鄧江花萬(wàn)其龍

（1. 五邑大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院 廣東江門(mén) 529020；2. 黃淮學(xué)院經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院 河南駐馬店 463000）

一、引言

2017 年10 月，習(xí)近平總書(shū)記在黨的十九大報(bào)告中提出“深化金融體制改革，增強(qiáng)金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)能力”。2019 年2 月，習(xí)近平總書(shū)記在中共中央政治局第十三次集體學(xué)習(xí)時(shí)再次強(qiáng)調(diào)要深化金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革、增強(qiáng)金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)能力。政府部門(mén)也認(rèn)識(shí)到了企業(yè)脫實(shí)向虛所存在的風(fēng)險(xiǎn)。據(jù)國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)統(tǒng)計(jì)顯示，2007 年A 股實(shí)體企業(yè)中平均配置金融資產(chǎn)為2 億元，2019 年該值高達(dá)8 億元。同時(shí)，2007 年A 股實(shí)體企業(yè)配置的總金融資產(chǎn)額為2584.99 億元，2019 年該值上升為27727.8 億元，實(shí)體企業(yè)金融資產(chǎn)配置持續(xù)上升，這實(shí)質(zhì)上意味著實(shí)體產(chǎn)業(yè)部門(mén)在傳統(tǒng)金融部門(mén)以外管理著巨額的金融資產(chǎn)。因此，如何正確理解我國(guó)A 股實(shí)體企業(yè)金融資產(chǎn)配置持續(xù)上升的現(xiàn)象，具有重要的理論價(jià)值和現(xiàn)實(shí)意義

本文擬從企業(yè)短期的財(cái)務(wù)視角來(lái)解釋這種現(xiàn)象，即企業(yè)熱衷于的金融資產(chǎn)配置與企業(yè)提高經(jīng)營(yíng)績(jī)效之間到底存在什么關(guān)系？根據(jù)現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，金融資產(chǎn)配置帶給企業(yè)消極的經(jīng)濟(jì)后果。以美國(guó)實(shí)體企業(yè)作為研究樣本發(fā)現(xiàn)，企業(yè)會(huì)因?yàn)閷?duì)金融利潤(rùn)的追逐而增加金融資產(chǎn)的投資，從而擠出實(shí)體投資[1]。而以韓國(guó)實(shí)體企業(yè)作為研究對(duì)象也發(fā)現(xiàn)了類(lèi)似結(jié)論：實(shí)體企業(yè)因?yàn)樵黾痈呋貓?bào)率的金融資產(chǎn)投資，擠出了研發(fā)投資和固定資產(chǎn)投資，從而影響到企業(yè)的長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展[2-3]。Demir[4]發(fā)現(xiàn)若企業(yè)是為了資本套利而配置金融資產(chǎn)，則會(huì)阻礙企業(yè)的健康發(fā)展。國(guó)內(nèi)學(xué)者同樣發(fā)現(xiàn)類(lèi)似的結(jié)論：企業(yè)配置金融資產(chǎn)過(guò)度，意味著擠占了實(shí)業(yè)投資[5]，阻礙了主營(yíng)業(yè)務(wù)發(fā)展，從而不利于企業(yè)效率的提高[6]。但同樣有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)金融資產(chǎn)配置對(duì)實(shí)體企業(yè)產(chǎn)生了積極作用。劉貫春等[7]研究發(fā)現(xiàn)提升金融資產(chǎn)配置有利于降低企業(yè)財(cái)務(wù)杠桿率，金融資產(chǎn)短期內(nèi)有助于提升企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效[8]，同時(shí)高業(yè)績(jī)公司金融資產(chǎn)配置比也較高[9]?，F(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)金融資產(chǎn)配置造成的經(jīng)濟(jì)后果結(jié)論并不統(tǒng)一，甚至有些觀點(diǎn)截然相反。造成這種結(jié)論不統(tǒng)一的重要原因是在研究金融資產(chǎn)時(shí)忽視了其異質(zhì)性，不同類(lèi)型的金融資產(chǎn)在企業(yè)中發(fā)揮作用并不一致。

因此，本文從金融資產(chǎn)異質(zhì)性視角來(lái)探討企業(yè)金融資產(chǎn)配置對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響如何？企業(yè)增加金融資產(chǎn)配置是否能夠?yàn)槠髽I(yè)帶來(lái)經(jīng)營(yíng)績(jī)效？其中短期性金融資產(chǎn)和長(zhǎng)期性金融資產(chǎn)分別又對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效有何影響？

為回答這些問(wèn)題，本文以金融資產(chǎn)配置對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效影響的機(jī)制為理論基礎(chǔ)，以2007—2019 年A 股實(shí)體企業(yè)作為研究樣本，實(shí)證探討金融資產(chǎn)配置對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響及其影響機(jī)制。

二、理論分析與假說(shuō)提出

（一） 金融資產(chǎn)配置對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響機(jī)制

首先，管理層會(huì)通過(guò)提升股利支付率或者股票回購(gòu)等市值管理手段來(lái)提升股價(jià)，以便滿足企業(yè)股東的要求[10]。因?yàn)槠髽I(yè)管理層為了股東利益最大化，會(huì)出現(xiàn)短視行為，為了獲得更高收益率而將企業(yè)更多資金投向金融資產(chǎn)。Lazonick[10]認(rèn)為美國(guó)實(shí)體企業(yè)金融資產(chǎn)配置比上升的關(guān)鍵因素是股東價(jià)值最大化的觀念的轉(zhuǎn)變。這些觀念的改變，最終目的是為了使公司股票市值得到增加，也就是企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效得到提升。從這一角度來(lái)分析，企業(yè)金融資產(chǎn)配置的目的就是為了實(shí)現(xiàn)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效最大化。

其次，近些年隨著股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃大范圍的推廣，企業(yè)管理者對(duì)自身利益的追逐，會(huì)在行權(quán)期之內(nèi)大力追逐利潤(rùn)最大化。因?yàn)槠髽I(yè)管理中委托代理問(wèn)題的存在，企業(yè)管理目標(biāo)短視化，管理層更多傾向于將資金投向高回報(bào)率的金融行業(yè)領(lǐng)域，從而忽視了對(duì)主營(yíng)業(yè)務(wù)的擴(kuò)大再生產(chǎn)。這些因素都進(jìn)一步加劇了企業(yè)金融資產(chǎn)配置的比例。國(guó)外如此，國(guó)內(nèi)從跨入21 世紀(jì)以來(lái)，同樣也存在類(lèi)似問(wèn)題。文春暉等[11]發(fā)現(xiàn)，在大股東和小股東矛盾?chē)?yán)重的公司，管理層為了保障大股東的短期利益，傾向于將資金投向金融行業(yè)和房地產(chǎn)行業(yè)。鄧超等[12]發(fā)現(xiàn)，企業(yè)管理層寄希望于增加金融資產(chǎn)配置來(lái)實(shí)現(xiàn)股東價(jià)值最大化的目的。

綜上推論，提出以下假說(shuō)。

假說(shuō)1：金融資產(chǎn)配置有利于企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的提升。

（二） 短期性金融資產(chǎn)對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響機(jī)制

短期性金融資產(chǎn)主要包括高流動(dòng)性、低置換成本的金融資產(chǎn)。首先，由融資優(yōu)序理論可知，內(nèi)源融資成本優(yōu)于外部融資。當(dāng)企業(yè)需要流動(dòng)資金時(shí)，短期性金融資產(chǎn)正好可以變現(xiàn)以及時(shí)補(bǔ)充流動(dòng)性缺口，并投向企業(yè)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)，從而緩解企業(yè)的融資約束壓力，并降低企業(yè)的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)。其次，當(dāng)企業(yè)富余的閑置資金又無(wú)合適的項(xiàng)目投資機(jī)會(huì)時(shí)，企業(yè)選擇投資短期性金融資產(chǎn)，既盤(pán)活了閑置資金，還能賺取部分收益，為企業(yè)實(shí)現(xiàn)保值增值[13]。相比現(xiàn)金金融資產(chǎn)，投資交易性金融資產(chǎn)和銀行理財(cái)可以獲取一定投資收益，起到一定保值增值效應(yīng)。同樣，在企業(yè)主營(yíng)業(yè)務(wù)收益下降時(shí)，將企業(yè)資金轉(zhuǎn)向金融產(chǎn)品投資，能維持一定高收益情況，短期改善企業(yè)收益情況，提升企業(yè)股票市值。其實(shí)這也是反映了企業(yè)金融資產(chǎn)配置有“蓄水池”的功能[6]?？傊髽I(yè)配置短期性金融資產(chǎn)能夠減輕融資約束，降低企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)，并且能使企業(yè)的融資成本下降，從而有利于企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的提升。

綜上推論，提出以下假說(shuō)。

假說(shuō)2：短期性金融資產(chǎn)配置有利于企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的提升，體現(xiàn)了短期性金融資產(chǎn)配置的“蓄水池”效應(yīng)。

（三） 長(zhǎng)期性金融資產(chǎn)對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效影響機(jī)制

近些年來(lái)實(shí)體企業(yè)配置長(zhǎng)期性金融資產(chǎn)的趨勢(shì)在不斷上升。在企業(yè)資源有限情況下，長(zhǎng)期性金融資產(chǎn)配置的上升擠占了原本用于投資營(yíng)運(yùn)資產(chǎn)、固定資產(chǎn)和無(wú)形資產(chǎn)的資金，從而造成實(shí)體項(xiàng)目投資減少[12]，甚至影響到實(shí)體投資的正常運(yùn)營(yíng)。此外，長(zhǎng)期性金融資產(chǎn)是可以通過(guò)自身投資創(chuàng)造“資產(chǎn)價(jià)格”和“資產(chǎn)需求”[14]，并且隨著企業(yè)資金的不斷投入，會(huì)持續(xù)推高金融資產(chǎn)價(jià)格，造成金融資產(chǎn)的泡沫，泡沫造成的短期獲利又進(jìn)一步刺激企業(yè)加大金融資產(chǎn)配置力度，繼續(xù)擠出實(shí)體投資，形成惡性循環(huán)[15]。因此，長(zhǎng)期性金融資產(chǎn)配置短期獲利與企業(yè)實(shí)體投資長(zhǎng)期融資需求不匹配，而本應(yīng)該服務(wù)于實(shí)體企業(yè)的資源長(zhǎng)期在金融市場(chǎng)循環(huán)空轉(zhuǎn)[16]，也從而造成實(shí)體企業(yè)的資源嚴(yán)重錯(cuò)配[17]。盡管長(zhǎng)期性金融資產(chǎn)配置能在短期獲取一定超額回報(bào)率，但這無(wú)異于飲鴆止渴。這種“擠出效應(yīng)”的現(xiàn)象不僅在美國(guó)、英國(guó)、法國(guó)等發(fā)達(dá)國(guó)家存在，也在墨西哥和土耳其等發(fā)展中國(guó)家存在[18]。隨著企業(yè)長(zhǎng)期性金融資產(chǎn)配置的提升，對(duì)企業(yè)所帶來(lái)的“擠出效應(yīng)”將越來(lái)越嚴(yán)重，這從根本上不利于企業(yè)實(shí)體投資，因此長(zhǎng)期性金融資產(chǎn)配置會(huì)引起企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的下降。

綜上推論，提出以下假說(shuō)。

假說(shuō)3：長(zhǎng)期性金融資產(chǎn)配置抑制企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的提升，體現(xiàn)了長(zhǎng)期性金融資產(chǎn)配置的“擠出效應(yīng)”。

三、實(shí)證研究設(shè)計(jì)

（一） 樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選擇2007—2019 年滬深A(yù) 股非金融非房地產(chǎn)行業(yè)上市公司作為樣本。選擇樣本區(qū)間之所以從2007 年開(kāi)始，是因?yàn)榻鹑谫Y產(chǎn)中的部分?jǐn)?shù)據(jù)只有從2007 年開(kāi)始才可得。

數(shù)據(jù)來(lái)源：實(shí)證數(shù)據(jù)以上證A 股非金融非房地產(chǎn)行業(yè)企業(yè)作為研究樣本。其中，財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)及wind 數(shù)據(jù)庫(kù)，地區(qū)金融發(fā)展水平數(shù)據(jù)來(lái)源中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。樣本數(shù)據(jù)主要通過(guò)以下方式處理：一是剔除了金融行業(yè)及房地產(chǎn)行業(yè)的公司；二是剔除主變量缺失的樣本。最終得到31167 個(gè)年度觀測(cè)值。為了避免異常值對(duì)實(shí)證結(jié)果造成不利影響，本文對(duì)除虛擬變量以外的其他連續(xù)變量進(jìn)行了1%水平上的winsorize 縮尾處理。

（二） 基本模型設(shè)定

以前文金融資產(chǎn)配置對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效影響及影響途徑分析作為理論基礎(chǔ)，以2007—2019 年A 股實(shí)體企業(yè)作為研究樣本，從金融異質(zhì)性視角實(shí)證研究金融資產(chǎn)配置對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響。一共設(shè)計(jì)了三個(gè)模型，分別為金融資產(chǎn)配置模型及短期性金融資產(chǎn)配置和長(zhǎng)期性金融資產(chǎn)配置對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效影響的模型。具體見(jiàn)模型（1）式、（2）式及（3）式。其中，總資產(chǎn)收益率（ROA）為被解釋變量，tfinr、sfinr 與lfinr 作為主解釋變量分別表示總金融資產(chǎn)配置、短期性金融資產(chǎn)配置及長(zhǎng)期性金融資產(chǎn)配置。X表示一系列控制變量向量：資本結(jié)構(gòu)（capitals）、資本密度（cap）、企業(yè)年齡（age）、實(shí)際稅率（taxr）、現(xiàn)金流比（cashr）、資產(chǎn)規(guī)模（lnsize）、成長(zhǎng)能力（growth）、股權(quán)集中度（tenthholder）和董事會(huì)規(guī)模（boardsaize）。μi,industry表示行業(yè)固定效應(yīng)，μi,year表示年份固定效應(yīng)，μi,city表示城市地區(qū)固定效應(yīng)，εit為殘差項(xiàng)。

（三） 變量說(shuō)明

被解釋變量企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效用總資產(chǎn)收益率（ROA）來(lái)衡量，ROA=稅后凈利潤(rùn)/總資產(chǎn)?？傎Y產(chǎn)收益率是一項(xiàng)考量企業(yè)全部活動(dòng)盈利能力的綜合指標(biāo)，比較客觀地反映了企業(yè)整體的經(jīng)營(yíng)績(jī)效。公司金融資產(chǎn)屬于總資產(chǎn)的一部分，金融資產(chǎn)投資行為跟企業(yè)融資能力關(guān)聯(lián)性較大，因此在衡量金融資產(chǎn)配置所帶來(lái)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效時(shí)，用能反映股東和債權(quán)人共同的資金所產(chǎn)生的利潤(rùn)率的指標(biāo)比凈資產(chǎn)收益率更為合適。同樣用總資產(chǎn)收益率衡量經(jīng)營(yíng)績(jī)效的學(xué)者有李濤等及何平林等[19-20]。

解釋變量借鑒宋軍和陸旸[9]的衡量方法，以金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)比率來(lái)度量。為了能夠更為準(zhǔn)確深入地研究與描述企業(yè)的金融化行為對(duì)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響，本文根據(jù)管理者持有意圖及金融資產(chǎn)流動(dòng)性特征，將金融資產(chǎn)區(qū)分為短期性金融資產(chǎn)和長(zhǎng)期性金融資產(chǎn)，具體界定如下：

短期性金融資產(chǎn)=交易性金融資產(chǎn)+銀行理財(cái)類(lèi)產(chǎn)品。

長(zhǎng)期性金融資產(chǎn)=持有到期金融資產(chǎn)+金融機(jī)構(gòu)長(zhǎng)期股權(quán)投資+投資性房地產(chǎn)+買(mǎi)入反售金融資產(chǎn)+可供出售金融資產(chǎn)+衍生金融資產(chǎn)。

控制變量參考宋軍和陸旸、杜勇等以及黃賢環(huán)等[9，13，21]的做法，控制了一系列影響企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的變量：資本結(jié)構(gòu)（capitals）用資產(chǎn)負(fù)債率度量；資本密度（cap）用固定資產(chǎn)占總資產(chǎn)比率衡量；企業(yè)年齡（age）為截止于報(bào)告期企業(yè)成立的年限；實(shí)際稅率（taxr）為除去企業(yè)獲得的稅負(fù)優(yōu)惠后實(shí)際程度的稅率；現(xiàn)金流比（cashr）為企業(yè)日常經(jīng)營(yíng)活動(dòng)中的現(xiàn)金流凈額占營(yíng)業(yè)總收入的比率；資產(chǎn)規(guī)模（lnsize）在企業(yè)資產(chǎn)總額基礎(chǔ)上取對(duì)數(shù)衡量；成長(zhǎng)能力（growth）用營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率衡量；股權(quán)集中度（firsthholder）為公司第一大股東股權(quán)占比；董事會(huì)規(guī)模（boardsaize）為董事會(huì)集團(tuán)人數(shù)數(shù)量。由于企業(yè)金融資產(chǎn)配置情況會(huì)因?yàn)槟攴荨⑺幮袠I(yè)及所處地區(qū)的不同而受影響，因而為排除年份、行業(yè)、地區(qū)等因素對(duì)實(shí)證所帶來(lái)的干擾效應(yīng)，在本文實(shí)證中控制了企業(yè)所處年份、地區(qū)和行業(yè)。由于我國(guó)各個(gè)城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展和營(yíng)商環(huán)境差異較大，所以對(duì)地區(qū)的控制具體到城市層面。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一） 描述性統(tǒng)計(jì)分析

表1 匯報(bào)了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，其中被解釋變量經(jīng)營(yíng)績(jī)效的均值為0.0664，最小值為-0.2592，最大值為0.3625，意味著我國(guó)上市實(shí)體企業(yè)中經(jīng)營(yíng)績(jī)效差異性比較明顯。解釋變量總金融資產(chǎn)配置比為0.0602，遠(yuǎn)大于中位數(shù)0.0158，短期性金融資產(chǎn)配置的平均值為0.0316，中值為0，長(zhǎng)期性金融配置比為0.0341，中位數(shù)為0.0070，均出現(xiàn)了均值遠(yuǎn)大于中位數(shù)這一特點(diǎn)，這說(shuō)明了樣本企業(yè)中有大量實(shí)體企業(yè)所配置的金融資產(chǎn)比例較高。

表 1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析

（二） 基礎(chǔ)實(shí)證結(jié)果分析

表2 匯報(bào)了金融資產(chǎn)配置對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效影響的實(shí)證結(jié)果。其中第（1）、（2）和（3）列分別匯報(bào)了總金融資產(chǎn)配置、短期性金融資產(chǎn)配置及長(zhǎng)期性金融資配置產(chǎn)對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響?？傮w來(lái)看，總金融資產(chǎn)配置的系數(shù)為0.0135，在5%的水平上顯著為正，這也意味著在中國(guó)上市實(shí)體企業(yè)中，“蓄水池效應(yīng)”占主導(dǎo)地位，證實(shí)了假說(shuō)1，即金融資產(chǎn)配置對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效具有促進(jìn)作用。進(jìn)一步從金融資產(chǎn)異質(zhì)性視角實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，短期性金融資產(chǎn)配置的系數(shù)均在1%水平下顯著為正，即短期性金融資產(chǎn)配置對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效產(chǎn)生正向影響，由此證實(shí)前文提出的假說(shuō)2，即短期性金融資產(chǎn)配置的“蓄水池效應(yīng)”。長(zhǎng)期性金融資產(chǎn)配置的系數(shù)在1%水平下顯著為負(fù)，即長(zhǎng)期性金融資產(chǎn)配置對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效產(chǎn)生負(fù)向影響，由此證實(shí)了前文假說(shuō)3 提出的長(zhǎng)期性金融資產(chǎn)配置主要發(fā)揮的是“擠出效應(yīng)”作用。雖然長(zhǎng)期性金融資產(chǎn)配置主要是基于套利目的，并為獲取高額投資收益，但是正因?yàn)槠髽I(yè)過(guò)度追逐套利，才導(dǎo)致擠出了大量本該投向主營(yíng)業(yè)務(wù)的投資資金，從而導(dǎo)致企業(yè)得不償失?？傮w而言，長(zhǎng)期性金融資產(chǎn)配置的系數(shù)為-0.0347，短期性金融資產(chǎn)配置的系數(shù)為0.0594，后者的絕對(duì)值大于前者，這一實(shí)證結(jié)果說(shuō)明長(zhǎng)期性金融資產(chǎn)配置的“擠出效應(yīng)”小于短期性金融資產(chǎn)配置的“蓄水池效應(yīng)”，從而總效應(yīng)為正向作用。

表 2 金融資產(chǎn)配置對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響：基準(zhǔn)結(jié)果

（三） 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1. 緩解雙向因果關(guān)系的2SLS 工具法檢驗(yàn)

從基準(zhǔn)回歸結(jié)論可知，短期性金融資產(chǎn)配置與經(jīng)營(yíng)績(jī)效正相關(guān)，長(zhǎng)期性金融資產(chǎn)配置與經(jīng)營(yíng)績(jī)效負(fù)相關(guān)，總金融資產(chǎn)配置與經(jīng)營(yíng)績(jī)效正相關(guān)。但同時(shí)，也可能存在以下情況：（1）由于企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的增長(zhǎng)和提升，從而增強(qiáng)了企業(yè)的融資能力，能夠更有助于企業(yè)去配置更多的短期性金融資產(chǎn)；（2）因?yàn)榻?jīng)營(yíng)績(jī)效的提升，企業(yè)將更多資金投向主營(yíng)業(yè)務(wù)項(xiàng)目，從而減少長(zhǎng)期性金融資產(chǎn)的配置。因此，本文認(rèn)為企業(yè)金融資產(chǎn)配置與經(jīng)營(yíng)績(jī)效同時(shí)存在著互為因果關(guān)系的可能。為緩解可能因?yàn)殡p向因果關(guān)系造成的內(nèi)生性問(wèn)題，本文采用2SLS 工具法進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。金融資產(chǎn)配置的滯后一期對(duì)當(dāng)期金融資產(chǎn)配置影響較大，但對(duì)企業(yè)當(dāng)期經(jīng)營(yíng)績(jī)效影響較小。因此，本文以總金融資產(chǎn)配置、短期性金融資產(chǎn)配置和長(zhǎng)期性金融資產(chǎn)配置的滯后一期作為工具變量，工具變量個(gè)數(shù)等于內(nèi)生解釋變量個(gè)數(shù)，為恰好識(shí)別，不存在過(guò)度識(shí)別問(wèn)題。同樣采用類(lèi)似方法處理內(nèi)生性問(wèn)題的學(xué)者有黃賢環(huán)等[21]及杜勇等[13]。經(jīng)過(guò)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，第一階段檢驗(yàn)結(jié)果的Cragg-Donald Wald F 統(tǒng)計(jì)值均大于經(jīng)驗(yàn)值10，說(shuō)明該模型不存在弱識(shí)別問(wèn)題，可以進(jìn)行第二階段回歸。實(shí)證結(jié)果見(jiàn)表3。

結(jié)果證實(shí)表3 的第（1）列總金融資產(chǎn)系數(shù)在1%水平下顯著為正，即說(shuō)明企業(yè)金融資產(chǎn)配置行為總體上有利于提升企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效。第（2）列結(jié)果在1%水平下顯著為正，證實(shí)了2SLS 回歸模型基礎(chǔ)上短期性金融資產(chǎn)仍然有利于提升企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效，第（3）列結(jié)果在1%水平下顯著為負(fù)，即長(zhǎng)期性金融資產(chǎn)并不利于企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的提升。結(jié)論與基準(zhǔn)回歸基本一致，即在運(yùn)用2SLS 方法緩解內(nèi)生性問(wèn)題后，結(jié)論仍然不變。

表 3 2SLS 方法檢驗(yàn)

2. 更換實(shí)證方法檢驗(yàn)

Tobit 模型是常見(jiàn)適用于受限因變量的回歸方法。由表1 的變量描述性分析可知總資產(chǎn)收益率數(shù)值位于[-1, 1]的范圍，是受限因變量。因此，本文采用Tobit 回歸模型進(jìn)一步做穩(wěn)健性檢驗(yàn)。表4 的前三列匯報(bào)了更換Tobit 模型回歸的結(jié)果。第（1）列中總金融資產(chǎn)配置的系數(shù)在5%水平下顯著為正，說(shuō)明金融資產(chǎn)配置對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效起顯著促進(jìn)作用；第（2）列短期性金融資產(chǎn)配置的系數(shù)在5%水平下顯著為正，說(shuō)明短期性金融資產(chǎn)配置對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效起促進(jìn)作用；第（3）列長(zhǎng)期性金融資產(chǎn)配置的系數(shù)也是在1%的水平下顯著為負(fù)，即長(zhǎng)期性金融資產(chǎn)配置與企業(yè)經(jīng)營(yíng)顯著正相關(guān)。從這三列解釋變量的系數(shù)發(fā)現(xiàn)，在長(zhǎng)、短期性金融資產(chǎn)配置對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響作用中，是以“蓄水池效應(yīng)”占據(jù)主導(dǎo)地位，說(shuō)明即使更換實(shí)證方法，也不會(huì)改變實(shí)證結(jié)論，從而驗(yàn)證了基準(zhǔn)回歸的穩(wěn)健性。

3. 更換解釋變量界定范圍檢驗(yàn)

本文是從狹義角度來(lái)界定金融資產(chǎn)的。但有不少學(xué)者是從廣義角度界定。因此，為了能對(duì)比研究，本文也參考一些學(xué)者的研究，從廣義角度重新界定金融資產(chǎn)，并進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。廣義角度界定金融資產(chǎn)主要是參考《企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則》來(lái)界定，在狹義界定的基礎(chǔ)上并入了貨幣資金項(xiàng)目[22]。這種界定范圍列入了貨幣資金。同時(shí)在金融資產(chǎn)異質(zhì)性分類(lèi)將其列入短期性金融資產(chǎn)。

本文以重新界定的金融資產(chǎn)作為解釋變量，探討金融資產(chǎn)配置對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響。結(jié)論見(jiàn)表4 的第（4）至（6）列。第（4）列的總金融資產(chǎn)配置在1%水平下顯著為正，系數(shù)為0.0302，比基準(zhǔn)回歸及其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)回歸的系數(shù)值要大得多，這可能是因?yàn)閷?shí)體企業(yè)的貨幣資金占比相對(duì)較大，由金融資產(chǎn)現(xiàn)狀分析可知，樣本企業(yè)計(jì)算的貨幣資金占總資產(chǎn)比例的均值為19.2%，但短期性金融資產(chǎn)（狹義）占總資產(chǎn)比均值只有3.2%。因而大量貨幣資金發(fā)揮了更大的“蓄水池效應(yīng)”。第（5）列的短期性金融資產(chǎn)配置系數(shù)在1%水平下顯著為正，即短期性金融資產(chǎn)配置對(duì)企業(yè)績(jī)效具有正向效應(yīng)。第（6）列長(zhǎng)期性金融資產(chǎn)配置的系數(shù)在10%水平下顯著為負(fù)，即長(zhǎng)期性金融資產(chǎn)配置對(duì)企業(yè)績(jī)效具有負(fù)向效應(yīng)。更換金融資產(chǎn)的界定范圍進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，系數(shù)的顯著性和方向與基準(zhǔn)回歸表2 基本一致。實(shí)證結(jié)果表明，更換金融資產(chǎn)的界定范圍仍然不影響結(jié)論的穩(wěn)健性。

五、影響機(jī)制分析

由前文研究結(jié)論可知，整體上實(shí)體企業(yè)金融資產(chǎn)配置能顯著促進(jìn)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效提升，并且這一結(jié)論已通過(guò)穩(wěn)健性檢驗(yàn)。但是，企業(yè)金融資產(chǎn)配置究竟是通過(guò)何種途徑來(lái)提升企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的呢？

本文考慮到短期性金融資產(chǎn)配置和長(zhǎng)期性金融資產(chǎn)配置對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的作用機(jī)理不一樣，因此分別對(duì)短期性金融性資產(chǎn)配置和長(zhǎng)期性金融資產(chǎn)配置的傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行研究。結(jié)合前文短期性金融資產(chǎn)配置對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響機(jī)制分析，發(fā)現(xiàn)短期性金融資產(chǎn)配置主要是基于儲(chǔ)蓄性動(dòng)機(jī)。由于短期性金融資產(chǎn)具備高流動(dòng)性和低置換成本等特點(diǎn)，當(dāng)企業(yè)面臨不確定性的經(jīng)營(yíng)環(huán)境或者預(yù)期外的策略而需要流動(dòng)資金時(shí)，短期性金融資產(chǎn)正好可以變現(xiàn)以及時(shí)補(bǔ)充流動(dòng)性缺口，并投向企業(yè)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)，從而緩解企業(yè)的融資約束壓力[23]，平抑企業(yè)投資波動(dòng)，并降低企業(yè)發(fā)生財(cái)務(wù)困境的風(fēng)險(xiǎn)[13]。此 外，相比貨幣現(xiàn)金，短期性金融資產(chǎn)盤(pán)活了閑置資金，還能賺取部分收益，為企業(yè)實(shí)現(xiàn)保值增值[24]。相比現(xiàn)金金融資產(chǎn)，投資交易性金融資產(chǎn)和銀行理財(cái)可以獲取一定投資收益，起到一定保值增值效應(yīng)，從而對(duì)提升企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效具有正向效應(yīng)。根據(jù)上述推理，將短期性金融資產(chǎn)配置對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的傳導(dǎo)渠道歸為兩條，分別為：“短期性金融資產(chǎn)配置—融資約束—經(jīng)營(yíng)績(jī)效”“短期性金融資產(chǎn)配置—投資收益率—經(jīng)營(yíng)績(jī)效”。

同理，結(jié)合前文長(zhǎng)期性金融資產(chǎn)對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響機(jī)制分析，可知長(zhǎng)期性金融資產(chǎn)配置對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響主要是“擠出主營(yíng)業(yè)務(wù)投資”?！皵D出效應(yīng)”具體是通過(guò)企業(yè)將本來(lái)用于投資營(yíng)運(yùn)資產(chǎn)、固定資產(chǎn)和無(wú)形資產(chǎn)的資金參與了金融資產(chǎn)配置來(lái)發(fā)揮作用，從而造成了實(shí)體項(xiàng)目投資減少和企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的下降[12]。長(zhǎng)期性金融資產(chǎn)是可以通過(guò)自身投資創(chuàng)造“資產(chǎn)價(jià)格”和“資產(chǎn)需求”[14]，并且隨著企業(yè)資金的不斷投入，會(huì)持續(xù)推高金融資產(chǎn)價(jià)格，進(jìn)而刺激企業(yè)加大金融資產(chǎn)配置力度，繼續(xù)擠出實(shí)體投資，形成惡性循環(huán)。根據(jù)上述推理，將長(zhǎng)期性金融資產(chǎn)配置對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的傳導(dǎo)渠道歸為一條，即“長(zhǎng)期性金融資產(chǎn)配置—實(shí)體投資—經(jīng)營(yíng)績(jī)效”。

本文以2007—2019 年滬深A(yù) 股上市公司作為研究樣本，參考溫忠麟的中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序[25]構(gòu)建了如下模型，其中針對(duì)“短期性金融資產(chǎn)配置—融資約束—經(jīng)營(yíng)績(jī)效”這條傳導(dǎo)途徑建模表達(dá)式為（4）和（5）。而針對(duì)“短期性金融資產(chǎn)配置——投資收益率——經(jīng)營(yíng)績(jī)效”這條傳導(dǎo)途徑構(gòu)建的模型表達(dá)式為（6）和（7）。符號(hào)SA 表示融資約束，由于SA 計(jì)算的結(jié)果全部為負(fù)值，因而，SA 值越小表示融資約束越大。符號(hào)Invest_re 表示金融投資收益率，本文用金融投資收益/總資產(chǎn)進(jìn)行衡量。X表示一系列控制變量向量， μi,industry表示行業(yè)固定效應(yīng)， μi,year表示年份固定效應(yīng)， μi,city表示城市地區(qū)固定效應(yīng)。本文為測(cè)算影響經(jīng)營(yíng)績(jī)效的間接效應(yīng)的占比，以依次檢驗(yàn)法和Sobel 法同時(shí)實(shí)證分析。結(jié)果如表5 所示。

同理，結(jié)合上文的長(zhǎng)期限期性金融資產(chǎn)配置對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響傳導(dǎo)途徑設(shè)立模型（8）至（9）。傳導(dǎo)途徑“長(zhǎng)期性金融資產(chǎn)配置—實(shí)體投資—經(jīng)營(yíng)績(jī)效”的建模表達(dá)式為（4）和（5）。Invest 表示實(shí)體投資，參考杜勇等及盛明泉等的界定方法[13-23]，用Δ（固定資產(chǎn)+在建工程+工程物質(zhì)）/總資產(chǎn)本進(jìn)行衡量。本文為測(cè)算影響長(zhǎng)期性金融資產(chǎn)配置對(duì)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的間接效應(yīng)的占比，以依次檢驗(yàn)法和Sobel 法同時(shí)實(shí)證分析。匯報(bào)結(jié)果如表6。

表5 中，第（1）至（3）列報(bào)告了短期性金融資產(chǎn)配置通過(guò)融資約束影響企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的實(shí)證結(jié)果。第（1）列匯報(bào)的是短期性金融資產(chǎn)配置系數(shù)為正，系數(shù)為0.0594，這是表示短期性金融資產(chǎn)配置對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的總效應(yīng)。第（2）列匯報(bào)的是短期性金融資產(chǎn)配置對(duì)融資約束（中介變量）的影響，結(jié)論顯示短期性金融配置這一系數(shù)并不顯著，方向?yàn)樨?fù)。第（3）列匯報(bào)的是加入中介變量后的短期性金融資產(chǎn)配置對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響。其中短期性金融資產(chǎn)配置系數(shù)在1%水平下顯著為正，系數(shù)值為0.0553。融資約束的系數(shù)在1%水平下顯著為負(fù)。即滿足中介效應(yīng)的Sobel 條件，本文采用Sobel 檢驗(yàn)進(jìn)行檢驗(yàn)。因而在表5 的最后三行匯報(bào)了Sobel檢驗(yàn)的結(jié)果。其中第（1）列的Sobel 檢驗(yàn)的Z 值在5%顯著性水平下為正，即說(shuō)明了融資約束作為傳導(dǎo)途徑成立。具體的影響過(guò)程是短期性金融資產(chǎn)配置能夠緩解企業(yè)融資約束，從而促進(jìn)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的提升。

第（4）列和第（5）列匯報(bào)了短期性金融資產(chǎn)通過(guò)投資收益影響企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的實(shí)證結(jié)果。第（4）列短期性金融資產(chǎn)配置的系數(shù)在1%水平下顯著為正，即隨著短期性金融資產(chǎn)配置的增加，企業(yè)投資收益也在增加。第（5）列的短期性金融資產(chǎn)配置的系數(shù)在1%水平下顯著為正，系數(shù)值為0.0451，比第（1）列的0.0594 小，并且投資收益的系數(shù)也是在1%水平下顯著為正。根據(jù)溫忠麟[25]的中介效應(yīng)判斷標(biāo)準(zhǔn)，第（4）列和第（5）列結(jié)果滿足部分中介效應(yīng)，“短期性金融資產(chǎn)配置—投資收益率—經(jīng)營(yíng)績(jī)效”這一途徑成立。在表5 中同樣匯報(bào)了這一中介途徑的Sobel 檢驗(yàn)。其中第（3）列的Sobel 檢驗(yàn)的Z 值在1%水平下顯著為正，Goodman-1 和Goodman-2的Z 值均顯著為正，即說(shuō)明了投資收益作為傳導(dǎo)途徑成立，也證實(shí)了依次檢驗(yàn)法的可靠。其中Sobel 計(jì)算的間接效應(yīng)占總效益比值為34.3%。

表6 中第（1）至（3）列報(bào)告了長(zhǎng)期性金融資產(chǎn)配置通過(guò)擠出實(shí)體投資而影響企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的實(shí)證結(jié)果。第（1）列匯報(bào)的是長(zhǎng)期性金融資產(chǎn)配置系數(shù)在1%水平下顯著為負(fù)，系數(shù)為-0.0347，這是表示長(zhǎng)期性金融資產(chǎn)配置對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的總效應(yīng)。第（2）列長(zhǎng)期性金融資產(chǎn)配置的系數(shù)在5%水平下顯著為負(fù)，即隨著長(zhǎng)期性金融資產(chǎn)配置的增加，企業(yè)實(shí)體投資顯著下降。第（3）列的長(zhǎng)期性金融資產(chǎn)配置的系數(shù)在5%水平下顯著為負(fù)，系數(shù)值為-0.0266，絕對(duì)值比第（1）列絕對(duì)值小，并且實(shí)體投資的系數(shù)也是在1%水平下顯著為正。根據(jù)溫忠麟[25]的中介效應(yīng)判斷標(biāo)準(zhǔn)，第（1）至（3）列滿足部分中介效應(yīng)，也證實(shí)了“長(zhǎng)期性金融資產(chǎn)配置通過(guò)擠出實(shí)體投資從而抑制了經(jīng)營(yíng)績(jī)效的提升”這一傳導(dǎo)途徑成立。表6 最后三行匯報(bào)了這一中介途徑的Sobel 檢驗(yàn)。其中第（1）列的Sobel 檢驗(yàn)的Z 值在1%水平下顯著為負(fù)，即說(shuō)明了實(shí)體投資作為傳導(dǎo)途徑成立，其中Sobel 計(jì)算的間接效應(yīng)的占總效益比值為23.71%。

表 5 短期性金融資產(chǎn)配置對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響機(jī)制實(shí)證結(jié)果①

表 6 長(zhǎng)期性金融資產(chǎn)配置對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效影響機(jī)制實(shí)證結(jié)果

表6 (續(xù))

六、研究結(jié)論與研究展望

（一） 研究結(jié)論

本文以2007—2019 年的A 股上市實(shí)體企業(yè)數(shù)據(jù)作為研究樣本，從金融資產(chǎn)異質(zhì)性視角，探究金融資產(chǎn)配置對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響及影響機(jī)制。并進(jìn)一步從區(qū)域金融發(fā)展水平、行業(yè)異質(zhì)性及企業(yè)異質(zhì)性作對(duì)比研究。研究結(jié)論如下：

第一，企業(yè)總金融資產(chǎn)配置對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效具有顯著正向影響。從金融資產(chǎn)異質(zhì)性視角發(fā)現(xiàn)，短期性金融資產(chǎn)配置對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效具有顯著正向影響，而長(zhǎng)期性金融資產(chǎn)配置對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效為負(fù)向影響。由于短期性金融資產(chǎn)配置對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的正向影響大于長(zhǎng)期性金融資產(chǎn)配置的負(fù)面影響，從而總金融資產(chǎn)配置以“蓄水池效應(yīng)”為主導(dǎo)。這一結(jié)論通過(guò)2SLS 工具法、更換tobit 模型及更換解釋變量多種穩(wěn)健性檢驗(yàn)后證實(shí)結(jié)論可靠。

第二，進(jìn)一步探究了金融資產(chǎn)配置對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響機(jī)制。由于企業(yè)在配置短期性金融資產(chǎn)和長(zhǎng)期性金融資產(chǎn)時(shí)其動(dòng)機(jī)不同，從而其對(duì)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的內(nèi)在影響機(jī)制也不一樣。因此，本文分別從長(zhǎng)、短期性金融資產(chǎn)異質(zhì)性視角，用中介模型方法進(jìn)行了實(shí)證分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，短期金融資產(chǎn)配置影響企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的傳導(dǎo)途徑有兩條，一是通過(guò)提升投資收益而提升經(jīng)營(yíng)績(jī)效，二是通過(guò)緩解融資約束而提升經(jīng)營(yíng)績(jī)效。而長(zhǎng)期性金融資產(chǎn)配置則是通過(guò)擠出實(shí)體投資而抑制經(jīng)營(yíng)績(jī)效的提升。

（二） 研究展望

本文基于現(xiàn)有文獻(xiàn)研究結(jié)論的基礎(chǔ)之上，結(jié)合上市公司數(shù)據(jù)探討了金融資產(chǎn)配置對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響及影響機(jī)制，并獲得了一些具有價(jià)值性的研究結(jié)論。但在研究?jī)?nèi)容、研究數(shù)據(jù)上還存在一定的不足，這也是未來(lái)可以進(jìn)行繼續(xù)研究探討的努力方向。

第一，除了探討金融資產(chǎn)配置對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響，可以繼續(xù)進(jìn)一步探討金融資產(chǎn)配置對(duì)企業(yè)長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展的影響，比如對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入、產(chǎn)出及生產(chǎn)效率等方面的影響。此外，本文沒(méi)有進(jìn)一步探討現(xiàn)有的宏觀貨幣政策或者財(cái)政政策對(duì)金融資產(chǎn)配置與企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效兩者關(guān)系的影響。宏觀層面一直在倡導(dǎo)推進(jìn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，并且實(shí)施了不少宏觀經(jīng)濟(jì)政策，但在本文中涉及較少，未來(lái)可以繼續(xù)在這些方面進(jìn)一步深化。

第二，鑒于數(shù)據(jù)的可得性，本文選擇以2007—2019 年的A 股實(shí)體企業(yè)數(shù)據(jù)作為研究樣本。雖然中國(guó)A 股實(shí)體企業(yè)相比較而言是一批實(shí)力比較雄厚的優(yōu)質(zhì)企業(yè)，但是實(shí)際上并不能代表國(guó)內(nèi)其他一些實(shí)力相對(duì)較弱的中小企業(yè)。所以得出的結(jié)論也不一定能適合國(guó)內(nèi)非上市企業(yè)，這也是本文研究中的不足之處。希望在未來(lái)的研究中，可以將樣本數(shù)據(jù)擴(kuò)展到更多未上市的中小企業(yè)中，繼續(xù)研究這些未上市企業(yè)的金融資產(chǎn)配置問(wèn)題及對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響。

注釋?zhuān)?/p>

① Sobel 檢驗(yàn)?zāi)軌蛟谥薪槟Ｐ蛢蓚€(gè)系數(shù)中的一個(gè)不顯著時(shí)，也可以檢驗(yàn)中介效應(yīng)。由于Sobel 檢驗(yàn)法和依次法在回歸運(yùn)算中控制變量并不完全一樣，所以Sobel 檢驗(yàn)法測(cè)算的間接效應(yīng)與依次法計(jì)算的也有區(qū)別。本文標(biāo)的間接效應(yīng)根據(jù)Sobel 檢驗(yàn)法測(cè)算的結(jié)果。