李清政 趙 芮

1 引 言

當前，我國經(jīng)濟發(fā)展已進入新時期，正不斷加快經(jīng)濟發(fā)展方式從“數(shù)量型”向“質(zhì)量型”轉(zhuǎn)變。然而，“脫實向虛”的金融化趨勢卻日益成為我國宏觀經(jīng)濟和微觀企業(yè)發(fā)展過程中不容忽視的現(xiàn)象。具體而言，金融化在宏觀層面主要表現(xiàn)為，金融活動在經(jīng)濟活動中的占比不斷增加，金融業(yè)、金融機構以及金融參與者等在經(jīng)濟體系中的作用也不斷提升（Epstein，2007［1］；張成思和張步曇，2015［2］）；在微觀層面則主要表現(xiàn)為非金融類企業(yè)的金融化（戴賾等，2018［3］），即非金融類企業(yè)越來越偏好金融投資而非生產(chǎn)性投資，利潤也越來越多地來自金融渠道而非傳統(tǒng)商品生產(chǎn)銷售渠道（Arrighi，1994［4］；Krippner，2005［5］）。相關數(shù)據(jù)表明，近年來，我國金融業(yè)對GDP的貢獻呈不斷上升的趨勢，金融機構法人個數(shù)也逐年增加，截至2018年底，金融機構個數(shù)已達4588個，金融業(yè)對GDP的貢獻約為7.68%。與此同時，以制造業(yè)為代表的實體企業(yè)的金融資產(chǎn)占比和金融收益占比也不斷上升，并于2018年分別達到11.67%和11.79%。①原始數(shù)據(jù)來自CSMAR和WIND數(shù)據(jù)庫，其中，金融資產(chǎn)和金融收益的計算方法見下文，金融資產(chǎn)占比=金融資產(chǎn)/總資產(chǎn)，金融收益占比=金融收益/凈利潤。

由此可見，我國宏微觀層面已表現(xiàn)出金融化趨勢，未來該趨勢可能會進一步凸顯。這也是黨的十九大報告曾明確指出“要深化金融體制改革，增強金融服務實體經(jīng)濟的能力”和習近平總書記多次在公開場合表示“要壯大實體經(jīng)濟，防止經(jīng)濟脫實向虛”的重要原因之一。實體經(jīng)濟是我國經(jīng)濟發(fā)展的根基，如果放任作為其發(fā)展基礎的實體企業(yè)進行金融投機，那么很可能會造成資源在金融領域持續(xù)空轉(zhuǎn)，而沒有流向真正有需求的生產(chǎn)部門，最終導致經(jīng)濟發(fā)展停滯。因此，以實體企業(yè)配置金融資產(chǎn)的動因為出發(fā)點，研究其金融投資行為對生產(chǎn)性投資的影響，既有助于明晰實體企業(yè)配置金融資產(chǎn)的原因，減少其金融投機行為，也有助于降低實體企業(yè)金融投資行為的負面影響，切實發(fā)揮金融服務實體經(jīng)濟的效能。

從文獻的角度看，國內(nèi)外學者對有關企業(yè)配置金融資產(chǎn)的原因從不同的角度展開了研究。早期研究表明，非金融類企業(yè)持有金融資產(chǎn)是出于預防性動機，以降低風險敞口，對沖不確定性風險（Gordon等，1996［6］）。隨著金融自由化的推進，資本的流動性得以提升，但也增加了利率和匯率的波動，提高了企業(yè)生產(chǎn)的成本，降低了傳統(tǒng)生產(chǎn)方式的收益（Felix，1998［7］），導致許多企業(yè)為了改善盈利狀況，開始增加金融資產(chǎn)投資，以尋求金融市場的高回報（Serfati，2000［8］），然而以逐利為目的金融資產(chǎn)投資會使企業(yè)忽視其生產(chǎn)性投資，并影響主營業(yè)務的發(fā)展（Demir，2009［9］；Akkemik和Sükrü，2014［10］）。此外，追求股東價值最大化也是非金融類企業(yè)金融化的動因（Stockhammer，2004［11］；Lazonick，2010［12］；Sen 和 Dasgupta，2018［13］）。國內(nèi)部分學者則認為，我國之所以出現(xiàn)企業(yè)配置金融資產(chǎn)的現(xiàn)象，是因為資本市場發(fā)展和金融市場改革給企業(yè)帶來了收益和投資機會（張文中，2004［14］），同時，盈利預期的減少、運營觀念的改變以及金融資產(chǎn)的高收益特征等也會影響企業(yè)的金融資產(chǎn)配置（謝家智等，2014［15］；胡奕明等，2017［16］；彭俞超等，2018［17］）。

對于企業(yè)金融化的影響，目前學術界仍未達成統(tǒng)一。部分研究認為，企業(yè)配置金融資產(chǎn)能夠促進資源整合、提高資源的流動性（Theurillat等，2010［18］），且與制造業(yè)相比，金融業(yè)的附加價值高、投資機會多，可以在一定程度上緩解因?qū)嶓w經(jīng)濟利潤下滑而導致的有效需求不足（Krippner，2005［5］；Epstein和 Jayadev，2005［19］），同時，投資金融資產(chǎn)也能拓寬融資渠道和提高融資效率（Gehringer，2013［20］），從而支持技術創(chuàng)新（Arizala等，2013［21］）。然而，Orhangazi（2008）［22］、Milberg 和 Shapiro（2013）［23］及張成思和張步曇（2016）［24］卻認為企業(yè)金融化不僅會擠出實物資產(chǎn)投資，且會增大金融市場對企業(yè)價值產(chǎn)生的影響。若企業(yè)過度依賴金融資產(chǎn)投資，不僅會加劇經(jīng)濟可能面臨的沖擊，而且不利于產(chǎn)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展（Akkemik 和 Sükrü，2014［10］）。宋軍和陸旸（2015）［25］的研究則表明，投資非貨幣性金融資產(chǎn)對高業(yè)績的公司會產(chǎn)生富余效應，而對低業(yè)績的公司則會產(chǎn)生替代效應。此外，金融資產(chǎn)投資還會減少未來主營業(yè)務收入（杜勇等，2017［26］），降低其主營業(yè)務的全要素生產(chǎn)率（劉篤池等，2016［27］），并擠占更多的創(chuàng)新資源（王紅建等，2017［28］）。

綜上所述，雖然現(xiàn)有文獻對企業(yè)金融化的研究富有啟迪意義和借鑒價值，但仍有待豐富和完善。首先，對企業(yè)金融化動因的研究，大部分文獻主要是通過經(jīng)驗數(shù)據(jù)展開研究，且雖關注了投資利差、融資約束等因素，但對風險的關注較少；其次，現(xiàn)有文獻對企業(yè)金融化與未來主營業(yè)務收入、全要素生產(chǎn)效率、技術創(chuàng)新等之間的研究較多，卻鮮有文獻從風險的角度研究企業(yè)金融化對生產(chǎn)性投資的影響；再次，雖有文獻指出企業(yè)投資金融資產(chǎn)可能有風險對沖的作用，但并未對其進行檢驗和分析。有鑒于此，本文結(jié)合理論和實證，通過構建跨期投資組合模型，并以中國制造業(yè)上市企業(yè)2007-2018年的非平衡面板數(shù)據(jù)為樣本，著重從風險的角度，考察實體企業(yè)金融化的動因及其對生產(chǎn)性投資的影響。

區(qū)別于以往文獻，本文的創(chuàng)新點及貢獻包括以下幾點：第一，通過構建投資組合理論模型，考察實體企業(yè)金融化的動因，既為本文的實證研究奠定了理論基礎，也為研究實體企業(yè)金融化與生產(chǎn)性投資間的關系提供了思路；第二，結(jié)合委托代理理論、實物期權理論等理論，實證研究實體企業(yè)金融化對生產(chǎn)性投資的影響，即實體企業(yè)金融化產(chǎn)生的擠出效應和風險對沖效應的大小，并進行異質(zhì)性檢驗，這有助于多角度全面了解實體企業(yè)金融化對生產(chǎn)性投資的影響，并使研究結(jié)論更具說服力；第三，進一步綜合考察實體企業(yè)金融化對企業(yè)整體風險和價值的影響，并對不同流動性的金融資產(chǎn)投資進行檢驗，有助于從整體上研判實體企業(yè)金融化投資的合理性。

2 理論模型與研究假設

2.1 理論模型

雖然企業(yè)配置金融資產(chǎn)的動因從過程上看是復雜的，但其本質(zhì)是基于風險和收益權衡后的理性選擇行為。借鑒Le和Zak（2006）［29］、Demir（2009）［9］的研究，假設代表性實體企業(yè)僅在金融資產(chǎn)和生產(chǎn)性資產(chǎn)這兩種資產(chǎn)間進行投資選擇，以實現(xiàn)效用的最大化，則該模型可表示如下：

其中，U（c）是絕對風險厭惡者的效用函數(shù)，符合嚴格遞增且連續(xù)的凹函數(shù)性質(zhì)；為貼現(xiàn)率；分別為生產(chǎn)性資產(chǎn)的投資額和收益率；①Le和Zak（2006）和Demir（2009）均假設為 無風險收益率，此處沿用此假設，以和下文中將其作為風險收益率進行對比。別為金融資產(chǎn)的投資額和收益率。結(jié)合公式（1）-（3）并按照計算最優(yōu)資產(chǎn)投資的推導方法，可得到最優(yōu)的生產(chǎn)性資產(chǎn)和金融資產(chǎn)投資：

由式（6）和式（7）可知，生產(chǎn)性資產(chǎn)投資和金融資產(chǎn)投資與二者間的相對收益率和相對風險②Le和Zak（2006）假設金融資產(chǎn)為無風險資產(chǎn)，因此 為零，此時相對風險即為生產(chǎn)性資產(chǎn)的風險。有關且符號相反。

然而，將金融資產(chǎn)投資假定為無風險投資過于簡單化，存在一定的不合理性。因為金融資產(chǎn)投資也存在風險，尤其是在資本市場條件和投資環(huán)境仍有待改善的我國，忽視金融資產(chǎn)投資的風險會使研究存在較大的缺陷。因此，在模型構建時應當考慮金融資產(chǎn)投資的風險。當把金融資產(chǎn)投資視為風險投資時，重復式（1）-（5）可以得到最優(yōu)的生產(chǎn)性投資和金融資產(chǎn)投資：

結(jié)合式（6）-（9）可知，無論是將金融資產(chǎn)投資簡化為無風險投資還是視為風險投資，金融資產(chǎn)投資和生產(chǎn)性資產(chǎn)投資 均與二者間的相對收益率和相對風險有關，且符號相反。

2.2 研究假設

上文理論模型表明，生產(chǎn)性投資和金融資產(chǎn)投資與二者間經(jīng)風險調(diào)整的收益率之差和相對風險有關。當生產(chǎn)性資產(chǎn)的收益率高于金融資產(chǎn)的收益率時，企業(yè)會增加生產(chǎn)性資產(chǎn)投資，減少金融資產(chǎn)投資，反之則會增加金融資產(chǎn)投資而減少生產(chǎn)性資產(chǎn)投資。同時，當生產(chǎn)性資產(chǎn)投資的風險相對金融資產(chǎn)投資的風險較大時，企業(yè)會增加金融資產(chǎn)投資，減少生產(chǎn)性資產(chǎn)投資，以降低企業(yè)面臨的整體風險，反之亦然。在實際投資活動中，實體企業(yè)會根據(jù)生產(chǎn)性資產(chǎn)投資和金融資產(chǎn)投資間的風險和收益進行權衡后，做出投資選擇，但二者間是否會表現(xiàn)出理論模型推導的特征，仍有待檢驗。有鑒于此，提出假設1：

假設1：實體企業(yè)的金融資產(chǎn)投資和生產(chǎn)性投資與二者間的相對收益率和相對風險有關且符號相反。

在資源有限的情況下，企業(yè)投資金融資產(chǎn)會擠占生產(chǎn)性投資，使生產(chǎn)性投資減少，進而降低企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營能力（Onaran和Tori，2018［30］）。其次，根據(jù)委托代理理論，由于股東主要通過短期業(yè)績來評價管理層的價值和貢獻，而管理層與股東之間存在信息不對稱，導致管理層為實現(xiàn)自身利益最大化，有弱化企業(yè)長期發(fā)展而致力于實現(xiàn)短期股東價值最大化的動機，從而會投資短周期的金融資產(chǎn)，而放棄長周期的生產(chǎn)性資產(chǎn)投資（杜勇等，2017［26］）。再次，從風險的角度看，相比于生產(chǎn)性投資活動，金融資產(chǎn)的投資風險相對較低，而且管理層可以將失敗的投資歸咎于市場等外部因素，這就使得管理層對金融資產(chǎn)投資失敗的容忍度高于生產(chǎn)性投資，導致管理層在其他條件不變的情況下，有動力配置金融資產(chǎn)而非生產(chǎn)性資產(chǎn)。此外，當主營業(yè)務利潤下降時，生產(chǎn)性投資的收益率會減少，企業(yè)也會將資源從生產(chǎn)性投資轉(zhuǎn)向利潤更高的金融資產(chǎn)投資，從而減少生產(chǎn)性投資。由此，提出假設2：

假設2：金融資產(chǎn)投資和生產(chǎn)性投資間存在替代關系，即實體企業(yè)金融化會擠出生產(chǎn)性投資。

企業(yè)在進行投資選擇時，會受風險和未來預期的影響，尤其是存在不確定性風險時（劉貫春等，2019［31］）。根據(jù)實物期權理論可知，資產(chǎn)可逆性會影響投資對不確定性風險的敏感度（李鳳羽和楊墨竹，2015［32］）。生產(chǎn)性資產(chǎn)因自身流動性較弱、投資周期長和可逆性低，導致其調(diào)整成本相對金融資產(chǎn)較大，當面對不確定性等風險時，生產(chǎn)性資產(chǎn)投資的風險會比金融資產(chǎn)投資的風險大，導致企業(yè)很可能在綜合權衡投資當期生產(chǎn)性資產(chǎn)所獲得的收益和等待不確定性減少、增加未來生產(chǎn)性投資所帶來的好處后，選擇減少生產(chǎn)性資產(chǎn)投資而增加金融資產(chǎn)投資以規(guī)避風險，緩解風險對生產(chǎn)性投資的負向影響。因此，提出假設3如下：

假設3：金融資產(chǎn)投資可以緩解風險對生產(chǎn)性投資的影響，即實體企業(yè)金融化對生產(chǎn)性投資有風險對沖效應。

就我國企業(yè)的實際情況而言，不同所有制和不同規(guī)模的企業(yè)，其投資策略的選擇和規(guī)避風險的方式會有所不同，使得金融資產(chǎn)投資對生產(chǎn)性投資的影響可能也會有所差異。相對于非國有企業(yè)，國有企業(yè)具有政府隱性擔保的優(yōu)勢，在財務和政策等方面能夠獲得更多的支持，如貸款優(yōu)惠或稅收補貼等，股權再融資和債權再融資也相對容易，從而使得其應對風險的能力相對較強。當面對不確定性等風險導致生產(chǎn)性資產(chǎn)投資的風險增加時，國有企業(yè)可以通過其他方式轉(zhuǎn)移或分散該風險，而不必通過投資金融資產(chǎn)降低風險對生產(chǎn)性投資的影響，導致其金融資產(chǎn)配置對生產(chǎn)性投資的風險對沖效應較弱。同理，由于大規(guī)模企業(yè)所受融資約束程度較低、運營機制相對健全，企業(yè)與市場間的信息不對稱程度也相對較低，使得其應對風險的能力相對較強，當風險增加導致生產(chǎn)性資產(chǎn)投資減少時，大規(guī)模企業(yè)有能力通過多樣化投資來減少風險對生產(chǎn)性投資的影響，而不必通過金融資產(chǎn)投資，進而導致其金融資產(chǎn)投資對生產(chǎn)性投資的風險緩解作用較弱。由此，提出假設4：

假設4：相比于非國有企業(yè)和小規(guī)模企業(yè)，國有企業(yè)和大規(guī)模企業(yè)的金融資產(chǎn)投資對生產(chǎn)性投資的風險對沖效應較小。

3 模型設計與數(shù)據(jù)描述

3.1 樣本選取與數(shù)據(jù)處理

本文的數(shù)據(jù)主要來自CSMAR數(shù)據(jù)庫和WIND數(shù)據(jù)庫，其中財務信息主要來自CSMAR數(shù)據(jù)庫，上市時間、實際控制人和所屬省份等信息則主要來自WIND數(shù)據(jù)庫。對原始數(shù)據(jù)進行如下處理：剔除含有缺漏值的樣本；剔除ST類樣本企業(yè)；對除上市時間以外的連續(xù)變量進行上下1%的Winsorize處理，以降低異常值的影響。最終得到1383家制造業(yè)上市企業(yè)2007-2018年的非平衡面板數(shù)據(jù)，共計12998個觀測值①初始年份之所以選擇2007年，是因為從2007年我國開始采用新的會計標準。。

3.2 變量界定

（1）被解釋變量

金融化投資（fin）用金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的百分比表示。其中，金融資產(chǎn)借鑒宋軍和陸旸（2015）［25］的方法，主要包括交易性金融資產(chǎn)、衍生金融資產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)、持有至到期投資凈額、長期債權投資凈額、投資性房地產(chǎn)余額和長期股權投資凈額以及其他流動性資產(chǎn)。其中，其他流動性資產(chǎn)是根據(jù)財務報表資產(chǎn)的細分項目查找到的委托貸款和理財產(chǎn)品及信托產(chǎn)品余額。雖然我國的會計準則將貨幣資金也劃入金融資產(chǎn)，但考慮到其主要用于企業(yè)日?；顒樱虼宋磳⒇泿刨Y金納入金融資產(chǎn)，但將貨幣資金納入金融資產(chǎn)進行穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果也不變。

生產(chǎn)性投資（inp）則借鑒張成思和張步曇（2016）［24］的方法，用購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金除以總資產(chǎn)表示。

（2）核心解釋變量

相對收益率（rgap）用經(jīng)風險調(diào)整后生產(chǎn)性資產(chǎn)投資和金融資產(chǎn)投資間的收益率之差表示。其中，金融資產(chǎn)的收益率用金融資產(chǎn)的投資收益除以金融資產(chǎn)總額表示，金融資產(chǎn)的投資收益借鑒張成思和張步曇（2016）［24］的方法，利用利息收入、公允價值變動、投資收益、匯兌收益之和減去對聯(lián)營和合營企業(yè)的投資收益計算得到。因生產(chǎn)性資產(chǎn)的收益在財務報表中未列示，因此借鑒已有文獻（Krippner，2005［5］）將生產(chǎn)性資產(chǎn)的收益率用營業(yè)利潤除以固定資產(chǎn)和無形資產(chǎn)之和表示。在此基礎上，對生產(chǎn)性資產(chǎn)的收益率和金融資產(chǎn)的收益率分別利用GARCH（1,1）模型計算各自的條件方差，然后用生產(chǎn)性資產(chǎn)和金融資產(chǎn)的收益率之差除以二者風險之和，以得到經(jīng)風險調(diào)整后的收益率之差，即相對收益率（rgap）。使用未經(jīng)風險調(diào)整的相對收益率進行穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果也不變。

相對風險（risk）是衡量生產(chǎn)性資產(chǎn)投資和金融資產(chǎn)投資風險相對大小變化的解釋變量。借鑒Le和Zak（2006）［29］的研究方法，將經(jīng)濟政策不確定作為相對風險的代理指標②之所以使用該指標，一方面是因?qū)嶋H投資活動中，存在諸多因素如流動性風險、政治風險、不確定性風險等均會影響二者間相對風險的大小，且現(xiàn)實投資活動中不僅有金融資產(chǎn)和生產(chǎn)性資產(chǎn)，還有許多其他投資選擇，僅利用金融資產(chǎn)風險和生產(chǎn)性資產(chǎn)風險之和表示企業(yè)投資的整體風險存在一定的不合理性。另一方面，根據(jù)實物期權理論，經(jīng)濟政策不確定性作為相對風險的代理指標，可以很好地刻畫生產(chǎn)性資產(chǎn)和金融資產(chǎn)相對風險的變化。。Baker等（2016）構建的中國經(jīng)濟政策不確定性月度指標已被廣泛使用，且被證明符合我國經(jīng)濟波動的現(xiàn)實（李鳳羽和楊墨竹，2015［32］）。因此，將該指數(shù)算數(shù)平均數(shù)的對數(shù)作為相對風險（risk）的代理指標，并用該指數(shù)加權平均數(shù)的對數(shù)（risk2）進行穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果不變。

（3）分組變量

根據(jù)本文的研究目的，將樣本企業(yè)按照所有權性質(zhì)（cq）和規(guī)模（s）進行分組。其中，企業(yè)規(guī)模用總資產(chǎn)的自然對數(shù)表示。如果企業(yè)所有權為國有，則cq取值為1，表示國有企業(yè)，否則為0，代表非國有企業(yè)；如果企業(yè)規(guī)模大于所有企業(yè)規(guī)模的中值，則s取值為1，代表大規(guī)模企業(yè)，反之為0，代表小規(guī)模企業(yè)。

（4）控制變量

借鑒已有文獻（彭俞超等，2018［17］；王紅建等，2017［28］），加入以下控制變量：1企業(yè)特征變量（X），包括資本結(jié)構(rat)=總負債/總資產(chǎn)；資本密集度(cap)=固定資產(chǎn)/總資產(chǎn)；營業(yè)收入增長率（gro）=（當期營業(yè)收入-上期營業(yè)收入）/上期營業(yè)收入；融資成本（cost）=財務費用/負債；經(jīng)營性現(xiàn)金流（cfo）=經(jīng)營凈現(xiàn)金流/總資產(chǎn)；企業(yè)規(guī)模（size）為期末總資產(chǎn)的自然對數(shù)；上市時間（age）為當年減去上市年份；2行業(yè)特征變量（Industry），為控制各行業(yè)自身的特征，加入行業(yè)的虛擬變量；3地區(qū)特征（dq），因各企業(yè)所屬省份不同，且各省經(jīng)濟發(fā)展基底和政策導向等具有明顯的地域特征，因此加入地區(qū)虛擬變量以控制省域特征。

3.3 實證模型

在上文分析的基礎上，為檢驗實體企業(yè)金融化的動因及其對生產(chǎn)性投資的影響，參考 Demir（2009）［9］、彭俞超等（2018）［17］以及溫忠麟和葉寶娟（2014）［33］的研究，設計實證模型如下:

其中，i和t分別表示樣本企業(yè)和年份，fin和inp分別表示企業(yè)的金融化投資和生產(chǎn)性投資，rgap表示相對收益率，risk表示相對風險，X表示系列控制變量，Industry代表行業(yè)特征的虛擬變量，dq代表地區(qū)特征虛擬變量。根據(jù)理論推導及研究假設可預測，若假設1正確，則當若被解釋變量為生產(chǎn)性投資（inp），b1應顯著為正，θ1的符號應顯著為負；被解釋變量為金融化投資（fin）時，則b2應顯著為負，θ2的符號應顯著為正。若假設2正確，θ4的系數(shù)應顯著為負。

4 實證結(jié)果分析

4.1 描述性統(tǒng)計分析

表1為各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。由表1可以看出，樣本企業(yè)間金融化投資（fin）的差異較大，金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重最高達到了55.22%，最低僅為0.02%。生產(chǎn)性投資（inp）的最大值為23.09%，最低為0.07%，各樣本企業(yè)間的差異相對較大。各企業(yè)間生產(chǎn)性投資與金融化投資間的相對收益（rgap）和相對風險（risk）也存在顯著的差異。從各控制變量來看，各企業(yè)間也存在明顯的差異。在分組變量中，若以企業(yè)所有權（cq）作為分組依據(jù)，則國有企業(yè)占樣本企業(yè)的比值為37.60%，非國有企業(yè)占比為62.40%。

表1 描述性統(tǒng)計分析

4.2 基準回歸分析

因樣本是微觀企業(yè)短面板數(shù)據(jù)，且樣本個體間的差異較大，為使用科學的方法估計模型，通過hausman檢驗發(fā)現(xiàn)，應使用固定效應模型，進一步檢驗后發(fā)現(xiàn)存在個體固定效應，因此采用個體固定效應模型。為控制行業(yè)和地區(qū)層面不隨時間變化的特征，在實證檢驗過程中對行業(yè)和地區(qū)進行了控制。

利用模型（10）-（11）檢驗假設1，得到表2。該表第（1）-（3）列的被解釋變?yōu)榻鹑诨顿Y（fin），第（4）-（6）列的被解釋變量為生產(chǎn)性投資（inp）。由（1）-（3）列可知，金融資產(chǎn)投資與相對收益率（rgap）在1%的水平上顯著負相關，與相對風險（risk）在1%的水平上顯著正相關，這說明當相對收益率（rgap）越大，即生產(chǎn)性資產(chǎn)投資的收益率越高于金融資產(chǎn)投資的收益率時，金融資產(chǎn)投資會越減少；當金融資產(chǎn)投資的風險越低于生產(chǎn)性投資的風險時，金融資產(chǎn)投資會增加，反之亦然。同理，該表（4）-（6）列說明，當生產(chǎn)性資產(chǎn)投資的收益率越高于金融資產(chǎn)投資的收益率時，生產(chǎn)性投資越會增大；當金融資產(chǎn)投資的風險越低于生產(chǎn)性投資的風險時，生產(chǎn)性投資越少，也即生產(chǎn)性投資與相對收益率（rgap）顯著正相關，與相對風險（risk）顯著負相關。假設1得驗，接受假設1。同時，通過橫向?qū)Ρ龋?）-（3）列和（4）-（6）列可以發(fā)現(xiàn)，與相對收益率（rgap）相比，實體企業(yè)的資產(chǎn)配置對相對風險（risk）的變化更為敏感。

表2 金融資產(chǎn)配置與生產(chǎn)性投資動因的對比分析

4.3 金融化投資對生產(chǎn)性投資影響的分析

表2的結(jié)果間接表明生產(chǎn)性投資和金融化投資間存在一定的替代關系。為進一步檢驗二者間是否存在替代關系，以及金融化投資是否能緩解風險對生產(chǎn)性投資的影響。利用上述模型（10）-（12）進行回歸，得到下表3。由表3第（3）列可知，當其他條件不變時，金融資產(chǎn)投資與生產(chǎn)性資產(chǎn)投資間存在替代關系，且在1%的水平上顯著。這說明當金融化投資增加時，生產(chǎn)性投資會顯著降低，也就是說，實體企業(yè)金融化對生產(chǎn)性投資存在“擠出效應”，假設2得驗。與此同時，結(jié)合表3第（1）-（3）列的結(jié)果及Bootstrap檢驗可知，金融化投資具有“風險對沖效應”，即實體企業(yè)金融化會緩解風險對生產(chǎn)性投資的影響，且該作用大小為6.92%，在1%的顯著水平上顯著。然而，雖然實體企業(yè)的金融化投資可以緩解風險對生產(chǎn)性投資的負面影響，但相比于其對生產(chǎn)性投資產(chǎn)生的擠出效應，該風險對沖效應相對較小。

綜上，表3的結(jié)果表明，假設2和假設3正確，即實體企業(yè)的金融化投資對生產(chǎn)性投資既能產(chǎn)生負向的“擠出效應”，也具有正向的“風險對沖效應”，但其風險對沖效應小于擠出效應的影響。這可能是因為金融資產(chǎn)相對于生產(chǎn)性資產(chǎn)的可逆性、流動性較高，使得金融資產(chǎn)的等待期權相對較低，進而導致當風險增加時，實體企業(yè)會增加金融資產(chǎn)投資而減少生產(chǎn)性投資，然而，金融資產(chǎn)投資雖能分散風險對其生產(chǎn)性投資的影響，但對生產(chǎn)性投資的擠出更大。

表3 金融資產(chǎn)配置的擠出效應和風險對沖效應分析

續(xù)表

4.4 金融化投資對生產(chǎn)性投資影響的異質(zhì)性分析

為進一步檢驗金融化投資對生產(chǎn)性投資的擠出效應和風險對沖效應是否因企業(yè)所有權和規(guī)模不同而存在異質(zhì)性。對企業(yè)按照所有權和規(guī)模進行分組，并利用模型（10）-（12）進行回歸，得到下表4。

由表4 PanelA第（1）-（6）列可知，風險承擔能力相對較高的國有企業(yè)的金融化投資對其生產(chǎn)性投資有擠出效應，但風險對沖效應不顯著，而非國有企業(yè)配置金融資產(chǎn)對其生產(chǎn)性投資既有擠出效應也有風險對沖效應，且風險對沖效應在1%的顯著性水平上為7.60%，高于全樣本金融化投資的風險對沖效應6.92%。這可能是因為國有企業(yè)具有政府的隱性擔保，即使風險會減少生產(chǎn)性投資，但國有企業(yè)也可以通過其他投資方式來降低該影響，從而使得其投資金融資產(chǎn)產(chǎn)生的風險對沖作用不顯著。同理，由表4 PanelB第（1）-（6）列可知，無論是大規(guī)模企業(yè)還是小規(guī)模企業(yè)，其金融化投資均可緩解風險對生產(chǎn)性投資的影響，大小分別為5.18%和9.04%，但是風險承擔能力較低的小規(guī)模企業(yè)金融化投資的風險對沖作用相對較大，高于全樣本金融化投資的風險對沖效應的均值。

綜合表3和表4來看，金融資產(chǎn)配置既會擠出生產(chǎn)性投資，也能對沖風險對生產(chǎn)性投資的負面影響，且國有企業(yè)和大規(guī)模企業(yè)金融化投資的風險對沖效應相對較小，假設4得證。但是，整體上看，實體企業(yè)的金融化投資對生產(chǎn)性投資的擠出效應大于風險對沖效應。

表4 金融資產(chǎn)配置的擠出效應和風險對沖效應的異質(zhì)性分析

4.5 穩(wěn)健性檢驗

（1）替換核心解釋變量

為檢驗模型的穩(wěn)健性，使用Baker等在2016年提出的中國經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)加權平均數(shù)的對數(shù)（risk2）作為相對風險（risk）的替代變量進行回歸，結(jié)果仍表明，實體企業(yè)的金融化投資和生產(chǎn)性投資均與二者間的相對收益率和相對風險顯著相關，且符號相反，與上文表2結(jié)論一致，即說明假設1正確。限于篇幅，該估計結(jié)果未在此列示，如需要可向作者索取。

（2）加入宏觀變量

實體企業(yè)的投資活動不僅與企業(yè)自身的條件有關也會受到宏觀經(jīng)濟環(huán)境的影響，為控制宏觀環(huán)境的影響，將GDP增長率（gdp）、貨幣增長率（M2）、股票指數(shù)增長率（stock）①根據(jù)來自國家統(tǒng)計局的股票市場指數(shù)計算得到。納入上述模型進行回歸，結(jié)果仍未發(fā)生變化，這表明上文的結(jié)論是穩(wěn)健的。限于篇幅，該估計結(jié)果未在此列示，如需要可向作者索取。

（3）內(nèi)生性檢驗

為避免內(nèi)生性問題影響本文的結(jié)論，對核心解釋變量相對收益和相對風險分別采用各自的滯后一期和滯后兩期作為工具變量，其他控制變量自身作為各自的工具變量，進行廣義GMM估計，結(jié)果仍未發(fā)生改變。同時，使用金融化投資的滯后兩期作為自身的工具變量，檢驗金融化投資與生產(chǎn)性投資間的關系，結(jié)果也未發(fā)生變化。這表明本文的結(jié)論是穩(wěn)健的。限于篇幅，該檢驗的估計結(jié)果未列示，如需要可向作者索取。

5 進一步分析：不同流動性金融化投資的異質(zhì)性分析

前文的研究表明，實體企業(yè)的金融化投資對生產(chǎn)性投資既存在擠出效應，也存在風險對沖效應。實體企業(yè)是否要進行金融資產(chǎn)投資以規(guī)避風險，不僅要考慮金融化投資對生產(chǎn)性投資的擠出效應和風險對沖效應，而且要全面綜合地考慮其對企業(yè)整體風險和價值的影響。因此，構建如下模型（13），以檢驗金融化投資對企業(yè)整體價值和總風險的影響，同時，為考察不同流動性的金融資產(chǎn)對企業(yè)整體風險和價值的影響，將金融資產(chǎn)根據(jù)其流動性從高到低依次劃分為交易類金融資產(chǎn)（fint）、長期股權投資（fine）和投資性房地產(chǎn)（finh），其中交易類金融資產(chǎn)主要包括交易性金融資產(chǎn)、衍生金融資產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)、持有至到期投資凈額和長期債權投資凈額，企業(yè)價值（value）則用企業(yè)市值的對數(shù)表示，企業(yè)整體風險（trisk）用GARCH（1，1）模型求出的單位資產(chǎn)凈利潤的條件方差表示。

從表5第（1）-（2）列的回歸結(jié)果可以看出，雖然實體企業(yè)的金融資產(chǎn)投資可以在一定程度上緩解企業(yè)面臨的整體風險，但對提升企業(yè)價值沒有顯著影響，也就是說，通過投資金融資產(chǎn)來實現(xiàn)企業(yè)價值最大化是不可行的。進一步檢驗不同流動性的金融資產(chǎn)配置對企業(yè)價值和整體風險的影響，得到表5的第（3）-（8）列。其中，表5第（3）-（4）列表明，投資高流動性的交易類金融資產(chǎn)可以顯著降低企業(yè)面臨的整體風險，但對企業(yè)價值的影響不顯著。第（5）-（6）列則表明，流動性相對較低的長期股權類投資雖然可以顯著降低企業(yè)面臨的整體風險，但對企業(yè)價值的影響也不顯著。第（7）-（8）列的結(jié)果則表明，投資流動性較低的投資性房地產(chǎn)對企業(yè)價值和整體風險的影響均不顯著。

表5的結(jié)果表明，雖然實體企業(yè)金融化可以在某種程度上降低企業(yè)面臨的整體風險，但可能由于其對生產(chǎn)性投資的擠出效應較大，導致其對企業(yè)市值的影響不顯著。也就是說，在其他條件不變時，通過投資金融資產(chǎn)以降低風險、獲得投資收益來提升企業(yè)價值的方式是不可行的，因為它會減少生產(chǎn)性投資，導致其對企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營產(chǎn)生的負向影響而抵消其對沖風險的正向影響。

表5 不同流動性金融化投資對企業(yè)價值和整體風險的影響

6 結(jié)論與建議

在“脫實向虛”的金融化趨勢不斷凸顯的背景下，從我國實體企業(yè)金融化的動因出發(fā)，研究其金融資產(chǎn)投資行為對生產(chǎn)性投資的影響，既有助于明晰實體企業(yè)進行金融資產(chǎn)投資的原因，也有助于降低其金融資產(chǎn)投資的影響，切實發(fā)揮金融服務于實體經(jīng)濟的作用。有鑒于此，本文通過構建包含金融資產(chǎn)投資和生產(chǎn)性投資的跨期投資組合理論模型，并利用中國制造業(yè)上市企業(yè)2007－2018年的非平衡面板數(shù)據(jù)，深入研究實體企業(yè)金融化與生產(chǎn)性投資間的關系，并得到以下結(jié)論：（1）實體企業(yè)的金融資產(chǎn)投資和生產(chǎn)性投資均與二者間的相對收益率和相對風險顯著相關且符號相反；（2）實體企業(yè)金融化對生產(chǎn)性投資既存在負向的擠出效應也存在正向的風險對沖效應，但風險對沖效應小于擠出效應。同時，不同所有權和規(guī)模的實體企業(yè)金融化行為對生產(chǎn)性投資的擠出效應和風險對沖效應存在異質(zhì)性；（3）進一步地，從整體來看，實體企業(yè)金融化雖然能在一定程度上降低企業(yè)面臨的整體風險，但對企業(yè)價值的影響卻不顯著。同時，不同流動性的金融資產(chǎn)投資均對企業(yè)價值沒有顯著影響。

根據(jù)以上研究結(jié)論，本文提出以下幾點建議：第一，綜合權衡金融資產(chǎn)投資的影響，著力提升生產(chǎn)性投資的收益水平。雖然實體企業(yè)金融化會緩解風險對生產(chǎn)性投資的影響，但該作用小于其對生產(chǎn)性資產(chǎn)投資產(chǎn)生擠出效應，使得實體企業(yè)若想通過投資金融資產(chǎn)以規(guī)避風險、提升企業(yè)價值，可能會得不償失。因此，在資源有限的條件下，實體企業(yè)應著力于通過優(yōu)化生產(chǎn)經(jīng)營模式、規(guī)范企業(yè)的投資選擇、注重企業(yè)創(chuàng)新等方式，來提高生產(chǎn)性投資的收益率，進而提升企業(yè)價值；第二，優(yōu)化企業(yè)的投融資環(huán)境，降低不確定性等外部風險的影響。相比于收益，實體企業(yè)的投資活動對風險變化更為敏感，而在生產(chǎn)性投資收益率不能短時間內(nèi)提高的條件下，為企業(yè)投融資活動營造良好的金融環(huán)境，一方面有助于企業(yè)形成穩(wěn)定的預期，平滑生產(chǎn)性投資，保障企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動順利進行；另一方面有助于降低不確定性等風險對實體企業(yè)投資選擇和盈利預期的影響；第三，重塑金融投資政策范式，加快金融市場結(jié)構優(yōu)化。適度的金融投資能夠為資本積累提供渠道，但關鍵是如何將進入金融領域的資本回流到真正需要它的生產(chǎn)部門，以創(chuàng)造真實的社會價值。這就需要政策部門加強金融監(jiān)管和引導，并通過稅收補貼等政策使資源流向生產(chǎn)部門，同時加快金融市場結(jié)構優(yōu)化，以打通資源流向?qū)嶓w企業(yè)的通道。