顧海峰，張歡歡

（東華大學(xué) 旭日工商管理學(xué)院，上海200051）

一、引言

中國傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)增長方式存在產(chǎn)能過剩、重復(fù)建設(shè)、投資效率低下等結(jié)構(gòu)性問題，由基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和房地產(chǎn)投資驅(qū)動的經(jīng)濟(jì)增長模式越來越明顯。 自2014年進(jìn)入“新常態(tài)”建設(shè)以來，中國經(jīng)濟(jì)增速明顯放緩，國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）由原來的高速增長轉(zhuǎn)為中高速增長，并呈現(xiàn)逐年下降趨勢。 國民經(jīng)濟(jì)增速放緩可能會導(dǎo)致實(shí)體經(jīng)濟(jì)的疲軟，然而卻使得金融投資變得更為活躍。 自20 世紀(jì)70年代開始，經(jīng)濟(jì)金融化、全球化和新自由主義成了資本主義發(fā)展的三大趨勢，金融增長遠(yuǎn)遠(yuǎn)快于實(shí)體經(jīng)濟(jì)［1］。 資本逐利性特征使得大量資本聚集到金融及房地產(chǎn)等高利潤行業(yè)，過度膨脹的虛擬化經(jīng)濟(jì)最終引發(fā)了實(shí)體經(jīng)濟(jì)“金融化”現(xiàn)象。

微觀層面的企業(yè)金融化是指企業(yè)通過投資于金融產(chǎn)品或持股金融機(jī)構(gòu)而不斷將固定資產(chǎn)置換成金融產(chǎn)品的過程。 其表現(xiàn)形式主要有兩個方面：一方面，企業(yè)將大量的自有基金投資于金融產(chǎn)品使得企業(yè)的金融資產(chǎn)配置占據(jù)總資產(chǎn)的絕大部分，非金融類企業(yè)的“去工業(yè)化”現(xiàn)象嚴(yán)重［2］。 另一方面，金融領(lǐng)域的獲利水平逐漸成為非金融類上市企業(yè)主要的盈利模式，即企業(yè)主要的利潤來源依靠于金融市場而非主營業(yè)務(wù)市場。 甚至有學(xué)者研究表明，非金融類上市企業(yè)中有超過50%的可支配自有資金來自股息收入和利息收入［3］。 企業(yè)金融化程度的不斷加深必然影響企業(yè)的投資效率。 一方面，在企業(yè)可支配資金不變的情況下，企業(yè)將更多資金配置到金融市場勢必會擠占實(shí)體投資，進(jìn)而對投資效率產(chǎn)生影響。 另一方面，企業(yè)從金融渠道獲得高額利潤又有可能填補(bǔ)企業(yè)先前的投資不足，進(jìn)而影響實(shí)體投資效率。 那么在金融資產(chǎn)獲得高額利潤之后，企業(yè)管理層到底是會用于發(fā)展實(shí)業(yè)，還是陷入“投資金融資產(chǎn)—獲得高額收益—投資金融資產(chǎn)”的“炒錢”循環(huán)中，這是我們需要慎重考慮的問題。此外，企業(yè)投資行為與企業(yè)價值、管理層報酬等也有著密切聯(lián)系，為實(shí)現(xiàn)股東財富最大化目標(biāo)，管理層必須謹(jǐn)慎考慮企業(yè)投資行為，以盡可能減少低效投資而提高效率投資。 但根據(jù)委托代理理論，信息不對稱下管理層很可能會通過損害所有者權(quán)益渠道來滿足自身利益最大化，從而導(dǎo)致企業(yè)投資效率低下，非效率投資主要體現(xiàn)為構(gòu)建經(jīng)理人投資帝國的投資過剩［4］和經(jīng)理人不作為的投資不足［5］。 隨著金融業(yè)與其他行業(yè)利潤差距不斷拉大，管理層為能夠給企業(yè)創(chuàng)造更多利潤，有可能將更多資金投入到金融領(lǐng)域，從而進(jìn)一步加大企業(yè)金融化程度，由此對實(shí)體投資效率產(chǎn)生影響。

本文試圖解決以下問題：企業(yè)金融化對實(shí)體投資效率是否存在影響？ 這種影響是否存在異質(zhì)性特征？在企業(yè)金融化對實(shí)體投資效率的影響中，實(shí)體投資水平與融資約束是否承擔(dān)著中介作用？宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境對企業(yè)金融化與實(shí)體投資效率關(guān)系是否具有調(diào)節(jié)作用？ 企業(yè)金融化對投資過度與投資不足兩種狀態(tài)企業(yè)實(shí)體投資效率的影響是否存在非對稱性特征？ 這些都是值得研究的新問題，本研究對于實(shí)現(xiàn)中國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有重要意義。

二、文獻(xiàn)回顧

企業(yè)投資效率已成為學(xué)術(shù)界的研究熱點(diǎn)，它主要是指在企業(yè)一定的投資金額和投資周期內(nèi)所能達(dá)到的最大回報。 經(jīng)典的投資理論認(rèn)為，市場上投資者都是理性的，投資者會基于完善的市場機(jī)制進(jìn)行投資。然而這并不符合現(xiàn)實(shí)。企業(yè)投資行為并不完全與理論假設(shè)保持一致，現(xiàn)實(shí)的投資市場也并非完全信息對稱，這些因素均可能導(dǎo)致企業(yè)投資行為的異化，即導(dǎo)致企業(yè)低效投資。 針對企業(yè)金融化對企業(yè)實(shí)體投資的影響，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要存在兩種觀點(diǎn)：一種觀點(diǎn)認(rèn)為企業(yè)金融化對企業(yè)實(shí)體投資存在“儲蓄效應(yīng)”，另一種觀點(diǎn)認(rèn)為企業(yè)金融化對企業(yè)實(shí)體投資存在“擠出效應(yīng)”。

早期文獻(xiàn)傾向于企業(yè)金融化對實(shí)體投資存在“儲蓄效應(yīng)”的觀點(diǎn)。 支持該觀點(diǎn)的主要依據(jù)在于：第一，金融資產(chǎn)憑借其流動性高、回收期短、變現(xiàn)快等特點(diǎn)能夠有效增加企業(yè)資產(chǎn)的流動性水平，使企業(yè)在受到外部環(huán)境沖擊或面臨財務(wù)困境時能夠及時變現(xiàn)，為實(shí)體產(chǎn)業(yè)發(fā)展提供資金［6］。 此外，也有學(xué)者認(rèn)為企業(yè)持有少量金融資產(chǎn)或持股金融機(jī)構(gòu)在一定程度上會緩解企業(yè)融資約束［7］，為企業(yè)擴(kuò)大再生產(chǎn)等行為提供資金支持。 第二，利潤水平是決定企業(yè)穩(wěn)定發(fā)展的重要前提，足夠的現(xiàn)金流是企業(yè)經(jīng)營發(fā)展的重要保證［8］，因此，企業(yè)從金融渠道獲得的利潤及金融資產(chǎn)變現(xiàn)得到的現(xiàn)金能夠改善企業(yè)現(xiàn)金流及提高盈利能力［9］。 同時，企業(yè)從金融渠道獲得的高收益還能有效緩解外部沖擊，當(dāng)外部宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境下行時，企業(yè)能夠利用充足的現(xiàn)有資金滿足企業(yè)投資發(fā)展［10］。

2008年全球金融危機(jī)的發(fā)生促使學(xué)者們開始關(guān)注企業(yè)金融化對企業(yè)實(shí)體投資的“擠出效應(yīng)”。企業(yè)金融化對實(shí)體投資的擠出效應(yīng)主要依據(jù)以下兩種方式實(shí)現(xiàn)：第一，委托代理理論導(dǎo)致的“內(nèi)部人控制”問題使得企業(yè)會實(shí)施股權(quán)激勵計(jì)劃，即通過激勵機(jī)制使管理層和股東的利益趨同以達(dá)到股價上漲和股利增加的共同目標(biāo)。 因此，基于自身利益的考慮，管理層會投資于短期收益率較高的金融領(lǐng)域，從而引導(dǎo)資金遠(yuǎn)離實(shí)體投資。 同時，管理層會通過回購股票等措施來提高股價，以保障其在行權(quán)時獲得最大收益［11］。 第二，經(jīng)濟(jì)金融化的深度發(fā)展使得大量金融機(jī)構(gòu)成為企業(yè)股東，而熱衷于追求短期利益的金融機(jī)構(gòu)會迫使管理層增加股利支付或股票回購，這些行為無疑會減少企業(yè)內(nèi)部可用資金，從而減少資本積累而擠出實(shí)體投資。 當(dāng)金融產(chǎn)品的投資收益高于實(shí)體產(chǎn)業(yè)時，市場自然會吸引更多產(chǎn)業(yè)資本流向金融領(lǐng)域，此時企業(yè)更傾向于增加金融機(jī)構(gòu)持股或配置更多金融資產(chǎn)，從而減少實(shí)體投資［12］。

綜上，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要考察企業(yè)金融化對實(shí)體投資水平的影響，但鮮有文獻(xiàn)考察企業(yè)金融化與實(shí)體投資效率的關(guān)系，且尚未涉及兩者關(guān)系的異質(zhì)性特征及作用機(jī)制的考察。 本文的主要貢獻(xiàn)在于：第一，構(gòu)建面板回歸基準(zhǔn)模型，考察企業(yè)金融化對實(shí)體投資效率的影響。 第二，針對產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、資本結(jié)構(gòu)、成長性等異質(zhì)性變量，考察企業(yè)金融化對實(shí)體投資效率影響的異質(zhì)性特征。 第三，構(gòu)建中介效應(yīng)模型，考察實(shí)體投資水平與融資約束在企業(yè)金融化與實(shí)體投資效率的關(guān)系中是否承擔(dān)著中介作用。第四，構(gòu)建調(diào)節(jié)效應(yīng)模型，考察宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境對企業(yè)金融化與實(shí)體投資效率關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。 第五，進(jìn)一步考察金融化對投資過度與投資不足兩種狀態(tài)企業(yè)實(shí)體投資效率的非對稱性影響。 本研究成果將為提升中國企業(yè)投資效率及實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，提供重要的理論指導(dǎo)與決策參考。

三、理論分析與研究假設(shè)

（一）企業(yè)金融化與實(shí)體投資效率

企業(yè)金融化行為可能會阻礙實(shí)體投資發(fā)展，也可能會為企業(yè)未來實(shí)體投資奠定基礎(chǔ)。 考慮到企業(yè)非效率投資主要表現(xiàn)為投資過度與投資不足兩種行為［13］，在金融化行為對企業(yè)實(shí)體投資的“擠出效應(yīng)”作用下，企業(yè)金融資產(chǎn)配置的金融化行為與企業(yè)實(shí)體投資效率之間將呈現(xiàn)較為復(fù)雜的非線性關(guān)系。 企業(yè)配置金融資產(chǎn)是基于提高資產(chǎn)收益率的市場套利行為［14］，即企業(yè)配置金融資產(chǎn)是在滿足實(shí)體投資資金需求之后的投資行為。 當(dāng)企業(yè)實(shí)體產(chǎn)業(yè)經(jīng)營收益處于低水平狀態(tài)下，企業(yè)將通過金融化渠道來獲取高收益，以此來實(shí)現(xiàn)金融化對實(shí)體投資的替代效應(yīng)。 但是，金融化的替代效應(yīng)會在很大程度上擠占企業(yè)對實(shí)體產(chǎn)業(yè)的研發(fā)投入，由此抑制企業(yè)對實(shí)體產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新傾向及行為，這種現(xiàn)象在內(nèi)控質(zhì)量低下的企業(yè)中更為顯著［15］，從而會加劇企業(yè)金融化行為而導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)陷入“脫實(shí)向虛”狀態(tài)。 對此，適度的企業(yè)金融化水平會制約管理層盲目的投資過度行為，使企業(yè)投資逐漸收斂到最佳投資規(guī)模，從而優(yōu)化投資效率，此時企業(yè)金融化與實(shí)體投資效率之間具有正相關(guān)關(guān)系。 但是，一旦企業(yè)配置過多的金融資產(chǎn)，勢必會降低其實(shí)體投資效率。 尤其是針對具有銀行人事或股權(quán)關(guān)聯(lián)的企業(yè)，其享有的融資便利優(yōu)勢容易引發(fā)企業(yè)資本結(jié)構(gòu)偏離過度而加大投資擴(kuò)張［16］，由此加大企業(yè)非效率投資程度，從而降低實(shí)體投資效率。 與此同時，擴(kuò)張性經(jīng)營戰(zhàn)略也會促使企業(yè)加大債務(wù)資本募集傾向及動機(jī)，由此導(dǎo)致企業(yè)實(shí)際投資水平與目標(biāo)投資水平之間形成較大偏差［17］，從而也會降低企業(yè)實(shí)體投資效率，此時企業(yè)金融化與實(shí)體投資效率之間具有負(fù)相關(guān)關(guān)系。 基于此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)H1：企業(yè)金融化與非效率投資之間存在U 型關(guān)系，即企業(yè)金融化與實(shí)體投資效率之間具有倒U 型關(guān)系。

（二）實(shí)體投資水平與融資約束的中介作用

一方面，企業(yè)配置金融資產(chǎn)的金融化行為可以通過實(shí)體投資水平來直接影響企業(yè)投資效率。 企業(yè)金融化會對企業(yè)實(shí)業(yè)資本積累產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”，同時企業(yè)實(shí)體投資與其投資效率之間又具有著密不可分的聯(lián)系。 因此，本文認(rèn)為企業(yè)金融化行為會通過影響企業(yè)實(shí)體投資水平渠道來影響企業(yè)實(shí)體投資效率。 另一方面，企業(yè)配置金融資產(chǎn)的金融化行為可能會通過影響其融資約束程度來影響實(shí)體投資效率。 企業(yè)面臨的融資約束程度提高會減少其投資活動，企業(yè)融資約束程度的提高可能會減少企業(yè)投資過?；?qū)е峦顿Y疲軟。 企業(yè)金融化行為會加劇其外部融資約束［18］。 企業(yè)將過多資金投資于金融領(lǐng)域而非發(fā)展主營業(yè)務(wù)的行為可能使得銀行認(rèn)為企業(yè)存在“虛假繁榮”的現(xiàn)象，從而不予發(fā)放貸款，這會加劇企業(yè)融資約束程度，由此影響企業(yè)實(shí)體投資水平，從而影響企業(yè)實(shí)體投資效率。 基于此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)H2：實(shí)體投資水平與融資約束在企業(yè)金融化與實(shí)體投資效率的關(guān)系中承擔(dān)著中介作用。

（三）宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境的調(diào)節(jié)作用

政府將通過宏觀經(jīng)濟(jì)政策影響企業(yè)所處的宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境，從而對企業(yè)盈利及生產(chǎn)經(jīng)營產(chǎn)生調(diào)節(jié)作用。 具體而言，政府可能會通過降低貸款利率或增加貨幣投入量來營造良好的投資環(huán)境，從信貸渠道與貨幣渠道調(diào)整經(jīng)濟(jì)運(yùn)行以達(dá)到宏觀調(diào)控目的［19］。 當(dāng)宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境上行時，企業(yè)盈利能力較強(qiáng)而破產(chǎn)概率及破產(chǎn)成本較小，基于權(quán)衡理論企業(yè)管理層可能會選擇增加負(fù)債以擴(kuò)大企業(yè)實(shí)體投資規(guī)模，并尋求稅收收益。 此時由于宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境向好會改善商品市場和資本市場環(huán)境，減少企業(yè)破產(chǎn)概率和非效率投資，并增加投資獲益的可能，從而促使企業(yè)通過金融渠道獲得的投資收益加大實(shí)體投資，由此影響企業(yè)實(shí)體投資效率。 當(dāng)宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境下行時，內(nèi)部流動資金的減少會使得企業(yè)更有動力配置更多金融資產(chǎn)以增加其資產(chǎn)流動性和獲利水平。 與此同時，下行的宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境會導(dǎo)致銀行貸款利率上升加大企業(yè)融資成本，基于優(yōu)序融資理論企業(yè)會通過金融化方式來增加內(nèi)部資金，以保證企業(yè)的正常經(jīng)營及發(fā)展。 此外，經(jīng)濟(jì)政策不確定性的提高會引發(fā)宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境的不確定，考慮到宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境的不確定會加劇企業(yè)融資約束程度，由此會影響企業(yè)實(shí)體投資水平［20］，進(jìn)而影響實(shí)體投資效率。 基于此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)H3：宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境對企業(yè)金融化與實(shí)體投資效率的關(guān)系具有非對稱性調(diào)節(jié)作用。

四、實(shí)證研究設(shè)計(jì)

（一）樣本數(shù)據(jù)來源

本文選取2010—2018年中國全部A 股上市公司年度數(shù)據(jù)，在此基礎(chǔ)上剔除了金融、保險業(yè)以及房地產(chǎn)行業(yè)上市企業(yè)，剔除了ST 上市企業(yè)，剔除了主要變量缺失的企業(yè)，最終共得到18903 個觀測值。上市公司數(shù)據(jù)均來自CSMAR 和Wind 數(shù)據(jù)庫，宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境相關(guān)指標(biāo)來自國家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)庫，部分?jǐn)?shù)據(jù)經(jīng)作者手工計(jì)算得到。 同時，本文對模型中的連續(xù)變量進(jìn)行了1%和99%分位數(shù)的縮尾（Winsorize）處理，以剔除極端值對實(shí)證結(jié)果的影響。

（二）變量定義與構(gòu)造

1.企業(yè)非效率投資

本文參考陳運(yùn)森與黃健嶠［21］的研究，采用Richardson［22］建立的模型來衡量企業(yè)投資效率。具體模型構(gòu)建如下：

其中Invest 為企業(yè)當(dāng)年的投資水平。 剩余的控制變量有企業(yè)成長性Growth、企業(yè)資本結(jié)構(gòu)（資產(chǎn)負(fù)債率）Lev、貨幣資金與總資產(chǎn)的比例Cash、企業(yè)年齡Lnage、資產(chǎn)規(guī)模Lnsize、公司股票年度回報Ret 以及年度固定效應(yīng)Year 和個體固定效應(yīng)μ。 研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)當(dāng)年的實(shí)際投資水平可能受到上年度Invest、Growth、Lev、Cash、Lnage、Lnsize 以及Ret 等因素的影響。 上述模型中的殘差（即為企業(yè)非效率投資水平。＞0 說明企業(yè)存在投資過剩行為；＜0 說明企業(yè)處于投資萎靡狀態(tài)；接近于0 說明企業(yè)的實(shí)際投資水平約等于最佳投資規(guī)模，此時企業(yè)的投資效率最高。 本文對殘差取絕對值，以衡量企業(yè)實(shí)際投資額對目標(biāo)投資額的偏離程度，偏離程度越大，則企業(yè)投資效率就越低。

2.企業(yè)金融化

本文以企業(yè)配置金融資產(chǎn)的比例來衡量企業(yè)金融化水平。 變量定義與構(gòu)造見表1。

表1 變量定義與構(gòu)造

（三）計(jì)量模型構(gòu)建

為考察企業(yè)金融化對實(shí)體投資效率的影響及其異質(zhì)性特征，本文構(gòu)建如下基準(zhǔn)模型：

其中Inn 表示企業(yè)的總體非效率投資。

為考察實(shí)體投資水平與融資約束的中介作用，本文借鑒溫忠麟等［23］對于中介效應(yīng)的“三步法”檢驗(yàn)步驟，基于U 型結(jié)構(gòu)拐點(diǎn)進(jìn)行分區(qū)間檢驗(yàn)實(shí)體投資水平的中介效應(yīng)。模型（3）～模型（5）用于檢驗(yàn)實(shí)體投資水平的中介作用。 檢驗(yàn)過程如下：第一，檢驗(yàn)企業(yè)金融化是否對企業(yè)非效率投資有顯著影響，觀察模型（3）中Fhold 的估計(jì)參數(shù)；第二，檢驗(yàn)企業(yè)金融化是否對實(shí)體投資水平有顯著影響，觀察模型（4）Fhold 的估計(jì)參數(shù)β1；第三，同時檢驗(yàn)企業(yè)金融化、實(shí)體投資水平對非效率投資是否影響顯著，觀察模型（5）中Fhold 和Invest 的估計(jì)參數(shù)若β1、至少有一個不顯著，則需要通過Sobel 檢驗(yàn)判斷中介效應(yīng)（β1×）的顯著性。 模型（3）（6）（7）用于檢驗(yàn)融資約束的中介作用，檢驗(yàn)方法同上。

為考察宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境對企業(yè)金融化與實(shí)體投資效率關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，本文以U 型結(jié)構(gòu)拐點(diǎn)為門檻分區(qū)間討論了宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境的調(diào)節(jié)作用。 在模型（3）中加入宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境變量（ΔGDP）及其與企業(yè)金融化的交乘項(xiàng)（ΔGDP*Fhold）構(gòu)建模型（8），其中調(diào)節(jié)變量（ΔGDP）和企業(yè)金融化變量（Fhold）在形成交乘項(xiàng)之前分別進(jìn)行了去中心化處理。 如果假設(shè)H3 成立，則交乘項(xiàng)系數(shù)β3顯著。

（四）變量描述性統(tǒng)計(jì)

表2 報告了變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。 由表2 可知，自2010年以來上市公司配置金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)比例的均值為21.47%，該比例已經(jīng)超過了企業(yè)總資產(chǎn)的1/5，而實(shí)體投資水平的均值僅為5.38%，還不足企業(yè)總資產(chǎn)的1/10。同時，部分非金融類上市公司持有金融產(chǎn)品的最高比例已達(dá)到86.47%，這一比例已遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過企業(yè)進(jìn)行實(shí)體投資所配置的資金占比，這說明進(jìn)行金融產(chǎn)品交易已經(jīng)成為非金融類上市企業(yè)不可或缺的交易活動，企業(yè)金融化傾向及行為較為明顯，企業(yè)“脫實(shí)向虛”現(xiàn)象較為嚴(yán)重。

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

五、實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果分析

（一）基準(zhǔn)模型檢驗(yàn)：企業(yè)金融化對實(shí)體投資效率的影響及其異質(zhì)性特征

本文選取全樣本數(shù)據(jù)對企業(yè)金融化對實(shí)體投資效率的影響進(jìn)行回歸分析。 由表3 第（1）列的回歸結(jié)果可以看出，企業(yè)金融資產(chǎn)持有量（Fhold）的回歸參數(shù)顯著為負(fù)，而其平方項(xiàng)（Fhold2）的回歸參數(shù)則顯著為正。 這說明企業(yè)配置金融資產(chǎn)導(dǎo)致的金融化行為與實(shí)體非效率投資之間具有非線性的U 型關(guān)系，換言之，企業(yè)金融化與企業(yè)投資效率之間具有顯著的倒U 型關(guān)系，即企業(yè)持有適量的金融資產(chǎn)有助于提高其實(shí)體投資效率，但企業(yè)金融化水平一旦超越拐點(diǎn)反而會降低實(shí)體投資效率。 由上述回歸結(jié)果可知，該U 型曲線的拐點(diǎn)為Fhold=0.130/（0.219*2）=29.68%，恰好落在樣本有效區(qū)間［0.0102，0.8647］內(nèi)，說明企業(yè)金融化與實(shí)體投資效率之間存在倒U 型關(guān)系。

此外，本文將從產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、資本結(jié)構(gòu)、成長性等企業(yè)微觀特征層面來進(jìn)一步考察企業(yè)金融化對企業(yè)實(shí)體投資效率的異質(zhì)性影響。 本文以特征變量中位數(shù)為劃分標(biāo)準(zhǔn)，將全樣本劃分為高特征值企業(yè)和低特征值企業(yè)兩個子樣本進(jìn)行分組異質(zhì)性檢驗(yàn)。異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果見表3 第（2）～（7）列。由檢驗(yàn)結(jié)果可知，各個子樣本中企業(yè)持有金融資產(chǎn)的平方項(xiàng)（Fhold2）的估計(jì)參數(shù)均顯著為正，且其一次項(xiàng)的系數(shù)顯著為負(fù)，說明企業(yè)金融化與不同微觀特征企業(yè)的非效率投資之間均具有U 型關(guān)系，故企業(yè)金融化與實(shí)體投資效率的倒U 型關(guān)系在不同子樣本中均顯著存在。

進(jìn)一步地，為更準(zhǔn)確說明不同分組樣本之間企業(yè)金融化對實(shí)體非效率投資的影響是否存在組間系數(shù)差異，本文對“產(chǎn)權(quán)性質(zhì)”和“資產(chǎn)負(fù)債率”分樣本的組間系數(shù)進(jìn)行了Chow 檢驗(yàn)。 以產(chǎn)權(quán)性質(zhì)為例，引入虛擬變量Private，國有企業(yè)Private=1、非國有企業(yè)Private=0，然后將變量Private 及交乘項(xiàng)Private*Fhold 和Private*Fhold2納入基準(zhǔn)回歸模型。 通過比較交乘項(xiàng)的系數(shù)是否與基準(zhǔn)模型產(chǎn)生顯著差異，從而證明不同分樣本之間企業(yè)金融化對投資效率的影響是否存在顯著差異。 不同資本結(jié)構(gòu)的Chow 檢驗(yàn)方法與上述檢驗(yàn)步驟類似，本文不再贅述。 根據(jù)Chow 檢驗(yàn)的結(jié)果可知，企業(yè)金融化對實(shí)體投資效率的影響在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和不同資產(chǎn)負(fù)債率的企業(yè)中均具有顯著差異。

表3 第（2）列和第（3）列的結(jié)果顯示，無論在非國有企業(yè)還是在國有企業(yè)的樣本中，F(xiàn)hold 系數(shù)均顯著為負(fù)，F(xiàn)hold2系數(shù)均顯著為正，并且兩個分樣本對應(yīng)的拐點(diǎn)分別為0.3 和0.2891，恰好落在本文的研究樣本區(qū)間內(nèi)，說明企業(yè)的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)不會影響兩個變量之間的關(guān)系，即不管是非國有企業(yè)還是國有企業(yè)，企業(yè)金融化與非效率投資之間均存在U 型關(guān)系。但對比兩組樣本后發(fā)現(xiàn)，相對于國有企業(yè)組，非國有企業(yè)組的拐點(diǎn)相對較小。 該結(jié)果表明，企業(yè)金融化程度不斷提高時，將首先對非國有企業(yè)投資效率產(chǎn)生負(fù)面影響，即企業(yè)金融化對國有企業(yè)投資效率的負(fù)面影響要滯后于非國有企業(yè)。 換言之，當(dāng)企業(yè)金融化程度處于同一水平時，國有企業(yè)的實(shí)體投資效率更高。 此外，國有企業(yè)金融化的二次項(xiàng)系數(shù)大于非國有企業(yè)，說明國有企業(yè)金融化對實(shí)體投資效率的邊際影響更大。

表3 第（4）列和第（5）列的結(jié)果顯示，兩個子樣本中Fhold 一次項(xiàng)系數(shù)均顯著為負(fù)，二次項(xiàng)系數(shù)均顯著為正，這說明企業(yè)金融化與非效率投資的U 型關(guān)系在不同資產(chǎn)負(fù)債率企業(yè)中依然存在。 對比兩個子樣本的拐點(diǎn)（分別是0.3004 和0.2853，且均落在本文樣本區(qū)間內(nèi)）可以發(fā)現(xiàn)，拐點(diǎn)會更早地在低負(fù)債企業(yè)中體現(xiàn)。 此外，通過比較兩個子樣本中企業(yè)金融資產(chǎn)配置比例的二次項(xiàng)（Fhold2）系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，高負(fù)債企業(yè)的Fhold2系數(shù)（0.278）顯著大于低負(fù)債企業(yè)（0.167），這說明相對于低負(fù)債企業(yè)，高負(fù)債企業(yè)金融化對實(shí)體投資效率的邊際影響更大。

表3 中第（6）列和第（7）列的結(jié)果顯示，在不同成長性企業(yè)樣本中，F(xiàn)hold 的系數(shù)均顯著為負(fù)，F(xiàn)hold2系數(shù)均顯著為正，即企業(yè)金融化對實(shí)體非效率投資的影響在不同成長性企業(yè)中均具有U 型關(guān)系。 兩個子樣本中，企業(yè)金融化對實(shí)體非效率投資的拐點(diǎn)分別是0.3355 和0.2528，均落在有效區(qū)間內(nèi)，因此，企業(yè)金融化對實(shí)體投資效率的倒U 型影響在不同成長性企業(yè)中均顯著存在。對比兩個分樣本的拐點(diǎn)發(fā)現(xiàn)，低成長性企業(yè)的拐點(diǎn)相對較小。 該結(jié)果表明，企業(yè)金融化對實(shí)體投資效率的抑制作用會首先在低成長性企業(yè)中出現(xiàn)。 此外，通過比較兩個子樣本中企業(yè)金融資產(chǎn)配置比例的二次項(xiàng)（Fhold2）的系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，高成長性企業(yè)的Fhold2系數(shù)（0.222）顯著大于低成長性企業(yè)（0.127），這說明相對于低成長性企業(yè)，高成長性企業(yè)金融化對實(shí)體投資效率的邊際影響更大。

表3 企業(yè)金融化對實(shí)體投資效率的影響及其異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果

（二）中介作用檢驗(yàn)：實(shí)體投資水平與融資約束

1.實(shí)體投資水平的中介作用

考慮到企業(yè)金融化與實(shí)體投資效率之間具有顯著的倒U 型關(guān)系，為進(jìn)一步檢驗(yàn)實(shí)體投資水平在企業(yè)金融化與實(shí)體投資效率的關(guān)系中是否存在著中介作用，我們將針對U 型關(guān)系的拐點(diǎn)進(jìn)行分區(qū)間檢驗(yàn)。 表4 報告了實(shí)體投資水平的中介作用檢驗(yàn)結(jié)果。

表4 實(shí)體投資水平的中介作用檢驗(yàn)結(jié)果

表4 第（1）～（3）列表示當(dāng)企業(yè)配置金融資產(chǎn)的水平小于29.68%時，實(shí)體投資水平在企業(yè)金融化和企業(yè)投資效率之間的作用機(jī)制檢驗(yàn)；同理，該表第（4）～（6）列表示當(dāng)企業(yè)配置金融資產(chǎn)的水平大于29.68%時實(shí)體投資水平在兩變量之間的中介作用檢驗(yàn)。 從表4 第（2）和（5）列的回歸結(jié)果可知，企業(yè)金融化的估計(jì)參數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，這充分說明企業(yè)持有金融資產(chǎn)會顯著抑制其實(shí)體投資水平。即企業(yè)參與金融化的行為對實(shí)體投資的發(fā)展極為不利。進(jìn)一步，為了討論實(shí)體投資水平的中介效應(yīng)，本文依據(jù)企業(yè)持有金融資產(chǎn)的拐點(diǎn)分區(qū)間進(jìn)行了“三步法”檢驗(yàn)，需要關(guān)注的是表4 第（3）和第（6）列。 由第（3）列的回歸結(jié)果可知實(shí)體投資水平（Invest）的系數(shù)在1%的置信水平上顯著為正，企業(yè)金融化（Fhold）的估計(jì)參數(shù)顯著為負(fù)，并且與第（1）列相比，F(xiàn)hold 回歸系數(shù)的絕對值有所下降，這說明當(dāng)企業(yè)金融化程度較低時，企業(yè)配置金融資產(chǎn)的金融化行為通過實(shí)體投資水平的作用渠道更加直接地影響了企業(yè)的實(shí)體投資效率，即實(shí)體投資水平在企業(yè)金融化緩解企業(yè)非效率投資的過程中具有部分中介效應(yīng)，且其中介效應(yīng)占比為42.54%；同理，由表4 第（6）列可知，當(dāng)企業(yè)持有金融化水平過高時，Invest 的中介效應(yīng)檢驗(yàn)系數(shù)并不顯著。因此，我們需要通過Sobel 檢驗(yàn)以驗(yàn)證實(shí)體投資水平的中介效應(yīng)在過度金融化的情況下是否存在。 Sobel 檢驗(yàn)結(jié)果顯示，該中介效應(yīng)檢驗(yàn)的Z 值為1.41，且P 值并未通過10%的顯著性水平，說明該種情況下企業(yè)實(shí)體投資水平在企業(yè)金融化與實(shí)體投資效率之間并不具有中介效應(yīng)。 原因可能是：當(dāng)企業(yè)金融化水平較低時，企業(yè)金融化行為會擠出當(dāng)期實(shí)體投資，但卻有助于為未來的實(shí)體投資提供資金基礎(chǔ)。 一旦企業(yè)持有過量金融資產(chǎn)，則管理層可能會忽視實(shí)業(yè)發(fā)展，對此，過度金融化會嚴(yán)重制約企業(yè)實(shí)業(yè)發(fā)展，由此導(dǎo)致實(shí)體投資不足，從而降低投資效率。

2.融資約束的中介作用

為考察融資約束在企業(yè)金融化與實(shí)體投資效率的關(guān)系中是否存在顯著的中介作用，本文將針對U 型關(guān)系的拐點(diǎn)分別進(jìn)行分區(qū)間檢驗(yàn)。 表5 報告了融資約束的中介作用檢驗(yàn)結(jié)果。

表5 融資約束的中介作用檢驗(yàn)結(jié)果

表5 第（1）～（3）列和第（4）～（6）列分別表示在U 型的左右兩邊融資約束作為中介變量時的檢驗(yàn)結(jié)果。 表5 第（2）和（5）列為自變量對中介變量的回歸結(jié)果，F(xiàn)C 越小表明企業(yè)融資約束越大，該結(jié)果表明企業(yè)配置金融資產(chǎn)的金融化行為會顯著增加企業(yè)融資約束，從而可能使企業(yè)投資不足更為嚴(yán)重或者緩解企業(yè)投資過剩。 針對中介效應(yīng)的檢驗(yàn)，本文需要重點(diǎn)關(guān)注第（3）和（6）列企業(yè)金融化（Fhold）和融資約束（FC）的回歸系數(shù)及顯著性水平，在加入融資約束中介變量之后，兩個樣本區(qū)間的FC 系數(shù)均顯著為負(fù)，說明融資約束增加會抑制企業(yè)投資過剩，即融資約束能夠在一定水平上緩解企業(yè)過度投資，由此提高投資效率。 但第（3）列Fhold 的系數(shù)絕對值與第（1）列相比并未減少反而增加，這說明當(dāng)企業(yè)配置金融資產(chǎn)程度較低時，融資約束并不是企業(yè)金融化影響其實(shí)體投資效率的最佳中介變量。同理，對比第（6）列和第（4）列Fhold 的估計(jì)系數(shù)發(fā)現(xiàn)，在加入中介變量后，企業(yè)金融化對實(shí)體投資效率的作用效果有所降低，這說明當(dāng)企業(yè)配置過多金融資產(chǎn)時，融資約束是企業(yè)金融化降低實(shí)體投資效率的有效途徑，其中介效應(yīng)占比為10.41%。原因可能是：持有過多金融資產(chǎn)會嚴(yán)重擠占企業(yè)用于發(fā)展實(shí)業(yè)所需要的資金，導(dǎo)致企業(yè)投資不足現(xiàn)象更加嚴(yán)重，從而降低投資效率。 同時，企業(yè)配置過度金融資產(chǎn)會增加企業(yè)外部融資約束，從而導(dǎo)致企業(yè)缺乏資金發(fā)展實(shí)業(yè)而引發(fā)投資效率下降。

（三）調(diào)節(jié)作用檢驗(yàn)：宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境

表6 報告了宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境的調(diào)節(jié)作用檢驗(yàn)結(jié)果。 由表6 第（1）列的結(jié)果可知，ΔGDP 的估計(jì)系數(shù)為正，說明上行的宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境有助于企業(yè)進(jìn)行實(shí)體投資； 同時，GDP 增長率與企業(yè)金融化交乘項(xiàng)（ΔGDP*Fhold）的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，表明宏觀經(jīng)濟(jì)增速提高能夠緩解企業(yè)金融化對實(shí)體投資的擠出效應(yīng)。 為考察宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境對兩者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，本文針對U 型關(guān)系的拐點(diǎn)進(jìn)行分區(qū)間檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表6 第（2）和（3）列。 當(dāng)企業(yè)金融化程度較低時，ΔGDP*Fhold 的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，說明宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境有助于強(qiáng)化持有適量金融產(chǎn)品對實(shí)體投資效率的改善作用，這可能是因?yàn)楹暧^經(jīng)濟(jì)上行時會改善商品市場和資本市場環(huán)境，由此會減少企業(yè)破產(chǎn)概率，同時會增加投資收益，從而有助于緩解企業(yè)投資過剩和投資不足，進(jìn)而提升實(shí)體投資效率。 此外，當(dāng)宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境上行時，管理層對企業(yè)未來主營業(yè)務(wù)發(fā)展持良好預(yù)期，其會利用從金融渠道獲得的高額回報加大對主業(yè)的投資，從而提高投資效率。 根據(jù)第（3）列的結(jié)果可知，當(dāng)企業(yè)持有過度金融資產(chǎn)時，ΔGDP*Fhold 的回歸系數(shù)為正但不顯著，說明宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境對企業(yè)過度金融化與實(shí)體投資效率關(guān)系的負(fù)向調(diào)節(jié)作用不顯著。

表6 宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境的調(diào)節(jié)作用檢驗(yàn)結(jié)果

（續(xù)表6）

（四）進(jìn)一步研究：投資過度與投資不足

下面，本文將進(jìn)一步考察金融化對投資過度與投資不足兩種狀態(tài)企業(yè)實(shí)體投資效率是否存在非對稱性影響。 為揭示這種非對稱性影響，本文將全樣本劃分為投資過度與投資不足，考察企業(yè)金融化對兩種狀態(tài)企業(yè)實(shí)體投資效率的影響。 本文構(gòu)建如下模型，其中Over_inn 表示企業(yè)投資過度，Under_inn 表示企業(yè)投資不足。

表7 報告了投資過度樣本與投資不足樣本的檢驗(yàn)結(jié)果。 表7 第（1）列顯示，企業(yè)持有金融資產(chǎn)（Fhold）的回歸系數(shù)在投資過度樣本中顯著為負(fù)，說明對于過度投資企業(yè)來說，企業(yè)金融化對實(shí)體投資的擠出效應(yīng)會緩解企業(yè)過度投資，由此優(yōu)化了實(shí)體投資效率。 表7 第（2）列顯示，針對投資不足樣本，企業(yè)金融化的回歸系數(shù)為負(fù)但不顯著，這可能是因?yàn)槠髽I(yè)持有適量金融資產(chǎn)所獲得的非經(jīng)營性收益會緩解企業(yè)投資不足。 進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，企業(yè)金融資產(chǎn)持有水平（Fhold）在投資過度樣本中的回歸系數(shù)絕對值遠(yuǎn)大于其在投資不足樣本中的回歸系數(shù)絕對值，說明企業(yè)持有金融資產(chǎn)對企業(yè)實(shí)體投資的擠出效應(yīng)更能夠抑制企業(yè)過度投資，這進(jìn)一步解釋了第（1）列的企業(yè)金融資產(chǎn)持有水平一次項(xiàng)（Fhold）對企業(yè)非效率投資的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)的原因。

表7 投資過度與投資不足的檢驗(yàn)結(jié)果

（續(xù)表7）

（五）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.替換解釋變量

本文采用貨幣資金、可供出售金融資產(chǎn)、交易性金融資產(chǎn)、持有到期投資及投資性房地產(chǎn)之和占期末總資產(chǎn)的比例來衡量企業(yè)金融化。 在衡量企業(yè)金融化的各項(xiàng)指標(biāo)中，投資性房地產(chǎn)相對于其他金融資產(chǎn)具有回收成本高、變現(xiàn)困難等特點(diǎn)，不具有金融資產(chǎn)的一般特性；貨幣資金的流動性過強(qiáng)，一般不適合納入金融資產(chǎn)。對此，本文參考張昭等［24］的做法，采用去除“投資性房地產(chǎn)”（Fin_t）或去除“貨幣資金”（Fin_h）后的金融資產(chǎn)配置指標(biāo)重新衡量企業(yè)金融化進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見表8 第（1）和（2）列。 由第（1）和（2）列結(jié)果可知，剔除了投資性房地產(chǎn)或貨幣資金后的企業(yè)金融化與非效率投資之間仍然具有U 型關(guān)系。

2. 劃分產(chǎn)業(yè)類別

本文依據(jù)企業(yè)所處產(chǎn)業(yè)類別將全樣本劃分為第一產(chǎn)業(yè)（農(nóng)業(yè)類）、第二產(chǎn)業(yè)（工業(yè)類）和第三產(chǎn)業(yè)（服務(wù)業(yè)類），通過比較不同產(chǎn)業(yè)類別的回歸結(jié)果來進(jìn)一步驗(yàn)證本文結(jié)果的穩(wěn)健性。 具體見表8 第（3）～（5）列。 根據(jù)這三列Fhold 及Fhold2的系數(shù)可知，企業(yè)金融化與非效率投資之間的U 型關(guān)系在不同產(chǎn)業(yè)的樣本中均顯著存在。

3.控制行業(yè)與年份

在主效應(yīng)檢驗(yàn)中，本文控制了個體與年份固定效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。 為驗(yàn)證本文結(jié)論不受行業(yè)與年份特征的影響，本文控制了行業(yè)與年份固定效應(yīng)重新進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見表8 第（4）列。 由第（4）列可以看出，在控制了行業(yè)與年份固定效應(yīng)之后，企業(yè)金融資產(chǎn)持有（Fhold）及其二次項(xiàng)Fhold2的系數(shù)均在5%的水平上顯著，說明控制了行業(yè)及年份后的企業(yè)金融化與非效率投資之間依然呈現(xiàn)U 型關(guān)系。 這與前文結(jié)果一致，說明本文結(jié)論具有較好的穩(wěn)健性。

表8 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

（續(xù)表8）

（六）內(nèi)生性檢驗(yàn)

為解決內(nèi)生性問題，本文采用剔除了投資性房地產(chǎn)的金融資產(chǎn)持有比例（Fin）作為工具變量進(jìn)行二階段最小二乘法（2SLS）估計(jì)，這是因?yàn)樘蕹顿Y性房地產(chǎn)的金融資產(chǎn)持有比例（Fin）與解釋變量（Fhold）高度相關(guān)，滿足工具變量條件。 采用工具變量進(jìn)行第一階段估計(jì)后，將得到的企業(yè)金融化（Fhold）一次項(xiàng)和二次項(xiàng)的擬合值代入第二段回歸中，回歸結(jié)果顯示，企業(yè)金融化與非效率投資之間依然具有顯著的U 型關(guān)系。然后通過Hausman 檢驗(yàn)比較普通最小二乘估計(jì)與工具變量法的回歸結(jié)果是否一致，Hausman 檢驗(yàn)的P 值為0.2709，接受原假設(shè)，即本文模型不存在內(nèi)生性問題。

六、結(jié)論與建議

本文選取2010—2018年中國A 股上市公司年度數(shù)據(jù)，采用面板回歸模型對企業(yè)金融化對實(shí)體投資效率的影響及其作用機(jī)制進(jìn)行了實(shí)證分析。 本文主要結(jié)論為：（1）企業(yè)金融化與實(shí)體投資效率之間存在倒U 型關(guān)系，這主要?dú)w于企業(yè)金融化對實(shí)體投資的雙刃劍效應(yīng)。 低程度的企業(yè)金融化會加大實(shí)體投資的儲蓄效應(yīng)，由此提升實(shí)體投資效率；高程度的企業(yè)金融化會加大實(shí)體投資的擠出效應(yīng)，由此降低實(shí)體投資效率。 （2）企業(yè)金融化對實(shí)體投資效率的影響存在異質(zhì)性特征。 相對于非國有、低負(fù)債、低成長性企業(yè)，企業(yè)金融化對國有、高負(fù)債、高成長性企業(yè)實(shí)體投資效率的邊際影響更大。 （3）實(shí)體投資水平與融資約束在企業(yè)金融化與實(shí)體投資效率的關(guān)系中承擔(dān)著中介作用。 企業(yè)金融化影響了實(shí)體投資水平與融資約束，從而影響到實(shí)體投資效率，“企業(yè)金融化—實(shí)體投資水平/融資約束—實(shí)體投資效率”的傳導(dǎo)渠道有效。 （4）宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境對企業(yè)金融化與實(shí)體投資效率關(guān)系具有非對稱性調(diào)節(jié)作用。 當(dāng)企業(yè)金融化程度較低時，宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境對企業(yè)金融化與實(shí)體投資效率關(guān)系存在正向調(diào)節(jié)作用，宏觀經(jīng)濟(jì)增速上升會加劇企業(yè)金融化對實(shí)體投資效率的促進(jìn)作用；但當(dāng)企業(yè)金融化程度較高時，宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境對兩者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用無效。 （5）進(jìn)一步研究表明，針對投資過度與投資不足兩種狀態(tài)企業(yè)，企業(yè)金融化對實(shí)體投資效率的影響存在非對稱性特征。 當(dāng)企業(yè)處于投資過度狀態(tài)時，企業(yè)金融化會通過擠出實(shí)體投資來提升實(shí)體投資效率；但當(dāng)企業(yè)處于投資不足狀態(tài)時，企業(yè)金融化無法通過儲蓄實(shí)體投資水平來提升實(shí)體投資效率，這主要?dú)w于企業(yè)金融資產(chǎn)配置的收益對沖了實(shí)體投資不足的效率損失。

針對上述結(jié)論，本文給出如下建議：（1）考慮到過高的金融化程度會降低實(shí)體投資效率，政府應(yīng)構(gòu)建企業(yè)金融化動態(tài)監(jiān)測機(jī)制，并科學(xué)設(shè)定企業(yè)金融化監(jiān)管閾值，一旦監(jiān)測到企業(yè)金融資產(chǎn)配置權(quán)重超越監(jiān)管閾值，則對金融化過度企業(yè)進(jìn)行嚴(yán)厲懲治，以此來約束企業(yè)金融化過度行為，從而有助于提升實(shí)體投資效率，進(jìn)而有助于防范實(shí)體經(jīng)濟(jì)“脫實(shí)向虛”現(xiàn)象。 （2）針對實(shí)體投資水平與融資約束的中介作用，政府需要構(gòu)建企業(yè)實(shí)體投資水平監(jiān)測機(jī)制，一旦監(jiān)測到企業(yè)實(shí)體投資水平超越目標(biāo)投資水平，則政府應(yīng)嚴(yán)格約束這類投資過度狀態(tài)企業(yè)的資金募集行為，以此來加大這類企業(yè)融資約束而提升投資效率。 一旦監(jiān)測到企業(yè)實(shí)體投資水平低于目標(biāo)投資水平，則政府應(yīng)鼓勵及支持這類投資不足狀態(tài)企業(yè)的融資行為，以此來緩解這類企業(yè)融資約束而提升投資效率。 （3）針對宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境的調(diào)節(jié)作用，政府需要構(gòu)建基于經(jīng)濟(jì)順周期的企業(yè)金融化監(jiān)管機(jī)制，以此來實(shí)現(xiàn)企業(yè)實(shí)體投資效率的最大化目標(biāo)。 在宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境上行階段，政府需要適度放大企業(yè)金融化監(jiān)管閾值，允許企業(yè)加大金融資產(chǎn)配置權(quán)重，以此來提升企業(yè)金融化對實(shí)體投資的儲蓄效應(yīng)，從而有助于提升實(shí)體投資效率。 在宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境下行階段，政府需要適度減小企業(yè)金融化監(jiān)管閾值，促使企業(yè)降低金融資產(chǎn)配置權(quán)重，以此來降低企業(yè)金融化對實(shí)體投資的擠出效應(yīng)，從而有助于提升實(shí)體投資效率。