■謝獲寶，黃大禹，鄒夢(mèng)婷

一、引言

經(jīng)歷了四十多年的改革開(kāi)放，中國(guó)已處在由高速增長(zhǎng)階段向高質(zhì)量發(fā)展階段轉(zhuǎn)變的關(guān)鍵時(shí)期，早先的經(jīng)濟(jì)驅(qū)動(dòng)模式已經(jīng)無(wú)法適應(yīng)中國(guó)現(xiàn)在的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，提高各種要素的生產(chǎn)效率是當(dāng)下亟需解決的重要問(wèn)題。當(dāng)前唯有動(dòng)能模式的轉(zhuǎn)變，才可以解決中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的根本性動(dòng)力問(wèn)題，最大程度地將經(jīng)濟(jì)潛力轉(zhuǎn)化成現(xiàn)實(shí)生產(chǎn)力。制造業(yè)是中國(guó)的支柱產(chǎn)業(yè)，不僅是國(guó)民經(jīng)濟(jì)的主體，更是立國(guó)之本、興國(guó)之器、強(qiáng)國(guó)之基。加入世界貿(mào)易組織以來(lái)，中國(guó)制造業(yè)依靠人口紅利、土地紅利和政策紅利以及較低環(huán)境規(guī)制成本等低成本比較優(yōu)勢(shì)，積極融入全球價(jià)值鏈的分工體系，實(shí)現(xiàn)了快速發(fā)展。然而，與世界一流國(guó)家的制造業(yè)綜合水平相比，中國(guó)的制造業(yè)水平還處于相對(duì)較弱的地位，仍具有諸多方面的改善空間。

作為中國(guó)經(jīng)濟(jì)的微觀主體，制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的高低對(duì)宏觀層面全要素生產(chǎn)率的提升有著至關(guān)重要的作用。因此，無(wú)論從推進(jìn)中國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級(jí)的角度，還是基于由“制造大國(guó)”邁向“制造強(qiáng)國(guó)”的視角，全要素生產(chǎn)率的決定性作用正變得越來(lái)越重要。然而，在世界經(jīng)濟(jì)虛擬化和金融資本高回報(bào)背景下，資本運(yùn)作和金融投資愈發(fā)成為中國(guó)工業(yè)企業(yè)擴(kuò)張和盈利的重要途徑，“實(shí)體經(jīng)濟(jì)金融化”業(yè)已成為制造業(yè)企業(yè)發(fā)展的重要事實(shí)。

二、文獻(xiàn)綜述

參與到資本市場(chǎng)中攫取利益已然成為許多實(shí)體企業(yè)發(fā)展的趨勢(shì)。從理論層面看，企業(yè)配置金融資產(chǎn)的動(dòng)機(jī)可分為資金儲(chǔ)備動(dòng)機(jī)和市場(chǎng)套利動(dòng)機(jī)，這兩種差異性的動(dòng)機(jī)，形成了“蓄水池”和“擠出”兩種不同效應(yīng)。部分研究認(rèn)為企業(yè)將部分閑置資金用于短期的金融投資，不僅可以提升企業(yè)的資產(chǎn)流動(dòng)性，還可以對(duì)主業(yè)投資進(jìn)行有效彌補(bǔ)，實(shí)現(xiàn)財(cái)務(wù)成本降低。這種作用被稱為金融化的“蓄水池”效應(yīng)。劉貫春（2017）運(yùn)用中國(guó)2007—2015年的非金融產(chǎn)業(yè)上市公司數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)金融資產(chǎn)配置可以扮演“蓄水池”的角色，顯著地促進(jìn)企業(yè)科技創(chuàng)新能力。這種金融化的“蓄水池”效應(yīng)在民營(yíng)企業(yè)中發(fā)揮著相對(duì)較大的作用。郭麗婷（2017）基于演化博弈模型研究了企業(yè)金融投資對(duì)它們創(chuàng)新投資的影響，結(jié)果顯示：企業(yè)的業(yè)績(jī)不斷提升會(huì)促使企業(yè)的融資約束不斷地放松，金融資產(chǎn)配置的“蓄水池”效應(yīng)變得越來(lái)越顯著。李順彬和田珺（2019）收集了2007—2017年中國(guó)滬深證券交易市場(chǎng)中非金融企業(yè)的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)貨幣政策適度可以對(duì)企業(yè)的金融資產(chǎn)配置產(chǎn)生深遠(yuǎn)的影響，具體表現(xiàn)為“蓄水池”作用。此外，企業(yè)受融資約束的程度也會(huì)影響到企業(yè)的金融配置行為對(duì)貨幣政策適度的敏感程度。

隨著對(duì)企業(yè)配置金融資產(chǎn)研究的深入，企業(yè)基于套利動(dòng)機(jī)的“金融化”帶來(lái)的擠出效應(yīng)開(kāi)始受到學(xué)者們的高度重視，涌現(xiàn)出了許多的研究成果。產(chǎn)業(yè)資本的“脫實(shí)向虛”，極易導(dǎo)致企業(yè)注重短期收益的提高而忽視原本主營(yíng)業(yè)務(wù)的可持續(xù)發(fā)展，進(jìn)而制約其全要素生產(chǎn)率的提升。該過(guò)程被概括為過(guò)度金融化的擠出效應(yīng)。許罡和朱衛(wèi)東（2017）通過(guò)中國(guó)A股數(shù)據(jù)分析得出金融化與企業(yè)研發(fā)投資強(qiáng)度具有明顯的負(fù)相關(guān)關(guān)系，這說(shuō)明金融化對(duì)企業(yè)的研發(fā)投資具有顯著的擠出效應(yīng)，并且，長(zhǎng)期金融化對(duì)企業(yè)研發(fā)投資的擠出效應(yīng)大于短期金融化對(duì)企業(yè)研發(fā)投資的擠出效應(yīng)。市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)程度對(duì)這兩種變量具有一定的調(diào)節(jié)作用。晉盛武和何珊珊（2017）收集了中國(guó)A股584家上市公司的數(shù)據(jù)，考察了企業(yè)各個(gè)變量之間的關(guān)系，研究結(jié)果表明：企業(yè)金融化和企業(yè)研發(fā)投資之間是負(fù)相關(guān)關(guān)系，即企業(yè)金融化的提升會(huì)降低企業(yè)研發(fā)投資水平，具有明顯的擠出效應(yīng)，但企業(yè)高管的股權(quán)激勵(lì)可以有效地減弱兩者之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系，使得擠出效應(yīng)失效。馬紅和侯貴生（2018）對(duì)中國(guó)“脫實(shí)向虛”的國(guó)情進(jìn)行了詳細(xì)分析，運(yùn)用到了金融生態(tài)理論以及要素?fù)頂D理論，認(rèn)為中國(guó)企業(yè)金融投資對(duì)企業(yè)主業(yè)的發(fā)展產(chǎn)生了明顯的抑制作用，擠出效應(yīng)顯著，在金融要素過(guò)度擁擠的情況下，這種擠出效應(yīng)會(huì)變得更加顯著，而且在不同的發(fā)展階段，這種效應(yīng)的表現(xiàn)是顯著不同的。周彬和謝佳松（2018）的研究顯示：從微觀數(shù)據(jù)看，從2008年開(kāi)始，中國(guó)的金融化就開(kāi)始擠出實(shí)體經(jīng)濟(jì)，壓制實(shí)體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展；從短期看，中國(guó)的國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)都深受擠出效應(yīng)的影響；從長(zhǎng)期看，中國(guó)的民營(yíng)企業(yè)受到的不利影響會(huì)更大一些。黃賢環(huán)和王瑤（2019）剔除了中國(guó)滬深上市公司中涉及的金融企業(yè)和房地產(chǎn)企業(yè)，探討了實(shí)體經(jīng)濟(jì)和虛擬經(jīng)濟(jì)的關(guān)系，認(rèn)為這種擠出效應(yīng)大概可以持續(xù)四年，抑制企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高，在不同的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下，影響程度存在異質(zhì)性。同時(shí)，企業(yè)的成長(zhǎng)性也是值得控制的因素。柳永明和羅云峰（2019）發(fā)現(xiàn)近些年來(lái)中國(guó)企業(yè)“脫實(shí)向虛”的趨勢(shì)越來(lái)越明顯，研究發(fā)現(xiàn)，母公司層面的金融投資的確會(huì)有顯著的擠出效應(yīng)，傷害了實(shí)體投資。然而，這種擠出效應(yīng)在子公司層面卻沒(méi)有顯著地反映。郭麗婷等（2018）的研究指出企業(yè)金融化是否產(chǎn)生擠出效應(yīng)取決于融資約束的程度。全要素生產(chǎn)率是影響企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的重要因素，也是企業(yè)核心競(jìng)爭(zhēng)力的重要體現(xiàn)。因此，解答金融化與全要素生產(chǎn)率的關(guān)系十分重要。

綜上所述，筆者將研究金融化對(duì)制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。主要?jiǎng)?chuàng)新有以下兩點(diǎn)：第一，拓寬了人們對(duì)金融化的認(rèn)知。已有文獻(xiàn)研究了金融化對(duì)投資績(jī)效、經(jīng)營(yíng)績(jī)效以及創(chuàng)新績(jī)效的影響。然而，鮮有文獻(xiàn)研究金融化對(duì)生產(chǎn)效率的影響。第二，強(qiáng)化了人們對(duì)全要素生產(chǎn)率影響因素的認(rèn)知。使用了分樣本回歸和分位數(shù)回歸，更加細(xì)致地探討了不同中介變量下，金融化對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響，這為政府的施政提供了有效參考。

三、數(shù)據(jù)處理與模型設(shè)定

（一）樣本與數(shù)據(jù)來(lái)源

研究的樣本來(lái)自于滬深兩市A股制造業(yè)上市公司，樣本跨度為2008—2018年，由于被解釋變量全要素生產(chǎn)率在回歸中為下一期的數(shù)據(jù)，故其中涉及計(jì)算TFP的數(shù)據(jù)為2009—2018年。完成數(shù)據(jù)收集后，按照以下步驟進(jìn)行數(shù)據(jù)篩選：第一，刪除經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)不良的企業(yè)，如ST、*ST、PT；第二，刪除多資本市場(chǎng)上市企業(yè)；第三，刪除當(dāng)年完成上市操作的企業(yè)；第四，刪除發(fā)生收并購(gòu)以及資產(chǎn)重組的企業(yè)；第五，刪除存在數(shù)據(jù)遺失的企業(yè)。并對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了1%和99%分位數(shù)上Winsorize處理，得到了1261家6257個(gè)樣本。所用數(shù)據(jù)均來(lái)源于CSMAR、Wind以及CCER，并配合財(cái)報(bào)填補(bǔ)了部分缺失的數(shù)據(jù)。

（二）變量測(cè)度

被解釋變量為企業(yè)全要素生產(chǎn)率（TFP），并使用剩余法進(jìn)行計(jì)算，使用的生產(chǎn)函數(shù)如下所示：

其中，Yit表示產(chǎn)出，Lit表示勞動(dòng)力投入，Kit表示資本投入，Ait表示技術(shù)投入，兩邊對(duì)數(shù)化處理，如下所示：

其中，yit表示主營(yíng)業(yè)務(wù)收入，lit表示企業(yè)員工總?cè)藬?shù)，kit表示資本性支出，α和β為系數(shù)對(duì)（2）式進(jìn)行估計(jì)就可以得到全要素生產(chǎn)率TFP_OLS。

運(yùn)用OLS回歸獲得的全要素生產(chǎn)率可能出現(xiàn)同時(shí)性偏誤和選擇性偏差問(wèn)題，而OP方法和LP方法可解決上述問(wèn)題。但是，由于OP法的計(jì)算中需要將企業(yè)的投資額作為代理變量，而微觀企業(yè)中又存在年度投資額缺失的問(wèn)題，LP估計(jì)法將中間投入品作為代理變量進(jìn)行估計(jì)，使企業(yè)數(shù)據(jù)的使用效率得到了顯著提高。因此，借鑒程晨（2017）的做法，運(yùn)用LP方法估計(jì)全要素生產(chǎn)率指標(biāo)TFP_LP，將其與常規(guī)方法獲得的指標(biāo)TFP_OLS共同作為估計(jì)分析的被解釋變量。

解釋變量為企業(yè)金融化程度（Fin）。借鑒Demir（2009）的做法，同時(shí)由于在當(dāng)代中國(guó)，房地產(chǎn)產(chǎn)業(yè)已與實(shí)體部門(mén)脫離甚遠(yuǎn)，具有高度的虛擬化特征，故在企業(yè)金融化的衡量過(guò)程中包括了投資性房地產(chǎn)凈額項(xiàng)目。企業(yè)金融化程度（Fin）的具體計(jì)算公式如下：

Fin=（交易性金融資產(chǎn)+發(fā)放貸款及墊款凈額+衍生金融資產(chǎn)+可供出售金融資產(chǎn)凈額+持有至到期投資凈額+投資性房地產(chǎn)凈額）/總資產(chǎn) （3）

所有控制變量的名稱以及含義見(jiàn)表1，同時(shí)考慮了行業(yè)固定和時(shí)間固定，分別用Industry和Year來(lái)表示。

表1 變量定義

（三）計(jì)量模型設(shè)定

基準(zhǔn)模型如式4所示：

其中，TFPit+1為i企業(yè)t+1年的全要素生產(chǎn)率，F(xiàn)init為i企業(yè)t年的金融化程度，Controls為所有控制變量，∑Industry和∑Year分別表示行業(yè)和時(shí)間固定效應(yīng)，εit+1為隨機(jī)干擾項(xiàng)。

由于企業(yè)金融化存在資金配置和市場(chǎng)套利兩大動(dòng)機(jī)，兩種動(dòng)機(jī)的交織可能使金融化對(duì)TFP的影響較為復(fù)雜。為了進(jìn)一步驗(yàn)證企業(yè)金融化是否對(duì)全要素生產(chǎn)率存在“U”型或倒“U型”的影響，在公式（4）的基礎(chǔ)上加入企業(yè)金融化的平方項(xiàng)，具體模型為：

四、數(shù)據(jù)處理與模型設(shè)定

（一）基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果

在基礎(chǔ)模型之上，為了進(jìn)一步考察企業(yè)金融化是否對(duì)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生非線性作用，根據(jù)公式（5），加入金融化Fin的平方項(xiàng)進(jìn)行OLS混合回歸，求出金融化及其平方項(xiàng)對(duì)TFP的影響。根據(jù)公司代碼進(jìn)行聚類分析以后可以提升回歸結(jié)果的準(zhǔn)確性，使得回歸過(guò)程可以更好地反映實(shí)際的經(jīng)濟(jì)情況。具體回歸結(jié)果如表2所示。

表2 企業(yè)金融化對(duì)全要素生產(chǎn)率影響的基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表2中的第（1）、（2）及（4）、（5）列報(bào)告了以公式（4）為計(jì)量模型，以兩種不同方法所得TFP作為被解釋變量的回歸結(jié)果。第（1）列和第（4）列Fin的系數(shù)分別在1%和5%的水平上顯著為負(fù)，表明在未加入控制變量的條件下，金融化將對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升產(chǎn)生負(fù)面作用。在加入控制變量后，第（2）、（5）列Fin的系數(shù)為-0.5488和-0.1146，分別在1%和5%的水平顯著為負(fù)，這意味著我國(guó)金融化程度越高的制造業(yè)企業(yè)，全要素生產(chǎn)率提升越受到制約，說(shuō)明企業(yè)在進(jìn)行金融資產(chǎn)配置時(shí)，市場(chǎng)套利動(dòng)機(jī)大于資金儲(chǔ)備動(dòng)機(jī)，企業(yè)的金融化更多以市場(chǎng)套利為主，為了超額收益而將資金大量用于金融活動(dòng)中，而不是通過(guò)“蓄水池”效應(yīng)反哺主業(yè)。在資本逐利動(dòng)機(jī)的驅(qū)使下，我國(guó)制造業(yè)企業(yè)將大量資金配置到資本運(yùn)作中，試圖通過(guò)金融活動(dòng)獲取比主業(yè)經(jīng)營(yíng)更多的收益。這種投資動(dòng)機(jī)所引致的金融化，不僅對(duì)企業(yè)技術(shù)研發(fā)、生產(chǎn)改進(jìn)、人才培養(yǎng)、管理完善等方面的經(jīng)費(fèi)產(chǎn)生了擠出效應(yīng)，還使企業(yè)陷入到資本“空轉(zhuǎn)”的炒錢(qián)循環(huán)中，弱化了企業(yè)管理層通過(guò)自主創(chuàng)新和技術(shù)水平提升獲得市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的動(dòng)力，對(duì)其全要素生產(chǎn)率提升產(chǎn)生了明顯的抑制作用。

第（3）、（6）列主要考察金融化是否對(duì)企業(yè)TFP產(chǎn)生非線性影響。結(jié)果顯示，無(wú)論是OLS法計(jì)算得出的TFP，還是LP法計(jì)算得出的TFP，金融化程度Fin的結(jié)果依然顯著為負(fù)，而其平方項(xiàng)Fin2的系數(shù)則不顯著。這進(jìn)一步反映出我國(guó)制造業(yè)企業(yè)金融化的目的大多是基于市場(chǎng)套利動(dòng)機(jī)，資本空轉(zhuǎn)對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升具有明顯的抑制效果。

從控制變量的回歸系數(shù)看，企業(yè)規(guī)模越大，越不利于生產(chǎn)率提升，說(shuō)明我國(guó)制造業(yè)TFP的提升并不具有“規(guī)模效應(yīng)”，越大型的企業(yè)反而越不重視TFP提升對(duì)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力的推動(dòng)作用。企業(yè)負(fù)債率對(duì)全要素生產(chǎn)率具有負(fù)面影響，說(shuō)明我國(guó)制造業(yè)企業(yè)“加杠桿”大多是為了粗放型發(fā)展，而不是將借貸資金用于研發(fā)創(chuàng)新和技術(shù)更新方面。盈利能力、現(xiàn)金流、機(jī)構(gòu)持股比例、上市年限對(duì)TFP的影響為正，成長(zhǎng)能力則對(duì)TFP無(wú)顯著影響，這些控制變量的估計(jì)結(jié)果，也與前人成果基本一致。值得一提的是，在對(duì)TFP_OLS進(jìn)行的回歸中，獨(dú)立董事占比對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響顯著為負(fù)，從一個(gè)側(cè)面體現(xiàn)出我國(guó)雖然實(shí)行了多年的獨(dú)立董事制度，但獨(dú)立董事對(duì)企業(yè)運(yùn)營(yíng)決策的影響仍然較小，并未對(duì)企業(yè)技術(shù)進(jìn)步起到應(yīng)有的指導(dǎo)和建議作用。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

由于被解釋變量全要素生產(chǎn)率TFP為t+1期的觀測(cè)值，而解釋變量金融化程度Fin為t期觀測(cè)值，這意味著必須要討論內(nèi)生性。工具變量用Fin滯后一、二期，綜合IV+GMM進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，以控制內(nèi)生性問(wèn)題，回歸結(jié)果見(jiàn)表3。

表3 IV+GMM模型回歸結(jié)果

根據(jù)表3顯示的結(jié)果，在控制內(nèi)生性問(wèn)題后，金融化Fin對(duì)企業(yè)TFP的影響依然顯著為負(fù)，金融化的平方項(xiàng)Fin2對(duì)TFP依然無(wú)顯著作用，說(shuō)明制造業(yè)企業(yè)的金融化的確抑制了其全要素生產(chǎn)率的提升，且不存在復(fù)雜的非線性關(guān)系。以LM統(tǒng)計(jì)量來(lái)檢驗(yàn)不可識(shí)別問(wèn)題，運(yùn)用J統(tǒng)計(jì)量來(lái)檢驗(yàn)過(guò)度識(shí)別問(wèn)題，列（7）至列（10）的回歸顯示皆不存在上述三個(gè)問(wèn)題，故排除了估計(jì)結(jié)果受到內(nèi)生性問(wèn)題干擾的可能性，說(shuō)明估計(jì)結(jié)果是較為穩(wěn)健可靠的。

（三）分樣本回歸

為了更加深入地了解金融化對(duì)制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，對(duì)不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的樣本進(jìn)行分別回歸。在對(duì)不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的研究中，將產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分為國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)進(jìn)行分類回歸。分樣本回歸的結(jié)果如表4所示。

表4 分產(chǎn)權(quán)性質(zhì)回歸結(jié)果

從表4的結(jié)果看，在未加入平方項(xiàng)時(shí)，金融化程度對(duì)國(guó)有和非國(guó)有制造業(yè)企業(yè)的TFP均具有負(fù)向作用，F(xiàn)in的系數(shù)無(wú)論在國(guó)有企業(yè)還是非國(guó)有企業(yè)均顯著為負(fù)。這說(shuō)明無(wú)論是國(guó)有企業(yè)抑或非國(guó)有企業(yè)，在進(jìn)行金融化時(shí)，均是市場(chǎng)套利動(dòng)機(jī)“占據(jù)上風(fēng)”，所帶來(lái)的擠出效應(yīng)不利于其全要素生產(chǎn)率的提升。對(duì)比國(guó)有和非國(guó)有企業(yè)的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)：非國(guó)有企業(yè)Fin的系數(shù)不僅在絕對(duì)值方面大于國(guó)有企業(yè)，而且對(duì)TFP_OLS和TFP_LP的回歸的顯著性也都強(qiáng)于國(guó)有企業(yè)。即金融化對(duì)非國(guó)有企業(yè)TFP的抑制作用要大于國(guó)有企業(yè)。究其原因，主要是因?yàn)槭袌?chǎng)“旋轉(zhuǎn)門(mén)”“彈簧門(mén)”的存在，非國(guó)有企業(yè)在市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)中難以享受到與國(guó)有企業(yè)相同的待遇，尤其在外貿(mào)出口減少的情況下，制造業(yè)非國(guó)有企業(yè)在經(jīng)營(yíng)方面更是舉步維艱，為了生存不得不更多依靠金融和房地產(chǎn)投資來(lái)維持運(yùn)營(yíng)，結(jié)果往往是“飲鴆止渴”，使自己的主業(yè)越來(lái)越缺乏市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力。以上結(jié)果也說(shuō)明，對(duì)制造業(yè)企業(yè)尤其是民營(yíng)企業(yè)采取降低融資成本和引導(dǎo)技術(shù)創(chuàng)新等措施的重要性。

在加入Fin的平方項(xiàng)后，列（12）和（14）、（16）和（18）的結(jié)果顯示，金融化與國(guó)有、非國(guó)有企業(yè)的TFP均不存在非線性關(guān)系，進(jìn)一步證明了現(xiàn)階段中國(guó)制造業(yè)企業(yè)金融化以市場(chǎng)套利動(dòng)機(jī)為主，抑制了全要素生產(chǎn)率提升的結(jié)論。

（四）進(jìn)一步研究：分位數(shù)回歸

進(jìn)一步考察不同全要素生產(chǎn)率水平下，金融化對(duì)制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用趨勢(shì)。在實(shí)證檢驗(yàn)中，借鑒Kocherginsky et al.（2005）的研究思路，采用自助法解決回歸殘差不服從獨(dú)立同分布的問(wèn)題。受篇幅限制，僅匯報(bào)對(duì)TFP_OLS的分位數(shù)回歸結(jié)果，如表5所示。

表5 分位數(shù)回歸結(jié)果

表5顯示了分位數(shù)回歸的結(jié)果，列（19）至列（23）分別依次了顯示了10%到90%的分位數(shù)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：在10%、25%、50%、75%分位數(shù)水平下，金融化對(duì)TFP的相關(guān)系數(shù)顯著為負(fù)且絕對(duì)值逐漸減少，只到90%的分位數(shù)水平才開(kāi)始上升?；貧w結(jié)果說(shuō)明，在一定范圍內(nèi)，金融化對(duì)我國(guó)制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的負(fù)面影響隨著分位數(shù)水平的增大逐漸減弱，且呈現(xiàn)出兩端影響大于中間影響的狀態(tài)。也就說(shuō)，金融化對(duì)TFP較低企業(yè)和TFP較高企業(yè)的負(fù)面影響都比較大（其中對(duì)TFP較低企業(yè)的抑制作用更大），且除了90%以上的分位數(shù)外，金融化對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的抑制作用隨著TFP的升高而逐漸減弱。這說(shuō)明在一定范圍內(nèi)，TFP越高的企業(yè)，受金融化的抑制作用越小，這主要是因?yàn)門(mén)FP越低，在市場(chǎng)上的競(jìng)爭(zhēng)能力越弱，通過(guò)市場(chǎng)套利動(dòng)機(jī)進(jìn)行金融資產(chǎn)配置以期獲利的動(dòng)機(jī)越強(qiáng)，也越可能形成“金融投資—獲取暴利—損害主業(yè)—金融投資”的惡性循環(huán)。而TFP最高的一部分企業(yè)金融化的負(fù)面作用也很大，則可能是因?yàn)樵摬糠制髽I(yè)多以研發(fā)創(chuàng)新為主，TFP提升對(duì)創(chuàng)新投資的依賴很高，一旦出現(xiàn)金融化的傾向，就很容易對(duì)其研發(fā)創(chuàng)新產(chǎn)生擠出效應(yīng)，抑制全要素生產(chǎn)率的提升。

回歸結(jié)果進(jìn)一步說(shuō)明市場(chǎng)套利是目前我國(guó)制造業(yè)企業(yè)金融化的主要?jiǎng)訖C(jī)，對(duì)金融化所產(chǎn)生的抑制性作用也做了證明。同時(shí)通過(guò)對(duì)不同TFP水平的回歸結(jié)果，得出了在一定范圍內(nèi)（90%分位數(shù)以下），TFP水平越低，金融化的抑制作用越強(qiáng)的結(jié)論。

五、研究結(jié)論

通過(guò)采用2008—2018年中國(guó)A股制造業(yè)上市公司的面板數(shù)據(jù)，實(shí)證研究了企業(yè)金融化對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：制造業(yè)企業(yè)金融化和全要素生產(chǎn)率之間不存在非線性關(guān)系，無(wú)論是否加入平方項(xiàng)，金融化對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響均顯著為負(fù)，即金融化程度越高，越不利于全要素生產(chǎn)率的提升。這說(shuō)明我國(guó)制造業(yè)企業(yè)的金融化并未扮演“蓄水池”角色從而支持企業(yè)研發(fā)投資，而是以市場(chǎng)套利動(dòng)機(jī)為主，產(chǎn)生的擠出效應(yīng)抑制了全要素生產(chǎn)率的提升。分樣本回歸結(jié)果顯示，金融化對(duì)不同所有權(quán)性質(zhì)企業(yè)的抑制效應(yīng)存在差異，對(duì)非國(guó)有企業(yè)全要素生產(chǎn)率的抑制作用要大于國(guó)有企業(yè)，這主要是因?yàn)槲覈?guó)市場(chǎng)“旋轉(zhuǎn)門(mén)”“彈簧門(mén)”的存在，非國(guó)有企業(yè)在市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)中難以享受到與國(guó)有企業(yè)相同的待遇，特別在外貿(mào)出口減少的情況下，制造業(yè)非國(guó)有企業(yè)為了生存不得不更多依靠金融和房地產(chǎn)投資來(lái)維持運(yùn)營(yíng)，結(jié)果往往“飲鴆止渴”，導(dǎo)致主業(yè)的全要素生產(chǎn)率難以得到有效提升。分位數(shù)回歸的結(jié)果顯示，在一定范圍內(nèi)（90%的分位數(shù)以下），金融化對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的抑制作用隨著TFP水平的升高而逐漸減弱。這說(shuō)明要加強(qiáng)對(duì)非國(guó)有企業(yè)、低TFP水平企業(yè)的扶持和引導(dǎo)，避免其因主業(yè)經(jīng)營(yíng)壓力而形成“金融投資—獲取暴利—損害主業(yè)—金融投資”的惡性循環(huán)。

上述結(jié)論表明，當(dāng)前我國(guó)實(shí)體經(jīng)濟(jì)“脫實(shí)向虛”已經(jīng)對(duì)制造業(yè)的轉(zhuǎn)型升級(jí)和經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展造成了不可忽視的負(fù)面影響，也為系統(tǒng)性金融風(fēng)險(xiǎn)的產(chǎn)生帶來(lái)了隱患，解決這一問(wèn)題刻不容緩。建議從以下方面緩解金融化的擠出效應(yīng)：

第一，抑制資產(chǎn)泡沫，降低虛擬經(jīng)濟(jì)的超額回報(bào)率。企業(yè)之所以將大量資本應(yīng)用到金融運(yùn)作方面，歸根結(jié)底是受虛擬經(jīng)濟(jì)的超額回報(bào)吸引。政府部門(mén)強(qiáng)化金融監(jiān)管力度、增加金融監(jiān)管的頻率打擊投機(jī)行為，尤其是嚴(yán)厲懲處亂加杠桿的行為。同時(shí)，嚴(yán)控房?jī)r(jià)，避免大量實(shí)體資本進(jìn)入房地產(chǎn)領(lǐng)域。

第二，強(qiáng)化創(chuàng)新氛圍，提高實(shí)體投資的回報(bào)率。各級(jí)政府要營(yíng)造良好的創(chuàng)新氛圍和環(huán)境，如通過(guò)信貸支持、減稅降費(fèi)、財(cái)政補(bǔ)貼等形式，引導(dǎo)企業(yè)通過(guò)技術(shù)創(chuàng)新，提升全要素生產(chǎn)率來(lái)增加市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力。同時(shí)，加大知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度，對(duì)“山寨”行為進(jìn)行嚴(yán)厲打擊，保護(hù)研發(fā)創(chuàng)新和技術(shù)進(jìn)步的市場(chǎng)收益。

第三，對(duì)于非國(guó)有企業(yè)、低TFP水平企業(yè)要尤為重視。分樣本回歸和分位數(shù)回歸的結(jié)果表明，金融化對(duì)非國(guó)有企業(yè)和低TFP水平企業(yè)的抑制作用更顯著。因此，要通過(guò)市場(chǎng)化改革給予非國(guó)有企業(yè)平等的市場(chǎng)地位，激發(fā)他們的“工匠精神”。對(duì)低TFP水平的制造業(yè)企業(yè)，尤其是高能耗的勞動(dòng)密集型企業(yè)落實(shí)“去產(chǎn)能”，倒逼其轉(zhuǎn)型升級(jí)，提升全要素生產(chǎn)率。