實(shí)體企業(yè)金融化對企業(yè)價(jià)值的影響

蔡艷萍 陳浩琦

摘要：選取2010-2017年A股上市公司面板數(shù)據(jù)，研究實(shí)體企業(yè)金融化對企業(yè)價(jià)值的影響，探究企業(yè)金融化一投資效率一企業(yè)價(jià)值的作用路徑，分析融資約束水平在金融化程度與企業(yè)價(jià)值之間的異質(zhì)性作用。結(jié)果表明：出于市場套利動(dòng)機(jī)，實(shí)體企業(yè)金融化與企業(yè)價(jià)值之間呈現(xiàn)“倒U型”關(guān)系。投資效率在實(shí)體企業(yè)金融化影響企業(yè)價(jià)值過程中發(fā)揮中介效應(yīng);當(dāng)融資約束較高時(shí)，金融化程度正向影響企業(yè)價(jià)值;當(dāng)融資約束較低時(shí)，金融化程度負(fù)向影響企業(yè)價(jià)值。

關(guān)鍵詞：金融化;企業(yè)價(jià)值;投資效率

中圖分類號：F820.3

文獻(xiàn)標(biāo)識碼： A

文章編號：1003-7217（ 2019） 03-0024-08

一、引言

當(dāng)前，我國經(jīng)濟(jì)正處于轉(zhuǎn)型的重要時(shí)期，資源和人口紅利優(yōu)勢已經(jīng)逐漸褪去，企業(yè)產(chǎn)能過剩、債務(wù)高企、融資困難以及市場需求不足等問題使實(shí)體產(chǎn)業(yè)的發(fā)展舉步維艱，實(shí)體企業(yè)經(jīng)營利潤不斷下滑。但與此同時(shí)，金融行業(yè)的利率改革、資本價(jià)格提升、土地資源稀缺使得房地產(chǎn)行業(yè)和金融行業(yè)成為超額回報(bào)的代表。面對金融行業(yè)的高額利潤和實(shí)體經(jīng)濟(jì)的低迷，越來越多的企業(yè)不愿意在原有生產(chǎn)經(jīng)營范圍內(nèi)深耕，而是紛紛轉(zhuǎn)戰(zhàn)金融市場。據(jù)證監(jiān)會(huì)數(shù)據(jù)顯示.我國實(shí)體上市公司中配置金融資產(chǎn)的公司數(shù)量逐年增加，2016年已達(dá)到1300多家，截至2017年末實(shí)體企業(yè)上市公司金融資產(chǎn)的配置比例已經(jīng)達(dá)到88%左右。實(shí)體企業(yè)紛紛投身于金融市場，投資并購買金融產(chǎn)品及其衍生品的熱情日益高漲。金融資產(chǎn)投資規(guī)模的擴(kuò)張催生了資產(chǎn)泡沫，擠壓了實(shí)體企業(yè)主營業(yè)務(wù)的投資，加劇了“產(chǎn)業(yè)空心化”問題，致使中國經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)了“脫實(shí)向虛”的趨勢。

西方國家由金融資本控制剩余價(jià)值生產(chǎn)的模式已經(jīng)激發(fā)了諸多社會(huì)矛盾，經(jīng)濟(jì)過度金融化等問題導(dǎo)致歐美等發(fā)達(dá)國家的經(jīng)濟(jì)增長陷入停滯[1]。實(shí)體經(jīng)濟(jì)金融化業(yè)已成為影響國家經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展的戰(zhàn)略性問題，必須得到高度重視。中國經(jīng)濟(jì)金融化的浪潮不僅改變了實(shí)體企業(yè)的宏觀發(fā)展環(huán)境，更是深刻地影響了實(shí)體企業(yè)的投資決策和未來發(fā)展。

從宏觀角度分析，金融化是金融行業(yè)規(guī)模不斷擴(kuò)大、地位不斷提升、作用不斷凸顯的一種現(xiàn)象[2，3]。從微觀的角度分析，實(shí)體企業(yè)金融化具體表現(xiàn)為擴(kuò)大金融資產(chǎn)的投資規(guī)模，重視金融資本運(yùn)作而忽視生產(chǎn)性投資[4]。目前，已有較多學(xué)者探討了非金融公司投資金融資產(chǎn)的原因和動(dòng)機(jī)。宋軍（2015）認(rèn)為實(shí)體企業(yè)由于缺乏實(shí)體經(jīng)濟(jì)投資機(jī)會(huì)而增加了金融資產(chǎn)的投資[5]。劉篤池（2016）指出非金融公司持有金融資產(chǎn)的動(dòng)機(jī)主要有三類：發(fā)揮現(xiàn)金管理的“蓄水池”作用、提升資本運(yùn)作能力、滿足逐利性的追求[6]。已有文獻(xiàn)資料表明，不同的金融化動(dòng)機(jī)將會(huì)帶來截然不同的經(jīng)濟(jì)結(jié)果[7]：一是經(jīng)濟(jì)金融化對宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境的影響。Ignacio和Hector（2014）指出金融化是導(dǎo)致失業(yè)效應(yīng)的主要原因[8]，Bhaduri（ 2011）和Giron（2012）研究發(fā)現(xiàn)過度金融化能夠引發(fā)金融危機(jī)[9]。二是企業(yè)金融化對企業(yè)經(jīng)營效益和投資風(fēng)險(xiǎn)的影響。陸旸（2015）運(yùn)用Pen-man-Nissim框架將金融收益與經(jīng)營收益進(jìn)行細(xì)分，發(fā)現(xiàn)制造業(yè)公司金融化與經(jīng)營收益具有非均衡關(guān)系;劉麗娜（2018）指出實(shí)體企業(yè)金融化與股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)正相關(guān)[10]。三是企業(yè)金融化對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響。Hutton（2009）、蔡萬煥（2011）和謝家智（2014）研究認(rèn)為實(shí)體企業(yè)過度金融化會(huì)對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生抑制作用[11 -13]。

通過對已有文獻(xiàn)進(jìn)行歸納我們發(fā)現(xiàn)：第一，國內(nèi)外學(xué)者的研究很少涉及到金融化與企業(yè)價(jià)值之間的關(guān)系。第二，已有研究雖然分析了企業(yè)金融化的動(dòng)機(jī)，但研究結(jié)論仍存在較大差異，并且缺少實(shí)證結(jié)果的支持。第三，部分文獻(xiàn)分析了不同投資動(dòng)機(jī)導(dǎo)致的經(jīng)濟(jì)后果，但缺少對具體作用路徑的分析。第四，現(xiàn)有研究往往將企業(yè)金融化當(dāng)作一項(xiàng)投資行為，而忽視了企業(yè)面臨的融資約束環(huán)境。因此，本文從實(shí)體企業(yè)配置金融資產(chǎn)的動(dòng)機(jī)人手，研究實(shí)體企業(yè)金融化與企業(yè)價(jià)值之間的關(guān)系與作用路徑，分析融資約束的異質(zhì)性作用，以期填補(bǔ)現(xiàn)有研究的不足。

二、理論分析及研究假設(shè)

根據(jù)目前中國金融投資收益高企的現(xiàn)狀，中國實(shí)體企業(yè)投資金融資產(chǎn)至少有兩種動(dòng)機(jī)：資金管理動(dòng)機(jī)和市場套利動(dòng)機(jī)。資金管理動(dòng)機(jī)是指企業(yè)通過投資金融資產(chǎn)增加資金儲(chǔ)備，以平滑企業(yè)資金需求，改善現(xiàn)金流狀況，應(yīng)對突發(fā)危機(jī)[14]。市場套利動(dòng)機(jī)是指企業(yè)為了獲取金融投資的超額回報(bào)而將大量的資本投入到金融市場[15]。根據(jù)現(xiàn)金流量理論，企業(yè)投資金融資產(chǎn)獲得的現(xiàn)金凈流入越多，表明實(shí)體企業(yè)金融化是一種資金管理行為;根據(jù)投資組合理論，投資金融資產(chǎn)的收益越大，表明實(shí)體企業(yè)金融化是一種市場套利行為。因此，提出如下假設(shè)：

H1a：實(shí)體企業(yè)金融化是出于資金管理的動(dòng)機(jī)。

H1b：實(shí)體企業(yè)金融化是出于市場套利的動(dòng)機(jī)。

金融資產(chǎn)投資作為實(shí)體企業(yè)投資的重要環(huán)節(jié)，應(yīng)對企業(yè)的經(jīng)營和發(fā)展產(chǎn)生有利影響，因此，必須對金融投資的效率進(jìn)行探究。Richardson（2006）提出，在資源投入水平既定的條件下，可以計(jì)算出企業(yè)的最優(yōu)投資規(guī)模[16]。我們將偏離最優(yōu)投資規(guī)模的現(xiàn)象稱之為無效率的資本投資。Theurillat（2010）認(rèn)為企業(yè)金融化具有“蓄水池效應(yīng)”，當(dāng)企業(yè)面對有利的投資項(xiàng)目時(shí)，增加金融資產(chǎn)投資以獲得經(jīng)濟(jì)利益可以為實(shí)體產(chǎn)業(yè)提供資金支持[17]，但如果企業(yè)沒有把握住投資機(jī)會(huì)，則會(huì)導(dǎo)致企業(yè)整體投資效率下降。Orhangazi（2008）提出過度投資金融資產(chǎn)會(huì)導(dǎo)致實(shí)體產(chǎn)業(yè)的投資效率降低[18]。

近年來，隨著經(jīng)濟(jì)下行壓力增大，實(shí)體經(jīng)濟(jì)的利潤微薄，金融資本逐漸占據(jù)主導(dǎo)地位。根據(jù)Crotty（2005）[19]的理論，可以將實(shí)體企業(yè)的經(jīng)營看作是一個(gè)“投資組合”，當(dāng)實(shí)體產(chǎn)業(yè)的投資利潤小于金融資產(chǎn)的投資利潤時(shí)，公司會(huì)加強(qiáng)對金融資產(chǎn)的投資，減少對實(shí)體產(chǎn)業(yè)的投入。從短期來看，金融資產(chǎn)的投資收益能夠緩解由于實(shí)體產(chǎn)業(yè)利潤下滑而導(dǎo)致的經(jīng)營績效下滑，甚至可以依靠金融資產(chǎn)的高收益實(shí)現(xiàn)企業(yè)價(jià)值的短期提升?？v觀世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展脈絡(luò)，西方國家的制造業(yè)在不同時(shí)期都發(fā)展至輝煌的狀態(tài)，而緊隨其后的制造業(yè)金融化投機(jī)則成為了其由盛至衰的催命符。對金融資產(chǎn)的過度投資體現(xiàn)了企業(yè)經(jīng)營中的短視投資傾向，不專注于發(fā)展實(shí)體業(yè)務(wù)勢必會(huì)對公司的長遠(yuǎn)發(fā)展造成不利影響。

綜上所述，實(shí)體企業(yè)對金融資產(chǎn)的投資應(yīng)該適度，金融化程度的把控與企業(yè)的投資效率密不可分，既不能過于保守而導(dǎo)致投資不足，也不能過于激進(jìn)而造成投資浪費(fèi)。適度的金融投資有利于改善企業(yè)盈利狀況，過度的金融投資則會(huì)導(dǎo)致實(shí)體產(chǎn)業(yè)資金供給不足，增加企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)，影響企業(yè)價(jià)值提升。根據(jù)上述分析，實(shí)體企業(yè)金融化程度與投資效率和企業(yè)價(jià)值之間都存在著非線性關(guān)系，金融化程度通過影響投資效率進(jìn)而影響企業(yè)價(jià)值。因此，提出如下假設(shè)：

H2：實(shí)體企業(yè)金融化與投資效率之間呈“倒U型”關(guān)系。

H3：實(shí)體企業(yè)金融化程度與企業(yè)價(jià)值之間呈“倒U型”關(guān)系。

H4：投資效率在實(shí)體企業(yè)金融化影響企業(yè)價(jià)值的過程中發(fā)揮中介作用。

在完美的資本市場中，企業(yè)不存在融資約束的問題，能夠從資本市場中獲得資金用于投資活動(dòng)，且獲取資金的成本與內(nèi)源資金的成本相同。但現(xiàn)實(shí)中資本市場存在著諸多干擾因素，使企業(yè)不存在融資約束這一命題不再成立?，F(xiàn)階段中國實(shí)體企業(yè)融資難的問題愈發(fā)凸顯，實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長陷入遲滯，與此同時(shí)卻有大量的資本投入到金融市場中。對于融資約束較強(qiáng)的實(shí)體企業(yè)而言，獲取資金的成本較高，在進(jìn)行投資選擇時(shí)會(huì)更加謹(jǐn)慎，更傾向于平衡好金融資產(chǎn)投資與實(shí)業(yè)投資的關(guān)系，以期獲得金融收益的同時(shí)促進(jìn)主營業(yè)務(wù)的可持續(xù)發(fā)展，提高公司價(jià)值。受資本逐利性影響，對于融資約束較弱的企業(yè)，更傾向于將大量的資本投入到金融市場中，過多地投資金融資產(chǎn)會(huì)導(dǎo)致對實(shí)體產(chǎn)業(yè)的投資不足，對公司長遠(yuǎn)發(fā)展產(chǎn)生不利影響;金融資產(chǎn)具有高風(fēng)險(xiǎn)的特性，配置較多的金融資產(chǎn)必然會(huì)增加公司的投資風(fēng)險(xiǎn)，公司價(jià)值也將受到負(fù)面影響。因此，提出研究假設(shè)：

H5：當(dāng)融資約束較高時(shí)，實(shí)體企業(yè)金融化正向影響企業(yè)價(jià)值;當(dāng)融資約束較低時(shí)，實(shí)體企業(yè)金融化負(fù)向影響企業(yè)價(jià)值。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)樣本

本文選取2 010 - 2017年A股上市公司作為原始數(shù)據(jù)樣本，并對原始樣本數(shù)據(jù)做如下處理：剔除金融類、房地產(chǎn)類上市公司和不持有金融資產(chǎn)的公司;剔除樣本期間有ST和ST*的樣本以及有缺失值的樣本;對所有連續(xù)變量執(zhí)行1%水平下的Winsorize處理，以避免異常值干擾實(shí)證結(jié)果。最終獲得1350家企業(yè)共計(jì)10800個(gè)公司年度觀測值。本文所有數(shù)據(jù)來自于Wind數(shù)據(jù)庫和CSMAR數(shù)據(jù)庫。

（二）變量的界定

1.金融化程度。已有研究對于金融化程度的界定主要有兩種：一是企業(yè)的金融收益占利潤總額的比重;二是企業(yè)配置的金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重。由于企業(yè)的金融收益不總是為正，且為了體現(xiàn)金融資產(chǎn)投資具有高風(fēng)險(xiǎn)的特征，本文采用第二種方式來衡量企業(yè)金融化程度。國內(nèi)學(xué)者對金融資產(chǎn)進(jìn)行了比較系統(tǒng)的分類，借鑒宋軍（2015）、彭俞超（2018）等[14]的研究，將實(shí)體企業(yè)配置的金融資產(chǎn)分為四類：一是交易類金融資產(chǎn)，主要包括交易性金融資產(chǎn)、持有至到期投資、可供出售金融資產(chǎn)、長期債券投資、衍生金融資產(chǎn)、短期投資;二是投資性房地產(chǎn)，我國的房地產(chǎn)也成為了一種特殊的金融資產(chǎn)，房地產(chǎn)投資的虛擬性和獨(dú)立性使其逐漸成為金融投資中的重頭戲;三是長期股權(quán)投資，這也是一種財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)較高的資產(chǎn);四是委托理財(cái)，主要包括信托產(chǎn)品投資、委托信貸和理財(cái)產(chǎn)品，具體數(shù)據(jù)可以從“其他流動(dòng)資產(chǎn)”明細(xì)中獲得。

2.投資效率。本文所研究的投資效率是指企業(yè)實(shí)際投資偏離最優(yōu)投資規(guī)模的幅度。對于最優(yōu)投資規(guī)模的研究，國外主流文獻(xiàn)較常使用Richardson（2006）[16]和Biddle（2009）[20]所建立的模型，我國學(xué)者在引入這一模型的同時(shí)進(jìn)行了適當(dāng)?shù)恼{(diào)整。本文借鑒張中華（2017）[21]、謝佩洪（2017）[22]、王克敏（2017）[23]等對中國制造業(yè)上市公司投資效率的測度，建立如下模型來衡量企業(yè)最優(yōu)投資規(guī)模：

其中殘差項(xiàng)εi，t表示企業(yè)的實(shí)際投資偏離最優(yōu)投資規(guī)模的幅度。將εi，t取絕對值，|εi，t|越小，表明企業(yè)的投資越有效率。這里的投資效率（Invest）是一個(gè)逆向指標(biāo)，我們將對其進(jìn)行正向化處理。

3.融資約束。選擇融資約束作為門限變量，門限回歸要求門限變量必須是外生變量①，因此，選擇固定資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重作為融資約束的代理變量。公司的固定資產(chǎn)外生于融資約束，并且可作為擔(dān)保資產(chǎn)來獲得更多的融資，固定資產(chǎn)越多，公司面臨的融資約束程度越低。

（三）實(shí)證模型的建立

借鑒宋軍、陸旸等[5]的研究設(shè)計(jì)，建立以下模型對研究假設(shè)H1進(jìn)行檢驗(yàn)。

模型（2）中X分別表示現(xiàn)金流人（Cash）和金融收益（ Gain），如果樣本觀測值的數(shù)值為負(fù)，則按-ln（- Cash）和- In（- Gain）處理。Control為控制變量，根據(jù)已有研究文獻(xiàn)，本文分別控制了公司規(guī)模（ Size）、固定資產(chǎn)凈額（Fixed）、資產(chǎn)凈利率（Roa）、資本密集度（Intensity）、股權(quán)集中度（Stock）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、企業(yè)年齡（Age）、可持續(xù)發(fā)展率（Sustain）等變量，變量的具體詳細(xì)定義見表1。

借鑒姜付秀、謝家智等[12]的研究設(shè)計(jì)，建立如下模型對H2～H4進(jìn)行檢驗(yàn)：

借鑒Edwards和Lambert（2007）[24]的分析方法研究假設(shè)H4，結(jié)合模型（3）和（4）進(jìn)行分析，如果模型（5）中的β4顯著為正，同時(shí)β3顯著為負(fù)，則表明實(shí)體企業(yè)金融化程度與投資效率之間的“倒U型”關(guān)系通過投資效率的中介作用影響公司價(jià)值。

借鑒Caner和Hansen（ 2004）[25]的門限回歸計(jì)量方法，建立如下模型對H5進(jìn)行檢驗(yàn)：模型（6）中，ql是門限變量，Υ門限值，Υ值越大，表明融資約束越弱。如果β11≠β21，則表明實(shí)體企業(yè)金融化程度對企業(yè)價(jià)值的影響存在門限值，門限值兩側(cè)的影響效果截然不同。

四、實(shí)證結(jié)果及分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)及分析

文選取的原始數(shù)據(jù)樣本共有3235家公司，其中有2853家公司進(jìn)行了金融資產(chǎn)投資，表明在現(xiàn)有的市場經(jīng)濟(jì)環(huán)境下，約有88.19%的實(shí)體企業(yè)配置了金融資產(chǎn)。表2呈現(xiàn)了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果oFinancial的平均值為0.122，最大值為0.928。表明金融資產(chǎn)在公司總資產(chǎn)中占據(jù)較為重要的位置，金融資產(chǎn)投資已成為大多數(shù)實(shí)體企業(yè)投資活動(dòng)的主要內(nèi)容。TobinQ的平均值為2.340，標(biāo)準(zhǔn)差為2.489，表明企業(yè)價(jià)值存在一定的差異，對企業(yè)價(jià)值的影響因素研究在數(shù)據(jù)方面存在可操作性。通過模型（1）的計(jì)算發(fā)現(xiàn)，在10800個(gè)公司年度觀測值中，只有約0.63%的公司年度樣本不存在無效率投資的情況，而企業(yè)投資效率的平均數(shù)為0.330，說明絕大多數(shù)實(shí)體企業(yè)都存在投資效率的問題。結(jié)合企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率均值44.2%來看，實(shí)體企業(yè)進(jìn)行金融資產(chǎn)投資的資金多來自于債務(wù)融資，投資效率問題對企業(yè)價(jià)值的潛在影響較大。股權(quán)集中度（Stocke）的均值為56.4%，金融機(jī)構(gòu)持股者參與到公司經(jīng)營中，一定程度上會(huì)影響實(shí)體企業(yè)投資金融資產(chǎn)的決策。金融機(jī)構(gòu)持股者更看重資本的流動(dòng)性和收益率，在一定程度上可能違背企業(yè)投資主營業(yè)務(wù)的決策，造成實(shí)體企業(yè)金融化的趨勢[19]。其他控制變量根據(jù)平均數(shù)和中位數(shù)來看，基本都呈現(xiàn)正態(tài)分布，在此不再贅述。

（二）實(shí)體企業(yè)金融化的動(dòng)機(jī)

表3是模型（2）的固定效應(yīng)回歸實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果，回歸（1）是驗(yàn)證金融化與現(xiàn)金流之間的關(guān)系，回歸（2）是驗(yàn)證金融化與金融投資收益之間的關(guān)系，從回歸結(jié)果可以看出，Gain的系數(shù)顯著為正（0.0006，p<0.01），表明金融收益越高，實(shí)體企業(yè)金融資產(chǎn)的投資規(guī)模越大，由此可以得出實(shí)體企業(yè)金融化是出于市場套利的動(dòng)機(jī)，假設(shè)H1b得到驗(yàn)證。借鑒Driscoll和Kraay（1998）[26]提出的“異方差一序列相關(guān)一截面相關(guān)”穩(wěn)健型標(biāo)準(zhǔn)誤對模型進(jìn)行修正，回歸（3）和（4）即為穩(wěn)健估計(jì)的結(jié)果，回歸（4）的結(jié)果再次證實(shí)了假設(shè)H1b成立?；貧w（3）中Cash的系數(shù)不顯著，表明投資活動(dòng)所獲現(xiàn)金流對公司的金融投資行為并沒有顯著的影響，從而否定了實(shí)體企業(yè)金融化的資金管理動(dòng)機(jī)。

（三）實(shí)體企業(yè)金融化與企業(yè)價(jià)值

在模型（4）中，被解釋變量的一階滯后項(xiàng)作為解釋變量，可能會(huì)產(chǎn)生內(nèi)生性問題。如果采用固定效應(yīng)模型等傳統(tǒng)的估計(jì)方法可能會(huì)導(dǎo)致參數(shù)估計(jì)無效或顯著性檢驗(yàn)無意義。由Arellano和Bond（1991）[27]提出的GMM方法能夠解決此類問題，具有較高的估計(jì)效率，因此采用系統(tǒng)GMM估計(jì)方法。之所以不采用差分GMM，是因?yàn)槿绻忉屪兞康淖兓^程接近隨機(jī)游走，那么差分GMM的估計(jì)結(jié)果會(huì)存在一定的偏差。系統(tǒng)GMM更適合“樣本數(shù)量大，時(shí)間跨度小”的短動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)估計(jì)。

為驗(yàn)證系統(tǒng)GMM估計(jì)的有效性，本文借鑒Bond（2001）和謝家智（2014）的思路，對模型（4）同時(shí)采用OLS、固定效應(yīng)模型和系統(tǒng)GMM三種估計(jì)方法，并對模型進(jìn)行了AR檢驗(yàn)、Hansen檢驗(yàn)。為消除異方差和自相關(guān)問題，對估計(jì)進(jìn)行了穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤處理，估計(jì)結(jié)果詳見表4。表4中被解釋變量的滯后項(xiàng)TobinQt-1的估計(jì)結(jié)果分別為0.6263、0.0107和0.3407，系統(tǒng)GMM的估計(jì)結(jié)果介于OLS和固定效應(yīng)模型之間，與Bond等人的判斷標(biāo)準(zhǔn)相符合。由表4中的（6）可知，F(xiàn)inancialt-12的結(jié)果顯著為負(fù)，而Financialt-1的結(jié)果顯著為正，表明金融化程度與企業(yè)價(jià)值之間存在“倒U型”關(guān)系，假設(shè)H3得到驗(yàn)證。

（四）投資效率的中介效應(yīng)分析

表5中，回歸（1）和（2）分別加入了變量Finan-cialt-1及其平方項(xiàng)，結(jié)果表明公司Finan.cialt-12顯著為負(fù)（一0.0132，p<0.05），說明實(shí)體企業(yè)金融化與投資效率之間呈非線性的“倒U型”關(guān)系，假設(shè)H2得到證實(shí)。在回歸（3）中加入了投資效率這一中介變量，以及金融化程度與投資效率的交互項(xiàng)，結(jié)果顯示投資效率與企業(yè)價(jià)值正相關(guān)（4.2421，p<0.1），但Financialt-12的系數(shù)依然顯著為負(fù)，再次證明了假設(shè)H3成立。金融化程度與投資效率的交互項(xiàng)系數(shù)不顯著（-3.6716，p>0.1），表明投資效率與企業(yè)價(jià)值之間的關(guān)系不受金融化程度的權(quán)變影響。綜合上述各個(gè)模型和回歸結(jié)果進(jìn)行分析，金融化程度與投資效率之間的倒U型關(guān)系會(huì)通過投資效率的中介作用影響企業(yè)價(jià)值，因此假設(shè)H4得到驗(yàn)證。

（五）融資約束門限效應(yīng)分析

表6的檢驗(yàn)結(jié)果表明金融化程度與企業(yè)價(jià)值之間存在單門限，估計(jì)的門限值為0.0248。表7中Fi-nancial（qt≤Υ）和Financial（qt>Υ）都在1%的水平下顯著。在高于門限值0.0248時(shí)，金融化程度與企業(yè)價(jià)值呈顯著負(fù)相關(guān)，表明當(dāng)融資約束較弱時(shí)，金融化程度越高，對公司價(jià)值的負(fù)向影響越大;而在低于門限值時(shí)，金融化程度與企業(yè)價(jià)值呈顯著正相關(guān)，表明當(dāng)企業(yè)受到的融資約束較強(qiáng)時(shí)，金融化程度越高，對公司價(jià)值的正向影響越大，假設(shè)H5得到驗(yàn)證。

（六）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

出于穩(wěn)健性的考慮，在模型構(gòu)建中增加了許多的控制變量，并且所有自變量均取滯后一期的觀測值。在此基礎(chǔ)上，對靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型采用了“異方差一序列相關(guān)一截面相關(guān)穩(wěn)健型標(biāo)準(zhǔn)誤”進(jìn)行修正。為解決動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)的內(nèi)生性問題，使用了系統(tǒng)GMM方法并采用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤處理。為了保證實(shí)證結(jié)果的可靠性，本文更換了衡量的指標(biāo)，采用金融資產(chǎn)增長率來度量金融化程度，金融資產(chǎn)增長率反映了實(shí)體企業(yè)金融資產(chǎn)配置的增長趨勢。采用新的金融化程度衡量指標(biāo)對研究假設(shè)再次進(jìn)行檢驗(yàn)，實(shí)證結(jié)果與前面的結(jié)論一致。

五、結(jié)論及啟示

實(shí)體企業(yè)進(jìn)行金融資產(chǎn)投資是出于市場套利的動(dòng)機(jī)，而不是為了發(fā)揮“蓄水池”的作用。企業(yè)配置適當(dāng)比例的金融資產(chǎn)，一方面，可以將部分收益不佳的實(shí)業(yè)資產(chǎn)轉(zhuǎn)投入金融資產(chǎn)，獲得更高收益從而增加公司價(jià)值;另一方面，適當(dāng)?shù)耐顿Y金融資產(chǎn)能夠增加企業(yè)資產(chǎn)投資的多樣化，利用投資組合的方式分散風(fēng)險(xiǎn)，在一定程度上能夠提升公司的價(jià)值。此外，適當(dāng)?shù)乩脗鶆?wù)融資來投資金融資產(chǎn)，在不分散公司控制權(quán)的前提下，能夠通過稅盾效應(yīng)和財(cái)務(wù)杠桿作用提高公司價(jià)值。但對金融資產(chǎn)的過度投資會(huì)占用實(shí)體業(yè)務(wù)的資金資源，導(dǎo)致主營業(yè)務(wù)的發(fā)展受到限制，其他投資項(xiàng)目也會(huì)因?yàn)槿鄙儋Y金而擱淺，企業(yè)整體的投資效率下降，實(shí)體企業(yè)的主營業(yè)務(wù)優(yōu)勢減弱勢必會(huì)對公司價(jià)值產(chǎn)生不利的影響。結(jié)合企業(yè)面臨的融資約束環(huán)境來分析，融資約束較弱的公司更容易獲得資金，受資本逐利性影響，更傾向于大量地投資金融資產(chǎn)，可能存在過度投資的問題，導(dǎo)致投資效率不高，實(shí)體產(chǎn)業(yè)資本投入不足，從而影響了企業(yè)價(jià)值的提升。當(dāng)公司受到的金融約束較強(qiáng)時(shí)，其對資本的利用也會(huì)更加謹(jǐn)慎，為了保障公司持續(xù)發(fā)展，企業(yè)會(huì)控制對金融資產(chǎn)的投資，只有金融資產(chǎn)的配置在合理范圍內(nèi)，才能提高企業(yè)資本的投資效率，通過投資金融資產(chǎn)獲取的收益也能夠?qū)ζ髽I(yè)的實(shí)體產(chǎn)業(yè)發(fā)展提供資金支持，從而提升企業(yè)價(jià)值。

文的研究結(jié)論對于重新審視和解決現(xiàn)階段實(shí)體經(jīng)濟(jì)“脫實(shí)向虛”的問題提供了新的思路：企業(yè)應(yīng)樹立正確的投資理念，將投資重點(diǎn)放在與主營業(yè)務(wù)相關(guān)的經(jīng)營活動(dòng)和研發(fā)活動(dòng)中，合理配置金融資產(chǎn);政府應(yīng)加強(qiáng)對金融市場的監(jiān)管，抑制金融資產(chǎn)的投機(jī)行為，擠出金融資本泡沫，防止企業(yè)資金過度流向金融市場。現(xiàn)代金融本就是產(chǎn)業(yè)體系中的一部分，與實(shí)體經(jīng)濟(jì)緊密相連、相互支撐，金融產(chǎn)業(yè)不是孤立的，更不能走自我循環(huán)、自我膨脹的發(fā)展道路。改革開放40年來，中國經(jīng)濟(jì)不斷進(jìn)行轉(zhuǎn)型升級，金融市場和實(shí)體經(jīng)濟(jì)的協(xié)同并進(jìn)才是我國經(jīng)濟(jì)得以穩(wěn)健發(fā)展的根本動(dòng)力。

注釋：

①現(xiàn)有研究中衡量融資約束的方法主要是多指標(biāo)綜合評價(jià)方法，通過多個(gè)財(cái)務(wù)指標(biāo)構(gòu)建模型來判斷企業(yè)的融資約束程度，主要包括KZ指數(shù)、SA指數(shù)等。但綜合指數(shù)法所度量的融資約束在一定程度上存在內(nèi)生性的問題，會(huì)導(dǎo)致研究結(jié)果出現(xiàn)偏差。

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