馬 紅，侯貴生，孟凡斌

(山東科技大學 1.經(jīng)濟管理學院；2. 財務處，山東 青島 266590)

內(nèi)容提要：本文結(jié)合中國特殊的制度環(huán)境，重點考察虛擬經(jīng)濟非協(xié)調(diào)發(fā)展對非金融企業(yè)實業(yè)投資獲利能力的影響，并從異質(zhì)性和影響機制兩方面深入分析兩者之間的關(guān)系。研究結(jié)果表明：首先，虛擬經(jīng)濟非協(xié)調(diào)發(fā)展顯著抑制了非金融企業(yè)實體投資的獲利能力，并且與研發(fā)投資相比，這一抑制效應在固定資產(chǎn)投資中更為顯著。其次，在產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(微觀因素)、行業(yè)競爭程度(中觀因素)和地區(qū)金融環(huán)境(宏觀因素)的影響下，虛擬經(jīng)濟非協(xié)調(diào)發(fā)展對企業(yè)實體投資獲利能力的抑制效應存在顯著的異質(zhì)性。第三，進一步的影響機制研究表明，非金融企業(yè)實業(yè)投資規(guī)模的下降以及對金融渠道獲利偏好的增加都是導致虛擬經(jīng)濟非協(xié)調(diào)發(fā)展抑制企業(yè)實體投資獲利能力的可能渠道。針對“脫實向虛”對非金融企業(yè)實業(yè)投資所產(chǎn)生的負面影響，應深化金融體制改革，引導虛擬資本助力實體經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，推進實體經(jīng)濟的轉(zhuǎn)型升級，并完善企業(yè)內(nèi)部的治理機制與監(jiān)督機制。

一、引言

虛擬經(jīng)濟是實體經(jīng)濟發(fā)展到一定階段的產(chǎn)物，并以服務于實體經(jīng)濟的發(fā)展為最終目的。近年來，經(jīng)濟金融化趨勢在全球范圍內(nèi)蔓延，進一步改變了虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟間原有的支配關(guān)系，加劇了虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟間的背離發(fā)展趨勢。次貸危機后，中國經(jīng)濟開始步入新常態(tài)發(fā)展時期。數(shù)據(jù)顯示，2008-2016年間中國金融業(yè)增加值在GDP中所占比重一直不斷增長，最高時的增長率達到16.7%，而與此同時中國的民間工業(yè)投資增長率則不斷下降，最低時的增長率僅為6%。由此可見，中國現(xiàn)階段的經(jīng)濟發(fā)展中存在明顯的“脫實向虛”跡象。而虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟的背離作為中國宏觀經(jīng)濟發(fā)展中最主要的結(jié)構(gòu)性矛盾之一，也必然會影響微觀非金融企業(yè)的投資決策。受經(jīng)濟轉(zhuǎn)型中實體經(jīng)濟收益率普遍下降和虛擬資產(chǎn)價格泡沫化膨脹的雙重影響，大量非金融企業(yè)以緩解融資約束、改善盈利水平為目的涉足虛擬經(jīng)濟領(lǐng)域。但受虛擬經(jīng)濟過度發(fā)展的外部經(jīng)濟環(huán)境影響，非金融企業(yè)進行虛擬經(jīng)濟投資的目的逐步轉(zhuǎn)變?yōu)閱渭兊奶桌?，不僅企業(yè)原本投入虛擬經(jīng)濟的資本不會再流入實體經(jīng)濟領(lǐng)域，還有可能擠占企業(yè)原本用于主營業(yè)務的資本，損害企業(yè)實業(yè)投資的效率與質(zhì)量。

現(xiàn)有關(guān)于虛擬經(jīng)濟非協(xié)調(diào)發(fā)展經(jīng)濟后果的研究大致分為宏觀與微觀兩個層面。在宏觀層面上，部分學者的研究證明虛擬經(jīng)濟具有的內(nèi)部不穩(wěn)定性特征，使其在失去實體經(jīng)濟根基下出現(xiàn)過度膨脹，極易引發(fā)系統(tǒng)性風險，進而成為金融危機爆發(fā)的根源[1-2]。另一部分學者關(guān)注虛擬經(jīng)濟過度發(fā)展對實體經(jīng)濟的負面效應，Krugman(2005)、Claessens等(2012)等學者指出虛擬經(jīng)濟在背離實體經(jīng)濟，遵循自身的規(guī)律發(fā)展時，伴隨其不斷的發(fā)展、擴張，就會有更多的利潤從實體經(jīng)濟部門“抽取”到虛擬經(jīng)濟領(lǐng)域，因而過度膨脹的金融體系會阻礙經(jīng)濟增長[3-4]。而在微觀層面上，學者們主要關(guān)注企業(yè)金融化對實業(yè)投資的影響，但目前并未得出一致性的結(jié)論。部分學者認為企業(yè)持有的金融資產(chǎn)具有“蓄水池”效應。一方面，金融資產(chǎn)的增值性特點可以作為預防性儲蓄，緩解企業(yè)實業(yè)投資中可能出現(xiàn)的融資困境，另一方面金融資產(chǎn)的可轉(zhuǎn)換性特點可以緩解企業(yè)實業(yè)投資中的外部融資約束，平滑企業(yè)固定資產(chǎn)投資與研發(fā)投資活動中的現(xiàn)金流[5-6]。另一部分學者則認為金融投資對企業(yè)的實業(yè)投資具有“替代”效應。一方面，企業(yè)對金融投資規(guī)模的增加，無疑會導致對實業(yè)投資規(guī)模的收縮[7-8]。另一方面企業(yè)的過度金融化助長了虛擬經(jīng)濟領(lǐng)域的泡沫化繁榮，進一步擠占了實體經(jīng)濟的利潤空間[9]。

綜上所述，現(xiàn)有文獻關(guān)于虛擬經(jīng)濟非協(xié)調(diào)發(fā)展經(jīng)濟后果的研究，一部分集中于宏觀層面中對經(jīng)濟增長的負面影響和對實體經(jīng)濟的侵蝕作用，另一部分集中于微觀層面中對企業(yè)金融化“擠出效應”與“擠入效應”的爭論中。但鮮有文獻用宏微觀結(jié)合的觀點，研究虛擬經(jīng)濟非協(xié)調(diào)發(fā)展對微觀企業(yè)實業(yè)投資經(jīng)濟后果的影響?；诖?，本文嘗試從虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟非協(xié)調(diào)發(fā)展這一宏觀經(jīng)濟環(huán)境因素入手，詮釋導致中國非金融企業(yè)實業(yè)投資獲利能力下降的外部經(jīng)濟環(huán)境誘因，同時從異質(zhì)性和影響機制兩方面深入解讀。

二、理論分析和研究假設

(一)理論分析

隨著虛擬經(jīng)濟發(fā)展在規(guī)模(量性)與功能(質(zhì)性)上的不斷深化，其對企業(yè)實業(yè)投資的影響也發(fā)生著相應的轉(zhuǎn)變。

“邊界論”認為，存在虛擬經(jīng)濟發(fā)展的有效邊界。虛擬經(jīng)濟的發(fā)展只有在有效邊界內(nèi)才能對實體經(jīng)濟產(chǎn)生正面效應。反之在有效邊界外，無論是虛擬經(jīng)濟發(fā)展達不到有效邊界，還是超越有效邊界，都無法推動實體經(jīng)濟的發(fā)展，甚至可能會阻礙實體經(jīng)濟的發(fā)展[10]。具體到對企業(yè)實業(yè)投資的影響上，當虛擬經(jīng)濟發(fā)展達不到有效邊界時，一方面，金融資本往往供不應求，可供企業(yè)選擇的順暢外部融資渠道缺乏，導致企業(yè)面臨嚴重的融資約束，實業(yè)投資的外部融資成本高昂。另一方面，金融市場發(fā)展滯后，金融資本供求雙方之間存在嚴重的信息不對稱，事前甄別與事后監(jiān)督機制不夠成熟，導致金融資本無法有效支持企業(yè)優(yōu)質(zhì)的實業(yè)投資項目。反之，當虛擬經(jīng)濟發(fā)展超過有效邊界時，一方面虛擬經(jīng)濟膨脹引發(fā)虛擬資本價格的泡沫化上升，大量資本在虛擬經(jīng)濟領(lǐng)域“空轉(zhuǎn)”，擠占了實體經(jīng)濟的發(fā)展資源，進而侵蝕了原本用于企業(yè)實業(yè)投資的資本。另一方面虛擬經(jīng)濟的過度繁榮，造成虛擬經(jīng)濟投資對企業(yè)價值的影響超過了企業(yè)自身主營業(yè)務對其的影響程度，導致企業(yè)經(jīng)營者過分關(guān)于短期投機收益，而不是與企業(yè)長期價值相關(guān)的生產(chǎn)性實業(yè)投資。

“背離論”認為，虛擬經(jīng)濟發(fā)展水平較低時，虛擬經(jīng)濟在經(jīng)濟發(fā)展中往往處于推動實體經(jīng)濟發(fā)展的輔助位置。但隨著虛擬經(jīng)濟發(fā)展水平的不斷提高，虛擬經(jīng)濟開始背離實體經(jīng)濟這一發(fā)展基礎(chǔ)，并遵循自身的發(fā)展規(guī)律，進而迫使實體經(jīng)濟發(fā)展順應虛擬經(jīng)濟的運行規(guī)律[11]。具體到對企業(yè)實業(yè)投資的影響上：有學者認為，虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟的背離是金融發(fā)展過程中的必然趨勢，但通過合理的宏觀政策調(diào)控，不會損害企業(yè)的實業(yè)投資[12]。由于金融市場具有的信用擴張能力，導致了虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟必然的分離。但如果政府合理運用宏觀經(jīng)濟政策，控制信用擴張程度，就能引導虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟的相互匹配。也有學者認為，虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟的背離會放大企業(yè)投資環(huán)境中的系統(tǒng)性金融風險，進而對企業(yè)實業(yè)投資決策產(chǎn)生嚴重的“扭曲效應”[13]。虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟的背離，帶來了虛擬經(jīng)濟市場的泡沫化繁榮，投機活動的盛行造成了虛擬資本價格的激增，這種價格扭曲效應使企業(yè)經(jīng)營者將更多的關(guān)注投向虛擬經(jīng)濟投資領(lǐng)域，進而限制了企業(yè)生產(chǎn)性實業(yè)投資的發(fā)展空間。

(二)研究假設

當虛擬經(jīng)濟的發(fā)展處于適度狀態(tài)，其與實體經(jīng)濟的發(fā)展相互匹配，因此有利于企業(yè)實業(yè)投資獲利能力的提升。一方面，虛擬經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展能為企業(yè)的實業(yè)投資提供便利、充足的外部資本支持，有效緩解了內(nèi)源資金不足的制約。另一方面，虛擬經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展下金融市場的不斷完善，降低了資本市場上供需雙方之間的信息不對稱，有效提高了企業(yè)實業(yè)投資的資本配置效率。另外，金融資本與產(chǎn)業(yè)資本間的適度融合，提高了債權(quán)人治理機制的有效性，進而優(yōu)化了企業(yè)的公司治理機制，提高了企業(yè)實業(yè)投資決策的科學性。

當虛擬經(jīng)濟發(fā)展處于非協(xié)調(diào)狀態(tài)，其與實體經(jīng)濟的發(fā)展基礎(chǔ)相互背離，因此有損于企業(yè)實業(yè)投資獲利能力的提升。首先，虛擬經(jīng)濟非協(xié)調(diào)發(fā)展改變了企業(yè)實業(yè)投資所面臨的外部經(jīng)濟環(huán)境。由于虛擬經(jīng)濟領(lǐng)域并不直接創(chuàng)造財富，因此在財富分配效應下，虛擬經(jīng)濟的過度膨脹擠壓了實體經(jīng)濟的利潤空間。作為價值創(chuàng)造基礎(chǔ)的實體經(jīng)濟的不斷萎縮，削弱了經(jīng)濟增長的動力與活力，進而抑制了企業(yè)實業(yè)投資的獲利能力[14]。其次，虛擬經(jīng)濟非協(xié)調(diào)發(fā)展惡化了企業(yè)面臨的經(jīng)營風險。企業(yè)的逐利性與虛擬資本的高額回報率，造成大量投機資本在虛擬市場“空轉(zhuǎn)”，進一步催生了虛擬資本的價格泡沫，放大了系統(tǒng)性風險爆發(fā)的可能。由于企業(yè)過多地從事與主營業(yè)務無關(guān)的虛擬經(jīng)濟投資，虛擬經(jīng)濟領(lǐng)域不穩(wěn)定性程度的提高，必然會導致企業(yè)經(jīng)營風險的上升，進而損害企業(yè)實業(yè)投資的獲利能力[15]。再次，虛擬經(jīng)濟非協(xié)調(diào)發(fā)展轉(zhuǎn)變了企業(yè)的傳統(tǒng)獲利模式。虛擬經(jīng)濟過度繁榮與實體經(jīng)濟持續(xù)低迷的強烈對比，驅(qū)使企業(yè)管理層在經(jīng)營中改變實業(yè)投資原有的優(yōu)先順序，以犧牲實業(yè)投資機會為代價增加虛擬經(jīng)濟投資。管理層自身的代理問題與短視局限，進一步加劇了企業(yè)對以短期高回報為特征的虛擬投資獲利渠道的過度依賴。但以套利為目的的虛擬經(jīng)濟投資無益于企業(yè)經(jīng)營性競爭優(yōu)勢的增強，企業(yè)決策者將更多的關(guān)注投向短期收益而非長期規(guī)劃，必然會降低企業(yè)的核心價值與實業(yè)投資獲利能力。

鑒于企業(yè)實業(yè)投資中的固定資產(chǎn)投資(物質(zhì)資本投資)與研發(fā)投資(技術(shù)資本投資)，在性態(tài)、風險、獲益等諸多方面存在差異，因此虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟非協(xié)調(diào)發(fā)展對兩者所產(chǎn)生的具體影響也不盡相同。對于企業(yè)的固定資產(chǎn)投資而言，受虛擬經(jīng)濟過度發(fā)展的影響，產(chǎn)品產(chǎn)能過剩、有效需求下降、利潤空間壓縮，加劇了企業(yè)生產(chǎn)性經(jīng)營的市場競爭激烈程度。在流動性需求和權(quán)益要求的作用下，企業(yè)管理者對廠房、設備等固定資產(chǎn)投資的偏好急劇下降，轉(zhuǎn)而傾向于投資高收益可轉(zhuǎn)換的虛擬資本[16]。對于企業(yè)的研發(fā)投資而言，虛擬經(jīng)濟適度發(fā)展雖能減低企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新中的資本成本與信息成本。但當虛擬經(jīng)濟發(fā)展處于非協(xié)調(diào)狀態(tài)時，則會反過來侵蝕企業(yè)的研發(fā)資本。此時，研發(fā)創(chuàng)新雖能為企業(yè)帶來高額收益，但周期長、高風險與不確定性的固有特征，導致其投資吸引力遠不如增值幅度大、轉(zhuǎn)化速度快的虛擬經(jīng)濟投資領(lǐng)域。

基于以上分析，本文提出研究假設H1和H2。

H1：虛擬經(jīng)濟非協(xié)調(diào)發(fā)展顯著抑制了非金融企業(yè)固定資產(chǎn)投資的獲利能力。

H2：虛擬經(jīng)濟非協(xié)調(diào)發(fā)展顯著抑制了非金融企業(yè)研發(fā)投資的獲利能力。

三、研究設計

(一)研究樣本選取

本文以滬深兩市 A 股上市公司為樣本，選取了2008-2016年共計9年的數(shù)據(jù)。同時遵循以下標準對樣本進行了篩選與處理：(1)在選取樣本企業(yè)時剔除ST、PT股票；(2)對公司層面的連續(xù)變量進行上下1%的Winsorize處理；(3)剔除了存在大量異常值或缺失值的樣本。最終選取的樣本數(shù)為368家。

(二)模型構(gòu)建

為研究虛擬經(jīng)濟非協(xié)調(diào)發(fā)展對企業(yè)實業(yè)投資獲利能力的影響，本文構(gòu)建了模型(1)-(2)，具體形式如下：

ROEj,t+1=α0+α1FIXj,t+α2FE&REt+a3FIXj,t×FE&REt+a4Controlj,t+Industry+εj,t

(1)

ROEj,t+1=α0+α1R&Dj,t+α2FE&REt+a3R&Dj,t×FE&REt+a4Controlj,t+Industry+εj,t

(2)

模型(1)-(2)中的被解釋變量實業(yè)投資獲利能力，將已有文獻[17-18]所使用的敏感性測量方法用于本文的實業(yè)投資獲利能力衡量中，同時借鑒李林木(2017)[19]和尹美群(2018)[20]的研究，在衡量公司長期成長性的眾多指標中選取了對于企業(yè)生產(chǎn)性經(jīng)營最為重要的凈資產(chǎn)收益，即分別用凈資產(chǎn)收益率指標(ROE)與固定資產(chǎn)投入(FIX)、研發(fā)投入(R&D)之間的敏感性衡量企業(yè)的實業(yè)投資獲利能力。

模型(1)中的變量固定資產(chǎn)投資(FIX)，選用常見指標固定資產(chǎn)投資總額，并利用總資產(chǎn)對其進行標準化處理。模型(2)中的變量研發(fā)投資(R&D)，選用常見指標研發(fā)投資總額，并沿用總資產(chǎn)對其進行標準化處理。模型(1)-(2)中的解釋變量虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟的非協(xié)調(diào)發(fā)展指數(shù)(FE&RE)，借鑒姚景超(2013)[21]、劉沁芳(2014)[22]的研究方法，分別選取虛擬經(jīng)濟發(fā)展、實體經(jīng)濟發(fā)展的代表性指標，通過主成分分析得出兩者各自的綜合發(fā)展指數(shù)，測算兩者之間的灰色綜合關(guān)聯(lián)度，利用公式(3)(改進的耦合分析法)得出兩者之間的協(xié)調(diào)發(fā)展指數(shù)，再進行取倒數(shù)處理，最終得到虛擬經(jīng)濟非協(xié)調(diào)發(fā)展指數(shù)。公式(3)具體如下：

(3)

對于模型(1)-(2)中的控制變量(Control)，本文借鑒了前人的研究經(jīng)驗。其中企業(yè)特征變量主要包括企業(yè)規(guī)模(Size)、企業(yè)年齡(Age)、資產(chǎn)負債率(Lev)以及現(xiàn)金持有量(Cash)，而公司治理變量主要股權(quán)集中度(TOP1)、兩權(quán)分離(Dual)以及董事會規(guī)模(Board)。本文還設置了表示行業(yè)差異的虛擬變量(Industry)。最后，本文的所有回歸模型都經(jīng)過了針對企業(yè)層面的聚類穩(wěn)健標準誤調(diào)整。

四、實證檢驗

(一)描述性統(tǒng)計與多重共線性檢驗

圖1報告了虛擬經(jīng)濟領(lǐng)域增加值占GDP比重與實體經(jīng)濟領(lǐng)域增加值占GDP比重在考察期內(nèi)各自的變動趨勢。從圖2的對比結(jié)果來看，除2008年外，2009-2016年間中國虛擬經(jīng)濟領(lǐng)域增加值占GDP的比重一直趨于上升，與此形成鮮明對比的是實體經(jīng)濟領(lǐng)域增加值占GDP的比重則一直趨于下降。從水平趨勢的變動結(jié)果分析，上述兩指標之間的差異在2008年的金融危機后到達頂峰，此后該差異雖有所下降，但依然存在。這一數(shù)據(jù)的對比結(jié)果驗證了中國經(jīng)濟發(fā)展中“脫實向虛”現(xiàn)象的存在。

圖1 虛擬經(jīng)濟領(lǐng)域與實體經(jīng)濟領(lǐng)域增加值占GDP比值的變動趨勢對比圖

表1報告了描述性統(tǒng)計的分析結(jié)果。從表1中可以看出，考察期內(nèi)本文的主要解釋變量虛擬經(jīng)濟非協(xié)調(diào)發(fā)展指數(shù)(FE&RE)的最大值和最小值分別為1.0095和1.6454，說明考察期內(nèi)該指標發(fā)生了明顯的波動，也說明了本文關(guān)于虛擬經(jīng)濟非協(xié)調(diào)發(fā)展的研究具有一定的現(xiàn)實意義。

表1 主要變量的描述性分析

表2給出了主要研究變量的相關(guān)系數(shù)表。解釋變量虛擬經(jīng)濟非協(xié)調(diào)發(fā)展與企業(yè)固定資產(chǎn)投資和研發(fā)投資之間都呈負相關(guān)性關(guān)系，初步支持了本文的研究假設。

表2 主要變量的相關(guān)系數(shù)

(二)實業(yè)投資獲利能力的回歸結(jié)果與分析

表3中的第(1)-(2)列報告的是模型(1)(考察對固定資產(chǎn)投資獲利能力影響)的回歸估計結(jié)果，第(2)列在第(1)列的基礎(chǔ)上引入了解釋變量虛擬經(jīng)濟非協(xié)調(diào)發(fā)展指數(shù)(FE&RE)，以及固定資產(chǎn)投資和虛擬經(jīng)濟非協(xié)調(diào)發(fā)展指數(shù)的交叉項(FIX×FE&RE)，該交叉項顯著為負。這一實證結(jié)果說明虛擬經(jīng)濟非協(xié)調(diào)發(fā)展降低了固定資產(chǎn)投資與企業(yè)凈資產(chǎn)收益率之間的敏感性，即支持了本文提出的假設H1。表3中的第(3)-(4)列報告的是模型(2)(考察對研發(fā)獲利能力影響)的回歸估計結(jié)果，第(4)列在第(3)列的基礎(chǔ)上引入了解釋變量虛擬經(jīng)濟非協(xié)調(diào)發(fā)展指數(shù)(FE&RE)，以及研發(fā)投資和虛擬經(jīng)濟非協(xié)調(diào)發(fā)展指數(shù)的交叉項(R&D×FE&RE)，該交叉項顯著為負。這一實證結(jié)果說明虛擬經(jīng)濟非協(xié)調(diào)發(fā)展降低了研發(fā)投資與企業(yè)凈資產(chǎn)收益率之間的敏感性，即本文提出的假設H2得到有效支持。

表3 實體投資獲利能力的回歸結(jié)果

對比表3中第(1)列和第(4)列的回歸估計結(jié)果，第(1)列中固定資產(chǎn)投資和虛擬經(jīng)濟非協(xié)調(diào)發(fā)展指數(shù)的交叉項(FIX×FE&RE)在1%水平上顯著為負，而式(4)中研發(fā)投資和虛擬經(jīng)濟非協(xié)調(diào)發(fā)展指數(shù)的交叉項(R&D×FE&RE)僅在5%水平上顯著為負。因此與研發(fā)投資相比，虛擬經(jīng)濟非協(xié)調(diào)發(fā)展對固定資產(chǎn)獲利能力所產(chǎn)生的負面影響更為顯著?？赡艿脑蛟谟冢c固定資產(chǎn)投資相比，削減研發(fā)投資具有更高的調(diào)整成本，且研發(fā)投資一旦成功便會為企業(yè)帶來超額收益。

表4 穩(wěn)定性的回歸結(jié)果

(三)穩(wěn)定性檢驗

1.替換解釋變量的再估計?？紤]可能存在的內(nèi)生性問題，重新測算本文的主要解釋變量虛擬經(jīng)濟非協(xié)調(diào)發(fā)展指數(shù)，選取國內(nèi)生產(chǎn)總值和貨幣市場規(guī)模指標，分別代表實體經(jīng)濟和虛擬經(jīng)濟的發(fā)展狀況，剔除了可能直接受企業(yè)實業(yè)投資影響的其他變量，并重復上述檢驗，結(jié)果見表4中的第(1)-(2)列。

2.替換被解釋變量的再估計?？紤]企業(yè)實業(yè)投資的獲利過程具有持續(xù)性特征，將被解釋變量重新定義為前置兩期、前置一期和本年度企業(yè)凈資產(chǎn)收益率(ROE)的平均值，并重做上述檢驗，結(jié)果見表4中的第(3)-(4)列。

3.利用動態(tài)面板的估計方法?？紤]企業(yè)實業(yè)投資行為的長周期性，本文在原有模型中加入了解釋變量的滯后一期變量，采用動態(tài)面板(GMM)的估計方法重做上述檢驗，結(jié)果見表4中的第(5)-(6)列。

上述穩(wěn)定性檢驗的結(jié)果，再次支持了本文所提出的假設。

五、進一步分析

(一)異質(zhì)性分析

從產(chǎn)權(quán)性質(zhì)因素的影響看，首先與非國有企業(yè)相比，多數(shù)國有企業(yè)所處行業(yè)的競爭激烈程度較低，依靠壟斷利潤就能獲得良好的收益，因而缺乏擴大固定資產(chǎn)投資與進行研發(fā)創(chuàng)新投資的動力[23]。其次，國有企業(yè)普遍存在的股東缺位現(xiàn)象，加劇了企業(yè)內(nèi)部的代理問題，導致管理者出于自身利益，過分關(guān)注企業(yè)的短期業(yè)績，而忽視長期實業(yè)投資對企業(yè)價值的影響。再次，國有企業(yè)的“預算軟約束”制度，使其具有充沛的信貸資金，但在虛擬經(jīng)濟非協(xié)調(diào)發(fā)展的宏觀經(jīng)濟環(huán)境中，該信貸資金優(yōu)勢并沒有潤澤國有企業(yè)的實業(yè)投資，而是加劇了國有企業(yè)的金融化。綜上所述，本文認為相對于非國有企業(yè)，虛擬經(jīng)濟非協(xié)調(diào)發(fā)展對非金融企業(yè)實業(yè)投資的負面效應在國有企業(yè)中更為顯著。

從行業(yè)競爭因素的影響看，首先行業(yè)競爭程度的提高，有利于打破行政壟斷和貿(mào)易壁壘，加速資本配置的合理流動與企業(yè)之間的優(yōu)勝劣汰，進而提高企業(yè)對與核心競爭力密切相關(guān)的實業(yè)投資的關(guān)注，而不是與企業(yè)主營業(yè)務毫無關(guān)聯(lián)的套利投機。其次，激烈的行業(yè)競爭促進了更為公平與合理的管理者監(jiān)督機制與激勵體系的構(gòu)建。降低了企業(yè)中股東與管理者之間的信息不對稱程度，迫使管理者將更多的關(guān)注投入到與企業(yè)長期價值相關(guān)的實業(yè)投資中，而薪酬激勵和股權(quán)激勵制度的建立，進一步激勵了管理者選擇通過提高技術(shù)壁壘的方式培育企業(yè)的核心競爭能力[24]。綜上所述，本文認為行業(yè)競爭程度的提高有利于緩解虛擬經(jīng)濟非協(xié)調(diào)發(fā)展對非金融企業(yè)實業(yè)投資的負面效應。

從地區(qū)金融發(fā)展水平的影響看，首先，地區(qū)金融發(fā)展水平的提高往往伴隨著虛擬經(jīng)濟領(lǐng)域市場化改革的深入，虛擬資本無法依靠壟斷輕易獲得高額回報，有效遏制了虛擬經(jīng)濟的泡沫化膨脹。其次，地區(qū)金融發(fā)展水平的提高會促進信息披露機制和金融監(jiān)管機制的完善，企業(yè)的過度金融化，特別是依賴信貸資金進行的套利型金融投資活動，都會被嚴格監(jiān)控。再次，金融發(fā)展水平的提升能顯著推動金融效率的提高，進而通過金融市場資源配置功能的升級，引導虛擬資本以合理價格廣泛流入到企業(yè)的優(yōu)質(zhì)實業(yè)投資項目中。綜上所述，本文認為相對于金融發(fā)展水平較高的地區(qū)，虛擬經(jīng)濟非協(xié)調(diào)發(fā)展對非金融企業(yè)實業(yè)投資獲利能力的負面效應在金融發(fā)展水平較低的地區(qū)更為顯著。

為驗證虛擬經(jīng)濟非協(xié)調(diào)發(fā)展對非金融企業(yè)實業(yè)投資獲利能力影響在產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(微觀因素)、行業(yè)競爭程度(中觀因素)和地區(qū)金融環(huán)境(宏觀因素)等企業(yè)內(nèi)外部因素作用下所呈現(xiàn)的異質(zhì)性，本文分別構(gòu)建了模型(4)-模型(9)。模型(4)和模型(7)中的調(diào)節(jié)變量產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(PR)為啞變量，以企業(yè)的最終控制人性質(zhì)為分類標準，國有企業(yè)賦值為1，非國有企業(yè)賦值為0。模型(5)和模型(8)中的變量行業(yè)競爭程度(HHI)，借鑒譚云清(2008)[25]、Kim(2009)[26]等學者在相關(guān)研究中所采用的赫芬達爾指數(shù)(反向指標，即指標越小，競爭越激烈)，即排名前十企業(yè)的主營業(yè)務收入占行業(yè)整體主營業(yè)務收入比重的平方和。模型(6)和模型(9)中的變量地區(qū)金融環(huán)境(LFE)，借鑒了樊綱等編著的《中國分省份市場化指數(shù)報告(2016)》中的地區(qū)金融業(yè)市場化指標[27]。計量模型的具體形式如下：

ROEj,t+1=α0+α1FIXj,t+α2FE&REt+a3FIXj,t×FE&REt+a4PRj,t+a5PRj,t×FIXj,t×FE&REt+a6Controlj,t+Industry+εj,t

(4)

ROEj,t+1=α0+α1FIXj,t+α2FE&REt+a3FIXj,t×FE&REt+a4HHIj,t+a5HHIj,t×FIXj,t×FE&REt+a6Controlj,t+Industry+εj,t

(5)

ROEj,t+1=α0+α1FIXj,t+α2FE&REt+a3FIXj,t×FE&REt+a4LFEj,t+a5LFEj,t×FIXj,t×FE&REt+a6Controlj,t+Industry+εj,t

(6)

ROEj,t+1=α0+α1R&Dj,t+α2FE&REt+a3R&Dj,t×FE&REt+a4PRj,t+a5PRj,t×R&Dj,t×FE&REt+a6Controlj,t+Industry+εj,t

(7)

ROEj,t+1=α0+α1R&Dj,t+α2FE&REt+a3R&Dj,t×FE&REt+a4HHIj,t+a5HHIj,t×R&Dj,t×FE&REt+a6Controlj,t+Industry+εj,t

(8)

ROEj,t+1=α0+α1R&Dj,t+α2FE&REt+a3R&Dj,t×FE&REt+a4LFEj,t+a5LFEj,t×R&Dj,t×FE&REt+a6Controlj,t+Industry+εj,t

(9)

表5 異質(zhì)性檢驗結(jié)果

首先，對于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)這一企業(yè)自身特征因素的影響，表5中的第(1)列是模型(4)(對固定資產(chǎn)投資獲利能力影響)的回歸估計結(jié)果，我們重點關(guān)注的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、固定資產(chǎn)投資和虛擬經(jīng)濟非協(xié)調(diào)發(fā)展指數(shù)的交叉項(PR×FIX×FE&RE)顯著為負。表5中的第(2)列是模型(5)(對研發(fā)投資獲利能力影響)的回歸估計結(jié)果，我們重點關(guān)注的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、研發(fā)投資和虛擬經(jīng)濟非協(xié)調(diào)發(fā)展指數(shù)的交叉項(PR×R&D×FE&RE)顯著為負。這兩組實證結(jié)果都支持了上文關(guān)于虛擬經(jīng)濟非協(xié)調(diào)發(fā)展對非金融企業(yè)實業(yè)投資獲利能力抑制效應的影響在國有企業(yè)中更為顯著的分析。

其次，對于行業(yè)競爭程度這一中觀層面因素的影響，表5中的第(3)列是模型(6)(對固定資產(chǎn)投資獲利能力影響)的回歸估計結(jié)果，我們重點關(guān)注的行業(yè)競爭程度、固定資產(chǎn)投資和虛擬經(jīng)濟非協(xié)調(diào)發(fā)展指數(shù)的交叉項(HHI×FIX×FE&RE)顯著為負。表5中的第(4)列是模型(7)(對研發(fā)投資獲利能力影響)的回歸估計結(jié)果，我們重點關(guān)注的行業(yè)競爭程度、研發(fā)投資和虛擬經(jīng)濟非協(xié)調(diào)發(fā)展指數(shù)的交叉項(HHI×R&D×FE&RE)顯著為負?？紤]行業(yè)競爭程度(HHI)為反向指標，這兩組實證結(jié)果都支持了上文關(guān)于行業(yè)競爭程度的提高有利于緩解虛擬經(jīng)濟非協(xié)調(diào)發(fā)展對非金融企業(yè)實業(yè)投資獲利能力抑制效應的分析。

再次，對于地區(qū)金融發(fā)展水平這一外部環(huán)境因素的影響，表5中的第(5)列是模型(8)(對固定資產(chǎn)投資獲利能力影響)的回歸估計結(jié)果，我們重點關(guān)注的地區(qū)金融發(fā)展水平、固定資產(chǎn)投資和虛擬經(jīng)濟非協(xié)調(diào)發(fā)展指數(shù)的交叉項(LFE×FIX×FE&RE)顯著為正。表5中的第(6)列是模型(9)(對研發(fā)投資獲利能力影響)的回歸估計結(jié)果，我們重點關(guān)注的地區(qū)金融發(fā)展水平、研發(fā)投資和虛擬經(jīng)濟非協(xié)調(diào)發(fā)展指數(shù)的交叉項(LFE×R&D×FE&RE)顯著為正。這兩組實證結(jié)果都支持了上文關(guān)于地區(qū)金融發(fā)展水平的提高緩解了虛擬經(jīng)濟非協(xié)調(diào)發(fā)展對非金融企業(yè)實業(yè)投資獲利能力抑制效應的分析。

(二)影響機制檢驗

1.直接影響機制?；谝?guī)模效應理論與現(xiàn)有研究成果，都支持企業(yè)的投資規(guī)模與投資獲利能力間呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，由此推論實業(yè)投資規(guī)模對企業(yè)的實業(yè)投資獲利能力具有直接的影響?；诖?，本文通過考察虛擬經(jīng)濟非協(xié)調(diào)發(fā)展對企業(yè)實業(yè)投資規(guī)模的影響，進一步驗證虛擬經(jīng)濟非協(xié)調(diào)發(fā)展對企業(yè)實業(yè)投資獲利能力的影響。

為驗證虛擬經(jīng)濟非協(xié)調(diào)發(fā)展提高影響企業(yè)實業(yè)投資規(guī)模，進而作用于企業(yè)實業(yè)投資獲利能力的直接影響機制，本文以企業(yè)實業(yè)投資規(guī)模為被解釋變量，分別構(gòu)建了模型(10)和模型(11)。計量模型的具體形式如下：

FIXj,t+1=α0+α1FE&REt+a2Controlj,t+Industry+εj,t

(10)

R&Dj,t+1=α0+α1FE&REt+a2Controlj,t+Industry+εj,t

(11)

表6中的第(1)-(2)列報告的是模型(10)的回歸估計結(jié)果，第(2)列在第(1)列的基礎(chǔ)上引入了解釋變量虛擬經(jīng)濟非協(xié)調(diào)發(fā)展指數(shù)(FE&RE)，該變量顯著為負。這一實證結(jié)果說明虛擬經(jīng)濟非協(xié)調(diào)發(fā)展抑制了企業(yè)固定資產(chǎn)投資規(guī)模的擴張，支持了上文提出的直接影響機制。表6中的第(3)-(4)列報告的是模型(11)的回歸估計結(jié)果，第(4)列在第(3)列的基礎(chǔ)上引入了解釋變量虛擬經(jīng)濟非協(xié)調(diào)發(fā)展指數(shù)(FE&RE)，該變量顯著為負。這一實證結(jié)果說明虛擬經(jīng)濟非協(xié)調(diào)發(fā)展抑制了企業(yè)研發(fā)投資規(guī)模的擴張，也支持了上文提出的直接影響機制。

表6 直接影響機制的回歸結(jié)果

2.間接影響機制。現(xiàn)有文獻大多證實了虛擬經(jīng)濟非協(xié)調(diào)發(fā)展是企業(yè)增加金融資產(chǎn)配置的重要宏觀環(huán)境影響因素，但企業(yè)金融化對實業(yè)投資獲利能力的影響一直存在“擠入效應”與“擠出效應”兩種截然相反的觀點。劉貫春(2017)[28]、王紅建(2017)[9]的相關(guān)研究指出，動機不同是造成企業(yè)金融化存在擠入與擠出兩種不同效應的關(guān)鍵，以預防性儲蓄為目的金融資產(chǎn)配置對企業(yè)的實業(yè)投資獲利能力具有顯著的“擠入效應”，而以套利為目的的金融資產(chǎn)配置對企業(yè)的實業(yè)投資獲利能力具有顯著的“擠出效應”。

基于此，本文將企業(yè)的金融資產(chǎn)配置細分為以預防性儲蓄為目的的金融資產(chǎn)持有和以套利為目的的金融渠道獲利，并以金融渠道獲利為中介變量，分析虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟非協(xié)調(diào)與企業(yè)實業(yè)投資獲利能力之間的間接影響機制。中介變量金融渠道獲利(FIN)，參考Demir(2009)[8]、劉貫春(2018)[29]等學者的衡量方法，主要包括投資收益、公允價值變動損益以及其他綜合收益，并沿用總資產(chǎn)對其進行標準化處理。中介效應模型的具體形式如下：

ROEj,t+1=α0+α1FIXj,t+α2FE&REt+a3FIXj,t×FE&REt+a4Controlj,t+Industry+εj,t

(12)

FINj,t+1=α0+α1FE&REt+a2Controlj,t+Industry+εj,t

(13)

ROEj,t+1=α0+α1FIXj,t+α2FE&REt+a3FIXj,t×FE&REt+a4FINj,t+a5Controlj,t+Industry+εj,t

(14)

ROEj,t+1=α0+α1R&Dj,t+α2FE&REt+a3R&Dj,t×FE&REt+a4Controlj,t+Industry+εj,t

(15)

FINj,t+1=α0+α1FE&REt+a2Controlj,t+Industry+εj,t

(16)

ROEj,t+1=α0+α1R&Dj,t+α2FE&REt+a3R&Dj,t×FE&REt+a4FINj,t+a5Controlj,t+Industry+εj,t

(17)

其中模型(11)-模型(13)是關(guān)于固定資產(chǎn)投資的中介效應模型，模型(14)-模型(16)是關(guān)于研發(fā)投資的中介效應模型。

表7 間接影響機制的檢驗結(jié)果

表7中第(1)列為基準方程估計結(jié)果。表7中第(2)列報告的是中介變量對基本自變量的回歸結(jié)果，其中基本自變量虛擬經(jīng)濟非協(xié)調(diào)發(fā)展指數(shù)變量(FE&RE)顯著為正，與預期一致。表7中第(3)列的回歸結(jié)果在基準方程上加入了中介變量金融渠道獲利(FIN)后，中介變量顯著，且固定資產(chǎn)投資和虛擬經(jīng)濟非協(xié)調(diào)發(fā)展指數(shù)的交叉項(FIX×FE&RE)依然顯著為負。由此本文認為，對企業(yè)金融獲利渠道偏好的增加是虛擬經(jīng)濟非協(xié)調(diào)發(fā)展抑制企業(yè)固定資產(chǎn)投資獲利能力的可能渠道。

表7中第(4)列為基準方程估計結(jié)果。表7中第(5)列報告的是中介變量對基本自變量的回歸結(jié)果，其中基本自變量虛擬經(jīng)濟非協(xié)調(diào)發(fā)展指數(shù)變量(FE&RE)顯著為正，與預期一致。表7中第(6)列的回歸結(jié)果在基準方程上加入了中介變量金融渠道獲利(FIN)后，中介變量顯著，且研發(fā)投資和虛擬經(jīng)濟非協(xié)調(diào)發(fā)展指數(shù)的交叉項(R&D×FE&RE)依然顯著為負。由此本文認為，對企業(yè)金融獲利渠道偏好的增加同樣是虛擬經(jīng)濟非協(xié)調(diào)發(fā)展抑制企業(yè)研發(fā)投資獲利能力的可能渠道。

六、結(jié)論與啟示

本文所得出的主要研究結(jié)論如下：第一，考察期內(nèi)，虛擬經(jīng)濟非協(xié)調(diào)發(fā)展對中國非金融企業(yè)實業(yè)投資的獲利能力產(chǎn)生了顯著的抑制效應，并且與研發(fā)投資相比，這一抑制效應在固定資產(chǎn)投資中更為顯著。第二，在進一步的異質(zhì)性研究中，結(jié)果表明與非國有企業(yè)、行業(yè)競爭程度較高企業(yè)以及處于地方金融環(huán)境較完善企業(yè)相比，虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟非協(xié)調(diào)發(fā)展對非金融企業(yè)實體投資獲利能力的抑制效應在國有企業(yè)、行業(yè)競爭程度較低企業(yè)以及處于地方金融環(huán)境較落后企業(yè)中更為顯著。第三，在進一步的影響機制研究中，一方面在直接影響機制中證明了在虛擬經(jīng)濟非協(xié)調(diào)發(fā)展的影響下，非金融企業(yè)實業(yè)投資規(guī)模的下降是導致其實業(yè)投資獲利能力下降的重要直接原因；另一方面在間接影響機制中驗證了非金融企業(yè)以套利為目的的虛擬資本投資，是虛擬經(jīng)濟非協(xié)調(diào)發(fā)展制約其實體投資獲利能力提升的可能間接渠道。

針對“脫實向虛”對非金融企業(yè)實業(yè)投資所產(chǎn)生的負面影響，本文提出如下建議：第一，深化金融體制改革，引導虛擬資本助力實體經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。一方面，推進金融業(yè)的市場化改革進程，改變虛擬資本依靠壟斷獲得高額利潤回報的現(xiàn)狀，促進虛擬經(jīng)濟行業(yè)與實體經(jīng)濟行業(yè)間利潤回報的均等化；另一方面，進一步完善金融監(jiān)管體系的框架，區(qū)分企業(yè)進行金融資產(chǎn)配置的目的，對企業(yè)以套利為目的過度持有虛擬資產(chǎn)或者利用信貸資金進行虛擬資本投資的行為進行嚴格監(jiān)管。第二，制定并實施政府支持政策，推進實體經(jīng)濟的轉(zhuǎn)型升級進程。一方面通過信貸傾斜、稅收優(yōu)惠、政府補助等政策，推進企業(yè)資金流由“脫實向虛”到“脫虛入實”的改變，提高企業(yè)的實體資本利用效率；另一方面通過對創(chuàng)新、創(chuàng)業(yè)的政策扶持，完善實體投資環(huán)境，加快傳統(tǒng)實體經(jīng)濟與新業(yè)態(tài)、新技術(shù)的融合，進而有效提升實體經(jīng)濟的投資回報率，改變企業(yè)對虛擬投資渠道的過度依賴。第三，完善企業(yè)內(nèi)部的治理機制與監(jiān)督機制，加強企業(yè)對長期發(fā)展戰(zhàn)略的關(guān)注。一方面，在內(nèi)部治理機制的完善中加強對金融投資活動風險防控體系的構(gòu)建，合理配置金融資產(chǎn)在企業(yè)總資產(chǎn)中的比重，切實發(fā)揮金融資產(chǎn)對企業(yè)主營業(yè)務發(fā)展的積極作用；另一方面在內(nèi)部治理機制的優(yōu)化中注重設計合理的經(jīng)理人激勵制度，促進經(jīng)理人更為關(guān)注與企業(yè)長期價值相關(guān)的實業(yè)投資，而不是僅與企業(yè)短期收益相關(guān)的風險套利活動。