王新光 盛宇華

(南京師范大學商學院)

1 研究背景

多年來，重視實體經(jīng)濟發(fā)展一直是中國經(jīng)濟發(fā)展的重大戰(zhàn)略和政策導向[1]。然而，“脫實向虛”的金融化趨勢使中國實體企業(yè)在發(fā)展過程中忽視了主營業(yè)務的拓展與創(chuàng)新，出現(xiàn)了資金在金融體內循環(huán)而實體企業(yè)面臨融資約束的怪象[2]。2022年政府工作報告中提到，要“深入實施創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略，鞏固壯大實體經(jīng)濟根基”。在此背景下，中國實體企業(yè)的金融化問題已不容忽視。如何推動實體企業(yè)的良性發(fā)展成為學術界關注的重要話題。

當下，連鎖股東已經(jīng)成為資本市場上的一種普遍現(xiàn)象[3]。既有研究發(fā)現(xiàn)，連鎖股東影響企業(yè)之間的市場競爭與內部治理，但仍未達成共識。那么，在鞏固壯大實體經(jīng)濟根基的背景下，連鎖股東對持股企業(yè)的資產(chǎn)配置，尤其是金融資產(chǎn)配置會產(chǎn)生怎樣的影響？連鎖股東可否發(fā)揮積極作用，促進實體企業(yè)主營業(yè)務的良性發(fā)展？基于此，本研究試圖從連鎖股東的視角，探究實體企業(yè)金融化的現(xiàn)象，以期對實體企業(yè)金融化影響因素的研究形成有益補充。

與現(xiàn)有文獻相比，本研究的邊際貢獻主要體現(xiàn)在以下3個方面：①將中國資本市場上的連鎖股東現(xiàn)象與企業(yè)金融資產(chǎn)配置行為聯(lián)系起來，從大股東持股同行業(yè)多家企業(yè)產(chǎn)生的關聯(lián)效應視角，對實體企業(yè)資產(chǎn)結構治理提供了經(jīng)驗證據(jù)；②打開了連鎖股東與企業(yè)金融化之間的機制“黑箱”，并拓展了邊界研究；③在政策含義上，2022年《政府工作報告》指出：“要正確認識和把握資本的特性和行為規(guī)律，支持和引導資本規(guī)范健康發(fā)展。”本研究揭示了連鎖股東作為生產(chǎn)要素在企業(yè)“脫虛向實”的過程中所發(fā)揮出的積極作用。因此，支持和引導資本規(guī)范健康發(fā)展對于微觀企業(yè)資產(chǎn)結構的合理安排具有重要意義。

2 文獻綜述、理論機制和研究假說

2.1 文獻綜述

與本研究密切相關的兩支文獻分析了實體企業(yè)金融化的影響因素與連鎖股東的經(jīng)濟后果。金融化主要表現(xiàn)在實體企業(yè)對金融投資活動的過度參與[4]?，F(xiàn)有文獻對實體企業(yè)金融化影響因素的研究主要從宏觀環(huán)境層面、企業(yè)層面和管理者層面展開：①在宏觀環(huán)境層面上，經(jīng)濟發(fā)展變化與貨幣流動性變化[5]、政府審計[6]等都會對企業(yè)金融化造成影響；②在企業(yè)層面上，外部盈利壓力會促進企業(yè)金融資產(chǎn)投資對實體投資的擠出效應，進而強化企業(yè)金融化造成的影響[7]；③在管理者層面上，當高管過度自信[8]或具有金融背景時[9]均會促進企業(yè)金融化。不難發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有研究對于實體企業(yè)金融化影響因素的探討雖較為豐富，但是多數(shù)學者仍然從宏觀視角展開，著眼于微觀視角的研究仍有待補充。

作為資本市場應運而生的產(chǎn)物，連鎖股東區(qū)別于非連鎖股東的特征主要有兩個：同行業(yè)企業(yè)在治理上的協(xié)同優(yōu)勢；促使企業(yè)之間在產(chǎn)品市場上進行合謀[10]。從協(xié)同優(yōu)勢的角度出發(fā)，連鎖股東提升了上市企業(yè)的風險承擔[11]，并且顯著地抑制了企業(yè)的盈余管理[12，13]。從合謀的角度出發(fā)，連鎖股東抑制了社會責任承擔[14]，并降低了企業(yè)的投資效率[10]。即使理論界對于連鎖股東的經(jīng)濟后果早有關注，但是相關的實證研究仍方興未艾。相較于非連鎖股東，連鎖股東更有可能發(fā)揮積極的監(jiān)督作用，建構資源網(wǎng)絡從而降低企業(yè)的交易成本，影響企業(yè)資產(chǎn)配置。

綜上所述，現(xiàn)有文獻對連鎖股東在實體企業(yè)資產(chǎn)配置方面的研究很少涉及到金融資產(chǎn)配置?；诖?，本研究擬對連鎖股東在實體企業(yè)金融資產(chǎn)配置中所扮演的角色進行探究，分析其對實體企業(yè)金融化的影響顯得很有必要。

2.2 理論機制與研究假說

實體企業(yè)金融化的動機主要有兩個：①企業(yè)出于規(guī)避流動性風險、應對未來不確定性而產(chǎn)生的預防性動機[5]；②企業(yè)實體經(jīng)濟投資收益率下降與金融投資收益率上升產(chǎn)生的鮮明對比，導致實體企業(yè)為了分享金融業(yè)高額利潤而產(chǎn)生的逐利性動機[15]。區(qū)別于持股單個企業(yè)的大股東的是，對于改善一家企業(yè)治理的邊際成本，連鎖股東更希望達到規(guī)模效應[16]。在當前中國實體經(jīng)濟利潤率水平較低的情況下，實體企業(yè)過度參與金融活動只會雪上加霜，擠占生產(chǎn)投資進而阻礙企業(yè)的長期發(fā)展[17]，降低企業(yè)價值。由于管理者激勵契約的業(yè)績衡量標準與當期利潤相關，短期收益較高的投資項目縮短了管理者的決策視野，而擁有企業(yè)所有權的股東則更注重企業(yè)長期價值的增長。

綜上分析，連鎖股東有動機和能力通過治理監(jiān)督效應與協(xié)同發(fā)展網(wǎng)絡，以削弱實體企業(yè)過度配置金融資產(chǎn)的動機，降低實體企業(yè)金融化的程度：①連鎖股東可以發(fā)揮治理監(jiān)督效應，約束管理層的行為，削弱企業(yè)金融化的逐利性動機。一方面，連鎖股東利用其所有權優(yōu)勢，可以在股東贊助的治理提案上擁有更強的話語權[18]，解聘失職的管理者[19]，避免企業(yè)因決策偏差導致資產(chǎn)安排的過度金融化傾向；另一方面，由于同行業(yè)企業(yè)有相似的投資選擇與資產(chǎn)安排，連鎖股東可以在持股企業(yè)的資產(chǎn)配置上實現(xiàn)邊際監(jiān)督經(jīng)驗的累積與遷移，降低信息獲取和處理成本[12]，更加有效地降低實體企業(yè)金融化的逐利性動機。②連鎖股東在關聯(lián)企業(yè)之間建構起規(guī)模化的協(xié)同發(fā)展網(wǎng)絡，抑制了實體企業(yè)金融化的預防性動機。在財務資源方面，連鎖股東不僅以股權入資直接為企業(yè)提供了資金，還為企業(yè)降低了融資成本[3]，緩解了企業(yè)外源性融資約束；連鎖股東直接或間接地為企業(yè)提供的財務資源削弱了企業(yè)過度配置金融資產(chǎn)的預防性動機，從而降低了企業(yè)金融化的趨勢。在信息資源方面，連鎖股東作為持股企業(yè)信息交互的節(jié)點，可以依托累積的行業(yè)發(fā)展經(jīng)驗為持股企業(yè)提供行業(yè)前沿信息；關聯(lián)企業(yè)依托信息優(yōu)勢為資源配置制定合理方案，更有信心投入實體經(jīng)濟的發(fā)展，削弱實體企業(yè)金融化的預防性動機。在知識資源方面，知識作為一種高階組織資源，存在于組織及其人員所擁有的顯性和隱性知識中[20]；連鎖股東可以將獲取的顯性與隱性知識通過企業(yè)間的協(xié)同發(fā)展網(wǎng)絡傳遞給關聯(lián)企業(yè)，幫助企業(yè)建立競爭優(yōu)勢，削弱預防性動機?；诖?，提出如下假設：

假設1連鎖股東抑制了實體企業(yè)金融化。

3 計量模型、指標與數(shù)據(jù)

3.1 計量模型

本研究的基準回歸方程形式如下：

FIi,t=β0+β1CSi,t-1+β2CVsi,t-1+ωt+μi+εi,t-1，

(1)

式中，i表示企業(yè)；t表示時間；FI為實體企業(yè)金融化，其值越大，表明企業(yè)金融化程度越高；CS表示上市企業(yè)連鎖股東情況；CVs表示控制變量。在主回歸中，將所有解釋變量以及控制變量滯后一期，既是考慮變量影響的滯后性，同時也是為了排除雙向因果的干擾。β0表示常數(shù)項；β1、β2均表示系數(shù)；ωt表示時間效應；μi表示不隨時間變化的企業(yè)效應；εi,t-1為模型隨機擾動項。除此之外，本研究所有模型均采用異方差穩(wěn)健標準誤。根據(jù)假設1，預期系數(shù)β1<0。

3.2 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本研究選取的初始研究樣本為2008～2019年中國滬深兩市A股上市企業(yè)，并且按以下原則進行篩選：①剔除金融行業(yè)上市企業(yè)；②剔除ST、*ST和PT類企業(yè)；③剔除資產(chǎn)負債率超過100%和資產(chǎn)負債率小于0的企業(yè)；④剔除有關數(shù)據(jù)缺失的企業(yè)。為消除極端值的影響，本研究對所有連續(xù)變量進行上下1%的縮尾處理。連鎖股東指標根據(jù)國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫提供的季度層面數(shù)據(jù)手工收集整理，其他數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫與Wind數(shù)據(jù)庫。最終得到25 642個觀測值。

3.3 變量定義

本研究各變量定義如下。

(1)被解釋變量(FI)借鑒杜勇等[9]、DEMIR[15]的研究，本研究利用金融資產(chǎn)與總資產(chǎn)的比值來定義企業(yè)金融化。出于研究需要，測量指標與會計準則對金融資產(chǎn)規(guī)定不同的是：①企業(yè)現(xiàn)金持有的動機大多是出于交易性動機、預防性動機、稅收動機與管理層代理動機[21]，并未幫助企業(yè)帶來資本增值。因此，本研究在金融資產(chǎn)的測算中并不包括貨幣資金。②中國房地產(chǎn)的市場化改革致使房地產(chǎn)具有金融資產(chǎn)的特性，成為重要的投資產(chǎn)品[22]。據(jù)此，本研究將投資性房地產(chǎn)納入金融資產(chǎn)的衡量范圍。金融資產(chǎn)的具體計算方法如下：金融資產(chǎn)=投資性房地產(chǎn)凈額+衍生金融資產(chǎn)+交易性金融資產(chǎn)+持有至到期投資凈額+發(fā)放貸款及墊款凈額+可供出售金融資產(chǎn)凈額。

(2)解釋變量(CS)借鑒HE等[2]、潘越等[10]的研究，本研究首先在季度層面上計算每家上市企業(yè)持股比例不低于5%的大股東個數(shù)；其次，計算每家上市企業(yè)的持股比例不低于5%的股東在同行業(yè)其他企業(yè)仍持股超過5%的個數(shù)；最后，對上述連鎖股東數(shù)目取年度均值加1后再取自然對數(shù)得到連鎖股東指標。需要說明的是，由于制度背景與研究目的存在區(qū)別，界定大股東的標準在學術界有一定的差異。LIN等[23]將持股比例10%以上的股東界定為大股東；而BHARATH等[24]的大股東識別標準則為持股比例5%以上。中國證券監(jiān)督管理委員會頒布的《上市公司股東、董監(jiān)高減持股份的若干規(guī)定》，將持股比例5%以上的股東界定為大股東?，F(xiàn)有研究也指出，持股比例5%以上的股東可能對企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營決策產(chǎn)生重大影響[24]。據(jù)此，本研究將持股比例高于5%的股東界定為大股東。在計算中，行業(yè)按照證監(jiān)會2012年的分類標準分類，并且將制造業(yè)企業(yè)細分到二級代碼，非制造業(yè)企業(yè)細分到一級代碼。

(3)控制變量(CVs)參考以往學者的研究，本研究從企業(yè)特征、治理特征和CEO特征分別控制如下變量：在企業(yè)特征層面，選取企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年齡、資產(chǎn)負債率、成長性、產(chǎn)權性質、資產(chǎn)結構、投資機會和管理費用率作為控制變量；在治理特征層面，選取董事會規(guī)模、董事會獨立性和管理層持股比例作為控制變量；在CEO特征層面，選取兩職兼任作為控制變量。

本研究所有變量的測量方式見表1。

表1 變量測量方式

4 實證分析

4.1 描述性統(tǒng)計

本研究各變量的描述性統(tǒng)計結果見表2。

表2 描述性統(tǒng)計(N=25 642)

由表2可知，實體企業(yè)金融化(FI)的平均值為0.009，最小值為0.000，最大值為0.225，體現(xiàn)出實體企業(yè)金融化的趨勢較為明顯的兩極化特征。連鎖股東(CS)的平均值為0.095，最小值為0.000，表明各企業(yè)所具有的連鎖股東數(shù)有一定差異。此外，控制變量的描述性統(tǒng)計結果與其他學者的研究相似。

4.2 相關性分析

本研究各變量的相關性分析見表3。由表3可知，連鎖股東(CS)與實體企業(yè)金融化(FI)負相關，初步支持了前文提出的假設。此外，方差膨脹系數(shù)VIF檢驗顯示,各變量的因子值(VIF)均值為1.33，且均小于1.80，因此不存在嚴重的多重共線性問題。

表3 相關性分析(N=25 642)

4.3 基準分析

本研究的基準回歸結果見表4。表4中，列(1)僅控制了個體固定效應與時間固定效應，連鎖股東(CS)的回歸系數(shù)為-0.188，且通過了1%的統(tǒng)計顯著性檢驗。列(2)在列(1)的基礎上添加了控制變量集合，相關的回歸系數(shù)絕對值縮小但是顯著性依舊不變。假設1得到了經(jīng)驗證據(jù)支持。

表4 基準回歸結果(N=21 059)

5 內生性檢驗與穩(wěn)健性分析

5.1 內生性檢驗

5.1.1PSM檢驗

由于連鎖股東對投資目標的選擇會考慮企業(yè)的差異化特征，而非隨機選擇。為了緩解樣本自選擇問題，本研究采用傾向得分匹配法(PSM)，使用一對一最近鄰匹配進行檢驗。首先，將擁有連鎖股東的上市企業(yè)作為處理組，選取企業(yè)規(guī)模(SI)、企業(yè)年齡(AG)、資產(chǎn)負債率(LEV)、盈利能力(ROA)、產(chǎn)權性質(SO)、管理層持股比例(MG)、現(xiàn)金流(CF)、總資產(chǎn)周轉率(TA)、股權集中度(SC)、投資機會(TQ)作為協(xié)變量。其中企業(yè)規(guī)模(SI)、企業(yè)年齡(AG)、資產(chǎn)負債率(LEV)、產(chǎn)權性質(SO)、投資機會(TQ)和管理層持股比例(MG)的測量方式與表1相同。除此之外，盈利能力(ROA)利用凈利潤除以總資產(chǎn)平均余額衡量；現(xiàn)金流(CF)利用經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額除以總資產(chǎn)衡量；總資產(chǎn)周轉率(TA)利用主營業(yè)務收入除以總資產(chǎn)衡量；股權集中度(SC)利用第一大股東持股比例衡量。其次，本研究分別繪制了樣本匹配前后實驗組以及控制組的傾向得分分布密度函數(shù)圖(見圖1)。由圖1可知，處理組與對照組的核密度曲線在匹配后分布形態(tài)高度接近。另外，PSM匹配均衡性的檢驗結果見表5。由表5可知，匹配后兩組樣本間的傾向得分分布偏差很好地被消除，且匹配之后兩組企業(yè)的特征變量不再具有顯著差異。最后，將匹配后的樣本重新回歸，結果見表6列(1)?？梢?，即使匹配樣本有所改變，CS的估計系數(shù)仍在1%的水平上顯著為負。

圖1 PSM匹配前后連鎖股東(CS)的概率分布密度函數(shù)圖

表5 PSM匹配均衡性的檢驗結果(N=5 310)

表6 內生性檢驗

5.1.2工具變量法

借鑒梁上坤[25]的研究，本研究利用連鎖股東持股企業(yè)股權比例的行業(yè)均值(IV)作為工具變量，使用兩階段最小二乘法(2SLS)進行檢驗(見表6)。由表6列(2)可知，2SLS的第一階段回歸結果中，IV的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正。由列(3)可知，第二階段回歸結果中，CS的系數(shù)仍顯著為負，與基準回歸結果基本一致。

5.2 穩(wěn)健性檢驗

本研究的穩(wěn)健性檢驗如下。

(1)更換解釋變量的測量方式借鑒CHENG等[14]的做法，本研究設置虛擬變量CS1：如果企業(yè)當年存在連鎖股東，則CS1賦值為1，反之為0。另外，借鑒HE等[2]的做法，本研究還利用季度層面上對每個樣本企業(yè)計算連鎖股東持有的股份比例之和后取年度均值求出CS2。將替換后的解釋變量CS1和CS2分別與原有被解釋變量和控制變量重新進行回歸，結果見表7。由表7列(1)和列(2)可知，CS1與CS2均在1%的水平上顯著為負，表明在更換解釋變量的測量方法后，本研究的主要結論依舊穩(wěn)健。

(2)改變計量方法實體企業(yè)金融化取值整體在一個非負數(shù)區(qū)間，并且有一部分樣本企業(yè)的取值集中為0。因此，實體企業(yè)金融化(FI)是一個以0為下界的截斷變量。為了緩解截斷變量對估計結果的潛在影響，本研究將回歸模型改用Tobit模型重新回歸。回歸結果見表7列(3)。可見，CS的系數(shù)在1%的水平上顯著為負，表明結果依然具有穩(wěn)健性。

表7 穩(wěn)健性檢驗

(3)剔除特殊事件影響2008年的全球金融危機導致金融資產(chǎn)價格出現(xiàn)劇烈波動，使得中國實體企業(yè)金融化水平出現(xiàn)下降趨勢[26]，此時，連鎖股東對實體企業(yè)金融化的作用存在外生原因。因此，本研究在原有樣本的基礎上，剔除2008～2009年的數(shù)據(jù)后重新回歸?；貧w結果見表7列(4)?？梢?，CS的系數(shù)依舊顯著為負，通過了穩(wěn)健性檢驗。

表8 機制檢驗與異質性分析(N=21 059)

6 拓展性分析

6.1 機制分析

6.1.1資源效應：融資約束的中介作用

根據(jù)上文的理論分析，連鎖股東作為資源承載者，可以通過兩條途徑為企業(yè)提供財務支持：其一是連鎖股東本身的財務資源；其二是連鎖股東為企業(yè)拓寬了外源性融資渠道。連鎖股東通過以上兩種途徑，抑制了實體企業(yè)出于預防性動機而進行的金融資產(chǎn)過度配置的行為。因此，可以預期的一條作用機制是連鎖股東通過緩解企業(yè)的融資約束，進而抑制了實體企業(yè)金融化?，F(xiàn)有研究對融資約束程度的測量方式較為豐富，其中WW指數(shù)包含更多方面的企業(yè)特征，可綜合衡量影響企業(yè)融資約束的因素。因此，參考WHITED等[27]的研究，本研究采用WW指數(shù)對融資約束進行測度，則有

WWit=-0.09CF-0.06CD+0.02LEV-

0.04SI+0.1GI-0.04G,

(2)

式中，CD表示現(xiàn)金股利支付啞變量(當期如果派發(fā)現(xiàn)金股利取值為1，否則為0)；GI表示行業(yè)平均營業(yè)收入增長率。

為了驗證以上機制，本研究構建以下兩個模型：

WWi,t=γ0+γ1CSi,t-1+γ2CVsi,t-1+

ωt+μi+εi,t-1；

(3)

FIi,t=λ0+λ1CSi,t-1+λ2WWi,t-1+

λ3CVsi,t-1+ωt+μi+εi,t-1，

(4)

式中，γ0、λ0均表示常數(shù)項；γ1、γ2、λ1～λ3均表示系數(shù)。式(3)檢驗解釋變量(CS)對中介變量(WW)的影響；若系數(shù)γ1顯著，則用式(4)同時納入解釋變量(CS)與中介變量(WW)進行分析；若系數(shù)λ2顯著且λ1不顯著，則為完全中介效應；若系數(shù)λ2和系數(shù)λ1均顯著，則為部分中介效應；若系數(shù)λ2不顯著，則中介效應不成立。

機制檢驗與異質性分析結果見表8。表8中，列(1)考察了連鎖股東(CS)對實體企業(yè)金融化(FI)的影響；列(2)結果顯示，CS的系數(shù)在1%的水平上顯著為負，表明連鎖股東緩解了企業(yè)的融資約束；列(3)結果顯示，WW的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，CS的系數(shù)在1%的水平上顯著為負，且通過了Sobel檢驗，說明融資約束在連鎖股東與實體企業(yè)金融化之間起到了部分中介的作用。綜上所述，連鎖股東通過緩解融資約束，進而抑制實體企業(yè)金融化的路徑得以驗證。

6.1.2監(jiān)督效應：代理成本的中介作用

根據(jù)代理理論，連鎖股東依靠所有權優(yōu)勢對代理沖突具有重要影響。連鎖股東有動機和能力對企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動進行監(jiān)督，減少管理層尋求私利的行為，緩解第一類代理沖突。連鎖股東可以通過監(jiān)測和控制管理團隊做出的戰(zhàn)略決策來幫助企業(yè)降低代理成本，進而抑制企業(yè)過度配置金融資產(chǎn)的逐利性動機。因此本研究借鑒沈紅波等[28]的研究，利用總資產(chǎn)周轉率測度代理成本。由于總資產(chǎn)周轉率是一個反向指標，故最終取總資產(chǎn)周轉率的相反數(shù)(CO)來衡量。為了驗證上述機制，構建以下模型：

COi,t=γ0+γ1CSi,t-1+γ2CVsi,t-1+

ωt+μi+εi,t-1；

(5)

FIi,t=λ0+λ1CSi,t-1+λ2COi,t-1+λ3CVsi,t-1+

ωt+μi+εi,t-1。

(6)

表8中，列(4)考察了連鎖股東(CS)對實體企業(yè)金融化(FI)的影響；列(5)結果顯示，CS的系數(shù)在1%的水平上顯著為負，表明連鎖股東降低了代理成本；列(6)結果顯示，CO的系數(shù)顯著為正，CS的系數(shù)顯著為負，且通過了Sobel檢驗，說明代理成本在連鎖股東與實體企業(yè)金融化之間起到了部分中介的作用。綜上所述，連鎖股東降低代理成本，進而抑制了實體企業(yè)金融化的路徑得以驗證。

6.2 人力資源冗余的異質性分析

人力資源被廣泛認為是幫助企業(yè)提升核心競爭力的寶貴資產(chǎn)，其存量對連鎖股東的作用發(fā)揮有著重要影響。首先，除企業(yè)必須的知識資源外，連鎖股東為企業(yè)帶來的增量知識資源需要依附于冗余人力資源進行轉化。其次，人力資源冗余作為企業(yè)的額外人力資本儲備，可以緩沖企業(yè)人力資本流失為企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營帶來的負面沖擊，起到平穩(wěn)過渡的作用。人力資源冗余既有利于企業(yè)對連鎖股東的資源福利平穩(wěn)地消化吸收，也是企業(yè)形成快速反應能力的必要條件。因此，在人力資源冗余較高的企業(yè)中，連鎖股東對企業(yè)金融化的抑制作用更為顯著。

借鑒VANACKER等[29]的做法，本研究利用經(jīng)行業(yè)均值調整的企業(yè)員工人數(shù)與總銷售額的比值衡量人力資源冗余(HR)。為了驗證上述假說，本研究在原有基準回歸方程的基礎上加入了人力資源冗余(HR)，及其與連鎖股東(CS)的交乘項CS×HR?；貧w結果見表8列(7)?？梢?，CS×HR的系數(shù)在5%的水平上顯著為負，表明連鎖股東對實體企業(yè)金融化的抑制作用，在人力資源冗余程度更高的情境下更顯著。

7 結語

實體企業(yè)作為經(jīng)濟高質量發(fā)展的微觀主體，其“脫實向虛”的現(xiàn)象引發(fā)了學術界的普遍關注，成為當前中國經(jīng)濟發(fā)展需要解決的重要問題。在此背景下，本研究從連鎖股東視角出發(fā)，利用2008～2019年中國滬深兩市A股上市企業(yè)的數(shù)據(jù)，基于連鎖股東監(jiān)督治理與協(xié)同發(fā)展的視角，考察了實體企業(yè)的金融資產(chǎn)過度配置行為。研究發(fā)現(xiàn)，連鎖股東抑制了實體企業(yè)金融化。在進行了內生性檢驗與穩(wěn)健性檢驗后，結論依舊成立。作用機制分析發(fā)現(xiàn)，連鎖股東通過緩解融資約束與降低代理成本進而抑制了實體企業(yè)金融化。在異質性分析中，連鎖股東對實體企業(yè)金融化的抑制作用，在人力資源冗余程度較高的企業(yè)中更為明顯。本研究的結論從微觀視角探索了實體企業(yè)金融化的影響因素，對企業(yè)金融化影響因素方面的研究提供了經(jīng)驗證據(jù)，并對現(xiàn)有文獻進行了有益補充。

基于研究結論，本研究主要得到以下啟示：①企業(yè)應該重視連鎖股東在企業(yè)發(fā)展中的重要作用，合理引入連鎖股東，積極配合連鎖股東的外部監(jiān)督，規(guī)避短視決策；②政府監(jiān)管部門在鼓勵發(fā)揮連鎖股東作為生產(chǎn)要素的積極作用的同時，仍要堅持防止資本無序擴張，維護公平競爭。但是，本研究仍然存在一些缺憾，亟待后續(xù)研究的完善補充：①囿于篇幅，本研究在異質性分析中僅在企業(yè)層面進行了討論，未來可以著眼于宏觀層面或管理者層面進一步探討其中的差異；②后續(xù)研究可以選擇連鎖股東相關案例分析，深入挖掘連鎖股東在生產(chǎn)實踐中如何提高企業(yè)效率，并對上市企業(yè)管理提供更多啟示。