數字普惠金融、金融化與企業現金持有

楊 洋

(運城學院 經濟管理系，山西 運城 044000)

引言

近年，我國經濟步入結構化調整時期，從追求高速發展轉向高質量發展，國家經濟增速目標維持在6.5%水平上，實體疲軟和金融火熱形成鮮明對比，非金融企業配置金融資產成為一種潮流。那么企業如何在經濟下行、競爭加劇背景下做強做優，宏觀政策的調整對企業提出了新挑戰。從已有文獻來看，學術界主要圍繞金融化的“擠出效應”和“空心化”問題，分別從微觀企業發展、宏觀產業和國家經濟發展方面探究企業金融化的經濟效果，而金融化的形成動因及治理對策研究則集中在市場環境[1]、經濟政策[2，3]、財務狀況[4]、管理層特質[5]以及傳統金融服務[6]視角，分析金融化視角相對較窄。

企業金融化對微觀企業的影響可分為兩類：“蓄水池效應”和“擠出效應”。而我國作為發展中國家，大多數企業普遍存在融資約束難題，他們選擇持有一定量的現金及等價物應對突發狀況和適時投資[7]，而現金持有和金融化的“蓄水池效應”作用相同，存在替代關系，因而企業金融化程度也會隨之改變。隨著互聯網技術的發展，數字技術在金融領域也嶄露頭角，數字普惠金融應運而生，這種虛擬經濟拓寬了融資渠道、降低了融資門檻、便利了融資行為，在一定程度上彌補了傳統金融服務的短板，極大地緩解了企業所面臨的融資難、融資貴問題，進而對企業的金融化產生了一定影響。遺憾的是，目前鮮有學者研究數字普惠金融、金融化、現金持有三者的關系，本文從企業內部金融化動機出發，將外部環境、內部治理結合，探討金融化與現金持有的關系和差異化表現，數字普惠金融作為外部調節變量對其的影響，并進一步探討金融化對現金持有的影響通過何種路徑實現。

文章可能的貢獻在于：(1)關于金融化對企業的影響，多數學者從宏觀角度研究其擠出效應，鮮少從微觀方面探討其作用機制。本文從現金持有方面研究金融化對企業內部決策的微觀意義。(2)從數字普惠金融視角揭示虛擬經濟發展對企業的影響，數字金融不僅降低了信息不對稱程度，還拓寬了融資渠道，抑制企業金融化的蓄水池效應，實現對金融化與現金持有二者關系的調節作用。(3)考察金融化對現金持有的影響路徑，加入融資約束中介因子，發現“金融化—融資約束—現金持有”的作用路徑，豐富和完善了金融化的微觀經濟后果及作用機制的理論研究。

一、文獻綜述與研究假設

(一)金融化與現金持有

國內將企業配置金融資產的后果集中表現在兩個方面：“擠出效應”和“蓄水池效應”。具體來說，一方面，金融化對企業的實體投資、研發活動、全要素生產率、投資效率、企業價值、主營業績等發揮“擠出效應”。Orhangazi[8]認為金融渠道收益率高于經營渠道收益率，倒逼管理層傾向選擇利潤多的金融資產而非實體投資，造成金融利潤占比提高，實業投資率相應下降。Aalbers[9]認為金融化擠占了企業主營業務，阻礙企業效率改進。杜勇等[10]發現金融化的“擠出”效應大于“蓄水池”效應，通過創新和實物投資中介因子作用，損害了未來主營業績。蔡艷萍和陳浩琦[11]得出過度的金融投資導致實體產業資金供給不足，增加經營風險，影響業績提升。王少華和上官澤明[12]研究認為過度金融化抑制了企業創新，且寬松的貨幣政策在國企中擠出效應更顯著。通過跟蹤研究，發現企業出于資本套利動機的過度金融化阻礙了企業創新，并抑制了全要素生產率的提高，因此過度金融化不僅擠占了實體投資、研發活動的資源，更阻礙了全要素生產率、投資效率提升，并損害企業價值和主營業績。另一方面，金融化對企業的現金持有、現金流等發揮“蓄水池效應”。王少華等[13]發現，企業出于資金儲備動機進行金融化有利于緩解內部現金流約束，進而促進企業創新。張曾蓮和穆林[14]認為公司金融化程度越高，現金持有量越低，且在非國企中更顯著。由此可知，金融化既有“蓄水池”正向影響，又有擠出實體等一系列負向影響。有關金融化的經濟后果不僅從微觀影響企業的實體發展方向和財務決策，甚至對宏觀整體國家經濟運行產生影響，造成產業空心化現象，形成金融和房產行業虛擬繁榮的價格泡沫和股價崩盤風險[15，16]。

資源依賴理論認為組織體的生存需要從環境中汲取資源，兩者間相互依存，相互作用。而企業的發展無論是擴大規模、提升軟硬件條件，亦或轉型升級，都需要資金的支持，而資金量和時間顯得尤為重要。企業從外部環境獲取現金的表現之一就是金融化，內部體現為現金持有，根據融資優序理論，二者均可作為內源融資適時支持企業財務決策，但現實中多數企業存在融資約束難題。現有研究普遍認為現金持有的動機分為三個：交易性動機、預防性動機、逐利性動機[17]。金融資產具有較強變現能力與較低調整成本的特點，企業出于預防性動機的金融資產配置，不僅可以短期內獲取高額利潤，亦可在資金短缺時變賣金融資產填補資金缺口以走出財務困境，從而降低企業內部現金持有的水平，減弱企業對外部高成本融資的依賴，實現“蓄水池效應”，保證主業發展[14]。現實中，小規模和高外部融資依賴的企業更易受融資約束困擾，且融資成本較高，因傳統的金融渠道出于政策和還款考慮，更傾向給規模較大或國企背景的企業提供資金支持。基于此，提出假設1：

H1：企業金融化與現金持有水平負相關，且在小規模、高外部融資依賴企業中更顯著。

(二)數字普惠金融與金融化

數字普惠金融是指互聯網科技企業使用數字信息化技術進行支付、存款、貸款、保險、證券等金融服務或交易[18]。與傳統金融高風險溢價和高運營成本[19]相比，數字金融服務更直接、覆蓋更廣泛。首先數字金融拓寬了融資渠道，為企業、個人提供了多樣化融資的選擇；其次數字金融解除了實體營業網點的限制，利用手機和互聯網便利了融資行為，使得金融服務趨向平民化；再次數字金融解決了低收入人群和多數中小企業融資難、融資貴問題，降低了融資門檻，解決了傳統金融的排他性問題[20]。基于上述優勢，現有文獻研究了數字金融對創業[21]、產業結構升級[22]、包容性增長[23]、家庭消費[24]、技術創新[25]、城鄉收入差距[26]的影響。然而數字金融除了上述正向影響外，還具有緩解融資約束和降低融資成本的作用。互聯網技術和數字金融的蓬勃發展，促使企業在面臨競爭激烈的外部市場以及一步步縮小的實體盈利蛋糕時，更傾向于提高金融化程度[27]，進而作用于現金持有。基于此，提出假設2：

H2：數字普惠金融正向調節了金融化對現金持有負相關關系。

二、研究設計

(一)樣本選取與數據來源

本文選擇2011-2020年滬深兩市A股上市公司作為實證研究樣本，根據數字普惠金融數據起始年份(2011年)進行配對，其余數據來源于國泰安CSMAR數據庫。本文采用中國證監會2012年發布的《上市公司行業分類指引》進行行業劃分，并對數據進行以下處理：剔除金融業(J)上市公司；剔除財務指標異常的上市公司，包括營業收入為負以及連續虧損的ST、PT類上市公司；剔除同時在A、B或H股發行股票的公司；剔除主要變量缺失的公司；用Stata16對所有連續變量進行了雙側1%的縮尾處理(Winsor)，最終得到11314個觀測值。

(二)計量模型設計

為了檢驗企業金融化對現金持有的抑制效應，本文構建模型一：

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

+∑αjYear+Region+ε

(1)

為了檢驗數字普惠金融對抑制效應的調節作用，本文構建模型二：

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

+β10Div+∑βiIndustry+∑βjYear+Region+ε

(2)

為了檢驗企業金融化對現金持有的實現路徑，本文借鑒溫忠麟等提出的中介效應檢驗方法，在模型一基礎上構建中介效應模型來檢驗企業金融化是否通過融資約束的中介效應作用于現金持有：

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顯著為負，說明企業金融化具有就業效應，否則檢驗到此停止；模型(3)中若γ1顯著為負，說明金融化緩解了融資約束；模型(4)中若δ1與δ2系數顯著，且系數|δ1|<|α1|，說明融資約束存在部分中介效應，若系數δ1不顯著，δ2顯著，說明融資約束扮演了完全中介的作用。

(三)主要變量定義

表1 變量定義

1.現金持有。現金持有水平(Cash)用現金及現金等價物/(總資產-現金及現金等價物)。

2.金融化、數字普惠金融與融資約束。金融化程度(Fin)借鑒謝家智等[1]方法，以金融資產占總資產的比值來衡量。數字普惠金融(Dif)，參考北京大學數字金融研究中心和螞蟻金服集團組成的聯合課題組研究的《數字金融普惠金融指數》(2011-2020年)，參照郭峰等[20]、謝絢麗等[21]的研究，本文將省級數字普惠金融總指數的自然對數作為主要調節變量。融資約束(Sa)，為避免內生性的干擾，本文通過Sa指數衡量融資約束程度，并對其取絕對值，Sa指數越大代表融資約束程度越高。

3.控制變量。本文選擇資本支出(Cap)、資本結構(Debt)、凈營運資本(Netwc)、企業規模(Size)、資產收益率(Roa)、營業收入增長率(Grow)、股利分配率(Div)作為控制變量，同時控制行業、年度、省份影響。具體變量定量定義參考表1所示。

三、實證檢驗與分析

(一)描述性統計

表2結果顯示企業現金持有水平平均在25.0%水平上，最大值、最小值分別為192.3%、1.4%，說明部分企業持有現金量超過總資產合計，最小持有量不足2%，兩極分化較嚴重。金融化程度呈現規律相同，金融資產最高達總資產的47.1%，最低為0%，說明我國企業金融化程度存在較大差異，可能與現金持有存在關系。數字普惠金融均值為5.395，最大值為6.019，最小值為3.517，最大值與均值的差值小于均值與最小值的差值，說明各省份數字普惠金融具有一定差別，且多數省份普惠水平較高。融資約束指標同樣兩極差異較大其余控制變量均值與中位數接近，不再贅述。

表2 描述性統計

(二)金融化與現金持有

表3為主變量和全樣本下的企業金融化與現金持有的檢驗結果。金融化(Fin)的回歸系數均在1%水平上顯著為負，說明隨著金融化程度的提升，企業現金持有水平越低，金融化可以給企業提供了一定量的資金支持，發揮“蓄水池效應”，抑制了內部現金持有量。支持了假設1。

表3 金融化與現金持有

續表3

表4為企業金融化與現金持有二者固定效應的異質化檢驗結果，前兩列根據企業自身規模大小分組回歸、后兩列根據外部融資依賴性高低分組回歸。金融化(Fin)系數在四列中顯著為負，而在第一列和第三列中的金融化(Fin)系數的絕對值小于同組其余兩列，說明在大型企業和低度依賴外部融資的企業中，資金需求量、獲取難度、融資成本偏低，而小規模和高外部融資依賴的企業所面臨的融資約束相對嚴重，故金融化對現金持有的抑制效應在小規模、高外部融資依賴的企業中更顯著。

表4 金融化與現金持有的異質性

(三)穩健性檢驗

金融化指標的替換。現有文獻中針對金融化程度的度量有三種：金融資產、金融收益、金融支付，前文只針對金融資產進衡量并檢驗，現選取其余兩種方法進行混合、固定、隨機效應檢驗，表5結果顯示金融化(Finb、Finc)均在1%水平上顯著為負，與前文結果一致。

表5 金融化指標替換

(四)數字普惠金融的調節效應

表6為加入數字普惠金融的調節作用檢驗結果。第一列數字普惠金融(Dif)系數在1%水平上顯著為負，說明數字普惠金融抑制了現金持有水平。在加入金融化與數字金融交乘項(Fin*Dif)后，金融化(Fin)系數均顯著，且系數絕對值高于表3，同時交乘項系數在1%水平上顯著，說明互聯網發展帶來的虛擬數字普惠金融彌補了傳統金融服務的短板，拓寬了融資渠道、降低了融資門檻、便利了融資行為，加劇了企業金融化的“蓄水池效應”，進而降低現金持有水平。驗證了假設2。

表6 數字普惠金融、金融化與現金持有

(五)金融化降低現金持有水平：作用機制分析

企業金融化程度越高，現金持有量越少。當企業面臨投資回報好的項目或研發資金補充抉擇時，由于金融資產強流動性、易變現等特性，企業金融化有利于直接緩解內部的融資約束，進而改善企業對現金的依賴。表7通過中介模型檢驗了“金融化—融資約束—現金持有”的作用機制。第一列中金融化(Fin)的回歸系數在1%水平上顯著為負，說明金融化抑制了現金持有水平。第二列中金融化對融資約束的回歸系數(Fin)在1%水平上顯著為負，說明金融化緩解了企業內部的融資約束難題，適時彌補了企業的資金需求。第三列中金融化(Fin)與融資約束(Sa)系數均顯著，且金融化(Fin)系數的絕對值由0.542下降至0.526，說明融資約束在金融化對現金持有的影響中起到了部分中介作用。

表7 金融化、融資約束與現金持有

四、研究結論與啟示

本文選取2011-2020年中國A股非金融上市公司為樣本，從現金持有角度，探討企業金融化的經濟后果及作用機制。結果表明，企業金融化通過發揮其“蓄水池”效應，抑制了企業內部的現金持有，這種抑制效應在小規模、高外部融資依賴的企業中更顯著；在互聯網的助推下，虛擬經濟數字普惠金融拓寬了融資渠道、降低了融資成本，緩解了企業金融化對現金持有的抑制效果，起到負向調節作用；中介模型檢驗結果發現，金融化通過緩解融資約束實現對現金持有的抑制作用。

本文的政策啟示如下：第一，微觀方面，企業內部應優化資源配置，發揮企業金融化的積極效應(蓄水池效應)。金融化避免因企業持有過多現金而造成的利潤流失，同時金融化還能帶來可觀收益。故企業不能一味關注金融化對實體投資、主業經營、研發活動的“擠出效應”，應該辯證統一看待金融化的雙面影響，既不能過度金融化抑制實體經營，又不能放棄金融化，降低利潤水平。只有合理優化內部資源配置，才能更好的助力微觀企業有序發展。第二，宏觀方面，國家應繼續推進并深化互聯網伴生的虛擬金融體系的建設和完善。數字金融不僅有利于彌補以銀行為主導的金融體系不足，而且能更好地發揮金融對市場的調節作用數字金融降低了融資門檻，使大多數企業可以享受到國家政策紅利，得以平衡發展。