金融資源地理鄰近性與企業(yè)金融化

劉 妍,魏淑杰

(中國海洋大學 經(jīng)濟學院,山東 青島 266100)

一、引言

金融在現(xiàn)代市場經(jīng)濟體系中發(fā)揮著重要作用,隨著社會主義市場經(jīng)濟的發(fā)展和繁榮,我國企業(yè)持有的金融資產(chǎn)規(guī)模呈現(xiàn)出不斷攀升的態(tài)勢(白雪蓮 等,2021)[1]。金融領域的高投資回報率雖然可以幫助企業(yè)提升短期利潤,但過度金融化不僅會擠出主業(yè)投資,阻礙企業(yè)主營業(yè)務的長遠發(fā)展,也會使實體經(jīng)濟的持續(xù)健康發(fā)展面臨嚴峻挑戰(zhàn)(Tori et al.,2018;陽旸 等,2021)[2-3]。因此,一方面需要積極尋求企業(yè)金融化的合理路徑,通過適度金融化有效促進企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展;另一方面還應深入研究企業(yè)金融化的驅動力及影響因素,以科學引導企業(yè)的金融化行為,促使企業(yè)回歸主營業(yè)務,推動實體經(jīng)濟健康發(fā)展。

目前,已有較多文獻從外部宏觀環(huán)境和內(nèi)部公司治理等方面探討了企業(yè)金融化的動因及影響因素。例如:孫澤宇和孫凡(2021)、張成思等(2022)研究發(fā)現(xiàn),資本市場開放和貨幣政策沖擊會驅動企業(yè)偏離主業(yè)經(jīng)營,將實業(yè)資源投入金融領域[4-5];彭俞超等(2018)和黃賢環(huán)等(2021)認為,經(jīng)濟政策不確定性上升、影子銀行發(fā)展等會顯著地抑制企業(yè)金融化[6-7];朱冠平等(2022)、賀立龍和石佳欣(2022)分析表明,合理化薪酬差距、增加股權激勵等可以減少管理者的短視行為,從而驅動企業(yè)去金融化[8-9];杜勇等(2019)、張多蕾和趙深圳(2022)從高管的背景、行為特征等方面拓展了企業(yè)金融化的影響因素研究[10-11]。

隨著現(xiàn)代金融的持續(xù)發(fā)展,我國商業(yè)銀行的空間布局不斷優(yōu)化。根據(jù)國家金融監(jiān)督管理總局提供的金融許可證信息,截至2022年末,銀行業(yè)金融機構網(wǎng)點已達22.29萬個。銀行網(wǎng)點覆蓋率和滲透率的大幅提升會提高企業(yè)的金融資源地理鄰近性,進而對企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營活動產(chǎn)生重要影響。在此背景下,金融資源地理鄰近性對企業(yè)行為的影響也逐漸受到研究者的關注。例如:李志生等(2020)研究發(fā)現(xiàn),企業(yè)周邊銀行機構數(shù)量增加有助于優(yōu)化企業(yè)的資本結構[12];盛斌和王浩(2022)分析表明,銀行分支機構的擴張能夠提高企業(yè)出口國內(nèi)附加值率[13];蔡慶豐等(2020)、李志生和金凌(2021)認為,銀行網(wǎng)點的空間布局會顯著影響企業(yè)的投資行為和創(chuàng)新行為[14-15]。但鮮有文獻探討金融資源地理鄰近性對企業(yè)金融化的影響。有鑒于此,本文從金融地理結構的視角出發(fā),探究金融資源地理鄰近性變化對企業(yè)金融化的影響及其機制,并以滬深A股上市公司2009—2021年的數(shù)據(jù)為研究樣本進行實證檢驗。

與已有文獻相比,本文的邊際貢獻主要在于:一是基于不同的金融化動機探究了金融資源地理鄰近性對企業(yè)金融化可能產(chǎn)生的不同影響,并進一步分析了金融資源地理鄰近性提高促進企業(yè)金融化的機制,深化了企業(yè)金融化的驅動和影響因素研究,也拓展了金融資源(銀行機構)空間布局的經(jīng)濟效應研究。二是區(qū)別于從地區(qū)總量層面刻畫金融資源分布,基于企業(yè)和銀行的地理信息構造微觀層面的金融資源地理鄰近性指標,有助于更加精準地評估金融資源地理鄰近性對企業(yè)行為的影響。三是實證檢驗了金融資源地理鄰近性對企業(yè)金融化的影響及其機制,為金融機構布局對企業(yè)金融化的影響提供了經(jīng)驗證據(jù),也為有效防范企業(yè)過度金融化、深化金融體制改革提供了政策啟示。

二、理論分析與研究假說

1.金融資源地理鄰近性對企業(yè)金融化的影響

現(xiàn)有文獻將企業(yè)金融化的主要動機歸結為預防性儲蓄和追逐利潤兩類。企業(yè)可能為了預防流動性危機等而選擇增配金融資產(chǎn)(Smith et al.,1985)[16],也可能基于實體經(jīng)營與金融投資的收益差距而增持金融資產(chǎn)以追求更大利潤(Orhangazi,2008)[17]。對于不同動機的企業(yè)金融化行為,金融資源地理鄰近性可能具有不同的影響,因此本文從預防性儲蓄動機和追逐利潤動機兩個角度分別分析金融資源地理鄰近性對企業(yè)金融化的影響。

若企業(yè)金融化更多的是出于預防性儲蓄動機,即持有金融資產(chǎn)主要是為了通過“蓄水池”效應發(fā)揮金融反哺實體的作用,那么金融資源地理鄰近性提高可能會對企業(yè)金融化產(chǎn)生抑制作用。首先,金融資源地理鄰近性提高可以為企業(yè)帶來更多更便捷的資金供給(宋昌耀 等,2021)[18],從而減少企業(yè)出于預防性儲蓄動機的金融投資。其次,從金融資源與企業(yè)創(chuàng)新的關系來看,金融資源地理鄰近性提高可能通過促進企業(yè)創(chuàng)新擠出金融投資。這是因為,與其他投資相比,對研發(fā)創(chuàng)新活動的投資具有高成本、高風險、長周期等特點,往往難以獲得外部資金支持;而金融資源地理鄰近性提高能夠促使信貸資金更多地流入科技創(chuàng)新領域(金友森 等,2020;胡璇 等,2021)[19-20],使企業(yè)有能力開展更多的創(chuàng)新活動。相較于金融投資的短期獲利,創(chuàng)新可以為企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展帶來核心競爭力,并獲取更多利益,還可以降低企業(yè)未來的經(jīng)營風險,因此企業(yè)也有意愿增加創(chuàng)新投入,從而擠出金融投資,抑制預防性儲蓄動機驅動下的企業(yè)金融化。

若企業(yè)金融化更多的是出于追逐利潤動機,金融資源地理鄰近性的提高則可能會促進企業(yè)金融化。這是因為,金融資源地理鄰近性的提高不僅會直接改善企業(yè)的融資環(huán)境,為企業(yè)的逐利性金融投資帶來更多的可用資金,還可以通過加劇管理層的過度自信增強企業(yè)進行逐利性金融投資的意愿。具體而言:第一,金融資源地理鄰近性提高可以通過緩解融資約束促使企業(yè)增加逐利性金融投資。一方面,金融資源地理鄰近性提高可以增強企業(yè)外部融資的可得性和便利性,使企業(yè)擁有一個相對寬松的融資環(huán)境(蔡慶豐 等,2020)[14];另一方面,金融資源地理鄰近性提高能夠改善資金供求雙方的信息交流,降低信息不對稱程度,有助于企業(yè)獲取更多長期穩(wěn)定的資金支持(宋昌耀 等,2021;盛斌 等,2022)[18][13]。因此,企業(yè)周邊的金融資源供給增加會在一定程度上降低企業(yè)的融資約束,當金融投資的回報率較高時,企業(yè)為實現(xiàn)利潤最大化就會選擇用金融投資代替實體投資(孫澤宇 等,2021;蔣鵬程 等,2023)[4][21],從而導致企業(yè)金融化水平提升。第二,金融資源地理鄰近性提高會通過加劇管理層過度自信導致企業(yè)增加逐利性金融投資。過度自信的管理層通常會高估自身的能力和投資項目的預期收益,并低估潛在的風險,因而更傾向于通過金融投資來獲取超額利潤(陳夙 等,2014;干勝道 等,2018;王懷明 等,2020;張多蕾 等,2022)[22-24][11]。過度自信主要源于控制幻覺心理的存在,而管理者擁有的決策控制力增大又是導致控制幻覺產(chǎn)生的重要原因(周杰 等,2011)[25]。根據(jù)自由現(xiàn)金流假說,管理層用以應對緊急情況的資金多少取決于企業(yè)自由現(xiàn)金流的多少,而金融資源地理鄰近性提高會給企業(yè)帶來更多的資金供給,從而提升管理層的決策控制權,使其更容易產(chǎn)生控制幻覺和過度自信。此外,當企業(yè)周邊的金融資源集聚時,還會向管理層釋放企業(yè)具有區(qū)位優(yōu)勢的利好信號,這也容易引發(fā)管理層的膨脹和過度自信(許引旺,2008)[26],促使管理層過度關注金融資產(chǎn)的短期利益而忽視其潛在風險,并進行更多的逐利性金融投資。

基于上述分析,本文提出假說H1:當企業(yè)金融化動機以預防性儲蓄為主時,金融資源地理鄰近性提高會抑制企業(yè)金融化(H1a);當企業(yè)金融化動機以追逐利潤為主時,金融資源地理鄰近性提高會促進企業(yè)金融化(H1b)。

2.異質(zhì)性分析

除了金融化動機以外,企業(yè)的金融化行為還會受到諸多企業(yè)及行業(yè)特征的影響,因而金融資源地理鄰近性對企業(yè)金融化的影響會表現(xiàn)出多樣化的異質(zhì)性。從企業(yè)的自身特征來看,不同產(chǎn)權性質(zhì)和規(guī)模的企業(yè)可能存在顯著的異質(zhì)性:首先,國有企業(yè)和大型企業(yè)在信貸資源獲取方面具有產(chǎn)權或規(guī)模優(yōu)勢,其信貸常被認為是具有政府信用或隱性擔保的剛兌資產(chǎn),從而更容易獲得外部融資(蔡慶豐 等,2020)[14]。相比之下,非國有企業(yè)和小型企業(yè)往往面臨著較為嚴重的融資約束問題(夏祥謙 等,2019)[27]。從金融資源地理鄰近性提高的融資約束緩解效應來看,這種融資歧視會強化金融資源地理鄰近性對企業(yè)金融化的影響,使得非國有企業(yè)和小型企業(yè)的金融化行為對金融資源地理鄰近性的變化更為敏感。其次,相對于非國有企業(yè)和小型企業(yè),國有企業(yè)天然的政治關聯(lián)和大型企業(yè)較為穩(wěn)定的實業(yè)收入會促使其更為重視實體業(yè)務的發(fā)展(顧雷雷 等,2020;張金朵 等,2021)[28-29],投資活動更偏向于實體業(yè)務,金融化也相對偏向于預防性儲蓄。因此,金融資源地理鄰近性對企業(yè)金融化(尤其是追逐利潤動機的金融化)的影響在非國有企業(yè)和小型企業(yè)中更為顯著。從企業(yè)所在行業(yè)的特征來看,行業(yè)競爭程度不同的企業(yè)可能具有顯著的異質(zhì)性。根據(jù)前景理論,決策者在面臨可能的收益時更傾向于風險規(guī)避,而在面臨可能的損失時則更傾向于風險偏好。行業(yè)競爭加劇往往會導致平均利潤率減少以及未來盈利預期降低,企業(yè)更容易產(chǎn)生短視行為和套利動機(王紅建 等,2016)[30],從而導致企業(yè)在金融資源地理鄰近性提高帶來金融資源增加后會更多地涉足金融領域以獲得超額收益(張春鵬 等,2019)[31]。因此,企業(yè)所在行業(yè)的競爭程度越高,金融資源地理鄰近性對其金融化的影響越大。

基于上述分析,本文提出以下假說H2:相比于國有企業(yè)、大型企業(yè)、行業(yè)競爭程度較低企業(yè),金融資源地理鄰近性對非國有企業(yè)、小型企業(yè)、行業(yè)競爭程度較高企業(yè)金融化的影響更為顯著。

三、實證研究設計

1.基準模型設定與變量測度

為檢驗金融資源地理鄰近性對企業(yè)金融化的影響,本文設立如下基準模型:

Fini,t=α0+α1Banki,t+γCvi,t+Ind+Year+εi,t

其中,下標i和t分別表示企業(yè)和年份,被解釋變量(Fin)為“企業(yè)金融化”,核心解釋變量(Bank)為“金融資源地理鄰近性”,Cv為一系列控制變量,Ind和Year分別代表行業(yè)和時間固定效應,εi,t為隨機誤差項。

(1)“企業(yè)金融化”的測算。參考杜勇等(2019)、黃賢環(huán)等(2021)的方法[10][7],采用金融資產(chǎn)與總資產(chǎn)的比值來衡量樣本企業(yè)的金融化水平。其中,金融資產(chǎn)包括交易性金融資產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)凈額、持有至到期投資凈額、長期股權投資凈額以及投資性房地產(chǎn)凈額等。此外,考慮到2018年企業(yè)會計準則發(fā)生變化,借鑒張成思等(2020)的做法[32],2018年及以后的企業(yè)金融化水平計算公式為:(交易性金融資產(chǎn)+長期股權投資凈額+投資性房地產(chǎn)凈額+債權投資+其他債權投資+其他權益工具投資+其他非流動性金融資產(chǎn))/資產(chǎn)總額。

(2)“金融資源地理鄰近性”的測算。借鑒李志生等(2020)和蔡慶豐等(2020)的研究[12][14],采用樣本企業(yè)周邊一定范圍內(nèi)的銀行數(shù)量來度量其金融資源的地理鄰近性。具體做法如下:基于企業(yè)地址信息和銀行機構地址信息,使用百度地圖獲取相應的經(jīng)緯度,計算企業(yè)與銀行之間的距離;分別統(tǒng)計企業(yè)周邊3公里、5公里、10公里范圍內(nèi)的銀行數(shù)量并取自然對數(shù),得到相應的3個被解釋變量(“金融資源地理鄰近性3”“金融資源地理鄰近性5”“金融資源地理鄰近性10”)。目前,我國的金融體系由銀行主導,商業(yè)銀行的網(wǎng)點布局基本上可以反映金融資源在地理空間上的分布(蔡慶豐 等,2020)[14]。同時,隨著銀行機構與企業(yè)地理距離的增加,銀行信貸的信息成本、交易成本和監(jiān)督成本會明顯升高(Agarwal et al.,2010;Knyazeva et al.,2012;Hollander et al.,2016)[33-35],導致銀行的信貸決策普遍存在本地偏好,即更愿意向鄰近的企業(yè)提供資金支持。因此,企業(yè)與銀行間的地理距離會影響到其金融資源的獲取,選用企業(yè)周邊一定范圍內(nèi)的銀行數(shù)量作為“金融資源地理鄰近性”的代理變量具有合理性,也符合我國現(xiàn)階段金融發(fā)展的特征。

(3)控制變量的選取與測算。參考相關文獻的研究結果(Bernt et al.,2017;杜勇 等,2019)[36][10],本文選取以下控制變量:一是“企業(yè)規(guī)?！?采用企業(yè)總資產(chǎn)的自然對數(shù)值來衡量;二是“企業(yè)年齡”,采用當期年份減去企業(yè)成立年份后加1的自然對數(shù)值來衡量;三是“償債能力”,采用資產(chǎn)負債率來衡量;四是“盈利能力”,采用凈資產(chǎn)收益率來衡量;五是“成長能力”,采用營業(yè)收入增長率來衡量;六是“現(xiàn)金流狀況”,采用經(jīng)營凈現(xiàn)金流量與期初總資產(chǎn)的比值來衡量;七是“產(chǎn)權性質(zhì)”,國有企業(yè)賦值為1,否則賦值為0;八是“第一大股東持股比例”;九是“獨立董事占比”,采用獨立董事在董事會中的占比來衡量;十是“兩職合一”,董事長和總經(jīng)理兼任賦值為1,否則賦值為0;十一是“地區(qū)人均GDP”,采用樣本企業(yè)所在省份人均GDP的自然對數(shù)值來衡量;十二是“第二產(chǎn)業(yè)占比”,采用樣本企業(yè)所在省份第二產(chǎn)業(yè)占GDP的比重來衡量。

2.樣本選擇與數(shù)據(jù)處理

本文以滬深A股上市公司為研究樣本,樣本期間為2009—2021年,并對初始樣本進行如下篩選:剔除金融業(yè)和房地產(chǎn)業(yè)樣本,剔除ST類樣本,剔除資不抵債樣本,剔除數(shù)據(jù)缺失嚴重的樣本。經(jīng)過篩選,最終獲得26 775個樣本觀測值,并對所有連續(xù)變量進行1%的Winsorize縮尾處理。其中,上市公司的數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫,地區(qū)層面的數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局,銀行業(yè)的數(shù)據(jù)來源于國家金融監(jiān)督管理總局提供的金融許可證信息數(shù)據(jù)庫。表1為主要變量的描述性統(tǒng)計結果?？梢园l(fā)現(xiàn),“企業(yè)金融化”的最大值為0.549,最小值為0,均值為0.078,說明樣本企業(yè)的金融化水平存在明顯差異。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計結果

四、實證檢驗結果分析

1.全樣本基準模型回歸

表2是采用基準模型對全樣本進行檢驗的結果,“金融資源地理鄰近性3”“金融資源地理鄰近性5”“金融資源地理鄰近性10”對“企業(yè)金融化”的估計系數(shù)均在1%的顯著性水平上為正,表明企業(yè)的金融資源地理鄰近性提升會顯著提高其金融化水平,支持假說H1b。該結果也反映出樣本企業(yè)在樣本期間的金融化主要是出于追逐利潤動機。

基于不同的金融化動機,企業(yè)會選擇對不同的金融資產(chǎn)進行投資(彭俞超 等,2018)[6]。一般來講,在預防性儲蓄動機驅動下,企業(yè)會更傾向于投資流動性較高但收益較低的短期金融資產(chǎn);而在追逐利潤動機驅動下,企業(yè)則會更傾向于投資流動性較差但收益較高的長期金融資產(chǎn)。若假說H1b成立,即企業(yè)金融化主要是出于追逐利潤動機,那么金融資源地理鄰近性提高對企業(yè)長期金融資產(chǎn)增加的促進作用會更加明顯,而對企業(yè)短期金融資產(chǎn)的影響較小甚至不顯著?；诖?進一步參照杜勇和王婷(2019)的做法[37],將企業(yè)的金融資產(chǎn)劃分為短期金融資產(chǎn)和長期金融資產(chǎn)兩類,分別檢驗金融資源地理鄰近性對其的影響,回歸結果顯示(見表3):金融資源地理鄰近性的提高顯著增加了企業(yè)的長期金融資產(chǎn),但對短期金融資產(chǎn)沒有顯著影響。這表明金融資源地理鄰近性提高對企業(yè)金融化的促進作用主要來源于長期金融資產(chǎn)的增持,進一步支持了假說H1b。

表3 金融資源地理鄰近性對企業(yè)短期和長期金融資產(chǎn)的影響

2.內(nèi)生性處理與穩(wěn)健性檢驗

(1)內(nèi)生性處理。第一,企業(yè)的金融化會受到多種因素的影響,可能并非隨機選擇的結果,為緩解選擇性偏差問題,進行傾向得分匹配(PSM)檢驗。根據(jù)“金融資源地理鄰近性”的中位數(shù)將樣本劃分為處理組和控制組,以基準模型中的控制變量為協(xié)變量,使用logit模型進行1對1近鄰匹配。匹配結果顯示,處理組和控制組所有協(xié)變量均不存在顯著差異,匹配效果較好。采用匹配后的樣本進行模型回歸,估計結果見表4的Panel A,核心解釋變量的估計系數(shù)顯著為正。第二,為緩解遺漏變量和反向因果關系帶來的內(nèi)生性問題,采用2SLS工具變量法進行檢驗。本文選取了2個工具變量:一是借鑒陳旭等(2022)的做法[38],采用企業(yè)所在城市銀行分支機構數(shù)量與地理坡度標準差的比值作為金融資源地理鄰近性的工具變量。城市中設立的銀行機構越多,企業(yè)的金融資源地理鄰近性也越強,而地形地貌會影響銀行機構的選址分布,因此該工具變量與企業(yè)的金融資源地理鄰近性具有相關性,滿足相關性條件;地理坡度反映地表的陡緩程度,不會受到經(jīng)濟活動的影響,城市的銀行機構數(shù)量基本不受單個企業(yè)金融化的影響,因此該工具變量也滿足外生性條件。二是借鑒張敏等(2018)的思路[39],采用市轄區(qū)內(nèi)除本企業(yè)以外的其他企業(yè)金融資源地理鄰近性的平均值作為金融資源地理鄰近性的工具變量。工具變量法第一階段的檢驗結果顯示,工具變量與核心解釋變量顯著正相關(具體結果略,備索);第二階段的檢驗結果見表4的Panel B和Panel C,Kleibergen-Paap rk LM檢驗和Cragg-Donald Wald F檢驗均顯著拒絕原假設,表明工具變量選取合理,擬合的金融資源地理鄰近性變量的估計系數(shù)顯著為正,表明在緩解內(nèi)生性問題后本文的研究結論依然成立。

表4 PSM檢驗和工具變量檢驗結果

(2)穩(wěn)健性檢驗。為進一步驗證基準模型分析結果的可靠性,進行以下穩(wěn)健性檢驗:一是替換被解釋變量。借鑒杜勇等(2019)和何熙瓊等(2023)的做法[37][40],采用企業(yè)是否持有金融資產(chǎn)(“企業(yè)金融化1”)和持有金融資產(chǎn)總額的自然對數(shù)值(“企業(yè)金融化2”)作為“企業(yè)金融化”的替代變量,重新進行模型檢驗,回歸結果見表5的Panel A。二是更換估計方法?？紤]到部分樣本企業(yè)的金融化水平取值為0,為緩解截斷數(shù)據(jù)對研究結論的影響,改用Tobit模型進行回歸,估計結果見表5的Panel B。三是刪除特殊樣本。一方面,在樣本城市中,北上廣深的金融發(fā)展明顯有別于其他城市;另一方面,新冠疫情的暴發(fā)對企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營活動和投資決策產(chǎn)生了較大影響。為避免上述情況對研究結論的影響,剔除位于北上廣深的企業(yè)樣本以及2020—2021年的樣本后重新回歸,估計結果見表5的Panel C。上述穩(wěn)健性檢驗中,核心解釋變量的估計系數(shù)均顯著為正,表明本文的分析結果具有較好的穩(wěn)健性。

表5 穩(wěn)健性檢驗結果

3.影響機制檢驗

根據(jù)前文的理論分析,金融資源地理鄰近性提高可以通過緩解企業(yè)的融資約束和加劇管理層的過度自信等路徑來促進企業(yè)金融化水平的提升。對此,本文采用江艇(2022)建議的方法[41],以“融資約束”和“管理層過度自信”為被解釋變量,構建如下計量模型進行檢驗:

FCi,t=β0+β1Banki,t+γCvi,t+Ind+Year+εi,t

Ratioi,t=ρ0+ρ1Banki,t+γCvi,t+Ind+Year+εi,t

其中,中介變量FCi,t和Ratioi,t分別為“融資約束”和“管理層過度自信”。參照顧雷雷等(2020)的方法[28],采用FC指數(shù)來衡量樣本企業(yè)受到的融資約束程度,FC指數(shù)越大則企業(yè)的融資約束越強;參考姜付秀等(2009)研究[42],采用管理層前三位薪酬總和與管理層薪酬支付總額的比值來衡量管理層過度自信程度,其值越大則管理層過度自信程度越高。兩種機制檢驗的結果見表6的Panel A和Panel B。3個金融資源地理鄰近性變量對“融資約束”的估計系數(shù)均顯著為負,表明金融資源地理鄰近性的提高有助于緩解企業(yè)的融資約束。融資約束的緩解使企業(yè)可以獲取更多的資金流入,在追逐利潤動機驅動下,企業(yè)會選擇用金融投資代替實體投資,從而提高金融化水平。3個金融資源地理鄰近性變量對“管理層過度自信”的估計系數(shù)均顯著為正,表明金融資源地理鄰近性的提高會加劇企業(yè)管理層的過度自信。過度自信的管理層通常會高估自身能力并低估金融資產(chǎn)的潛在風險,更容易在投資選擇上脫離主營業(yè)務,轉向高風險高收益的金融投資。由此可見,融資約束和管理層過度自信在金融資源地理鄰近性影響企業(yè)金融化中具有中介作用,即存在“金融資源地理鄰近性提高—企業(yè)融資約束緩解—企業(yè)金融化水平提高”和“金融資源地理鄰近性提高—企業(yè)管理層過度自信加劇—企業(yè)金融化水平提高”的影響路徑。

表6 中介作用檢驗結果

4.異質(zhì)性分析

本文采用分組檢驗的方法進行異質(zhì)性分析?；谇拔奶岢龅睦碚摷僬f,進行如下分組:一是根據(jù)企業(yè)的產(chǎn)權性質(zhì)將樣本劃分為“國有企業(yè)”和“非國有企業(yè)”兩個子樣本,二是根據(jù)企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模的中位數(shù)將樣本劃分為“大型企業(yè)”和“小型企業(yè)”兩個子樣本,三是根據(jù)行業(yè)赫芬達爾指數(shù)(基于主營業(yè)務收入計算)的中位數(shù)將樣本劃分為“競爭程度低行業(yè)”和“競爭程度高行業(yè)”兩個子樣本。對各子樣本的檢驗結果顯示(見表7):相對于國有企業(yè)、大型企業(yè)、競爭程度較低行業(yè)的企業(yè),金融資源地理鄰近性提高對非國有企業(yè)、小型企業(yè)、競爭程度較高行業(yè)的企業(yè)金融化的促進作用更強,假說H2得到驗證。

5.進一步分析:金融監(jiān)管和股權集中的調(diào)節(jié)作用

上述分析表明,金融資源地理鄰近的提高會促進企業(yè)逐利性的金融投資,這很有可能加劇企業(yè)的過度金融化。那么,是否存在有效的治理機制可以緩解上述問題?這里嘗試從外部監(jiān)管與內(nèi)部治理兩個角度進行探討。從企業(yè)的外部監(jiān)管來看,有效的金融監(jiān)管可以約束企業(yè)的投資行為,改善企業(yè)的資產(chǎn)配置。一方面,監(jiān)管政策明確限制金融產(chǎn)品的多層嵌套,并對那些具有顯著脫實向虛性質(zhì)的金融項目(如同業(yè)資產(chǎn)、影子銀行以及相關的理財產(chǎn)品)進行重點治理,這能夠有效管控金融機構的資金流向,引導金融資源更多地流向實體經(jīng)濟(黃海濤 等,2020)[43]。另一方面,金融監(jiān)管力度增大還會迫使金融機構更加謹慎地評估企業(yè)資質(zhì)和投資風險,加強對資金流向的控制與監(jiān)管(孟慶斌 等,2023)[44],有助于降低企業(yè)的逐利性金融化傾向。從企業(yè)的內(nèi)部治理來看,股權集中度的提高能夠抑制管理層的投資短視行為,提高公司治理水平(顧雷雷 等,2020)[28]。這是因為,股權集中能夠增加股東在公司治理方面的核心控制權,有利于股東更好地監(jiān)督管理層行為,提高投資決策的科學合理性(李佳,2016)[45]。而且股權集中度的提高還會強化股東利益與企業(yè)長期發(fā)展的關聯(lián)度,使得股東更加關注企業(yè)的長期價值增值而非短期獲利(李雙燕 等,2022)[46]。因此,企業(yè)的股權集中度越高,股東制衡和約束管理層的動機和能力就越強,越有利于抑制管理層過度自信所驅使的逐利性金融化。

基于上述分析,本文認為,金融監(jiān)管的加強和企業(yè)股權的集中有助于改善企業(yè)的資本配置結構,并弱化金融資源地理鄰近性提高對企業(yè)逐利性金融化的促進作用。對此,采用如下調(diào)節(jié)效應模型進行實證檢驗:

Fini,t=φ0+φ1Banki,t+φ2Banki,t×ki,t+φ3ki,t+γCvi,t+Ind+Year+εi,t

其中,調(diào)節(jié)變量(ki,t)有兩個:一是“金融監(jiān)管強度”,二是“股權集中度”,借鑒李佳(2016)和李華民等(2022)的研究[45][47],分別采用樣本企業(yè)所在地區(qū)金融監(jiān)管支出與金融業(yè)增加值的比值和前十大股東持股比例來衡量。調(diào)節(jié)效應模型檢驗結果見表8,“金融資源地理鄰近性×金融監(jiān)管強度”和“金融資源地理鄰近性×股權集中度”的估計系數(shù)均顯著為負,表明外部的金融監(jiān)管和內(nèi)部的股權集中對金融資源地理鄰近性影響企業(yè)金融化具有顯著的負向調(diào)節(jié)作用,即地區(qū)金融監(jiān)管強度的增加和企業(yè)股權集中度的提高會弱化金融資源地理鄰近性提高對企業(yè)金融化的促進作用,進而可以對企業(yè)的過度金融化發(fā)揮積極的治理效應。

表8 調(diào)節(jié)效應檢驗結果

五、結論與啟示

在新發(fā)展階段,發(fā)展經(jīng)濟的著力點應放在實體經(jīng)濟上,必須遏制企業(yè)過度金融化的傾向。金融資源的供給是影響企業(yè)金融化的重要因素之一,由金融機構空間分布決定的金融資源地理鄰近性會對企業(yè)的金融資產(chǎn)配置產(chǎn)生重要影響。值得注意的是,對于不同動機的企業(yè)金融化,金融資源地理鄰近性提高產(chǎn)生的影響存在差異,即對預防性儲蓄動機和追逐利潤動機驅動的企業(yè)金融化分別產(chǎn)生抑制和促進作用。本文以2009—2021年滬深A股上市公司為樣本,基于企業(yè)周邊一定范圍內(nèi)的銀行機構數(shù)量來測度樣本公司的金融資源地理鄰近性,實證檢驗金融資源地理鄰近性對企業(yè)金融化的影響及其機制,結果顯示:(1)金融資源地理鄰近性提高顯著促進了企業(yè)金融化水平提升,且該促進作用主要體現(xiàn)在企業(yè)對長期金融資產(chǎn)的增持上(對企業(yè)短期金融資產(chǎn)的影響不顯著),表明樣本企業(yè)在樣本期間的金融化主要是出于追逐利潤動機;(2)融資約束和管理層過度自信在金融資源地理鄰近性影響企業(yè)金融化中發(fā)揮中介作用,即金融資源地理鄰近性提高可以通過緩解融資約束和加劇管理層過度自信等路徑來促進企業(yè)金融化;(3)相較于國有企業(yè)、大型企業(yè)、行業(yè)競爭程度較低企業(yè),金融資源地理鄰近性提高對非國有企業(yè)、小型企業(yè)、行業(yè)競爭程度較高企業(yè)金融化的促進作用更為顯著;(4)地區(qū)金融監(jiān)管的強化和企業(yè)股權集中度的提高能夠弱化金融資源地理鄰近性對企業(yè)金融化的正向影響,表明金融監(jiān)管和股權集中對企業(yè)過度金融化具有積極的治理效應。

基于上述結論,提出以下幾點啟示:第一,合理布局金融資源,提升金融供給的質(zhì)量和結構。合理的金融資源供給可以促進企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展,但金融資源供給失衡也會對企業(yè)發(fā)展造成負面影響,加劇企業(yè)的過度金融化。因此,在推進金融供給側結構性改革的過程中,管理部門應科學規(guī)劃金融資源的空間布局,防止個別企業(yè)周邊金融資源過度集聚,弱化金融資源不合理布局對企業(yè)發(fā)展的負面影響。第二,加大對實體經(jīng)濟發(fā)展的支持力度,提高實體部門的利潤率。目前,一些企業(yè)出現(xiàn)的過度金融化傾向主要是出于追逐利潤動機,因此,通過減稅降費等財稅政策降低企業(yè)實體經(jīng)營成本,縮減金融與實業(yè)之間的利潤差距,可以有效抑制企業(yè)的逐利性過度金融化。第三,充分發(fā)揮金融支持實體經(jīng)濟的功能,引導資金從金融領域流向生產(chǎn)領域。實施差異化的金融供給政策,補齊金融供給短板,特別是對競爭激烈行業(yè)的企業(yè)和融資較難的非國有企業(yè)及小型企業(yè),應優(yōu)化金融資源供給,有效緩解其面臨的融資約束。第四,政府部門應加強金融監(jiān)管,引導金融行業(yè)回歸本源,高質(zhì)量服務實業(yè)發(fā)展。建立健全金融監(jiān)管體制機制,加強對資金流向的追蹤與監(jiān)管,積極治理企業(yè)的過度金融化行為。第五,金融機構應關注企業(yè)管理層的信息,對可能存在管理層過度自信的企業(yè),可以適當增加資金適用范圍的限定條款并加強貸后管理,減少因管理層過度自信導致企業(yè)盲目金融化。第六,企業(yè)應改善內(nèi)部治理,充分發(fā)揮大股東的監(jiān)管優(yōu)勢,督促管理層更加慎重進行投資決策,降低企業(yè)投資短視行為發(fā)生的可能性。