邢天才 李雪 索碧晨

摘 要：在中國經(jīng)濟(jì)下行壓力較大、金融投資收益相對較高的背景下，實(shí)體經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)金融化趨勢，甚至已經(jīng)影響其主業(yè)發(fā)展，引起學(xué)術(shù)界高度關(guān)注。本文選取2010—2020年中國A股非金融上市公司為研究對象，采用非線性模型和門檻模型探究了非金融企業(yè)金融化對企業(yè)主業(yè)發(fā)展的影響及作用機(jī)制。結(jié)果表明：非金融企業(yè)金融化與企業(yè)主業(yè)發(fā)展之間呈倒U型關(guān)系。機(jī)制分析表明，非金融企業(yè)金融化可以通過資本支出影響企業(yè)主業(yè)發(fā)展，過度融資調(diào)節(jié)了非金融企業(yè)金融化對資本支出的影響。門檻模型分析表明，非金融企業(yè)金融化與企業(yè)主業(yè)發(fā)展之間存在債務(wù)擔(dān)保能力的門檻效應(yīng)。異質(zhì)性分析表明，非金融企業(yè)金融化與企業(yè)主業(yè)發(fā)展之間的倒U型關(guān)系在國有非金融企業(yè)、小規(guī)模非金融企業(yè)和行業(yè)競爭程度高的非金融企業(yè)中更加顯著。本文驗(yàn)證了非金融企業(yè)金融化有效提升企業(yè)主業(yè)發(fā)展的適度邊界，為防范非金融企業(yè)過度金融化和實(shí)體經(jīng)濟(jì)“脫實(shí)向虛”提供了微觀證據(jù)。

關(guān)鍵詞：企業(yè)金融化；企業(yè)主業(yè)發(fā)展；資本支出；過度融資；債務(wù)擔(dān)保能力

中圖分類號(hào)：F830.59；F406 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1000-176X（2023）12-0075-16

基金項(xiàng)目：國家自然科學(xué)基金面上項(xiàng)目“上市金融機(jī)構(gòu)系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)傳導(dǎo)與演化機(jī)制實(shí)證與模擬研究”（71273042）；遼寧省社會(huì)科學(xué)規(guī)劃基金重大委托項(xiàng)目“發(fā)揮區(qū)域性股權(quán)市場功能，服務(wù)中小微企業(yè)發(fā)展”（L21ZD024）；東北財(cái)經(jīng)大學(xué)青島金融研究院招標(biāo)課題重點(diǎn)項(xiàng)目“關(guān)于持續(xù)改善青島金融生態(tài)環(huán)境的對策研究”（QDY202201）

一、引 言

黨的二十大報(bào)告指出，加強(qiáng)和完善現(xiàn)代金融監(jiān)管，強(qiáng)化金融穩(wěn)定保障體系，依法將各類金融活動(dòng)全部納入監(jiān)管，守住不發(fā)生系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)底線。Wind數(shù)據(jù)顯示，2010—2016年，中國非金融企業(yè)金融資產(chǎn)持有量由720 048億元快速增長至1 160 320億元，突破百萬億大關(guān)，隨后有所下降，但是2019年中國非金融企業(yè)金融資產(chǎn)持有量仍達(dá)到972 658億元。中國非金融企業(yè)金融資產(chǎn)持有量不斷增加，導(dǎo)致社會(huì)生產(chǎn)、流通和消費(fèi)環(huán)節(jié)受阻。國家從政策層面不斷釋放金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的信號(hào)，為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)提供支持。在政策的扶持下，中國實(shí)體經(jīng)濟(jì)“脫實(shí)向虛”現(xiàn)象自2017年后有所緩解，但受多重因素影響，2019年底中國非金融企業(yè)金融資產(chǎn)持有量開始上升。國家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，中國非金融企業(yè)金融交易資金由2019年的94 134億元增長至2021年的130 094億元。2023年中央金融工作會(huì)議指出，經(jīng)濟(jì)金融風(fēng)險(xiǎn)隱患仍然較多，金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的質(zhì)效不高。如何利用金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)對于經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有重要意義。

非金融企業(yè)金融化是管理者基于企業(yè)內(nèi)外部環(huán)境、公司戰(zhàn)略發(fā)展等綜合考量下的主動(dòng)或被動(dòng)選擇。一方面，在中國宏觀經(jīng)濟(jì)增速放緩、企業(yè)金融投資限制取消和貨幣政策相對寬松等外部環(huán)境因素的影響下，越來越多的非金融企業(yè)管理者熱衷于配置周期短且收益高的金融資產(chǎn)進(jìn)而從金融渠道獲利，產(chǎn)業(yè)資本被挪用或投資到金融領(lǐng)域以獲取短期收益，導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)資本脫離實(shí)體經(jīng)濟(jì)，實(shí)業(yè)投資率下降，實(shí)體經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)出嚴(yán)重的“脫實(shí)向虛”傾向[1]；另一方面，企業(yè)金融決策由企業(yè)實(shí)際管理者作出，由于存在委托—代理問題，實(shí)際管理者對金融資產(chǎn)的配置具有更大的自由裁量權(quán)，金融資產(chǎn)交易過程中存在的利益均會(huì)誘使管理者在市場不確定性高、主業(yè)發(fā)展不好時(shí)選擇將資本投向金融市場以獲取短期收益，完成考核指標(biāo)或牟取私利[2]，忽視有利于企業(yè)長期可持續(xù)發(fā)展的實(shí)體投資，最終導(dǎo)致企業(yè)過度金融化，出現(xiàn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)“脫實(shí)向虛”問題。在當(dāng)前經(jīng)濟(jì)環(huán)境下，隨著資本市場的發(fā)展，產(chǎn)業(yè)之間的競爭加劇，金融工具也在不斷創(chuàng)新迭代，非金融企業(yè)的金融化與過度金融化問題引起學(xué)術(shù)界的高度關(guān)注。從理論層面來看，非金融企業(yè)金融化可能對企業(yè)主業(yè)發(fā)展帶來正反兩個(gè)方面的影響。正面影響是非金融企業(yè)通過金融化的手段盤活資金，增加企業(yè)資產(chǎn)的流動(dòng)性，促進(jìn)資本的保值增值，也在一定程度上彌補(bǔ)主業(yè)經(jīng)營投資缺口，促進(jìn)非金融企業(yè)主業(yè)發(fā)展，表現(xiàn)為“蓄水池”效應(yīng)；反面影響是非金融企業(yè)將資金過多地向金融、房地產(chǎn)領(lǐng)域傾斜，在資金有限的情況下，迫使非金融企業(yè)減少主業(yè)發(fā)展投資，制約設(shè)備升級(jí)、產(chǎn)品研發(fā)，抑制非金融企業(yè)主業(yè)發(fā)展，表現(xiàn)為“擠出”效應(yīng)。

現(xiàn)有研究對企業(yè)金融化的內(nèi)涵[3]、動(dòng)機(jī)[4]和經(jīng)濟(jì)后果進(jìn)行了廣泛探討。特別是在經(jīng)濟(jì)后果方面，已有研究聚焦于企業(yè)金融化對企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)[5-6]、資本積累[7]、投資效率[8-9]、生產(chǎn)效率[10-12]、企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)[13-15]、企業(yè)發(fā)展[16-18]和績效表現(xiàn)[19-21]的影響。關(guān)于企業(yè)金融化對企業(yè)主業(yè)發(fā)展的影響，當(dāng)前研究主要體現(xiàn)在企業(yè)業(yè)績表現(xiàn)方面。雖然有研究指出企業(yè)金融化可以提高企業(yè)短期的經(jīng)營業(yè)績[5]，但企業(yè)金融化對企業(yè)長期業(yè)績產(chǎn)生負(fù)向影響[21]，從而抑制了企業(yè)主業(yè)發(fā)展。但目前對于企業(yè)主業(yè)發(fā)展方面的研究仍不充分，與現(xiàn)有研究相比，本文可能的增量貢獻(xiàn)體現(xiàn)在：第一，現(xiàn)有研究主要從企業(yè)金融化的“蓄水池”效應(yīng)和“擠出”效應(yīng)對企業(yè)主業(yè)發(fā)展的影響展開線性分析，難以全面解釋企業(yè)金融化的動(dòng)機(jī)和經(jīng)濟(jì)后果。本文從企業(yè)金融化經(jīng)濟(jì)后果角度分析非金融企業(yè)金融化對企業(yè)主業(yè)發(fā)展的非線性影響，這有助于進(jìn)一步明晰企業(yè)金融投資動(dòng)因并拓展相關(guān)研究。第二，本文通過對資本支出中介效應(yīng)和過度融資調(diào)節(jié)中介效應(yīng)的分析，全面刻畫了非金融企業(yè)金融化、資本支出、過度融資對主業(yè)發(fā)展的影響機(jī)制，這有助于豐富和深化非金融企業(yè)金融化對企業(yè)主業(yè)發(fā)展影響機(jī)制的研究。第三，本文通過門檻模型進(jìn)一步探討債務(wù)擔(dān)保能力對非金融企業(yè)金融化影響企業(yè)主業(yè)發(fā)展由“蓄水池”效應(yīng)向“擠出”效應(yīng)轉(zhuǎn)變的適度邊界，拓展企業(yè)金融化“蓄水池”效應(yīng)和“擠出”效應(yīng)的研究，這有助于加深對實(shí)體經(jīng)濟(jì)“脫實(shí)向虛”現(xiàn)象的理解，也為企業(yè)如何更好地開展金融業(yè)務(wù)，促進(jìn)企業(yè)發(fā)展提供新的思路。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）非金融企業(yè)金融化與企業(yè)主業(yè)發(fā)展

隨著金融市場的發(fā)展，金融與實(shí)業(yè)的界限愈發(fā)模糊，金融資本與產(chǎn)業(yè)資本的相互融通成為企業(yè)普遍采用的發(fā)展模式。越來越多的企業(yè)進(jìn)入金融市場，通過金融資產(chǎn)配置進(jìn)行金融投資以期獲得更高收益。非金融企業(yè)金融化是企業(yè)將資本投入到金融領(lǐng)域，通過金融渠道而非主業(yè)經(jīng)營渠道獲得收益的行為[22]。杜勇等[16]認(rèn)為，企業(yè)出于經(jīng)營戰(zhàn)略動(dòng)機(jī)的金融化有利于企業(yè)主業(yè)發(fā)展，而企業(yè)出于資本套利的投機(jī)動(dòng)機(jī)的金融化將損害企業(yè)主業(yè)發(fā)展，前者表現(xiàn)出企業(yè)金融化的“蓄水池”效應(yīng)，后者則是反映了企業(yè)金融化的“擠出”效應(yīng)。從“蓄水池”效應(yīng)來看，金融資產(chǎn)在調(diào)整成本和變現(xiàn)能力等資金儲(chǔ)備動(dòng)機(jī)方面比實(shí)物資產(chǎn)有優(yōu)勢。非金融企業(yè)金融化所獲得的金融收益能夠緩解企業(yè)的流動(dòng)性約束，為企業(yè)在實(shí)業(yè)投資、主業(yè)發(fā)展等方面提供資金支持[23]，提高生產(chǎn)效率[11]。另外，短期金融資產(chǎn)配置能使企業(yè)增加資本流動(dòng)性、減少外部融資依賴[24]，實(shí)現(xiàn)資本保值增值，從而緩解資金問題，支持企業(yè)發(fā)展[4]。尤其是當(dāng)企業(yè)遭受財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)沖擊時(shí)，對金融資產(chǎn)及其收益的再配置可以彌補(bǔ)主業(yè)經(jīng)營的資金缺口，促進(jìn)企業(yè)主業(yè)發(fā)展。從“擠出”效應(yīng)來看，過度金融化使非金融企業(yè)資本進(jìn)入金融領(lǐng)域，由于企業(yè)資源有限，本來應(yīng)該用于生產(chǎn)的資本進(jìn)入金融領(lǐng)域?qū)ⅰ皵D出”主業(yè)資本，改變企業(yè)經(jīng)營模式，導(dǎo)致企業(yè)從實(shí)體產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)向虛擬產(chǎn)業(yè)下的金融投資[7]。當(dāng)金融資本成為主導(dǎo)的資本形態(tài)時(shí)，企業(yè)投機(jī)行為將導(dǎo)致資本在金融資產(chǎn)配置中空轉(zhuǎn)，背離原有主業(yè)。此時(shí)企業(yè)的金融化行為對實(shí)業(yè)發(fā)展[16]以及創(chuàng)新活動(dòng)[25]產(chǎn)生抑制作用。本質(zhì)上，企業(yè)金融化是一種金融投資行為，在提高短期經(jīng)營業(yè)績的同時(shí)，必然帶來一定風(fēng)險(xiǎn)。從長期看，由于企業(yè)資源有限，隨著金融投資的增加，過度金融化最終將擠占主業(yè)投資[23]，影響主業(yè)收益[26]，降低經(jīng)營性業(yè)務(wù)生產(chǎn)效率[11]和企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力。

基于此，筆者認(rèn)為，非金融企業(yè)金融化對企業(yè)主業(yè)發(fā)展的影響既表現(xiàn)出促進(jìn)作用，也表現(xiàn)出抑制作用，二者之間不是單向的促進(jìn)作用或抑制作用，但也不排除某一方向影響巨大使得作用結(jié)果向該方向傾斜的情況。當(dāng)外部投資環(huán)境適宜實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展且企業(yè)資源有限時(shí)，非金融企業(yè)金融化表現(xiàn)為“擠出”效應(yīng)；當(dāng)外部投資環(huán)境不適宜實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展且企業(yè)資源有限時(shí)，非金融企業(yè)金融化幫助企業(yè)盤活資產(chǎn)，提高流動(dòng)性并降低投資風(fēng)險(xiǎn)，非金融企業(yè)金融化表現(xiàn)為“蓄水池”效應(yīng)。隨著非金融企業(yè)金融化水平的提高，“蓄水池”效應(yīng)對企業(yè)主業(yè)發(fā)展具有促進(jìn)作用，但促進(jìn)作用存在邊界，非金融企業(yè)金融化對企業(yè)主業(yè)發(fā)展促進(jìn)作用的邊際效用遞減，在非金融企業(yè)金融化逐步過渡到以金融資本為主導(dǎo)的過度金融化時(shí)，呈現(xiàn)“擠出”效應(yīng)，表現(xiàn)為主業(yè)生產(chǎn)與實(shí)業(yè)資本的減少，非金融企業(yè)金融化對企業(yè)主業(yè)發(fā)展具有更強(qiáng)的抑制作用，超過其對主業(yè)的提升作用，最終導(dǎo)致曲線呈倒U型特征。因此，筆者提出如下假設(shè)：

H1：非金融企業(yè)金融化與企業(yè)主業(yè)發(fā)展呈倒U型關(guān)系。

（二）非金融企業(yè)金融化對企業(yè)主業(yè)發(fā)展的影響

⒈資本支出的中介效應(yīng)

資本支出是企業(yè)基于可持續(xù)發(fā)展的投資，是主業(yè)發(fā)展的保障。保持資本支出水平的適當(dāng)增長是提升生產(chǎn)能力、創(chuàng)造新利潤增長點(diǎn)的有效途徑，有助于擴(kuò)大企業(yè)規(guī)模、提升研發(fā)能力，是企業(yè)發(fā)展的根本動(dòng)力。企業(yè)的資本支出增加能獲得更多的主業(yè)持續(xù)回報(bào)和持續(xù)盈利[27]，增強(qiáng)企業(yè)市場話語權(quán)，提升企業(yè)績效[28]。企業(yè)金融化是企業(yè)資本配置的決策，為資金整合、資源獲取以及商業(yè)模式選擇提供更多的可能性，會(huì)直接影響企業(yè)的資本支出，進(jìn)而對企業(yè)的設(shè)備更新、新技術(shù)使用、市場機(jī)會(huì)和行業(yè)地位等產(chǎn)生影響。有部分學(xué)者認(rèn)為，實(shí)體經(jīng)濟(jì)金融化能在一定程度上促進(jìn)實(shí)業(yè)投資，提高資本支出水平。Kliman和Williams[8]指出，企業(yè)金融化并未降低實(shí)業(yè)投資效率。一方面，企業(yè)配置金融資產(chǎn)與非金融資產(chǎn)受自身融資策略的影響[29]，金融化行為能拓寬企業(yè)的融資渠道，這有助于企業(yè)獲得資金進(jìn)行實(shí)業(yè)投資；另一方面，金融資產(chǎn)的較強(qiáng)變現(xiàn)能力可產(chǎn)生資金的“蓄水池”效應(yīng)，預(yù)防性儲(chǔ)備動(dòng)機(jī)能通過金融資產(chǎn)的再配置，為企業(yè)其他投資活動(dòng)帶來充裕的資金[4]，降低財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)[30]。同時(shí)，配置金融資產(chǎn)的收益也可以增加企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流，一定程度上支持企業(yè)資本支出。也有學(xué)者發(fā)現(xiàn)，非金融企業(yè)金融化會(huì)減少企業(yè)資本支出[29]。與實(shí)業(yè)投資相比，金融資產(chǎn)投資收益較高，在短期內(nèi)具有絕對優(yōu)勢，尤其在市場環(huán)境不確定性高、主業(yè)發(fā)展不振、金融市場為牛市時(shí)，金融投資的回報(bào)遠(yuǎn)高于實(shí)業(yè)投資的回報(bào)。利差驅(qū)使非金融企業(yè)進(jìn)行金融化，導(dǎo)致金融資產(chǎn)配置占企業(yè)總資產(chǎn)的比重上升，在企業(yè)資源有限性的約束下，必然“擠出”企業(yè)的實(shí)業(yè)投資，形成替代關(guān)系[31]，一定程度上減少企業(yè)資本支出[29]，降低投資效率[7]。

可見，非金融企業(yè)配置金融資產(chǎn)對資本支出的影響既可能表現(xiàn)為資金的“蓄水池”效應(yīng)，也可能表現(xiàn)為“擠出”效應(yīng)。一方面，非金融企業(yè)金融化在增加資本支出、拓寬融資渠道、提高資金流動(dòng)性和風(fēng)險(xiǎn)抵抗能力的同時(shí)，對企業(yè)主業(yè)發(fā)展也表現(xiàn)為促進(jìn)作用，資本支出的增加使得企業(yè)總資產(chǎn)增加，資金流動(dòng)性的提高也帶動(dòng)了企業(yè)速動(dòng)比率的提高，增強(qiáng)了企業(yè)償債能力，向利益相關(guān)者傳遞了企業(yè)發(fā)展良好的信號(hào)，這有利于企業(yè)主業(yè)發(fā)展；另一方面，非金融企業(yè)金融化的程度加劇，在企業(yè)資源有限性的約束下，進(jìn)一步抑制了企業(yè)資本支出，阻礙了企業(yè)主業(yè)發(fā)展的投資建設(shè)，無法及時(shí)進(jìn)行設(shè)備升級(jí)、產(chǎn)品研發(fā)和長期項(xiàng)目投資等。企業(yè)長期脫離主業(yè)發(fā)展而轉(zhuǎn)向虛擬資產(chǎn)投資，將出現(xiàn)“脫實(shí)向虛”問題，這既不利于企業(yè)長期發(fā)展，也不利于宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展。當(dāng)非金融企業(yè)金融化促進(jìn)企業(yè)資本支出時(shí)會(huì)進(jìn)一步促進(jìn)企業(yè)主業(yè)發(fā)展；當(dāng)非金融企業(yè)金融化抑制企業(yè)資本支出時(shí)會(huì)進(jìn)一步抑制企業(yè)主業(yè)發(fā)展。周江燕[27]與尹美群等[28]的研究也對這一結(jié)論做了相應(yīng)論證。因此，筆者提出如下假設(shè)：

H2：資本支出在非金融企業(yè)金融化與企業(yè)主業(yè)發(fā)展的倒U型關(guān)系中發(fā)揮中介效應(yīng)，即非金融企業(yè)金融化通過資本支出影響企業(yè)主業(yè)發(fā)展。

⒉過度融資的調(diào)節(jié)效應(yīng)

企業(yè)融資可以劃分為內(nèi)源融資和外源融資。Jean[32]指出，當(dāng)內(nèi)源融資不足時(shí)，企業(yè)將通過增加外部負(fù)債以滿足創(chuàng)新研發(fā)和持續(xù)經(jīng)營的需求。外源融資是企業(yè)的成長性融資需求超出企業(yè)本身可實(shí)現(xiàn)的內(nèi)生增長融資需求的部分[33]，企業(yè)的投資機(jī)會(huì)與留存收益決定企業(yè)外源融資的需求程度。當(dāng)企業(yè)的市場地位、發(fā)展前景和盈利能力可以在外源融資中獲得優(yōu)勢地位時(shí)，企業(yè)往往會(huì)選擇進(jìn)行過度融資以應(yīng)對可能出現(xiàn)的經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)。由于中國市場信貸歧視的客觀存在，上市公司與非上市公司之間的融資能力存在巨大差異，誘使企業(yè)在向銀行套取資金后，利用正規(guī)金融市場和非正規(guī)金融組織之間的利差謀利[34]，這將加劇企業(yè)過度融資。可見，企業(yè)進(jìn)行過度融資并不都是出于對主業(yè)經(jīng)營的考慮，很大程度上受金融套利驅(qū)動(dòng)。企業(yè)過度融資的目的如下：其一，企業(yè)在外源融資過程中利用自身融資優(yōu)勢為主業(yè)發(fā)展保駕護(hù)航，預(yù)留充足的資金以應(yīng)對可能面臨的經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)；其二，企業(yè)受金融套利驅(qū)使獲取更多的可支配資金，增加企業(yè)金融資產(chǎn)配置，金融資產(chǎn)的流動(dòng)性可以加強(qiáng)資金的“蓄水池”功能，對主業(yè)的促進(jìn)效用更加顯著。過度融資水平的進(jìn)一步提高，加快了企業(yè)金融化進(jìn)程，使得企業(yè)金融化的“蓄水池”效應(yīng)以遞減的速率增加，使企業(yè)更快地接近過度金融化的臨界點(diǎn)，促使企業(yè)金融化對企業(yè)的“蓄水池”效應(yīng)轉(zhuǎn)向“擠出”效應(yīng)更快出現(xiàn)，過度融資導(dǎo)致的企業(yè)金融化推動(dòng)實(shí)體經(jīng)濟(jì)“脫實(shí)向虛”，在金融市場風(fēng)險(xiǎn)和政策不確定性的影響下，放大了企業(yè)經(jīng)營的風(fēng)險(xiǎn)。

由于實(shí)業(yè)投資具有規(guī)模大、回收期長和資金周轉(zhuǎn)慢等特征，與實(shí)業(yè)投資相比，在市場不確定性高、主業(yè)發(fā)展不振和金融市場處于牛市時(shí)，金融投資極具優(yōu)勢。企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流和外部融資約束的敏感度較高，當(dāng)過度融資的企業(yè)處于相對寬裕的資金環(huán)境時(shí)，企業(yè)開展投資與經(jīng)營活動(dòng)[35]，為企業(yè)在實(shí)業(yè)投資與金融投資之間的抉擇中提供更多的資金支持，從而弱化企業(yè)金融化對資本支出的“擠出”效應(yīng)。非金融企業(yè)金融化并不是一味地索取企業(yè)資金，當(dāng)企業(yè)金融資產(chǎn)獲取的收益在一定程度上可以彌補(bǔ)企業(yè)實(shí)業(yè)發(fā)展所需的資金缺口時(shí)，非金融企業(yè)金融化對企業(yè)主業(yè)發(fā)展會(huì)產(chǎn)生促進(jìn)作用。過度融資在這一過程中發(fā)揮催化劑作用，企業(yè)過度融資獲取了更多的閑置資金，加快企業(yè)金融資產(chǎn)配置進(jìn)程，推進(jìn)非金融企業(yè)金融化下金融收益的快速積累，進(jìn)而緩解企業(yè)實(shí)業(yè)投資過程中的資金約束，減輕資金顧慮，一定程度上提高資本支出效率。持續(xù)且有效的資本支出是企業(yè)主業(yè)發(fā)展的推動(dòng)力，必然強(qiáng)化資本支出對主業(yè)發(fā)展的正向影響。因此，筆者提出如下假設(shè)：

H3a：過度融資在非金融企業(yè)金融化與企業(yè)主業(yè)發(fā)展的倒U型關(guān)系中發(fā)揮直接調(diào)節(jié)效應(yīng)，當(dāng)過度融資水平較高時(shí)，非金融企業(yè)金融化對企業(yè)主業(yè)發(fā)展的影響更顯著。

H3b：過度融資在非金融企業(yè)金融化與企業(yè)主業(yè)發(fā)展的倒U型關(guān)系中通過資本支出中介發(fā)揮調(diào)節(jié)效應(yīng)。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文以2010—2020年中國滬深兩市A股非金融上市公司為研究對象，數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫，借助Stata軟件進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。為避免異常數(shù)據(jù)對結(jié)果的影響，本文對樣本進(jìn)行如下篩選：剔除金融保險(xiǎn)房地產(chǎn)類企業(yè)，剔除風(fēng)險(xiǎn)警示的企業(yè)，剔除數(shù)據(jù)缺失的企業(yè)。最終選取2010—2020年2 737家上市公司，共21 912個(gè)觀測值。為防止異常值的影響，本文還對連續(xù)變量進(jìn)行上下1%的Winsorise處理。

（二）變量定義

⒈被解釋變量

本文的被解釋變量為企業(yè)主業(yè)發(fā)展（CorPe）。本文參考杜勇等[16]、Krippner [36]與胡聰慧等[37]的研究，用[營業(yè)利潤-（投資收益+公允價(jià)值變動(dòng)收益-聯(lián)營企業(yè)和合營企業(yè)的投資收益）]/總資產(chǎn)衡量。

⒉解釋變量

本文的解釋變量為非金融企業(yè)金融化（Finae）。借鑒Demir[24]、Onaran等[38]、宋軍和陸旸[39]與杜勇等[16]的做法，用金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重衡量。本文將交易性金融資產(chǎn)、以公允價(jià)值計(jì)量且其變動(dòng)計(jì)入當(dāng)期損益的金融資產(chǎn)、持有至到期投資、貸款和應(yīng)收款項(xiàng)、可供出售金融資產(chǎn)以及投資性房地產(chǎn)納入統(tǒng)計(jì)科目的范圍。

⒊機(jī)制變量

（1）資本支出（Cap）。本文參考Jensen[40]與胡國柳等[41]的做法，用購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)所支付的現(xiàn)金衡量，并用總資產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)化處理。

（2）過度融資（EEFR）。本文借鑒Asli和Vojislav[42]與文春暉等[33]的研究，用企業(yè)實(shí)際借款超出正常融資需求的額度衡量。其中，企業(yè)實(shí)際借款用企業(yè)長短期借款/總資產(chǎn)衡量，企業(yè)正常融資需求用（當(dāng)期總資產(chǎn)-上期總資產(chǎn)）/當(dāng)期總資產(chǎn)-凈資產(chǎn)收益率/（1-凈資產(chǎn)收益率）衡量。

⒋控制變量

為了提高回歸結(jié)果的準(zhǔn)確性，減少遺漏變量和個(gè)體差異對實(shí)證結(jié)果的影響。本文參考王紅建等[5]與杜勇等[16]的研究，選取如下控制變量：成長性（Grow），用營業(yè)收入的同比增長率衡量；資本結(jié)構(gòu)（LeRa），用總負(fù)債/總資產(chǎn)衡量；現(xiàn)金流量（CaFl），用經(jīng)營活動(dòng)凈現(xiàn)金流量/總資產(chǎn)衡量；企業(yè)規(guī)模（FiSi），用總資產(chǎn)的自然對數(shù)衡量；成立年限（FiAg），用公司成立年限加1后的自然對數(shù)衡量；股權(quán)集中度（OwCo），用前十大股東持股比例衡量；董事會(huì)規(guī)模（BoSi），用董事會(huì)總?cè)藬?shù)的自然對數(shù)衡量。同時(shí)，本文還加入年份（Year）和企業(yè)（Firm）虛擬變量以控制年份和企業(yè)固定效應(yīng)的影響。

⒌門檻變量

本文的門檻變量為債務(wù)擔(dān)保能力（DEA）。本文參考曾海艦和蘇冬蔚[43]的研究，用固定資產(chǎn)凈額占總資產(chǎn)的比重衡量。企業(yè)擁有的固定資產(chǎn)越多，擔(dān)保能力越強(qiáng)，獲得的信貸資源越多。

（三）模型構(gòu)建

⒈基準(zhǔn)模型

本文參照Haans等[44]對于U型關(guān)系的檢驗(yàn)，分別構(gòu)建解釋變量一次項(xiàng)的模型（1）和增加解釋變量二次項(xiàng)的模型（2），檢驗(yàn)非金融企業(yè)金融化（Finae）與企業(yè)主業(yè)發(fā)展（Corpe）之間的倒U型關(guān)系。為了避免嚴(yán)重共線性問題，對非金融企業(yè)金融化進(jìn)行中心化處理。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表1為主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。由表1可知，企業(yè)主業(yè)發(fā)展（Corpe）的均值為0. 043，中位數(shù)為0. 040，最小值和最大值分別為-0. 260和0. 302，這表明企業(yè)間的主業(yè)發(fā)展具有顯著差異。企業(yè)主業(yè)發(fā)展（Corpe）的中位數(shù)小于其均值，且75%分位數(shù)處于樣本區(qū)間的中間位置，這表明大部分企業(yè)的主業(yè)發(fā)展水平較低。企業(yè)主業(yè)發(fā)展（Corpe）的25%分位數(shù)為0. 013，接近于0，最小值為負(fù)，這表明有近1/4的企業(yè)主業(yè)經(jīng)營不善，也在一定程度上說明非金融企業(yè)存在金融化行為。非金融企業(yè)金融化（Finae）均值為0. 222，這表明非金融企業(yè)的金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重平均為1/5。非金融企業(yè)金融化的（Finae）最小值和最大值分別為0. 022和0. 742，這表明樣本企業(yè)均有不同程度的金融化行為，且金融化水平差距較大。非金融企業(yè)金融化（Finae）的中位數(shù)為0. 180，處于樣本區(qū)間的下半部分，這表明大部分樣本企業(yè)的金融化水平處于低位。

（二）相關(guān)性分析①

相關(guān)系數(shù)矩陣顯示，主要變量之間的相關(guān)系數(shù)均小于0. 500，這說明各變量不存在嚴(yán)重的多重共線性問題，變量選取具有一定的合理性。非金融企業(yè)金融化（Finae）、資本支出（Cap）、過度融資（EEFR）與企業(yè)主業(yè)發(fā)展（CorPe）存在顯著的相關(guān)關(guān)系，與本文的假設(shè)基本一致，變量之間的具體影響尚待進(jìn)一步回歸分析。

（三）基準(zhǔn)回歸分析

非金融企業(yè)金融化與企業(yè)主業(yè)發(fā)展的基準(zhǔn)回歸結(jié)果如表2所示。為了避免企業(yè)層面的聚集效應(yīng)影響回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文在企業(yè)層面進(jìn)行Cluster處理。列（1）和列（3）沒有加入控制變量，列（2）和列（4）在加入控制變量后，解釋變量系數(shù)依舊顯著且符號(hào)方向一致，這說明本文控制變量選擇合理有效。列（2）回歸結(jié)果顯示，非金融企業(yè)金融化（Finae）的系數(shù)為0. 009，在5%水平上顯著，這說明非金融企業(yè)金融化對企業(yè)主業(yè)發(fā)展具有正向影響。列（3）回歸結(jié)果顯示，非金融企業(yè)金融化（Finae）的系數(shù)為0. 219，在1%水平上顯著，非金融企業(yè)金融化二次項(xiàng)（Finae2）的系數(shù)為-0. 195，在1%水平上顯著，這初步說明非金融企業(yè)金融化與企業(yè)主業(yè)發(fā)展存在倒U型關(guān)系。為了防止其他因素對結(jié)果的干擾，在列（4）中加入控制變量，進(jìn)一步控制企業(yè)特征和其他影響企業(yè)主業(yè)發(fā)展的因素。列（4）回歸結(jié)果顯示，非金融企業(yè)金融化（Finae）的系數(shù)為0. 110，在1%水平上顯著，非金融企業(yè)金融化二次項(xiàng)（Finae2）的系數(shù)為-0. 151，在1%水平上顯著，這說明非金融企業(yè)金融化對企業(yè)主業(yè)發(fā)展產(chǎn)生先促進(jìn)、后抑制的非線性影響。加入控制變量后，Rˉ2從0. 332變?yōu)?. 500，模型的擬合優(yōu)度提高，模型的設(shè)定具有一定的穩(wěn)健性。

參考Haans等[44]對U型關(guān)系的檢驗(yàn)，Utest檢驗(yàn)結(jié)果表明，曲線拐點(diǎn)為0. 364，在非金融企業(yè)金融化0. 022—0. 742的取值范圍內(nèi)，并在5%水平上拒絕原假設(shè)，Slope結(jié)果表明，曲線左側(cè)斜率為0. 104，曲線右側(cè)斜率為-0. 114，非金融企業(yè)金融化與企業(yè)主業(yè)發(fā)展的倒U型關(guān)系成立。拐點(diǎn)為0. 364，在非金融企業(yè)金融化水平的75%分位數(shù)（0. 292）與最大值（0. 742）之間，這說明非金融企業(yè)金融化與企業(yè)主業(yè)發(fā)展的倒U型關(guān)系為左低右高、先升后降的非對稱關(guān)系，而非金融企業(yè)金融化的中位數(shù)為0. 180，拐點(diǎn)0. 364在其右側(cè)。相對于無金融化狀況，非金融企業(yè)金融化對大部分企業(yè)主業(yè)發(fā)展發(fā)揮正向邊際作用，金融化提高了企業(yè)資金的流動(dòng)性并增加了經(jīng)濟(jì)收益，一定程度上可以對沖企業(yè)資金風(fēng)險(xiǎn)，這說明適度的金融化對企業(yè)發(fā)揮正向作用，對企業(yè)主業(yè)發(fā)展的“蓄水池”效應(yīng)提升作用持續(xù)體現(xiàn)。隨著企業(yè)金融化水平的逐漸上升，邊際貢獻(xiàn)隨之下降，伴隨著金融化水平的不斷上升，達(dá)到閾值后，非金融企業(yè)金融化與企業(yè)主業(yè)發(fā)展的關(guān)系在較短區(qū)間內(nèi)發(fā)生由正到負(fù)的結(jié)構(gòu)性轉(zhuǎn)變，“擠出”效應(yīng)使得非金融企業(yè)金融化對企業(yè)主業(yè)發(fā)展起負(fù)向邊際作用，導(dǎo)致企業(yè)主業(yè)發(fā)展水平下降。因此，H1得到驗(yàn)證。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)①

⒈滯后一期解釋變量

非金融企業(yè)金融化影響企業(yè)主業(yè)發(fā)展，但企業(yè)主業(yè)發(fā)展也可能影響非金融企業(yè)金融化水平，為了解決這種反向因果關(guān)系產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，本文對滯后一期的非金融企業(yè)金融化重新進(jìn)行檢驗(yàn)?；貧w結(jié)果顯示，滯后一期的非金融企業(yè)金融化的系數(shù)為0. 106，在1%水平上顯著，滯后一期的非金融企業(yè)金融化二次項(xiàng)的系數(shù)為-0. 112，在1%水平上顯著，這表明非金融企業(yè)金融化導(dǎo)致企業(yè)主業(yè)發(fā)展水平改變。因此，在考慮了內(nèi)生性后，研究結(jié)果的穩(wěn)健性不發(fā)生改變。

⒉替換變量

本文通過采取其他方式衡量非金融企業(yè)金融化，檢驗(yàn)結(jié)論是否保持一致?？紤]到企業(yè)持有金融資產(chǎn)所獲得的利息和股息等收益是企業(yè)金融化產(chǎn)生企業(yè)“蓄水池”效應(yīng)的體現(xiàn)，本文采用“（貨幣資金+應(yīng)收利息+應(yīng)收股利+可供出售金融資產(chǎn)+持有至到期投資+交易性金融資產(chǎn)+衍生金融產(chǎn)品+長期應(yīng)收款）/總資產(chǎn)”作為非金融企業(yè)金融化的替換變量重新進(jìn)行回歸?；貧w結(jié)果表明，替換變量后，非金融企業(yè)金融化的系數(shù)為0. 115，在1%水平上顯著，非金融企業(yè)金融化二次項(xiàng)的系數(shù)為-0. 151，在1%水平上顯著，這說明上述研究結(jié)果穩(wěn)健。

⒊工具變量

由于企業(yè)金融投資行為受眾多因素的影響，雖然本文已經(jīng)在基準(zhǔn)回歸中通過設(shè)定控制變量以降低遺漏變量引起的內(nèi)生性問題，但出于穩(wěn)健性考慮，進(jìn)一步用工具變量檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭腥钥赡艽嬖诘膬?nèi)生性問題。本文參考萬良勇等[6]的做法，用滯后一期非金融企業(yè)金融化和滯后兩期非金融企業(yè)金融化為工具變量進(jìn)行兩階段最小二乘法檢驗(yàn)。Kleibergen？Paap rk LM Statistic結(jié)果表明，LM=1 158. 822，不可識(shí)別檢驗(yàn)P值為0，拒絕原假設(shè)，即不存在識(shí)別不足問題。Kleibergen？Paap rk Wald F Statistic結(jié)果表明，F(xiàn)值=822. 339，大于所有臨界值，P值為0，拒絕原假設(shè)，即不存在弱工具變量問題。Hansen J Statistic的過度識(shí)別檢驗(yàn)的χ2統(tǒng)計(jì)值為1. 107，P值為0. 575，大于0. 100，無法拒絕所有工具變量均外生的原假設(shè)。上述結(jié)果表明，滯后一期非金融企業(yè)金融化和滯后兩期非金融企業(yè)金融化作為工具變量有效?；貧w結(jié)果顯示，非金融企業(yè)金融化一次項(xiàng)的系數(shù)在1%水平上顯著為正，非金融企業(yè)金融化二次項(xiàng)的系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)，這說明上文的研究結(jié)果依然穩(wěn)健。

⒋Heckman兩階段模型

考慮到企業(yè)主業(yè)發(fā)展可能與企業(yè)某些特征有關(guān)，如具有適度金融化規(guī)模、較強(qiáng)盈利能力等特征的企業(yè)可能具有更好的主業(yè)發(fā)展能力，即本文解釋變量可能存在自選擇問題。對此，本文采用Heckman兩階段模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。第一階段，構(gòu)建Probit模型計(jì)算逆米爾斯比率（IMR），在回歸方程加入排除約束性變量，同時(shí)控制回歸模型中的所有控制變量。第二階段，構(gòu)建虛擬變量，非金融企業(yè)金融化大于均值時(shí)取值為1，否則為0。同時(shí)，將逆米爾斯比率（IMR）作為控制變量納入模型進(jìn)行回歸。回歸結(jié)果顯示，非金融企業(yè)金融化的系數(shù)為0. 088，在5%水平下顯著，非金融企業(yè)金融化二次項(xiàng)的系數(shù)為-0. 113，在1%水平上顯著，且逆米爾斯比率（IMR）的系數(shù)不顯著，這說明模型不存在自選擇問題，結(jié)論保持穩(wěn)健。

⒌系統(tǒng)GMM檢驗(yàn)

考慮到傳統(tǒng)最小二乘法（OLS）的估計(jì)結(jié)果可能存在偏差。本文采用系統(tǒng)GMM方法進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，將所有解釋變量視為內(nèi)生變量，并選取其滯后一期作為工具變量，同時(shí)將被解釋變量企業(yè)主業(yè)發(fā)展一階滯后項(xiàng)納入回歸方程。序列相關(guān)檢驗(yàn)和Sargan檢驗(yàn)結(jié)果顯示，隨機(jī)誤差項(xiàng)差分存在一階自相關(guān)，但不存在二階自相關(guān)，這表明模型隨機(jī)誤差項(xiàng)無自相關(guān)。Sargan檢驗(yàn)無法拒絕所有工具變量有效的原假設(shè)?；貧w結(jié)果顯示，企業(yè)主業(yè)發(fā)展一階滯后項(xiàng)的系數(shù)為0. 317，在10%水平上顯著，這說明上一期企業(yè)主業(yè)發(fā)展對當(dāng)期企業(yè)主業(yè)發(fā)展具有正向影響。非金融企業(yè)金融化的系數(shù)為1. 049，在1%水平上顯著，非金融企業(yè)金融化二次項(xiàng)的系數(shù)為-1. 445，在1%水平上顯著，這說明上述研究結(jié)論仍然成立。

五、機(jī)制分析

（一）中介效應(yīng)分析

非金融企業(yè)金融化通過資本支出影響企業(yè)主業(yè)發(fā)展中介效應(yīng)的回歸結(jié)果如表3列（1）所示。列（1）回歸結(jié)果顯示，資本支出（Cap）的系數(shù)為-0. 011，在1%水平上顯著，這說明在非金融企業(yè)金融化與企業(yè)主業(yè)發(fā)展的關(guān)系中，資本支出發(fā)揮中介效應(yīng)。非金融企業(yè)金融化確實(shí)會(huì)通過資本支出這一中介變量來影響企業(yè)主業(yè)發(fā)展，證明了資本支出在非金融企業(yè)金融化與企業(yè)主業(yè)發(fā)展的倒U型關(guān)系中具有中介效應(yīng)，非金融企業(yè)金融化通過資本支出影響企業(yè)主業(yè)發(fā)展。因此，H2得到驗(yàn)證。

（二）調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)分析

運(yùn)用模型（5）進(jìn)一步考察以過度融資（EEFR）為調(diào)節(jié)變量的調(diào)節(jié)中介效應(yīng)，具體考察過度融資在非金融企業(yè)金融化與企業(yè)主業(yè)發(fā)展關(guān)系中的作用機(jī)制。過度融資對非金融企業(yè)金融化與企業(yè)主業(yè)發(fā)展關(guān)系的直接調(diào)節(jié)結(jié)果如表3列（2）所示。列（2）回歸結(jié)果顯示，過度融資（EEFR）與非金融企業(yè)金融化（Finae）交互項(xiàng)的系數(shù)為0. 205，在1%水平上顯著。過度融資（EEFR）與非金融企業(yè)金融化二次項(xiàng)（Finae2）交互項(xiàng)的系數(shù)為-0. 295，在1%水平上顯著，這說明過度融資對非金融企業(yè)金融化與企業(yè)主業(yè)發(fā)展的倒U型關(guān)系具有顯著的直接調(diào)節(jié)效應(yīng)。因此，H3a得到驗(yàn)證。過度融資對非金融企業(yè)金融化與資本支出的調(diào)節(jié)效應(yīng)的回歸結(jié)果如表3列（3）所示。列（3）回歸結(jié)果顯示，非金融企業(yè)金融化的系數(shù)為-0. 031，在1%水平上顯著，這說明非金融企業(yè)金融化對資本支出產(chǎn)生負(fù)向影響。非金融企業(yè)金融化與過度融資交互項(xiàng)的系數(shù)為0. 017，在10%水平上顯著，這說明過度融資調(diào)節(jié)了非金融企業(yè)金融化對資本支出的負(fù)向影響，當(dāng)過度融資水平較高時(shí)，過度融資弱化了非金融企業(yè)金融化對資本支出的影響，緩解了企業(yè)融資約束，滿足了企業(yè)資本支出對資金的需求，有效地保證了企業(yè)資本支出的投入，奠定了企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的基礎(chǔ)，進(jìn)而促進(jìn)了企業(yè)主業(yè)發(fā)展。綜合前文分析，過度融資對非金融企業(yè)金融化與企業(yè)主業(yè)發(fā)展的倒U型關(guān)系所發(fā)揮的間接調(diào)節(jié)效應(yīng)通過資本支出中介實(shí)現(xiàn)。因此，H3b得到驗(yàn)證。

本文將過度融資按照25%分位數(shù)和75%分位數(shù)劃分為低過度融資調(diào)節(jié)和高過度融資調(diào)節(jié)，依據(jù)表3列（2）的回歸結(jié)果，過度融資對非金融企業(yè)金融化與企業(yè)主業(yè)發(fā)展的直接效應(yīng)調(diào)節(jié)和間接效應(yīng)調(diào)節(jié)的結(jié)果如圖1和圖2所示。由圖1可知，在沒有過度融資調(diào)節(jié)的情況下，非金融企業(yè)金融化與企業(yè)主業(yè)發(fā)展之間呈左低右高且先升后降的非對稱倒U型關(guān)系。當(dāng)加入過度融資變量調(diào)節(jié)后，不同的過度融資水平在非金融企業(yè)金融化與企業(yè)主業(yè)發(fā)展的關(guān)系中呈現(xiàn)出不同程度的調(diào)節(jié)效應(yīng)。在低過度融資調(diào)節(jié)的作用下，倒U型曲線拐點(diǎn)向左移動(dòng)，曲線變得陡峭，這反映出過度融資強(qiáng)化了非金融企業(yè)金融化對企業(yè)主業(yè)發(fā)展的影響。而在高過度融資水平調(diào)節(jié)的作用下，拐點(diǎn)進(jìn)一步向左上移動(dòng)，呈現(xiàn)出左高右低且先升后降的非對稱倒U型。這說明隨著過度融資水平的提升，非金融企業(yè)金融化對企業(yè)主業(yè)發(fā)展的影響更加顯著。也就是說，當(dāng)企業(yè)處于過度融資時(shí)，其對企業(yè)主業(yè)發(fā)展具有一定的正向邊際效用。隨著金融化水平的提高，企業(yè)主業(yè)發(fā)展能得到顯著的提升，但提升的邊際效用逐漸遞減。當(dāng)金融化水平超過閾值后，最終會(huì)加大過度融資對企業(yè)主業(yè)發(fā)展的負(fù)向影響。企業(yè)借款作為一種外部融資方式，其持有水平直接影響企業(yè)財(cái)務(wù)狀況。在過度融資下，企業(yè)通過放貸或“金融掮客”等方式牟取利差，或通過購買理財(cái)產(chǎn)品投資金融資產(chǎn)等方式進(jìn)行企業(yè)金融化，加劇了企業(yè)“脫實(shí)向虛”的金融化行為。企業(yè)維持一定的融資水平可以促進(jìn)主業(yè)發(fā)展，而過度的超額融資則會(huì)放大金融化對企業(yè)主業(yè)發(fā)展影響的波動(dòng)，帶來財(cái)務(wù)、管理和經(jīng)營環(huán)境不確定性等一系列隱性成本，從而降低企業(yè)的經(jīng)營效率，對企業(yè)主業(yè)發(fā)展產(chǎn)生負(fù)向影響。由圖2可知，當(dāng)企業(yè)的過度融資水平處于低位時(shí)，非金融企業(yè)金融化對資本支出產(chǎn)生較大的“擠出”效應(yīng)，間接調(diào)節(jié)效應(yīng)直線較為陡峭；當(dāng)企業(yè)的過度融資水平處于高位時(shí)，非金融企業(yè)金融化對資本支出的“擠出”效應(yīng)減弱，間接調(diào)節(jié)效應(yīng)直線較為平緩。

（三）企業(yè)債務(wù)擔(dān)保能力的門檻效應(yīng)分析

本文以企業(yè)債務(wù)擔(dān)保能力為門檻變量的門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。由表4可知，自抽樣檢驗(yàn)結(jié)果顯示單一門檻顯著，F(xiàn)值為50. 250，對應(yīng)的P值為0. 000，雙重門檻不顯著。因此，本文以單一門檻模型進(jìn)行分析。門檻值估計(jì)值為0. 463，據(jù)此將樣本企業(yè)分為低債務(wù)擔(dān)保能力（DEA≤46. 3%）和高債務(wù)擔(dān)保能力（DEA>46. 3%）兩種情況進(jìn)行回歸。

門檻模型估計(jì)結(jié)果如表5所示。由表5可知，當(dāng)企業(yè)債務(wù)擔(dān)保能力門檻值低于46. 3%時(shí)，非金融企業(yè)金融化對企業(yè)主業(yè)發(fā)展具有顯著的正向影響；當(dāng)門檻值超過46. 3%后，非金融企業(yè)金融化對企業(yè)主業(yè)發(fā)展具有顯著的負(fù)向影響。這表明，當(dāng)企業(yè)債務(wù)擔(dān)保能力低于門檻值時(shí)，企業(yè)存在較大的融資約束問題，非金融企業(yè)金融化具有明顯的“蓄水池”效應(yīng)，對企業(yè)主業(yè)發(fā)展產(chǎn)生正向影響；而當(dāng)企業(yè)債務(wù)擔(dān)保能力高于門檻值時(shí)，企業(yè)受到的融資約束較小，“蓄水池”效應(yīng)不明顯，無法促進(jìn)企業(yè)主業(yè)發(fā)展。

六、異質(zhì)性分析

（一）產(chǎn)權(quán)性質(zhì)異質(zhì)性

林毅夫和李志赟[47]認(rèn)為，國有企業(yè)具有預(yù)算軟約束的優(yōu)勢。本文采用產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（State）虛擬變量進(jìn)行分析，國有企業(yè)賦值為1，反之為0。Utest檢驗(yàn)結(jié)果表明，非金融企業(yè)金融化與企業(yè)主業(yè)發(fā)展呈倒U型關(guān)系。國有企業(yè)組曲線的拐點(diǎn)為0. 423，在5%水平上顯著。Slope結(jié)果表明，①曲線左側(cè)斜率為0. 100，曲線右側(cè)斜率為-0. 080。產(chǎn)權(quán)性質(zhì)異質(zhì)性的回歸結(jié)果如表6列（1）—列（2）所示，回歸結(jié)果顯示，國有企業(yè)組中，非金融企業(yè)金融化（Finae）的系數(shù)為0. 105，在1%水平上顯著，非金融企業(yè)金融化二次項(xiàng)（Finae2）的系數(shù)為-0. 125，在1%水平上顯著。非國有企業(yè)組曲線的拐點(diǎn)為0. 323，在5%水平上顯著。Slope結(jié)果表明，曲線左側(cè)斜率為0. 091，曲線右側(cè)斜率為-0. 127。非國有企業(yè)組中，非金融企業(yè)金融化（Finae）的系數(shù)為0. 098，在1%水平上顯著，非金融企業(yè)金融化二次項(xiàng)（Finae2）的系數(shù)為-0. 151，在1%水平上顯著。這說明國有非金融企業(yè)金融化對企業(yè)主業(yè)發(fā)展的正向影響更大，曲線更陡峭，拐點(diǎn)右移，即國有非金融企業(yè)金融化對企業(yè)主業(yè)發(fā)展的“蓄水池”效應(yīng)更大，而“擠出”效應(yīng)更小。

（二）企業(yè)規(guī)模異質(zhì)性

本文對企業(yè)規(guī)模（SIZE）變量進(jìn)行二分位處理，企業(yè)規(guī)模高于行業(yè)中位數(shù)的為大規(guī)模企業(yè)，賦值為1，反之為0。Utest檢驗(yàn)結(jié)果表明，小規(guī)模企業(yè)組曲線的拐點(diǎn)為0. 309，在5%水平上顯著。Slope結(jié)果表明，曲線左側(cè)斜率為0. 074，曲線右側(cè)斜率為-0. 113。企業(yè)規(guī)模異質(zhì)性的回歸結(jié)果如表6列（3）—列（4）所示，回歸結(jié)果顯示，小規(guī)模企業(yè)組中，非金融企業(yè)金融化（Finae）的系數(shù)為0. 080，在1%水平上顯著，非金融企業(yè)金融化二次項(xiàng)（Finae2）的系數(shù)為-0. 130，在1%水平上顯著。大規(guī)模企業(yè)組曲線拐點(diǎn)為0. 448，在5%水平上顯著。Slope結(jié)果表明，曲線左側(cè)斜率為0. 093，曲線右側(cè)斜率為-0. 064?；貧w結(jié)果顯示，大規(guī)模企業(yè)組中，非金融企業(yè)金融化（Finae）的系數(shù)為0. 098，在1%水平上顯著，非金融企業(yè)金融化二次項(xiàng)（Finae2）的系數(shù)為-0. 109，在1%水平上顯著。這說明小規(guī)模企業(yè)的金融化行為對企業(yè)主業(yè)發(fā)展的影響更大，曲線更陡峭，拐點(diǎn)左移。也就是說，相對于規(guī)模大的非金融企業(yè)，小規(guī)模非金融企業(yè)金融化對企業(yè)主業(yè)發(fā)展的“蓄水池”效應(yīng)和“擠出”效應(yīng)更強(qiáng)。

（三）行業(yè)競爭異質(zhì)性

本文采用赫芬達(dá)爾指數(shù)（HHI）衡量行業(yè)競爭，構(gòu)建虛擬變量。該指數(shù)反映企業(yè)所處行業(yè)的壟斷程度，高于行業(yè)中位數(shù)企業(yè)行業(yè)壟斷程度高，因而行業(yè)競爭程度低，賦值為1，反之為0。Utest檢驗(yàn)結(jié)果表明，非金融企業(yè)金融化與企業(yè)主業(yè)發(fā)展依然呈倒U型關(guān)系，行業(yè)競爭程度低企業(yè)組曲線的拐點(diǎn)為0. 352，在5%水平上顯著。Slope結(jié)果表明，曲線左側(cè)斜率為0. 099，曲線右側(cè)斜率為-0. 117。行業(yè)競爭異質(zhì)性的回歸結(jié)果如表6列（5）—列（6）所示，回歸結(jié)果顯示，行業(yè)競爭程度低企業(yè)組中，非金融企業(yè)金融化（Finae）的系數(shù)為0. 106，在1%水平上顯著，非金融企業(yè)金融化二次項(xiàng)（Finae2）的系數(shù)為-0. 150，在1%水平上顯著。行業(yè)競爭程度高企業(yè)組曲線的拐點(diǎn)為0. 385，在5%水平上顯著。Slope結(jié)果表明，曲線左側(cè)斜率為0. 125，曲線右側(cè)斜率為-0. 123。行業(yè)競爭程度高企業(yè)組中，非金融企業(yè)金融化（Finae）的系數(shù)為0. 133，在1%水平上顯著，非金融企業(yè)金融化二次項(xiàng)（Finae2）的系數(shù)為-0. 173，在1%水平上顯著。這說明當(dāng)企業(yè)處于競爭程度高的行業(yè)時(shí)，非金融企業(yè)金融化對企業(yè)主業(yè)發(fā)展的正向影響更大，曲線更陡峭，拐點(diǎn)右移。也就是說，位于競爭充分行業(yè)的非金融企業(yè)金融化對企業(yè)主業(yè)發(fā)展擁有更強(qiáng)的“蓄水池”效應(yīng)，而行業(yè)競爭程度低的非金融企業(yè)金融化對企業(yè)主業(yè)發(fā)展的“擠出”效應(yīng)更強(qiáng)。

七、結(jié)論與建議

本文采用非線性模型和門檻模型，對2010—2020年中國A股非金融上市公司的平衡面板數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)，探究了非金融企業(yè)金融化對企業(yè)主業(yè)發(fā)展的影響及作用機(jī)制。研究結(jié)果表明：第一，非金融企業(yè)金融化對企業(yè)主業(yè)發(fā)展具有正負(fù)兩個(gè)方面的影響，二者呈左低右高的非對稱的倒U型關(guān)系。非金融企業(yè)金融化水平較低時(shí)，其能發(fā)揮“蓄水池”效應(yīng)從而正向影響企業(yè)主業(yè)發(fā)展；非金融企業(yè)金融化水平較高時(shí)，“擠出”效應(yīng)占主導(dǎo)，其對企業(yè)主業(yè)發(fā)展的負(fù)向影響加大。第二，資本支出在非金融企業(yè)金融化與企業(yè)主業(yè)發(fā)展的倒U型關(guān)系中發(fā)揮中介效應(yīng)。非金融企業(yè)金融化對資本支出具有顯著的負(fù)向影響，非金融企業(yè)金融化行為“擠出”了企業(yè)的資本支出，非金融企業(yè)金融化對企業(yè)主業(yè)發(fā)展的影響通過資本支出傳導(dǎo)。第三，過度融資能夠調(diào)節(jié)非金融企業(yè)金融化、資本支出與企業(yè)主業(yè)發(fā)展的關(guān)系。一方面，過度融資通過調(diào)節(jié)資本支出，間接影響企業(yè)主業(yè)發(fā)展；另一方面，過度融資能夠強(qiáng)化非金融企業(yè)金融化與企業(yè)主業(yè)發(fā)展的倒U型關(guān)系，使倒U型曲線的拐點(diǎn)左移，在通過“蓄水池”效應(yīng)促進(jìn)企業(yè)主業(yè)發(fā)展的同時(shí)也通過“擠出”效應(yīng)負(fù)向影響企業(yè)主業(yè)發(fā)展，過度融資的調(diào)節(jié)進(jìn)一步強(qiáng)化了實(shí)體經(jīng)濟(jì)“脫實(shí)向虛”傾向。第四，基于債務(wù)擔(dān)保能力的視角，探討非金融企業(yè)金融化與企業(yè)主業(yè)發(fā)展非線性關(guān)系結(jié)構(gòu)性變化的作用機(jī)制。在企業(yè)債務(wù)擔(dān)保能力的有效區(qū)間內(nèi)，企業(yè)可以通過提升金融化水平促進(jìn)主業(yè)發(fā)展，驗(yàn)證了非金融企業(yè)金融化有效促進(jìn)企業(yè)主業(yè)發(fā)展的適度邊界。企業(yè)債務(wù)擔(dān)保能力閾值的存在揭示了非金融企業(yè)金融化與企業(yè)主業(yè)發(fā)展倒U型關(guān)系的作用機(jī)制。低于企業(yè)債務(wù)擔(dān)保能力閾值時(shí)，非金融企業(yè)金融化體現(xiàn)為適度金融化行為，產(chǎn)生“蓄水池”效應(yīng)。超過企業(yè)債務(wù)擔(dān)保能力閾值后，非金融企業(yè)金融化體現(xiàn)為過度金融化，產(chǎn)生“擠出”效應(yīng)。第五，異質(zhì)性分析表明，國有非金融企業(yè)金融化的“蓄水池”效應(yīng)對于企業(yè)主業(yè)發(fā)展的正向影響更大。當(dāng)金融化水平超過拐點(diǎn)后，在預(yù)算軟約束的影響下，過度金融化行為對國有非金融企業(yè)主業(yè)發(fā)展的負(fù)向影響有所減小。小規(guī)模非金融企業(yè)金融化相對于大規(guī)模非金融企業(yè)金融化對企業(yè)主業(yè)發(fā)展的“蓄水池”效應(yīng)和“擠出”效應(yīng)更強(qiáng)。行業(yè)競爭程度高的非金融企業(yè)金融化對企業(yè)主業(yè)發(fā)展的“蓄水池”效應(yīng)更強(qiáng)，而行業(yè)競爭程度低的非金融企業(yè)過度金融化對企業(yè)主業(yè)發(fā)展的“擠出”效應(yīng)更強(qiáng)。

基于以上結(jié)論，筆者提出如下建議：第一，在引導(dǎo)金融創(chuàng)新、發(fā)揮金融市場功能、豐富金融市場投資工具的同時(shí)，監(jiān)管層要強(qiáng)化金融市場監(jiān)管，警惕非金融企業(yè)過度金融化，著重提升非金融企業(yè)金融化的“蓄水池”效應(yīng)，降低非金融企業(yè)金融化風(fēng)險(xiǎn)。通過金融市場機(jī)制確保企業(yè)充分發(fā)揮金融市場服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的功能而非將其作為投機(jī)的場所，防止企業(yè)資金過度流向金融市場。避免實(shí)體經(jīng)濟(jì)“脫實(shí)向虛”。通過政策引導(dǎo)，讓金融市場服務(wù)于實(shí)體經(jīng)濟(jì)，確保有效發(fā)揮市場的金融資源配置功能，促進(jìn)非金融企業(yè)金融化與實(shí)體經(jīng)濟(jì)的協(xié)同發(fā)展。督促非金融企業(yè)回歸主業(yè)，促進(jìn)主業(yè)發(fā)展，發(fā)揮“蓄水池”作用，進(jìn)而增加主業(yè)創(chuàng)新投資。第二，企業(yè)應(yīng)立足于自身主業(yè)的發(fā)展戰(zhàn)略，立足于與主業(yè)相關(guān)的經(jīng)營和研發(fā)，正確處理主業(yè)發(fā)展與金融資產(chǎn)投資的關(guān)系，合理配置金融資產(chǎn)，避免過度金融化，把控并防范過度金融化風(fēng)險(xiǎn)，為企業(yè)主業(yè)發(fā)展保駕護(hù)航。

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How Does Financialization of Non‐Financial Enterprises Affect the Main Business of Enterprises

XING Tian-cai1，2， LI Xue1，SUO Bi-chen3

（1. School of Finance， Dongbei University of Finance and Economics， Dalian 116025， China； 2. Qingdao Financial Research Institute， Dongbei University of Finance and Economics， Qingdao 266105， China； 3. School of Pulic Administration， Dongbei University of Finance and Economics， Dalian 116025， China）

Summary：This paper constructs an enterprise financialization index based on the proportion of financial assets held by an enterprise in its total assets， and measures the development of the main business with the operating profit after excluding the income from financial investment of an enterprise. Taking China？s A？share listed companies from 2010 to 2020 as research samples， this paper explores the influence of the financialization of non？financial enterprises on the development of the enterprise？s main business It is found that moderate financialization behavior promotes the development of the main business， and there is a nonlinear inversed U？shaped relation between the two. Mechanism analysis shows that enterprise financialization affects the development of enterprise main business through capital expenditure， and excessive financing moderates the negative impact of enterprise financialization on capital expenditure. There is a threshold effect of debt guarantee ability on the influence of enterprise financialization on the development of main business， and it then verifies the moderate boundary of enterprise financialization behavior to effectively improve the main business from the perspective of debt guarantee ability. When the threshold value of enterprise debt is lower than 46.3%， enterprises have strong financing constraints. Enterprise financialization has an obvious “reservoir” effect on the development of enterprise main business， and has a positive impact on the development of enterprise main business. When the threshold value of enterprise debt is higher than 46.3%， the “reservoir” effect of enterprise financialization on the development of enterprise main business disappears， and the development of enterprise main business cannot be promoted. Sample regression results show that among state？owned enterprises （SOEs） and enterprises with high level of industrial competition， the “reservoir” effect of non？financial enterprises？ financialization on the development of enterprises？ main business is larger， but the “crowding out” effect is smaller. In small？scale enterprises， the “reservoir” effect and “crowding out” effect of the financialization of non？financial enterprises on the development of enterprises？ main business are greater.

Relevant research in this paper provides new ideas for strengthening the service function of finance for the real economy. It is necessary to strengthen supervision while guiding financial innovation to reduce the risk of enterprise financialization； to ensure through financial market mechanisms that enterprises fully use financial markets to serve entities rather than as venues for speculation； to maintain appropriate financial asset allocation of enterprises， follow their own development strategies， correctly handle the relation between main business development and financial asset investment， prevent “excessive financialization” and “shifting from real to virtual” enterprise behavior.

Key words： enterprise financialization； main business development of enterprises； capital expenditure； excessive fi？ nancing； debt guarantee ability

（責(zé)任編輯：巴紅靜）

[DOI]10.19654/j.cnki.cjwtyj.2023.12.007

[引用格式]邢天才，李雪，索碧晨.非金融企業(yè)金融化如何影響企業(yè)主業(yè)發(fā)展[J].財(cái)經(jīng)問題研究，2023（12）：75-90.

① 相關(guān)性分析結(jié)果未在正文中列出，留存?zhèn)渌鳌?/p>

① 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果未在正文中列出，留存?zhèn)渌鳌?/p>

① Slope結(jié)果未在正文中列出，留存?zhèn)渌鳌?/p>