股票流動性與企業金融資產投資

徐壽福 葉永衛 陳晶萍

(1.上海對外經貿大學，上海 201620；2.上海財經大學，上海 200433)

一、引言

近年來，中國經濟呈現出明顯的“脫實向虛”趨勢，金融發展逐步偏離服務于實體經濟的本源，資金不斷積聚到金融體系內部，形成金融空轉。同時，大量非金融類企業投資于金融渠道的資金比例快速上升，基于金融渠道的利潤累積日漸成為企業盈利的主導模式(張成思 等,2016)。盡管微觀企業金融化在一定程度上能夠調節企業資金水平，發揮“蓄水池”功能，緩解企業融資約束(胡奕明 等,2017)，但更多的證據表明，微觀企業金融化是一種典型的短視投資行為(劉偉 等,2018;顧雷雷 等,2020)，會引發一系列嚴重的負面效應，比如“擠出”實體投資、延緩企業固定投資資本積累(Orhangazi,2008;Barradas,2017;杜勇 等,2017)，阻礙企業創新(王紅建 等,2017;肖忠意 等,2019)，甚至引發股價崩盤風險和系統性金融風險(彭俞超 等,2018b)等。近年來，學術界和實務界一直致力于探究企業金融化的關鍵影響因素，以期為引導資金回歸服務實體經濟的本源提供理論借鑒與實踐參考。

縱觀以往研究，大多數文獻側重于從企業內部特征或外部宏觀經濟環境的視角出發考察企業的金融資產投資行為(Duchin et al.,2017;彭俞超 等,2018a;Tang et al.,2019)，而很少關注資本市場壓力對企業金融資產投資的影響。有鑒于此，本文試圖基于股票流動性的視角探討資本市場壓力對非金融上市公司金融資產投資的影響，并厘清其背后的作用機制。既有研究發現，股票流動性升高會增加上市公司被敵意收購的風險(Stein,1988;Fang et al.,2014)，或是吸引大量短視投資者進入(Fang et al.,2014)，進而對經理人的績效考核、薪酬收入、職位晉升等各方面產生重要影響，因此經理人在面對源自流動性的資本市場壓力時必須做出相應的投資決策。而金融資產投資作為企業的一項重要投資決策，理應會受到股票流動性的影響。本文認為，股票流動性可能會促進企業的金融資產投資。一方面，股票流動性會提升經理人薪酬結構中權益薪酬的比重(Jayaraman et al.,2012)，因而在股票流動性較高的企業中，經理人更有動機通過金融資產配置來推高企業短期業績或股票價格進而最大化自身利益(Stockhammer,2006;彭俞超 等,2018b)，由此使得企業的金融資產投資增加。另一方面，股票流動性會降低股票買賣價差或掩蓋投資者持股數量的集聚，有意向的敵意收購者可以利用此便利條件搜集股份，從而導致上市公司被敵意收購的風險上升(Kyle et al.,1991)。一旦上市公司被敵意收購者接管，經理人則可能面臨被更換的風險。因此，給定企業股票流動性上升，經理人有動機利用金融資產投資來推高短期業績，防止股價被低估(Stein,1988)，從而避免企業被敵意收購。同時，大量短視投資者的進入也會迫使經理人更加關注短期業績或股票價格，強化經理人采用金融資產投資方式追逐短期收益的動機。

為驗證上述理論推斷，本文利用2007—2019年中國非金融上市公司的樣本數據，系統考察了股票流動性對企業金融資產投資的影響。較之已有研究，本文的貢獻主要體現在以下幾個方面：第一，拓展了企業金融化影響因素的相關研究。在“蓄水池動機”和“投資替代動機”假說的基礎上，已有文獻從企業內部和外部的多個維度考察了企業金融化的驅動因素，但鮮有關注與上市公司決策密切相關的資本市場因素的影響。本文從股票流動性的角度切入探討資本市場壓力對微觀企業金融資產投資的影響，拓展了企業金融化影響因素的研究視角。第二，豐富了股票流動性經濟后果的相關文獻。股票流動性作為股票市場的重要特征，對上市公司業績和決策存在重要影響，這已為諸多文獻所證實。然而，既有關于股票流動性經濟后果的研究并未取得一致結論。本文從非金融上市公司金融資產投資的視角探討股票流動性對管理層短視行為的影響，剖析了中國資本市場股票流動性驅動上市公司短視行為的內在機制，為從公司治理視角評價股票流動性提供了額外證據，這是對已有相關研究的重要補充。第三，具有明確的政策涵義。從微觀層面研究股票流動性對非金融上市公司金融資產投資的影響，為監管層進一步健全相關政策和制度，推動資本市場健康穩定發展，增強金融服務實體經濟能力，促進經濟高質量發展提供了重要啟示。

本文余下部分結構安排為：第二部分為文獻述評；第三部分為理論分析與研究假設；第四部分為研究設計；第五部分為實證結果與分析；第六部分為作用機制檢驗；第七部分為結論與啟示。

二、文獻述評

(一)企業金融化的動機及影響因素

“蓄水池動機”假說和“投資替代動機”假說是目前學術界關于企業金融化動機最主要的兩種理論解釋。基于凱恩斯預防性儲蓄理論，“蓄水池動機”假說運用傳統現金持有理論解釋企業持有金融資產的動機。該假說認為，類似于持有現金，企業持有金融資產是為了防止現金流沖擊帶來的資金短缺對企業經營產生不利影響(Stulz,1996;胡奕明 等,2017)。隨著企業融資約束程度的加劇，企業會配置更多的非流動性或風險金融資產(Duchin et al.,2017)。而“投資替代動機”假說則強調，當金融資產投資收益率較實體經濟投資收益率更高時，企業會以金融資產投資替代實體經濟投資，反之，則將以實體經濟投資替代金融資產投資。也就是說，企業金融化的主要目的在于追求利潤最大化(Orhangazi,2008;Demir,2009)。彭俞超等(2018a)認為，由于存在銀行信貸供給歧視、金融市場不完善以及民間實體投資環境不佳等問題，中國企業金融化的主要動機是追逐利潤，而非預防性儲蓄。

除了關注企業金融化的動機外，還有一些文獻集中考察了微觀企業金融化的影響因素，研究視角主要包括兩個方面：一是企業內部。已有研究證實，公司治理、企業盈利能力以及管理層特征等都是影響微觀企業金融化的重要因素。Duchin et al.(2017)對美國上市公司的研究發現，治理較差的工業企業通常會配置更多的風險金融資產。Orhangazi(2008)發現，好的金融盈利機會能夠驅動更多的金融資產投資。Tang et al.(2019)研究表明，固定投資的相對投資風險以及固定投資與金融投資之間的收益差顯著促進了中國非上市的非金融企業金融化趨勢。楊箏等(2019)認為，實體經濟與虛擬經濟間的利潤率差距是中國實體企業金融化的重要誘因，金融市場化改革有助于抑制實體企業金融化。近年來，管理層特征對企業金融化的影響也受到學者的密切關注。Duchin et al.(2017)研究發現，管理層過度自信的公司更偏好于配置風險金融資產。杜勇等(2019)發現，CEO金融背景主要通過提高CEO自信程度和緩解融資約束兩條途徑促進了企業金融化。戴靜等(2020)研究表明，金融部門的人力資本水平越高，實體企業金融資產配置越多，且該效應在信息不對稱的企業中尤為顯著。二是企業外部。胡奕明等(2017)發現，企業配置金融資產與GDP周期變量顯著負相關，與廣義貨幣M2周期變量和法定準備金率顯著正相關，與股票指數增長率顯著負相關。彭俞超等(2018a)指出，一方面，經濟政策不確定性的提高導致金融市場風險增加，進而通過降低金融資產質量抑制了企業金融化趨勢；另一方面，經濟政策不確定性的提高使得銀行信貸投放變得更為謹慎，進而通過降低資金供給抑制了企業金融化趨勢。聶輝華等(2020)則發現，感知到政策不確定性升高的企業會減少實業投資并增加金融資產配置。祁懷錦等(2021)研究表明，混改股權制衡度與金融資產配置水平之間存在“U”形關系，且當非國有股權占比超過國有股權占比時促進作用更明顯。

綜上，已有研究基于不同視角闡釋了微觀企業進行金融資產投資的動機，并且從多個維度分析了影響微觀企業金融化的企業內外部因素，研究成果豐碩。本文認為，上市公司實施金融化的資金離不開資本市場的資本供給，金融化的收益也在很大程度上依賴于資本市場的估值和收益，因此微觀企業金融化必然受到資本市場的影響。盡管已有少數文獻關注到股票市場變化對微觀企業金融化的影響，如胡奕明等(2017)等，但是這些研究并未系統探討資本市場對微觀企業金融化的影響及其作用機理問題。鑒于有效發揮資本市場的資源配置功能，引導微觀企業優化投融資行為，是實現經濟高質量增長的重要手段，深入分析資本市場對微觀企業金融化的影響無疑具有重要的意義。

(二)股票流動性對微觀企業的影響

已有關于股票流動性影響效應的研究結論存在一定分歧。一方面，國外大量研究證實提高股票流動性能夠在多個方面產生正面效應。從企業績效或價值的角度來看，Fang et al.(2009)發現，股票流動性越高，其公司績效(采用市賬比度量)表現越好。Cheung et al.(2015)研究表明，股票流動性能夠提高美國不動產投資信托(Real Estate Investment Trust，REIT)行業公司的托賓Q值。從企業融資的角度來看，股票流動性的提高有助于降低上市公司的外部融資成本，不僅包括權益資本成本、股權再融資的抑價程度和投資銀行的承銷費用，甚至還包括公司債券的信用風險和收益率差(Amihud et al.,2015)。Chen et al.(2015)發現，股票流動性較高的公司，真實盈余管理和應計盈余管理水平均較低。Chen et al.(2019)指出，股票流動性通過強化股東監督力度，有效地抑制了上市公司的過度避稅行為。另一方面，一些文獻則提供了相反的證據，認為較高的股票流動性會產生一系列負面效應。Fang et al.(2014)考察了股票流動性與企業創新的關系，發現股票流動性通過提高敵意收購壓力和吸引更多被動型機構投資者進入，加劇了管理層短視，阻礙了公司創新。Huang et al.(2017)發現，上市公司應計盈余管理水平與股票流動性顯著正相關。Chang et al.(2017)認為，較高的股票流動性吸引了更多的交易型投資者，經理人因為害怕壞消息的披露會導致交易型投資者大量拋售公司股票，從而選擇隱瞞壞消息，最終使股價崩盤風險加劇。

也有國內學者從股票流動性的角度探討了資本市場壓力產生的影響。蘇冬蔚等(2013)研究發現，股票流動性有助于提高CEO的薪酬股價敏感性并降低代理成本，但這種影響取決于公司產權性質和股價信息含量。馮根福等(2017)研究了股票流動性與企業技術創新的關系，發現企業性質對中國資本市場的股票流動性與企業技術創新之間的關系存在明顯的調節作用；股票流動性的提高顯著降低了民營企業的技術創新水平，卻有助于提升國有企業的技術創新水平。還有文獻發現，股票流動性通過緩解信息不對稱和發揮公司治理功能，促進了中國上市公司的現金分紅(Jiang et al.,2017)、降低了公司的超額負債率以及多元化傾向(Gu et al.,2018)。

總體而言，由于制度背景的差異以及分析角度或樣本選擇的不同，針對股票流動性影響效應的研究并未得出一致結論。從某種意義上來說，股票流動性是一把“雙刃劍”，過高的股票流動性或是過低的股票流動性，都可能產生負面效應。為此，在特定的資本市場制度背景和市場環境下考察股票流動性的影響，對于監管層采用制度變革影響股票流動性繼而充分發揮資本市場作用具有重要的現實啟示意義。并且，鮮有研究從微觀企業金融化的視角分析股票流動性對企業投資決策的影響，因此深入研究股票流動性對微觀企業金融化的影響，提供基于中國資本市場的經驗證據，也是對股票流動性經濟后果方面文獻的有益補充。

三、理論分析與研究假設

(一)股票流動性對企業金融資產投資的影響

盡管微觀企業金融資產投資一定程度上能夠產生“蓄水池”效應，從而有助于平滑企業資金供給，緩解企業融資約束，但是大量研究卻表明，微觀企業金融資產投資更多地表現為“擠出”效應。顧雷雷等(2020)研究發現，企業社會責任通過緩解融資約束加劇了企業金融化，由此證實中國企業金融化主要出于利潤最大化的“投資替代”動機。當主營業務出現問題導致盈利下降時，企業出于平滑利潤、粉飾報表的目的，會將一些資金投向“短平快”的金融投機活動(彭俞超 等,2018b)。管理層采用次優決策以公司長期利益為代價來增加短期盈余或提升短期股價的傾向或行為，被稱為管理層短視(Managerial Myopia)(Stein,1988)。許多后凱恩斯主義學者也認為，企業配置更多的金融資產本質上體現了管理層更加關注短期盈利(Crotty,1990;Stockhammer,2006)。因此，實體企業金融化可以被理解為管理層短視在企業投資決策中的重要表現。

引導資源配置是資本市場的重要功能之一，也是資本市場影響實體經濟的重要途徑。股票流動性作為資本市場重要特征之一，不僅會影響市場投資者的投資決策，也會通過改變企業管理層的風險偏好、可得利益等影響企業財務決策。不可否認，股票流動性的提高在降低企業外部融資成本、促進市場交易等方面發揮了積極作用，但在中國資本市場散戶占比較高和投機氛圍較濃厚的現實背景下，過高的股票流動性也可能帶來諸多負面效應。從企業金融資產投資決策的角度來看，較高的股票流動性至少可以通過影響管理層的薪酬結構和改變上市公司的投資者結構，加劇管理層短視，最終驅動企業進行金融資產投資。

一方面，股票流動性會影響經理人的薪酬結構及交易行為，促使經理人通過增加金融資產配置的方式推高短期業績或股票價格進而最大化自身利益。從經理人權益薪酬的視角來看，過去幾十年里，西方資本市場的股權激勵在經理人薪酬中的占比越來越高(Holmstr?m et al.,1993)，中國上市公司自股權分置改革以后也越來越注重股權激勵的使用。股權激勵的實施客觀上增強了經理人的薪酬收益與股價的關聯性，加劇了經理人對短期業績或股票價格的迎合(Duchin et al.,2017)，理性的經理人具有強烈的動機關注短期股價并采用短視行為以實現自身利益最大化(Edmans et al.,2018)。股票流動性的提高會增加經理人薪酬結構中權益薪酬的比重，提升經理人薪酬業績敏感性(Pay-for-Performance Sensitivity,PPS)(Jayaraman et al.,2012)，原因主要在于：較高的股票流動性有助于促進知情交易者的交易行為，提高股價信息含量，促使股價或市值在經理人薪酬契約中發揮更大的參考作用。當經理人與股價相關聯的薪酬業績敏感性提高時，關注短期股價變化成為理性經理人追逐自身利益最大化的必然選擇。同時，從經理人分散財富集中風險的需求來看，當持有較多企業權益時，經理人財富集中在單一資產(經理人所在公司)上的非系統風險較高，理性的經理人具有強烈的動機分散其財富集中風險(Bettis et al.,2015)。較高的股票流動性能夠降低經理人通過出售其所持股權進而獲得交易收益的成本(Garvey,1997)，同時有助于掩蓋經理人的私人交易行為。在此前提下，經理人進行金融資產投資維持或推高短期股價，不僅可以增加權益薪酬，在以市值或股價為績效指標的考核中處于有利地位，而且能夠以較低的代價出售所持股權以分散其財富集中的風險。相關研究也發現，短期內企業進行金融資產投資既有助于平滑利潤、粉飾報表(彭俞超 等,2018b)，又能夠獲取超額收益(杜勇 等,2017;顧雷雷 等,2020;陸蓉 等,2020)，從而“美化”或改善會計業績，并最終反映到股票價格上。

另一方面，較高的股票流動性會產生更大的外部短期股價壓力，促使管理層更加關注短期股價，并采取金融資產投資等短期行為維持或推高短期股價。首先，股票流動性的提高有助于降低股票買賣價差或掩蓋投資者的頻繁交易，有意向的敵意收購者可以利用此便利條件收集股份，從而導致企業被敵意收購的風險上升(Kyle et al.,1991)。一旦企業被敵意收購者接管，經理人則可能面臨被更換的風險。因此，為有效應對股價低估時潛在收購者的敵意收購行為，經理人通常會犧牲公司長期業績來維持或推高短期盈余，以防股價被低估(Stein,1988)。而金融資產投資獲利周期短的特征恰恰有助于改善短期盈余，提振短期股價，繼而有效降低公司被敵意收購的風險。其次，較高的股票流動性帶來的低交易成本，會吸引大量過度關注公司短期業績且投資視野較短的交易型投資者(Porter,1992;Fang et al.,2014)。當短視的大股東計劃出售其所持股票時，他們有動機向經理人提供短期激勵契約以最大化短期股價(Porter,1992;Fang et al.,2014)。如果企業相當一部分股東都屬于這類短視投資者，那么經理人對短期業績的關注將被進一步強化(Huang et al.,2017)。此時，管理者會做出更多的金融資產投資決策，而非實施能夠產生中長期利潤的實業投資(張成思 等,2016)。

基于上述分析，本文提出：

假設

1

：

其他條件不變時，較高的股票流動性會正向驅動企業的金融資產投資。

(二)相對收益率、股票流動性與金融資產投資

Orhangazi(2008)發現，當金融資產投資收益率高于實體經濟投資收益率時，企業在利潤最大化動機的驅使下會以金融資產投資替代實體經濟投資。既然中國非金融上市公司金融資產投資的主要動機是追逐短期超額收益(杜勇 等,2017;顧雷雷 等,2020;陸蓉 等,2020)，那么當金融資產投資的收益率更高時，實體企業金融資產投資的動機理應更強。

股票流動性對企業金融資產投資的驅動作用主要取決于金融資產投資收益率與實體資產投資收益率之間的差異。當金融資產投資收益率低于實體資產投資收益率時，即便較高的股票流動性會加劇管理層短視，但由于金融資產投資無法帶來更高收益，難以維持或推高短期股價，其也不會成為理性經理人短視投資的有效選擇。相反，當金融資產投資收益率高于實體資產投資收益率時，股票流動性對管理層投資視野的影響越甚，具體體現為：一方面，實施更大規模的金融投資能夠顯著改善企業整體業績水平，緩解企業短期股價下滑壓力，進而為經理人維持或推高短期股價提供有利條件；另一方面，為了獲取更多的短期超額收益，管理者更傾向于通過配置金融資產進行投機套利，而忽視有利于企業長遠發展的實體投資(杜勇 等,2017)。綜上分析，當金融資產投資收益率相對高于實體資產投資收益率時，理性的經理人在流動性驅動的短視動機下，更可能選擇金融資產投資作為維持或推高短期股價的手段，并實施更大規模的金融資產投資。

基于上述分析，本文提出：

假設

2

：

在其他條件不變的情況下，金融資產投資相對收益率越高，股票流動性對非金融上市公司金融資產投資的正向驅動作用越顯著。

(三)產權性質、股票流動性與金融資產投資

已有研究指出，產權性質不同的非金融上市公司在金融資產投資動機及行為上表現迥異(劉偉 等,2018;張成思 等,2019)。在中國，國有企業與非國有企業的經營目標存在較大差異。國有企業除了要實現既定的經濟目標外，還需承擔一定的政策性負擔，比如維持就業、保障民生等，因此國有企業管理層的目標函數更加多元化和動態化，其對經濟利益的追逐有所弱化。此外，與非國有企業經理人純粹的“經濟人”身份不同，國有企業經理人往往兼有一定的政治身份，他們存在較為強烈的政治晉升訴求。盡管金融資產投資可以帶來短期績效的提高，但同時也容易導致企業資金在金融市場循環空轉，不利于企業的轉型升級，繼而對國有企業經理人的政治晉升考核造成負面影響。綜上所述，在面對股票流動性帶來的資本市場壓力時，較之國有企業，非國有企業經理人對短期盈余和股價表現更敏感，采用金融資產投資維護或推高短期業績或股票價格的動機也更強烈。

基于上述分析，本文提出：

假設

3

：

其他條件不變時，股票流動性對金融資產投資的正向驅動作用在非國有企業中更加顯著。

四、研究設計

(一)計量模型

為檢驗假設1，即股票流動性對企業金融資產投資的影響，本文借鑒Duchin et al.(2017)、杜勇等(2019)的方法，構建如下回歸模型：

(1)

其中：下標i和t分別表示公司i和第t年；Far表示企業金融資產投資水平；Liq表示股票流動性，具體度量指標包括Liq1和Liq2；Control表示一系列控制變量；Industry和Year分別表示行業固定效應和年份固定效應。為減輕逆向因果關系的影響，解釋變量和控制變量均采用滯后一期。同時，為控制潛在的異方差和序列相關問題，本文對所有回歸的標準誤在公司層面進行了聚類處理。

在模型(1)中，本文重點關注系數β的方向及顯著性。結合假設1，預期β顯著為正，即股票流動性能夠顯著促進企業金融資產投資。

進一步，為檢驗假設2和假設3，本文在模型(1)的基礎上加入金融資產投資相對收益率、產權性質以及它們與股票流動性的交互項，構建如下回歸模型：

(2)

其中，Var分別表征金融資產投資相對收益率(Return)和產權性質(State)，其余變量的含義與模型(1)相同。

在模型(2)中，交互項系數α是本文關注的重點。結合假設2和假設3，本文預期：當Var表征金融資產投資相對收益率時，α顯著為正，即金融資產投資相對收益率越高，股票流動性對非金融上市公司金融資產投資的正向驅動作用越顯著；當Var表征產權性質時，α顯著為負，即股票流動性對金融資產投資的正向驅動作用在非國有企業中更加顯著。

(二)變量說明

1.核心解釋變量：股票流動性

第一，本文借鑒張崢等(2014)的做法，構建時間加權平均相對有效價差度量股票流動性，該指標值越大，表明股票流動性越差。一方面，隨著高頻數據獲取和處理難度的降低，在對股票流動性的度量中相對有效價差的使用越來越廣泛，其常被當作評價低頻交易數據和交易量數據的標桿；另一方面，時間加權平均買賣價差不僅能夠反映價差本身，而且還可以反映價差持續的時間，因而更具代表性(Goyenko et al.,2009)。

首先，定義單個股票每一筆交易的相對有效價差(RES)如下：

(3)

其中，P、Bid和Ask分別表示單個股票每一筆交易的成交價、買價和賣價。其次，以相鄰兩筆交易之間的時間間隔為權重，計算單個股票每一個交易日內相對有效價差的時間加權平均值，得到該股票的日度相對有效價差。最后，在年度內對單個股票的日度相對有效價差進行簡單平均，得到該股票的年度平均相對有效價差(RES)。

第二，鑒于Amihud(2002)提出的非流動性指標在國內外研究中被廣泛證實是較好的低頻流動性間接指標(張崢 等,2014; Goyenko et al.,2009)，本文也采用該指標構建相應的股票流動性度量變量。Amihud非流動性指標定義如下：

(4)

其中：r和v分別表示股票i在t年度第d天不考慮紅利再投資的收益率和交易金額(以億元人民幣為單位)；D是股票i在t年度的交易天數；Illiq刻畫了單位交易金額對股票價格的沖擊程度，反向度量了股票流動性，即Illiq越大，表明股票流動性越低。

由于RES和Illiq均是股票流動性的反向指標，本文借鑒Jiang et al.(2017)、Gu et al.(2018)、Chen et al.(2019)的做法，將RES和Illiq進行負向對數化處理，分別定義Liq1=-Ln(RES)和Liq2=-Ln(Illiq)。Liq1和Liq2越大，表明股票流動性越好。

2.被解釋變量：企業金融資產投資

從現有文獻來看，金融資產占比是度量非金融企業金融資產投資的主流指標之一。本文參考戴澤偉等(2019)的做法，采用企業類金融資產(包括交易性金融資產、衍生金融資產、發放貸款及墊款凈額、可供出售金融資產凈額、買入反售金融資產以及持有至到期投資)與期末總資產之比定義企業金融資產投資水平(Far)。

3.控制變量

已有研究指出，“蓄水池動機”和“投資替代動機”是非金融企業金融化的兩類主要動機。為此，本文控制了公司融資約束(KZ)以及金融資產投資相對收益率(Return)。首先，借鑒Kaplan et al.(1997)的做法，構建基于中國上市公司樣本的KZ指數以度量公司融資約束程度。具體過程如下：第一步，對全樣本各年度按經營活動產生的凈現金流量/總資產(CF)、現金股利總額/總資產(Div)、現金持有/總資產(C)、總負債率(Lev)和托賓Q進行分類。如果CF、Div和C分別小于相應的中位數，則對應的KZ1、KZ2和KZ3分別取值為1，否則取值為0；如果Lev和Q分別大于相應的中位數，則對應的KZ4和KZ5分別取值為1，否則取值為0。第二步，將每個公司每個年度的KZ1至KZ5加總，得到KZ_Score。第三步，運用排序邏輯回歸(Ordered Logistic Regression)將KZ_Score作為因變量對CF、Div、C、Lev和Q進行回歸，得到的KZ_Score擬合值即為各公司各年度的KZ指數。KZ指數值越大，表明公司面臨的融資約束程度越高。其次，借鑒張成思等(2016)的方法定義金融資產投資相對收益率(Return)，具體計算公式為(金融資產投資收益率-實體投資收益率)/[(金融資產投資風險+實體投資風險)×100]。其中：金融資產投資收益率為投資收益、公允價值變動損益、凈匯兌收益之和扣除對聯營和合營企業的投資收益后的金融資產投資收益與金融資產總額之比；實體投資收益率為營業收益扣減營業成本、營業稅金及附加、期間費用和資產減值損失后的余額與經營資產總額之比；金融資產投資風險和實體投資風險分別采用近三年金融資產投資收益率和實體投資收益率的方差進行度量。

此外，根據已有相關文獻(杜勇 等,2019;顧雷雷 等,2020)的做法，本文還將公司特征和治理結構等方面的因素納入了控制變量，前者包括公司規模(Size)、財務杠桿(Lev)、上市年限(Age)、成長性(Growth)、盈利能力(ROA)、經營性現金流(Cash)和固定資產占比(PPE)，后者則包括產權性質(State)、代理成本(Agency)、股權集中度(First)、董事會規模(Bsize)、獨立董事比例(Indrct)、兩職合一(Dual)以及管理層持股比例(Mnghld)。

表1列示了本文回歸模型所涉及的主要變量的說明。

表1 變量說明

(三)樣本選擇與數據來源

本文以2007—2019年股權分置改革后中國非金融上市公司為樣本，并對初始樣本進行了以下篩選：剔除樣本期間被ST(ST)的觀測值；考慮到多市場交易對股票流動性的影響及境內外市場監管制度的差異，剔除發行H股、B股和其他外資股的雙重上市公司觀測值；考慮到IPO對股票流動性的影響，剔除上市不到一年的觀測值；剔除缺失值樣本。經過上述處理，共得到20985個公司-年度觀測值。此外，為避免異常值對回歸結果的影響，對所有連續變量在1%的水平上進行了雙側縮尾處理。本文用于計算股票流動性的日內高頻數據來自Resset數據庫，CEO期末期權持有數據根據上市公司年報、股權激勵草案和實施公告手工整理得到，其余公司特征和治理數據均來自國泰安CSMAR數據庫。

五、實證結果與分析

(一)描述性統計與單變量檢驗

表2為本文主要研究變量的描述性統計結果。Far的均值為0.0217，表明平均而言中國上市公司以流動資產為主的風險金融資產投資規模占總資產的比重約為2.17%，略高于杜勇等(2017)和彭俞超等(2018b)的統計結果，說明近年來中國非金融上市公司金融資產投資規模有增無減。Liq1和Liq2的均值分別為6.4477和3.2627。

從控制變量的結果來看，融資約束(KZ)、金融資產投資相對收益率(Return)的均值分別為0.5355、-1.7957，公司規模(Size)、財務杠桿(Lev)和上市年限(Age)的均值分別為22.0422、0.4452和2.2326，產權性質(State)、代理成本(Agency)和股權集中度(First)的均值分別為0.4236、0.0993和0.3468。限于篇幅，其他控制變量的描述性統計結果詳見表2，不再贅述。

表2 主要變量描述性統計結果

進一步地，本文通過單變量檢驗呈現了企業金融資產投資的分組變化趨勢。具體而言，按照股票流動性從低到高將樣本平均分為4組，每一組樣本金融資產投資水平(Far)的均值和中位數如表3所示。由表3可知，隨著股票流動性的提高，非金融企業的金融資產投資水平呈逐漸升高的趨勢。對股票流動性最高組和最低組金融資產投資水平差異的檢驗結果如表3最后兩列所示，從中可見，無論是均值檢驗還是中位數檢驗，股票流動性最高組的金融資產投資水平均顯著高于股票流動性最低組，這初步證實非金融企業的金融化程度隨股票流動性的上升而逐步提高。

表3 單變量檢驗結果

(二)基準回歸結果

首先，對股票流動性與非金融上市公司金融資產投資的關系進行檢驗，結果如表4所示。列(1)、(2)分別是以Liq1和Liq2為解釋變量的回歸結果，從中可見，Liq1和Liq2的系數均顯著為正，表明樣本公司金融資產投資水平隨股票流動性的提高而增加。為進一步控制“蓄水池動機”和“投資替代動機”的影響，在列(1)、(2)的基礎上加入融資約束指標(KZ)和金融資產投資相對收益率(Return)，回歸結果如列(3)、(4)所示，不難發現，Liq1和Liq2的系數絕對值變化不大且仍然顯著為正，表明股票流動性對非金融上市公司金融資產投資的正向驅動作用非常穩健。從經濟意義角度來看，以列(3)、(4)為例，Liq1和Liq2每提升1個標準差，將分別導致非金融上市公司金融資產投資水平(Far)上升幅度約達到其均值的7.27%(=0.3431×0.0046/0.0217)和7.23%(=0.9803×0.0016/0.0217)。綜上可知，本文假設1得到驗證。

表4 基準回歸結果

其次，檢驗金融資產投資相對收益率對股票流動性與非金融上市公司金融資產投資關系的影響，結果如表5所示。由列(1)、(2)可見，Liq1、Liq2、Liq1×Return、Liq2×Return的系數均顯著為正，表明金融資產投資相對收益率越高，股票流動性對非金融上市公司金融資產投資水平的正向影響越顯著。由此可知，本文假設2成立，即金融資產投資相對收益率強化了股票流動性對非金融上市公司金融資產投資的驅動效應。

最后，利用類似的方法檢驗產權性質對股票流動性與非金融上市公司金融資產投資關系的影響，結果同樣列于表5。由列(3)、(4)可見，Liq1和Liq2的系數均顯著為正，Liq1×State和Liq2×State的系數均顯著為負，表明與國有上市公司相比，股票流動性對非國有上市公司金融資產投資的正向影響更顯著。綜上可知，本文假設3得到驗證。

表5 金融資產投資相對收益率和產權性質的影響

(三)內生性問題處理

盡管上文對所有解釋變量均進行了滯后一期處理，一定程度上有助于緩解非金融企業金融資產投資決策對股票流動性的逆向影響，但仍無法完全排除股票流動性是內生變量的可能。股票流動性與公司金融資產投資決策可能會同時受到公司層面不可觀測因素的影響，進而產生因遺漏變量所致的內生性問題。為此，本文直接控制公司個體固定效應重新進行檢驗，結果如表6所示。由表6可見，Liq1和Liq2的系數均顯著為正，表明在控制公司層面固定效應后，股票流動性仍然會顯著正向驅動非金融上市公司的金融資產投資水平。在列(3)、(4)中，Liq1×Return和Liq2×Return的系數均顯著為正，說明采用面板數據固定效應模型后，金融資產投資相對收益率依然會正向調節股票流動性與公司金融資產投資水平之間的關系。在列(5)、(6)中，Liq1×State、Liq2×State的系數均顯著為負，表明產權性質對股票流動性與公司金融資產投資的關系仍具有負向調節作用。綜合來看，面板數據固定效應模型的回歸結果能夠較好地支持本文的假設。

表6 控制公司個體固定效應

(續表6)

為進一步控制潛在內生性問題產生的影響，借鑒Jayaraman et al.(2012)、蘇冬蔚等(2013)的思路，采用當年度樣本公司所屬行業中除自身以外的其他公司股票流動性的中位數Zliq1和Zliq2作為樣本公司股票流動性的工具變量，并在控制公司個體固定效應的基礎上進行2SLS估計，結果見表7。工具變量不可識別檢驗的Kleibergen-Paap rk LM統計量和弱工具變量檢驗的Cragg-Donald Wald F統計量均顯示，本文選取的工具變量是有效的。由表7可知，Liq1和Liq2的系數均顯著為正，Liq1×Return和Liq2×Return的系數均顯著為正，Liq1×State和Liq2×State的系數均顯著為負。上述結果與前文基準回歸結果高度一致。

表7 工具變量法

綜上可知，在盡可能控制潛在的內生性問題后，本文假設仍然成立。

(四)穩健性檢驗

為進一步確保研究結論的可靠性，本文從變換核心變量的度量方法和調整樣本范圍兩個方面進行了穩健性測試。

1.變換核心變量的度量方法

(1)變換企業金融資產投資的度量方法。借鑒彭俞超等(2018b)的做法，重新界定金融資產范圍。采用新的企業金融資產投資測量指標進行檢驗，結果顯示，本文假設仍然成立。

(2)變換股票流動性的度量方法。通過構建新的股票流動性指標，重新檢驗股票流動性對企業金融資產投資的影響。第一，借鑒張崢等(2014)的做法，利用日內高頻交易數據構建收盤相對報價價差(QSP)。第二，參考Rhee et al.(2009)的做法，構建價格彈性指標(PS)。由于上述兩個指標均是股票流動性的反向指標，本文沿用前文做法，對它們進行負向對數化處理，相應地構建了股票流動性的正向指標Liq3和Liq4。第三，直接采用時間加權平均相對有效價差(RES)和Amihud非流動性指標(Illiq)的原始變量作為解釋變量。變換解釋變量測量方法后的檢驗結果與基準回歸結果高度一致，表明本文結論是可靠的。

2.調整樣本范圍

考慮到在本文的研究樣本期間內，一些經濟事件的沖擊可能會對估計結果造成影響。接下來，對樣本范圍進行必要調整。(1)為應對2008年國際金融危機，中國政府推出了“四萬億投資計劃”，這一行為可能在一定程度上影響實體企業的金融資產配置行為。為此，在剔除2008年的樣本后重新進行檢驗。(2)2015年股災期間中國股票市場多次出現“千股跌停”的現象，許多A股上市公司都遭遇了“流動性黑洞”，為消除這一時期上市公司股票流動性的特殊表現對研究結論可能帶來的影響，在剔除2015年的樣本后重新進行檢驗。(3)在2019年1月1日起實施的新會計準則中，“金融工具的確認和計量”“金融工具列報”等與以往存有很大不同。為消除新會計準則對金融資產投資度量產生的影響，在剔除2019年的樣本后重新進行檢驗。調整研究樣本范圍后的回歸結果依然與前文結論保持一致。

六、作用機制檢驗

前文實證結果顯示，股票流動性的提高能夠顯著促進非金融上市公司的金融資產投資水平。那么，股票流動性究竟是如何發揮作用的呢？已有研究表明，中國非金融上市公司進行金融資產投資更多是出于對短期利潤的追逐(彭俞超 等,2018b)，表現為對固定投資等長期投資的替代(張成思 等,2016;劉貫春 等,2019)。從公司長期價值的角度來看，管理層將公司資本從實體投資渠道轉移到金融資產投資渠道，實際上是一種短視行為(劉偉 等,2018)。理論上，股票流動性的提升之所以能夠強化管理者的短視行為主要源于兩個方面：一是管理層追求自身利益最大化的動機；二是企業市場外部因素，如資本市場中短視投資者帶來的壓力等。為此，本文從經理人薪酬和長期投資者持股兩個方面，檢驗股票流動性影響企業金融投資的具體機制。

中介效應模型設定如下：

(5)

(6)

其中，中介變量MV分別為經理人薪酬結構(EquityCom)、薪酬股價敏感性(PPS)、機構投資者持股比例(Inst)和長期機構投資者持股比例(LongInst)。

1.經理人薪酬的中介效應檢驗

首先，借鑒Jayaraman et al.(2012)的思路，構建經理人權益薪酬占總薪酬的比重指標度量經理人薪酬結構(EquityCom)，其中權益薪酬為經理人所持股票和期權的市場價值，總薪酬為權益薪酬和貨幣薪酬之和。其次，借鑒Huang et al.(2017)的做法，采用Core et al.(2002)提出的方法計算當上市公司股價變動1%時經理人所持權益市場價值的變化幅度，記為經理人薪酬業績敏感性(PPS)，其計算公式為(經理人期末持股數×1+經理人期末持有期權數量×期權Delta)×1%×期末股價。

表8列(1)～(4)報告了經理人薪酬結構(EquityCom)的中介效應檢驗結果。模型(5)的檢驗結果如列(1)和列(3)所示，從中可見，Liq1和Liq2的系數均顯著為正，表明經理人權益薪酬比重與股票流動性顯著正相關。模型(6)的檢驗結果如列(2)和列(4)所示。其中，Liq1和Liq2的系數仍然顯著為正，表明即使控制了經理人薪酬結構，股票流動性仍會正向驅動企業金融資產投資；EquityCom的系數為正但不顯著，即沒有證據表明經理人權益薪酬比重的增加會影響企業金融資產投資決策，此時無法判斷EquityCom是否存在中介效應。Sobel檢驗結果顯示，經理人薪酬結構(EquityCom)在股票流動性驅動企業金融資產投資過程中的中介效應未能得到驗證。

表8列(5)～(8)報告了經理人薪酬業績敏感性(PPS)的中介效應檢驗結果。由列(5)、(7)可見，Liq1、Liq2的系數均顯著為正，表明經理人薪酬業績敏感性與股票流動性顯著正相關。列(6)的結果顯示，PPS的系數在10%的水平上顯著為正，說明經理人薪酬業績敏感性越高，企業金融資產投資規模越大。在列(8)中，PPS的系數為正但不顯著，此時需要采用Sobel檢驗來判斷中介效應是否成立。Sobel檢驗結果表明，經理人薪酬業績敏感性在股票流動性驅動企業金融資產投資過程中發揮部分中介效應。

表8 經理人薪酬的中介效應檢驗結果

2.長期投資者持股的中介效應檢驗

本文分別采用機構投資者持股比例(Inst)和長期機構投資者持股比例(LongInst)度量長期投資者持股狀況。機構投資者持股比例為上市公司年末所有機構投資者持股數量與流通股本之比。同時，借鑒Chang et al.(2017)的思路，界定持股比例高于5%的機構投資者為大股東機構投資者，定義年末所有大股東機構投資者持股數量與流通股本之比為長期機構投資者持股比例。

表9列示了長期投資者持股中介效應的檢驗結果。列(1)、(2)是以Liq1度量股票流動性，以Inst為中介變量，分別對模型(5)和(6)進行檢驗的結果。由列(1)可知，Liq1的系數顯著為負，表明股票流動性的提升顯著降低了機構投資者的持股比例。在列(2)中，Inst的系數顯著為負，表明機構投資者持股比例的降低驅動了企業金融資產投資，同時Liq1的系數顯著為正，表明機構投資者持股在股票流動性影響企業金融資產投資的過程中發揮部分中介作用。以Liq2度量股票流動性、以Inst為中介變量的檢驗結果見列(3)和列(4)，以Liq1度量股票流動性、以LongInst為中介變量的檢驗結果見列(5)和列(6)，以Liq2度量股票流動性、以LongInst為中介變量的檢驗結果見列(7)和列(8)。不難發現，上述回歸結果均與列(1)和列(2)類似，此處不再贅述。Sobel檢驗結果進一步證實長期投資者持股中介效應顯著存在。

表9 長期投資者持股的中介效應檢驗結果

七、結論與啟示

本文以2007—2019年中國非金融上市公司為樣本，考察了股票流動性對企業金融資產投資的影響。研究發現，股票流動性對非金融上市公司金融資產投資具有顯著的促進作用，并且該效應在金融資產投資相對收益率較高和在非國有上市公司中表現得更為顯著，這一結論在解決內生性問題和進行多種穩健性測試后依然成立。作用機制檢驗結果表明，股票流動性通過提升經理人薪酬業績敏感性和降低長期投資者的持股比例，強化了經理人對短期業績或股價的關注，繼而推動了非金融上市公司的金融資產投資。

基于上述研究結論，本文提出以下建議：第一，中國股票市場與歐美成熟市場存在顯著差異，個人投資者占比較大和上市公司股權集中度較高的典型特征，使得中國資本市場中股票流動性過高反而會產生一些負面效應。有鑒于此，監管部門在利用股票流動性調節資本市場資源配置功能時，不應片面追求股票市場流動性的上升，而要更多地去考慮如何抑制投機性的短期、高頻交易行為，降低源于短視投資者非理性“噪音”交易的流動性的負面影響。第二，應著力優化上市公司激勵制度，通過科學設計股權激勵制度契約要素、優化調整權益薪酬在經理人薪酬體系中的比重等手段，充分發揮上市公司股權激勵的長期效應，弱化管理層薪酬對短期股價的敏感性，從經理人自身利益的內在角度緩解管理層對短期盈余和股價的關注程度。第三，要積極倡導長期投資和價值投資理念，大力發展長期機構投資者，有效發揮機構投資者在公司治理和穩定資本市場中的積極作用。