鄧江花萬其龍

（1. 五邑大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院 廣東江門 529020；2. 黃淮學(xué)院經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院 河南駐馬店 463000）

一、引言

2017 年10 月，習(xí)近平總書記在黨的十九大報告中提出“深化金融體制改革，增強(qiáng)金融服務(wù)實體經(jīng)濟(jì)能力”。2019 年2 月，習(xí)近平總書記在中共中央政治局第十三次集體學(xué)習(xí)時再次強(qiáng)調(diào)要深化金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革、增強(qiáng)金融服務(wù)實體經(jīng)濟(jì)能力。政府部門也認(rèn)識到了企業(yè)脫實向虛所存在的風(fēng)險。據(jù)國泰安數(shù)據(jù)庫統(tǒng)計顯示，2007 年A 股實體企業(yè)中平均配置金融資產(chǎn)為2 億元，2019 年該值高達(dá)8 億元。同時，2007 年A 股實體企業(yè)配置的總金融資產(chǎn)額為2584.99 億元，2019 年該值上升為27727.8 億元，實體企業(yè)金融資產(chǎn)配置持續(xù)上升，這實質(zhì)上意味著實體產(chǎn)業(yè)部門在傳統(tǒng)金融部門以外管理著巨額的金融資產(chǎn)。因此，如何正確理解我國A 股實體企業(yè)金融資產(chǎn)配置持續(xù)上升的現(xiàn)象，具有重要的理論價值和現(xiàn)實意義

本文擬從企業(yè)短期的財務(wù)視角來解釋這種現(xiàn)象，即企業(yè)熱衷于的金融資產(chǎn)配置與企業(yè)提高經(jīng)營績效之間到底存在什么關(guān)系？根據(jù)現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，金融資產(chǎn)配置帶給企業(yè)消極的經(jīng)濟(jì)后果。以美國實體企業(yè)作為研究樣本發(fā)現(xiàn)，企業(yè)會因為對金融利潤的追逐而增加金融資產(chǎn)的投資，從而擠出實體投資[1]。而以韓國實體企業(yè)作為研究對象也發(fā)現(xiàn)了類似結(jié)論：實體企業(yè)因為增加高回報率的金融資產(chǎn)投資，擠出了研發(fā)投資和固定資產(chǎn)投資，從而影響到企業(yè)的長遠(yuǎn)發(fā)展[2-3]。Demir[4]發(fā)現(xiàn)若企業(yè)是為了資本套利而配置金融資產(chǎn)，則會阻礙企業(yè)的健康發(fā)展。國內(nèi)學(xué)者同樣發(fā)現(xiàn)類似的結(jié)論：企業(yè)配置金融資產(chǎn)過度，意味著擠占了實業(yè)投資[5]，阻礙了主營業(yè)務(wù)發(fā)展，從而不利于企業(yè)效率的提高[6]。但同樣有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)金融資產(chǎn)配置對實體企業(yè)產(chǎn)生了積極作用。劉貫春等[7]研究發(fā)現(xiàn)提升金融資產(chǎn)配置有利于降低企業(yè)財務(wù)杠桿率，金融資產(chǎn)短期內(nèi)有助于提升企業(yè)經(jīng)營績效[8]，同時高業(yè)績公司金融資產(chǎn)配置比也較高[9]?，F(xiàn)有文獻(xiàn)對金融資產(chǎn)配置造成的經(jīng)濟(jì)后果結(jié)論并不統(tǒng)一，甚至有些觀點截然相反。造成這種結(jié)論不統(tǒng)一的重要原因是在研究金融資產(chǎn)時忽視了其異質(zhì)性，不同類型的金融資產(chǎn)在企業(yè)中發(fā)揮作用并不一致。

因此，本文從金融資產(chǎn)異質(zhì)性視角來探討企業(yè)金融資產(chǎn)配置對企業(yè)經(jīng)營績效的影響如何？企業(yè)增加金融資產(chǎn)配置是否能夠為企業(yè)帶來經(jīng)營績效？其中短期性金融資產(chǎn)和長期性金融資產(chǎn)分別又對企業(yè)經(jīng)營績效有何影響？

為回答這些問題，本文以金融資產(chǎn)配置對企業(yè)經(jīng)營績效影響的機(jī)制為理論基礎(chǔ)，以2007—2019 年A 股實體企業(yè)作為研究樣本，實證探討金融資產(chǎn)配置對企業(yè)經(jīng)營績效的影響及其影響機(jī)制。

二、理論分析與假說提出

（一） 金融資產(chǎn)配置對企業(yè)經(jīng)營績效的影響機(jī)制

首先，管理層會通過提升股利支付率或者股票回購等市值管理手段來提升股價，以便滿足企業(yè)股東的要求[10]。因為企業(yè)管理層為了股東利益最大化，會出現(xiàn)短視行為，為了獲得更高收益率而將企業(yè)更多資金投向金融資產(chǎn)。Lazonick[10]認(rèn)為美國實體企業(yè)金融資產(chǎn)配置比上升的關(guān)鍵因素是股東價值最大化的觀念的轉(zhuǎn)變。這些觀念的改變，最終目的是為了使公司股票市值得到增加，也就是企業(yè)經(jīng)營績效得到提升。從這一角度來分析，企業(yè)金融資產(chǎn)配置的目的就是為了實現(xiàn)企業(yè)經(jīng)營績效最大化。

其次，近些年隨著股權(quán)激勵計劃大范圍的推廣，企業(yè)管理者對自身利益的追逐，會在行權(quán)期之內(nèi)大力追逐利潤最大化。因為企業(yè)管理中委托代理問題的存在，企業(yè)管理目標(biāo)短視化，管理層更多傾向于將資金投向高回報率的金融行業(yè)領(lǐng)域，從而忽視了對主營業(yè)務(wù)的擴(kuò)大再生產(chǎn)。這些因素都進(jìn)一步加劇了企業(yè)金融資產(chǎn)配置的比例。國外如此，國內(nèi)從跨入21 世紀(jì)以來，同樣也存在類似問題。文春暉等[11]發(fā)現(xiàn)，在大股東和小股東矛盾嚴(yán)重的公司，管理層為了保障大股東的短期利益，傾向于將資金投向金融行業(yè)和房地產(chǎn)行業(yè)。鄧超等[12]發(fā)現(xiàn)，企業(yè)管理層寄希望于增加金融資產(chǎn)配置來實現(xiàn)股東價值最大化的目的。

綜上推論，提出以下假說。

假說1：金融資產(chǎn)配置有利于企業(yè)經(jīng)營績效的提升。

（二） 短期性金融資產(chǎn)對企業(yè)經(jīng)營績效的影響機(jī)制

短期性金融資產(chǎn)主要包括高流動性、低置換成本的金融資產(chǎn)。首先，由融資優(yōu)序理論可知，內(nèi)源融資成本優(yōu)于外部融資。當(dāng)企業(yè)需要流動資金時，短期性金融資產(chǎn)正好可以變現(xiàn)以及時補(bǔ)充流動性缺口，并投向企業(yè)經(jīng)營活動，從而緩解企業(yè)的融資約束壓力，并降低企業(yè)的財務(wù)風(fēng)險。其次，當(dāng)企業(yè)富余的閑置資金又無合適的項目投資機(jī)會時，企業(yè)選擇投資短期性金融資產(chǎn)，既盤活了閑置資金，還能賺取部分收益，為企業(yè)實現(xiàn)保值增值[13]。相比現(xiàn)金金融資產(chǎn)，投資交易性金融資產(chǎn)和銀行理財可以獲取一定投資收益，起到一定保值增值效應(yīng)。同樣，在企業(yè)主營業(yè)務(wù)收益下降時，將企業(yè)資金轉(zhuǎn)向金融產(chǎn)品投資，能維持一定高收益情況，短期改善企業(yè)收益情況，提升企業(yè)股票市值。其實這也是反映了企業(yè)金融資產(chǎn)配置有“蓄水池”的功能[6]?？傊髽I(yè)配置短期性金融資產(chǎn)能夠減輕融資約束，降低企業(yè)財務(wù)風(fēng)險，并且能使企業(yè)的融資成本下降，從而有利于企業(yè)經(jīng)營績效的提升。

綜上推論，提出以下假說。

假說2：短期性金融資產(chǎn)配置有利于企業(yè)經(jīng)營績效的提升，體現(xiàn)了短期性金融資產(chǎn)配置的“蓄水池”效應(yīng)。

（三） 長期性金融資產(chǎn)對企業(yè)經(jīng)營績效影響機(jī)制

近些年來實體企業(yè)配置長期性金融資產(chǎn)的趨勢在不斷上升。在企業(yè)資源有限情況下，長期性金融資產(chǎn)配置的上升擠占了原本用于投資營運(yùn)資產(chǎn)、固定資產(chǎn)和無形資產(chǎn)的資金，從而造成實體項目投資減少[12]，甚至影響到實體投資的正常運(yùn)營。此外，長期性金融資產(chǎn)是可以通過自身投資創(chuàng)造“資產(chǎn)價格”和“資產(chǎn)需求”[14]，并且隨著企業(yè)資金的不斷投入，會持續(xù)推高金融資產(chǎn)價格，造成金融資產(chǎn)的泡沫，泡沫造成的短期獲利又進(jìn)一步刺激企業(yè)加大金融資產(chǎn)配置力度，繼續(xù)擠出實體投資，形成惡性循環(huán)[15]。因此，長期性金融資產(chǎn)配置短期獲利與企業(yè)實體投資長期融資需求不匹配，而本應(yīng)該服務(wù)于實體企業(yè)的資源長期在金融市場循環(huán)空轉(zhuǎn)[16]，也從而造成實體企業(yè)的資源嚴(yán)重錯配[17]。盡管長期性金融資產(chǎn)配置能在短期獲取一定超額回報率，但這無異于飲鴆止渴。這種“擠出效應(yīng)”的現(xiàn)象不僅在美國、英國、法國等發(fā)達(dá)國家存在，也在墨西哥和土耳其等發(fā)展中國家存在[18]。隨著企業(yè)長期性金融資產(chǎn)配置的提升，對企業(yè)所帶來的“擠出效應(yīng)”將越來越嚴(yán)重，這從根本上不利于企業(yè)實體投資，因此長期性金融資產(chǎn)配置會引起企業(yè)經(jīng)營績效的下降。

綜上推論，提出以下假說。

假說3：長期性金融資產(chǎn)配置抑制企業(yè)經(jīng)營績效的提升，體現(xiàn)了長期性金融資產(chǎn)配置的“擠出效應(yīng)”。

三、實證研究設(shè)計

（一） 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選擇2007—2019 年滬深A(yù) 股非金融非房地產(chǎn)行業(yè)上市公司作為樣本。選擇樣本區(qū)間之所以從2007 年開始，是因為金融資產(chǎn)中的部分?jǐn)?shù)據(jù)只有從2007 年開始才可得。

數(shù)據(jù)來源：實證數(shù)據(jù)以上證A 股非金融非房地產(chǎn)行業(yè)企業(yè)作為研究樣本。其中，財務(wù)數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫及wind 數(shù)據(jù)庫，地區(qū)金融發(fā)展水平數(shù)據(jù)來源中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫。樣本數(shù)據(jù)主要通過以下方式處理：一是剔除了金融行業(yè)及房地產(chǎn)行業(yè)的公司；二是剔除主變量缺失的樣本。最終得到31167 個年度觀測值。為了避免異常值對實證結(jié)果造成不利影響，本文對除虛擬變量以外的其他連續(xù)變量進(jìn)行了1%水平上的winsorize 縮尾處理。

（二） 基本模型設(shè)定

以前文金融資產(chǎn)配置對企業(yè)經(jīng)營績效影響及影響途徑分析作為理論基礎(chǔ)，以2007—2019 年A 股實體企業(yè)作為研究樣本，從金融異質(zhì)性視角實證研究金融資產(chǎn)配置對企業(yè)經(jīng)營績效的影響。一共設(shè)計了三個模型，分別為金融資產(chǎn)配置模型及短期性金融資產(chǎn)配置和長期性金融資產(chǎn)配置對企業(yè)經(jīng)營績效影響的模型。具體見模型（1）式、（2）式及（3）式。其中，總資產(chǎn)收益率（ROA）為被解釋變量，tfinr、sfinr 與lfinr 作為主解釋變量分別表示總金融資產(chǎn)配置、短期性金融資產(chǎn)配置及長期性金融資產(chǎn)配置。X表示一系列控制變量向量：資本結(jié)構(gòu)（capitals）、資本密度（cap）、企業(yè)年齡（age）、實際稅率（taxr）、現(xiàn)金流比（cashr）、資產(chǎn)規(guī)模（lnsize）、成長能力（growth）、股權(quán)集中度（tenthholder）和董事會規(guī)模（boardsaize）。μi,industry表示行業(yè)固定效應(yīng)，μi,year表示年份固定效應(yīng)，μi,city表示城市地區(qū)固定效應(yīng)，εit為殘差項。

（三） 變量說明

被解釋變量企業(yè)經(jīng)營績效用總資產(chǎn)收益率（ROA）來衡量，ROA=稅后凈利潤/總資產(chǎn)。總資產(chǎn)收益率是一項考量企業(yè)全部活動盈利能力的綜合指標(biāo)，比較客觀地反映了企業(yè)整體的經(jīng)營績效。公司金融資產(chǎn)屬于總資產(chǎn)的一部分，金融資產(chǎn)投資行為跟企業(yè)融資能力關(guān)聯(lián)性較大，因此在衡量金融資產(chǎn)配置所帶來的經(jīng)營績效時，用能反映股東和債權(quán)人共同的資金所產(chǎn)生的利潤率的指標(biāo)比凈資產(chǎn)收益率更為合適。同樣用總資產(chǎn)收益率衡量經(jīng)營績效的學(xué)者有李濤等及何平林等[19-20]。

解釋變量借鑒宋軍和陸旸[9]的衡量方法，以金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)比率來度量。為了能夠更為準(zhǔn)確深入地研究與描述企業(yè)的金融化行為對經(jīng)營績效的影響，本文根據(jù)管理者持有意圖及金融資產(chǎn)流動性特征，將金融資產(chǎn)區(qū)分為短期性金融資產(chǎn)和長期性金融資產(chǎn)，具體界定如下：

短期性金融資產(chǎn)=交易性金融資產(chǎn)+銀行理財類產(chǎn)品。

長期性金融資產(chǎn)=持有到期金融資產(chǎn)+金融機(jī)構(gòu)長期股權(quán)投資+投資性房地產(chǎn)+買入反售金融資產(chǎn)+可供出售金融資產(chǎn)+衍生金融資產(chǎn)。

控制變量參考宋軍和陸旸、杜勇等以及黃賢環(huán)等[9，13，21]的做法，控制了一系列影響企業(yè)經(jīng)營績效的變量：資本結(jié)構(gòu)（capitals）用資產(chǎn)負(fù)債率度量；資本密度（cap）用固定資產(chǎn)占總資產(chǎn)比率衡量；企業(yè)年齡（age）為截止于報告期企業(yè)成立的年限；實際稅率（taxr）為除去企業(yè)獲得的稅負(fù)優(yōu)惠后實際程度的稅率；現(xiàn)金流比（cashr）為企業(yè)日常經(jīng)營活動中的現(xiàn)金流凈額占營業(yè)總收入的比率；資產(chǎn)規(guī)模（lnsize）在企業(yè)資產(chǎn)總額基礎(chǔ)上取對數(shù)衡量；成長能力（growth）用營業(yè)收入增長率衡量；股權(quán)集中度（firsthholder）為公司第一大股東股權(quán)占比；董事會規(guī)模（boardsaize）為董事會集團(tuán)人數(shù)數(shù)量。由于企業(yè)金融資產(chǎn)配置情況會因為年份、所處行業(yè)及所處地區(qū)的不同而受影響，因而為排除年份、行業(yè)、地區(qū)等因素對實證所帶來的干擾效應(yīng)，在本文實證中控制了企業(yè)所處年份、地區(qū)和行業(yè)。由于我國各個城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展和營商環(huán)境差異較大，所以對地區(qū)的控制具體到城市層面。

四、實證結(jié)果與分析

（一） 描述性統(tǒng)計分析

表1 匯報了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果，其中被解釋變量經(jīng)營績效的均值為0.0664，最小值為-0.2592，最大值為0.3625，意味著我國上市實體企業(yè)中經(jīng)營績效差異性比較明顯。解釋變量總金融資產(chǎn)配置比為0.0602，遠(yuǎn)大于中位數(shù)0.0158，短期性金融資產(chǎn)配置的平均值為0.0316，中值為0，長期性金融配置比為0.0341，中位數(shù)為0.0070，均出現(xiàn)了均值遠(yuǎn)大于中位數(shù)這一特點，這說明了樣本企業(yè)中有大量實體企業(yè)所配置的金融資產(chǎn)比例較高。

表 1 主要變量的描述性統(tǒng)計分析

（二） 基礎(chǔ)實證結(jié)果分析

表2 匯報了金融資產(chǎn)配置對企業(yè)經(jīng)營績效影響的實證結(jié)果。其中第（1）、（2）和（3）列分別匯報了總金融資產(chǎn)配置、短期性金融資產(chǎn)配置及長期性金融資配置產(chǎn)對企業(yè)經(jīng)營績效的影響?？傮w來看，總金融資產(chǎn)配置的系數(shù)為0.0135，在5%的水平上顯著為正，這也意味著在中國上市實體企業(yè)中，“蓄水池效應(yīng)”占主導(dǎo)地位，證實了假說1，即金融資產(chǎn)配置對企業(yè)經(jīng)營績效具有促進(jìn)作用。進(jìn)一步從金融資產(chǎn)異質(zhì)性視角實證研究發(fā)現(xiàn)，短期性金融資產(chǎn)配置的系數(shù)均在1%水平下顯著為正，即短期性金融資產(chǎn)配置對企業(yè)經(jīng)營績效產(chǎn)生正向影響，由此證實前文提出的假說2，即短期性金融資產(chǎn)配置的“蓄水池效應(yīng)”。長期性金融資產(chǎn)配置的系數(shù)在1%水平下顯著為負(fù)，即長期性金融資產(chǎn)配置對企業(yè)經(jīng)營績效產(chǎn)生負(fù)向影響，由此證實了前文假說3 提出的長期性金融資產(chǎn)配置主要發(fā)揮的是“擠出效應(yīng)”作用。雖然長期性金融資產(chǎn)配置主要是基于套利目的，并為獲取高額投資收益，但是正因為企業(yè)過度追逐套利，才導(dǎo)致擠出了大量本該投向主營業(yè)務(wù)的投資資金，從而導(dǎo)致企業(yè)得不償失?？傮w而言，長期性金融資產(chǎn)配置的系數(shù)為-0.0347，短期性金融資產(chǎn)配置的系數(shù)為0.0594，后者的絕對值大于前者，這一實證結(jié)果說明長期性金融資產(chǎn)配置的“擠出效應(yīng)”小于短期性金融資產(chǎn)配置的“蓄水池效應(yīng)”，從而總效應(yīng)為正向作用。

表 2 金融資產(chǎn)配置對企業(yè)績效的影響：基準(zhǔn)結(jié)果

（三） 穩(wěn)健性檢驗

1. 緩解雙向因果關(guān)系的2SLS 工具法檢驗

從基準(zhǔn)回歸結(jié)論可知，短期性金融資產(chǎn)配置與經(jīng)營績效正相關(guān)，長期性金融資產(chǎn)配置與經(jīng)營績效負(fù)相關(guān)，總金融資產(chǎn)配置與經(jīng)營績效正相關(guān)。但同時，也可能存在以下情況：（1）由于企業(yè)經(jīng)營績效的增長和提升，從而增強(qiáng)了企業(yè)的融資能力，能夠更有助于企業(yè)去配置更多的短期性金融資產(chǎn)；（2）因為經(jīng)營績效的提升，企業(yè)將更多資金投向主營業(yè)務(wù)項目，從而減少長期性金融資產(chǎn)的配置。因此，本文認(rèn)為企業(yè)金融資產(chǎn)配置與經(jīng)營績效同時存在著互為因果關(guān)系的可能。為緩解可能因為雙向因果關(guān)系造成的內(nèi)生性問題，本文采用2SLS 工具法進(jìn)行實證檢驗。金融資產(chǎn)配置的滯后一期對當(dāng)期金融資產(chǎn)配置影響較大，但對企業(yè)當(dāng)期經(jīng)營績效影響較小。因此，本文以總金融資產(chǎn)配置、短期性金融資產(chǎn)配置和長期性金融資產(chǎn)配置的滯后一期作為工具變量，工具變量個數(shù)等于內(nèi)生解釋變量個數(shù)，為恰好識別，不存在過度識別問題。同樣采用類似方法處理內(nèi)生性問題的學(xué)者有黃賢環(huán)等[21]及杜勇等[13]。經(jīng)過檢驗發(fā)現(xiàn)，第一階段檢驗結(jié)果的Cragg-Donald Wald F 統(tǒng)計值均大于經(jīng)驗值10，說明該模型不存在弱識別問題，可以進(jìn)行第二階段回歸。實證結(jié)果見表3。

結(jié)果證實表3 的第（1）列總金融資產(chǎn)系數(shù)在1%水平下顯著為正，即說明企業(yè)金融資產(chǎn)配置行為總體上有利于提升企業(yè)經(jīng)營績效。第（2）列結(jié)果在1%水平下顯著為正，證實了2SLS 回歸模型基礎(chǔ)上短期性金融資產(chǎn)仍然有利于提升企業(yè)經(jīng)營績效，第（3）列結(jié)果在1%水平下顯著為負(fù)，即長期性金融資產(chǎn)并不利于企業(yè)經(jīng)營績效的提升。結(jié)論與基準(zhǔn)回歸基本一致，即在運(yùn)用2SLS 方法緩解內(nèi)生性問題后，結(jié)論仍然不變。

表 3 2SLS 方法檢驗

2. 更換實證方法檢驗

Tobit 模型是常見適用于受限因變量的回歸方法。由表1 的變量描述性分析可知總資產(chǎn)收益率數(shù)值位于[-1, 1]的范圍，是受限因變量。因此，本文采用Tobit 回歸模型進(jìn)一步做穩(wěn)健性檢驗。表4 的前三列匯報了更換Tobit 模型回歸的結(jié)果。第（1）列中總金融資產(chǎn)配置的系數(shù)在5%水平下顯著為正，說明金融資產(chǎn)配置對企業(yè)經(jīng)營績效起顯著促進(jìn)作用；第（2）列短期性金融資產(chǎn)配置的系數(shù)在5%水平下顯著為正，說明短期性金融資產(chǎn)配置對企業(yè)經(jīng)營績效起促進(jìn)作用；第（3）列長期性金融資產(chǎn)配置的系數(shù)也是在1%的水平下顯著為負(fù)，即長期性金融資產(chǎn)配置與企業(yè)經(jīng)營顯著正相關(guān)。從這三列解釋變量的系數(shù)發(fā)現(xiàn)，在長、短期性金融資產(chǎn)配置對企業(yè)績效的影響作用中，是以“蓄水池效應(yīng)”占據(jù)主導(dǎo)地位，說明即使更換實證方法，也不會改變實證結(jié)論，從而驗證了基準(zhǔn)回歸的穩(wěn)健性。

3. 更換解釋變量界定范圍檢驗

本文是從狹義角度來界定金融資產(chǎn)的。但有不少學(xué)者是從廣義角度界定。因此，為了能對比研究，本文也參考一些學(xué)者的研究，從廣義角度重新界定金融資產(chǎn)，并進(jìn)行實證檢驗。廣義角度界定金融資產(chǎn)主要是參考《企業(yè)會計準(zhǔn)則》來界定，在狹義界定的基礎(chǔ)上并入了貨幣資金項目[22]。這種界定范圍列入了貨幣資金。同時在金融資產(chǎn)異質(zhì)性分類將其列入短期性金融資產(chǎn)。

本文以重新界定的金融資產(chǎn)作為解釋變量，探討金融資產(chǎn)配置對企業(yè)經(jīng)營績效的影響。結(jié)論見表4 的第（4）至（6）列。第（4）列的總金融資產(chǎn)配置在1%水平下顯著為正，系數(shù)為0.0302，比基準(zhǔn)回歸及其他穩(wěn)健性檢驗回歸的系數(shù)值要大得多，這可能是因為實體企業(yè)的貨幣資金占比相對較大，由金融資產(chǎn)現(xiàn)狀分析可知，樣本企業(yè)計算的貨幣資金占總資產(chǎn)比例的均值為19.2%，但短期性金融資產(chǎn)（狹義）占總資產(chǎn)比均值只有3.2%。因而大量貨幣資金發(fā)揮了更大的“蓄水池效應(yīng)”。第（5）列的短期性金融資產(chǎn)配置系數(shù)在1%水平下顯著為正，即短期性金融資產(chǎn)配置對企業(yè)績效具有正向效應(yīng)。第（6）列長期性金融資產(chǎn)配置的系數(shù)在10%水平下顯著為負(fù)，即長期性金融資產(chǎn)配置對企業(yè)績效具有負(fù)向效應(yīng)。更換金融資產(chǎn)的界定范圍進(jìn)行實證檢驗，系數(shù)的顯著性和方向與基準(zhǔn)回歸表2 基本一致。實證結(jié)果表明，更換金融資產(chǎn)的界定范圍仍然不影響結(jié)論的穩(wěn)健性。

五、影響機(jī)制分析

由前文研究結(jié)論可知，整體上實體企業(yè)金融資產(chǎn)配置能顯著促進(jìn)企業(yè)經(jīng)營績效提升，并且這一結(jié)論已通過穩(wěn)健性檢驗。但是，企業(yè)金融資產(chǎn)配置究竟是通過何種途徑來提升企業(yè)經(jīng)營績效的呢？

本文考慮到短期性金融資產(chǎn)配置和長期性金融資產(chǎn)配置對企業(yè)經(jīng)營績效的作用機(jī)理不一樣，因此分別對短期性金融性資產(chǎn)配置和長期性金融資產(chǎn)配置的傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行研究。結(jié)合前文短期性金融資產(chǎn)配置對企業(yè)經(jīng)營績效的影響機(jī)制分析，發(fā)現(xiàn)短期性金融資產(chǎn)配置主要是基于儲蓄性動機(jī)。由于短期性金融資產(chǎn)具備高流動性和低置換成本等特點，當(dāng)企業(yè)面臨不確定性的經(jīng)營環(huán)境或者預(yù)期外的策略而需要流動資金時，短期性金融資產(chǎn)正好可以變現(xiàn)以及時補(bǔ)充流動性缺口，并投向企業(yè)經(jīng)營活動，從而緩解企業(yè)的融資約束壓力[23]，平抑企業(yè)投資波動，并降低企業(yè)發(fā)生財務(wù)困境的風(fēng)險[13]。此 外，相比貨幣現(xiàn)金，短期性金融資產(chǎn)盤活了閑置資金，還能賺取部分收益，為企業(yè)實現(xiàn)保值增值[24]。相比現(xiàn)金金融資產(chǎn)，投資交易性金融資產(chǎn)和銀行理財可以獲取一定投資收益，起到一定保值增值效應(yīng)，從而對提升企業(yè)經(jīng)營績效具有正向效應(yīng)。根據(jù)上述推理，將短期性金融資產(chǎn)配置對企業(yè)經(jīng)營績效的傳導(dǎo)渠道歸為兩條，分別為：“短期性金融資產(chǎn)配置—融資約束—經(jīng)營績效”“短期性金融資產(chǎn)配置—投資收益率—經(jīng)營績效”。

同理，結(jié)合前文長期性金融資產(chǎn)對企業(yè)經(jīng)營績效的影響機(jī)制分析，可知長期性金融資產(chǎn)配置對企業(yè)經(jīng)營績效的影響主要是“擠出主營業(yè)務(wù)投資”?！皵D出效應(yīng)”具體是通過企業(yè)將本來用于投資營運(yùn)資產(chǎn)、固定資產(chǎn)和無形資產(chǎn)的資金參與了金融資產(chǎn)配置來發(fā)揮作用，從而造成了實體項目投資減少和企業(yè)經(jīng)營績效的下降[12]。長期性金融資產(chǎn)是可以通過自身投資創(chuàng)造“資產(chǎn)價格”和“資產(chǎn)需求”[14]，并且隨著企業(yè)資金的不斷投入，會持續(xù)推高金融資產(chǎn)價格，進(jìn)而刺激企業(yè)加大金融資產(chǎn)配置力度，繼續(xù)擠出實體投資，形成惡性循環(huán)。根據(jù)上述推理，將長期性金融資產(chǎn)配置對企業(yè)經(jīng)營績效的傳導(dǎo)渠道歸為一條，即“長期性金融資產(chǎn)配置—實體投資—經(jīng)營績效”。

本文以2007—2019 年滬深A(yù) 股上市公司作為研究樣本，參考溫忠麟的中介效應(yīng)檢驗程序[25]構(gòu)建了如下模型，其中針對“短期性金融資產(chǎn)配置—融資約束—經(jīng)營績效”這條傳導(dǎo)途徑建模表達(dá)式為（4）和（5）。而針對“短期性金融資產(chǎn)配置——投資收益率——經(jīng)營績效”這條傳導(dǎo)途徑構(gòu)建的模型表達(dá)式為（6）和（7）。符號SA 表示融資約束，由于SA 計算的結(jié)果全部為負(fù)值，因而，SA 值越小表示融資約束越大。符號Invest_re 表示金融投資收益率，本文用金融投資收益/總資產(chǎn)進(jìn)行衡量。X表示一系列控制變量向量， μi,industry表示行業(yè)固定效應(yīng)， μi,year表示年份固定效應(yīng)， μi,city表示城市地區(qū)固定效應(yīng)。本文為測算影響經(jīng)營績效的間接效應(yīng)的占比，以依次檢驗法和Sobel 法同時實證分析。結(jié)果如表5 所示。

同理，結(jié)合上文的長期限期性金融資產(chǎn)配置對企業(yè)經(jīng)營績效的影響傳導(dǎo)途徑設(shè)立模型（8）至（9）。傳導(dǎo)途徑“長期性金融資產(chǎn)配置—實體投資—經(jīng)營績效”的建模表達(dá)式為（4）和（5）。Invest 表示實體投資，參考杜勇等及盛明泉等的界定方法[13-23]，用Δ（固定資產(chǎn)+在建工程+工程物質(zhì)）/總資產(chǎn)本進(jìn)行衡量。本文為測算影響長期性金融資產(chǎn)配置對經(jīng)營績效的間接效應(yīng)的占比，以依次檢驗法和Sobel 法同時實證分析。匯報結(jié)果如表6。

表5 中，第（1）至（3）列報告了短期性金融資產(chǎn)配置通過融資約束影響企業(yè)經(jīng)營績效的實證結(jié)果。第（1）列匯報的是短期性金融資產(chǎn)配置系數(shù)為正，系數(shù)為0.0594，這是表示短期性金融資產(chǎn)配置對企業(yè)經(jīng)營績效的總效應(yīng)。第（2）列匯報的是短期性金融資產(chǎn)配置對融資約束（中介變量）的影響，結(jié)論顯示短期性金融配置這一系數(shù)并不顯著，方向為負(fù)。第（3）列匯報的是加入中介變量后的短期性金融資產(chǎn)配置對企業(yè)經(jīng)營績效的影響。其中短期性金融資產(chǎn)配置系數(shù)在1%水平下顯著為正，系數(shù)值為0.0553。融資約束的系數(shù)在1%水平下顯著為負(fù)。即滿足中介效應(yīng)的Sobel 條件，本文采用Sobel 檢驗進(jìn)行檢驗。因而在表5 的最后三行匯報了Sobel檢驗的結(jié)果。其中第（1）列的Sobel 檢驗的Z 值在5%顯著性水平下為正，即說明了融資約束作為傳導(dǎo)途徑成立。具體的影響過程是短期性金融資產(chǎn)配置能夠緩解企業(yè)融資約束，從而促進(jìn)企業(yè)經(jīng)營績效的提升。

第（4）列和第（5）列匯報了短期性金融資產(chǎn)通過投資收益影響企業(yè)經(jīng)營績效的實證結(jié)果。第（4）列短期性金融資產(chǎn)配置的系數(shù)在1%水平下顯著為正，即隨著短期性金融資產(chǎn)配置的增加，企業(yè)投資收益也在增加。第（5）列的短期性金融資產(chǎn)配置的系數(shù)在1%水平下顯著為正，系數(shù)值為0.0451，比第（1）列的0.0594 小，并且投資收益的系數(shù)也是在1%水平下顯著為正。根據(jù)溫忠麟[25]的中介效應(yīng)判斷標(biāo)準(zhǔn)，第（4）列和第（5）列結(jié)果滿足部分中介效應(yīng)，“短期性金融資產(chǎn)配置—投資收益率—經(jīng)營績效”這一途徑成立。在表5 中同樣匯報了這一中介途徑的Sobel 檢驗。其中第（3）列的Sobel 檢驗的Z 值在1%水平下顯著為正，Goodman-1 和Goodman-2的Z 值均顯著為正，即說明了投資收益作為傳導(dǎo)途徑成立，也證實了依次檢驗法的可靠。其中Sobel 計算的間接效應(yīng)占總效益比值為34.3%。

表6 中第（1）至（3）列報告了長期性金融資產(chǎn)配置通過擠出實體投資而影響企業(yè)經(jīng)營績效的實證結(jié)果。第（1）列匯報的是長期性金融資產(chǎn)配置系數(shù)在1%水平下顯著為負(fù)，系數(shù)為-0.0347，這是表示長期性金融資產(chǎn)配置對企業(yè)經(jīng)營績效的總效應(yīng)。第（2）列長期性金融資產(chǎn)配置的系數(shù)在5%水平下顯著為負(fù)，即隨著長期性金融資產(chǎn)配置的增加，企業(yè)實體投資顯著下降。第（3）列的長期性金融資產(chǎn)配置的系數(shù)在5%水平下顯著為負(fù)，系數(shù)值為-0.0266，絕對值比第（1）列絕對值小，并且實體投資的系數(shù)也是在1%水平下顯著為正。根據(jù)溫忠麟[25]的中介效應(yīng)判斷標(biāo)準(zhǔn)，第（1）至（3）列滿足部分中介效應(yīng)，也證實了“長期性金融資產(chǎn)配置通過擠出實體投資從而抑制了經(jīng)營績效的提升”這一傳導(dǎo)途徑成立。表6 最后三行匯報了這一中介途徑的Sobel 檢驗。其中第（1）列的Sobel 檢驗的Z 值在1%水平下顯著為負(fù)，即說明了實體投資作為傳導(dǎo)途徑成立，其中Sobel 計算的間接效應(yīng)的占總效益比值為23.71%。

表 5 短期性金融資產(chǎn)配置對企業(yè)經(jīng)營績效的影響機(jī)制實證結(jié)果①

表 6 長期性金融資產(chǎn)配置對企業(yè)經(jīng)營績效影響機(jī)制實證結(jié)果

表6 (續(xù))

六、研究結(jié)論與研究展望

（一） 研究結(jié)論

本文以2007—2019 年的A 股上市實體企業(yè)數(shù)據(jù)作為研究樣本，從金融資產(chǎn)異質(zhì)性視角，探究金融資產(chǎn)配置對企業(yè)經(jīng)營績效的影響及影響機(jī)制。并進(jìn)一步從區(qū)域金融發(fā)展水平、行業(yè)異質(zhì)性及企業(yè)異質(zhì)性作對比研究。研究結(jié)論如下：

第一，企業(yè)總金融資產(chǎn)配置對企業(yè)經(jīng)營績效具有顯著正向影響。從金融資產(chǎn)異質(zhì)性視角發(fā)現(xiàn)，短期性金融資產(chǎn)配置對企業(yè)經(jīng)營績效具有顯著正向影響，而長期性金融資產(chǎn)配置對企業(yè)經(jīng)營績效為負(fù)向影響。由于短期性金融資產(chǎn)配置對企業(yè)經(jīng)營績效的正向影響大于長期性金融資產(chǎn)配置的負(fù)面影響，從而總金融資產(chǎn)配置以“蓄水池效應(yīng)”為主導(dǎo)。這一結(jié)論通過2SLS 工具法、更換tobit 模型及更換解釋變量多種穩(wěn)健性檢驗后證實結(jié)論可靠。

第二，進(jìn)一步探究了金融資產(chǎn)配置對企業(yè)經(jīng)營績效的影響機(jī)制。由于企業(yè)在配置短期性金融資產(chǎn)和長期性金融資產(chǎn)時其動機(jī)不同，從而其對經(jīng)營績效的內(nèi)在影響機(jī)制也不一樣。因此，本文分別從長、短期性金融資產(chǎn)異質(zhì)性視角，用中介模型方法進(jìn)行了實證分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，短期金融資產(chǎn)配置影響企業(yè)經(jīng)營績效的傳導(dǎo)途徑有兩條，一是通過提升投資收益而提升經(jīng)營績效，二是通過緩解融資約束而提升經(jīng)營績效。而長期性金融資產(chǎn)配置則是通過擠出實體投資而抑制經(jīng)營績效的提升。

（二） 研究展望

本文基于現(xiàn)有文獻(xiàn)研究結(jié)論的基礎(chǔ)之上，結(jié)合上市公司數(shù)據(jù)探討了金融資產(chǎn)配置對企業(yè)經(jīng)營績效的影響及影響機(jī)制，并獲得了一些具有價值性的研究結(jié)論。但在研究內(nèi)容、研究數(shù)據(jù)上還存在一定的不足，這也是未來可以進(jìn)行繼續(xù)研究探討的努力方向。

第一，除了探討金融資產(chǎn)配置對企業(yè)經(jīng)營績效的影響，可以繼續(xù)進(jìn)一步探討金融資產(chǎn)配置對企業(yè)長遠(yuǎn)發(fā)展的影響，比如對企業(yè)創(chuàng)新投入、產(chǎn)出及生產(chǎn)效率等方面的影響。此外，本文沒有進(jìn)一步探討現(xiàn)有的宏觀貨幣政策或者財政政策對金融資產(chǎn)配置與企業(yè)經(jīng)營績效兩者關(guān)系的影響。宏觀層面一直在倡導(dǎo)推進(jìn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，并且實施了不少宏觀經(jīng)濟(jì)政策，但在本文中涉及較少，未來可以繼續(xù)在這些方面進(jìn)一步深化。

第二，鑒于數(shù)據(jù)的可得性，本文選擇以2007—2019 年的A 股實體企業(yè)數(shù)據(jù)作為研究樣本。雖然中國A 股實體企業(yè)相比較而言是一批實力比較雄厚的優(yōu)質(zhì)企業(yè)，但是實際上并不能代表國內(nèi)其他一些實力相對較弱的中小企業(yè)。所以得出的結(jié)論也不一定能適合國內(nèi)非上市企業(yè)，這也是本文研究中的不足之處。希望在未來的研究中，可以將樣本數(shù)據(jù)擴(kuò)展到更多未上市的中小企業(yè)中，繼續(xù)研究這些未上市企業(yè)的金融資產(chǎn)配置問題及對企業(yè)經(jīng)營績效的影響。

注釋：

① Sobel 檢驗?zāi)軌蛟谥薪槟Ｐ蛢蓚€系數(shù)中的一個不顯著時，也可以檢驗中介效應(yīng)。由于Sobel 檢驗法和依次法在回歸運(yùn)算中控制變量并不完全一樣，所以Sobel 檢驗法測算的間接效應(yīng)與依次法計算的也有區(qū)別。本文標(biāo)的間接效應(yīng)根據(jù)Sobel 檢驗法測算的結(jié)果。