實體企業(yè)金融化與高質(zhì)量發(fā)展

【摘要】文章以2015—2021年制造業(yè)上市公司為研究樣本，實證分析了實體企業(yè)金融化對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響作用。研究發(fā)現(xiàn)：實體企業(yè)金融化對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展具有阻礙作用。實體企業(yè)金融化對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響具有產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性、行業(yè)異質(zhì)性和區(qū)域異質(zhì)性。中介效應檢驗顯示，實體企業(yè)金融化通過抑制企業(yè)成長性阻礙企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。調(diào)節(jié)效應檢驗表明融資約束程度對于實體企業(yè)金融化對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的阻礙作用具有顯著的調(diào)節(jié)效應。進一步研究發(fā)現(xiàn)，融資約束對于實體企業(yè)金融化對高質(zhì)量發(fā)展的影響效應具有門檻效應。研究結(jié)果對于合理控制實體企業(yè)金融化水平、促進實體企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展、夯實我國實體經(jīng)濟根基具有一定參考意義。

【關(guān)鍵詞】實體企業(yè)金融化；高質(zhì)量發(fā)展；中介效應；門檻效應；實體經(jīng)濟

【中圖分類號】F832"【文獻標識碼】A"【文章編號】1004-5937（2025）04-0040-09

一、引言

黨的二十大報告強調(diào)，金融應發(fā)揮助力實體經(jīng)濟的重要作用，促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，將經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展作為我國今后一段時間內(nèi)的發(fā)展戰(zhàn)略，逐步推進建設以實體經(jīng)濟作為支撐力量的中國式現(xiàn)代化。黨的二十屆三中全會強調(diào)，要健全促進實體經(jīng)濟和數(shù)字經(jīng)濟深度融合制度，完善金融機構(gòu)定位和治理，健全服務實體經(jīng)濟的激勵約束機制。

隨著金融市場的不斷擴張，金融投資活動越來越頻繁，實體企業(yè)通過金融投資活動可以獲得更高的效益回報。實體企業(yè)金融化導致的經(jīng)濟“脫實向虛”的問題，對我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展存在著兩方面的作用。一方面，實體企業(yè)金融化通過增加企業(yè)可支配金融資產(chǎn)，降低企業(yè)融資約束，拓寬企業(yè)可獲得資金的渠道，使得企業(yè)獲得穩(wěn)定的現(xiàn)金流，有利于企業(yè)進行創(chuàng)新和研發(fā)，進而促進企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。另一方面，實體企業(yè)將部分資產(chǎn)用于金融投資活動，會擠占企業(yè)資金，使得企業(yè)在創(chuàng)新投入上的可支配資金減少，降低企業(yè)對創(chuàng)新的投入，進而阻礙企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展[1]。

本文將企業(yè)創(chuàng)新與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展結(jié)合，研究實體企業(yè)金融化對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響，并使用中介效應和調(diào)節(jié)效應對其作用機制進行更為細致的檢驗。通過構(gòu)建實證模型檢驗我國實體企業(yè)金融化程度對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響效應。企業(yè)面臨的融資約束存在差異，在不同程度上影響企業(yè)的研發(fā)投入，并由此對企業(yè)成長性產(chǎn)生差異化影響。本文使用融資約束作為門檻變量和調(diào)節(jié)變量，使用企業(yè)成長性作為中介變量，以此邏輯關(guān)系深入探討實體企業(yè)金融化對高質(zhì)量發(fā)展的作用機制。最后結(jié)合金融熱點問題和最新政策導向?qū)ζ髽I(yè)創(chuàng)新發(fā)展和金融化投入提出政策建議。因此，本文的相關(guān)研究對于響應國家經(jīng)濟政策、促進企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展具有一定意義。

二、文獻綜述

（一）國外文獻綜述

由于“高質(zhì)量發(fā)展”屬于中國提出的經(jīng)濟發(fā)展政策，國外對實體企業(yè)金融化與高質(zhì)量發(fā)展之間影響關(guān)系的研究幾乎沒有，可以找到部分關(guān)于實體企業(yè)金融化與企業(yè)創(chuàng)新投入的相關(guān)研究作為替代。

關(guān)于實體企業(yè)金融化的定義學界提出了不同觀點。Palley[2]認為企業(yè)主要收入來源并非來自主營業(yè)務收入，而是來自金融投資回報，即企業(yè)主要經(jīng)營活動中金融投資逐漸侵蝕實際生產(chǎn)，導致企業(yè)逐步金融化。Orhangazi[3]從宏觀角度闡述了實體企業(yè)金融化，認為金融市場以及金融活動在整個社會經(jīng)濟中重要性逐步提升是實體企業(yè)金融化的表現(xiàn)。

國外學者對實體企業(yè)金融化的動機及影響效應進行了廣泛研究。Milberg[4]發(fā)現(xiàn)企業(yè)從事金融投資活動主要是因為在固定資產(chǎn)不變的情況下，可以在金融市場上進行投資增加企業(yè)利潤，而且這種金融投資獲取資金的速度和效率超過企業(yè)從事經(jīng)營生產(chǎn)活動資金積累的效率。Almeidaetal.[5]根據(jù)蓄水池理論認為實體企業(yè)從事金融活動，可以看作是一種儲蓄行為，以預防未來對資金的臨時性需求。Orhangazi[3]研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)不斷擴大的金融化會擠占用于主要經(jīng)營活動的資金，從而對企業(yè)的創(chuàng)新造成抑制作用。Klimanetal.[6]認為出于企業(yè)對金融活動高收益率追求導致企業(yè)越來越多從事金融投資活動，對固定資產(chǎn)和主營業(yè)務的投入逐漸減少。Elisa[7]從融資約束差異性的角度分析非金融企業(yè)金融化對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響，認為由于企業(yè)持有越多金融資產(chǎn)則經(jīng)營效率越差，面臨更高的融資約束，從而對企業(yè)的創(chuàng)新投入產(chǎn)生負面影響。

（二）國內(nèi)文獻綜述

國內(nèi)關(guān)于實體企業(yè)金融化相關(guān)定義的研究中，張成思[8]認為實體企業(yè)金融化從宏觀上可以將其看作是在經(jīng)濟不斷膨脹，金融業(yè)不斷發(fā)展的過程中，實體經(jīng)濟逐漸傾向于貨幣化的趨勢和過程。徐云松等[9]認為實體企業(yè)金融化一般表現(xiàn)在金融活動逐漸侵蝕企業(yè)正常的生產(chǎn)和商貿(mào)活動，金融資產(chǎn)在企業(yè)總資產(chǎn)中的比重逐漸上升。

關(guān)于高質(zhì)量發(fā)展的評判標準及指標構(gòu)建，國內(nèi)學者有著不同的解釋。任保平等[10]通過將高質(zhì)量發(fā)展與我國政策目標和企業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略相結(jié)合，構(gòu)建了評判經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的標準以及指標體系。董志愿等[11]采用主成分分析法，從企業(yè)價值創(chuàng)造過程和企業(yè)價值管理體系兩個方面通過對企業(yè)的創(chuàng)新能力和可持續(xù)發(fā)展水平等指標，構(gòu)建了衡量企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的指標體系。

關(guān)于實體企業(yè)金融化對我國實體企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展和企業(yè)創(chuàng)新的影響及其作用機制，我國學者也做了大量研究。顧海峰等[12]認為由于金融投資活動能夠帶來更高的資本回報，提高企業(yè)的資本利用效率，所以企業(yè)具有很強的實體企業(yè)金融化的動機，從而降低企業(yè)在創(chuàng)新方面的投入。謝家智等[13]以我國制造業(yè)公司作為研究樣本，實證研究表明過度的實體企業(yè)金融化對其創(chuàng)新水平產(chǎn)生抑制作用。段軍山等[14]認為由于企業(yè)金融投資活動擠占了公司用于研發(fā)的經(jīng)費，實體企業(yè)金融化對企業(yè)創(chuàng)新表現(xiàn)出“擠出效應”。

在相關(guān)作用機制研究方面，王少華等[15]發(fā)現(xiàn)適度水平的金融化能緩解企業(yè)融資約束，拓展資金來源，發(fā)揮蓄水池效應從而增強企業(yè)的創(chuàng)新能力，增加在創(chuàng)新方面的資本支出；過度的實體企業(yè)金融化會阻礙企業(yè)對創(chuàng)新的投入。顧海峰等[12]發(fā)現(xiàn)具有較高成長性，且資產(chǎn)負債率較高的實體企業(yè)金融化水平的加深對企業(yè)創(chuàng)新的擠出效應表現(xiàn)更為明顯。李曉倩[16]在對實體企業(yè)金融化與企業(yè)創(chuàng)新相關(guān)關(guān)系研究的基礎(chǔ)上，將融資約束引入模型探究其在二者之間的調(diào)節(jié)作用，并進行了進一步的異質(zhì)性分析，發(fā)現(xiàn)實體企業(yè)金融化對企業(yè)創(chuàng)新投入存在異質(zhì)性。劉冬冬[17]通過實證研究發(fā)現(xiàn)不同產(chǎn)權(quán)屬性、所屬地域和行業(yè)特征的公司實體企業(yè)金融化對其高質(zhì)量發(fā)展體現(xiàn)了不同的抑制效應。

（三）文獻述評

通過查閱相關(guān)文獻，學者們關(guān)于實體企業(yè)金融化的研究主要集中在其對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響效應。而以往對實體企業(yè)金融化的研究往往是將研究對象放在具體行業(yè)或地區(qū)上，或者是以公司為研究對象進行探究，很少有學者將宏觀經(jīng)濟作為研究對象進行探究。因此，本文以實體企業(yè)金融化程度為切入點，在對實體企業(yè)金融化進行測度的基礎(chǔ)上，深入探討其對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響效應，在該領(lǐng)域作出了邊際貢獻。

三、理論分析與研究假設

（一）實體企業(yè)金融化對高質(zhì)量發(fā)展的影響

企業(yè)出于逐利動機，越來越多從事金融投資活動，在資源受限的情況下，企業(yè)正常的生產(chǎn)經(jīng)營活動將被擠占，即將資源投入短期投資活動，減少對長期固定資產(chǎn)的投入[18]。實體企業(yè)金融化的“擠出效應”觀點認為，企業(yè)從事金融活動是因為企業(yè)通過金融投資獲取的利潤超過從事正常經(jīng)營活動所能獲得的利潤，從而出于利潤最大化的動機，企業(yè)更多地將資產(chǎn)配置于金融投資活動，以獲取更高水平利潤。實體企業(yè)出于逐利動機過度依賴金融投資而改變原有主營業(yè)務，將減少在生產(chǎn)和研發(fā)上的投入，降低企業(yè)創(chuàng)新水平，阻礙企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展[19]。因此本文提出研究假設1。

H1：實體企業(yè)金融化對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展具有顯著的抑制作用

（二）實體企業(yè)金融化對高質(zhì)量發(fā)展的異質(zhì)性影響

由于不同企業(yè)所處的經(jīng)濟發(fā)展環(huán)境、盈利能力、市場競爭程度以及監(jiān)管環(huán)境等方面都存在差異，如國有企業(yè)資金來源充足，受到限制較小，導致實體企業(yè)金融化在對高質(zhì)量發(fā)展的影響上存在產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性[8]。此外，由于我國地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、市場化程度、金融環(huán)境、金融監(jiān)管水平等方面都存在差異，導致實體企業(yè)金融化在不同行業(yè)和不同區(qū)域之間，對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響作用表現(xiàn)出異質(zhì)性特征[17]。由此提出假設2。

H2：實體企業(yè)金融化對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響具有產(chǎn)權(quán)、行業(yè)和區(qū)域異質(zhì)性。

（三）企業(yè)成長性的中介效應

當實體企業(yè)過度金融化時，由于金融資本在企業(yè)總資本中的比重過高，導致其通過投資擴張來獲取新投資項目所需要的資金時將會面臨巨大的融資約束和風險。這將會減少對實體投資的需求，從而降低企業(yè)的成長性[20]。而且，由于金融部門和實體部門之間存在一定程度的信息不對稱性，實體企業(yè)過度金融化所產(chǎn)生的大量金融創(chuàng)新會進一步加劇信息不對稱性，進而可能引發(fā)企業(yè)過度投資、過度負債和道德風險等問題。過度金融化所帶來的資源配置扭曲和信息不對稱問題將會降低企業(yè)成長性。企業(yè)的成長性與企業(yè)創(chuàng)新投入之間表現(xiàn)為正相關(guān)關(guān)系[21]，因此提出研究假設3。

H3：實體企業(yè)金融化降低企業(yè)成長性，從而抑制企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

（四）融資約束的調(diào)節(jié)效應

在受到較強的融資約束時，企業(yè)對外尋求資金困難且融資成本過高，企業(yè)有較強動機通過金融投資活動獲取高收益，滿足企業(yè)對于資金的需求，當金融投資擠占創(chuàng)新研發(fā)所需要的資金，即產(chǎn)生了擠出效應。張遼等[22]通過對滬深上市制造業(yè)公司的數(shù)據(jù)進行實證研究，發(fā)現(xiàn)實體企業(yè)金融化會降低企業(yè)創(chuàng)新水平，并且將融資約束程度引進模型探究了具有不同融資約束條件的企業(yè)在創(chuàng)新質(zhì)量上的差異，發(fā)現(xiàn)融資約束對企業(yè)創(chuàng)新投入具有調(diào)節(jié)效應。適度的金融化給企業(yè)帶來穩(wěn)定的現(xiàn)金流，從而增強企業(yè)的創(chuàng)新能力，增加在創(chuàng)新方面的資本支出。由此提出假設4。

H4：融資約束程度在實體企業(yè)金融化對高質(zhì)量發(fā)展的抑制作用中具有調(diào)節(jié)效應。

（五）融資約束的門檻效應

由于金融市場存在信息不對稱問題，且公司的信用等級不同，因此資本市場對不同公司的融資約束表現(xiàn)出較大差異。安昀亞等[23]實證研究發(fā)現(xiàn)，面臨不同融資約束的企業(yè)金融化對企業(yè)創(chuàng)新投入存在差異性影響。企業(yè)融資約束程度越高，那么企業(yè)的融資渠道不暢、風險承擔能力較低，且企業(yè)面臨的融資成本越高，將阻礙金融資本對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的促進作用。當企業(yè)融資約束程度較低時，由于融資成本低且渠道相對通暢，金融化對企業(yè)產(chǎn)生的負向影響較小。由此，提出假設5。

H5：融資約束在實體企業(yè)金融化對高質(zhì)量發(fā)展的影響中具有門檻效應。

四、研究設計及變量選取

（一）數(shù)據(jù)來源

本文以上證A股2015—2021年間的制造業(yè)企業(yè)為研究對象，基于數(shù)據(jù)的可獲取性與連續(xù)性，對制造業(yè)企業(yè)進行實證分析。本文所使用的資料主要來自中國研究數(shù)據(jù)服務平臺及Wind數(shù)據(jù)庫。為了確保研究對象具有合理性，剔除了數(shù)據(jù)缺失嚴重的部分上證A股上市公司、ST、*ST類上市公司、金融類公司以及房地產(chǎn)類企業(yè)，最后得到929家上市公司的年度數(shù)據(jù)。

（二）變量選取

1.被解釋變量：高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)（Quality）。參考劉冬冬[17]所構(gòu)建的高質(zhì)量發(fā)展水平指標體系，如表1。通過四個不同維度總體衡量企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平。本文采用了極差變換法，對反映企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的指標做標準化處理，進一步采用熵值法確定有關(guān)高質(zhì)量發(fā)展指標的權(quán)重，最后使用線性加權(quán)和法來對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平進行測度。

2.解釋變量：實體企業(yè)金融化程度（Financial）。本文使用企業(yè)當年金融資產(chǎn)與期末總資產(chǎn)之比作為解釋變量。其中企業(yè)當年金融資產(chǎn)總額為投資性房地產(chǎn)凈額、債權(quán)投資、可供出售金融資產(chǎn)凈額、衍生金融資產(chǎn)等金融投資類目之和。

3.控制變量（Control）：為控制除實體企業(yè)金融化程度之外，其他因素對本文所要研究的企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展程度的影響，本文選用企業(yè)總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（ATO）、企業(yè)資產(chǎn)負債率（TDR）、企業(yè)營業(yè)收入增長率（Growth）、企業(yè)經(jīng)營凈現(xiàn)金流（CFO）、企業(yè)財務杠桿（Leverage）和企業(yè)資本密集度（Intensity）等可能影響企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的指標作為控制變量。

4.虛擬變量：產(chǎn)權(quán)性質(zhì)：國有企業(yè)取0，民營企業(yè)取1；行業(yè)類別：高科技公司取0，中低科技公司取1；所屬地區(qū)：東部、中部、西部、東北省市分別取0、1、2、3。

5.中介變量：本文選取企業(yè)成長性作為中介變量，用營業(yè)收入增長率衡量企業(yè)成長性。

6.調(diào)節(jié)變量：本文選取融資約束程度作為實體企業(yè)金融化對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展影響之間的調(diào)節(jié)變量，參考Hadlocketal.（2010）的計算方式。

各變量定義見表2。

（三）研究設計

1.基礎(chǔ)回歸

本文構(gòu)建雙固定效應模型，研究我國實體企業(yè)金融化對其高質(zhì)量發(fā)展的影響效應。

其中，Qualityi，t表示不同年份各個樣本企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展狀況指數(shù)，F(xiàn)inanciali，t表示不同年份各個樣本實體企業(yè)金融化程度指標，Controlsi，t表示不同年份中各樣本企業(yè)的控制變量指標。i表示各個樣本企業(yè)，t表示不同年份（2015—2021年）。β為本文待估參數(shù)，λi為個體效應，ηt為時間效應，εi，t是隨機擾動項。

2.異質(zhì)性模型

本文將研究樣本根據(jù)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、所屬地區(qū)和行業(yè)差別分為不同類別分別進行回歸，研究實體企業(yè)金融化對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的異質(zhì)性效應。

其中，Qualityi，t表示不同年份各個樣本企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展狀況指數(shù)，F(xiàn)inanciali，t表示不同年份各個樣本實體企業(yè)金融化程度指標，其他變量同模型1。

3.中介效應模型

通過實證分析，建立實體企業(yè)金融化與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的中介作用模型[24]。

其中Tmvb為中介變量，Growth為企業(yè)成長性指標。

4.調(diào)節(jié)效應模型

本文使用調(diào)節(jié)效應模型構(gòu)建實體企業(yè)金融化程度和融資約束程度的交乘項：

其中SA代表融資約束程度，參考安昀亞等[23]的融資約束指標構(gòu)建方法。

5.門檻效應模型

在融資約束條件改變的情況下，公司金融化對公司高質(zhì)量發(fā)展的作用效力也會隨之改變。本文使用面板門檻效應模型對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展和實體企業(yè)金融化之間的影響關(guān)系做進一步的分析。

其中，A為門限變量，待估參數(shù)γ為門限值。

五、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

通過描述性統(tǒng)計結(jié)果可知，高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)最大值為0.815，最小值為0.0448，實體企業(yè)金融化指數(shù)最大值為0.586，最小值為2.17e-06，兩個變量的極值均較大，說明不同企業(yè)之間在高質(zhì)量發(fā)展程度和金融化程度上具有較為明顯的差距?？刂谱兞康臄?shù)據(jù)值處在合理的范圍區(qū)間內(nèi)?？傮w上，本文選取的樣本在區(qū)分度上能夠有助于進行下一步的實證分析。篇幅所限，表略。

（二）基準回歸結(jié)果

通過相關(guān)性分析，高質(zhì)量發(fā)展水平與實體企業(yè)金融化之間具有顯著的相關(guān)性。本文使用固定效應模型研究實體企業(yè)金融化與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展之間的影響效應，表3為本文的基準回歸結(jié)果。可以看到列（1）中，實體企業(yè)金融化與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展之間的相關(guān)系數(shù)為-0.013，較為顯著，且為負數(shù)，說明企業(yè)的金融化在一定程度上會對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展具有抑制作用。列（2）中加入企業(yè)財務杠桿后企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)與實體企業(yè)金融化程度指標之間的相關(guān)系數(shù)仍然顯著為負，且財務杠桿與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展之間的相關(guān)系數(shù)顯著為正，說明提升財務杠桿可以使得公司對創(chuàng)新投入的增加進而對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生促進作用。列（3）中，加入企業(yè)資本密集度到回歸模型之后的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)其與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)之間的相關(guān)系數(shù)顯著為負，資本密集度在一定程度上對于企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展存在負面的阻礙作用。資本密集度越高意味著企業(yè)在固定資產(chǎn)中的投入較高，將會擠占公司用于研發(fā)的資金投入，從而阻礙公司高質(zhì)量發(fā)展。

綜上，在企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展指標與實體企業(yè)金融化程度指標的基準回歸基礎(chǔ)之上，逐步加入本文選取的控制變量后，實體企業(yè)金融化程度指標和企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展指標之間的相關(guān)系數(shù)均顯著為負，并沒有出現(xiàn)較大的變化，說明實體企業(yè)金融化程度的提高會阻礙企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，且相關(guān)系數(shù)較為穩(wěn)定，說明本文實證結(jié)果具有穩(wěn)健性。此外，添加控制變量后各個控制變量與本文高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)之間相關(guān)系數(shù)的正負影響沒有發(fā)生變化，并且相關(guān)系數(shù)較為穩(wěn)定，可以在某種意義上證明，所選擇的變量不存在比較顯著的多元共線性，因此本文結(jié)論具有一定的可信度。通過實證分析，驗證了本文的H1：實體企業(yè)金融化程度的提高將會對實體企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展具有顯著的阻礙作用。

（三）異質(zhì)性分析

根據(jù)企業(yè)的地域分布情況，按東、中、西、東北地區(qū)將本文研究樣本進行劃分，并進行基礎(chǔ)回歸。表4結(jié)果表明，我國東部、中部實體企業(yè)的金融化抑制效應顯著，西部、東北的金融化擠出效應不明顯。這一結(jié)果可能由于中、東、西、東北部四個地區(qū)之間在經(jīng)濟發(fā)展水平及開放程度上存在差異，東部和中部相較于西部和東北地區(qū)具有領(lǐng)先優(yōu)勢，因此實體經(jīng)濟金融化對于各地區(qū)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的作用可能會有一定的差別。

根據(jù)產(chǎn)權(quán)特征，將其分為國有企業(yè)和民營企業(yè)，并對這兩類企業(yè)的所有制特征進行了回歸分析。實證研究說明，實體企業(yè)的金融化對民營企業(yè)和國有企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展均存在著負向的抑制效果，民營企業(yè)的金融化對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展表現(xiàn)出更明顯的阻礙作用。民營企業(yè)是創(chuàng)新的活力源泉，企業(yè)的創(chuàng)新發(fā)展與經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展存在密不可分的關(guān)系，所以實體企業(yè)金融化對民營企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展具有更明顯的影響作用。

以國家統(tǒng)計局《高技術(shù)產(chǎn)業(yè)（制造業(yè)）分類（2017）》為依據(jù)，對上市公司所屬的產(chǎn)業(yè)進行了劃分。從研究結(jié)果可以看出，高技術(shù)企業(yè)和中低技術(shù)企業(yè)的金融化都會對公司的高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生比較明顯的影響，而在中低技術(shù)企業(yè)，其影響達到1%的顯著性水平，優(yōu)于高技術(shù)企業(yè)的顯著性水平。高技術(shù)企業(yè)的資金主要用于研發(fā)投入，當實體企業(yè)金融化擠占較多的有限的資源時，公司的創(chuàng)新投入將會受到較大影響。對中低技術(shù)企業(yè)來說，企業(yè)將資金用于短期的金融投資活動，而減少對固定資產(chǎn)的投入，削減創(chuàng)新費用的支出，將會阻礙企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展。

（四）中介效應檢驗

表5實證結(jié)果表明，列（1）中金融化指數(shù)的系數(shù)并不顯著，但是在添加了中介變量之后，該中介變量的系數(shù)是顯著的，且公司金融化指數(shù)的系數(shù)顯著為負。由此可知，企業(yè)成長性對實體企業(yè)金融化對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展具有部分中介效應。通過Sobel檢驗對其中介效應進行進一步的驗證，根據(jù)檢驗結(jié)果的數(shù)據(jù)計算得知，Sobel檢驗的統(tǒng)計量Z值大于10%顯著性水平下Sobel檢驗統(tǒng)計量的臨界值，合理驗證了企業(yè)成長性的顯著中介效應。實體企業(yè)金融化在一定程度上抑制了企業(yè)成長性，并進一步阻礙企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，說明本文的檢驗結(jié)果具有一定可靠性。

（五）融資約束的調(diào)節(jié)效應

表6調(diào)節(jié)效應回歸結(jié)果顯示，加入交乘項后實體企業(yè)金融化指標仍然顯著為負，且交乘項系數(shù)為-0.070，在10%的顯著性水平上表現(xiàn)為負，說明實體企業(yè)金融化對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的抑制影響受到融資約束的影響，實體企業(yè)金融化的系數(shù)與交乘項的系數(shù)符號相同，說明較高程度的融資約束將導致實體企業(yè)金融化動機更加強烈，金融化對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的抑制作用表現(xiàn)更為明顯。

（六）融資約束的門檻效應

表7門檻效應結(jié)果表明，融資約束程度具有單一門檻效應，門檻值為-0.8999，且通過了5%的顯著性水平。當SAlt;-0.8999時，系數(shù)不顯著，說明融資約束在此范圍內(nèi)的實體企業(yè)金融化程度對其高質(zhì)量發(fā)展不具有明顯的抑制作用。而在SAgt;-0.8999時，系數(shù)在1%的水平上顯著，說明融資約束在此范圍內(nèi)的實體企業(yè)金融化程度對其高質(zhì)量發(fā)展具有明顯的抑制作用。這說明，融資約束在實體企業(yè)金融化和企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展之間存在門檻效應，面臨不同融資約束的實體企業(yè)金融化對其高質(zhì)量發(fā)展具有不同的影響作用。企業(yè)面臨的融資約束程度越高，企業(yè)的資金來源越受限；過度的金融投資活動將占用用于創(chuàng)新投入的資金，降低企業(yè)成長性，從而阻礙企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展。而面臨融資程度較低的企業(yè)資金渠道豐富，資金充足，對創(chuàng)新投入的擠占作用較小，從而對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的阻礙作用表現(xiàn)不明顯。

（七）穩(wěn)健性檢驗

存在一種情況：具有高質(zhì)量發(fā)展特征的企業(yè)會主動自發(fā)地減少在金融資產(chǎn)上的投入，金融化程度較低，從而導致一種反向的因果關(guān)系。因此，本文使用工具變量法對變量進行內(nèi)生性檢驗，從而進一步檢驗本文結(jié)論是否具有較強的可靠性。本文首先使用了實體企業(yè)金融化的一階差分作為工具變量，結(jié)果表明不存在遺漏變量。然后使用金融化程度的一階差分和其與均值之差的三次冪作為兩個工具變量再次進行回歸。由于篇幅限制，不再列出檢驗表格。最終的內(nèi)生性結(jié)果表明，變量的正負和大小是較為一致和穩(wěn)定的。此外，Sargan的P值為0.479，拒絕了原假設條件，說明本文所設立的模型不存在內(nèi)生變量。

六、結(jié)論及政策建議

本文選取制造業(yè)上市公司數(shù)據(jù)，實證檢驗了實體企業(yè)金融化對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響。

本文實證結(jié)果表明：（1）實體企業(yè)金融化對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展具有阻礙作用。（2）實體企業(yè)金融化對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響具有產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性、行業(yè)異質(zhì)性和區(qū)域異質(zhì)性。（3）中介效應檢驗表明，實體企業(yè)金融化通過抑制企業(yè)成長性阻礙企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。（4）調(diào)節(jié)效應說明融資約束程度對于金融化對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的阻礙作用具有顯著的調(diào)節(jié)效應。（5）門檻效應回歸結(jié)果表明融資約束對于實體企業(yè)金融化對高質(zhì)量發(fā)展的影響效應具有門檻效應。

根據(jù)實證分析結(jié)果，本文提出以下建議：（1）提高實體經(jīng)濟投資回報率。實體投資與金融投資在回報率上的巨大差異導致非金融實體企業(yè)金融化現(xiàn)象逐漸嚴重，應通過優(yōu)惠政策如減稅降費、創(chuàng)新費用撥款、促進產(chǎn)業(yè)升級等方式促進實體經(jīng)濟發(fā)展，提高實體經(jīng)濟利潤率。（2）拓寬融資渠道，緩解企業(yè)融資約束?？梢猿浞掷脠鐾馐袌龅募懈們r交易規(guī)則，幫助中小企業(yè)緩解融資約束，減少其因融資難、融資貴等而導致的不斷被金融化的動力。通過豐富場外交易形式，為企業(yè)提供多樣化融資方式，促使資本市場為企業(yè)發(fā)展創(chuàng)新提供幫助。（3）完善公司治理機制，衡量企業(yè)經(jīng)營決策對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響。以高質(zhì)量發(fā)展為導向，以戰(zhàn)略規(guī)劃落地為牽引，合理控制實體企業(yè)金融化水平，發(fā)揮金融化緩解融資約束的正面作用，防止過度金融化造成的負面影響。（4）強化對民營企業(yè)創(chuàng)新的支持。激發(fā)民營企業(yè)創(chuàng)新動力，應加大對民營企業(yè)的支持力度，提供創(chuàng)新資金，防止民營企業(yè)因融資約束較強、資金來源不足而選擇過度金融化，激勵民營企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展。（5）增強政府對經(jīng)濟的引導作用。財政政策和貨幣政策應該始終將促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展作為基本方向，為經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展創(chuàng)造一個穩(wěn)定的宏觀經(jīng)濟環(huán)境。在重大項目的建設和重大技術(shù)的研究中，財政政策起到激勵、引導和帶動的作用，貨幣政策則起到推動科技成果轉(zhuǎn)化，激勵科技創(chuàng)新的作用。

【參考文獻】

［1］顧雷雷，郭建鸞，王鴻宇.企業(yè)社會責任、融資約束與實體企業(yè)金融化［J］.金融研究，2020（2）：109-127.

［2］PALLEYTI.Financialization：whatitisandwhyitmatters［J］.SocialScienceElectronicPublishing，2007，26（9）：9-1.

［3］ORHANGAZIO.Financializationandcapitalaccumulationinthenon-financialcorporatesector：atheoreticalandempiricalinvestigationontheUSeconomy：1973-2003［J］.MPRAPaper，2007，32（6）：863-886.

［4］MILBERGW.Shiftingsourcesandusesofprofits：sustainingUSfinancializationwithglobalvaluechains［J］.EconomyandSociety，2008，37（3）：420-452.

［5］ALMEIDAH，CAMPELLOM，WEISBACHMS.Thecashflowsensitivityofcash［J］.JournalofFinance，2004（59）：1777-1804.

［6］KLIMANA，WILLIAMSD.Whyfinancialisation’hasn'tdepressedUSproductiveinvestment［J］.CambridgeJournalofEconomics，2015，39（1）：67-92.

［7］ELISAUOHETTO.DoesinternalfinancematterforRamp;D？NewevidencefromapanelofItalianfirms［J］.CambridaeJournalofEconomies，2008（6）.

［8］張成思.金融化的邏輯與反思［J］.經(jīng)濟研究，2019，54（11）：4-20.

［9］徐云松，王怡媛.實體企業(yè)金融化的研究進程與前沿展望［J］.貴州師范大學學報（社會科學版），2021（1）：75-82.

［10］任保平，文豐安.新時代中國高質(zhì)量發(fā)展的判斷標準、決定因素與實現(xiàn)途徑［J］.改革，2018（4）：5-16.

［11］董志愿，張曾蓮.政府審計對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響——基于審計署央企審計結(jié)果公告的實證分析［J］.審計與經(jīng)濟研究，2021，36（1）：1-10.

［12］顧海峰，張歡歡.實體企業(yè)金融化、融資約束與企業(yè)創(chuàng)新——貨幣政策的調(diào)節(jié)作用［J］.當代經(jīng)濟科學，2020，42（5）：74-89.

［13］謝家智，王文濤，江源.制造業(yè)金融化、政府控制與技術(shù)創(chuàng)新［J］.經(jīng)濟學動態(tài)，2014（11）：78-88.

［14］段軍山，莊旭東.金融投資行為與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新——動機分析與經(jīng)驗證據(jù)［J］.中國工業(yè)經(jīng)濟，2021（1）：155-173.

［15］王少華，上官澤明，吳秋生.高質(zhì)量發(fā)展背景下實體企業(yè)金融化如何助力創(chuàng)新——基于金融化適度性的視角［J］.社會科學文摘，2020（6）：45-47.

［16］李曉倩.實體企業(yè)金融化、融資約束與企業(yè)創(chuàng)新［D］.杭州：浙江大學碩士學位論文，2022.

［17］劉冬冬.實體企業(yè)金融化對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響［J］.統(tǒng)計與決策，2022，38（11）：159-163.

［18］DEMIRF.Financialliberalization，privateinvestmentandportfoliochoice：financializationofrealsectorsinemergingmarkets［J］.JournalofDevelopmentEconomics，2009，88（2）：314-324.

［19］黃美琳，潘榕，李蕾蕾.企業(yè)金融化對我國上市企業(yè)創(chuàng)新投入的影響研究［J］.投資與合作，2023（9）：4-6.

［20］江春，李巍.中國非金融企業(yè)持有金融資產(chǎn)的決定因素和含義：一個實證調(diào)查［J］.經(jīng)濟管理，2013，35（7）：13-23.

［21］蘇恒葉，戴亮.股權(quán)集中度、創(chuàng)新投資與企業(yè)成長性——基于A股上市公司實證研究［J］.中國管理信息化，2022，25（3）：128-131.

［22］張遼，林鑫濤.實體企業(yè)金融化行為對創(chuàng)新質(zhì)量的影響研究［J］.華東經(jīng)濟管理，2022，36（9）：33-44.

［23］安昀亞，徐云松.實體企業(yè)金融化與創(chuàng)新投入的非線性關(guān)系研究［J］.財務研究，2022（4）：81-91.

［24］溫忠麟，葉寶娟.中介效應分析：方法和模型發(fā)展［J］.心理科學進展，2014，22（5）：731-745.