市场化改革速度与企业金融资产配置：一种倒U型关系

吴 娜，白雅馨

(天津财经大学a.会计学院; b.营运资本管理研究所，天津 300222)

一、引言

当前，我国经济正处在转轨攻关期，出现了显著的“脱实向虚”的趋势，导致实体经济增速放缓，非金融企业出现盈利下降、实体企业投资率下降。在资本逐利的驱使下，我国非金融上市公司持有金融产品的行为越来越普遍。Wind数据显示，2016年我国有767家上市公司购买了金融产品，总额高达7268.76亿元，公司数量和购买金额分别较上年增长23%和39%[1]。与此同时，实体企业产能过剩问题愈发严重，金融资产投资回报率在短期内超过实体经济，实体企业纷纷持有金融资产，导致企业的实体投资和经营效率持续低迷，陷入恶性循环。党的十九大报告指出，要“建设现代化经济体系，必须把发展经济的着力点放在实体经济上，合理配置金融资产更好的服务于实体经济”。由此可见，如何平衡金融资产和经营资产成为我国非金融类上市公司亟待解决的问题。因此，研究企业配置金融资产的行为，引导金融资产投资回归实体经济，促进经济可持续发展具有重要的现实意义。

此外，学术界对于企业金融资产配置行为动机的研究尚未达成一致观点。一部分学者认为企业配置金融资产是出于“逐利动机”，企业为了短期利润会增加对金融资产的持有，即金融资产对实体经济投资存在“挤出效应”[2]；另一部分学者认为企业配置金融资产是出于“蓄水池动机”，企业为了缓解未来投资不足而增加对金融资产的持有，进而反哺实体经济，即金融资产对实体经济存在“蓄水池效应”[3-5]。然而，也有研究发现金融资产投资和实体经济投资之间的关系基本上取决于“挤出效应”和“蓄水池效应”的相互作用[6]，在市场化改革速度提高的过程中，这两种效应会不断的博弈而此消彼长。当企业金融投资的“蓄水池效应”大于“挤出效应”时，金融资产投资增加可促进实体经济增长；当企业金融投资的“挤出效应”大于“蓄水池效应”时，金融资产投资增加将阻碍实体经济增长[7]。那么，市场化改革速度对企业金融资产配置的行为和动机到底具有怎样的影响值得进一步探究。此外，我国经济发展长期存在着区域性失衡的问题，各地区市场化改革速度存在显著性差异，这是否会对企业金融资产配置产生影响？同时，产权制度在我国长期存在，那国有企业和非国有企业对改革速度的敏感性有何差异？进一步地，不同的行业类型的企业发展目标不同，对于技术密集型行业的企业，将更多的资金用于研发投入，而非技术密集型企业会有更多的资金进行短期投资，市场化改革速度对不同行业的企业金融资产配置是否会产生行业异质性？

基于以上问题，本文采用2009—2016年沪深两市A股非金融上市公司数据，对市场化改革速度与实体企业金融资产配置之间的关系进行实证研究。在此基础上，检验了市场化改革速度对企业金融资产配置影响的地区差异性、产权性质差异性和行业差异性。结果表明：市场化改革速度与企业金融资产持有比例呈倒U型关系，这种倒U型关系在东部地区、国有企业和非技术密集型行业企业中更为显著。

与现有研究相比，本文的理论贡献在于：(1)从动态的角度分析了市场化改革速度对企业金融资产的影响；(2)为企业配置金融资产提供了产权性质、地域差异和行业异质性三个维度的检验，并验证了企业金融资产配置的动机。在实践方面，通过计算市场化改革速度的临界值，建议国家在加快市场化改革速度时要结合产权性质、地区和行业的发展特征，从而为更好的优化市场化改革速度，引导企业配置金融资产由“逐利动机”向“蓄水池动机”转换，合理配置金融资产，反哺实体经济提供了经验证据。

本文其余部分安排如下：第二部分为文献回顾与研究假设，第三部分为研究设计，第四部分为实证结果分析，第五部分为稳健性检验，第六部分为作用机制检验，第七部分为结论与启示。

二、文献回顾与研究假设

(一)企业金融资产配置的研究现状

Demir[8]认为，微观企业日益受到金融市场投资吸引，特别是相对金融投资而言，固定资产投资面临的不确定性可能更高，所以实体企业进行金融投资既有现实动力又有可行性。对于企业配置金融资产的观察，最早来自于对“现金持有”问题的研究，随着对企业金融资产配置的深入研究，现有文献主要集中在企业金融资产配置的影响因素、动机和经济后果三个方面。

1．金融资产配置的影响因素

随着我国经济进入转轨攻关期，实体经济规模虽逐渐扩大，但发展质量却逐渐下降，导致大多数非金融企业金融资产比重快速上升，为了探究其原因，国内外学者对此展开了研究，发现主营业务利润率下滑[9-11]和公司治理观念的转变[12]是导致这一现象的两个重要影响因素。

关于主营业务利润率下滑对企业金融资产配置的影响。Krippner[11]173通过对美国非金融企业进行研究，发现许多非金融企业为了应对经济冲击导致的主营业务利润率下降这一现象，企业开始将资金转投金融资产。Demir[8]314通过对阿根廷、墨西哥和土耳其三个发展中国家金融资产投资不断增加、实体投资逐渐低迷的现象进行分析，认为实体经济投资回报率不断下降而金融资产投资回报率逐渐上升是造成企业持有金融资产的主要原因。我国学者在探究国内上市公司为何不断增加金融资产投资的主要因素时，也证实了主营业务利润率下滑会影响企业金融资产配置行为[9]74，[10]25。

关于公司治理观念的转变对企业金融资产配置的影响。Lazonick[13]认为美国企业的公司治理制度在股东价值观念的引导下发生了一系列变化，进而引起美国非金融企业金融资产比重增加。Sen和Dasgupta[12]844指出由于股东价值观念的深化和股权激励的大规模使用，企业管理层出于自利动机和过度追求短期利润，会使企业将更多的资金投入高收益率的金融资产。邓超等[14]以我国非金融上市公司为研究对象，发现企业金融化程度随着股东价值最大化观念的增强而加深。因此，他们认为公司治理理念的转变导致管理层更加注重投资金融资产来获取短期回报。

2．金融资产配置的动机及经济后果研究现状

现有研究表明，企业持有金融资产的动机一方面是出于“预防性储蓄动机”[3]192，[4]794，一方面是出于“利润逐利动机”[2]71，[15]，究其根本原因是出于“蓄水池”理论和“投资代替”理论。由于企业持有金融资产的动机不同，所以给企业所带来的经济后果也不同。

(1)“预防性储蓄动机”及经济后果。“蓄水池”理论指出，企业持有金融资产的目的是流动性储备，为了防止现金冲击导致的资金短缺对企业经营带来的不利影响。Stulz[5]8研究发现企业金融资产配置在生产经营活动中发挥着“蓄水池作用”，即基于预防储备的考虑，企业在资金充足时购买金融资产，在遭受负外部冲击时出售金融资产，以便获得更多的可支配资金，进而缓解外部财务困境的问题；Duchin等[4]794以发达国家为样本进行研究，发现企业持有金融资产的主要是出于预防性储蓄动机。当企业出于“蓄水池动机”配置金融资产时[3]192，在一定程度上降低了投资现金流的敏感性，为企业融资储备了资金，降低企业的杠杆率[16]，缓解企业融资压力，实现再融资，进而增加企业对实体经济的投资[17]。

“蓄水池动机”反映了非金融企业增加金融资产持有比例对实体企业的生产经营产生的正向作用。然而，“蓄水池”理论所解释的企业持有金融的动机与我国经济情况不完全一样。根据该理论，企业在面临现金不确定和未来风险不确定的情况下，基于长期价值的考虑，会增加实体投资以提高未来主业业绩，进而需要大量的资金进行实体投资。因此，企业基于“蓄水池动机”，会持有较高水平的金融资产从而获得更多的可支配的资金，进而促进实体经济的发展，即企业金融资产配置对企业未来投资具有“蓄水池”效应。

(2)“利润逐利动机”及经济后果。投资替代理论认为，企业持有金融资产的动机出于逐利动机，当金融资产投资回报率高于实体经济时，企业会降低对实体经济的投资意愿，转而以金融资产代替投资，即金融资产会对实体投资产生“挤出”效应[2]71，金融资产的收益错配也会极大压抑企业投资固定资产的动力[15]32，从而抑制实体企业进行长期投入行为。当企业基于代理观配置金融资产行为所导致的“挤出”效应，不仅没有起到缓解融资约束的作用，而且加大了企业的融资难度，增加了企业所面临的财务风险[18]，抑制了企业的经营性投资，阻碍了企业价值增值[19]，最终导致市场扭曲、经济结构失衡[20]，进而引起中国宏观经济产生波动[7]19。

投资替代理论认为企业持有金融资产对实体企业的生产经营产生负面效应。根据我国经济现状，研究发现当企业面对经济形势变化时，企业持有金融资产并未扮演“蓄水池”角色缓解企业面临的未来不确定因素[6]125，相反的“投资替代”效应更为凸显[3]192，[21]，即企业金融资产配置行为会对实体经济投资产生“挤出效应”。

(二)市场化改革速度与金融资产配置研究现状

随着中国市场化改革的不断深化，不同地区、不同行业的财政压力和经济水平也存在显著的差异，因此，市场化改革速度的快慢将会对企业投资行为产生不同的影响。从市场化改革与金融资产配置静态角度，现有文献主要集中在市场化改革与自由现金流的分析方面。杨兴全等[22-23]发现随着市场化进程的推进，能够抑制多元化公司产生的代理冲突而提高内部资本市场的资本配置效率，从而进一步降低公司持有现金水平；随后又发现市场化程度对自由现金流的过度投资有抑制作用。从市场化改革与金融资产配置动态角度，现有文献主要集中在市场化进程与现金调整速度的分析上。何青等[24]研究表明市场化程度越高，现金持有的调整速度越快，且从市场化进程的动态角度来看，市场化程度提高的越快，现金持有调整速度也越快。钟海燕等[25]立足国有企业市场化改革的制度背景，发现市场化改革进程越快，国有企业现金持有的调整速度越快。

(三)现有研究不足

通过对企业金融资产配置的影响因素、动机和经济后果等三个方面的文献进行梳理后发现，学者们对于企业金融资产配置行为的动机尚未达成一致观点，鲜有文献将金融资产作为一个整体分析制度因素变迁对企业金融资产配置的影响，鲜有文献从动态的角度探索市场化改革速度与企业金融资产配置之间的关系。因此，本文从市场化改革速度动态的角度研究其与金融资产配置之间的相关性，并考虑其在产权性质、地区和行业方面的异质性特征，具有一定的创新性。

(四)研究假设

1．市场化改革速度与企业金融资产配置

现阶段，我国市场化改革已进入深水区，各地区市场化程度失衡，中西部大部分地区市场化改革程度还有待提高。为了优化经济结构、缩小地区差距，我国不断加快市场化改革进程。在经济转型攻关期，市场化改革速度对企业金融资产配置具有双重效应。一方面，在经济转轨初期，随着市场化改革速度的提高，为企业提供了更多的投资机会，各种金融产品层出不穷，其投资回报率高于实体经济投资，在代理理论下，股东为了实现自身权益最大化，管理层出于可高价行权的自利动机而过度追求短期利润最大化[12]844，[14]5，导致非金融企业可能更愿意推迟直接投资，并出于投机动机持有具有更高预期实际收益的金融资产，以获得高于业主投资的收益[9]76，[26]。因此，市场化改革速度的加快在经济转轨初期会提高企业金融资产配置水平。另一方面，当市场化改革速度达到某一临界值时，随着市场化改革速度的不断提高，使得各方面的制度环境得以完善，市场竞争环境更加公平，促进了经济发展和结构转型，提高了全要素生产率，进而为企业提供了更多的投资回报率相对较高的实体投资机会。Baumol[27]认为，良好的制度可以促进企业家更倾向于将资源配置到生产经营性活动中，因此，企业基于战略性长期发展的考虑，会抑制短期逐利动机，减少不利于企业长期价值增长的短期投资，转而将投资重心逐渐转移到实体经济投资，最终会对企业金融资产配置产生抑制作用。基于以上分析，本文提出假设H1。

H1：市场化改革速度与企业金融资产配置呈倒U型关系。

2．市场化改革速度对企业金融资产配置影响的地区差异性

随着我国经济进入转轨攻关期，市场化改革速度不断提高，但由于地理位置、历史原因和国家政策等因素，导致各地区改革速度存在差异，地区间的经济差距也在不断的扩大。市场化改革对地区经济发展的影响存在门槛效应，能够促进东部地区经济以更快速度发展，而对中西部地区的带动作用较弱甚至不显著[28]。一方面，随着市场化改革速度提高东部地区经济发展迅速，出现更多的投资机会，金融资产投资相比于实体经济投资具有回报率高、投资期限短、资金利用率高等特点，管理层在短期内出于逐利动机，会降低对实体经济的投资意愿，提高对金融资产的投资意愿，因此，处于东部地区的企业，随着市场化改革的加快，受逐利动机驱使从事金融资产投资现象更为普遍；另一方面，为了促进实体经济发展，国家加快市场化改革速度，当市场化改革速度到达某一临界值时，市场经济蓬勃发展，全要素生产率逐渐提高，经济结构不断转型，企业可以通过开展生产经营性活动获得更高的收益。此外，处于东部地区的企业应对改革速度引起的市场需求、产业结构变化、制度环境变更的能力更强[21]146，因此，随着市场化改革速度的不断提高，处于东部地区的企业基于长期价值增长的考虑会抑制企业逐利行为，将更多的资金流向实体经济。

相反，对于中西部地区而言，普遍存在制度环境差、经济不发达、投机机会少的问题，致使市场机制的调节作用弱化，企业成长机制扭曲，导致企业正常的生产经营性活动无法得到有效的支持[29]，反而面临更高的风险和不确定性，从而使得企业投资行为受到限制。此外，市场化改革对经济发展具有门槛效应，对经济越发达的东部地区的带动作用越显著，反而对经济不发达的中西部带动作用较弱[28]39。因此，在同一时期，市场化改革速度不同会导致企业投资行为存在较大的差异。基于以上分析，本文提出假设H2。

H2：市场化改革速度与企业金融资产配置的倒U型关系在东部地区更为显著。

3．市场化改革速度对企业金融资产配置影响的产权异质性

在中国的特殊制度背景下，企业产权性质的不同会对企业投资行为产生重大影响，由于不同产权性质的公司获得政府政治资源的能力存在显著的差异性，因此会影响到企业金融资产的配置行为。与非国有企业相比，国有企业的“经济人”和“政治人”的双重角色形成了其经营目标“二重性”，不仅追求利润最大化，而且还追求宏观经济调控、协调虚拟和实体经济等宏观目标[30]，在市场化改革速度提高的过程中，其“经济人”和“政治人”双重属性不断地进行博弈而此消彼长。一方面，企业的国有产权性质不仅有助于提高企业的资源获取能力，而且在政策方面具有先天优势，可以依靠政府获得更多的投资机会和资金支持；另一方面，国有企业的委托代理问题更加严重，管理者基于自利动机更容易出现“短视”行为过度追求短期利润最大化[6]116，[12]844，[14]5，同时，与实体经济投资相比，金融资产投资具有期限短、收益高的特点，因此，管理者可能会推迟期限较长的直接投资，因而导致创新投资动力匮乏、固定资产投资意愿降低，转而投向高投资回报率的金融资产。市场化改革速度的加快虽然为企业提供了大量的投资机会，降低了政府的控制，但是在经济转轨初期，国有企业改革领域普遍存在市场化程度不够、竞争中性原则落实不到位等问题，导致国有企业生产效率和创新效率低下，不利于国有经济增长[31]，因此，在经济转轨初期，随着市场化改革速度的提高，国有企业管理者“经济人”角色相对占主导地位，所以在短期内会出于“逐利动机”增加对金融资产的持有。然而，随着国家市场化改革速度的不断加快，与非国有企业相比，国有企业肩负着国家自主创新的重任，承担着发展实体经济的责任，当市场化改革速度不断提高时，为了稳定经济发展，国有企业“政治人”角色在改革中占主导地位并充当传递工具来实施宏观调控政策[30]34，协调虚拟和实体经济。在市场化改革速度不断提高的过程中，很多具有公共品性质的社会福利无法由市场提供，需要由国有企业履行这方面的公共职能[30]33。此外，市场化改革速度的提高，使得市场经济自由度较高，行业准入门槛较低，竞争环境较公平，从而引导企业将资源配置到生产经营性活动中创造利润，减少短期投资行为，从而降低对金融资产的持有水平。

相反，对于非国有企业而言，随着市场化改革速度的提高，政府对市场的干预程度逐渐减少，市场竞争环境日益激烈，其发展动力和研发压力也会随之增强，企业会将更多的精力和财力转移到研发活动[32]和实体投资，以期提高自身市场竞争力。因此，非国有企业出于自身利益最大化和长远的发展来看，虽然也会持有金融资产，但是因市场化改革速度变化引起金融资产配置先升后降的效应并不是很显著。基于以上分析，本文提出假设H3。

假设H3：市场化改革速度与企业金融资产配置的倒U型关系在国有企业中更为显著。

4．市场化改革速度对企业金融资产配置影响的行业异质性

市场化改革速度对企业金融资产配置除了存在区域性差异和产权异质性，也存在行业异质性。技术密集型企业行业属性决定其投资偏好于研发投入，当外部环境发生变化时，将会表现出更强的敏感性[32]33。市场化改革速度的加快，降低了政府对企业的干预，为企业营造了更加公平的竞争环境，增强了企业的研发压力和研发动力，为了在激烈的行业竞争中存活下来，必须进行研发创新以提高自身竞争力。因此，技术密集型企业为了长期生存下去会增加研发投入，其通过持有金融资产提高短期利润的动机较小[33]。相对于非技术密集型企业，随着市场化改革速度的加快，拥有更多的投资机会，且其研发投入规模相对较小，因此，会将更多的资金进行短期投资，所以当金融资产收益率较高时，非技术密集型企业出于短期套利的可能，会增加对金融资产的持有比例来增加短期利润[33]34。但当市场化改革速度到达某一临界值时，为实体经济的转轨提供了良好的市场环境，实体投资回报率逐渐提高，非技术密集型企业为了在激烈竞争的环境中生存下来，会抑制“逐利动机”转而将更多的资金用于固定资产等长期投资，从而扩大企业自身发展规模，提高企业市场竞争力[33]34，因此，非技术密集型企业基于长期发展的考虑，会增加实体经济投资减少金融资产投资。基于以上分析，本文提出假设H4。

假设H4：市场化改革速度与企业金融资产配置的倒U型关系在非技术密集型行业中更为显著。

三、研究设计

(一)样本选择与数据来源

本文市场化改革速度的计算是以市场化进程指数为基础，市场化进程指数数据来自于Wind数据库，以2008年为基数，计算得到2009—2016年的市场化改革速度数据。本文的其他数据来源于国泰安数据库，并以沪、深A股上市企业2009—2016年非平衡面板数据为样本，剔除了房地产和金融行业公司，剔除了ST、PT公司，剔除了部分财务数据缺失的公司，并对所有连续变量进行1%和99%分位上进行winsorize缩尾处理。最终，得到16465个有效观测值，使用stata15进行处理。

(二)变量定义

1．金融资产的衡量

已有文献关于金融资产的衡量各有不同，现有研究根据金融资产是否包括长期股权投资区分为广义的金融资产和狭义的金融资产[3]186，[15]35，[16]158。本文借鉴Penman-Nissim[34]提出的财务分析框架，将金融资产从资产负债表中剥离出来，同时结合会计准则的界定，将金融资产定义为货币资金、交易性金融资产、可供出售金融资产、持有至到期投资、长期股权投资和投资性房地产。在进行回归分析时用金融资产占总资产的比重来衡量企业金融资产配置水平[6]120。

2．关于市场化改革速度的衡量

市场化改革速度的计算以市场化进程指数为基础，数据来源于Wind数据库，参照Banalieva等[35]和林慧婷等[32]30做法，具体定义为

MSPEEDi,j=Actualspeedi,j/Fasterestspeedi,j

其中，Actualspeedi,j是指i年j省份的实际市场化改革速度，计算方法为(i年j省份的市场化指数-基期j省份的市场化指数)/第i年到基期的跨越的年度；Fasterestspeedi,j是指j省份可能达到的最快市场化改革速度，计算方法为(市场化指数的最大值-j省份基期市场化指数)/1。本文以2008年为基期，且市场化指数评分标准的最大值为10，最小值为0，按照以上说明进行取值。

3．控制变量

本文参考安磊等[33]34和彭俞超等[21]144的做法，主要控制了财务特征变量和公司治理变量，其中财务特征变量包括固定资产投资(FA)、有形资产投资(TANG)、现金流量(CFLOW)、盈利能力(PRO)、成长性(GROWTH)、公司规模(SIZE)、融资成本(FCOST)、资本结构(LEV)以及成长机会(TQ)；而治理特征变量则包括股权集中度(FS)、董事会规模(BDS)、独立董事比例(IND)、两职合一情况(CIP)以及产权性质(SOE)。同时，还控制了行业固定效应(Industry)和年份固定效应(Year)。各主要变量具体含义如表1所示。

表1变量定义

(三)模型设计

本文在安磊等[33]35建立的模型基础上加入宏观层面的解释变量市场化改革速度(MSPEED)，并引入市场化改革速度的二次项(MSPEED2)，对假设H1、假设H2和假设H3进行检验。在模型(1)中，为了降低被解释变量与解释变量之间因双向因果而产生的内生性问题，参考安磊等[33]35的做法，将所有解释变量均作滞后一期处理。为了控制年度和行业固定效应，加入了年度和行业的哑变量。采用混合回归来估计模型，为了避免序列相关和异方差等问题的干扰，标准误差进行了公司层面的cluster处理。

在模型(1)中，若MSPEED的二次项α2系数显著为负时，表明市场化改革速度与企业金融资产配置呈倒U型关系，证明假设H1成立。对于假设H2和H3，通过分样本分别进行回归分析。按照企业注册省份所处的地区，将研究样本分为东部地区和中西部地区两个子样本；按照企业产权性质，将研究样本分为国有企业和非国有企业两个子样本，分别对模型进行回归分析，通过比较两个子样本的MSPEED的二次项系数是否存在显著性差异，对假设H2和H3进行验证。

对于假设H4，本文同样使用分样本进行回归分析。本文参考安磊等[33]35研究，并结合证监会2012年行业分类准则，将医药制造业、计算机、通信和其他电子设备制造业、仪器仪表制造业、铁路、船舶、航空航天和其它运输设备制造业等四类行业划分为技术密集型行业，其他行业划分为非技术密集型企业。因此，将研究样本分为技术密集型行业和非技术密集型行业两个子样本，分别对模型进行回归分析，通过比较两个子样本的MSPEED的二次项系数是否存在显著性差异，对假设H4进行验证。

+α6PROi,t-1+α7GROWTHi,t-1+α8SIZEi,t-1+α9FCOSTi,t-1+α10LEVi,t-1+α11TQi,t-1

+α12FSi,t-1+α13BDSi,t-1+α14INDi,t-1+α15CIPi,t-1+α16SOEi,t-1+Year+Indusrty+εi,t

(1)

(四)描述性统计

表2为主要变量的描述性统计结果。实体企业配置金融资产(FIN)的均值为0.268，最大值为0.803，最小值为0.030，标准差为0.173，表明在不同的企业金融资产的持有水平存在显著的差异，分布比较分散。市场化改革速度(MSPEED)均值为0.072，最大值为0.244，最小值为-0.038，标准差为0.059，表明各个省份不同年度的市场化改革速度存在较大的差异，为检验本文地区差异化提供了客观条件。固定资产投资(FA)的均值为0.236，小于金融资产投资均值(0.236<0.268)，说明现阶段我国实体企业对固定资产等实体投资逐渐减少，金融资产持有比例处于上升趋势。此外，将所有变量与企业金融资产配置进行了Pearson相关系数检验，结果显示，市场化改革速度与企业金融资产配置之间的相关系数为0.101，且在1%水平下显著为正，为市场化改革速度与企业金融资产配置存在相关性提供了初步的证据。

表2描述性统计

四、实证结果分析

(一)市场化改革速度与企业金融资产配置

表3列示了市场化改革速度与企业金融资产配置的回归结果。表3中第一列表明在未控制年度和行业哑变量情况下市场化改革速度与企业持有金融资产比例之间的关系，第二列表明在控制年度和行业哑变量情况下的二者之间的关系。根据第二列可知，市场化改革速度二次项系数(MSPEED2)为-1.138，且在1%的水平下均显著为负，表明市场化改革速度与企业金融资产配置呈倒U型关系，即随着市场化改革速度的加快，企业会增加对金融资产的持有，超过某一临界值时则会出现相反的结果。此外，通过第二列计算，当市场化改革速度=0.295/(2×1.138)=0.1296时，企业金融资产的持有量达到最大，随着市场化改革速度的不断提高，企业逐渐恢复对实体经济的投资，会减少对金融资产的配置。在保持其它变量不变的前提下，当市场化改革速度(MSPEED)由均值0.072上升到0.1296时，企业金融资产持有比例由0.15%上升到0.19%，增长率为26.67%；当市场化改革速度(MSPEED)到达拐点0.1296时，市场化改革速度每提高1%，企业金融资产持有比例下降比率为0.28%。目前，我国市场化改革速度的平均水平为0.072，远远低于市场化改革速度的临界值，市场化改革速度在上升期间非金融企业持有金融资产的比例在逐渐上升，这与我国实体经济投资低迷，金融资产投资发展迅速的现状相一致。因此，在经济转轨攻关期，市场化改革速度还未达到临界值，在这期间企业会增加对金融资产的持有比例；当市场化改革速度到达临界值时，企业会随着市场化改革速度的提高而降低金融资产持有水平。综合以上分析，验证了假设H1，即市场化改革速度与企业金融资产配置呈倒U型关系。

表3市场化改革速度与企业金融资产配置

注：括号中为z值，*、**、***分别表示10%、5%、1%显著性水平，所有检验的标准误差均经过企业层面的(cluster)调整

(二)不同地区下市场化改革速度对企业金融资产配置的检验

表4为不同地区下市场化改革速度对企业金融资产配置的检验。由回归结果可知，在东部地区，市场化改革速度的二次项系数为-1.385，且在1%水平下显著为负，表明在经济转轨攻关期，东部地区的企业随着市场化改革速度的提高在短期内会出于逐利动机增加对金融资产的持有比例，但当改革速度到达某一临界值时，国家各项助推实体经济发展的措施得以完善，东部地区的企业会更快的受惠于市场化改革带来的好处，更快的响应国家着力发展实体经济的号召，从而促进实体经济的发展。在东部子样本中，市场化改革速度均值为0.0954，与临界值差距较小，因此，提高市场化改革速度对企业金融资产配置的影响更快。

而对于在中西部地区而言，市场化改革速度的二次项系数为2.300，与东部地区系数符号相反，且未通过显著性检验。由于各地区的地理位置、国家政策存在显著性差异，导致各地区的发展速度不同步，中西部地区的市场化改革速度的均值(0.02918)远远低于东部地区(0.0954)，同时也缺乏投资机会和投资渠道。这也从侧面反映了经济越发达，市场化改革效应越明显，经济越落后，市场化的作用反而越微弱。基于以上分析，验证了假设H2，即市场化改革速度与企业金融资产配置的倒U型关系在东部地区更为显著。

表4不同地区下市场化改革速度对企业金融资产配置的检验

注：括号中为z值，*、**、***分别表示10%、5%、1%显著性水平，所有检验的标准误差均经过企业层面的(cluster)调整

(三)不同产权性质下市场化改革速度对企业金融资产配置的检验

表5为不同产权性质下市场化改革速度对企业金融资产配置的检验。由回归结果可知，在国有企业中，市场化改革速度二次系数为-1.259，在5%水平下显著为负；在非国有企业中，市场化改革速度二次项系数为-0.628，且不显著。这表明市场化改革速度与企业金融资产配置的倒U型关系在国有企业中更为显著。

国有企业的“经济人”和“政治人”的双重属性决定了其经营目标的“二重性”。一方面，由于国有企业存在更为严重的委托代理问题，管理者作为“经济人”更容易出于“短视”投资高收益的金融资产以追求短期业绩；另一方面，国有企业肩负着发展实体经济、振兴实体经济的重任，在市场化改革速度不断提高的过程中，国有企业“政治人”角色在改革中占主导地位，会抑制“逐利动机”并减少金融资产配置水平，促进实体经济发展。基于以上分析，验证了假设H3，即市场化改革速度与企业金融资产配置的倒U型关系在国有企业中更为显著。

表5不同产权性质下市场化改革速度对企业金融资产配置的检验

注：括号中为z值，*、**、***分别表示10%、5%、1%显著性水平，所有检验的标准误差均经过企业层面的(cluster)调整

(四)不同行业下市场化改革速度对企业金融资产配置的检验

表6为不同行业类型下市场化改革速度对企业金融资产配置的检验。由回归结果可知，在非技术密集型行业中，市场化改革速度二次项系数为-1.162，且在1%水平下显著为负，而在技术密集型行业中，市场化改革速度二次项系数为-1.159，且未通过显著性检验。这表明市场化改革速度对技术密集型企业的金融资产配置行为影响较弱，对非技术密集型企业的金融资产配置行为影响较强，即市场化改革速度与企业金融资产配置的倒U型关系在非技术密集型企业中更为显著。

表6不同行业下市场化改革速度对企业金融资产的检验

注：括号中为z值，*、**、***分别表示10%、5%、1%显著性水平，所有检验的标准误差均经过企业层面的(cluster)调整

五、稳健性检验

(一)内生性检验

在基准模型中，本文增加了一些控制变量，并将所有解释变量和控制变量滞后一期，同时控制了年份、行业和公司层面，尽可能的减少遗漏解释变量可能带来的内生性问题。出于稳健性考虑，将市场化改革速度指数滞后二期作为工具变量，采用两阶段最小二乘法对模型重新进行回归，结果如表7所示，得到与前文一致的结果。

表7内生性问题进一步处理的回归结果

注：括号中为z值，*、**、***分别表示10%、5%、1%显著性水平，所有检验的标准误差均经过企业层面的(cluster)调整

(二)对金融资产的衡量指标进行替换

为了验证本文结论的稳健性，对金融资产的衡量指标进行替换，采用狭义的金融资产作为辅助衡量指标(不包括长期股权投资)，作为代理变量重新代入模型进行回归，结果如表8所示。根据表8显示的回归结果仍与前文保持一致。

表8替换企业金融资产变量的回归结果

注：括号中为z值，*、**、***分别表示10%、5%、1%显著性水平，所有检验的标准误差均经过企业层面的(cluster)调整

(三)对市场化改革速度指标重新进行计算

本文参照Banalieva等[35]1362定义的MSPEED2i,j=Actualspeedi,j/Steadspeedi,j，其中Actualspeedi,j计算方法与前文一致，Steadspeedi,j=(市场化指数的最大值-j省份基期市场化指数)/(2016—2008)(1)本文研究的期间是2009—2016年，但在计算市场化改革速度时是以2008为基期开始计算，而2016—2008指的是研究年份的间隔，在这个期间内j省份可能达到的稳定的市场化改革速度，即将市场化指数所能达到的最大指数与j省份基期(2008)市场化指数的差值在所研究年份中进行平均，以此来衡量j省份可能达到的稳定的市场化改革速度。。将计算后的指数重新代入模型进行检验，结果如表9所示。根据表9，可以看出回归结果仍与前文保持一致，再次证明了本文结论的稳健性。

表9对市场化改革速度重新计算的回归结果

注：括号中为z值，*、**、***分别表示10%、5%、1%显著性水平，所有检验的标准误差均经过企业层面的(cluster)调整

六、作用机制检验

基于以上研究证明市场化改革速度与企业金融资产配置呈倒U型关系，但是企业对于金融资产配置的动机是否出于“逐利”动机还是“蓄水池”动机，尚需进一步检验。此外，企业在一定时间内，资金的有限性必然导致金融资产投资与实体经济投资此消彼长，那么市场化改革速度与实体经济投资的关系是否为正U型，还有待进一步验证。

(一)市场化改革速度与企业实体经济投资

为了再一次验证市场化改革速度与企业金融资产配置呈现倒U型，本文引入实体经济投资，参照杜勇等[6]126将实体经济投资(CapitalInv)定义为(固定资产+在建工程+工程物资)/总资产，并建立模型(2)。模型(2)是为了验证市场化改革速度与实体经济投资之间的关系，若β2>0，且显著为正，说明市场化改革速度与实体经济投资呈现正U型关系。

+β6PROi,t-1+β7GROWTHi,t-1+β8SZIEi,t-1+β9FCOSTi,t-1+β10LEVi,t-1

+β11TQi,t-1+β12FSi,t-1+β13BDSi,t-1+β14INDi,t-1+β15CIPi,t-1+β16SOEi,t-1

+Year+Industry+εi,t

(2)

表10检验了市场化改革速度与企业实体经济投资之间关系。表10中第一列显示在未控制年度和行业哑变量情况下的市场化改革速度与企业实体经济投资之间的关系，第二列显示为控制年度和行业哑变量情况下的二者之间的关系。根据回归结果第二列可知，市场化改革速度二次项系数(MSPEED2)为0.892，且在1%的水平下均显著为正，表明市场化改革速度与企业实体经济投资呈正U型关系，即随着市场化改革速度的加快，促进了金融产品的产生，且金融产品投资回报率高于实体投资。因此，在短期内企业会减少对实体经济的投资，但超过某一临界值时则企业会逐渐将投资重心转移到实体经济。根据表10第(2)可以计算出，市场化改革速度临界值=0.234/(2×0.892)=0.1312，与持有金融资产临界值0.1296，相差不大，可以反映出实体经济投资对制度变迁冲击的反应具有一定的滞后性，而金融资产投资对制度变迁冲击的反应相对敏感。

表10市场化改革速度与企业实体经济投资

注：括号中为z值，*、**、***分别表示10%、5%、1%显著性水平，所有检验的标准误差均经过企业层面的(cluster)调整

(二)“蓄水池”效应检验

若企业金融资产配置行为是出于“蓄水池”动机，那么企业持有金融资产会缓解未来投资不足，即金融资产投资对实体经济投资存在“蓄水池效应”。本文为了验证“蓄水池效应”是否存在，本文借鉴Richardson[36]的模型来估计企业投资不足程度，具体如下。

Invi,t=θ0+θ1Invi,t-1+θ2Growthi,t-1+θ3Levi,t-1+θ4Cashi,t-1+θ5Agei,t-1+θ6Sizei,t-1

+θ7Reti,t-1+Year+Industry+εi,t

(3)

其中，Inv=(购建固定资产、无形资产和其他长期资产支付的现金+取得子公司及其他营业单位支付的现金净额-处置固定资产、无形资产和其他长期资产收回的现金净额-处置子公司及其他营业单位收到的现金净额)/ 总资产；Growth为主营业务收入增长率；Lev为资产负债率；Cash=现金及现金等价物/总资产；Age为企业上市年限；Size=总资产的自然对数；Ret为考虑现金红利再投资的年个回报率。

通过对模型(3)进行回归，得到残差e，用来表示企业非效率水平。若e<0，表示企业投资不足；若e>0，表示企业投资过度。本文参照杜勇等[6]125做法进行检验：构建拟变量，按照残差大小进行排序，将观测值小于1/4分位数的样本取值为1，代表投资不足，其余为0。同时，构建模型(4)。若λ1<0，且显著为负，说明企业出于“蓄水池”动机配置金融资产能有效缓解未来投资不足；反之，λ1系数显著为正，则说明企业金融资产配置行为会加剧未来投资不足。

Invi,t=λ0+λ1FINi,t-1+λ2FAi,t-1+λ3TANGi,t-1+λ4CFLOWi,t-1+λ5PROi,t-1+λ6GROWTHi,t-1

+λ7SIZEi,t-1+λ8FCOSTi,t-1+λ9LEVi,t-1+λ10TQi,t-1+λ11FSi,t-1+λ12BDSi,t-1+λ13INDi,t-1

+λ14CIPi,t-1+λ15SOEi,t-1+Year+Industry+εi,t

(4)

本文采用Logit回归验证了企业未来投资与金融资产配置之间是否存在“蓄水池效应”，回归结果见表11。表11中第(1)列显示未控制年度和行业哑变量情况下的企业未来投资不足与金融资产配置之间的关系，第二列显示为控制年度和行业哑变量情况下的二者之间的关系。根据回归结果第(2)列可知，金融资产(FIN)的回归系数为1.012，且在1%水平下显著为正，说明企业随着金融资产配置的增加会加剧企业未来投资不足的现状，即金融资产投资会对未来投资不足未产生“蓄水池效应”。回归结果第(3)和第(4)列是按前文市场化改革速度与企业金融配置之间的倒U型关系计算出的临界点进行分组回归。表中第(3)列金融资产(FIN)的回归系数为1.056，在1%水平下显著为正，说明了随着市场化改革速度的加快，企业金融资产配置行为不但没有缓解未来投资不足，反而加剧了这种现状。第(4)列金融资产系数(FIN)的回归系数为1.752，在5%水平下显著为正，表明当市场化改革速度达到某一临界值时，企业金融资产配置行为随着市场化改革速度的提高能稍微缓解未来投资不足。因此，回归结果没有足够的证据证明企业配置金融资产是出于“蓄水池动机”，从而有效的缓解实体企业为了投资不足，相反在一定程度上反映加剧了实体企业未来投资不足。综上所述，随着市场化改革速度的提高，没有足够的证据显示企业金融资产配置行为是出于“蓄水池动机”[6]125。

表11企业未来投资不足与金融资产配置

注：括号中为z值，*、**、***分别表示10%、5%、1%显著性水平，所有检验的标准误差均经过企业层面的(cluster)调整

(三)“挤出”效应检验

若企业金融资产配置行为是出于“逐利”动机，那么企业会追求短期利润，会增加对金融资产的配置，减少实体经济投资，即金融资产投资对实体经济投资存在“挤出效应”。为了验证“挤出效应”机制是否存在，本文建立模型(5)。若μ1<0，且显著为负，说明实体经济投资与金融资产之间呈现负相关关系，即金融资产投资对实体经济投资存在“挤出”效应，这也从侧面反映出，在经济转轨攻关期，企业配置金融资产的行为是出于“逐利动机”。

CapitalInvi,t=μ0+μ1FINi,t-1+μ2FAi,t-1+μ3TANGi,t-1+μ4CFLOWi,t-1+μ5PROi,t-1

+μ6GROWTHi,t-1+μ7SIZEi,t-1+μ8FCOSTi,t-1+μ9LEVi,t-1+μ10TQi,t-1+μ11FSi,t-1

+μ12BDSi,t-1+μ13INDi,t-1+μ14CIPi,t-1+μ15SOEi,t-1+Year+Industry+εi,t

(5)

表12验证了企业金融资产配置与实体经济投资之间是否存在“挤出效应”。表12中第(1)列显示未控制年度和行业哑变量情况下的企业实体经济投资与金融资产配置之间的关系，第二列显示为控制年度和行业哑变量情况下的二者之间的关系。根据回归结果第(2)列可知，金融资产(FIN)的回归系数为-0.100，且在1%水平下显著为负，说明企业随着金融资产配置的增加会减少实体经济的投资，即金融资产投资会对实体经济投资产生“挤出效应”。回归结果第(3)和第(4)列是按前文市场化改革速度与企业金融配置之间的倒U型关系计算出的临界点进行分组回归，表中第(3)列金融资产(FIN)的回归系数为-0.100，其绝对值大于第(4)列金融资产(FIN)的回归系数-0.089的绝对值，表明随着市场化改革速度的加快，企业的“逐利动机”逐渐降低。这也反映出在经济转轨攻关期，企业金融资产配置行为是出于“逐利动机”，但其“逐利动机”随着市场化改革速度的提高而降低。

表12企业实体经济投资与金融资产配置

注：括号中为z值，*、**、***分别表示10%、5%、1%显著性水平，所有检验的标准误差均经过企业层面的(cluster)调整

七、结论与启示

本文采用Wind数据库发布的中国各省份市场化指数，利用沪深两市A股非金融上市公司2009—2016年数据，实证检验了市场化改革速度对企业金融资产配置行为的影响。研究结果表明：市场化改革速度与企业金融资产配置呈倒U型关系。不同产权性质、地区和行业的企业的金融资产配置行为受市场化改革速度的敏感程度存在较大差异。研究发现，我国东部地区、国有企业和非技术密集型行业对市场化改革速度的变化更为敏感，即市场化改革速度与企业金融资产的倒U型关系更为显著。进一步研究作用机制发现，在经济转轨攻关期，企业配置金融资产主要是出于“逐利动机”，即随着市场化改革速度的提高，企业出于“逐利动机”会增加对金融资产的配置，但当市场化改革速度到达某一临界值时，企业的“逐利动机”会随着改革速度的提高而降低。

为了改善我国实体经济投资环境恶化、投资机会减少、投资回报率下降等现象，国家加快市场化改革速度，完善各种环境制度，为实体经济提供良好的发展平台，但企业适应外部市场需求变化、产业结构变迁和制度环境变更尚需一定的时间，企业经营目标主要是为了实现利润最大化，所以在达到市场化改革速度临界点之前，大多数企业会循序渐进，不会盲目投资未知回报率的实体经济，而是选择利润可观的金融资产；当市场化改革速度到达临界点时，各项制度基本完善，营商环境更加公平，实体投资回报率也逐渐上升，因此，市场化改革速度的提高会使企业基于长期发展抑制短期“逐利动机”，减少企业金融资产配置，引导金融资产投资回归实体经济投资。

本文的研究结论对我国推进市场化改革具有一定的借鉴作用。首先，我国市场化改革速度存在地域差异，在进行改革时要因地制宜，明确各个地区的改革任务，加快推进市场化改革进程，优化改革速度；其次，产权制度在我国长期存在，要加快对国有企业的改革速度，降低政府的干预程度，发挥国有企业的职能，大力发展实体经济；再次，政府要对处于不同行业的企业实行不同的改革政策，加快市场化改革速度到达临界值的速度，提高实体经济投资的回报率，真正扶持有需要的行业；最后，要抑制我国经济“脱实向虚”的现象，不仅要引导企业合理配置金融资产，提高金融资产的功能属性，还要加快市场化改革速度，使金融资产配置动机由“逐利动机”向“蓄水池动机”转换，从而更好的缓解未来投资不足、引导金融资产投资更好的为实体经济服务，促进经济的可持续发展。