楊文靜，周 靖，高星星，梁 麗

(武漢紡織大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖北 武漢 430000)

1 引言

2008年金融危機(jī)以來(lái)，受復(fù)雜的國(guó)際環(huán)境和經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的影響，我國(guó)實(shí)體經(jīng)濟(jì)面臨著生產(chǎn)成本居高不下、供需結(jié)構(gòu)失衡以及市場(chǎng)需求壓縮導(dǎo)致的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)困難等問(wèn)題，嚴(yán)重制約了我國(guó)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)平穩(wěn)增長(zhǎng)。此時(shí)，以金融和房地產(chǎn)為代表的兩大高利潤(rùn)、產(chǎn)品流動(dòng)周期短的行業(yè)受到實(shí)體企業(yè)家們的青睞，投資者將更多流動(dòng)資金投向金融、房地產(chǎn)等虛擬經(jīng)濟(jì)，擠占實(shí)體企業(yè)的生存發(fā)展空間，導(dǎo)致了我國(guó)實(shí)體經(jīng)濟(jì)和虛擬經(jīng)濟(jì)之間的結(jié)構(gòu)性失調(diào)。我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要是由要素和投資驅(qū)動(dòng)的，企業(yè)在實(shí)體經(jīng)濟(jì)中的發(fā)展舉步維艱[1,2]。從現(xiàn)有文獻(xiàn)來(lái)看，大多數(shù)研究集中在企業(yè)金融化對(duì)經(jīng)濟(jì)生活產(chǎn)生的影響，適度的金融化會(huì)對(duì)企業(yè)主營(yíng)業(yè)務(wù)的發(fā)展起到促進(jìn)作用[3,4], 但是過(guò)度金融化會(huì)通過(guò)降低企業(yè)的研發(fā)投入和實(shí)物投資從而不利于企業(yè)主營(yíng)業(yè)務(wù)業(yè)績(jī)的提升[5]。企業(yè)金融化會(huì)對(duì)實(shí)體投資產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”，抑制企業(yè)的創(chuàng)新發(fā)展[6～8]。此外，企業(yè)金融化與企業(yè)投資效率的關(guān)系呈倒U形[9],長(zhǎng)期金融資產(chǎn)比短期金融資產(chǎn)對(duì)投資效率的抑制作用更為明顯[10,11]。隨著企業(yè)金融化發(fā)展進(jìn)程的加快，企業(yè)作為微觀(guān)主體，其對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響也不容小覷。因此，本文從研發(fā)投入和融資約束的角度出發(fā)，探究企業(yè)金融化的行為對(duì)全要素生產(chǎn)率的作用效果。

關(guān)于企業(yè)金融化對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響，主要分為積極和消極兩個(gè)方面。金融資產(chǎn)投資具有收益性高、風(fēng)險(xiǎn)大、流動(dòng)性強(qiáng)的特點(diǎn)，在應(yīng)對(duì)現(xiàn)金流風(fēng)險(xiǎn)、減少對(duì)外融資約束方面發(fā)揮著重要作用[12]。企業(yè)將未使用的資金投資于金融領(lǐng)域，達(dá)到資產(chǎn)增值的效果，最終會(huì)提高全要素生產(chǎn)率。非金融企業(yè)的“產(chǎn)融結(jié)合”能夠帶動(dòng)企業(yè)的市場(chǎng)活躍度，促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級(jí)[13]。持相反觀(guān)點(diǎn)的學(xué)者認(rèn)為企業(yè)金融化會(huì)抑制實(shí)物投資，減少對(duì)技術(shù)、勞動(dòng)力等其他方面的資本投資[14～17]，從而不利于全要素生產(chǎn)率的發(fā)展。在企業(yè)的金融資產(chǎn)分配中如果存在擠出效應(yīng)，則說(shuō)明企業(yè)的套利動(dòng)機(jī)非常明顯，全要素生產(chǎn)率提升能力會(huì)日益放緩[18]；進(jìn)一步細(xì)分到行業(yè)，發(fā)現(xiàn)我國(guó)制造業(yè)企業(yè)金融化水平反向影響企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新，降低企業(yè)全要素生產(chǎn)率[19]。王華等通過(guò)商業(yè)信用和經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)的傳導(dǎo)路徑來(lái)研究二者之間的抑制作用，其主要表現(xiàn)為套利而非反哺[20]。

綜上所述，本文將聚焦于融資約束和研發(fā)投入，將研發(fā)投入和融資約束作為中介變量來(lái)討論企業(yè)金融化行為與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系，能夠?yàn)樘嵘鹑诜?wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)能力，提高全要素生產(chǎn)率提供建議。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 提出假設(shè)

企業(yè)金融化的行為是對(duì)企業(yè)資源的錯(cuò)誤分配，導(dǎo)致全要素生產(chǎn)率提升緩慢。如果企業(yè)金融化行為偏離為主業(yè)服務(wù)的初衷，過(guò)多的追求超額短期收益，會(huì)將大量的資金投向高風(fēng)險(xiǎn)的金融產(chǎn)品，相應(yīng)的減少技術(shù)創(chuàng)新資本，生產(chǎn)效率改善以及管理精益化等方面的投入，改變了生產(chǎn)導(dǎo)向資金與金融投入資源的配置結(jié)構(gòu)，加大企業(yè)面對(duì)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)的風(fēng)險(xiǎn)，損害實(shí)體企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。此外，企業(yè)在實(shí)體經(jīng)濟(jì)中如果處于效益下行時(shí)期，企業(yè)的管理層出于績(jī)效壓力而選擇減少公司主營(yíng)業(yè)務(wù)人力及物力投入，增加在金融方面的投資，雖然短期內(nèi)企業(yè)的效益可能提高，穩(wěn)定企業(yè)股價(jià)市值，然而此時(shí)的金融投機(jī)行為意味著經(jīng)營(yíng)性投資會(huì)不斷減少，企業(yè)的經(jīng)營(yíng)效率無(wú)法得到提高，如遇到市場(chǎng)低價(jià)競(jìng)爭(zhēng)行為時(shí)，會(huì)因生產(chǎn)資料、人力、倉(cāng)儲(chǔ)等運(yùn)營(yíng)成本居高不下，最終抑制企業(yè)全要素生產(chǎn)率的發(fā)展[21]。綜上所述，企業(yè)金融化并非能很好地為實(shí)體經(jīng)濟(jì)服務(wù)，在有限資源前提之下，金融化會(huì)對(duì)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生負(fù)向沖擊，因此，提出本文假設(shè)H1。

H1:企業(yè)金融化與全要素生產(chǎn)率呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，即企業(yè)金融化程度加深阻礙全要素生產(chǎn)率的發(fā)展。

企業(yè)為了維持盈利能力與未來(lái)的發(fā)展能力，將較大一部分資源投入到金融領(lǐng)域，勢(shì)必會(huì)減少市場(chǎng)流動(dòng)資金進(jìn)入研發(fā)層面，擠占研發(fā)投入成本，減緩未來(lái)發(fā)展能力，阻礙企業(yè)打造自主創(chuàng)新體系，降低企業(yè)在市場(chǎng)中的競(jìng)爭(zhēng)力。而研發(fā)投入在提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率過(guò)程中扮演著重要角色，全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)也主要依靠研發(fā)投入、開(kāi)發(fā)新技術(shù)、生產(chǎn)產(chǎn)能進(jìn)步等，當(dāng)企業(yè)減少研發(fā)投入時(shí)，所帶來(lái)的影響就是研發(fā)能力和生產(chǎn)效率降低，進(jìn)而對(duì)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生不利影響。

此外，投入到金融領(lǐng)域的投資通常無(wú)法由公司的內(nèi)部資金自行解決。并且公司很難利用內(nèi)部資金實(shí)現(xiàn)擴(kuò)大主營(yíng)業(yè)務(wù)范圍的目標(biāo)，當(dāng)公司有迫切的外部資金需求且企業(yè)又面臨融資約束問(wèn)題時(shí)，其侵占上市公司資金的動(dòng)機(jī)就越強(qiáng)，此時(shí)融資成本居高不下，外部融資變得更加艱難，導(dǎo)致公司經(jīng)營(yíng)困難，阻礙企業(yè)全要素生產(chǎn)率的發(fā)展。因此，提出本文假設(shè)H2a和H2b。

H2a:企業(yè)金融化程度的加深會(huì)通過(guò)擠出研發(fā)投入，進(jìn)而阻礙全要素生產(chǎn)率的提升。

H2b:企業(yè)金融化程度的加深會(huì)通過(guò)抑制融資約束行為，進(jìn)而阻礙全要素生產(chǎn)率的提升。

2.2 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文從國(guó)泰安和wind數(shù)據(jù)庫(kù)中選取2008～2019年我國(guó)滬深A(yù)股上市企業(yè)的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù),對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行如下整理篩選：①剔除金融、房地產(chǎn)以及保險(xiǎn)行業(yè)的企業(yè)數(shù)據(jù)；②剔除ST、*ST類(lèi)上市企業(yè)；③剔除異常值；同時(shí)，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行1%的縮尾處理來(lái)消除數(shù)據(jù)極端值。最后獲取了3116家上市企業(yè)、26612個(gè)年度財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)。

2.3 變量說(shuō)明

總結(jié)了本文所用到的變量，其具體的釋義如下表1。

2.4 模型設(shè)定

為了探究企業(yè)金融化程度的加深對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響，本文建立了如下的基準(zhǔn)模型:

tfpit=α0+α1finit+∑α2Controls+μi+εit

3 實(shí)證分析

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)

表2為模型的描述性統(tǒng)計(jì)，由表2可以發(fā)現(xiàn)，2008～2019年我國(guó)非金融類(lèi)滬深A(yù)股上市企業(yè)的全要素生產(chǎn)率均值是3.426，其中，最大值是5.581，最小值是0，標(biāo)準(zhǔn)差較大，意味著不同企業(yè)的全要素生產(chǎn)率差異相對(duì)比較大。企業(yè)金融化的均值為0.062，最大值是0.509，最小值為0，標(biāo)準(zhǔn)差是0.095，說(shuō)明不同企業(yè)的金融化程度也存在著較大差異，但是近幾年程度較為穩(wěn)定。資本結(jié)構(gòu)、企業(yè)成長(zhǎng)性、股權(quán)集中度、獨(dú)立董事規(guī)模的描述性統(tǒng)計(jì)如表2所示，此處不再贅述。

表1 變量釋義

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

3.2 實(shí)證結(jié)果分析

基于2008～2019年我國(guó)3116家上市公司26612個(gè)年度觀(guān)測(cè)值來(lái)看,本文通過(guò)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)適合固定效應(yīng)模型,通過(guò)固定行業(yè)和時(shí)間進(jìn)行基本回歸分析?；貧w結(jié)果如表3所示。其中第(1)列是控制行業(yè)和時(shí)間后的混合OLS的回歸結(jié)果,第(2)列是將模型滯后1期的回歸結(jié)果,由表中數(shù)據(jù)能夠看出,fin的回歸系數(shù)為負(fù),并且在1%水平上顯著,這意味著企業(yè)金融化水平每增加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差,企業(yè)將來(lái)的全要素生產(chǎn)率將會(huì)縮減0.274個(gè)百分點(diǎn),即企業(yè)金融化程度的加深會(huì)顯著阻礙全要素生產(chǎn)率的發(fā)展,假設(shè)H1成立。而滯后1期后fin的系數(shù)也為負(fù),且在1%的水平上顯著,這意味著未來(lái)全要素生產(chǎn)率的發(fā)展也會(huì)受到企業(yè)金融化水平的負(fù)向影響,并且影響會(huì)加深。

3.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

考慮到變量中可能存在偏差問(wèn)題,為了使得研究結(jié)果更具準(zhǔn)確性和穩(wěn)健性，在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中,本文將LP法測(cè)算得出的全要素生產(chǎn)率作為被解釋變量進(jìn)行檢驗(yàn)。最終得出來(lái)的結(jié)果顯示其變量方向并沒(méi)有太大的差異,基本上保持一致?？偟膩?lái)說(shuō),模型的回歸結(jié)果具備很強(qiáng)的穩(wěn)健性。

4 作用機(jī)制檢驗(yàn)

前文已經(jīng)證實(shí)企業(yè)金融化程度的加深會(huì)阻礙全要素生產(chǎn)率的發(fā)展，其可能的作用路徑是:企業(yè)金融化程度的加深會(huì)通過(guò)擠出研發(fā)投入，進(jìn)而阻礙全要素生產(chǎn)率的提升；企業(yè)金融化程度的加深會(huì)通過(guò)抑制融資約束行為，進(jìn)而阻礙全要素生產(chǎn)率的提升。

表3 基本回歸

為了檢驗(yàn)研發(fā)投入在企業(yè)金融化和企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的傳導(dǎo)路徑，建立了下面的中介效應(yīng)模型:

tfpit=α0+α1finit+∑α2Controls+μi+λi+εit

rdit=β0+β1finit+∑β2Controls+μi+λi+εit

tfpit=γ0+γ1finit+∑γ2Controls+μi+λi+εit

其中rd表示中介變量研發(fā)投入。為了檢驗(yàn)融資約束在企業(yè)金融化和企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的傳導(dǎo)路徑，建立了下面的中介效應(yīng)模型：

tfpit=α0+α1finit+∑α2Controls+μi+λi+εit

wwit=β0+β1finit+∑β2Controls+μi+λi+εit

tfpit=γ0+γ1finit+γ2wwit+∑γ3Controls+μi+λi+εit

其中ww表示中介變量融資約束。

表4中第(1)列是企業(yè)金融化水平對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響；第(2)列反映的是企業(yè)金融化與研發(fā)投入的關(guān)系，fin的系數(shù)為負(fù)，說(shuō)明企業(yè)金融化程度的加深會(huì)擠占企業(yè)研發(fā)投入資金；第(3)列fin、rd、tfp回歸系數(shù)均在1%的水平下顯著，即在模型中加入研發(fā)投入這一中介變量后，企業(yè)金融化程度的加深會(huì)通過(guò)減少企業(yè)研發(fā)資金投入，從而對(duì)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生抑制作用。假設(shè)H2a成立。第(5)列fin的系數(shù)為正，說(shuō)明企業(yè)金融化程度的加深會(huì)使得企業(yè)面臨更高的融資約束，第(6)列fin、ww、tfp回歸系數(shù)均在1%的水平下顯著，即在模型中加入中介變量融資約束后，企業(yè)金融化程度的加深會(huì)提高企業(yè)的融資成本、增強(qiáng)企業(yè)融資約束從而阻礙全要素生產(chǎn)率的發(fā)展，假設(shè)H2b成立。

表4 中介機(jī)制分析

5 結(jié)論與政策建議

本文通過(guò)選用2008～2019年我國(guó)滬深A(yù)股上市企業(yè)的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)，采用實(shí)證模型來(lái)剖析企業(yè)金融化對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響。結(jié)果表明:①企業(yè)金融化與全要素生產(chǎn)率呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，即企業(yè)金融化程度加深會(huì)阻礙全要素生產(chǎn)率的發(fā)展。②通過(guò)中介機(jī)制檢驗(yàn)，企業(yè)金融化對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響會(huì)經(jīng)過(guò)研發(fā)投入和融資約束這兩個(gè)路徑傳導(dǎo)完成。

由上述研究結(jié)論可以得到以下幾點(diǎn)啟示:首先，回歸主業(yè)經(jīng)營(yíng)，促進(jìn)主營(yíng)業(yè)務(wù)的發(fā)展。一方面，在企業(yè)金融化的過(guò)程中，引導(dǎo)實(shí)體企業(yè)回歸主業(yè)經(jīng)營(yíng)，加大對(duì)企業(yè)主營(yíng)業(yè)務(wù)的支持;另一方面，為了保障企業(yè)金融化的適度性，企業(yè)需科學(xué)合理配置實(shí)業(yè)和金融資本，建立科學(xué)投資機(jī)制，提高企業(yè)實(shí)業(yè)投資效率。其次，目前我國(guó)的企業(yè)將資金不斷地投向金融活動(dòng)和金融行業(yè)中，逐步表現(xiàn)出金融化的趨勢(shì)，這種趨勢(shì)不僅會(huì)減少企業(yè)研發(fā)投入，從長(zhǎng)期來(lái)看，還會(huì)抑制企業(yè)的發(fā)展。因此政府要積極營(yíng)造良好的企業(yè)經(jīng)營(yíng)環(huán)境，引導(dǎo)企業(yè)進(jìn)行開(kāi)發(fā)創(chuàng)新，以增強(qiáng)企業(yè)的創(chuàng)新能力。再者，公司普遍面臨著較為嚴(yán)峻的融資約束問(wèn)題，這些問(wèn)題的解決不僅要從融資環(huán)境、融資渠道等影響企業(yè)現(xiàn)金流狀況的共性問(wèn)題出發(fā)，還要求企業(yè)自身提升盈利能力和運(yùn)營(yíng)效率，在市場(chǎng)層面出臺(tái)強(qiáng)有力的支持措施，為民營(yíng)企業(yè)拓寬融資渠道，改善融資環(huán)境。