金融資產(chǎn)持有與企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)：融資約束的中介效應(yīng)

扈文秀　朱冠平　李祥發(fā)

摘 要：本文以2010～2018年滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù)為樣本，實(shí)證檢驗(yàn)了金融資產(chǎn)持有對企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)的影響以及融資約束的傳導(dǎo)效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)：金融資產(chǎn)持有與企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)呈現(xiàn)顯著U型關(guān)系，表明適度的金融資產(chǎn)持有有助于降低企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)，而過度的金融資產(chǎn)持有將會加大企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，KZ指數(shù)、現(xiàn)金流狀況、財(cái)務(wù)冗余和真實(shí)利潤水平代理的融資約束在金融資產(chǎn)持有影響企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)的過程中扮演著中介傳導(dǎo)效應(yīng)。本文的研究結(jié)論不僅拓展了企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)的影響因素和金融資產(chǎn)持有經(jīng)濟(jì)后果方面的文獻(xiàn)，亦能為利益相關(guān)者對企業(yè)未來違約風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測提供重要參考價(jià)值。

關(guān)鍵詞：金融資產(chǎn)持有;企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn);U型關(guān)系;融資約束;中介效應(yīng)

中圖分類號：F275文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A文章編號：1003-5192（2021）03-0039-08doi：10.11847/fj.40.3.39

Financial Asset Holdings and Corporate Default Risk：

The Mediating Effect of Financing Constraints

HU Wen-xiu， ZHU Guan-ping， LI Xiang-fa

（School of Economics and Management， Xian University of Technology， Xian 710054， China）

Abstract：The paper takes the A-share listed companies from 2010 to 2018 as a sample to empirically test the impact of financial asset holdings on corporate default risk and the conduction effect of financing constraints. The study finds that there is a clear U-shaped relationship between the financial asset holdings and corporate default risk， which indicates that moderate financial asset holdings helps to reduce corporate default risk， while excessive financial asset holdings will increase corporate default risk. Further research finds that the financing constraints， which are measured by the KZ index， cash flow states， financial slack， and real profit level， play a mediating conduction effect in the process of financial asset holdings affecting corporate default risk. The research conclusions in this paper not only expand the literature on the impact factors of corporate default risk and the economic consequences of financial asset holdings， but also provide important reference values for stakeholders to predict the future default risk of enterprises.

Key words：financial asset holdings; corporate default risk; U-shaped relationship; financing constraints; mediating effect

1 引言

企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)是指企業(yè)未能及時償還所欠債務(wù)和利息的可能性。據(jù)路透社2020年6月初的報(bào)道，今年亞洲企業(yè)凈債務(wù)對息稅折舊攤銷前利潤的比例上升到了2014年6月以來新高，預(yù)計(jì)到2020年底非金融企業(yè)高收益?zhèn)`約率將從2019底的1.1%上升至6.4%，這表明企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)正在惡化。較高的企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)在短期內(nèi)不僅會降低受信方的聲譽(yù)，在長期更是會影響市場預(yù)期，誘使債權(quán)人收緊信用，加急追討資金，若是形成連環(huán)違約，更是會導(dǎo)致金融系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)[1]。因而，探尋企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)的決定因素，具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

在企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)研究中，已有文獻(xiàn)基于現(xiàn)金流假說，信息不對稱和公司治理等理論框架，一方面分析了現(xiàn)金持有量[2]、企業(yè)戰(zhàn)略[3]、董事會特征[4]和創(chuàng)新[5]等內(nèi)部結(jié)構(gòu)對企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)的影響，另一方面也分析了信息披露質(zhì)量[6]、股票流動性[7]、客戶滿意度[8]和企業(yè)社會責(zé)任[9]等外部環(huán)境對企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)的抑制作用。然而，鮮有文獻(xiàn)考察持有金融資產(chǎn)對企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)的影響。因此，研究金融資產(chǎn)持有是否是企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)的決定因素，不僅有助于彌補(bǔ)這一研究的空白，而且還能探討更多企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)的影響因素。

企業(yè)金融化作為宏觀經(jīng)濟(jì)金融化的衍生品，是指非金融企業(yè)通過金融渠道將資金配置于虛擬程度較高的金融資產(chǎn)[10]，如，交易性金融資產(chǎn)、長期股票和房地產(chǎn)投資等，是經(jīng)濟(jì)金融化由宏觀經(jīng)濟(jì)體逐漸轉(zhuǎn)向微觀經(jīng)濟(jì)體的深化和細(xì)分。盡管驅(qū)動企業(yè)金融化產(chǎn)生的原因有很多，如，管理者的代理行為，公司治理觀念的變化和金融資產(chǎn)的收益誘惑，但主要根源還是在于實(shí)體經(jīng)濟(jì)的停滯和獲利能力危機(jī)[11，12]?，F(xiàn)有學(xué)者普遍認(rèn)為企業(yè)金融化具有蓄水池效應(yīng)和擠出效應(yīng)，且較為傾向于支持金融資產(chǎn)的持有將會擠壓實(shí)體投資，進(jìn)而表現(xiàn)出負(fù)效應(yīng)。如，過度的持有金融資產(chǎn)將會導(dǎo)致創(chuàng)新不足[13]、股價(jià)崩盤[14]、實(shí)體投資下降[15]和未來業(yè)績下滑[16]等。

基于此，本文以企業(yè)持有的金融資產(chǎn)作為自變量，研究在當(dāng)前復(fù)雜和動態(tài)的經(jīng)濟(jì)背景下，這種將資金脫離實(shí)體經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)而向虛擬經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域“空轉(zhuǎn)”的現(xiàn)象是否會給企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)判斷造成不利影響？如果有不利影響，又是通過何種機(jī)制產(chǎn)生影響？對于這些問題的回答，不僅有助于企業(yè)了解實(shí)體經(jīng)濟(jì)金融化對企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)的經(jīng)濟(jì)后果，而且也能夠?yàn)檎瞥觥罢衽d實(shí)體經(jīng)濟(jì)、推廣金融開放和防控金融風(fēng)險(xiǎn)”等一系列經(jīng)濟(jì)政策提供堅(jiān)實(shí)的理論支撐。為探究這兩個命題，本文以2010～2018年滬深A(yù)股上市公司為研究樣本，對金融資產(chǎn)持有與企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)行為的關(guān)系以及融資約束的作用進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

本文的主要貢獻(xiàn)在于：（1）較現(xiàn)有文獻(xiàn)從宏觀角度分析金融化的經(jīng)濟(jì)后果不同的是，本文以微觀企業(yè)金融化現(xiàn)象為切入點(diǎn)，研究實(shí)體企業(yè)持有金融資產(chǎn)對企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)行為的影響，并從多角度證實(shí)了金融資產(chǎn)持有與企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)呈現(xiàn)U型關(guān)系。（2）本文不僅研究了金融資產(chǎn)持有與企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)呈現(xiàn)U型關(guān)系的直接影響，還檢驗(yàn)了以KZ指數(shù)、現(xiàn)金流狀況、財(cái)務(wù)冗余和真實(shí)利潤水平代理的融資約束在金融資產(chǎn)持有影響企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)的過程中扮演著傳導(dǎo)效應(yīng)。（3）本文的研究結(jié)論不僅豐富了金融資產(chǎn)持有和企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)的相關(guān)研究，而且對投資者、利益相關(guān)者和政府關(guān)于如何持有金融資產(chǎn)提供了新的證據(jù)，有助于從源頭上強(qiáng)化對金融資產(chǎn)持有行為的監(jiān)管。

2 理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

金融資產(chǎn)作為企業(yè)的一項(xiàng)特殊投資，具有高收益和高風(fēng)險(xiǎn)的雙重特征，持有一定的金融資產(chǎn)有助于降低不確定性產(chǎn)生的經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)[16]。然而，隨著實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)能過剩和盈利下降，在逐利動機(jī)的影響下，企業(yè)逐漸偏離實(shí)體經(jīng)濟(jì)，過度持有金融資產(chǎn)，導(dǎo)致企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)加大。通過對先前文獻(xiàn)的梳理，企業(yè)持有金融資產(chǎn)可能會通過以下三個渠道來影響企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)。首先，從金融資產(chǎn)持有的功能作用分析，企業(yè)持有金融資產(chǎn)具有蓄水池作用[14，16]，當(dāng)企業(yè)出現(xiàn)資金短缺時，可以通過向外出售金融資產(chǎn)的方式獲取資金周轉(zhuǎn)，從而減弱對外部融資的依賴和降低財(cái)務(wù)困境成本[17]，這表明持有金融資產(chǎn)有助于降低企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)。然而，隨著金融資產(chǎn)持有得越多，對實(shí)體投資的擠出效應(yīng)則越明顯，在有限的資源情形下，金融投資越多，對應(yīng)的實(shí)體投資和研發(fā)投資將越少[13，15，18]，而實(shí)體投資和研發(fā)投入的減少將會向投資者傳遞不利信號，進(jìn)而增加違約風(fēng)險(xiǎn)[3，5，19]，這表明較高的持有金融資產(chǎn)將會增加企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)。其次，從金融資產(chǎn)持有的業(yè)績表現(xiàn)分析，適當(dāng)?shù)某钟薪鹑谫Y產(chǎn)有助于改善企業(yè)的投資效率，投資效率的增加將能夠降低企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)，但過高的持有金融資產(chǎn)將會惡化企業(yè)投資效率，這將加大企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)[15，20]。此外，在未來主業(yè)發(fā)展研究中也有類似結(jié)論，由于金融資產(chǎn)投資具有變現(xiàn)能力快和收益高等特點(diǎn)，適度的持有金融資產(chǎn)將有助于提升實(shí)體企業(yè)未來主業(yè)業(yè)績，業(yè)績的提升有助于違約風(fēng)險(xiǎn)降低，但是過度的持有金融資產(chǎn)將會擠占其它最優(yōu)投資項(xiàng)目，導(dǎo)致非效率投資，進(jìn)而造成企業(yè)未來發(fā)展后勁不足，這將加大企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)[16]。最后，從金融資產(chǎn)持有的經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)分析，適度的金融資產(chǎn)持有，不僅有助于充分發(fā)揮企業(yè)的閑置資金，而且還能夠通過因持有金融資產(chǎn)帶來的高收益創(chuàng)造更多現(xiàn)金流，這將有助于降低企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)，而過高持有金融資產(chǎn)則會壓縮實(shí)體投資規(guī)模和增加商業(yè)信用的融資壓力，這將增加企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)和融資約束，最終導(dǎo)致企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)加大[5.21]。

基于以上分析，持有金融資產(chǎn)具有收益效應(yīng)和風(fēng)險(xiǎn)效應(yīng)的雙重特點(diǎn)。當(dāng)前者占主導(dǎo)地位時，由于能夠?yàn)槠髽I(yè)創(chuàng)造價(jià)值，有利于向外部提供積極信號，進(jìn)而降低企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)，而當(dāng)后者占主導(dǎo)時，由于會導(dǎo)致經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)加大，這時將會惡化企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)。因此，本文提出如下假設(shè)：

H1 金融資產(chǎn)持有與企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)具有顯著的U型關(guān)系。

融資約束作為影響企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)的重要因素，已有研究發(fā)現(xiàn)，較高的融資約束將會限制企業(yè)向外獲得資金的能力，這促使企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)增加，而較低的融資約束將使得企業(yè)能較易獲得外部資金，這將有助于降低企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)[3]。當(dāng)企業(yè)持有金融資產(chǎn)時，由于金融資產(chǎn)具有蓄水池效應(yīng)，持有金融資產(chǎn)能夠使得企業(yè)較快變現(xiàn)，保持較高的現(xiàn)金流[22]。充足的現(xiàn)金流將使得企業(yè)面臨較低的財(cái)務(wù)困境和融資約束[17]，這表明持有金融資產(chǎn)能通過降低融資約束來緩解企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)。然而，隨著金融資產(chǎn)持有的不斷增加，金融資產(chǎn)持有將會增加企業(yè)融資約束，這是因?yàn)檫^度的持有金融資產(chǎn)將會導(dǎo)致創(chuàng)新不足、股價(jià)崩盤、實(shí)體投資下降和未來業(yè)績下滑等[13～16]，這將導(dǎo)致經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)加大，而較高的經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)會顯著影響企業(yè)商業(yè)信用配給和銀行信貸支持[21]，致使持有較高金融資產(chǎn)的企業(yè)只能尋求融資成本高昂的商業(yè)銀行等融資渠道借款，且抵押貸款門檻也較高，這將導(dǎo)致企業(yè)融資約束加大，進(jìn)而增加企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)。以上表明，盡管金融資產(chǎn)本身具有一定的緩解融資約束能力，但是外部商業(yè)信用和銀行等機(jī)構(gòu)融資約束的限制，使得過度持有金融資產(chǎn)將會顯著增加企業(yè)的融資約束。

綜上分析，本文認(rèn)為金融資產(chǎn)持有與企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)的U型關(guān)系，可能是先通過影響企業(yè)融資約束來進(jìn)一步影響企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)。因此，本文提出如下假設(shè)：

H2 融資約束在金融資產(chǎn)持有影響企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)的過程中扮演著中介效應(yīng)。

3 樣本選取和研究設(shè)計(jì)

3.1 樣本選取

本文以2010～2018年我國滬深A(yù)股上市公司作為初始樣本，并按以下標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)一步篩選優(yōu)化：（1）剔除帶有ST的上市公司;（2）剔除金融類行業(yè)上市公司;（3）剔除存在缺失數(shù)據(jù)的上市公司;（4）剔除有錯誤信息的數(shù)據(jù)，如，企業(yè)資產(chǎn)為零的上市公司。經(jīng)過上述篩選后，最終獲得19780個觀測值。最后，為避免極端值可能對實(shí)證結(jié)果有影響，對所有的連續(xù)變量進(jìn)行溫莎1%縮尾技術(shù)處理。本文的數(shù)據(jù)均來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫。

3.2 研究設(shè)計(jì)

（1）為檢驗(yàn)金融資產(chǎn)持有對企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)的影響，借鑒王化成等[3]的做法，構(gòu)建模型（1）

CDR=β0+β1Fin+β2Fin2+β3Lev+β4Growth+

β5MF+β6Concern+β7SEO+

β8IDR+β9CF+β10DGC+

Year+Industry+ε（1）

其中CDR為被解釋變量企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)，具體計(jì)算采用王化成等[3]的做法，先是基于莫頓的研究框架計(jì)算企業(yè)的違約距離，進(jìn)而用累積標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布求得違約概率。具體計(jì)算步驟如下：

違約距離的計(jì)算公式為

DD=ln（V/D）+（μ-σ2/2）TσT（2）

其中V為企業(yè)價(jià)值，D為債務(wù)價(jià)值，μ為企業(yè)價(jià)值的期望回報(bào)率，σ為企業(yè)價(jià)值的波動率，T為看漲期權(quán)的期限。企業(yè)價(jià)值由企業(yè)債務(wù)價(jià)值和股票價(jià)值組成，而債務(wù)價(jià)值由短期負(fù)債和長期負(fù)債構(gòu)成，假定債務(wù)價(jià)值為短期負(fù)債與0.5倍長期負(fù)債的和。μ為企業(yè)價(jià)值的期望回報(bào)率，假定為企業(yè)前一年的股票回報(bào)率。T為期權(quán)的期限，將到期時間設(shè)置為1年。σ為企業(yè)價(jià)值波動率，該波動率由股票波動率和債務(wù)波動率構(gòu)成，由于權(quán)益波動率與債務(wù)波動率高度相關(guān)，假定股票的權(quán)益波動率與債務(wù)波動率近似滿足如下等式：σS=0.05+0.25×σD。則進(jìn)一步，可計(jì)算企業(yè)價(jià)值的波動率為

σ=SS+D×σS+DS+D×σD（3）

違約風(fēng)險(xiǎn)的計(jì)算公式為

CDR=N（-DD）

其中N為累積標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布函數(shù)，計(jì)算的CDR數(shù)值越大，代表企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)越高，反之，CDR數(shù)值越小，則企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)越低。

Fin和Fin2分別為解釋變量企業(yè)金融資產(chǎn)持有的一次項(xiàng)和二次項(xiàng)，借鑒彭俞超等[14]的做法，采用交易性金融資產(chǎn)、衍生金融資產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)凈額、持有至到期投資凈額、發(fā)放貸款及墊款凈額和投資性房地產(chǎn)凈額的和，并取自然對數(shù)。

Lev、Growth、MF、Concern、SEO、IDR、CF和DGC分別代表債務(wù)杠桿、企業(yè)成長性、管理費(fèi)用率、股權(quán)集中度、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、董事會獨(dú)立性、經(jīng)營效率和債務(wù)擔(dān)保能力控制變量。βi為待估系數(shù)，ε為殘差。為避免時間和行業(yè)影響，對年度和行業(yè)固定效應(yīng)進(jìn)行控制。

各變量的具體定義和計(jì)算見表1。

（2）為檢驗(yàn)融資約束在金融資產(chǎn)持有對企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)的過程中扮演著中介效應(yīng)，借鑒董保寶[23]和朱清香等[24]對U型中介效應(yīng)檢驗(yàn)的做法，構(gòu)建如下傳導(dǎo)檢驗(yàn)機(jī)制計(jì)量模型

CDR=β0+β1Fin+β2Fin2+β3Growth+β4MF+

B5Concern+β6SEO+β7IDR+β8CF+

β9DGC+Year+Industry+ε（4）

FC=α0+α1Fin+α2Fin2+α3Growth+α4MF+

α5Concern+α6SEO+α7IDR+α8CF+

α9DGC+Year+Industry+ε（5）

CDR=θ0+θ1Fin+θ2Fin2+θ3FC+θ4Growth+

θ5MF+θ6Concern+θ7SEO+θ8IDR+

θ9CF+θ10DGC+Year+Industry+ε（6）

其中CDR為企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)，F(xiàn)in和Fin2分別為企業(yè)金融資產(chǎn)持有的一次項(xiàng)和二次項(xiàng)，βi，αi和θi為待估系數(shù)，其余解釋同上。FC為融資約束，借鑒李君平和徐龍炳[25]的做法，融資約束采用KZ指數(shù)代理，計(jì)算公式具體為

KZ指數(shù)=0.153×資產(chǎn)負(fù)債率-3.014×現(xiàn)金/資產(chǎn)-

4.444×經(jīng)營現(xiàn)金流/資產(chǎn)-

62.626×股利

企業(yè)的KZ指數(shù)越高，則企業(yè)面臨的融資約束越嚴(yán)重，反之，融資約束越低。需要說明的是，為避免KZ指數(shù)概括的融資約束信息可能存在樣本差異性，穩(wěn)健性檢驗(yàn)采用了多個其他融資約束代理變量，如，持有的現(xiàn)金流比率、財(cái)務(wù)冗余和真實(shí)利潤水平。同時，為避免資產(chǎn)負(fù)債率與其他融資約束指標(biāo)具有高度的相關(guān)性，在中介效應(yīng)檢驗(yàn)時，剔除資產(chǎn)負(fù)債率控制變量。

參考董保寶[23]和朱清香等[24]中介效應(yīng)的檢驗(yàn)，如果融資約束在金融資產(chǎn)持有對企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)的過程中具有傳導(dǎo)功能，則滿足β2，α2和θ3均顯著，而θ2的顯著性則控制著是部分傳導(dǎo)效應(yīng)還是完全傳導(dǎo)效應(yīng)。

4 實(shí)證結(jié)果分析

4.1 描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析

由描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，我國上市公司的企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)均值為0.033，表明每100個上市公司中僅有約3家上市公司會出現(xiàn)違約情形，這較前人研究違約風(fēng)險(xiǎn)的均值（0.046）更低[3]，這可能主要在于前人的樣本時間為2003～2016年，在該期間中出現(xiàn)較為嚴(yán)重的金融次貸危機(jī)，導(dǎo)致違約風(fēng)險(xiǎn)均值增加，此外，違約風(fēng)險(xiǎn)最大值為0.697，而前人研究違約風(fēng)險(xiǎn)最大值為0.988[3]，這間接表明樣本期間可能發(fā)生過較為嚴(yán)重的金融危機(jī)。金融資產(chǎn)持有的均值為13.301，最大值為22.788，最小值為0，表明企業(yè)間在金融資產(chǎn)持有中具有較為明顯的差異。進(jìn)一步由相關(guān)性分析結(jié)果顯示，金融資產(chǎn)持有與企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)的相關(guān)系數(shù)為0.123，且在1%水平下顯著，該結(jié)果初步表明企業(yè)金融資產(chǎn)持有得越多，則企業(yè)出現(xiàn)違約風(fēng)險(xiǎn)的概率越大，當(dāng)然，更充分的證據(jù)還需要通過多元回歸結(jié)果予以證實(shí)。此外，各變量間相關(guān)系數(shù)的絕對值最大為0.399，說明主要變量間不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

4.2 金融資產(chǎn)持有與企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)

表2的（1）～（2）匯報(bào)了金融資產(chǎn)持有與企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)的回歸結(jié)果。表2回歸結(jié)果的（1）顯示，在未引入控制變量時，金融資產(chǎn)持有對企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)的二次項(xiàng)系數(shù)為0.033，且在1%水平下顯著，表明金融資產(chǎn)持有與企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)呈現(xiàn)顯著U型關(guān)系。在引入控制變量后，（3）的結(jié)果顯示金融資產(chǎn)持有對企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)的二次項(xiàng)系數(shù)為0.021，且在1%水平下顯著，表明企業(yè)金融資產(chǎn)持有與企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)呈現(xiàn)顯著U型關(guān)系，即在U型左邊，金融資產(chǎn)持有與企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)顯著負(fù)相關(guān)，而在U型右邊，金融資產(chǎn)持有與企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)顯著正相關(guān)，這說明較高和較低的持有金融資產(chǎn)對企業(yè)都是不利的，這支持了H1的成立。控制變量方面，債務(wù)杠桿、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和董事會獨(dú)立性與企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)顯著正相關(guān)，而企業(yè)成長性和管理費(fèi)用率與企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)顯著負(fù)相關(guān)，表明企業(yè)債務(wù)率越高，越是國有企業(yè)，獨(dú)立董事占比越高，企業(yè)成長性越低和管理費(fèi)用率越低的企業(yè)將顯著增加違約風(fēng)險(xiǎn)的可能。

4.3 金融資產(chǎn)持有、融資約束與企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)

表3的（4）～（6）匯報(bào)了融資約束在金融資產(chǎn)持有對企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)影響的中介效應(yīng)回歸結(jié)果。表3的（4）回歸結(jié)果顯示金融資產(chǎn)持有對企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)的二次項(xiàng)系數(shù)為0.029，且在1%水平下顯著，這支持了模型（4）β2的顯著。（5）的回歸結(jié)果顯示金融資產(chǎn)持有對企業(yè)融資約束的二次項(xiàng)系數(shù)為0.059，且在1%水平下顯著，這支持了模型（5）α2的顯著，表明在U型的左邊，由于金融資產(chǎn)具有蓄水池效應(yīng)，適當(dāng)?shù)某钟薪鹑谫Y產(chǎn)將有助于緩解企業(yè)融資約束，而在U型的右邊，由于金融資產(chǎn)具有擠出效應(yīng)，較高的持有金融資產(chǎn)將會增強(qiáng)企業(yè)融資約束。（6）的回歸結(jié)果顯示融資約束對企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)的系數(shù)為0.149，且在1%水平下顯著，這支持了模型（6）θ3的顯著，由于融資約束是采用KZ指數(shù)代理，說明企業(yè)KZ指數(shù)與違約風(fēng)險(xiǎn)顯著正相關(guān)，表明企業(yè)的KZ指數(shù)越高，則企業(yè)發(fā)生違約的風(fēng)險(xiǎn)越大。進(jìn)一步觀察θ2的顯著性，金融資產(chǎn)持有對企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)的二次項(xiàng)系數(shù)為0.020，且在1%水平下顯著，表明融資約束在金融資產(chǎn)持有影響企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)中扮演的是部分傳導(dǎo)作用。綜合表明，本文結(jié)果支持了金融資產(chǎn)持有→融資約束→企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)這條傳導(dǎo)路徑，這支持了H2的成立。

5 進(jìn)一步分析

為檢驗(yàn)本文的研究結(jié)論是可靠的，本文將從兩個方面展開穩(wěn)健性測試：第一，單獨(dú)檢驗(yàn)金融資產(chǎn)持有與企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)存在顯著的U型關(guān)系該結(jié)論是否穩(wěn)健，即U型關(guān)系的進(jìn)一步檢驗(yàn)。第二，單獨(dú)檢驗(yàn)融資約束在金融資產(chǎn)持有影響企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)中扮演的中介效應(yīng)是否穩(wěn)健，即中介效應(yīng)的進(jìn)一步檢驗(yàn)。

5.1 U型關(guān)系的進(jìn)一步檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)金融資產(chǎn)持有與企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)的U型關(guān)系是否穩(wěn)健，本文做了如下進(jìn)一步檢驗(yàn)：（1）分位數(shù)回歸檢驗(yàn)（Q50、Q75和Q90）。為避免金融資產(chǎn)持有對企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)的影響可能僅僅在某一分位數(shù)顯著，而在其它分位數(shù)不顯著的情形，對樣本進(jìn)行自助法重復(fù)400次分位數(shù)回歸，由于企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)數(shù)據(jù)在低分位數(shù)的數(shù)值較小，將導(dǎo)致系數(shù)值過小，故本文僅匯報(bào)50分位數(shù)、75分位數(shù)和90分位數(shù)三種結(jié)果，為表4的（7）～（9）。（2）滯后期檢驗(yàn)（LT1和LT2）。為避免本文結(jié)果存在反向因果關(guān)系，即是由于企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)較高才促使企業(yè)過度持有金融資產(chǎn)或減少持有金融資產(chǎn)，對金融資產(chǎn)持有進(jìn)行滯后1期和2期檢驗(yàn)，結(jié)果為表4的（10）～（11）。（3）傾向得分匹配檢驗(yàn)（PSM）。為緩解樣本存在較大的選擇性偏差，借鑒王化成等[3]的做法，基于債務(wù)杠桿、企業(yè)成長性、管理費(fèi)用率、股權(quán)集中度、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、董事會獨(dú)立性、經(jīng)營效率和債務(wù)擔(dān)保能力對樣本進(jìn)行匹配，為每一個有相近金融資產(chǎn)持有的公司匹配一個樣本，結(jié)果為表4的（12）。（4）固定效應(yīng)檢驗(yàn)（FE）。為避免企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)可能受創(chuàng)始人理念、企業(yè)文化、政策差異以及管理層偏好的影響，排除企業(yè)異質(zhì)性的影響，選取在9年間均有數(shù)值的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，結(jié)果為表4的（13）。（5）重構(gòu)變量檢驗(yàn)（CV）。借鑒杜勇等[16]對金融資產(chǎn)持有的做法，企業(yè)金融資產(chǎn)持有等于交易性金融資產(chǎn)、衍生金融資產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)凈額、持有至到期投資凈額、發(fā)放貸款及墊款凈額和投資性房地產(chǎn)凈額六要素的和，再除以企業(yè)資產(chǎn)表示，而后進(jìn)行回歸，結(jié)果為表4的（14）。

表4匯報(bào)了金融資產(chǎn)持有對企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)U型關(guān)系的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果。由表4的回歸結(jié)果顯示，分位數(shù)回歸檢驗(yàn)（Q50、Q75和Q90）、滯后期檢驗(yàn)（LT1和LT2）、傾向得分匹配檢驗(yàn)（PSM）、固定效應(yīng)檢驗(yàn)（FE）和重構(gòu)變量檢驗(yàn)（CV）的企業(yè)金融資產(chǎn)持有的二次項(xiàng)系數(shù)分別為0.000、0.005、0.034、0.022、0.021、0.022、0.016和0.042，且至少在5%水平下顯著。以上表明金融資產(chǎn)持有與企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)存在顯著的U型關(guān)系，即在U型左邊，金融資產(chǎn)持有與企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)顯著負(fù)相關(guān)，而在U型右邊，金融資產(chǎn)持有與企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)顯著正相關(guān)。

5.2 中介效應(yīng)的進(jìn)一步檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)融資約束的中介效應(yīng)是否穩(wěn)健，本文做了如下進(jìn)一步檢驗(yàn)：（1）借鑒肖健[26]的做法，融資約束采用企業(yè)現(xiàn)金流狀況代理，企業(yè)現(xiàn)金流狀況由貨幣資金和交易性金融資產(chǎn)構(gòu)成，為消除企業(yè)規(guī)模的影響，將現(xiàn)金流除以企業(yè)資產(chǎn)作為融資約束的代理變量，企業(yè)擁有的現(xiàn)金流越多，則面臨的融資約束越低，反之，受到的融資約束越嚴(yán)重，回歸結(jié)果為表5的（15）～（17）。（2）借鑒劉勝強(qiáng)等[27]的做法，以企業(yè)財(cái)務(wù)冗余作為融資約束代理指標(biāo)，企業(yè)財(cái)務(wù)冗余={現(xiàn)金+交易性金融資產(chǎn)+0.5×存貨+0.7×（應(yīng)收賬款+應(yīng)收票據(jù)）-短期借款}/資產(chǎn)總額。該指標(biāo)較為全面地反映了企業(yè)的現(xiàn)金、交易性金融資產(chǎn)、存貨、應(yīng)收賬款、應(yīng)收票據(jù)和短期借款等對企業(yè)融資的影響，該指標(biāo)數(shù)值越大，表明企業(yè)財(cái)務(wù)冗余越充足，即面臨的融資約束越低，回歸結(jié)果為表5的（18）～（19）。（3）借鑒劉勝強(qiáng)等[27]的做法，融資約束采用企業(yè)真實(shí)利潤水平代理，企業(yè)真實(shí)利潤水平=（稅后利潤+折舊）/營業(yè)收入，企業(yè)擁有的真實(shí)利潤水平越多，則面臨的融資約束越低，反之，受到的融資約束越嚴(yán)重，回歸結(jié)果為表5的（20）～（21）。

表5匯報(bào)了融資約束扮演中介效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果。表5的（15）的回歸結(jié)果顯示金融資產(chǎn)持有對企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)的二次項(xiàng)系數(shù)為0.029，且在1%水平下顯著，這支持了模型（4）β2的顯著。（16）、（18）和（20）的回歸結(jié)果顯示金融資產(chǎn)持有對融資約束的二次項(xiàng)系數(shù)分別為-0.016、-0.037和-0.005，且在1%水平下顯著，這支持了模型（5）α2的顯著，表明在倒U型的左邊，持有的金融資產(chǎn)越多，企業(yè)的現(xiàn)金流狀況、財(cái)務(wù)冗余和真實(shí)利潤水平越高，這有助于緩解企業(yè)融資約束，而在倒U型的右邊，較高的持有金融資產(chǎn)將會抑制企業(yè)的現(xiàn)金流狀況、財(cái)務(wù)冗余和真實(shí)利潤水平，進(jìn)而惡化企業(yè)融資約束。（17）、（19）和（21）的回歸結(jié)果顯示融資約束對企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)的系數(shù)分別為-0.041、-0.092和-0.013，且至少在5%水平下顯著，這支持了模型（6）θ3的顯著，由于融資約束分別是采用現(xiàn)金流狀況、財(cái)務(wù)冗余和真實(shí)利潤水平代理，說明企業(yè)現(xiàn)金流狀況、財(cái)務(wù)冗余和真實(shí)利潤水平與違約風(fēng)險(xiǎn)顯著負(fù)相關(guān)，表明企業(yè)的現(xiàn)金流狀況、財(cái)務(wù)冗余和真實(shí)利潤水平越高，則企業(yè)發(fā)生違約的風(fēng)險(xiǎn)越低，這與前文的KZ指數(shù)作為融資約束指標(biāo)的結(jié)果相反。進(jìn)一步觀察（17）、（19）和（21）θ2的顯著性，金融資產(chǎn)持有對企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)的二次項(xiàng)系數(shù)分別為0.029、0.026和0.033，且在1%水平下顯著，表明融資約束在金融資產(chǎn)持有影響企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)中扮演的是部分傳導(dǎo)作用。綜合表明，前文關(guān)于金融資產(chǎn)持有→融資約束→企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)的傳導(dǎo)路徑是穩(wěn)健的。

6 結(jié)論與啟示

本文以2010～2018年滬深A(yù)股上市公司為樣本，實(shí)證檢驗(yàn)了金融資產(chǎn)持有對企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)的影響以及融資約束的傳導(dǎo)效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)：金融資產(chǎn)持有與企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)呈顯著U型關(guān)系，表明企業(yè)持有金融資產(chǎn)對違約風(fēng)險(xiǎn)是一把雙刃劍，適度的持有金融資產(chǎn)將有助于降低企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)，而過度的持有金融資產(chǎn)將會加大企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)。進(jìn)一步的中介效應(yīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，KZ指數(shù)、現(xiàn)金流狀況、財(cái)務(wù)冗余和真實(shí)利潤水平等代理的融資約束在金融資產(chǎn)持有影響企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)的過程中扮演著傳導(dǎo)功能。本文不僅發(fā)現(xiàn)了企業(yè)持有金融資產(chǎn)對違約風(fēng)險(xiǎn)行為是一把雙刃劍，拓展了企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)的影響因素，更是挖掘出金融資產(chǎn)持有→融資約束→企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)這條傳導(dǎo)路徑。

在國內(nèi)經(jīng)濟(jì)低速發(fā)展的背景下，政府保持對企業(yè)金融化開放的態(tài)度，這雖在一定上能解決部分企業(yè)融資難和融資貴的問題，如，企業(yè)間相互購買金融資產(chǎn)等，但過度的持有金融資產(chǎn)也會給企業(yè)增加違約風(fēng)險(xiǎn)。基于此，本文擬提出如下幾點(diǎn)建議：一是樹立企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)導(dǎo)向理念。理念作為指導(dǎo)人類實(shí)現(xiàn)其目標(biāo)的根源，對企業(yè)持續(xù)經(jīng)營和長期發(fā)展具有重要的作用，樹立風(fēng)險(xiǎn)導(dǎo)向理念就是要求管理者在追求利潤時要兼顧企業(yè)運(yùn)營所帶來的違約風(fēng)險(xiǎn)。如，建立違約風(fēng)險(xiǎn)與利潤的聯(lián)動機(jī)制，將違約風(fēng)險(xiǎn)理念植入績效考核中，并適度增加企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)權(quán)重，有效引導(dǎo)管理層樹立風(fēng)險(xiǎn)理念。二是重新認(rèn)識金融資產(chǎn)功能。金融資產(chǎn)雖在短期內(nèi)能給企業(yè)帶來大量的高收益，緩解一定的融資約束，但是過度的持有金融資產(chǎn)將使得企業(yè)偏離實(shí)體產(chǎn)業(yè)，進(jìn)而影響企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)。作為高層管理者應(yīng)該意識到持有金融資產(chǎn)是一把雙刃劍，應(yīng)謹(jǐn)慎持有，盡量兼顧金融資產(chǎn)的收益與風(fēng)險(xiǎn)平衡性。三是建立企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)預(yù)警體系。建立能夠預(yù)測風(fēng)險(xiǎn)的預(yù)警體系，不僅有助于企業(yè)防患于未然，增強(qiáng)企業(yè)免疫力和應(yīng)對力，更是有助于促進(jìn)企業(yè)保持基業(yè)長青。為避免企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)過度增加，導(dǎo)致企業(yè)聲譽(yù)受損和股價(jià)波動，應(yīng)提前構(gòu)建一個經(jīng)識別、評估和預(yù)警的違約風(fēng)險(xiǎn)體系，這在當(dāng)前顯得尤為重要。

參 考 文 獻(xiàn)：

[1]許紅梅，李春濤.勞動保護(hù)、社保壓力與企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)——基于《社會保險(xiǎn)法》實(shí)施的研究[J].金融研究，2020，（3）：115-133.

[2]Ghaly M， Dang V A， Stathopoulo K. Cash holdings and labor heterogeneity： the role of skilled labor[J]. Review of Financial Studies， 2017， （10）： 3636-3668.

[3]王化成，侯粲然，劉歡.戰(zhàn)略定位差異、業(yè)績期望差距與企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)[J].南開管理評論，2019，（4）：4-19.

[4]Chiang S M， Chung H， Huang C M. A note on board characteristics， ownership structure and default risk in Taiwan[J]. Accounting & Finance， 2015， （1）： 57-74.

[5]孟慶斌，侯粲然，魯冰.企業(yè)創(chuàng)新與違約風(fēng)險(xiǎn)[J].世界經(jīng)濟(jì)，2019，（10）：169-192.

[6]?，摤?，曾泉.環(huán)境信息透明度與企業(yè)信用評級——基于債券評級市場的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].金融研究，2019，（5）：132-151.

[7]Brogaard J， Li D， Xia Y. Stock liquidity and default risk[J]. Journal of Financial Economics， 2017， （3）： 486-502.

[8]Anderson E W， Mansi S A. Does customer satisfaction matter to investors？ Findings from the bond market[J]. Journal of Marketing Research， 2009， （5）： 703-714.

[9]Sun W， Cui K. Linking corporate social responsibility to firm default risk[J]. European Management Journal， 2014， （2）： 275-287.

[10]Demir F. Financial liberalization， private investment and portfolio choice： financialization of real sectors in emerging markets[J]. Journal of Development Economics， 2009， 88（2）： 314-324.

[11]Froud J， Haslam C， Johal S. Shareholder value and financialization： consultancy promises， management moves[J]. Economy and Society， 2000， 29（1）： 80-110.

[12]張慕瀕，孫亞瓊.金融資源配置效率與經(jīng)濟(jì)金融化的成因——基于中國上市公司的經(jīng)驗(yàn)分析[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)家，2014，（4）：81-90.

[13]王紅建，曹瑜強(qiáng)，楊慶，等.實(shí)體企業(yè)金融化促進(jìn)還是抑制了企業(yè)創(chuàng)新——基于中國制造業(yè)上市公司的經(jīng)驗(yàn)研究[J].南開管理評論，2017，（1）：155-166.

[14]彭俞超，倪驍然，沈吉.企業(yè)“脫實(shí)向虛”與金融市場穩(wěn)定——基于股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的視角[J].經(jīng)濟(jì)研究，2018，（10）：50-66.

[15]張成思，張步曇.中國實(shí)業(yè)投資率下降之謎：經(jīng)濟(jì)金融化視角[J].經(jīng)濟(jì)研究，2016，（12）：32-46.

[16]杜勇，張歡，陳建英.金融化對實(shí)體企業(yè)未來主業(yè)發(fā)展的影響：促進(jìn)還是抑制[J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2017，（12）：113-131.

[17]Gehringer A. Growth， productivity and capital accumulation： the effects of financial liberalization in the case of European integration[J]. International Review of Economics & Finance， 2013， 25： 291-309.

[18]Seo H J， Kim H S， Kim Y C. Financialization and the slowdown in Korean firms R&D investment[J]. Asian Economic Papers， 2012， （3）： 35-49.

[19]Vlismas O， Venieris G， Naoum V C. Organization capital and sticky behaviour of selling， general and administrative expenses[J]. Management Accounting Research， 2014， （5）： 54-82.

[20]張昭，朱峻萱，李安渝.企業(yè)金融化是否降低了投資效率[J].金融經(jīng)濟(jì)學(xué)研究，2018，（1）：104-116.

[21]王竹泉，王貞潔，李靜.經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)與營運(yùn)資金融資決策[J].會計(jì)研究，2017，（5）：62-69，99.

[22]Denis D J， Sibilkov V. Financial constraints， investment and the value of cash holdings[J]. The Review of Financial Studies， 2009， （1）： 247-269.

[23]董保寶.風(fēng)險(xiǎn)需要平衡嗎：新企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)與績效倒U型關(guān)系及創(chuàng)業(yè)能力的中介作用[J].管理世界，2014，（1）：120-131.

[24]朱清香，郭歡，李小青.社會責(zé)任表現(xiàn)對企業(yè)價(jià)值的影響機(jī)制研究——基于會計(jì)穩(wěn)健性的中介作用[J].預(yù)測，2019，38（3）：52-57.

[25]李君平，徐龍炳.資本市場錯誤定價(jià)、融資約束與公司融資方式選擇[J].金融研究，2015，（12）：113-129.

[26]肖健.貨幣政策、信貸資源配置與企業(yè)融資約束問題的實(shí)證研究[J].預(yù)測，2020，39（3）：35-41.

[27]劉勝強(qiáng)，林志軍，孫芳城，等.融資約束、代理成本對企業(yè)R&D投資的影響——基于我國上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].會計(jì)研究，2015，（11）：62-68，97.