產(chǎn)能過剩是否加劇企業(yè)“脫實向虛”?

翟仁祥 陳昭君

[摘要]2008年金融危機以來，中國企業(yè)“脫實向虛”傾向日趨嚴重且金融化操作日益明顯?；?011—2019年A股上市公司面板數(shù)據(jù)，運用DEAP測算企業(yè)產(chǎn)能利用率，采用雙向固定效應模型和中介效應檢驗產(chǎn)能過剩是否引發(fā)企業(yè)金融化以及中介變量是否起到間接作用。研究結果表明，低產(chǎn)能利用率企業(yè)更多傾向于從事金融類活動且不受IPO暫停影響；產(chǎn)能過剩對于企業(yè)金融化影響具有顯著異質性特征，非金融企業(yè)、國有企業(yè)、小型規(guī)模企業(yè)因低產(chǎn)能利用率導致其金融化操作動機比金融類企業(yè)、非國有企業(yè)、大型規(guī)模企業(yè)更為明顯；產(chǎn)能過剩對企業(yè)金融化具有顯著的部分中介效應，低產(chǎn)能利用率主要通過低主營業(yè)務利潤率間接導致企業(yè)金融化。從統(tǒng)籌協(xié)調企業(yè)實體金融匹配、持續(xù)提升實體企業(yè)投資回報、動態(tài)調整企業(yè)實體經(jīng)營管理3個角度提出對策建議。檢驗結論及其對策建議對于政企了解去產(chǎn)能政策的經(jīng)濟后果和引導實體經(jīng)濟“脫虛向實”具有一定的參考價值。

[關鍵詞]脫實向虛；企業(yè)金融化；產(chǎn)能過剩；GMM

一、 引言

近年來，經(jīng)濟下行壓力不斷加大促使各地區(qū)面臨經(jīng)濟發(fā)展轉型壓力，部分企業(yè)逐漸選擇嘗試性金融投資以滿足小而快的融資需求，將本該用于企業(yè)主營業(yè)務的資金投資在股票、房地產(chǎn)、債券等金融產(chǎn)品上，國民經(jīng)濟呈現(xiàn)出的“脫實向虛”的金融化現(xiàn)象廣泛引起了政府、銀行、行業(yè)乃至民眾的熱烈關注。企業(yè)金融化是指因企業(yè)更多投資或依賴金融市場，使企業(yè)的利潤來源從過去的貿易和產(chǎn)品生產(chǎn)變?yōu)橹饕ㄟ^金融投資（投機）來獲得。根據(jù)企業(yè)不同發(fā)展狀況和面對相異的市場條件，企業(yè)金融化動機大致分為儲蓄和趨利動機，企業(yè)借助大規(guī)模融資以獲得穩(wěn)定資金源、尋找盈利方向或進行企業(yè)轉型升級。2015年中央經(jīng)濟工作會議指出，2016年是推進結構性改革的攻堅之年，著力加強結構性改革，在適度擴大總需求的同時，去產(chǎn)能、去庫存、去杠桿、降成本、補短板，提高供給體系質量和效率1。在一定程度上，可以認為供給側結構性改革首要目標是“去產(chǎn)能”。關于中國產(chǎn)能是否過剩及其量化判斷依據(jù)存在一定分歧，2008年前工業(yè)平均產(chǎn)能利用率基本呈上升趨勢，2008年后基本呈波動下降趨勢[1]，特別是2008年國際金融危機背景下，部分基礎設施和傳統(tǒng)行業(yè)投資沖動、低水平擴張以及原材料激烈競爭等原因，導致鋼鐵、煤炭、平板玻璃、水泥、煤化工、船舶、光伏、風電等等行業(yè)出現(xiàn)不同程度顯性或潛在的產(chǎn)能過剩態(tài)勢。根據(jù)中國經(jīng)濟金融研究數(shù)據(jù)庫（CSMAR）提供的上市公司財務報表數(shù)據(jù)計算得到，2008—2017年中國上市公司持有的金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)比例從5.2%上升到7.57%，金融投資現(xiàn)金流占總投資現(xiàn)金流比例從12.99%上升到51.98%[2]。上市公司“脫實向虛”的現(xiàn)象引起較為廣泛的關注。

因此，研究企業(yè)乃至行業(yè)產(chǎn)能過剩與企業(yè)金融化兩者間因果關系有利于拓展研究思路、豐富分析視角。與此同時，在明確企業(yè)產(chǎn)能過剩和企業(yè)金融化之間關系的基礎上，促使企業(yè)依據(jù)自身實力審時度勢，提出針對性和建設性措施治理企業(yè)“脫實向虛”，進一步理解不同行業(yè)類型企業(yè)去產(chǎn)能政策的經(jīng)濟后果并通過環(huán)保、能耗、安全、技術等非稅費政策引導實體經(jīng)濟趨于“脫虛向實”，逐步提高產(chǎn)能集中度，實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟效益。

二、 文獻綜述和研究假設

關于企業(yè)金融化原因和動機。當企業(yè)考慮到當前及未來發(fā)展績效不夠樂觀的情況下，特別是在金融資產(chǎn)相比實體經(jīng)濟投資收益少且具有較高的實際收益率時，企業(yè)根據(jù)其實際經(jīng)營狀態(tài)容易誘導并觸發(fā)企業(yè)金融化動機；換而言之，非金融企業(yè)傾向于選擇金融融資以便在短期內獲得較高的投資收益，企業(yè)對于現(xiàn)金資產(chǎn)出于預防性動機來確保儲備資產(chǎn)的流動性，從而進一步誘發(fā)并豐富本企業(yè)資產(chǎn)儲備和投資需求[3]，也有部分研究認為企業(yè)金融投資是基于公司理財或經(jīng)營發(fā)展戰(zhàn)略考量而表現(xiàn)出的明顯的趨利動機[4]。除儲蓄及逐利動機外，經(jīng)濟政策不確定性的上升也會激勵企業(yè)“脫實向虛”，導致企業(yè)推遲對原本實體經(jīng)營管理的投資而造成被動地持有金融資產(chǎn)[5]。

上述兩種動機暗示了企業(yè)不同戰(zhàn)略選擇對企業(yè)的融資需求產(chǎn)生差異化影響，其中，基于經(jīng)營融資需求而導致企業(yè)金融化的主要引致因素仍是趨利動機。從企業(yè)金融化生產(chǎn)機制來看，小型企業(yè)在面對宏觀經(jīng)濟不確定性時傾向于加大企業(yè)金融化水平，市場競爭激烈程度與企業(yè)通過金融化獲取更高利潤概率大小呈現(xiàn)正相關[6]，表明企業(yè)金融化程度受市場變動的影響較大。與此同時，國內非金融企業(yè)的金融化現(xiàn)象存在同群效應，即企業(yè)間類同性越高，同群效應越明顯[7]。上述研究揭示出企業(yè)金融化主要因素有股權激勵的股東利益最大化、金融—實體部門間投資收益差、基于財務風險的蓄水池投資、基于不確定性的投資替代以及金融資產(chǎn)占比過高等。

關于產(chǎn)能過剩原因及其后果?，F(xiàn)有文獻更多著眼于宏觀視角觀察和評價一個行業(yè)或國家整體產(chǎn)能過?，F(xiàn)象及其后果，在我國漸進式改革過程中，全國統(tǒng)一市場經(jīng)濟化進程不斷深入，民營企業(yè)由于與國有企業(yè)相比更具有靈活性而獲得較低成本經(jīng)營優(yōu)勢，通過不斷擴張產(chǎn)能逐步占有高成本國有企業(yè)的市場份額，由此導致相對低效率國有企業(yè)出現(xiàn)產(chǎn)能過剩問題[8]。從產(chǎn)能過剩的地區(qū)分布來看，中部和西部地區(qū)相比東部沿海地區(qū)出現(xiàn)更明顯的產(chǎn)能過剩。新型城鎮(zhèn)化作為治理產(chǎn)能過剩的重要驅動力對工業(yè)產(chǎn)能利用率具有空間異質性影響[9]，充分考慮控制新政產(chǎn)能與淘汰落后產(chǎn)能，以及傳統(tǒng)行業(yè)、新興行業(yè)和區(qū)域性行業(yè)的產(chǎn)能過剩形成的地區(qū)路徑依賴和行業(yè)特征差異等，管制政策從過去的“一刀切”轉變?yōu)楫斍暗姆诸惞苤啤Ｅc此同時，我國部分戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)出現(xiàn)產(chǎn)能過剩的大部分原因是政府的不當干預。以光伏產(chǎn)業(yè)為例，因其偏向性結構關系和運行方式形成了產(chǎn)能過剩問題，政府對企業(yè)的干預力度越大、范圍越廣、程度越深，該行業(yè)產(chǎn)能過剩現(xiàn)象越嚴重[10]，這就要求全國層面的行業(yè)產(chǎn)能過剩治理需要政府兼顧地區(qū)和行業(yè)差異，從過去的行政剛性命令為主轉變?yōu)楦喟l(fā)揮市場資源決定性和法治基礎性配置作用，更多著眼于產(chǎn)能過剩行業(yè)的產(chǎn)業(yè)要素市場化改革，通過創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略，以改善產(chǎn)能過剩行業(yè)的環(huán)境規(guī)制政策工具，提高能源消耗強度標準、綠色安全生產(chǎn)等控制性標準，從企業(yè)利益動機出發(fā)逐步解決產(chǎn)能過剩，以避免過去的產(chǎn)業(yè)低端循環(huán)。

部分高生產(chǎn)效率企業(yè)在面臨行業(yè)整體發(fā)展預期相對積極但市場需求的較大不確定時，基于謹慎投資考慮會主動放棄擴張市場，從而間接為大部分低效率企業(yè)留下市場空間，出現(xiàn)產(chǎn)能分散化、市場集中度低、高產(chǎn)出低效率并存的局面[11]。與此同時，產(chǎn)能過剩從某種程度上可能是很多企業(yè)不約而同地對具有良好發(fā)展前景的同一行業(yè)或產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生趨同投資心理：先建產(chǎn)能后市場競爭，這種非預謀的共識形成的潮涌式產(chǎn)能投資從企業(yè)角度而言是理性投資，大規(guī)模相似性投資間接導致企業(yè)出現(xiàn)產(chǎn)能過剩[12]，暗示我國部分需求旺盛盈利空間大的行業(yè)產(chǎn)能過剩在一定程度上是必然的，需要經(jīng)過市場競爭和時間檢驗，政府層面需要發(fā)揮管理和服務功能，制定產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)劃，收集和發(fā)布行業(yè)信息，引導企業(yè)進入新興行業(yè)，避免出現(xiàn)行業(yè)井噴式低效產(chǎn)能過剩。

根據(jù)已有文獻梳理，不難發(fā)現(xiàn)實體經(jīng)濟“脫實向虛”和產(chǎn)能過剩兩大經(jīng)濟問題，在微觀層面分別體現(xiàn)為企業(yè)金融資產(chǎn)占比高和企業(yè)產(chǎn)能利用率低?，F(xiàn)有文獻關于上市企業(yè)產(chǎn)能過剩對企業(yè)金融化的研究相對較少，更多偏于行業(yè)產(chǎn)能過剩現(xiàn)象的描述；關于企業(yè)金融化的影響因素以及減稅等產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)金融化的機理分析相對偏少，產(chǎn)業(yè)過剩是否對企業(yè)金融化有加劇作用，據(jù)此本文化提出假設H1：產(chǎn)能過剩加劇了企業(yè)金融化程度。

產(chǎn)能過剩與企業(yè)金融化一般以企業(yè)資金為鏈接，產(chǎn)業(yè)過剩對企業(yè)金融化是通過何種中介變量發(fā)揮作用，本文選用主營業(yè)務利潤率指標探求其具體影響。通過分析企業(yè)的資產(chǎn)構成和主營業(yè)務表現(xiàn)揭示企業(yè)金融化是否促使企業(yè)減少實物資產(chǎn)投資，進而對企業(yè)主營業(yè)務產(chǎn)生制約效應[13]。從企業(yè)微觀視角，利用上市公司數(shù)據(jù)研究產(chǎn)能過剩和“脫實向虛”的作用機制，通過主營業(yè)務利潤率分析兩者之間的中介效應：表現(xiàn)為對沖還是擴大金融化程度？據(jù)此本文提出假設H2：主營業(yè)務利潤率在產(chǎn)能過剩與企業(yè)金融化之間發(fā)揮中介效應。

三、 模型設定和數(shù)據(jù)說明

為了檢驗企業(yè)產(chǎn)能過剩對企業(yè)金融化影響機制設定基本回歸模型：

[finvit=α+βipcuit+γiXit+εit]? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （1）

其中，[i]、[t]分別表示企業(yè)、年度；[εit]表示隨機擾動項。被解釋變量[finv]表示企業(yè)金融資產(chǎn)投資率，采用企業(yè)當年金融資產(chǎn)投資增量與期初總資產(chǎn)的比值衡量[14]，金融資產(chǎn)規(guī)模主要包括交易性金融資產(chǎn)、衍生金融資產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)凈額、應收利息凈額、投資性房地產(chǎn)凈額。核心解釋變量[pcu]表示企業(yè)產(chǎn)能利用率，選用企業(yè)營業(yè)總收入作為實際產(chǎn)出，將固定資產(chǎn)凈值和職工人數(shù)作為投入，運用DEA方法測算技術意義上的產(chǎn)能利用率[1，15]。影響企業(yè)金融化的其他控制變量[X]選取如下：公司規(guī)模[size]，以公司期初總資產(chǎn)衡量，為緩解可能存在的異方差取對數(shù)；固定資產(chǎn)占比[inv]，以公司無形資產(chǎn)、購建固定資產(chǎn)、其他長期資產(chǎn)支付現(xiàn)金的總和與期初總資產(chǎn)的比值衡量，取水平值；托賓值[tq]，以公司權益市值、總負債的總和與期初總資產(chǎn)的比值衡量，取水平值；有形資產(chǎn)占比[pta]，以公司有形資產(chǎn)與期初總資產(chǎn)的比值衡量，取水平值；中介變量[ope]，以公司主營業(yè)務利潤率衡量，取水平值，公司主營業(yè)務利潤率是主營業(yè)務利潤與主營業(yè)務收入凈額的比值。

選取2011—2019年我國滬深A股上市公司年度數(shù)據(jù)為研究樣本數(shù)據(jù)，上市公司篩選原則是不存在關鍵財務數(shù)據(jù)缺失或異常情形，財務數(shù)據(jù)缺失或異常情形定義為資產(chǎn)規(guī)模缺失、營業(yè)總收入為0或缺失、資產(chǎn)負債率大于1等。公司財務報表數(shù)據(jù)來源CSMAR數(shù)據(jù)庫，最后得到1267家上市公司2012—2019年10136個年度觀測值（表1）。對比發(fā)現(xiàn)1267家上市企業(yè)的產(chǎn)能利用率隨著時間呈現(xiàn)遞減態(tài)勢，2012年只有460家企業(yè)產(chǎn)能利用率大于80%，2013年僅剩10家，說明產(chǎn)能過剩問題比較嚴重；產(chǎn)能利用率在0%—20%、20%—40%、40%—60%、60%—80%、80%—100%分別占5.1%、5.0%、13.7%、22.7%、53.6%，說明1267家上市公司的產(chǎn)能利用率在過去8年超一半處于嚴重產(chǎn)能過剩狀態(tài)；從企業(yè)類型分布來看，產(chǎn)能利用率較高的企業(yè)主要是國有控股企業(yè)，且產(chǎn)能利用率波動較為平穩(wěn)，揭示了不同規(guī)模企業(yè)和不同所有制企業(yè)在產(chǎn)能利用率上存在顯著差異[16]?？傮w來說，當前尚未有明確的產(chǎn)能過剩量化判斷標準，主要原因是產(chǎn)能過剩定義存在爭議，產(chǎn)能過剩既有總量意義上的供求能力對比，也有相對意義上的總需求相對不足，更有結構意義上的供給結構性失衡。因此，歐美國家一般從供給方面，選用產(chǎn)能利用率或設備利用率作為產(chǎn)能是否過剩的替代評價指標，設備利用率在79%—83%、超過90%、低于79%分別表示為產(chǎn)能正常、產(chǎn)能不足、產(chǎn)能過剩。國內關于產(chǎn)能過剩標準不明確使得國內企業(yè)或行業(yè)產(chǎn)能是否過剩存在一定程度的誤判，從企業(yè)經(jīng)營角度來看，行業(yè)出現(xiàn)產(chǎn)品庫存在非正常急劇上升、產(chǎn)銷率大幅下降、產(chǎn)品價格長期低于成本、行業(yè)大面積虧損、出口更加困難等情況是判斷行業(yè)產(chǎn)能嚴重過剩的重要定性判斷標準，這與企業(yè)因為生產(chǎn)能力利用較低、存在一部分閑置的生產(chǎn)能力相比各有側重。

四、 實證結果分析

1. 基準回歸結果

如表2第2和3列所示，Hausman檢驗值為51.25，P值為0.0000，選擇雙向固定效應模型。核心解釋變量pcu的回歸系數(shù)在5%顯著性水平上顯著為負，該結果支持假設H1，驗證了企業(yè)產(chǎn)能過剩的嚴重確實會顯著加劇企業(yè)金融化程度，可能的影響機制是在經(jīng)濟處于復蘇和繁榮階段，伴隨企業(yè)閑置產(chǎn)能的縮減，企業(yè)產(chǎn)能利用率持續(xù)提升以及潛在產(chǎn)能空間趨于收斂，企業(yè)生產(chǎn)的修復速度將趨于放緩，企業(yè)產(chǎn)能逐步向產(chǎn)能出清狀態(tài)過渡，企業(yè)更加看好國內和全球經(jīng)濟恢復以及生產(chǎn)性中間需求和終端需求的增長擴張，企業(yè)金融化程度縮小?？刂谱兞糠矫?，公司規(guī)模size的回歸系數(shù)在1%顯著性水平上顯著為正，說明公司規(guī)模對企業(yè)金融化影響具有正向反饋機制，揭示了企業(yè)在總資產(chǎn)充裕情況下，企業(yè)基于穩(wěn)健經(jīng)營原因，更傾向于投資或儲蓄等一系列金融操作，通過金融資產(chǎn)組合管理實現(xiàn)資產(chǎn)保值增值，企業(yè)金融化對固定資產(chǎn)投資和企業(yè)擴大經(jīng)營規(guī)模在某種程度上具有促進作用，即“蓄水池效應”，這與胡奕明等研究結論較為一致[4]。也有部分研究認為公司規(guī)模越大，企業(yè)金融化程度反而越低，這與表2第4和5列回歸結果是一致的，可能原因是公司資產(chǎn)規(guī)模擴大，企業(yè)基于加大企業(yè)技術創(chuàng)新投入考慮，提高固定資產(chǎn)投資規(guī)模，企業(yè)技術性產(chǎn)能利用率得到提高。固定資產(chǎn)占比inv的回歸系數(shù)在1%顯著性水平上顯著為負，表明當投入企業(yè)生產(chǎn)的固定支出縮小時，金融方面的資產(chǎn)配置相應增加，進一步導致企業(yè)金融化程度加重，揭示了企業(yè)內部的資金投入結構變化與企業(yè)金融化操作顯著相關，抑制“脫實向虛”不僅要從宏觀方面運用行政手段限制企業(yè)金融投資行為，更需要結合企業(yè)本身產(chǎn)能、資金投入量等問題，促進企業(yè)通過固定資產(chǎn)投資形成節(jié)能減排和技術設備改造升級，通過結構性改革來提升金融資源配置的有效性。托賓值tq的回歸系數(shù)在10%顯著性水平上顯著為負，表明托賓值提高，企業(yè)投資擴張，企業(yè)產(chǎn)能提高，產(chǎn)能利用率提升，企業(yè)金融化程度降低。有形資產(chǎn)占比pta的回歸系數(shù)在1%顯著性水平上顯著為負，說明金融本身的虛擬性和金融產(chǎn)品相對于企業(yè)固定資產(chǎn)的高度變現(xiàn)性，部分企業(yè)逐步加大制造實體生產(chǎn)，有形資產(chǎn)占比越大，企業(yè)實體化水平越高，企業(yè)金融化程度越低。

2. 穩(wěn)健性檢驗

關于內生性。雖然固定效應模型擬合結果符合預期假設，考慮到解釋變量可能與隨機擾動項存在相關性，即產(chǎn)能過剩會受到周圍市場環(huán)境等其他變量偏誤影響，選用廣義矩陣估計（GMM）解決內生性問題，使得回歸模型具有動態(tài)解釋能力。被解釋變量固定資產(chǎn)占比inv作為企業(yè)金融資產(chǎn)投資量被設為工具變量，將企業(yè)規(guī)模size和有形資產(chǎn)占比pta作為外生變量，同時將被解釋變量滯后一期。計量結果如表2第4和5列所示，差分GMM模型增加被解釋變量滯后2期后，核心解釋變量的計量結果與系統(tǒng)GMM模型基本一致，但其滯后2期變量的顯著性檢驗P值小于系統(tǒng)GMM的P值，說明差分GMM時變量間的自相關性略強于系統(tǒng)GMM；對比差分GMM和系統(tǒng)GMM的Hansen檢驗結果，差分GMM的檢驗P值過大，存在過度識別的可能性；與此同時，差分GMM可能存在弱工具變量局限，差分消除了不隨時間變化的個體效應或其他因素，且系統(tǒng)GMM解決了差分GMM的一些遺漏誤差，系統(tǒng)GMM模型更具可靠性。AR檢驗結果顯示滯后1期和2期的自回歸系數(shù)通過10%顯著性別檢驗，都不存在自相關，符合系統(tǒng)GMM模型設立條件。被解釋變量滯后1期的回歸系數(shù)為負，意味著上期金融資產(chǎn)投資量與當期負相關，即企業(yè)金融資產(chǎn)投資量的增加會促使企業(yè)在當期作出及時把控，適當減少當期金融方面投資量。核心變量產(chǎn)能利用率的回歸系數(shù)為-0.382，且在1%顯著性水平上為負，產(chǎn)能利用率越低對企業(yè)金融化程度越有加劇作用，再次說明產(chǎn)能過剩加劇了企業(yè)金融化，“脫實向虛”現(xiàn)象越發(fā)明顯，與基準回歸結論一致。與此同時，根據(jù)Hansen檢驗結果排除模型不可識別或者過度識別的可能性。

關于替換變量測量?；鶞驶貧w中金融資產(chǎn)包含長期股權投資。長期股權投資在全部金融資產(chǎn)中占比是相對較高的，與一般的金融投資為獲得短期投資收益、提高資金利用效率不同，上市公司進行股權投資更多是服務于企業(yè)長遠發(fā)展的戰(zhàn)略性投資行為，從產(chǎn)能擴張角度來看，中間端或終端需求高漲促使企業(yè)增資擴產(chǎn)，容易引起企業(yè)和行業(yè)產(chǎn)能過剩，企業(yè)基于穩(wěn)健經(jīng)營原則傾向于收縮產(chǎn)能，企業(yè)間優(yōu)勝劣汰引起了行業(yè)產(chǎn)能供給端市場出清，企業(yè)產(chǎn)能效率逐步提高。因此構建不包括長期股權投資的被解釋變量finv2?；貧w結果如表3第2和3列所示，核心解釋變量企業(yè)產(chǎn)能利用率pcu的回歸系數(shù)在1%顯著性水平下為負；與此同時，其他控制變量的回歸系數(shù)正負號及其顯著性與基準回歸一致。

關于更改樣本范圍。首先從企業(yè)性質上看，標記ST的上市企業(yè)可能導致估計結果存在偏差，需要剔除19家ST上市公司樣本；從時間維度上看，2011—2019年度企業(yè)樣本（所有數(shù)據(jù)滯后一期），在該段時間內出現(xiàn)IPO暫停情形可能會極大影響企業(yè)融資并間接影響企業(yè)的金融化程度。為了消除這種可能影響，采取刪除該政策發(fā)生樣本，剔除IPO發(fā)生時段的估計結果與基準回歸符號一致（表3第4和5列），說明該情況對回歸結果暫無明顯影響。其次原樣本中包含金融類企業(yè)，金融和保險等行業(yè)屬于金融類企業(yè)，不屬于實體經(jīng)濟范疇，需要消除金融類企業(yè)對“脫實向虛”的偏誤影響。剔除金融類企業(yè)后的回歸結果與基準回歸符號一致（表3第6和7列），相應的解釋變量的顯著性比基準回歸相對較高，說明剔除金融類企業(yè)樣本后的估計結果更具有顯著性和說服力。

五、 進一步分析

1. 企業(yè)異質性分析

如表4第2和3列所示，產(chǎn)能過剩對企業(yè)金融化具有加劇作用，但對于具有股權性質、企業(yè)規(guī)模等不同特征的企業(yè)，其企業(yè)金融化的影響程度具有差異性。國有企業(yè)的產(chǎn)能過剩對企業(yè)金融化的加劇作用更為顯著，原因可能是國有性質企業(yè)的資產(chǎn)歸國家所有，而國有銀行又受國資委等政府部分控制，政府基于各種原因有可能干預國有銀行，導致銀行貸款更多向國有企業(yè)傾斜[17]；與此同時，基于地方經(jīng)濟的增長動力激勵，國有企業(yè)更容易獲取地方政府資金的扶持[18]，導致國有企業(yè)的金融化水平更為明顯、資產(chǎn)金融化規(guī)模更為龐大。以企業(yè)資產(chǎn)平均數(shù)為劃分標準，小于企業(yè)資產(chǎn)平均規(guī)模的小規(guī)模企業(yè)的產(chǎn)能過剩對企業(yè)金融化的加劇作用更為明顯，如表4第4和5列所示；考慮到企業(yè)金融化的動機更多在于儲存或投機，小規(guī)模企業(yè)因受企業(yè)內外部影響較大，以迫切的“廣撒網(wǎng)”方式面對困境，在產(chǎn)能過剩危機下利用已有資金進行投機創(chuàng)收，或以此轉變企業(yè)發(fā)展方式，促進本企業(yè)創(chuàng)新升級與發(fā)展。這就說明，不同的企業(yè)性質（國企和非國企）和企業(yè)規(guī)模（超過平均規(guī)模、低于平均規(guī)模），企業(yè)金融化對企業(yè)產(chǎn)能過剩影響有所不同。國外和國內部分實體企業(yè)金融化現(xiàn)象，說明無論是基于投機動機還是“蓄水池”效應的企業(yè)金融化，都與固定資產(chǎn)占比inv、托賓值tq、有形資產(chǎn)占比pta負相關，且企業(yè)金融化在一定程度上擠占了國有企業(yè)和超過平均規(guī)模企業(yè)的固定資產(chǎn)投資或實體化投資，而對非國有企業(yè)或小規(guī)模企業(yè)產(chǎn)生的消極影響較低。

2. 中介效應檢驗

采用中介效應檢驗核心解釋變量產(chǎn)能過剩對企業(yè)金融化的間接效應，即作為中介變量的企業(yè)主營業(yè)務利潤率ope是否會間接作用于企業(yè)金融化，采用Sobel檢驗中Z統(tǒng)計量值及其對應P值來判斷中介效應是否顯著。結合溫忠麟等關于中介效應模型的檢驗方法[19]，在基準回歸模型和樣本替換后替換回歸模型基礎上進行中介效應。具體來說，第一步在保證其他控制變量的基礎上，對被解釋變量finv和核心解釋變量pcu做基準回歸；第二步finv替換成中介變量ope做替換回歸；第三步，finv對ope、pcu做全部回歸，依次檢驗3個回歸方程解釋變量的回歸系數(shù)是否顯著。

如表5第2和3列所示，sobel檢驗Z統(tǒng)計量分別為1.889、1.797，均大于1.65，且通過10%顯著性檢驗，即企業(yè)產(chǎn)能利用率和企業(yè)金融資產(chǎn)投資率之間存在顯著的中介效應，企業(yè)的產(chǎn)能過剩會導致企業(yè)主營業(yè)務利潤率ope下降，間接導致企業(yè)金融化產(chǎn)生。在控制中介變量后，基準回歸模型的核心解釋變量企業(yè)產(chǎn)能利用率pcu的回歸系數(shù)為-0.057，P值為0.052（表2），替換回歸模型的核心解釋變量pcu回歸系數(shù)為-0.026，P值為0.043；回歸系數(shù)絕對值均變大且統(tǒng)計上顯著為負，說明存在部分中介效應。表明企業(yè)主營業(yè)務收入所體現(xiàn)的利潤率為產(chǎn)能過剩影響企業(yè)金融化提供一個間接渠道，產(chǎn)能過剩對企業(yè)金融化具有明顯的負向效應和部分中介效應，在一定程度上驗證了研究假設H2。

3. 要素稟賦分類異質性分析

對現(xiàn)有上市公司所在行業(yè)按照資本—技術—勞動密集程度進行劃分，分別劃分為資本密集型行業(yè)、技術密集型行業(yè)、勞動密集型行業(yè)?；貧w結果顯示（限于篇幅沒有列示），考慮到地方政府基于稅收等考慮會積極解決利稅較大、技術落后的企業(yè)，技術密集型企業(yè)產(chǎn)能過剩發(fā)生概率較低，而勞動密集型企業(yè)產(chǎn)能過剩較為嚴重。以重工業(yè)為主的資本密集型企業(yè)的產(chǎn)能利用率偏低，產(chǎn)能過剩治理顯著促進行業(yè)技術密集度逐步提高，政府傾向于選擇淘汰或關閉勞動密集型以及技術相對落后的過剩產(chǎn)能產(chǎn)業(yè)，轉而重點支持經(jīng)濟效益相對較好、能源消耗相對較低的技術密集型產(chǎn)業(yè)，這就反過來促使生產(chǎn)活動逐漸向技術密集型產(chǎn)業(yè)集中，技術密集型產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占工業(yè)總產(chǎn)值比重逐步得到提升，這揭示了技術密集型企業(yè)更能解決產(chǎn)能過剩問題的原因。重工業(yè)中的醫(yī)藥、化纖以及機械設備行業(yè)的技術密集型企業(yè)產(chǎn)能利用率較高，這在一定程度上驗證了對工業(yè)產(chǎn)能過剩的綜合治理顯著降低了企業(yè)金融資產(chǎn)投資率。與此同時，產(chǎn)能利用率和公司主營業(yè)務利潤率兩個變量同時納入到回歸方程后，產(chǎn)能利用率和主營業(yè)務利潤率都能顯著降低企業(yè)金融資產(chǎn)投資率，但公司主營業(yè)務利潤率顯著性水平較基準模型略有下降，說明產(chǎn)能利用率通過提高產(chǎn)業(yè)公司主營業(yè)務利潤率促使企業(yè)“脫實向虛”，進一步揭示了不同要素稟賦的企業(yè)基于增加儲蓄和投機動機來提高企業(yè)金融資產(chǎn)投資率。

六、 研究結論和政策啟示

在我國實體企業(yè)出現(xiàn)產(chǎn)能過剩現(xiàn)象和“脫實向虛”背景下，本文基于2011—2019年我國上深A股上市公司面板數(shù)據(jù)，從企業(yè)產(chǎn)能利用率視角研究企業(yè)產(chǎn)能過剩和企業(yè)金融化之間的關系，實證檢驗企業(yè)產(chǎn)能過剩對其進行金融投資行為的影響及其異質性效應。檢驗結果表明企業(yè)產(chǎn)能利用率越低越會加劇企業(yè)金融化程度。進一步分析表明，企業(yè)產(chǎn)能過剩和企業(yè)金融化之間存在中介效應，產(chǎn)能過剩通過作用于企業(yè)主營業(yè)務間接影響企業(yè)金融化水平，有助于更加深刻認識異質性企業(yè)金融化的原因及其影響。根據(jù)上述研究結論，本文提出有效降低產(chǎn)能過剩以及降低實體企業(yè)金融化水平的對策建議如下：

一是統(tǒng)籌協(xié)調企業(yè)實體金融匹配。政府和企業(yè)如果只是單獨將重點工作放在解決產(chǎn)能過剩而忽略由此導致的過度金融化，可能會造成一定程度的資產(chǎn)泡沫化，容易對實體企業(yè)造成生產(chǎn)抑制效應，進而引起有限資金資源錯配，阻礙企業(yè)經(jīng)濟增長和技術創(chuàng)新。這就要求企業(yè)正確把握解決產(chǎn)能過剩的力度，掌握資金管理和分配需求，既要順應國家“去產(chǎn)能”宏觀政策，也要在企業(yè)經(jīng)營投資范圍內利用金融工具合理進行儲蓄或投資，將企業(yè)績效引入正向反饋。在經(jīng)營改革過程中，應注重分析本企業(yè)所處的行業(yè)、地區(qū)、技術、資金條件、產(chǎn)業(yè)政策等專有性特征，因地制宜，根據(jù)市場環(huán)境差異改變應有策略，對不同要素稟賦的企業(yè)采取分類指導和支持，側重于以實體企業(yè)真實融資需求為導向，以匹配性為基礎，適當增加個性化、差異化、定制化融資產(chǎn)品，確保滿足實體經(jīng)濟在不同發(fā)展階段的資金需求。適當調整資金分配并重視對本企業(yè)原有生產(chǎn)業(yè)務的規(guī)劃與創(chuàng)新目標，提高不同金融手段與本企業(yè)經(jīng)營發(fā)展的適配性，避免盲目求同或盲目追求巨大收益而忽略不同金融工具匹配性引致的不良后果。

二是持續(xù)提升實體企業(yè)投資回報。實體企業(yè)一般會因為實體經(jīng)營利潤低，更傾向于通過參加金融投資來提高盈利水平，由于非金融類企業(yè)對于風險的把控能力比較低，容易產(chǎn)生較大的投資風險。這就需要重點關注實體經(jīng)營不善的企業(yè)在開展盲目投資并獲得短期收益情況下，擅自更改資金的用途而陷入頻繁投資的陷阱。解決重心放在提升企業(yè)本身實體經(jīng)營的利潤率和經(jīng)營效率，優(yōu)化投資環(huán)境和市場營銷環(huán)境，特別是國有企業(yè)監(jiān)管機構，對國有企業(yè)金融資產(chǎn)投資行為要加強監(jiān)管，嚴格控制金融資產(chǎn)投資管理規(guī)模和比重[20]；與此同時，政府部門通過稅收、補貼等政策鼓勵實體企業(yè)加強技術創(chuàng)新投入，提高企業(yè)技術性產(chǎn)出效率和產(chǎn)能利用率；這就需要政府統(tǒng)籌實體企業(yè)政策鏈、產(chǎn)業(yè)鏈、創(chuàng)新鏈、人才鏈、資金鏈，促進全域實體產(chǎn)業(yè)結構融合發(fā)展，避免企業(yè)陷入“脫實向虛”陷阱，特別是要避免企業(yè)控股股東在投機動機利誘下片面追求金融創(chuàng)新而掏空企業(yè)[21]，企業(yè)通過適度規(guī)模金融投資以促進企業(yè)經(jīng)營利潤提高，促使企業(yè)向“脫虛向實”邁進。

三是動態(tài)調整企業(yè)實體經(jīng)營管理。企業(yè)經(jīng)營時，不再單純求量保成本，要充分考慮本企業(yè)在市場中的地位與影響力，兼顧市場多樣化需求，企業(yè)動態(tài)了解政府發(fā)布的前瞻性產(chǎn)業(yè)政策，提前謀劃既有發(fā)展前景又有潛力的投資項目，以充分吸收資源和市場空間。結合本土行業(yè)進行戰(zhàn)略化調整，創(chuàng)新性生產(chǎn)，匹配市場，在堅持供給側結構性改革的目標的前提下，擴大自身企業(yè)創(chuàng)造力，利用前瞻性的視角減少產(chǎn)能過剩帶來的負面影響。這就要求努力促進實體企業(yè)主營業(yè)務收入構成多樣化，企業(yè)應該基于審慎性和穩(wěn)健性對用于金融用途的資金進行控制，增加用于創(chuàng)新性生產(chǎn)的投資，專注于企業(yè)核心業(yè)務，提高企業(yè)生產(chǎn)運營效率和質量，提升市場競爭力、社會地位和用戶口碑等，避免陷入產(chǎn)能過剩的無效循環(huán)和資源浪費。

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基金項目：國家社會科學基金一般項目“陸海統(tǒng)籌戰(zhàn)略下中國沿海經(jīng)濟帶演化機理及調控路徑研究”（項目編號：18BJY178）。

作者簡介：翟仁祥（1978-），男，博士，江蘇海洋大學商學院副院長，副教授，碩士生導師，研究方向為區(qū)域經(jīng)濟；陳昭君（1997-），女，江蘇海洋大學商學院碩士研究生，研究方向為貿易經(jīng)濟。

（收稿日期：2022-04-06? 責任編輯：殷 俊）