资本市场开放与企业金融化-基于沪(深)港通交易制度的准自然实验

孙泽宇，孙 凡

1 西安交通大学 管理学院，西安 710049

2 西安交通大学 管理国家级实验教学示范中心，西安 710049

3 山西财经大学 会计学院，太原 030031

引言

2014 年开通运行的沪港通和2016 年开通运行的深港通交易制度打破了中国A 股市场长期对外封闭的局面，不仅允许境外投资者直接在香港联合交易所买卖约定范围内沪深两市A 股股票，而且逐步放宽交易限制并大幅提升交易额度，为国际投资者直接参与A 股市场提供了较大便利，是新时代背景下中国资本市场对外开放进程中的重大里程碑事件。

沪(深)港通交易制度自实施以来便引起学界广泛关注，已有研究集中探讨这两个交易制度在股票市场运行[1]和微观公司治理[2]两个层面导致的经济后果，但对于其在实体经济发展层面，特别是近年来尤为明显的实体经济“脱实向虚”现象中发挥的实际影响却鲜有涉及，这不仅阻碍了基于资本市场变革视角深刻揭示微观企业金融化之谜，也难以从更全面视角客观准确评估沪(深)港通交易制度的实施效果。因此，本研究从实体经济“脱实向虚”这一独特视角切入，利用沪(深)港通交易制度分批扩容构成的准自然实验情景，通过构建多时点双重差分模型，探讨中国资本市场对外开放举措在微观企业金融化层面产生的实际影响及其内在机理，以期有效构建资本市场开放与实体经济“脱实向虚”这两项重大经济事实之间的逻辑链条。

1 相关研究评述

1.1 企业金融化的影响因素

学界目前尚未就金融化这一概念的准确定义达成一致。借鉴张成思[3]的研究思路，本研究认为当前经济金融学领域关注的金融化问题主要包括宏观、中观和微观3 个层面。从宏观视角定义的金融化是指金融部门的产出和利润在国民经济各部门中所占比例上升的客观现象；从中观层面定义的金融化主要指资产或大宗商品通过增加流动性呈现的金融化特质；从微观层面定义的金融化主要基于微观企业金融化行为，表现为实体企业利润积累日益依赖金融渠道而非传统贸易和商品生产。本研究中的企业金融化是微观层面的金融化，即企业通过配置更多金融资产以从事金融投资方式获取超额收益，进而增加金融渠道获利占比的现象。

目前学界对于微观企业金融化的研究主要集中在动机、经济后果和影响因素3 个方面。关于动机，已有研究主要提出“蓄水池”理论和投资替代理论，“蓄水池”理论认为，由于金融资产具有易保值、变现快等特点，企业持有金融资产主要用于预防财务风险以及反哺主业发展[4]；投资替代理论认为，企业金融化主要目的是追求利润最大化，当金融投资收益率高于实体投资收益率时，理性决策者会以金融投资代替实体投资[5]。关于经济后果，已有研究大多从负面视角进行实证考察，SU et al.[6]发现金融化显著抑制了企业创新绩效。关于影响因素，已有研究主要从内部治理特征和外部政策制度环境等层面展开，刘伟等[7]发现机构投资者持股驱动了实体企业金融化，进而从企业内部治理层面考察金融化决策的影响因素；HUANG et al.[8]从经济政策不确定性视角研究其对企业金融化决策的影响，进而从外部政策环境视角探讨企业金融化行为的影响因素。

纵观现有企业金融化领域，特别是有关其影响因素的研究成果可以发现，目前不仅鲜有从资本市场制度变革层面解释企业金融化行为的相关研究，而且已有关于企业金融化影响因素的实证研究大都不同程度地受到内生性问题困扰。本研究借助实施沪(深)港通交易制度这一外生政策，通过构建多时点双重差分模型，研究资本市场开放对中国上市企业金融化决策的影响，不仅从方法上有效控制了内生性问题，也拓展了从资本市场变革层面探讨微观企业金融化动因的研究视角。

1.2 沪(深)港通交易制度的经济后果

由于沪(深)港通交易制度遵循分批扩容的实施原则，众多学者以这一政策为背景，使用双重差分模型研究其经济后果，主要集中于资本市场运行和上市企业治理两个层面。关于资本市场运行，沪(深)港通交易制度为中国内地股市吸引了大量较为成熟的国际机构投资者，其信息收集处理、市场交易行为都对股市各项运行指标产生深远影响。MA et al.[9]探讨沪港通交易制度对股市一体化发展的影响；ZHAO et al.[10]研究沪(深)港通交易制度对机构投资者羊群行为的作用；LI et al.[11]发现沪港通交易制度显著降低股价同步性。关于上市企业治理，境外机构投资者主要通过股价反馈机制和直接参与企业治理的途径影响标的企业的治理决策。陈运森等[12]发现实施沪港通有助于提升标的企业股利支付意愿和水平；戴鹏毅等[13]发现实施沪港通交易制度显著提升了标的企业全要素生产率；XIONG et al.[14]则发现实施沪港通交易制度显著降低了企业面临的诉讼风险。

纵观沪(深)港通交易制度在微观公司治理领域引发经济后果的研究成果，本研究认为至少存在两方面不足。首先，已有研究大都肯定了境外机构投资者利用其专业优势对标的企业具体治理决策产生的积极影响，却较少关注境外机构投资者可能对公司治理产生的消极影响。实际上，已有研究大都忽略了境外机构投资者市场交易行为通过分析师层面给标的企业带来的业绩压力可能对其治理决策造成的不利影响。本研究通过切入微观企业金融化视角，证实了这一理论预期，从而为政府部门、实务界和学界全面评估沪(深)港通交易制度实施后果提供增量证据。其次，已有关于实施沪(深)港通交易制度在微观公司治理领域经济后果的研究尚未涉及标的企业金融化决策，在这一交叉领域上存在一定的研究短板。

2 理论分析和研究假设

本研究认为经由沪(深)港通交易制度进入中国资本市场的境外机构投资者主要通过缓解融资约束和增加业绩压力的途径影响标的企业金融化决策。

首先，实施沪(深)港通交易制度有效缓解了标的企业面临的融资约束水平，夯实了企业金融化决策的资源基础，进而促进其金融化。长期以来，外资持股与否和比例高低均被视作企业具有高效治理和良好前景的一项重要标志[15]。实施沪(深)港通交易制度为标的企业吸引了大量境外机构投资者的长期持有，这向以银行等为代表的金融机构传递有关企业盈利能力和股票收益等方面的积极信号[16]，进而在一定程度上降低了企业获取外部融资的难度和成本，有效缓解了其面临的融资约束。同时，已有研究发现实施沪(深)港通交易制度促使标的企业购买更高质量的审计服务[17]并优化证券分析师的预测行为[18]，这均有助于改善标的企业信息环境，降低债权人债务回收风险，从而提升其获取外部资金的能力，以缓解其融资约束。有效改善融资约束，意味着上市企业可较为便捷地以较低成本(即利息)从外部债权人处获取更大规模财务资源支持，考虑到中国上市企业从事金融化决策主要是出于追逐超额收益之用而非基于“蓄水池”动机。因此，资本市场开放对标的企业融资约束程度的有效缓解不仅难以使管理层出于“蓄水池”动机考量适度弱化金融化决策，具体可表现为削减现有金融化投资规模或推迟乃至放弃新金融化投资项目，反而会为其借助金融化决策攫取日常经营难以获得的超额收益提供更加丰富的财务资源基础，进而在客观上通过夯实企业财务资源的途径强化企业金融化决策能力，从而导致企业利用外部低成本融资更多地从事金融化决策进而加剧企业金融化程度。同时，在这种情景下企业获取外部融资所需付出的成本与其从事金融投资获得的收益率之间的客观差距明显扩大，这会有效激发管理层通过金融化决策获取超额利润的主观意愿[19]，进而促进企业金融化。

其次，沪(深)港通交易制度强化了分析师针对标的企业的关注度，进而在客观上加剧了标的企业面临的业绩压力，促使管理层更倾向于以金融化投资及时满足外部业绩需求，最终加剧企业金融化程度。分析师作为资本市场的重要信息中介，在有效缓解上市企业内外部人之间信息不对称方面发挥关键作用[20]。有鉴于境外机构投资者在语言、文化和制度等方面对东道国资本市场均不甚熟悉，因此其投资决策在一定程度上依赖于东道国分析师群体发布的各类研报。已有研究发现，在实施沪(深)港通交易制度后，中国资本市场中广大卖方分析师出于吸引并获得境外投资者这一潜在客户群体的目的，在跨境投资配置需求的驱动下，会有针对性地强化对标的企业的跟踪关注和信息挖掘[21]。标的企业因此会获得更多分析师在一定时期内的集中关注，这在客观上强化了其面临的短期业绩压力[22]，管理层有较强动机进行有效应对。考虑到实体投资具有周期长、投资大和回报率低等客观缺陷，管理层应当更倾向于通过适度配置金融资产的途径灵活改善企业业绩，以满足外部业绩期待，进而更好地维持企业股价，并吸引经由沪(深)港通交易制度进入内地资本市场的境外机构投资者长期持股[23]，这同样会导致标的企业金融化程度的显著提升。本研究认为，管理层之所以在面临业绩压力时更倾向于从事金融化决策而非实体投资，主要有两方面原因：①从收益率角度，由于近年来实体经济发展面临供需失衡，导致部分实体企业增速放缓，甚至面临一定亏损[24]。与之相对的是，自2008 年全球金融危机以来中国金融业进入迅速扩张阶段，金融投资收益率与实体投资收益率之间差距呈逐年扩大之势[25]，从客观上导致管理层难以通过操控实体经营在短时间内改善企业业绩。②从时效性角度，实体投资具有较长回报周期且在经营过程中面临诸多不确定性，但金融投资大都委托专业金融机构进行，投资期限选择较为灵活，同时变现能力较强[26]，能够实现改善企业短期业绩[27]，应当更为管理层所青睐。因此，本研究认为资本市场开放导致的境外机构投资者通过强化针对标的企业的分析师关注进而有效增加其面临的业绩压力，最终驱动企业金融化行为。

根据以上分析，本研究提出假设：其他条件不变的情况下，资本市场开放促进标的企业金融化。

3 研究设计

3.1 样本选择和数据来源

本研究选取2007 年至2018 年沪深A 股上市企业作为研究样本，由于本研究计算企业金融化的部分指标是2007 年新版会计准则首次使用的，因此样本初始年份设定为2007 年；同时，由于本研究考察沪(深)港通交易制度的持续时间效应，因此样本截止年份为2018 年。按以下标准筛选样本：①剔除样本期内曾被移出沪(深)港通标的名单的企业；②剔除截至2018 年12 月31 日进入沪(深)港通标的名单尚不足6 个月的标的企业；③剔除金融、保险和房地产类上市企业；④剔除样本期内被ST、PT 和*ST 处理的企业；⑤剔除回归中涉及的变量存在缺失的样本。最终得到19 151 个企业- 年度观测值，本研究使用的数据均来自CSMAR 数据库。为控制异常值对回归结果造成的潜在影响，对所有连续变量进行上下1%的缩尾处理。

3.2 模型设定和变量定义

考虑到沪(深)港通交易制度具有分批扩容的特点，本研究参考BERTRAND et al.[28]的做法，构建多时点双重差分模型，即

(1) 被解释变量为企业金融化程度，借鉴杨松令等[29]的思路，本研究以金融资产持有比例测量企业从事金融投资活动的程度。参考宋军等[30]的做法，以金融资产在总资产中的占比测量企业金融化程度，并定义为Fin1，本研究中的企业金融资产包括交易性金融资产、衍生金融资产、可供出售金融资产、发放贷款及垫款、持有至到期投资净额、投资性房地产净额和货币资金共7 类。由于现代房地产越来越脱离实体经济部门而具有虚拟化特征，上市企业持有房地产的目的大都从原有的自用蜕变为谋取利益，因此本研究将房地产投资净额纳入企业金融资产。进一步地，已有研究发现企业金融化行为存在同群效应[31]，为控制不同行业之间金融化程度的差异，本研究对Fin1 进行行业年度中位数调整，得到对应的金融化指标Fin2。这两个金融化指标值越大表明企业当期金融化程度越高。

(2)解释变量，由于沪(深)港通交易制度并非单次外生冲击，而是由分批扩容所致的多次外生冲击。因此，本研究在多时点双重差分模型中设置核心虚拟变量，Lib为测量标的企业是否受沪(深)港通交易制度影响的虚拟变量，当标的企业进入沪(深)港通标的名单首年及以后各年取值为1，其余标的及非标的企业所处年份取值为0。为保证标的企业有足够时间充分受到沪(深)港通交易制度影响，本研究以6月为界限，并根据标的企业进入沪(深)港通标的名单具体月份确定其受政策影响的首年。当标的企业在6 月以后进入沪(深)港通标的名单时，以下一年作为其受政策影响的首年；当标的企业在6 月及以前月份进入沪(深)港通标的名单时，以当年作为其受政策影响的首年。本研究关注α1，若其显著为正，则本研究假设得到验证。

在控制变量方面，参考杜勇等[25]的做法，共选取10 个指标作为影响企业金融化程度的控制变量，具体定义见表1。对所有回归系数进行企业层面的聚类处理。

表1 变量定义Table 1 Definitions of Variables

4 实证结果和分析

4.1 描述性统计

表2 给出主要变量的描述性统计结果。Fin1 的均值为0.220，表明样本中上市企业平均配置了22%的金融资产，且其标准差较大，反映出各企业之间金融资产配置水平存在较大差异。Lib的均值为0.129，表明样本中平均有12.900%的企业进入沪(深)港通标的名单。其余控制变量与已有研究基本一致，不存在异常情况，具有较常见的统计分布特征。

表2 描述性统计结果Table 2 Results for Descriptive Statistics

4.2 基本回归结果

表3 给出(1)式的回归结果，分别采用Fin1 和Fin2 检验实施沪(深)港通交易制度对标的企业金融化决策产生的实际影响。由表3 可知，Lib的回归系数在5%及以上水平上显著为正，本研究假设得到验证，即实施沪(深)港通交易制度促进了标的企业金融化程度，表现为金融资产配置比例显著提升、金融投资收益占比显著增加。其余控制变量的回归结果与已有研究基本一致。表3 的回归结果还具有一定的经济意义，Lib与Fin1 的回归系数为0.012，表明相对于未受沪(深)港通交易制度影响的企业，标的企业平均多持有约5.455%的金融资产，这反映出沪(深)港通交易制度对于标的企业金融化决策不仅具有统计学上的显著影响，也产生了较可观的实际影响，表明本研究结论具有较强的现实意义。

表3 资本市场开放与企业金融化的回归结果Table 3 Regression Results for Capital Market Liberalization and Corporate Financialization

4.3 稳健性检验

为增强研究结果的稳健性，本研究分别从12 个方面进行稳健性检验，表4 给出其中主要的3 个稳健性检验结果。

4.3.1 平行趋势和时间效应

本研究在主回归中用Lib阐释标的企业受政策影响情况，但该变量的信息含量较为有限。因此，将该变量拆分，从政策实施前和实施后两个方面考虑。

首先，在政策实施前，理想的准自然实验要求未受沪(深)港通交易制度影响的企业(处理组)与受沪(深)港通交易制度影响的企业(控制组)在核心变量上具有相同趋势。换言之，在本研究中即为要求实施沪(深)港通交易制度前，标的与非标的样本在企业金融化指标上具有相同趋势，才能确保政策实施后的组间差异是由政策本身所致。为检验本研究设定是否满足平行趋势，补充定义Bef2 和Bef1 两个变量。当处理组企业在进入沪(深)港通标的名单前2年时，Bef2 取值为1，否则取值为0；当处理组企业在进入沪(深)港通标的名单前1 年时，Bef1 取值为1，否则取值为0。其次，在政策实施后，资本市场开放对企业金融化的促进作用是否具有持续效应尚不清楚。因此，本研究将Lib根据政策实施后4 年拆分为4 个虚拟变量Aft1、Aft2、Aft3、Aft4。若标的企业处于受政策影响的首年，Aft1 取值为1，否则取值为0。同理，按照第2 年、第3 年和第4 年定义其余3 个虚拟变量。本研究将前述6 个时间趋势变量一并代入(1)式进行回归，结果见表4 的A 栏，Bef2 和Bef1 的回归系数均不显著，表明本研究关注的资本市场开放在企业金融化层面导致的经济后果基本符合平行趋势假定，即政策实施前处理组与控制组在企业金融化程度上并未呈现出显著差异；而Aft1～Aft4 的回归系数均在10%及以上水平上显著为正，表明沪(深)港通交易制度导致的境外机构投资者对企业金融化的促进作用呈现出一定的时间效应。

4.3.2 考虑自选择问题

本研究存在一定程度的自选择问题，即金融化程度较高的上市企业更可能被选入沪(深)港通标的名单，这是由于金融化程度较高意味着上市企业财务盈余和股票流动性等均较好，更有可能成为优质股，而证监会在确定沪(深)港通标的名单时倾向于选择基本面较好的优质股票，以确保交易制度稳步实施。为缓解这一可能存在的自选择问题，本研究使用Heckman 两阶段方法，在第1 阶段构建上市企业是否被选为沪(深)港通标的的概率模型，并在第1 阶段回归中选取上市企业是否具有海外分部(DFn)作为工具变量，主要原因有：①证监会可能更倾向于选取具有海外分部的上市企业作为沪(深)港通标的，因为这类企业海外业务较多，且与国际投资者的联系也较为频繁，能够更加重视外资股东的声音和意见，这样对于切实落实沪(深)港通实施精神和原则均具有天然优势；②从理论上讲这一工具变量并不能对企业金融化决策产生直接影响，只能通过Lib间接影响，因此是一个较为理想的工具变量。具体地，先用DFn和控制变量一并对Lib进行Probit 概率回归，进而计算出逆米尔斯比指标(Imr)，再将Imr代入(1)式进行回归，结果见表4 的B 栏。DFn的回归系数在5%水平上显著为正，验证了前述理论预期，即具有海外分部的上市企业更容易进入沪(深)港通标的名单。在控制Imr的基础上，Lib的回归系数均在5%及以上水平上显著为正，表明在充分考虑并控制自选择问题后，本研究结果仍成立。而Imr的回归系数均在5%及以上水平上显著为正，表明本研究问题确实存在一定自选择问题，因此使用Heckman 两阶段方法是有必要的。

4.3.3 考虑2008 年全球金融危机和2015 年中国股灾的影响

由于本研究主回归使用的样本区间为2007 年至2018 年，恰巧包括2008 年金融危机和2015 年中国股灾这两个资本市场大幅震荡的特殊时期，为有效避免这两个外生事件对本研究结果可能造成的影响，本研究剔除2008 年和2015 年的样本，并在对所有连续变量进行上下1%缩尾的前提下，继续以新样本用(1)式进行回归，结果见表4 的C 栏。Lib的回归系数仍在10%及以上水平上显著为正，表明在排除金融危机和股灾导致的可能影响后，本研究结果稳健。

表4 稳健性检验结果Table 4 Robust Test Results

4.3.4 倾向得分匹配处理

沪(深)港通标的名单筛选并非遵循完全随机的原则，为避免处理组与控制组之间样本在资产规模、股票流动性和盈利能力等方面存在的系统性差异对研究结果可能造成的影响，本研究采用倾向得分匹配方法将控制组样本做进一步筛选，以减弱其与处理组样本的组间差异。本研究依据沪(深)港通分批扩容年份分批构建上市企业是否进入沪(深)港通标的名单的logit 概率模型，并借鉴DEFOND et al.[32]的做法，将(1)式中控制变量全部加入logit 回归中，以缓解本研究中影响企业金融化决策相关变量的组间差异。本研究使用的沪(深)港通交易制度构成多次政策冲击，将进入沪(深)港通标的名单首年相同的处理组样本视作一个处理组模块，由此构建2015 年至2018 年共4 个处理组模块，并使用相同logit 模型分批为其进行匹配处理。根据计算的倾向性得分并采用最近邻且无放回的方法进行一比一匹配，最终得到10 690 个企业- 年度观测值。经过以上处理后，组间差异检验结果表明，处理组与控制组样本在各控制变量上已无显著性差异。本研究继续使用(1)式对匹配样本进行回归，Lib的回归系数均在10%水平上显著为正，表明在控制处理组与控制组的组间差异的可能影响后，本研究结果仍成立。

4.3.5 替换企业金融化指标

考虑到目前学界针对企业金融资产概念和范畴存在一定争论，为更全面测量金融资产进而更好地刻画微观企业金融化程度，本研究参考主流研究的做法，重新构建3 个金融化指标，并将其代入(1)式作为被解释变量进行回归，以期缓解主要变量测量误差对研究结果可能造成的影响。①参考杜勇等[33]的做法，以交易性金融资产、买入返售金融资产净额、可供出售金融资产净额、发放贷款及垫款净额、持有至到期投资净额5 项之和除以期末总资产，构建第1 个企业金融化新指标Fin3；②参考胡奕明等[34]的做法，以货币资金、衍生金融资产、短期投资净额、交易性金融资产、应收利息净额、买入返售金融资产净额、可供出售金融资产净额、持有至到期投资净额、长期应收款净额、投资性房地产净额10 项之和减去公允价值变动收益后除以期末总资产，构建第2 个企业金融化新指标Fin4；③借鉴段军山等[35]的做法，以货币资金、交易性金融资产、可供出售金融资产净额、投资性房地产净额、持有至到期投资净额、应收股利净额、应收利息净额7 项之和除以期末总资产，构建第3 个企业金融化新指标Fin5。在以这3 个金融化新指标为被解释变量的回归中，Lib的回归系数均在1%水平上显著为正，该结果增强了本研究结果的可靠性。

4.3.6 安慰剂检验

为避免处理组与控制组企业在金融化指标之间的差异趋势对研究结果造成的干扰，采用安慰剂检验，将各批次沪(深)港通实施时间向前平推3 年，并据此生成关键解释变量Rli，采用(1)式进行回归，Rli的回归系数均不显著。这意味着本研究发现的处理组企业金融化程度显著高于控制组企业的研究结果确因沪(深)港通政策实施所致，而非组间差异趋势所致。本研究还进一步将沪(深)港通实施时间分别向前推2 年和1 年进行安慰剂检验，Rli的回归系数也均不显著。

4.3.7 改变模型形式

为缓解因模型设定对研究结果造成的影响，本研究参考CHAN et al.[36]的做法，重新设定(1)式，在保留Lib的基础上，加入用以区分处理组与控制组的虚拟变量Lis，并相应控制行业和年份固定效应，且对所有回归变量进行企业层面聚类处理。回归结果表明，Lib的回归系数均在1%水平上显著为正，进一步验证了前述假设。

4.3.8 调整样本范围

在主回归的样本筛选过程中，本研究一并剔除在样本期内曾被调出沪(深)港通标的名单的相关样本，但考虑到这一处理方式会导致一定程度的样本损失，同时也难以细致考察被调出标的企业是否以及如何受沪(深)港通交易制度的影响。因此，本研究重新进行数据筛选，保留在样本期内曾被调出沪(深)港通标的名单的所有标的企业，并重新定义Lib。具体的，若标的企业当期未被调出沪(深)港通标的名单取值为1，代表其受该项政策影响；若其当期被调出沪(深)港通标的名单则取值为0，代表其已不受该项政策影响。同时，仍以6 月为界限判断调入和调出年份，若标的企业在6 月以后进入或调出，则次年为其受或不受政策影响的首年；若标的企业在6 月及以前月份进入或调出，则当年为其受或不受政策影响的首年。回归结果表明，在新样本中Lib的回归系数均在5%及以上水平上显著为正，意味着数据筛选方式并未实质影响本研究结论。

4.3.9 改变聚类维度

主回归中所有变量回归系数的t值均只在企业层面进行聚类处理，考虑到残差项可能同时在企业和年份层面存在相关性。因此，本研究对(1)式中各变量t值进行企业和年份层面的双重聚类处理。回归结果表明，Lib的t值虽比表3 数据均有所减少，但仍均在10%及以上水平上显著为正，表明在考虑较为严格的残差之间相关性后，本研究结果仍成立。

4.3.10 增加高管层面控制变量

已有研究发现高管特征会深刻影响并塑造企业实际决策[37]，为此本研究在(1)式中补充控制反映高管特征的相关变量。考虑到中国上市企业重大事项决策权主要集中于董事长而非总经理，因此分别选取5 个指标测量董事长个人特质。①性别(Gen)，董事长为女性取值为1，为男性取值为0；②年龄(Age)，董事长实际年龄；③受教育程度(Edu)，董事长最高学历为中专及以下取值为1，为高中取值为2，为大专取值为3，为本科取值为4，为硕士取值为5，为博士取值为6；④海外经历(Ovs)，董事长具有海外经历取值为1，否则取值为0；⑤学术经历(Aca)，董事长具有学术经历取值为1，否则取值为0。在加入前述5 个控制变量后，Lib的回归系数均在5%及以上水平上显著为正，表明在控制董事长个人特征后，本研究结果仍成立。在董事长特征变量方面，其年龄对企业金融化程度产生显著影响，其余特征变量未表现出显著性。

4.3.11 仅限制造业上市企业

本研究还进一步将样本范围限定为制造业企业，即2012 版行业代码首位字母为C 的上市企业，样本量有所减少。回归结果表明，Lib的回归系数均在5%及以上水平上显著为正。

4.3.12 随机分配处理组

为进一步排除沪(深)港通交易制度与标的企业金融化决策之间关系可能受到的人为设定或遗漏变量问题，本研究按照将Lib取值为1 的样本个数为全样本随机赋值，这种分配方法既保证了随机指定的标的企业在全样本中所占比例与实际一致，又充分确保了随机性。把新生成的Lib用(1)式重新回归并计算其所得t值，将上述过程分别重复2 000 次、3 000次和4 000 次。这一检验的总体思路在于，若人为随机改变标的企业分布后，企业金融化水平未发生显著变化，表明本研究发现的资本市场开放对企业金融化决策的影响具有独特性，并非由遗漏变量或其他潜在因素影响。各次回归中Lib对应t值的统计指标表明，前述随机抽样分别形成的2 000、3 000 和4 000个t值基本分布在0 附近，且p值均未达到显著性水平。表明本研究发现的沪(深)港通交易制度对标的企业金融化决策的正向影响确为因果关系，而非随机结果所致。

4.4 影响机制检验

前文研究结果证实了资本市场开放对于标的企业金融化程度的促进作用，但并未就其影响机制进行检验，在此结合理论分析和实证检验，探讨资本市场开放导致的境外机构投资者实际影响标的企业金融化决策的具体路径和机制。本研究认为，资本市场开放导致的境外机构投资者主要通过缓解融资约束和增加业绩压力的途径促进标的企业金融化。首先，资本市场开放为标的企业引来了大量境外机构投资者持股，这会向外部债权人传递关于企业公司治理和前景方面的积极信号，有助于降低其获取外部融资的难度和成本，而融资约束环境的改善为标的企业将更多以低成本获取的外部资金适时投入到金融化决策中提供了有利条件，从而显著提升了其金融化水平。其次，实施沪(深)港通交易制度导致的大量境外机构投资者显著强化了针对分析师研报的需求，这意味着标的企业在一定时期内会受到更为密集的分析师关注，进而在客观上增加了管理层面临的业绩压力，强化了其通过金融投资满足业绩期待的内在动机，进而促使其将更多企业资源投入到金融化决策中，最终导致企业金融化程度提升。

(1)对于缓解融资约束这一路径，使用经典三步法进行考察。参考CAO et al.[38]的做法，以FC 指数测量企业面临的融资约束水平(Fc)，在三步法中，第1步即为前文中的主回归，主要考察资本市场开放对于标的企业金融化程度的影响；第2 步以Fc为被解释变量、以Lib为解释变量进行回归，目的在于考察资本市场开放对标的企业融资约束程度的影响；第3步同时以Lib和Fc对企业金融化指标进行回归，以考察Fc是否及如何发挥中介效应。表5 的A 栏给出按照这一思路的回归结果，Lib与Fc的回归系数在1%水平上显著为负，表明实施沪(深)港通交易制度显著降低了标的企业面临的融资约束。在(1)式右侧同时加入Lib和Fc时，二者均具有显著性，意味着融资约束在资本市场开放与企业金融化程度之间发挥部分中介效应，即资本市场开放通过缓解标的企业融资约束的途径促进其金融化。由于在计算FC指数过程中涉及的部分变量存在一定缺失值，因此表5 中A 栏对应的3 列回归中样本观测值均为13 167个，小于主回归使用的样本观测值。本研究参考崔志霞等[39]的做法，以股利支付率测量企业融资约束水平，相关结果也支持前述理论预期。

表5 影响机制检验结果Table 5 Influence Mechanism Test Results

(2)对于增加业绩压力这一路径，本研究借鉴已有研究做法[40]，以分析师关注程度作为中介变量，用以近似测量管理层在当期面临的外部业绩压力。具体地，以企业在当年受到分析师跟踪个数加1 后取自然对数定义业绩压力(Ana)，该指标取值越大上市企业面临的业绩压力越大。与前一条路径类似，同样使用经典三步法中介效应模型进行检验，结果见表5的B 栏，Lib与Ana的回归系数在1%水平上显著为正，表明实施沪(深)港通交易制度显著提升标的企业分析师关注程度，进而增加了其业绩压力。在(1)式右侧同时加入Lib和Ana时，二者均具有显著性，意味着业绩压力在资本市场开放与企业金融化程度之间发挥部分中介效应，即资本市场开放通过增加标的企业面临业绩压力途径促进其金融化。

5 进一步研究

5.1 截面分析

为进一步研究资本市场开放对标的企业金融化决策的促进作用在不同情景下存在的差异，本研究分别从微观层面的企业产权性质、中观层面的所处行业竞争度、宏观层面的所在地区市场化水平考察其对沪(深)港通交易制度与企业金融化之间关系的具体影响，以加深对境外机构投资者驱动标的企业金融化这一主要发现的理解和认知。表6 给出从微观层面分析的回归结果。

表6 截面分析结果Table 6 Sectional Analysis Results

(1)对于微观层面，产权性质是中国上市企业最为重要的一个特征，国有企业与非国有企业在经营目标和运作模式上都存在较大差异，因此采用(1)式对国有企业和非国有企业进行分组回归，其中国有企业观测值为7 264，非国有企业观测值为11 838。由表6 可知，国有企业样本中Lib的回归系数均不显著，非国有企业样本中Lib的回归系数均在1%水平上显著为正，表明资本市场开放对企业金融化的促进作用在非国有企业中更显著。本研究认为主要有两方面原因：①目前中国国有上市企业大部分股份并未上市流通，加之国有企业董事长和总经理均由国务院国有资产监督管理委员会直接任命，具有较浓厚的行政色彩[41]，导致国有企业最高决策者不会过分在意企业股价，境外机构投资者不太可能通过强化分析师关注为其带来实质的业绩压力，因此难以对国有企业金融化决策产生实质影响；而在非国有企业，特别是民营企业中，由于股价直接决定实际控制人或创始人的身家，导致其较为在意企业股价，境外机构投资者能够通过增加分析师关注对其形成有效的业绩压力，进而加剧金融化。②在国有企业中，外资股东可能难以实际影响公司治理决策，这限制了其通过直接参与公司治理途径来推动标的企业金融化决策；而在非国有企业中，股权控制并不十分严格，外资股东能获得更多投票权和话语权，可以充分表达其自身诉求。

(2)对于中观层面，根据行业竞争度中位数将全样本分为高和低行业竞争度两个子样本，采用(1)式进行分组回归，结果表明资本市场开放对企业金融化的促进作用在行业竞争度较高的样本中更显著。这主要是因为，在竞争较为激烈的行业中，企业想要通过传统主业获取竞争优势、攫取超额利润的难度较大，因此在这类标的企业中，境外机构投资者通过强化分析师关注带来的业绩压力更能促使管理层从事更多金融化决策，导致其金融化水平提升。同时，从沪(深)港通交易制度为标的企业带来的融资环境改善这一效应看，当企业所处行业竞争度较高时，将外部融资用于主业经营的实体投资和技术创新等会面临更高的财务风险和不确定性，进而弱化管理层将财务资源用于实体投资的倾向，导致更多外部资金投向金融化决策中，这也导致企业金融化程度的显著提升。

(3)对于宏观层面，企业经营发展不仅处于微观和中观环境下，同样也受宏观环境的影响，本研究从企业所在地区市场化程度的视角考察其对资本市场开放与企业金融化之间关系的调节作用。参考王小鲁等[42]编制的《中国分省份市场化指数报告(2018)》，用其中的市场化总指数评分测量企业注册所在省份的市场化程度，该值越大表明地区市场化程度越高。由于该项指标的原始数据只包含2008 年至2016 年，根据最近替代原则，本研究以2008 年的数据对2007年的缺失数据进行补充，并以2016 年的数据对2017年和2018 年的缺失数据进行填补。根据市场化程度各年中位数将全样本分为高和低市场化程度两个子样本，采用(1)式进行分组回归，结果表明资本市场开放导致的境外机构投资者对标的企业金融化的驱动作用在地区市场化程度较高的样本中更显著。这主要是因为，在市场化程度较高的地区，金融业发展较为完善，标的企业有更为丰富的金融投资选择，这有助于境外机构投资者驱动标的企业金融化。

5.2 资本市场开放与企业过度金融化

实体企业金融化并非有害无益，事实上，适度金融化有助于缓解企业主业经营压力，降低未来财务风险，有助于企业长期健康发展。因此，一个随之而来的问题是，资本市场开放导致的标的企业金融化究竟是否属于过度金融化。研究清楚这一问题，对于有效区分沪(深)港通导致的境外机构投资者到底是推动实体企业适度金融化抑或驱动其过度金融化至关重要，也是从微观企业金融化视角评判资本市场开放带来经济后果的重要依据。目前学界尚未就如何准确测量实体企业过度金融化达成一致，本研究借鉴黄贤环等[19]的做法，以滞后一期金融化程度指标及其他多种解释变量对当期金融化程度指标进行回归，通过计算其残差测量企业过度金融化。具体模型为

表7 资本市场开放与企业过度金融化的回归结果Table 7 Regression Results for Capital Market Liberalization and Corporate Overfinancialiazation

6 结论

6.1 研究结果

本研究以中国资本市场对外开放的重要举措-实施沪(深)港通交易制度作为准自然实验背景，通过构建多时点双重差分模型，系统研究资本市场开放对微观企业金融化的影响及其内在机理。研究结果表明，资本市场开放显著促进标的企业金融化，表现为金融资产配置比例提升。机制检验表明，资本市场开放导致的境外机构投资者主要通过缓解融资约束和增加业绩压力的途径促进标的企业提升金融化程度。上述结果在经过倾向得分匹配处理等一系列稳健性检验后仍成立。进一步研究发现，资本市场开放对企业金融化的促进作用在非国有企业、行业竞争度较高和所处地区市场化程度较高的样本中更显著，资本市场开放还导致境外机构投资者显著驱动标的企业过度金融化。

6.2 研究贡献

(1)从资本市场制度变革层面丰富了企业金融化动因的相关研究，为揭开中国情景下实体企业金融化之谜提供了来自资本市场层面的有力解释。学界就近年来中国实体企业呈现的金融化倾向进行了大量研究，但鲜有从资本市场制度变革层面展开。事实上，中国资本市场，特别是以沪深两市为代表的股票市场在过去10 年内取得长足发展，一大批融资融券、沪(深)港通等新型交易机制渐次落地，这不仅对股票市场运行本身产生了深远影响，也对上市公司治理发挥了实质性作用。本研究选取沪(深)港通交易制度这一外生政策，探讨资本市场开放这一重大制度变革对上市企业金融化决策的影响，拓展了企业金融化动因的相关研究。

(2)从企业金融化视角切入，拓展了资本市场开放在微观公司治理层面经济后果的研究成果。已有关于资本市场开放在微观公司治理层面的研究较为有限，特别是尚未涉及当前中国上市企业一项重要治理决策-金融化。本研究结果证实了资本市场开放导致的境外投资者对标的企业金融化的促进作用及其内在机理，丰富了资本市场开放经济后果的研究维度。

(3)本研究构建了资本市场对外开放与宏观经济“脱实向虚”这两项近年来中国重大经济事实之间潜在的逻辑链条，拓展了资本市场发展对实体经济影响的相关研究，为以高质量资本市场变革推动实体经济实现“脱虚返实”提供了理论支撑和经验证据。本研究结果表明资本市场开放制度对当前中国宏观经济“脱实向虚”和微观企业金融化均具有一定解释力，因此如何兼顾好资本市场对外开放与宏观经济“脱虚返实”、真正实现重大政策之间相辅相成有待进一步深入挖掘，本研究结果对此具有一定借鉴意义。

6.3 政策启示

(1)为监管部门、实务界和学术界全面、准确、客观地评价实施沪(深)港通交易制度的后果提供了新视角，特别是如何正确认识和把握资本市场开放导致的境外投资者在微观公司治理中发挥的具体作用。

(2)本研究结果表明，资本市场开放这一举措对近年来中国实体企业金融化浪潮和宏观经济运行呈现的“脱实向虚”均具有一定的解释力。换言之，资本市场开放可能在一定程度上驱动了中国经济“脱实向虚”，这为从制度层面寻找金融化动因，以有效扭转当前中国经济“脱实向虚”趋势、引导实体企业回归主业都有较强的现实意义。

(3)本研究为政府如何有效兼顾资本市场对外开放和引导经济“脱虚返实”这两项重大战略以确保其相辅相成提供了新思考。从经济社会发展全局而言，既要积极引导境外投资者参与中国资本市场，又要切实遏制其对中国经济“脱实向虚”发挥的推波助澜，这既是当前及今后一个时期沪(深)港通交易制度变革面临的重大挑战，也是资本市场发展全面有效服务于实体经济运行的必然要求。本研究建议有关部门应当加强对沪(深)港通标的企业会计盈余信息披露的分类监管，切实剥离过度金融化行为对企业盈余的粉饰，鼓励和引导境外机构投资者注重标的企业呈现的主业发展和长期价值相关信息，进而逐步弱化企业金融化决策的外在动机。同时，有关部门还应当积极探索沪(深)港通交易制度背景下外资股东统一管理和监督的新模式，充分调动外资股东长期介入并积极参与标的企业主业经营的积极性，为境外投资者了解、调查和评估标的企业主业经营提供必要便利，唯有如此方能真正使资本市场开放有效服务于中国实体经济发展，形成以高水平资本市场对外开放驱动高质量宏观经济运行的良好局面。

6.4 研究不足和未来研究

①本研究是基于中国现有上市企业进行大样本实证研究得出的结论，其结果仅反映资本市场开放对企业金融化的整体影响趋势，但不排除与本研究结论不一致的个案存在，后续可使用案例研究或田野调查等多样的研究范式进行仔细考察，有助于补充并丰富本研究提出的资本市场开放和微观企业金融化这一研究领域的相关理论；②受数据所限，本研究出于从事大样本实证研究的客观需要，主要以沪深两市上市企业作为研究对象，而外资准入对于中国企业金融化行为的影响应当更加广泛地存在于广大中小企业中，后续研究可利用相关精确数据对此进行考察；③本研究并未对资本市场开放与企业金融化之间关系导致的经济后果进行深入研究，后续研究可予以关注。