融資產,包括可供出售金融資產、持有到期投資、投資性房地產三個科目。由于長期股權投資中包含一部分非金融投資科目,本文暫未將此科目中金融投資資產部分列入到企業金融化資產的核算之中。同樣有文獻將委托貸款業務、企業自有貨幣資金等同樣作為金融化投資,但本文關注點主要是企業金融產品的投資行為,并不包括企業其他金融業務的開展和參股行為。本文將上述子類別中金融化投資數額占企業總資產比例,作為核心解釋變量,作為金融化投資行為的指標。

2.TFP定義

本文被解釋變量為通過OP法計算的企業全要素生產率對數值,參照魯曉東和連玉君[18]的OP法進行全要素生產率的估計,其中狀態變量為公司成立年份(age)、代理變量為勞動力自然對數與原材料投資自然對數、控制變量為公司是否國企虛擬變量(SOE),退出變量(exit)通過公司簡稱與所有權是否同時發生變化來界定,若同時發生變化則表示原有公司退出了市場。

3.過度投資指標

本文借鑒Richardson[19]對于投資效率的相關論述,通過資本支出對其他財務指標擬合值計算出企業最優投資強度,并將實際投資強度與最優投資強度之間的偏離值通過擬合方程殘差計算得出。本文擬合方程參照李維安和馬超[20]的做法進行過度投資計算。

本文主要變量符號及定義如表1所示.

表1 變量定義

(二)樣本選擇與數據來源

本文選取2010—2017年A股上市公司作為研究樣本,參照盛名泉等[9]、張昭等[21]對于金融化樣本以及回歸控制變量選擇方式,分析不同動機與期限下金融化行為對TFP影響。

本文按以下標準進行樣本選擇。

1.剔除金融類樣本,該類樣本財務指標具有自身特殊性。

2.剔除ST、*ST、PT類樣本。

3.剔除財務異常值樣本,包括總資產小于0、凈資產小于0、資產負債率大于1、銷售收入小于0樣本。

企業財務數據來自于銳思數據庫,TFP數據通過OP法計算得出。為消除異常值影響,所有連續變量取值在1%水平上進行縮尾處理。

(三)研究模型

1.短期金融化投資合理性驗證

為對假設1進行驗證,本文對短期金融化投資通過流動比率、財務困境指標，對TFP影響的中介效應進行分析:

crit=α0+α1stfinproit+Control+

∑year+∑industry+εit

(1)

TFP_OPi,t+1=β0+β1stfinproit+

β2crit+Control+∑year+

∑industry+εit

(2)

若回歸模型中,α1顯著大于0,同時β1和β2顯著大于0,說明企業能夠通過短期金融化行為提升流動比率,進而通過資金運營能力的提升帶動TFP增長,證明假設1成立。

本文利用調節效應模型,分析短期金融化投資是否能夠通過“蓄水池效應”的發揮,緩解長期金融化對TFP的抑制作用。

回歸模型為:

TFP_OPi,t+1=γ0+γ1ltfinproit+γ2ltfinproit×

stfinsignit+γ3stfinsignit+Control+

∑year+∑industry+εit

(3)

若回歸結果中,加入交乘項后,γ1與γ2并不顯著小于0,或者γ2顯著大于0,則說明短期金融化行為會緩解長期金融化投資對TFP的阻礙作用,進一步證明假設1成立。

2.長期金融化投資合理性驗證

為對假設2進行驗證,本文對企業長期金融化投資行為與過度投資比例的關聯性進行分析,回歸模型為:

overinvi,t+1=η0+η1ltfinproit+Control+

∑year+∑industry+εit

(4)

若回歸結果中,η1顯著小于0,則說明長期金融化投資比例的增加,能夠有效地降低企業過度投資現象的發生,抑制企業金融化行為對投資效率帶來的負向影響,證明假設2成立。

五、實證結果分析

(一)描述性統計

本文核心變量及主要控制變量描述性統計結果如表2所示。

表2 描述性統計

從描述統計能夠看出:企業TFP對數樣本均值為6.459,最大值為7.691,標準差0.431,說明不同企業之間TFP水平存在一定差異,同時該指標與相關文獻中OP法計算值接近;上市公司2010—2017年期間,平均金融化投資比例為2.8%,其中短期金融化投資比例為0.2%,但短期金融化投資最高比例達到53.9%。企業平均資產負債率為41.6%,平均總資產收益率為4.2%,主營業務收入增長率為17.7%;從公司治理來看,企業機構投資者平均持股比例為26.5%,有26.7%上市公司存在二職合一行為。

(二)主回歸結果

1.不同期限金融化投資對企業TFP影響

本文對金融化投資對企業TFP的影響進行實證檢驗,將OP法計算得到的TFP_OP指標與不同期限金融化投資比例進行回歸,結果如表3所示。

表3 企業金融化投資對TFP影響回歸結果

從全樣本角度來看,金融化資產整體配置比例的提升,對企業TFP會產生負面影響,對于短期與長期金融化投資來講,結論同樣成立。這主要是由于短期金融化資產多存在非理性特征,投資效率的低下導致短期金融化對TFP產生負向影響;同時,長期金融化資產在融資約束存在的情況下又會對實體投資特別是研發投資產生“擠出效應”,進而降低企業TFP水平。

上述分析驗證了傳統文獻中提及的金融化對企業TFP的負向作用確實存在,同時長期金融化投資行為造成的負向影響更為明顯。

2.短期金融化投資的合理性分析

為驗證假設1,本文利用公式(1)與(2),運用企業流動比率(cr)作為中介指標進行中介效應分析,同時利用公式(3)進行短期金融化行為的調節效應檢驗(表4)。

表4 短期金融化投資中介效應與調節效應分析

實證分析結果表明:首先,短期金融化投資能夠通過提升企業流動比率作為中介機制,對TFP產生正向影響;其次,長期金融化投資又會通過降低企業流動比率作為中介機制,對TFP產生負向影響;最后,存在短期金融化投資行為的企業,長期金融化投資對TFP的負向影響變得不明顯。

實證表明:對于金融資產投資的蓄水池效應來說,企業通過金融化投資補充相應的短期資金。由于短期金融資產變現能力較強,同時企業通過短期金融資產投資還可以獲得一定的收益,在企業存在閑置資金的情況下,可以降低企業閑置資金的機會成本。上述分析證明了假設1,即短期金融化投資存在合理性特征。

3.長期金融化投資的合理性分析

為驗證假設2,本文利用公式(4)進行分組回歸分析。長期金融投資一方面能夠造成實體擠出,造成企業整體TFP下降,另一方面又會通過資金競爭,對企業存在的過度投資行為形成抑制作用。若上述機制成立,同時若企業長、短期金融投資在資金預算既定的情況下存在替代效應,則長期金融化投資活動同樣會提升企業投資效率,抑制過度投資。

根據張昭等[21]對于無效率投資的分析能夠看出,企業實際投資規模若過度偏離最優投資規模,將導致投資無效率狀況的發生,由于資源配置的無效率,對企業TFP水平造成負面影響。表5對不同期限金融化投資與投資效率的關系進行檢驗。

由表5能夠看出:首先,對于投資不足樣本(overinv<0),金融化投資對企業過度投資的影響并不明顯,不會通過金融化投資提升有效投資水平;其次,對于過度投資樣本(overinv>0),長期金融化投資會抑制未來一期過度投資的發生,而短期金融化投資對過度投資的抑制作用不明顯。

實證分析來看,長期金融化投資,在融資約束與資金競爭機制下,會對企業過度投資形成抑制作用,進而降低企業過度投資水平,降低企業非理性行為,上述機制下企業投資行為對TFP會產生一定的積極作用。上述分析也證明了前文假設H2提出的觀點,即長期金融化行為會通過抑制過度投資,緩解短期金融化對TFP的負面影響。

六、結論與展望

(一)結論

伴隨著我國非金融企業金融化投資比例不斷上升與“脫實向虛”趨勢不斷加劇,金融化對企業TFP影響成為各方關注的焦點。

本文選取非金融上市公司2010—2017年樣本,對企業金融化行為與TFP之間的關系進行了分析,并通過長、短期金融化投資的劃分以及交叉機制的分析,解決了以往文獻對于金融化行為后果認知的片面性。

通過實證分析,本文主要得出以下結論:第一,短期金融化投資,會通過流動比率改善的方式,緩解長期實體擠出對TFP的負面影響;第二,長期金融化投資,會通過抑制過度投資行為等方式降低企業非理性投資行為,緩解金融化投資對TFP產生的負面影響。

(二)政策啟示與展望

根據以上分析,本文提出政策建議如下:首先,積極發揮金融化長期、短期投資的積極作用,企業長期與短期金融化投資比例搭配應更合理,不同類型企業應選擇不同類別的投資方式,確保流動性充裕的情況下進行理性投資行為;其次,從目前金融化投資比例來看,我國上市公司短期金融化投資比例仍較小,蓄水池效應發揮仍不充分,應繼續廣泛推進企業短期現金管理為目的的理財行為,降低資金運營成本,同時降低由于融資約束造成的實體擠出帶來的TFP損失;再次,監管部門應合理引導企業投資行為,避免非理性投資造成的效率損失的基礎上,對金融化投資行為進行規范;最后,政府應多管齊下,緩解企業融資難、融資貴的問題,避免長期金融化投資由于融資約束和擠出效應對TFP產生的負向影響。□