實體企業(yè)金融化對債務融資成本的影響

□ 湖南株洲 王佳琪

近年來經(jīng)濟轉(zhuǎn)型程度日益深入，新冠疫情爆發(fā)后，我國企業(yè)均受到國際金融市場以及新冠疫情不同程度的沖擊，競爭日益激烈，然而國內(nèi)關于企業(yè)金融化的研究主要是從企業(yè)創(chuàng)新、企業(yè)投資效率、企業(yè)的盈余管理水平等內(nèi)部多方視角來闡述其帶來的經(jīng)濟后果以及影響機制，反而很少從外部角度來分析，因此本文主要分析企業(yè)金融化在外部視角下對企業(yè)債務融資成本的后果及影響機制。

一、理論分析及研究假設

1.企業(yè)金融化的后果。通過對國內(nèi)外文獻的閱讀與總結，我們可以發(fā)現(xiàn)，大多數(shù)學者對實體企業(yè)金融化均報有負面看法。Smith和Stulz（1985）、在早期研究中發(fā)現(xiàn)企業(yè)降低財務困境的渠道一般為配置或者出售金融資產(chǎn)。James Tobin在《貨幣、信貸與資本》一書中認為，企業(yè)金融化令剩余資本逐漸用于投機性賭博性的金融虛擬經(jīng)濟投資以牟取利益，而并非用于實體企業(yè)投資，降低了資本的經(jīng)濟效率。另外王紅建等（2017）認為高配置的金融資產(chǎn)雖然在一定程度上能夠短期提升企業(yè)的經(jīng)營業(yè)績，但是企業(yè)業(yè)績的提升往往是以企業(yè)實體發(fā)展滯后為代價的，并且這種代價也會伴隨著經(jīng)營風險的上升。胡奕明（2017）認為企業(yè)高額配置金融資產(chǎn)是出于“替代”動機，即通過大部分配置金融資產(chǎn)以謀取投資收益從而降低投資成本。因此我們可以推測實體企業(yè)金融化的后果大致有以下幾點：首先實體企業(yè)金融化會引發(fā)企業(yè)投資意愿減弱，影響實體企業(yè)的投資效率，加大實體企業(yè)脫實向虛的程度，從而一定程度上減少實體企業(yè)研發(fā)支出，降低實體企業(yè)持續(xù)創(chuàng)新的能力，從而導致企業(yè)核心競爭力的下降；其次實體企業(yè)出于套利動機的金融化行為，在受疫情影響經(jīng)濟發(fā)展不景氣的當下，企業(yè)金融化相比于實物投資會帶來較高的收益，從而對實物資本投資造成了擠出效應。從現(xiàn)有研究我們可以發(fā)現(xiàn)大多數(shù)都在圍繞企業(yè)自身的發(fā)展狀況來探討實體企業(yè)金融化所帶來的后果，很少從企業(yè)外部來探討實體企業(yè)金融化帶來的影響。

2.企業(yè)金融化與債務融資成本。實體企業(yè)金融化是指企業(yè)在資產(chǎn)配置中金融資產(chǎn)份額較高或者是金融資產(chǎn)投資比例日益上升的一種現(xiàn)象。而此種現(xiàn)象會導致企業(yè)較多的利潤來源于企業(yè)投資金融領域而獲得的收益而非企業(yè)日常生產(chǎn)經(jīng)營活動中產(chǎn)生的收益。實體企業(yè)配置金融資產(chǎn)的動機大多分為以下兩類：一是出于資本套利的動機，配置流動性欠缺但是高收益率的金融資產(chǎn)以期獲得較高收益；二是出于資金儲備動機，由于企業(yè)經(jīng)常收到融資約束的影響，配備變現(xiàn)能力較高的金融資產(chǎn)能夠通過獲取收益降低企業(yè)受到的融資約束從而應對企業(yè)突發(fā)情況的資金需求。然而無論是資本套利動機還是資金儲備動機，實體企業(yè)金融化在上市公司中是否對企業(yè)的債務融資成本產(chǎn)生影響，產(chǎn)生何種影響，是促進還是抑制，還需要進一步的討論。劉冬冬（2022）認為實體企業(yè)金融化阻礙了企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，這意味著實體企業(yè)金融化的擠出效應超過了蓄水池效應。白雪蓮賀萌（2021）等認為企業(yè)金融化導致債務融資成本增加，且這種影響主要源于企業(yè)配置的長期金融資產(chǎn)而非短期交易性金融資產(chǎn)。李建軍、韓珣等（2019）認為，金融市場的波動幅度與企業(yè)能否按時收回資金的穩(wěn)定性息息相關，而當金融市場波動幅度較大的時候企業(yè)很有可能不能按時收回貨幣資金，從而誘發(fā)企業(yè)財務風險，阻礙企業(yè)日常運營。彭俞超（2018）認為，企業(yè)將大量人力物力轉(zhuǎn)移到金融資產(chǎn)的投融資活動中，尤其是在配置期限較長風險較高的金融資產(chǎn)時，會大大增強實體企業(yè)金融風險程度。張成思和張步曇（2016）認為企業(yè)發(fā)展金融化的主要原因在于上市公司的實體投資份額逐漸下降，而金融行業(yè)以其高收益的回報率使得上市公司大量投資金融產(chǎn)品，從而導致實體企業(yè)金融化的“擠出”效應。綜上可見，較高程度金融化的實體企業(yè)雖然會獲取較高的收益，但是與之相伴而生的還有更高的經(jīng)營與財務風險，從而可能倒逼企業(yè)債務融資成本的上升。因此本文提出研究假設H1：企業(yè)金融化程度與企業(yè)債務融資成本正相關。企業(yè)金融化程度越高，企業(yè)的債務融資成本就越高。

二、研究設計

1.樣本選擇與數(shù)據(jù)來源。本文選擇2008年-2020年中國A股上市公司為研究樣本并采取了如下處理：（1）剔除ST、*ST樣本；（2）剔除數(shù)據(jù)缺失樣本；（3）剔除金融與保險行業(yè)樣本；（4）剔除存在異常值樣本最終得到27482個公司年度觀測值。本文研究數(shù)據(jù)均源自于國泰安數(shù)據(jù)庫。此外本文對所建模型中所有連續(xù)變量進行了1%和99%分位的縮尾處理。

2.變量定義。被解釋變量。被解釋變量為債務融資成本（Cost1），我們借鑒李廣子和魏志華等的做法，采用企業(yè)財務費用占期末總負債的比重來考察。

解釋變量。核心解釋變量為實體企業(yè)金融化程度（FIN）。同時本文借鑒杜勇等（2017）的衡量方法把企業(yè)金融化定義為金融資產(chǎn)與總資產(chǎn)的比值。

控制變量。本文通過參考以往學者對于債務融資成本的相關研究，選取資產(chǎn)負債率（LEV），公司規(guī)模（SIZE），現(xiàn)金流比率（Cashflow），營業(yè)收入增長率（growth），凈資產(chǎn)收益率（ROA），托賓Q值（TobinQ），股權性質(zhì)（SOE）作為控制變量。

3.模型構建。首先本文為了驗證企業(yè)金融化與債務融資成本之間的關系，因此構建模型1，基本回歸模型設定如下所示：

三、實證結果分析

1.描述性統(tǒng)計。本文的實證結果統(tǒng)一用文字描述，其中樣本量為27482，實證結果顯示債務融資成本指標的均值為0.0220，相對較小，這反映了所參加樣本的企業(yè)普遍面臨著較高程度的融資約束，較大的經(jīng)營風險導致債權人為了規(guī)避風險選擇要求更高的風險報酬率從而倒逼債務融資成本的上升，同時債務融資成本的最大值為0.0650，最小值為-0.122，二者差距較小，這表明參加樣本統(tǒng)計的大部分企業(yè)進行債務融資的方法大致相同。實體企業(yè)金融化程度的均值為0.038，表明上市公司的實體企業(yè)其金融資產(chǎn)大致會占其總資產(chǎn)比例的3.8%，同樣的金融化程度的最大值為0.4，這表明存在部分企業(yè)配置的金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)比例的40%，資產(chǎn)負債率并未超過1；現(xiàn)金流比率均值0.046標準差0.07，說明各個樣本公司的經(jīng)營活動中的現(xiàn)金流量存在較大差異，從而引發(fā)企業(yè)想大量配置金融資產(chǎn)以獲取收益。而公司的成長性指標最小值為0.579，最大值卻是2.783，這表明在樣本公司的選擇上，各個公司的發(fā)展程度、發(fā)展狀況以及未來的發(fā)展能力、盈利水平均有著不同程度的差異。

2.回歸結果與分析。為了驗證假設結果，我們對線性回歸模型做出如下回歸分析，對回歸結果的分析如下文所示，首先是并未引入控制變量時企業(yè)金融化程度與債務融資成本關系的回歸分析，并未引入控制變量的時候，企業(yè)金融化程度與債務融資成本的顯著程度為三星顯著，相關系數(shù)為8.204，這表明企業(yè)金融化程度與債務融資成本在1%的水平上顯著正相關，由此可以得出企業(yè)金融化程度的高低會影響企業(yè)經(jīng)營風險一定程度的變化，從而導致企業(yè)債務融資成本也隨之變化。其次我們依次引入控制變量后來研究企業(yè)金融化程度與債務融資成本的關系，回歸結果表明企業(yè)金融化程度與債務融資成本在引入控制變量后仍然是在1%的顯著水平上正向顯著，相關系數(shù)為12.48，同時在加入的諸多控制變量中資產(chǎn)負債率，現(xiàn)金流比率，以及托賓Q值均在1%的水平上正向顯著，相關系數(shù)依次分別為48.92、11.28，以及3.76，這更加表明企業(yè)金融化程度與債務融資成本顯著正相關，而且控制變量的增加也帶來了相關系數(shù)a1由8.204增加至12.48；表明在進行其他變量的控制時，企業(yè)金融化程度的上升會同時帶來企業(yè)債務融資成本的提高，假設得到檢驗。而控制變量的回歸結果顯示資產(chǎn)負債率現(xiàn)金流比率越高的企業(yè)，債務融資成本越高，此外第一大股東持股比例越大反而會降低企業(yè)的債務融資成本。

3.穩(wěn)健性檢驗。①共線性檢驗。本文假設進行回歸檢驗之前，首對各個變量之間是否存在多重共線性進行檢驗。通過對方差膨脹因子平均值1.29與10的比較，我們可以得出該線性模型不存在多重共線性問題。②替換變量檢驗。同時本文也對穩(wěn)健性進行了檢驗。本文采用企業(yè)利息支出加上手續(xù)費支出和其他財務費用的總額占期末總負債的比重（Cost2）作為債務融資成本的替代變量，同時保持控制變量不變來進行替代變量檢驗。回歸結果顯示在保證控制變量不變的情況下通過更換債務融資成本的替代變量：企業(yè)的金融化程度與債務融資成本之間的相關系數(shù)為4.01，在1%的顯著性水平下正向顯著，再次驗證了假設，企業(yè)金融化程度越高，企業(yè)債務融資成本就越高。說明研究結果具有穩(wěn)健性。

四、結論與啟示

本文以2008年-2020年中國A股上市公司為研究對象，實證檢驗了實體企業(yè)金融化對債務融資成本的作用與影響機制，經(jīng)過實證分析主要得出以下結論：首先企業(yè)金融化的程度對債務融資成本存在顯著正相關關系，這是因為實體企業(yè)的金融化程度越高，所帶來的企業(yè)經(jīng)營風險反而越大，從而導致外部投資者債權人要求更高的風險收益率，進而增加其債務融資成本。本文的研究結果表明，實體企業(yè)金融化雖然在一定程度上能夠帶來其短期效益的增長，但是從外部投資者債權人的視角來看，實體企業(yè)金融化的程度越高，反而會導致實體企業(yè)的經(jīng)營風險的增加，而經(jīng)營風險的增加，又導致債權人設定高額的風險報酬率，從而導致其債務融資成本的增長，形成一個惡性循環(huán)。因此首先企業(yè)應該明確自己的投資戰(zhàn)略，合理利用企業(yè)資源，合理配置金融資產(chǎn)的份額，使金融資產(chǎn)的占有率在實體企業(yè)的發(fā)展中起正向促進作用，而不是增加企業(yè)的經(jīng)營風險，從而倒逼企業(yè)債務融資成本的上升。其次對于政策制定者而言，要進一步地通過產(chǎn)業(yè)政策，大力扶持中小型企業(yè)以及私人企業(yè)，降低金融化程度過高對其債務融資困難的沖擊，提升實體經(jīng)濟的發(fā)展能力，鼓勵實體企業(yè)“脫虛向?qū)崱?，而非“脫實向虛”?/p>

此外我們要認識到我國的金融市場尚在發(fā)展，在此階段將大量資金投入于金融行業(yè)存在巨大的金融風險，同時金融行業(yè)資金投入占比過多，對實體經(jīng)濟有著極大的沖擊，它不僅延緩了實體經(jīng)濟的發(fā)展，而且不利于我國上市公司企業(yè)的發(fā)展與進步。所以我們應該響應國家的號召，盡可能將較多的貨幣資金用于發(fā)展實體經(jīng)濟，促進我國實體經(jīng)濟從“脫實向虛”向“脫虛向?qū)崱钡那熬稗D(zhuǎn)變。另外企業(yè)應該意識到金融投資存在的諸多風險，不要盲目的追求金融行業(yè)的高收益，進而過多的配置金融資產(chǎn)，企業(yè)應當理性看待高風險高收益的投資項目，理解收益往往與風險是相伴而生的，高收益的金融資產(chǎn)往往可能倒逼企業(yè)融資成本的上升。