楊有紅， 趙曉梅

(北京工商大學(xué) 商學(xué)院，北京 100048)

一、問題的提出

近年來，由于金融行業(yè)利潤率相對較高，許多實(shí)體企業(yè)為了尋求新的利潤增長點(diǎn)，紛紛將有限的資金投入金融領(lǐng)域，主要表現(xiàn)為以金融和房地產(chǎn)投資為代表的金融活動(dòng)的擴(kuò)大，導(dǎo)致實(shí)體企業(yè)逐漸偏離主營業(yè)務(wù)，出現(xiàn)“產(chǎn)業(yè)空心化”。同時(shí)，“高杠桿率”與“低生產(chǎn)率”的組合，也引發(fā)了一系列風(fēng)險(xiǎn)問題。

實(shí)體企業(yè)金融化已經(jīng)成為全球范圍內(nèi)的普遍現(xiàn)象，尤其是20世紀(jì)80年代以來，以美國為首的發(fā)達(dá)國家實(shí)體企業(yè)逐漸出現(xiàn)獲利渠道向金融產(chǎn)品傾斜的現(xiàn)象。實(shí)體經(jīng)濟(jì)利潤率下降[1]、金融部門極速擴(kuò)張和機(jī)構(gòu)投資者力量崛起是導(dǎo)致實(shí)體企業(yè)越來越依賴金融渠道獲利的主要原因，表現(xiàn)為實(shí)體企業(yè)對金融投資的擴(kuò)大、金融利潤份額的上升[2-4]。就我國而言，不僅實(shí)體企業(yè)以逐利為動(dòng)機(jī)擴(kuò)大金融活動(dòng)的行為阻礙了實(shí)體經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展，而且以金融、房地產(chǎn)為核心的虛擬經(jīng)濟(jì)的膨脹加大了經(jīng)濟(jì)運(yùn)行風(fēng)險(xiǎn)[5]。實(shí)體企業(yè)將資本重點(diǎn)配置到金融領(lǐng)域，一方面，加深了其脫離主營業(yè)務(wù)的程度，金融領(lǐng)域的高風(fēng)險(xiǎn)和主營業(yè)務(wù)偏離的共同作用使企業(yè)財(cái)務(wù)成果和經(jīng)營成果的不確定性增加，加劇了企業(yè)的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)；另一方面，實(shí)體企業(yè)持有的金融產(chǎn)品能夠快速變現(xiàn)從而有效緩解融資約束，增強(qiáng)了資金的流動(dòng)性，可以改善企業(yè)的財(cái)務(wù)狀況和資金結(jié)構(gòu)，促進(jìn)再融資[6]，進(jìn)而降低財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)。那么，實(shí)體企業(yè)擴(kuò)大金融活動(dòng)是出于充分利用閑置資金、緩解融資約束、改善企業(yè)財(cái)務(wù)狀況和自身資金結(jié)構(gòu)的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，還是出于利用金融投機(jī)套利的逐利動(dòng)機(jī)？正確認(rèn)識和理解這個(gè)問題，對降低實(shí)體經(jīng)濟(jì)“脫實(shí)向虛”可能帶來的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)，實(shí)現(xiàn)實(shí)體企業(yè)金融活動(dòng)和生產(chǎn)經(jīng)營良性互動(dòng)具有重要意義。

與已有研究相比，本文可能的貢獻(xiàn)主要有以下三個(gè)方面：第一，與現(xiàn)有相關(guān)研究[7]不同，本文引入實(shí)體企業(yè)自身財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的調(diào)節(jié)作用，指出實(shí)體企業(yè)擴(kuò)大金融活動(dòng)對企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的影響與企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)本身的高低有關(guān)，表明對實(shí)體企業(yè)擴(kuò)大金融活動(dòng)的行為既不能放任自由也不能全盤否定，其作用受到實(shí)體企業(yè)自身財(cái)務(wù)狀況的影響。這一結(jié)論為正確理解我國實(shí)體企業(yè)擴(kuò)大金融活動(dòng)的行為與合理管控實(shí)體企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)提供了重要的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。第二，與現(xiàn)有文獻(xiàn)[8]研究制造業(yè)企業(yè)擴(kuò)大金融活動(dòng)對利潤率的影響不同，本文研究了實(shí)體企業(yè)擴(kuò)大金融活動(dòng)與財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)之間的關(guān)系，進(jìn)一步豐富了實(shí)體企業(yè)金融化經(jīng)濟(jì)后果相關(guān)文獻(xiàn)。第三，本文考察了以往文獻(xiàn)沒有涉及的實(shí)體企業(yè)主業(yè)競爭力的調(diào)節(jié)作用，發(fā)現(xiàn)主業(yè)具有競爭優(yōu)勢的實(shí)體企業(yè)擴(kuò)大金融活動(dòng)加劇了企業(yè)面臨的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)。進(jìn)一步驗(yàn)證了現(xiàn)有背景下我國實(shí)體企業(yè)擴(kuò)大金融活動(dòng)更多的是基于逐利動(dòng)機(jī)，表明主業(yè)具有競爭優(yōu)勢的實(shí)體企業(yè)應(yīng)該進(jìn)一步聚焦主業(yè)發(fā)展，不斷提高競爭力，優(yōu)化自身財(cái)務(wù)狀況，摒棄基于投機(jī)套利動(dòng)機(jī)的金融投資行為，實(shí)現(xiàn)企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展。

二、理論分析與研究假設(shè)

實(shí)體企業(yè)擴(kuò)大金融活動(dòng)是實(shí)體企業(yè)的金融產(chǎn)品規(guī)模不斷擴(kuò)大的一種現(xiàn)象，是實(shí)體企業(yè)金融部門的規(guī)模、地位和影響力不斷提升的表現(xiàn)，反映了企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債表中各項(xiàng)資產(chǎn)負(fù)債占比的變化[3]以及利潤表中主營業(yè)務(wù)、其他業(yè)務(wù)和金融產(chǎn)品投資等各項(xiàng)業(yè)務(wù)利潤占比的結(jié)構(gòu)性變化。

金融體系的自主化發(fā)展是實(shí)體企業(yè)能夠開展金融活動(dòng)得以增加利潤的必要條件。股票、債券等金融產(chǎn)品的出現(xiàn)以及房地產(chǎn)的虛擬化為企業(yè)從事金融活動(dòng)提供了基礎(chǔ)。近年來，實(shí)體企業(yè)出現(xiàn)了從生產(chǎn)經(jīng)營轉(zhuǎn)向金融活動(dòng)的趨勢，國內(nèi)外學(xué)者通常將其歸因于：(1)資本的逐利動(dòng)機(jī)。資源配置效率理論認(rèn)為實(shí)現(xiàn)資本這種稀缺資源帕累托最優(yōu)的方法就是將資本投入效率最好的部門和企業(yè)。當(dāng)投資金融產(chǎn)品所帶來的收益高于實(shí)體企業(yè)主業(yè)收益時(shí)，企業(yè)在逐利避險(xiǎn)動(dòng)機(jī)下必定會(huì)增加對金融產(chǎn)品的投資[9]，以實(shí)現(xiàn)資本價(jià)值最大化。我國實(shí)體企業(yè)擴(kuò)大金融活動(dòng)主要受三大因素的驅(qū)使，包括資本的逐利性、實(shí)業(yè)投資的低盈利性以及金融和房地產(chǎn)市場發(fā)展的不成熟性。在這三種因素的共同作用下，實(shí)體企業(yè)通過買賣金融產(chǎn)品、投資房地產(chǎn)以及套利交易等方式進(jìn)入金融和房地產(chǎn)市場，以期獲得更大的收益[3]。Sen & Dasgupta[10]研究發(fā)現(xiàn)，管理層為了實(shí)現(xiàn)自身以及股東利益，傾向于追求短期收益最大化，將企業(yè)資金投入金融理財(cái)產(chǎn)品中。彭俞超等[11]發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)政策不確定性的提高不僅影響了企業(yè)金融產(chǎn)品投資的總量，還影響了企業(yè)金融產(chǎn)品配置的結(jié)構(gòu)，揭示了實(shí)體企業(yè)擴(kuò)大金融活動(dòng)的主要目的是對利潤的追逐。(2)預(yù)防性儲(chǔ)備動(dòng)機(jī)。即實(shí)體企業(yè)通過擴(kuò)大金融活動(dòng)發(fā)揮其在現(xiàn)金流管理中的“蓄水池”作用?！靶钏亍崩碚撜J(rèn)為，實(shí)體企業(yè)擴(kuò)大金融活動(dòng)的目的主要是增強(qiáng)資金的流動(dòng)性，減少對外部融資的依賴，發(fā)揮預(yù)防性儲(chǔ)備作用[6]。相對于企業(yè)投資購置固定資產(chǎn)，金融產(chǎn)品可以在生產(chǎn)經(jīng)營需要資金時(shí)即時(shí)變現(xiàn)，有效提高資金的流動(dòng)性和緩解企業(yè)陷入財(cái)務(wù)困境的資金壓力。盡管企業(yè)因追求金融投資的收益而配置的某些金融產(chǎn)品在一定程度上“擠出”了實(shí)業(yè)投資，但企業(yè)目前開展金融投資的動(dòng)機(jī)主要還是為了發(fā)揮其“蓄水池”作用[12]。此外，機(jī)構(gòu)投資者驅(qū)動(dòng)[13]、消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級和住房需求屬性的結(jié)構(gòu)性變化導(dǎo)致中國式產(chǎn)能過剩擠壓實(shí)體經(jīng)濟(jì)盈利空間[14]，這些因素也引發(fā)了經(jīng)濟(jì)“脫實(shí)入虛”。

(一)實(shí)體企業(yè)擴(kuò)大金融活動(dòng)與財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)

從已有文獻(xiàn)的研究角度來看，企業(yè)擴(kuò)大金融活動(dòng)對企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的影響存在積極的“蓄水池”效應(yīng)和消極的“擠出”效應(yīng)兩種情況?！靶钏亍毙?yīng)使企業(yè)能夠充分利用閑置資金在一定程度上獲得增值，增強(qiáng)資金的流動(dòng)性，緩解融資約束。“擠出”效應(yīng)則基于資源的有限性，企業(yè)擴(kuò)大金融活動(dòng)在增加金融投資的同時(shí)會(huì)擠出那些用于主業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)、固定資產(chǎn)更新改造等周期長、結(jié)果不可預(yù)測和風(fēng)險(xiǎn)大的長期生產(chǎn)性投資[3,15-16]。

因此，擴(kuò)大金融活動(dòng)對企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)存在積極和消極兩個(gè)方面的影響。一方面，當(dāng)企業(yè)致力于生產(chǎn)經(jīng)營主業(yè)而適度開展金融活動(dòng)時(shí)，金融支出對實(shí)業(yè)投資的替代影響較小，更多地表現(xiàn)為“蓄水池”效應(yīng)。首先，具有較強(qiáng)流動(dòng)性的金融資產(chǎn)能夠在企業(yè)面臨財(cái)務(wù)困境時(shí)快速變現(xiàn)，緩解融資約束，改善企業(yè)財(cái)務(wù)狀況；其次，高收益率的金融投資能夠在一定程度上改善企業(yè)盈利狀況，提高資金配置效率，減少無效率和低效率的投資，降低企業(yè)的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)。再者，企業(yè)通過增加金融資產(chǎn)持有份額而擴(kuò)大金融活動(dòng)的行為能顯著降低企業(yè)的杠桿率[17]，進(jìn)而降低企業(yè)的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)。但另一方面，若金融活動(dòng)的短期暴利特征讓企業(yè)陷入了“以錢生錢”的循環(huán)中，導(dǎo)致金融活動(dòng)過度擴(kuò)張，那么“擠出”效應(yīng)將占據(jù)主導(dǎo)地位。不同于金融、房地產(chǎn)企業(yè)，實(shí)體企業(yè)更需要通過研發(fā)、技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)品更新改造等實(shí)現(xiàn)自身的可持續(xù)發(fā)展。實(shí)體企業(yè)過度擴(kuò)大金融活動(dòng)必然會(huì)擠出那些周期長、結(jié)果不可預(yù)測、風(fēng)險(xiǎn)大的實(shí)業(yè)投資的資金投入，抑制企業(yè)創(chuàng)新能力，降低企業(yè)主業(yè)的核心競爭力，影響主業(yè)業(yè)績[5]和主業(yè)的可持續(xù)發(fā)展，在增加經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)的同時(shí)帶來財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)?！皵D出”效應(yīng)引起的固定資產(chǎn)投資的減少[18]，使企業(yè)缺乏用于抵押的資產(chǎn)，不僅增加了企業(yè)從銀行等金融機(jī)構(gòu)籌措資金的難度，影響企業(yè)償還債務(wù)的能力[17]，還在某種程度上使企業(yè)面臨融資約束，加大了企業(yè)的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)。此外，從金融產(chǎn)品自身所具有的風(fēng)險(xiǎn)角度來看，中國的金融市場發(fā)展還不夠完善，系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)較高，這就導(dǎo)致包括股票、債券、金融衍生品和房地產(chǎn)在內(nèi)的金融產(chǎn)品本身具有較高的不確定性，發(fā)生資金損失的可能性比較大，在影響企業(yè)的財(cái)務(wù)狀況和財(cái)務(wù)成果的同時(shí)，最終推高企業(yè)的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)。

綜上所述，實(shí)體企業(yè)擴(kuò)大金融活動(dòng)對財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的影響主要取決于“蓄水池”效應(yīng)和“擠出”效應(yīng)的相對大小。在微觀方面，大多數(shù)文獻(xiàn)都論證了實(shí)體企業(yè)擴(kuò)大金融活動(dòng)對包括實(shí)業(yè)投資[3,9]、企業(yè)創(chuàng)新[15]、主業(yè)業(yè)績[5]、經(jīng)營利潤率[8]等企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營各個(gè)方面的“擠出”效應(yīng)占主導(dǎo)而產(chǎn)生的消極影響。那么，是否意味著“蓄水池”效應(yīng)假設(shè)無效？劉貫春等[17]發(fā)現(xiàn)，企業(yè)通過增加金融資產(chǎn)持有份額而擴(kuò)大金融活動(dòng)的行為會(huì)顯著降低企業(yè)的杠桿率，發(fā)揮預(yù)防儲(chǔ)蓄作用；而企業(yè)以金融渠道獲利為目的擴(kuò)大金融活動(dòng)的行為則會(huì)導(dǎo)致杠桿率上升，替代效應(yīng)占據(jù)主導(dǎo)地位。其原因在于兩者的配置動(dòng)機(jī)存在差異[17]。金融資產(chǎn)持有份額主要是基于預(yù)防儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，服務(wù)于實(shí)業(yè)投資；金融渠道獲利則主要是追逐短期利益。因此，實(shí)體企業(yè)擴(kuò)大金融活動(dòng)對財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)發(fā)揮何種作用取決于企業(yè)配置金融產(chǎn)品的動(dòng)機(jī)何種占優(yōu)[18]?！靶钏亍毙?yīng)和“擠出”效應(yīng)本質(zhì)上是企業(yè)實(shí)業(yè)投資意愿的表現(xiàn)，究竟誰占主導(dǎo)地位取決于實(shí)體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展?fàn)顩r[8]。中國實(shí)體企業(yè)擴(kuò)大金融活動(dòng)的背景是實(shí)業(yè)投資利潤率較低，企業(yè)缺乏實(shí)業(yè)投資意愿，資金在逐利避險(xiǎn)動(dòng)機(jī)的驅(qū)使下流向了短期暴利的金融領(lǐng)域[9]。在這種情況下，“蓄水池”效應(yīng)作用有限，更多地表現(xiàn)出“擠出”效應(yīng)。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)。

H1：我國實(shí)體企業(yè)擴(kuò)大金融活動(dòng)會(huì)導(dǎo)致企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)加劇。

(二)企業(yè)自身財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的調(diào)節(jié)作用

實(shí)體企業(yè)擴(kuò)大金融活動(dòng)對財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的影響會(huì)因?qū)嶓w企業(yè)自身財(cái)務(wù)狀況的好壞而不同。在實(shí)體經(jīng)濟(jì)低迷的情況下，財(cái)務(wù)狀況良好、財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)較低的實(shí)體企業(yè)，往往屬于風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避型企業(yè)。這類實(shí)體企業(yè)擴(kuò)大金融活動(dòng)更多出于充分利用閑置資金實(shí)現(xiàn)資產(chǎn)增值的預(yù)防性儲(chǔ)備動(dòng)機(jī)，表現(xiàn)為對流動(dòng)性強(qiáng)、低風(fēng)險(xiǎn)的金融產(chǎn)品投資，更多地表現(xiàn)出“蓄水池”效應(yīng)，不僅能夠幫助實(shí)體企業(yè)改善自身的資金結(jié)構(gòu)，增強(qiáng)流動(dòng)性，減少對外部融資的依賴，降低融資約束，而且能夠使金融活動(dòng)水平穩(wěn)定在適度范圍內(nèi)，促進(jìn)金融活動(dòng)和經(jīng)營活動(dòng)的良性互動(dòng)，充分發(fā)揮金融服務(wù)于實(shí)體經(jīng)濟(jì)的積極作用。這種情況下，擴(kuò)大金融活動(dòng)所產(chǎn)生的“擠出”效應(yīng)作用發(fā)揮不明顯，對財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的加劇作用不顯著，甚至可能表現(xiàn)為抑制財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)。而財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)較高的實(shí)體企業(yè)，往往自身也偏好風(fēng)險(xiǎn)，這類實(shí)體企業(yè)在主業(yè)發(fā)展?fàn)顩r不好的情況下，更可能出于逐利動(dòng)機(jī)過度擴(kuò)大金融活動(dòng)以獲得超額收益。表現(xiàn)為增加對高風(fēng)險(xiǎn)、低流動(dòng)性金融產(chǎn)品的投資。此時(shí)，“擠出”效應(yīng)遠(yuǎn)大于“蓄水池”效應(yīng)，不僅占用了實(shí)業(yè)投資的資金，影響企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展，還在某種程度上使金融產(chǎn)品風(fēng)險(xiǎn)傳染至實(shí)體企業(yè)，進(jìn)一步加大財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)。企業(yè)自身的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)是反映企業(yè)財(cái)務(wù)狀況的重要指標(biāo)，它通過影響“蓄水池”效應(yīng)和“擠出”效應(yīng)的實(shí)現(xiàn)條件對其與金融活動(dòng)的關(guān)系發(fā)揮調(diào)節(jié)作用。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)。

H2：相對于低財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的實(shí)體企業(yè)，高財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的實(shí)體企業(yè)擴(kuò)大金融活動(dòng)對財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的加劇更顯著。

(三)企業(yè)主業(yè)競爭力的調(diào)節(jié)作用

對于在主業(yè)方面具有競爭優(yōu)勢的實(shí)體企業(yè)擴(kuò)大金融活動(dòng)對他們自身的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)有什么影響呢？理論上講，主業(yè)具有競爭優(yōu)勢的企業(yè)其財(cái)務(wù)狀況相對較好，更可能屬于低財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)企業(yè)，基于預(yù)防性儲(chǔ)備動(dòng)機(jī)擴(kuò)大金融活動(dòng)的可能性較大，“擠出”效應(yīng)作用發(fā)揮有限。但我國實(shí)體企業(yè)擴(kuò)大金融活動(dòng)主要的原因在于實(shí)體投資回報(bào)率明顯下滑，資金在逐利避險(xiǎn)動(dòng)機(jī)的驅(qū)使下流向了短期暴利的金融領(lǐng)域[8]。因此，現(xiàn)有背景下主業(yè)相對具有競爭優(yōu)勢的企業(yè)也可能基于逐利動(dòng)機(jī)擴(kuò)大金融活動(dòng)，那么其表現(xiàn)出的“擠出”效應(yīng)相對于主業(yè)不具有競爭優(yōu)勢的實(shí)體企業(yè)將更加顯著。這類企業(yè)擴(kuò)大金融活動(dòng)不僅擠占了企業(yè)寶貴的資金，降低了企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出和實(shí)業(yè)投資，削弱了產(chǎn)品市場競爭力，還可能使企業(yè)忽視主業(yè)的可持續(xù)發(fā)展[19]，導(dǎo)致企業(yè)出現(xiàn)戰(zhàn)略偏差，增加企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營和財(cái)務(wù)狀況的不確定性，加劇財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)。此外，相對于主業(yè)不具有競爭優(yōu)勢的企業(yè)而言，主業(yè)具有競爭力的企業(yè)受到金融產(chǎn)品風(fēng)險(xiǎn)傳染效應(yīng)的影響更大。我國金融市場發(fā)展不成熟，金融產(chǎn)品容易受到利率、匯率、政策監(jiān)管等因素影響，系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)較高，收益具有較高的不確定性。當(dāng)實(shí)體企業(yè)為獲取超額收益將資金投入高風(fēng)險(xiǎn)的金融領(lǐng)域時(shí)，金融產(chǎn)品投資所帶來的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)可能遠(yuǎn)大于主業(yè)具有競爭優(yōu)勢實(shí)體企業(yè)自身具有的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)，這就將進(jìn)一步推高企業(yè)的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)。

H3：相對于主業(yè)不具有競爭優(yōu)勢的實(shí)體企業(yè)，主業(yè)具有競爭優(yōu)勢的實(shí)體企業(yè)擴(kuò)大金融活動(dòng)對財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的加劇更顯著。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以2007—2019年我國滬深A(yù)股上市實(shí)體企業(yè)①為研究樣本，數(shù)據(jù)主要來自CSMAR 和Wind數(shù)據(jù)庫。本文對初始數(shù)據(jù)進(jìn)行了如下處理：(1)為使研究結(jié)果更加準(zhǔn)確可靠，依據(jù)《中國財(cái)務(wù)公司年鑒》中的財(cái)務(wù)公司名單手工收集財(cái)務(wù)公司的控股股東信息，追溯財(cái)務(wù)公司所屬上市公司并刪除存在財(cái)務(wù)公司的上市公司及對應(yīng)年度數(shù)據(jù)②。(2)剔除了ST類上市公司、數(shù)據(jù)缺失和存在異常值的樣本。為了防止異常值對研究結(jié)果的干擾，本文對連續(xù)變量數(shù)據(jù)在1%和99%分位數(shù)進(jìn)行了縮尾處理。

(二)變量選取

1.被解釋變量

被解釋變量為財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)(ZScore)。借鑒 Altman[20]的研究，采用Z值衡量財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)，該指標(biāo)不僅具有綜合性，符合企業(yè)財(cái)務(wù)狀況的實(shí)質(zhì)，且運(yùn)用廣泛。指標(biāo)越小，表明企業(yè)面臨的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)越大。

2.解釋變量

解釋變量為金融產(chǎn)品份額(Fasset)。借鑒張成思、張步曇[9]的研究，以金融產(chǎn)品與總資產(chǎn)之比衡量金融產(chǎn)品份額。由于我國房地產(chǎn)具有金融產(chǎn)品所特有的虛擬化特征，且大量房地產(chǎn)陷入“投機(jī)炒作”的循環(huán)之中，所以將其定義為一種特殊的金融產(chǎn)品。廣義的金融渠道獲利還包括了制造業(yè)內(nèi)部產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)重構(gòu)，如一家制造業(yè)上市公司將資金投資于一家未上市制造業(yè)公司[9]，因此，金融產(chǎn)品還包括長期股權(quán)投資。此外，由于交易性金融負(fù)債和衍生金融負(fù)債作為特殊的金融產(chǎn)品也是企業(yè)擴(kuò)大金融活動(dòng)的一種體現(xiàn)，本文將其也納入金融產(chǎn)品范圍。

3.中介變量

中介變量為融資約束(KZ)。借鑒Kaplan & Zingales[21]、魏志華等[22]的研究，以KZ指數(shù)③衡量融資約束程度。KZ指數(shù)越大，意味著上市公司面臨的融資約束程度越高。

4.調(diào)節(jié)變量

調(diào)節(jié)變量為公司核心競爭力(MP)。本文參考曾偉強(qiáng)等[23]的研究，借鑒產(chǎn)業(yè)組織理論相關(guān)研究，采用行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)化的勒納指數(shù)(LI)④度量產(chǎn)業(yè)績效，通過模型(1)計(jì)算公司競爭能力。

(1)

其中，MPijt表示t年度j行業(yè)內(nèi)i公司的核心競爭力，LI則是勒納指數(shù)，ω則表示公司占行業(yè)所有公司銷售總額的百分比。然后，計(jì)算出經(jīng)行業(yè)調(diào)整后的MP的中位數(shù)，若該公司經(jīng)行業(yè)調(diào)整后的MP大于經(jīng)行業(yè)調(diào)整后的MP的中位數(shù)則取值為1，代表公司主業(yè)處于競爭優(yōu)勢；反之，則取值為0，代表公司主業(yè)處于競爭劣勢。

5.控制變量

借鑒已有研究[7]，本文控制了公司規(guī)模(Size)等上市公司特征變量，以及年度(Year)和行業(yè)(Ind)等影響財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的因素。此外，本文還控制了時(shí)間和個(gè)體固定效應(yīng)。具體變量的定義見表1。

表1 變量的定義

(三)模型構(gòu)建

為了驗(yàn)證H1，檢驗(yàn)企業(yè)擴(kuò)大金融活動(dòng)與企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)之間的關(guān)系，本文構(gòu)建了模型(2)。

ZScoreit=α0+α1Fassetit+∑Control+

∑Year+∑Ind+εit

(2)

為了驗(yàn)證H2，參考謝富勝、匡曉璐[8]的模型設(shè)定和回歸方法，加入Fasset與ZScore的交互項(xiàng)，構(gòu)建模型(3)，以刻畫實(shí)體企業(yè)自身的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)對擴(kuò)大金融活動(dòng)與財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。

ZScoreit=β0+β1Fassetit+β2Fassetit×ZScoreit+

∑Control+∑Year+∑Ind+εit

(3)

為了驗(yàn)證H3，本文構(gòu)建了模型(4)。

ZScoreit=γ0+γ1Fassetit+γ2MPit+γ3Fassetit×MPit+

∑Control+∑Year+∑Ind+εit

(4)

模型(2)～模型(4)中，ε為殘差項(xiàng)。變量Fasset及除企業(yè)年齡外的連續(xù)型控制變量均取一階滯后項(xiàng)進(jìn)行回歸。

四、實(shí)證結(jié)果分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)分析

表2報(bào)告了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。ZScore的最大值為63.179，最小值為0.036，說明樣本公司的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)差異較大。Fasset的最大值為0.543，最小值為0.000，說明樣本公司配置金融產(chǎn)品份額差異較大。此外，控制變量都存在較大差異，說明這些控制變量對企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的影響較大，控制它們是有效的。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

(二)相關(guān)性分析

相關(guān)性分析顯示，企業(yè)擴(kuò)大金融活動(dòng)與財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)在5%的統(tǒng)計(jì)水平下負(fù)相關(guān)。此外，本文還進(jìn)行了VIF方差膨脹因子檢驗(yàn)，VIF的均值為1.31，顯著小于10，說明變量之間不具有嚴(yán)重的多重共線性。

(三)回歸結(jié)果分析

1.實(shí)體企業(yè)擴(kuò)大金融活動(dòng)對財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)影響的回歸分析

表3的列(1)報(bào)告了實(shí)體企業(yè)擴(kuò)大金融活動(dòng)對財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)影響的回歸結(jié)果。結(jié)果表明，F(xiàn)asset的系數(shù)為負(fù)，且在1%的水平下顯著，表明實(shí)體企業(yè)擴(kuò)大金融活動(dòng)顯著加劇了財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)，H1得到了驗(yàn)證。

2.實(shí)體企業(yè)自身財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)對擴(kuò)大金融活動(dòng)與財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)關(guān)系影響的回歸分析

表3的列(2)報(bào)告了實(shí)體企業(yè)自身財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)對擴(kuò)大金融活動(dòng)與財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)關(guān)系調(diào)節(jié)作用的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，交互項(xiàng)Fasset×ZScore的系數(shù)β2在1%的水平下顯著為正，而Fasset的系數(shù)β1在1%的水平下顯著為負(fù)，且|β1|/β2較高。以上說明，企業(yè)擴(kuò)大金融活動(dòng)總體上加劇了財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)，但這一影響在不同財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的實(shí)體企業(yè)中表現(xiàn)不同：低財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的實(shí)體企業(yè)擴(kuò)大金融活動(dòng)對財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的加劇效應(yīng)不顯著，甚至財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)低于某個(gè)臨界值時(shí)，還會(huì)發(fā)揮對財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的抑制作用；高財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的企業(yè)擴(kuò)大金融活動(dòng)會(huì)進(jìn)一步加劇財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)，形成惡性循環(huán)。因此，相對于低財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的實(shí)體企業(yè)，高財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的實(shí)體企業(yè)擴(kuò)大金融活動(dòng)產(chǎn)生的“擠出”效應(yīng)遠(yuǎn)大于“蓄水池”效應(yīng)，會(huì)進(jìn)一步加劇財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)。H2得到了驗(yàn)證。

3.主業(yè)競爭力對實(shí)體企業(yè)擴(kuò)大金融活動(dòng)與財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)關(guān)系影響的回歸分析

表3的列(3)報(bào)告了企業(yè)主業(yè)競爭力對實(shí)體企業(yè)擴(kuò)大金融活動(dòng)與財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)調(diào)節(jié)作用的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，交互項(xiàng)Fasset×MP的估計(jì)系數(shù)為-4.885，在1%的水平下顯著。值得注意的是，MP的回歸系數(shù)在1%的水平下顯著為正。以上表明，企業(yè)主業(yè)具有競爭優(yōu)勢能有效改善企業(yè)財(cái)務(wù)狀況，降低企業(yè)自身的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)，但主業(yè)具有競爭優(yōu)勢的實(shí)體企業(yè)擴(kuò)大金融活動(dòng)則會(huì)進(jìn)一步加劇企業(yè)的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)，這一結(jié)果支持了H3。說明現(xiàn)有背景下，我國主業(yè)具有相對競爭優(yōu)勢的實(shí)體企業(yè)依然以“逐利”動(dòng)機(jī)為主擴(kuò)大金融活動(dòng)，“擠出”效應(yīng)和金融產(chǎn)品風(fēng)險(xiǎn)傳染效應(yīng)占主導(dǎo)，進(jìn)而加劇了企業(yè)的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)。因此，主業(yè)相對具有競爭優(yōu)勢的實(shí)體企業(yè)應(yīng)進(jìn)一步聚焦主業(yè)發(fā)展，提高競爭力，優(yōu)化自身財(cái)務(wù)狀況，摒棄基于投機(jī)套利動(dòng)機(jī)的金融投資行為，實(shí)現(xiàn)企業(yè)健康、可持續(xù)發(fā)展。

表3 金融產(chǎn)品份額對財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)影響的回歸結(jié)果

(四)機(jī)制分析

在完美資本市場中，內(nèi)源資金和外源資金可以相互替代，因此公司無須進(jìn)行流動(dòng)性管理。然而，在現(xiàn)實(shí)世界中由于“摩擦”普遍存在，資本市場并不是完美的。

企業(yè)過度擴(kuò)大金融活動(dòng)，尤其是部分長期金融資產(chǎn)占用了企業(yè)有限的資金，導(dǎo)致企業(yè)欲發(fā)展主業(yè)而內(nèi)部缺乏能直接用來投資的資金時(shí)，不得不向外部尋求信貸融資。由于內(nèi)外部資金供需雙方信息不對稱等問題的存在，外部信貸融資成本往往會(huì)顯著高于內(nèi)部資金成本，企業(yè)面臨的融資約束加劇。同時(shí)，金融資產(chǎn)配置數(shù)量越多，固定資產(chǎn)投資數(shù)量就越少[24]。作為企業(yè)重要的抵押資產(chǎn)，固定資產(chǎn)投資數(shù)量減少可能會(huì)影響其籌資能力。從代理角度看，企業(yè)為追求短期利益，將資金投向風(fēng)險(xiǎn)較高的金融資產(chǎn)領(lǐng)域，可能損害債權(quán)人的利益，債權(quán)人將以限定性條款或以較高的利率補(bǔ)償方式來保障其利益，導(dǎo)致企業(yè)的債務(wù)融資成本增加，加劇了企業(yè)的融資約束。此外，管理層出于業(yè)績考核的壓力，偏好短期化策略[5]，將更多的資金配置于金融領(lǐng)域，不僅降低了主業(yè)業(yè)績、損害了公司長期可持續(xù)發(fā)展，還降低了資金供應(yīng)者向外部提供資金的意愿，同時(shí)提高了融資成本。從信息不對稱角度看，由于金融和投資性房地產(chǎn)領(lǐng)域具有更高的風(fēng)險(xiǎn)，將資金投向這些領(lǐng)域勢必造成企業(yè)不確定性的增加，企業(yè)往往傾向隱藏主營業(yè)務(wù)負(fù)面信息的金融投資[9]，這就加大了資金供求雙方的信息不對稱，擴(kuò)大了內(nèi)外融資成本差別，使企業(yè)面臨嚴(yán)重的融資約束。最后，從金融產(chǎn)品自身所具有的風(fēng)險(xiǎn)角度來看，中國的金融市場發(fā)展還不夠完善，系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)較高，這就導(dǎo)致包括股票、債券、金融衍生品和房地產(chǎn)在內(nèi)的金融產(chǎn)品本身具有較高的不確定性，發(fā)生資金損失的可能性比較大，使外部投資者要求更高的投資回報(bào)，導(dǎo)致外部融資成本顯著增加。

在融資約束與財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)關(guān)系的研究中，大部分學(xué)者認(rèn)為企業(yè)在面臨嚴(yán)重的融資約束時(shí)會(huì)向外部尋求債務(wù)融資，增加企業(yè)債務(wù)負(fù)擔(dān)，加大財(cái)務(wù)杠桿風(fēng)險(xiǎn)。王冀寧、陳之超[25]研究發(fā)現(xiàn)，融資受約束公司的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)要高于融資未受約束公司的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)，即融資受約束的公司更容易陷入財(cái)務(wù)困境當(dāng)中，同時(shí)也阻礙了企業(yè)的成長。因此，本文認(rèn)為，企業(yè)面臨的融資約束越強(qiáng)，財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)越高。

本文借鑒Baron & Kenny[26]的中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序，構(gòu)建模型(5)～模型(7)，以考察實(shí)體企業(yè)擴(kuò)大金融活動(dòng)是否通過融資約束對企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)產(chǎn)生影響。

ZScoreit=α0+α1Fassetit+∑Control+

∑Year+∑Ind+εit

(5)

KZit=δ0+δ1Fassetit+∑Control+

∑Year+∑Ind+εit

(6)

ZScoreit=η0+η1Fassetit+η2KZit+

∑Control+∑Year+∑Ind+εit

(7)

對融資約束的中介機(jī)制進(jìn)行回歸分析，回歸結(jié)果見表4的列(1)～列(3)。結(jié)果顯示，實(shí)體企業(yè)擴(kuò)大金融活動(dòng)與融資約束的估計(jì)系數(shù)在1%的水平下顯著為正，表明當(dāng)前背景下我國實(shí)體企業(yè)配置金融產(chǎn)品的比例越高，企業(yè)面臨的融資約束越大。加入中介變量后，金融產(chǎn)品份額與財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)ZScore的估計(jì)系數(shù)由加入前的-2.910變成了-2.601，且均在1%的水平下顯著。中介變量融資約束與財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)ZScore的估計(jì)系數(shù)為-0.221，且在1%的水平下顯著，表明企業(yè)融資約束越高，財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)越大。由此可見，融資約束在企業(yè)擴(kuò)大金融活動(dòng)加劇財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的影響中存在部分中介作用，即實(shí)體企業(yè)擴(kuò)大金融活動(dòng)加劇了企業(yè)的融資約束，進(jìn)而加大了企業(yè)的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)。同時(shí)，本文還進(jìn)行了Sobel檢驗(yàn)，p值為0.006，在1%的水平下顯著，說明中介效應(yīng)顯著。

(五)進(jìn)一步研究

1.金融產(chǎn)品流動(dòng)性水平的影響

短期金融產(chǎn)品具有流動(dòng)性強(qiáng)、轉(zhuǎn)換成本較低、變現(xiàn)速度快等優(yōu)勢，能夠有效地滿足主業(yè)生產(chǎn)運(yùn)營、償還到期債務(wù)的資金需要，“蓄水池”效應(yīng)顯著，可以有效降低財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)。反之，如果企業(yè)持有大量不能迅速變現(xiàn)的長期金融產(chǎn)品，不僅會(huì)降低企業(yè)資金的流動(dòng)性，加劇企業(yè)的融資約束，還會(huì)在一定程度上占用主業(yè)發(fā)展資金，“擠出”實(shí)業(yè)投資，加劇財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)。因此，考慮到企業(yè)持有不同類型的金融產(chǎn)品可能會(huì)對財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)產(chǎn)生差異化影響，參考黃賢環(huán)等[7]的研究，根據(jù)金融產(chǎn)品的流動(dòng)性水平，本文將其劃分為短期金融產(chǎn)品和長期金融產(chǎn)品，進(jìn)一步將金融活動(dòng)按照流動(dòng)性水平分為短期金融產(chǎn)品份額(Short_Fasset)和長期金融產(chǎn)品份額(Long_Fasset)，以考察其差異化的影響。其中，短期金融產(chǎn)品份額(Short_Fasset)=(交易性金融資產(chǎn)+買入返售金融資產(chǎn)+衍生金融資產(chǎn)+發(fā)放貸款及墊款+交易性金融負(fù)債+衍生金融負(fù)債)/資產(chǎn)總額，長期金融產(chǎn)品份額(Long_Fasset)=(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)+債權(quán)投資+其他債權(quán)投資+其他權(quán)益工具投資+長期股權(quán)投資)/資產(chǎn)總額。回歸結(jié)果見表4的列(4)和列(5)。結(jié)果顯示：短期金融產(chǎn)品投資“蓄水池”效應(yīng)占主導(dǎo)，表現(xiàn)為降低了企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)；長期金融產(chǎn)品投資“擠出”效應(yīng)占主導(dǎo)，表現(xiàn)為加劇了企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)。

2.產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的影響

相較于國有實(shí)體企業(yè)，非國有實(shí)體企業(yè)由于外部資本市場發(fā)展不完善、資金供求雙方信息不對稱、外部融資渠道有限等導(dǎo)致其融資相對困難，面臨的融資約束問題更嚴(yán)重。因此，當(dāng)非國有企業(yè)將有限的資金用于擴(kuò)大金融活動(dòng)時(shí)，金融產(chǎn)品所產(chǎn)生的“擠出”效應(yīng)將更顯著，表現(xiàn)為對企業(yè)的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的加劇程度更大。反之，國有實(shí)體企業(yè)具有天然的“政治優(yōu)勢”和“預(yù)算軟約束”[27-29]，同時(shí)，掌握較多稀缺資源的政府對國有企業(yè)存有“父愛主義”和“政治庇護(hù)”[27]，這使國有實(shí)體企業(yè)能以較低的成本分配到國家更多的信貸額度，融資約束較低。因此，實(shí)體企業(yè)擴(kuò)大金融活動(dòng)行為所產(chǎn)生的“擠出”效應(yīng)在國有企業(yè)中表現(xiàn)不明顯。綜上所述，相較于非國有實(shí)體企業(yè)，企業(yè)擴(kuò)大金融活動(dòng)對財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的加劇作用在國有企業(yè)中更弱。本文在模型中引入產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(Ownership)與金融產(chǎn)品份額的交互項(xiàng)(Fasset×Ownership)進(jìn)行檢驗(yàn)。當(dāng)企業(yè)為國有實(shí)體企業(yè)時(shí)，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(Ownership)取值為1，否則取值為0。檢驗(yàn)結(jié)果見表4的列(6)，結(jié)果顯示相對于非國有實(shí)體企業(yè)，國有實(shí)體企業(yè)擴(kuò)大金融活動(dòng)所帶來的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)顯著更低。

(六)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.更換關(guān)鍵變量的度量方法

(1)改變金融資產(chǎn)的范圍。參考謝富勝、匡曉璐[8]的研究，本文將交易性金融負(fù)債和衍生金融負(fù)債剔除，重新定義解釋變量金融產(chǎn)品持有份額(Fasset_1)進(jìn)行回歸，結(jié)果見表5的列(1)～列(3)所示。結(jié)果顯示，研究結(jié)論不變。

(2)改變財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的衡量指標(biāo)。采用Altman[30]提出的修正Z值(Ad_ZScore)來進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，具體回歸結(jié)果見表5的列(4)～列(6)。結(jié)果顯示，研究結(jié)論不變。

表5 改變金融資產(chǎn)的范圍和財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的衡量指標(biāo)的回歸結(jié)果

2.工具變量法

表6 工具變量檢驗(yàn)結(jié)果

3.傾向得分匹配(PSM)

文章結(jié)果可能受到樣本自選擇的影響，比如企業(yè)擴(kuò)大金融活動(dòng)的現(xiàn)象發(fā)生在本來財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)較大的實(shí)體企業(yè)中。為降低樣本選擇帶來的自選擇問題，采用 PSM 降低樣本選擇偏差：首先，定義虛擬變量D_Fasset，當(dāng)公司配置金融產(chǎn)品的份額大于樣本年度—行業(yè)中位數(shù)時(shí)取值為1，否則為0；然后，識別出公司D_Fasset為1的第一個(gè)年度，選擇企業(yè)規(guī)模(Size)、成長能力(Growth)、盈利能力(Roe)、財(cái)務(wù)杠桿(Lev)、兩職合一(Dual)、高管薪酬(Pay)、獨(dú)立董事規(guī)模(Indirector)、上市公司資本性支出(Expenditure)、現(xiàn)金流狀況(Cf)、上市年限(Age)作為匹配變量，采用PSM傾向得分匹配法得到處理組和控制組，ATT的T值為-3.13。平衡假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果顯示，匹配后所有變量標(biāo)準(zhǔn)偏差絕對值均顯著小于5，表明樣本匹配結(jié)果比較理想。最后，針對匹配樣本進(jìn)行回歸，控制變量選取匹配變量和文章主要模型中的控制變量，結(jié)果見表7。Fasset、Fasset_ZScore和Fasset_MP的系數(shù)均在 1%的水平下顯著，這與上文中的結(jié)果和結(jié)論一致。

表7 PSM匹配后回歸結(jié)果

4.子樣本回歸

(1)考慮到金融危機(jī)的沖擊與2008年政府“四萬億”投資計(jì)劃的實(shí)施，可能會(huì)對研究結(jié)論帶來影響，本文剔除2008年和2009年數(shù)據(jù)重新進(jìn)行回歸?；貧w結(jié)果見表8的列(1)～列(3)，顯示結(jié)論與前文一致。

(2)考慮到制造業(yè)是實(shí)體經(jīng)濟(jì)體的主體，借鑒杜勇等[5]的研究，本文篩選出制造業(yè)子樣本進(jìn)行回歸。回歸結(jié)果見表8的列(4)～列(6)，顯示結(jié)論與前文一致。

表8 企業(yè)擴(kuò)大金融活動(dòng)對財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)影響的子樣本回歸結(jié)果

五、研究結(jié)論與啟示

(一)研究結(jié)論

實(shí)體經(jīng)濟(jì)盈利能力的下降和金融領(lǐng)域利潤率的上升是實(shí)體企業(yè)擴(kuò)大金融活動(dòng)的重要驅(qū)動(dòng)力。盡管實(shí)體企業(yè)擴(kuò)大金融活動(dòng)可能緩解融資約束、改善盈利水平，但也可能影響企業(yè)財(cái)務(wù)狀況，加劇企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)。對此，本文基于A股上市公司2007—2019年的數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了實(shí)體企業(yè)擴(kuò)大金融活動(dòng)對企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的影響。研究發(fā)現(xiàn)，我國實(shí)體企業(yè)擴(kuò)大金融活動(dòng)顯著加劇了企業(yè)的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)。這一加劇效應(yīng)在不同財(cái)務(wù)狀況的企業(yè)中不同：低財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的實(shí)體企業(yè)擴(kuò)大金融活動(dòng)對財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的加劇效應(yīng)不顯著，高財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的實(shí)體企業(yè)擴(kuò)大金融活動(dòng)則會(huì)進(jìn)一步加劇財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)，形成惡性循環(huán)。此外，本文還發(fā)現(xiàn)，主業(yè)具有競爭優(yōu)勢的實(shí)體企業(yè)擴(kuò)大金融活動(dòng)更加劇了企業(yè)的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)。進(jìn)一步驗(yàn)證了現(xiàn)有背景下我國實(shí)體企業(yè)更多的是基于逐利動(dòng)機(jī)開展金融投資，“擠出”效應(yīng)和金融產(chǎn)品風(fēng)險(xiǎn)傳染效應(yīng)占主導(dǎo)。作用機(jī)制檢驗(yàn)表明，融資約束在企業(yè)擴(kuò)大金融活動(dòng)與財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)關(guān)系中發(fā)揮了部分中介效用，即實(shí)體企業(yè)擴(kuò)大金融活動(dòng)加劇了企業(yè)的融資約束，進(jìn)而加大了企業(yè)的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，以長期金融產(chǎn)品為主的金融投資，“擠出”效應(yīng)占主導(dǎo)，加劇了財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)；而以短期金融產(chǎn)品為主的金融投資，“蓄水池”效應(yīng)占主導(dǎo)，抑制了財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)。相對于非國有實(shí)體企業(yè)，國有實(shí)體企業(yè)擴(kuò)大金融活動(dòng)對財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的影響更小。

(二)研究啟示

基于上述研究結(jié)論，本文得到以下政策啟示。

從宏觀層面看，政府應(yīng)加強(qiáng)資本市場監(jiān)管和政策引導(dǎo)。具體而言：一是深化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，加大減稅降費(fèi)力度，完善引導(dǎo)經(jīng)濟(jì)“脫虛入實(shí)”相關(guān)政策。拓寬實(shí)體企業(yè)融資渠道，堅(jiān)持創(chuàng)新引領(lǐng)，依靠創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展，著力提高實(shí)體企業(yè)主業(yè)盈利能力，提振實(shí)體企業(yè)信心，進(jìn)一步繁榮市場、擴(kuò)大內(nèi)需，增強(qiáng)經(jīng)濟(jì)活力，吸納資本從金融市場向?qū)崢I(yè)領(lǐng)域回流，從根本上解決實(shí)體企業(yè)基于逐利動(dòng)機(jī)過度擴(kuò)大金融活動(dòng)問題。二是完善資本市場監(jiān)管，降低企業(yè)擴(kuò)大金融活動(dòng)產(chǎn)生的消極影響。規(guī)范資管業(yè)務(wù)發(fā)展，建立以宏觀審慎和微觀審慎為主導(dǎo)、行為和功能監(jiān)管相結(jié)合的全方位監(jiān)管方式。三是規(guī)范實(shí)體企業(yè)的金融活動(dòng)，引導(dǎo)實(shí)體企業(yè)基于預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)開展金融投資，警惕實(shí)體企業(yè)陷入金融投機(jī)的惡性循環(huán)，防止過度投機(jī)現(xiàn)象的發(fā)生。

從微觀層面看，企業(yè)應(yīng)聚焦主業(yè)，著力發(fā)揮金融服務(wù)于主業(yè)的積極作用。第一，完善公司治理，構(gòu)建現(xiàn)代化公司治理體系。具體包括完善經(jīng)理人薪酬機(jī)制，約束管理層短期行為，使其更加關(guān)注實(shí)業(yè)投資所帶來的長期利益，拓寬經(jīng)理人的投資視野。第二，聚焦主業(yè)，將企業(yè)重心集中于實(shí)業(yè)發(fā)展，培植核心競爭力，優(yōu)化企業(yè)財(cái)務(wù)狀況，這樣企業(yè)才更可能基于預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)適度開展金融投資，發(fā)揮“蓄水池”作用。第三，合理配置金融資產(chǎn)，防范財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)。實(shí)體企業(yè)自身應(yīng)基于長遠(yuǎn)戰(zhàn)略發(fā)展適度開展金融活動(dòng)，謹(jǐn)慎選擇高風(fēng)險(xiǎn)金融產(chǎn)品投資。

注 釋：

①借鑒黃群慧(2017)提出的實(shí)體經(jīng)濟(jì)的三層次分類框架：第一個(gè)層次的實(shí)體經(jīng)濟(jì)是制造業(yè)，這是實(shí)體經(jīng)濟(jì)的核心部分，可以理解為最狹義的實(shí)體經(jīng)濟(jì)；第二個(gè)層次的實(shí)體經(jīng)濟(jì)，包括第一個(gè)層次的實(shí)體經(jīng)濟(jì)、農(nóng)業(yè)、建筑業(yè)和除制造業(yè)以外的其他工業(yè)，這是實(shí)體經(jīng)濟(jì)的主體部分，是一般意義或者傳統(tǒng)意義上的實(shí)體經(jīng)濟(jì)；第三個(gè)層次的實(shí)體經(jīng)濟(jì)，包括第二個(gè)層次的實(shí)體經(jīng)濟(jì)、批發(fā)和零售業(yè)、交通運(yùn)輸倉儲(chǔ)和郵政業(yè)、住宿和餐飲業(yè)，以及除金融業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)以外的其他所有服務(wù)業(yè)，這是實(shí)體經(jīng)濟(jì)的整體內(nèi)容，也是最廣義的實(shí)體經(jīng)濟(jì)。本文所指的實(shí)體企業(yè)是第三個(gè)層次的實(shí)體經(jīng)濟(jì)。

②刪除這些數(shù)據(jù)的原因：一是上市公司或者上市集團(tuán)下屬財(cái)務(wù)公司的資金可能并非完全來自上市公司或者上市集團(tuán),可能來自同一控股股東下屬其他兄弟公司,其從事的擴(kuò)大金融活動(dòng)行為并非完全代表上市公司或上市集團(tuán)；二是實(shí)體企業(yè)自身擴(kuò)大金融活動(dòng)與成立專門的金融子公司(如財(cái)務(wù)公司)擴(kuò)大金融活動(dòng)存在顯著差異。

③KZ指數(shù)具體計(jì)算方法為：首先，對全樣本各個(gè)年度都按照經(jīng)營性凈現(xiàn)金流/上期總資產(chǎn)(CF/A-1)、現(xiàn)金股利/上期總資產(chǎn)(DIV/A-1)、現(xiàn)金持有/上期總資產(chǎn)(C/A-1)、資產(chǎn)負(fù)債率(LEV)和Tobin’s Q(Q)進(jìn)行分類。如果CF/A-1低于中位數(shù)，kz1取1，否則取0；如果DIV/A-1低于中位數(shù)，kz2取1，否則取0；如果C/A-1低于中位數(shù)，kz3取1，否則取0；如果LEV高于中位數(shù)，kz4取1，否則取0；如果Q高于中位數(shù)，kz5取1，否則取0。其次，計(jì)算KZ指數(shù)，令KZ=kz1+kz2+kz3+kz4+kz5。再次，采用排序邏輯回歸，將KZ作為因變量對CF/A-1、DIV/A-1、C/A-1、LEV和Q進(jìn)行回歸，估計(jì)出各變量的回歸系數(shù)。最后，運(yùn)用上述回歸模型的估計(jì)結(jié)果，可以計(jì)算出每一家上市公司度量融資約束程度的KZ指數(shù)。

④勒納指數(shù)=(價(jià)格-邊際成本)/價(jià)格。由于有關(guān)邊際成本和價(jià)格的數(shù)據(jù)難以獲得，本文借鑒曾偉強(qiáng)等(2016)的研究，勒納指數(shù)=(主營業(yè)務(wù)收入-主營業(yè)務(wù)成本)/主營業(yè)務(wù)收入。

⑤該方法的特點(diǎn)就在于不需要借助外部因素就可以構(gòu)建一個(gè)有效的工具變量。