企業(yè)金融化如何影響實體投資效率？
——基于中國A 股上市公司的證據(jù)

顧海峰，張歡歡

（東華大學 旭日工商管理學院，上海200051）

一、引言

中國傳統(tǒng)經(jīng)濟增長方式存在產(chǎn)能過剩、重復建設(shè)、投資效率低下等結(jié)構(gòu)性問題，由基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和房地產(chǎn)投資驅(qū)動的經(jīng)濟增長模式越來越明顯。 自2014年進入“新常態(tài)”建設(shè)以來，中國經(jīng)濟增速明顯放緩，國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）由原來的高速增長轉(zhuǎn)為中高速增長，并呈現(xiàn)逐年下降趨勢。 國民經(jīng)濟增速放緩可能會導致實體經(jīng)濟的疲軟，然而卻使得金融投資變得更為活躍。 自20 世紀70年代開始，經(jīng)濟金融化、全球化和新自由主義成了資本主義發(fā)展的三大趨勢，金融增長遠遠快于實體經(jīng)濟［1］。 資本逐利性特征使得大量資本聚集到金融及房地產(chǎn)等高利潤行業(yè)，過度膨脹的虛擬化經(jīng)濟最終引發(fā)了實體經(jīng)濟“金融化”現(xiàn)象。

微觀層面的企業(yè)金融化是指企業(yè)通過投資于金融產(chǎn)品或持股金融機構(gòu)而不斷將固定資產(chǎn)置換成金融產(chǎn)品的過程。 其表現(xiàn)形式主要有兩個方面：一方面，企業(yè)將大量的自有基金投資于金融產(chǎn)品使得企業(yè)的金融資產(chǎn)配置占據(jù)總資產(chǎn)的絕大部分，非金融類企業(yè)的“去工業(yè)化”現(xiàn)象嚴重［2］。 另一方面，金融領(lǐng)域的獲利水平逐漸成為非金融類上市企業(yè)主要的盈利模式，即企業(yè)主要的利潤來源依靠于金融市場而非主營業(yè)務市場。 甚至有學者研究表明，非金融類上市企業(yè)中有超過50%的可支配自有資金來自股息收入和利息收入［3］。 企業(yè)金融化程度的不斷加深必然影響企業(yè)的投資效率。 一方面，在企業(yè)可支配資金不變的情況下，企業(yè)將更多資金配置到金融市場勢必會擠占實體投資，進而對投資效率產(chǎn)生影響。 另一方面，企業(yè)從金融渠道獲得高額利潤又有可能填補企業(yè)先前的投資不足，進而影響實體投資效率。 那么在金融資產(chǎn)獲得高額利潤之后，企業(yè)管理層到底是會用于發(fā)展實業(yè)，還是陷入“投資金融資產(chǎn)—獲得高額收益—投資金融資產(chǎn)”的“炒錢”循環(huán)中，這是我們需要慎重考慮的問題。此外，企業(yè)投資行為與企業(yè)價值、管理層報酬等也有著密切聯(lián)系，為實現(xiàn)股東財富最大化目標，管理層必須謹慎考慮企業(yè)投資行為，以盡可能減少低效投資而提高效率投資。 但根據(jù)委托代理理論，信息不對稱下管理層很可能會通過損害所有者權(quán)益渠道來滿足自身利益最大化，從而導致企業(yè)投資效率低下，非效率投資主要體現(xiàn)為構(gòu)建經(jīng)理人投資帝國的投資過剩［4］和經(jīng)理人不作為的投資不足［5］。 隨著金融業(yè)與其他行業(yè)利潤差距不斷拉大，管理層為能夠給企業(yè)創(chuàng)造更多利潤，有可能將更多資金投入到金融領(lǐng)域，從而進一步加大企業(yè)金融化程度，由此對實體投資效率產(chǎn)生影響。

本文試圖解決以下問題：企業(yè)金融化對實體投資效率是否存在影響？ 這種影響是否存在異質(zhì)性特征？在企業(yè)金融化對實體投資效率的影響中，實體投資水平與融資約束是否承擔著中介作用？宏觀經(jīng)濟環(huán)境對企業(yè)金融化與實體投資效率關(guān)系是否具有調(diào)節(jié)作用？ 企業(yè)金融化對投資過度與投資不足兩種狀態(tài)企業(yè)實體投資效率的影響是否存在非對稱性特征？ 這些都是值得研究的新問題，本研究對于實現(xiàn)中國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有重要意義。

二、文獻回顧

企業(yè)投資效率已成為學術(shù)界的研究熱點，它主要是指在企業(yè)一定的投資金額和投資周期內(nèi)所能達到的最大回報。 經(jīng)典的投資理論認為，市場上投資者都是理性的，投資者會基于完善的市場機制進行投資。然而這并不符合現(xiàn)實。企業(yè)投資行為并不完全與理論假設(shè)保持一致，現(xiàn)實的投資市場也并非完全信息對稱，這些因素均可能導致企業(yè)投資行為的異化，即導致企業(yè)低效投資。 針對企業(yè)金融化對企業(yè)實體投資的影響，現(xiàn)有文獻主要存在兩種觀點：一種觀點認為企業(yè)金融化對企業(yè)實體投資存在“儲蓄效應”，另一種觀點認為企業(yè)金融化對企業(yè)實體投資存在“擠出效應”。

早期文獻傾向于企業(yè)金融化對實體投資存在“儲蓄效應”的觀點。 支持該觀點的主要依據(jù)在于：第一，金融資產(chǎn)憑借其流動性高、回收期短、變現(xiàn)快等特點能夠有效增加企業(yè)資產(chǎn)的流動性水平，使企業(yè)在受到外部環(huán)境沖擊或面臨財務困境時能夠及時變現(xiàn)，為實體產(chǎn)業(yè)發(fā)展提供資金［6］。 此外，也有學者認為企業(yè)持有少量金融資產(chǎn)或持股金融機構(gòu)在一定程度上會緩解企業(yè)融資約束［7］，為企業(yè)擴大再生產(chǎn)等行為提供資金支持。 第二，利潤水平是決定企業(yè)穩(wěn)定發(fā)展的重要前提，足夠的現(xiàn)金流是企業(yè)經(jīng)營發(fā)展的重要保證［8］，因此，企業(yè)從金融渠道獲得的利潤及金融資產(chǎn)變現(xiàn)得到的現(xiàn)金能夠改善企業(yè)現(xiàn)金流及提高盈利能力［9］。 同時，企業(yè)從金融渠道獲得的高收益還能有效緩解外部沖擊，當外部宏觀經(jīng)濟環(huán)境下行時，企業(yè)能夠利用充足的現(xiàn)有資金滿足企業(yè)投資發(fā)展［10］。

2008年全球金融危機的發(fā)生促使學者們開始關(guān)注企業(yè)金融化對企業(yè)實體投資的“擠出效應”。企業(yè)金融化對實體投資的擠出效應主要依據(jù)以下兩種方式實現(xiàn)：第一，委托代理理論導致的“內(nèi)部人控制”問題使得企業(yè)會實施股權(quán)激勵計劃，即通過激勵機制使管理層和股東的利益趨同以達到股價上漲和股利增加的共同目標。 因此，基于自身利益的考慮，管理層會投資于短期收益率較高的金融領(lǐng)域，從而引導資金遠離實體投資。 同時，管理層會通過回購股票等措施來提高股價，以保障其在行權(quán)時獲得最大收益［11］。 第二，經(jīng)濟金融化的深度發(fā)展使得大量金融機構(gòu)成為企業(yè)股東，而熱衷于追求短期利益的金融機構(gòu)會迫使管理層增加股利支付或股票回購，這些行為無疑會減少企業(yè)內(nèi)部可用資金，從而減少資本積累而擠出實體投資。 當金融產(chǎn)品的投資收益高于實體產(chǎn)業(yè)時，市場自然會吸引更多產(chǎn)業(yè)資本流向金融領(lǐng)域，此時企業(yè)更傾向于增加金融機構(gòu)持股或配置更多金融資產(chǎn)，從而減少實體投資［12］。

綜上，現(xiàn)有文獻主要考察企業(yè)金融化對實體投資水平的影響，但鮮有文獻考察企業(yè)金融化與實體投資效率的關(guān)系，且尚未涉及兩者關(guān)系的異質(zhì)性特征及作用機制的考察。 本文的主要貢獻在于：第一，構(gòu)建面板回歸基準模型，考察企業(yè)金融化對實體投資效率的影響。 第二，針對產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、資本結(jié)構(gòu)、成長性等異質(zhì)性變量，考察企業(yè)金融化對實體投資效率影響的異質(zhì)性特征。 第三，構(gòu)建中介效應模型，考察實體投資水平與融資約束在企業(yè)金融化與實體投資效率的關(guān)系中是否承擔著中介作用。第四，構(gòu)建調(diào)節(jié)效應模型，考察宏觀經(jīng)濟環(huán)境對企業(yè)金融化與實體投資效率關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。 第五，進一步考察金融化對投資過度與投資不足兩種狀態(tài)企業(yè)實體投資效率的非對稱性影響。 本研究成果將為提升中國企業(yè)投資效率及實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，提供重要的理論指導與決策參考。

三、理論分析與研究假設(shè)

（一）企業(yè)金融化與實體投資效率

企業(yè)金融化行為可能會阻礙實體投資發(fā)展，也可能會為企業(yè)未來實體投資奠定基礎(chǔ)。 考慮到企業(yè)非效率投資主要表現(xiàn)為投資過度與投資不足兩種行為［13］，在金融化行為對企業(yè)實體投資的“擠出效應”作用下，企業(yè)金融資產(chǎn)配置的金融化行為與企業(yè)實體投資效率之間將呈現(xiàn)較為復雜的非線性關(guān)系。 企業(yè)配置金融資產(chǎn)是基于提高資產(chǎn)收益率的市場套利行為［14］，即企業(yè)配置金融資產(chǎn)是在滿足實體投資資金需求之后的投資行為。 當企業(yè)實體產(chǎn)業(yè)經(jīng)營收益處于低水平狀態(tài)下，企業(yè)將通過金融化渠道來獲取高收益，以此來實現(xiàn)金融化對實體投資的替代效應。 但是，金融化的替代效應會在很大程度上擠占企業(yè)對實體產(chǎn)業(yè)的研發(fā)投入，由此抑制企業(yè)對實體產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新傾向及行為，這種現(xiàn)象在內(nèi)控質(zhì)量低下的企業(yè)中更為顯著［15］，從而會加劇企業(yè)金融化行為而導致經(jīng)濟陷入“脫實向虛”狀態(tài)。 對此，適度的企業(yè)金融化水平會制約管理層盲目的投資過度行為，使企業(yè)投資逐漸收斂到最佳投資規(guī)模，從而優(yōu)化投資效率，此時企業(yè)金融化與實體投資效率之間具有正相關(guān)關(guān)系。 但是，一旦企業(yè)配置過多的金融資產(chǎn)，勢必會降低其實體投資效率。 尤其是針對具有銀行人事或股權(quán)關(guān)聯(lián)的企業(yè)，其享有的融資便利優(yōu)勢容易引發(fā)企業(yè)資本結(jié)構(gòu)偏離過度而加大投資擴張［16］，由此加大企業(yè)非效率投資程度，從而降低實體投資效率。 與此同時，擴張性經(jīng)營戰(zhàn)略也會促使企業(yè)加大債務資本募集傾向及動機，由此導致企業(yè)實際投資水平與目標投資水平之間形成較大偏差［17］，從而也會降低企業(yè)實體投資效率，此時企業(yè)金融化與實體投資效率之間具有負相關(guān)關(guān)系。 基于此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)H1：企業(yè)金融化與非效率投資之間存在U 型關(guān)系，即企業(yè)金融化與實體投資效率之間具有倒U 型關(guān)系。

（二）實體投資水平與融資約束的中介作用

一方面，企業(yè)配置金融資產(chǎn)的金融化行為可以通過實體投資水平來直接影響企業(yè)投資效率。 企業(yè)金融化會對企業(yè)實業(yè)資本積累產(chǎn)生“擠出效應”，同時企業(yè)實體投資與其投資效率之間又具有著密不可分的聯(lián)系。 因此，本文認為企業(yè)金融化行為會通過影響企業(yè)實體投資水平渠道來影響企業(yè)實體投資效率。 另一方面，企業(yè)配置金融資產(chǎn)的金融化行為可能會通過影響其融資約束程度來影響實體投資效率。 企業(yè)面臨的融資約束程度提高會減少其投資活動，企業(yè)融資約束程度的提高可能會減少企業(yè)投資過?；?qū)е峦顿Y疲軟。 企業(yè)金融化行為會加劇其外部融資約束［18］。 企業(yè)將過多資金投資于金融領(lǐng)域而非發(fā)展主營業(yè)務的行為可能使得銀行認為企業(yè)存在“虛假繁榮”的現(xiàn)象，從而不予發(fā)放貸款，這會加劇企業(yè)融資約束程度，由此影響企業(yè)實體投資水平，從而影響企業(yè)實體投資效率。 基于此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)H2：實體投資水平與融資約束在企業(yè)金融化與實體投資效率的關(guān)系中承擔著中介作用。

（三）宏觀經(jīng)濟環(huán)境的調(diào)節(jié)作用

政府將通過宏觀經(jīng)濟政策影響企業(yè)所處的宏觀經(jīng)濟環(huán)境，從而對企業(yè)盈利及生產(chǎn)經(jīng)營產(chǎn)生調(diào)節(jié)作用。 具體而言，政府可能會通過降低貸款利率或增加貨幣投入量來營造良好的投資環(huán)境，從信貸渠道與貨幣渠道調(diào)整經(jīng)濟運行以達到宏觀調(diào)控目的［19］。 當宏觀經(jīng)濟環(huán)境上行時，企業(yè)盈利能力較強而破產(chǎn)概率及破產(chǎn)成本較小，基于權(quán)衡理論企業(yè)管理層可能會選擇增加負債以擴大企業(yè)實體投資規(guī)模，并尋求稅收收益。 此時由于宏觀經(jīng)濟環(huán)境向好會改善商品市場和資本市場環(huán)境，減少企業(yè)破產(chǎn)概率和非效率投資，并增加投資獲益的可能，從而促使企業(yè)通過金融渠道獲得的投資收益加大實體投資，由此影響企業(yè)實體投資效率。 當宏觀經(jīng)濟環(huán)境下行時，內(nèi)部流動資金的減少會使得企業(yè)更有動力配置更多金融資產(chǎn)以增加其資產(chǎn)流動性和獲利水平。 與此同時，下行的宏觀經(jīng)濟環(huán)境會導致銀行貸款利率上升加大企業(yè)融資成本，基于優(yōu)序融資理論企業(yè)會通過金融化方式來增加內(nèi)部資金，以保證企業(yè)的正常經(jīng)營及發(fā)展。 此外，經(jīng)濟政策不確定性的提高會引發(fā)宏觀經(jīng)濟環(huán)境的不確定，考慮到宏觀經(jīng)濟環(huán)境的不確定會加劇企業(yè)融資約束程度，由此會影響企業(yè)實體投資水平［20］，進而影響實體投資效率。 基于此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)H3：宏觀經(jīng)濟環(huán)境對企業(yè)金融化與實體投資效率的關(guān)系具有非對稱性調(diào)節(jié)作用。

四、實證研究設(shè)計

（一）樣本數(shù)據(jù)來源

本文選取2010—2018年中國全部A 股上市公司年度數(shù)據(jù)，在此基礎(chǔ)上剔除了金融、保險業(yè)以及房地產(chǎn)行業(yè)上市企業(yè)，剔除了ST 上市企業(yè)，剔除了主要變量缺失的企業(yè)，最終共得到18903 個觀測值。上市公司數(shù)據(jù)均來自CSMAR 和Wind 數(shù)據(jù)庫，宏觀經(jīng)濟環(huán)境相關(guān)指標來自國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)庫，部分數(shù)據(jù)經(jīng)作者手工計算得到。 同時，本文對模型中的連續(xù)變量進行了1%和99%分位數(shù)的縮尾（Winsorize）處理，以剔除極端值對實證結(jié)果的影響。

（二）變量定義與構(gòu)造

1.企業(yè)非效率投資

本文參考陳運森與黃健嶠［21］的研究，采用Richardson［22］建立的模型來衡量企業(yè)投資效率。具體模型構(gòu)建如下：

其中Invest 為企業(yè)當年的投資水平。 剩余的控制變量有企業(yè)成長性Growth、企業(yè)資本結(jié)構(gòu)（資產(chǎn)負債率）Lev、貨幣資金與總資產(chǎn)的比例Cash、企業(yè)年齡Lnage、資產(chǎn)規(guī)模Lnsize、公司股票年度回報Ret 以及年度固定效應Year 和個體固定效應μ。 研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)當年的實際投資水平可能受到上年度Invest、Growth、Lev、Cash、Lnage、Lnsize 以及Ret 等因素的影響。 上述模型中的殘差（即為企業(yè)非效率投資水平。＞0 說明企業(yè)存在投資過剩行為；＜0 說明企業(yè)處于投資萎靡狀態(tài)；接近于0 說明企業(yè)的實際投資水平約等于最佳投資規(guī)模，此時企業(yè)的投資效率最高。 本文對殘差取絕對值，以衡量企業(yè)實際投資額對目標投資額的偏離程度，偏離程度越大，則企業(yè)投資效率就越低。

2.企業(yè)金融化

本文以企業(yè)配置金融資產(chǎn)的比例來衡量企業(yè)金融化水平。 變量定義與構(gòu)造見表1。

表1 變量定義與構(gòu)造

（三）計量模型構(gòu)建

為考察企業(yè)金融化對實體投資效率的影響及其異質(zhì)性特征，本文構(gòu)建如下基準模型：

其中Inn 表示企業(yè)的總體非效率投資。

為考察實體投資水平與融資約束的中介作用，本文借鑒溫忠麟等［23］對于中介效應的“三步法”檢驗步驟，基于U 型結(jié)構(gòu)拐點進行分區(qū)間檢驗實體投資水平的中介效應。模型（3）～模型（5）用于檢驗實體投資水平的中介作用。 檢驗過程如下：第一，檢驗企業(yè)金融化是否對企業(yè)非效率投資有顯著影響，觀察模型（3）中Fhold 的估計參數(shù)；第二，檢驗企業(yè)金融化是否對實體投資水平有顯著影響，觀察模型（4）Fhold 的估計參數(shù)β1；第三，同時檢驗企業(yè)金融化、實體投資水平對非效率投資是否影響顯著，觀察模型（5）中Fhold 和Invest 的估計參數(shù)若β1、至少有一個不顯著，則需要通過Sobel 檢驗判斷中介效應（β1×）的顯著性。 模型（3）（6）（7）用于檢驗融資約束的中介作用，檢驗方法同上。

為考察宏觀經(jīng)濟環(huán)境對企業(yè)金融化與實體投資效率關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，本文以U 型結(jié)構(gòu)拐點為門檻分區(qū)間討論了宏觀經(jīng)濟環(huán)境的調(diào)節(jié)作用。 在模型（3）中加入宏觀經(jīng)濟環(huán)境變量（ΔGDP）及其與企業(yè)金融化的交乘項（ΔGDP*Fhold）構(gòu)建模型（8），其中調(diào)節(jié)變量（ΔGDP）和企業(yè)金融化變量（Fhold）在形成交乘項之前分別進行了去中心化處理。 如果假設(shè)H3 成立，則交乘項系數(shù)β3顯著。

（四）變量描述性統(tǒng)計

表2 報告了變量描述性統(tǒng)計結(jié)果。 由表2 可知，自2010年以來上市公司配置金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)比例的均值為21.47%，該比例已經(jīng)超過了企業(yè)總資產(chǎn)的1/5，而實體投資水平的均值僅為5.38%，還不足企業(yè)總資產(chǎn)的1/10。同時，部分非金融類上市公司持有金融產(chǎn)品的最高比例已達到86.47%，這一比例已遠遠超過企業(yè)進行實體投資所配置的資金占比，這說明進行金融產(chǎn)品交易已經(jīng)成為非金融類上市企業(yè)不可或缺的交易活動，企業(yè)金融化傾向及行為較為明顯，企業(yè)“脫實向虛”現(xiàn)象較為嚴重。

表2 變量描述性統(tǒng)計結(jié)果

五、實證檢驗與結(jié)果分析

（一）基準模型檢驗：企業(yè)金融化對實體投資效率的影響及其異質(zhì)性特征

本文選取全樣本數(shù)據(jù)對企業(yè)金融化對實體投資效率的影響進行回歸分析。 由表3 第（1）列的回歸結(jié)果可以看出，企業(yè)金融資產(chǎn)持有量（Fhold）的回歸參數(shù)顯著為負，而其平方項（Fhold2）的回歸參數(shù)則顯著為正。 這說明企業(yè)配置金融資產(chǎn)導致的金融化行為與實體非效率投資之間具有非線性的U 型關(guān)系，換言之，企業(yè)金融化與企業(yè)投資效率之間具有顯著的倒U 型關(guān)系，即企業(yè)持有適量的金融資產(chǎn)有助于提高其實體投資效率，但企業(yè)金融化水平一旦超越拐點反而會降低實體投資效率。 由上述回歸結(jié)果可知，該U 型曲線的拐點為Fhold=0.130/（0.219*2）=29.68%，恰好落在樣本有效區(qū)間［0.0102，0.8647］內(nèi)，說明企業(yè)金融化與實體投資效率之間存在倒U 型關(guān)系。

此外，本文將從產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、資本結(jié)構(gòu)、成長性等企業(yè)微觀特征層面來進一步考察企業(yè)金融化對企業(yè)實體投資效率的異質(zhì)性影響。 本文以特征變量中位數(shù)為劃分標準，將全樣本劃分為高特征值企業(yè)和低特征值企業(yè)兩個子樣本進行分組異質(zhì)性檢驗。異質(zhì)性檢驗結(jié)果見表3 第（2）～（7）列。由檢驗結(jié)果可知，各個子樣本中企業(yè)持有金融資產(chǎn)的平方項（Fhold2）的估計參數(shù)均顯著為正，且其一次項的系數(shù)顯著為負，說明企業(yè)金融化與不同微觀特征企業(yè)的非效率投資之間均具有U 型關(guān)系，故企業(yè)金融化與實體投資效率的倒U 型關(guān)系在不同子樣本中均顯著存在。

進一步地，為更準確說明不同分組樣本之間企業(yè)金融化對實體非效率投資的影響是否存在組間系數(shù)差異，本文對“產(chǎn)權(quán)性質(zhì)”和“資產(chǎn)負債率”分樣本的組間系數(shù)進行了Chow 檢驗。 以產(chǎn)權(quán)性質(zhì)為例，引入虛擬變量Private，國有企業(yè)Private=1、非國有企業(yè)Private=0，然后將變量Private 及交乘項Private*Fhold 和Private*Fhold2納入基準回歸模型。 通過比較交乘項的系數(shù)是否與基準模型產(chǎn)生顯著差異，從而證明不同分樣本之間企業(yè)金融化對投資效率的影響是否存在顯著差異。 不同資本結(jié)構(gòu)的Chow 檢驗方法與上述檢驗步驟類似，本文不再贅述。 根據(jù)Chow 檢驗的結(jié)果可知，企業(yè)金融化對實體投資效率的影響在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和不同資產(chǎn)負債率的企業(yè)中均具有顯著差異。

表3 第（2）列和第（3）列的結(jié)果顯示，無論在非國有企業(yè)還是在國有企業(yè)的樣本中，F(xiàn)hold 系數(shù)均顯著為負，F(xiàn)hold2系數(shù)均顯著為正，并且兩個分樣本對應的拐點分別為0.3 和0.2891，恰好落在本文的研究樣本區(qū)間內(nèi)，說明企業(yè)的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)不會影響兩個變量之間的關(guān)系，即不管是非國有企業(yè)還是國有企業(yè)，企業(yè)金融化與非效率投資之間均存在U 型關(guān)系。但對比兩組樣本后發(fā)現(xiàn)，相對于國有企業(yè)組，非國有企業(yè)組的拐點相對較小。 該結(jié)果表明，企業(yè)金融化程度不斷提高時，將首先對非國有企業(yè)投資效率產(chǎn)生負面影響，即企業(yè)金融化對國有企業(yè)投資效率的負面影響要滯后于非國有企業(yè)。 換言之，當企業(yè)金融化程度處于同一水平時，國有企業(yè)的實體投資效率更高。 此外，國有企業(yè)金融化的二次項系數(shù)大于非國有企業(yè)，說明國有企業(yè)金融化對實體投資效率的邊際影響更大。

表3 第（4）列和第（5）列的結(jié)果顯示，兩個子樣本中Fhold 一次項系數(shù)均顯著為負，二次項系數(shù)均顯著為正，這說明企業(yè)金融化與非效率投資的U 型關(guān)系在不同資產(chǎn)負債率企業(yè)中依然存在。 對比兩個子樣本的拐點（分別是0.3004 和0.2853，且均落在本文樣本區(qū)間內(nèi)）可以發(fā)現(xiàn)，拐點會更早地在低負債企業(yè)中體現(xiàn)。 此外，通過比較兩個子樣本中企業(yè)金融資產(chǎn)配置比例的二次項（Fhold2）系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，高負債企業(yè)的Fhold2系數(shù)（0.278）顯著大于低負債企業(yè)（0.167），這說明相對于低負債企業(yè)，高負債企業(yè)金融化對實體投資效率的邊際影響更大。

表3 中第（6）列和第（7）列的結(jié)果顯示，在不同成長性企業(yè)樣本中，F(xiàn)hold 的系數(shù)均顯著為負，F(xiàn)hold2系數(shù)均顯著為正，即企業(yè)金融化對實體非效率投資的影響在不同成長性企業(yè)中均具有U 型關(guān)系。 兩個子樣本中，企業(yè)金融化對實體非效率投資的拐點分別是0.3355 和0.2528，均落在有效區(qū)間內(nèi)，因此，企業(yè)金融化對實體投資效率的倒U 型影響在不同成長性企業(yè)中均顯著存在。對比兩個分樣本的拐點發(fā)現(xiàn)，低成長性企業(yè)的拐點相對較小。 該結(jié)果表明，企業(yè)金融化對實體投資效率的抑制作用會首先在低成長性企業(yè)中出現(xiàn)。 此外，通過比較兩個子樣本中企業(yè)金融資產(chǎn)配置比例的二次項（Fhold2）的系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，高成長性企業(yè)的Fhold2系數(shù)（0.222）顯著大于低成長性企業(yè)（0.127），這說明相對于低成長性企業(yè)，高成長性企業(yè)金融化對實體投資效率的邊際影響更大。

表3 企業(yè)金融化對實體投資效率的影響及其異質(zhì)性檢驗結(jié)果

（二）中介作用檢驗：實體投資水平與融資約束

1.實體投資水平的中介作用

考慮到企業(yè)金融化與實體投資效率之間具有顯著的倒U 型關(guān)系，為進一步檢驗實體投資水平在企業(yè)金融化與實體投資效率的關(guān)系中是否存在著中介作用，我們將針對U 型關(guān)系的拐點進行分區(qū)間檢驗。 表4 報告了實體投資水平的中介作用檢驗結(jié)果。

表4 實體投資水平的中介作用檢驗結(jié)果

表4 第（1）～（3）列表示當企業(yè)配置金融資產(chǎn)的水平小于29.68%時，實體投資水平在企業(yè)金融化和企業(yè)投資效率之間的作用機制檢驗；同理，該表第（4）～（6）列表示當企業(yè)配置金融資產(chǎn)的水平大于29.68%時實體投資水平在兩變量之間的中介作用檢驗。 從表4 第（2）和（5）列的回歸結(jié)果可知，企業(yè)金融化的估計參數(shù)在1%的水平上顯著為負，這充分說明企業(yè)持有金融資產(chǎn)會顯著抑制其實體投資水平。即企業(yè)參與金融化的行為對實體投資的發(fā)展極為不利。進一步，為了討論實體投資水平的中介效應，本文依據(jù)企業(yè)持有金融資產(chǎn)的拐點分區(qū)間進行了“三步法”檢驗，需要關(guān)注的是表4 第（3）和第（6）列。 由第（3）列的回歸結(jié)果可知實體投資水平（Invest）的系數(shù)在1%的置信水平上顯著為正，企業(yè)金融化（Fhold）的估計參數(shù)顯著為負，并且與第（1）列相比，F(xiàn)hold 回歸系數(shù)的絕對值有所下降，這說明當企業(yè)金融化程度較低時，企業(yè)配置金融資產(chǎn)的金融化行為通過實體投資水平的作用渠道更加直接地影響了企業(yè)的實體投資效率，即實體投資水平在企業(yè)金融化緩解企業(yè)非效率投資的過程中具有部分中介效應，且其中介效應占比為42.54%；同理，由表4 第（6）列可知，當企業(yè)持有金融化水平過高時，Invest 的中介效應檢驗系數(shù)并不顯著。因此，我們需要通過Sobel 檢驗以驗證實體投資水平的中介效應在過度金融化的情況下是否存在。 Sobel 檢驗結(jié)果顯示，該中介效應檢驗的Z 值為1.41，且P 值并未通過10%的顯著性水平，說明該種情況下企業(yè)實體投資水平在企業(yè)金融化與實體投資效率之間并不具有中介效應。 原因可能是：當企業(yè)金融化水平較低時，企業(yè)金融化行為會擠出當期實體投資，但卻有助于為未來的實體投資提供資金基礎(chǔ)。 一旦企業(yè)持有過量金融資產(chǎn)，則管理層可能會忽視實業(yè)發(fā)展，對此，過度金融化會嚴重制約企業(yè)實業(yè)發(fā)展，由此導致實體投資不足，從而降低投資效率。

2.融資約束的中介作用

為考察融資約束在企業(yè)金融化與實體投資效率的關(guān)系中是否存在顯著的中介作用，本文將針對U 型關(guān)系的拐點分別進行分區(qū)間檢驗。 表5 報告了融資約束的中介作用檢驗結(jié)果。

表5 融資約束的中介作用檢驗結(jié)果

表5 第（1）～（3）列和第（4）～（6）列分別表示在U 型的左右兩邊融資約束作為中介變量時的檢驗結(jié)果。 表5 第（2）和（5）列為自變量對中介變量的回歸結(jié)果，F(xiàn)C 越小表明企業(yè)融資約束越大，該結(jié)果表明企業(yè)配置金融資產(chǎn)的金融化行為會顯著增加企業(yè)融資約束，從而可能使企業(yè)投資不足更為嚴重或者緩解企業(yè)投資過剩。 針對中介效應的檢驗，本文需要重點關(guān)注第（3）和（6）列企業(yè)金融化（Fhold）和融資約束（FC）的回歸系數(shù)及顯著性水平，在加入融資約束中介變量之后，兩個樣本區(qū)間的FC 系數(shù)均顯著為負，說明融資約束增加會抑制企業(yè)投資過剩，即融資約束能夠在一定水平上緩解企業(yè)過度投資，由此提高投資效率。 但第（3）列Fhold 的系數(shù)絕對值與第（1）列相比并未減少反而增加，這說明當企業(yè)配置金融資產(chǎn)程度較低時，融資約束并不是企業(yè)金融化影響其實體投資效率的最佳中介變量。同理，對比第（6）列和第（4）列Fhold 的估計系數(shù)發(fā)現(xiàn)，在加入中介變量后，企業(yè)金融化對實體投資效率的作用效果有所降低，這說明當企業(yè)配置過多金融資產(chǎn)時，融資約束是企業(yè)金融化降低實體投資效率的有效途徑，其中介效應占比為10.41%。原因可能是：持有過多金融資產(chǎn)會嚴重擠占企業(yè)用于發(fā)展實業(yè)所需要的資金，導致企業(yè)投資不足現(xiàn)象更加嚴重，從而降低投資效率。 同時，企業(yè)配置過度金融資產(chǎn)會增加企業(yè)外部融資約束，從而導致企業(yè)缺乏資金發(fā)展實業(yè)而引發(fā)投資效率下降。

（三）調(diào)節(jié)作用檢驗：宏觀經(jīng)濟環(huán)境

表6 報告了宏觀經(jīng)濟環(huán)境的調(diào)節(jié)作用檢驗結(jié)果。 由表6 第（1）列的結(jié)果可知，ΔGDP 的估計系數(shù)為正，說明上行的宏觀經(jīng)濟環(huán)境有助于企業(yè)進行實體投資； 同時，GDP 增長率與企業(yè)金融化交乘項（ΔGDP*Fhold）的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，表明宏觀經(jīng)濟增速提高能夠緩解企業(yè)金融化對實體投資的擠出效應。 為考察宏觀經(jīng)濟環(huán)境對兩者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，本文針對U 型關(guān)系的拐點進行分區(qū)間檢驗，檢驗結(jié)果見表6 第（2）和（3）列。 當企業(yè)金融化程度較低時，ΔGDP*Fhold 的回歸系數(shù)顯著為負，說明宏觀經(jīng)濟環(huán)境有助于強化持有適量金融產(chǎn)品對實體投資效率的改善作用，這可能是因為宏觀經(jīng)濟上行時會改善商品市場和資本市場環(huán)境，由此會減少企業(yè)破產(chǎn)概率，同時會增加投資收益，從而有助于緩解企業(yè)投資過剩和投資不足，進而提升實體投資效率。 此外，當宏觀經(jīng)濟環(huán)境上行時，管理層對企業(yè)未來主營業(yè)務發(fā)展持良好預期，其會利用從金融渠道獲得的高額回報加大對主業(yè)的投資，從而提高投資效率。 根據(jù)第（3）列的結(jié)果可知，當企業(yè)持有過度金融資產(chǎn)時，ΔGDP*Fhold 的回歸系數(shù)為正但不顯著，說明宏觀經(jīng)濟環(huán)境對企業(yè)過度金融化與實體投資效率關(guān)系的負向調(diào)節(jié)作用不顯著。

表6 宏觀經(jīng)濟環(huán)境的調(diào)節(jié)作用檢驗結(jié)果

（續(xù)表6）

（四）進一步研究：投資過度與投資不足

下面，本文將進一步考察金融化對投資過度與投資不足兩種狀態(tài)企業(yè)實體投資效率是否存在非對稱性影響。 為揭示這種非對稱性影響，本文將全樣本劃分為投資過度與投資不足，考察企業(yè)金融化對兩種狀態(tài)企業(yè)實體投資效率的影響。 本文構(gòu)建如下模型，其中Over_inn 表示企業(yè)投資過度，Under_inn 表示企業(yè)投資不足。

表7 報告了投資過度樣本與投資不足樣本的檢驗結(jié)果。 表7 第（1）列顯示，企業(yè)持有金融資產(chǎn)（Fhold）的回歸系數(shù)在投資過度樣本中顯著為負，說明對于過度投資企業(yè)來說，企業(yè)金融化對實體投資的擠出效應會緩解企業(yè)過度投資，由此優(yōu)化了實體投資效率。 表7 第（2）列顯示，針對投資不足樣本，企業(yè)金融化的回歸系數(shù)為負但不顯著，這可能是因為企業(yè)持有適量金融資產(chǎn)所獲得的非經(jīng)營性收益會緩解企業(yè)投資不足。 進一步分析發(fā)現(xiàn)，企業(yè)金融資產(chǎn)持有水平（Fhold）在投資過度樣本中的回歸系數(shù)絕對值遠大于其在投資不足樣本中的回歸系數(shù)絕對值，說明企業(yè)持有金融資產(chǎn)對企業(yè)實體投資的擠出效應更能夠抑制企業(yè)過度投資，這進一步解釋了第（1）列的企業(yè)金融資產(chǎn)持有水平一次項（Fhold）對企業(yè)非效率投資的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負的原因。

表7 投資過度與投資不足的檢驗結(jié)果

（續(xù)表7）

（五）穩(wěn)健性檢驗

1.替換解釋變量

本文采用貨幣資金、可供出售金融資產(chǎn)、交易性金融資產(chǎn)、持有到期投資及投資性房地產(chǎn)之和占期末總資產(chǎn)的比例來衡量企業(yè)金融化。 在衡量企業(yè)金融化的各項指標中，投資性房地產(chǎn)相對于其他金融資產(chǎn)具有回收成本高、變現(xiàn)困難等特點，不具有金融資產(chǎn)的一般特性；貨幣資金的流動性過強，一般不適合納入金融資產(chǎn)。對此，本文參考張昭等［24］的做法，采用去除“投資性房地產(chǎn)”（Fin_t）或去除“貨幣資金”（Fin_h）后的金融資產(chǎn)配置指標重新衡量企業(yè)金融化進行檢驗，結(jié)果見表8 第（1）和（2）列。 由第（1）和（2）列結(jié)果可知，剔除了投資性房地產(chǎn)或貨幣資金后的企業(yè)金融化與非效率投資之間仍然具有U 型關(guān)系。

2. 劃分產(chǎn)業(yè)類別

本文依據(jù)企業(yè)所處產(chǎn)業(yè)類別將全樣本劃分為第一產(chǎn)業(yè)（農(nóng)業(yè)類）、第二產(chǎn)業(yè)（工業(yè)類）和第三產(chǎn)業(yè)（服務業(yè)類），通過比較不同產(chǎn)業(yè)類別的回歸結(jié)果來進一步驗證本文結(jié)果的穩(wěn)健性。 具體見表8 第（3）～（5）列。 根據(jù)這三列Fhold 及Fhold2的系數(shù)可知，企業(yè)金融化與非效率投資之間的U 型關(guān)系在不同產(chǎn)業(yè)的樣本中均顯著存在。

3.控制行業(yè)與年份

在主效應檢驗中，本文控制了個體與年份固定效應進行檢驗。 為驗證本文結(jié)論不受行業(yè)與年份特征的影響，本文控制了行業(yè)與年份固定效應重新進行檢驗，結(jié)果見表8 第（4）列。 由第（4）列可以看出，在控制了行業(yè)與年份固定效應之后，企業(yè)金融資產(chǎn)持有（Fhold）及其二次項Fhold2的系數(shù)均在5%的水平上顯著，說明控制了行業(yè)及年份后的企業(yè)金融化與非效率投資之間依然呈現(xiàn)U 型關(guān)系。 這與前文結(jié)果一致，說明本文結(jié)論具有較好的穩(wěn)健性。

表8 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

（續(xù)表8）

（六）內(nèi)生性檢驗

為解決內(nèi)生性問題，本文采用剔除了投資性房地產(chǎn)的金融資產(chǎn)持有比例（Fin）作為工具變量進行二階段最小二乘法（2SLS）估計，這是因為剔除投資性房地產(chǎn)的金融資產(chǎn)持有比例（Fin）與解釋變量（Fhold）高度相關(guān)，滿足工具變量條件。 采用工具變量進行第一階段估計后，將得到的企業(yè)金融化（Fhold）一次項和二次項的擬合值代入第二段回歸中，回歸結(jié)果顯示，企業(yè)金融化與非效率投資之間依然具有顯著的U 型關(guān)系。然后通過Hausman 檢驗比較普通最小二乘估計與工具變量法的回歸結(jié)果是否一致，Hausman 檢驗的P 值為0.2709，接受原假設(shè)，即本文模型不存在內(nèi)生性問題。

六、結(jié)論與建議

本文選取2010—2018年中國A 股上市公司年度數(shù)據(jù)，采用面板回歸模型對企業(yè)金融化對實體投資效率的影響及其作用機制進行了實證分析。 本文主要結(jié)論為：（1）企業(yè)金融化與實體投資效率之間存在倒U 型關(guān)系，這主要歸于企業(yè)金融化對實體投資的雙刃劍效應。 低程度的企業(yè)金融化會加大實體投資的儲蓄效應，由此提升實體投資效率；高程度的企業(yè)金融化會加大實體投資的擠出效應，由此降低實體投資效率。 （2）企業(yè)金融化對實體投資效率的影響存在異質(zhì)性特征。 相對于非國有、低負債、低成長性企業(yè)，企業(yè)金融化對國有、高負債、高成長性企業(yè)實體投資效率的邊際影響更大。 （3）實體投資水平與融資約束在企業(yè)金融化與實體投資效率的關(guān)系中承擔著中介作用。 企業(yè)金融化影響了實體投資水平與融資約束，從而影響到實體投資效率，“企業(yè)金融化—實體投資水平/融資約束—實體投資效率”的傳導渠道有效。 （4）宏觀經(jīng)濟環(huán)境對企業(yè)金融化與實體投資效率關(guān)系具有非對稱性調(diào)節(jié)作用。 當企業(yè)金融化程度較低時，宏觀經(jīng)濟環(huán)境對企業(yè)金融化與實體投資效率關(guān)系存在正向調(diào)節(jié)作用，宏觀經(jīng)濟增速上升會加劇企業(yè)金融化對實體投資效率的促進作用；但當企業(yè)金融化程度較高時，宏觀經(jīng)濟環(huán)境對兩者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用無效。 （5）進一步研究表明，針對投資過度與投資不足兩種狀態(tài)企業(yè)，企業(yè)金融化對實體投資效率的影響存在非對稱性特征。 當企業(yè)處于投資過度狀態(tài)時，企業(yè)金融化會通過擠出實體投資來提升實體投資效率；但當企業(yè)處于投資不足狀態(tài)時，企業(yè)金融化無法通過儲蓄實體投資水平來提升實體投資效率，這主要歸于企業(yè)金融資產(chǎn)配置的收益對沖了實體投資不足的效率損失。

針對上述結(jié)論，本文給出如下建議：（1）考慮到過高的金融化程度會降低實體投資效率，政府應構(gòu)建企業(yè)金融化動態(tài)監(jiān)測機制，并科學設(shè)定企業(yè)金融化監(jiān)管閾值，一旦監(jiān)測到企業(yè)金融資產(chǎn)配置權(quán)重超越監(jiān)管閾值，則對金融化過度企業(yè)進行嚴厲懲治，以此來約束企業(yè)金融化過度行為，從而有助于提升實體投資效率，進而有助于防范實體經(jīng)濟“脫實向虛”現(xiàn)象。 （2）針對實體投資水平與融資約束的中介作用，政府需要構(gòu)建企業(yè)實體投資水平監(jiān)測機制，一旦監(jiān)測到企業(yè)實體投資水平超越目標投資水平，則政府應嚴格約束這類投資過度狀態(tài)企業(yè)的資金募集行為，以此來加大這類企業(yè)融資約束而提升投資效率。 一旦監(jiān)測到企業(yè)實體投資水平低于目標投資水平，則政府應鼓勵及支持這類投資不足狀態(tài)企業(yè)的融資行為，以此來緩解這類企業(yè)融資約束而提升投資效率。 （3）針對宏觀經(jīng)濟環(huán)境的調(diào)節(jié)作用，政府需要構(gòu)建基于經(jīng)濟順周期的企業(yè)金融化監(jiān)管機制，以此來實現(xiàn)企業(yè)實體投資效率的最大化目標。 在宏觀經(jīng)濟環(huán)境上行階段，政府需要適度放大企業(yè)金融化監(jiān)管閾值，允許企業(yè)加大金融資產(chǎn)配置權(quán)重，以此來提升企業(yè)金融化對實體投資的儲蓄效應，從而有助于提升實體投資效率。 在宏觀經(jīng)濟環(huán)境下行階段，政府需要適度減小企業(yè)金融化監(jiān)管閾值，促使企業(yè)降低金融資產(chǎn)配置權(quán)重，以此來降低企業(yè)金融化對實體投資的擠出效應，從而有助于提升實體投資效率。