中國上市公司參與銀行理財產品市場投資特征

馬天平

2011年全國個人和公司參與商業銀行理財業務爆發式增長。截至2011年11月末，銀行理財產品發行規模已超過15萬億元，年末達到16萬億元，是2010年全年發行規模7.05萬億元的兩倍多，截至2012年9月末，銀行表外理財產品余額6.7萬億元，較2011年末增長47%億元，理財產品年化預期收益率遠遠高于活期存款利率，一般也超過一年期定期存款利率（中國社會科學院金融所，2010）。

如此大的發行額，從商業銀行供給端分析，銀行理財業務成為商業銀行優化經營結構，增加中間業務收入，加快市場利率化改革進程，實現由傳統商業信貸銀行向現代綜合服務型金融企業轉變的利器（葛兆強，2005）。從市場需求端分析，個人資金保值增值需求和公司機構的投資管理需求產生了巨大拉動作用。投資于理財產品的資金比例中，公司資金占比高達25%。這種需求由何種因素導致？依據公司理財資金起點相關論，外部環境決定了公司的理財行為（王化成，2001）。由于通貨膨脹率不斷走高，“負利率”更加嚴重，公司在現金管理中希望借助于銀行理財產品抵抗通脹；同時，經濟增長速度下滑，企業的主營業務受到影響，轉而以理財為一定程度的投資替代品。因此，在眾多的企業中，本文選擇了2007年至2011年參與銀行理財產品的上市公司作為總體樣本。通過考察上市公司參與銀行理財產品的相關數據，推斷上市公司參與銀行理財產品市場的動機，進而發掘上市公司的投資行為特征。

全文結構安排如下：首先是文獻回顧，其次對上市公司參與銀行理財產品市場數據進行了描述性統計分析，并給出一系列假設，然后嘗試給出了部分回歸模型進行實證，研究上市公司申購理財資金與公司各種屬性指標的關系，最后進行了補充性檢驗，并進行了總結與展望。

一、文獻回顧

銀行理財產品是基于“受人之托，代客理財”的合同關系，利用銀行自身的專業優勢，實現資金從供給者到需求者的融通。市場的參與方主要包括三方：資金供給者，即理財產品申購方；資金需求方，即理財產品項目融資方，是投資品的形成方；第三方中介機構，即商業銀行。上市公司一般主營業務突出，盈利能力較強，但為何參與銀行理財產品申購市場，王鵬虎（2008）認為上市公司通過銀行理財產品提高企業的資金管理效率、降低財務成本、提高經營管理水平，是現金管理的手段。李曉犁（2011）認為大部分公司在主營業務低迷、重組無望的情況下通過銀行理財產品進行“非主業投資自救”。姜付秀（2009）、余明珠（2006）認為管理者（管理層以及董事長）的背景特征對企業過度投資的影響具有一定的差異性，這種差異性導致上市公司對非主營業務投資有明顯影響。蘇冬蔚（2011）認為宏觀經濟因素、企業家信心、信貸配給對公司融資選擇產生影響，在銀行表外中介的作用下，這些因素進而影響企業的投資行為。上述研究，要么僅從規范性要求提出評論，沒有使用數據進行支持，也沒有使用實證方法；要么使用宏觀經濟數據和企業部分財務數據或者企業管理者背景相關數據，沒有直接使用企業申購理財額具體數據。為更可靠地分析上市公司申購銀行理財產品的特征，本文直接從上市公司的銀行理財申購數據出發，驗證上市公司申購銀行理財的各項特征。

二、描述性統計

本文選擇了2007年至2011年參與銀行理財產品的109家上市公司作為總體樣本。選擇的標準是該上市公司對理財行為曾進行披露。對于多次披露的上市公司，選擇最新的披露信息作為數據來源和依據。根據各上市公司公告的要素，初步統計了上市公司的公告日期Time、所屬證監會行業Industry、公司性質（國有或非國有）State-own、申購理財產品金額（或最大額度）Mounts、公告所在期間最新的凈資產E、期末現金及現金等價物余額M、貨幣資金Money-funds、所在區域 Province、申購原因、資金來源、所申購理財產品的收益率、所申購產品的期限（天）、所申購銀行產品的產品類型（保本產品或非保本產品）等要素。其中，各年度上市公司參與銀行理財產品市場的情況如下表1所示。

從表1中可以分析出，銀行理財產品作為新投資品種，在2007年以前，尚無上市公司參與。隨著銀行理財產品市場的發展，上市公司參與銀行理財產品的數量逐年遞增。每年的遞增平均速度在1560%，呈爆發增長態勢。按照全市場上市A股公司數量為2320家計算，參與銀行理財的上市公司數量已增長至4.6%。參與銀行理財產品市場的上市公司涉及證監會行業中的35個行業，占總體行業數的54%，涉及省份為25個，占全國省份總數的75%。若根據wind行業分類標準，參與銀行理財產品市場的上市公司分布如表2所示。

表2 申購銀行理財產品的上市公司所處行業分布

表2顯示，參與銀行理財的上市公司數量最多的是消費、工業、信息技術等行業企業，參與數量較少的是電信服務、能源、金融行業企業，但這些描述結果需要實證支持。從宏觀環境的影響直觀而言，消費品企業現金流較為充裕，可以有力支持公司參與銀行理財產品市場，同時，處于產業鏈上游現金流豐富的制造企業，對資金使用效率回報要求較高，參與銀行理財市場可能更明顯。對于可以通過其他途徑獲得更高收益的金融企業，參與銀行理財產品較少。對于公用事業單位，現金流一般充裕，閑置資金較多，申購理財可能較多，但同時可能由于受到監管較多，為規避監管風險，可能較低深度參與有風險的銀行理財產品市場。本文對于這種由行業差異引起的申購差別，以公用事業單位行業為代表，提出如下假設：

H10：對閑置資金較多的公用事業企業，參與銀行理財產品市場的深度較深。

H11：公用事業單位大多是政府財政資金作為資本金，受到的監管較多，可能被迫較低深度、較低彈性參與有風險的銀行理財產品市場。

申購銀行理財產品的企業股東性質不同，參與銀行理財市場的深度可能不同。按照股東性質不同，分為私人企業、外資企業、地方國有企業、中央國有企業四類，分析發現，私人企業參與銀行理財的占比最高，占據整體109家上市公司樣本的51%，私人企業參與銀行理財市場較為活躍。外資企業的銀行理財占比最低，為7%。國有企業（包括地方國企和中央國企）占比居中，但地方國企比中央國企參與銀行理財市場高出20個百分點。這一結果可能說明私人企業（非國有企業）對管理資金的回報率要求更高，更重視現金管理，有更多熱情參與銀行理財市場，或者私人企業在現金管理操作時更靈活，或者是在宏觀經濟調整下，有一部分私人企業在主營業務受影響下，通過參與銀行理財產品市場獲取投資收益以補償主營業務。相反，國有企業一方面可能受到的宏觀經濟因素影響較小，或者資金較為充裕，或者資金要求回報不高，或者由于受到更多的監管管制而無法參與銀行理財產品市場，另一方面國有企業主營業務發展依然較好，不需另尋投資渠道，因此參與銀行理財市場的深度也可能較私人企業低。

從參與銀行理財產品市場的公司規模分析，將公司分為大型規模和中小型規模兩類，統計發現，中小企業參與銀行理財產品市場的企業數量遠遠大于大型企業。這一結果可能是由于中小企業本身數量較多，存在選擇性偏差，但從相對比例分析，深圳證券交易所的企業參與銀行理財產品市場的參與廣度更高，為5.4%，上海證券交易所公司的參與廣度為3.4%，中小型公司的參與廣度高出大型公司2%。

同時，為了控制公司所處地區的差異，將公司劃分為東部沿海地區和非東部沿海地區兩類。

在上市公司參與銀行理財市場中，從上市公司屬性指標分析，各個上市公司申購的銀行理財產品金額出現如下特征，如表3所示。

表3 參與銀行理財產品市場的上市公司申購金額及其相關數據（單位：億元）

表3顯示，上市公司理財申購金額從500萬至24億元不等，平均申購金額為3.3億元。同時根據上市公司宣告日所在的最近的季度財務報表顯示，上市公司申購銀行理財產品的金額與其公司凈資產的比值從-28%到59%不等。對于凈資產為負值，特別是ST公司，仍有不少公司參與銀行理財產品市場，這可能印證了非主業投資自救假說。各公司公告的申購銀行理財產品的上限，一般以其凈資產（Baubonis，1993）的某一比例值為標準。部分公司在公告中宣稱，申購銀行理財產品不設固定上限，可自由申購，只有當申購金額觸及凈資產總比值線時才報董事會批準。另有部分公司設定固定的申購比例和上限，但不提及與其凈資產的關系。從表中可以發現，參與銀行理財產品市場的全部上市公司的理財投資金額平均為其凈資產的17%。

從上市公司公告的信息分析，上市公司參與銀行理財產品市場的目的各不相同。大部分公司從現金管理角度出發，宣告公司使用日常營運的存量過剩資金申購銀行理財產品；或者宣稱公司的采購和銷售貨款結算模式導致公司短期內存在流動資金閑置情形，為提高資金運作效率和投資收益，參與銀行理財產品市場；或者宣稱由于公司的供應商簽訂的銷售合同一般會有15-60天的賬期，利用賬期申購銀行理財產品。

大部分公司聲稱用自有閑置資金申購銀行理財產品，而不使用上市募集資金和銀行借款。為判斷上市公司是否使用募集資金申購理財產品，比較發生在上市公司募集成立時的募集總量和申購銀行理財產品的額度大小，可以發現，申購理財產品的金額一般低于或等于募集成立時募集賬戶的總量，說明上市公司購買理財產品的資金可能源于募集資金。正如部分公司公開披露，已經使用上市募集資金申購銀行理財產品，正在糾錯和調整。

各上市公司參與理財產品市場，所申購的銀行理財產品的收益率從3%到11%不等，平均為6%，遠高于一年期存款利率，與四大商業銀行一年期貸款利率基本持平。上市公司所申購的理財產品平均期限為217天，但中位數是90天，所持有產品期限分布在9天與1800天之間。

對于上市公司是否能夠參與銀行理財產品市場，參與的比例應該多大，監管部門沒有相關的規定。上市公司根據自身所在的行業不同和風險規避喜好程度不同，具有不同的行為特征。本文認為既然大部分上市公司在公告中宣稱理財產品申購金額為其最新一期凈資產的固定比值，則本文從公告時點的上市公司最近一期凈資產、公司最近一期現金流量表的期末現金及現金等價物余額、公司最近一期貨幣資金量進行研究，以期發現上市公司參與銀行理財產品市場的決定因素。

三、模型分析與實證

（一）不添加控制變量的簡單回歸

根據上市公司的公告日期所在年的數據，以上市公司申購理財產品金額或最大額度（Mounts）作為因變量，以公司的規模大小（Size）、公司性質（國有或非國有）（State-own）、凈資產規模（E）、期末現金余額（M）、所在區域（Region）作為自變量，建立回歸方程。為更清晰反映各個指標的不同影響，先做出凈資產、現金額與銀行理財產品申購金額的關系圖，如圖1、圖2所示，并分別構建模型如下：

其中，C1、C2為常數項、β1為凈資產對購買額Mounts的影響系數，β2為期末現金余額對購買額Mounts的影響系數，ξ1、ξ2為其他因素殘差項。

再做出現金余額取對數后、凈資產取對數后與銀行理財產品申購金額取對數后的關系圖，如圖3、圖4所示，并分別構建模型如下：

其中，C3、C4為常數項、β3、β4分別為期末現金余額和凈資產對購買額Mounts的彈性，ξ3、ξ4為其他因素殘差項。

圖1 凈資產余額與銀行理財產品申購金額關系圖

圖2 期末現金及等價物與銀行理財產品金額關系圖

圖3 期末現金額對數與銀行理財金額對數關系圖

圖4 凈資產對數與理財產品申購金額對數關系圖

對四個方程的回歸結果表明，期末現金及現金等價物余額和凈資產都對銀行理財產品申購金額影響明顯，系數為正，在未控制其他變量的情況下，F值顯著，期末現金及現金等價物余額和凈資產的系數t值也很顯著。特別是方程（3）和（4），當期末現金及現金等價物余額和凈資產分別變動時，理財產品申購變動的彈性達0.5和0.74，也即說明期末現金余額和凈資產額每變動1%時，申購量變動0.5%和0.74%。

為何上市公司的凈資產額與期末現金余額的變動對申購理財額有如此明顯影響？一方面，對于凈資產而言，上市公司的凈資產較高時，抗風險能力較強，企業家信心增大，促使企業更多參與投資。由于銀行理財產品的期限一般較短，大多為1年之內，不會影響長期投資，因此可推斷公司凈資產越高，公司參與銀行理財產品市場的深度越深。同時，凈資產越高的上市公司因抵押物更充足，更容易獲得外部融資，這時企業有可能將外部融資所融入的資金用于銀行理財產品投資，這由前文描述性統計中部分公司公開披露，已經使用上市募集資金申購銀行理財產品，正在糾錯和調整可證實。另一方面，上市公司凈資產較高，企業所受到的融資約束較少，在代理成本較高的情況下，企業可能存在過度投資行為，即使某些投資不能滿足股東要求的最低權益資本回報率，但管理者依然選擇銀行理財產品進行投資。這也從樣本數據中可以驗證，部分上市公司所申購的理財產品期限，最長達1800天，這說明這類上市公司已經把銀行理財產品作為公司的長期投資業務對待，而不僅僅是出于營運資金現金管理的需要。另一方面，對于期末現金余額而言，上市公司的貨幣資金越多，證明公司的現金頭寸越大，除了正常的經營運轉需要，公司可能將資金參與短期貨幣市場或債券市場。銀行理財產品的期限一般是貨幣市場工具和債券市場工具的替代品，從樣本中觀察可知，上市公司申購銀行理財產品的中位數期限為90天，滿足貨幣市場投資期限的一般標準，因此上市公司可能會選擇銀行理財產品作為中短期投資對象。平均水平上可預計，上市公司的貨幣資金越多，上市公司參與銀行理財產品的越深入。

（二）添加控制變量的全變量回歸

為了更全面分析各因素的影響，分析上市公司參與銀行理財產品市場的決策行為特征，綜合考慮上市公司規模大小、上市公司企業性質、所在行業、所在區域等因素。

上市公司的規模大小決定了公司的融資模式和投資模式。對于企業規模的不同，本文提出以下假設：

H20根據優序融資理論（Myears，1984），上市公司處于成長期，規模較小時，公司自主投資強勁，所需的融資較多，這時閑置資金較少，申購銀行理財產品的深度可能較低。

H21小型規模公司相對大型規模公司管理靈活，注重資金回報率，公司的現金管理傾向可能較強，對營運資金變動和回報率的差異更為敏感，易傾向參與銀行理財產品市場。

上市公司的股東性質也可能深刻影響企業參與銀行理財產品市場的深度，本文假設：

H30：在中國特色的公司治理制度下，國有企業較非國有企業受到的融資約束較低，相對于非國有企業，持有的預防性閑置資金較低，對營運資金要求的回報率敏感度較低，參與理財產品市場的興趣度可能不足，導致理財產品申購深度較低。

H31：國有企業（包括中央國有和地方國有企業）在國有金融制度環境中更容易獲得外部融資，融入資金后，資金的主營業務投資效率不高時，存在大量現金頭寸，國有企業持有更多現金能夠更多參與銀行理財產品市場，參與的深度增加。

上市公司所在的區域不同，具有不同的經營管理水平和產業集群投資風格。同時，不同區域的上市公司受到的監管程度可能不同，同一區域的企業受到的監管影響可能一致，這會導致企業的理財行為出現一定的區域趨同性。本文假設：

H40東部沿海企業的現金管理能力可能較高，風險承受能力較強，企業家意識可能更為開放，因此可能更傾向申購銀行理財產品。

H41西部地區的企業投資回報率較低，有較少的投資渠道，閑置資金較多，參與銀行理財的深度可能高于東部沿海。

設定凈資產E、期末現金M為實值變量，設定State-own為虛擬變量，在公司為私人企業時，取值為1，否則為0；Region也為虛擬變量，行業Industry為虛擬變量，是否外資企業Foreign為虛擬變量，檢驗分析相關因素，設定如下2個模型：

對模型（5）以制造業為行業基準比較組，以私人企業為企業性質的基準比較組，以中西部地區為企業所在區域的基準比較組，以小公司為公司規模的基準比較組進行計量回歸檢驗，回歸結果如表4所示。

表4 銀行理財產品申購金額與上市公司各因素的回歸結果

從表4看出，在95%的置信度下，可以得到以下結論：

1.期末現金余額和凈資產正向影響上市公司參與銀行理財市場。凈資產、期末現金余額的回歸系數均為正，分別為0.01和0.11，尤其是期末現金余額系數較大，也較為顯著，說明企業期末即期現金余額深刻影響了上市公司參與銀行理財市場的理財行為，這驗證了前文的假設，大部分企業在有較多閑置資金時，會進入銀行理財產品市場。相似的情況是，凈資產越多，企業申購銀行理財產品也越多，該系數雖然較為顯著但較小，僅為0.01。

2.行業系數中的公用事業單位為負，系數為-0.67，支持了H11。以制造業為基準組，發現不同行業的公司，參與度不一致，若制造業企業平均申購1億元，則金融行業企業、醫療行業企業、信息行業企業都較制造業企業高出4800萬到2.07億元不等，這種參與深度在不同行業的高低分布情況與前文表2描述性統計中的參與廣度在行業中的排序情況不一致，但消費行業表現出一致性。說明一方面盡管制造企業對資金使用效率回報要求較高，參與銀行理財市場意愿更明顯，參與廣度較大，但另一方面制造業企業受到宏觀通脹上升，原材料價格上漲，閑置資金較低的限制，因此參與銀行理財產品市場的數量較少，參與申購的深度相對其他大多數行業企業卻較低。

3.大公司相對于小公司理財參與深度較低，支持了H21。當上市公司為小型公司時，參與銀行理財產品市場平均水平比大型上市公司高出0.99億元，說明小型上市公司對現金管理收益率更為敏感，對短期資金的回報要求更高，但這種情況不夠顯著，可能被小企業的融資約束作用所減弱。

4.地處東部沿海地區的公司相對于西部內陸地區公司，參與深度較低，當西部地區企業平均申購1億元時，東部地區企業平均低出0.13億元，支持了H41。

5.不論中央國企還是地方國企，參與深度都高于私人企業，平均水平上分別高出私人企業0.94億元與0.54億元，支持了H31。當上市公司為私人企業時，參與銀行理財產品的申購深度小于國有企業。就平均水平而言，私人企業的申購水平最低低于國有企業近1億元。這也是樣本數據中最低申購額為500萬元，最高申購額為24億元的原因，偏差值較大。同時可以發現，同為國有企業，地方國有企業和中央國有企業的申購深度相差不大，中央國有企業的申購深度略高于地方國有企業，這可能是由于中央國有企業閑置資金更多，或者集團財務現金管理水平更高。雖然外資上市公司參與銀行理財產品市場的數量最少，但外資上市公司參與銀行理財產品的深度較內資企業大，平均水平比非外資企業高出2.81億元，這一結果顯著。

（三）對變動彈性的回歸

為了更加清晰地觀察上市公司參與銀行理財產品市場與企業凈資產變動和企業最新一期期末現金余額變動的敏感性，本文以制造業為行業基準比較組，以私人企業企業性質的基準比較組，以中西部地區為企業所在區域的基準比較組，以小公司為公司規模的基準比較組，對模型（6）重新進行回歸，得到結果如表5所示。

表5 銀行理財產品申購金額取對數與企業各因素的回歸結果

從表5中可以看出，在95%置信度下，可以得到以下結論：

1.凈資產系數、現金等價物系數都顯著為正，說明上市公司參與銀行理財產品市場的深度與凈資產的變動和現金的變動靈敏度較高，凈資產變動相對于期末現金的變動影響企業參與銀行理財產品力度更大，前者的彈性更大。當凈資產和期末現金分別增加1%時，銀行理財產品申購額分別增加0.59%和0.24%。

2.醫療行業和公用事業行業的企業參與銀行理財產品的彈性與消費、金融、信息行業的企業相反，消費、金融、信息行業的申購彈性較制造業行業彈性大，而醫療、公用事業較制造業的彈性小，這可能印證了醫療企業和公用事業單位對理財投資相對保守，或者受到的監管較多，為規避監管風險，參與銀行理財產品市場的靈活度較低，支持了H11假設。

3.地方國有企業和中央國有企業對銀行理財產品申購變動的方向不同。同比私人企業，中央國企相對于地方國企，對銀行理財申購金額變動方向比私人企業更大，而地方國企相反，這印證了前文中央國有企業集團相對于地方國企，現金管理能力或意向更強，管理更靈活的假設。

4.結合表4，說明中央國企參與銀行理財產品市場的絕對金額更多，深度較大，同時，參與時的彈性也更大。表5中沿海企業的彈性高于中西部地區，結合前文描述性統計，說明沿海企業盡管參與銀行理財產品市場深度較低，但對理財市場的變動卻更為敏感。

四、補充性回歸

為驗證上市公司是否追求銀行理財產品的收益率高低，是否對產品的期限存在偏好，添加收益率R和產品期限T進入模型5和6。

由于僅有22個公司公告了其所申購的理財產品收益率，占參與銀行理財產品市場上市公司全部數量的20%，本文僅以該22個公司數據作為新的小樣本進行檢驗。同時，發現該22個上市公司樣本全部為非外資企業，因此從公式5和公式6中剔除外資企業的虛擬變量Foreign，得到如下模型7和8。

回歸得到如表6、表7所示。

表6 銀行理財產品申購金額與理財產品收益率、期限的回歸結果

由于樣本較少，回歸結果的精度不高，從表6、表7可以發現，添加收益率和產品期限兩個自變量后，其他各類因素變量的影響與表4、表5基本相同，系數結果保持一致，呈現穩健性。表6和表7顯示，產品期限這一因素的影響并不顯著，不論是在申購的深度方面或申購彈性上，所有上市公司不因為產品期限越長，越多申購理財產品。但產品的預期收益率影響顯著為正，產品收益率越高，參與理財產品市場越深入。同時，產品收益率的彈性也為正，說明理財產品價格的變動對申購理財產品具有引導作用，但這種效應不夠顯著，可能由于上市公司的現金管理水平有待提高或者中國特殊的銀企關系導致企業對銀行理財產品的價格波動不敏感（潘正彥，1999）。

五、結 論

本文通過檢驗中國A股上市公司參與銀行理財產品市場的數據特征，驗證了中國上市公司參與銀行理財產品市場的深度與其凈資產大小成顯著正相關關系的投資特征。由于公司的規模、行業的分布、股東的性質、所在區域的不同，不同的上市公司表現出不同的特點。整體平均水平而言，上市公司規模越小，參與申購銀行理財產品的深度越大，支持了假設H21，公司為地方國有企業并處于中西部地區時，上市公司參與銀行理財產品的深度相對增加，彈性降低，支持了H31、H41假設。中央國有企業不論是參與深度和參與彈性，都較私人企業大。上市公司不因為產品期限越長，越多申購理財產品。銀行理財產品的收益率影響上市公司參與理財市場的深度和彈性。

由于本文的數據僅取自2007至2011年，樣本較少，可能這種樣本選擇差異影響了本文的結論。同時，不同公司公告申購銀行理財產品的次數不同，部分公司連續公布銀行理財產品申購次數，每年一次或每年數次，部分公司僅在某年歷史性公布過一次，對于這種動態的公布行為，本文只取每家公司的最新一次公布時間，因此樣本沒有考慮公告的動態性，這是本文的缺陷，有待于未來繼續研究。

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