金融資產(chǎn)配置對(duì)企業(yè)價(jià)值影響的實(shí)證分析

肖丹丹

摘要：隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)金融化水平的日益提高，金融資產(chǎn)已經(jīng)成為實(shí)體企業(yè)資產(chǎn)中的主要構(gòu)成部分，直接影響著企業(yè)價(jià)值的創(chuàng)造。基于此，文中將 2007—2016年我國(guó)A股非金融上市企業(yè)作為研究樣本，并且基于各種持有動(dòng)機(jī)下的計(jì)量模型的構(gòu)建，針對(duì)金融資產(chǎn)配置同企業(yè)價(jià)值之間存在的關(guān)系展開(kāi)了實(shí)證研究。結(jié)果顯示，企業(yè)金融資產(chǎn)配置大大地減少了企業(yè)價(jià)值，就不同融資約束程度的公司而言，企業(yè)金融資產(chǎn)配置并未同企業(yè)價(jià)值之間呈現(xiàn)明顯的正相關(guān)；然而，就替代動(dòng)機(jī)較強(qiáng)的企業(yè)而言，企業(yè)金融資產(chǎn)配置卻同企業(yè)價(jià)值之間呈現(xiàn)了明顯的負(fù)相關(guān)。基于此，文中針對(duì)金融資產(chǎn)配置對(duì)企業(yè)價(jià)值造成的影響進(jìn)行了實(shí)證分析。

關(guān)鍵詞：金融資產(chǎn)配置；企業(yè)價(jià)值；影響；實(shí)證分析

隨著我國(guó)社會(huì)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型，傳統(tǒng)行業(yè)產(chǎn)能開(kāi)始過(guò)剩、出口需求不斷減少、產(chǎn)品缺乏較強(qiáng)的綜合競(jìng)爭(zhēng)實(shí)力、成本大幅提高，實(shí)體經(jīng)濟(jì)的經(jīng)營(yíng)效益越來(lái)越低。然而，金融領(lǐng)域則利用準(zhǔn)入與利率管制等政策優(yōu)勢(shì)一直獲取著較高的資本回報(bào)率，另外，近幾年內(nèi)，隨著房?jī)r(jià)的日益上漲，房地產(chǎn)業(yè)迎來(lái)了史無(wú)前例的黃金發(fā)展期，金融與房地產(chǎn)行業(yè)的利潤(rùn)率明顯高于實(shí)體經(jīng)濟(jì)的平均利潤(rùn)率。基于資本逐利動(dòng)機(jī)的引誘，實(shí)體企業(yè)為了獲取較高的經(jīng)濟(jì)效益，開(kāi)始積極采取各種手段進(jìn)入金融與房地產(chǎn)行業(yè)，其中，金融資產(chǎn)配置是一種非常有效的手段。除此之外，金融資產(chǎn)的持有形式與類(lèi)型也變得越來(lái)越多。為此，金融資產(chǎn)在實(shí)體企業(yè)資產(chǎn)中占據(jù)著十分重要的位置，并且還直接影響著企業(yè)價(jià)值的創(chuàng)造。基于此，文中實(shí)證分析了金融資產(chǎn)配置對(duì)企業(yè)價(jià)值造成的影響。

1實(shí)證研究設(shè)計(jì)

1.1樣本來(lái)源

將2007—2016年全部A 股上市企業(yè)作為原始樣本，并且針對(duì)其采用以下處理步驟：除去金融類(lèi)與房地產(chǎn)類(lèi)上市企業(yè)、ST類(lèi)上市企業(yè)、數(shù)據(jù)不全與異常的上市企業(yè)以及2016年新上市的企業(yè)。通過(guò)層層挑選，最后總計(jì)得到了9398 個(gè)企業(yè)的年度觀(guān)測(cè)值。將2007年作為初始年份是由于從2007年開(kāi)始執(zhí)行的新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則重新規(guī)定了企業(yè)金融資產(chǎn)的計(jì)量，為了保證相同的結(jié)果，所以，未將2007年以前的樣本作為分析對(duì)象。另外，為了避免極端值影響到回歸結(jié)果的準(zhǔn)確性，文中針對(duì)全部連續(xù)變量在 1% 與99%水平上實(shí)施了Winsorize 縮尾處理。上市企業(yè)的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)都來(lái)源于CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)，采用的數(shù)據(jù)處理和計(jì)量分析軟件是Stata12. 0[1]。

1.2研究設(shè)計(jì)和變量定義

借鑒既存的與企業(yè)金融化經(jīng)濟(jì)后果有關(guān)的文獻(xiàn)，并采用以下計(jì)量模型實(shí)證分析研究假設(shè)，具體體現(xiàn)如下：

TobinQ =α0+α1Financial+α2FC +α3FC×Financial+αiXi+ε（1）

TobinQ=α0+α1Financial+α2Arbitrage+α3Arbitrage×Financial +αiXi+ε（2）

其中，Tobin Q 為企業(yè)價(jià)值，它是企業(yè)股票市價(jià)與債務(wù)賬面價(jià)值之和同企業(yè)總資產(chǎn)的比值。Financial 為企業(yè)金融資產(chǎn)同期末總資產(chǎn)之間的比值，其中金融資產(chǎn)主要包含交易類(lèi)金融資產(chǎn)、長(zhǎng)期金融股權(quán)投資、委托貸款與理財(cái)以及投資性房地產(chǎn)。交易類(lèi)金融資產(chǎn)主要指具有一定流動(dòng)性并且在資本市場(chǎng)波動(dòng)影響下的資產(chǎn)；長(zhǎng)期金融股權(quán)投資主要指公司所持有的銀行、券商、基金與信托等金融機(jī)構(gòu)的股權(quán)金額； 委托貸款與理財(cái)主要指公司委托銀行等金融機(jī)構(gòu)向其他企業(yè)發(fā)放的貸款或者是購(gòu)買(mǎi)理財(cái)與信托產(chǎn)品的年終余額；資產(chǎn)負(fù)債表中的投資性房地產(chǎn)凈額科目為投資性房地產(chǎn)提供數(shù)據(jù)支持，近幾年內(nèi)，隨著我國(guó)房地產(chǎn)行業(yè)的迅猛發(fā)展，開(kāi)始促使其更具金融特點(diǎn)，所以，文中將其定義為企業(yè)的一種固定金融資產(chǎn)[2]。

模型（1）主要驗(yàn)證企業(yè)的金融資產(chǎn)所占的比例在各種融資約束程度下是否同企業(yè)價(jià)值之間存在明顯的差別。其中，F(xiàn)C代表企業(yè)所面臨的融資約束程度，文中按照 Hadlock 與 Pierce提出的 SA 指數(shù)對(duì)融資約束指標(biāo)進(jìn)行計(jì)算，詳細(xì)算法如下： SA=-0.737×lnasset+0.043×lnasset2- 0.04 ×age，此指數(shù)值越大意味著企業(yè)所面臨的融資約束程度越嚴(yán)重。選取SA 指數(shù)是由于同其他不同的測(cè)度方法相比，比方說(shuō)，財(cái)務(wù)杠桿、托賓Q值等，SA 指數(shù)只包括了企業(yè)年齡與資產(chǎn)規(guī)模兩個(gè)外生性變量，相比較而言，結(jié)果更加精準(zhǔn)。FC變量的詳細(xì)計(jì)算步驟體現(xiàn)如下： 根據(jù)中位數(shù)來(lái)劃分計(jì)算完的各個(gè)年份的SA指數(shù)，將大于中位數(shù)的視為融資約束程度較高組，F(xiàn)C值設(shè)定為1；不然，就將其看作融資約束程度較低組，F(xiàn)C值設(shè)定為 0。倘若α3明顯為正，融資約束程度較高的公司的金融資產(chǎn)所占的比例同公司價(jià)值之間就呈現(xiàn)正相關(guān)，因此，假設(shè) 1 成立。

模型（ 2） 主要驗(yàn)證公司的金融資產(chǎn)所占的比例在各種市場(chǎng)套利動(dòng)機(jī)下同企業(yè)價(jià)值之間是否存在明顯的差別，其中，Arbitrage代表市場(chǎng)套利動(dòng)機(jī)強(qiáng)弱的虛擬變量，文中采用金融資產(chǎn)獲利與凈利潤(rùn)的比重來(lái)衡量，金融資產(chǎn)獲利有企業(yè)的利息收入、相關(guān)金融資產(chǎn)的投資收益和公允價(jià)值變動(dòng)收益，選取此項(xiàng)指標(biāo)是由于金融資產(chǎn)獲利所占的比重屬于一項(xiàng)具備流量特點(diǎn)的指標(biāo)，不僅體現(xiàn)了公司純利潤(rùn)中金融資產(chǎn)獲利的占比，而且還可以以市場(chǎng)套利動(dòng)機(jī)的金融投資行為為依托最大限度地提高公司的經(jīng)濟(jì)收益。Arbitrage變量的詳細(xì)計(jì)算步驟體現(xiàn)如下： 將各年份的金融資產(chǎn)獲利與凈利潤(rùn)的比值按照中位數(shù)來(lái)劃分，將大于各個(gè)年度的中位數(shù)設(shè)定為市場(chǎng)套利動(dòng)機(jī)較強(qiáng)組，Arbitrage值設(shè)定為1；不然，就將其設(shè)定為市場(chǎng)套利動(dòng)機(jī)較弱組，Arbitrage值設(shè)定為 0。倘若α3明顯為負(fù)，就代表公司的市場(chǎng)套利動(dòng)機(jī)較強(qiáng)，其金融資產(chǎn)所占的比例同企業(yè)價(jià)值之間呈現(xiàn)明顯的負(fù)相關(guān)，那么，假設(shè)2成立[3]。

2.實(shí)證結(jié)果研究

2.1描述性統(tǒng)計(jì)研究

文中設(shè)定因變量Tobin Q 的均值為2. 437，相對(duì)比國(guó)外文獻(xiàn)標(biāo)準(zhǔn)高些，由此可見(jiàn)，我國(guó)股票市場(chǎng)存在的常見(jiàn)問(wèn)題就是定價(jià)較高。Financial的均值設(shè)定為 6. 4% ，高于中位數(shù)的2. 4% ，這意味著大多數(shù)上市企業(yè)均配置了大量的金融資產(chǎn)。其他控制變量的均值基本接近于中位數(shù)，因此，控制變量沒(méi)有產(chǎn)生異常分布。

2.2實(shí)證研究結(jié)果

因?yàn)槟Ｐ停?1）與模型（ 2）中的因變量企業(yè)價(jià)值同解釋變量企業(yè)金融資產(chǎn)的占比之間可能存在反向因果關(guān)系，所以，會(huì)導(dǎo)致模型出現(xiàn)內(nèi)生性現(xiàn)象。基于對(duì)模型實(shí)施Hausman內(nèi)生性檢驗(yàn)，結(jié)果明顯否定了模型不存在內(nèi)生性的原假設(shè)。另外，要想防止內(nèi)生性現(xiàn)象造成估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生偏差，就應(yīng)該探尋相應(yīng)的工具變量來(lái)回歸模型。但是，上市企業(yè)均受到相同的宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)政策與金融市場(chǎng)環(huán)境等方面因素的制約，因此，無(wú)法通過(guò)制度背景來(lái)有效處理模型中存在的內(nèi)生性問(wèn)題，所以，文中將變量Financial的延后一至兩期作為內(nèi)生變量的工具變量。除此之外，還應(yīng)該基于過(guò)度識(shí)別等有關(guān)診斷性檢驗(yàn)來(lái)評(píng)價(jià)所設(shè)定的工具變量的合理性[4]。

按照相關(guān)回歸結(jié)果顯示，金融資產(chǎn)占比的Financial系數(shù)是 - 0. 295，并且低于1%的水平比較明顯，由此可見(jiàn)，企業(yè)金融資產(chǎn)配置越高，越無(wú)法有效地提高企業(yè)的價(jià)值。然而，在增加融資約束變量以及融資約束和金融資產(chǎn)占比的交互項(xiàng)以后，金融資產(chǎn)占比同企業(yè)價(jià)值之間卻依舊呈負(fù)相關(guān)，而且融資約束和金融資產(chǎn)占比的交互項(xiàng)系數(shù)也不明顯，因此，就融資約束程度較強(qiáng)的企業(yè)而言，金融資產(chǎn)配置同企業(yè)價(jià)值之間的關(guān)系并未呈現(xiàn)明顯的正相關(guān)，由此可以看出，企業(yè)金融資產(chǎn)配置并未發(fā)揮出減少融資約束的作用，所以，假設(shè) 1 不成立。根據(jù)Sargan過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，均未否定原假設(shè)的成立，基于此，模型所采用的工具變量具有合理性。對(duì)于控制變量的回歸結(jié)果來(lái)說(shuō)，企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率與國(guó)有企業(yè)同企業(yè)價(jià)值之間呈現(xiàn)明顯的負(fù)相關(guān)，然而，經(jīng)濟(jì)收益增長(zhǎng)率、營(yíng)業(yè)規(guī)模、現(xiàn)金流、企業(yè)年齡、股權(quán)統(tǒng)一度卻同企業(yè)價(jià)值之間呈現(xiàn)明顯的正相關(guān)，并且與既存的相關(guān)企業(yè)價(jià)值的研究結(jié)論基本相同。

基于市場(chǎng)套利目的，根據(jù)企業(yè)金融資產(chǎn)占比同企業(yè)價(jià)值之間的回歸結(jié)果可以看出，在增加市場(chǎng)套利目的以及市場(chǎng)套利目的和金融資產(chǎn)占比的交互項(xiàng)以后，企業(yè)金融資產(chǎn)占比同企業(yè)價(jià)值之間的關(guān)系依舊呈現(xiàn)明顯的負(fù)相關(guān)，市場(chǎng)套利目的以及市場(chǎng)套利目的和金融資產(chǎn)占比的交互項(xiàng)系數(shù)均低于1%，因此，明顯為負(fù)，由此可見(jiàn)，就市場(chǎng)套利動(dòng)機(jī)較強(qiáng)的企業(yè)而言，金融資產(chǎn)配置越高，越難以提高企業(yè)的價(jià)值，從而表明我國(guó)上市企業(yè)金融資產(chǎn)配置主要以市場(chǎng)套利動(dòng)機(jī)為目的，因此，假設(shè)2的結(jié)論也成立。

2.3穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了保證研究結(jié)論的穩(wěn)健性，文中做了三項(xiàng)穩(wěn)健性檢驗(yàn)：①利用Kaplan與Zingales提出的KZ指數(shù)來(lái)建立融資約束變量，以此來(lái)體現(xiàn)企業(yè)在各種融資約束水平下，金融資產(chǎn)占比同企業(yè)價(jià)值之間存在的聯(lián)系，回歸以后得出結(jié)果相同；②將企業(yè)金融資產(chǎn)同經(jīng)營(yíng)資產(chǎn)收益率之間的差值作為市場(chǎng)套利動(dòng)機(jī)的替代變量，差值越大代表企業(yè)的市場(chǎng)套利動(dòng)機(jī)越強(qiáng)，實(shí)證結(jié)果依舊認(rèn)可原假設(shè)成立；③市場(chǎng)因素直接決定著公允價(jià)值的變化，無(wú)法如實(shí)地體現(xiàn)出企業(yè)積極配置金融資產(chǎn)的行為，所以，去除了金融資產(chǎn)賬面價(jià)值中的“公允價(jià)值變動(dòng)收益”，實(shí)證研究后得出結(jié)果不變。

結(jié)束語(yǔ)：

綜上所述，企業(yè)應(yīng)該立足于實(shí)現(xiàn)自身價(jià)值最大化的長(zhǎng)遠(yuǎn)目標(biāo)來(lái)配置金融資產(chǎn)，并且對(duì)企業(yè)長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展戰(zhàn)略目標(biāo)、風(fēng)險(xiǎn)與經(jīng)濟(jì)收益等方面因素加以充分考慮，盡可能不產(chǎn)生以短期市場(chǎng)套利為動(dòng)機(jī)的投資行為。另外，還應(yīng)該通過(guò)金融投資活動(dòng)來(lái)推動(dòng)企業(yè)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)，以此來(lái)提高企業(yè)的價(jià)值。

參考文獻(xiàn)：

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