內源投入服務化對涉農企業金融化的影響：促進還是抑制

喻意

（西南大學商貿學院，重慶 402460）

1 引言

隨著我國經濟發展邁入高質量發展階段，國家對于農業的重視程度不斷提升，農業上市公司在農業產業中扮演著重要的領軍角色[1]，對于推動農業高質量發展具有重要作用。但農業產業始終受到季節性因素、氣候條件等自然環境的影響，具有天然的弱勢，導致農業企業的績效水平與非農企業相比存在較大的差距。其中，大多數農業企業受到逐利性動機的影響，選擇從機會成本高、利潤周期長的農業轉向能夠在短期內獲得較大收益的行業，如房地產、金融業等[2]。中央一號文件（2022）指出，在我國面臨百年變局和世紀疫情的大背景下，要推動經濟社會平穩發展，需要穩住農業基本盤，強化龍頭企業帶動作用。那么，如何應對農業企業金融化是目前亟待解決的問題。目前，關于抑制企業金融化的解決方案主要有實現企業服務化轉型、股權激勵[3]等。黨的十九大報告等文件提出，應強化服務業對制造業的支持和推動作用，制造業企業要從內部提高服務要素的投入，實現二者有機融合。本文在借鑒制造業企業服務化的解決方案的基礎上，提出了問題，即涉農企業能否通過內源服務投入抑制金融化？

本文以我國2007-2021年滬深A 股農業上市龍頭企業為研究樣本，探究內源服務投入與金融化之間的關系。研究發現，內源服務投入對金融化有顯著的促進作用，且在考慮內生性問題后依然成立。本文的貢獻在于：①首次探究內源服務投入能否抑制涉農企業金融化；②在服務化的具體衡量指標方面，本文在借鑒Porter、夏杰長等、廖涵等的研究基礎上[4-6]，將銷售人員、財務人員、技術人員、研發人員和行政管理人員視為服務型員工，提出了內源服務投入新的測度口徑。

2 機制分析

企業開展內源服務投入的目的是通過增加服務要素投入來提高企業績效，企業績效的好壞也會反映到其金融化程度上。部分研究結果表明，服務化并不能有效提高企業績效，甚至抑制了企業績效。Gebauer 等認為，企業存在“服務化悖論”，即存在服務化抑制企業績效的階段[7]。肖挺認為，服務化在很多情況下不能促進企業績效提升，甚至會產生抑制作用[8]。鄧超等認為，如果企業經營績效低，資產收益率下降，企業不得不將生產性資本轉化為金融資本以獲取利潤[9]?；诖?，本文認為，內源服務投入抑制了企業績效，導致其金融投資套利動機增強，促進了企業金融化。

3 研究設計

3.1 數據來源與處理

本文選取2007-2021年116 家A 股農業上市公司為樣本，共包含1 154 個觀測值。數據主要來源于國泰安數據庫和Choice 金融終端。同時，本文對所有樣本進行了如下處理：一是剔除了樣本期內存在經營異常的ST*企業；二是為避免數據異常值的干擾，對所有連續變量進行1%和99%分位的縮尾處理。

3.2 模型設定

借鑒廖涵等的研究，本文通過構造如下回歸方程來研究涉農企業內源服務投入對金融化的影響：

式中，下標的i 和t 分別表示企業和年份；被解釋變量Fin 表示企業的金融化程度；Ser 表示內源服務投入；Control表示控制變量集合；α1表示常數項；α2表示解釋變量系數；βk表示第k 個控制變量的系數；μi表示年份固定效應；υi表示企業固定效應；εit表示隨機擾動項。

4 變量說明與定義

①被解釋變量。Fin 為被解釋變量，代表涉農企業的金融化水平，采用金融資產占總資產的比值進行衡量。參照已有文獻，金融資產包括交易性金融資產、可供出售金融資產、持有至到期投資、發放貸款及墊款、衍生金融資產、長期股權投資、投資性房地產[10]。②解釋變量。Ser 為核心解釋變量，代表涉農企業的內源服務投入水平，本文在借鑒Porter、夏杰長等、廖涵等的研究基礎上，采用企業內部從事服務活動的員工工資總額占總營業成本的比值進行衡量。本文將銷售人員、財務人員、技術人員、研發人員和行政管理人員視為從事服務活動的人員。③控制變量。Control 為企業特征控制變量集合。根據廖涵等、聶飛等的研究，本文選取企業員工結構（Es）、固定資產投資（Invest）、股權集中度（Share）、高管持股（Manager）、機構投資持股（Institution）、總資產對數（Size）、資產負債率（Debt）、營業毛利率（Margin）、權益乘數（Equity）、企業年齡（Age）、企業屬性（Attribute）作為控制變量。

5 實證分析

5.1 描述性統計分析

表1為本文使用變量的描述性統計分析結果。樣本中的企業金融化水平最小值為0，最大值為0.763 5，說明不同企業之間的金融化水平差異比較大，存在樣本觀測期內未進行金融資產配置的企業。內源服務投入的最大值和最小值分別為0.976 3 和0，也存在差異大的現象。樣本企業對于金融資產的配置占總資產的7.19%，對內源服務的投入占總營業成本的8.26%。

表1 變量的描述性統計分析

5.2 基準回歸

表2為對樣本進行基準回歸的結果。列（1）為混合回歸，列（2）、列（3）為固定效應模型的估計結果。列（1）～（3）均顯示，核心解釋變量的系數均在1%的顯著性水平上顯著為正，這表明內源服務投入促進了企業金融化。

表2 基準回歸

5.3 穩健性檢驗

5.3.1 內生性問題探討

前文采用雙向固定效應模型進行了基準回歸，但考慮到可能存在其他因素導致內生性問題，為此，本文選用了內源服務投入的滯后一期進行實證分析。內源服務投入的滯后一階作為前定變量，能夠在一定程度上解決內生性問題。表3中列（1）的結果顯示，一階滯后項（L.ser）的系數在1%的水平上顯著為正。

表3 內生性檢驗結果

此外，本文采用兩步法系統GMM 模型克服內生性偏差。列（2）模型中設置了個體、年份固定效應，AR（1）統計量（p=0.000 2）顯著；AR（2）統計量（p=0.600 5）顯著；Hansen 統計量（p=0.920 2）不拒絕工具變量是有效的原假設。因此，模型有效。模型結果表明，內源服務投入對金融化的作用在1%的水平上顯著為正。

5.3.2 縮小樣本

本文借鑒余華東等的做法[11]，考慮到2008年經濟危機和2020年新冠肺炎疫情造成的外部環境影響，保留2009-2019年的樣本進行回歸。在考慮時間固定和個體固定效應的基礎上，解釋變量系數仍然在1%的水平上顯著為正，即支持內源服務投入會促進企業金融化的結論。限于篇幅，本文不再展示具體結果。

5.4 異質性分析

5.4.1 企業產權性質異質性檢驗

本文將企業根據產權性質分為國有企業和非國有企業兩組。根據表4中的列（1）、列（2）可以看出，非國有企業內源服務投入的系數通過1%的顯著性檢驗，而國有企業的系數不顯著，換言之，國有企業的內源服務投入對于企業金融化的促進作用不明顯。究其原因，作為經濟中的公有成分，國有企業在融資、土地等要素以及市場準入等方面享有便利[12]，即使服務化產生的成本大于收益，導致績效降低，其也能較快補充資金。而非國有企業的融資約束相較于國有企業來說會更大，在績效降低的情況下，其金融套利賺取利潤的動機更強烈。因此，內源服務投入對于非國有企業金融化的促進作用更顯著[13]。

5.4.2 企業規模異質性檢驗

本文按照企業總資產大小將企業分成小規模企業和大規模企業兩組進行檢驗。根據表4中的列（3）、列（4），小規模企業內源服務投入能夠在1%的顯著性水平上促進企業金融化，而大規模企業的促進作用不明顯。企業在進行服務化的過程中，重要的因素就是對服務化員工進行配置。但由于勞動力成本上升，擠占了利潤空間，甚至因為提供的服務并沒有達到理想的效果而造成負面的影響。小規模企業的資金鏈條相較于大型企業要更脆弱，對于經營績效的變動更敏感，因此，其轉向金融化補償利潤的動機會更強。

表4 異質性分析結果

6 結論與啟示

金融投資收益率相對實體投資收益率虛高，導致實體企業金融化的趨勢增強，不利于推動經濟平衡穩定發展，而服務化轉型是緩解企業金融化的探索性路徑。本文首次關注內源服務投入和涉農企業金融化的作用關系，以2007-2021年滬深A 股農業上市公司作為研究樣本，得出幾點結論：①目前，農業上市企業的金融資產配置占總資產的7.19%，內源服務投入占總營業成本的8.26%；②內源服務投入顯著促進了金融化，結論在考察了內生性和縮小樣本進行檢驗后仍然成立；③進一步通過異質性分析可以得出，內源服務投入顯著促進了非國有企業和小規模企業的金融化，而對國有企業、大規模企業的促進效果不明顯。

根據以上分析，本文認為：內源服務投入并不能很好地抑制涉農企業金融化。內源服務投入從一定程度上說，需要配置更多的服務型員工和服務型要素，從而增加了經營成本，且實現服務化成功轉型往往需要較長時間，短期內投入的服務化成本并不能獲得立竿見影的效果。因此，本文得到以下啟示：①企業需要衡量自身發展階段和業務方向是否適合進行內源服務投入，從而適時適當進行內源服務投入；②企業應聚焦于能夠實現長期發展的主營業務，深挖自身行業潛能，只有自身發展能力提升，才能從根本上抑制金融化；③政府應給予農業實業投資更多的支持，引導農業企業對金融化風險進行評估，更大程度地支持其開展研發工作，帶動其堅持主業發展。