企业金融化、生命周期与投资效率关系研究

来源:用户上传      作者:武若男

　　【摘要】   文章利用我国A股非金融类上市公司数据，研究企业金融化、生命周期与投资效率的关系。研究发现，在金融资产“挤出效应”和“蓄水池效应”的双重影响下，企业金融化对投资效率产生了非线性影响，即一定程度的企业金融化促进了实体企业投资效率的提高，但过度金融化会降低实体企业的投资效率。有关部门应完善金融监管体系，更好地发挥金融资产的“蓄水池效应”，以促进实体经济的发展。
　　【关键词】   企业金融化;投资效率;生命周期;实体经济
　　一、引言
　　当前，我国经济已由高速增长阶段转向高质量发展阶段，部分实体企业利润出现下滑。大量资本涌入利润丰厚的房地产行业和金融行业，企业金融资产投资比重不断提升，实体经济呈现出“脱实向虚”的趋势（彭俞超等，2018;张成思，2019）[1-2]，这一现象引起了社会各界的广泛关注。党的十九大报告中明确指出，要“深化金融体制改革，增强金融服务实体经济能力，健全货币政策和宏观审慎政策双支柱调控框架，健全金融监管体系，守住不发生系统性金融风险的底线”。2019年中央经济工作会议也提出要完善和强化“六稳”举措，健全财政、货币等政策协同和传导落实机制。其中，稳金融即实行稳健的货币政策，深化金融供给侧结构性改革;稳投资要切实增加有效投资，引导资金投向供需共同受益、具有乘数效应的先进制造、民生建设、基础设施短板等领域。因此，探讨企业金融化的经济后果对我国实体行业发展、经济结构转型升级具有重大意义。
　　现有研究认为，企业过度金融化不利于技术创新（王红建等，2017）[3]，会增加审计风险，提高审计费用（李馨子等，2019;杜勇等，2019）[4-5]，对实体经济具有一定程度的“挤出效应”和“蓄水池效应”（胡奕明，2017）[6]。本文利用我国A股非金融类上市企业样本研究企业金融化对投资效率的影响，进一步区分企业金融化对过度投资企业与投资不足企业的影响，从实证角度考察在不同生命周期下企业金融化对投资效率的影响。本研究对促进金融稳定发展与实体经济良性循环具有一定的参考价值。
　　二、文献综述与研究假设
　　现有研究发现企业金融化可能存在两种动机，即“替代”动机和“蓄水池”动机[6]。“替代”动机认为企业金融化会减少实业经济的资金，对其造成“挤出效应”。“蓄水池”动机认为企业利用闲置资金购买金融资产，可以为其提供更多的流动资金。
　　一方面，由于资源的有限性，企业金融投资与实体投资存在替代关系。企业金融化占用了企业原本应该用于购置长期资产的资金，即对实体经济存在“挤出效应”（Demir，2009）[7]。企业管理层出于股东财富最大化的考虑会更倾向于短期获利，投资更多的金融资产（Crotty，1990;Stockhammer，2006）[8-9]。Orhangazi（2008）[10]研究發现企业从金融资产中获得较高收益时，会使管理层放弃一部分实业投资机会，金融获利占利润的比重上升，即挤占了实业投资。不仅OECD国家的企业金融化程度会减少经营性投资（Stockhammer，2004）[11]，韩国和土耳其的新兴市场也存在类似的投资选择（Akkemik and Ozen，2014）[12]。Richardson（2006）[13]利用实际投资偏离最优投资的幅度衡量投资无效程度，当存在过度投资时，一定程度的企业金融化会“挤占”实业投资的资金，使实际投资逐渐接近最优投资，提高投资效率;当存在投资不足时，由于金融资产的“挤出效应”，实业投资的规模不断减少，其与最优投资的差距逐渐增加，会恶化投资效率。
　　另一方面，企业出于预防和储蓄的目的，会购置流动性较高的金融资产。当企业资金充裕时，购置金融资产可以获取一定的收益，为以后的生产经营提供更多的资金（Opler等，1999）[14];当企业经营状况较差时，通过出售金融资产可以维持短期生产经营，弥补资金不足（胡奕明等，2017）[6]。企业配置金融资产有利于缓解融资约束，扩大资金来源渠道，提高资产流动水平。同时利用金融产品可以降低企业生产经营中外部环境的不确定性，稳定现金流，提高借债能力（Park and Kim，2015）[15]，降低财务困境成本，进而增加实体投资（Smith等，1985）[16]。当企业存在过度投资时，由于金融化为企业提供了更多的流动资金，进一步加剧了管理层过度投资，加剧了无效率投资;相反，当企业投资不足时，企业通过配置金融资产可以缓解资金不足，使实际投资更接近于最优投资。
　　结合金融资产配置的两种动机，本文提出以下假设：
　　H1：企业金融化与投资效率呈“U”型关系，即一定程度的金融化可以促进实体企业投资效率的提高，但过度金融化会降低实体企业的投资效率。
　　生命周期理论认为，处于不同生命周期的企业在生产经营、投融资等方面存在较大差异，不同阶段面临着不同的代理问题，进而影响企业的投资效率。当企业处于成长期时，生产规模较小，需要通过扩张满足其长期生产经营的需要，因而面临着较强的融资约束，且存在投资不足现象。较强的融资约束进一步影响了企业的现金流，导致企业实际投资偏离最优投资水平，进而影响其投资效率。一定程度的企业金融化通过扩大资金来源，降低了企业的融资约束，提高了企业的投资效率。处于成熟期的企业发展迅猛，竞争实力和市场认可度不断增强，具有较多的投资机会。基于代理理论，当企业有富余的资金流时，管理层可能出于私利进行过度投资（Jensen，1986）[17]。当处于衰退期时，企业的竞争水平和盈利能力不断下降，内部流动性资金减少。一方面，管理层为维护自己的声誉，在做出投资决策时会更为审慎、避免出错，导致投资不足;另一方面，为降低企业被收购的风险，管理层可能会进行过度投资（Jensen，1986）[17]。综上，本文提出以下假设：
　　H2：不同生命周期企业的金融化水平对投资效率的影响存在差异。 　　三、研究设计
　　（一）模型设计
　　为研究企业金融化对投资效率的影响，本文设计以下回归模型：
　　其中，被解释变量为企业投资效率（Inveffiit），解释变量为企业金融化（Finit）。为进一步验证企业金融化与投资效率的非线性关系，加入企业金融化的二次项Finit2。此外，进一步控制年份、行业固定效应。i为公司个体效应，t为时间效应，ε为残差。
　　（二）变量定义
　　1.企业金融化。本文采用企业金融资产占比衡量企业金融化程度。其中，对金融资产的界定参考了肖忠意等（2019）[18]的方法，将交易性金融资产、可供出售金融资产、衍生金融资产、持有至到期投资、长期股权投资和投资性房地产六类资产确认为金融资产。现有研究发现房地产行业越来越脱离实体部门，大量非房地产企业出于投机炒作而非经营的目的纷纷进入房地产行业（宋军等，2015;孙洪锋等，2019）[19-20]，因此将投资性房地产纳入金融资产范畴。
　　2.投资效率。本文参考Richardson（2006）[13]、刘慧龙等（2014）[21]和张昭等（2018）[22]的模型估计投资效率。具体模型如下：
　　其中，Investi，t代表第t年新增投资总额，借鉴张昭等（2018）[22]的研究，Invest=（固定资产+无形资产+在建工程+工程物资）/总资产;Growthi，t-1为企业成长性，即上期营业收入增长率;Levi，t-1为上期资产负债率（总负债/总资产）;Cashi，t-1为上期现金及现金等价物/总资产;Agei，t-1为企业上期期末的上市年数;Lnsizei，t-1为企业规模，采用上期期末总资产取对数表示;Returnsi，t-1为股票年度回报，采用考虑现金红利再投资的年个股回报率表示;Investi，t为上期新增投资额。此外，控制年度和行业固定效应。若模型（2）中残差大于0，代表过度投资;若残差小于0，代表投资不足。以模型（2）中回归残差的绝对值作为衡量投资效率的指标（Inveffi），绝对值越高，意味着投资效率越低，越容易出现过度投资（Einvest）或投资不足（Uinvest）。
　　3.企业生命周期。衡量企业生命周期的方法主要有三类：单变量分析法、财务综合指标法和现金流模式法。其中，现金流模式法由于考虑到了行业与企业的异质性因素，其应用更为广泛。本文结合Dickinson（2011）[23]和陈红等（2019）[24]的研究方法，根据企业经营活动、投资活动、筹资活动现金流量特征对企业生命周期进行分类，分为成长期、成熟期和衰退期，如表1所示。
　　4.控制变量。本文借鉴刘行等（2013）[25]、程新生等（2012）[26]的研究，控制以下变量：滞后期企业金融化（Lfin）、企业规模（Lnsize）、资产负债率（Lev）、独立董事规模（IDB）、股东占款（Cn）、董事会人数（Num）、两职合一（Dual）、企业性质（Soe）、年度虚拟变量（Year）、行业虚拟变量（Industry）。具体变量定义如下页表2所示。
　　（三）样本选择与数据来源
　　本文选取我国沪深A股非金融类上市企业为样本，研究企业金融化与投资效率的关系，进一步研究处在不同生命周期的企业金融化对投资效率的影响差异。考虑到2008年金融危机的影响，本文选择2010—2018年作为样本期。在筛选样本的过程中，进行如下处理：（1）剔除金融保险类上市企业。（2）为规避不同市场的影响，剔除A/B/H股交叉上市的样本。（3）剔除异常的ST或*ST类上市企业。（4）所有连续变量在1%—99%的水平上进行Winsorize缩尾处理。（5）剔除其他变量观测值缺失的样本。最终得到10 725个观测值。样本企业数据来源于CSMAR数据库和Wind数据库。
　　四、实证检验结果分析
　　（一）描述性统计
　　表3列示了所有变量的描述性统计结果。总体样本有17 025个，其中过度投资样本有7 980个，平均值为0.040，中位数为0.027;投资不足样本有9 045个，平均值为0.037，中位数为0.025。说明样本企业投资不足现象广泛，但过度投资问题的程度更为显著。企业金融化（Fin）的最小值为0，最大值为0.529，说明样本企业金融化程度差异较大。
　　表4中Panel A—Panel C为样本企业在成长期、成熟期、衰退期不同阶段子样本主要变量的描述性统计结果。Panel A统计结果显示，在成长期阶段，总体样本有7 818个，其中过度投资样本有3 422个，平均值为0.046，投资不足样本有4 396个，平均值为0.043，说明样本企业在成长期阶段较多出现投资不足现象，但过度投资的程度大于投资不足。Panel B统计结果显示，在成熟期阶段，总体样本有6 000个，其中过度投资样本有3 138个，平均值为0.041，投資不足样本有2 862个，平均值为0.029，说明样本企业在成熟期阶段较多出现过度投资现象，且过度投资的程度大于投资不足。Panel C统计结果显示，在衰退期阶段，总体样本有3 207个，其中过度投资样本有1 420个，平均值为0.039，投资不足样本有1 787个，平均值为0.037，说明样本企业在衰退期阶段较多出现投资不足现象，但过度投资的程度大于投资不足。成长期样本企业的非效率投资Inveffi、过度投资Einvest、投资不足Uinvest的平均值、中位数均大于成熟期与衰退期，说明样本企业在成长期的非效率投资程度较为严重。
　　（二）基准模型的回归结果
　　下页表5为企业金融化对投资效率影响的回归结果。其中，第（1）列为不考虑控制变量、时间和行业效应的估计结果，第（2）列加入控制变量，第（3）列控制了行业、时间固定效应，第（4）列和第（5）列将总体样本分为过度投资子样本和投资不足子样本，根据第（3）列方程进行估计。 　　由表5可以看出，在总体样本中，企业金融化一次项的回归结果显著为负，企业金融化二次项的回归结果显著为正，说明企业金融化对投资效率的影响呈现出“U”形特征。即一定程度的金融化会促进实体企业投资效率的提高，但过度投资于金融市场将挤占实体投资的资金，同时管理层对短期金融利润的追逐会造成实体投资的“挤出效应”。同时，进一步将样本企业分类为过度投资组与投资不足组的估计结果也证实了这一非线性关系。就过度投资样本而言，企业金融化一次项的回归结果显著为负，企业金融化二次项的回归结果不显著，说明一定程度的企业金融化挤占了一部分实业投资资金，降低了过度投资造成的非效率投资，提高了投资效率;对投资不足样本而言，企业金融化一次项和二次项的回归系数均显著为正，说明企业金融化对实业投资的“挤出效应”加剧了非效率投资。此外，过度投资样本滞后一期的企业金融化指标的回归结果显著为正，意味着金融资产的“蓄水池效应”会进一步促使管理层过度投资，加剧了无效率投资;对投资不足样本而言，滞后期企业金融化指标的回归系数显著为负，说明企业金融化提高了资金流动性，一定程度上缓解了投资不足企业投资的无效程度。总之，企业金融化与投资效率具有显著的“U”型关系，从而验证了假设1。
　　（三）考虑企业生命周期的回归结果
　　企业不同生命周期的财务特征、组织结构存在差异（Miller等，1984）[27]，对投资效率的影响也不同。由表6可知，企业金融化对投资效率的影响在企业不同生命周期间存在一定差异。
　　对全样本而言，成长期和成熟期企业金融化与投资效率存在显著的“U”形关系，而衰退期企业金融化与投资效率的关系并不明显，验证了假设2。通过进一步分类可知，对过度投资子样本而言，成长期、成熟期和衰退期企业金融化一次项回归结果负显著，二次项并不显著，表明企业金融化对过度投资的影响在企业不同生命周期并不存在显著差距。对投资不足样本而言，成长期企业金融化一次项的回归结果不显著，二次项系数显著为正;成熟期企业金融化一次项和二次项的回归结果均显著为正;衰退期企业金融化一次项的回归结果显著为正。
　　（四）稳健性检验
　　1.替换变量。本文在变更新增投资总额Investi，t的测度方式后对上述研究假设重新进行检验，参考王克敏等（2107）[28]的研究，使用Invest1i，t替换Investi，t。新增投资总额定义为：（购建固定资产、无形资产和其他长期资产支付的现金+取得子公司及其他营业单位支付的现金净额-处置固定资产、无形资产和其他长期资产收回的现金净额-处置子公司及其他营业单位收到的现金净额-固定资产折旧-无形资产摊销-长期待摊费用摊销）/总资产。替换变量的回归结果如下页表7所示。
　　对过度投资样本而言，企业金融化一次项的回归结果显著为负，二次项的回归结果不显著，说明一定程度的金融资产“替代动机”有利于提高该类企业的投资效率;对投资不足样本而言，企业金融化一次项的回归结果显著为正，二次项的回归结果也不显著，意味着过度的企业金融化将加剧投资不足企业的非效率投资。因此，企业金融化指标对基于现金流量的投资效率的研究结果与前文研究结论基本相同。
　　2.内生性检验。下页表8为利用工具变量开展的内生性检验结果。本文采用了两个工具变量：一是与该企业在同一行业的其他企业金融化的平均值，二是与该企业在同一城市的其他企业金融化的平均值。同行业、同城市其他企业金融化的平均值与该企业金融化水平相关，但不会直接影响该企业的投资效率，因此将其作为工具变量进行内生性检验。首先检验该工具变量的可行性。Kleibergen-Paaprk LM统计量显著，强烈拒绝原假设，说明企业金融化与投资效率之间存在一定的内生性。Cragg-Donald Wald F统计量在1%的统计水平上显著，说明同行业其他企业金融化平均值与同城市其他企业金融化平均值并非弱工具变量。同时本文采取对工具变量敏感性较小的有限信息最大似然法（LIML）进行检验，实证结果与两阶段回归结果一致，说明不存在弱工具变量问题。进一步地，本文采用最优GMM和迭代GMM方法进行估计，实证结果与前述方法一致。通过上述内生性检验方法，可知本文选取的两种工具均是合理的。在考虑内生性后的研究结果与基准回归结果基本相同，说明企业金融化对投资效率的非线性影响是显著成立的。
　　（五）进一步研究
　　由于企业性质不同，投资效率也会产生一定差异。因此，本文进一步按产权性质将样本企业分为国有企业组与非国有企业组，以探讨不同性质企业金融化对投资效率的影响差异。根据表3中的方程（3），对样本企业进行估计。由表9可知，企业金融化对投资效率的影响在不同性质企业之间存在一定差异，非国有企业金融化与投资效率的“U”形关系特征相比国有企业更为明显。
　　五、研究结论
　　本文研究表明，一方面，企业金融化会减少实业投资，对实体经济产生“挤出效应”;另一方面，企业通过购买金融资产可以发挥“蓄水池效应”，以缓解资金不足。两种动机组合使得企业金融化与投资效率呈“U”型关系，即一定程度的企业金融化可以促进投资效率的提高，但过度金融化又会降低企业的投资效率。对于过度投资企业而言，企业金融化会挤占一部分實业投资资金，降低过度投资造成的非效率投资;对于投资不足企业而言，金融资产的“挤出效应”会恶化非效率投资问题。
　　此外，金融资产的“蓄水池效应”加剧了过度投资企业的非效率投资现象，缓解了投资不足企业的投资无效程度。进一步地，对全样本而言，成长期和成熟期企业金融化与投资效率存在显著的“U”形关系特征，而衰退期企业金融化与投资效率的关系并不明显。非国有企业的金融化与投资效率的“U”形关系特征较国有企业更为明显。
　　本文通过研究得到以下两方面启示：第一，企业应强化内部控制治理，加强管理层的监管和激励。良好的内部控制和公司治理制度可以抑制管理层出于自利动机而做出的以短期套利为目标的投资行为，减少盈余管理，更好地发挥金融资产的“蓄水池效应”，使资金回流，以支持实体经济发展。第二，有关部门应进一步完善金融监管体系以降低系统性风险。目前我国金融市场尚处于持续发展阶段，非金融企业大量现金流入可能会增加金融风险。政府和有关部门应完善现行金融监管体系，抑制金融投机行为，减少系统性风险。 　　【主要参考文献】
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