國有資本收益上繳制度與企業(yè)金融化

何玉潤， 劉金雅

(1.北京工商大學(xué) 商學(xué)院， 北京 100048； 2.首都經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué) 會計學(xué)院， 北京 100070)

一、問題的提出

伴隨著全球經(jīng)濟和金融市場的發(fā)展，許多實體企業(yè)熱衷于將資金投向金融領(lǐng)域，獲取金融化的超額收益，“企業(yè)金融化”日漸興起。根據(jù)CSMAR數(shù)據(jù)庫及A股上市公司年報相關(guān)數(shù)據(jù)統(tǒng)計，2003—2019年，非金融類上市中央企業(yè)平均持有金融資產(chǎn)規(guī)模提高了167.53%。由此可見，中央企業(yè)(簡稱“央企”)加大對金融資產(chǎn)投資的趨勢日益顯著。與此同時，進入經(jīng)濟新常態(tài)以來，我國面臨著增長速度換擋期、結(jié)構(gòu)調(diào)整陣痛期、前期刺激政策消化期“三期疊加”的嚴峻挑戰(zhàn)，以及國際金融危機的持續(xù)外溢影響，金融風(fēng)險已成為當前國家最突出、最顯著的重大風(fēng)險。為此，我國陸續(xù)出臺了《關(guān)于規(guī)范金融機構(gòu)資產(chǎn)管理業(yè)務(wù)的指導(dǎo)意見》《關(guān)于實施金融控股公司準入管理的決定》《金融控股公司監(jiān)督管理試行辦法》等一系列金融政策，以實現(xiàn)強化金融監(jiān)管、防范化解金融風(fēng)險的目的。

隨著我國市場化改革的不斷深化，國有企業(yè)盈利能力日漸提升，而其長期免于向國家上繳收益的狀況卻廣受詬病，脫離了國有資本資源配置的本質(zhì)和功效。因此，國有資產(chǎn)監(jiān)督管理委員會(簡稱“國資委”)和財政部于2007年聯(lián)合發(fā)布了《中央企業(yè)國有資本收益收取管理暫行辦法》。國有資本收益上繳制度在強調(diào)國家擁有國有資本收益權(quán)的同時，也體現(xiàn)了國家對國有企業(yè)實現(xiàn)資本管理向資本治理轉(zhuǎn)變的改革思路。國有資本收益上繳制度自2007年實施以來，這種剛性的分紅政策究竟能否讓央企在減少可控現(xiàn)金流的同時，發(fā)揮引導(dǎo)企業(yè)資金“由虛轉(zhuǎn)實”以實現(xiàn)預(yù)防金融風(fēng)險和提升經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的目的呢？另外，國有資本收益上繳的承擔(dān)者是央企集團公司，然而實際上央企集團公司的上繳壓力勢必會下移給下屬上市公司[1-2]。當下屬上市公司面臨較嚴重的融資約束時，上市公司又會如何配置金融資產(chǎn)以緩解上繳壓力呢？此時，金融資產(chǎn)的“蓄水池”功能是否會占據(jù)主導(dǎo)地位呢？

因此，本文基于國有資本收益上繳這一外生制度，選取2003—2019年央企控股上市公司的數(shù)據(jù)，運用多期雙重差分法并構(gòu)建雙向固定效應(yīng)模型，考察國有資本收益上繳制度對央企控股上市公司金融化的影響。研究發(fā)現(xiàn)，國有資本收益上繳制度顯著抑制了央企控股上市公司的金融化程度；并且當收益上繳比例越高時，企業(yè)金融化程度越低，特別表現(xiàn)在央企控股上市公司對長期金融資產(chǎn)的配置上。進一步分析發(fā)現(xiàn)，當企業(yè)面臨較嚴重的融資約束時，金融資產(chǎn)的“蓄水池”功能占據(jù)主導(dǎo)地位，會削弱利潤上繳對于央企控股上市公司金融化的抑制作用。此外，國有資本收益上繳比例的提升還能夠有效緩解企業(yè)金融化對于企業(yè)研發(fā)投入的擠出效應(yīng)，印證了國有資本收益上繳制度的治理效果，以及央企可以結(jié)合自身發(fā)展逐步提高上繳比例的必要性。

二、文獻回顧、理論分析與研究假設(shè)

(一)文獻回顧

1.企業(yè)金融化的影響因素

近年來，中國供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革取得了顯著成效，但當前市場依然呈現(xiàn)鮮明的帕累托分布，“脫實向虛”已成為如今中國經(jīng)濟最為突出的結(jié)構(gòu)性矛盾之一。資本的逐利性導(dǎo)致越來越多的實體經(jīng)濟走向金融化這條道路，嚴重削弱了實體經(jīng)濟的投資效率[3]。企業(yè)進行金融資產(chǎn)投資的動機可以總結(jié)為兩類：“投資替代”動機和“蓄水池”動機。“投資替代”動機的本質(zhì)是“套利”行為，目前大量學(xué)者認為企業(yè)配置金融資產(chǎn)主要是出于逐利動機。在外部盈利壓力增大、實體經(jīng)濟下行的宏觀環(huán)境下，企業(yè)可以通過提高金融資產(chǎn)配置實現(xiàn)謀求超額收益的目的[4]。股票增長指數(shù)較高、GDP周期較長[5]、CEO具有金融背景[6]、積極承擔(dān)社會責(zé)任[7]的企業(yè)更可能通過減少對實體經(jīng)濟的投資，追求金融資產(chǎn)上的收益從而實現(xiàn)自利的目的。而彭俞超等[8]提出經(jīng)濟政策不確定性能夠抑制企業(yè)的金融化趨勢，解決當前“脫實向虛”問題的根本任務(wù)是消除信貸歧視，加大金融支持實體的力度?！靶钏亍眲訖C認為，金融資產(chǎn)投資可以改善企業(yè)財務(wù)狀況，提高盈利能力，通過形成“資金池”來緩解融資約束。同時，企業(yè)經(jīng)營狀況越穩(wěn)定、成長性越好，越具備充足的資金和機會配置更多的金融資產(chǎn)[5]。已有文獻主要關(guān)注了經(jīng)濟政策不確定性[8]、放松利率管制[9]、房產(chǎn)限購政策[10]、企業(yè)異質(zhì)性[11]、行政審批[12]、客戶集中度[13]、企業(yè)社會責(zé)任[7]、高管激勵[14]以及管理者團隊特征[15]等方面對于企業(yè)金融資產(chǎn)配置產(chǎn)生的影響。不難發(fā)現(xiàn)，以往文獻主要從宏觀環(huán)境和公司內(nèi)部來研究企業(yè)金融化的影響因素，但對于外生規(guī)章制度是否會影響企業(yè)金融資產(chǎn)配置的研究相對較少，更鮮有學(xué)者關(guān)注央企控股上市公司的金融資產(chǎn)投資行為。

2.國有資本收益上繳制度實施的經(jīng)濟后果

在股東權(quán)益法律保護相對較弱的國家，可采取強制性分紅政策作為保護股東權(quán)益的補救措施[16]。2001年以來，考慮到我國上市公司分紅比例普遍較低，甚至存在多數(shù)企業(yè)長年不分紅的股利分配異象，政府出臺了兩類規(guī)范企業(yè)分紅的政策：一類是證監(jiān)會從2001年以來歷經(jīng)四次頒布和調(diào)整的與我國上市公司再融資行為掛鉤的半強制分紅監(jiān)管制度。該領(lǐng)域的研究文獻發(fā)現(xiàn)半強制分紅政策顯著提高了上市公司的派現(xiàn)意愿和派現(xiàn)水平；但也存在一定的爭議，例如提高了高成長性公司的再融資“門檻”[17]、發(fā)放“門檻”股利的公司明顯增加以及誘發(fā)操控經(jīng)營活動現(xiàn)金流等行為[18]。另外一類，則是本文所指的國有資本收益上繳制度。自2007年制度頒布之后，一些學(xué)者開始關(guān)注該制度的實施效果。在經(jīng)濟后果方面，國有資本收益上繳制度實施能夠提高企業(yè)價值創(chuàng)造和經(jīng)營績效[19]，但是上繳比例的提升將抑制企業(yè)的價值創(chuàng)造能力[20]。而在企業(yè)決策方面，國有資本收益上繳制度降低了企業(yè)持有的自由現(xiàn)金流量，抑制了管理層的過度投資行為[21]；但強制利潤上繳制度也促使了管理層通過盈余管理[1]、“體內(nèi)”利潤轉(zhuǎn)移的方式規(guī)避上繳壓力[22]，引致企業(yè)凈資產(chǎn)收益率顯著降低。梳理既有文獻可以發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有關(guān)于國有資本收益上繳制度的研究尚未關(guān)注其在金融資產(chǎn)投資方面的影響。針對強制利潤上繳制度是否能夠引導(dǎo)央企資金“由虛轉(zhuǎn)實”，實現(xiàn)預(yù)防金融風(fēng)險并且提升經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量缺乏直接證據(jù)。

本文的主要貢獻體現(xiàn)在以下三個方面：第一，以往研究主要關(guān)注了企業(yè)的自主分紅行為和半強制分紅政策的經(jīng)濟后果，而對于在國有企業(yè)層面執(zhí)行的強制性分紅的關(guān)注較少。本文的研究結(jié)論為強制性分紅政策在我國企業(yè)微觀層面的實施效果提供了經(jīng)驗證據(jù)，并為該政策未來的改進方向提供了實證支持，因而對股利分配理論形成了有益的補充。第二，以往對于國有資本經(jīng)營預(yù)算制度經(jīng)濟后果的研究主要集中于企業(yè)投資[21]、企業(yè)價值創(chuàng)造[20]、經(jīng)營績效[19,22]、盈余管理[1]等方面，本文則關(guān)注了國有資本收益上繳對企業(yè)金融化的影響。從企業(yè)金融化的視角豐富了國有資本經(jīng)營預(yù)算制度相關(guān)經(jīng)濟后果的研究，有助于我們更全面地認知國有資本收益上繳制度在企業(yè)微觀層面上的治理效果。第三，國有資本收益上繳制度對央企控股上市公司的財務(wù)行為有著深遠的影響。本文揭示了國有資本收益上繳制度在央企控股上市公司中的“溢出效應(yīng)”，為緩解企業(yè)“脫實向虛”提供了新的思路。但這種預(yù)防效果依賴于其面臨的融資約束程度。本文的研究結(jié)論對國有資本治理機制的改進以及“去金融化”具有重要的啟示。

(二)理論分析與研究假設(shè)

1.國有資本收益上繳與企業(yè)金融化

當前，我國國有資產(chǎn)管理體系為自上而下的三層體系，即“國有資產(chǎn)監(jiān)督管理委員會—集團母公司—國有獨資、參股、控股企業(yè)”。其中，集團母公司作為企業(yè)集團的核心中樞，負責(zé)管理和控制企業(yè)集團的整體運作，直接面臨強制性向國家上繳資本收益的壓力；國有獨資、參股、控股企業(yè)通常作為企業(yè)集團的二級或三級公司，主要履行實質(zhì)性經(jīng)營的職責(zé)，不承擔(dān)強制性向集團母公司分紅的義務(wù)。然而，由于我國央企特色的集團化經(jīng)營模式[2]，集團母公司的國有資本收益上繳壓力最終均會下移到其控股公司[1]。

一方面，管理者通常會采用過度投資的方式加強自身對企業(yè)的私人控制權(quán)，實現(xiàn)謀取個人私利的目的。國有資本收益上繳制度的實施會限制國企高管的可控資金，約束管理者利用企業(yè)資金謀取個人私利的行為，抑制企業(yè)過度投資，提高投資效率，一定程度上降低了國企高管對于資本的控制程度[20]，促進企業(yè)價值創(chuàng)造[20]，進而有效避免了管理層盲目投資金融資產(chǎn)的情況。另一方面，國有資本收益上繳本質(zhì)上也屬于股利分配行為，會減少企業(yè)的利潤留存和自由現(xiàn)金流量。隨著國有資本收益上繳比例的提升，國有企業(yè)擁有的自由現(xiàn)金流下降。為了維持企業(yè)的正常經(jīng)營以及完成央企負責(zé)人的績效考核，管理層不得不開源節(jié)流，減少資金浪費，提高資金使用效率，同時為企業(yè)未來的投資機會準備充足的資金。因此，企業(yè)利用額外資金配置金融資產(chǎn)的意愿也明顯降低。除此之外，國有資本收益上繳比例的提高，也促使企業(yè)參與更多的外部融資。此時外部債權(quán)人及投資者的治理作用得以加強，可以彌補國有股權(quán)難以發(fā)揮監(jiān)管作用的弊病[23]，進一步提升了央企對于金融資產(chǎn)投資的謹慎性。由此，我們提出以下研究假設(shè)。

H1a：國有資本收益上繳制度的實施能夠有效抑制央企控股上市公司的金融資產(chǎn)配置。

H1b：國有資本收益上繳比例越高，央企控股上市公司的金融化程度越低。

2.國有資本收益上繳與企業(yè)金融資產(chǎn)配置方式

如前所述，集團母公司的國有資本收益上繳壓力最終均會下移到其控股上市公司。由于我國央企經(jīng)理人受到社會監(jiān)管、激勵契約以及顯性業(yè)績要求的約束，當企業(yè)面臨業(yè)績考核壓力與強制性分紅壓力時，央企控股上市公司的管理層更注重業(yè)績考核產(chǎn)生的影響[1]。因此，管理層可能會選擇配置流動性強的短期金融資產(chǎn)以緩解較為嚴重的業(yè)績考核壓力。而若配置長期金融資產(chǎn)則要求企業(yè)需至少持有此類金融工具一年及以上，這不僅增加了企業(yè)的經(jīng)營風(fēng)險，同時還無法滿足企業(yè)短期內(nèi)獲得資金的需求。因而，我們認為，相對央企控股上市公司配置短期金融資產(chǎn)而言，國有資本收益上繳比例的提升對其配置長期金融資產(chǎn)的抑制效果更明顯。

郭彥男、李昊楠[22]認為，央企能夠通過更低的利息成本及貸款門檻獲得銀行貸款以解決資金短缺問題。因此，相較于非國有企業(yè)而言，央企面臨的融資約束相對較小，謀求長期經(jīng)濟利益的動機較弱。此時，央企控股上市公司會避免投資風(fēng)險較大的長期金融資產(chǎn)。由此，我們提出以下研究假設(shè)。

H2a：相對央企控股上市公司配置短期金融資產(chǎn)而言，國有資本收益上繳制度的實施對其配置長期金融資產(chǎn)的抑制作用更顯著。

H2b：國有資本收益上繳比例越高，對于央企控股上市公司配置長期金融資產(chǎn)的抑制作用越顯著。

3.國有資本收益上繳制度、融資約束與企業(yè)金融化

自主的股利分配行為屬于企業(yè)內(nèi)部的財務(wù)決策，可以結(jié)合自身的盈利情況以及未來的發(fā)展需要進行較為自由地調(diào)整。而國有資本收益上繳制度屬于外部強制性規(guī)定，并未結(jié)合企業(yè)自身的分紅能力予以區(qū)分。盡管國有資本收益上繳制度從頒布以來并未完全“一刀切”，但是上繳比例和企業(yè)類型的劃分更多體現(xiàn)的是國家的政策方向和行業(yè)引導(dǎo)，并未充分考慮到各個企業(yè)的股利分配能力。當前我國央企基本采用集團化經(jīng)營模式，集團公司的利潤上繳主要由下屬上市公司進行資金支持[1-2]。因此，央企控股上市公司作為上繳利潤的主要提供者，當其自身經(jīng)營利潤無法滿足集團母公司利潤上繳的資金需求時，企業(yè)將會面臨較大的外部融資約束[20]。那么，為了實現(xiàn)利潤上繳的需求并維持企業(yè)內(nèi)部充足的自由現(xiàn)金流，央企控股上市公司此時是否會傾向于進行金融資產(chǎn)投資，通過金融資產(chǎn)的“蓄水池”功能緩解融資約束呢？侯青川等[24]認為，金融資產(chǎn)投資可以改善企業(yè)財務(wù)狀況、提高盈利能力，降低現(xiàn)金流敏感性的同時緩解企業(yè)面臨的融資約束。因而，我們認為融資約束能夠緩解國有資本收益上繳制度對央企控股上市公司金融資產(chǎn)投資的抑制作用。由此，我們提出以下研究假設(shè)。

H3：融資約束能夠緩解國有資本收益上繳制度的實施對于央企控股上市公司金融資產(chǎn)配置的抑制作用。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選取及數(shù)據(jù)來源

本文選取2003—2019年滬深A(yù)股央企控股上市公司為初始樣本，并依據(jù)其直接控股股東或?qū)嶋H控制人是否為央企對上市公司進行篩選。之所以選擇2003年作為樣本期間的起始年份是考慮到《中央企業(yè)國有資本收益收取管理暫行辦法》頒布于2007年，便于我們探究該制度頒布前后金融資產(chǎn)配置的變化。同時，參考以往文獻對于政策的研究，選擇制度頒布前四年的情況作為對照期間。并在此基礎(chǔ)上對數(shù)據(jù)進行了如下處理：(1)剔除金融類行業(yè)的觀測樣本；(2)剔除主要研究變量存在缺失值的樣本。本文涉及的非金融上市公司財務(wù)數(shù)據(jù)和公司特征數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫和WIND數(shù)據(jù)庫。經(jīng)過篩選最終確定13 468個公司—年度樣本。為消除極端值的影響，本文對所有連續(xù)性變量在1%和99%分位數(shù)進行了Winsorize調(diào)整。

(二)變量定義

1.被解釋變量

被解釋變量為金融資產(chǎn)配置，等于金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重，表示企業(yè)金融化程度。進一步地，依據(jù)金融資產(chǎn)的流動性將金融資產(chǎn)配置劃分為短期金融資產(chǎn)配置和長期金融資產(chǎn)配置。

(1)金融資產(chǎn)配置(Fin1)，參考顧雷雷等[7]的研究，定義為(交易性金融資產(chǎn)+衍生金融資產(chǎn)+其他應(yīng)收款+買入返售金融資產(chǎn)+一年內(nèi)到期的非流動資產(chǎn)+其他流動資產(chǎn)+發(fā)放貸款及墊款+可供出售金融資產(chǎn)+持有至到期投資+長期股權(quán)投資+投資性房地產(chǎn)+其他非流動資產(chǎn))/總資產(chǎn)。進一步地，短期金融資產(chǎn)配置(Fin1_S)定義為(交易性金融資產(chǎn)+衍生金融資產(chǎn)+其他應(yīng)收款+買入返售金融資產(chǎn)+一年內(nèi)到期的非流動資產(chǎn)+其他流動資產(chǎn))/總資產(chǎn)；長期金融資產(chǎn)配置(Fin1_L)定義為(發(fā)放貸款及墊款+可供出售金融資產(chǎn)+持有至到期投資+長期股權(quán)投資+投資性房地產(chǎn)+其他非流動資產(chǎn))/總資產(chǎn)。

(2)金融資產(chǎn)配置(Fin2)，參考杜勇等[25]的研究，定義為(交易性金融資產(chǎn)+衍生金融資產(chǎn)+買入返售金融資產(chǎn)+發(fā)放貸款及墊款+可供出售金融資產(chǎn)+持有至到期投資+長期股權(quán)投資+投資性房地產(chǎn))/總資產(chǎn)。進一步地，短期金融資產(chǎn)配置(Fin2_S)定義為(交易性金融資產(chǎn)+衍生金融資產(chǎn)+買入返售金融資產(chǎn))/總資產(chǎn)；長期金融資產(chǎn)配置(Fin2_L)定義為(發(fā)放貸款及墊款+可供出售金融資產(chǎn)+持有至到期投資+長期股權(quán)投資+投資性房地產(chǎn))/總資產(chǎn)。

2.解釋變量

解釋變量為央企控股上市公司是否實施國有資本收益上繳制度(FD)以及國有資本收益上繳比例(Force)。國有資本收益上繳比例在2007年頒布的《中央企業(yè)國有資本收益收取管理暫行辦法》、2010年頒布的《關(guān)于完善中央國有資本經(jīng)營預(yù)算有關(guān)事項的通知》、2012年頒布的《關(guān)于擴大中央國有資本經(jīng)營預(yù)算實施范圍有關(guān)事項的通知》以及2014年頒布的《關(guān)于進一步提高中央企業(yè)國有資本收益收取比例的通知》中，規(guī)定了不同年度需要上繳利潤的央企名單以及他們需要上繳利潤的比例。本文根據(jù)以上文件，通過上市公司的“直接控股股東”或“實際控制人”名稱來確認國有資本收益上繳比例。指標Force用來反映所屬央企控股上市公司在某年度規(guī)定上繳利潤的比例。個別無法確認的樣本我們通過百度網(wǎng)頁搜索和上市公司的主頁搜索來確定。

3.調(diào)節(jié)變量

調(diào)節(jié)變量為融資約束，利用SA指數(shù)(FCindex1)和銷售額(FCindex2)兩個指標來反映央企控股上市公司面臨的融資約束大小。SA指數(shù)借鑒Hadlock & Pierce[26]的研究，計算公式為：SA=-0.737size+0.043size2-0.04age。其中，size為企業(yè)規(guī)模(單元：百萬元)的自然對數(shù)，age為企業(yè)成立年限(單位：年)。SA指數(shù)的絕對值越大，表明企業(yè)面臨的融資約束越大。參考彭俞超等[8]的研究，將銷售額(FCindex2)作為融資約束的第二個代理變量。央企控股上市公司銷售額大于同年同行業(yè)的中位數(shù)取1，表示面臨的融資約束較大；否則取0，表示面臨的融資約束較小。

4.控制變量

為了降低其他因素對國有資本上繳制度與企業(yè)金融化關(guān)系產(chǎn)生的影響，借鑒李馨子等[13]的研究，選擇如下控制變量：企業(yè)規(guī)模(Size)、企業(yè)年齡(Age)、盈利能力(Roa)、財務(wù)杠桿(Lev)、托賓Q值(TobinQ)、成長能力(Growth)、賬面市值比(MB)、股權(quán)集中度(Top1)、股權(quán)制衡度(Shrs)以及企業(yè)所在地經(jīng)濟體量(GDP_A)。同時，本文還控制了年份(Year)和行業(yè)(Ind)的固定效應(yīng)。

具體的變量定義如表1所示。

(三)模型設(shè)定

2007年我國實施的國有資本收益上繳制度作為企業(yè)行為的外生政策，可以將其視為一個準自然實驗。該政策規(guī)定央企國有資本收益上繳的時間點并不相同，例如2007年煙草、石油石化等資源性企業(yè)以及鋼鐵、運輸?shù)纫话愀偁庮惼髽I(yè)就被要求上繳，而2010年軍工企業(yè)以及轉(zhuǎn)制科研院所等才被要求開始上繳。因此，為了緩解政策效應(yīng)評估過程中存在的內(nèi)生性問題，我們采用多期雙重差分法進行估計。參照Bertrand & Mullainathan[27]的方法，本文構(gòu)建如下雙向固定效應(yīng)模型，以便探究國有資本收益上繳制度的實施對企業(yè)金融化的影響。

Fini,t=α0+αFDi,t+∑Controli,t+∑Year+∑Ind+εi,t

(1)

其中，i表示央企控股上市公司，t表示年度；Fin代表企業(yè)金融資產(chǎn)配置水平；FD為虛擬變量，用來識別央企是否受到上繳政策影響。FD=Post×Treated，某公司受政策影響之前設(shè)Post=0，受到政策影響之后設(shè)Post=1；Treated=1為處理組，Treated=0為對照組。在多期雙重差分下，最終受到影響的樣本個體在未受到政策影響前作為對照組，在受政策影響之后即為處理組。Control代表控制變量，Year、Ind分別為年度和行業(yè)的固定效應(yīng)，ε為殘差項。

為了探究國有資本收益上繳比例對企業(yè)金融的影響，本文參照郭彥男和李昊楠[22]的研究，構(gòu)建如下多期雙重差分雙向固定效應(yīng)模型(2)，

Fini,t=α0+αForcei,t+∑Controli,t+∑Year+∑Ind+εi,t

(2)

其中，F(xiàn)orce反映需要上繳利潤的央企控股上市公司收益上繳比例，F(xiàn)orce=Treated×Post×利潤上繳比例。上繳利潤組為處理組，Treated=1；未上繳利潤組為對照組，Treated=0。由于樣本期間內(nèi)未出現(xiàn)因為制度原因中途終止上繳的企業(yè)，因此上繳利潤組實施國有資本收益上繳制度當年及以后年份，Post=1；未實施該制度前，Post=0。其他變量含義同模型(1)。

當央企控股上市公司面臨較大融資約束時，公司是否會傾向于配置更多金融資產(chǎn)，以維持集團內(nèi)部充足的自由現(xiàn)金流？為了檢驗H3，我們在模型(2)的基礎(chǔ)上，構(gòu)建如下模型。

表1 主要變量的定義

Fini,t=α0+αForcei,t+βFCindexi,t+γForcei,t×FCindexi,t+∑Controli,t+∑Year+∑Ind+εi,t

(3)

其中，F(xiàn)Cindex反映上市公司面臨的融資約束，其他變量含義同模型(1)。

四、實證結(jié)果分析

(一)描述性統(tǒng)計分析

按照央企控股上市公司年度利潤是否上繳分組，區(qū)分利潤上繳組和非利潤上繳組進行統(tǒng)計。其中，非利潤上繳組的樣本量為10 573，利潤上繳組樣本量為2 895。表2報告了變量的描述性統(tǒng)計和組間差異檢驗結(jié)果。利潤上繳組的金融資產(chǎn)配置顯著低于非利潤上繳組，均值和中位數(shù)差異均在1%的水平下顯著，初步驗證了本文的假設(shè)。此外，兩組之間的其他控制變量也大都存在顯著差異。這種差異可能是由于年份和行業(yè)差異造成。同一企業(yè)在2007年之前不需要利潤上繳，而2007年以后可能成為需要上繳利潤的樣本，并且企業(yè)利潤是否上繳主要通過行業(yè)進行分類。因此，我們需要進行進一步檢驗。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

(二)國有資本收益上繳制度與企業(yè)金融化的回歸結(jié)果分析

1.國有資本收益上繳影響央企控股上市公司金融化的回歸結(jié)果分析

表3的列(1)和列(2)為檢驗H1a的回歸結(jié)果。FD與Fin1、Fin2的回歸系數(shù)均為-0.017且均在1%的水平下顯著，表明國有資本收益上繳制度的實施能夠有效抑制央企控股上市公司的金融資產(chǎn)配置，因而驗證了H1a。

表3的列(3)和列(4)為檢驗H1b的回歸結(jié)果。Force的系數(shù)分別為-0.168和-0.155，均在1%的水平下顯著，表明國有資本收益上繳比例越高，央企控股上市公司的金融化程度越低，因而驗證了H1b。此外，控制變量方面與已有研究的結(jié)果發(fā)現(xiàn)基本一致[3,13]，企業(yè)規(guī)模較小(Size)、成長能力較差(Growth)、盈利能力較弱(Roa)、財務(wù)杠桿較低(Lev)的企業(yè)，更傾向于投資金融資產(chǎn)。

2. 國有資本收益上繳對央企控股上市公司金融資產(chǎn)配置方式影響的回歸結(jié)果分析

表4的列(1)～列(4)為檢驗H2a的回歸結(jié)果。國有資本收益上繳制度(FD)與短期金融資產(chǎn)配置(Fin1_S、Fin2_S)不存在顯著關(guān)系，而FD與長期金融資產(chǎn)配置(Fin1_L、Fin2_L)的回歸系數(shù)均在1%的水平下顯著為負。表明相對央企控股上市公司短期金融資產(chǎn)的配置而言，國有資本收益上繳制度的實施對其長期金融資產(chǎn)配置的抑制作用更顯著，因而驗證了H2a。

表4的列(5)～列(8)為檢驗H2b的回歸結(jié)果。國有資本收益上繳比例(Force)與短期金融資產(chǎn)配置(Fin1_S、Fin2_S)依然不存在顯著關(guān)系，而Force與長期金融資產(chǎn)配置(Fin1_L、Fin2_L)的回歸系數(shù)分別為-0.164和-0.147，均在1%的水平下顯著。這表明國有資本收益上繳制度與央企控股上市公司的短期金融資產(chǎn)配置存在負向關(guān)系，但統(tǒng)計意義并不顯著；而利潤上繳比例越高，企業(yè)將會減少針對長期金融資產(chǎn)的投資。即相對央企控股上市公司配置短期金融資產(chǎn)而言，國有資本收益上繳比例的提升對其長期金融資產(chǎn)配置的抑制作用更顯著，H2b得到了驗證。

表3 國有資本收益上繳對企業(yè)金融化影響的回歸結(jié)果

3.融資約束調(diào)節(jié)效應(yīng)的回歸結(jié)果分析

表5報告了融資約束調(diào)節(jié)效應(yīng)的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，國有資本收益上繳比例對央企控股上市公司金融資產(chǎn)配置的影響受到了融資約束的調(diào)節(jié)作用。表5的列(1)顯示，F(xiàn)orce的系數(shù)為-0.881，在1%的水平下顯著為負；而融資約束FCindex1與Force的交叉項系數(shù)為0.295，在1%的水平下顯著為正。這說明融資約束越大的企業(yè)，國有資本收益上繳制度對于央企控股上市公司金融化的抑制作用越弱。同樣，在列(2)～列

表4 國有資本收益上繳對央企控股上市公司金融資產(chǎn)配置方式影響的回歸結(jié)果

(4)的回歸結(jié)果中我們也可以發(fā)現(xiàn)，融資約束存在同樣的調(diào)節(jié)作用。變量Force的系數(shù)均在1%的水平下顯著為負，而融資約束(FCindex1、FCindex2)與Force的交叉項系數(shù)均在1%的水平下顯著為正。這與前文的分析一致，融資約束能夠緩解國有資本收益上繳制度對央企控股上市公司金融資產(chǎn)投資的抑制作用。即融資約束越大，國有資本收益上繳制度對于央企控股上市公司金融化的抑制作用越弱，驗證了H3。通過以上回歸檢驗，進一步揭示了當央企控股上市公司承受利潤上繳壓力較大，面臨較為嚴重的融資約束問題時，金融資產(chǎn)能夠發(fā)揮“蓄水池”功能，在降低現(xiàn)金流敏感性的同時緩解了企業(yè)的融資約束。

(三)穩(wěn)健性檢驗

1.基于多期雙重差分法識別假設(shè)檢驗

多期雙重差分法可以通過加入對照組的方式緩解政策效應(yīng)評估過程中存在的內(nèi)生性問題，行業(yè)和年份的雙向固定效應(yīng)模型減弱了遺漏變量產(chǎn)生的影響。但運用該方法進行政策評價需要滿足同趨勢假設(shè)、排除其他不可觀測因素的干擾以及確保政策實施的隨機性等。為此，本文從以下方面對多期雙重差分法進行相關(guān)的識別假設(shè)檢驗，結(jié)果如表6和表7所示。

表5 融資約束調(diào)節(jié)效應(yīng)的回歸結(jié)果

(1)基于同趨勢假設(shè)的穩(wěn)健性檢驗。同趨勢假設(shè)要求處理組和對照組具備可比性，即沒有外生政策沖擊的情況下，兩組樣本的結(jié)果變量具有相同的發(fā)展趨勢。本文參照郭彥男、李昊楠[22]的研究，選擇了制度實施前后3年的樣本量構(gòu)建了模型(4)。

表6 基于同趨勢假設(shè)的回歸結(jié)果

表7 基于PSM多期雙重差分法的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

(4)

其中，D為啞變量，當利潤上繳組企業(yè)在國有資本收益上繳制度實施的前3年(D-3)、前2年(D-2)、前1年(D-2)、當年(D0)、后1年(D1)、后2年(D2)、后3年(D3)時，均取值為1，否則為0；其他控制變量含義同模型(1)。如果D-3、D-2、D-1的系數(shù)均不顯著，則表明國有資本收益上繳制度實施前，處理組和對照組在企業(yè)金融資產(chǎn)配置方面不存在顯著差異。由表6的回歸結(jié)果可知，D-3、D-2、D-1的系數(shù)均不顯著，這表明如果將國有資本收益上繳制度提前，政策對企業(yè)金融化程度沒有影響。說明實施政策前，樣本中的處理組和對照組具有相同的發(fā)展趨勢。D0、D1、D2以及D3的系數(shù)均顯著為負，并且抑制效果逐年遞增，表明國有資本收益上繳制度對企業(yè)金融化的抑制作用有一定的滯后效應(yīng)，由此滿足平行趨勢檢驗。同時，也再次驗證了國有資本收益上繳制度的實施能夠有效地抑制央企控股上市公司的金融資產(chǎn)配置。

(2)基于安慰劑的穩(wěn)健性檢驗。在實施國有資本收益上繳制度的行業(yè)與未實施國有資本收益上繳制度的行業(yè)之間，可能遺漏一些不可觀測的行業(yè)特征變量，從而引起回歸結(jié)果產(chǎn)生系統(tǒng)性偏誤。因此，我們進一步借鑒Cai et al.[28]的研究，通過安慰劑檢驗保證估計結(jié)果的穩(wěn)健性。我們構(gòu)建隨機政策變量(FDfalse)，通過使國有資本收益上繳制度對特定行業(yè)的沖擊變得隨機，從而確保收益上繳制度不會對相應(yīng)被解釋變量(Fin1、Fin2)產(chǎn)生影響。即如果不存在遺漏的不可觀測變量偏誤，安慰劑隨機政策變量(FDfalse)的估計系數(shù)將不會顯著偏離零點；反之，則表明模型設(shè)定具有識別偏誤。同時，我們重復(fù)500次以上過程，從而降低其他小概率事件對回歸結(jié)果產(chǎn)生影響。結(jié)果顯示，估計系數(shù)的平均值分別為-0.000 071、-0.000 106，均接近于0，且均不顯著。綜合來看，回歸結(jié)果不存在由于遺漏變量而導(dǎo)致的系統(tǒng)性偏誤。

(3)基于PSM多期雙重差分法的穩(wěn)健性檢驗。為降低上繳利潤企業(yè)和未上繳利潤企業(yè)之間的特征差異造成的影響，本文采用傾向得分匹配(PSM)對兩類央企控股上市公司進行了穩(wěn)健性檢驗。參照閆麗娟等[1]的研究，從企業(yè)特征、股權(quán)結(jié)構(gòu)、所在地經(jīng)濟體量等角度選取了可能影響國有資本收益上繳的變量進行了一對一無放回原則的傾向得分最近鄰匹配。具體協(xié)變量包括：企業(yè)規(guī)模Size，企業(yè)年齡Age，盈利能力Roa，財務(wù)杠桿Lev，托賓Q值TobinQ，成長能力Growth，賬面市值比MB，股權(quán)集中度Top1，股權(quán)制衡度Shrs，企業(yè)所在地經(jīng)濟體量GDP_A。然后采用Logit回歸計算出每個樣本的匹配得分，并基于配對后的樣本進行回歸檢驗。

表7報告了基于PSM后樣本的回歸結(jié)果。列(1)和列(2)結(jié)果所示，變量Fin1、Fin2的系數(shù)分別為-0.304和-0.363，分別在5%和1%的水平下顯著。在控制了上繳利潤企業(yè)和未上繳利潤企業(yè)間存在的特征差異后，國有資本收益上繳制度的實施仍然能夠抑制央企控股上市公司的金融化。列(3)～列(5)結(jié)果所示，短期金融資產(chǎn)配置(Fin1_S、Fin2_S)基于傾向匹配得分樣本的回歸系數(shù)依然不顯著，而長期金融資產(chǎn)配置(Fin1_L、Fin2_L)與國有資本收益上繳制度的實施在1%的水平下顯著為負。這表明對于中央國有企業(yè)的短期金融資產(chǎn)而言，國有資本收益上繳比例的提升對其長期金融資產(chǎn)配置的抑制作用更顯著。此外，表7的其他結(jié)果表明，模型(1)中其他核心變量的回歸結(jié)果依然與前文相一致，進一步驗證了本文的結(jié)論。

2.基于不同樣本區(qū)間的穩(wěn)健性檢驗

多期雙重差分法通過考慮處理組進入實驗期的不同時點，因而在很大程度上確保了回歸結(jié)果的可靠性。同時，設(shè)置行業(yè)及年份固定效應(yīng)可以有效地降低經(jīng)濟周期、政策行情、法律制度等其他因素對企業(yè)金融化的干擾。但是，不同樣本區(qū)間依然可能存在某些特定事件會對回歸結(jié)果產(chǎn)生影響，前期政策的滯后性以及新政策的疊加性也可能影響結(jié)果的穩(wěn)健性。為此，本文基于不同樣本區(qū)間對多期雙重差分法進行穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果如表8所示。

(1)基于樣本區(qū)間為2002—2019年的穩(wěn)健性檢驗。2001年12月11日中國正式加入世界貿(mào)易組織，中國經(jīng)濟將更深入地融入世界經(jīng)濟。因此，我們在穩(wěn)健性檢驗中對樣本區(qū)間進行了擴展，進一步選取2002—2019年檢驗不同區(qū)間范圍國有資本收益上繳制度對企業(yè)金融化產(chǎn)生的效果?；貧w結(jié)果如表8的列(1)～列(6)所示，再次驗證了本文的主要結(jié)論。

(2)基于樣本期間為2003—2009年、2007—2019年的穩(wěn)健性檢驗?？紤]到政府自2007年起多次調(diào)整利潤上繳范圍及比例，因此為了緩解前期政策的滯后影響及新政策產(chǎn)生的疊加性效果，確保我們能夠有效識別國有資本收益上繳制度的實施效果，我們借鑒郭彥男和李昊楠[22]、閆麗娟等[1]的做法，分別選取2003—2009年、2007—2019年作為樣本區(qū)間進行回歸?；貧w結(jié)果分別如表8的列(7)～列(12)和列(13)～列(18)所示，進一步驗證了本文的主要結(jié)論。

表8 基于不同樣本期間的回歸結(jié)果

3.基于遺漏變量的穩(wěn)健性檢驗

多期雙重差分法在很大程度上控制了可能遺漏的變量，但已有研究表明，企業(yè)金融資產(chǎn)配置的決策可能受到董事會中獨立董事比例、董事長和總經(jīng)理是否兩職兼任等公司治理方面的影響。為了避免遺漏變量使結(jié)果產(chǎn)生偏誤, 本文在模型(1)中額外增加兩個控制變量：企業(yè)獨董比例(Ratio_Independence)以及兩職兼任(Duality)?；貧w結(jié)果如表9所示。Force與Fin1、Fin2、Fin1_L、Fin2_L的回歸系數(shù)均在1%的水平下顯著為負，而Force與Fin1_S、Fin2_S的回歸系數(shù)在統(tǒng)計意義上并不顯著。結(jié)果表明，在控制獨董比例及董事長和總經(jīng)理是否兩職兼任的影響之后, 國有資本收益上繳制度對企業(yè)金融化的影響仍然符合預(yù)期。

表9 基于遺漏變量的回歸結(jié)果

4.基于金融資產(chǎn)配置不同度量方法的穩(wěn)健性檢驗

為了避免不同度量方法使回歸結(jié)果產(chǎn)生誤差，本文分別借鑒了杜勇等[29]、張成思和鄭寧[11]的研究，采用Fin3=(交易性金融資產(chǎn)+衍生金融資產(chǎn)+發(fā)放貸款及墊款+可供出售金融資產(chǎn)+持有至到期投資+投資性房地產(chǎn))/總資產(chǎn)，F(xiàn)in3_S=(交易性金融資產(chǎn)+衍生金融資產(chǎn))/總資產(chǎn)，F(xiàn)in3_L=(發(fā)放貸款及墊款+可供出售金融資產(chǎn)+持有至到期投資+投資性房地產(chǎn))/總資產(chǎn)，F(xiàn)in4=(貨幣資金+交易性金融資產(chǎn)+應(yīng)收利息凈額+應(yīng)收股利凈額+可供出售金融資產(chǎn)+持有至到期投資+投資性房地產(chǎn))/總資產(chǎn)，F(xiàn)in4_S=(貨幣資金+交易性金融資產(chǎn)+應(yīng)收利息凈額+應(yīng)收股利凈額)/總資產(chǎn)，F(xiàn)in4_L=(可供出售金融資產(chǎn)+持有至到期投資+投資性房地產(chǎn))/總資產(chǎn)，對金融資產(chǎn)配置進行了不同方法的度量。此外，我們在模型(1)的基礎(chǔ)上，在企業(yè)層面進行了聚類穩(wěn)健標準誤估計，使回歸結(jié)果更具穩(wěn)健性?；貧w結(jié)果①進一步驗證了本文的結(jié)論。

五、進一步分析

肖忠意、林琳[30]認為，金融化對于企業(yè)持續(xù)創(chuàng)新存在“擠出效應(yīng)”，會影響企業(yè)未來的創(chuàng)新發(fā)展以及轉(zhuǎn)型升級。而國有資本收益上繳制度的實施能夠有效降低管理者過度投資和滿足個人私利的程度，有利于促進企業(yè)價值創(chuàng)造能力[3]。并且依據(jù)“一鳥在手”理論和MM理論，利潤上繳的比例越高，央企控股上市公司的價值創(chuàng)造能力越強。那么，國有資本收益上繳制度是否能夠有效地緩解企業(yè)金融化對于研發(fā)投入的擠出效應(yīng)呢？為此，我們構(gòu)建了模型(5)。

RDi,t=α0+αForcei,t+βFini,t+γForcei,t×Fini,t+∑Controli,t+∑Year+∑Ind+εi,t

(5)

其中，RD為企業(yè)研發(fā)投入。參考楊興全等[31]、田軒和孟清揚[32]的做法，分別采用RD1=企業(yè)當期無形資產(chǎn)的增加值/上期無形資產(chǎn)，RD2=Ln(研發(fā)投入金額+1)，作為衡量企業(yè)研發(fā)投入的代理變量。

表10報告了實施國有資本收益上繳制度后，央企控股上市公司金融化對其研發(fā)投入影響的檢驗結(jié)果②。Fin1、Fin2的系數(shù)均顯著為負，印證了企業(yè)金融化對于企業(yè)研發(fā)投入存在“擠出效應(yīng)”的結(jié)論。同時，交叉項Fin1×Force、Fin2×Force則用來衡量金融化程度與國有資本收益上繳比例的交互作用，其回歸系數(shù)均顯著為正，說明國有資本收益上繳制度能夠有效緩解金融化對于企業(yè)研發(fā)投入的擠出效應(yīng)，并且利潤上繳比例越高，發(fā)揮的效果越明顯。因此，我們認為國有資本收益上繳制度能夠遏制央企控股上市公司的盲目投資行為，提升企業(yè)投資效率。進一步地，還能緩解金融化對企業(yè)研發(fā)投入的擠出效應(yīng)，從而有效地提升國有企業(yè)的創(chuàng)新活力。

表10 金融資產(chǎn)配置對研發(fā)投入擠出效應(yīng)檢驗的回歸結(jié)果

六、研究結(jié)論與啟示

國有資本收益上繳制度是完善社會主義市場經(jīng)濟體制的一項重大制度創(chuàng)新。與此同時，伴隨著經(jīng)濟全球化的不斷深入、金融市場的不斷發(fā)展，企業(yè)金融化日漸興起，逐漸成為中國社會經(jīng)濟運行中的熱門現(xiàn)象。本文以2003—2019年央企控股非金融上市公司為研究對象，考察了國有資本收益上繳制度對央企控股上市公司金融化的影響。實證結(jié)果表明：(1)國有資本收益上繳制度的實施顯著降低了央企控股上市公司的金融資產(chǎn)配置水平；利潤上繳比例越高，對企業(yè)金融化的抑制作用越強，并且主要體現(xiàn)在對長期金融資產(chǎn)的配置上。(2)當企業(yè)面臨較嚴重的融資約束時，金融資產(chǎn)的“蓄水池”功能占據(jù)主導(dǎo)地位，削弱了利潤上繳對于央企控股上市公司金融化的抑制作用。(3)國有資本收益上繳比例的提升能夠有效地緩解金融化對于企業(yè)研發(fā)投入的擠出效應(yīng)，再次印證了國有資本收益上繳制度的治理效果，以及央企可以結(jié)合自身發(fā)展逐步提高上繳比例的必要性。

本文通過實證檢驗發(fā)現(xiàn)，在增加國有資本收益的同時，國有資本收益上繳制度還發(fā)揮了重要的資本治理作用。并從管理層過度投資、自由現(xiàn)金流減少以及外部融資增強監(jiān)管的視角為其能夠抑制企業(yè)金融化提供了解釋。本文為該制度實施的經(jīng)濟后果提供了實證支持。同時，強制性收益上繳制度也為緩解央企“脫實向虛”等問題提供了有益借鑒，對于引導(dǎo)央企資金“由虛轉(zhuǎn)實”，實現(xiàn)預(yù)防金融風(fēng)險并且提升經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量提供了新思路。未來政府還需要結(jié)合央企自身特征，進一步健全國有資產(chǎn)管理體制，完善央企現(xiàn)代公司治理機制。具體而言，以國有資本收益上繳比例和范圍的調(diào)整為契機，深化國有企業(yè)改革，提高國有資本配置效率，引導(dǎo)更多資金投向民生發(fā)展需要的實體經(jīng)濟領(lǐng)域。尤其在全球經(jīng)濟下行和貿(mào)易沖突不斷的壓力之下，如何通過國有收益分配改革，激發(fā)央企產(chǎn)權(quán)優(yōu)勢，發(fā)揮其在市場微觀主體中的引領(lǐng)和模范作用，實現(xiàn)國有資本收益的穩(wěn)步增長尤為關(guān)鍵。這也是未來值得深思和重點實踐的方向。

注釋：

①因篇幅所限，基于資產(chǎn)配置不同度量方法的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果未列示，留存?zhèn)渌?。作者郵箱：liujinya_tryit@163.com。

②2006年財政部頒布了《企業(yè)會計準則第6號——無形資產(chǎn)》，明確要求企業(yè)對研發(fā)階段的支出進行規(guī)范詳細披露。該準則于2007年1月1日開始實施，自此年報中關(guān)于上市公司研發(fā)投入的信息更為準確。因此，針對金融資產(chǎn)配置對研發(fā)投入擠出效應(yīng)檢驗的樣本期間選擇2007—2019年。