上市公司应该购买理财产品吗？——基于实体投资效率的视角

郑志刚 张浩 黄继承 赵锡军

（1.中国人民大学财政金融学院，北京 100872；2.中国财政金融政策研究中心，北京 100872）

一、引言

2012年12月19日，证监会发布《上市公司监管指引第2号——上市公司募集资金管理和使用的监管要求》，其中第七条规定上市公司可对暂时闲置的募集资金进行现金管理。据Wind公开数据统计，从2011年开始，购买理财产品的上市公司数量及其购买理财产品的规模均呈现快速增长的势头。表1统计了2011—2017年我国A股所有非金融上市公司的主要非现金金融资产，结果表明理财产品在金融资产结构中所占比重越来越大。

表1 非金融上市公司的非现金金融资产结构(2011—2017年)

对于我国上市公司盛行的“理财之风”，实务界和理论界不乏质疑之声。公众普遍担心，通过公开发行股票筹集资金的上市公司不投资特定项目，而去购买理财产品，有违中小股东的投资初衷；一些专业媒体评论则担心，上市公司购买理财产品将降低社会资金的利用效率，加剧金融体系的“资金空转”。那么，形式上看似合规的上市公司购买理财产品这种金融投资方式和现金管理活动在多大程度上是合理的？它对通过公开发行股票募集公众资金来从事投资活动的上市公司最初设定的投资特定实体项目的资金流向究竟会产生什么样的影响？而这些影响具体又来自企业投资活动实施过程中的哪些环节和层面？

利用2011—2017年我国A股非金融上市公司购买理财产品的相关数据，本文试图在提供我国上市公司购买理财产品经济后果的相关经验证据的基础上，对上市公司购买理财产品的行为进行政策评估。本文的研究表明，上市公司购买理财产品会降低其实体投资效率，这一效率损失来自管理层的投机套利动机、公司内部代理冲突和公司所面临的现金流约束三个层面。

本文主要从以下四方面构成相关领域文献新的贡献。第一，在对上市公司购买理财产品影响实体投资效率提供经验证据的基础上，完成了对上市公司购买理财产品行为的政策评估，对公众和媒体关注的上市公司购买理财产品现象进行了学理思考和系统回应，丰富了对当前中国实体经济“脱实向虚”现象的理解(褚剑和胡诗阳，2020)[17]。第二，在提供上市公司购买理财产品降低实体投资效率的基本证据的基础上，进一步探讨了实体投资效率损失的作用机制和分类，构成了投资效率相关文献的重要补充和扩展。第三，构成经济金融化相关研究的重要补充和扩展。传统上，经济“金融化”更多属于基于货币数量统计特征开展的宏观经济学研究领域的范畴。虽然基于宏观层面的分析是一种十分广泛和流行的金融化研究视角，但“其优点与其缺点一样明显，那就是难以提供扎实的证据”(闫海洲和陈百助，2018)[28]。本文从上市公司购买理财产品这一独特的微观视角出发，为经济金融化提供了扎实的微观证据。第四，不仅如此，由于经济金融化的复杂性，基于金融资产整体的讨论只能把握整体趋势，而不能捕捉到企业行为异质性因素(Orhangazi，2008)[9]。例如，大多数研究以企业持有的各类金融资产总额占总资产的比重或企业金融渠道利润占营业利润的比值作为衡量金融化程度的指标(Demir，2009；杜勇等，2017；胡诗阳等，2019)[4][18][20]，但上述指标无法兼顾企业持有金融资产在理财产品、交易性金融资产、衍生金融资产等方面的差异。本文针对理财产品的研究则考虑到了上市公司金融资产的异质性，并且突出了理财产品在金融资产结构中日益重要的地位。

二、文献回顾与假设发展

对于实体企业金融化对实体投资的影响这一问题，现有文献存在两种截然不同的观点。一种观点认为金融化对实体投资具有“挤出效应(crowding-out effects)”，而另一种则认为金融化对实体投资具有“蓄水池效应(reservoir effects)”。Orhangazi(2008)[9]认为金融化会显著降低实体投资率，并将此过程称为金融化的挤出效应，国内外的大量研究也都印证了挤出效应的存在(Demir， 2009；Seo et al.，2012；张成思和张步昙，2016)[4][12][31]。一般来说，“挤出效应”是指由于企业资源的有限性，金融投资与实体投资实际上是一种替代关系，即在资源总量一定的情况下，如果企业将更多资源用于短期的金融投资，那么用于长期不可逆的实体投资的资金将减少(杜勇等，2017)[18]，从而对实体经济产生“挤出效应”，即实体经济部门参与金融投资活动增加，更多的资金将从实体经济被“抽取”到金融部门(胡奕明等，2017)[21]。而“蓄水池效应”是指变现能力较强、调整成本较低的金融资产(杜勇等，2017)[18]能够发挥降低财务困境成本(Stulz，1996)[13]、改善企业资产负债表(张成思和张步昙，2016)[31]、降低融资约束(杜勇等，2017)[18]、优化资源配置(Theurillat et al.，2010)[14]等作用，从而增加实业投资。

实体企业金融化为什么会对实体投资产生“挤出效应”或“蓄水池效应”？杜勇等(2017)[18]从代理问题和战略动机两个角度讨论了实体企业配置金融资产的微观机理。一方面，基于代理冲突的视角，无论经理人与股东之间代理冲突引发的第一类代理问题还是大股东隧道挖掘中小股东引发的第二类代理问题，都可能诱发实体企业的投机套利偏好，增加金融资产配置，使企业陷入“配置金融资产——获取收益——配置金融资产”的循环。此时金融化对实体投资的影响表现为“挤出效应”。另一方面，从战略动机的视角，企业配置具有较强变现能力的金融资产是规避未来不确定性的“前瞻性策略”。如果在未来遭受现金流冲击而导致主业投资不足，企业可以将金融资产变现获得投资资金或者将金融投资收益投资于主业，从而降低企业面临的融资约束，缓解投资不足的问题，达到平滑或稳定投资的目的。在这种情况下，金融化对实体投资的影响表现为“蓄水池效应”。另外，王红建等(2017)[26]、胡奕明等 (2017)[21]、闫海洲和陈百助(2018)[28]也是从配置金融资产的动机的角度来解释金融化对实体投资的挤出效应或蓄水池效应。可以看到，虽然现有研究对于“挤出效应”和“蓄水池效应”的成因有不同的表述，但从本质上来说都归因于公司管理层配置金融资产的两种动机：基于代理问题的投机套利动机和基于公司战略的资金储备动机。购买理财产品已经成为非金融企业金融化的重要内容和表现形式(褚剑和胡诗阳，2020)[17]，关于购买理财产品对于实体投资影响的分析，与上述金融化对实体投资影响的分析是一致的。因此，如果上市公司购买理财产品是出于投机套利动机，则购买理财产品对实体投资具有“挤出效应”；如果上市公司购买理财产品是出于资金储备动机，则购买理财产品对实体投资具有“蓄水池效应”。

上市公司购买理财产品对其实体投资的“挤出效应”或“蓄水池效应”将直接体现为实体投资效率的变化。公司所面临的投资机会是决定公司是否投资以及投资多少的关键。上市公司购买理财产品对其实体投资的影响表现为挤出效应，意味着公司管理层没有把握住良好的投资机会，“该投资的时候没有投资”，实体投资效率下降；反之，上市公司购买理财产品对其实体投资的影响表现为蓄水池效应，意味着公司管理层通过购买理财产品实现了对投资机会的更精准把握，实体投资效率上升。

基于以上讨论，围绕上市公司购买理财产品对实体投资效率的影响，本文提出如下竞争性假设：

H1a：上市公司购买理财产品会降低其实体投资 效率。

H1b：上市公司购买理财产品会提高其实体投资 效率。

后文对假设1的实证检验结果表明，上市公司购买理财产品会降低其实体投资效率。在此基础上，本文进一步考察购买理财产品行为导致实体投资效率损失的具体原因。

杜勇等(2017)[18]研究表明，公司管理层配置金融资产所产生的挤出效应出于基于代理问题的投机套利动机。本文研究所关注的上市公司购买理财产品现象无疑同样构成上市公司投机套利动机的外在诱因和直接表现。而投机套利动机的实现，很大程度又与公司内部的代理冲突脱不了干系(王红建等，2017；闫海洲和陈百助，2018)[26][28]。不仅如此，现金流约束也是构成购买理财产品降低实体投资效率的重要因素。Myers and Majluf(1984)[8]在优序融资理论指出，公司在为投资机会融资时，将优先考虑内源融资，而内源融资主要来源于公司内部自然形成的现金流。现金流因而构成内源融资的基础，代表了公司可支配资金的丰裕程度(付文林和赵永辉，2014)[19]。不难理解，在现金流不足的情况下，如果公司受投机套利动机和代理冲突的驱使购买理财产品，其实体投资效率的下降会表现得更加严重。因此，本文进一步将购买理财产品所造成的实体投资效率损失从以下三方面进行分解：投机套利动机、公司代理冲突和现金流约束。

首先，上市公司购买理财产品所造成的实体投资效率损失可能来自投机套利动机。张成思和张步昙(2016)[31]的研究表明，如果企业的固定资产收益与风险确定，那么金融资产收益越高、相对风险越低，企业的固定资产投资会越少；而金融化会导致企业更加依赖金融渠道获利，从而进一步减少固定资产投资。王红建等(2017)[26]更加明确地把实体企业投资金融资产理解为一种市场套利行为。较高的理财收益一方面促使实体企业放弃或减少回报周期长、收益不确定性高的实体投资；另一方面购买理财产品所产生的较高收益导致企业更加依赖购买理财产品获利，反过来进一步降低实体投资的意愿、意识或能力，最终促使企业更加关注短期利益。两方面因素的综合导致企业的实体投资被挤出，实体投资效率下降。

购买理财产品对实体投资的影响不仅与收益本身有关，也与理财的期限有关。从资金占用的角度来看，购买的理财产品的期限越长，上市公司参与购买理财产品的年数越多，则购买理财产品对资金的占用越大，导致管理层不能在良好的投资机会出现时及时把握住投资机会从而投资被挤出的可能性越大；而从理财动机来看，对于从事实体经营的上市公司，管理层不去从事实业经营，而认购期限较长的理财产品或者连续多年购买理财产品，显然看上去更加“不务正业”，而认购期限较短的理财产品或仅在个别年度购买理财产品则很可能是一种短期内缺乏良好投资机会、为了提高资金使用效率的现金管理行为。基于以上对于理财的收益率和期限的分析，在来自投机套利动机的效率损失层面，本文提出以下待检验假设：

H2：在理财产品的相对收益更高，上市公司购买理财产品的期限更长，以及连续多年购买理财产品的情况下，上市公司购买理财产品所造成的实体投资效率损失更为严重。

其次，上市公司购买理财产品所造成的实体投资效率损失也可能来自公司代理冲突。在信息不对称下，一个公司治理结构并不完善，不仅会导致对拥有金融资产配置自由裁量权的管理者缺乏有效监督，同时缺乏有效的激励机制使管理层激励相容，此时管理层有很强的动机谋求私人收益(杜勇等，2017)[18]。例如，在缺乏有效的激励机制设计的上市公司，管理者的薪酬水平通常与公司的短期绩效挂钩，而不是通过股权激励与公司的长远发展挂钩。在股东片面追求短期投资回报的压力下，购买理财产品对管理层来说不啻是显著增加短期利益而无需对未来长期风险做出预见和控制的“理性”选择。在一些激励机制扭曲的企业中，对金融投资业绩甚至存在“重奖轻罚”的现象。管理者将会因为获得较高的金融投资收益而获得奖励，却没有因为金融投资亏损而受到相应的惩罚，而是简单将金融投资亏损归咎于市场风险(徐经长和曾雪云，2010)[27]。上述扭曲的激励机制诱发了代理冲突下上市公司包括购买理财产品在内的金融投资行为。相较于投资实体来说，购买理财产品的投资不仅难度低，而且耗费的精力和时间成本小。代理冲突下的管理者在权衡利弊后大概率会选择“偷懒”地购买理财产品，而放弃实体投资。

除此之外，在那些大股东和中小股东之间的代理冲突引发的第二类代理问题较为严重的公司，大股东还存在利用实际控制权通过配置金融资产获取短期利益的能力和动机(杜勇等，2017)[18]。从La Porta et al.(1999)[10]开始，大股东与中小股东之间的代理冲突引发的第二类代理问题引起了理论界与实务界的关注。出于上述追求短期回报和投机套利的动机，大股东并不情愿支持上市公司从事投资周期长、失败风险大的实体投资，而会选择鼓励上市公司进行购买理财产品等期限短见效快的金融投资。因而，具有收益相对较高、回收周期短、投资风险低、管理难度小等“优良属性”的理财产品对存在较为严重代理冲突的上市公司管理层来说具有一定的吸引力。这些公司出于投机套利的动机购买理财产品，而理财产品的上述“优良属性”又反过来诱发上市公司频繁购买理财产品。最终使这些公司陷入“购买理财产品——实体投资被挤出——获得理财产品高的回报——加大理财产品的投资——进一步挤出实体经济”的循环中，加剧实体投资效率下降。基于以上分析，从代理冲突视角出发，本文提出如下假设：

H3：无论是第一类代理问题还是第二类代理问题，上市公司的代理冲突更严重时，上市公司购买理财产品造成的实体投资效率损失更为严重。

最后，本文分析来自现金流约束的实体投资效率损失。所谓自由现金流，是指企业在投资了所有净现值为正的项目后剩余的现金流(Jensen，1986)[7]。现有文献主要从信息问题和代理问题两个角度研究了投资决策与自由现金流之间的关系。信息问题会增加市场摩擦从而导致自由现金流较少的企业的投资不足和对自身经营现金流的高度依赖(Alti，2003)[1]。因而，从资金供给的角度看，在自由现金流较少的情况下，上市公司受投机套利动机或代理冲突驱使购买理财产品会使上市公司在面临好的投资机会时缺乏足够的资金来投入。从资金需求的角度来看，在上市公司的资金需求较大的情况下，购买理财产品将提高使上市企业陷入资金困境的可能性。基于以上分析，从现金流约束这一视角出发，本文提出如下假设：

H4：在上市公司的自由现金流较少，外部融资需求较大的情况下，上市公司购买理财产品所造成的实体投资效率损失更为严重。

三、研究设计

(一)样本选取与数据来源

本文研究样本为2011—2017年沪深两市A股所有上市公司的年度数据，并按照以下原则进行样本筛选：(1)剔除在样本期间内曾被特殊处理(包括ST、*ST、PT、暂停上市、退市整理和终止上市)的上市公司；(2)剔除金融类的上市公司；(3)剔除相关数据缺失的上市公司。最终，本文共得到14119个公司-年度样本。研究中所用的上市公司购买理财产品数据来自于Wind数据库上市公司购买理财产品统计，财务数据和公司治理数据来自CSMAR数据库。为了克服极端值的影响，本文对模型中所使用的连续变量进行了1%和99%分位的缩尾处理。

(二)主要变量定义

1.上市公司购买理财产品

本文用两个变量来度量上市公司购买理财产品的情况：(1)是否购买理财产品(Purchase)。该变量为虚拟变量，若上市公司当年购买了理财产品，则Purchase为1，否则为0；(2)购买理财产品的金额(Amount)。本文用营业收入对该变量进行了标准化。

2.实体投资支出(Invest)

借鉴陈信元等(2014)[16]，本文用购建固定资产、无形资产和其他长期资产所支付的现金与处置固定资产、无形资产和其他长期资产收回的现金净额的差额来度量上市公司实体投资支出(Invest)。

3.投资机会(Q)

本文采用上市公司的托宾Q值作为投资机会的代理 变量。

(三)计量模型设定

1.购买理财产品对实体投资效率的影响

表2 变量定义

为刻画上市公司的实体投资效率，本文借鉴Chen et al.(2011)[3]、喻坤等(2014)[30]，构建以下投资-投资机会敏感度模型：

连续型变量Qt和lnInvestt+1在取对数(lnQt和lnInvestt+1)后，模型(1)中估计系数α^1表示投资支出变动对投资机会变动的弹性，构成所谓的投资-投资机会敏感度，可以解释为“上市公司面临的投资机会每增加(减少)1%，其投资水平增加(减少)的百分比”，这与投资效率原本的经济含义相契合，投资-投资机会敏感度在以往文献中(Chen et al.，2011；Wurgler，2000；陈信元等，2014；喻坤等，2014)[3][15][16][30]也多数用来衡量投资效率。

在构建好基础模型之后，本文进一步通过在模型(1)中引入投资机会和理财变量的交乘项来分析上市公司购买理财产品对投资-投资机会敏感度的影响：

2.实体投资效率损失的来源

如模型(3)所示，本文在模型(2)的基础上引入相关调节变量(Moderatort)，以考察相关调节变量对购买理财产品所造成的实体投资效率损失的影响。

具体地，投机套利动机方面，本文引入的相关调节变量(Moderatort)分别为表示理财产品相对收益的高低的虚拟变量High_yield、表示所购买理财产品的期限长短的虚拟变量Long_term和样本期间内购买理财产品的年数Years。其中，对于High_yield这一变量的构建，首先根据上市公司购买理财产品的明细计算出每个年度理财产品的按照理财规模进行加权平均的预计最低收益率，记为Yieldt(t=2011,2012,…,2017)；然后，计算出理财产品的最低收益率与当年上市公司i的总资产收益率ROA的相对值即Relativeit=(Yieldt-ROAit)；最后，生成虚拟变量High_yieldit用来表示理财产品的相对收益高低。如果上市公司i第t年的Relativeit大于行业年度中位数，则认为理财产品的相对收益较高，记High_yieldit=1，否则记High_yieldit=0。对于Long_term这一变量的构建，首先计算出每个上市公司在样本期间内购买的理财产品按照购买理财产品的规模进行加权的平均期限，然后根据中位数把所有上市公司分为两组，平均期限大于中位数的一组Long_term=1，平均期限小于中位数的一组Long_term=0。

公司代理冲突方面，本文引入的相关调节变量(Moderatort)分别为表示上市公司的第一类代理问题和第二类代理问题的严重程度的虚拟变量Agency1和Agency2。借鉴罗进辉(2012)[24]、叶康涛和刘行(2014)[29]、姜付秀等(2017)[22]等的研究，本文用总资产周转率度量股东与管理层之间的第一类代理问题，用大股东占款度量大股东与中小股东之间的第二类代理问题。如果上市公司的总资产周转率小于行业年度中位数，则认为第一类代理问题严重，记Agency1=1，否则记Agency1=0；如果上市公司的大股东占款(用其他应收款/总资产来衡量)大于行业年度中位数，则认为第二类代理问题严重，记Agency2=1，否则记Agency2=0。

现金流约束方面，本文引入的相关调节变量(Moderatort)分别为表示上市公司自由现金流多少的虚拟变量Full_cf和表示上市公司外部融资需求大小的虚拟变量High_dmd。如果上市公司的自由现金流(用自由现金流量/营业收入来衡量)大于行业年度中位数，则认为自由现金流较多，记Full_cf=1；否则记Full_cf=0。借鉴Durnev and Kim(2005)[5]的做法，本文用企业的实际增长率减去可持续增长率表示企业的外部融资需求。其中，实际增长率是(期末总资产余额-期初总资产余额)/期初总资产余额即总资产增长率，可持续增长率为ROEt/(1-ROEt)。如果上市公司的外部融资需求大于行业年度中位数，则认为外部融资需求较大，记High_dmd=1；否则认为外部融资需求较小，记High_dmd=0。

在模型(1)～(3)中，参考以往文献(陈信元等，2014；喻坤等，2014)[16][30]，均控制了以下刻画公司特征的变量：公司规模(Asset)，营业收入(Revenue)，自由现金流量(Freecash)，杠杆率(Leverage)，现金持有量(Cash)，总资产周转率(Turnover)，大股东占款(Occup)，是否融资(Finance)，最终控制人性质(State)，公司年龄(Age)，公司是否发生亏损(Loss)。另外，Giroud and Mueller (2010)[6]、刘慧龙等(2012)[23]认为公司治理因素会影响到公司的投资决策，因此模型控制了包括第一大股东持股比例(Top1)、前十大股东持股比例(Top10)、董事长是否兼任总经理(Duality)、董事会独立性(Indep)和董事会规模(Boardsize)等公司治理变量。此外，模型还控制了年份(Year)、行业(Industry)和地区(Zone)固定效应。变量的定义和具体含义如表2所示。

表3 主要变量的描述性统计

四、实证分析与结果

(一)描述性统计

表3是对主要变量的描述性统计结果。2011—2017年间上市公司购买理财产品是一种相对普遍的现象，在14119个样本中，购买理财产品的样本占比18%。上市公司购买理财产品不仅相对普遍，而且购买额度也较大，年度购买金额与营业收入比值的均值高达10%。其他变量的统计结果与以往文献基本保持一致，在此不再详述。

(二)购买理财产品对实体投资效率的影响

表4报告了购买理财产品对投资-投资机会敏感度的影响。前三列报告模型(1)的回归结果。其中，第1列报告了全样本的回归结果。可以看到，lnQ的回归系数在1%水平下显著为正，表明上市公司的投资机会每增加1个百分点，实体投资支出将增加0.186个百分点。投资-投资机会敏感度显著为正，符合预期，这进一步说明了本文模型设置的合理性。然而，在上市公司购买了理财产品和没有购买理财产品的情形下，投资-投资机会敏感度存在显著差异。具体来说，第2、3列分别报告了在样本期间内购买过理财产品和没有购买过理财产品的相关分组回归结果。可以看到，虽然两组的lnQ的回归系数均显著为正，但购买过理财产品的一组的系数小于没有购买过理财产品的一组，用费舍尔组合检验方法对两组系数差异进行检验，结果显示经验p值为0.056，表明两组的系数差异是显著的。因而，购买过理财产品的上市公司的投资-投资机会敏感度更小。在第1列全样本回归的基础上，表4的第4、5列进一步将购买理财产品相关变量引入到模型中，并与lnQ构成交乘项。结果显示，投资机会与购买理财产品变量交乘项的系数即lnQ×Purchase和lnQ×Amount的回归系数均显著为负，表明购买理财产品相关变量的引入削弱了实体投资水平对投资机会的正向反应，上市公司购买理财产品显著降低了上市公司的投资-投资机会敏感度，即显著降低了上市公司的实体投资效率。假设1a成立。

表4 购买理财产品降低实体投资效率

(三)实体投资效率损失的分解

1.来自投机套利动机的效率损失

本文用分组回归和引入三项交乘项两种方式对假设2进行检验1，回归结果如表5所示。第1、2列的分组回归结果表明，当理财产品的相对收益更高(即High_yield=1)时，购买理财产品对实体投资效率的负面影响更为显著；第3、4列的回归结果表明，对于购买的理财产品的期限更长的一组来说，购买理财产品造成的实体投资效率损失更为显著；第5、6列的分组回归结果表明，对于购买理财产品年数超过两年的一组来说，购买理财产品降低实体投资效率的效应更加显著。费舍尔组合检验结果表明，分组回归的系数差异均显著。进一步地，表5 第7～9列考察了相关调节变量对于购买理财产品降低实体投资效率的影响，可以看到，lnQ×Amount×High_yield、lnQ×Amount×Long_term和lnQ×Amount×Years三个三项交乘项的回归系数均显著为负，表明较高的理财产品相对收益、较长的理财产品期限和多年购买理财产品强化了购买理财产品造成的实体投资效率损失。假设2成立。

2.来自公司代理冲突的效率损失

表6报告了来自公司代理冲突的效率损失的检验结果。第1、2列的分组回归结果表明，第一类代理冲突更为严重的上市公司购买理财产品所造成的实体投资效率损失更为显著；第3、4列的分组回归结果表明，当第二类代理问题更为严重时，购买理财产品造成的实体投资效率损失更为显著。费舍尔组合检验结果表明，分组回归的系数差异均显著。进一步，将表示第一类代理冲突严重程度的变量Agency1引入到模型中，发现lnQ×Amount×Agency1的回归系数为负，但不显著。为增加结论的可信度，作为稳健性检验，将理财变量Amount替换为用期末现金余额标准化的理财产品金额(记为Amount2)，如第5列所示，lnQ×Amount2×Agency1显著为负。第6列则为将表示第二类代理冲突严重程度的变量Agency2引入到模型的回归结果，lnQ×Amount×Agency2的系数显著为负。因此，不管是股东与经理人之间的第一类代理问题还是大股东与中小股东之间的第二类代理问题，代理冲突越严重，购买理财产生的投资效率损失越严重。假设3成立。

表5 来自投机套利动机的实体投资效率损失

表6 来自公司代理冲突的实体投资效率损失

表7 来自现金流约束的实体投资效率损失

3.来自现金流约束的效率损失

表7考察了现金流约束对购买理财产品带来的实体投资效率下降的影响。第1、2列的分组回归结果表明，当上市公司的自由现金流相对短缺(即Full_cf=0)时，购买理财产品对实体投资效率的负面影响更为显著；第3、4列的回归结果表明，当上市公司的外部融资需求更大(即High_dmd=1)时，购买理财产品造成的实体投资效率损失更为显著。费舍尔组合检验结果表明，分组回归的系数差异均显著。第5、6列的引入三项交乘项的回归结果表明，lnQ×Amount×Full_cf的估计系数显著为正，lnQ×Amount×High_dmd的估计系数显著为负，表明相对短缺的自由现金流和较大的外部融资需求强化了购买理财产品造成的实体投资效率损失。假设4成立。

五、进一步讨论

(一)购买理财产品的资金来源

上市公司购买理财产品的资金来源既有自有资金，又有筹集资金。从现金流约束视角来看，现金流充裕的上市公司基于现金管理的需要更倾向于用自有资金购买理财产品，而现金流不足的上市公司则倾向于用筹集资金购买理财产品。从理财动机角度来看，相比用自有资金购买理财产品，用筹集资金购买理财产品看上去更加“不务正业”。上市公司从资本市场融得的资金本应投入实体经济，将筹集资金用于购买理财产品不符合广大中小投资者的根本利益。因而，本文预期，不同的资金来源意味着购买理财产品对于实体投资效率的影响是不同的。相比用自有资金购买理财产品来说，用筹集资金购买理财产品对实体投资效率的负面影响更为显著。

Wind数据库对上市公司每笔理财产品购买的资金来源进行了统计，据此可以判断上市公司每年用自有资金和筹集资金购买理财产品的情况。本文用经营业收入标准化的自有资金购买理财产品金额(Amount_own)和筹集资金购买理财产品金额(Amount_out)作为自有资金购买理财和筹集资金购买理财的代理变量。结果如表8 第1、2列所示，lnQ×Amount_out的回归系数显著为负，而lnQ×Amount_own的回归系数虽然为负但是不显著，并且系数的绝对值更小，表明用筹集资金购买理财产品对实体投资效率的负面影响更为严重。

表8 资金来源和是否近年内IPO 的影响

(二)是否近年内IPO

在我国早期公司上市实行审核制的制度背景下，盈利门槛的设置使得一些盈利稳定的企业由于容易满足上述要求而被允许上市，这些企业的自有资金本身就更为充足。而成功上市又为企业筹集了大量资金，并且IPO超募现象在我国资本市场广泛存在。因此，近年内刚完成IPO的上市公司的资金将更为充裕。基于前面围绕现金流的分析，本文猜想，相对于已上市三年以上的公司来说，近三年内IPO的公司购买理财产品对实体投资效率的负面影响较小。定义是否在近三年内上市的虚拟变量为IPO，如是，记IPO=1，否则记IPO=0。表8第3、4列的回归结果显示，相比于近三年内刚刚上市的公司来说，上市已超过三年的公司购买理财产品的实体投资效率损失更为严重。引入三项交乘项的回归结果同样证明了上述猜想。

(三)稳健性检验

1.改变投资变量的定义

一些文献也采用了如下投资变量定义：购建固定资产、无形资产和其他长期资产所支付的现金+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(吕长江和张海平，2011)[25]。在稳健性检查中，本文采用上述定义重新回归，回归结果(限于篇幅，未在正文中汇报，下同)与之前保持一致。

2.改变投资机会变量的定义

除了在正文中借鉴相关文献采用的投资机会的度量，本文注意到一些文献(喻坤等，2014)[30]鉴于资本市场存在定价偏差导致的股价信息的变化，采用拟合形成的反映公司基本面的托宾Q。本文同样借鉴上述文献，将上市公司的托宾Q对公司规模、净利润率、杠杆率以及所有权性质等基本面信息和年度以及行业虚拟变量进行回归得到托宾Q的拟合值FundQ，作为投资机会新的度量。除此之外，本文还借鉴Axel and Malika(2005)[2]，同时将并不受市场波动影响的会计绩效ROA作为另外一种投资机会的度量。在以FundQ和ROA作为投资机会新的度量的回归分析中，得到与之前一致的结论。

3.改变购买理财产品变量的定义

为了避免购买理财产品变量可能存在的变量度量误差问题，在稳健性检查中，新增加三个变量来度量上市公司购买理财产品的情况。一是上市公司当年购买理财产品的次数(进行对数处理)(Number)；二是用期末现金余额标准化的购买理财产品金额(Amount2)；三是用总资产标准化的购买理财产品金额(Amount3)。用上述三个购买理财产品新的度量重新回归，结果保持一致。

4.改变投资效率的度量方法

本文采用Richardson(2006)[11]计算投资效率的方法，先估算了公司正常的投资水平，然后将模型的残差绝对值作为投资效率的代理变量。结果发现，上市公司购买理财产品会降低投资效率，并且这种投资效率的降低表现为投资不足而非投资过度，与本文结论保持一致。

5.内生性问题的考虑

为了排除困扰计量分析的内生性问题对本文结论的影响，本文在实证分析中进行了以下工作：其一，在所有回归分析中，被解释变量均为下一期的投资水平，以在一定程度上缓解可能存在的同期相关问题；其二，重点关注的是lnQ×理财变量的估计系数，交互项的研究设计方法面临更少的遗漏变量和内生性问题；其三，为了解决可能存在的遗漏变量问题，本文换用固定效应模型重新开展回归分析，所得结论与之前结论保持一致；其四，为了解决可能存在的样本自选择问题，本文以上市公司是否购买理财产品(Purchase)为处理变量，按照公司规模(Asset)、营业收入(Revenue)、自由现金流量(Freecash)、现金持有量(Cash)、资产负债率(Leverage)、资产周转率(Turnover)、大股东占款(Occup)、第一大股东持股比例(Top1)、前十大股东持股比例(Top10)等公司特征分年度进行PSM配对，配对后的回归结果与之前保持一致；其五，为了解决可能存在的互为因果和遗漏变量的问题，本文选用除本上市公司之外，本年度同行业同省份其他上市公司的购买理财产品的水平作为Amount的工具变量，进行两阶段回归。两阶段回归的结果显示，在控制了内生性问题之后，本文结论依然成立。

六、总结

基于2011—2017年沪深两市A股非金融上市公司购买理财产品的相关数据，本文运用投资-投资机会敏感度模型分析了上市公司购买理财产品对其实体投资效率的影响。研究发现，上市公司购买理财产品显著降低了公司的投资-投资机会敏感度，造成了实体投资的投资效率损失。这一效率损失来自投机套利动机、公司代理冲突和现金流约束三个方面。

微观企业是宏观经济的“细胞”，购买理财产品对企业实体投资效率的负面影响必然引发宏观层面的资产配置效率下降，导致资本市场的实际资金使用效率大打折扣，加剧“脱实向虚”，放大金融风险。本文为上市公司购买理财产品对实体投资效率的影响提供了经验证据，完成了对上市公司购买理财产品的政策评估，因而从对实体投资效率影响的视角回答了上市公司是否应该购买理财产品的问题，并且为宏观部门的监管和微观企业的治理提供了丰富的政策含义。从宏观层面来说，理财产品市场应逐步打破刚性兑付，进一步细化上市公司购买理财产品的要求，引导资金合理流向理财产品市场；从微观层面来说，上市公司应进一步改善公司治理，着力解决公司内部的代理冲突，优化长期激励机制，使管理层的薪酬与公司的未来绩效密切相关，并且上市公司应选聘专业素质高和能力强的管理者，使公司做出的投资决策与公司面临的投资机会以及自身的资金状况相符，同时加大对投资决策不作为或失误的惩罚力度

注释

1.在本文的“效率损失的分解”部分，所有假设均通过分组回归和引入三项交乘项两种方式进行检验。并且，如前面的模型设定所述，在引入三项交乘项的模型中加入了所有的单项、两项交乘项和三项交乘项，由于篇幅所限，本文在回归结果中仅呈现部分关注项的回归系数。

2.根据Wind数据库统计的上市公司购买理财产品的明细数据，理财产品的期限存在大量的缺失。因而，在研究购买理财产品的期限的影响时，进入到相关回归的样本量较少。