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      金融化適度性對企業(yè)杠桿率調(diào)整的影響

      2021-10-18 06:34:14吳立力
      關(guān)鍵詞:適度性回歸系數(shù)金融資產(chǎn)

      吳立力

      (四川大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院,四川 成都 610065)

      一、引言

      中國經(jīng)濟邁入新常態(tài)以來,虛擬經(jīng)濟的“熱”和實體經(jīng)濟的“冷”形成鮮明對比,經(jīng)濟“脫實向虛”和企業(yè)部門高杠桿率成為經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展階段面臨的嚴峻問題。微觀層面,企業(yè)金融化作為“脫實向虛”的典型形式,表現(xiàn)為非金融企業(yè)逐漸偏離主營業(yè)務(wù),加大金融資產(chǎn)投資比重,以金融渠道獲利作為主導(dǎo)的盈利模式[1]。根據(jù)CSMAR的數(shù)據(jù),2007-2018年間,非金融上市公司持有非貨幣金融資產(chǎn)總規(guī)模由2 547億元上升至1.66萬億元(1)非貨幣金融資產(chǎn)口徑與文中計算金融化適度性時選擇的金融資產(chǎn)范疇保持一致。計算方法亦相同。;平均而言,金融投資收益占營業(yè)利潤的比重達到20%左右[2]。2008年全球金融危機后,中國非金融企業(yè)部門債務(wù)規(guī)模保持高速增長態(tài)勢,國際清算銀行(BIS)數(shù)據(jù)顯示:2018年企業(yè)部門杠桿率高達151%,居全球主要經(jīng)濟體前列。然而,企業(yè)杠桿率偏高的結(jié)構(gòu)性問題集中于國有、大型規(guī)模企業(yè)以及產(chǎn)能過剩行業(yè)之中[3]。為實現(xiàn)宏觀杠桿率趨穩(wěn)和逐步下降,2018年中央提出“結(jié)構(gòu)性去杠桿,將企業(yè)去杠桿尤其是國有企業(yè)降杠桿作為重點,逐步將企業(yè)負債降到合理水平”。2019年2月,習近平總書記在中共中央政治局第十三次集體學(xué)習時指出,要“深化金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革,增強金融服務(wù)實體經(jīng)濟能力,強化財政政策與貨幣政策的逆周期調(diào)節(jié)作用,在推動高質(zhì)量發(fā)展中防范化解風險”。可見,如何防止經(jīng)濟“脫實向虛”、推動結(jié)構(gòu)性去杠桿、實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展,是當前亟待研究的重點課題。

      從理論層面來看,企業(yè)投融資行為是動態(tài)相關(guān)的,企業(yè)實際資本結(jié)構(gòu)趨向目標資本結(jié)構(gòu)調(diào)整勢必受到金融投資影響,無論是“去杠桿”、“加杠桿”還是“穩(wěn)杠桿”,本質(zhì)上都是資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整的過程[4-6],可見企業(yè)金融化與杠桿率動態(tài)調(diào)整之間存在著關(guān)聯(lián)。另外,企業(yè)的金融化行為具有雙重經(jīng)濟效應(yīng),一方面,預(yù)防儲蓄動機下企業(yè)適度金融化能增加資產(chǎn)流動性,以金融投資收益平滑企業(yè)業(yè)績,緩解融資約束;另一方面,投資趨利動機下的過度金融化,屬于投資決策中的資源錯配行為,會擠壓主業(yè)投資資金,抑制創(chuàng)新投入,引起未來主業(yè)業(yè)績下降[7]。由此可見,在我國實體企業(yè)金融化趨勢加劇可能存在過度金融化風險的背景下,探討企業(yè)金融化的適度性并且區(qū)分不同程度金融化對企業(yè)杠桿率調(diào)整的影響,具有一定理論價值和實踐意義。鑒于此,本文在測度金融化適度性的基礎(chǔ)上,甄別出企業(yè)的過度金融化和未過度金融化,考察企業(yè)金融適度性對企業(yè)杠桿率調(diào)整速度的影響??紤]到政府干預(yù)的制度因素與不同類型企業(yè)的差異,還將探討宏觀經(jīng)濟政策的調(diào)節(jié)效應(yīng)及企業(yè)異質(zhì)性的非對稱影響。

      本文可能的邊際貢獻為:第一,從適度性視角豐富了企業(yè)金融化行為影響資本結(jié)構(gòu)動態(tài)決策的相關(guān)研究。通過OLS擬合最優(yōu)金融化水平并測度出金融化適度性,發(fā)現(xiàn)企業(yè)過度金融化對杠桿率調(diào)整速度產(chǎn)生抑制作用,未過度金融化則表現(xiàn)為促進作用,這有助于理解過度金融化是導(dǎo)致企業(yè)高杠桿率及“去杠桿”進程緩慢的原因。第二,鮮有文獻對企業(yè)金融化程度、宏觀經(jīng)濟政策、企業(yè)杠桿率調(diào)整三者之間關(guān)系進行深入探討。研究貨幣政策、財政政策以及產(chǎn)業(yè)政策,在金融化適度性影響企業(yè)杠桿率調(diào)整過程中的調(diào)節(jié)效應(yīng),拓展了宏觀經(jīng)濟政策與微觀企業(yè)投融資行為交互影響的研究范疇。第三,考慮企業(yè)異質(zhì)性,發(fā)現(xiàn)企業(yè)金融化適度性對杠桿率調(diào)整的影響以及宏觀經(jīng)濟政策效應(yīng)主要體現(xiàn)在非國有和過度負債企業(yè)中,這為決策部門治理實體企業(yè)“脫實向虛”和推進結(jié)構(gòu)性去杠桿進程中分類監(jiān)管、靶向施策提供了一定的微觀證據(jù)。

      二、文獻綜述

      (一)企業(yè)金融化及其經(jīng)濟影響的相關(guān)研究

      由于金融資產(chǎn)兼具流動性貯藏和投資獲利的雙重屬性,學(xué)者們將企業(yè)金融化動機歸結(jié)為預(yù)防儲蓄和投資趨利。對于前者,企業(yè)將富余資金轉(zhuǎn)換為金融資產(chǎn)形成預(yù)防性儲蓄,面對流動性風險和融資約束時,變現(xiàn)金融資產(chǎn)能緩解資金壓力[8]。對于后者,企業(yè)追求金融投資高收益增加金融資產(chǎn)配置,會擠出實物資產(chǎn)投資,增強對金融投資獲利渠道的依賴性[9]。隨著實體投資收益率下降和金融投資收益率上升,大多學(xué)者認為企業(yè)金融化的投資趨利動機更為強烈。關(guān)于企業(yè)金融化的經(jīng)濟后果,多數(shù)研究認為金融化給企業(yè)經(jīng)營帶來負面影響,例如抑制企業(yè)創(chuàng)新[10]、抑制企業(yè)價值[11]、損害主業(yè)業(yè)績[12]、抑制全要素生產(chǎn)率[13]等。少數(shù)學(xué)者關(guān)注到了企業(yè)異質(zhì)性金融化的差別影響,如王少華等(2020)[14]研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)未過度金融化緩解了現(xiàn)金流約束,促進企業(yè)創(chuàng)新;而過度金融化強化了金融渠道獲利依賴,阻礙企業(yè)創(chuàng)新。胡云峰等(2020)[15]研究發(fā)現(xiàn)適度金融化助推企業(yè)生產(chǎn)效率的改進,而過度金融化阻礙企業(yè)生產(chǎn)效率的提升。

      (二)企業(yè)杠桿率調(diào)整影響因素的相關(guān)研究

      企業(yè)杠桿率等價于企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)[16],學(xué)術(shù)界更多使用“資本結(jié)構(gòu)調(diào)整”研究企業(yè)杠桿率的相關(guān)問題。動態(tài)權(quán)衡理論認為企業(yè)存在最優(yōu)或目標資本結(jié)構(gòu),企業(yè)圍繞著目標資本結(jié)構(gòu)向上或向下持續(xù)調(diào)整以趨近目標資本結(jié)構(gòu)[17];由于資本市場不完備,調(diào)整到目標資本結(jié)構(gòu)的調(diào)整速度往往低于預(yù)期[18]。關(guān)于資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度的影響因素,主要圍繞調(diào)整成本從企業(yè)特征和宏觀環(huán)境兩方面展開。如Faulkender等(2012)[19]認為現(xiàn)金流影響資本結(jié)構(gòu)的調(diào)整速度;黃繼承等(2016)[20]發(fā)現(xiàn)經(jīng)理薪酬越高使得公司向上調(diào)整資本結(jié)構(gòu)的速度越快。宏觀因素中,Cook和Tang(2010)[21]發(fā)現(xiàn)宏觀經(jīng)濟增長是影響資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度的重要因素;何德旭等(2020)[22]發(fā)現(xiàn)高貨幣政策不確定性影響了銀行信貸決策,對企業(yè)資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整產(chǎn)生阻礙。

      (三)企業(yè)金融化與企業(yè)杠桿率調(diào)整之間關(guān)系的相關(guān)研究

      隨著我國“去杠桿”政策的實施,部分學(xué)者開始研究企業(yè)金融化對資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整的影響。如劉貫春等(2019)[23]將金融渠道獲利作為經(jīng)濟金融化指標,發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟金融化程度越高,資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度越慢;安素霞和劉來會(2020)[24]研究表明,商業(yè)信用融資能夠緩解企業(yè)金融資產(chǎn)配置與資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度之間的負向關(guān)系;廉永輝和黎夢瑤(2020)[25]研究顯示,企業(yè)金融化降低了資本結(jié)構(gòu)向上調(diào)整速度,在規(guī)模較小、盈利狀況較差和非國有企業(yè)中負向關(guān)系更顯著。田新民等(2020)[26]實證發(fā)現(xiàn)企業(yè)金融化與資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度存在負向關(guān)系,通過降低主業(yè)業(yè)績和影響企業(yè)信息透明度阻礙資本結(jié)構(gòu)調(diào)整。此外,貨幣政策、財政政策、產(chǎn)業(yè)政策等宏觀經(jīng)濟政策也對企業(yè)投融資產(chǎn)生影響[27-29]。

      現(xiàn)有研究圍繞企業(yè)金融化、企業(yè)杠桿率調(diào)整以及企業(yè)金融化對企業(yè)杠桿率調(diào)整的影響等方面取得了富有價值的成果,為本文研究提供了較好的參考,但在以下方面仍有待改進:一方面,較少涉及企業(yè)金融化的適度性以及不同程度金融化的異質(zhì)性分析,使得企業(yè)金融化影響資本結(jié)構(gòu)調(diào)整的結(jié)論可能存在偏頗。另一方面,側(cè)重于考察宏觀經(jīng)濟政策對企業(yè)投資或融資的單向影響,鮮有探討宏觀經(jīng)濟政策在企業(yè)金融化與企業(yè)杠桿率二者之間的調(diào)節(jié)作用,對不同類型企業(yè)的影響差異也關(guān)注不足。

      三、理論分析與研究假設(shè)

      (一)金融化適度性的理論解析

      企業(yè)一定時期內(nèi)擁有的金融資源是有限的,企業(yè)金融化實質(zhì)是企業(yè)將所控制金融資源中原本用于主業(yè)發(fā)展的資金投入到金融理財、投資性房地產(chǎn)等虛擬經(jīng)濟領(lǐng)域。因此,企業(yè)金融化適度性可理解為企業(yè)金融資源是否被合理開發(fā)和充分利用,反映了金融投資與主業(yè)發(fā)展之間的協(xié)調(diào)程度,表現(xiàn)為實際金融化與最優(yōu)金融之間的適配水平[15]。最優(yōu)金融化為企業(yè)推動主業(yè)發(fā)展的最好金融投資水平,使得企業(yè)持有或轉(zhuǎn)讓金融資產(chǎn)實現(xiàn)金融資源利用的價值最大化。由于企業(yè)經(jīng)營狀況和外部宏觀環(huán)境存在不確定性,企業(yè)金融化行為動機和持有金融資產(chǎn)數(shù)量是變化的,企業(yè)金融化水平難以固定在最優(yōu)水平上,使得金融化適度性呈現(xiàn)出非平衡性(2)由于適度金融化屬于理想狀態(tài),故本文未進行單獨討論。。一方面,當企業(yè)金融化實際水平未到達最優(yōu)水平時,金融化適度性表現(xiàn)為未過度金融化。基于預(yù)防儲蓄目的,企業(yè)持有金融資產(chǎn)以“蓄水池”效應(yīng)為主。通過配置金融資產(chǎn)最大化利用金融資源,使得金融化的實際水平趨近于最優(yōu)水平,能夠緩解融資約束,實現(xiàn)超額利潤,促進主業(yè)發(fā)展。另一方面,當企業(yè)金融化實際水平超出最優(yōu)水平時,金融化適度性表現(xiàn)為過度金融化。投資趨利動機下,金融資產(chǎn)“擠出”效應(yīng)更為明顯。過度金融化企業(yè)對有限金融資源的配置出現(xiàn)扭曲,短期內(nèi)擠出主業(yè)投資資金,長期將抑制企業(yè)持續(xù)發(fā)展。此時企業(yè)應(yīng)該減少金融投資,使金融化的實際水平逐漸回歸到最優(yōu)水平。

      (二)金融化適度性與企業(yè)杠桿率調(diào)整

      金融化適度性對企業(yè)杠桿率調(diào)整的影響可以從資產(chǎn)流動性與抵押擔保能力兩方面闡述。一方面,金融資產(chǎn)的短期限與高可逆性,有助于提升企業(yè)資產(chǎn)流動性,加快企業(yè)杠桿率調(diào)整。金融資產(chǎn)的處置成本相對于固定資產(chǎn)更低,金融資產(chǎn)和債務(wù)融資之間存在替代關(guān)系[30],企業(yè)將金融資產(chǎn)轉(zhuǎn)換為現(xiàn)金資產(chǎn)能夠在短期內(nèi)還本付息,應(yīng)對財務(wù)困境。此外,隨著金融投資收益增加,企業(yè)獲得更多內(nèi)源融資,會減少銀行信貸以緩釋高杠桿的債務(wù)成本壓力。另一方面,金融資產(chǎn)對固定資產(chǎn)具有“擠出效應(yīng)”,導(dǎo)致抵押擔保能力不足,抑制企業(yè)杠桿率調(diào)整。由于固定資產(chǎn)投資存在高昂的調(diào)整成本,在“利潤最大化”管理模式驅(qū)動下,企業(yè)的投資偏好傾向從期限長的固定資產(chǎn)轉(zhuǎn)向期限較短、收益率更高的金融資產(chǎn)。當前,中國仍然是以銀行信貸渠道為主的間接融資體系,抵押品是企業(yè)獲取銀行信貸的必要前提。隨著金融化適度性上升,企業(yè)持有金融資產(chǎn)比重更高,有形資產(chǎn)比例更低,這會減少外部融資機會,不利于杠桿率調(diào)整。據(jù)此推斷,抵押擔保能力下降對企業(yè)杠桿率調(diào)整產(chǎn)生的抑制作用可能強于企業(yè)資產(chǎn)流動性上升產(chǎn)生的促進作用?;诖?,提出如下假設(shè)。

      H1a金融化適度性對企業(yè)杠桿率的調(diào)整速度產(chǎn)生抑制作用。

      當企業(yè)處于過度金融化時,投機套利動機更強,持有金融資產(chǎn)比例更高、結(jié)構(gòu)更為復(fù)雜,短期變現(xiàn)能力受到制約,使得金融化對資產(chǎn)流動性的促進作用減弱。同時,企業(yè)依賴金融渠道獲利容易忽視主業(yè)發(fā)展,形成“增加金融資產(chǎn)→依賴金融獲利→減少實體投資”的循環(huán),這會加劇外部融資約束。因此,過度金融化企業(yè)的資產(chǎn)流動性和抵押擔保能力同時下降。當企業(yè)未過度金融化時,企業(yè)為盤活閑置資金使用效率,傾向于投資低風險、短期限金融資產(chǎn),配置比例也較低。此外,企業(yè)適度持有金融資產(chǎn)可以減輕外部融資依賴、改善經(jīng)營業(yè)績,擁有更多的內(nèi)源資金,利于緩解現(xiàn)金流約束[31]。同時,企業(yè)的未過度金融化不會擠占經(jīng)營投資,金融資產(chǎn)流動性和抵押擔保能力相對穩(wěn)定。由此,提出如下假設(shè)。

      H1b過度金融化對企業(yè)杠桿率的調(diào)整速度產(chǎn)生抑制作用,未過度金融化對企業(yè)杠桿率的調(diào)整速度產(chǎn)生促進作用。

      (三)金融化適度性、宏觀經(jīng)濟政策與企業(yè)杠桿率調(diào)整

      作為宏觀調(diào)控的重要工具,貨幣政策影響企業(yè)投融資的微觀機制包括價格和信貸渠道。首先,寬松的貨幣政策通過擴大信貸供給和降低資金利率,增強銀行貸款積極性,緩解企業(yè)融資約束[32]。按照“金融加速器”理論,寬松貨幣政策能夠修繕企業(yè)資產(chǎn)負債表,提升抵押擔保品價值,同時又緩釋了企業(yè)預(yù)防儲蓄動機,使得金融資產(chǎn)對債務(wù)融資的替代作用減小。此外,寬松貨幣政策下的過剩流動性可能進入金融領(lǐng)域,推高金融資產(chǎn)價格,增加投資套利機會。如上所述,寬松的貨幣政策帶來了良好外部投融資環(huán)境,有利于增強信貸獲得性并保持流動性,致使金融化對杠桿率的影響被弱化。對于過度金融化企業(yè),信貸資金可能被用于投資金融資產(chǎn)從而引致資金在金融部門空轉(zhuǎn)。由此,提出如下假設(shè)。

      H2a寬松的貨幣政策會削弱金融化適度性對企業(yè)杠桿率調(diào)整的負向影響,政策調(diào)節(jié)效應(yīng)在過度金融化企業(yè)中更為明顯。

      財政政策通過補貼和稅收兩條渠道作用于企業(yè)投融資。一方面,財政補貼作為支持企業(yè)投資的重要外部資金來源,為企業(yè)金融投資或固定資產(chǎn)投資提供資金支持,對企業(yè)投資產(chǎn)生“擠入效應(yīng)”。同時,財政補貼對于企業(yè)外部融資具有正向激勵,向金融機構(gòu)傳遞出積極信號,有助于通過銀行信貸調(diào)整杠桿率。另一方面,稅收優(yōu)惠是刺激企業(yè)投資最為有效的政策工具,稅收激勵對企業(yè)權(quán)益性投資起到的促進作用要顯著強于固定資產(chǎn)投資[33],能夠提高企業(yè)投資率、勞動生產(chǎn)率以及資本產(chǎn)出率[34]。因此,寬松的財政政策增加了企業(yè)可支配收入,減緩金融化對杠桿率的影響。對于過度金融化企業(yè),財政政策激勵效應(yīng)強化了投資趨利動機。由此,提出如下研究假設(shè)。

      H2b寬松的財政政策會削弱金融化適度性對企業(yè)杠桿率調(diào)整的負向影響,政策調(diào)節(jié)效應(yīng)在過度金融化企業(yè)中更為明顯。

      產(chǎn)業(yè)政策指政府對產(chǎn)業(yè)發(fā)展進行直接干預(yù)和間接引導(dǎo),對入選產(chǎn)業(yè)的企業(yè)給予優(yōu)惠和政策扶持,通過債務(wù)和權(quán)益融資影響企業(yè)投融資。債務(wù)渠道方面,產(chǎn)業(yè)政策所支持企業(yè)一般具有更高的信用擔保預(yù)期,有利于緩解融資約束,易于取得更大規(guī)模的信貸融資從而推高杠桿率。權(quán)益渠道方面,政府補助、稅收優(yōu)惠等為入選企業(yè)提供了再融資及配股機會,便于企業(yè)從資本市場上獲得股權(quán)融資或直接增加公司的現(xiàn)金流[35]??梢?,產(chǎn)業(yè)政策偏向性實質(zhì)上直接增強了企業(yè)融資能力,弱化了金融化對杠桿率的影響。對于過度金融化企業(yè),將產(chǎn)業(yè)政策給予的流動資金投入到金融市場追逐短期利潤的動能更強。由此,提出如下假設(shè)。

      H2c偏向性的產(chǎn)業(yè)政策會削弱金融化適度性對企業(yè)杠桿率調(diào)整的負向影響,政策調(diào)節(jié)效應(yīng)在過度金融化企業(yè)中更為明顯。

      綜上所述,本文繪制了金融化適度性、宏觀經(jīng)濟政策與企業(yè)杠桿率的邏輯關(guān)系示意圖,如圖1所示。

      圖1 金融化適度性、宏觀經(jīng)濟政策與企業(yè)杠桿率的關(guān)系

      四、研究設(shè)計

      (一)樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

      考慮到2007年前后新舊會計準則差異,本文以2007-2018年中國滬深A(yù)股非金融類上市公司年度數(shù)據(jù)作為研究樣本。計算最優(yōu)金融化水平和目標杠桿率需要滯后1期,因此實證研究的區(qū)間為2008-2018年。剔除ST類企業(yè)、金融業(yè)(J)和房地產(chǎn)業(yè)(K)企業(yè)、資產(chǎn)負債率大于1和小于0、觀測數(shù)據(jù)缺失以及2012年以后上市的公司樣本,得到22 476個公司-年度觀測值。為消除異常值的干擾,對企業(yè)連續(xù)變量在1%與99%分位進行了Winsorize處理。數(shù)據(jù)來源:國泰安數(shù)據(jù)庫、萬得數(shù)據(jù)庫以及中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。

      (二)核心變量設(shè)計及測度

      1.被解釋變量:企業(yè)杠桿率

      與大多學(xué)者研究資本結(jié)構(gòu)問題時所選變量一致,采用資產(chǎn)負債率即總負債占總資產(chǎn)比重作為企業(yè)杠桿率(Lev)的代理變量。

      2.解釋變量:金融化適度性

      金融化適度性反映出企業(yè)實際金融化水平(Fin)與最優(yōu)金融化水平(Ofin)之間的適配程度,兩者之差即為金融化適度性(Exfin)的代理變量,數(shù)值越小表示金融化適度性越高。金融化適度性表現(xiàn)為三種情形:(1)當Fin>Ofin時,企業(yè)為過度金融化狀態(tài);(2)當Fin

      Finit=α0+α1Finit-1+α2Sizeit-1+α3Tagit-1+α4Growit-1+α5Cfoit-1+α6Ebitit-1+α7Ageit-1+Σindustry+Σyear+εit

      (1)

      其中,i和t分別表示企業(yè)和時期,F(xiàn)init和Finit-1分別表示當期和上一期企業(yè)金融化水平。選取以下變量來擬合企業(yè)最優(yōu)金融化,包括有形資產(chǎn)占比(Tag)、經(jīng)營性現(xiàn)金流(Cfo)、企業(yè)規(guī)模(Size)、成長機會(Grow)、盈利能力(Ebit)、企業(yè)年齡(Age)。Industry、Year分別為行業(yè)和年度虛擬變量。經(jīng)過對原始樣本OLS回歸擬合出企業(yè)的最優(yōu)金融化水平,識別出2008-2018年21 283個樣本數(shù)據(jù),其中9 932個樣本企業(yè)為未過度金融化,占總樣本的46.67%;11 351個樣本企業(yè)為過度金融化,占總樣本的53.33%。

      3.調(diào)節(jié)變量:宏觀經(jīng)濟政策

      (1)貨幣政策。參考鄧路等(2020)[37]的做法,選擇M2增長率與GDP增長率、CPI增長率的差值作為貨幣政策度量方式,以年度差值的中位數(shù)為臨界值判定貨幣政策松緊度,設(shè)置貨幣政策虛擬變量Mp。M2-CPI-GDP大于中位數(shù)時為貨幣政策相對寬松期,Mp=1;M2-CPI-GDP小于中位數(shù)時為貨幣政策相對緊縮期,Mp=0。據(jù)此測算,2009年、2010年、2012年、2013年、2014年、2015年為貨幣政策相對寬松年;2007年、2008年、2011年、2016年、2017年與2018年為貨幣政策相對緊縮年。

      (2)財政政策。本文考慮了財政收入調(diào)控的政策效應(yīng),選擇財政支出增長率與財政收入增長率的差值作為財政政策評價指標,以年度差值的中位數(shù)為臨界值判定財政政策松緊度,設(shè)置財政政策虛擬變量Fp。差值大于中位數(shù)時為財政政策相對寬松期,F(xiàn)p=1;差值小于中位數(shù)時為財政政策相對緊縮期,F(xiàn)p=0。據(jù)此測算,2008年、2009年、2012年、2015年、2016年、2018年為財政政策相對寬松年;2007年、2010年、2011年、2013年、2014年、2017年為財政政策相對緊縮年。

      (3)產(chǎn)業(yè)政策。參考楊興全等(2018)[38]的做法,將“十一五”、“十二五”和“十三五”國民經(jīng)濟規(guī)劃中明確提到“重點發(fā)展”“重點扶持”“支柱產(chǎn)業(yè)”“優(yōu)先發(fā)展”“做大做強”“大力發(fā)展”“著力培養(yǎng)”語句的產(chǎn)業(yè),視作產(chǎn)業(yè)政策偏向行業(yè),設(shè)置虛擬變量Ip。屬于產(chǎn)業(yè)政策偏向行業(yè)時,Ip=1,否則Ip=0。本文22 476個觀測樣本中,16 864個樣本入選產(chǎn)業(yè)政策偏向樣本,占比為66.13%。

      參考已有文獻,選取可能影響企業(yè)杠桿率的公司特征變量進行控制。實證研究所涉及全部變量的定義見表1,描述性統(tǒng)計見表2。

      表1 相關(guān)變量定義及測度方式

      (三)模型設(shè)定

      參照劉貫春等(2019)[23]的研究,在標準資本結(jié)構(gòu)局部調(diào)整模型中引入企業(yè)金融化變量構(gòu)建拓展的局部調(diào)整模型,考察金融化適度性對企業(yè)杠桿率調(diào)整速度的影響。標準資本結(jié)構(gòu)局部調(diào)整模型為

      (2)

      同時,本文將企業(yè)目標杠桿率函數(shù)設(shè)定為

      (3)

      其中,向量組Xit為控制決定企業(yè)杠桿率的微觀特征變量,包括企業(yè)規(guī)模(Size)、有形資產(chǎn)占比(Tag)、經(jīng)營性現(xiàn)金流(Cfo)、成長機會(Grow)、盈利能力(Ebit)、企業(yè)年齡(Age)、非債務(wù)稅盾(Lntax)、行業(yè)杠桿結(jié)構(gòu)特征(Medlev)。將模型(3)帶入模型(2),整理得到

      Levit=αλ+(1-λ)Levit-1+γλXit+μi+eit

      (4)

      參考姜付秀和黃繼承(2011)[39]的建模思路,在模型(4)右側(cè)引入企業(yè)金融化行為及其與企業(yè)杠桿率的交互項Fait-1*Levit-1,得到擴展的局部調(diào)整模型

      Levit=αλ+(1-λ)Levit-1+βFait-1+θFait-1*Levit-1+γλXit+μi+eit

      (5)

      模型(5)中,F(xiàn)a表示企業(yè)金融化行為,選擇金融化適度性Exfin和實際金融化水平Fin兩個指標進行回歸,分析中以金融化適度性Exfin的回歸結(jié)果為主。此外,μi表示個體效應(yīng),eit為誤差項,服從白噪聲序列。系數(shù)反映了企業(yè)杠桿率平均調(diào)整速度,速度快慢以(1-λ)表示。同時,F(xiàn)ait-1回歸系數(shù)β的符號一般為負,F(xiàn)ait-1*Levit-1回歸系數(shù)θ是關(guān)注的重點。針對假說H1a,本文預(yù)期全樣本企業(yè)回歸中系數(shù)θ顯著為正。對于假說H1b的分組檢驗中,本文預(yù)期在過度金融化企業(yè)樣本中回歸系數(shù)θ顯著為負,未過度金融化企業(yè)樣本中回歸系數(shù)顯著為正。

      進一步地,為討論宏觀經(jīng)濟政策在金融化適度性與企業(yè)杠桿率之間的調(diào)節(jié)效應(yīng),參考Miguel和Pindado(2001)[40]的思路,將企業(yè)金融化行為Fait以及企業(yè)金融化行為與宏觀經(jīng)濟政策的交互項Fait*Mat引入模型(4),構(gòu)建如下擴展的局部調(diào)整模型

      Levit=αλ+(1-λ)Levit-1+βFait+δFait*Mat+γλXit+μi+eit

      (6)

      其中,宏觀經(jīng)濟政策(Ma)評價維度的代理變量分別為貨幣政策(Mp)、財政政策(Fp)和產(chǎn)業(yè)政策(Ip)?;貧w系數(shù)β的符號一般為負,F(xiàn)ait*Mat的回歸系數(shù)δ是關(guān)注的重點。對于假說H2a、H2b、H2c,本文預(yù)期全樣本企業(yè)中系數(shù)δ顯著為正。分組檢驗中,在過度金融化企業(yè)樣本中系數(shù)δ顯著為正,未過度金融化企業(yè)樣本中系數(shù)δ顯著性和符號不確定。

      參考王朝陽等(2018)[6]的做法,采用固定效應(yīng)方法對模型(5)和模型(6)進行回歸。鑒于面板數(shù)據(jù)回歸中可能存在殘差項截面依賴和時間序列依賴,回歸過程中對標準誤差進行了年度(Year)和公司(Firm)層面的Cluster處理。

      五、實證結(jié)果與分析

      (一)金融化適度性與企業(yè)杠桿率調(diào)整:基準回歸

      表3報告了模型(5)的回歸結(jié)果。列(1)和(2)為全樣本回歸結(jié)果,以Fin、ExFin作為金融化變量估計得到L.Lev的回歸系數(shù)分別為0.492 2、0.578 9,表明2008-2018年間企業(yè)杠桿率年均調(diào)整速度為50%左右;交互項Fin*L.Lev、ExFin*L.Lev的回歸系數(shù)在1%的水平上均顯著為正,表明金融化適度性與企業(yè)杠桿率調(diào)整速度負相關(guān),即金融化適度性降低了企業(yè)杠桿率的調(diào)整速度,金融化程度越高,杠桿率調(diào)整速度越慢,支持了假設(shè)H1a。列(3)和(4)為過度金融化樣本回歸結(jié)果,列(4)中Exfin的系數(shù)為負,ExFin*L.Lev的系數(shù)為正,均通過1%水平的顯著性檢驗;未過度金融化樣本估計結(jié)果如列(5)和列(6),Exfin以及ExFin*L.Lev的回歸系數(shù)均為負,通過1%水平的顯著性檢驗;這表明過度金融化抑制企業(yè)杠桿率的調(diào)整速度,未過度金融化則促進企業(yè)杠桿率的調(diào)整,假設(shè)H1b得以驗證??梢?,金融化適度性與企業(yè)杠桿率調(diào)整速度之間并非穩(wěn)定的負向關(guān)系,取決于金融化的適度性,企業(yè)過度和未過度兩種金融化狀態(tài)對杠桿率調(diào)整速度的影響方向相反。

      表3 金融化適度性與企業(yè)杠桿率調(diào)整:基準回歸結(jié)果

      (二)宏觀經(jīng)濟政策的調(diào)節(jié)效應(yīng)

      1.貨幣政策的調(diào)節(jié)效應(yīng)

      表4報告了金融化適度性、貨幣政策松緊度與企業(yè)杠桿率的回歸結(jié)果。列(1)和列(2)為全樣本回歸結(jié)果,F(xiàn)in和Exfin的回歸系數(shù)均在1%的顯著水平上為負,交互項Fin*Mp和ExFin*Mp的回歸系數(shù)均在1%的顯著水平上為正。另外,過度金融化企業(yè)樣本(列(4))中ExFin*Mp的回歸系數(shù)為正,通過了10%水平的顯著性檢驗;未過度金融化樣本(列(6))中ExFin*Mp的回歸系數(shù)為負,但未能通過顯著性檢驗。以上結(jié)論驗證了假設(shè)H2a,即相對寬松的貨幣政策通過增加貨幣供給和降低融資成本,會顯著緩解金融化適度性對企業(yè)杠桿率調(diào)整的負向影響,對于過度金融化企業(yè)的影響更為顯著。

      表4 金融化適度性、貨幣政策松緊度與企業(yè)杠桿率調(diào)整

      2.財政政策的調(diào)節(jié)效應(yīng)

      表5報告了金融化適度性、財政政策松緊度與企業(yè)杠桿率的回歸結(jié)果。全樣本中(列(1)和列(2)),F(xiàn)in和Exfin的回歸系數(shù)均為負,交互項Fin*Fp和ExFin*Fp的回歸系數(shù)均為正,通過1%水平的顯著性檢驗。另外,企業(yè)過度金融化樣本(列(4))中ExFin*Fp的回歸系數(shù)在5%水平上顯著為正,而企業(yè)未過度金融化樣本(列(6))中ExFin*Fp的回歸系數(shù)未能通過顯著性檢驗。以上結(jié)論支持了假設(shè)H2b。相對寬松的財政政策通過增加財政支出和減少財政收入,進一步刺激了企業(yè)的投融資需求,使得金融化適度性對企業(yè)杠桿率調(diào)整的負向影響減弱,對于過度金融化企業(yè)的影響更為顯著。

      表5 金融化適度性、財政政策松緊度與企業(yè)杠桿率調(diào)整

      3.產(chǎn)業(yè)政策的調(diào)節(jié)效應(yīng)

      表6報告了金融化適度性、產(chǎn)業(yè)政策偏向性與企業(yè)杠桿率的回歸結(jié)果。列(1)和列(2)為全樣本回歸結(jié)果,F(xiàn)in和Exfin的回歸系數(shù)均為負,交互項Fin*Ip和ExFin*Ip的回歸系數(shù)均為正,均通過1%水平的顯著性檢驗。在過度金融化企業(yè)樣本(列(4))中ExFin*Ip的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正,而未過度金融化樣本(列(6))中ExFin*Ip的回歸系數(shù)未能通過顯著性檢驗。以上結(jié)論支持了假設(shè)H2c,說明偏向性的產(chǎn)業(yè)政策改善了入選企業(yè)的外部融資環(huán)境,緩解了融資約束,使得金融化適度性對企業(yè)杠桿率調(diào)整的抑制作用被弱化,對于過度金融化企業(yè)的影響更加顯著。

      表6 金融化適度性、產(chǎn)業(yè)政策偏向性與企業(yè)杠桿率調(diào)整

      (三)穩(wěn)健性檢驗

      為確保實證結(jié)果的可靠性,本文還進行了以下穩(wěn)健性檢驗:(1)內(nèi)生性問題。將所有金融變量視為內(nèi)生變量,選取滯后1-3期作為內(nèi)生性工具變量,采用工具變量法(IV-2SLS)進行回歸,以緩解模型中可能存在的內(nèi)生性問題。(2)改變金融化適度性的測算方法。選取樣本企業(yè)所在行業(yè)金融化水平的中位數(shù)作為最優(yōu)金融化水平的甄別標準,計算出金融化適度性指標作為代理變量進行回歸。(3)改變宏觀經(jīng)濟政策的測度方式。一是選擇中國人民銀行每季度發(fā)布的“貨幣政策感受指數(shù)”平均值大于中位數(shù)的年度識別為貨幣政策相對寬松年。二是將財政赤字水平為正值的年度識別為財政政策相對寬松年。三是縮小產(chǎn)業(yè)政策偏向行業(yè)的界定范圍,將“五年”規(guī)劃中提及某一行業(yè)“重點發(fā)展”、“重點扶持”和“大力發(fā)展”的行業(yè)作為產(chǎn)業(yè)政策重點偏向行業(yè)。(4)考慮金融危機效應(yīng)。為了排除金融危機可能造成的估計偏差,剔除2008年和2009年樣本,選擇2010—2018年作為樣本區(qū)間進行回歸。以上檢驗結(jié)論均未發(fā)生實質(zhì)性改變。限于篇幅,未列示穩(wěn)健性檢驗的相關(guān)結(jié)果。

      六、企業(yè)異質(zhì)性分析

      (一)企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的異質(zhì)性

      按照產(chǎn)權(quán)性質(zhì)將全樣本企業(yè)劃分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)(2)根據(jù)CSMAR(國泰安)數(shù)據(jù)庫提供的登記注冊類型來界定,將上市企業(yè)中中央國有企業(yè)、地方國有企業(yè)歸類為國有企業(yè),其余企業(yè)類別為非國有企業(yè)。,對模型(5)和(6)進行分組回歸,結(jié)果如表7。列(1)和(2)中,L.Lev的回歸系數(shù)分別為0.628 5、0.546 3,表明非國有企業(yè)杠桿率的調(diào)整速度更快。列(3)和(4)中,Exfin*Mp的回歸系數(shù)分別為0.037 4、0.139 9,前者未通過顯著性檢驗,后者通過5%水平的顯著性檢驗。列(5)和(6)中,Exfin*Fp的回歸系數(shù)分別為0.041 3、0.116 7,分別通過10%和1%水平的顯著性檢驗。列(7)和(8)中,Exfin*Ip的回歸系數(shù)分別為0.141 9、0.220 7,分別通過5%和1%水平的顯著性檢驗。由此可知,金融化適度性對于企業(yè)杠桿率調(diào)整的抑制作用,以及寬松貨幣政策和財政政策與偏向性產(chǎn)業(yè)政策的調(diào)節(jié)效應(yīng),主要體現(xiàn)在非國有企業(yè)中。

      表7 金融化適度性、宏觀經(jīng)濟政策與企業(yè)杠桿率調(diào)整:產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性

      (二)企業(yè)負債程度的異質(zhì)性

      參考許曉芳等(2020)[41]的做法,對企業(yè)是否過度負債進行劃分(3)本文采用兩步最優(yōu)廣義矩估計法GMM2S(Two-Step GMM)估計目標杠桿率,并通過Anderson(P)和Cragg-Donald(F)檢驗。將實際杠桿率高于目標杠桿率的企業(yè)劃分為過度負債企業(yè),低于目標杠桿率的企業(yè)劃分為負債不足企業(yè)。限于篇幅,未匯報目標杠桿率估計的檢驗結(jié)果。,運用模型(5)和(6)進行分組估計,結(jié)果如表8。列(1)和(2)中,L.Lev的回歸系數(shù)分別為0.463 8、0.494 2,均通過1%的顯著性檢驗,表明過度負債企業(yè)杠桿率的平均調(diào)整速度略微更快。列(3)和(4)中,Exfin*Mp系數(shù)分別為0.067 9、-0.001 6,前者通過5%水平的顯著性檢驗,后者未通過顯著性檢驗。列(5)和(6)中,Exfin*Fp系數(shù)分別為0.083 7、0.010 0,前者在1%水平上通過顯著性檢驗,后者未通過顯著性檢驗。列(7)和(8)中,Exfin*Ip系數(shù)分別為0.157 9、0.097 7,分別通過1%和10%水平的顯著性檢驗。由此可知,金融化適度性對于企業(yè)杠桿率調(diào)整的抑制作用,以及寬松貨幣政策和財政政策與偏向性產(chǎn)業(yè)政策的調(diào)節(jié)效應(yīng),在過度負債企業(yè)中更為明顯。

      表8 金融化適度性、宏觀經(jīng)濟政策與企業(yè)杠桿率調(diào)整:負債程度異質(zhì)性

      七、研究結(jié)論與政策啟示

      在中國非金融企業(yè)金融化趨勢加劇和高杠桿率的背景下,以2007-2018年中國非金融類上市公司為研究樣本,測度了企業(yè)金融化適度性,通過擴展的資本結(jié)構(gòu)局部調(diào)整模型,從金融化適度性角度考察了企業(yè)金融化對企業(yè)杠桿率調(diào)整的影響,探討了宏觀經(jīng)濟政策的調(diào)節(jié)效應(yīng)以及企業(yè)異質(zhì)性的非對稱特征。研究結(jié)論如下:第一,金融化適度性與企業(yè)杠桿率調(diào)整速度顯著負相關(guān),但二者關(guān)系并非穩(wěn)定的負向關(guān)系,取決于金融化的適度性,企業(yè)過度金融化對杠桿率調(diào)整速度具有抑制作用,而企業(yè)未過度金融化對杠桿率調(diào)整速度具有促進作用。第二,從宏觀經(jīng)濟政策效應(yīng)看來,寬松的貨幣政策和財政政策以及偏向性產(chǎn)業(yè)政策,會削弱金融化適度性對企業(yè)杠桿率調(diào)整的負向影響,政策調(diào)節(jié)效應(yīng)在過度金融化企業(yè)中更為明顯。第三,基于企業(yè)異質(zhì)性方面發(fā)現(xiàn),金融化適度性對企業(yè)杠桿率調(diào)整的抑制作用以及宏觀經(jīng)濟政策調(diào)節(jié)效應(yīng),在不同類型企業(yè)中呈現(xiàn)非對稱特征,在非國有和過度負債企業(yè)中表現(xiàn)得更為顯著。

      本文的研究結(jié)論具有以下啟示:第一,對于非金融企業(yè)而言,要區(qū)別對待不同程度金融化行為的經(jīng)濟效應(yīng),實現(xiàn)金融投資與杠桿率調(diào)整的良性互動。投資趨利動機下企業(yè)過度金融化導(dǎo)致了杠桿率居高不下以及“去杠桿”難度加大。因此,企業(yè)應(yīng)基于長期戰(zhàn)略來決策金融資產(chǎn)與實業(yè)投資的配置比例,主動提升金融化的適度性,發(fā)揮適度金融化在加快杠桿率調(diào)整方面的積極作用,從而遏制過度金融化的負面效應(yīng)。第二,對于監(jiān)管部門而言,加強對企業(yè)金融投資行為的常態(tài)監(jiān)管,引導(dǎo)高負債企業(yè)主動去杠桿。一方面,應(yīng)明確規(guī)定企業(yè)所投資金融資產(chǎn)的適用范圍、資金規(guī)模、經(jīng)營資質(zhì)和資金來源,防止信貸資金空轉(zhuǎn)套利,堅決打擊金融領(lǐng)域的違規(guī)違法行為。另一方面,支持企業(yè)通過杠桿置換、實施債轉(zhuǎn)股、參與資本市場直接融資來優(yōu)化債務(wù)結(jié)構(gòu),緩解企業(yè)因依賴于銀行渠道融資導(dǎo)致杠桿率過高。第三,對于決策層而言,宏觀經(jīng)濟政策應(yīng)保持松緊適度,通過精準施策支持實體經(jīng)濟發(fā)展,有序推進供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革。如保持貨幣供應(yīng)合理充裕、減輕實體稅負壓力、維持產(chǎn)業(yè)政策平衡等,這不僅有利于抑制實體企業(yè)“脫實向虛”,也有助于推動企業(yè)杠桿率調(diào)整。另外,政府部門要結(jié)合企業(yè)異質(zhì)性制定結(jié)構(gòu)性和差異化的微觀政策,重點關(guān)注非國有和過度負債的企業(yè)。

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