摘要：本文以公司购买理财产品作为切入点,研究了公司金融化对投资不足的影响。本文的研究发现,总体上公司购买理财产品越多,投资效率越低,主要体现为投资不足的程度越高。在此基础上,如果公司当年购买了非银行理财产品,则对投资不足的影响更大。进一步的研究中,本文还检验了融资约束和微观经营环境不确定性对购买理财产品与投资不足两者关系的调节作用。我们发现融资约束越强,公司购买理财产品对投资不足的影响越大;微观经营环境不确定性越大,公司购买理财产品对投资不足的影响越大。
关键词：理财产品;投资不足;金融化;
Abstract：BasedonWealthManagementProducts(WMPs),thispaperstudiestheeffectoffinancializationoninvestmentefficiency.ThispaperfindsthatthemoreWMPscompaniesbuy,thelowerinvestmentefficiencywillbe,whichismainlyreflectedinthehigherdegreeofinsufficientinvestment.Andpurchasingnon-bankWMPshasagreatereffectontheunder-investmentofcompanies.Furtherstudyexaminesthemoderatingeffectoffinancialconstraintsandmicro-operatingenvironmentuncertaintyontherelationshipbetweenpurchasingWMPsandunder-investment.Wefindthatthestrongerthefinancialconstraintsare,themorepronouncedtherelationshipbetweenpurchasingWMPsandunder-investmentis.Andalsothegreaterthemicro-operatingenvironmentuncertaintyis,themorepronouncedtherelationshipbetweenpurchasingWMPsandunder-investmentis.
Keyword：WealthManagementProducts;Under-investment;Financialization;
一、引言
近年来,上市公司购买理财产品的现象越来越普遍。一方面,购买理财产品作为一种灵活性的资金管理方式是公司生产经营过程中提高资金使用效率的正常需求。另一方面,上市公司过度参与理财投资,使得产业资本“脱实向虚”,将间接抬高实体经济融资成本(胡奕明等,2017),不利于提高社会资源配置效率。
现有文献认为非金融企业持有金融资产比例是衡量公司金融化的重要指标之一(Orhangazi,2008;Duchin,2010)。一种观点认为配置金融资产可以提高资产流动性(Tornell,1990),缓解企业的融资约束,进而推动实业投资,即“蓄水池”效应。另一种观点认为金融化会抑制企业实业投资,比如Orhangazi(2008)发现金融资产的高收益率使得企业固定资产投资减少,即挤出效应。
事实上,以往国内外的研究(Demir,2009;杜勇等,2017)都是从财务报表科目出发估计金融化程度,没有直接测度某一种金融投资活动。因此以往研究所衡量的金融化程度是一种估计值,指标本身存在内生性问题。此外,以往研究度量的金融资产包括了交易性金融资产、持有至到期资产、长期股权投资和投资性房地产(彭俞超等,2018)等多个维度。这些金融资产的性质差异较大,企业配置这些金融资产的动机也相差较大,因而可能对企业投资效率的作用机理也不同。
本文从公司购买理财产品的视角出发讨论金融化与企业投资效率的关系,一是因为近年来上市公司购买理财产品越来越普遍,是公司金融化的重要标志之一(胡奕明等,2017),多数研究认为各类理财产品是金融资产的主要组成部分之一(宋军和陆旸,2015;彭俞超等,2018)。因而本文采用理财产品具有一定的代表性。二是根据2012年证监会发布的《上市公司监管指引第2号——上市公司募集资金管理和使用的监管要求》,上市公司需要详细披露投资的理财产品类型、金额和收益等情况。这为我们提供了国外金融化研究所不具备的独特数据,为研究该问题提供了必需的数据基础。
本文以2011-2016年A股上市公司作为研究对象,在CSMAR数据库公司购买理财产品数据的基础上进行手工核对整理,研究上市公司购买理财产品与投资效率的关系。本文的研究发现,总体上公司购买理财产品越多,投资效率越低,主要体现为投资不足的程度越高。在此基础上,如果公司当年购买了非银行理财产品,则对投资不足的影响更大。进一步的研究中,本文还检验了融资约束和微观经营环境不确定性对购买理财产品与投资不足两者关系的调节作用。我们发现融资约束越强,公司购买理财产品对投资不足的影响越大;微观经营环境不确定性越大,公司购买理财产品对投资不足的影响越大。
本文的研究具有一定现实意义,近年来上市公司购买理财产品的现象引起监管层、学术界和社会公众的瞩目和热议。事实上,证监会2017年发布《发行监管问答——关于引导规范上市公司融资行为的监管要求》要求上市公司在提出再融资申请时不能有较大规模委托理财等财务投资行为。因此,我们认为上市公司投资理财产品已经成为较为普遍,并且较为重要的经济问题,值得我们对此进行专门研究。
本文的理论贡献在于,一是对公司金融化的度量方法有所补充。以往研究都是从报表科目出发,对公司整体金融化水平进行估计和度量,包含多种差异较大的金融化业务,并且是估计值,可能存在一定内生性问题。而公司投资理财产品的情况较为单一明确,投资动机差异也较小,因而指标本身存在的内生性问题较小,是对以往金融化衡量方法的有效补充。二是在以往研究关注宏观经济因素(Demir,2009;杜勇等,2017)的基础上,本文进一步发现公司面临的融资约束越强、微观经营环境不确定性越大,则购买理财产品对投资不足的影响更大。本文的发现为进一步完善和发展公司金融化相关理论提供了新的证据。
本文余下部分的结构安排如下:第二部分制度背景和研究假设,第三部分研究设计,第四部分实证分析,第五部分稳健性检验,最后是研究结论。
二、制度背景与研究假设
随着中国利率市场化改革的不断推进和金融产品推陈出新,理财产品迅速兴起,并且实体企业和各类机构正逐渐成为理财产品的主要购买力之一。上市公司购买理财产品的经济后果尚无定论,一方面公司对闲置资金进行多元化配置,能够提高资金使用效率,优化企业资源配置。但另一方面,上市公司如果过度依赖理财投资,而不是将资金用于股份回购、分红、员工激励或主营业务投资,将会影响未来发展。
从个例来看,不少上市公司购买理财产品较为激进,可能存在资产配置过度“金融化”的问题。例如新湖中宝2016年累计购买理财产品超200亿元,理财产品收益为9600万元,占到了扣除非经营性损益后归属母公司净利润的17%。中国神华2016年累计投资理财超过310亿元,占公司股东净资产的10%以上。监管机构也注意到上市公司过度投资理财产品的问题,2017年证监会发布《发行监管问答——关于引导规范上市公司融资行为的监管要求》,指出上市公司近期持有较大规模委托理财等财务投资行为将会影响其申请再融资,此举被视作对上市公司过度购买理财产品的限制(杜勇等,2017)。
目前的研究认为,公司购买各类理财产品属于金融化的范畴,并且过度参与委托理财不仅不利于公司自身经营发展,还会导致社会资金流向如房地产行业等(胡诗阳等,2019),致使实体经济和虚拟经济发展失衡。学术界关于企业配置金融资产的动机有两种观点。一种观点从企业现金持有理论出发,认为企业持有一定量现金和现金类资产是一种类似“蓄水池”的预防性措施,可以预防不确定的现金流冲击,促进企业投资和经营发展。但近年来,另一种观点认为过度配置金融资产则导致金融化,对企业生产性投资产生挤出效应,降低实体企业投资效率(Orhangazi,2008;Demir,2009)。
不同于以往文献包含各类金融资产,从而难以界定金融化对企业投资的影响。理财产品差异相对较小,比如理财产品的变现能力、风险和投资收益都差异不大,因此上市公司投资理财产品的动机应该较为相同。杜勇等(2017)指出管理层出于自身动机,可能会形成“配置金融资产-获取收益-配置金融资产”的短期炒钱行为。因此,上市公司如果追求短期投资收益,配置过多理财产品,则可能会减少当期的生产性投资。
以往研究发现中国公司持有各类金融资产越多,则其创新能力越弱,实业投资越低(张思成和张步昙,2016),并对未来主营业务产生负面影响。因此,我们认为公司配置过多的理财产品,则可能会影响其进行生产性投资,降低投资效率。
证监会2017年发布《发行监管问答——关于引导规范上市公司融资行为的监管要求》要求上市公司在提出再融资申请时不能有较大规模委托理财等财务投资行为,说明监管机构也认为上市公司存在过度配置理财产品的迹象,可能会导致“脱实向虚”等问题,对生产性投资具有挤出效应,不利于提高资本市场的资源配置效率。据此,我们提出本文的假设H1:
H1:公司购买理财产品越多,投资效率越低,主要体现为投资不足的程度越高。
虽然上市公司主要购买风险较低、收益率也较低的银行理财产品1,但仍有部分上市公司会配置信托、证券、基金和保险等非银行金融机构的理财产品。一般而言,非银行金融机构受到的监管较松,其发行的理财产品收益率和风险都较高。因此,我们认为购买非银行理财产品的公司更看重金融资产带来的投资回报,其动机更符合挤出效应的逻辑。以往的实证研究(Orhangazi,2008;张思成和张步昙,2016)也发现,追求金融资产带来的投资回报是公司金融化的主要原因之一,将会抑制公司的生产性投资。据此,我们提出本文的假设H2:
H2:购买非银行理财的公司,其购买理财产品对投资不足的影响更大。
根据现金持有理论(Duchin等,2017),融资约束强的公司,其现金-现金流敏感性更高(Almeida等,2004),同时更可能出现投资不足的情况。这是因为面临融资约束的公司,现金的价值更大,因而可能对生产性投资更为谨慎。融资约束还会影响到公司对金融资产的选择,面临较强融资约束的公司,往往会选择风险水平较低的安全性金融资产,更看重金融资产的流动性。Tornell(1990)指出面临融资约束时,公司可能会选择投资流动性较强的金融资产,而非进行固定资产投资。理财产品是中国存款利率双轨制的产物(胡诗阳等,2019),风险较小,且流动性高。因此,我们认为相比于其他金融资产而言,面临融资约束越强的公司,更可能购买更多理财产品,并且减少生产性投资。据此,我们提出本文的假设H3a:
H3a:融资约束越强,公司购买理财产品对投资不足的影响越大。
另一方面,公司面临的微观生产经营环境不确定性也会影响购买理财产品和投资效率的关系。有研究(Demir,2009)认为不确定性是导致公司过多配置金融资产,减少实体投资的主要原因之一。因而,上市公司购买理财产品可能是为了规避生产经营过程的不确定性。以往的研究更多探讨宏中观层面的经济不确定性如货币政策(胡奕明等,2017)和地区金融生态环境(杜勇等,2017)对金融资产配置的影响。然而,宏中观层面的不确定性是通过传递到微观层面,影响企业生产经营的不确定性,进而改变企业的决策(申慧慧等,2012)。因此,如果公司面临的生产经营环境不确定性越高,则越可能购买更多理财产品,并且减少生产性投资。据此,我们提出本文的假设H3b:
H3b:经营环境不确定性越大,公司购买理财产品对投资不足的影响越大。
三、研究设计
(一)研究样本
本文的样本期间为2011年至2016年,从2011年开始是因为在此之前购买理财产品的上市公司很少,不具有代表性。上市公司购买理财产品原始数据和财务数据来自国泰君安CSMAR数据库,在此基础上我们比对Wind数据库和上市公司相关公告和财务报告附注对理财产品数据进行手工核对和整理。根据以往研究惯例,本文对以下样本进行删除:(1)剔除金融行业公司;(2)剔除总资产或所有者权益为负的公司;(3)剔除了当年IPO的公司;(4)剔除ST类上市公司;(5)剔除所需相关财务数据不足的上市公司。最终获得12424个公司年样本,其中购买理财产品的有3034个公司年样本。
表1报告了样本分布。论文使用的样本量占购买理财产品上市公司总量的81%,比较具有代表性。分年度来看,2011年仅有19家上市公司样本,随着购买理财的上市公司迅速增多,2016年有911家购买理财产品的上市公司样本。其中因为2012年10月至2014年1月间A股停发IPO,因而2013年,2014年需要剔除的样本较少。
表1样本年度分布
(二)变量定义和模型设计
1.上市购买理财产品的衡量
本文采用两种方法衡量上市公司购买理财产品的程度。第一种方法采用上市公司投资理财产品的平均金额乘以平均投资期限加1,并取自然对数得到WMP1。WMP1的值越大,说明上市公司购买理财产品越多。第二种方法在第一种方法的基础上,采用回归拟合分析上市公司配置理财产品的程度。
WMP_targett=α0+α1Sizet-1+α2Industry+α3Year+∈t(1)
模型(1)中WMP_targett表示考虑了资产规模和行业因素后公司配置理财产品的目标值,Sizet-1是公司上一年度总资产的自然对数,Industry和Year表示公司所在行业和年度。∈t表示上市公司当年实际购买理财产品的情况与目标值的残差,∈t的值越大说明上市公司购买理财产品越多。为了使得观测分布更均匀,我们对∈t进行百分位赋值得到上市公司购买理财产品的指标WMP2,WMP2在[0,1]间分布并且值越大表示上市公司购买理财产品越多。此外,如果上市公司当年投资了包括信托、基金、证券等非银行机构的理财产品,则NonBank为1,否则为0。
2.投资效率和投资不足的衡量
本文采用Richardson(2006)的模型衡量投资效率和投资不足。具体模型如下:
Invt=α0+α1Sizet-1+α2Levt-1+α3Aget-1+α4Casht-1
+α5Growtht-1+α6Rett-1+α7Invt-1+α8WMP1t-1
+Year+Industry+εt(2)
模型(2)中,Invt表示经回归拟合估计的公司t年度正常生产性投资水平,然后用该年度公司实际投资水平减去正常投资水平Invt,得到的残差εt表示该年度公司非效率投资水平。由于购买理财产品本质上也属于一种投资行为,控制变量在以往研究的基础上,还增加了上一期购买理财产品的程度WMP1t-1。回归的残差εt的绝对值Ainvt表示投资效率,Ainvt越大,则投资效率越低。残差εt小于0时,取绝对值得到Underinv表示投资不足;残差εt大于0时,Overinv表示过度投资。
3.融资约束
我们采用现金-现金流敏感性(Almeida等,2004)度量融资约束。Almeida等(2004)提到面临融资约束的公司需要保持较高的流动性,会将更多现金流以现金的方式留存,因此融资约束越高的公司,现金-现金流敏感性越强。借鉴以往文献(连玉君等,2010)的做法,采用模型(3)估计现金-现金流敏感性。
ΔCasht=α0+β1CFLOWt+β2TOBINt+β3Sizet+β4EXPENt+β5ΔSLRt+Industry+Year+εt(3)
其中,ΔCash是公司当年现金持有量的变动值,CFLOW是经营性现金流净值,其回归系数β1代表现金-现金流敏感性,β1越大则现金-现金流敏感性越高,融资约束的程度越大。控制变量包括投资机会(TOBIN),总资产规模(Size),资本支出净额(EXPEN)和短期债务变动(ΔSLR)。我们对回归系数β1进行百分化处理得到融资约束变量FC,FC在[0,1]间分布并且值越大,融资约束的程度越大。
4.经营环境不确定性
外部环境的不确定性通过造成公司经营活动的波动,从而对公司经营决策产生影响。参考前人研究(Ghosh和Olsen,2009)使用公司经营业绩的波动衡量经营环境不确定性。
Salet=α0+α1Year+εt(4)
其中,Sale为销售收入,Year为虚拟变量取最近三年的情况。模型(4)的残差εt为非正常销售收入,作为未经行业调整的环境不确定性。参照Ghosh和Olsen(2009),除以行业未经调整的环境不确定性中位数,作为公司经过行业调整后的环境不确定性。沿用申慧慧等(2012)的做法,采用当年环境不确定性和上一年的差值ΔEU,作为衡量环境不确定性的指标。
5.回归模型
上市公司购买理财产品可能受其他因素的影响,这些因素可能会混淆购买理财产品和投资不足的因果关系,我们采用PSM(PropensityScoreMatching)的方法将购买理财产品的公司和没有购买理财产品的公司进行匹配,遏制选择性误差,从而缓解内生性问题。
首先,PSM第一阶段从没有购买理财产品的样本中找到与购买了理财产品的样本最相近的对照组观测。我们选取上一期上市公司总资产和货币资金作为标准,同时控制行业和年度,计算倾向匹配得分并寻找对照组。按照倾向匹配得分,我们对购买了理财产品的样本和没有购买理财产品的样本进行匹配,最后得到共计6060个公司年观测。在此基础上,我们使用以下回归模型对文章的假设进行检验。
参考以往研究(胡诗阳和陆正飞,2015)的做法,我们采用以下模型检验本文的假设。
投资效率等t=α0+α1WMPt+∑其他控制变量t
+Year+Industry+εt(5)
采用模型(5)检验本文的假设H1,其中因变量包括投资效率Ainvt,投资不足Underinv和过度投资Overinv。自变量采用WMP1和WMP2衡量公司购买理财产品的情况。模型(5)的控制变量包括账面总资产Size,负债率Lev,上市年龄Age,销售增长率Growth,上年度总资产回报率LROA,股票年度回报率Ret,是否国有企业SOE,高管薪酬Salary,大股东持股比例Share,董事会人数Board,独立董事比例Inde和自由现金流FCF等。
为检验本文的假设H2,在模型(5)的基础上,采用哑变量Nonbank与WMP1和WMP2的交乘项衡量购买非银行理财产品对投资不足的影响。为检验本文的假设H3,在模型(5)的基础上,采用融资约束FC和环境不确定性ΔEU与理财产品变量WMP的交乘项2衡量两种情况对公司购买理财产品和投资不足关系的调节作用。
四、实证分析
(一)描述性统计
表2是主要变量的描述性统计。投资效率Ainvt均值0.2196,最小值0,最大值1.4640。其中包含投资不足Underinv的样本3564个,Unerinv均值0.2053,最小值0.0002,最大值1.4388;过度投资Overinv的样本2496个,Overinv均值0.2306,最小值0,最大值1.4640。上市公司购买理财产品程度变量(WMP1、WMP2)均值分别3.2796和0.2489,最小值都是0,最大值分别为11.552和0.9943。非银行理财哑变量的均值0.1260,最小值0,最大值1。调节变量融资约束FC均值0.4804,最小值0.0010,最大值0.9996;环境不确定性ΔEU均值0.0180,最小值-1.0728,最大值1.0624。
表2主要变量的描述性统计
(二)回归分析
表3报告了上市公司购买理财产品和投资效率的回归结果。为解决遗漏变量产生的内生性问题,采用固定效应模型在年度和行业层面对遗漏变量进行控制。从回归结果来看,在全样本(模型1和模型2)中,购买理财产品规模WMP1和WMP2的回归系数分别为0.0033和0.0460,且均在1%水平上显着,说明上市公司购买理财产品越多,投资效率越低。在投资不足样本(模型3和模型4)中,购买理财产品规模WMP1和WMP2的回归系数分别为0.0064和0.0795,且均在1%水平上显着;而在过度投资样本(模型5和模型6)中,购买理财产品规模WMP1和WMP2的回归系数不显着。总体来说,上市公司购买理财产品会降低企业投资效率,主要体现为对投资不足的影响,即上市公司购买理财产品越多,投资不足的程度越高。表3的结果验证了本文的假设H1。
表3购买理财产品与投资效率的关系
表4报告了上市公司购买非银行理财产品与投资不足的关系。从回归结果来看,在全样本(模型1和模型2)中,购买理财产品规模WMP1和WMP2的回归系数分别为0.0071和0.0548,且均在1%水平上显着;购买理财产品规模WMP1和WMP2与购买非银行理财虚拟变量Nonbank的交乘项系数分别为0.0020和0.0021,但仅在10%水平上显着。投资不足(模型3和模型4)样本中,购买理财产品规模WMP1和WMP2的回归系数分别为0.0119和0.0795,且均在1%水平上显着,购买理财产品规模WMP1和WMP2与购买非银行理财虚拟变量Nonbank的交乘项系数分别为0.0051和0.0047,且均在1%水平上显着。
表4的回归结果说明购买非银行理财产品的上市公司,其配置理财产品的动机更符合挤出效应的逻辑,相比只购买银行理财产品的公司而言,这类公司购买理财产品对投资不足的影响更大。表4的结果验证了本文的假设H2。
表4购买非银行理财产品与投资不足的关系
续表
表5报告了融资约束、环境不确定性对购买理财产品与投资不足关系的影响。从模型1和模型2的回归结果来看,购买理财产品规模WMP1和WMP2的回归系数分别为0.0034和0.0558,且均在1%水平上显着;购买理财产品规模WMP1和WMP2与融资约束FC的交乘项系数分别0.0058和0.0045,且均在5%水平上显着,说明融资约束越强,公司购买理财产品对投资不足的影响越大。
表5融资约束、环境不确定性对购买理财产品与投资不足关系的影响
从模型3和模型4的回归结果来看,经营环境不确定性对购买理财产品与投资不足关系的调节作用显着。购买理财产品规模WMP1和WMP2的回归系数分别为0.0056和0.0738,且均在1%水平上显着;购买理财产品规模WMP1和WMP2与经营环境不确定性ΔEU的交乘项系数分别为0.0041和0.0033,且在5%和1%水平上显着,说明经营环境不确定性越大,公司购买理财产品对投资不足的影响越大。表5的结果验证了本文的假设H3a和H3b。
五、稳健性检验
(一)Heckman两阶段检验
稳健性测试采用Heckman两阶段模型。第一阶的因变量是公司是否购买理财产品哑变量(WMP),通过第一阶段回归估计出InverseMill’sRatio(IMR),用于克服样本选择性偏差。在第二阶段中,我们将InverseMill’sRatio(IMR)带入回归模型,修正内生性可能导致的偏差。表6是第二阶段的回归结果,购买理财产品(WMP)在模型1和模型2中的回归系数分别是0.0081和0.0147,在5%和1%的水平上显着,说明在控制了内生性问题后,本文的研究结论较为稳健。
表6Heckman第二阶段购买理财产品和投资效率的关系
(二)其他稳健性检验
本文还做了如下稳健性检验,由于篇幅限制,回归结果没有报告:
(1)采用Biddle等(2009)的做法衡量投资不足的程度。根据以下模型(6):
Invt=α0+α1Growtht-1+Industry+Year+εt(6)
根据模型(6)计算出残差,将残差分为4组,残差最小一组作为投资不足设为1,中间两组为控制组设为0。根据此模型得到的回归结果依然显着,本文的结论依然稳健。
(2)不同于正文使用的PSM匹配后的样本,我们采用全部样本进行回归分析,投资效率的样本量为12424,其中投资不足的样本量为7250,过度投资的样本为5174,回归结果依然显着,本文的结论依然稳健。
六、结论
本文从上市公司购买理财产品的视角出发,分析了上市公司购买理财产品与投资效率的关系。本文的研究发现,公司购买理财产品越多,投资效率越低,投资不足的程度越高。如果公司当年购买了非银行理财产品,则对投资不足的影响更大。进一步的研究发现融资约束和微观经营环境不确定性对购买理财产品与投资不足的关系具有调节作用。
近年来上市公司购买理财产品的现象较为普遍,本文的研究有助于帮助投资者理解上市公司购买理财产品的行为,对监管机构制定相关政策具有一定参考意义。本文的研究拓展了公司金融化领域的研究,为公司金融化与实业投资的关系提供了新的证据,未来的研究可以进一步深入探讨公司金融化对实业投资的作用机理和路径。
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注释
1张思成和张步昙(2016)提到银行理财产品的刚性兑付问题更为严重,因而其风险更小。
2因为控制变量中控制了融资约束FC和环境不确定性ΔEU,为了避免共线性的问题,交乘项中采用FC和ΔEU的哑变量,高于中位数则FC和ΔEU为1,否则为0。
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