金融資產(chǎn)配置與實(shí)體企業(yè)全要素生產(chǎn)率：“產(chǎn)融相長(zhǎng)”還是“脫實(shí)向虛”

盛明泉 汪 順 商玉萍

(1.安徽財(cái)經(jīng)大學(xué) 會(huì)計(jì)學(xué)院，安徽 蚌埠233030； 2.暨南大學(xué) 管理學(xué)院，廣東 廣州510632；3.上海財(cái)經(jīng)大學(xué) 財(cái)經(jīng)研究所，上海200433)

一、引言

自我國(guó)經(jīng)濟(jì)步入“新常態(tài)”，如何破題經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級(jí)，實(shí)現(xiàn)要素驅(qū)動(dòng)與投資驅(qū)動(dòng)向創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)的轉(zhuǎn)變，共享改革成果，便成為全面建成小康社會(huì)目標(biāo)下的重點(diǎn)問(wèn)題。黨的十九大報(bào)告明確提出提高全要素生產(chǎn)率的要求，這充分表明提升全要素生產(chǎn)率對(duì)于實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量增長(zhǎng)具有重要意義。然而，如何提高全要素生產(chǎn)率，仍是一個(gè)有待檢驗(yàn)和深入討論的重大經(jīng)濟(jì)問(wèn)題。近年來(lái)，我國(guó)大量的實(shí)體企業(yè)紛紛涉足房地產(chǎn)與金融兩大“暴利”行業(yè)，例如以服裝巨頭雅戈?duì)枮榇淼囊淮笈鷥?yōu)質(zhì)實(shí)體企業(yè)放棄主業(yè)，專(zhuān)攻金融與地產(chǎn)投資等，由此也引發(fā)理論界與實(shí)務(wù)界針對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)與虛擬經(jīng)濟(jì)之間關(guān)系的激烈爭(zhēng)論，我國(guó)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的“脫實(shí)向虛”現(xiàn)象已成為另一個(gè)亟待討論的重大經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)性問(wèn)題。那么，這兩大經(jīng)濟(jì)問(wèn)題之間是否存有質(zhì)的聯(lián)系呢？從理論演繹來(lái)看，如果實(shí)體企業(yè)金融化表現(xiàn)為“蓄水池”效應(yīng)，則有助于緩解企業(yè)的外部融資約束，提高資源配置效率；但如果企業(yè)配置金融資產(chǎn)僅僅旨在“投機(jī)套利”，即以減少經(jīng)營(yíng)資產(chǎn)投資、犧牲實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展機(jī)會(huì)為代價(jià)來(lái)追逐金融投機(jī)收益，則會(huì)對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生“擠出”效應(yīng)，從而不利于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。當(dāng)前，我國(guó)愈演愈烈的企業(yè)金融化趨勢(shì)到底會(huì)對(duì)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生何種影響，是體現(xiàn)為“產(chǎn)融相長(zhǎng)”還是“脫實(shí)向虛”？

基于上述分析，本文選取2007—2015年我國(guó)A股上市公司的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了實(shí)體企業(yè)金融化與企業(yè)生產(chǎn)率之間的關(guān)系。研究表明：金融化程度負(fù)向影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率，實(shí)體企業(yè)金融化更多地體現(xiàn)為“脫實(shí)向虛”，而非“產(chǎn)融相長(zhǎng)”；進(jìn)一步地，檢驗(yàn)金融化與全要素生產(chǎn)率二者之間的傳導(dǎo)路徑發(fā)現(xiàn)，金融化會(huì)通過(guò)擠占實(shí)體投入以及抑制企業(yè)創(chuàng)新進(jìn)而降低企業(yè)全要素生產(chǎn)率，并且這種負(fù)面影響在融資約束更低以及短視性更強(qiáng)的樣本企業(yè)內(nèi)更加凸顯；不同類(lèi)型的金融資產(chǎn)配置行為對(duì)于全要素生產(chǎn)率的影響存在結(jié)構(gòu)性差異，相對(duì)而言，配置交易性金融資產(chǎn)對(duì)于全要素生產(chǎn)率的影響不明顯，但配置高投機(jī)性的長(zhǎng)期股權(quán)投資以及投資性房地產(chǎn)仍會(huì)負(fù)向影響全要素生產(chǎn)率。

本文的邊際貢獻(xiàn)在于：(1)實(shí)體企業(yè)金融化本質(zhì)上是企業(yè)財(cái)務(wù)政策的體現(xiàn)，而全要素生產(chǎn)率則是企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)過(guò)程的體現(xiàn)，因此本文進(jìn)一步打開(kāi)了企業(yè)財(cái)務(wù)政策與企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)過(guò)程之間的理論“黑箱”，不僅從微觀層面豐富了全要素生產(chǎn)率領(lǐng)域的相關(guān)文獻(xiàn)，同時(shí)也為實(shí)體企業(yè)金融化這一理論熱點(diǎn)提供了較為全面的經(jīng)驗(yàn)發(fā)現(xiàn)。(2)本文結(jié)論也具有一定的政策價(jià)值，研究顯示“脫實(shí)向虛”不利于全要素生產(chǎn)率的提升，因此全要素生產(chǎn)率提升這一國(guó)家戰(zhàn)略的順利實(shí)現(xiàn)，不僅要大力倡導(dǎo)科技創(chuàng)新，更應(yīng)強(qiáng)調(diào)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的“脫虛向?qū)崱?；本文關(guān)于實(shí)體企業(yè)金融資產(chǎn)配置與全要素生產(chǎn)率之間的經(jīng)驗(yàn)分析不僅進(jìn)一步豐富了上述論斷，也為當(dāng)下我國(guó)提振實(shí)體經(jīng)濟(jì)、提升全要素生產(chǎn)率水平提供了重要的方向性參考。

二、文獻(xiàn)回顧與假設(shè)提出

20世紀(jì)80年代以來(lái)，實(shí)體經(jīng)濟(jì)金融化現(xiàn)象在發(fā)達(dá)國(guó)家蔚然成風(fēng)，并引致理論界與實(shí)務(wù)界的廣泛關(guān)注。有關(guān)實(shí)體經(jīng)濟(jì)金融化的研究重點(diǎn)關(guān)注兩個(gè)方面的主題：一是，實(shí)體企業(yè)金融化的動(dòng)因；二是，實(shí)體企業(yè)金融化的經(jīng)濟(jì)后果。

關(guān)于實(shí)體企業(yè)金融化的動(dòng)因，雖然現(xiàn)有研究結(jié)論表述各異，但究其本質(zhì)，可以將其歸結(jié)為金融資產(chǎn)的“蓄水池”效應(yīng)以及“投機(jī)套利”兩種視角。其中，“蓄水池”效應(yīng)是指企業(yè)提前將過(guò)剩的資源轉(zhuǎn)化為金融資產(chǎn)，一旦在企業(yè)面臨嚴(yán)苛的融資約束或惡劣的市場(chǎng)環(huán)境時(shí)，可以再將持有的金融資產(chǎn)轉(zhuǎn)化為實(shí)體資源；投機(jī)套利動(dòng)因則是指，企業(yè)將主要的資源分配至金融以及地產(chǎn)等高收益領(lǐng)域，旨在謀取短期超額利潤(rùn)?；谏鲜鲞壿嫞F(xiàn)有文獻(xiàn)分別從實(shí)體投資與虛擬投資的收益率差異(Demir，2009)、宏觀經(jīng)濟(jì)周期與貨幣投放量變動(dòng)(胡奕明 等，2017)、經(jīng)濟(jì)政策不確定性(彭俞超 等，2018)等宏觀層面，以及公司業(yè)績(jī)(宋軍 等，2015)、外部競(jìng)爭(zhēng)壓力(王紅建 等，2016)、內(nèi)部控制質(zhì)量(唐雪松，2016)等微觀層面探討企業(yè)金融化行為。

關(guān)于實(shí)體企業(yè)金融化的經(jīng)濟(jì)后果，盡管現(xiàn)有研究仍未取得收斂的結(jié)果，但通過(guò)文獻(xiàn)梳理不難發(fā)現(xiàn)，由于企業(yè)金融化的動(dòng)因不同，其經(jīng)濟(jì)后果亦不盡相同。Orhangazi(2008)發(fā)現(xiàn)，實(shí)體企業(yè)金融化將擠占其對(duì)于實(shí)業(yè)資產(chǎn)的投入；王紅建等(2017)的研究顯示，金融化趨勢(shì)不利于企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新；實(shí)體企業(yè)金融化短期內(nèi)會(huì)提升企業(yè)業(yè)績(jī)(王紅建 等，2016)，但最終卻將導(dǎo)致企業(yè)長(zhǎng)期業(yè)績(jī)的減損(杜勇 等，2017)。上述對(duì)于經(jīng)濟(jì)后果的研究主要從金融化的“投機(jī)套利”動(dòng)因出發(fā)。亦有部分研究表明，“實(shí)體”+“金融”的產(chǎn)融結(jié)合模式具有“產(chǎn)融相長(zhǎng)”的經(jīng)濟(jì)職能，不僅會(huì)直接降低企業(yè)的融資成本，緩解外部融資約束，同時(shí)也能夠充分釋放實(shí)體企業(yè)自身的競(jìng)爭(zhēng)力(盛安琪 等，2018；李維安 等，2014；黎文靖 等，2017)。

從理論演繹的角度而言，實(shí)體企業(yè)金融資產(chǎn)配置行為對(duì)于全要素生產(chǎn)率的影響，可能存在兩種經(jīng)濟(jì)后果。一旦實(shí)體企業(yè)出于“投機(jī)套利”的動(dòng)機(jī)，而將資金投資于金融和房地產(chǎn)等經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域，則會(huì)出現(xiàn)資金“脫實(shí)向虛”現(xiàn)象，進(jìn)而對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生負(fù)面影響。具體表現(xiàn)在：一方面，實(shí)體企業(yè)將資金配置于金融資產(chǎn)時(shí)，實(shí)業(yè)資金必然受到擠占，從而會(huì)降低實(shí)業(yè)投資；另一方面，實(shí)體企業(yè)將資金配置于金融和房地產(chǎn)等高投機(jī)性行業(yè)時(shí)，同樣會(huì)擠占企業(yè)創(chuàng)新資源，阻礙內(nèi)部技術(shù)升級(jí)，從而導(dǎo)致企業(yè)全要素生產(chǎn)率降低。當(dāng)企業(yè)出于“蓄水池”動(dòng)機(jī)，采用金融化策略應(yīng)對(duì)外部融資約束時(shí)，則有助于優(yōu)化企業(yè)內(nèi)部的資源使用效率，體現(xiàn)為“產(chǎn)融相長(zhǎng)”，客觀上會(huì)直接驅(qū)動(dòng)企業(yè)創(chuàng)新，在提高全要素生產(chǎn)率的同時(shí)也將極大地促進(jìn)企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的提升?；谏鲜龇治?，本文提出如下競(jìng)爭(zhēng)性假設(shè)：

假設(shè)1a：給定其他條件不變，實(shí)體企業(yè)金融化將負(fù)向影響其全要素生產(chǎn)率，體現(xiàn)為“脫實(shí)向虛”；

假設(shè)1b：給定其他條件不變，實(shí)體企業(yè)金融化將正向影響其全要素生產(chǎn)率，體現(xiàn)為“產(chǎn)融相長(zhǎng)”。

三、研究設(shè)計(jì)

本文的研究設(shè)計(jì)按如下思路進(jìn)行：首先，實(shí)證檢驗(yàn)企業(yè)金融化對(duì)于其全要素生產(chǎn)率的影響方向及作用效果，以確立本文的主效應(yīng)；然后，進(jìn)一步探索企業(yè)金融資產(chǎn)配置與全要素生產(chǎn)率二者之間的作用路徑、不同金融化動(dòng)機(jī)的調(diào)節(jié)效應(yīng)以及不同類(lèi)型金融資產(chǎn)配置行為之間的結(jié)構(gòu)化差異。

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文的初始數(shù)據(jù)集為2007—2015年的A股上市公司。參考盛明泉等(2017)的數(shù)據(jù)清洗步驟，對(duì)初始數(shù)據(jù)進(jìn)行如下處理：(1)刪除ST與金融類(lèi)樣本；(2)剔除基礎(chǔ)數(shù)據(jù)缺失，或基本指標(biāo)存在明顯偏誤的樣本(如負(fù)債率大于1)，并在此基礎(chǔ)上進(jìn)行Winsorize處理。隨后，按照魯曉東等(2012)的估計(jì)思路，由于半?yún)?shù)估計(jì)方法能夠更好地處理樣本數(shù)據(jù)間的聯(lián)立性偏差與選擇性偏差問(wèn)題，因而本文采用LP方法作為全要素生產(chǎn)率的主要估計(jì)方法，這與簡(jiǎn)澤等(2014)使用的處理辦法也是一致的，即利用上市公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)計(jì)算出企業(yè)的全要素生產(chǎn)率水平(TFP_LP)。另外，為保證實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文還使用OP法估計(jì)了企業(yè)的全要素生產(chǎn)率水平(TFP_OP)。經(jīng)過(guò)上述處理，我們最終得到包含9681個(gè)公司年度樣本的非平衡面板。本文主要的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)以及治理數(shù)據(jù)來(lái)自于國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)(CSMAR)，企業(yè)研發(fā)數(shù)據(jù)以及實(shí)際控制人數(shù)據(jù)來(lái)自于Wind數(shù)據(jù)庫(kù)。

(二)基本模型設(shè)定

為檢驗(yàn)企業(yè)金融化資產(chǎn)配置行為對(duì)其全要素生產(chǎn)率的影響方向，本文借鑒聶輝華等(2014)以及盛明泉等(2017)的研究設(shè)計(jì)，建立如下模型，以考察金融化與企業(yè)生產(chǎn)率之間的互動(dòng)性關(guān)系。

TFP= β0+β1Fin+β2Size+β3Lev+β4Roe+β5Grow+β6Dual+β7Insti+

β8Boardsize+β9Inde+Year+Ind+ε

(模型1)

其中：被解釋變量為企業(yè)全要素生產(chǎn)率(TFP)；解釋變量為金融化比率(Fin)，其系數(shù)β1是本文的核心關(guān)注點(diǎn)，若該系數(shù)顯著小于0，則表明金融資產(chǎn)配置負(fù)向影響全要素生產(chǎn)率，體現(xiàn)為“脫實(shí)向虛”。此外，參考現(xiàn)有文獻(xiàn)的做法，本文還控制了一系列財(cái)務(wù)指標(biāo)與公司治理指標(biāo)，如企業(yè)規(guī)模、負(fù)債率、成長(zhǎng)性以及董事會(huì)結(jié)構(gòu)等，β2至β9分別為各控制變量的系數(shù)。β0為模型常數(shù)項(xiàng)，Ind和Year分別為行業(yè)效應(yīng)和年度效應(yīng),ε為估計(jì)殘差。

(三)變量說(shuō)明

1．被解釋變量：全要素生產(chǎn)率(TFP)

在本文的基準(zhǔn)模型中，被解釋變量為企業(yè)全要素生產(chǎn)率水平(TFP)?，F(xiàn)有文獻(xiàn)中，有關(guān)TFP的計(jì)算方法主要有三種：參數(shù)法、非參數(shù)法以及半?yún)?shù)法。由于半?yún)?shù)估計(jì)結(jié)合了生產(chǎn)函數(shù)估計(jì)和非參數(shù)估計(jì)的思想，能較好地解決TFP估計(jì)過(guò)程中的聯(lián)立性偏誤(即企業(yè)的TFP水平反向影響企業(yè)的要素選擇所導(dǎo)致的互為因果)以及選擇性偏誤(即競(jìng)爭(zhēng)會(huì)導(dǎo)致低TFP的企業(yè)退出市場(chǎng)從而使得樣本TFP被高估)，因此，半?yún)?shù)方法現(xiàn)已成為估計(jì)微觀企業(yè)全要素生產(chǎn)率的主要方法，魯曉東等(2012)以及楊汝岱(2015)均采取了這一估計(jì)思路。由于半?yún)?shù)估計(jì)主要包含OP估計(jì)法以及修正的OP估計(jì)法(即LP法)，因此，本文借鑒簡(jiǎn)澤等(2014)，使用LP法測(cè)算的全要素生產(chǎn)率TFP_LP作為主要的因變量，同時(shí)利用OP法計(jì)算的全要素生產(chǎn)率TFP_OP開(kāi)展穩(wěn)健性檢驗(yàn)[注]對(duì)全要素生產(chǎn)率的LP估計(jì)以及OP估計(jì)均有相應(yīng)的Stata實(shí)現(xiàn)程序，其中：LP法的Stata程序名levpet.ado；OP法的Stata程序?yàn)閛preg.ado。感興趣的讀者可通過(guò)運(yùn)行命令ssc install levpet或ssc install opreg下載安裝相應(yīng)的程序包。。

2．自變量及其含義

借鑒杜勇等(2018)的研究思路，將交易性金融資產(chǎn)、衍生金融資產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)、持有至到期投資、投資性房地產(chǎn)和長(zhǎng)期股權(quán)投資等六個(gè)科目劃分為金融資產(chǎn)。需要說(shuō)明的是，盡管貨幣也屬于金融資產(chǎn)，但經(jīng)營(yíng)活動(dòng)本身也會(huì)產(chǎn)生貨幣，因此，本文中的金融資產(chǎn)并未包括貨幣資金。此外，現(xiàn)代房地產(chǎn)越來(lái)越脫離實(shí)體經(jīng)濟(jì)部門(mén)，呈現(xiàn)虛擬化特征(宋軍 等，2015；王紅建 等，2016)，因而，本文在衡量企業(yè)金融化水平的過(guò)程中同樣將投資性房地產(chǎn)涵蓋在內(nèi)。由此，企業(yè)金融化程度(Fin)的計(jì)算公式為：Fin=(交易性金融資產(chǎn)+衍生金融資產(chǎn)+可供出售金融資產(chǎn)+持有至到期投資+投資性房地產(chǎn)+長(zhǎng)期股權(quán)投資)/總資產(chǎn)。

3．控制變量

參考黎文靖等(2012)以及盛明泉等(2017)的做法，本文進(jìn)一步控制了企業(yè)財(cái)務(wù)特征變量以及治理特征變量。其中，財(cái)務(wù)特征變量包含企業(yè)規(guī)模(Size)、資本結(jié)構(gòu)(Lev)、成長(zhǎng)性(TobinQ)以及盈利能力(Roe)，而治理特征變量則包含兩職合一(Dual)、機(jī)構(gòu)投資者(Insti)、董事會(huì)規(guī)模(Boardsize)以及獨(dú)董比例(Inde)。

各主要變量的具體釋義如表1所示。

表1 變量說(shuō)明

四、實(shí)證結(jié)果及分析

(一)主要變量的基礎(chǔ)性描述

主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見(jiàn)表2。從中可以看出，因變量TFP的均值近乎等于中位數(shù)，且標(biāo)準(zhǔn)差較小，表明我國(guó)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率分布大致符合正態(tài)分布。另外，企業(yè)金融化水平呈右偏分布的特征(均值大于中位數(shù))，多數(shù)企業(yè)的金融化程度較低，標(biāo)準(zhǔn)差較高說(shuō)明不同企業(yè)間的金融化水平具有較高的異質(zhì)性。同時(shí)，各控制變量的結(jié)果與已有相關(guān)的主要文獻(xiàn)亦保持了較高的一致性。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)表

(二)相關(guān)性分析

表3列示了本文主要變量的皮爾森相關(guān)系數(shù)。從中可見(jiàn)：首先，企業(yè)金融化水平(Fin)與其全要素生產(chǎn)率(TFP_LP)負(fù)相關(guān)，且在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，這表明實(shí)體企業(yè)金融化一定程度上不利于其全要素生產(chǎn)率的提升，但上述觀測(cè)結(jié)果并未考慮公司、行業(yè)、時(shí)間等異質(zhì)性特征的影響，尚需通過(guò)回歸分析加以進(jìn)一步檢驗(yàn)；其次，機(jī)構(gòu)投資者持股(Insti)和董事會(huì)規(guī)模(Boardsize)均與TFP_LP在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著正相關(guān)，而兩職合一(Dual)卻負(fù)向影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率，這表明公司治理對(duì)于企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升具有重要作用；最后，企業(yè)規(guī)模(Size)、成長(zhǎng)性(TobinQ)等企業(yè)特征與全要素生產(chǎn)率的關(guān)系也與已有相關(guān)研究結(jié)論一致。

表3 相關(guān)性分析

注：表內(nèi)數(shù)字為皮爾森相關(guān)系數(shù)；***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平上顯著。

(三)實(shí)證結(jié)果及其討論

表4報(bào)告了金融化對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響結(jié)果。具體而言，列(1)為未加入各控制變量以及未控制年度與行業(yè)效應(yīng)的回歸結(jié)果，隨后，我們依據(jù)逐步回歸的思想，在列(2)中控制了公司財(cái)務(wù)特征，在列(3)中進(jìn)一步控制了公司治理特征，在列(4)中加入了行業(yè)與年度效應(yīng)。

表4 主效應(yīng)回歸

注：括號(hào)里的數(shù)字為t值；***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平上顯著。下同。

表4中的實(shí)證結(jié)果表明，在上述所有回歸中，金融化(Fin)變量的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，且在1%的水平上顯著，這表明在控制各種異質(zhì)性條件的基礎(chǔ)上，實(shí)體企業(yè)金融化將負(fù)向影響全要素生產(chǎn)率，前文的假設(shè)1a得證。另外，相較于列(1)而言，列(2)、(3)、(4)的Adj_R2穩(wěn)步上升，一定程度上佐證了模型架構(gòu)的合理性。各控制變量的回歸結(jié)果顯示，杠桿率(Lev)負(fù)向影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率，表明去杠桿對(duì)于提升生產(chǎn)率的重要性；企業(yè)成長(zhǎng)性(TobinQ)正向影響全要素生產(chǎn)率，與楊汝岱(2015)的研究結(jié)論一致。

(四)內(nèi)生性問(wèn)題與穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1．內(nèi)生性問(wèn)題

本文旨在探討企業(yè)金融資產(chǎn)配置對(duì)其全要素生產(chǎn)率的影響，然而企業(yè)如何配置其金融化資產(chǎn)這一啞變量很可能存在內(nèi)生性困擾，因?yàn)槿厣a(chǎn)率較低的企業(yè)往往更有可能采用金融化的經(jīng)營(yíng)策略以彌補(bǔ)自身主營(yíng)業(yè)務(wù)的不足，因此，企業(yè)的生產(chǎn)率越低，其金融化水平越高。此時(shí)，使用普通OLS回歸可能存在較強(qiáng)的反向因果問(wèn)題。為控制這一內(nèi)生性問(wèn)題，借鑒王紅建等(2017)的處理思路，本文選擇投資收益占凈利潤(rùn)之比(Invprofit)作為工具變量。原因在于，該收益屬于企業(yè)非主營(yíng)業(yè)務(wù)產(chǎn)生的利潤(rùn)，其與金融資產(chǎn)配置水平高度相關(guān)，但卻與企業(yè)日常的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)無(wú)關(guān)。理論上，該工具變量應(yīng)該無(wú)法通過(guò)除卻金融化路徑之外的其他路徑影響企業(yè)的全要素生產(chǎn)率水平，所以其能夠較好地滿足工具變量所需具備的相關(guān)性與排他性要求(Roberts et al.,2013)。

兩階段最小二乘的結(jié)果見(jiàn)表5。第一階段的回歸結(jié)果顯示，企業(yè)投資收益率(Invprofit)與企業(yè)金融化水平(Fin)正相關(guān)，且高度顯著，這與現(xiàn)有的理論預(yù)期一致。第二階段的回歸結(jié)果表明，無(wú)論是使用LP方法還是OP方法估計(jì)的全要素生產(chǎn)率作為代理變量，企業(yè)金融化水平(Fin)的系數(shù)仍顯著為負(fù)，表明即使充分考慮了內(nèi)生性偏誤，金融化的“脫實(shí)向虛”性質(zhì)仍未發(fā)生改變，再次驗(yàn)證了假設(shè)1a。

表5 工具變量法回歸

2．穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為測(cè)試實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)定性，本文開(kāi)展了一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表6。首先，更換全要素生產(chǎn)率的估計(jì)方法，使用OP法重新估計(jì)的全要素生產(chǎn)率(TFP_OP)作為被解釋變量，回歸結(jié)果如列(1)所示。從中可見(jiàn)，金融化(Fin)的回歸系數(shù)依然負(fù)向顯著。其次，選取具有代表性的制造業(yè)樣本重述金融化對(duì)于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，結(jié)果如列(2)所示。可以發(fā)現(xiàn)，在制造業(yè)樣本中，仍得到了與全樣本相一致的估計(jì)結(jié)果。再者，使用滯后一期的全要素生產(chǎn)率水平(TFP_LPt+1)作為因變量，重新回歸，結(jié)果見(jiàn)列(3)。不難發(fā)現(xiàn)，金融化(Fin)的系數(shù)依然負(fù)向顯著。最后，考慮到公司個(gè)體層面可能存有部分不隨時(shí)間而改變的干擾因素，因而采用個(gè)體固定效應(yīng)重述前文的主效應(yīng)模型，結(jié)果如列(4)所示。從中可見(jiàn)，金融化(Fin)的回歸結(jié)果仍然顯著。上述穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果表明，前文研究結(jié)論是可靠的。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

注：列(2)與列(3)由于分別采用制造業(yè)樣本與滯后一期樣本，因而損失了部分樣本量；列(1)、(2)、(3)中的R2均為經(jīng)調(diào)整后的R2(Adj_R2)；列(4)采用個(gè)體固定效應(yīng)回歸作為估計(jì)方法，因而R2為組內(nèi)R2(Within_R2)。

五、進(jìn)一步研究

(一)作用路徑檢驗(yàn)

上文研究表明，金融化不利于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升，并且這一結(jié)論具有穩(wěn)健性。那么，實(shí)體企業(yè)金融化究竟通過(guò)何種路徑對(duì)其全要素生產(chǎn)率水平產(chǎn)生影響，中間的傳導(dǎo)機(jī)制如何？圍繞這一問(wèn)題，本文嘗試從實(shí)業(yè)投資以及企業(yè)創(chuàng)新兩條路徑出發(fā)，以期打開(kāi)企業(yè)金融化作用于全要素生產(chǎn)率的“黑箱”。

首先，實(shí)體企業(yè)金融化意味著企業(yè)將其內(nèi)在資源更多地投至虛體業(yè)務(wù)，客觀上會(huì)對(duì)實(shí)業(yè)投資形成擠壓，而實(shí)業(yè)投資的降低，不僅僅意味著企業(yè)資源分配偏好的改變，同樣也意味著實(shí)體經(jīng)營(yíng)活動(dòng)所能支配的資源總量在降低。作為實(shí)體經(jīng)營(yíng)活動(dòng)效率的體現(xiàn)，全要素生產(chǎn)率理應(yīng)受到實(shí)業(yè)投資變化的影響，本文將“金融化—實(shí)業(yè)投資—全要素生產(chǎn)率”這一路徑稱(chēng)為實(shí)業(yè)投資路徑。另外，創(chuàng)新與技術(shù)進(jìn)步是企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升的內(nèi)核，然而由于企業(yè)研發(fā)活動(dòng)具有天然的高風(fēng)險(xiǎn)性，其往往需要大量的長(zhǎng)期穩(wěn)定的資金投入；與之相似，金融化也具有高風(fēng)險(xiǎn)、高收益的特征，但其與研發(fā)活動(dòng)存在本質(zhì)不同，金融化通常還帶有一定的投機(jī)套利性質(zhì)。因而，還可能存在另一條影響路徑，本文稱(chēng)之為創(chuàng)新路徑，即“金融化—企業(yè)創(chuàng)新—全要素生產(chǎn)率”。為驗(yàn)證上述的理論分析，本文設(shè)計(jì)了兩組路徑檢驗(yàn)，回歸結(jié)果見(jiàn)表7。

在表7中，列(1)、列(2)展示了實(shí)業(yè)投資路徑的檢驗(yàn)結(jié)果[注]借鑒杜勇等(2017)的研究設(shè)計(jì)，本文中的實(shí)業(yè)投資水平采用Δ(固定資產(chǎn)+在建工程+工程物資)/總資產(chǎn)表示。。其中，金融化負(fù)向影響企業(yè)的實(shí)業(yè)投資水平(Fin的回歸系數(shù)為-0.0464，且在1%的水平上顯著)；列(2)顯示實(shí)業(yè)投資對(duì)于企業(yè)全要素生產(chǎn)率具有顯著的正向影響(Inv的回歸系數(shù)為0.2021，且在1%的水平上顯著)。上述結(jié)果一定程度上說(shuō)明，“金融化—實(shí)業(yè)投資—全要素生產(chǎn)率”這一傳導(dǎo)路徑是真實(shí)存在的，也揭示出企業(yè)“脫實(shí)向虛”式的資源配置策略對(duì)于全要素生產(chǎn)率的負(fù)面效應(yīng)。列(3)、列(4)展示了創(chuàng)新路徑的檢驗(yàn)結(jié)果[注]借鑒王紅建等(2017)的研究設(shè)計(jì)，本文采用研發(fā)支出/營(yíng)業(yè)收入表示企業(yè)的創(chuàng)新投入水平。。列(3)表明，金融化擠出了企業(yè)的創(chuàng)新投入(Fin的回歸系數(shù)顯著為負(fù))；列(4)表明，企業(yè)創(chuàng)新能夠顯著提升其全要素生產(chǎn)率(Rdratio的回歸系數(shù)為正，且在5%的水平上顯著)。上述檢驗(yàn)結(jié)果證實(shí)，“金融化—企業(yè)創(chuàng)新—全要素生產(chǎn)率”這一傳導(dǎo)路徑是成立與存在的。

表7 作用路徑檢驗(yàn)

(二)金融化與企業(yè)全要素生產(chǎn)率：融資約束與企業(yè)短視性的調(diào)節(jié)效應(yīng)

實(shí)體企業(yè)可能出于不同的動(dòng)機(jī)配置金融資產(chǎn)，而通過(guò)上文的分析可知，基于不同金融化動(dòng)機(jī)的企業(yè)，其金融資產(chǎn)配置行為對(duì)于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響程度顯然是不同的(胡奕明 等，2017)。因此，如果企業(yè)的某項(xiàng)特質(zhì)能影響到企業(yè)的金融化動(dòng)機(jī)，那么這一特質(zhì)將在金融化與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間起到一定的調(diào)節(jié)效應(yīng)，換言之，金融化對(duì)于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，會(huì)隨著該項(xiàng)調(diào)節(jié)變量的改變而改變。

從理論上來(lái)看，企業(yè)所面臨的融資約束應(yīng)該具有負(fù)向的調(diào)節(jié)效應(yīng)，這是因?yàn)槿谫Y約束的程度會(huì)直接影響企業(yè)的金融化動(dòng)機(jī)(王紅建 等，2017)。對(duì)于融資約束嚴(yán)重的企業(yè)而言，金融化的“蓄水池”效應(yīng)能夠有效發(fā)揮緩解企業(yè)融資約束的功能，此時(shí)的金融化行為更多地體現(xiàn)為企業(yè)的一種策略性應(yīng)對(duì)。而對(duì)于“預(yù)算軟約束”的企業(yè)而言，由于其并不缺乏資金支持，因此金融化更可能被視為套利手段，在此情形下，金融化對(duì)于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的負(fù)面影響應(yīng)該更為顯著。另外，企業(yè)自身的短視性也會(huì)造成金融化動(dòng)機(jī)的差異，由于“蓄水池”功能的實(shí)現(xiàn)通常需要一定的等待期，對(duì)于短視性的企業(yè)而言，這一等待期往往是不能接受的，因此強(qiáng)短視性企業(yè)一般更加青睞金融化資產(chǎn)的投機(jī)套利屬性，此時(shí)，金融化的負(fù)向效應(yīng)可能更加凸顯。

本文通過(guò)分組回歸的方法驗(yàn)證上述調(diào)節(jié)效應(yīng)，具體結(jié)果如表8所示。其中，列(1)與列(2)展示了按融資約束[注]參考饒品貴等(2016)，本文使用SA指數(shù)衡量企業(yè)融資約束程度，該指數(shù)的構(gòu)建方程為：SA=-0.737×Size+0.043×Size2-0.04×Age。分組的回歸結(jié)果，對(duì)于融資約束程度較低的企業(yè)樣本，金融化(Fin)的系數(shù)顯著為負(fù)，但對(duì)于融資約束程度較高的企業(yè)組，其對(duì)于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的負(fù)面影響并不顯著。這表明，對(duì)于融資約束較低的企業(yè)樣本而言，金融化更可能是出于“套利動(dòng)機(jī)”，因?yàn)槿狈Σ捎谩靶钏亍辈呗詰?yīng)對(duì)外部融資約束的前提，這一實(shí)證結(jié)果也驗(yàn)證了融資約束具有負(fù)向調(diào)節(jié)效應(yīng)的理論預(yù)期。列(3)與列(4)則展示了按企業(yè)短視性[注]通過(guò)對(duì)管理層決策視閾的分組區(qū)分企業(yè)是否短視(虞義華 等，2018)，而管理層決策視域的重要外在表現(xiàn)形式為投資期限結(jié)構(gòu)，該指數(shù)等于公司短期投資項(xiàng)目與長(zhǎng)期投資項(xiàng)目之比。分組的回歸結(jié)果，對(duì)于強(qiáng)短視性企業(yè)，金融化更多地體現(xiàn)了“投機(jī)套利”屬性，而對(duì)于弱短視性企業(yè)，金融化對(duì)于全要素生產(chǎn)率并未呈現(xiàn)出明顯的負(fù)面效應(yīng)。

表8 影響因素檢驗(yàn)

(三)金融化對(duì)于生產(chǎn)率影響的結(jié)構(gòu)性特征

上文已經(jīng)證實(shí)，金融化會(huì)負(fù)向影響全要素生產(chǎn)率。進(jìn)一步地，金融資產(chǎn)還可以被細(xì)分為不同種類(lèi)，那么在企業(yè)金融化的過(guò)程中，配置不同種類(lèi)的金融資產(chǎn)，對(duì)于實(shí)體企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響是否存在結(jié)構(gòu)性差異呢？為解決這一問(wèn)題，本文將金融資產(chǎn)劃分為交易性金融資產(chǎn)、長(zhǎng)期股權(quán)投資、投資性房地產(chǎn)以及其他長(zhǎng)期金融資產(chǎn)四類(lèi)，并按其對(duì)應(yīng)的總資產(chǎn)占比分別進(jìn)行回歸。從細(xì)分種類(lèi)資產(chǎn)的流動(dòng)性來(lái)看，交易性金融資產(chǎn)流動(dòng)性較強(qiáng)，轉(zhuǎn)換成本較低，因此配置此類(lèi)金融資產(chǎn)的“蓄水池”動(dòng)機(jī)較強(qiáng)；而投資性房地產(chǎn)與長(zhǎng)期股權(quán)投資類(lèi)金融資產(chǎn)流動(dòng)性相對(duì)較低，轉(zhuǎn)換成本也較高，因而其更有可能體現(xiàn)為投機(jī)套利動(dòng)機(jī)。由此，可以合理預(yù)期，交易性金融資產(chǎn)比率與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的負(fù)向關(guān)系更弱，而持有至到期投資以及投資性房地產(chǎn)與全要素生產(chǎn)率之間的負(fù)向關(guān)系更強(qiáng)。

相關(guān)回歸結(jié)果報(bào)告于表9中。不難發(fā)現(xiàn)，列(1)中交易性金融資產(chǎn)占比(Fin1)的回歸系數(shù)為負(fù)且不顯著；在列(2)、列(3)以及列(4)中，長(zhǎng)期股權(quán)投資比率(Fin2)、投資性房地產(chǎn)比率(Fin3)以及其他長(zhǎng)期金融資產(chǎn)(Fin4)的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)。這不僅說(shuō)明企業(yè)將主要資源配置到資本運(yùn)作以及房地產(chǎn)市場(chǎng)等套利行為不利于其生產(chǎn)率的提升，亦再次揭示不同種類(lèi)、不同動(dòng)機(jī)的金融資產(chǎn)配置行為對(duì)于企業(yè)發(fā)展的影響存在結(jié)構(gòu)性差異。

六、研究結(jié)論與政策建議

使用微觀企業(yè)樣本，本文研究了金融資產(chǎn)配置對(duì)于實(shí)體企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，結(jié)論顯示：(1)總體上看，實(shí)體企業(yè)的金融資產(chǎn)配置負(fù)向影響其全要素生產(chǎn)率，體現(xiàn)為“脫實(shí)向虛”。在經(jīng)過(guò)工具變量法、變量替換、回歸方法調(diào)整等一系列穩(wěn)健性測(cè)試之后，這種負(fù)向影響依然顯著。(2)進(jìn)一步的機(jī)制檢驗(yàn)表明，實(shí)體企業(yè)金融化之所以能夠負(fù)向影響全要素生產(chǎn)率，其對(duì)于實(shí)業(yè)投資以及企業(yè)創(chuàng)新的擠出效應(yīng)是兩條重要的作用路徑。(3)金融化對(duì)于全要素生產(chǎn)率的負(fù)向影響，在低融資約束以及強(qiáng)短視性的企業(yè)樣本組內(nèi)更顯著，這表明企業(yè)金融化行為可能是“蓄水池”與“投機(jī)套利”動(dòng)機(jī)共同作用的結(jié)果。(4)不同種類(lèi)的金融資產(chǎn)配置行為對(duì)于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響存在結(jié)構(gòu)性差異，相對(duì)而言，高流動(dòng)性的交易性金融資產(chǎn)對(duì)于全要素生產(chǎn)率的影響不明顯；而高投機(jī)性的長(zhǎng)期股權(quán)投資與投資性房地產(chǎn)對(duì)于全要素生產(chǎn)率則具有顯著的負(fù)面影響。

本研究結(jié)論具有重要的啟示：首先，要積極為實(shí)體企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)營(yíng)造良好的環(huán)境，大力引導(dǎo)實(shí)體企業(yè)回歸主業(yè)，這不僅有助于抑制當(dāng)下愈演愈烈的“脫實(shí)向虛”，還可以防范金融化過(guò)程中的“投機(jī)套利”問(wèn)題，促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率不斷提升。其次，應(yīng)強(qiáng)化對(duì)實(shí)體企業(yè)資金投向的引導(dǎo)和監(jiān)管，一方面，需密切追蹤實(shí)體企業(yè)在金融和房地產(chǎn)領(lǐng)域的資金動(dòng)向，加強(qiáng)對(duì)實(shí)體企業(yè)金融投機(jī)行為的監(jiān)管和打擊力度；另一方面，要出臺(tái)相應(yīng)的鼓勵(lì)性政策，加大對(duì)企業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)、技術(shù)創(chuàng)新等與日常主業(yè)經(jīng)營(yíng)密切相關(guān)領(lǐng)域的幫扶力度，縮小實(shí)業(yè)投入、創(chuàng)新投入與套利投入之間的收益率差距。最后，實(shí)體企業(yè)應(yīng)進(jìn)一步優(yōu)化所持金融資產(chǎn)的結(jié)構(gòu)，切實(shí)發(fā)揮金融化行為的“蓄水池”效應(yīng)。這就要求實(shí)體企業(yè)在配置資金的過(guò)程中，應(yīng)優(yōu)先考慮主業(yè)發(fā)展所需，然后再將剩余資金依次配置于交易性金融資產(chǎn)、持有至到期投資以及投資性房地產(chǎn)等領(lǐng)域，以減少乃至消除金融化對(duì)于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的不利影響。

當(dāng)然，本文也存在一些局限。比如，囿于數(shù)據(jù)限制，本文對(duì)于金融資產(chǎn)的分類(lèi)稍顯粗糙，未來(lái)研究可嘗試收集更為精細(xì)的金融資產(chǎn)配置數(shù)據(jù)(例如上市公司購(gòu)買(mǎi)理財(cái)產(chǎn)品數(shù)據(jù))，進(jìn)一步完善現(xiàn)有結(jié)論。