基于門限模型的公司金融化對公司價值的影響研究

文/李倩 張闖（沈陽工業大學經濟學院）

一、引言

近年來，隨著我國金融業的穩健發展，金融業在我國經濟發展中所占的比重逐漸增大。而與之形成對比的是我國實體產業的利潤率明顯下降，2020年突然暴發的新冠疫情也對實體產業造成了嚴重的損害，出于追求高投資回報率的動機，越來越多的實體公司不再將資金用于主營業務上，而將其投資于金融市場或房地產市場，適量的配置金融資產可能會提高公司的資產配置效率和盈利能力，而過度的配置金融資產可能使得公司逐漸“脫實向虛”。

通過對相關論文的整理可以發現，國內外學者對于公司的金融化對公司價值的影響是正面的還是負面的尚未得出一致的結論。不同的學者得出的結論可以歸結成以下三類：一是公司金融化會產生擠出效應，不利于公司的發展，他們認為公司將資金配置在金融行業和房地產行業會擠占公司的主營業務，阻礙公司的發展；二是公司金融化會產生蓄水池效應，有利于公司的發展，他們認為公司配置金融資產可以提高公司的投資回報率，同時由于金融資產流動性較強的特點，公司配置金融資產會降低公司面臨的融資約束，促進公司的發展；三是公司金融化既會產生擠出效應也會產生蓄水池效應，公司金融化程度的不同對公司的影響是不同的。他們認為公司金融化對公司價值的影響并不是單純的線性影響，公司適度的配置金融資產對公司是有利的，過度的配置金融資產對公司是不利的。所以本文從金融化的微觀層面入手，研究非金融公司金融化與公司價值之間的關系，并利用門限回歸模型確定了公司規模的門限值，利用門限值將公司劃分為規模不同的區間，在不同的樣本區間內分析公司金融化對公司價值的影響,豐富了微觀公司金融化的研究范圍，彌補了現有研究中存在的不足。

二、理論分析與研究假設

（一）公司金融化對公司價值的影響

當非金融公司投資金融資產的投資回報率高于投資其自身實體產業的投資回報率時，出于對短期利潤的追逐，公司可能會增加金融資產的配置比例，而減少對其主業的投資。由于金融資產的投資收益率較高，從短期來看，配置金融資產所產生的收益會超過相同數量的資金投入其主營業務所產生的收益，導致公司價值出現短期的上升趨勢。但公司也不能盲目地提高自身的金融化程度。從長期來看，公司長期過量的持有金融資產必然會擠占其本該投資于主業的資金，對公司的研發和創新能力產生不利的影響，阻礙其主營業務的發展，最終必然會導致公司價值的下降。因此可以推斷出，隨著公司金融化程度的增加，會對公司價值產生先促進后抑制的倒U型影響。本文提出如下假設：

H1:非金融公司金融化與公司價值之間呈現先促進后抑制的倒U型關系。

（二）公司規模對公司金融化與公司價值之間關系的影響

公司規模可能會影響非金融公司金融化程度與公司價值之間的關系。由于銀行更愿意向規模較大的公司提供信貸支持，導致規模較小的公司面臨更高的融資約束，而金融資產具有流動性高的特點，規模較小的公司配置金融資產有利于降低其面臨的融資約束，進而提高公司價值。而規模較大的公司自身就具有融資約束相對較小、融資成本相對較低的優勢，配置金融資產可能反而會損害其主營業務的發展，不利于提高公司價值。因此本文提出以下假設：

H2：公司規模的大小對非金融公司金融化程度與公司價值之間的關系具有門限效應。

三、樣本選擇與模型選取

（一）數據的來源和處理

本文選取的研究樣本為2011-2020年我國主板市場上市公司的相關數據，由于本文主要研究的是非金融公司，且為了使研究結果更加合理和準確，本文剔除了金融行業和房地產行業的公司數據，剔除了ST和*ST公司的數據，剔除了含有大量重要缺失值的公司數據，并對剩余數據進行了縮尾處理，最終的樣本包括1202家上市公司10年面板數據。

（二）變量的選取

本文選取公司價值作為被解釋變量，選取公司的金融化程度作為解釋變量，選取公司規模作為門限變量，選取財務杠桿、凈資產收益率、營業收入增長率和股權激勵作為控制變量。同時，本文在分析的過程中控制了時間虛擬變量和行業虛擬變量。具體的變量符號和定義整理如表1所示。

表1 變量的相關符號和定義

（三）模型的建立

為驗證假設1，本文進行了豪斯曼檢驗，豪斯曼檢驗得到的P=0.0000，說明固定效應模型更適合本文的研究樣本，故構建下列方程：

由于非金融公司的金融化水平與公司價值之間的關系可能會隨著公司規模的大小而變化，為了驗證假設2，本文參考了Hansen關于門限模型的相關理論，構建的方程為：

該方程中將門限變量Size根據門限值γ劃分為不同的組，本文將 Size≤γ的情況定義為公司規模較小，將 Size＞γ的情況定義為公司規模較大。

四、實證結果分析

（一）固定效應模型回歸分析

固定效應模型回歸結果如表2所示，由表可知，在控制相關變量時，僅以公司金融化程度對公司價值進行回歸時，公司金融化程度Fin前的系數為0.5967，說明二者在5%的顯著性水平上正向相關；在加入了金融化程度的平方項之后，一次項前面的系數為1.6690，二次項前面的系數為-2.9692，說明在1%的顯著性水平上，公司價值與公司金融化程度不再是簡單的線性關系，而是呈倒U型關系。且由表可知，第二列回歸方程中調整的R2高于第一列回歸方程中調整的R2，說明非金融上市公司的公司價值與其金融化程度之間呈倒U型關系，假設H1得到驗證。

表2 回歸分析結果

（二）門限模型回歸分析

門限檢驗結果如表3所示，由表可知，在1%的水平上公司規模的單一門限顯著，雙重門限不顯著，且單一門限值為9.2509，假設H2得以驗證，公司規模的大小對非金融公司金融化程度與公司價值之間的關系具有單一門限的結構性影響。

表3 門限效果檢驗

門限模型回歸結果如表4所示，由表可知，當非金融公司的公司規模小于等于9.2509，非金融公司金融化程度前面的系數為0.6943，在1%的水平下顯著，表明當非金融公司規模較小時，非金融公司配置金融資產對公司價值產生積極的正向影響。當非金融公司的規模大于9.2509，非金融公司金融化程度前面的系數為-0.4190，在10%的水平上顯著，表明當非金融公司規模較大時，非金融公司配置金融資產對公司價值產生負向影響。

表4 門限回歸結果

（三）穩健性檢驗

在穩健性檢驗過程中，本文重新定義了解釋變量的衡量指標，采用公司總資產的對數值來代表公司的金融化程度，在被解釋變量和控制變量不變的條件下重新對模型進行回歸，得到的回歸結果依然顯著，表明前文得出的結論具有穩健性。

五、結論及啟示

（一）結論

文本選取2011年至2020年10年期間我國上市公司的數據為研究對象，研究公司金融化對公司價值的影響。經過相關實證分析可以得出以下結論：非金融公司的金融化程度對公司價值的影響關系為先促進后抑制的倒U型關系，公司適當的配置金融資產會對公司價值產生積極的正向作用，公司過度配置金融資產會對公司價值產生消極的負向作用；公司規模的大小對非金融公司金融化程度與公司價值之間的關系具有門限效應，門限值為9.2509，根據門限值將公司劃分為規模較小和規模較大兩個樣本，當非金融公司規模較小時，非金融公司配置金融資產對公司價值產生積極的正向影響；當非金融公司規模較大時，非金融公司配置金融資產對公司價值產生負向影響。

（二）啟示

根據上面的結論，本文可以得到以下啟示：首先，非金融公司配置金融資產對于公司而言是一把雙刃劍，非金融公司需要控制其金融資產的持有比例，避免過度配置金融資產擠占其本應該投資于實體產業的資金，最終導致公司價值下降；其次，公司在配置金融資產時要結合自身的公司規模，規模較小的公司可以適當地配置金融資產提高自身的盈利能力和公司價值，規模較大的公司在配置金融資產時應更加謹慎，防止公司“脫實向虛”；最后，政府部門可以加大實體產業扶持力度，實行減稅減費等相關政策，改善實體產業的市場環境，增強實體產業的利潤率，引領實體公司回歸其主營業務。