时间:2020-05-20 作者:徐 思 潘昕彤 作者简介:徐思,华南师范大学经济与管理学院讲师,博士; 潘昕彤,华南师范大学经济与管理学院本科生。 XU Si,PAN Xin-tong
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摘要:
一、引言
近年来,我国以制造业为主体的实体经济,受产能过剩、内生发展动力不足、国内外市场需求不足等因素影响,增长速度明显趋缓,面临着盈利能力下滑的困境;而同期以金融业为代表的虚拟经济却存在投资时限短、回报率高的特点,吸引了大量资本流入。在资本逐利动机的驱使下,许多企业放弃经营的“主战场”,将大量资本用于购买理财产品等活动中。经济中的“脱实向虚”苗头引起了中央的高度关注。习近平总书记在第七十届联合国大会上指出,“2008年爆发的国际经济金融危机告诉我们,放任资本逐利,其结果将是引发新一轮危机”。党的十九大报告也指出,要“深化金融体制改革,增强金融服务实体经济能力”。不难发现,中央已经意识到金融领域可能存在的风险,资源过分流向“以钱生钱”的金融活动将会导致虚拟经济的过度膨胀,对实业投资产生“挤出效应”,甚至引发经济社会的不稳定。
相较于其他类型投资者,机构投资者作为公司治理的重要参与方,拥有着较强的专业分析水平和庞大的资金规模,以略胜一筹的投资能力立足于资本市场(唐松莲和胡奕明,2011;孔东民和林之阳,2017;刘伟,2018)。田澍等(2012)和Lin等(2013)的研究表明企业规模、盈利能力以...
一、引言
近年来,我国以制造业为主体的实体经济,受产能过剩、内生发展动力不足、国内外市场需求不足等因素影响,增长速度明显趋缓,面临着盈利能力下滑的困境;而同期以金融业为代表的虚拟经济却存在投资时限短、回报率高的特点,吸引了大量资本流入。在资本逐利动机的驱使下,许多企业放弃经营的“主战场”,将大量资本用于购买理财产品等活动中。经济中的“脱实向虚”苗头引起了中央的高度关注。习近平总书记在第七十届联合国大会上指出,“2008年爆发的国际经济金融危机告诉我们,放任资本逐利,其结果将是引发新一轮危机”。党的十九大报告也指出,要“深化金融体制改革,增强金融服务实体经济能力”。不难发现,中央已经意识到金融领域可能存在的风险,资源过分流向“以钱生钱”的金融活动将会导致虚拟经济的过度膨胀,对实业投资产生“挤出效应”,甚至引发经济社会的不稳定。
相较于其他类型投资者,机构投资者作为公司治理的重要参与方,拥有着较强的专业分析水平和庞大的资金规模,以略胜一筹的投资能力立足于资本市场(唐松莲和胡奕明,2011;孔东民和林之阳,2017;刘伟,2018)。田澍等(2012)和Lin等(2013)的研究表明企业规模、盈利能力以及信息不对称程度等均会影响机构投资者的投资行为。那么,企业配置金融资产是否会对机构投资者的持股行为产生影响?如果存在,又是通过何种渠道作用于机构投资者的持股决策呢?
基于此,本文选取我国2008~2017年A股上市公司的经验数据,从机构投资者投资行为的视角研究实体企业金融化的经济后果。研究发现:(1)总体而言,实体企业的金融化会导致机构投资者减持;(2)机构投资者具有异质性,将机构投资者划分为交易型机构投资者和稳定型机构投资者后,发现该负向影响仅在稳定型组中显著;(3)企业金融化程度越高,其信息不对称的程度越大,主营业务收入越低且利润可持续性越差,进而负向影响机构投资者的持股比例;(4)企业金融化对机构投资者持股的负相关关系在公司治理效果更差的企业中更为显著;(5)在企业金融化过程中,配置短期金融资产与长期金融资产对于机构投资者投资行为的影响存在结构性差异,机构投资者对于持有较多长期金融资产的企业,投资偏好更为负面。
本文可能的研究贡献主要体现在如下方面:第一,本文基于机构投资者投资决策的视角,为企业金融化的经济后果提供了证据支持,丰富了微观企业行为的理论研究。第二,本文从“企业金融化”视角解释了机构投资者的投资行为,有助于对投资者行为偏好影响因素的相关文献进行补充,对于监管机构合理引导机构投资者的投资决策,维护资本市场稳定、提高资本市场效率也具有参考价值。第三,本文探讨了信息不对称程度、经营业绩水平和公司治理效果对企业金融化与机构投资者投资行为之间关系的影响,对于企业管理层统筹协调各项业务之间的关系,合理配置金融资产和经营资产的比重等也能带来一定的启示。
二、文献综述
就实体企业金融化的动机而言,虽然学界还未形成统一的结论,但究其本质,可以将其总结为金融资产的“蓄水池”和“投资替代”这两种效应。其中,企业对现金资产、短期金融资产的配置以“蓄水池”效应为主,以预防储备和调节企业资金水平为目的;对除这两类资产以外的其他金融资产配置以“替代”效应为主,它以降低实体企业投资为代价,旨在追求金融资产上的收益(胡奕明等,2017;杨筝等,2017)。基于上述逻辑,现有文献围绕着“蓄水池”效应、“投资替代”效应这两条分析主线,分别从实体投资与虚拟投资的收益率差异(Demir,2009;杜勇等,2017)、经济政策不确定性(彭俞超等,2018)等宏观层面,以及融资约束差异(彭俞超和黄志刚,2018)、高管金融经历(杜勇等,2019)、公司业绩(宋军和陆旸,2015;黄贤环等,2019)等微观层面探讨企业金融化的动因。
关于企业金融化的经济后果,由于企业配置金融资产的动机不同,企业金融化造成的经济后果也存在着显著的差异性。一方面,若企业投资金融资产是以“蓄水池”动机为出发点,则持有金融资产更有可能发挥正面效应。企业配置交易性金融资产能降低其投资现金流敏感性,缓解企业面临的融资约束(杨筝等,2017);进一步地,当企业陷入财务困境时,管理者能够通过出售金融资产的方式来对冲企业的流动性风险(彭俞超等,2018)。当企业持有盈余的流动资金时,将其用于购置金融资产不仅能提高资金的使用效率,获取高于一般现金资产的投资收益,还能通过提高企业的资本运作能力来提升企业的综合价值(戚聿东和张任之,2018)。另一方面,若企业出于“投资替代”动机配置金融资产,把自身的资源投放于虚拟经济领域,则持有金融资产更有可能发挥负面效应。在这种情况下,企业配置金融资产会挤出企业的创新投入(Gleadle等,2014;王红建等,2017),降低实物资本投资水平(Orhangazi,2008)以及未来主业业绩(杜勇等,2017),还会损害企业的全要素生产率(盛明泉等,2018),增加企业的财务风险(黄贤环等,2018),最终阻碍企业价值的提升(戚聿东和张任之,2018)。
自2000年以来,我国机构投资者经过快速的发展,已经成为资本市场不可忽视的一支重要力量。相较于其他类型的投资者,机构投资者拥有着较为深厚的专业知识,以及更好的信息发现与挖掘能力(唐松莲和胡奕明,2011;黎文靖和路晓燕,2015),其投资策略更具理性。众多研究表明,中国机构投资者更偏好于投资规模大、增长快、盈利能力强且有着较乐观的增长前景的公司(田澍等,2012;Lin等,2013)。此外,公司治理成效愈佳及信息透明度越高的企业,也更容易吸引机构投资者(江向才,2004)。但是在上述文献中,鲜有文献探讨企业金融化对机构投资者投资行为可能产生的影响,而对该问题进行分析有利于了解机构投资者对企业金融化的解读,对于进一步理解企业金融化的经济后果以及更好地进行后续改革也具有相当的启示意义,因此,这是一个值得深入探讨的问题。
三、理论分析与研究假设
在所有权和控制权相分离的现代企业中,管理者主导着企业的经营决策权。由于管理者和所有人之间的信息不对称,管理者具有通过配置金融资产来谋求私利或维持职业生涯前景的动机和能力。一方面,随着金融业的蓬勃发展,其收益回报率显著高于实体经济的利润率。在资本的逐利性驱使下,作为理性经济人的管理者往往会关注企业的短期利益,更倾向于将资本投资于高风险、高回报的虚拟经济领域,进而忽略企业的长远利益。另一方面,鉴于越来越多的公司实施与业绩挂钩的管理者薪酬激励机制,企业又对金融投资业绩存在着“重奖轻罚”的现象(徐经长和曾雪云,2010;杜勇等,2017),这会促使管理者追求金融投资收益,以达到提升业绩和提高薪酬的目的。如果金融投资出现亏损,管理者也可以将投资的失败归罪于外部环境因素,不会受到过多惩罚(杜勇等,2017)。基于委托代理理论的观点,股东与管理者之间的代理问题很有可能导致实体企业大量投资于金融资产,在这种背景下,企业金融化行为将会导致企业战略的短视化,尽管企业可以通过短期资本投资来盘活资金,反哺实业,但这一目标的实现是以“闲置资金”的存在为前提的。在资源有限的情况下,如果企业将资源大量用于金融资产投资,势必会挤压企业主业经营,尤其主业投资通常具有周期长、不可控因素高、风险大的特点,管理层出于降低私人成本的考虑,也不愿意将资金投入到主业经营(杜勇等,2017)。除此之外,金融资产配置也可能成为企业调节利润的重要工具,可供出售金融资产和交易性金融资产在会计处理层面常被用于粉饰业绩、隐藏坏消息(彭俞超等,2018)。管理层有动机将有限的资金投向“短平快”的金融活动,从而降低企业的财务弹性和实业投资水平,损害未来主业业绩以及全要素生产率,最终造成资金错配问题,阻碍企业价值的提升(Gleadle等,2014;杜勇等,2017;盛明泉等,2018;黄贤环等,2018)。随着机构投资者的投资行为日益趋向长期化与价值化(王静和张天西,2017),会更为看重企业盈利的长期性、稳定性与可持续性。机构投资者具有较强的财务分析能力,企业金融化背后所隐藏主营业务增长乏力的问题,以及由企业金融化所引致的“挤出效应”,均会导致机构投资者倾向于减持此类企业的股份。根据以上分析,本文提出假设1:
H1:实体企业的金融资产配置水平越高,机构投资者的持股比例越低。
同时,已有文献表明,机构投资者具有异质性。不同类型机构投资者的投资偏好存在差异:交易型机构投资者具有较强的短期投机性,主要依靠企业股价的频繁波动获取高额收益;稳定型机构投资者则倾向于长期价值化的投资,主要依靠持股公司的年终分红获取收益。稳定型机构投资者持股期限长,持股比例相对较高,注重对其投资公司的长期关注,因此企业金融化在长期过程中所产生的“挤出”效应更有可能损害稳定型机构投资者的利益,从而使其投资意愿大幅下降;反之,交易型机构投资者短期投资倾向较高,故可能不会太在意企业的金融资产投资行为(陈名芹等,2017)。综上所述,相较于交易型机构投资者,企业金融化会使得稳定型机构投资者具有更加严重的减持行为。因此,本文提出假设2:
H2:相较于交易型机构投资者,企业金融化对稳定型机构投资者持股比例的降低作用更加显著。
四、研究设计
(一)样本选择与数据来源
本文以2008~2017年中国沪深两市A股上市公司作为研究样本,并按照如下原则进行样本处理:(1)剔除金融类行业的样本;(2)剔除相关财务数据存在缺失值的样本。经过以上筛选,最后共得到了16090个观测值。为防止异常值的影响,本文对所有连续性变量在1%和99%水平上进行缩尾处理,此外,本文还对标准误进行公司层面的聚类(cluster)调整。研究中所用的财务数据来自国泰安(CSMAR)、同花顺(iFinD)和万得(Wind)数据库,并进行了交叉核对,市场化程度指标来自王小鲁等(2016)的《中国分省份市场化指数报告》。
(二)模型设计
为了考察企业金融化对机构投资者投资行为的影响,本文建立如下实证模型:
其中,下角标i代表企业,t代表年度。被解释变量为机构投资者持股比例,本文将机构投资者的持股比例之和记为Inst,其中机构投资者主要包括:基金、券商、QFII、保险公司、信托公司、财务公司等。根据刘珺等(2014)和杜勇等(2017)的研究,本文使用企业持有的金融资产比例来衡量企业金融化程度,这里分别采用两种不同的方法划分金融资产范围,用以构建企业金融化指标Fin1、Fin2。其中,Fin1=(交易性金融资产+衍生金融资产+发放贷款及垫款净额+可供出售金融资产净额+持有至到期投资净额+投资性房地产净额)/总资产;Fin2=(交易性金融资产+买入返售金融资产+可供出售金融资产净额+持有至到期投资净额+发放贷款及垫款净额)/总资产。Controls代表一系列控制变量,包含了财务特征、公司治理等基本面信息。具体为公司规模(Size)、财务杠杆(Lev)、公司盈利性(ROA)、成长机会(Growth)、审计质量(Big4)、托宾Q(TobinQ)、市场化程度指数(Market)、业绩波动(Vsales)、公司上市年限(Lnage)、独立董事比例(Indep)、董事长与总经理是否两职合一(Dual)。此外,本文还加入了年度和行业虚拟变量,来控制时间因素和行业因素的影响。具体的变量定义如表1所示。
在模型(1)中,若β1的系数显著为负,则说明企业金融化降低了机构投资者的持股比例;若β1的系数显著为正,则说明企业金融化提高了机构投资者的持股比例。进一步地,基于机构投资者的异质性,本文将机构投资者划分为稳定型机构投资者、交易型机构投资者,然后再对上述模型进行回归分析。
五、实证结果
(一)主要变量的描述性统计
表2列示了主要变量的描述性统计结果。从表2中可以看出,机构持股比例Inst的均值约为36.36%,这与Grinstein和Michaely(2005)、宋玉等(2012)、孔东民和林之阳(2017)的发现较为一致。企业金融化指标Fin1和Fin2的均值分别为3.0%、1.7%,与杜勇等(2017)、刘伟等(2018)的研究结果基本一致。其余控制变量的结果均在合理范围内,未出现异常分布。
(二)企业金融化对机构投资者持股比例的影响
为了考察企业金融化对机构投资者持股比例的影响,本文对模型(1)进行回归分析,表3报告了模型的回归结果。第(1)列结果显示,企业金融资产配置(Fin1)与机构投资者持股比例在10%的水平上显著负相关;经济含义方面,Fin1的回归系数为-7.928,这说明Fin1每增加一个标准差,持股比例(Inst)将大约减少0.50(7.928×0.063)个百分点,这相当于样本均值的1.38%(0.0050/0.3636);第(2)列同样发现类似的结果。以上结果符合H1的预期,即企业金融化程度越高,机构投资者持股比例越低。其中可能的原因是企业管理层存在利用金融资产来隐藏坏消息的动机和能力,从而导致企业与外界之间信息不对称程度加深,机构投资者投资的意愿下降。
控制变量方面,资产规模大(Size)、盈利能力好(ROA)、审计质量高(Big4)、市场价值大(TobinQ)、上市年限长(Lnage)的企业,机构投资者持股比例越高。这与唐跃军和宋渊洋(2010)、宋玉等(2012)、田澍等(2012)的结论是相一致的:机构投资者较为关注公司基本面信息,倾向于投资各方面表现优秀的公司。
本文还进一步探讨企业金融化对不同类型的机构投资者持股比例的影响。借鉴牛建波等(2013)和李争光等(2015;2018)的研究,本文将机构投资者分为稳定型机构投资者和交易型机构投资者,具体做法如下:计算得出企业本年的机构投资者持股比例除以其前三年机构投资者持股比例的标准差,当这一数值小于其年度、行业的中位数时,则认为该企业的机构投资者为交易型机构投资者;反之,则认为该企业的机构投资者为稳定型机构投资者,计算公式为:
稳定型机构投资者对公司状况有着更深入的了解,注重对其投资公司的长期关注,能够更积极地监督企业管理层的行为,是企业的长线投资者;相反地,交易型机构投资者多以投机套利为目的持有公司股票,他们通过频繁地进行股票交易以获取利润,因此不太关注企业的经济行为,故本文预期企业金融化对这两类投资者投资偏好的影响存在着显著的差异。
相较于交易型机构投资者,稳定型的机构投资者更看重企业的长期经营和盈利能力的可持续性(李争光等,2015),当企业将大量资金投资于收益波动性较大的金融资产时,一方面可能会导致企业的主营业务规模缩减,另一方面也会加大企业未来业绩的波动性,从长远来看,这会对企业的长期价值产生不利影响,损害稳定型投资者的利益。因此本文预期,企业金融化对稳定型机构投资者持股比例的降低作用会更为明显。
表4报告了分组回归结果,数据表明企业金融化程度(Fin1、Fin2)与机构投资者持股比例的负相关关系只体现在稳定型机构投资者组,未体现在交易型机构投资者组,说明企业的金融化行为对稳定型机构投资者的“驱逐”效应更加明显。
(三)稳健性检验
为了缓解潜在的内生性问题,本文将从以下两个方面对主要回归结果进行稳健性检验。
1.倾向得分匹配检验
为缓解由于样本的选择性偏差或混杂偏差导致的内生性问题,本文借鉴陈名芹等(2017)、彭俞超等(2018),采用倾向得分匹配(PSM)方法对模型进行重新回归,并按以下步骤挑选对照组:首先,采用Logit模型计算每个样本对应的倾向得分,其中被解释变量Treatment为企业是否参与金融资产投资,解释变量包括基准模型中的控制变量,具体回归结果如表5列(1)、列(3)所示。其次,采用“近邻匹配”方法进行1对1匹配,从当年没有进行金融投资的样本当中取一组与当年进行了金融投资的企业在倾向得分上最接近的企业作为对照组。通过PSM挑选出合适的对照组后,本文基于新的样本进行回归,回归结果如表5的列(2)、列(4)所示,表明本文的结论依然稳健。
2.其他稳健性测试
此外,本文还进行了如下稳健性测试:第一,使用其他金融化指标。借鉴张成思和张步昙(2016)的研究,本文使用金融渠道获利占比指标来衡量金融化,将金融化程度划分为广义口径下的金融化程度Fin3与狭义口径下的金融化程度Fin4,其计算公式为金融化程度=(金融渠道获利-营业利润)/|营业利润|。其中,在广义口径下,金融渠道获利包括非金融企业投资收益、公允价值变动损益及其他综合收益;在狭义口径下,金融渠道获利包括非金融企业投资收益、公允价值变动损益、净汇兑收益扣除对联营和合营企业的投资收益,我们发现在采用新的度量指标后,回归结果没有本质变化,Fin3、Fin4系数仍在1%水平上显著为负。
第二,进一步控制公司固定效应。回归结果没有本质变化,Fin1和Fin2的系数分别在5%与10%水平上显著为负。第三,出于稳健性的考虑,本文还计算了在公司和时间两个维度上聚类(cluster)调整的标准误,回归结果在表6的列(5)和列(6)中报告,结果显示本文结论依然稳健。第四,加入其他控制变量。现有文献表明,企业的资产结构、现金流状况、股价等信息都会显著影响机构投资者的持股决策,本文进一步在回归模型中加入其他控制变量,缓解因遗漏变量带来的内生性问题。在表7的列(1)和列(2)中,我们控制了有形资产比例因素的影响。按照陈名芹等(2017)的方法计算,有形资产比例(Tanasset)等于当年有形资产净值除以总资产,该指标越高,说明有形资产净值占总资产的比例越高。表7的列(1)和列(2)显示,Tanasset的回归系数显著为正,这与陈名芹等(2017)的研究结论是不一致的。但李志军和王善平(2011)认为如果企业的有形资产较多,公司与外部投资者之间的信息不对称程度相对较低,机构投资者一般而言更偏好信息透明度较高的企业,所以他们的持股比例较高,这是对这一现象一个可能的解释。在列(3)和列(4)中,参照宋玉等(2012),我们构建了衡量现金流状况的变量OCF,具体计算公式为经营活动产生的现金流量净额除以总资产,OCF指标越高,说明企业的经营性净现金流量越大。在列(5)和列(6)中,我们考虑将每股股价作为控制变量,每股股价(Price)用当年年末收盘价表示。与前人的研究结论一致,OCF和Price的回归系数均显著为正,说明良好的现金流状况、股价信息与机构投资者的持股决策呈正向关系。在列(7)和列(8)中,我们将有形资产比例(Tanasset)、现金流状况(OCF)和每股股价(Price)都放入模型中进行检验,本文主要实证结果依然显著成立,这表明,本文所发现的企业金融化对机构投资者持股比例的影响是较为稳健的,这在一定程度上缓解了因遗漏变量带来的干扰。
六、进一步研究
(一)作用机制检验
上文实证结果表明,企业金融化程度越高,机构投资者持股比例越低。那么,实体企业金融化究竟是通过何种渠道对机构投资者持股行为产生影响,这中间的传导路径如何?围绕这一问题,本文尝试从企业信息不对称、主业经营业绩角度入手,以便更好地认识和理解企业金融化影响机构投资者行为的作用机理,揭开其中的“黑箱”。
从信息不对称角度出发,一方面,由于金融资产本身具有类型多样、底层结构复杂等性质,客观上加剧了外界与企业之间的信息不对称;另一方面,企业配置金融资产,其目的除了获取高额利润外,也有可能是为了隐藏公司资金不足、业绩下滑等负面消息,这会导致企业从主观上降低信息披露质量,增大与外界之间的信息不对称。众多实证研究表明,信息透明度越低的企业,越不易吸引机构投资者的青睐,机构投资者的投资意愿越低(江向才,2004;唐松莲和胡奕明,2010)。因此,本文预期信息不对称的加大是企业金融化导致机构投资者减持的可能路径。
借鉴樊后裕和丁友刚(2016)、师倩和姚秋歌(2018),本文采用分析师跟踪数量(LnAnalyst)和盈余管理水平(EM)来衡量信息不对称程度。分析师跟踪数量(LnAnalyst)的计算方法为分析师跟踪人数+1取自然对数,分析师跟踪数量越多,表明企业的信息不对称程度越低;盈余管理水平(EM)则由修正琼斯模型计算得出,EM值越大,说明企业盈余管理水平越高,信息不对称程度越高。
表8的Panel A报告了以分析师跟踪数量作为信息不对称程度代理变量的检验结果。列(1)和列(4)为不纳入中介因子的检验结果,企业的金融化程度与机构投资者持股比例呈显著负相关关系;再由列(2)、列(5)可知,Fin1、Fin2的回归系数均在1%的水平上显著为负,说明企业金融化显著减少了分析师的跟踪数量。本文重点关注纳入中介因子后的检验结果即列(3)、列(6)的结果,LnAnalyst的回归系数均在1%的水平上显著为正,说明分析师跟踪数量越多,机构投资者投资意愿越强,同时Fin1的回归系数并不显著,Fin2的回归系数在5%的水平上显著为负,证明信息不对称程度确实是企业金融化影响机构投资者持股比例的中介变量。此外,表8的Panel B报告了以盈余管理水平作为信息不对称程度代理变量的检验结果。如列(1)和列(4)所示,企业的金融化程度显著降低了机构投资者的持股比例;由列(2)、列(5)可知,Fin1、Fin2的回归系数分别在10%和5%的水平上显著为正,说明企业的金融化程度与盈余管理水平呈显著正相关关系;在列(3)与列(6)中,EM的回归系数均在1%的水平上显著为负,说明企业的盈余管理程度将负向影响机构投资者的投资偏好,同时Fin1的回归系数并不显著,Fin2的回归系数则在1%的水平上显著为负,进一步地证明了“企业金融化—信息不对称程度提高—机构投资者减持”的逻辑链条。
此外,企业如果只注重金融资本的经营,绝不是长久之计,将会存在极大的经营风险与财务风险。虽然企业金融化可以增加企业的投资收益,平滑营业利润,但在资本逐利动机的驱使下,管理者尝到“甜头”后很有可能会继续将有限的资金用于金融投资,进而陷入到“配置金融资产—获取收益—配置金融资产”的炒钱循环中(杜勇等,2017)。由此可见,金融配置行为非但没有起到反哺主业的作用,反而导致企业越来越偏离主业的发展。此外,相比于通过主业经营获取的利润,金融资产投资收益波动性较强以及持续性较差,这将会增加企业整体业绩变化的不确定性(惠丽丽等,2019)。因此,本文预期企业投资金融资产不仅会降低企业的主营业务收入,损害主业业绩,而且还会降低企业利润的可持续性,进而“驱逐”机构投资者。为此,本文以Income(主营业务收入/总资产)和Sustained(持续经营净利润自2017年年度财务报表起,利润表新增“持续经营净利润”和“终止经营净利润”项目。因此,持续经营净利润的数据从2017年起,回归时样本量会有所减少。)作为中介变量,并构建以下中介效应模型:
相关检验程序和原理与前文一致,此处不再赘余。
综上所述,金融化程度越高的企业,企业的信息不对称程度越大,主营业务收入越低且利润可持续性越差,进而会负向影响机构投资者的持股比例。
(二)异质性检验
企业金融资产配置与机构投资者持股比例的关系还可能与公司治理效果的好坏有关。现有文献表明企业的公司治理成效愈佳,机构投资者投资意愿越高(江向才,2004;高雷和张杰,2008)。进一步而言,在公司治理较差的企业中,配置金融资产更有可能是出于实现管理者自身利益为目的的投机行为。这里,本文分别使用管理费用和董事会规模衡量公司治理效果,并按该指标的中位数进行分组。表10结果显示,企业金融资产配置与机构投资者持股比例的负相关关系仅体现在管理费用较高以及董事会规模较小的企业中,未体现在管理费用低以及董事会规模大的企业内。这说明良好的公司治理能够对企业内部管理层形成约束,抑制其利用金融资产配置来牟取私利的行为倾向,进而“挽留”机构投资者;相反地,在公司治理较差的企业中,内部管理层受到的监督较弱,其利用金融投资来牟取利益的可能性更大,导致机构投资者更会摒弃这类企业。
(三)金融投资分类
接下来要考虑的问题是,企业配置不同类型的金融资产对于机构投资者投资行为的影响又是否存在差异呢?参照黄贤环等(2018)的做法,本文将金融资产按流动性水平划分为短期金融资产和长期金融资产若使用Fin1作为金融化程度衡量指标,短期金融资产Short1=交易性金融资产/总资产,长期金融资产Long1=(衍生金融资产+发放贷款及垫款净额+可供出售金融资产净额+持有至到期投资净额+投资性房地产净额)/总资产;若使用Fin2作为金融化程度衡量指标,短期金融资产Short2=交易性金融资产/总资产,长期金融资产Long2=(买入返售金融资产+可供出售金融资产净额+发放贷款及垫款净额+持有至到期投资净额)/总资产。。具体模型如下:
表11的第(1)~(4)列分别为短期金融资产和长期金融资产与机构投资者持股比例的回归结果。本文发现,虽然短期金融资产的回归系数为负,但没有通过显著性检验;长期金融资产Long1与Long2的回归系数分别为-8.580、-18.983,且分别在10%与1%水平上显著。这与本文的推测较为一致,企业配置短期性金融资产,通常是为了将闲散或多余的资金充分利用起来,这不仅能起到盘活资金,实现资本保值、增值的作用,还可以增强企业的财务柔性,缓解外部融资约束。因此,企业配置短期金融资产实际上是一项应对未来现金流风险和融资约束的“未雨绸缪”活动,主要表现出“蓄水池效应”(杜勇等,2017;黄贤环等,2018),并不会导致机构投资者减持。相反地,基于资源有限理论,当企业将过多的资金用于配置长期性金融资产,可能会导致企业的实业资本投资被挤出,未来主业业绩遭受损害,企业财务风险上升(王红建等,2017;Tori和Onaran,2018;黄贤环等,2018)。因此,企业持有长期金融资产主要表现出“挤出效应”,是一种“舍本逐末”的行为。机构投资者作为理性投资者,对于持有长期金融资产的企业,投资偏好也会更为负面。
七、结论与启示
近年来,越来越多的实体企业为了获取高额回报将资金投向高风险的虚拟经济领域,企业金融化的趋势逐渐引起了政府和学术界的广泛关注。本文选择2008~2017年中国A股非金融类上市公司的经验数据,考察了企业金融资产配置对机构投资者投资行为的影响。实证结果显示,机构投资者总体上对企业金融化持消极态度;在区分机构投资者的异质性后,本文发现企业金融资产配置主要降低稳定型机构投资者的持股比例。作用机制分析表明,金融化程度越高的企业,企业的信息不对称程度越大,主营业务收入越低且利润可持续性越差,从而负向影响机构投资者持股行为;金融资产配置与机构投资者持股之间的负相关关系在公司治理更差的企业中更为显著。此外,本文还发现,相较于持有短期金融资产的企业,机构投资者对于持有长期金融资产的企业,投资偏好更为负面。
根据以上研究结论,本文提出如下建议:(1)企业应该合理配置金融资产和经营资产,把握金融资产的持有比例。企业配置金融资产的行为一定程度上影响机构投资者的投资行为与偏好,企业应强化统筹协调经营业务与金融投资业务之间的关系,合理分配资金用途以增加自身价值,并赢得机构投资者的青睐。(2)组间差异分析表明,企业金融化与机构投资者持股比例的负相关关系在公司治理更差的企业中更为显著。企业理应集中精力规范公司治理结构,完善公司治理机制,有效发挥公司治理的监督作用,降低企业金融化的负面效应。(3)优化金融资产持有结构。不同类型的金融资产对机构投资者投资行为的影响存在着结构性差异,企业可适当配置短期金融资产,为企业提供资金支持,预防资金短缺情况;同时,企业也要谨慎配置长期金融资产,切实留意金融化过程中可能带来的实业投资降低、财务风险上升等一系列负面影响,避免过度的金融化。
(责任编辑 周愈博)
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