萬良勇 李宸

【摘要】以我國2007 ～ 2017年非金融A股上市公司為研究樣本， 采用多元回歸和門檻回歸模型， 研究企業(yè)金融化如何影響實業(yè)投資效率。 研究發(fā)現(xiàn)： 企業(yè)金融化與實業(yè)投資效率之間存在非線性“倒U型”關(guān)系; 以企業(yè)規(guī)模、企業(yè)成長性及產(chǎn)品市場競爭分別作為門檻變量時， 企業(yè)金融化與實業(yè)投資效率之間的關(guān)系會隨著門檻變量的不同而改變， 呈現(xiàn)出區(qū)間效應(yīng); 相對于非國有上市公司， 國有上市公司的實業(yè)投資效率隨金融化水平變化的敏感性更高， 呈現(xiàn)出更加陡峭的“倒U型”曲線特征。

【關(guān)鍵詞】企業(yè)金融化;實業(yè)投資效率;雙重效應(yīng);門檻特征

【中圖分類號】F275.5? ? ? 【文獻(xiàn)標(biāo)識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2021）07-0027-8

一、引言

近年來， 我國實體經(jīng)濟(jì)部門的實業(yè)投資回報率持續(xù)下降， 大量資本涌入高收益的房地產(chǎn)和金融行業(yè)， 實體經(jīng)濟(jì)與虛擬經(jīng)濟(jì)之間出現(xiàn)了結(jié)構(gòu)失衡問題[1] 。 據(jù)初步統(tǒng)計， 2007 ～ 2017年我國非金融A股上市公司購買金融產(chǎn)品的平均投資支出從10.52億元增加至35.16億元。 非金融企業(yè)的金融化現(xiàn)象得到學(xué)術(shù)界的廣泛關(guān)注。 關(guān)于企業(yè)金融化產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)后果， 已有研究發(fā)現(xiàn)， 金融化會顯著降低企業(yè)的投資規(guī)模[2] ， 損害企業(yè)的主業(yè)業(yè)績[3] ， 抑制企業(yè)創(chuàng)新[4，5] 。 然而， 鮮有文獻(xiàn)研究金融化與實業(yè)投資效率之間的關(guān)系。

為了探究實體企業(yè)金融化水平對實業(yè)投資效率的影響， 本文以2007 ～ 2017年非金融A股上市公司為研究樣本， 從企業(yè)特征和外部市場環(huán)境的角度分析金融化水平與實業(yè)投資效率之間的關(guān)系。 本文的主要貢獻(xiàn)有三點：第一， 已有文獻(xiàn)主要研究金融化對實業(yè)投資規(guī)模的影響[2，3] ， 鮮有文獻(xiàn)研究企業(yè)金融化水平對其投資效率的影響。 本文驗證了企業(yè)金融化與投資效率之間呈“倒U型”的非線性關(guān)系， 豐富了企業(yè)金融化與企業(yè)投資關(guān)系方面的研究成果。 第二， 通過引入Hansen[6] 于1999年提出的門檻回歸模型， 實證檢驗了在不同市場環(huán)境及企業(yè)特征條件下， 企業(yè)金融化水平與投資效率之間的區(qū)間效應(yīng)， 進(jìn)一步豐富和深化了人們對實體企業(yè)金融化微觀經(jīng)濟(jì)后果的認(rèn)識。 第三， 區(qū)分產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的補(bǔ)充檢驗發(fā)現(xiàn)， 國有上市公司的實業(yè)投資效率隨金融化水平變化的敏感性更高， 呈現(xiàn)出更加陡峭的“倒U型”曲線特征， 豐富了有關(guān)公司產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的研究成果。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）企業(yè)金融化與投資效率

高效率的企業(yè)投資是宏觀經(jīng)濟(jì)增長的微觀基礎(chǔ)[7] 。 已有研究從政策環(huán)境、公司特征、治理因素等角度探討了投資效率的影響因素， 發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)政策、貨幣政策、外部治理環(huán)境、超額銀行借款、會計彈性、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)等會顯著影響企業(yè)投資效率[8-13] ， 但鮮有文獻(xiàn)探討金融化對投資效率的影響。 雖然鮮有文獻(xiàn)直接考察金融化對投資效率的影響， 但有較多文獻(xiàn)檢驗了金融化與實業(yè)投資規(guī)模的關(guān)系。 一些學(xué)者認(rèn)為， 企業(yè)金融化對實業(yè)投資規(guī)模的影響主要體現(xiàn)為“擠出”效應(yīng)。 一方面， 當(dāng)投資金融資產(chǎn)具有更多的收益機(jī)會時， 管理者基于業(yè)績壓力可能做出將企業(yè)資源投資于金融資產(chǎn)的短視行為， “擠出”實業(yè)資產(chǎn); 另一方面， 對金融資產(chǎn)的大量投資使管理者面臨來自資本市場的壓力， 從而迫使企業(yè)回購股票及發(fā)放股利以推動股價上升， 進(jìn)一步擠占實業(yè)投資資源[14-16] 。 也有一些學(xué)者持相反的觀點， 認(rèn)為企業(yè)金融化主要通過“蓄水池”效應(yīng)作用于企業(yè)投資規(guī)模。 金融資產(chǎn)相對于非金融資產(chǎn)具有更好的流動性， 當(dāng)企業(yè)在生產(chǎn)經(jīng)營過程中存在投資機(jī)會時， 金融資產(chǎn)可以迅速以較低的成本變現(xiàn)并反哺實業(yè)[17] 。 此外， 企業(yè)也能夠通過獲取金融資產(chǎn)投資收益緩解財務(wù)困境， 提高盈利水平， 增加實業(yè)投資[18-20] 。

根據(jù)前文所述， 金融化對實業(yè)投資規(guī)?？赡艽嬖凇皵D出”效應(yīng)和“蓄水池”效應(yīng)， 這兩種效應(yīng)所帶來的經(jīng)濟(jì)后果在投資不足和投資過度的企業(yè)中可能存在異質(zhì)性。 一方面， 金融化的“擠出”效應(yīng)會對過度投資企業(yè)形成制約， 此時金融化與投資效率之間體現(xiàn)為正相關(guān)關(guān)系; 另一方面， 當(dāng)企業(yè)投資不足時， 金融化的“擠出”效應(yīng)可能導(dǎo)致實業(yè)投資規(guī)模的進(jìn)一步縮減， 此時二者之間體現(xiàn)為負(fù)相關(guān)關(guān)系。 而“蓄水池”效應(yīng)和“擠出”效應(yīng)的結(jié)合使金融化對投資效率的影響復(fù)雜化， 也意味著二者之間可能存在非線性關(guān)系。 同時， 企業(yè)為了防范資金短缺、投資不足的風(fēng)險而持有少量適度的金融資產(chǎn)， 能夠在一定程度上優(yōu)化資產(chǎn)配置。 反之， 企業(yè)基于逐利動機(jī)過度投資具有高風(fēng)險特征的金融資產(chǎn)， 則會對投資效率產(chǎn)生不利影響。 基于以上分析， 提出本文的假設(shè)1：

H1：企業(yè)金融化與投資效率之間存在非線性關(guān)系， 一定程度的金融化有利于改善投資效率， 而過度的金融化則會減損投資效率。

（二）企業(yè)規(guī)模、企業(yè)成長性及產(chǎn)品市場競爭的門檻效應(yīng)

1. 企業(yè)規(guī)模的門檻效應(yīng)。 企業(yè)規(guī)?？赡苡绊懡鹑诨c投資效率間的關(guān)系。 從融資約束的視角來看， 我國特殊的經(jīng)濟(jì)和政策環(huán)境決定了融資約束在不同資產(chǎn)規(guī)模企業(yè)中的差異性。 具體而言， 我國銀行體系中普遍存在“規(guī)模歧視”， 更傾向給予大規(guī)模企業(yè)信貸支持， 同時企業(yè)規(guī)模也是政府執(zhí)行扶持政策的重要依據(jù)[21-23] ， 導(dǎo)致不同規(guī)模企業(yè)獲取外部資源的難易程度各不相同， 進(jìn)而對金融資產(chǎn)配置決策及其經(jīng)濟(jì)后果造成影響。 從決策效率視角看， 大企業(yè)往往擁有更加完善的管理體系并能夠制定更有效的決策， 而相反的觀點則認(rèn)為中小企業(yè)由于決策謹(jǐn)慎性更高并且信息傳遞失真率更小， 具有決策的比較優(yōu)勢[24] 。 綜上， 金融化與投資效率之間可能因企業(yè)規(guī)模的不同呈現(xiàn)出非線性關(guān)系， 表現(xiàn)出區(qū)間效應(yīng)。

2. 企業(yè)成長性的門檻效應(yīng)。 企業(yè)成長性可能影響金融化與投資效率間的關(guān)系。 根據(jù)企業(yè)生命周期理論， 處于不同成長階段的企業(yè)在經(jīng)營策略、組織架構(gòu)及外部環(huán)境等方面存在異質(zhì)性[25] ， 因此在面臨相同的金融資產(chǎn)投資機(jī)會時， 其內(nèi)外部環(huán)境不同所造成的決策特點上的差異可能會導(dǎo)致不同的經(jīng)濟(jì)后果。 此外， 相對于成長緩慢的企業(yè)， 成長性高的企業(yè)的投資風(fēng)險容易被低估[26] ， 并且更可能面臨資金短缺問題[27] ， 因此為補(bǔ)充快速成長所需要的資金而進(jìn)行金融資產(chǎn)短期投機(jī)行為的傾向性可能更強(qiáng)， 從而對資產(chǎn)配置效率產(chǎn)生不利影響。 綜上， 金融化與投資效率之間可能因企業(yè)成長性的不同呈現(xiàn)出非線性關(guān)系， 表現(xiàn)出區(qū)間效應(yīng)。

3.產(chǎn)品市場競爭的門檻效應(yīng)。 產(chǎn)品市場競爭也可能影響金融化與投資效率之間的關(guān)系。 一方面， 激烈的市場競爭有助于營造更加公開透明的市場環(huán)境， 降低信息不對稱程度[28] ; 另一方面， 產(chǎn)品市場競爭是重要的外部治理機(jī)制之一， 激烈的市場競爭使企業(yè)面臨巨大的生存壓力， 能有效緩解公司信息不對稱和代理沖突， 對管理層的行為起到激勵和監(jiān)督作用[29] ， 在這種情況下管理層制定的金融資產(chǎn)投資決策可能更加符合企業(yè)長遠(yuǎn)發(fā)展戰(zhàn)略。 綜上， 金融化與投資效率之間可能因市場競爭程度的不同呈現(xiàn)出非線性關(guān)系， 表現(xiàn)出區(qū)間效應(yīng)。

基于以上分析， 提出本文的假設(shè)2：

H2：企業(yè)規(guī)模、企業(yè)成長性及產(chǎn)品市場競爭對實體企業(yè)金融化與投資效率之間的關(guān)系具有門檻效應(yīng)。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

我國財政部從2007年1月1日正式實施現(xiàn)行企業(yè)會計準(zhǔn)則， 因此本文選取2007 ～ 2017年我國滬深兩市A股上市公司作為初始樣本。 樣本篩選規(guī)則如下：①考慮到金融行業(yè)具有明顯不同于其他行業(yè)的特征， 剔除金融類A股上市公司; ②剔除ST、

?ST、PT類上市公司; ③剔除資產(chǎn)負(fù)債率大于100%的上市公司; ④剔除數(shù)據(jù)存在缺漏的樣本。 最終得到18149個觀測樣本。 由于進(jìn)行門檻回歸分析時需保證樣本為平衡面板數(shù)據(jù)， 因此進(jìn)一步刪減樣本， 得到包含10670個樣本的平衡面板數(shù)據(jù)。 為了消除極端值的影響， 對所有的連續(xù)變量進(jìn)行了1%水平上的縮尾處理。 本文所有上市公司數(shù)據(jù)均來自于CSMAR數(shù)據(jù)庫及Wind數(shù)據(jù)庫， 使用Stata 15.0進(jìn)行統(tǒng)計分析。

（二）變量定義與說明

1. 被解釋變量：投資效率（IE）。 采用Richardson[30] 模型測度上市公司投資效率。 具體操作方法可以分為兩步：第一步， 預(yù)測公司在理想狀態(tài)下的投資總支出; 第二步， 將公司的實際投資支出與第一步計算出的公司理想狀態(tài)下的投資總支出進(jìn)行比較， 以其差額的絕對值測度偏離最優(yōu)投資規(guī)模的程度。 本文將模型（1）中的殘差絕對值取負(fù)數(shù)作為企業(yè)投資效率的衡量指標(biāo)（IE）， 該值越大， 則表示投資效率越高。

Invi，t=α0+α1Tobini，t-1+α2Cashi，t-1+

α3Sizei，t-1+α4Levi，t-1+α5Agei，t-1+α6Roai，t-1+

α7Invi，t-1+Year+Industry+ε? ? ? ? ?（1）

式（1）中， Invi，t為購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)的支出與處置固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)的收益之間的差值與期初總資產(chǎn)的比值; Tobin為企業(yè)投資機(jī)會， 以股票市場價值與總負(fù)債的和除以總資產(chǎn)計算得到; Cash為經(jīng)營性現(xiàn)金流量凈值與總資產(chǎn)的比值; Size為企業(yè)規(guī)模; Lev為資產(chǎn)負(fù)債率; Age為上市年齡; Roa為總資產(chǎn)收益率。 公司本期的投資支出主要是由上一期的整體運(yùn)營情況所決定的， 因此模型中除新增投資以外的解釋變量均滯后一期。

2. 解釋變量：金融化水平（Fin）。 借鑒已有文獻(xiàn)的做法[5，16，31] ， 以企業(yè)持有的金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比例表示企業(yè)的金融化程度， 金融資產(chǎn)包括交易性金融資產(chǎn)、衍生金融資產(chǎn)、發(fā)放貸款及墊款凈額、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。

3. 門檻變量。 本文選取企業(yè)規(guī)模（Size）、企業(yè)成長性（Growth）及產(chǎn)品市場競爭（Compete）作為門檻變量， 進(jìn)一步探討企業(yè)金融化與投資效率之間的關(guān)系。 企業(yè)規(guī)模（Size）以企業(yè)總資產(chǎn)的自然對數(shù)衡量。 企業(yè)成長性（Growth）以托賓Q值衡量。 參考姜付秀等[32] 、邢立全和陳漢文[33] 的研究， 本文采用赫芬達(dá)爾指數(shù)衡量產(chǎn)品市場競爭程度（Compete）， 該指數(shù)越小， 表明市場集中度越低， 市場競爭程度越高。

4. 控制變量。 由于代理成本會對企業(yè)的投資效率產(chǎn)生重大影響， 參考已有文獻(xiàn)的研究成果[34-36] ， 選用管理費(fèi)用率（MCR）、自由現(xiàn)金流量（CF）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、上市時間（Age）控制代理成本的影響。 為控制公司內(nèi)部治理機(jī)制的影響， 加入股權(quán)集中度（EC）、董事會規(guī)模（NBD）、獨立董事比例（PID）、管理層持股比例（MSR）等內(nèi)部治理變量。 同時對年度和行業(yè)進(jìn)行控制。 各變量定義如表1所示。

（三）模型構(gòu)建

為了考察實體企業(yè)金融化與投資效率之間是否存在非線性關(guān)系， 本文構(gòu)建了以下多元回歸模型：

IE=β0+β1Fin+β2Fin2+β3Controlsi，t+ε? ? （2）

由于企業(yè)金融化水平與投資效率之間的關(guān)系可能隨著企業(yè)特征及市場環(huán)境的不同產(chǎn)生結(jié)構(gòu)性突變， 本文借鑒了Hansen[6] 關(guān)于門檻回歸方法的研究成果， 構(gòu)建了二者之間的門檻回歸模型， 用以檢驗企業(yè)金融化與投資效率之間可能存在的區(qū)間效應(yīng)。 該模型建立在平衡面板數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上， 基本方程設(shè)定如下：

DV=β1×IV×I（TV≤γ1）+β2×IV×I（γ1

γ2）+……+βn×IV×I（TV>γn-1）+θ'x+μ+ε （3）

其中， DV代表因變量， IV代表自變量， TV代表門檻變量， γ代表門檻值， I（*）為示性函數(shù)， x為一組控制變量， μ為公司的個體效應(yīng)， ε為服從均值為0、標(biāo)準(zhǔn)差為s的隨機(jī)干擾項。

該門檻回歸模型實質(zhì)上相當(dāng)于一個以門檻變量值作為分界點的分段函數(shù)。 以企業(yè)規(guī)模（Size）為例， 構(gòu)建的單一門檻回歸模型如下所示：

IEi，t=β0+β1Fini，tI（Sizei，t≤γ）+β2Fini，tI（Sizei，t>γ）+β3Controlsi，t+ε? ?（4）

根據(jù)門檻回歸理論， 若給定門檻回歸模型中的門檻值γ， 則可以通過對模型中的變量進(jìn)行估計得到模型的殘差平方和。 給定的γ值越接近于真實的門檻值， 殘差平方和越小。 可以通過觀察不同γ值下殘差平方和的大小求得準(zhǔn)確的門檻值。 為了確定門檻效應(yīng)是否真實存在， 還需要對門檻回歸模型中的系數(shù)β1和β2進(jìn)行Wald檢驗， 如果二者之間不存在顯著差異， 則表明門檻效應(yīng)不顯著。

四、實證檢驗與結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2為各主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。 投資效率（IE）的平均值為-0.067， 中位數(shù)為-0.040， 表明我國超過一半的非金融A股上市公司存在非效率投資。 企業(yè)金融化水平（Fin）的平均值為0.033， 中位數(shù)為0.005， 最大值為0.411， 表明我國一半左右的非金融A股上市公司金融化水平不足0.5%， 但也有少量企業(yè)將40%以上的資產(chǎn)用于金融資產(chǎn)的配置， 與杜勇等[3] 的研究成果一致。

（二）多元回歸分析

表3為模型（2）的回歸結(jié)果。 首先對模型進(jìn)行了Hausman檢驗， 顯示F檢驗統(tǒng)計量為52.28， p值小于1%， 說明固定效應(yīng)模型優(yōu)于隨機(jī)效應(yīng)模型。 列（1）為采用固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果。 從中可以看出， 在全樣本中， 金融化水平（Fin）的一次項回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正， 平方項系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)， 初步證實了實體金融化水平與投資效率之間呈現(xiàn)出非線性的“倒U型”關(guān)系。 可能的原因是， 企業(yè)持有少量適度的金融資產(chǎn)有助于防范流動性風(fēng)險及投資不足風(fēng)險， 而企業(yè)基于逐利動機(jī)過度投資金融資產(chǎn)， 則有可能增加投資風(fēng)險， 降低投資效率。 列（2）為采用最小二乘法的回歸結(jié)果， 與固定效應(yīng)模型的結(jié)果基本一致。 上述結(jié)果表明假設(shè)1得到驗證。

（三）門檻回歸分析

本文對實體企業(yè)金融化水平與投資效率之間的關(guān)系進(jìn)行了進(jìn)一步檢驗， 以企業(yè)規(guī)模（Size）、企業(yè)成長性（Growth）和產(chǎn)品市場競爭（Compete）作為門檻變量， 分別設(shè)置了單一門檻、雙重門檻進(jìn)行門檻回歸分析。 表4列示了對門檻變量進(jìn)行500次自抽樣的檢驗結(jié)果， 用來判斷門檻值的個數(shù); 表5為最優(yōu)門檻值的估計結(jié)果及其95%置信區(qū)間; 表6報告了門檻模型的回歸結(jié)果。

1. 企業(yè)規(guī)模（Size）。 由表4、表5可知， 以企業(yè)規(guī)模（Size）作為門檻變量時， 單一門檻通過了顯著性檢驗， 且該單一門檻值為23.368。 假設(shè)該門檻值為γ1， 則Fin_1表示Size≤γ1時的金融化水平， Fin_2表示Size>γ1時的金融化水平。 圖1較為清晰地顯示了該門檻變量的估計值及其在95%水平上的置信區(qū)間。 其中， 門檻參數(shù)的估計值為似然比檢驗統(tǒng)計量LR為0時的γ值， 門檻估計值的95%置信區(qū)間為LR值小于5%顯著性水平的臨界值（圖中虛線與曲線相交的點）構(gòu)成的區(qū)間。

從表6列（1）的回歸結(jié)果可知， 當(dāng)企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模（Size）小于23.368時， 金融化水平的系數(shù)為0.0583， 且在5%的水平上顯著， 表明當(dāng)資產(chǎn)規(guī)模較小時， 企業(yè)的金融化行為會對投資效率產(chǎn)生積極影響。 當(dāng)企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模（Size）大于23.368時， 金融化水平的系數(shù)為-0.0466， 此時企業(yè)提高金融化水平反而會減損投資效率。 這是因為， 小規(guī)模企業(yè)由于面臨更大的融資約束， 在使用自己的有限資產(chǎn)進(jìn)行投資時必須經(jīng)過慎重的考慮。 此外， 小規(guī)模企業(yè)具有管理決策的相對優(yōu)勢， 信息傳遞過程中的失真率更小， 從而金融資產(chǎn)的決策有效性更高。

2. 企業(yè)成長性（Growth）。 以企業(yè)成長性（Growth）作為門檻變量時， 綜合表4、表5的結(jié)果可知， 該門檻回歸模型為雙重門檻， 兩個門檻值分別為1.152與6.440。 圖2、圖3顯示了兩個門檻值及其95%水平上的置信區(qū)間。 為方便討論， 將企業(yè)成長性（Growth）小于1.152的定義為低成長水平， 介于1.152與6.440之間的定義為中等成長水平， 高于6.440的定義為高成長水平。 由表6列（2）的回歸結(jié)果可以看出， 當(dāng)企業(yè)處于低成長水平時， 金融化前的系數(shù)為正且在1%的水平顯著; 當(dāng)企業(yè)處于中等成長水平時， 金融化前的系數(shù)為-0.0121但不顯著; 當(dāng)企業(yè)處于高成長水平時， 金融化帶來的負(fù)面影響迅速增加， 約為原來的24.46倍且在1%的水平上顯著。 總的門檻回歸結(jié)果表明， 當(dāng)企業(yè)處于低成長水平時， 金融化與投資效率之間為顯著的正相關(guān)關(guān)系; 當(dāng)企業(yè)處于高成長水平時， 二者之間會形成顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。 這是因為， 相對于低成長性的企業(yè)， 高成長性企業(yè)具有更雄厚的經(jīng)濟(jì)實力和更豐富的企業(yè)資源， 很有可能低估投資風(fēng)險， 對金融資產(chǎn)的配置也可能是缺乏審慎考慮的結(jié)果。

3. 產(chǎn)品市場競爭（Compete）。 以產(chǎn)品市場競爭（Compete）作為門檻變量時， 雙重門檻通過了顯著性檢驗， 從表5中可以看出兩個門檻值分別為0.094和0.110。 圖4、圖5顯示了兩個門檻值及其95%水平上的置信區(qū)間。 表6列（3）報告了以市場競爭作為門檻變量的雙重門檻回歸結(jié)果：當(dāng)產(chǎn)品市場競爭（Compete）小于0.094時， 金融化水平與投資效率的回歸系數(shù)為0.0370但不顯著; 當(dāng)產(chǎn)品市場競爭（Compete）介于兩個門檻值0.094和0.110之間時， 金融化水平與投資效率的回歸系數(shù)由正轉(zhuǎn)負(fù)， 且在1%的水平上顯著; 當(dāng)產(chǎn)品市場競爭（Compete）大于第二個門檻值0.110時， 金融化水平的系數(shù)由

-0.2894迅速增加至-1.0004， 約增長為原來的3.44倍， 在5%的水平上顯著為負(fù)。 總的回歸結(jié)果表明， 當(dāng)以產(chǎn)品市場競爭（Compete）作為門檻變量時， 企業(yè)金融化水平與投資效率之間的關(guān)系會在第一個門檻值附近由正向轉(zhuǎn)為負(fù)向， 且負(fù)相關(guān)關(guān)系的程度在跨越第二個門檻值時迅速加深。 即在分散和競爭激烈的市場環(huán)境中， 金融化有助于提升投資效率; 而在壟斷集中的市場環(huán)境中， 金融化反而會減損投資效率。 這是因為， 在壟斷市場中管理者對金融資產(chǎn)的大規(guī)模配置是一種基于追求短期業(yè)績收益的“短視”行為， 會導(dǎo)致非效率投資， 減損企業(yè)的投資效率。 綜上， 假設(shè)2得到了驗證。

（四）穩(wěn)健性檢驗

為了增強(qiáng)實證結(jié)果的可靠性， 本文采用了如下方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗：①替換解釋變量。 由于投資性房地產(chǎn)變現(xiàn)能力較差， 回收成本較高， 與其他金融資產(chǎn)相比具有一定的特殊性， 因此在金融化的衡量指標(biāo)中剔除“投資性房地產(chǎn)凈額”重新進(jìn)行回歸; ②由于采用Richardson模型衡量上市公司投資效率， 所有的公司均存在非效率投資問題[37] ， 因此為避免模型產(chǎn)生系統(tǒng)性偏差， 將通過模型計算出來的殘差三等分， 剔除掉中間組， 并將最大組和最小組作為非效率投資組， 再相應(yīng)對模型進(jìn)行回歸。 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果表明， 重新衡量金融化指標(biāo)及投資效率指標(biāo)之后， 各主要變量的結(jié)論未發(fā)生變化， 仍支持本文的研究假設(shè)。 限于篇幅， 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果未予列示。

五、補(bǔ)充檢驗：產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的影響

國有企業(yè)由于其特殊的產(chǎn)權(quán)和經(jīng)濟(jì)地位屬性， 相比非國有企業(yè)而言具有一定的融資優(yōu)勢， 包括政府補(bǔ)助及銀行信貸支持[38] 。 當(dāng)面臨同樣的投資機(jī)會時， 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)不同的企業(yè)會形成不同的投資決策， 受到的內(nèi)外部治理環(huán)境的影響也不同。 首先， 國有企業(yè)由于其經(jīng)濟(jì)地位和政治地位的特殊性會受到來自政府及市場更為嚴(yán)格的監(jiān)管[39] ， 當(dāng)其增加金融資產(chǎn)投資時， 這種“不務(wù)正業(yè)”的行為可能會引起監(jiān)管機(jī)構(gòu)的注意， 從而迫使國有企業(yè)審慎投資， 做出更符合長期戰(zhàn)略需求的投資決策。 因此， 對于國有企業(yè)而言， 適度的金融化能夠發(fā)揮一定程度的外部治理作用， 相比單純的“蓄水池”效應(yīng)可以更加顯著地提升投資效率。 其次， 由于金融資產(chǎn)的價值波動性大且投資風(fēng)險高， 當(dāng)國有企業(yè)過度投資金融資產(chǎn)時， 可能造成其經(jīng)營業(yè)績的不確定性增加， 并對外部融資產(chǎn)生一定的影響。 具體而言， 銀行基于信貸評級會縮減對國有企業(yè)的信貸支持規(guī)模， 而國有企業(yè)業(yè)績不確定性的提高也會導(dǎo)致政府補(bǔ)助數(shù)量的減少。 在這種情況下， 國有企業(yè)資金來源受到限制， 融資約束程度迅速增加， 金融資產(chǎn)的過度投資將導(dǎo)致對投資效率更大程度的負(fù)面影響。 因此， 相對于非國有企業(yè)而言， 國有企業(yè)的投資效率對金融化的反應(yīng)更敏感。

表7分別列示了國有上市公司與非國有上市公司中金融化與投資效率的回歸結(jié)果。 可以看出， 無論是國有上市公司還是非國有上市公司， 企業(yè)金融化水平的一次項系數(shù)顯著為正， 二次項系數(shù)顯著為負(fù)， 呈現(xiàn)“倒U型”曲線的結(jié)構(gòu)特征。 圖6顯示了不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)中金融化水平與投資效率之間非線性曲線的不同形態(tài)特征。 可以看出， 國有企業(yè)的“倒U型”曲線更陡峭， 投資效率對金融化水平的反應(yīng)更敏感， 且二者的最優(yōu)金融化水平相近。

六、主要結(jié)論與啟示

本文以我國2007 ～ 2017年非金融A股上市公司為研究樣本， 采用多元回歸模型及門檻回歸模型分析了我國實體企業(yè)金融化與投資效率之間的非線性關(guān)系以及企業(yè)規(guī)模、企業(yè)成長性及產(chǎn)品市場競爭的門檻效應(yīng)。 研究發(fā)現(xiàn)：企業(yè)金融化與投資效率之間存在“倒U型”的非線性關(guān)系; 企業(yè)規(guī)模、企業(yè)成長性及產(chǎn)品市場競爭對金融化具有門檻效應(yīng); 相對于非國有上市公司， 國有上市公司中投資效率對金融化的變化敏感性更高。

本研究可提供以下啟示：①金融化是一把“雙刃劍”， 適度的金融化能夠提高企業(yè)投資效率， 過度的金融化則會減損投資效率。 企業(yè)應(yīng)當(dāng)提高自身對金融資產(chǎn)的風(fēng)險管控水平， 將金融資產(chǎn)比例維持在適度的水平上， 同時也應(yīng)當(dāng)加大資本市場監(jiān)管力度， 防止企業(yè)為追求短期收益盲目投資金融資產(chǎn)。 ②在不同的市場環(huán)境及企業(yè)特征下， 企業(yè)持有金融資產(chǎn)對投資效率的影響各有不同。 企業(yè)應(yīng)當(dāng)結(jié)合自身特點及所處的市場環(huán)境特點制定合理的金融資產(chǎn)投資決策。 ③政府應(yīng)通過制定產(chǎn)業(yè)扶持政策及減稅降費(fèi)措施， 進(jìn)一步優(yōu)化實業(yè)投資環(huán)境、降低實體經(jīng)濟(jì)的系統(tǒng)性風(fēng)險， 以提升實業(yè)投資的資本回報率， 進(jìn)而引導(dǎo)實體企業(yè)回歸主業(yè)。

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