企業金融化、公司治理與股權再融資

宋芳芳

摘 要：本文以2007—2021年滬深A股上市公司作為研究樣本，研究了企業金融化對上市公司股權再融資的影響，并進一步考查了公司治理在兩者之間的調節作用。實證結果顯示，企業金融化顯著抑制了上市公司股權再融資，支持金融資產“資本逐利”動機，并且這種抑制作用主要來源于第Ⅱ類金融資產，公司治理能夠弱化企業金融化對上市公司股權再融資的抑制作用。研究結論對于上市公司的金融化行為具有警示作用，也有助于投資者做出正確的股票投資決策，從而促進我國資本市場高質量發展。

關鍵詞：企業金融化；公司治理；股權再融資

一、引言

近年來，我國經濟步入新常態，實體企業投資利潤率大幅下降，另外證監會于2012年后允許企業利用閑置資金投資金融產品。以上幾方面都導致我國實體企業加大對金融資產的配置力度，因此，自2013年以來，我國持有金融資產的企業數量不斷增加，規模不斷擴大。隨著注冊制持續推進，再融資迎來松綁，2021年我國A股市場股權再融資規模創出歷史新高，上市公司再融資熱情空前高漲。注冊制顯著提升了再融資審核效率，再融資市場逐漸由投資者掌控，因此出現了再融資企業空有批文卻難以找到合適“買方”的普遍情況。因此，在市場資金有限的情況下，投資者的選擇會直接影響上市公司再融資的完成情況。而隨著上市公司金融化程度不斷加深，金融化會在一定程度上影響投資者的選擇，進而影響上市公司股權再融資的完成情況。

一個完善有效的再融資市場能夠為企業經濟的發展與壯大提供源源不斷的資金供給，成為穩定實體經濟不可或缺的環節，那么，企業金融化是否會影響股權再融資？這種影響是否會因為金融資產類別的不同而產生差異？兩者之間的關系又會受到哪些因素的影響？本文將以上問題作為切入點進行深入分析。

二、理論分析與研究假設

1.企業金融化與股權再融資

“預防性儲蓄”動機（胡奕明等，2017）發揮金融資產“蓄水池效應”，是一種“未雨綢繆”的金融資產投資活動（黃賢環等，2018）；“資本逐利”動機（杜勇等，2017）發揮金融資產“擠占”效應，是一種“舍本逐末”的金融資產投資活動（黃賢環等，2018），不同的動機將會給企業帶來截然相反的經濟后果。

基于“預防性儲蓄”動機，企業金融資產投資比例和實體經濟投資比例同步上升，兩者是一種相輔相成的正向關系。但是，從我國實體經濟的實際情況來看，兩者之間并非是一種正相關關系。因此，蓄水池效應有悖我國企業目前的實際狀況，在我國表現為“水土不服”。

基于“資本逐利”動機，企業金融化將帶來負面影響。一是金融化增加代理成本，提高企業風險。高闖等（2021）指出過度金融化導致企業發展重心偏離主營業務，通過代理成本這一中介機制增大企業破產風險。二是擠占企業主營業務的發展。謝家智等（2014）指出企業過度金融化將對創新產生消極影響，嚴重損害企業技術創新水平和創新能力。金融化有悖投資者投資主業的意愿，不利于企業進行股權再融資。三是管理層短視行為降低會計信息透明度。會計信息透明度是影響投資者投資與否的關鍵因素之一，將會影響上市公司股權再融資的完成情況。因此，可以推斷在“資本逐利”動機下，金融資產發揮投資替代效應，企業股權再融資將出現困難?；谝陨戏治?，提出如下假設：

假設1：企業金融化具有“資本逐利”動機，將抑制上市公司股權再融資行為。

2.公司治理的調節作用

公司治理是企業經營發展的一項重要內容，公司治理能夠降低權益成本和債務成本（蔣琰，2009）、正面影響股票收益回報（雷光勇等，2012）、抑制企業非效率投資（方紅星和金玉娜，2013）等，從而對企業業績和價值產生積極影響，而金融化帶來的多是一種消極影響，因此本文進一步探討公司治理是否起到調節作用。

本文認為公司治理將有效削弱企業金融化帶來的負面經濟后果。一是公司治理降低企業風險水平。一個有效的公司治理結構能夠在監管和審查中及時發現問題，采取相應措施，進而降低企業風險。二是公司治理能夠緩解信息不對稱，提高企業會計信息透明度。企業通過及時披露重大信息、設立獨立董事、建立內部監控機制及加強股東溝通等減少企業信息不對稱，從而提高企業會計信息透明度。三是公司治理優化企業內部管理。公司治理能夠優化企業內部管理結構，約束管理層短視行為，進而保障企業高效運轉。以上這些都為企業在金融化背景下推動股權再融資行為提供了一個良好的企業內部管理環境，基于以上分析，提出如下假設：

假設2：公司治理具有調節作用，良好的公司治理質量將削弱企業金融化對股權再融資行為的抑制作用。

三、樣本選擇和研究設計

1.樣本選擇

本文選擇2007-2021年滬深A股上市公司年度數據作為原始樣本。同時對樣本進行以下篩選：（1） 剔除金融業企業；（2） 剔除ST、*ST和PT的企業；（3） 剔除存在數據缺失情況的樣本；（4） 對所有連續變量進行上下1%的Winsorize縮尾處理，最終獲得3432個有效觀測樣本。本文所用數據來自Wind金融數據庫和國泰安CSMAR數據庫。

2.實證模型

為了驗證假設1，本文構建模型（1） ：

（1）

依據假設1，模型（1） 需要重點關注系數α1的正負和顯著性水平。若α1顯著為負，則假設1成立。

為了驗證假設2，本文構建模型（2） ：

（2）

依據假設2，模型（2） 需要重點關注系數β3的正負和顯著性水平。若β3顯著為正，則假設2成立。

3.變量的選擇和度量

（1） 被解釋變量：股權再融資（SEO）

本文僅考慮增發融資和配股融資，以股權再融資完成率指標表示上市公司股權再融資募集資金完成情況，即股權再融資（SEO）=實際募集資金金額/預計募集資金金額。

（2） 解釋變量：企業金融化（FIN）

借鑒張成思和張步曇（2016）衡量企業金融化的做法，定義企業金融化（FIN）為：

FIN=金融資產總額/總資產=（交易性金融資產+發放貸款及墊款+可供出售金融資產+持有至到期投資+衍生金融資產+長期股權投資+投資性房地產）/總資產

（3） 調節變量：公司治理（Governance）

借鑒周茜等（2020）有關公司治理的相關研究成果，使用主成分分析方法，構建一個涵蓋激勵機制、董事會監督作用、股權結構監督作用以及決策權力等多方面因素的綜合性指標來表征企業的公司治理質量。

（4） 控制變量

主要變量定義及其說明，如表1所示。

四、實證結果分析

1.描述性統計

表2為描述性統計結果。企業金融化（FIN）均值為0.05，最小值為0，最大值為0.38，表明我國非金融企業之間金融化水平差異較大。股權再融資（SEO）均值為0.92，最小值為0.27，最大值為1，表明我國上市公司普遍存在募集資金未達預期的現狀，同時不同企業募集資金完成情況存在較大差異。另外，控制變量差異性明顯，說明所用樣本區分度良好。

2.回歸分析

表3中第（1） 列為金融化對股權再融資的回歸結果，FIN系數在5%水平上顯著，說明企業股權再融資行為將會產生抑制作用，假設1得到驗證，即企業金融化具有“資本逐利”動機，將顯著抑制上市公司股權再融資行為。

第（3） 列為納入公司治理作為調節變量后的實證檢驗結果，交互項（FIN*Governance）系數為正且在5%水平上顯著，假設2得到驗證，即公司治理具有調節作用，良好的公司治理質量能夠削弱企業金融化對股權再融資行為的抑制作用。

3.穩健性檢驗

（1） 替換解釋變量

借鑒Krippner（2005）、張成思和鄭寧（2020）的做法，記FIN=（投資凈收益+公允價值變動凈收益+匯兌凈收益+其他綜合收益-對聯營和合營企業的投資凈收益+利息收入-利息支出）/營業利潤，結論與上文保持一致。

（2） 傾向得分匹配法（PSM）

本文采用傾向得分匹配法（PSM），從而避免樣本自選擇可能會對實證結果造成影響，平衡性檢驗通過之后，對配對后的樣本重新回歸，在考慮樣本自選擇問題之后，結論與上文保持一致。

五、進一步分析

根據企業持有各項金融資產的動機、目的、投資成本及收益等特征將FIN劃分為第Ⅰ類金融資產FINa（包括交易性金融資產、發放貸款及墊款、可供出售金融資產以及持有至到期投資等）和第Ⅱ類金融資產FINb（包括衍生金融資產、長期股權投資和投資性房地產等），前者發揮蓄水池效應，后者發揮投資替代效應。如表4所示，對比第（1） 列和第（2） 列，發現FINb回歸系數在1%水平下顯著，由此可知，企業金融化對股權再融資的抑制作用主要來源于第Ⅱ類金融資產，進一步支持了“資本逐利”動機。

六、研究結論與啟示

本文從微觀企業層面出發，經過一系列實證檢驗，得出以下結論：（1） 企業金融化抑制股權再融資行為，支持“資本逐利”動機；（2） 公司治理能夠削弱企業金融化對股權再融資行為的抑制作用；（3） 進一步分析發現，企業金融化對股權再融資的抑制作用主要來源于第Ⅱ類金融資產?；谝陨戏治觯岢鲆韵陆ㄗh：第一，引導企業理性投資，減少企業非理性投資行為；第二，優化企業金融資產配置比例，依據自身情況適度配置第Ⅰ類金融資產，理性配置第Ⅱ類金融資產；第三，企業應優化公司治理，提升會計信息透明度，減少信息不對稱，為企業再融資營造一個良好的內部治理環境。

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