企業(yè)金融化與盈余持續(xù)性

和麗芬 張丹 王巧義

【摘要】伴隨著企業(yè)金融資產(chǎn)投資與獲利的不斷增加， 金融活動能否提升盈余持續(xù)性成為需要深入思考的問題。 以2012 ～ 2019年滬深A(yù)股非金融和房地產(chǎn)行業(yè)上市公司為樣本， 構(gòu)建不同金融化動機(jī)下的計量模型， 實證分析企業(yè)金融化與盈余持續(xù)性的內(nèi)在關(guān)系。 研究表明： 出于“市場套利動機(jī)”配置金融資產(chǎn)， 企業(yè)金融化對盈余持續(xù)性具有抑制作用; 出于“資金儲備動機(jī)”配置金融資產(chǎn)， 雖能增加企業(yè)內(nèi)源現(xiàn)金流， 但并未對盈余持續(xù)性產(chǎn)生促進(jìn)作用， 反而證實部分企業(yè)存在“以錢生錢”投資現(xiàn)象。 進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)： 創(chuàng)新能力下降是金融化行為對盈余持續(xù)性產(chǎn)生抑制作用的部分中介因子; 機(jī)構(gòu)投資者可以發(fā)揮緩解二者負(fù)相關(guān)關(guān)系的調(diào)節(jié)作用; 相比國有企業(yè)， 金融化行為對盈余持續(xù)性的抑制作用在非國有企業(yè)中更明顯。 該結(jié)論為合理定位金融化動機(jī)提供了經(jīng)驗證據(jù)， 對于引導(dǎo)企業(yè)“脫虛向?qū)崱庇幸欢ǖ膮⒖純r值。

【關(guān)鍵詞】企業(yè)金融化;盈余持續(xù)性;創(chuàng)新能力;機(jī)構(gòu)投資者

【中圖分類號】F275.1? ? ? 【文獻(xiàn)標(biāo)識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2021）13-0028-8

一、引言

實體經(jīng)濟(jì)與虛擬經(jīng)濟(jì)的平衡發(fā)展是防范經(jīng)濟(jì)運行風(fēng)險的關(guān)鍵， 然而近年來我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展卻呈現(xiàn)出金融化的特征： 實體經(jīng)濟(jì)占GDP的比重從2011年的71.39%連續(xù)下降至2019年的62.40%①， M1同比增速2018年以來始終低于M2且差距逐漸增大， 最大差距達(dá)8%②， 四大國有銀行結(jié)構(gòu)性存款也不斷攀升。 微觀層面， 由于實業(yè)投資利潤率下降， 很多企業(yè)轉(zhuǎn)而投資金融資產(chǎn)。 國泰安數(shù)據(jù)庫的數(shù)據(jù)顯示： 2012年配置金融資產(chǎn)的企業(yè)占比50.68%， 2018年該比例上升為82.39%， 且金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)比重近8年上漲了近2.5倍。 以上數(shù)據(jù)說明， 在資本逐利驅(qū)動下， 大量產(chǎn)業(yè)資本流向高收益的金融領(lǐng)域， 企業(yè)金融資產(chǎn)投資與金融渠道獲利占比不斷提高[1] 。 從短期看， 大量金融資產(chǎn)投資能增強公司資金的流動性， 防范資金短缺風(fēng)險， 但同時也會擠占企業(yè)的長效技術(shù)創(chuàng)新資源， 進(jìn)而可能影響盈余可持續(xù)性， 危害公司實業(yè)的長遠(yuǎn)發(fā)展。 那么， 實體企業(yè)金融化與盈余持續(xù)性之間到底存在何種關(guān)系？ 該關(guān)系的傳導(dǎo)路徑又是什么？ 考慮到企業(yè)金融化行為與盈余狀況不可避免地會受到外部治理的影響， 哪些因素會對二者的關(guān)系產(chǎn)生調(diào)節(jié)作用？ 本文試圖解答以上問題。

本文的貢獻(xiàn)包括： 第一， 從資產(chǎn)結(jié)構(gòu)與現(xiàn)金流量兩個角度構(gòu)建反映市場套利動機(jī)的存量指標(biāo)與反映資金儲備動機(jī)的流量指標(biāo)， 分析不同動機(jī)下企業(yè)金融化對盈余持續(xù)性的影響， 證實了金融化行為對盈余持續(xù)性的抑制作用; 第二， 采用中介效應(yīng)模型證實了“企業(yè)金融化——創(chuàng)新能力——盈余持續(xù)性”傳導(dǎo)路徑， 對大多關(guān)注“金融化影響技術(shù)創(chuàng)新”的現(xiàn)有文獻(xiàn)進(jìn)行補充; 第三， 從機(jī)構(gòu)投資者治理視角， 證實了機(jī)構(gòu)投資者的調(diào)節(jié)作用， 結(jié)合產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分析企業(yè)金融化與盈余持續(xù)性之間關(guān)系的差異， 有助于更好地理解內(nèi)外部環(huán)境與企業(yè)行為之間的聯(lián)系。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

企業(yè)金融化是指企業(yè)的金融資本運作越來越頻繁， 且利潤主要來源于金融渠道而非貿(mào)易和生產(chǎn)商品[2] 。 盈余持續(xù)性是指企業(yè)當(dāng)期或前期盈余業(yè)績持續(xù)到下一期的可能性[3] 。 現(xiàn)有文獻(xiàn)對企業(yè)金融化與盈余持續(xù)性的研究多集中在金融化對企業(yè)實業(yè)投資、技術(shù)創(chuàng)新的影響， 并產(chǎn)生了“擠出”與“擠入”兩類效應(yīng)觀點。 “擠出”效應(yīng)認(rèn)為， 實體企業(yè)金融化主要源于市場套利動機(jī)[4] 。 金融行業(yè)的高收益助推企業(yè)依靠金融渠道獲利、降低技術(shù)研發(fā)投入[5] 。 在資產(chǎn)組合權(quán)衡取舍下， 企業(yè)會減少用于實體投資的資金尤其是減少對固定資產(chǎn)的投資[1] ， 進(jìn)而對實業(yè)投資率[1] 、經(jīng)營性業(yè)務(wù)生產(chǎn)效率[6] 產(chǎn)生抑制作用。 另有部分學(xué)者認(rèn)為， 金融化與實體投資、技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系表現(xiàn)為“擠入”效應(yīng)， 認(rèn)為金融化行為的動機(jī)是建立資金儲備[7] 。 相較于外部融資環(huán)境的改善， 企業(yè)內(nèi)部資金積累更能持續(xù)地推進(jìn)其技術(shù)創(chuàng)新等長效投資[8] ， 而金融產(chǎn)品一般具有較強的流動性， 當(dāng)企業(yè)面臨經(jīng)營風(fēng)險時， 可以將金融產(chǎn)品迅速變現(xiàn)以減輕對外部融資的依賴[9] ， 從而降低財務(wù)困境成本[10] 、緩解實業(yè)投資壓力并保持創(chuàng)新活動的長期性與穩(wěn)定性[11] ， 有利于維持公司主業(yè)的長期競爭力[9] 。

通過文獻(xiàn)回顧可以發(fā)現(xiàn)， 市場套利動機(jī)與資金儲備動機(jī)均為企業(yè)金融化行為提供了理論依據(jù)， 但不同動機(jī)下企業(yè)金融化作用于盈余持續(xù)性的方式存在差異。 從市場套利動機(jī)看， 資本逐利驅(qū)使企業(yè)金融化行為越來越頻繁， 企業(yè)不斷提高金融資產(chǎn)配置比例[4] ， 越來越依賴金融渠道獲利， 導(dǎo)致管理層追逐“以錢生錢”的投資模式， 降低對生產(chǎn)經(jīng)營活動特別是技術(shù)創(chuàng)新的資金投入， 從而對盈余持續(xù)性造成不利影響。 尤其在委托代理沖突下， 相比周期長、見效慢的實業(yè)投資（特別是技術(shù)創(chuàng)新投資）， 市場套利動機(jī)會驅(qū)使管理層將資金投向能夠獲得短期現(xiàn)金流的金融資產(chǎn)， 以獲得管理權(quán)私利， 致使企業(yè)投資戰(zhàn)略短期化， 經(jīng)營決策轉(zhuǎn)向金融領(lǐng)域而偏離業(yè)務(wù)， 損害企業(yè)盈余持續(xù)性。 從資金儲備動機(jī)看， 企業(yè)金融化是管理層為緩解融資約束而做出的適度投資， 企業(yè)配置的金融資產(chǎn)能夠憑借較強的變現(xiàn)能力發(fā)揮“準(zhǔn)貨幣”功能， 避免因資金不足而導(dǎo)致企業(yè)投資中斷， 并緩解外部經(jīng)營不確定性對主業(yè)的沖擊[9] 。 此外， 合理的金融資產(chǎn)配置有利于提高企業(yè)資金使用效率[12] ， 產(chǎn)業(yè)資本參與金融市場也更有助于資本市場為技術(shù)創(chuàng)新投資者提供長期激勵、分散風(fēng)險和共享機(jī)會功能[11] ， 提升全社會創(chuàng)新活動的長期性、穩(wěn)定性與風(fēng)險承受度。 基于以上分析， 本文提出如下假設(shè)：

H1： 從市場套利角度看， 金融化行為會擠占企業(yè)實業(yè)投資資源， 抑制盈余持續(xù)性。

H2： 從資金儲備角度看， 金融化行為會創(chuàng)造企業(yè)內(nèi)源現(xiàn)金流， 促進(jìn)盈余持續(xù)性。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選取及數(shù)據(jù)來源

以滬深A(yù)股2012 ～ 2019年非金融及房地產(chǎn)行業(yè)上市公司為樣本， 并對數(shù)據(jù)進(jìn)行如下處理： 剔除ST、?ST公司; 剔除相關(guān)數(shù)據(jù)缺失公司; 剔除數(shù)據(jù)異常公司; 剔除在2012年上市的公司。 此外， 為減少極端值的影響， 對連續(xù)變量進(jìn)行上下1%的縮尾處理， 最終獲得1044家上市公司共7308個平衡面板樣本觀測值。 企業(yè)專利申請數(shù)目來源于CNRDS數(shù)據(jù)庫， 其余數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫， 運用Stata 16.0及Excel 2010進(jìn)行處理。

（二）變量選取

1. 因變量： 盈余持續(xù)性（Croa）。 借鑒肖華等[13] 的研究， 采用主營業(yè)務(wù)資產(chǎn)收益率（主營業(yè)務(wù)利潤/期初期末總資產(chǎn)賬面均值）衡量企業(yè)盈余持續(xù)性。

2. 自變量： 企業(yè)金融化（fin）。 包括存量指標(biāo)（fin1）與流量指標(biāo)（fin2）。 存量指標(biāo)來自資產(chǎn)負(fù)債表， 以金融資產(chǎn)/總資產(chǎn)表示， 反映金融資產(chǎn)投資對企業(yè)實物投資的擠占程度， 用于檢驗金融化行為的市場套利動機(jī)。 本文借鑒杜勇等[9] 的統(tǒng)計口徑， 定義fin1=企業(yè)配置的金融資產(chǎn)③/期初期末總資產(chǎn)賬面均值。 流量指標(biāo)來自現(xiàn)金流量表， 反映金融資產(chǎn)投資創(chuàng)造現(xiàn)金流的能力， 檢驗企業(yè)金融化行為的資金儲備動機(jī)。 借鑒嚴(yán)武等[14] 的研究， 本文定義fin2=（收回投資收到的現(xiàn)金+取得投資收益收到的現(xiàn)金）/期初期末總資產(chǎn)賬面均值。

3. 中介變量： 企業(yè)創(chuàng)新能力（invest）， 采用專利申請數(shù)目度量。 當(dāng)前對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新能力的衡量指標(biāo)主要包括研發(fā)投資占主營業(yè)務(wù)收入比[5] 、無形資產(chǎn)凈額增量占總資產(chǎn)比[15] 、專利申請數(shù)目[9] 等。 鑒于研發(fā)支出無法反映人力資本開發(fā)以及新技術(shù)引進(jìn)、消化和吸收[8] ， 無形資產(chǎn)包含無法體現(xiàn)創(chuàng)新能力的項目（土地使用權(quán)）， 本文采用能綜合反映企業(yè)對各種創(chuàng)新投入利用能力的專利申請數(shù)目衡量企業(yè)創(chuàng)新能力， 定義invest=Ln（專利申請數(shù)目+1）。

4. 調(diào)節(jié)變量： 機(jī)構(gòu)投資者持股比例（inst）。 以機(jī)構(gòu)投資者持股數(shù)占公司總股本的比例作為機(jī)構(gòu)持股的計量指標(biāo)。

5. 控制變量。 參考現(xiàn)有文獻(xiàn)， 本文設(shè)定控制變量包括公司規(guī)模（size）、資產(chǎn)負(fù)債率（lev）、成長能力（Q）、第一大股東持股比例（top1）、企業(yè)上市年齡（age）、高管貨幣薪酬水平（mpay）以及公司內(nèi)部控制質(zhì)量（index）， 并控制時間效應(yīng)。 此外， 考慮到資產(chǎn)負(fù)債率與盈余持續(xù)性的關(guān)系[16] ， 將資產(chǎn)負(fù)債率的平方（lev2）也納入控制變量范圍。 具體變量定義如表1所示。

（三）模型構(gòu)建

當(dāng)前學(xué)術(shù)界多采用一階線性自回歸模型估計企業(yè)的盈余持續(xù)性， 基本模型為： Earnt+1=α0+α1Earnt+εt。 該模型的邏輯是： 盈余持續(xù)性越高， 以企業(yè)當(dāng)期盈余預(yù)測未來時期盈余的準(zhǔn)確性越高。 α1為當(dāng)期盈余對未來時期盈余的敏感程度， 即盈余持續(xù)性。 若α1為正且越大， 表明盈余持續(xù)性越好。

借鑒程敏英等[17] 、彭愛武等[18] 的計量模型， 將企業(yè)金融化存量指標(biāo)（fin1）、t期盈余持續(xù)性與企業(yè)金融化存量指標(biāo)的交乘項（Croat×fin1）及相關(guān)控制變量納入上述基本模型構(gòu)建方程（1）， 將fin2、Croat×fin2及相關(guān)控制變量納入上述基本模型構(gòu)建方程（2）， 分別驗證H1與H2。 具體方程如下所示：

交乘項的系數(shù)α3（或β3）代表企業(yè)金融化對盈余持續(xù)性產(chǎn)生的影響。 若α3顯著為負(fù)， 則說明在市場套利動機(jī)下， 金融化行為通過對實業(yè)投資的擠占削弱了本期盈余與下期盈余的關(guān)系， 對盈余持續(xù)性具有抑制作用， H1得以驗證; 若β3顯著為正， 則說明在資金儲備動機(jī)下， 金融化行為能夠通過增加企業(yè)內(nèi)源現(xiàn)金流的方式“反哺”經(jīng)營業(yè)務(wù)， 對盈余持續(xù)性具有促進(jìn)作用， H2得以驗證。 為消除不可觀測因素的影響， 本文采用排除公司個體差異的固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸。

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2列示了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。

由表2可以發(fā)現(xiàn)： Croat+1和Croat的均值分別為18.8%與15.8%， 說明樣本公司主營業(yè)務(wù)資產(chǎn)收益率的平均水平較高， 但從標(biāo)準(zhǔn)差來看， 企業(yè)間差異較大; 企業(yè)金融化存量指標(biāo)（fin1）的均值為2.7%， 表明金融資產(chǎn)在總資產(chǎn)中的平均占比為2.7%， 最大值為88.2%， 說明不同樣本公司的金融化水平懸殊， 部分企業(yè)金融資產(chǎn)配置比例過大， 存在過度金融化現(xiàn)象; 企業(yè)金融化流量指標(biāo)（fin2）均值為9.2%， 說明樣本公司通過金融渠道獲取的現(xiàn)金流較高， 標(biāo)準(zhǔn)差為0.296， 說明各公司的金融渠道獲利能力差距較大; 機(jī)構(gòu)投資者持股比例（inst）的均值為7.3%， 最大值為55.2%， 說明我國機(jī)構(gòu)投資者平均持股比例較高。 觀察其他變量， invest、size、mpay、Q與age的標(biāo)準(zhǔn)差較高， 表明企業(yè)創(chuàng)新能力、公司規(guī)模與成長能力、上市年齡以及高管貨幣薪酬水平在不同公司間差異較大。 lev均值為43.3%， 表明樣本公司資產(chǎn)負(fù)債率較為合理。 其他變量的中位數(shù)與均值基本一致， 說明其基本服從正態(tài)分布。

（二）多元回歸結(jié)果

表3第（1）、（2）列是對方程（1）、方程（2）采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸的結(jié)果。 結(jié)果顯示： 方程（1）與方程（2）中Croat的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正， 表明企業(yè)盈余持續(xù)性較強; 方程（1）中Croat×fin1的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)， 表明市場套利動機(jī)下的金融化行為削弱了本期盈余與下期盈余的關(guān)系， 抑制了盈余持續(xù)性， H1得以驗證; 方程（2）中Croat×fin2的回歸系數(shù)雖為正， 但未通過顯著性檢驗， 表明資金儲備動機(jī)下的金融化行為盡管能為企業(yè)創(chuàng)造一定的現(xiàn)金流， 但不能起到促進(jìn)盈余持續(xù)性的作用， H2未通過檢驗。

其他控制變量對盈余持續(xù)性的影響與現(xiàn)有研究結(jié)論基本一致。 需要說明的是， 結(jié)合資產(chǎn)負(fù)債率（lev）與資產(chǎn)負(fù)債率平方（lev2）的回歸系數(shù)可知， 資產(chǎn)負(fù)債率與企業(yè)盈余持續(xù)性呈“倒u型”關(guān)系， 盈余持續(xù)性會隨著負(fù)債水平的提高先上升后下降。 top1與mpay的回歸系數(shù)也表明， 盈余持續(xù)性與第一大股東持股比例、高管貨幣薪酬水平負(fù)相關(guān)， 為企業(yè)提升盈余持續(xù)性水平提供了一定的參考價值。

（三）回歸結(jié)果分析

由方程（1）與方程（2）的回歸結(jié)果可知， 市場套利動機(jī)下的金融化行為擠占了實業(yè)投資資源， 對盈余持續(xù)性具有抑制作用; 資金儲備動機(jī)下的金融化行為盡管在一定程度上緩解了融資約束， 增加了企業(yè)現(xiàn)金流， 但并沒有起到促進(jìn)盈余持續(xù)性的作用。 其原因可能是在資本逐利性驅(qū)使下， 金融渠道獲利進(jìn)一步強化了企業(yè)金融化行為傾向， 誘使管理層投資偏好與企業(yè)經(jīng)營模式改變， 導(dǎo)致企業(yè)陷入“金融投資——獲取現(xiàn)金流——金融投資”的惡性循環(huán)。 這驗證了我國部分企業(yè)追逐“以錢生錢”投資模式的客觀存在， 逆向證明了H1的理論推演。

（四）穩(wěn)健性檢驗

1. 替換相關(guān)變量。 方程（1）、（2）的解釋變量采用滯后項形式， 已在一定程度上緩解了內(nèi)生性問題， 但為進(jìn)一步保證回歸結(jié)果的可靠性， 本文參考肖華等[13] 、李常青等[19] 的研究， 將方程（1）中盈余持續(xù)性指標(biāo)由主營業(yè)務(wù)資產(chǎn)收益率（Croa）更換為扣除非經(jīng)常性損益后的總資產(chǎn)收益率（Roa）， 計算公式為： Roa=（凈利潤-非經(jīng)常性損益）/期初期末總資產(chǎn)均值。 參考劉貫春[15] 等的研究， 將方程（2）中現(xiàn)金流量表下的金融化流量指標(biāo)（fin2）更換為利潤表下的金融化流量指標(biāo)（fpr2）， 計算公式為： fpr2=（投資收益+公允價值變動損益+其他綜合收益-營業(yè)利潤）/營業(yè)利潤絕對值。

表3第（3）列、第（4）列分別是對方程（1）采用Roa、方程（2）采用fpr2進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗的回歸結(jié)果， 可以發(fā)現(xiàn)交乘項Roat×fin1的回歸系數(shù)仍顯著為負(fù)， Croat×fpr2的回歸系數(shù)為負(fù)但不顯著， 與主模型（2）回歸結(jié)果存在差異但未改變原結(jié)論， 依舊無法證實企業(yè)金融化行為對盈余持續(xù)性的促進(jìn)作用。 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果表明， 本文結(jié)論具有較強的可靠性。

2. 更換回歸模型。 前文涉及的檢驗主要采用面板數(shù)據(jù)的固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸， 為檢驗回歸結(jié)果在不同回歸模型下是否依然成立， 本文采用Tobit模型對方程（1）、（2）進(jìn)行二次回歸， 并控制時間與行業(yè)效應(yīng)， 回歸結(jié)果見表3第（5）、（6）列。 主要變量的回歸結(jié)果與原結(jié)果基本一致， 表明本文的研究結(jié)論具備較強的穩(wěn)健性。

五、進(jìn)一步分析

（一）創(chuàng)新能力的中介效應(yīng)

根據(jù)前文的分析， 企業(yè)金融化行為在市場套利動機(jī)下會擠占技術(shù)創(chuàng)新等實業(yè)投資， 這不僅會弱化企業(yè)創(chuàng)新動機(jī)， 也會影響企業(yè)對創(chuàng)新項目的持續(xù)性投資， 進(jìn)而對盈余持續(xù)性造成不利影響。 因此， 為檢驗創(chuàng)新能力是否在金融化影響盈余持續(xù)性的過程中發(fā)揮中介作用， 根據(jù)中介效應(yīng)的檢驗?zāi)Ｐ蚚17] ， 構(gòu)建方程（3）、（4）， 并對方程（1）、（3）、（4）采用Baron等[20] 的中介效應(yīng)檢驗程序來考察是否存在 “企業(yè)金融化——創(chuàng)新能力——盈余持續(xù)性”這一傳導(dǎo)路徑。 鑒于本文采用專利申請數(shù)目對企業(yè)創(chuàng)新能力進(jìn)行度量， 而專利申請數(shù)目具有非負(fù)整數(shù)特征， 故采取計數(shù)模型（Poisson模型）對方程（3）進(jìn)行回歸[21] ， 并控制時間與行業(yè)效應(yīng)。 采用固定效應(yīng)模型對方程（1）、（4）進(jìn)行回歸。 檢驗方程如下：

借鑒溫忠麟等[22] 的方法，? 按照以下程序進(jìn)行檢驗： 首先， 檢驗企業(yè)金融化對盈余持續(xù)性的影響， 觀察方程（1）中回歸系數(shù)α3; 然后， 檢驗企業(yè)金融化對創(chuàng)新能力的影響， 觀察方程（3）中的回歸系數(shù)ω1; 最后， 同時檢驗企業(yè)金融化、創(chuàng)新能力對盈余持續(xù)性的影響， 觀察方程（4）中回歸系數(shù)γ2、γ4。 具體需要滿足以下條件： 其一， α3顯著， 否則中介效應(yīng)不存在。 其二， 在ω1、γ4都顯著的基礎(chǔ)上， 若γ2顯著， 則存在部分中介效應(yīng); 若γ2不顯著， 則存在完全中介效應(yīng)。 其三， 若ω1、γ4至少有一個不顯著， 則需要通過 Sobel 檢驗判斷中介效應(yīng)（ω1×γ4）的顯著性。

表4列示了“企業(yè)金融化——創(chuàng)新能力——盈余持續(xù)性”傳導(dǎo)路徑的檢驗結(jié)果， 方程（1）列是不納入中介因子（invest）的檢驗結(jié)果， 交乘項Croat×fin1顯著為負(fù); 在方程（3）的檢驗結(jié)果中， fin1的回歸系數(shù)顯著為負(fù)， 說明企業(yè)金融化行為降低了創(chuàng)新產(chǎn)出; 在方程（4）的檢驗結(jié)果中， 交乘項Croat×invest的回歸系數(shù)顯著為正， 表明企業(yè)創(chuàng)新能力越強， 盈余持續(xù)性越強。 由此可知， 企業(yè)金融化行為降低了企業(yè)創(chuàng)新能力， 進(jìn)而抑制了盈余持續(xù)性。 另外， 方程（4）中交乘項Croat×fin1的回歸系數(shù)在1%的水平上依然顯著， 依照中介效應(yīng)的檢驗程序可知， 創(chuàng)新能力是企業(yè)金融化影響盈余持續(xù)性的部分中介因子， 證實了金融化行為通過對創(chuàng)新資源的“擠占”， 對盈余持續(xù)性造成不利影響。 控制變量的回歸結(jié)果與前文基本一致。 將主營業(yè)務(wù)資產(chǎn)收益率（Croa）替換為扣除非經(jīng)常性損益的凈資產(chǎn)收益率（Roa）（下同）， 對方程（4）進(jìn)行替換指標(biāo)的穩(wěn)健性檢驗， 得到與主模型一致的結(jié)論， 結(jié)果如表4所示， 表明本文結(jié)論具有較強的可靠性。

（二）機(jī)構(gòu)投資者的調(diào)節(jié)作用

有效的外部監(jiān)督能夠削弱經(jīng)理人攫取管理權(quán)私利動機(jī)， 減少大股東利益侵占行為， 加大企業(yè)研發(fā)支出[23] 。 作為獨立于大股東與內(nèi)部人的外部投資者， 機(jī)構(gòu)投資者有能力發(fā)揮外部治理機(jī)制的重要作用。 首先， 相比個人投資者， 機(jī)構(gòu)投資者進(jìn)入目標(biāo)企業(yè)時伴有巨額投資， 在參與公司治理時能夠憑借其強大的資金實力享有更大的話語權(quán)， 一旦控股股東或管理層做出不利于企業(yè)長遠(yuǎn)發(fā)展的投資決策， 機(jī)構(gòu)投資者就能憑借其較高的持股比例進(jìn)行決策干預(yù)， 這不僅能減少大股東謀取控制權(quán)私利的行為， 還能起到對管理層的監(jiān)督約束作用， 遏制管理層短視行為， 促進(jìn)管理層與股東的利益趨同。 其次， 機(jī)構(gòu)投資者比一般投資者專業(yè)水平更高， 可以憑借其信息搜集與處理、建立聯(lián)系等優(yōu)勢幫助企業(yè)進(jìn)行資源整合， 降低技術(shù)創(chuàng)新等長期價值導(dǎo)向投資活動的風(fēng)險水平， 并為創(chuàng)新活動提供更為豐富的行業(yè)信息， 使得管理層投資偏好向具有長期潛在收益的技術(shù)創(chuàng)新過渡， 進(jìn)而增加企業(yè)未來產(chǎn)出。 總體上， 機(jī)構(gòu)投資者有能力通過監(jiān)督治理機(jī)制與知識溢出機(jī)制減少管理層短視投資行為， 促使企業(yè)增加研發(fā)支出等長期價值導(dǎo)向的投資行為[24] ， 以提升長期盈余水平。 同時， 機(jī)構(gòu)投資者也有動機(jī)干預(yù)企業(yè)投資決策， 阻止企業(yè)做出為滿足短期收益目標(biāo)而不顧長遠(yuǎn)發(fā)展的投資行為。 因為機(jī)構(gòu)投資者的持股比例較高， 當(dāng)企業(yè)業(yè)績變差時無法隨意拋售股票， 其在短期內(nèi)退出企業(yè)的難度較大， 會更加關(guān)注大股東或管理層的機(jī)會主義行為， 并監(jiān)督企業(yè)制定長效的生產(chǎn)經(jīng)營決策以保證收益的持續(xù)性。 因此， 機(jī)構(gòu)投資者既有能力又有動機(jī)發(fā)揮有效的外部監(jiān)管作用與內(nèi)部資源調(diào)控作用， 減少管理層短視投資行為并提高企業(yè)盈余持續(xù)性， 起到弱化企業(yè)金融化與盈余持續(xù)性負(fù)向關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。

為驗證以上分析， 建立方程（5）檢驗機(jī)構(gòu)投資者持股對企業(yè)創(chuàng)新的推動作用; 建立方程（6）檢驗機(jī)構(gòu)投資者持股對盈余持續(xù)性的促進(jìn)作用; 參考相關(guān)研究計量模型[17] ， 建立方程（7）檢驗機(jī)構(gòu)投資者持股對企業(yè)金融化與盈余持續(xù)性之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。 并采用計數(shù)（Poisson）模型對方程（5）進(jìn)行估計， 采用固定效應(yīng)模型對方程（6）、（7）進(jìn)行估計。

回歸結(jié)果見表5。 方程（5）的回歸結(jié)果中， inst的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正， 表明機(jī)構(gòu)投資者持股提高了企業(yè)的創(chuàng)新能力; 方程（6）的回歸結(jié)果中， 交乘項Croat×inst的系數(shù)代表了機(jī)構(gòu)投資者持股對盈余持續(xù)性的影響， 發(fā)現(xiàn)其系數(shù)在1%的水平上顯著為正， 表明機(jī)構(gòu)投資者能夠通過其特有優(yōu)勢提升企業(yè)盈余持續(xù)性; 方程（7）的回歸結(jié)果中， 機(jī)構(gòu)投資者調(diào)節(jié)機(jī)制的檢驗需重點關(guān)注交乘項inst×Croat×fin1的系數(shù)， 發(fā)現(xiàn)該系數(shù)為正并通過顯著性檢驗， 表明機(jī)構(gòu)投資者持股可以緩解企業(yè)金融化與盈余持續(xù)性的負(fù)相關(guān)關(guān)系。 前文的分析均得到驗證。

在方程（7）的穩(wěn)健性檢驗中， 交乘項inst×Roat×fin1的系數(shù)為正， 并且在5%的水平上顯著， 與原結(jié)論保持一致， 說明研究結(jié)論具備較強的可靠性。

（三）基于產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性的分析

國有企業(yè)作為接受政府直接管轄的主體， 其存在的目的更可能是擴(kuò)大就業(yè)、增強社會穩(wěn)定性并支持貫徹政府政策， 利潤最大化并不是其首要追求， 在“企業(yè)盈利性”與“國家公共性”的權(quán)衡下更傾向于后者， 因而其投資決策更加穩(wěn)健; 非國有企業(yè)的生存與發(fā)展是市場競爭的結(jié)果， 投資決策以優(yōu)先滿足收益最大化為原則， 在金融領(lǐng)域投資回報速度與金額的雙重吸引下， 非國有企業(yè)更偏好對金融資產(chǎn)的投資以謀取高額回報。 因而本文認(rèn)為， 企業(yè)金融化與盈余持續(xù)性的關(guān)系會因產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性而存在差異， 二者的負(fù)相關(guān)關(guān)系在非國有企業(yè)中顯著， 在國有企業(yè)中不顯著。

為此， 本文將1044家樣本公司按產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分為國有與非國有兩組， 對方程（1）采用面板固定效應(yīng)模型進(jìn)行分樣本回歸， 結(jié)果見表5。 可以發(fā)現(xiàn)， 在國有企業(yè)組， 交乘項Croat×fin1的系數(shù)雖然為負(fù)但并未通過顯著性檢驗; 在非國有企業(yè)組， 交乘項Croat×fin1的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)。 這一結(jié)果表明在非國有企業(yè)中， 金融化行為對盈余持續(xù)性的抑制作用更為明顯， 前文的分析得到驗證。

六、研究結(jié)論與啟示

（一）研究結(jié)論

針對實體企業(yè)“脫實向虛”的現(xiàn)狀， 本文基于非金融及房地產(chǎn)行業(yè)上市公司數(shù)據(jù)分析不同動機(jī)下的企業(yè)金融化行為與盈余持續(xù)性的關(guān)系， 并進(jìn)一步考察企業(yè)金融化對盈余持續(xù)性的傳導(dǎo)路徑與調(diào)節(jié)機(jī)制。 研究發(fā)現(xiàn)， 市場套利動機(jī)下的企業(yè)金融化行為因擠占實業(yè)投資對盈余持續(xù)性產(chǎn)生抑制作用; 資金儲備動機(jī)下的金融化行為雖為企業(yè)創(chuàng)造了內(nèi)源現(xiàn)金流， 但并未對盈余持續(xù)性產(chǎn)生有利影響， 反而證實了我國部分企業(yè)追逐“以錢生錢”的投資現(xiàn)象。 進(jìn)一步研究得出， 創(chuàng)新能力下降是金融化行為影響盈余持續(xù)性的部分中介因子， 機(jī)構(gòu)投資者持股能夠減弱企業(yè)金融化對盈余持續(xù)性的抑制作用。 另外， 通過分樣本回歸發(fā)現(xiàn)企業(yè)金融化行為對盈余持續(xù)性的抑制作用在非國有企業(yè)中更明顯。

（二）啟示

盡管本文研究表明企業(yè)金融化會對盈余持續(xù)性造成不利影響， 但綜觀世界各國的金融發(fā)展經(jīng)驗， 經(jīng)濟(jì)金融化是必經(jīng)階段， 不能將企業(yè)金融化行為全盤否定。 為此， 本文提出： （1）深化金融業(yè)改革， 規(guī)范金融業(yè)發(fā)展。 政府應(yīng)進(jìn)一步放寬金融行業(yè)準(zhǔn)入政策、推動利率市場化改革， 以降低金融行業(yè)的超額收益率。 同時， 要完善金融監(jiān)管體系， 創(chuàng)新監(jiān)管方法， 提高金融監(jiān)管透明度與法治化水平。 （2）加快產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級， 引導(dǎo)企業(yè)回歸本源。 政府應(yīng)不斷推進(jìn)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革， 制定相應(yīng)政策打造更好的實業(yè)投資環(huán)境， 加大對創(chuàng)新型企業(yè)的扶持力度， 縮小實體領(lǐng)域與金融領(lǐng)域的投資回報差距， 引導(dǎo)企業(yè)專注實業(yè)。 （3）明確金融投資定位， 重視創(chuàng)新發(fā)展。 企業(yè)應(yīng)當(dāng)將金融投資定位于為經(jīng)營活動與研發(fā)創(chuàng)新提供更為充沛的內(nèi)源資金， 借助金融活動“反哺”主業(yè)， 同時應(yīng)重視創(chuàng)新活動， 積極引進(jìn)創(chuàng)新型人才， 提高創(chuàng)新效率。 （4）優(yōu)化股權(quán)結(jié)構(gòu)， 完善內(nèi)外部治理機(jī)制。 企業(yè)應(yīng)適當(dāng)引入機(jī)構(gòu)股東， 充分發(fā)揮機(jī)構(gòu)投資者的治理效能; 制定合理有效的薪酬制度與監(jiān)管措施， 避免管理層短視投機(jī)行為。

【 注 釋 】

① 如何核算實體經(jīng)濟(jì)占GDP比重目前尚有爭議。本文以MPS（物質(zhì)生產(chǎn)體系）算出的GDP與當(dāng)年SNA（國民經(jīng)濟(jì)核算體系）算出的GDP之比作為實體經(jīng)濟(jì)占比，依據(jù)國家統(tǒng)計局官網(wǎng)《2020年中國統(tǒng)計年鑒》數(shù)據(jù)計算得出。

② 依據(jù)中國人民銀行官網(wǎng)M1、M2貨幣供應(yīng)量數(shù)據(jù)計算得出（http：//www.pbc.gov.cn/diaochatongjisi/116219/index.html）。

③ 本文定義企業(yè)配置的金融資產(chǎn)為交易性金融資產(chǎn)、衍生金融資產(chǎn)、發(fā)放貸款及墊款凈額、可供出售金融資產(chǎn)凈額、持有至到期投資凈額與投資性房地產(chǎn)凈額之和。

【 主 要 參 考 文 獻(xiàn) 】

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