企业金融化与违规行为的实证研究

| 司美玲

一、引言

近年来，我国上市公司违规事件层出不穷，例如康尼机电、＊ST天成、ST浩源等公司均因违规行为遭受了证监会处罚。根据上市公司相关违规数据统计可知，上市公司违规呈上升趋势，截至2019年12月31日，15.3%的上市公司发生了违规行为，单个上市公司年度违规次数高达10次。上市公司违规行为会直接导致投资者的利益损失，是资本市场平稳健康发展的绊脚石。研究表明，企业违规会导致长期代价高昂的声誉损失，进而造成企业融资成本增加（Chava et al.，2018）、股票异常报酬降低（Firth et al.，2011）、资本市场运作效率降低（Ball,2009）。因此，深入考察影响企业违规行为的因素，能够为监管部门强化监督提供参考依据。

从已有关于企业违规影响因素方面的文献看，现有研究主要聚焦于从公司内部治理与其所面临的外部环境层面加以探讨。在公司内部治理层面，主要从管理层薪酬差距、CEO风险偏好、政治关联、独立董事比例及忙碌程度、股权结构、关系网络、股权激励、高管权力及影响力、内部审计经理监察能力、董事背景特征等方面进行了考察；在外部环境层面，既有研究主要从产品市场竞争程度、机构投资者调研、基金持股、制度情境、市场监管环境、市场分割、卖空威胁等方面展开。相比之下，在企业内部层面，对企业的投资决策作用于其违规行为的效果检验的考察相对匮乏。

企业过度扩大金融活动已成为全社会重点关注的结构性问题。就宏观层面而言，过度投资于金融资产会增加虚拟经济泡沫，使得依托金融服务实体经济的良好初衷产生偏离，导致资源错配问题。就微观层面而言，实体企业扩大金融活动的动机，目前学者均认为“蓄水池”以及“投资替代”层面可以对此加以阐释。根据“蓄水池”理论，公司在当期增加金融资产的配置比例是为了应对未来的经营不确定性，当未来经营面临融资约束时，金融资产因具有变现能力强及投资收益高等特征，能够帮助企业渡过难关（孙华妤等，2021）。投资替代理论认为，企业金融化的目的在于追逐短期利益，尤其是当金融资产投资收益高于实体投资收益时，公司更倾向于提高金融资产的持有比重，从而会挤出主营业务、制约企业的实体经营能力，对企业的长远持续发展造成影响（邓路等，2020）。

从企业违规的视角看，若企业金融化的动机是预防储蓄功能，则增加金融资产是用于维持企业经营发展的战略选择，有助于降低企业违规概率；若企业金融化的动机是追逐短期利益最大化，那么增加金融资产配置是一种短视行为，会增加企业的违规行为。为此，本文以2007-2019年所有A股上市公司为研究对象，实证考察了企业金融化及其期限结构对违规行为的影响。研究发现，企业金融化对违规行为的冲击呈现“投资替代效应”，即企业增加金融资产投资不利于其稳定发展，增加了企业违规行为。从投资的期限结构看，与短期金融资产配置相比，长期金融资产配置对企业违规的影响效应更强烈。

本文的研究贡献主要包含如下三个方面：第一，从企业金融化的视角拓展了企业违规影响因素的分析框架。鉴于鲜有研究从企业投资决策的角度考察企业违规行为的影响因素，本文从金融资产投资的视角出发，分析非金融企业金融化给企业带来的负面影响，为深入识别并监督企业违规行为提供了新的证据。第二，区分了企业持有金融资产的期限结构影响违规行为的差异，证实了长期金融资产的持有才是导致企业违规行为增加的深层次原因，该研究结论对于企业合理做出投资决策、优化金融资产结构具有重要的参考价值。第三，本文研究支持了企业金融化的投资替代功能，发现金融资产尤其是长期金融资产能够增加企业的违规行为，有助于在当前双循环背景下研究有效制约公司违规行为的具体思路，从而为监管部门监督和抑制企业违规提供新的视角。

二、理论分析与研究假设

在宏观经济疲软的背景下，金融资产投资收益往往高于实体投资利润，大量企业为追逐短期超额回报而增加了其金融资产配置。基于企业金融化的预防储蓄动机和投资替代动机的差异化作用机制，企业金融化对其违规行为的影响也存在异质性。

从公司金融化的预防储蓄功能来看，公司金融化对于增强其未来的资产流动性水平大有裨益，当企业未来出现融资约束时，金融资产由于变现能力强，能够及时为企业补充发展资金，发挥预防储备功能。根据舞弊理论和代理理论，企业财务状况恶化，管理层在业绩压力的影响下，会存在违规信息披露、业绩操纵等违规动机。金融资产由于流动性较强，收益较高，能够降低企业面临的经营风险，缓解企业实体投资不足，提升企业的盈利能力，进而降低企业的违规动机。

然而大量学者研究发现，中国企业扩大金融活动的主要动机并非预防储备，而在于追逐短期利益（杜勇等，2017；彭俞超等，2018）。按照投资替代理论可知，公司增加金融资产配置，会挤出部分原本用于实体投资的资金，使得企业主营业务方向发生偏离。实体经营肩负着企业长远发展的重任，企业增加金融资产配置为其违规操作提供了动机和机会。首先，企业增加金融资产会弱化企业的治理水平，增加企业的代理冲突，其背后的逻辑在于以牺牲实体投资为代价的金融资产配置行为会增加企业的经营风险。一旦金融市场呈现较大的波动，企业将面临金融资产投资失败的风险，主营业务经营也会受到强烈的负面影响。当企业投资回报率降低，财务状况恶化时，管理层有动机从事财务舞弊等违规行为（李世辉等，2021）。其次，企业持有金融资产为其进行利润操纵提供了便利条件。金融资产往往以公允价值进行计量，而公允价值计量的灵活性和复杂性特征会增加企业与外部利益相关者之间的信息不对称，从而提高公司的违规倾向，并导致其违规行为具有隐蔽性。根据动机理论，动机决定了个体的行为（Hambrick et al.，2015），企业违规行为是基于管理层能力的违规动机的外在表现。金融资产的高风险性增加了公司与利益相关者的利益分离，当企业业绩下滑时，企业有动机和机会操纵利润、虚增股价、披露虚假信息等违规行为。

因此，企业金融化虽然能带来一定的投资收益，但却会损害企业的发展前景。持有较多的金融资产一方面增加了企业违规的动机，另一方面由于其计量的复杂性，为企业违规提供了机会，最终导致公司的违规行为增加。据此，本文提出研究假设一：

H1：限定其他条件，企业金融化程度越高，其违规行为越多。

企业金融资产包括多种不同的类型，其中交易性金融资产属于期限结构较短的金融资产，相比之下，持有至到期投资、可供出售金融资产以及金融衍生产品等均属于期限结构较长的金融资产。与短期金融资产相比，长期金融资产变现相对困难，调整成本较大。企业配置较多的长期金融资产，会进一步弱化金融资产的预防储备功能，强化其投资替代效应，表现为对实体投资的挤出效应更为明显。当企业未来经营急需发展资金时，过多的长期金融资产由于变现能力较弱，而无法为企业提供相应的发展资金，可能导致企业产生财务危机。在此情境下，企业管理层迫于外界的业绩压力，而可能选择通过一系列违规操作平滑公司业绩的行为。基于上述分析，本文提出如下研究假设二：

H2：与持有短期金融资产相比，企业持有长期金融资产的比例越高，企业的违规行为相应会越多。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文选取2007-2019年所有A股上市公司为初始研究样本，基于研究需要和惯例，对样本采取了如下常规的处理方式：（1）删除了金融保险行业的样本；（2）剔除交易异常的样本观测值，如ST和PT类企业；（3）删除数据缺失的样本公司。经过上述处理后，本文最终获得23735个企业年度样本观测值。为了避免异常值对回归结果的可能影响，本文对相关的连续变量在1%和99%分位进行了Winsorize处理。本文所用的相关数据主要来自于国泰安数据库（CSMAR），其中企业违规数据后续经过了手工整理。

（二）模型构建与变量选择

为了探究公司金融化程度及持有金融资产的期限结构对违规行为的影响，本文参考江新峰等（2020）的研究，构建如下实证模型：

上述模型中，被解释变量Viodmy和Vionum是企业违规变量。参考已有研究的做法，Viodmy是企业是否违规的虚拟变量，当企业当年发生了违规行为时取值为1，否则为0；Vionum代表企业当年违规次数，以企业每一年度发生违约行为的次数进行衡量。解释变量Ftllo是企业金融化程度，等于金融资产除以总资产。Ftllo值与企业金融化程度呈正比，Ftllo越大，上市公司的金融化程度越高。

为检验金融资产的期限结构对企业违规行为的差别化影响，本文根据金融资产的持有期限，进一步将其划分为短期金融资产（SFtllo）和长期金融资产（LFtllo），并分别加入上述模型中进行回归。其中，短期金融资产（SFtllo）等于交易性金融资产占总资产的比重；长期金融资产（LFtllo）等于除交易性金融资产以外的其他金融资产除以总资产。

借鉴既有研究的做法，本文选取了以下控制变量：公司盈利能力（ROE）、公司成长性（Grow）、资产负债率（Lev）、股权集中度（Top1）、企业规模（Size）、独立董事比例（Indratio）、两职合一（Duality）、是否四大会计师事务所审计（Audit）、产权性质（SOE）。此外，本文还加入了年度和行业虚拟变量，以控制年度和行业可能产生的影响。本文主要变量定义如表1所示。

表1 变量定义

四、实证结果与分析

（一）描述性统计

表2列示了本文相关研究变量的描述性统计结果。企业是否违规变量（Viodmy）的均值是0.1532，表示每100家企业中平均约有15家发生了违规行为。企业违规次数（Vionum）的均值为0.2157，最小值为0，最大值为10，说明样本企业的平均违约次数为21.57%，且不同的企业之间违规次数具有明显的差别。公司金融化程度（Ftllo）的均值是0.0219，中位数是0.0006，最大值是0.3613，说明样本企业的金融化程度具有较为明显的差异。从金融资产的期限结构看，短期金融资产（SFtllo）和长期金融资产（LFtllo）的均值分别为0.0021和0.0218，说明企业更倾向于持有长期金融资产，这为本文探讨企业金融化及其期限结构对违规行为的影响提供了良好的研究机会。

表2 描述性统计结果

（二）实证检验结果

1.企业金融化与违规行为。在开展企业金融化与其违规行为的回归之前，利用样本公司相关数据，对各变量之间进行了相关性检验（限于篇幅，表略），发现样本公司的金融化程度（Ftllo）与违规行为（Viodmy和Vionum）的皮尔森相关系数分别为0.014和0.012，且在1%水平上显著，初步证实金融化提高了公司的违规行为。

为进一步探究公司金融化程度对其违规行为的作用，根据模型（1）和模型（2），回归结果如表3所示。前两列显示了未纳入控制变量的回归结果，可知，公司金融化（Ftllo）与企业是否违规（Viodmy）在1%的水平下显著正相关，与违规次数（Vionum）正相关，且在5%水平上通过了显著性检验；后两列显示了加入控制变量后的回归结果，可知，企业金融化（Ftllo）与企业是否违规（Viodmy）以及违规次数（Vionum）分别在1%和5%水平下正相关，说明企业金融资产配置在增加其违规行为方面发挥了显著作用，企业金融化程度越高，相应的违规倾向和违规次数越多，研究假设一获得证实。

表3 企业金融化与违规行为

控制变量的结果显示，股权集中度（Top1）、公司规模（Size）、独立董事比例（Indratio）、盈利能力（ROE）、是否四大审计（Audit）、产权性质（SOE）均与企业违规行为显著负相关，表明公司股权集中度越高、规模越大、独立董事占比越高、盈利能力越强时，能够抑制企业的违规行为；同时，由四大会计师事务所审计的企业以及国有企业，其违规行为较少。此外，杠杆率（Lev）、两职合一（Duality）与企业违规显著正相关，说明企业负债率越高，董事长兼任总经理时，企业的违规行为越多。

2.金融资产期限结构的影响。表4列示了金融资产期限结构对企业违规行为影响的差异化结果。第（1）列和第（2）列是以企业是否违规（Viodmy）为因变量的结果，第（3）列和第（4）列是以企业违规次数（Vionum）为因变量的回归结果。可见，短期金融资产（SFtllo）的估计系数均不显著，长期金融资产（LFtllo）分别与企业违规倾向和违规次数在1%和5%的水平上显著正相关，表明公司持有不同的金融资产期限结构对其违规行为产生了差别化的影响，与持有短期金融资产相比，企业持有长期金融资产能够显著增加企业的违规倾向和违规次数，本文的假设2得到验证。

表4 金融资产期限结构的影响

（三）内生性问题

本文发现企业金融化提高了企业的违规行为，但是这可能是由于样本自选择引致的内生性问题，如某些违规行为较多的企业可能更愿意配置扩大金融活动。本文分别以是否配置了金融资产（Ynfin）、是否持有短期金融资产（Ynsf）以及是否持有长期金融资产（Ynlf）作为因变量，利用Heckman两阶段模型缓解可能存在的内生性问题。首先，选取企业规模、杠杆率、股权集中度、高管持股比例、同年度同行业其他企业金融资产均值、营业收入增长率、独立董事比例、是否两职合一、产权性质等变量对企业是否持有金融资产进行Probit回归，计算企业是否持有金融资产的IMR；其次，将前一阶段计算得到的IMR代入前述模型再次回归，结果如表5所示。结果显示，在缓解了内生性问题后，企业金融化（Ftllo）和长期金融资产（LFtllo）依然与企业违规显著正相关，短期金融资产（SFtllo）依旧对企业违规无显著影响，说明企业金融化能够增加企业的违规行为，且这种影响效应主要是由企业持有长期金融资产驱动的。本文的结论未发生改变。

表5 内生性检验

（四）稳健性检验

为了保证上述结果的稳健性，本文还进行了如下检验：

1.改变金融资产的计量方式。本文采用金融资产的自然对数衡量企业金融化重新回归，结果见表6。第（1）列和第（2）列的结果显示，企业金融化（Ftllo）依然在5%水平以上与企业违规显著正相关；区分长短期金融资产后，结果显示，短期金融资产（SFtllo）的估计系数依然不显著，而长期金融资产（LFtllo）依旧在5%水平上与企业违规正相关。改变变量的衡量方式后，本文的结论未发生改变。

表6 改变金融资产的计量方式

2.剔除2007-2009年的样本观测值。考虑到2007-2009年全球金融危机对企业经营业绩具有较大的负面冲击，从而可能对企业金融化和违规动机产生影响。为减轻这部分样本对本文结果的可能影响，在样本中剔除这部分观察值后重新回归，结果见表7。结果显示，企业金融化（Ftllo）和长期金融资产（LFtllo）依然与企业是否违规以及违规次数正相关，且均在1%水平上通过了显著性检验，而短期金融资产（SFtllo）依旧对企业违规没有显著影响。剔除部分样本观测值后，本文的结论未发生改变。

表7 剔除2007-2009样本观测值

3.采用固定效应模型进行检验。为避免个体层面不随时间改变的相关因素对上述结果的干扰，本文采用双向固定效应模型重新检验，结果见表8。第（1）列和第（2）列中，企业金融化（Ftllo）依然与企业违规显著正相关；第（3）列至第（6）列中，短期金融资产（SFtllo）的估计系数依然不显著，长期金融资产（LFtllo）的估计系数依然为正且显著。改变回归方式后，本文的结论未发生改变。

表8 双向固定效应回归

4.进行公司聚类处理。为进一步增强回归结论的可靠性，本文进行了公司聚类处理，回归结果见表9所示。结果显示，企业金融化（Ftllo）和长期金融资产（LFtllo）的估计系数依旧显著为正，而短期金融资产（SFtllo）的回归系数依旧不显著，说明企业金融化能够增加企业违规的概率和次数，且这种效应主要是由企业持有长期金融资产驱动的。进行公司聚类处理后，本文的结论未发生改变。

表9 公司聚类处理

五、研究结论

本文以2007-2019年沪深A股上市公司为研究对象，对企业金融化与企业违规的关系以及企业持有金融资产的期限结构对企业违规的差别化影响进行了实证检验。研究发现，企业金融化显著增加了企业违规行为，企业金融化程度越高，其违规倾向和违规次数越多，金融资产的投资替代效应得到支持；与持有短期金融资产相比，企业持有长期金融资产对企业违规的影响效应更大，说明企业金融化对其违规行为的影响主要是由长期金融资产驱动的。采用Heckman两阶段法处理内生性问题以及经过一系列稳健性检验后，本文的研究结论均保持一致。

研究结论表明，企业金融化虽然在短期内可能为企业带来一定的投资收益，但从企业合规层面来看，企业金融化增加了其本身的经营风险，一旦投资收益下滑企业可能铤而走险，依靠违规操作平滑公司业绩。本文研究结论对于引导企业合理配置资产以及从资产持有的角度强化监管部门对企业的监督具有重要意义。（1）由于企业持有金融资产尤其是长期金融资产能够显著增加其违规行为，企业应适当减少对长期金融资产的配置，以强化金融投资对主营业务发展的支持作用，促进企业可持续健康发展。（2）对于监管部门而言，应重点关注企业金融资产的持有状况，以便及时跟踪、发现并阻止企业可能存在的违规行为，避免企业违规对投资者带来利益损失，妨碍资本市场的良性发展。（3）对于投资者而言，应及时关注企业金融化程度，适当减少对金融化程度高的企业的投资，合理控制投资风险。