余 倩

（四川農(nóng)業(yè)大學，四川 成都 610000）

一、引言

近年來，隨著我國人口年齡結構變化、老齡化加劇，人口紅利逐漸消失以及共享發(fā)展理念的作用，國內(nèi)市場出現(xiàn)成本攀升，商品飽和，科技紅利不足等現(xiàn)象，使得我國實體經(jīng)濟投資回報率增速放緩、逐漸下行。許多非金融企業(yè)出于對利潤的追求，轉(zhuǎn)而加大對金融資產(chǎn)的投資，更多的資源進入金融行業(yè)，金融部門在經(jīng)濟體系內(nèi)的占比越來越大，杜勇等[1]認為大量資金在虛擬經(jīng)濟領域體系內(nèi)空轉(zhuǎn)，用于投機炒作，會擠占企業(yè)實體主業(yè)，由此可能引發(fā)更大的金融風險。

經(jīng)濟“脫實向虛”問題也引起了黨和國家政府的密切關注，黨的十九屆五中全會指出，“堅持把發(fā)展經(jīng)濟的著力點放在實體經(jīng)濟上，深化金融體制改革，增強金融服務實體經(jīng)濟能力”。在“十四五”規(guī)劃中，讓金融回歸服務好經(jīng)濟發(fā)展大局的“初心”，促進金融服務實體進一步得到明確，成為經(jīng)濟社會未來發(fā)展全局的方向。

在此背景下，深入認識企業(yè)金融化行為的影響因素，引導金融回歸服務實體經(jīng)濟，鼓勵企業(yè)專注實體主業(yè)，對于防范金融風險，促進企業(yè)經(jīng)濟長遠發(fā)展尤為重要。

基于此，本文以機構投資者為切入點，探討機構持股與企業(yè)金融化之間的關系。目前我國的機構投資者主要有券商、銀行、保險、信托、財務公司、證券投資基金和非金融類上市公司等九類，不同的機構投資者性質(zhì)不盡相同，本文參考陳旭東[2]等的研究，根據(jù)機構投資者是否與被投資公司存在現(xiàn)有的或潛在的商業(yè)關系，將其劃分為壓力抵制型、壓力敏感型和其他三種類型。根據(jù)金融資產(chǎn)的流動性將企業(yè)金融化劃分為長期企業(yè)金融化和短期企業(yè)金融化。在此分類基礎上，實證檢驗了異質(zhì)性機構持股、長短期企業(yè)金融化之間的關系，分別考察不同類型的機構投資者對長短期企業(yè)金融化的影響。

本文的貢獻主要有三個方面。一是盡管已有許多文獻從異質(zhì)性機構持股、商業(yè)信用、內(nèi)部控制質(zhì)量和受分析師關注視角對企業(yè)金融化展開了深入研究，但目前鮮有文獻將其納入統(tǒng)一研究框架。二是本文進一步根據(jù)持有金融資產(chǎn)的流動性將企業(yè)金融化劃分為長期和短期，探討了異質(zhì)機構持股對長期和短期企業(yè)金融化的影響，豐富了有關企業(yè)金融化與異質(zhì)機構持股的研究文獻。三是本文還探討了商業(yè)信用與內(nèi)部控制質(zhì)量分別對機構持股與企業(yè)金融化行為間關系的調(diào)節(jié)作用，以及將研究樣本分為受分析師關注程度高、受分析師關注程度低兩組子樣本，分組考察機構持股對企業(yè)金融化的異質(zhì)性影響。相應的研究結論為企業(yè)健康發(fā)展、抑制管理層短視行為提供了一定的建議，對促進社會經(jīng)濟健康穩(wěn)定發(fā)展具有重要意義；對監(jiān)管者應對“脫實向虛”、維護社會經(jīng)濟安全也提供了重要的理論依據(jù)，具有一定的決策參考價值。

本文共分為八個部分：第一部分為全文引言；第二部分為文獻綜述；第三部分為理論分析與研究假設；第四部分選定理論模型，對各個變量進行了說明；第五部分進行了描述性統(tǒng)計，相關性分析以及基礎回歸分析，給出了實證結果；第六部分進行了各指標的穩(wěn)健性檢驗和內(nèi)生性檢驗；第七部分為異質(zhì)性分析；最后一部分總結研究成果并提出建議。

二、文獻綜述

1.企業(yè)金融化

梳理已有文獻發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有對實體企業(yè)金融化影響因素的研究可分為企業(yè)內(nèi)部和外部因素兩個層面。首先，就企業(yè)外部而言，劉暢等[3]認為政府可以通過減費降稅等政策降低企業(yè)成本，鼓勵企業(yè)投入實體創(chuàng)新研發(fā)，從而抑制企業(yè)金融化。在向宇等[4]看來，社會信用的喪失也會通過加劇企業(yè)與管理層間的代理問題，來提高企業(yè)金融化水平。其次，金融化的內(nèi)部影響因素聚焦于公司治理與高管特征等。在高管特征層面，杜勇等[5]提出的學術背景高管的比例會抑制企業(yè)金融化，而牛煜皓等[6]提出的高管貧困經(jīng)歷、王菁等[7]提出的高管團體成員職能經(jīng)歷的多樣性和于連超等[8]提出的高管是否具有從軍經(jīng)歷等都會對企業(yè)金融化產(chǎn)生促進效應。在公司治理層面，周泰云等[9]認為機構交叉持股能顯著降低企業(yè)金融化水平，同時提高企業(yè)主業(yè)業(yè)績，增加企業(yè)創(chuàng)新投入。針對企業(yè)股權性質(zhì)，錢愛民等[10]認為國有資本參股同樣能通過降低代理問題，擴大銀行信貸融資等顯著抑制實體企業(yè)金融化程度，引導企業(yè)“脫虛返實”。

2.機構持股

針對機構投資者持股的作用，研究得出，其主要為企業(yè)帶來正面、負面兩種截然相反的經(jīng)濟后果。就正面經(jīng)濟影響來看，袁冬梅等[11]認為機構投資者持股能改善公司的信息環(huán)境、治理結構、促進企業(yè)承擔社會責任，李爭光等[12]認為機構投資者持股能提升企業(yè)績效，宮興國等[13]則認為機構投資者持股能提高企業(yè)商業(yè)信用融資能力，郭明星[14]認為機構投資者持股能降低企業(yè)股價同步性，Ward[15]等認為機構投資者的主動監(jiān)督能提高公司投資效率，緩解管理層人員投資過度或投資不足的問題等。同時，機構投資者也會對企業(yè)產(chǎn)生負面的經(jīng)濟影響，例如，董禮等[16]認為機構投資者持股會加劇企業(yè)短貸長投，Hyun-Dong Kim等[17]認為短期機構投資者會加劇股東與債權人之間的沖突，Yang等[18]認為分心的機構投資者還會因為監(jiān)督減少而增加企業(yè)審計費用、審計風險等。

根據(jù)文獻回顧可以發(fā)現(xiàn)，雖然企業(yè)金融化影響因素以及機構投資者經(jīng)濟后果的現(xiàn)有文獻較為豐富，但是鮮有文獻就機構投資者對企業(yè)金融化影響研究分析，且區(qū)分長期金融資產(chǎn)和短期金融資產(chǎn)用來刻畫長期金融化和短期金融化，對機構投資者進行分類，分別考量其對實體企業(yè)長短期金融化的影響。本文不僅探究了機構投資者對企業(yè)金融化的異質(zhì)性影響，而且討論了商業(yè)信用及內(nèi)部控制質(zhì)量對機構投資者與企業(yè)金融化間關系的調(diào)節(jié)作用。

三、理論分析與研究假設

1.機構投資者持股對企業(yè)金融化的影響

根據(jù)大多數(shù)文獻研究，將企業(yè)金融化的影響因素分為宏觀和微觀兩個層面進行分析，但是從宏觀角度來看，各種影響因素是微觀企業(yè)難以改變的，因此，微觀角度的各種因素成為決定企業(yè)發(fā)展的關鍵。本文就從機構投資者持股比例這一微觀層面的影響因素出發(fā)，分析其對企業(yè)金融化的影響。

機構投資者通過持有投資企業(yè)股份獲利，為了追求自身利益最大化，機構投資者會根據(jù)收集得到的信息分析研究，再以Bebchuk等[19]提出的協(xié)商談判和陳克兢[20]提出的退出威脅的方式參與公司經(jīng)營投資決策，使公司注重實體主業(yè)發(fā)展，約束管理者行為，從而獲取更高的收益。

企業(yè)進行金融投資一定程度是由于企業(yè)代理問題，即管理層作為企業(yè)經(jīng)營管理的重要執(zhí)行人，更加了解企業(yè)的現(xiàn)實現(xiàn)狀，有時為了滿足自身利益，管理層會通過自身權利作出利于自己而不利于企業(yè)和機構持股者的選擇，比如進行風險極大的短期金融套利活動獲取超額回報，大幅增加實體企業(yè)金融化，不利于實體企業(yè)長遠發(fā)展。根據(jù)薛坤坤等[21]的觀點，當機構投資者持股比例較低時，由于其決定權有限，無法有效參與公司治理，因此對企業(yè)金融化的抑制作用也就很低。一方面，隨著機構投資者持股比例的增加，他們對企業(yè)投資決策的決定權更大；另一方面，機構投資者的利益也與公司逐漸趨于一致，更有動力對企業(yè)決策進行干預，積極抑制管理層的短視行為，緩解代理問題，從而提升實體企業(yè)主業(yè)發(fā)展水平，促進企業(yè)注重長遠發(fā)展，抑制企業(yè)金融化。

因此，提出假設H1：機構投資者持股比例的增加對企業(yè)金融化有顯著抑制作用。

2.機構投資者持股對長期企業(yè)金融化的影響

首先本文根據(jù)金融資產(chǎn)的流動性將企業(yè)金融化劃分長期企業(yè)金融化和短期金融化，分別研究機構投資者持股對二者不同的影響。長期企業(yè)金融化即投資長期金融資產(chǎn)，比如投資性房地產(chǎn)等，投資周期相較于短期更長。

企業(yè)投資長期金融資產(chǎn)的主要目的是套利，獲得高額的投資回報率，這一目的與機構投資者一致，因此機構投資者在一定程度上會支持、促進企業(yè)進行長期金融資產(chǎn)投資。但是根據(jù)資源配置理論，楊瑞平等[22]認為企業(yè)在一段時間內(nèi)可用于周轉(zhuǎn)的資金總是有限的，當企業(yè)將較多資金用于投資長期金融資產(chǎn)時，不可避免會使得企業(yè)短期可周轉(zhuǎn)資金減少，壓縮主業(yè)項目的研發(fā)和投資空間，且考慮到以逐利為目的的長期金融資產(chǎn)投資流動性差，風險大，容易出現(xiàn)泡沫化，加劇企業(yè)經(jīng)營風險的特點，投資者為了自身利益也會選擇抑制企業(yè)長期金融資產(chǎn)投資。在這兩種效應的共同影響之下，抑制的作用與促進的作用相抵消，機構投資者也可能對長期企業(yè)金融化不存在顯著的影響。

因此，提出假設H2：機構投資者持股對長期企業(yè)金融化不存在顯著影響。

3.機構投資者持股對短期企業(yè)金融化的影響

現(xiàn)有研究對機構投資者存在多種分類，F(xiàn)arooqi等[23]根據(jù)機構投資者的干預程度和行動水平將機構投資者劃分為主動投資者和被動投資者，李仲澤[24]根據(jù)持股期限的長短將機構投資者劃分為長期機構投資者和短期機構投資者等。本文參考陳旭東[2]的研究，將其劃分為壓力抵制型、壓力敏感型和其他三種類型，分別對壓力抵制和敏感型機構投資者進行分析。

（1）壓力抵制型機構投資者持股對短期企業(yè)金融化的影響

壓力抵制型機構投資者與被投資企業(yè)之間僅存在投資關系，更加注重企業(yè)的長期發(fā)展，屬于長期導向的投資者，因此會更加注重企業(yè)實體主業(yè)的發(fā)展，積極參與企業(yè)監(jiān)督管理，對企業(yè)代理問題、管理層為了個人利益進行的不利于企業(yè)的短期金融資產(chǎn)投資起到抑制作用。

因此，提出假設H3：壓力抵制型機構投資者持股對短期企業(yè)金融化存在顯著抑制作用。

（2）壓力敏感型機構投資者持股對短期企業(yè)金融化的影響

壓力敏感型機構投資者與企業(yè)間除了投資關系還存在著各種商業(yè)關系，為維護與被投資企業(yè)間的關系，Brickley等[25]認為他們通常對被投資企業(yè)管理層的決策采取支持或漠視的態(tài)度，間接對管理層的短期金融資產(chǎn)投資行為起到促進作用。

因此，提出假設H4：壓力敏感型機構投資者持股對短期企業(yè)金融化存在顯著促進作用。

4.商業(yè)信用對機構投資者持股與企業(yè)金融化的調(diào)節(jié)作用

商業(yè)信用融資作為企業(yè)融資的重要渠道之一，具有靈活、獲取成本低的特點。杜勇等[26]認為商業(yè)信用本質(zhì)上是短期負債，可能會通過加重管理層面臨的資金約束，改善代理問題進而對企業(yè)金融化形成抑制效應。但根據(jù)替補效應，商業(yè)信用越好的企業(yè)，機構投資者對企業(yè)的監(jiān)督管理相對減少，反之亦然。

因此，提出假設H5：商業(yè)信用能顯著削弱機構投資者持股比例對企業(yè)金融化的抑制作用。

5.內(nèi)部控制質(zhì)量對機構投資者持股與企業(yè)金融化的調(diào)節(jié)作用

機構投資者參與公司經(jīng)營管理的行為還會受到內(nèi)部環(huán)境的影響。內(nèi)部控制質(zhì)量越高的企業(yè)，越能夠保證財務報告的真實可靠并減少錯誤和舞弊的發(fā)生，從而提高企業(yè)經(jīng)營效率及投資者收益。

當公司存在嚴重內(nèi)部控制缺陷——比如內(nèi)部控制五大要素之一的風險機制存在重大缺陷時，企業(yè)風險識別、風險應對和跟蹤風險變化等能力都會減弱，因此，機構投資者會相對加大對企業(yè)的監(jiān)督管理，抑制管理層進行金融資產(chǎn)套利活動，防止企業(yè)陷入危機。反之，當公司內(nèi)部控制質(zhì)量高，對風險的識別控制更加有效時，機構投資者會放松監(jiān)督管理，削弱了對企業(yè)金融化的抑制作用。

因此，我們提出假設H6：內(nèi)部控制質(zhì)量能顯著削弱機構投資者持股比例對企業(yè)金融化的抑制作用。

四、研究設計

1.樣本選取與數(shù)據(jù)來源

為了驗證本文提出的6個研究假設，選取2009年至2020年全部滬深300股的數(shù)據(jù)作為初始樣本，并對初始數(shù)據(jù)進行了如下處理：（1）剔除了金融類公司的樣本；（2）剔除樣本期間被ST和*ST的企業(yè)數(shù)據(jù)；（3）剔除嚴重缺失數(shù)據(jù)的樣本。經(jīng)過以上整理最終得到2178個樣本的有效公司數(shù)據(jù)。全部數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，經(jīng)過縮尾處理。

2.變量定義

（1）被解釋變量

根據(jù)目前大多數(shù)學者的研究，本文采用以企業(yè)金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比例來衡量企業(yè)金融化，比值越大，企業(yè)金融化越嚴重。參考劉夢凱等[27]對于金融資產(chǎn)的衡量方法：Fin1=（交易性金融資產(chǎn)+衍生金融資產(chǎn)+長期股權投資+持有至到期投資凈額+可供出售金融資產(chǎn)凈額+投資性房地產(chǎn)凈額）/總資產(chǎn)。

為驗證實證結果的穩(wěn)健性，本文采用企業(yè)金融化的另一種度量方式進行穩(wěn)健性檢驗，借鑒王虹等[28]的方式，根據(jù)資產(chǎn)負債表中幾種金融資產(chǎn)總和表示金融資產(chǎn)水平，同樣以金融資產(chǎn)與總資產(chǎn)的比值衡量企業(yè)金融化程度：Fin2=（發(fā)放貸款及墊款凈額、交易性金融資產(chǎn)、衍生金融資產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)凈額、持有至到期投資凈額和投資性房地產(chǎn)凈額）/總資產(chǎn)。

為進一步對企業(yè)金融化進行分析，根據(jù)金融資產(chǎn)的流動性將企業(yè)金融化細分為短期企業(yè)金融化和長期企業(yè)金融化。借鑒何玉潤等[29]的研究：短期企業(yè)金融化（Fin1_S）=（交易性金融資產(chǎn)+衍生金融資產(chǎn)+其他應收款+買入返售金融資產(chǎn)+一年內(nèi)到期的非流動資產(chǎn)+其他流動資產(chǎn)）/總資產(chǎn)；長期企業(yè)金融化（Fin1_L）=（發(fā)放貸款及墊款+可供出售金融資產(chǎn)+持有至到期投資+長期股權投資+投資性房地產(chǎn)+其他非流動資產(chǎn)）/總資產(chǎn)。

（2）解釋變量

用全部類型的機構投資者持股比例之和表示總的機構投資者持股比例（insitit），再參考已有文獻陳旭東等[2]的做法，將基金、QFII和社保基金劃分為壓力抵制型機構投資者，其持股比例表示為Instit1，將券商、保險、信托和財務公司劃分為壓力敏感型機構投資者，其持股比例表示為Instit2。

（3）調(diào)節(jié)變量

商業(yè)信用（Credit）：由企業(yè)應付賬款、應付票據(jù)及預收賬款之和占企業(yè)總資產(chǎn)的比例度量，以反映企業(yè)商業(yè)信用融資能力。

內(nèi)部控制質(zhì)量（lC）：對內(nèi)部控制質(zhì)量的具體衡量方法為用lC表公司是否存在重大內(nèi)部控制缺陷，當公司存在以上任何一項缺陷時取1，否則取0。

（4）控制變量

參考相關文獻，本文選擇以下與企業(yè)金融化相關的變量作為控制變量：（1）托賓Q值，定義為托賓Q=市場價值/重置成本；（2）股權集中度（H），以第一大股東持股比例作為股權集中度的度量指標；（3）資產(chǎn)負債率（Lev），以年末總負債與年末總資產(chǎn)的比值來衡量；（4）企業(yè)規(guī)模（Size），定義為企業(yè)總資產(chǎn)的自然對數(shù)值；（5）總資產(chǎn)收益率（ROA），本文用年末凈利潤除以總資產(chǎn)表示；（6）高管持股比例，定義為高管持股數(shù)/總股數(shù)。

（5）分組變量

受分析師關注程度：根據(jù)一年內(nèi)有多少個團隊對該公司進行過跟蹤分析，采用ln（團隊數(shù)量+1）來度量企業(yè)受分析師關注程度。

3.模型構建

為驗證本文所提出的假設，構建如下模型進行研究，其中：Fin表示企業(yè)金融化；instit表示企業(yè)機構投資者的持股比例，credit表示商業(yè)信用，IC表示內(nèi)部控制質(zhì)量，IC×Instit與credit×Instit為交互項，controls為包括托賓Q值、股權集中度、資產(chǎn)負債率等控制變量的集合，Industry和Year代表行業(yè)和年度固定效應，ε為殘差項，t表示年份。

五、實證分析

1.描述性統(tǒng)計分析

表1列出了主要變量的描述性統(tǒng)計結果。其中，企業(yè)金融化水平變量的最小值為0.0000，最大值為0.8121，均值為0.0684，標準差為0.0954，說明樣本中有許多公司不同程度地進行了金融資產(chǎn)投資，且不同實體企業(yè)間的金融化水平也存在較大差異。機構投資者持股比例占比較高，均值為62.61%，這也與目前我國機構投資者占比較高的現(xiàn)狀相吻合。資產(chǎn)負債率、托賓Q值等控制變量均存在較大差異，有可能影響企業(yè)金融化水平。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計

2.相關性分析

表2列出了主要變量之間的Pearson相關系數(shù)，對模型各變量的多重共線性檢驗結果顯示，各變量的相關系數(shù)絕對值均低于臨界值0.7，說明上述模型設定不存在多重共線性問題。其中核心變量企業(yè)金融化水平與機構投資者持股比例間存在負相關關系，考慮到上述觀測結果并未考慮到其他可能影響兩者關系因素的作用，將通過回歸分析進一步檢驗探究。

表2 相關性分析

3.回歸分析

本文利用前文所示的多元回歸模型檢驗機構投資者持股比例對實體企業(yè)金融化的影響，得出全樣本的實證結果如表3所示。其中第二列在第一列的基礎上進一步加入了控制變量，兩列回歸結果均顯示，機構投資者持股比例的系數(shù)在1%的水平下顯著為負，機構投資者持股比例每提高一個單位，企業(yè)金融化水平就會下降0.0748單位，這說明樣本公司金融化水平與機構投資者持股比例呈負相關關系，機構投資者對企業(yè)起著監(jiān)督管理作用，假設H1成立。

表3 回歸分析

控制變量中第一大股東持股比例和高管持股比例與企業(yè)金融化呈顯著負相關關系。隨著第一大股東和高管對企業(yè)的持股比例的增加，他們與公司的發(fā)展目標也逐漸趨于一致，更加注重公司的長遠發(fā)展和長久利益，能夠抵擋暫時性的投資回報，從而對企業(yè)金融化產(chǎn)生抑制作用。

根據(jù)前文對機構投資者持股比例和企業(yè)金融化做異質(zhì)性檢驗，得出結果見表4。第1、2列分析了壓力抵制型和壓力敏感型機構投資者對長期企業(yè)金融化的影響，回歸結果表示均不顯著，假設H2得到驗證。第3列分析了壓力抵制型機構投資者持股比例對短期企業(yè)金融化的影響，回歸系數(shù)為-0.0480，且在10%顯著性下顯著，表明實體企業(yè)短期金融資產(chǎn)投資受到壓力抵制型機構投資者的抑制，假設H5得到驗證。第4列分析了壓力敏感型機構投資者持股比例對短期企業(yè)金融化的影響，回歸系數(shù)為0.1264，且在1%顯著性下顯著，表明壓力敏感型機構投資者對實體企業(yè)短期金融資產(chǎn)投資起促進作用，假設H6得到驗證。

表4 回歸分析

本文對商業(yè)信用和內(nèi)部控制質(zhì)量的調(diào)節(jié)作用進行檢驗，結果如表5所示，機構投資者持股比例與商業(yè)信用的回歸系數(shù)為負，而其交互項系數(shù)為0.3157，且在1%的水平上顯著，說明了商業(yè)信用與機構持股間存在替補效應，其削弱了機構持股對企業(yè)金融化的抑制作用，與H2相符。同樣，機構投資者持股比例與內(nèi)部控制質(zhì)量的回歸系數(shù)為負，其交互項系數(shù)為正，且在10%的水平下顯著，證實了假設H3，即內(nèi)部控制質(zhì)量削弱了機構投資者對企業(yè)金融化的抑制作用。

表5 回歸分析

六、穩(wěn)健性檢驗

1.替換被解釋變量

為了盡可能保證研究結論的可靠性，本文通過替換被解釋變量進行以下穩(wěn)健性檢驗。將企業(yè)金融化Fin1中度量金融資產(chǎn)的長期股權投資替換為發(fā)放貸款及墊款凈額，用來衡量企業(yè)金融化程度，再重新回歸。回歸結果與原結果一致，機構投資者持股比例仍然顯著為負，不存在較大差異，這表明基準回歸結果較為穩(wěn)健。

2.內(nèi)生性檢驗

本文考慮到非金融企業(yè)的企業(yè)金融化水平本身也可能會對企業(yè)機構投資者持股比例產(chǎn)生影響，因此，為了緩解潛在的內(nèi)生性問題，本文選取滯后一期的解釋變量institt-1作為工具變量進行檢驗，選擇這一變量作為工具變量是因為它較好地滿足了工具變量需要具備的相關性和排他性的基本條件。

工具變量回歸結果如表6所示。可以發(fā)現(xiàn)，Instit與Fin1的系數(shù)為-0.0716，在10%的水平下顯著為負，這一結果與前文的研究結果一致，說明企業(yè)金融化水平和機構投資者持股比例之間可能存在的反向因果關系所帶來的內(nèi)生性偏誤問題對本文研究結論的影響不大，本文研究結論可靠性高。

表6 內(nèi)生性檢驗

七、異質(zhì)性分析

機構投資者持股比例對企業(yè)金融化的影響還與企業(yè)外部情況有關。企業(yè)是否受分析師關注以及受分析師關注程度的不同也會影響到機構投資者對企業(yè)金融化的作用。

分析師關注度隨著市場的不斷發(fā)展完善，對我國股票市場發(fā)揮著越來越重要的作用。根據(jù)已有研究，分析師在公司治理中可能起著壓力層面的作用。壓力假說認為，正常情況下分析師的預測目標是難以完成的，經(jīng)理人只能利用盈余管理使公司業(yè)績達到分析師給出的盈余預測水平[30]，也就是說，分析師的高度關注一定程度上給企業(yè)管理層帶來了短期的業(yè)績壓力，使管理層不得不通過增加短期套利活動來完成預期業(yè)績，以防止績效評價受到影響，使得機構投資者對企業(yè)金融化的抑制作用下降甚至起促進作用。而企業(yè)受分析師關注程度越低，管理層壓力越小，投機行為隨之減少，機構投資者對企業(yè)金融化的抑制作用相應越顯著。

為驗證機構投資者對不同分析師關注程度的企業(yè)金融投資的影響，本文將樣本劃分為受分析師關注程度低企業(yè)和受分析師關注程度高企業(yè)兩組進行回歸。

回歸結果如表7所示，第（2）列是受分析師關注程度高的回歸結果，第（3）列是受分析師關注程度低組的回歸結果。在受分析師關注程度低組，機構投資者的系數(shù)為-0.1296，在1%的顯著性下為負，而在受分析師關注程度高組機構投資者的系數(shù)并不顯著，表明與受分析師關注程度高的企業(yè)相比，企業(yè)在受分析師關注程度低時分機構投資者對企業(yè)金融化的抑制作用更顯著。

表7 異質(zhì)性檢驗

八、結論與啟示

本文以2009年至2020年滬深300股非金融類上市公司為研究樣本，對機構投資者持股與企業(yè)金融化的關系進行研究，并進一步分析了商業(yè)信用、內(nèi)部控制質(zhì)量所發(fā)揮的調(diào)節(jié)效應，且分別探討了機構投資者異質(zhì)性持股對長期和短期企業(yè)金融化的影響，從理論分析和實證檢驗兩個方面作出了分析。

研究結果表明：第一，隨著機構持股比例的增加，企業(yè)金融化程度水平越低，機構投資者持股比例對企業(yè)金融化存在顯著抑制作用；第二，機構投資者持股對長期企業(yè)金融化不存在顯著影響，壓力抵制型機構投資者持股對短期企業(yè)金融化存在抑制作用而壓力敏感型機構投資者持股對短期企業(yè)金融化存在促進作用；第三，企業(yè)商業(yè)信用和內(nèi)部控制質(zhì)量通過減少對管理層監(jiān)督，增加管理層可操作空間等途徑顯著削弱了機構投資者持股對企業(yè)金融化的抑制作用；第四，機構投資者的抑制作用對受分析師關注程度低的企業(yè)比受分析師關注程度高的企業(yè)更顯著。

基于以上的研究結論，結合現(xiàn)實背景，本文對于引導企業(yè)脫虛向?qū)?、回歸實體經(jīng)濟具有一定的借鑒意義。第一，根據(jù)機構投資者的特點，企業(yè)應通過壓力抵制型機構投資者緩解代理問題，從而推動企業(yè)長遠健康發(fā)展。第二，政府作為企業(yè)外部監(jiān)管力量，應當關注企業(yè)壓力抵制型機構投資者持股比例，利用其監(jiān)督作用對企業(yè)進行有效監(jiān)督，降低企業(yè)經(jīng)營風險，維護社會經(jīng)濟安全。第三，政府應當引導企業(yè)加強內(nèi)部控制質(zhì)量和商業(yè)信用，使企業(yè)通過自身使企業(yè)處于適當?shù)慕鹑诨?，同時鼓勵實體企業(yè)加大實體主業(yè)投資，直接促進實體經(jīng)濟健康發(fā)展。