陳曦明 黃偉 孫燕

內(nèi)容提要：企業(yè)金融資產(chǎn)配置的動機往往受到金融市場風(fēng)險的影響，導(dǎo)致其搖擺于“短期金融套利”和“為長期穩(wěn)健經(jīng)營提供實際保障的生產(chǎn)性物資”之間。本文引入金融資產(chǎn)的“二階效應(yīng)”，以SV模型測算的股市波動率作為金融風(fēng)險的度量指標(biāo)，并采用金融化的存量與流量指標(biāo)，以滬深A(yù)股非金融上市企業(yè)2007-2018年數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，檢驗金融風(fēng)險在企業(yè)金融化決策時對自身固定資產(chǎn)投資效率的調(diào)節(jié)作用。研究發(fā)現(xiàn)：金融市場風(fēng)險的上升抑制了企業(yè)儲蓄動機的同時刺激了其資產(chǎn)配置的投機性;金融風(fēng)險削弱了金融資產(chǎn)份額對企業(yè)固定資產(chǎn)投資效率的促進(jìn)作用，并強化了渠道獲利對企業(yè)投資效率的負(fù)向影響。此外，國有股權(quán)有助于抵抗金融風(fēng)險，國企發(fā)揮了市場穩(wěn)定的作用，而充分的市場競爭有利于降低金融市場波動帶給企業(yè)的負(fù)面影響。

關(guān)鍵詞：金融市場風(fēng)險;金融渠道獲利;金融資產(chǎn)份額;固定資產(chǎn)投資效率

中圖分類號：F8314??文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A??文章編號：1001-148X（2021）03-0065-08

收稿日期：2020-09-03

作者簡介：陳曦明（1989-），女，哈爾濱人，中國信達(dá)資產(chǎn)管理股份有限公司博士后工作站、中國人民大學(xué)國家發(fā)展與戰(zhàn)略研究院博士后流動站聯(lián)合培養(yǎng)博士后，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，研究方向：數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)、另類資產(chǎn)投資;黃偉（1988-），男，河南開封人，上海財經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士研究生，研究方向：數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)、企業(yè)金融;孫燕（1977-），女，上海人，上海財經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師，理學(xué)博士，研究方向：微觀計量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法與應(yīng)用。

基金項目：國家自然科學(xué)基金面上項目，項目編號：71873085;國家自然科學(xué)基金重點項目，項目編號：?71833004。

一、引言與文獻(xiàn)回顧

基于上市企業(yè)財務(wù)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，截至2018年，我國非金融企業(yè)的金融資產(chǎn)份額約為25%，金融投資獲利占營業(yè)利潤的30%。我國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)“虛實脫節(jié)”的局面正在悄然形成。企業(yè)過度金融化，會加重企業(yè)財務(wù)風(fēng)險[1]、降低對實體部門的投資[2]，導(dǎo)致全社會實物資產(chǎn)積累減慢[3]。

按照企業(yè)金融化的影響機制，現(xiàn)有研究主要分為兩類：一類文獻(xiàn)認(rèn)為，金融資產(chǎn)配置是企業(yè)固定資產(chǎn)的“替代品”，會擠出固定資產(chǎn)投資;另一類文獻(xiàn)則認(rèn)為金融資產(chǎn)是“蓄水池”，能夠促進(jìn)企業(yè)投資更多的生產(chǎn)資料。前一類研究基于資產(chǎn)配置理論，即企業(yè)可支配的資金有限導(dǎo)致其配置金融資產(chǎn)必然會擠出固定資產(chǎn)投資[2，4];另外，金融資產(chǎn)天然具備收益高、流動性強等優(yōu)良屬性，而研發(fā)創(chuàng)新則需要大量資本長期投入，風(fēng)險高、可逆性差，因此金融化必然會抑制企業(yè)創(chuàng)新[5]。另一類文獻(xiàn)則認(rèn)為，企業(yè)現(xiàn)期持有的金融資產(chǎn)能夠為未來投資儲備更多資金[6-7]。企業(yè)持有金融資產(chǎn)可以開拓內(nèi)部融資渠道、改善資本結(jié)構(gòu)以緩解負(fù)向外部沖擊給企業(yè)帶來的融資壓力，從而增進(jìn)企業(yè)固定資產(chǎn)投資[8];此外，企業(yè)通過配置金融資產(chǎn)對沖掉非效率的固定資產(chǎn)投資，可以削弱自身的投資波動[9]。

上述文獻(xiàn)致力于考察企業(yè)金融化對固定資產(chǎn)投資、創(chuàng)新投資的數(shù)量影響，對投資效率的研究相對較少。李維安和馬超（2014）[10]、張昭等（2018）[11]采用Richardson（2006）[12]提出的模型估計企業(yè)最優(yōu)投資，并以估計值與企業(yè)實際投資的差值衡量投資效率，發(fā)現(xiàn)金融資產(chǎn)可緩解企業(yè)投資不足，但是企業(yè)過度金融化會擠出固定資產(chǎn)投資。不過，Richardson（2006）模型含義尚存爭論、經(jīng)濟(jì)含義有待明確[13]，故本文采用企業(yè)對固定資產(chǎn)投資機會的反應(yīng)系數(shù)測算投資效率：反應(yīng)系數(shù)越大，企業(yè)投資效率越高[14-15]。更進(jìn)一步，如劉貫春等（2019）[9]指出，金融化對企業(yè)的影響有兩個側(cè)面，其既是“蓄水池”又是“替代品”。而且，金融市場風(fēng)險能夠刺激企業(yè)配置金融資產(chǎn)的動機，強化或抑制企業(yè)金融化對投資效率的影響：一方面，市場風(fēng)險上升會抑制企業(yè)配置金融資產(chǎn)進(jìn)行儲蓄的意愿[16-17]，削弱金融化對投資機會的“蓄水池效應(yīng)”;另一方面，市場風(fēng)險會加劇企業(yè)融資壓力、降低固定資產(chǎn)收益導(dǎo)致企業(yè)投資延遲[18]，強化金融資產(chǎn)配置對投資效率的“擠出效應(yīng)”。

鑒于金融資產(chǎn)“二階效應(yīng)”的探討較為匱乏，本文利用“上證指數(shù)”月度數(shù)據(jù)測算金融風(fēng)險，并討論不同金融風(fēng)險程度下企業(yè)配置金融資產(chǎn)的不同動機及對固定資產(chǎn)投資效率的影響;通過引入金融資產(chǎn)的“二階效應(yīng)”，識別企業(yè)在不同市場風(fēng)險情境下的金融化決策，旨在為完善企業(yè)治理提供差異化參考。

二、理論分析

我國股市歷經(jīng)30多年發(fā)展，已成為反映金融市場波動的“晴雨表”[19]，股市的波動一定程度上反映了金融市場的風(fēng)險。因此，本文采用“上證指數(shù)”月度收益率數(shù)據(jù)基于SV模型對股市波動進(jìn)行測算，作為金融風(fēng)險的代理變量。圖1展示了我國2007-2018年間的股市波動情況，及同期非金融上市企業(yè)金融資產(chǎn)占比與金融獲利占比的均值。從中可以看出，金融獲利占比的變動趨勢具有同漲同迭的一致性，呈似“U”型變動;而金融資產(chǎn)占比的變動近似倒“U”，其變動方向與股市波動的變動方向相反。結(jié)合兩個指標(biāo)的度量方式可知：持有份額作為存量是企業(yè)投資的“蓄水池”，體現(xiàn)企業(yè)的儲蓄動機;渠道獲利可視為流量即企業(yè)投資的“替代品”，反映企業(yè)的短期套利行為。市場風(fēng)險上升強化了企業(yè)投機意愿，削弱了儲蓄意愿，使其減持金融資產(chǎn)、重視金融投資獲利;金融風(fēng)險下降強化了企業(yè)的儲蓄動機，增持了金融資產(chǎn)、減輕對金融獲利的依賴。綜上，金融市場環(huán)境是影響企業(yè)金融資產(chǎn)配置的重要因素。

（一）金融風(fēng)險的調(diào)節(jié)效應(yīng)

圖1所示的股市波動、金融資產(chǎn)占比與金融獲利占比三者的變動趨勢，初步驗證了企業(yè)會隨著金融風(fēng)險上下變動而做出差異化的金融決策，從而影響企業(yè)投資效率。金融風(fēng)險上升意味著資產(chǎn)價格的持續(xù)波動，金融資產(chǎn)作為“蓄水池”儲備資金的能力被削弱[20]，由于缺乏足夠的內(nèi)部資金來源，企業(yè)難以擴大再生產(chǎn)，意味著投資效率的下降。另外，陳雨露等（2014）[21]通過實證研究發(fā)現(xiàn)，金融市場的波動會傳遞到實體部門，放大實體經(jīng)濟(jì)風(fēng)險、降低其收益率。依據(jù)實物期權(quán)理論，固定資產(chǎn)流動性差、經(jīng)營不確定性高，當(dāng)市場風(fēng)險過高而收益率下降時，企業(yè)往往會推遲投資[22]，這意味著金融風(fēng)險升高會降低企業(yè)對生產(chǎn)資料的投資意愿，削弱了金融資產(chǎn)份額的“蓄水池效應(yīng)”。

金融風(fēng)險的上升還會刺激企業(yè)的投機動機，進(jìn)而強化渠道獲利對固定資產(chǎn)投資的負(fù)面影響?？紤]到我國資本市場的非有效性，當(dāng)金融風(fēng)險上升時，利于擁有更多內(nèi)部信息的企業(yè)進(jìn)行套利[23]。此時，固定資產(chǎn)的長期回報往往不那么具有吸引力，金融風(fēng)險強化了渠道獲利對企業(yè)固定資產(chǎn)投資意愿的擠出。另外，市場波動增強時，企業(yè)管理層有較強的動機通過短期金融套利、盈余管理等手段刺激企業(yè)經(jīng)營業(yè)績短期提升[24]。相比于固定資產(chǎn)投資機會，管理層更看重短期利益，進(jìn)一步強化了金融渠道獲利對投資效率的“擠出效應(yīng)”。

此外，金融風(fēng)險的上升會增加市場的摩擦程度[16]。企業(yè)融資渠道受較強約束時，不得不放棄面臨的固定資產(chǎn)投資機會，導(dǎo)致投資效率降低。市場摩擦加劇，還會給管理層帶來較大的經(jīng)營壓力。一方面，風(fēng)險上升降低了投資者的信心、刺激股東的非理性情緒，為保證公司股價的穩(wěn)定會要求管理層提高企業(yè)短期盈利能力[25];另一方面，風(fēng)險會吸引更多的短期套利性投資機構(gòu)進(jìn)場，為高價出售持有的股份進(jìn)行短期套利，這些投資者同樣會要求管理層短期內(nèi)提高企業(yè)盈余[26]。依據(jù)“投資迎合”假說，管理層為避免被解雇，會屈從于市場壓力[27]。決策視野的縮短意味著企業(yè)不得不放棄經(jīng)營周期長、獲得收益慢的固定資產(chǎn)投資機會，轉(zhuǎn)而通過金融套利提高短期盈利，風(fēng)險上升影響了投資者預(yù)期回報，進(jìn)一步壓縮金融資產(chǎn)份額對投資機會的促進(jìn)作用、放大金融渠道獲利對投資效率的“擠出效應(yīng)”。根據(jù)以上分析，提出假設(shè)：

H1：金融風(fēng)險會削弱企業(yè)的儲蓄動機，抑制金融資產(chǎn)持有份額對企業(yè)固定投資效率的促進(jìn)作用。

H2：金融風(fēng)險會促進(jìn)企業(yè)的投機動機，強化金融渠道獲利對企業(yè)固定投資效率的抑制作用。

（二）金融風(fēng)險對不同所有權(quán)企業(yè)影響的異質(zhì)性分析

不同所有權(quán)性質(zhì)的企業(yè)在應(yīng)對金融風(fēng)險時往往存在差異化表現(xiàn)。首先，國有企業(yè)與非國有企業(yè)的經(jīng)營目標(biāo)存在較大差異，后者的商業(yè)化目標(biāo)更加純粹，因而對金融風(fēng)險更加敏感;金融風(fēng)險對企業(yè)金融化儲蓄動機的抑制、對渠道獲利動機的強化，在非國有企業(yè)中更加顯著;國有企業(yè)在經(jīng)濟(jì)目標(biāo)之外，通常肩負(fù)社會民生方面的責(zé)任，尤其在金融市場出現(xiàn)較大波動時，政府會直接通過國有企業(yè)實現(xiàn)擴大投資、保障就業(yè)等宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定目標(biāo)，因而金融風(fēng)險對國有企業(yè)的調(diào)節(jié)作用相對較弱。其次，國有企業(yè)與民營企業(yè)在融資壓力、政策負(fù)擔(dān)等方面也存在較大差異，國有企業(yè)融資壓力小、更容易在出現(xiàn)金融風(fēng)險時獲得財政幫助。而且投資者對國有企業(yè)更具信心、政府的決策視野相對較長，這都減輕了國有企業(yè)面臨的市場壓力。此外，國務(wù)院針對國企管理層的薪酬激勵有嚴(yán)格限定，一定程度上削弱了管理層利用金融波動套取經(jīng)濟(jì)利益的動機[28]，可見，國有企業(yè)的非經(jīng)濟(jì)屬性實際上會弱化金融風(fēng)險對固定資產(chǎn)投資效率的負(fù)面影響。根據(jù)以上分析，提出假設(shè)：

H3：非國有企業(yè)中，金融風(fēng)險加劇金融渠道獲利對固定資產(chǎn)投資效率的“擠出效應(yīng)”更顯著，同時其抑制金融資產(chǎn)持有份額對固定資產(chǎn)投資效率的“蓄水池效應(yīng)”更突出。

（三）金融風(fēng)險對不同競爭環(huán)境企業(yè)影響的異質(zhì)性分析

企業(yè)所面臨的經(jīng)營環(huán)境、尤其是市場競爭程度的差異，同樣會導(dǎo)致金融風(fēng)險的差異化影響。激烈的市場競爭雖然會壓縮收益空間、加重融資約束，但是能夠在競爭中幸存的企業(yè)通常具有較好的抗風(fēng)險能力，而完善的公司治理結(jié)構(gòu)、長期的決策視野均能有效限制企業(yè)的金融投機動機。同時，為了獲取競爭優(yōu)勢、提高市場占有率，這些企業(yè)對創(chuàng)新研發(fā)、固定資產(chǎn)投資存在剛性需求[5]。可見，金融風(fēng)險抑制了企業(yè)金融資產(chǎn)份額儲蓄作用并強化了渠道獲利的投機性，在面臨較激烈競爭的企業(yè)中相對較小。

從交易成本的角度來看，競爭一方面可以增強產(chǎn)品市場透明度、提高同類型企業(yè)決策的可比性，另一方面還可以提升高管人才市場的流動性、增強管理層的可替代性，從而有助于改善股東的信息劣勢地位、并強化對管理層的監(jiān)管。企業(yè)代理成本降低，可以刺激高管拓寬決策視野、重視固定資產(chǎn)投資并限制短期化的金融逐利行為[29]。因此，激烈的市場競爭可以有效緩解金融風(fēng)險對固定資產(chǎn)投資效率的負(fù)面影響?；谏鲜龇治?，進(jìn)一步提出假設(shè)：

H4：企業(yè)所在市場競爭越強，會削弱金融風(fēng)險對金融渠道獲利的強化作用以及其對金融資產(chǎn)持有份額的抑制性。

基于理論分析，本文構(gòu)建的邏輯思路如圖2所示。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)清理

本文所用數(shù)據(jù)涵蓋了企業(yè)財務(wù)數(shù)據(jù)和用于測算金融風(fēng)險的股市收益率數(shù)據(jù)，其中，企業(yè)財務(wù)數(shù)據(jù)來自Wind金融終端以及國泰君安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫，結(jié)合年報實際披露頻率及測量金融波動性的要求，選取2007-2018年滬深A(yù)股上市企業(yè)季度數(shù)據(jù)作為企業(yè)樣本①。收益率數(shù)據(jù)則選用同時間段的上海證券交易所股票價格綜合指數(shù)（簡稱“上證指數(shù)”，代碼為000001）月數(shù)據(jù)，來自銳思數(shù)據(jù)庫。對企業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行清理：（1）剔除樣本中的金融業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)及保險業(yè)企業(yè);（2）剔除ST和*ST類及上市時間較短的企業(yè);（3）剔除核心變量觀測值缺失、異常的樣本;（4）進(jìn)行1%水平的Winsorize縮尾處理。最終得到3000余家企業(yè)共計9萬多樣本，盡可能保留了樣本全貌。

（二）基于SV模型的股市波動測算

測算金融變量波動性的模型主要有GARCH模型和SV模型，GARCH模型只能刻畫歷史信息，同時，數(shù)據(jù)中的異常值會給模型的穩(wěn)定性和預(yù)測能力造成影響，本文選用SV模型[30]，模型設(shè)定如下：

其中，yt是收益率t期值，h2t的大小反映了yt的波動性;方程（1）刻畫收益率之間的關(guān)系，（2）是條件方差方程?？紤]到極大似然估計需要正態(tài)分布假設(shè)，本文選用馬爾科夫蒙特卡洛算法（MCMC）進(jìn)行估計[30]，估得的h[DD（-*2/3][HT6”]^[][HT][DD）]t即為yt在t期條件方差。

基于“上證指數(shù)”月度數(shù)據(jù)估計出各月份的h[DD（-*2/3][HT6”]^[][HT][DD）]t后，配合企業(yè)層面只能得到季度數(shù)據(jù)，本文進(jìn)一步將對應(yīng)期間的h[DD（-*2/3][HT6”]^[][HT][DD）]t進(jìn)行平均，得到金融風(fēng)險的測量指標(biāo)②。圖1展示了金融風(fēng)險隨時間變化的情況，及對應(yīng)時期的企業(yè)金融資產(chǎn)占比、金融獲利占比的均值，可以發(fā)現(xiàn)市場波動與金融資產(chǎn)占比變化的趨異性與金融獲利占比趨同性，意味著企業(yè)在不同金融風(fēng)險下的金融資產(chǎn)配置的差異化動機。

（三）變量定義

1被解釋變量Invest：參考靳慶魯?shù)龋?012）[31]，采用企業(yè)投資固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)及其他長期資產(chǎn)的現(xiàn)金總和除以總資產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)化處理后得到。

2金融資產(chǎn)配置的兩個變量FinP和FinC：鑒于存在企業(yè)對聯(lián)營、合營企業(yè)投資，參考張成思和張步曇（2016）[2]、劉貫春等（2019）[9]等文獻(xiàn)，本研究設(shè)定廣義和狹義口徑指標(biāo)，前者用于回歸分析而后者用于穩(wěn)健性檢驗，其中，廣義金融獲利包括投資收益、公允價值變動損益及其他綜合收益之和，相應(yīng)扣除對聯(lián)營和合營企業(yè)的投資收益即狹義金融獲利;由于部分企業(yè)營業(yè)利潤小于零（約占樣本總量19%），參考Brown和Petersen（2011）[6]，以金融獲利減營業(yè)利潤再除營業(yè)利潤的絕對值計算金融渠道獲利（FinC1和FinC2）。本文以貨幣資金、交易性金融資產(chǎn)、持有至到期投資、可供出售金融資產(chǎn)、買入返售金融資產(chǎn)、投資性房地產(chǎn)、長期股權(quán)投資、發(fā)放貸款及墊款、長期債券投資、衍生金融產(chǎn)品、應(yīng)收股利、應(yīng)收利息及其他權(quán)益類金融資產(chǎn)作為廣義金融資產(chǎn)，扣除長期股權(quán)投資即狹義金融資產(chǎn)。企業(yè)期末持有額除總資產(chǎn)，即金融資產(chǎn)持有份額（FinP1和FinP2）（舉例說明，假設(shè)企業(yè)A金融獲利1萬而營業(yè)利潤為-2萬，企業(yè)B金融獲利-1萬而營業(yè)利潤為2萬，直接相除都為-05，可A與B中金融獲利的影響明顯不同。而采用本文方法，企業(yè)A的金融渠道獲利為15、B為-15，可較好區(qū)分出金融獲利的重要性）。

3投資機會變量Opt與金融風(fēng)險變量Risk：參考Asker等（2011）[32]、Chen等（2011）[33]，以托賓Q值作為企業(yè)投資機會的測量（Opt1）。由于托賓Q可能存在內(nèi)生性，本文借鑒Asker等（2011），以規(guī)模加權(quán)的行業(yè)內(nèi)平均托賓Q作為另一個測量企業(yè)投資機會的變量（Opt2）用于穩(wěn)健性檢驗。金融風(fēng)險變量（Risk）采用“上證指數(shù)”月度數(shù)據(jù)以上文所述SV模型估計后求季度均值得到。

4控制變量：參考劉貫春等（2019）[9]，采用變量包括杠桿率Lev、規(guī)模Size、成長機會Growth、現(xiàn)金流Cfo、盈利能力Roe、股權(quán)集中度Top。變量定義與測度方式歸納整理見表1。

（四）描述性統(tǒng)計

各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表2。其中，狹義、廣義金融渠道獲利的均值都為負(fù)數(shù)是因為減去了營業(yè)利潤，通過加1可以看出金融投資收益已經(jīng)超過營業(yè)利潤一半以上。而金融資產(chǎn)約占總資產(chǎn)比例的1/4，我國企業(yè)金融化程度較高。雖然金融風(fēng)險（Risk）指標(biāo)均值較小，但其最值間差距較大，說明我國股市在不同時間點上差異程度較大。

（五）模型構(gòu)建

考慮到企業(yè)投資中可能存在的慣性，參考Brown和Petersen（2011）[6]本文建立滯后一期的托賓Q模型，并引入金融資產(chǎn)配置與投資機會的交互項以檢驗其對投資效率的影響：

其中，Invest是固定資產(chǎn)投資，F(xiàn)inP和FinC是企業(yè)金融化的兩個指標(biāo)，Risk代表金融風(fēng)險，Opt衡量了企業(yè)投資機會，Controls代表控制變量如前定義。模型（3）檢驗金融資產(chǎn)份額對企業(yè)固定資產(chǎn)投資效率的促進(jìn)作用，而（4）檢驗金融渠道獲利的負(fù)向影響，與投資機會（Opt）的交互項代表了對企業(yè)投資效率的影響。假定企業(yè)理性預(yù)期，以當(dāng)期金融風(fēng)險作為對未來風(fēng)險的估計，基于企業(yè)未來投資決策受當(dāng)期金融資產(chǎn)配置及投資機會影響，本文采用金融化指標(biāo)、投資機會及金融風(fēng)險滯后一期的數(shù)據(jù)。

根據(jù)假設(shè)H1、H2，金融風(fēng)險顯著強化了金融渠道獲利的“擠出效應(yīng)”并會抑制金融資產(chǎn)份額的“蓄水池效應(yīng)”，故β3、λ3顯著為負(fù)。為檢驗所有權(quán)性質(zhì)、市場競爭是否對金融風(fēng)險產(chǎn)生異質(zhì)性影響，分別依據(jù)企業(yè)產(chǎn)權(quán)、所在市場競爭程度進(jìn)行劃分，回歸檢驗假設(shè)H3、H4。

四、實證分析

（一）金融風(fēng)險對金融資產(chǎn)配置動機的分析

從統(tǒng)計描述可知，企業(yè)在不同金融風(fēng)險狀態(tài)下，配置金融資產(chǎn)動機具有差異性。本文進(jìn)一步以兩個金融化指標(biāo)測得的金融風(fēng)險（Risk）進(jìn)行回歸。借助固定效應(yīng)模型控制個體及時間效應(yīng)，并運用GMM控制金融風(fēng)險與企業(yè)金融決策互為因果引發(fā)的內(nèi)生性進(jìn)行估計?；貧w結(jié)果在表3（1）、（2）列，可以發(fā)現(xiàn)金融風(fēng)險上升顯著降低了企業(yè)持有的金融資產(chǎn)份額的同時增加了其金融渠道獲利的能力。此外，本文采用托賓模型檢驗了金融化對企業(yè)固定資產(chǎn)投資效率的影響，結(jié)果見（3）列，可知金融資產(chǎn)份額是企業(yè)投資的“蓄水池”而渠道獲利則是“替代品”。綜合（1）-（3）列可以證明，風(fēng)險的上升弱化了企業(yè)的儲蓄動機而強化了投機動機。

（二）金融風(fēng)險的調(diào)節(jié)效應(yīng)

由于金融風(fēng)險以及企業(yè)金融資產(chǎn)配置可能存在的內(nèi)生性，借鑒Brown和Petersen?（2011）[6]的思路，以各變量滯后2-3期的數(shù)據(jù)作為工具變量，運用GMM方法對模型（3）、（4）進(jìn)行估計，回歸結(jié)果見表3（4）-（6）列，采用廣義金融化指標(biāo)。其中，（4）列中交互項FinP-1*Risk-1*Opt-1的系數(shù)顯著為負(fù)，意味著金融風(fēng)險顯著削弱了企業(yè)的儲蓄動機，弱化了金融資產(chǎn)份額對固定資產(chǎn)投資效率的促進(jìn)作用;（5）列中FinC-1*Risk-1*Opt-1的系數(shù)同樣顯著為負(fù)，可知金融風(fēng)險刺激了企業(yè)的金融投機動機，強化了金融渠道獲利對投資效率的負(fù)向影響。（6）列同時在模型中引入了兩項金融化指標(biāo)，交互項系數(shù)的符號、顯著性并沒有發(fā)生改變。因此，該結(jié)果支持了假設(shè)H1、H2。

（三）基于所有權(quán)的異質(zhì)性分析

按照企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分為國有、非國有企業(yè)樣本，回歸結(jié)果見表4。其中（1）和（3）列、（2）和（4）列兩兩比對，可以發(fā)現(xiàn)，金融風(fēng)險的調(diào)節(jié)作用在非國有企業(yè)中更加顯著、影響也更突出。基于Chow檢驗的結(jié)果顯示兩組間系數(shù)差異在1%水平上顯著，假設(shè)H3得證。金融風(fēng)險上升時，國企很好地發(fā)揮了“市場穩(wěn)定器”的作用。一方面，國企融資壓力小、有更充裕的資金保證企業(yè)固定資產(chǎn)投資;另一方面，政府賦予國企的社會責(zé)任也有效削弱了其投機動機。另外，國企以往良好的資產(chǎn)狀況、更容易獲得政策扶持等特點都增強了投資者信心，較弱的市場壓力削弱了管理層為迎合市場進(jìn)行的短期金融套利操作。

（四）基于市場競爭環(huán)境的異質(zhì)性分析

進(jìn)一步根據(jù)赫芬達(dá)爾指數(shù)，按照企業(yè)所處市場競爭環(huán)境強弱程度分樣本回歸，結(jié)果見表5。對比（1）、（3）列結(jié)果可知，市場競爭越激勵，金融風(fēng)險對金融資產(chǎn)份額的調(diào)節(jié)作用就越弱;（2）、（4）列結(jié)果對比之后可以發(fā)現(xiàn)，競爭越弱，金融風(fēng)險對渠道獲利的強化作用就越顯著。基于Chow檢驗的兩組間系數(shù)差異在1%水平上顯著，假設(shè)H4得證?？梢姡偁帋淼膲毫D(zhuǎn)化為了企業(yè)的經(jīng)營動力，對創(chuàng)新研發(fā)、固定資產(chǎn)投資的剛性需求削弱了金融風(fēng)險帶來的負(fù)面影響。另外，競爭有助于降低代理成本、刺激股東以及管理層決策視野的長期化，避免了因市場波動引起的短期金融套利動機。

（五）穩(wěn)健性檢驗

考慮到單個企業(yè)托賓Q值的內(nèi)生性、測量誤差等問題，參考Aser等（2011）[32]，以企業(yè)規(guī)模加權(quán)的行業(yè)內(nèi)平均托賓Q作為投資機會的測量指標(biāo)。此外，本文替換了上文所用的兩個測量企業(yè)金融資產(chǎn)配置指標(biāo)的統(tǒng)計口徑。參考張成思和張步曇（2015）[2]等，采用扣除長期股權(quán)投資的金融資產(chǎn)份額、扣除對聯(lián)營和合營企業(yè)的投資收益的金融渠道獲利兩項狹義口徑統(tǒng)計指標(biāo)測度企業(yè)金融化。剔除前者是避免產(chǎn)融結(jié)合的影響，不包括后者則是更注重企業(yè)在金融市場上的獲利。利用系統(tǒng)GMM進(jìn)行估計，并進(jìn)行了分樣本回歸，結(jié)果見表6和表7?？梢园l(fā)現(xiàn)，替換投資機會測量指標(biāo)及金融化指標(biāo)的統(tǒng)計口徑，不影響總樣本與分樣本的回歸結(jié)果，結(jié)論沒有發(fā)生本質(zhì)改變。

五、結(jié)論與建議

宏觀經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的失調(diào)導(dǎo)致金融部門收益遠(yuǎn)高于實體經(jīng)濟(jì)，刺激企業(yè)放棄了固定資產(chǎn)投資機會而轉(zhuǎn)向金融套利。微觀企業(yè)投資效率的下降導(dǎo)致資金流入金融市場，進(jìn)一步加重了我國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的矛盾，刺激“虛實脫節(jié)”。本文充分考察了企業(yè)配置金融資產(chǎn)的儲蓄與套利動機，并引入“二階效應(yīng)”識別企業(yè)在不同金融風(fēng)險下的投資決策。研究發(fā)現(xiàn)：（1）金融風(fēng)險在強化了企業(yè)金融投機獲利動機的同時弱化了企業(yè)的儲蓄動機。（2）金融風(fēng)險上升削弱了金融資產(chǎn)份額的“蓄水池效應(yīng)”，從而抑制了其對企業(yè)固定資產(chǎn)投資效率的促進(jìn)作用;同時，風(fēng)險的上升會強化金融獲利能力，增強了其對投資效率的負(fù)向影響。（3）金融風(fēng)險在國有企業(yè)中的調(diào)節(jié)效應(yīng)更弱，國企發(fā)揮了“市場穩(wěn)定器”的作用。（4）有效的市場競爭可以削弱金融風(fēng)險給企業(yè)投資效率帶來的負(fù)面影響，對金融資產(chǎn)份額的弱化、渠道獲利的強化在競爭激烈的市場中更弱。

根據(jù)研究結(jié)論，本文提出如下建議。第一，由于金融資產(chǎn)持有份額與渠道獲利在企業(yè)中分別發(fā)揮了不同的作用，進(jìn)行宏觀調(diào)控時需注意采用差異化政策。深化金融市場改革的過程中，一方面要加強金融創(chuàng)新幫助企業(yè)拓寬融資渠道，另一方面則要加強對企業(yè)金融交易的約束以降低其短期回報率，這樣才能降低金融資產(chǎn)“空轉(zhuǎn)”、引導(dǎo)金融部門真正服務(wù)于實體經(jīng)濟(jì)。第二，金融市場改革應(yīng)重視去風(fēng)險、平穩(wěn)化，削弱金融波動給企業(yè)帶來的套利刺激。同時，進(jìn)一步完善披露機制、提高資本市場有效性，預(yù)防企業(yè)借助信息優(yōu)勢在波動中獲利。第三，深化國有企業(yè)混合所有制改革，發(fā)揮其在風(fēng)險中穩(wěn)定市場的作用，國有股權(quán)對金融風(fēng)險的抑制也表明，加大對企業(yè)扶持力度、緩解融資約束對企業(yè)抵抗金融風(fēng)險的重要性。第四，促進(jìn)市場競爭、破除壟斷能有效避免企業(yè)金融投機。

注釋：

①?為保證數(shù)據(jù)統(tǒng)計口徑一致，本文以2007新會計準(zhǔn)則正式實施年度作為起點。

②?本文還得到了其余參數(shù)及后驗分布函數(shù)的估計，從樣本軌跡圖及數(shù)據(jù)擬合情況可以證明估計的準(zhǔn)確性，限于篇幅未展示。

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Financial?Market?Risk，?Enterprise?Financialization?and?Investment?Efficiency

of?Fixed?Assets

CHEN?Xi-ming1，2，HUANG?Wei3，SUN?Yan3

（1.Postdoctoral?Workstation?of?China?Cinda?Asset?Management?Co.，Ltd，Beijing?100000，China;2.Postdoctoral

Station?of?National?Development?and?Strategic?Research?Institute?of?Renmin?University?of?China，Beijing100872，

China;3.School?of?Economics，Shanghai?University?of?Finance?and?Economics，?Shanghai?200433，China）

Abstract：The?motivation?of?financial?assets?allocation?is?often?influenced?by?the?risk?of?financial?market，?which?leads?to?the?swing?between?“short-term?financial?arbitrage”?and?“productive?materials?providing?practical?guarantee?for?long-term?and?steady?operation”.This?paper?introduces?the?“second-order?effect”?of?financial?assets，?takes?the?stock?market?volatility?measured?by?SV?model?as?the?measurement?index?of?financial?risk，?and?uses?the?stock?and?flow?indicators?of?financialization，?based?on?the?data?of?Shanghai?and?Shenzhen?A-share?non-financial?listed?enterprises?from?2007?to?2018，?to?test?the?regulatory?effect?of?financial?risk?on?the?investment?efficiency?of?their?own?fixed?assets?in?the?process?of?enterprise?financialization?decision-making.The?results?show?that：?the?rise?of?financial?market?risk?not?only?suppresses?enterprises′?saving?motivation，?but?also?stimulates?their?speculative?asset?allocation;?financial?risk?weakens?the?promotion?effect?of?financial?asset?share?on?fixed?asset?investment?efficiency，?and?strengthens?the?negative?impact?of?channel?profit?on?investment?efficiency.In?addition，?state-owned?equity?helps?to?resist?financial?risks，?state-owned?enterprises?play?a?role?of?market?stability，?and?full?market?competition?helps?to?reduce?the?negative?impact?of?financial?market?fluctuations?on?enterprises.

Key?words：financial?market?risk;?financial?channel?profit;?financial?assets?share;?investment?efficiency?of?fixed?assets

（責(zé)任編輯：鄭州）