實體企業金融化、融資約束與投資效率

黃 娟，劉韞瑜

(西南財經大學 會計學院,四川 成都 611130)

一、引言

近年來，實體企業頻繁參與金融資產投資活動，實體企業金融化已成為我國資本市場不容忽視的現象。國內文獻主要從創新投入、信息披露、盈余管理、實業投資率和審計費用等角度對企業金融化的經濟后果進行研究，在企業金融化對投資效率的影響方面研究較少。在實業投資率方面，現有研究認為企業金融化既可能發揮“蓄水池”效應，反哺主業發展,也可能發揮“擠占”效應，擠出實業投資。企業金融化的“蓄水池”效應和“擠占”效應是否也可能對企業的投資效率產生影響呢？這是本文關注的第一個問題。此外，由于企業的投資決策還受到投資資金可獲取性的影響，融資約束的存在可能會影響企業在實業投資和金融投資之間的替代選擇，從而對企業金融化與投資效率之間的關系產生影響。不同融資約束下，企業金融化對投資效率的影響會發生怎樣的變化呢？這是本文關注的第二個問題。

本文結合融資約束，研究企業金融化對投資效率的影響，揭示了實體企業金融化背后的動機，以及實體企業金融化影響投資效率的內在原因，有助于豐富實體企業金融化行為的相關研究，為充分發揮金融支持實體經濟的基礎性功能、推動實體經濟發展提供理論支持。

二、文獻綜述

“企業金融化”是宏觀層面金融化概念的微觀延伸，也是經濟金融化研究的重要分支。國內外研究主要是從金融化對企業行為和企業經營成果的影響兩方面定義“企業金融化”。在金融化對企業行為的影響方面，非金融企業更多地運用生產經營所產生的現金流進行兼并收購、購買金融資產等金融市場活動而非生產經營，使金融資產的比重不斷增加[1-2]。在金融化對企業經營成果的影響方面，企業的利潤積累日益來自于金融渠道，并日益依靠金融投資活動獲取收益[3-4]。梳理相關文獻，本文認為企業金融化是非金融企業金融資產投資占比和金融渠道獲利占比不斷提升的表現。

(一)企業金融化與投資效率

目前，有關企業金融化對投資效率影響的研究不多且比較零散。Orhangazi研究發現，金融化會對實業投資造成“擠占”效應，使其偏離最優規模[5]。在持有金融機構股權方面，李維安和馬超發現控股金融機構雖然有利于企業減少投資不足，但也會更大程度地加劇過度投資，從而導致總體投資效率下降[6]。張昭等認為企業金融化通過“擠占”效應對實業投資發揮作用使企業金融化與投資效率之間呈現非線性關系，企業金融化對實業投資的“擠占”效應會降低實業投資超過最優投資的程度，減緩過度投資，但過度企業金融化的“擠占”效應也會進一步加劇投資不足[7]。鄭田丹等研究宏觀經濟政策沖擊對企業投資效率的影響時，發現在不同企業金融化水平下，財政政策與貨幣政策對企業投資效率的調控作用存在差異。相較于低金融化企業，高金融化企業因為擁有靈活的融資渠道、獲利途徑和“虛擬經濟”的特征，使投資效率對財政政策的變動沖擊響應更小，但對利率變動沖擊響應要更強烈[8]。劉放研究金融資產配置如何影響實體企業的投資效率，發現企業出于資金儲備動機配置的金融資產，能有效提升企業預計新增投資[9]。武若男從生命周期的視角對不同財務特征和組織結構的企業分組研究，發現企業金融化會抑制成長期、成熟期和衰退期企業的過度投資，加劇衰退期企業的投資不足[10]。

盡管現有文獻多嘗試研究企業金融化對投資效率的抑制或促進作用，但并未達成一致結論。部分研究從財政政策、貨幣政策和企業生命周期的角度研究企業金融化與投資效率之間關系的變化，但很少從融資約束對企業投資決策影響的角度探究企業金融化對投資效率的影響。本文將融資約束納入企業金融化與投資效率的研究，有益于補充此類研究。

(二)融資約束與投資效率

早期對融資約束與企業投資活動的研究，主要集中于通過檢驗投資支出與現金流的敏感性判斷融資約束的存在性。部分研究表明，信息不對稱導致的融資約束使企業在進行外部融資時會因成本過高而放棄原本有利可圖的投資項目，造成投資不足[11-12]。但Kaplan和Zingales等研究采用不同融資約束程度的分類標準構建KZ指數等非單一變量衡量融資約束，證實投資支出對現金流的敏感性程度并不能說明企業面臨著融資約束[13]。雖然后續研究對這兩個截然不同的觀點做出進一步探討，但采用不同融資約束衡量方法的研究，結論仍不統一。

在融資約束和代理成本對投資效率的影響方面，Vogt認為受到融資約束的企業會表現為投資不足，而面臨較嚴重代理問題的企業則會產生投資過度[14]。但Hovakimian認為，融資約束也能促進管理者選擇更有價值的投資項目，從而緩解代理成本導致的非效率投資[15]。多數國內研究同樣認為融資約束和代理成本是分別導致上市企業投資不足和過度投資的原因，企業的非效率投資行為是兩者共同作用的結果[16-18]。并且對于產權性質、企業規模不同的企業，融資約束和代理沖突對投資效率的作用程度也有差異。在國有企業或大規模企業中，代理沖突的作用強于融資約束使企業產生投資過度行為，而在非國有企業或小規模企業中，融資約束的作用強于代理沖突使企業產生投資不足行為[19]。

融資約束與投資效率的關系受多種因素影響。在現金持有方面，持有超額現金的企業在融資約束低時更易發生過度投資，而高融資約束企業為彌補較高的外部融資成本持有現金，有利于抓住投資機會，提高投資效率[20-23]。在企業組織形式方面，集團化更有利于緩解融資約束和投資不足，但也容易導致投資過度行為[24-25]。在貨幣政策和銀行信貸方面，貨幣緊縮會使國有企業與非國有企業的融資約束差距加劇，不利于非國有企業投資效率的提升[26]。但對于外部管理能力較強的非國有企業，寬松的貨幣政策使其更容易在市場中吸納到資金，從而緩和其面臨的融資約束，促使其不斷地加大對外投資，導致投資效率下降[27]。銀行授信雖然能緩解融資約束，提高投資效率[28]，但考慮到緩解融資約束也會給企業經營者提供更多的自由現金流，有可能強化代理成本高的企業的過度投資行為[29]。

綜上所述，多數研究認為融資約束會抑制投資支出，導致投資不足，但由于融資約束與投資效率的關系受多種因素影響，當持有超額現金或存在嚴重代理問題時，融資約束也會抑制過度投資。

(三)融資約束與企業金融化

在創新投入方面，郭麗婷研究發現，企業金融化對創新投資的影響可能會因為融資約束程度的不同而發生動態變化。為緩解高融資約束對生產經營的影響，企業有更強的動機配置金融資產，導致企業金融化對創新投資產生抑制作用；而低融資約束的企業更可能出于增加內部留存收益，為未來投資儲蓄資金的目的配置金融資產，導致企業金融化對創新投資產生促進作用[30]。曾玲玲等同樣認為融資約束程度上升使企業獲取外部資金的能力不斷下降，正常生產經營活動受到影響，企業會通過增加短期投資保證盈利水平，從而加劇企業金融化對創新投資的負面影響[31]。顧海峰和張歡歡研究發現，企業金融資產持有通過加大外部融資約束抑制企業研發創新投入，并且融資約束的中介作用在非國有企業中更顯著[32]。在資本性投資方面，融資約束越弱，管理者通過長期金融資產套利的動機越強，對資本性投資的抑制效應也會越明顯[33]。顧雷雷等研究發現，企業社會責任對融資約束的緩解作用，會促進出于“投資替代”動機的金融資產投資，加劇企業金融化[34]。楊玲和沈中華研究發現在考慮成長性的情況下，高融資約束和高成長性的公司主要是出于防御性動機配置金融資產，而低融資約束和低成長性的公司，由于缺乏投資機會，主要是出于投機性目的把金融資產作為盈利性資產投資[35]。張靖璐和楊杰對融資約束影響企業金融化的作用機制進行檢驗，發現融資約束降低可通過促進企業業績提高，加強企業對金融資產的配置意愿[36]。

通過梳理相關文獻，本文發現現有研究并未就企業金融化與投資效率的關系和融資約束與企業金融化的關系達成一致結論。一種觀點認為融資約束越大，企業金融化程度越高；另一種觀點認為融資約束越小，企業金融化程度越高；鮮有文獻對企業金融化、融資約束和投資效率的總體關系進行系統的研究。本文認為聯系管理者配置金融資產的動機，分析不同動機下企業金融化通過“蓄水池”效應或“擠占”效應對投資效率造成影響的內在原因和融資約束對不同動機的作用，更有利于解釋企業金融化、融資約束和投資效率三者之間的關系，豐富實體企業金融化行為的相關研究，為金融如何支持實體企業發展提供理論支持。因此，本文擬基于委托代理理論、信息不對稱理論和自由現金流量理論，探究管理者配置金融資產的動機，并分析不同動機下企業金融化對投資效率的作用以及融資約束對二者關系的調節作用。

三、理論分析及研究假設

(一)企業金融化與投資效率

一方面，較輕的委托代理問題和信息不對稱使管理者更可能以企業價值最大化作為投資行為的導向，企業金融化更多是出于預防性儲蓄動機，購買金融化資產實質是現金管理行為。此時，企業金融化通過“蓄水池”效應對企業投資效率產生有利影響。首先，企業金融化可以通過金融資源的流動提高企業內部資金的流動性，緩解資金壓力，提升投資效率[37]。其次，金融投資工具使企業在市場繁榮時獲取高額投資收益，在市場低迷時彌補實業投資收益下降的損失，緩解投資不足[38]。最后，企業金融化有助于企業分散生產經營風險，防范資金短缺對投資效率的負面影響[39]。

另一方面，較為嚴重的委托代理問題和信息不對稱可能會導致管理者出于投機動機購買金融資產，或者通過設立金融分支機構從事金融業務，以提高企業短期業績和自身報酬。此時，企業金融化通過“擠占”效應對企業投資效率產生不利影響。首先，金融投資回報率高于實業投資回報率使企業為獲取最大利潤，更傾向于增加金融資產配置，減少實業投資資本[40]。其次，實體企業從金融渠道獲取的利潤越多，越有可能對金融投資收益產生依賴，加劇企業金融化及其對實業的“擠占”效應，從而降低企業投資效率[41]。最后，代理問題使管理者會為自身利益最大化，選擇通過金融投資提高企業短期業績和自身報酬，而非從長期來看有利于企業價值最大化的實業投資。

綜上所述，不同動機下“蓄水池”效應與“擠占”效應的雙重作用使實體企業金融化對企業投資效率的影響并不相同。因此，本文提出以下研究假設：

H1：出于預防性儲蓄動機的企業金融化，主要通過“蓄水池”效應提高企業投資效率。

H2：出于投機動機的企業金融化，主要通過“擠占”效應降低企業投資效率。

(二)融資約束的調節作用

受到較強融資約束的企業會因外部融資過高的成本而放棄原本有利可圖的投資項目，造成投資不足現象。此時，企業會出于預防性動機儲蓄現金，通過內部現金流滿足投資需求，以減少外部高昂的融資成本對正常投資的約束[42-43]。同樣，出于預防性儲備動機購買金融資產也能緩解融資約束，為潛在的投資機會作資金儲備，提升未來投資效率。融資約束的加強會導致預防性儲蓄動機也相應加強，從而使企業表現出更強的現金及金融資產積累傾向與偏好，促進預防性儲蓄動機下企業金融化對投資效率的提升作用。

自由現金流量理論認為內部擁有大量現金的企業更容易產生過度投資[44]。但對于融資受到約束的企業，外部市場的融資約束可以抑制管理層的過度投資行為。出于投機動機的企業金融化是管理者自利行為的體現，并且隨著企業自由現金流的增加，企業投資金融資產的可能性越大。融資約束對資金補充和資金儲備的限制，會削弱企業管理者的控制權利和資金使用的自由度，降低資金投向金融資產的可能性，抑制投機動機下企業金融化對投資效率的負面作用。

綜上所述，不同動機下融資約束對實體企業金融化和企業投資效率的調節作用并不相同。因此，本文提出以下研究假設：

H3：融資約束會強化預防性儲蓄動機下，企業金融化對企業投資效率的“蓄水池”效應。

H4：融資約束會抑制投機動機下，企業金融化對企業投資效率的“擠占”效應。

四、研究設計

(一)數據選取

本文選取2009—2019年滬深A股非金融上市公司作為研究樣本，剔除金融業房地產行業公司、特別處理公司、當年新上市的公司和財務數據不全的公司，并對所有連續變量分別按1%和99%分位進行縮尾處理，經篩選后得到19633個樣本。數據均來自國泰安(CSMAR)數據庫，其中委托貸款、理財產品、信托產品投資余額和持有金融機構股權數據，在國泰安(CSMAR)數據庫的基礎上手工整理后得到。本文使用Stata16和Excel 2013軟件進行數據統計及實證分析。

(二)變量定義和模型構建

1.被解釋變量

本文參考Richardson[45]、劉慧龍等[46]采用預期投資水平與實際投資水平的差異，即模型殘差，衡量企業投資效率，并建立如下投資預測模型：

Investi,t=α0+α1TobinQi,t-1+α2Levi,t-1+α3Cashi,t-1+α4Agei,t-1+α5Sizei,t-1+α6Returni,t-1+α7Investi,t-1+∑Year+∑Industry+εi,t

(1)

其中，Invest、TobinQ、Lev、Cash、Age、Size、Return分別為企業新增投資、成長性、資產負債率、現金持有量、上市年限、公司規模、股票年度收益率。

模型估計的殘差ε大于0，代表企業存在過度投資，反之代表企業存在投資不足，即殘差越接近0，投資效率越高。因此，本文采用殘差的絕對值表示投資效率，其取值越大代表企業投資效率越低。

2.解釋變量

本文借鑒宋軍和陸旸[47]的做法，采用金融資產占總資產的比值衡量企業金融化。由于企業的資產負債表披露較為詳細，金融資產的購買能夠反映企業的主觀意愿，并且相比于采用金融收益度量的企業金融化更少受市場價格、經濟不確定性等外部因素影響。具體計算公式如下：

Fin=(交易性金融資產+衍生金融資產+可供出售金融資產+持有至到期投資+投資性房地產+買入返售金融資產+發放貸款及墊款+委托貸款+理財產品及信托產品投資+持有金融機構股權)/總資產

3.調節變量

SA指數僅由上市年限和企業規模兩個變量構成，不包含內生變量，能克服以往綜合指數選取財務變量存在的內生性問題。因此，本文采用SA指數對融資約束進行度量。具體計算公式如下：

SA=-0.737×Size+0.043×Size2-0.04Age

在上述公式中，Size、Age分別為公司規模和上市年限。SA指數越小，表示公司受到的融資約束程度越高，反之，融資約束程度越低。為區分融資約束的高低，本文構造虛擬變量SA1，當SA指數小于行業平均值時SA1取1，否則取0，即融資約束程度較高取1，融資約束程度較低取0。

4.控制變量

由于投資效率受多種因素的綜合影響，本文選取資產規模、上市年限、產權性質、資產負債率、盈利能力、現金持有、經營現金流量、成長性、總資產周轉率、兩職合一、股權集中度、獨立董事比率、董事會規模、高管持股比例、高管薪酬作為控制變量。本文變量定義及計算方法見表1。

表1 變量定義表

5.模型構建

本文分別采用模型(2)和模型(3)檢驗企業金融化對投資效率的作用，融資約束對企業金融化與投資效率模型的作用。其中，控制變量為公司規模、上市年限、產權性質、資產負債率、盈利能力、現金持有、經營現金流量、企業成長性、總資產周轉率、兩職合一、股權集中度、獨立董事占比、董事會規模、高管持股比例和高管薪酬，可能影響企業投資效率的一系列代表公司經營及財務狀況的變量，并對年度和行業變量進行控制。

Inveffii,t=α0+α1Fini,t-1+α2Control variablesi,t+εi,t

(2)

Inveffii,t=β0+β1Fini,t-1+β2SAli,t-1+β3SAli,t-1×Fini,t-1+β4Control variablesi,t+εi,t

(3)

五、實證結果與分析

(一)描述性統計

表2描述性統計顯示，企業金融化程度的最小值為0，最大值為0.981，均值為0.062，標準差為0.105，說明不同上市公司企業金融化程度有所不同，但存在差異較小。投資效率的最小值為0.001，最大值0.341，均值為0.046，中位數為0.032，標準差為0.053，說明嚴格意義上我國上市公司都存在不同程度的非效率投資?？刂谱兞恐?，資產負債率均值為0.434，說明樣本平均負債率為43.4%。產權性質均值為0.417，說明樣本中非國有企業占41.7%。盈利能力均值為0.041，且標準差為0.061，說明樣本企業普遍盈利能力較差。股權集中度均值為34.346，最小值為8.48，最大值為73.24，標準差為14.697，說明選取的樣本企業多數第一大股東持股比例較高，對企業的控制力和影響較強，且不同企業股權集中度存在較大差異。本文的描述性統計結果大多與以往研究相似，研究數據具有一定可靠性。

表2 描述性統計

(二)回歸分析

1.企業金融化與投資效率的回歸結果

由表3的回歸結果可知，企業金融化的系數為0.018，且在5%的水平下顯著正相關，表明企業金融化程度增長1個百分點，實際投資偏離最優投資的幅度增加1.8%，出于投機動機的企業金融化，對投資效率產生“擠占”效應，假設2得到驗證。假設1和假設2為對立假設，實證結果支持假設2，未支持假設1。

表3 企業金融化與投資效率的回歸結果

在控制變量方面，企業規模、資產負債率、資產報酬率、企業成長性、兩職合一在1%的水平下顯著正相關，企業上市年限、經營現金流量在1%的水平下顯著負相關。這可能是因為規模越大的企業，代理問題越嚴重，出現非效率投資的可能性更大；資產負債率較高的企業面臨的還本付息的壓力較大，使投資規模較小，導致投資不足；資產報酬率較高的企業盈利能力更強，在實業投資規模和投資決策上更積極進取，可能導致投資過度。兩職合一使權力過度集中，缺乏約束，容易導致非效率投資行為。此外，產權性質在5%的水平下顯著為負，表明國有企業的投資效率更高。這可能是因為國有企業的投資決策機制相對完善，能一定程度約束非效率投資行為。

2.融資約束的調節作用

由表4的回歸結果可知，融資約束與企業金融化的交互項的回歸系數為-0.024，且在5%的水平上顯著，說明融資約束能夠在一定程度上抑制出于投機動機的企業金融化，削弱其對投資效率的“擠占”效應，假設4得到驗證。假設3和假設4為對立假設，實證結果支持假設4，未支持假設3。

表4 融資約束對企業金融化與投資效率的調節作用

(三)穩健性檢驗

前文證實，企業投資效率會受到企業金融化的約束，但二者之間也可能存在內生性，本文采用傾向匹配得分法和Heckman兩階段選擇模型解決內生性問題。

1.傾向匹配得分法

本文將樣本按照金融化水平的高低，分為企業金融化程度高和企業金融化程度低兩組，并將所有控制變量作為協變量，投資效率作為結果變量。在按照鄰近匹配法對樣本進行匹配后，本文使用匹配后的樣本再次進行回歸以驗證前文假設。表5回歸結果(1)顯示，企業金融化程度系數在5%的水平上顯著為正，回歸結果(2)顯示，融資約束與企業金融化的交互項系數在5%的水平上顯著為負，本文的主要結論不變。

表5 PSM內生性檢驗

續表5

2.Heckman兩階段選擇模型檢驗

在Heckman兩階段選擇模型的第一階段，本文采用是否配置金融資產作為虛擬變量，選取公司規模、資產負債率、上市年限、股權集中度等變量對公司配置金融資產的概率進行估計，并計算逆米爾斯比率。在第二階段，本文將逆米爾斯比率代入主回歸模型以驗證前文假設。表6回歸結果顯示，逆米爾斯比率在1%的水平上顯著為負，說明本文樣本存在選擇性偏差，而企業金融化程度在5%的水平上與投資效率顯著正相關，企業金融化對投資效率影響的結論與前文一致。

表6 Heckman兩階段選擇模型回歸結果

此外，本文采用替換變量衡量方法進行穩健性檢驗。一方面，為避免手工收集數據造成的選擇性偏差，本文剔除委托貸款、理財產品及信托產品投資余額、持有金融機構股權的手工收集數據，重新計算企業金融化指標，并考察其對企業投資效率的影響。另一方面，本文還采用WW指數替換融資約束衡量指標進行穩健性檢驗。結果表明，替換變量后研究結論不變。

六、結論與建議

本文以2009—2019年滬深A股非金融上市公司為研究樣本，實證檢驗企業金融化與投資效率之間的關系，以及融資約束對企業金融化與投資效率之間關系的調節作用。研究結果顯示：(1)企業金融化主要通過“擠占”效應對投資效率產生顯著的負面影響。這可能是因為較為嚴重的委托代理問題和信息不對稱導致管理者出于投機動機購買金融資產，以提高企業短期業績和自身報酬，從而“擠占”企業用于實業投資的資本，使實業投資偏離最優規模，投資效率受到損害。(2)當非金融上市公司受到較高的融資約束時，企業金融化的“擠占”效應會減弱，從而抑制企業金融化對投資效率的負面影響。這可能是因為受到較高融資約束的企業，資金補充和資金儲備來源受到限制，使管理者對消耗掉內部積蓄的現金資產有更多顧慮，會謹慎地選擇更有價值的投資項目，從而約束管理者投資金融資產的機會主義行為，抑制投機動機下企業金融化對投資效率的負面作用。

基于以上研究結論，本文得出以下啟示：(1)實體企業出于投機動機配置金融資產會導致投資效率降低。對此，政府和監管機構應完善非金融企業配置金融資產的對外披露機制和監管機制，如利用大數據等先進手段對金融資產投資的比例、品種和風險狀況等重要指標進行監控，識別實體企業的金融投機套利動機，嚴格監管實體企業的金融化行為，防范實體企業大量現金流入引發實體經濟“脫實”風險和系統性金融風險，為實體企業創造良好的金融市場運行環境，充分發揮金融支持實體經濟的基礎性功能，避免實體企業金融化降低投資效率，推動實體經濟更有效率地發展。(2)企業管理者與股東在利益上的沖突會使管理者為其自身利益違背股東利益，利用金融投資獲取短期高額收益，提高短期財務報表業績，從而提高自身報酬。對此，企業應當合理制定公司薪酬激勵方案和管理者監督機制，使管理者的薪酬與企業的長期利益相結合，抑制管理者金融投機動機和企業過度金融化，督促管理者更好地利用金融資產的“蓄水池”效應，支持企業實業投資。(3)實體企業金融化的一個重要原因是我國經濟發展正處于結構轉型時期，實體經濟不確定性增加，市場競爭加劇，實體企業投資回報率低于金融投資回報率，促使實體企業金融化程度不斷提高。對此，政府應致力于優化實體企業發展環境，通過稅收優惠、補貼補助等方式，降低實體企業的交易成本和生產經營成本，為實體企業技術創新提供有效的政策支持，加快實體企業向創新驅動發展轉型升級，擴大有效供給與中高端供給，提高實業投資回報率，縮小實業投資與金融投資之間的收益率差距，促進資金從金融市場回流到實體行業。