張靖璐 楊杰

摘? ?要：目前，我國越來越多實體企業(yè)偏離主業(yè)，將資金投入金融等收益率高的部門，出現(xiàn)經(jīng)濟的“脫實向虛”現(xiàn)象，一定程度上阻礙了實體經(jīng)濟的發(fā)展。本文基于2009—2018年我國非金融類A股上市公司數(shù)據(jù)，研究融資約束與企業(yè)金融化之間的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：融資約束與企業(yè)金融化之間存在顯著的負(fù)向關(guān)系，受融資約束越小的企業(yè)，配置越多的金融資產(chǎn)，提高了企業(yè)金融化水平。進一步研究發(fā)現(xiàn)，融資約束與短期、長期金融資產(chǎn)之間均存在顯著的負(fù)向關(guān)系，但與長期金融資產(chǎn)之間的負(fù)向關(guān)系更加明顯。在受融資約束小和非國有企業(yè)的樣本中，融資約束對企業(yè)金融化的影響程度更大。作用機制檢驗表明，企業(yè)業(yè)績是融資約束影響企業(yè)金融化的中介變量。

關(guān)鍵詞：脫實向虛;融資約束;企業(yè)金融化

一、引言

近年來，大量資本進入金融、房地產(chǎn)等收益率高的行業(yè)，金融在我國經(jīng)濟中的占比越來越大，而實體經(jīng)濟發(fā)展速度放緩，這種現(xiàn)象被稱為經(jīng)濟“脫實向虛”，具體到微觀領(lǐng)域，表現(xiàn)為越來越多的實體企業(yè)尋求高收益率，將資金投入金融部門，影響企業(yè)正常的生產(chǎn)經(jīng)營活動。2009—2018年間，我國A股非金融企業(yè)①平均持有的金融資產(chǎn)規(guī)模從4.4869億元迅速上升至20.2499億元，金融資產(chǎn)占比平均值變化幅度相對較小，2009—2014年上升比較緩慢，2014年開始上升幅度加大，到2018年上升速度有所放緩（見圖1）。但總體來說，非金融企業(yè)平均持有金融資產(chǎn)規(guī)模和金融資產(chǎn)占比平均值均存在明顯上升的趨勢。非金融企業(yè)的“金融化”行為不僅給金融行業(yè)的運行和管理帶來了挑戰(zhàn)，還影響了實體行業(yè)的發(fā)展。為此，黨的十九大報告強調(diào)，必須要把發(fā)展經(jīng)濟的著力點放到實體經(jīng)濟中來。國務(wù)院金融穩(wěn)定發(fā)展委員會第三次會議也指出，要加強金融等部門之間的協(xié)調(diào)配合，解決企業(yè)金融化、經(jīng)濟“脫實向虛”問題，須弄清企業(yè)金融化的原因、動機。

現(xiàn)有關(guān)于企業(yè)金融化動機的研究中，主要包括“蓄水池”和投資替代兩種理論。胡奕明等（2017）[1]以非金融上市公司為研究對象，發(fā)現(xiàn)企業(yè)金融資產(chǎn)配置的主要目的是發(fā)揮“蓄水池”作用，由于相對于其他資產(chǎn)，金融資產(chǎn)流動性更強，企業(yè)在資金短缺時可以迅速變現(xiàn)，以減少資金不足對企業(yè)經(jīng)營的影響?！靶钏亍崩碚撜J(rèn)為，企業(yè)配置金融資產(chǎn)不會損害實體經(jīng)營，反而在一定程度上起到了積極作用。但是從現(xiàn)有事實來看，我國實業(yè)投資率逐漸下降，而金融化水平卻存在明顯的上升趨勢，企業(yè)金融化水平提高在一定程度上擠出了實體投資。投資替代理論認(rèn)為，金融化是企業(yè)出于逐利動機，追求金融資產(chǎn)的高收益率，將資金更多地投入到金融部門，從而擠出對實體資產(chǎn)的投資，對實體經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生不利影響。除了上述兩種原因，本文認(rèn)為，融資約束可能也是企業(yè)配置金融資產(chǎn)的一個重要動機。融資約束是指企業(yè)籌集資金難度大或是由于交易和信息成本的存在導(dǎo)致融資成本高，使企業(yè)投資行為面臨約束（Myers和Majluf，1984）[2]。當(dāng)企業(yè)擁有富余資金時，為了預(yù)防未來可能出現(xiàn)的資金問題，會選擇配置金融資產(chǎn)，以便在資金困難時變賣金融資產(chǎn)、緩解資金問題。另外，融資約束大的企業(yè)為了籌集資金會主動尋求其他融資渠道，如影子銀行等，而資金充足的企業(yè)為了追求更高的收益，選擇充當(dāng)金融中介的角色，提高了金融化水平。

因此，本文重點探究融資約束與企業(yè)金融化之間的關(guān)系。與現(xiàn)有研究相比，本文可能的貢獻(xiàn)在于：（1）鮮有研究直接探討融資約束與企業(yè)金融化的關(guān)系，而本文不僅討論了融資約束對企業(yè)金融化的影響，還根據(jù)企業(yè)持有金融資產(chǎn)期限、企業(yè)融資約束程度和企業(yè)所有制對樣本分組，分別檢驗兩者之間的關(guān)系。（2）本文運用中介模型檢驗了融資約束影響企業(yè)金融化的作用機制，發(fā)現(xiàn)企業(yè)業(yè)績是融資約束對企業(yè)金融化程度產(chǎn)生影響的中介變量。

二、文獻(xiàn)綜述與理論分析

（一）文獻(xiàn)綜述

企業(yè)的各項生產(chǎn)經(jīng)營活動都需要充足的資金支持，因此融資約束的存在必然會影響企業(yè)的經(jīng)營狀況，關(guān)于融資約束對企業(yè)的影響，現(xiàn)有研究主要從企業(yè)創(chuàng)新、生產(chǎn)效率、投資等幾個方面來討論。鞠曉生等（2013）[3]以SA和WW指數(shù)衡量融資約束程度，研究融資約束、營運資本和企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)由于企業(yè)創(chuàng)新需要大量的資金投入，因而創(chuàng)新活動受到了融資約束的影響。鄧可斌和林映丹（2015）[4]構(gòu)建動態(tài)理論模型，發(fā)現(xiàn)融資約束有助于企業(yè)生產(chǎn)效率的提升，認(rèn)為我國融資約束水平還未達(dá)到十分嚴(yán)重的水平，創(chuàng)新投入對企業(yè)生產(chǎn)效率產(chǎn)生的正向效應(yīng)大于等于融資約束造成的不利影響。顧雷雷等（2018）[5]研究了融資約束、營銷能力與企業(yè)投資的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)融資約束顯著抑制企業(yè)投資，營銷能力能夠通過增強信息對稱和減少對外部融資的依賴，來緩解融資約束對企業(yè)投資的負(fù)向效應(yīng)。陳言和郭琪（2019）[6]從企業(yè)微觀和宏觀角度分析了融資約束影響企業(yè)行為的機制，認(rèn)為融資約束影響了企業(yè)的投資、創(chuàng)新和成長，而金融市場的高質(zhì)量發(fā)展和財政補貼能緩解融資約束。

關(guān)于非金融企業(yè)金融化的影響，現(xiàn)有研究主要關(guān)注金融化與實體企業(yè)經(jīng)營之間的關(guān)系。如王紅建等（2017）[7]認(rèn)為從長期來看，實體企業(yè)金融化不利于技術(shù)創(chuàng)新。黃賢環(huán)等（2018）[8]將企業(yè)持有金融資產(chǎn)分為長期和短期兩種，認(rèn)為持有短期金融資產(chǎn)是出于預(yù)防動機，緩解了企業(yè)面臨的財務(wù)風(fēng)險;而持有長期金融資產(chǎn)則是為了投機，擠出了實體投資，增加了企業(yè)的財務(wù)風(fēng)險。戚聿東和張任之（2018）[9]分析了企業(yè)金融資產(chǎn)配置和企業(yè)價值之間的關(guān)系，認(rèn)為金融資產(chǎn)配置降低了企業(yè)價值，擠出了企業(yè)的研發(fā)投入和資本投資，不利于企業(yè)經(jīng)營。非金融企業(yè)究竟是出于何種原因去配置金融資產(chǎn)呢？除了在引言中提到的“蓄水池”動機和投資替代動機，黃賢環(huán)等（2019）[10]還考慮企業(yè)異質(zhì)性對于企業(yè)金融資產(chǎn)配置的影響，發(fā)現(xiàn)相比于業(yè)績下降企業(yè)，業(yè)績上升企業(yè)會配置更多的金融資產(chǎn)。除了從企業(yè)角度考慮金融化，還有學(xué)者從整體經(jīng)濟政策角度討論企業(yè)金融化。彭俞超等（2018）[11]分地區(qū)、行業(yè)分析經(jīng)濟不確定性對企業(yè)金融化的影響，認(rèn)為經(jīng)濟政策不確定性的增加，會導(dǎo)致企業(yè)持有較少的投機性金融資產(chǎn)，在中西部、競爭性行業(yè)其抑制效果更加明顯。從以往的文獻(xiàn)可以看出，非金融企業(yè)金融化可能是出于預(yù)防儲蓄和投資動機，還會受到企業(yè)業(yè)績和經(jīng)濟不確定性等因素的影響，目前鮮有學(xué)者直接研究融資約束對企業(yè)金融化的影響，如戴賾等（2018）[12]也只是從理論上分析了企業(yè)金融化與融資歧視的關(guān)系，并未進行進一步研究。

（二）理論分析及假設(shè)提出

關(guān)于融資約束如何影響企業(yè)金融資產(chǎn)配置，本文認(rèn)為可能是通過以下途徑。大型國有企業(yè)抵押物充足，償債能力強，而且投資項目風(fēng)險較小，所以銀行往往愿意向這類企業(yè)發(fā)放貸款（王永欽等，2015）[13]。中小企業(yè)即使擁有更優(yōu)質(zhì)的投資項目，但由于難以達(dá)到銀行發(fā)放貸款的要求，實際上很難從各大銀行獲得資金。在發(fā)達(dá)國家，企業(yè)一般可以通過金融市場進行融資，但目前我國金融市場發(fā)展尚不成熟，還難以勝任這一角色。因此，我國企業(yè)融資的主要渠道依舊是商業(yè)銀行，而不能達(dá)到銀行貸款要求的企業(yè)只能通過其他方式融資，如徐長生和孫華欣（2019）[14]認(rèn)為我國中小企業(yè)能夠從影子銀行獲取資金，緩解自身的融資約束。中小企業(yè)為了籌集資金，進入影子銀行，極大程度增加了對資金的需求，從而導(dǎo)致影子銀行收益率上升。而那些受融資約束小的企業(yè)為了獲得高額的利差收益，將資金投入到影子銀行業(yè)務(wù)中，為面臨融資約束的中小企業(yè)提供資金，扮演金融中介的角色，表現(xiàn)為非金融企業(yè)的金融化現(xiàn)象（韓珣等，2017）[15]。因此，本文提出以下假設(shè)：

H1：受融資約束小的企業(yè)更易從銀行等渠道獲得資金，企業(yè)資金相對充裕，在泛金融②部門的收益率高于實體經(jīng)濟部門的情況下，企業(yè)為追求利潤最大化而持有金融資產(chǎn)，因而企業(yè)受到融資約束的大小與企業(yè)金融化水平之間存在負(fù)向關(guān)系。

企業(yè)配置金融資產(chǎn)的動機主要包括“蓄水池”動機和投資替代動機。若企業(yè)配置金融資產(chǎn)是為了預(yù)防未來不確定變動可能給企業(yè)經(jīng)營帶來的風(fēng)險，是出于“蓄水池”動機，那么在資金富余時，相比于固定資產(chǎn)等長期資產(chǎn)，企業(yè)更傾向于持有流動性強、變現(xiàn)快、調(diào)整成本低的短期金融資產(chǎn)（戚聿東和張任之，2018）[9]。當(dāng)未來投資項目缺乏資金時，企業(yè)可通過快速變現(xiàn)金融資產(chǎn)，緩解資金壓力，解決外部融資難、融資成本高等問題，減少對外部融資的依賴。

長期金融資產(chǎn)相比于短期金融資產(chǎn)變現(xiàn)能力弱、流動性較小，企業(yè)難以通過變賣長期金融資產(chǎn)去緩解企業(yè)的融資壓力。一定時期內(nèi)，企業(yè)擁有的資金有限，企業(yè)選擇配置流動性小的長期金融資產(chǎn)必定會減少企業(yè)實體投資，從而出現(xiàn)“擠出效應(yīng)”，表現(xiàn)為投資替代動機。因此，提出如下假設(shè)：

H2：若企業(yè)出于“蓄水池”動機配置金融資產(chǎn)，則傾向配置更大比例的短期金融資產(chǎn)。

H3：若企業(yè)出于投資替代動機配置金融資產(chǎn)，則傾向持有更大比例的長期金融資產(chǎn)。

通過以上分析，可以發(fā)現(xiàn)融資約束通過以下兩種方式影響企業(yè)金融資產(chǎn)配置。當(dāng)企業(yè)間存在融資約束差異時，一方面，企業(yè)為了避免未來出現(xiàn)資金短缺的問題，會傾向持有短期金融資產(chǎn);另一方面，缺乏資金的企業(yè)轉(zhuǎn)向影子銀行體系進行融資，造成影子銀行收益率高于銀行部門，促使資金富余企業(yè)為了獲取高額利潤，將資金投入影子銀行體系，提高了企業(yè)金融化程度。接下來，本文將通過實證研究檢驗上述假設(shè)。

三、實證分析

（一）樣本選擇

本文選取2009—2018年間我國非金融類A股上市企業(yè)進行研究，并對樣本進行了如下處理：（1）剔除房地產(chǎn)企業(yè);（2）剔除ST和ST*類企業(yè)數(shù)據(jù);（3）刪除數(shù)據(jù)披露不完全和總資產(chǎn)為0的企業(yè)。為了消除異常值和極端值的影響，對所有變量在兩端1%的分位上進行了縮尾處理，最終得到13830個樣本。本文企業(yè)數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫。

（二）模型構(gòu)建及指標(biāo)選取

為了分析融資約束對企業(yè)金融化的影響，本文構(gòu)建以下模型：

1. 企業(yè)金融化。本文以企業(yè)持有金融資產(chǎn)與總資產(chǎn)的比值作為企業(yè)金融化的代理變量，企業(yè)金融資產(chǎn)包括資產(chǎn)負(fù)債表中的交易性金融資產(chǎn)、衍生金融資產(chǎn)、買入返售金融資產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)、持有至到期投資、發(fā)放貸款及墊款、長期股權(quán)投資和投資性房地產(chǎn)等八個科目（戴賾等，2018）[12]。

2. 融資約束?，F(xiàn)有研究中融資約束主要有以下幾種衡量方式：現(xiàn)金流敏感度（Fazzari等，1988）[16]、KZ指標(biāo)（Kaplan和Zingales，1997）[17]、SA指數(shù)（Hadlock和Pierce，2010）[18]等。顧雷雷等（2018）[5]對比了外部環(huán)境和企業(yè)內(nèi)部條件對企業(yè)融資約束的影響，發(fā)現(xiàn)企業(yè)規(guī)模、年齡、政治關(guān)聯(lián)等內(nèi)部融資條件對融資約束的影響程度更大，而且SA指數(shù)相比于其他衡量方式更好地克服了內(nèi)生性問題?；诖耍疚牟捎肏adlock和Pierce（2010）[18]提出的SA指數(shù)來衡量企業(yè)面臨的融資約束，SA指數(shù)的計算公式如下：

其中企業(yè)規(guī)模（size）用企業(yè)總資產(chǎn)取對數(shù)來衡量，企業(yè)年齡（age）用觀測年份減去企業(yè)上市年份來衡量。SA值越大，代表企業(yè)面臨的融資約束程度越嚴(yán)重。

3. 控制變量。參考彭俞超等（2018）[11]的研究，本文控制了如下變量：企業(yè)的杠桿率（Leverage），以總負(fù)債和總資產(chǎn)的比值衡量;國有股比例（So），以企業(yè)國有股數(shù)與總股數(shù)的比值衡量;企業(yè)現(xiàn)金持有狀況（Cf），以企業(yè)持有貨幣資金與總資產(chǎn)比值衡量;盈利能力（Noa），以企業(yè)凈資產(chǎn)收益率表示;企業(yè)規(guī)模（Size），以總資產(chǎn)取對數(shù)表示。

（三）實證分析

1. 描述性統(tǒng)計。表1是主要變量的描述性統(tǒng)計，可以看出非金融企業(yè)金融化水平的平均值為0.0769，標(biāo)準(zhǔn)差為0.1125，企業(yè)的金融化水平存在較大的差異。此外，樣本企業(yè)的融資約束、杠杠率、企業(yè)資產(chǎn)和現(xiàn)金持有狀況存在較大差異。國有股比例和凈資產(chǎn)收益率差異則相對較小。

2. 基本回歸結(jié)果。本文進行LM檢驗和hausman檢驗，LM檢驗統(tǒng)計量為33309.89，P值為0.0000，強烈拒絕原假設(shè)，選擇隨機效應(yīng)模型;hausman檢驗統(tǒng)計量為108.60，P值為0.0000，強烈拒絕原假設(shè)，選擇固定效應(yīng)模型。表2報告了融資約束對企業(yè)金融化影響的估計結(jié)果，可以看出融資約束與企業(yè)金融化之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，表明受融資約束越小的企業(yè)，為了追求更高的收益，會將資金投入收益率更高的金融行業(yè)，金融化水平越高。

接下來，本文參考黃賢環(huán)等（2018）[8]的研究，將企業(yè)持有的金融資產(chǎn)分為短期和長期，分別研究融資約束對企業(yè)金融化水平的影響。其中短期金融資產(chǎn)為交易性金融資產(chǎn)，長期金融資產(chǎn)則為企業(yè)金融資產(chǎn)減去短期金融資產(chǎn)（戚聿東和張任之，2018）[9]。研究結(jié)果見表3，可以看出融資約束與企業(yè)持有短期和長期金融資產(chǎn)均存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，但融資約束對短期金融資產(chǎn)的影響遠(yuǎn)小于對長期金融資產(chǎn)的影響。表明受融資約束程度小的企業(yè)持有金融資產(chǎn)，主要是出于投資替代動機，是為了追求更高的利潤，證明了假設(shè)3。

3. 分組檢驗。

（1）按融資約束程度分組。根據(jù)企業(yè)受到融資約束程度的平均值將非金融企業(yè)劃分為融資約束大的企業(yè)和融資約束小的企業(yè)兩個子樣本，表4報告了不同融資約束程度企業(yè)的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，無論是受到融資約束大的企業(yè)還是融資約束小的企業(yè)，融資約束前的系數(shù)均為負(fù)值，且均在1%的水平上顯著，表明企業(yè)面臨的融資約束越小，企業(yè)金融化水平越高。但在融資約束小的企業(yè)中，融資約束的系數(shù)遠(yuǎn)大于融資約束大的企業(yè)，即融資約束對這類企業(yè)金融化的影響程度更大。企業(yè)面臨的融資約束程度越小，越容易籌集到資金，為了追求利潤最大化，有強烈的動機將資金投入金融行業(yè)，持有更多的金融資產(chǎn)，說明融資約束與企業(yè)金融化之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系比較穩(wěn)健。

（2）按企業(yè)所有制分組。表5報告了不同企業(yè)性質(zhì)下融資約束對企業(yè)金融化的影響，結(jié)果顯示，無論是國有企業(yè)還是非國有企業(yè)，融資約束的系數(shù)均為負(fù)值，且均在1%的水平上顯著，表明企業(yè)面臨的融資約束越小，企業(yè)金融化水平越高。但在非國有企業(yè)中，融資約束對企業(yè)金融化水平的負(fù)向效應(yīng)更大。這與模型（1）的回歸結(jié)果一致，即國有企業(yè)相比非國有企業(yè)持有相對更少的金融資產(chǎn)。因為國有企業(yè)與政府之間存在著千絲萬縷的聯(lián)系，承擔(dān)了更多的社會責(zé)任，企業(yè)在進行決策時，一方面，可能會面臨更嚴(yán)格的行政管制，這限制了企業(yè)的金融投資行為;另一方面，國有控股公司的經(jīng)理人行為更加謹(jǐn)慎，為了追求更高的利潤而持有金融資產(chǎn)的動機不強（徐經(jīng)長和曾雪云，2012）[19]。另外，國有企業(yè)在獲取外部融資方面可能更具優(yōu)勢，受到較小的金融約束，企業(yè)不會為了緩解未來可能出現(xiàn)的資金不足而持有金融資產(chǎn)。

4. 穩(wěn)健性檢驗。

（1）解決內(nèi)生性問題。上述固定效應(yīng)估計未考慮模型內(nèi)生性問題，事實上，融資約束與企業(yè)金融化可能并非為單向因果關(guān)系，企業(yè)金融化水平也有可能會通過各種渠道影響企業(yè)受融資約束情況。如企業(yè)金融化可能會降低企業(yè)融資成本，擴大企業(yè)的融資渠道，進而對融資約束造成影響。然而，上市企業(yè)幾乎面臨同樣的經(jīng)濟環(huán)境，難以尋找制度環(huán)境等外生工具變量去處理內(nèi)生性問題。因此本文選取融資約束的滯后二階變量作為內(nèi)生變量的工具變量，進行兩階段最小二乘回歸。一階段回歸結(jié)果中，F(xiàn)值大于10，表明不存在弱工具變量問題。本文還對融資約束（SA）進行了hausman檢驗，考察其是否為內(nèi)生變量，hausman檢驗的統(tǒng)計量為131.15，P值為0.0000，強烈拒絕所有解釋變量均為外生變量的原假設(shè)，說明SA為內(nèi)生變量。因而，我們基于工具變量的兩階段最小二乘法（2SLS）再次考察融資約束與企業(yè)金融化水平之間的關(guān)系，回歸結(jié)果見表6。

從表6中可以看出，SA的回歸系數(shù)為-0.101468，在1%的水平上顯著，說明融資約束與企業(yè)金融化之間存在負(fù)向關(guān)系，與假設(shè)1一致，表明受融資約束越小的企業(yè)，金融化水平越高，這也從側(cè)面驗證，中國非金融企業(yè)的高金融化水平很可能是出于投資替代動機。

控制變量回歸結(jié)果顯示，杠桿率高的企業(yè)，其金融化水平更低，因為企業(yè)負(fù)債越高，財務(wù)狀況越差，融資能力也受到一定程度的制約，金融化水平就更低。國有股占比越高，企業(yè)金融化水平越低，可能是國有企業(yè)的經(jīng)理人更加厭惡風(fēng)險，而且受到更多的管制，所以金融化水平更低（胡奕明等，2017）[1]。企業(yè)現(xiàn)金持有越多，金融化水平越低，可能是企業(yè)的現(xiàn)金持有與金融資產(chǎn)持有之間存在替代關(guān)系。企業(yè)凈資產(chǎn)收益率的系數(shù)不顯著，在統(tǒng)計上無法解釋其與企業(yè)金融化之間的關(guān)系。企業(yè)規(guī)模與金融化水平正相關(guān)，通常企業(yè)規(guī)模越大，其面臨的融資約束越低，資金持有越充足，企業(yè)傾向?qū)⒍嘤噘Y金投入收益率更高的金融領(lǐng)域。

（2）其他穩(wěn)健性檢驗?？紤]到融資約束的不同衡量方式可能會影響回歸結(jié)果，除了SA指數(shù)外，本文還采用企業(yè)的利息支出（Lnte）來衡量融資約束，對模型（1）重新回歸。利息支出越高，表明企業(yè)更易獲取資金③，受到的融資約束更低。穩(wěn)健性檢驗結(jié)果見表7。其中以利息支出衡量的融資約束的回歸系數(shù)為0.0224151，在1%的統(tǒng)計顯著水平下顯著，說明利息支出越高，受融資約束程度越低，企業(yè)金融化水平越高。這與前文研究結(jié)論一致，在一定程度上說明本文的回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

四、作用機制檢驗

企業(yè)金融化行為實質(zhì)上是一種投資行為，企業(yè)在決策過程中會考慮自身的融資難易程度、經(jīng)營狀況等情況，受融資約束越小的企業(yè)，擁有更充足的資金，從而有利于企業(yè)業(yè)績的提高。有研究發(fā)現(xiàn)，業(yè)績上升的企業(yè)相比于業(yè)績下滑企業(yè)有更多的資金去配置金融資產(chǎn)（彭俞超等，2018）[11]。因此本文認(rèn)為，面臨融資約束小的企業(yè)因為擁有更好的企業(yè)業(yè)績，而更有意愿持有金融資產(chǎn)，即可能存在企業(yè)業(yè)績傳導(dǎo)機制。

為了驗證上述觀點，本文用企業(yè)營業(yè)利潤與營業(yè)收入之比來衡量企業(yè)業(yè)績（R）（楊汝梁和孫元欣，2015）[20]，并構(gòu)建如下三個模型：

表8第一列是不包括中介變量“企業(yè)業(yè)績”的檢驗結(jié)果，融資約束的系數(shù)在1%的顯著水平下為負(fù)，第二列融資約束的回歸系數(shù)也在1%的顯著水平下為負(fù)，由此可知融資約束確實會阻礙企業(yè)業(yè)績的提高。第三列是增加中介變量“企業(yè)業(yè)績”的檢驗結(jié)果，企業(yè)業(yè)績的回歸系數(shù)在1%的顯著水平下為正，說明業(yè)績越好的企業(yè)，金融化程度越高，并且融資約束的回歸系數(shù)在1%的顯著水平下為負(fù)，說明融資約束影響企業(yè)金融化存在企業(yè)業(yè)績中介機制。

五、結(jié)論與啟示

本文通過實證研究發(fā)現(xiàn)，非金融企業(yè)面臨的融資約束程度越小，金融化水平越高。企業(yè)與銀行之間的信息不對稱造成融資約束差異，易獲取資金的企業(yè)，會將資金投向收益率更高的金融部門;而從銀行部門難以獲取資金的企業(yè)，會通過變賣已有的金融資產(chǎn)和去影子銀行籌資等方法緩解融資壓力，從而提高了我國非金融企業(yè)的金融化水平。進一步研究發(fā)現(xiàn)，融資約束與企業(yè)持有短期和長期金融資產(chǎn)均存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，但與持有長期金融資產(chǎn)的負(fù)向關(guān)系更加顯著，主要是因為面臨融資約束更弱的企業(yè)持有金融資產(chǎn)是為了獲取更高的收益，是一種投機行為。相比于面臨融資約束大的企業(yè)、國有企業(yè)，面臨融資約束小的企業(yè)、非國有企業(yè)的融資約束對企業(yè)金融化影響程度更大。傳導(dǎo)機制檢驗發(fā)現(xiàn)，融資約束影響企業(yè)金融化可能是通過“面臨融資約束小—企業(yè)業(yè)績好—金融化”路徑來實現(xiàn)的。

基于以上結(jié)論，本文提出如下建議：

第一，提高銀行和企業(yè)間的信息傳遞效率，減少由銀企信息不對稱導(dǎo)致的融資歧視。如通過發(fā)揮第三方擔(dān)保機制的作用，加強企業(yè)信息披露程度等方式降低信息不對稱水平，增加企業(yè)信貸可得性，從而降低非金融企業(yè)金融化水平。

第二，加強對非金融企業(yè)的監(jiān)管，防止企業(yè)過度金融化。本文發(fā)現(xiàn)融資約束對企業(yè)金融化的影響在融資約束弱的企業(yè)和非國有企業(yè)中更明顯，因此政府部門應(yīng)密切關(guān)注這類企業(yè)的金融資產(chǎn)配置和主業(yè)發(fā)展情況，防范其過度金融化以及可能產(chǎn)生的重大系統(tǒng)性風(fēng)險。

第三，營造良好的投資環(huán)境，積極引導(dǎo)企業(yè)回歸主業(yè)。本文研究發(fā)現(xiàn)非金融企業(yè)配置金融資產(chǎn)更多是出于投機動機，為此政府部門應(yīng)該為實體企業(yè)發(fā)展?fàn)I造良好的環(huán)境，可以通過稅收優(yōu)惠、補貼等方式吸引企業(yè)發(fā)展主業(yè)。同時應(yīng)支持實體企業(yè)加快轉(zhuǎn)型升級，降低生產(chǎn)成本，提高生產(chǎn)效率，縮小與金融部門的收益率差距。

注：

①經(jīng)過篩選，共選取13830個樣本。

②泛金融除了包括傳統(tǒng)的金融行業(yè)之外，還包括與之密切相關(guān)的行業(yè)，如資產(chǎn)管理公司、投資咨詢公司以及會計師事務(wù)所。

③可能存在企業(yè)需要支付的利率高，導(dǎo)致利息支出大，導(dǎo)致融資約束越大。但學(xué)者張璇（2017）[21]進行了穩(wěn)健性檢驗證明了，企業(yè)利息支出越大，其面臨的融資約束越小。企業(yè)融資成本低，越容易從外部進行融資，意味著企業(yè)的利息支出越高。

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