企业金融化如何影响实体投资效率？——基于中国A 股上市公司的证据

顾海峰，张欢欢

（东华大学 旭日工商管理学院，上海200051）

一、引言

中国传统经济增长方式存在产能过剩、重复建设、投资效率低下等结构性问题，由基础设施建设和房地产投资驱动的经济增长模式越来越明显。 自2014年进入“新常态”建设以来，中国经济增速明显放缓，国内生产总值（GDP）由原来的高速增长转为中高速增长，并呈现逐年下降趋势。 国民经济增速放缓可能会导致实体经济的疲软，然而却使得金融投资变得更为活跃。 自20 世纪70年代开始，经济金融化、全球化和新自由主义成了资本主义发展的三大趋势，金融增长远远快于实体经济［1］。 资本逐利性特征使得大量资本聚集到金融及房地产等高利润行业，过度膨胀的虚拟化经济最终引发了实体经济“金融化”现象。

微观层面的企业金融化是指企业通过投资于金融产品或持股金融机构而不断将固定资产置换成金融产品的过程。 其表现形式主要有两个方面：一方面，企业将大量的自有基金投资于金融产品使得企业的金融资产配置占据总资产的绝大部分，非金融类企业的“去工业化”现象严重［2］。 另一方面，金融领域的获利水平逐渐成为非金融类上市企业主要的盈利模式，即企业主要的利润来源依靠于金融市场而非主营业务市场。 甚至有学者研究表明，非金融类上市企业中有超过50%的可支配自有资金来自股息收入和利息收入［3］。 企业金融化程度的不断加深必然影响企业的投资效率。 一方面，在企业可支配资金不变的情况下，企业将更多资金配置到金融市场势必会挤占实体投资，进而对投资效率产生影响。 另一方面，企业从金融渠道获得高额利润又有可能填补企业先前的投资不足，进而影响实体投资效率。 那么在金融资产获得高额利润之后，企业管理层到底是会用于发展实业，还是陷入“投资金融资产—获得高额收益—投资金融资产”的“炒钱”循环中，这是我们需要慎重考虑的问题。此外，企业投资行为与企业价值、管理层报酬等也有着密切联系，为实现股东财富最大化目标，管理层必须谨慎考虑企业投资行为，以尽可能减少低效投资而提高效率投资。 但根据委托代理理论，信息不对称下管理层很可能会通过损害所有者权益渠道来满足自身利益最大化，从而导致企业投资效率低下，非效率投资主要体现为构建经理人投资帝国的投资过剩［4］和经理人不作为的投资不足［5］。 随着金融业与其他行业利润差距不断拉大，管理层为能够给企业创造更多利润，有可能将更多资金投入到金融领域，从而进一步加大企业金融化程度，由此对实体投资效率产生影响。

本文试图解决以下问题：企业金融化对实体投资效率是否存在影响？ 这种影响是否存在异质性特征？在企业金融化对实体投资效率的影响中，实体投资水平与融资约束是否承担着中介作用？宏观经济环境对企业金融化与实体投资效率关系是否具有调节作用？ 企业金融化对投资过度与投资不足两种状态企业实体投资效率的影响是否存在非对称性特征？ 这些都是值得研究的新问题，本研究对于实现中国经济高质量发展具有重要意义。

二、文献回顾

企业投资效率已成为学术界的研究热点，它主要是指在企业一定的投资金额和投资周期内所能达到的最大回报。 经典的投资理论认为，市场上投资者都是理性的，投资者会基于完善的市场机制进行投资。然而这并不符合现实。企业投资行为并不完全与理论假设保持一致，现实的投资市场也并非完全信息对称，这些因素均可能导致企业投资行为的异化，即导致企业低效投资。 针对企业金融化对企业实体投资的影响，现有文献主要存在两种观点：一种观点认为企业金融化对企业实体投资存在“储蓄效应”，另一种观点认为企业金融化对企业实体投资存在“挤出效应”。

早期文献倾向于企业金融化对实体投资存在“储蓄效应”的观点。 支持该观点的主要依据在于：第一，金融资产凭借其流动性高、回收期短、变现快等特点能够有效增加企业资产的流动性水平，使企业在受到外部环境冲击或面临财务困境时能够及时变现，为实体产业发展提供资金［6］。 此外，也有学者认为企业持有少量金融资产或持股金融机构在一定程度上会缓解企业融资约束［7］，为企业扩大再生产等行为提供资金支持。 第二，利润水平是决定企业稳定发展的重要前提，足够的现金流是企业经营发展的重要保证［8］，因此，企业从金融渠道获得的利润及金融资产变现得到的现金能够改善企业现金流及提高盈利能力［9］。 同时，企业从金融渠道获得的高收益还能有效缓解外部冲击，当外部宏观经济环境下行时，企业能够利用充足的现有资金满足企业投资发展［10］。

2008年全球金融危机的发生促使学者们开始关注企业金融化对企业实体投资的“挤出效应”。企业金融化对实体投资的挤出效应主要依据以下两种方式实现：第一，委托代理理论导致的“内部人控制”问题使得企业会实施股权激励计划，即通过激励机制使管理层和股东的利益趋同以达到股价上涨和股利增加的共同目标。 因此，基于自身利益的考虑，管理层会投资于短期收益率较高的金融领域，从而引导资金远离实体投资。 同时，管理层会通过回购股票等措施来提高股价，以保障其在行权时获得最大收益［11］。 第二，经济金融化的深度发展使得大量金融机构成为企业股东，而热衷于追求短期利益的金融机构会迫使管理层增加股利支付或股票回购，这些行为无疑会减少企业内部可用资金，从而减少资本积累而挤出实体投资。 当金融产品的投资收益高于实体产业时，市场自然会吸引更多产业资本流向金融领域，此时企业更倾向于增加金融机构持股或配置更多金融资产，从而减少实体投资［12］。

综上，现有文献主要考察企业金融化对实体投资水平的影响，但鲜有文献考察企业金融化与实体投资效率的关系，且尚未涉及两者关系的异质性特征及作用机制的考察。 本文的主要贡献在于：第一，构建面板回归基准模型，考察企业金融化对实体投资效率的影响。 第二，针对产权性质、资本结构、成长性等异质性变量，考察企业金融化对实体投资效率影响的异质性特征。 第三，构建中介效应模型，考察实体投资水平与融资约束在企业金融化与实体投资效率的关系中是否承担着中介作用。第四，构建调节效应模型，考察宏观经济环境对企业金融化与实体投资效率关系的调节作用。 第五，进一步考察金融化对投资过度与投资不足两种状态企业实体投资效率的非对称性影响。 本研究成果将为提升中国企业投资效率及实现经济高质量发展，提供重要的理论指导与决策参考。

三、理论分析与研究假设

（一）企业金融化与实体投资效率

企业金融化行为可能会阻碍实体投资发展，也可能会为企业未来实体投资奠定基础。 考虑到企业非效率投资主要表现为投资过度与投资不足两种行为［13］，在金融化行为对企业实体投资的“挤出效应”作用下，企业金融资产配置的金融化行为与企业实体投资效率之间将呈现较为复杂的非线性关系。 企业配置金融资产是基于提高资产收益率的市场套利行为［14］，即企业配置金融资产是在满足实体投资资金需求之后的投资行为。 当企业实体产业经营收益处于低水平状态下，企业将通过金融化渠道来获取高收益，以此来实现金融化对实体投资的替代效应。 但是，金融化的替代效应会在很大程度上挤占企业对实体产业的研发投入，由此抑制企业对实体产业的创新倾向及行为，这种现象在内控质量低下的企业中更为显著［15］，从而会加剧企业金融化行为而导致经济陷入“脱实向虚”状态。 对此，适度的企业金融化水平会制约管理层盲目的投资过度行为，使企业投资逐渐收敛到最佳投资规模，从而优化投资效率，此时企业金融化与实体投资效率之间具有正相关关系。 但是，一旦企业配置过多的金融资产，势必会降低其实体投资效率。 尤其是针对具有银行人事或股权关联的企业，其享有的融资便利优势容易引发企业资本结构偏离过度而加大投资扩张［16］，由此加大企业非效率投资程度，从而降低实体投资效率。 与此同时，扩张性经营战略也会促使企业加大债务资本募集倾向及动机，由此导致企业实际投资水平与目标投资水平之间形成较大偏差［17］，从而也会降低企业实体投资效率，此时企业金融化与实体投资效率之间具有负相关关系。 基于此，本文提出如下假设：

假设H1：企业金融化与非效率投资之间存在U 型关系，即企业金融化与实体投资效率之间具有倒U 型关系。

（二）实体投资水平与融资约束的中介作用

一方面，企业配置金融资产的金融化行为可以通过实体投资水平来直接影响企业投资效率。 企业金融化会对企业实业资本积累产生“挤出效应”，同时企业实体投资与其投资效率之间又具有着密不可分的联系。 因此，本文认为企业金融化行为会通过影响企业实体投资水平渠道来影响企业实体投资效率。 另一方面，企业配置金融资产的金融化行为可能会通过影响其融资约束程度来影响实体投资效率。 企业面临的融资约束程度提高会减少其投资活动，企业融资约束程度的提高可能会减少企业投资过剩或导致投资疲软。 企业金融化行为会加剧其外部融资约束［18］。 企业将过多资金投资于金融领域而非发展主营业务的行为可能使得银行认为企业存在“虚假繁荣”的现象，从而不予发放贷款，这会加剧企业融资约束程度，由此影响企业实体投资水平，从而影响企业实体投资效率。 基于此，本文提出如下假设：

假设H2：实体投资水平与融资约束在企业金融化与实体投资效率的关系中承担着中介作用。

（三）宏观经济环境的调节作用

政府将通过宏观经济政策影响企业所处的宏观经济环境，从而对企业盈利及生产经营产生调节作用。 具体而言，政府可能会通过降低贷款利率或增加货币投入量来营造良好的投资环境，从信贷渠道与货币渠道调整经济运行以达到宏观调控目的［19］。 当宏观经济环境上行时，企业盈利能力较强而破产概率及破产成本较小，基于权衡理论企业管理层可能会选择增加负债以扩大企业实体投资规模，并寻求税收收益。 此时由于宏观经济环境向好会改善商品市场和资本市场环境，减少企业破产概率和非效率投资，并增加投资获益的可能，从而促使企业通过金融渠道获得的投资收益加大实体投资，由此影响企业实体投资效率。 当宏观经济环境下行时，内部流动资金的减少会使得企业更有动力配置更多金融资产以增加其资产流动性和获利水平。 与此同时，下行的宏观经济环境会导致银行贷款利率上升加大企业融资成本，基于优序融资理论企业会通过金融化方式来增加内部资金，以保证企业的正常经营及发展。 此外，经济政策不确定性的提高会引发宏观经济环境的不确定，考虑到宏观经济环境的不确定会加剧企业融资约束程度，由此会影响企业实体投资水平［20］，进而影响实体投资效率。 基于此，本文提出如下假设：

假设H3：宏观经济环境对企业金融化与实体投资效率的关系具有非对称性调节作用。

四、实证研究设计

（一）样本数据来源

本文选取2010—2018年中国全部A 股上市公司年度数据，在此基础上剔除了金融、保险业以及房地产行业上市企业，剔除了ST 上市企业，剔除了主要变量缺失的企业，最终共得到18903 个观测值。上市公司数据均来自CSMAR 和Wind 数据库，宏观经济环境相关指标来自国家统计局数据库，部分数据经作者手工计算得到。 同时，本文对模型中的连续变量进行了1%和99%分位数的缩尾（Winsorize）处理，以剔除极端值对实证结果的影响。

（二）变量定义与构造

1.企业非效率投资

本文参考陈运森与黄健峤［21］的研究，采用Richardson［22］建立的模型来衡量企业投资效率。具体模型构建如下：

其中Invest 为企业当年的投资水平。 剩余的控制变量有企业成长性Growth、企业资本结构（资产负债率）Lev、货币资金与总资产的比例Cash、企业年龄Lnage、资产规模Lnsize、公司股票年度回报Ret 以及年度固定效应Year 和个体固定效应µ。 研究发现，企业当年的实际投资水平可能受到上年度Invest、Growth、Lev、Cash、Lnage、Lnsize 以及Ret 等因素的影响。 上述模型中的残差（即为企业非效率投资水平。＞0 说明企业存在投资过剩行为；＜0 说明企业处于投资萎靡状态；接近于0 说明企业的实际投资水平约等于最佳投资规模，此时企业的投资效率最高。 本文对残差取绝对值，以衡量企业实际投资额对目标投资额的偏离程度，偏离程度越大，则企业投资效率就越低。

2.企业金融化

本文以企业配置金融资产的比例来衡量企业金融化水平。 变量定义与构造见表1。

表1 变量定义与构造

（三）计量模型构建

为考察企业金融化对实体投资效率的影响及其异质性特征，本文构建如下基准模型：

其中Inn 表示企业的总体非效率投资。

为考察实体投资水平与融资约束的中介作用，本文借鉴温忠麟等［23］对于中介效应的“三步法”检验步骤，基于U 型结构拐点进行分区间检验实体投资水平的中介效应。模型（3）～模型（5）用于检验实体投资水平的中介作用。 检验过程如下：第一，检验企业金融化是否对企业非效率投资有显著影响，观察模型（3）中Fhold 的估计参数；第二，检验企业金融化是否对实体投资水平有显著影响，观察模型（4）Fhold 的估计参数β1；第三，同时检验企业金融化、实体投资水平对非效率投资是否影响显著，观察模型（5）中Fhold 和Invest 的估计参数若β1、至少有一个不显著，则需要通过Sobel 检验判断中介效应（β1×）的显著性。 模型（3）（6）（7）用于检验融资约束的中介作用，检验方法同上。

为考察宏观经济环境对企业金融化与实体投资效率关系的调节作用，本文以U 型结构拐点为门槛分区间讨论了宏观经济环境的调节作用。 在模型（3）中加入宏观经济环境变量（ΔGDP）及其与企业金融化的交乘项（ΔGDP*Fhold）构建模型（8），其中调节变量（ΔGDP）和企业金融化变量（Fhold）在形成交乘项之前分别进行了去中心化处理。 如果假设H3 成立，则交乘项系数β3显著。

（四）变量描述性统计

表2 报告了变量描述性统计结果。 由表2 可知，自2010年以来上市公司配置金融资产占总资产比例的均值为21.47%，该比例已经超过了企业总资产的1/5，而实体投资水平的均值仅为5.38%，还不足企业总资产的1/10。同时，部分非金融类上市公司持有金融产品的最高比例已达到86.47%，这一比例已远远超过企业进行实体投资所配置的资金占比，这说明进行金融产品交易已经成为非金融类上市企业不可或缺的交易活动，企业金融化倾向及行为较为明显，企业“脱实向虚”现象较为严重。

表2 变量描述性统计结果

五、实证检验与结果分析

（一）基准模型检验：企业金融化对实体投资效率的影响及其异质性特征

本文选取全样本数据对企业金融化对实体投资效率的影响进行回归分析。 由表3 第（1）列的回归结果可以看出，企业金融资产持有量（Fhold）的回归参数显著为负，而其平方项（Fhold2）的回归参数则显著为正。 这说明企业配置金融资产导致的金融化行为与实体非效率投资之间具有非线性的U 型关系，换言之，企业金融化与企业投资效率之间具有显著的倒U 型关系，即企业持有适量的金融资产有助于提高其实体投资效率，但企业金融化水平一旦超越拐点反而会降低实体投资效率。 由上述回归结果可知，该U 型曲线的拐点为Fhold=0.130/（0.219*2）=29.68%，恰好落在样本有效区间［0.0102，0.8647］内，说明企业金融化与实体投资效率之间存在倒U 型关系。

此外，本文将从产权性质、资本结构、成长性等企业微观特征层面来进一步考察企业金融化对企业实体投资效率的异质性影响。 本文以特征变量中位数为划分标准，将全样本划分为高特征值企业和低特征值企业两个子样本进行分组异质性检验。异质性检验结果见表3 第（2）～（7）列。由检验结果可知，各个子样本中企业持有金融资产的平方项（Fhold2）的估计参数均显著为正，且其一次项的系数显著为负，说明企业金融化与不同微观特征企业的非效率投资之间均具有U 型关系，故企业金融化与实体投资效率的倒U 型关系在不同子样本中均显著存在。

进一步地，为更准确说明不同分组样本之间企业金融化对实体非效率投资的影响是否存在组间系数差异，本文对“产权性质”和“资产负债率”分样本的组间系数进行了Chow 检验。 以产权性质为例，引入虚拟变量Private，国有企业Private=1、非国有企业Private=0，然后将变量Private 及交乘项Private*Fhold 和Private*Fhold2纳入基准回归模型。 通过比较交乘项的系数是否与基准模型产生显著差异，从而证明不同分样本之间企业金融化对投资效率的影响是否存在显著差异。 不同资本结构的Chow 检验方法与上述检验步骤类似，本文不再赘述。 根据Chow 检验的结果可知，企业金融化对实体投资效率的影响在不同产权性质和不同资产负债率的企业中均具有显著差异。

表3 第（2）列和第（3）列的结果显示，无论在非国有企业还是在国有企业的样本中，Fhold 系数均显著为负，Fhold2系数均显著为正，并且两个分样本对应的拐点分别为0.3 和0.2891，恰好落在本文的研究样本区间内，说明企业的产权性质不会影响两个变量之间的关系，即不管是非国有企业还是国有企业，企业金融化与非效率投资之间均存在U 型关系。但对比两组样本后发现，相对于国有企业组，非国有企业组的拐点相对较小。 该结果表明，企业金融化程度不断提高时，将首先对非国有企业投资效率产生负面影响，即企业金融化对国有企业投资效率的负面影响要滞后于非国有企业。 换言之，当企业金融化程度处于同一水平时，国有企业的实体投资效率更高。 此外，国有企业金融化的二次项系数大于非国有企业，说明国有企业金融化对实体投资效率的边际影响更大。

表3 第（4）列和第（5）列的结果显示，两个子样本中Fhold 一次项系数均显著为负，二次项系数均显著为正，这说明企业金融化与非效率投资的U 型关系在不同资产负债率企业中依然存在。 对比两个子样本的拐点（分别是0.3004 和0.2853，且均落在本文样本区间内）可以发现，拐点会更早地在低负债企业中体现。 此外，通过比较两个子样本中企业金融资产配置比例的二次项（Fhold2）系数可以发现，高负债企业的Fhold2系数（0.278）显著大于低负债企业（0.167），这说明相对于低负债企业，高负债企业金融化对实体投资效率的边际影响更大。

表3 中第（6）列和第（7）列的结果显示，在不同成长性企业样本中，Fhold 的系数均显著为负，Fhold2系数均显著为正，即企业金融化对实体非效率投资的影响在不同成长性企业中均具有U 型关系。 两个子样本中，企业金融化对实体非效率投资的拐点分别是0.3355 和0.2528，均落在有效区间内，因此，企业金融化对实体投资效率的倒U 型影响在不同成长性企业中均显著存在。对比两个分样本的拐点发现，低成长性企业的拐点相对较小。 该结果表明，企业金融化对实体投资效率的抑制作用会首先在低成长性企业中出现。 此外，通过比较两个子样本中企业金融资产配置比例的二次项（Fhold2）的系数可以发现，高成长性企业的Fhold2系数（0.222）显著大于低成长性企业（0.127），这说明相对于低成长性企业，高成长性企业金融化对实体投资效率的边际影响更大。

表3 企业金融化对实体投资效率的影响及其异质性检验结果

（二）中介作用检验：实体投资水平与融资约束

1.实体投资水平的中介作用

考虑到企业金融化与实体投资效率之间具有显著的倒U 型关系，为进一步检验实体投资水平在企业金融化与实体投资效率的关系中是否存在着中介作用，我们将针对U 型关系的拐点进行分区间检验。 表4 报告了实体投资水平的中介作用检验结果。

表4 实体投资水平的中介作用检验结果

表4 第（1）～（3）列表示当企业配置金融资产的水平小于29.68%时，实体投资水平在企业金融化和企业投资效率之间的作用机制检验；同理，该表第（4）～（6）列表示当企业配置金融资产的水平大于29.68%时实体投资水平在两变量之间的中介作用检验。 从表4 第（2）和（5）列的回归结果可知，企业金融化的估计参数在1%的水平上显著为负，这充分说明企业持有金融资产会显著抑制其实体投资水平。即企业参与金融化的行为对实体投资的发展极为不利。进一步，为了讨论实体投资水平的中介效应，本文依据企业持有金融资产的拐点分区间进行了“三步法”检验，需要关注的是表4 第（3）和第（6）列。 由第（3）列的回归结果可知实体投资水平（Invest）的系数在1%的置信水平上显著为正，企业金融化（Fhold）的估计参数显著为负，并且与第（1）列相比，Fhold 回归系数的绝对值有所下降，这说明当企业金融化程度较低时，企业配置金融资产的金融化行为通过实体投资水平的作用渠道更加直接地影响了企业的实体投资效率，即实体投资水平在企业金融化缓解企业非效率投资的过程中具有部分中介效应，且其中介效应占比为42.54%；同理，由表4 第（6）列可知，当企业持有金融化水平过高时，Invest 的中介效应检验系数并不显著。因此，我们需要通过Sobel 检验以验证实体投资水平的中介效应在过度金融化的情况下是否存在。 Sobel 检验结果显示，该中介效应检验的Z 值为1.41，且P 值并未通过10%的显著性水平，说明该种情况下企业实体投资水平在企业金融化与实体投资效率之间并不具有中介效应。 原因可能是：当企业金融化水平较低时，企业金融化行为会挤出当期实体投资，但却有助于为未来的实体投资提供资金基础。 一旦企业持有过量金融资产，则管理层可能会忽视实业发展，对此，过度金融化会严重制约企业实业发展，由此导致实体投资不足，从而降低投资效率。

2.融资约束的中介作用

为考察融资约束在企业金融化与实体投资效率的关系中是否存在显著的中介作用，本文将针对U 型关系的拐点分别进行分区间检验。 表5 报告了融资约束的中介作用检验结果。

表5 融资约束的中介作用检验结果

表5 第（1）～（3）列和第（4）～（6）列分别表示在U 型的左右两边融资约束作为中介变量时的检验结果。 表5 第（2）和（5）列为自变量对中介变量的回归结果，FC 越小表明企业融资约束越大，该结果表明企业配置金融资产的金融化行为会显著增加企业融资约束，从而可能使企业投资不足更为严重或者缓解企业投资过剩。 针对中介效应的检验，本文需要重点关注第（3）和（6）列企业金融化（Fhold）和融资约束（FC）的回归系数及显著性水平，在加入融资约束中介变量之后，两个样本区间的FC 系数均显著为负，说明融资约束增加会抑制企业投资过剩，即融资约束能够在一定水平上缓解企业过度投资，由此提高投资效率。 但第（3）列Fhold 的系数绝对值与第（1）列相比并未减少反而增加，这说明当企业配置金融资产程度较低时，融资约束并不是企业金融化影响其实体投资效率的最佳中介变量。同理，对比第（6）列和第（4）列Fhold 的估计系数发现，在加入中介变量后，企业金融化对实体投资效率的作用效果有所降低，这说明当企业配置过多金融资产时，融资约束是企业金融化降低实体投资效率的有效途径，其中介效应占比为10.41%。原因可能是：持有过多金融资产会严重挤占企业用于发展实业所需要的资金，导致企业投资不足现象更加严重，从而降低投资效率。 同时，企业配置过度金融资产会增加企业外部融资约束，从而导致企业缺乏资金发展实业而引发投资效率下降。

（三）调节作用检验：宏观经济环境

表6 报告了宏观经济环境的调节作用检验结果。 由表6 第（1）列的结果可知，ΔGDP 的估计系数为正，说明上行的宏观经济环境有助于企业进行实体投资； 同时，GDP 增长率与企业金融化交乘项（ΔGDP*Fhold）的回归系数在1%的水平上显著为正，表明宏观经济增速提高能够缓解企业金融化对实体投资的挤出效应。 为考察宏观经济环境对两者关系的调节作用，本文针对U 型关系的拐点进行分区间检验，检验结果见表6 第（2）和（3）列。 当企业金融化程度较低时，ΔGDP*Fhold 的回归系数显著为负，说明宏观经济环境有助于强化持有适量金融产品对实体投资效率的改善作用，这可能是因为宏观经济上行时会改善商品市场和资本市场环境，由此会减少企业破产概率，同时会增加投资收益，从而有助于缓解企业投资过剩和投资不足，进而提升实体投资效率。 此外，当宏观经济环境上行时，管理层对企业未来主营业务发展持良好预期，其会利用从金融渠道获得的高额回报加大对主业的投资，从而提高投资效率。 根据第（3）列的结果可知，当企业持有过度金融资产时，ΔGDP*Fhold 的回归系数为正但不显著，说明宏观经济环境对企业过度金融化与实体投资效率关系的负向调节作用不显著。

表6 宏观经济环境的调节作用检验结果

（续表6）

（四）进一步研究：投资过度与投资不足

下面，本文将进一步考察金融化对投资过度与投资不足两种状态企业实体投资效率是否存在非对称性影响。 为揭示这种非对称性影响，本文将全样本划分为投资过度与投资不足，考察企业金融化对两种状态企业实体投资效率的影响。 本文构建如下模型，其中Over_inn 表示企业投资过度，Under_inn 表示企业投资不足。

表7 报告了投资过度样本与投资不足样本的检验结果。 表7 第（1）列显示，企业持有金融资产（Fhold）的回归系数在投资过度样本中显著为负，说明对于过度投资企业来说，企业金融化对实体投资的挤出效应会缓解企业过度投资，由此优化了实体投资效率。 表7 第（2）列显示，针对投资不足样本，企业金融化的回归系数为负但不显著，这可能是因为企业持有适量金融资产所获得的非经营性收益会缓解企业投资不足。 进一步分析发现，企业金融资产持有水平（Fhold）在投资过度样本中的回归系数绝对值远大于其在投资不足样本中的回归系数绝对值，说明企业持有金融资产对企业实体投资的挤出效应更能够抑制企业过度投资，这进一步解释了第（1）列的企业金融资产持有水平一次项（Fhold）对企业非效率投资的回归系数在1%的水平上显著为负的原因。

表7 投资过度与投资不足的检验结果

（续表7）

（五）稳健性检验

1.替换解释变量

本文采用货币资金、可供出售金融资产、交易性金融资产、持有到期投资及投资性房地产之和占期末总资产的比例来衡量企业金融化。 在衡量企业金融化的各项指标中，投资性房地产相对于其他金融资产具有回收成本高、变现困难等特点，不具有金融资产的一般特性；货币资金的流动性过强，一般不适合纳入金融资产。对此，本文参考张昭等［24］的做法，采用去除“投资性房地产”（Fin_t）或去除“货币资金”（Fin_h）后的金融资产配置指标重新衡量企业金融化进行检验，结果见表8 第（1）和（2）列。 由第（1）和（2）列结果可知，剔除了投资性房地产或货币资金后的企业金融化与非效率投资之间仍然具有U 型关系。

2. 划分产业类别

本文依据企业所处产业类别将全样本划分为第一产业（农业类）、第二产业（工业类）和第三产业（服务业类），通过比较不同产业类别的回归结果来进一步验证本文结果的稳健性。 具体见表8 第（3）～（5）列。 根据这三列Fhold 及Fhold2的系数可知，企业金融化与非效率投资之间的U 型关系在不同产业的样本中均显著存在。

3.控制行业与年份

在主效应检验中，本文控制了个体与年份固定效应进行检验。 为验证本文结论不受行业与年份特征的影响，本文控制了行业与年份固定效应重新进行检验，结果见表8 第（4）列。 由第（4）列可以看出，在控制了行业与年份固定效应之后，企业金融资产持有（Fhold）及其二次项Fhold2的系数均在5%的水平上显著，说明控制了行业及年份后的企业金融化与非效率投资之间依然呈现U 型关系。 这与前文结果一致，说明本文结论具有较好的稳健性。

表8 稳健性检验结果

（续表8）

（六）内生性检验

为解决内生性问题，本文采用剔除了投资性房地产的金融资产持有比例（Fin）作为工具变量进行二阶段最小二乘法（2SLS）估计，这是因为剔除投资性房地产的金融资产持有比例（Fin）与解释变量（Fhold）高度相关，满足工具变量条件。 采用工具变量进行第一阶段估计后，将得到的企业金融化（Fhold）一次项和二次项的拟合值代入第二段回归中，回归结果显示，企业金融化与非效率投资之间依然具有显著的U 型关系。然后通过Hausman 检验比较普通最小二乘估计与工具变量法的回归结果是否一致，Hausman 检验的P 值为0.2709，接受原假设，即本文模型不存在内生性问题。

六、结论与建议

本文选取2010—2018年中国A 股上市公司年度数据，采用面板回归模型对企业金融化对实体投资效率的影响及其作用机制进行了实证分析。 本文主要结论为：（1）企业金融化与实体投资效率之间存在倒U 型关系，这主要归于企业金融化对实体投资的双刃剑效应。 低程度的企业金融化会加大实体投资的储蓄效应，由此提升实体投资效率；高程度的企业金融化会加大实体投资的挤出效应，由此降低实体投资效率。 （2）企业金融化对实体投资效率的影响存在异质性特征。 相对于非国有、低负债、低成长性企业，企业金融化对国有、高负债、高成长性企业实体投资效率的边际影响更大。 （3）实体投资水平与融资约束在企业金融化与实体投资效率的关系中承担着中介作用。 企业金融化影响了实体投资水平与融资约束，从而影响到实体投资效率，“企业金融化—实体投资水平/融资约束—实体投资效率”的传导渠道有效。 （4）宏观经济环境对企业金融化与实体投资效率关系具有非对称性调节作用。 当企业金融化程度较低时，宏观经济环境对企业金融化与实体投资效率关系存在正向调节作用，宏观经济增速上升会加剧企业金融化对实体投资效率的促进作用；但当企业金融化程度较高时，宏观经济环境对两者关系的调节作用无效。 （5）进一步研究表明，针对投资过度与投资不足两种状态企业，企业金融化对实体投资效率的影响存在非对称性特征。 当企业处于投资过度状态时，企业金融化会通过挤出实体投资来提升实体投资效率；但当企业处于投资不足状态时，企业金融化无法通过储蓄实体投资水平来提升实体投资效率，这主要归于企业金融资产配置的收益对冲了实体投资不足的效率损失。

针对上述结论，本文给出如下建议：（1）考虑到过高的金融化程度会降低实体投资效率，政府应构建企业金融化动态监测机制，并科学设定企业金融化监管阈值，一旦监测到企业金融资产配置权重超越监管阈值，则对金融化过度企业进行严厉惩治，以此来约束企业金融化过度行为，从而有助于提升实体投资效率，进而有助于防范实体经济“脱实向虚”现象。 （2）针对实体投资水平与融资约束的中介作用，政府需要构建企业实体投资水平监测机制，一旦监测到企业实体投资水平超越目标投资水平，则政府应严格约束这类投资过度状态企业的资金募集行为，以此来加大这类企业融资约束而提升投资效率。 一旦监测到企业实体投资水平低于目标投资水平，则政府应鼓励及支持这类投资不足状态企业的融资行为，以此来缓解这类企业融资约束而提升投资效率。 （3）针对宏观经济环境的调节作用，政府需要构建基于经济顺周期的企业金融化监管机制，以此来实现企业实体投资效率的最大化目标。 在宏观经济环境上行阶段，政府需要适度放大企业金融化监管阈值，允许企业加大金融资产配置权重，以此来提升企业金融化对实体投资的储蓄效应，从而有助于提升实体投资效率。 在宏观经济环境下行阶段，政府需要适度减小企业金融化监管阈值，促使企业降低金融资产配置权重，以此来降低企业金融化对实体投资的挤出效应，从而有助于提升实体投资效率。