胡士華 王 蓬

(西南大學(xué)，重慶 400715)

一、問題的提出

當(dāng)前，我國(guó)經(jīng)濟(jì)正處于轉(zhuǎn)變發(fā)展方式、轉(zhuǎn)換增長(zhǎng)動(dòng)力的關(guān)鍵時(shí)期。在此背景下，中央多次強(qiáng)調(diào)要大力發(fā)展實(shí)體經(jīng)濟(jì)，防止經(jīng)濟(jì)脫實(shí)向虛。然而，隨著市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的不斷加劇，非金融業(yè)的利潤(rùn)空間被極大壓縮。實(shí)體企業(yè)紛紛增加金融資產(chǎn)配置，金融化水平不斷上升(彭俞超 等，2018)。過度的金融投資會(huì)擠占企業(yè)實(shí)體投資空間(Krippner，2005；Orhangazi，2008；謝家智 等，2014)，降低其生產(chǎn)率和創(chuàng)新能力(盛明泉 等，2018)，阻礙產(chǎn)業(yè)升級(jí)和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型(李俊青 等，2016)，進(jìn)而妨礙經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。因此，加強(qiáng)對(duì)企業(yè)過度金融化的治理具有較強(qiáng)的現(xiàn)實(shí)性和緊迫性。

治理企業(yè)金融化的關(guān)鍵在于厘清其形成原因。從現(xiàn)有文獻(xiàn)來看，學(xué)者主要基于三個(gè)層面探究企業(yè)金融化的影響因素：一是企業(yè)經(jīng)營(yíng)與治理層面。相關(guān)研究表明，金融資產(chǎn)投資收益水平提高(Demir，2009)、企業(yè)融資約束緩解(Baum et al.,2009)、追求企業(yè)價(jià)值最大化(Lazonick，2010)、機(jī)構(gòu)投資者控制力增強(qiáng)(謝家智 等，2014)、企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行(顧雷雷 等，2020)以及產(chǎn)能利用率降低(公衍磊 等，2020)等均會(huì)顯著提高企業(yè)金融化水平。而鄧超等(2017)發(fā)現(xiàn)，企業(yè)金融資產(chǎn)持有比例與其主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)率呈U形關(guān)系。二是企業(yè)管理者個(gè)人特質(zhì)層面。杜勇等(2019a)研究表明，CEO金融背景對(duì)企業(yè)金融化具有顯著的正向影響，并且非銀行金融背景產(chǎn)生的正向作用更強(qiáng)烈。牛煜皓等(2020)發(fā)現(xiàn)，擁有貧困經(jīng)歷的高管所在企業(yè)的金融資產(chǎn)配置水平越高。杜勇等(2019b)指出，學(xué)術(shù)背景高管比例越高的企業(yè)金融化程度越低，原因在于，曾經(jīng)的學(xué)術(shù)經(jīng)歷對(duì)高管影響深遠(yuǎn)，導(dǎo)致他們更加注重實(shí)體投資和創(chuàng)新活動(dòng)。三是制度環(huán)境層面。已有研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)政策出臺(tái)(于連超 等，2021)、金融部門人力配置增強(qiáng)(戴靜 等，2020)等均會(huì)提高實(shí)體企業(yè)的金融資產(chǎn)配置水平，而經(jīng)濟(jì)政策不確定性(彭俞超 等，2018)、增值稅轉(zhuǎn)型改革(徐超 等，2019)、金融監(jiān)管加強(qiáng)(馬思超 等，2019)以及“一帶一路”倡議(周伯樂 等，2020)等則會(huì)顯著抑制企業(yè)金融化趨勢(shì)。

上述文獻(xiàn)在探討企業(yè)金融化形成因素方面大多忽略了契約的不完全性，實(shí)際上，企業(yè)與各方簽訂的契約并不完全，尤其是在我國(guó)經(jīng)濟(jì)正處于轉(zhuǎn)型階段以及法制建設(shè)還不夠完善的背景下，契約不完全是一個(gè)不容忽視的問題。契約不完全能夠作用于企業(yè)融資成本和生產(chǎn)成本，改變企業(yè)的預(yù)防需求和投機(jī)需求，進(jìn)而影響企業(yè)金融投資行為(Baumol，1990；楊暢 等，2014)。因此，在探討企業(yè)金融化的過程中，若忽視契約不完全的影響，則可能對(duì)企業(yè)金融化的成因產(chǎn)生誤判，不利于解決現(xiàn)實(shí)問題。而較高的契約執(zhí)行效率則有助于降低契約不完全程度，減少締約過程中被“敲竹杠”的風(fēng)險(xiǎn)，降低企業(yè)的融資成本和生產(chǎn)成本，緩解融資約束并提高實(shí)體投資收益率，進(jìn)而抑制企業(yè)金融化。另外，雖然中國(guó)大陸地區(qū)遵循統(tǒng)一的政策法規(guī)，但由于各地的文化習(xí)俗、人力資本配置和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不同，契約執(zhí)行效率存在時(shí)空差異。這意味著各地企業(yè)面臨的制度性交易成本存在較大差別，造成企業(yè)執(zhí)行不完全契約花費(fèi)的成本各異，進(jìn)而影響到企業(yè)的融資約束、利潤(rùn)率以及金融化水平。由此可見，基于契約執(zhí)行效率的角度，深入探討企業(yè)金融化的關(guān)鍵驅(qū)動(dòng)因素具有重要的理論價(jià)值和實(shí)踐意義。

基于上述分析，本文以2008—2019年我國(guó)滬深A(yù)股制造業(yè)上市公司為樣本，實(shí)證檢驗(yàn)契約執(zhí)行效率對(duì)企業(yè)金融化的影響，同時(shí)考察專用性中間品密集度對(duì)二者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。本文可能的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下三個(gè)方面：第一，拓展了企業(yè)金融化影響因素的研究視角。既往研究著重從企業(yè)經(jīng)營(yíng)與治理、企業(yè)管理者個(gè)人特質(zhì)、制度環(huán)境等層面探尋企業(yè)金融化的影響因素，比如企業(yè)融資約束程度(Baum et al.,2009)、高管金融背景或?qū)W術(shù)經(jīng)歷(杜勇 等，2019a,2019b)、增值稅轉(zhuǎn)型改革(徐超 等，2019)等，而忽視了契約摩擦也可能對(duì)企業(yè)金融資產(chǎn)配置決策產(chǎn)生重要影響。本文發(fā)現(xiàn)，契約執(zhí)行效率可以顯著抑制實(shí)體企業(yè)金融化水平。這不僅有助于加深對(duì)企業(yè)金融化成因的理解，也為政府更加有效地治理企業(yè)金融化，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)“脫虛返實(shí)”提供了新的政策方向。第二，豐富了契約執(zhí)行效率經(jīng)濟(jì)后果方面的研究。根據(jù)現(xiàn)有研究，契約執(zhí)行效率的改善能夠?qū)Φ貐^(qū)投資效率產(chǎn)生積極影響(Acemoglu et al.，2007)，提高地區(qū)比較優(yōu)勢(shì)(Costinot，2009)，促進(jìn)FDI流入(茹玉驄，2009)，推動(dòng)地區(qū)出口增長(zhǎng)(李坤望 等，2010)，助力產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和升級(jí)(李俊青 等，2016)，同時(shí)也可以通過“干中學(xué)”效應(yīng)提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率(張?jiān)?等，2017；劉鵬飛 等，2018)。但是，尚無文獻(xiàn)將契約執(zhí)行效率與企業(yè)金融化納入同一理論框架展開深入分析。第三，進(jìn)一步探討了行業(yè)專用性中間品密集度對(duì)契約執(zhí)行效率與實(shí)體企業(yè)金融化關(guān)系的影響，以及契約執(zhí)行效率對(duì)不同所有制企業(yè)和不同地區(qū)企業(yè)金融化的異質(zhì)性影響，為政府制定有針對(duì)性的政策法規(guī)治理企業(yè)金融化提供了重要參考。

本文余下部分的結(jié)構(gòu)安排為：第二部分為理論分析與研究假設(shè)；第三部分為研究設(shè)計(jì)；第四部分為實(shí)證結(jié)果與分析；第五部分為進(jìn)一步研究；第六部分為研究結(jié)論與啟示。

二、理論分析與研究假說

契約執(zhí)行效率指企業(yè)事后執(zhí)行契約條款的效率。如果地區(qū)契約執(zhí)行制度安排得不合理，保障企業(yè)在事后履行契約條款時(shí)花費(fèi)的時(shí)間變長(zhǎng)、成本增加，會(huì)導(dǎo)致企業(yè)執(zhí)行契約的效率下降，進(jìn)而影響企業(yè)的投資決策，因此，可以以契約執(zhí)行效率高低來反映一個(gè)地區(qū)契約執(zhí)行制度安排的合理程度。事實(shí)上，契約執(zhí)行效率低下是導(dǎo)致實(shí)體企業(yè)過度金融化的重要原因。一方面，契約執(zhí)行效率低下會(huì)加劇企業(yè)有限理性，降低企業(yè)的融資效率和經(jīng)營(yíng)效率，造成外源融資能力弱化和內(nèi)部流動(dòng)性不足，導(dǎo)致企業(yè)面臨融資約束。為了避免資金緊張帶來的效率損失和財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)，企業(yè)傾向于投資流動(dòng)性更強(qiáng)的金融資產(chǎn)進(jìn)行儲(chǔ)蓄，造成金融化水平上升(Almeida et al.，2004；Ding et al.,2013；周伯樂 等，2020)。另一方面，契約執(zhí)行效率低下會(huì)加劇信息不對(duì)稱，增加企業(yè)面臨的不確定性，致使其實(shí)體運(yùn)行成本上升，實(shí)體投資收益率大幅下降。此時(shí)，企業(yè)為了獲取更高的利潤(rùn)會(huì)傾向于投資金融資產(chǎn)，替代實(shí)體投資，進(jìn)而導(dǎo)致過度金融化(Krippner，2005；謝家智 等，2014；彭俞超 等，2018；徐超 等，2019)。

提升契約執(zhí)行效率能夠從多個(gè)途徑緩解企業(yè)的融資約束并提高實(shí)體投資收益率，進(jìn)而抑制實(shí)體企業(yè)金融化。第一，契約執(zhí)行效率提升通過降低融資成本抑制企業(yè)金融化。契約執(zhí)行效率提升有助于減少信息不對(duì)稱，緩解不確定性問題，降低違約風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)，從而減少外源融資成本(張?jiān)?等，2017)。外源融資成本的降低一方面能夠緩解企業(yè)融資約束，弱化企業(yè)持有金融資產(chǎn)的預(yù)防性動(dòng)機(jī)，另一方面可以減少運(yùn)營(yíng)成本，提升實(shí)體投資收益率，從而激發(fā)企業(yè)投資實(shí)體資產(chǎn)的意愿，抑制過度金融化(楊箏 等，2019)。第二，契約執(zhí)行效率提升通過增加融資規(guī)模降低企業(yè)金融化水平。能否提供易變現(xiàn)的抵押資產(chǎn)直接決定了企業(yè)的銀行貸款規(guī)模。契約執(zhí)行效率提升會(huì)加快抵押資產(chǎn)變現(xiàn)速度，減少抵押資產(chǎn)變現(xiàn)的交易成本，提高抵押資產(chǎn)的清算價(jià)值，增加企業(yè)融資規(guī)模，增強(qiáng)企業(yè)融資能力，從而抑制過度金融化(馬光榮 等，2014)。第三，契約執(zhí)行效率提升通過加快貨款回收速度降低企業(yè)金融化水平。契約執(zhí)行效率提升將增加客戶違約的成本，促使客戶及時(shí)償還貨款，加快企業(yè)貨款回收速度。貨款回收速度加快不僅有利于減少企業(yè)對(duì)外部資金的依賴，緩解融資約束，降低企業(yè)投資金融資產(chǎn)的預(yù)防動(dòng)機(jī)(Myers et al.,1984；王竹泉 等，2017)，還有利于擴(kuò)大賒銷業(yè)務(wù)，增加銷售收入，進(jìn)而提升實(shí)體投資收益率，抑制企業(yè)金融化(Raja et al.,2007；公衍磊 等，2020)。第四，契約執(zhí)行效率提升通過促使供應(yīng)商增加專用性資產(chǎn)投資降低企業(yè)金融化水平。契約執(zhí)行效率提升能夠降低專用性中間品契約的違約風(fēng)險(xiǎn)，這將促使供應(yīng)商增加專用性中間品的供給(Grossman et al.,1986；Hart et al.,1988)。專用性中間品和其他生產(chǎn)要素是相互補(bǔ)充的資產(chǎn)，企業(yè)獲得充足的專用性中間品后勢(shì)必會(huì)加大其他生產(chǎn)要素的投入(Pascali，2009)，并在干中學(xué)的作用下提高實(shí)體投資收益率，最終抑制企業(yè)金融化(公衍磊 等，2020)。作為企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新的基礎(chǔ)，專用性中間品的增加還有助于企業(yè)提高產(chǎn)品的技術(shù)含量，增強(qiáng)實(shí)體投資的盈利能力，推動(dòng)企業(yè)金融化水平下降(Acemoglu et al.，2007)。

基于上述分析，本文提出：

假說

1

：

契約執(zhí)行效率提升能夠抑制實(shí)體企業(yè)金融化。

相比通用性中間品而言，專用性中間品的技術(shù)含量更高，不可證實(shí)的因素更多。因此，企業(yè)生產(chǎn)采用的專用性中間品越多，其面臨的風(fēng)險(xiǎn)和不確定性越強(qiáng)。銀行為了規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)會(huì)大幅減少對(duì)高專用性中間品密集度企業(yè)的貸款或者提高貸款的門檻，導(dǎo)致其面臨更加嚴(yán)重的融資約束。因此，契約執(zhí)行效率提升通過緩解融資約束降低企業(yè)金融化水平的作用在該類企業(yè)中體現(xiàn)得更為明顯。相反，低專用性中間品密集度企業(yè)所面臨的不確定性更小，契約執(zhí)行效率缺陷對(duì)其產(chǎn)生的影響較小。

據(jù)此，本文提出:

假說

2

:

企業(yè)專用性中間品密集度越高，契約執(zhí)行效率提升對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化的抑制作用越明顯。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以2008—2019年滬深A(yù)股制造業(yè)上市公司為樣本，并對(duì)初始樣本進(jìn)行了如下處理：(1)剔除ST類上市公司；(2)剔除相關(guān)數(shù)據(jù)缺失的上市公司。經(jīng)過上述篩選，最終得到11992個(gè)公司-年度觀測(cè)值。此外，為了避免極端值的影響，對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行了上下1%的縮尾處理。在數(shù)據(jù)來源方面，契約執(zhí)行效率數(shù)據(jù)來自樊綱等編制的《中國(guó)分省份市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告(2016)》，其他數(shù)據(jù)均來自國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)(CSMAR)。

(二)計(jì)量模型

為檢驗(yàn)假說1，即契約執(zhí)行效率對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化的影響，本文設(shè)定如下計(jì)量模型：

FIN=α+αFD+λX+firm+year+ε

(1)

其中：i表示地區(qū)，j表示行業(yè)，k表示企業(yè)，t表示時(shí)間；FIN表示實(shí)體企業(yè)金融化程度，F(xiàn)D表示各地區(qū)的契約執(zhí)行效率，X為控制變量，firm為企業(yè)固定效應(yīng)，year為年份固定效應(yīng)，ε為誤差項(xiàng)。

為檢驗(yàn)假說2，即專用性中間品密集度對(duì)契約執(zhí)行效率與實(shí)體企業(yè)金融化關(guān)系的影響，本文借鑒Rajan et al.(1988)的做法，構(gòu)建如下回歸模型：

FIN=β+βFD+βzr×FD+βzr+λX+firm+year+ε

(2)

其中：zr表示專用性中間品密集度，其他變量定義與模型(1)相同。

(三)變量說明

1.企業(yè)金融化

從現(xiàn)有研究來看，學(xué)者常采用以下四種指標(biāo)度量實(shí)體企業(yè)金融化水平，分別是金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)、金融費(fèi)用支出、金融投資收益以及金融渠道獲利占比。其中，金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)指標(biāo)的使用最為廣泛(張成思 等，2019)。為此，本文遵循主流研究的做法，以金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比例來衡量制造業(yè)企業(yè)金融化程度(FIN)，具體計(jì)算公式為：FIN=(貨幣資金+持有至到期投資+交易性金融資產(chǎn)+可供出售金融資產(chǎn)+投資性房地產(chǎn)+應(yīng)收股利+應(yīng)收利息)/總資產(chǎn)。

2.契約執(zhí)行效率

借鑒李俊青等(2016)的做法，采用各省份“市場(chǎng)中介組織的發(fā)育和法律制度環(huán)境指數(shù)”分項(xiàng)指標(biāo)來衡量契約執(zhí)行效率(FD)，指標(biāo)值來自樊綱等編著的《中國(guó)分省份市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告(2016)》(樊綱 等，2017)。由于該指標(biāo)只更新到2014年，為了確保估計(jì)結(jié)果能夠有效解釋當(dāng)前的實(shí)體企業(yè)金融化現(xiàn)象，參考俞紅海等(2010)的思路，采用已經(jīng)更新到2016年的市場(chǎng)化總指數(shù)進(jìn)行預(yù)測(cè)，即通過構(gòu)建分指數(shù)與綜合指數(shù)的線性關(guān)系，預(yù)測(cè)2015年和2016年的契約執(zhí)行效率數(shù)據(jù)。

3.專用性中間品密集度

考慮到專用性中間品密集度是一個(gè)行業(yè)屬性，隨時(shí)間變化較慢，因此借鑒Nunn(2007)的方法對(duì)其進(jìn)行衡量。其中，專用性中間品密集度(zr)為不能在機(jī)構(gòu)交易且沒有“參考價(jià)格”的中間品占總中間投入品的比重；專用性中間品密集度(zr)為不能在機(jī)構(gòu)交易且沒有“參考價(jià)格”的中間品與“參考價(jià)格”但不能在交易機(jī)構(gòu)買賣的中間投入品占總中間投入品的比重。比重越高，表明該行業(yè)的專用性中間品密集度越高。由于中美兩國(guó)制造業(yè)上市公司的行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)不同，借鑒李坤望等(2010)、李俊青等(2018)的做法，以中國(guó)證監(jiān)會(huì)2012年行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)的2分位行業(yè)為準(zhǔn)，與美國(guó)ISIC REV.2標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行對(duì)比分析，并逐一匹配，最終得到28個(gè)制造業(yè)行業(yè)的專用性中間品密集度。具體計(jì)算公式如下：

(3)

(4)

4.控制變量

借鑒杜勇等(2019a)、張成思等(2019)的研究，本文選取的控制變量主要包括盈利能力(ROA)、融資成本(FC)、資產(chǎn)負(fù)債率(LEV)、企業(yè)規(guī)模(SIZE)、股權(quán)集中度(OC)、有形資產(chǎn)率(FA)、經(jīng)營(yíng)性現(xiàn)金流量(CFO)、企業(yè)成長(zhǎng)性(TQ)、董事會(huì)規(guī)模(BOARD)、決策權(quán)配置(BOTH)、CEO金融背景(CEOFIN)。此外，本文還控制了企業(yè)(firm)和年份(year)固定效應(yīng)的影響。

主要變量的說明及描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果如表1所示。

表1 主要變量說明與描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)基本回歸分析

1.契約執(zhí)行效率與企業(yè)金融化

表2為契約執(zhí)行效率與企業(yè)金融化的回歸結(jié)果。其中，列(1)中不包含任何控制變量，列(2)～(5)中依次加入了企業(yè)財(cái)務(wù)特征、企業(yè)成長(zhǎng)性、董事會(huì)特征、決策權(quán)配置和CEO金融背景等方面的控制變量。列(1)～(5)的回歸結(jié)果顯示，契約執(zhí)行效率(FD)的估計(jì)系數(shù)始終在1%的水平下顯著為負(fù)，這表明契約執(zhí)行效率的提升能夠顯著抑制實(shí)體企業(yè)金融化，假說1得證。

表2 契約執(zhí)行效率與企業(yè)金融化的回歸結(jié)果

從控制變量的回歸結(jié)果來看，總資產(chǎn)收益率(ROA)、融資成本(FC)、資產(chǎn)負(fù)債率(LEV)、企業(yè)規(guī)模(SIZE)、有形資產(chǎn)率(FA)、企業(yè)成長(zhǎng)性(TQ)的估計(jì)系數(shù)均顯著為負(fù)，即與金融資產(chǎn)投資呈負(fù)相關(guān)。經(jīng)營(yíng)性現(xiàn)金流量(CFO)、決策權(quán)配置(BOTH)與企業(yè)金融化(FIN1)顯著正相關(guān)，表明企業(yè)現(xiàn)金流量越多，金融資產(chǎn)配置比例越高；董事長(zhǎng)和總經(jīng)理兩職合一，金融資產(chǎn)配置比例也相對(duì)更高。股權(quán)集中度(OC)、董事會(huì)規(guī)模(BOARD)、CEO金融背景(CEOFIN)對(duì)企業(yè)金融化(FIN1)的影響都不顯著。

(續(xù)表2)

2.專用性中間品密集度的影響

表3報(bào)告了假說2的檢驗(yàn)結(jié)果。由列(1)可知，當(dāng)回歸模型中未引入控制變量時(shí)，契約執(zhí)行效率與專用性中間品密集度的交互項(xiàng)(FD×zr)的估計(jì)系數(shù)為-0.0104，且通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)；由列(2)可知，在將全部控制變量納入回歸方程時(shí)，契約執(zhí)行效率與專用性中間品密集度的交互項(xiàng)(FD×zr)的估計(jì)系數(shù)為-0.0063，且通過了5%水平的顯著性檢驗(yàn)。類似地，列(3)、(4)的回歸結(jié)果顯示，交互項(xiàng)(FD×zr)的估計(jì)系數(shù)均顯著為負(fù)。上述分析結(jié)果表明，專用性中間品密集度越高，契約執(zhí)行效率對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化的抑制作用越明顯。由此，本文假說2得證。

表3 專用性中間品密集度的影響

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.更換企業(yè)金融化的測(cè)量指標(biāo)

本文參考戴靜等(2020)的做法，構(gòu)建了企業(yè)金融化的替代性測(cè)量指標(biāo)FIN，具體計(jì)算公式為：FIN=(貨幣資金+持有至到期投資+交易性金融資產(chǎn)+可供出售金融資產(chǎn)+投資性房地產(chǎn))/企業(yè)總資產(chǎn)。表4列(1)～(3)報(bào)告了以FIN為被解釋變量的檢驗(yàn)結(jié)果。由列(1)可知，契約執(zhí)行效率(FD)的估計(jì)系數(shù)為-0.0034，且通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)；由列(2)、(3)可知，F(xiàn)D×zr和FD×zr的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)。上述結(jié)果表明，在替換企業(yè)金融化的測(cè)量指標(biāo)后，本文研究結(jié)論并未發(fā)生明顯變化。

表4 更換核心變量測(cè)量指標(biāo)的回歸結(jié)果

2.更換契約執(zhí)行效率的測(cè)量指標(biāo)

契約執(zhí)行效率沒有固定的度量方法，這里使用樊綱等計(jì)算的“市場(chǎng)化指數(shù)”重新衡量契約執(zhí)行效率。表4列(4)、(5)的回歸結(jié)果顯示，契約執(zhí)行效率(FD)依然對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化(FIN)存在顯著的負(fù)向影響，且隨著專用性中間品密集度(zr)的提高，契約執(zhí)行效率對(duì)企業(yè)金融化的抑制效應(yīng)更明顯。盡管在列(6)中，交互項(xiàng)(FD×zr)的估計(jì)系數(shù)未能通過顯著性檢驗(yàn)，但根據(jù)系數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)誤判斷，其顯著性與臨界值相差不大。綜上可知，在變更核心解釋變量的測(cè)度方法后，所得結(jié)果仍然支持研究假說。

(三)內(nèi)生性問題的處理

上文通過更換核心解釋變量的測(cè)度指標(biāo)、逐步引入控制變量的方法，減少因測(cè)量誤差和遺漏部分影響因素而產(chǎn)生的內(nèi)生性問題。為進(jìn)一步緩解因反向因果關(guān)系所引致的內(nèi)生性問題，本文在對(duì)變量進(jìn)行滯后一期處理的基礎(chǔ)上，重新展開回歸分析。鑒于專用性中間品密集度不隨時(shí)間變動(dòng)，僅對(duì)契約執(zhí)行效率以及其他控制變量取滯后一期值進(jìn)行估計(jì)。由表5列(1)、(2)可知，契約執(zhí)行效率(FD)以及交互項(xiàng)(FD×zr)均顯著為負(fù)，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。

為盡可能有效解決內(nèi)生性問題，進(jìn)一步借鑒李坤望等(2010)的做法，選取樊綱等編制的“市場(chǎng)化指數(shù)”作為工具變量，運(yùn)用2SLS進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。具體操作為：以1998年的市場(chǎng)化指數(shù)作為2008年契約執(zhí)行效率的工具變量，依此類推。對(duì)“市場(chǎng)化指數(shù)”指標(biāo)進(jìn)行上述處理的原因在于：1998年的“市場(chǎng)化指數(shù)”與契約執(zhí)行效率高度相關(guān)，保證了工具變量的相關(guān)性；由于市場(chǎng)環(huán)境變化較快，10年前的市場(chǎng)化指數(shù)作為歷史指標(biāo)不太可能受當(dāng)前經(jīng)濟(jì)環(huán)境的影響；2008—2016年間，每年都有對(duì)應(yīng)的工具變量，克服了只有單年數(shù)據(jù)作為工具變量的局限性。采用工具變量法的回歸結(jié)果見表5。由第一階段估計(jì)結(jié)果可知，10年前的市場(chǎng)化指數(shù)與契約執(zhí)行效率在1%的水平下顯著正相關(guān)。第二階段的估計(jì)結(jié)果和相關(guān)統(tǒng)計(jì)量如列(3)、(4)所示。Kleibergen-Paap rk LM統(tǒng)計(jì)量均在1%的水平下顯著，拒絕了工具變量不可識(shí)別的假設(shè)；Kleibergen-Paap rk Wald F統(tǒng)計(jì)量分別為173.779和85.958，大于臨界值16.38，說明工具變量和契約執(zhí)行效率之間弱相關(guān)的假設(shè)不成立。列(3)、(4)的回歸結(jié)果顯示，契約執(zhí)行效率對(duì)企業(yè)金融化的抑制作用在1%的水平下顯著，且隨著專用性中間品密集度的提高，抑制作用更明顯，本文假說1和假說2再次得到證實(shí)。

此外，參考劉貫春等(2019)的做法，采用雙重差分法來解決模型的內(nèi)生性問題。將2008—2016年劃分為兩個(gè)時(shí)期后可以發(fā)現(xiàn)，2008—2011年間契約執(zhí)行效率指數(shù)相對(duì)平穩(wěn)，此后有一個(gè)很明顯的上漲趨勢(shì)；從分地區(qū)情況來看，自2012年開始，不同省份的契約執(zhí)行效率指數(shù)也呈現(xiàn)出不同的變動(dòng)趨勢(shì)，既有上漲的，也有保持相對(duì)平穩(wěn)的，還有下降的?；诖?，本文以2012年作為事件的沖擊時(shí)點(diǎn)，2012年以前賦值為0，2012年及以后賦值為1。同時(shí)，將2012年契約執(zhí)行效率上升明顯的省份作為實(shí)驗(yàn)組，賦值為1，其他省份作為控制組，賦值為0。契約執(zhí)行效率在2012年出現(xiàn)明顯上升的原因主要在于，2012年召開的黨的十八大提出了全面依法治國(guó)的戰(zhàn)略，強(qiáng)調(diào)了法治建設(shè)的重要性。而各地區(qū)契約執(zhí)行效率具有不同的變動(dòng)趨勢(shì)主要是因?yàn)楦魇》莸乃痉w系完善程度不盡相同，對(duì)依法治國(guó)思想的響應(yīng)能力存在一定差異。表5列(5)、(6)匯報(bào)了DID的估計(jì)結(jié)果，從中可見，契約執(zhí)行效率對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化存在顯著的負(fù)向影響，且專用性中間品密集度的提升會(huì)強(qiáng)化契約執(zhí)行效率對(duì)企業(yè)金融化的影響，再次證明了本文研究結(jié)論的穩(wěn)健性。在將zr替換為zr后，上述檢驗(yàn)結(jié)果并未發(fā)生本質(zhì)變化。

表5 內(nèi)生性問題處理的回歸結(jié)果

五、進(jìn)一步研究

(一)企業(yè)所有制的異質(zhì)性影響

按照所有制性質(zhì)的不同，企業(yè)可被劃分為國(guó)有企業(yè)、民營(yíng)企業(yè)和外資企業(yè)。本文預(yù)期，對(duì)于不同所有制性質(zhì)的企業(yè)，契約執(zhí)行效率對(duì)企業(yè)金融化的影響，以及專用性中間品密集度對(duì)二者關(guān)系的影響均可能存在一定差異。相比于國(guó)有企業(yè)，外資企業(yè)是跨國(guó)經(jīng)營(yíng)，而民營(yíng)企業(yè)則更多是依靠社會(huì)信任等非正式制度來解決交易雙方的糾紛(Long,2010)，因此外資企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)受契約執(zhí)行效率的影響有限。也就是說，較之于外資企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)，契約執(zhí)行效率的提升對(duì)國(guó)有企業(yè)金融化的抑制作用更明顯。然而，隨著專用性中間品密集度的提高，民營(yíng)企業(yè)很難再依靠傳統(tǒng)的人際關(guān)系來解決交易糾紛，其對(duì)正式契約的依賴程度逐步增加。進(jìn)一步，契約執(zhí)行效率的提高有助于提升民營(yíng)企業(yè)的議價(jià)能力，進(jìn)而使企業(yè)的融資、投資和經(jīng)營(yíng)情況得到顯著改善，預(yù)防性和投機(jī)性需求大幅降低，最終對(duì)金融化行為產(chǎn)生更強(qiáng)的抑制效果。因此，在民營(yíng)企業(yè)中，專用性中間品密集度的提高對(duì)契約執(zhí)行效率與企業(yè)金融化關(guān)系的影響更明顯。

為檢驗(yàn)上述推斷，在將全樣本細(xì)分為國(guó)有企業(yè)、民營(yíng)企業(yè)和外資企業(yè)三組的基礎(chǔ)上，重新對(duì)模型(1)和(2)進(jìn)行回歸，結(jié)果如表6所示。由列(1)、(3)、(5)可知，契約執(zhí)行效率(FD)對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化(FIN)的影響在不同所有制企業(yè)中表現(xiàn)出不同的結(jié)果。其中，在列(1)中，即國(guó)有企業(yè)樣本組，契約執(zhí)行效率(FD)的估計(jì)系數(shù)在5%的水平下顯著為負(fù)；而在列(3)、(5)中，即民營(yíng)企業(yè)和外資企業(yè)樣本組，契約執(zhí)行效率(FD)的估計(jì)系數(shù)均不顯著。這說明，契約執(zhí)行效率的提升僅能抑制國(guó)有企業(yè)的金融化水平，而對(duì)民營(yíng)企業(yè)和外資企業(yè)無顯著影響。進(jìn)一步，檢驗(yàn)專用性中間品密集度對(duì)契約執(zhí)行效率與企業(yè)金融化關(guān)系的影響，結(jié)果如列(2)、(4)、(6)所示。不難發(fā)現(xiàn)，契約執(zhí)行效率與專用性中間品密集度的交互項(xiàng)(FD×zr)的估計(jì)系數(shù)雖均為負(fù)，但只有在民營(yíng)企業(yè)組顯著。這意味著，專用性中間品密集度的提高僅有助于強(qiáng)化契約執(zhí)行效率對(duì)民營(yíng)企業(yè)金融化的抑制作用。在將zr替換為zr后，上述結(jié)果不變。

表6 不同所有制企業(yè)的回歸結(jié)果

(二)企業(yè)所處地區(qū)的異質(zhì)性影響

考慮到我國(guó)幅員遼闊，各地區(qū)自然稟賦差異較大，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、市場(chǎng)化程度以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等也存在較大不同，故進(jìn)一步考察企業(yè)所處地區(qū)的異質(zhì)性影響。

參考Guariglia et al.(2016)的做法，將全樣本按照企業(yè)所在地分成東部、中部和西部三組子樣本，再進(jìn)行分組檢驗(yàn)，結(jié)果如表7所示。在東部地區(qū)樣本組，契約執(zhí)行效率(FD)以及契約執(zhí)行效率與專用性中間品密集度的交互項(xiàng)(FD×zr)的估計(jì)系數(shù)均顯著為負(fù)；而在中部和西部地區(qū)樣本組，F(xiàn)D以及FD×zr的估計(jì)系數(shù)均未能通過顯著性檢驗(yàn)。上述結(jié)果表明，相比于中部和西部地區(qū)的企業(yè)，契約執(zhí)行效率的提高只對(duì)東部地區(qū)企業(yè)的金融化具有抑制作用，且隨著專用性中間品密集度的提高，這種抑制作用越明顯。在將zr替換為zr后，依然能夠得到上述結(jié)果。

理論上，由于中西部地區(qū)制度建設(shè)較為落后、制度體系不夠完善，契約執(zhí)行效率的提高對(duì)企業(yè)金融化的抑制作用應(yīng)該更明顯。但是，由表7的回歸結(jié)果可知，在東部地區(qū)樣本中，契約執(zhí)行效率提升對(duì)企業(yè)金融化的抑制作用更明顯，原因可能在于：東部地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施完善，實(shí)體投資機(jī)會(huì)較多，當(dāng)契約執(zhí)行效率提高激勵(lì)企業(yè)投資實(shí)體資產(chǎn)時(shí)，東部地區(qū)企業(yè)能在當(dāng)期獲得實(shí)體投資機(jī)會(huì)，迅速減少企業(yè)持有的金融資產(chǎn)，進(jìn)而顯著降低企業(yè)金融化程度；相對(duì)而言，由于中部和西部地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施較差、實(shí)體投資機(jī)會(huì)較少，即使契約執(zhí)行效率提高能夠激勵(lì)企業(yè)投資實(shí)體資產(chǎn)，中部和西部地區(qū)企業(yè)也很難在短期內(nèi)尋找到合適的實(shí)體投資機(jī)會(huì)，從而不得不繼續(xù)持有金融資產(chǎn)，因此企業(yè)金融化水平難以在當(dāng)期降低。對(duì)于專用性中間品密集度高的企業(yè)而言，其對(duì)契約執(zhí)行效率的變動(dòng)具有更強(qiáng)的感知能力，這部分企業(yè)調(diào)整資產(chǎn)配置的速度要明顯強(qiáng)于該地區(qū)的平均水平。因此，隨著專用性中間品密集度的提高，契約執(zhí)行效率提升對(duì)東部地區(qū)企業(yè)金融化水平的抑制效應(yīng)更明顯。

表7 不同地區(qū)企業(yè)的回歸結(jié)果

六、研究結(jié)論與啟示

本文以2008—2019年滬深A(yù)股制造業(yè)上市公司為樣本，考察了契約執(zhí)行效率對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化的影響。研究發(fā)現(xiàn)：契約執(zhí)行效率提升能夠顯著降低實(shí)體企業(yè)金融化水平；企業(yè)專用性中間品密集度越高，契約執(zhí)行效率提升對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化的抑制效果越明顯。異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果表明：從企業(yè)所有制的角度來看，契約執(zhí)行效率提升僅對(duì)國(guó)有企業(yè)金融化存在顯著抑制作用，專用性中間品密集度的提高僅有助于強(qiáng)化契約執(zhí)行效率對(duì)民營(yíng)企業(yè)金融化的抑制作用；從企業(yè)所處地區(qū)的角度來看，契約執(zhí)行效率提升僅能對(duì)東部地區(qū)企業(yè)金融化產(chǎn)生顯著抑制作用，同樣專用性中間品密集度的提升也只能強(qiáng)化契約執(zhí)行效率對(duì)東部地區(qū)企業(yè)金融化的抑制作用。

本文結(jié)論的啟示主要在于：首先，政府應(yīng)進(jìn)一步建立健全有利于提高契約執(zhí)行效率的政策法規(guī)，培育或引進(jìn)知名的仲裁機(jī)構(gòu)，降低企業(yè)與各方簽訂的契約的不完全程度。其次，政府應(yīng)根據(jù)不同行業(yè)的特征制定有針對(duì)性的產(chǎn)業(yè)政策，構(gòu)建專用性資產(chǎn)交易市場(chǎng)，提高專用性資產(chǎn)流動(dòng)性，降低專用性資產(chǎn)套牢風(fēng)險(xiǎn)。最后，企業(yè)應(yīng)全面考察投資地的契約執(zhí)行效率以及投資行業(yè)在該地是否具有比較優(yōu)勢(shì)，選擇契約執(zhí)行效率高的地區(qū)或者具有比較優(yōu)勢(shì)的行業(yè)進(jìn)行投資，以盡可能節(jié)約生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)成本，縮短投資回收期。