馬天平

2011年全國個人和公司參與商業(yè)銀行理財業(yè)務(wù)爆發(fā)式增長。截至2011年11月末，銀行理財產(chǎn)品發(fā)行規(guī)模已超過15萬億元，年末達到16萬億元，是2010年全年發(fā)行規(guī)模7.05萬億元的兩倍多，截至2012年9月末，銀行表外理財產(chǎn)品余額6.7萬億元，較2011年末增長47%億元，理財產(chǎn)品年化預(yù)期收益率遠遠高于活期存款利率，一般也超過一年期定期存款利率（中國社會科學院金融所，2010）。

如此大的發(fā)行額，從商業(yè)銀行供給端分析，銀行理財業(yè)務(wù)成為商業(yè)銀行優(yōu)化經(jīng)營結(jié)構(gòu)，增加中間業(yè)務(wù)收入，加快市場利率化改革進程，實現(xiàn)由傳統(tǒng)商業(yè)信貸銀行向現(xiàn)代綜合服務(wù)型金融企業(yè)轉(zhuǎn)變的利器（葛兆強，2005）。從市場需求端分析，個人資金保值增值需求和公司機構(gòu)的投資管理需求產(chǎn)生了巨大拉動作用。投資于理財產(chǎn)品的資金比例中，公司資金占比高達25%。這種需求由何種因素導致？依據(jù)公司理財資金起點相關(guān)論，外部環(huán)境決定了公司的理財行為（王化成，2001）。由于通貨膨脹率不斷走高，“負利率”更加嚴重，公司在現(xiàn)金管理中希望借助于銀行理財產(chǎn)品抵抗通脹；同時，經(jīng)濟增長速度下滑，企業(yè)的主營業(yè)務(wù)受到影響，轉(zhuǎn)而以理財為一定程度的投資替代品。因此，在眾多的企業(yè)中，本文選擇了2007年至2011年參與銀行理財產(chǎn)品的上市公司作為總體樣本。通過考察上市公司參與銀行理財產(chǎn)品的相關(guān)數(shù)據(jù)，推斷上市公司參與銀行理財產(chǎn)品市場的動機，進而發(fā)掘上市公司的投資行為特征。

全文結(jié)構(gòu)安排如下：首先是文獻回顧，其次對上市公司參與銀行理財產(chǎn)品市場數(shù)據(jù)進行了描述性統(tǒng)計分析，并給出一系列假設(shè)，然后嘗試給出了部分回歸模型進行實證，研究上市公司申購理財資金與公司各種屬性指標的關(guān)系，最后進行了補充性檢驗，并進行了總結(jié)與展望。

一、文獻回顧

銀行理財產(chǎn)品是基于“受人之托，代客理財”的合同關(guān)系，利用銀行自身的專業(yè)優(yōu)勢，實現(xiàn)資金從供給者到需求者的融通。市場的參與方主要包括三方：資金供給者，即理財產(chǎn)品申購方；資金需求方，即理財產(chǎn)品項目融資方，是投資品的形成方；第三方中介機構(gòu)，即商業(yè)銀行。上市公司一般主營業(yè)務(wù)突出，盈利能力較強，但為何參與銀行理財產(chǎn)品申購市場，王鵬虎（2008）認為上市公司通過銀行理財產(chǎn)品提高企業(yè)的資金管理效率、降低財務(wù)成本、提高經(jīng)營管理水平，是現(xiàn)金管理的手段。李曉犁（2011）認為大部分公司在主營業(yè)務(wù)低迷、重組無望的情況下通過銀行理財產(chǎn)品進行“非主業(yè)投資自救”。姜付秀（2009）、余明珠（2006）認為管理者（管理層以及董事長）的背景特征對企業(yè)過度投資的影響具有一定的差異性，這種差異性導致上市公司對非主營業(yè)務(wù)投資有明顯影響。蘇冬蔚（2011）認為宏觀經(jīng)濟因素、企業(yè)家信心、信貸配給對公司融資選擇產(chǎn)生影響，在銀行表外中介的作用下，這些因素進而影響企業(yè)的投資行為。上述研究，要么僅從規(guī)范性要求提出評論，沒有使用數(shù)據(jù)進行支持，也沒有使用實證方法；要么使用宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)和企業(yè)部分財務(wù)數(shù)據(jù)或者企業(yè)管理者背景相關(guān)數(shù)據(jù)，沒有直接使用企業(yè)申購理財額具體數(shù)據(jù)。為更可靠地分析上市公司申購銀行理財產(chǎn)品的特征，本文直接從上市公司的銀行理財申購數(shù)據(jù)出發(fā)，驗證上市公司申購銀行理財?shù)母黜椞卣鳌?/p>

二、描述性統(tǒng)計

本文選擇了2007年至2011年參與銀行理財產(chǎn)品的109家上市公司作為總體樣本。選擇的標準是該上市公司對理財行為曾進行披露。對于多次披露的上市公司，選擇最新的披露信息作為數(shù)據(jù)來源和依據(jù)。根據(jù)各上市公司公告的要素，初步統(tǒng)計了上市公司的公告日期Time、所屬證監(jiān)會行業(yè)Industry、公司性質(zhì)（國有或非國有）State-own、申購理財產(chǎn)品金額（或最大額度）Mounts、公告所在期間最新的凈資產(chǎn)E、期末現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物余額M、貨幣資金Money-funds、所在區(qū)域 Province、申購原因、資金來源、所申購理財產(chǎn)品的收益率、所申購產(chǎn)品的期限（天）、所申購銀行產(chǎn)品的產(chǎn)品類型（保本產(chǎn)品或非保本產(chǎn)品）等要素。其中，各年度上市公司參與銀行理財產(chǎn)品市場的情況如下表1所示。

從表1中可以分析出，銀行理財產(chǎn)品作為新投資品種，在2007年以前，尚無上市公司參與。隨著銀行理財產(chǎn)品市場的發(fā)展，上市公司參與銀行理財產(chǎn)品的數(shù)量逐年遞增。每年的遞增平均速度在1560%，呈爆發(fā)增長態(tài)勢。按照全市場上市A股公司數(shù)量為2320家計算，參與銀行理財?shù)纳鲜泄緮?shù)量已增長至4.6%。參與銀行理財產(chǎn)品市場的上市公司涉及證監(jiān)會行業(yè)中的35個行業(yè)，占總體行業(yè)數(shù)的54%，涉及省份為25個，占全國省份總數(shù)的75%。若根據(jù)wind行業(yè)分類標準，參與銀行理財產(chǎn)品市場的上市公司分布如表2所示。

表2 申購銀行理財產(chǎn)品的上市公司所處行業(yè)分布

表2顯示，參與銀行理財?shù)纳鲜泄緮?shù)量最多的是消費、工業(yè)、信息技術(shù)等行業(yè)企業(yè)，參與數(shù)量較少的是電信服務(wù)、能源、金融行業(yè)企業(yè)，但這些描述結(jié)果需要實證支持。從宏觀環(huán)境的影響直觀而言，消費品企業(yè)現(xiàn)金流較為充裕，可以有力支持公司參與銀行理財產(chǎn)品市場，同時，處于產(chǎn)業(yè)鏈上游現(xiàn)金流豐富的制造企業(yè)，對資金使用效率回報要求較高，參與銀行理財市場可能更明顯。對于可以通過其他途徑獲得更高收益的金融企業(yè)，參與銀行理財產(chǎn)品較少。對于公用事業(yè)單位，現(xiàn)金流一般充裕，閑置資金較多，申購理財可能較多，但同時可能由于受到監(jiān)管較多，為規(guī)避監(jiān)管風險，可能較低深度參與有風險的銀行理財產(chǎn)品市場。本文對于這種由行業(yè)差異引起的申購差別，以公用事業(yè)單位行業(yè)為代表，提出如下假設(shè)：

H10：對閑置資金較多的公用事業(yè)企業(yè)，參與銀行理財產(chǎn)品市場的深度較深。

H11：公用事業(yè)單位大多是政府財政資金作為資本金，受到的監(jiān)管較多，可能被迫較低深度、較低彈性參與有風險的銀行理財產(chǎn)品市場。

申購銀行理財產(chǎn)品的企業(yè)股東性質(zhì)不同，參與銀行理財市場的深度可能不同。按照股東性質(zhì)不同，分為私人企業(yè)、外資企業(yè)、地方國有企業(yè)、中央國有企業(yè)四類，分析發(fā)現(xiàn)，私人企業(yè)參與銀行理財?shù)恼急茸罡?，占?jù)整體109家上市公司樣本的51%，私人企業(yè)參與銀行理財市場較為活躍。外資企業(yè)的銀行理財占比最低，為7%。國有企業(yè)（包括地方國企和中央國企）占比居中，但地方國企比中央國企參與銀行理財市場高出20個百分點。這一結(jié)果可能說明私人企業(yè)（非國有企業(yè)）對管理資金的回報率要求更高，更重視現(xiàn)金管理，有更多熱情參與銀行理財市場，或者私人企業(yè)在現(xiàn)金管理操作時更靈活，或者是在宏觀經(jīng)濟調(diào)整下，有一部分私人企業(yè)在主營業(yè)務(wù)受影響下，通過參與銀行理財產(chǎn)品市場獲取投資收益以補償主營業(yè)務(wù)。相反，國有企業(yè)一方面可能受到的宏觀經(jīng)濟因素影響較小，或者資金較為充裕，或者資金要求回報不高，或者由于受到更多的監(jiān)管管制而無法參與銀行理財產(chǎn)品市場，另一方面國有企業(yè)主營業(yè)務(wù)發(fā)展依然較好，不需另尋投資渠道，因此參與銀行理財市場的深度也可能較私人企業(yè)低。

從參與銀行理財產(chǎn)品市場的公司規(guī)模分析，將公司分為大型規(guī)模和中小型規(guī)模兩類，統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)，中小企業(yè)參與銀行理財產(chǎn)品市場的企業(yè)數(shù)量遠遠大于大型企業(yè)。這一結(jié)果可能是由于中小企業(yè)本身數(shù)量較多，存在選擇性偏差，但從相對比例分析，深圳證券交易所的企業(yè)參與銀行理財產(chǎn)品市場的參與廣度更高，為5.4%，上海證券交易所公司的參與廣度為3.4%，中小型公司的參與廣度高出大型公司2%。

同時，為了控制公司所處地區(qū)的差異，將公司劃分為東部沿海地區(qū)和非東部沿海地區(qū)兩類。

在上市公司參與銀行理財市場中，從上市公司屬性指標分析，各個上市公司申購的銀行理財產(chǎn)品金額出現(xiàn)如下特征，如表3所示。

表3 參與銀行理財產(chǎn)品市場的上市公司申購金額及其相關(guān)數(shù)據(jù)（單位：億元）

表3顯示，上市公司理財申購金額從500萬至24億元不等，平均申購金額為3.3億元。同時根據(jù)上市公司宣告日所在的最近的季度財務(wù)報表顯示，上市公司申購銀行理財產(chǎn)品的金額與其公司凈資產(chǎn)的比值從-28%到59%不等。對于凈資產(chǎn)為負值，特別是ST公司，仍有不少公司參與銀行理財產(chǎn)品市場，這可能印證了非主業(yè)投資自救假說。各公司公告的申購銀行理財產(chǎn)品的上限，一般以其凈資產(chǎn)（Baubonis，1993）的某一比例值為標準。部分公司在公告中宣稱，申購銀行理財產(chǎn)品不設(shè)固定上限，可自由申購，只有當申購金額觸及凈資產(chǎn)總比值線時才報董事會批準。另有部分公司設(shè)定固定的申購比例和上限，但不提及與其凈資產(chǎn)的關(guān)系。從表中可以發(fā)現(xiàn)，參與銀行理財產(chǎn)品市場的全部上市公司的理財投資金額平均為其凈資產(chǎn)的17%。

從上市公司公告的信息分析，上市公司參與銀行理財產(chǎn)品市場的目的各不相同。大部分公司從現(xiàn)金管理角度出發(fā)，宣告公司使用日常營運的存量過剩資金申購銀行理財產(chǎn)品；或者宣稱公司的采購和銷售貨款結(jié)算模式導致公司短期內(nèi)存在流動資金閑置情形，為提高資金運作效率和投資收益，參與銀行理財產(chǎn)品市場；或者宣稱由于公司的供應(yīng)商簽訂的銷售合同一般會有15-60天的賬期，利用賬期申購銀行理財產(chǎn)品。

大部分公司聲稱用自有閑置資金申購銀行理財產(chǎn)品，而不使用上市募集資金和銀行借款。為判斷上市公司是否使用募集資金申購理財產(chǎn)品，比較發(fā)生在上市公司募集成立時的募集總量和申購銀行理財產(chǎn)品的額度大小，可以發(fā)現(xiàn)，申購理財產(chǎn)品的金額一般低于或等于募集成立時募集賬戶的總量，說明上市公司購買理財產(chǎn)品的資金可能源于募集資金。正如部分公司公開披露，已經(jīng)使用上市募集資金申購銀行理財產(chǎn)品，正在糾錯和調(diào)整。

各上市公司參與理財產(chǎn)品市場，所申購的銀行理財產(chǎn)品的收益率從3%到11%不等，平均為6%，遠高于一年期存款利率，與四大商業(yè)銀行一年期貸款利率基本持平。上市公司所申購的理財產(chǎn)品平均期限為217天，但中位數(shù)是90天，所持有產(chǎn)品期限分布在9天與1800天之間。

對于上市公司是否能夠參與銀行理財產(chǎn)品市場，參與的比例應(yīng)該多大，監(jiān)管部門沒有相關(guān)的規(guī)定。上市公司根據(jù)自身所在的行業(yè)不同和風險規(guī)避喜好程度不同，具有不同的行為特征。本文認為既然大部分上市公司在公告中宣稱理財產(chǎn)品申購金額為其最新一期凈資產(chǎn)的固定比值，則本文從公告時點的上市公司最近一期凈資產(chǎn)、公司最近一期現(xiàn)金流量表的期末現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物余額、公司最近一期貨幣資金量進行研究，以期發(fā)現(xiàn)上市公司參與銀行理財產(chǎn)品市場的決定因素。

三、模型分析與實證

（一）不添加控制變量的簡單回歸

根據(jù)上市公司的公告日期所在年的數(shù)據(jù)，以上市公司申購理財產(chǎn)品金額或最大額度（Mounts）作為因變量，以公司的規(guī)模大?。⊿ize）、公司性質(zhì)（國有或非國有）（State-own）、凈資產(chǎn)規(guī)模（E）、期末現(xiàn)金余額（M）、所在區(qū)域（Region）作為自變量，建立回歸方程。為更清晰反映各個指標的不同影響，先做出凈資產(chǎn)、現(xiàn)金額與銀行理財產(chǎn)品申購金額的關(guān)系圖，如圖1、圖2所示，并分別構(gòu)建模型如下：

其中，C1、C2為常數(shù)項、β1為凈資產(chǎn)對購買額Mounts的影響系數(shù)，β2為期末現(xiàn)金余額對購買額Mounts的影響系數(shù)，ξ1、ξ2為其他因素殘差項。

再做出現(xiàn)金余額取對數(shù)后、凈資產(chǎn)取對數(shù)后與銀行理財產(chǎn)品申購金額取對數(shù)后的關(guān)系圖，如圖3、圖4所示，并分別構(gòu)建模型如下：

其中，C3、C4為常數(shù)項、β3、β4分別為期末現(xiàn)金余額和凈資產(chǎn)對購買額Mounts的彈性，ξ3、ξ4為其他因素殘差項。

圖1 凈資產(chǎn)余額與銀行理財產(chǎn)品申購金額關(guān)系圖

圖2 期末現(xiàn)金及等價物與銀行理財產(chǎn)品金額關(guān)系圖

圖3 期末現(xiàn)金額對數(shù)與銀行理財金額對數(shù)關(guān)系圖

圖4 凈資產(chǎn)對數(shù)與理財產(chǎn)品申購金額對數(shù)關(guān)系圖

對四個方程的回歸結(jié)果表明，期末現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物余額和凈資產(chǎn)都對銀行理財產(chǎn)品申購金額影響明顯，系數(shù)為正，在未控制其他變量的情況下，F(xiàn)值顯著，期末現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物余額和凈資產(chǎn)的系數(shù)t值也很顯著。特別是方程（3）和（4），當期末現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物余額和凈資產(chǎn)分別變動時，理財產(chǎn)品申購變動的彈性達0.5和0.74，也即說明期末現(xiàn)金余額和凈資產(chǎn)額每變動1%時，申購量變動0.5%和0.74%。

為何上市公司的凈資產(chǎn)額與期末現(xiàn)金余額的變動對申購理財額有如此明顯影響？一方面，對于凈資產(chǎn)而言，上市公司的凈資產(chǎn)較高時，抗風險能力較強，企業(yè)家信心增大，促使企業(yè)更多參與投資。由于銀行理財產(chǎn)品的期限一般較短，大多為1年之內(nèi)，不會影響長期投資，因此可推斷公司凈資產(chǎn)越高，公司參與銀行理財產(chǎn)品市場的深度越深。同時，凈資產(chǎn)越高的上市公司因抵押物更充足，更容易獲得外部融資，這時企業(yè)有可能將外部融資所融入的資金用于銀行理財產(chǎn)品投資，這由前文描述性統(tǒng)計中部分公司公開披露，已經(jīng)使用上市募集資金申購銀行理財產(chǎn)品，正在糾錯和調(diào)整可證實。另一方面，上市公司凈資產(chǎn)較高，企業(yè)所受到的融資約束較少，在代理成本較高的情況下，企業(yè)可能存在過度投資行為，即使某些投資不能滿足股東要求的最低權(quán)益資本回報率，但管理者依然選擇銀行理財產(chǎn)品進行投資。這也從樣本數(shù)據(jù)中可以驗證，部分上市公司所申購的理財產(chǎn)品期限，最長達1800天，這說明這類上市公司已經(jīng)把銀行理財產(chǎn)品作為公司的長期投資業(yè)務(wù)對待，而不僅僅是出于營運資金現(xiàn)金管理的需要。另一方面，對于期末現(xiàn)金余額而言，上市公司的貨幣資金越多，證明公司的現(xiàn)金頭寸越大，除了正常的經(jīng)營運轉(zhuǎn)需要，公司可能將資金參與短期貨幣市場或債券市場。銀行理財產(chǎn)品的期限一般是貨幣市場工具和債券市場工具的替代品，從樣本中觀察可知，上市公司申購銀行理財產(chǎn)品的中位數(shù)期限為90天，滿足貨幣市場投資期限的一般標準，因此上市公司可能會選擇銀行理財產(chǎn)品作為中短期投資對象。平均水平上可預(yù)計，上市公司的貨幣資金越多，上市公司參與銀行理財產(chǎn)品的越深入。

（二）添加控制變量的全變量回歸

為了更全面分析各因素的影響，分析上市公司參與銀行理財產(chǎn)品市場的決策行為特征，綜合考慮上市公司規(guī)模大小、上市公司企業(yè)性質(zhì)、所在行業(yè)、所在區(qū)域等因素。

上市公司的規(guī)模大小決定了公司的融資模式和投資模式。對于企業(yè)規(guī)模的不同，本文提出以下假設(shè)：

H20根據(jù)優(yōu)序融資理論（Myears，1984），上市公司處于成長期，規(guī)模較小時，公司自主投資強勁，所需的融資較多，這時閑置資金較少，申購銀行理財產(chǎn)品的深度可能較低。

H21小型規(guī)模公司相對大型規(guī)模公司管理靈活，注重資金回報率，公司的現(xiàn)金管理傾向可能較強，對營運資金變動和回報率的差異更為敏感，易傾向參與銀行理財產(chǎn)品市場。

上市公司的股東性質(zhì)也可能深刻影響企業(yè)參與銀行理財產(chǎn)品市場的深度，本文假設(shè)：

H30：在中國特色的公司治理制度下，國有企業(yè)較非國有企業(yè)受到的融資約束較低，相對于非國有企業(yè)，持有的預(yù)防性閑置資金較低，對營運資金要求的回報率敏感度較低，參與理財產(chǎn)品市場的興趣度可能不足，導致理財產(chǎn)品申購深度較低。

H31：國有企業(yè)（包括中央國有和地方國有企業(yè)）在國有金融制度環(huán)境中更容易獲得外部融資，融入資金后，資金的主營業(yè)務(wù)投資效率不高時，存在大量現(xiàn)金頭寸，國有企業(yè)持有更多現(xiàn)金能夠更多參與銀行理財產(chǎn)品市場，參與的深度增加。

上市公司所在的區(qū)域不同，具有不同的經(jīng)營管理水平和產(chǎn)業(yè)集群投資風格。同時，不同區(qū)域的上市公司受到的監(jiān)管程度可能不同，同一區(qū)域的企業(yè)受到的監(jiān)管影響可能一致，這會導致企業(yè)的理財行為出現(xiàn)一定的區(qū)域趨同性。本文假設(shè)：

H40東部沿海企業(yè)的現(xiàn)金管理能力可能較高，風險承受能力較強，企業(yè)家意識可能更為開放，因此可能更傾向申購銀行理財產(chǎn)品。

H41西部地區(qū)的企業(yè)投資回報率較低，有較少的投資渠道，閑置資金較多，參與銀行理財?shù)纳疃瓤赡芨哂跂|部沿海。

設(shè)定凈資產(chǎn)E、期末現(xiàn)金M為實值變量，設(shè)定State-own為虛擬變量，在公司為私人企業(yè)時，取值為1，否則為0；Region也為虛擬變量，行業(yè)Industry為虛擬變量，是否外資企業(yè)Foreign為虛擬變量，檢驗分析相關(guān)因素，設(shè)定如下2個模型：

對模型（5）以制造業(yè)為行業(yè)基準比較組，以私人企業(yè)為企業(yè)性質(zhì)的基準比較組，以中西部地區(qū)為企業(yè)所在區(qū)域的基準比較組，以小公司為公司規(guī)模的基準比較組進行計量回歸檢驗，回歸結(jié)果如表4所示。

表4 銀行理財產(chǎn)品申購金額與上市公司各因素的回歸結(jié)果

從表4看出，在95%的置信度下，可以得到以下結(jié)論：

1.期末現(xiàn)金余額和凈資產(chǎn)正向影響上市公司參與銀行理財市場。凈資產(chǎn)、期末現(xiàn)金余額的回歸系數(shù)均為正，分別為0.01和0.11，尤其是期末現(xiàn)金余額系數(shù)較大，也較為顯著，說明企業(yè)期末即期現(xiàn)金余額深刻影響了上市公司參與銀行理財市場的理財行為，這驗證了前文的假設(shè)，大部分企業(yè)在有較多閑置資金時，會進入銀行理財產(chǎn)品市場。相似的情況是，凈資產(chǎn)越多，企業(yè)申購銀行理財產(chǎn)品也越多，該系數(shù)雖然較為顯著但較小，僅為0.01。

2.行業(yè)系數(shù)中的公用事業(yè)單位為負，系數(shù)為-0.67，支持了H11。以制造業(yè)為基準組，發(fā)現(xiàn)不同行業(yè)的公司，參與度不一致，若制造業(yè)企業(yè)平均申購1億元，則金融行業(yè)企業(yè)、醫(yī)療行業(yè)企業(yè)、信息行業(yè)企業(yè)都較制造業(yè)企業(yè)高出4800萬到2.07億元不等，這種參與深度在不同行業(yè)的高低分布情況與前文表2描述性統(tǒng)計中的參與廣度在行業(yè)中的排序情況不一致，但消費行業(yè)表現(xiàn)出一致性。說明一方面盡管制造企業(yè)對資金使用效率回報要求較高，參與銀行理財市場意愿更明顯，參與廣度較大，但另一方面制造業(yè)企業(yè)受到宏觀通脹上升，原材料價格上漲，閑置資金較低的限制，因此參與銀行理財產(chǎn)品市場的數(shù)量較少，參與申購的深度相對其他大多數(shù)行業(yè)企業(yè)卻較低。

3.大公司相對于小公司理財參與深度較低，支持了H21。當上市公司為小型公司時，參與銀行理財產(chǎn)品市場平均水平比大型上市公司高出0.99億元，說明小型上市公司對現(xiàn)金管理收益率更為敏感，對短期資金的回報要求更高，但這種情況不夠顯著，可能被小企業(yè)的融資約束作用所減弱。

4.地處東部沿海地區(qū)的公司相對于西部內(nèi)陸地區(qū)公司，參與深度較低，當西部地區(qū)企業(yè)平均申購1億元時，東部地區(qū)企業(yè)平均低出0.13億元，支持了H41。

5.不論中央國企還是地方國企，參與深度都高于私人企業(yè)，平均水平上分別高出私人企業(yè)0.94億元與0.54億元，支持了H31。當上市公司為私人企業(yè)時，參與銀行理財產(chǎn)品的申購深度小于國有企業(yè)。就平均水平而言，私人企業(yè)的申購水平最低低于國有企業(yè)近1億元。這也是樣本數(shù)據(jù)中最低申購額為500萬元，最高申購額為24億元的原因，偏差值較大。同時可以發(fā)現(xiàn)，同為國有企業(yè)，地方國有企業(yè)和中央國有企業(yè)的申購深度相差不大，中央國有企業(yè)的申購深度略高于地方國有企業(yè)，這可能是由于中央國有企業(yè)閑置資金更多，或者集團財務(wù)現(xiàn)金管理水平更高。雖然外資上市公司參與銀行理財產(chǎn)品市場的數(shù)量最少，但外資上市公司參與銀行理財產(chǎn)品的深度較內(nèi)資企業(yè)大，平均水平比非外資企業(yè)高出2.81億元，這一結(jié)果顯著。

（三）對變動彈性的回歸

為了更加清晰地觀察上市公司參與銀行理財產(chǎn)品市場與企業(yè)凈資產(chǎn)變動和企業(yè)最新一期期末現(xiàn)金余額變動的敏感性，本文以制造業(yè)為行業(yè)基準比較組，以私人企業(yè)企業(yè)性質(zhì)的基準比較組，以中西部地區(qū)為企業(yè)所在區(qū)域的基準比較組，以小公司為公司規(guī)模的基準比較組，對模型（6）重新進行回歸，得到結(jié)果如表5所示。

表5 銀行理財產(chǎn)品申購金額取對數(shù)與企業(yè)各因素的回歸結(jié)果

從表5中可以看出，在95%置信度下，可以得到以下結(jié)論：

1.凈資產(chǎn)系數(shù)、現(xiàn)金等價物系數(shù)都顯著為正，說明上市公司參與銀行理財產(chǎn)品市場的深度與凈資產(chǎn)的變動和現(xiàn)金的變動靈敏度較高，凈資產(chǎn)變動相對于期末現(xiàn)金的變動影響企業(yè)參與銀行理財產(chǎn)品力度更大，前者的彈性更大。當凈資產(chǎn)和期末現(xiàn)金分別增加1%時，銀行理財產(chǎn)品申購額分別增加0.59%和0.24%。

2.醫(yī)療行業(yè)和公用事業(yè)行業(yè)的企業(yè)參與銀行理財產(chǎn)品的彈性與消費、金融、信息行業(yè)的企業(yè)相反，消費、金融、信息行業(yè)的申購彈性較制造業(yè)行業(yè)彈性大，而醫(yī)療、公用事業(yè)較制造業(yè)的彈性小，這可能印證了醫(yī)療企業(yè)和公用事業(yè)單位對理財投資相對保守，或者受到的監(jiān)管較多，為規(guī)避監(jiān)管風險，參與銀行理財產(chǎn)品市場的靈活度較低，支持了H11假設(shè)。

3.地方國有企業(yè)和中央國有企業(yè)對銀行理財產(chǎn)品申購變動的方向不同。同比私人企業(yè)，中央國企相對于地方國企，對銀行理財申購金額變動方向比私人企業(yè)更大，而地方國企相反，這印證了前文中央國有企業(yè)集團相對于地方國企，現(xiàn)金管理能力或意向更強，管理更靈活的假設(shè)。

4.結(jié)合表4，說明中央國企參與銀行理財產(chǎn)品市場的絕對金額更多，深度較大，同時，參與時的彈性也更大。表5中沿海企業(yè)的彈性高于中西部地區(qū)，結(jié)合前文描述性統(tǒng)計，說明沿海企業(yè)盡管參與銀行理財產(chǎn)品市場深度較低，但對理財市場的變動卻更為敏感。

四、補充性回歸

為驗證上市公司是否追求銀行理財產(chǎn)品的收益率高低，是否對產(chǎn)品的期限存在偏好，添加收益率R和產(chǎn)品期限T進入模型5和6。

由于僅有22個公司公告了其所申購的理財產(chǎn)品收益率，占參與銀行理財產(chǎn)品市場上市公司全部數(shù)量的20%，本文僅以該22個公司數(shù)據(jù)作為新的小樣本進行檢驗。同時，發(fā)現(xiàn)該22個上市公司樣本全部為非外資企業(yè)，因此從公式5和公式6中剔除外資企業(yè)的虛擬變量Foreign，得到如下模型7和8。

回歸得到如表6、表7所示。

表6 銀行理財產(chǎn)品申購金額與理財產(chǎn)品收益率、期限的回歸結(jié)果

由于樣本較少，回歸結(jié)果的精度不高，從表6、表7可以發(fā)現(xiàn)，添加收益率和產(chǎn)品期限兩個自變量后，其他各類因素變量的影響與表4、表5基本相同，系數(shù)結(jié)果保持一致，呈現(xiàn)穩(wěn)健性。表6和表7顯示，產(chǎn)品期限這一因素的影響并不顯著，不論是在申購的深度方面或申購彈性上，所有上市公司不因為產(chǎn)品期限越長，越多申購理財產(chǎn)品。但產(chǎn)品的預(yù)期收益率影響顯著為正，產(chǎn)品收益率越高，參與理財產(chǎn)品市場越深入。同時，產(chǎn)品收益率的彈性也為正，說明理財產(chǎn)品價格的變動對申購理財產(chǎn)品具有引導作用，但這種效應(yīng)不夠顯著，可能由于上市公司的現(xiàn)金管理水平有待提高或者中國特殊的銀企關(guān)系導致企業(yè)對銀行理財產(chǎn)品的價格波動不敏感（潘正彥，1999）。

五、結(jié) 論

本文通過檢驗中國A股上市公司參與銀行理財產(chǎn)品市場的數(shù)據(jù)特征，驗證了中國上市公司參與銀行理財產(chǎn)品市場的深度與其凈資產(chǎn)大小成顯著正相關(guān)關(guān)系的投資特征。由于公司的規(guī)模、行業(yè)的分布、股東的性質(zhì)、所在區(qū)域的不同，不同的上市公司表現(xiàn)出不同的特點。整體平均水平而言，上市公司規(guī)模越小，參與申購銀行理財產(chǎn)品的深度越大，支持了假設(shè)H21，公司為地方國有企業(yè)并處于中西部地區(qū)時，上市公司參與銀行理財產(chǎn)品的深度相對增加，彈性降低，支持了H31、H41假設(shè)。中央國有企業(yè)不論是參與深度和參與彈性，都較私人企業(yè)大。上市公司不因為產(chǎn)品期限越長，越多申購理財產(chǎn)品。銀行理財產(chǎn)品的收益率影響上市公司參與理財市場的深度和彈性。

由于本文的數(shù)據(jù)僅取自2007至2011年，樣本較少，可能這種樣本選擇差異影響了本文的結(jié)論。同時，不同公司公告申購銀行理財產(chǎn)品的次數(shù)不同，部分公司連續(xù)公布銀行理財產(chǎn)品申購次數(shù)，每年一次或每年數(shù)次，部分公司僅在某年歷史性公布過一次，對于這種動態(tài)的公布行為，本文只取每家公司的最新一次公布時間，因此樣本沒有考慮公告的動態(tài)性，這是本文的缺陷，有待于未來繼續(xù)研究。

［1］王化成、佟巖，2001，財務(wù)管理理論研究的回顧與展望[J]，會計研究，12：17-25

［2］姜付秀、陸正飛等，2009，管理者過度自信、企業(yè)擴張與財務(wù)困境[J]，經(jīng)濟研究，1:138-141

［3］蘇冬蔚（2011）宏觀經(jīng)濟因素、企業(yè)家信心與公司融資選擇[J]，金融研究，4:131-136

［4］李曉犁，2011，上市公司理財投資驟然升溫[N]，上海證券報，2011-8-3-F09

［5］王鵬虎，2008，拓寬合作領(lǐng)域，提供全面服務(wù)[N]，金融時報，2008-4-21-009

［6］中國社會科學院金融所，2010，2010年銀行理財產(chǎn)品評價報告[N]，上海證券報，2010-3-10

［7］余明珠，2006，管理者過度自信與企業(yè)激進負債行為[J]，管理世界，8:104-125

［8］葛兆強，2005，我國商業(yè)銀行理財業(yè)務(wù)發(fā)展評析[J]，銀行家，11:35-38

［9］潘正彥，1999，中國銀企關(guān)系論[M]，上海社科院

［10］Baubonis，C.,The Banker’s Buide to Equity-linked Certificates of Deposit[J]，The Journal of Derivatives，1993，1:87-95

［11］Stewart C.Myears，Corpaorate financing and investment decisions when firms have information that investors do not have[J].Journal of Financial Economics，1984，13:187-221