孫鳳娥 田治威

(北京林業(yè)大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，北京 100083)

一、引言

近年來，我國實業(yè)投資比例不斷下降，這一趨勢從民間固定資產(chǎn)投資增長率的斷崖式下跌可窺見一二(2 0 1 2―2 0 1 9 年，民間固定資產(chǎn)投資增長率分別為24.80%、23.10%、18.10%、10.10%、3.20%、6.00%、8.70%、4.70%)。與此同時，虛擬經(jīng)濟投資規(guī)模不斷增長，大量資本脫離實體經(jīng)濟，涌入金融業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)，在金融領(lǐng)域“空轉(zhuǎn)”，虛擬經(jīng)濟異常繁榮，最終導(dǎo)致實體企業(yè)金融化現(xiàn)象(杜勇等，2019)[14]。

現(xiàn)階段我國實體企業(yè)金融化并非是出于長遠利益考慮的戰(zhàn)略決策，而是企業(yè)追逐短期利益的短視行為(戚聿東和張任之，2018)[28]。金融化抑制了企業(yè)主業(yè)的發(fā)展(杜勇等，2017)[15]，擠出了企業(yè)的研發(fā)支出，最終降低了企業(yè)價值(王紅建等，2017)[31]。此外，從宏觀層面看，實體企業(yè)金融化會在一定程度上阻礙我國“供給側(cè)改革”的步伐。培育新興產(chǎn)業(yè)、促進消費升級是“供給側(cè)改革”的著力點，改革成功的關(guān)鍵則在于將優(yōu)質(zhì)資源引導(dǎo)到新產(chǎn)業(yè)、新業(yè)態(tài)上，而實體企業(yè)金融化將導(dǎo)致實體領(lǐng)域“供給側(cè)”無人愿意改革、無資源用于改革，抽空實業(yè)的信心和資源。盡管近年來服務(wù)業(yè)獲得了飛速發(fā)展，但制造業(yè)仍是我國的核心競爭力所在，也是創(chuàng)新活動的主要源頭，仍需牢固樹立實業(yè)為本的理念(劉世錦，2016)[23]，及時抑制資源從能夠促進創(chuàng)新、提升要素生產(chǎn)率的領(lǐng)域中抽離。

既然過度金融化對微觀企業(yè)和宏觀經(jīng)濟均產(chǎn)生了不利影響，為何近年來企業(yè)的金融化趨勢仍在不斷加??？探究實體企業(yè)金融化的影響因素是十分必要的，這便于決策者針對該問題提出更富針對性的解決方案?，F(xiàn)有研究主要從實體投資與金融投資利差(宋軍和陸旸，2015)[30]、經(jīng)濟政策不確定性(彭俞超等，2018)[27]、貨幣政策及股市波動(楊箏等，2017；胡奕明等，2017)[36][18]、企業(yè)所得稅政策(黃賢環(huán)和王瑤，2021)[19]、稅負水平(徐超等，2019)[33]等外部市場環(huán)境方面挖掘?qū)嶓w企業(yè)金融化的成因，或從企業(yè)內(nèi)部管理層特征(李文貴和邵毅平，2020)[20]、公司治理水平(閆海洲和陳百助，2018)[35]等微觀企業(yè)特征出發(fā)探索實體企業(yè)金融化的影響因素，鮮有研究從投資者的角度去分析該問題。毫無疑問，投資者對企業(yè)的資產(chǎn)配置決策有重大影響，在一定程度上決定了企業(yè)的金融化水平。僅有的研究也只是較為籠統(tǒng)的分析了機構(gòu)投資者的影響(劉偉和曹瑜強，2018；陳旭東等，2020)[24][12]，而不同類型的機構(gòu)投資者在投資目的和對企業(yè)的態(tài)度等方面存在顯著差異。保險資金通常被視為規(guī)模大、來源穩(wěn)定的長期資金提供者，是實體企業(yè)長遠發(fā)展的基石，但近年來，保險資金頻頻舉牌、野蠻收購、資金快進快出的行為，反而使其呈現(xiàn)短期炒作者特征。不同的舉牌目的必然對企業(yè)金融化產(chǎn)生不同影響。

舉牌險資究竟是價值引導(dǎo)型的、著眼于長遠利益的公司價值發(fā)現(xiàn)者還是通過短線炒作、在資本運作中坐等市值放大的財富征伐者？險資舉牌是否對企業(yè)金融化有影響？是抑制了企業(yè)金融化還是加劇了企業(yè)金融化？以上是本文研究的核心問題。圍繞這些問題，本文利用我國2007―2019年A股上市公司樣本，從投資者視角研究實體企業(yè)金融化的影響因素。本文可能的邊際貢獻在于：第一，為險資舉牌是否加劇了實體企業(yè)金融化的討論提供了經(jīng)驗證據(jù)。目前，理論界對險資舉牌在企業(yè)金融化中扮演的是“抑制劑”還是“助推器”的角色尚未形成一致結(jié)論，本文基于大樣本實證為此提供了經(jīng)驗支持。第二，不僅研究了險資舉牌對企業(yè)金融化的影響，還深入分析了其作用機制，這些均豐富了金融化領(lǐng)域及險資監(jiān)管領(lǐng)域的相關(guān)研究，并為如何規(guī)范險資的股權(quán)投資行為提供了借鑒。

二、理論分析與研究假設(shè)

(一)理想的最優(yōu)金融化水平

(二)險資舉牌對最優(yōu)金融化水平的影響：資源支持效應(yīng)

(三)險資舉牌前后，多方博弈決定的金融化均衡點

1.險資舉牌前多方博弈決定的金融化均衡點

當(dāng)企業(yè)不存在代理沖突時，各利益集團的利益與企業(yè)整體利益達成一致，企業(yè)這一整體的利益最大化便意味著股東、管理層等個體利益最大化。因此，在

2.險資舉牌對金融化均衡點的影響：治理效應(yīng)亦或資本挾持效應(yīng)

基于以上分析可知，險資穩(wěn)定性及企業(yè)代理沖突度決定了企業(yè)各利益集團(包括險資、管理層、原大股東、小股東等)的利益取向及是否協(xié)調(diào)一致，在企業(yè)代理沖突度不同的情況下，險資參與企業(yè)資產(chǎn)組合博弈時會發(fā)揮不同的作用，進而對企業(yè)金融化均衡點產(chǎn)生不同影響，如圖1所示。

圖1 險資舉牌對金融化均衡點的影響效應(yīng)

(1)資本挾持效應(yīng)

(2)治理效應(yīng)

如圖1中(b)所示，在舉牌前企業(yè)存在代理沖突的情況下，穩(wěn)定型險資的舉牌將發(fā)揮治理效應(yīng)，促使金融化水平由均衡點BeforePtf-equ向最優(yōu)點AfterPtf*回歸。根據(jù)前述分析，在企業(yè)存在代理沖突時，金融化均衡點會超過最優(yōu)水平，而機構(gòu)投資者有充分的動機和能力參與公司治理(劉星和吳先聰，2011)[25]，降低代理沖突。一方面，當(dāng)大小股東代理沖突度較高時，穩(wěn)定型險資的舉牌會對大股東產(chǎn)生制衡(Boucher，2005)[1]，緩解代理沖突，改善持股公司的公司治理(韓晴和王華，2014)[17]，遏制其過度金融化傾向。從治理動機看，隨著險資持股比例的增加，其與企業(yè)的利益捆綁程度不斷提高，其有更強烈的意愿參與公司治理(Chen et al.，2007)[3]。從治理成本看，機構(gòu)投資者持股企業(yè)眾多，因此可從大量的投資經(jīng)歷中積累豐富的公司治理經(jīng)驗(Bushee，1998)[2]，此外，機構(gòu)投資者采集信息及解讀信息的能力也相對更強(劉秋平，2015)[22]，從而可降低其治理成本，提高其參與公司治理的積極性。另一方面，當(dāng)原股東與管理層存在代理沖突時，穩(wěn)定型險資為避免管理者的投機行為，會積極參與公司治理(崔微微和彭雪梅，2020)[13]，降低公司違規(guī)次數(shù)，尤其是在控股股東持股比例較低、董事會無法對管理層進行實質(zhì)性約束、分析師跟蹤較少時，穩(wěn)定型險資的治理作用更為突出(Shleifer and Vishny，1986；Fama and Jensen，1983；許榮等，2019)[9][4][34]。當(dāng)管理層存在過度金融化傾向、損害主業(yè)發(fā)展時，穩(wěn)定型險資將監(jiān)督管理層在研發(fā)及固定資產(chǎn)投資上的支出，并采取包括實地調(diào)研(許榮等，2019)[34]、參與股東大會表決、與管理層溝通、提交臨時提案等措施(Wahal and McConnell，2000)[11]，以糾正管理層的短期投資行為?，F(xiàn)有研究也表明，保險資金能夠發(fā)揮“積極的監(jiān)督者”的作用(余海宗等，2019)[38]。

(3)險資與代理方合謀

綜合上述分析，本文提出以下競爭性假設(shè)：

H1a：治理效應(yīng)占主導(dǎo)地位時，險資舉牌總體上會起到“抑制劑”的作用，降低企業(yè)金融化水平。

H1b：資本挾持效應(yīng)或資源支持效應(yīng)占主導(dǎo)地位時，險資舉牌總體上會起到“助推器”的作用，提高企業(yè)金融化水平。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

考慮到公司在2007年開始采用新會計準則編制財務(wù)報表，為避免此類差異對研究結(jié)果產(chǎn)生的影響，本文以2007―2019年中國滬深交易所全部A股上市公司數(shù)據(jù)作為研究樣本。同時按照以下標準對樣本進行篩選：(1)剔除金融類上市公司；(2)剔除財務(wù)狀況異常的ST、*ST類上市公司，以避免財務(wù)信息質(zhì)量和異常值影響實證結(jié)果；(3)剔除關(guān)鍵數(shù)據(jù)缺失的樣本。由此構(gòu)造了共包含30432個觀測值的非平衡面板數(shù)據(jù)樣本。本文的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)主要來自國泰安(CSMAR)、Wind資訊等數(shù)據(jù)庫，并對企業(yè)金融化水平進行了1%和99%水平的縮尾處理。

(二)模型設(shè)定與變量定義

為了驗證假設(shè)H1a和假設(shè)H1b，本文設(shè)定基本回歸模型如式(5)所示：

其中，被解釋變量為實體企業(yè)金融化水平(finance)，以金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重來衡量。關(guān)于金融資產(chǎn)的計量，本文借鑒張成思和張步曇(2016)[39]、劉貫春(2017)[21]等的思路，并結(jié)合中國企業(yè)會計準則，認為金融資產(chǎn)主要包括貨幣資金、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、投資性房地產(chǎn)凈額、應(yīng)收股利凈額、應(yīng)收利息凈額七項，由此設(shè)定了企業(yè)金融化水平變量finance1。考慮到貨幣資金中有一部分是企業(yè)實業(yè)經(jīng)營所需，而日常經(jīng)營中，企業(yè)留存貨幣資金的主要目的是為償還即將到期的有息負債，據(jù)此，將貨幣資金中的經(jīng)營所需部分(具體包括短期借款和一年內(nèi)到期的非流動負債)扣除，由此構(gòu)造了企業(yè)金融化水平變量finance2。此外，目前關(guān)于長期股權(quán)投資是否應(yīng)納入金融資產(chǎn)范疇存在爭議，考慮到企業(yè)對合營或聯(lián)營企業(yè)通常采取權(quán)益法核算，其中，股息收入會計入長期股權(quán)投資科目，從該意義上講，長期股權(quán)投資也可視為金融資產(chǎn)，因此，為保證研究結(jié)果的穩(wěn)健性，本文將長期股權(quán)投資納入金融資產(chǎn)范疇，定義變量finance3，并以此進行穩(wěn)健性檢驗。

解釋變量為保險公司是否舉牌(Insur)，當(dāng)保險公司持股比例大于5%時，Insur取值為1；否則，Insur取值為0。Control代表一系列控制變量，具體包括：企業(yè)規(guī)模(lnass)、無形資產(chǎn)比率(inasset)、主營業(yè)務(wù)利潤占比(mbp)、資產(chǎn)負債率(lev)、托賓Q值(tobinq)、行業(yè)成長性(igrowth)、總資產(chǎn)凈利潤率(roa)、董事人數(shù)(num)、獨立董事比例(pid)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(state)；此外，還控制了年度和行業(yè)效應(yīng)。具體變量定義如表1所示。

表1 變量定義

四、實證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計

主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2所示。finance1的均值為22.59%，包含長期股權(quán)投資的企業(yè)金融化水平finance3的均值為26.02%，這與徐超(2019)[33]的計算結(jié)果基本一致；此外，扣除經(jīng)營所需貨幣資金的企業(yè)金融化水平finance2的均值為10.94%。finance1、finance2、finance3的標準差均較高，表明樣本期間不同公司的金融化水平存在較大差異。Insur的均值為0.02，表明約有2%的上市公司曾被保險公司舉牌。

表2 變量描述性統(tǒng)計

(二)初步回歸結(jié)果

表3為基本模型的初步回歸結(jié)果。結(jié)果表明，無論以finance1還是finance2為被解釋變量、無論是否加入控制變量，險資舉牌(Insur)的回歸系數(shù)均在5%水平下顯著為正，表明險資舉牌加劇了實體企業(yè)的金融化，支持假設(shè)H1b，拒絕假設(shè)H1a。這也表明，在我國股市投機性交易動機占主導(dǎo)地位的現(xiàn)實情況下，險資舉牌上市公司并非以長期投資、價值投資為主要目的，而是希望通過規(guī)模優(yōu)勢的短期投機交易追逐投資收益，通過資本運作放大市值，做高長期股權(quán)投資科目賺取高凈資產(chǎn)收益，或通過控制公司改變分紅策略賺取高股息，以此填補負債端的高資金成本。因此，險資并未有效發(fā)揮治理效應(yīng)，而險資的資本挾持效應(yīng)或資源支持效應(yīng)占主導(dǎo)地位。

表3 基本模型回歸結(jié)果

(三)內(nèi)生性處理

險資舉牌與實體企業(yè)金融化程度可能存在互為因果的內(nèi)生性問題，兩者的正相關(guān)關(guān)系可能意味著險資舉牌推動了實體企業(yè)金融化，也可能意味著金融化程度越高的企業(yè)越能夠吸引險資舉牌。為解決上述內(nèi)生性問題，本文借鑒夏常源等(2020)[32]的處理方法，在對研究樣本進行了平行趨勢檢驗以及安慰劑檢驗的基礎(chǔ)上，構(gòu)建了DID模型以檢驗險資舉牌與實體企業(yè)金融化的因果關(guān)系：

其中，before為虛擬變量，表示險資進入前，如果上市公司當(dāng)年不存在險資舉牌而下一年存在險資舉牌則取值為1，否則為0；其系數(shù)β2檢驗險資的持股偏好，如果β2顯著為正，表明險資更傾向于舉牌金融化程度較高的企業(yè)。after為虛擬變量，表示險資撤出后，如果上市公司當(dāng)年不存在險資舉牌而上一年存在險資舉牌則取值為1，否則為0；其系數(shù)β3檢驗險資撤出后企業(yè)金融化水平的變化，如果β3顯著為正，表明險資撤出后，企業(yè)金融化水平反而上升，表明舉牌險資能夠發(fā)揮治理效應(yīng)，抑制企業(yè)過度金融化；如果β3不顯著，表明一旦險資撤出，企業(yè)金融化水平趨于正常，無明顯變化。系數(shù)β1考察險資舉牌(Insur)對實體企業(yè)金融化(finance)產(chǎn)生的凈效應(yīng)，如果β1顯著為正，表明險資持股加劇了實體企業(yè)金融化。

DID模型回歸結(jié)果如表4所示。由表4可見，無論是以finance1還是finance2為被解釋變量，Insur的回歸系數(shù)β1均在1%水平下顯著為正，同時，before的回歸系數(shù)β2也在1%水平下顯著為正。這表明險資既偏好舉牌金融化水平較高的企業(yè)，又在舉牌后極力推動企業(yè)金融化水平的進一步提升，與前述分析相一致。原因可能在于金融化水平越高，企業(yè)流動性越強，更便于險資操控企業(yè)的股利分配政策，也更易于其通過資本運作賺取投資收益，提高險資的當(dāng)期業(yè)績。after的回歸系數(shù)β3不顯著，表明險資撤出后，企業(yè)金融化水平趨于穩(wěn)定。總體來看，從無險資舉牌到險資舉牌，目標企業(yè)的金融化水平在不斷上升，而從險資舉牌到險資撤出，目標企業(yè)的金融化水平回歸穩(wěn)定。這一結(jié)果表明，基于DID模型的回歸結(jié)果仍支持假設(shè)H1b，即險資舉牌加劇了實體企業(yè)金融化。

表4 DID 模型回歸結(jié)果

2.傾向得分匹配法(PSM)

除互為因果的內(nèi)生性問題外，模型可能還存在自選擇偏誤問題，即：險資舉牌可能并非隨機，而是有選擇的結(jié)果。企業(yè)的某些特質(zhì)可能會影響險資是否舉牌，同時也會影響其金融化水平，此時，險資舉牌這一變量不再外生。如果不嚴格控制代表企業(yè)特質(zhì)的無關(guān)變量，會導(dǎo)致回歸結(jié)果無法正確解釋險資舉牌對企業(yè)金融化的影響。針對這一問題，本文采用傾向得分匹配法(PSM)來緩解模型中的自選擇偏誤問題。具體步驟為：第一步，本文按照公司是否被險資舉牌，將樣本劃分為兩組，以構(gòu)造匹配樣本。將被險資舉牌的樣本定義為實驗組，并從未被險資舉牌樣本中尋找控制組。第二步，計算公司被險資舉牌的傾向得分。具體為，利用Logit模型估計樣本企業(yè)被險資舉牌的概率，并將回歸預(yù)測值作為傾向得分，其中，被解釋變量為是否被險資舉牌(Insur)，解釋變量為企業(yè)規(guī)模(lnass)、無形資產(chǎn)占比(inasset)、主營業(yè)務(wù)利潤占比(mbp)、資產(chǎn)負債率(lev)、托賓Q值(tobinq)、行業(yè)成長性(igrowth)、總資產(chǎn)凈利潤率(roa)、董事人數(shù)(num)、獨立董事比例(pid)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(state)，并控制了年份、所屬行業(yè)。第三步，采用1:3近鄰匹配方法對樣本進行匹配，并利用匹配樣本對基本模型進行回歸，結(jié)果如表5第(1)(2)列所示。由(1)(2)列可見，在控制處理組和對照組的特征差異后，Insur的回歸系數(shù)均顯著為正，假設(shè)H1b仍成立。

3.工具變量回歸

考慮到遺漏變量也會導(dǎo)致模型內(nèi)生性問題，干擾研究結(jié)論，本文參考沈華玉等(2017)[29]、夏常源等(2020)[32]的內(nèi)生性處理方法，選取剔除本企業(yè)后同行業(yè)剩余企業(yè)的險資舉牌均值作為險資舉牌(Insur)的工具變量。工具變量回歸結(jié)果如表5第(3)(4)列所示，從識別不足檢驗統(tǒng)計量(Anderson canon. corr.LM、Chi-sq(1) P-val)結(jié)果、弱工具變量檢驗統(tǒng)計量(Cragg-Donald WaldF、10% maximal IV size)結(jié)果可見，工具變量不存在識別不足及弱工具變量問題。由表5第(3)(4)列可見，在控制遺漏變量問題后，Insur的回歸系數(shù)仍在1%水平下顯著為正，表明險資舉牌加劇了實體企業(yè)金融化這一結(jié)論是可靠的。

表5 PSM 和IV 回歸結(jié)果

(四)穩(wěn)健性檢驗

為盡可能保證研究結(jié)論的可靠性，本文還進行了以下穩(wěn)健性檢驗：(1)改變樣本區(qū)間。2009年保險法修訂之后，監(jiān)管部門對保險業(yè)投資放閘的步伐明顯加快，險資舉牌上市公司情況越來越普遍。因此，為剔除政策變動的干擾，本文將樣本區(qū)間修改為2009―2019年。(2)控制其他類型機構(gòu)投資者的干擾。具體為，在基本模型中加入是否有其他機構(gòu)投資者持股(ifins)的控制變量，并重新進行回歸。(3)替換被解釋變量。由于目前對是否將長期股權(quán)投資納入金融資產(chǎn)范疇存在爭議，因此，本文進一步考察了險資舉牌對包含長期股權(quán)投資的金融化水平的影響，具體而言，將被解釋變量finance1、finance2替換為finance3，并對基本模型重新進行回歸。(4)替換解釋變量。以保險公司持股比例(percent)替代險資舉牌(Insur)對基本模型進行再回歸。(5)改變計量方法。為控制異方差的影響，進一步采用廣義最小二乘法(GLS)進行估計。(6)剔除IPO當(dāng)年的樣本。為避免IPO企業(yè)的影響，將當(dāng)年IPO的樣本從總樣本中剔除。穩(wěn)健性檢驗結(jié)果如表6、表7所示，顯示經(jīng)上述處理后，Insur(percent)的回歸系數(shù)仍顯著為正，表明基準回歸結(jié)果較為穩(wěn)健。

《中國藥典》2015年版千里光中己增加了阿多尼弗林堿的檢測，國內(nèi)經(jīng)批準的27種千里光復(fù)方中成藥制劑還沒有對該堿檢測的法定標準，感冒消炎片是感冒常用藥物，千里光為其主要中藥之一，本文參照《中國藥典》及有關(guān)文獻[5]，根據(jù)藥典對千里光飲片中阿多尼弗林堿的0.004%限度規(guī)定，本品的阿多尼弗林堿限度1.5μg/片，即10-6，低于藥典規(guī)定限量。通過研究，建立的方法可檢測感冒消炎片中阿多尼弗林堿的含量,對保證臨床用藥安全性有很大意義。

表6 穩(wěn)健性檢驗(1)～(3)結(jié)果

表7 穩(wěn)健性檢驗(4)～(6)結(jié)果

五、險資舉牌影響實體企業(yè)金融化的機制檢驗

上述研究結(jié)果表明險資舉牌加劇了實體企業(yè)金融化，結(jié)合前述理論分析，說明舉牌險資的治理效應(yīng)不顯著，而資本挾持效應(yīng)或資源支持效應(yīng)占主導(dǎo)地位。那么究竟險資主要發(fā)揮了資源支持效應(yīng)還是資本挾持效應(yīng)，抑或兩者兼而有之？該問題需進一步探討。

(一)資本挾持效應(yīng)的檢驗

由理論分析可知，以下兩個因素促使了險資資本挾持效應(yīng)的發(fā)揮：一是資本挾持的動機，表現(xiàn)為舉牌險資穩(wěn)定性較低，存在短視投資傾向，僅關(guān)注短期利益；二是資本挾持的機會，被舉牌公司股權(quán)結(jié)構(gòu)較為分散，險資能夠?qū)緵Q策產(chǎn)生重大影響，不會遭受來自大股東的強烈抵制。因此，要驗證資本挾持效應(yīng)是否是險資舉牌影響企業(yè)金融化的機制之一，可通過檢驗險資穩(wěn)定性、股權(quán)集中度兩因素是否在險資舉牌對金融化的助推作用中發(fā)揮調(diào)節(jié)效應(yīng)來實現(xiàn)。如果險資穩(wěn)定性在其中發(fā)揮了負向調(diào)節(jié)作用，則交易型險資存在資本挾持動機，傾向于提高企業(yè)金融化水平；如果股權(quán)集中度在其中發(fā)揮了負向調(diào)節(jié)作用，則股權(quán)分散為舉牌險資創(chuàng)造了資本挾持的機會，公司在金融投資決策上受到了險資的干預(yù)和脅迫，由此也表明交易型險資舉牌股權(quán)分散的公司產(chǎn)生了資本挾持效應(yīng)，進而助推了企業(yè)金融化。

1.險資穩(wěn)定性的調(diào)節(jié)效應(yīng)

參考牛建波等(2013)[26]的做法，本文從時間和行業(yè)兩個維度衡量險資的穩(wěn)定性。計算方法如式(8)所示。

其中，I F S R i,t表示i公司t年的險資持股比例，STD(IFSRi,t-1,IFSRi,t-2,IFSRi,t-3)表示i公司過去三年險資持股比例的標準差；Median(ISi,t)表示t年ISi,t的行業(yè)中位數(shù)；stable為險資穩(wěn)定性標識，當(dāng)ISi,t≥Median(ISi,t)時，stable取值為1，表示i公司在t年持股的險資為穩(wěn)定型投資者，否則stable取值為0，表示該險資為交易型投資者。

為檢驗險資穩(wěn)定性的調(diào)節(jié)效應(yīng)，本文在基本模型中加入險資穩(wěn)定性與險資舉牌的交互項Insur×stable，并對該模型進行再回歸，結(jié)果如表8第(1)(2)列所示。由結(jié)果可見，Insur×stable的回歸系數(shù)顯著為負，表明險資穩(wěn)定性能夠抑制險資舉牌對企業(yè)金融化的助推作用，同時也表明交易型險資主觀上傾向于提高企業(yè)金融化水平。

2.股權(quán)集中度的調(diào)節(jié)效應(yīng)

本文以Z指數(shù)衡量公司股權(quán)集中度，Z指數(shù)指公司第一大股東與第二大股東持股比例的比值。為檢驗股權(quán)集中度的調(diào)節(jié)效應(yīng)，本文在基本模型中加入股權(quán)集中度與險資舉牌的交互項Insur×Zscore，并對該模型進行再回歸，結(jié)果如表8第(3)(4)列所示。由結(jié)果可見，Insur×Zscore的系數(shù)顯著為負，表明股權(quán)集中度越高，大股東越能夠與舉牌險資抗衡，以抵御險資的過度金融化傾向；而在股權(quán)集中度較低的公司，舉牌險資話語權(quán)較高，可利用資本來挾持管理層，迫使其提高對金融資產(chǎn)的配置。綜合上述實證研究結(jié)果可見，險資舉牌上市公司產(chǎn)生了資本挾持效應(yīng)，并迫使企業(yè)提高金融化水平。

表8 險資舉牌影響實體企業(yè)金融化的機制檢驗結(jié)果

(二)資源支持效應(yīng)的檢驗

險資舉牌是否給企業(yè)帶來了金融投資經(jīng)驗、信息等資源支持，從而提高了企業(yè)的最優(yōu)金融化水平？如果險資發(fā)揮了資源支持效應(yīng)，那么一個合理的推論是：對于缺乏金融投資經(jīng)驗的企業(yè)，險資舉牌對企業(yè)金融化的加劇作用更大。因此，如果通過實證檢驗發(fā)現(xiàn)，企業(yè)過去的金融投資經(jīng)驗在險資舉牌對金融化的助推作用中發(fā)揮了負向調(diào)節(jié)作用，則表明險資舉牌存在資源支持效應(yīng)。為檢驗上述推論，本文構(gòu)造了金融投資經(jīng)驗指標exp，如果企業(yè)過去三年的金融活動利潤占比均小于行業(yè)中位數(shù)，則exp取1，否則取0。為檢驗金融投資經(jīng)驗的調(diào)節(jié)效應(yīng)，本文在基本模型中加入金融投資經(jīng)驗與險資舉牌的交互項Insur×exp，并對該模型進行再回歸。結(jié)果如表8第(5)(6)列所示，Insur×exp的系數(shù)并未顯著為負，表明險資舉牌的資源支持效應(yīng)未得到驗證。

為了保證研究結(jié)果的穩(wěn)健性，本文還分別以企業(yè)過去三年的金融投資占比是否小于行業(yè)中位數(shù)、公司董事長是否有金融背景、CEO是否有金融背景以及董監(jiān)高是否有金融背景作為企業(yè)金融投資經(jīng)驗的代理變量，并分別檢驗了上述四個變量的調(diào)節(jié)效應(yīng)，結(jié)果均不顯著，表明險資舉牌并未發(fā)揮資源支持效應(yīng)。原因可能在于，舉牌險資主要為交易型險資，其并不會站在企業(yè)長遠發(fā)展的角度向企業(yè)注入知識、信息等優(yōu)質(zhì)資源，而主要通過操控企業(yè)股利分配或短期炒作放大公司市值獲益。

六、結(jié)論與建議

本文從投資者視角，分析了險資舉牌對企業(yè)金融投資決策的影響，并利用2007―2019年A股上市公司數(shù)據(jù)，研究險資舉牌與實體企業(yè)金融化的關(guān)系。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：險資舉牌會加劇實體企業(yè)金融化，表明險資舉牌是實體企業(yè)金融化的“助推器”而非“抑制劑”。此后，本文對險資舉牌助推實體企業(yè)金融化的機制進行了探索，結(jié)果表明：險資穩(wěn)定性、公司股權(quán)集中度均在險資舉牌對金融化的助推作用中發(fā)揮了負向調(diào)節(jié)作用，而金融投資經(jīng)驗的負向調(diào)節(jié)作用不顯著，表明險資舉牌主要通過資本挾持效應(yīng)助推企業(yè)金融化水平的提升，并未發(fā)揮資源支持效應(yīng)。

據(jù)此，本文提出以下政策建議：

第一，進一步引導(dǎo)險資由交易型投資者向穩(wěn)定型投資者轉(zhuǎn)變。一方面，應(yīng)建立險資運營管理中的長周期考核機制。目前，險資的考核激勵機制不夠科學(xué)，存在“長期資金短期化考核”問題，這導(dǎo)致投資人在資產(chǎn)配置時更加注重短期利益，尤其在市場波動較大時，存在“賺快錢”“炒熱點”、追漲殺跌現(xiàn)象。顯然，短周期考核指揮棒不利于培育穩(wěn)定型險資。后續(xù)改革中，應(yīng)給予投資業(yè)績波動更多包容，避免考核指標短期化引發(fā)資金快進快出效應(yīng)，建立與保險資金權(quán)益類資產(chǎn)投資相適應(yīng)的中長期績效考核指標體系，真正留住長期資金。另一方面，轉(zhuǎn)變險資不可持續(xù)的發(fā)展模式。近年來險資頻頻舉牌的一個重要原因是為緩解資金壓力，而資金壓力主要來自其“資產(chǎn)驅(qū)動負債”的發(fā)展模式。例如，先在投資端找到目標上市公司，然后通過高成本、短期限、保障成分低的“萬能險”等產(chǎn)品迅速籌集資金，再對上市公司進行大規(guī)模舉牌，以達到?jīng)_大公司規(guī)模、提高投資收益的目的。顯然這種險資舉牌是以交易為目的，而非以長期投資為目的。為避免上述問題，監(jiān)管部門應(yīng)著力推動保險公司轉(zhuǎn)變當(dāng)前的發(fā)展模式，實現(xiàn)資產(chǎn)與負債在時間、收益、流動性上的匹配，促使保險公司回歸保險業(yè)務(wù)本質(zhì)，即：資產(chǎn)端以中低風(fēng)險業(yè)務(wù)為主，負債端以開發(fā)保障型而非投資型產(chǎn)品為主。

第二，繼續(xù)規(guī)范保險公司的舉牌行為。近年來，個別險資脫離了自己的保險主業(yè)，盲目舉牌、跨業(yè)并購，甚至與原股東爭奪控制權(quán)。為了迎合險資的需要，公司管理層易陷入提高短期業(yè)績、縮短投資期的短視行為中，也會偏向購買更容易變現(xiàn)的金融資產(chǎn)。因此，需對保險公司的舉牌行為加以規(guī)范，除了要遵循銀保監(jiān)會《關(guān)于優(yōu)化保險公司權(quán)益類資產(chǎn)配置監(jiān)管有關(guān)事項的通知》中所增加的集中度風(fēng)險監(jiān)管要求外(保險公司投資單一上市公司股票的股份總數(shù)不得超過該上市公司總股本的10%)，還要強化對險資的信息披露要求。如果保險公司舉牌的目的不僅是成為上市公司的財務(wù)投資者，則應(yīng)要求其履行告知義務(wù)，并加強對舉牌過程中的信息披露，不僅需披露其財務(wù)狀況,也應(yīng)披露其資金來源及關(guān)聯(lián)方和一致行動人信息，防止其通過關(guān)聯(lián)方舉牌來規(guī)避法律法規(guī)限制。 ■