沈睿誠，宋夏云

(1.浙江財經大學-中國社會科學院大學浙江研究院，浙江 杭州 310018；2.浙江財經大學會計學院，浙江 杭州 310018)

一、引 言

2021年5月我國第七次全國人口普查結果公布，65歲及以上人口達逾1.9億，占總人口的13.5%，預示著人口老齡化程度進一步加深。人口老齡化的持續(xù)加重，給我國養(yǎng)老保險基金造成了沉重壓力，依據社科院世界社保研究中心發(fā)布的《中國養(yǎng)老金精算報告2019—2050》，我國養(yǎng)老保險基金的累計結余預計將于2035年消耗殆盡。因此，如何提高養(yǎng)老保險基金的保值增值能力，已成為我國亟待解決的重要難題。社保基金是我國養(yǎng)老金體系的重要支柱之一，不同于美國聯(lián)邦社?；鸬墓芾砟Ｊ剑覈绫；鹂赏ㄟ^參與股票市場投資實現(xiàn)基金資產的保值增值。無論是在規(guī)模上還是在地位上，社?；饘ξ覈鹦袠I(yè)均有著舉足輕重的影響[1]。然而，當前我國股票市場的風險波動較大，這與社?；饘Y產保值增值的安全性和穩(wěn)定性訴求不相匹配[2]。尤其是近年來，我國經濟“脫實向虛”問題逐漸凸顯，由其引發(fā)的系統(tǒng)性金融風險尤為嚴重，股票市場所呈現(xiàn)出的波動與起伏態(tài)勢不斷加大，特別是2015年的“股災”給金融市場和投資者帶來了巨大的損害，給金融秩序帶來了嚴重的破壞。這引起了我國政府對經濟“脫實向虛”問題的高度重視。為促進金融穩(wěn)定，黨的十九大報告強調要“增強金融服務實體經濟的能力”“守住不發(fā)生系統(tǒng)性金融風險的底線”。2021年，在中央財經委員會第十次會議上，習近平總書記進一步指出金融是現(xiàn)代經濟的核心，要統(tǒng)籌做好重大金融風險防范化解工作。

企業(yè)金融化是經濟“脫實向虛”的重要微觀體現(xiàn)。在金融行業(yè)與房地產行業(yè)投資回報率急速提升，實體企業(yè)投資利潤下滑的現(xiàn)實背景下，實體企業(yè)爭前恐后地將資金投入到金融行業(yè)與房地產行業(yè)之中。毫無疑問，這種使資本脫離實體經濟而在金融體系中“空轉”的行為，將必然導致一系列不良經濟后果的產生。宏觀上，企業(yè)金融化會累積股價崩盤風險[3]，在市場上擴散潛在的違約風險[4]，引起系統(tǒng)性金融風險，威脅金融穩(wěn)定性。微觀上，企業(yè)金融化存在“投資替代”效應，企業(yè)對于可逆金融資產的投資將擠出其對實體資產的投資[5][6]，形成“金融化—獲取金融收益—加劇金融化”的循環(huán)，降低企業(yè)績效，威脅企業(yè)未來主要業(yè)務的長期業(yè)績[7]。

社?；鹗蔷邆湔尘暗臋C構投資者[1]，它不僅承擔著實現(xiàn)基金資產保值增值的義務，又肩負著穩(wěn)定資本市場的使命。為穩(wěn)定地獲取增值收益，社?；饍A向于通過長期投資以獲取長期利益。社?；鹉軌驅ζ涑止善髽I(yè)進行專業(yè)化監(jiān)督，改善持股企業(yè)的治理狀況[2]，以確?；鹳Y產的安全增值。同時，社保基金屬于壓力抵制型機構投資者[8]，與持股公司通常不存在利益聯(lián)系，具有較強的獨立性，能發(fā)揮有效的監(jiān)督作用。此外，社?；鹗菗碛袑I(yè)化投資團隊的機構投資者，能夠通過多種正式或非正式渠道參與公司治理，實施低成本高效益的專業(yè)監(jiān)督措施。另一方面，《全國社會保障基金理事會基本養(yǎng)老保險基金受托運營年度報告(2020年度)》指出，社保基金應充分發(fā)揮長期資金市場中的“穩(wěn)定器”作用。而相關研究也充分證實了社?；鹪诮档褪袌霾▌有?、增強市場穩(wěn)定性等方面所發(fā)揮的重要作用[9]。因此，本文認為出于實現(xiàn)基金資產長期增值與穩(wěn)定資本市場的雙重目的，社?；饡种破涑止善髽I(yè)的金融化行為。

本文以2009—2019年中國A股上市公司為樣本，實證研究發(fā)現(xiàn)：(1)社?；鸪止蓵种破髽I(yè)金融化；(2)社保基金持股對企業(yè)金融化的抑制作用在市場化水平較高的地區(qū)、國有企業(yè)、經營收益率較低以及現(xiàn)金持有量較低的企業(yè)中更為明顯；(3)社保基金持股可通過提高企業(yè)實體資產投資水平或增加分析師跟蹤降低企業(yè)金融化水平。

本文可能的貢獻在于：(1)現(xiàn)有文獻對企業(yè)金融化影響因素的研究大多聚焦于宏觀環(huán)境因素[10][11]或企業(yè)內源性因素[12][13]，較少有學者探討機構投資者等企業(yè)外部治理機制對企業(yè)金融化的潛在影響，本文研究豐富了企業(yè)金融化影響因素的相關文獻。(2)現(xiàn)有關于機構投資者的相關研究大多關注于探究機構投資者整體或某一大類機構投資者的同質性特征[14][15]，較少有學者聚焦于探究某一細分類型機構投資者的差異化特征。另外，有關研究表明，短期機構投資者會促進其持股公司金融化水平的提升，而長期機構投資者則對其持股企業(yè)金融化水平沒有顯著影響[16]。本文研究發(fā)現(xiàn)，作為長期機構投資者的社?；饘⒔档推涑止善髽I(yè)的金融化水平，進一步拓展了相關研究，揭示了社保基金區(qū)別于其他機構投資者的異質性特征。(3)本文研究發(fā)現(xiàn)，社?；鸪止煽赏ㄟ^提高企業(yè)實體資產投資水平或增加分析師跟蹤降低企業(yè)金融化水平，這對政府優(yōu)化社保基金投資運營管理制度和完善對實體企業(yè)金融化行為的監(jiān)管政策具有一定參考意義。

二、文獻回顧

(一)企業(yè)金融化

已有文獻主要從動機、影響因素和經濟后果等三個方面探討了企業(yè)金融化的相關問題。

1.企業(yè)金融化的動機。關于企業(yè)金融化的動機，目前主要存在三種理論：一是“投資替代”理論，該理論認為企業(yè)金融化是企業(yè)管理者出于追求短期投資收益最大化而以金融資產投資替代實體資產投資的行為[5][6]，傳統(tǒng)實體行業(yè)盈利能力的長期低迷則是企業(yè)金融化的重要推手[17]；二是“蓄水池”理論，該理論認為企業(yè)金融化是為了預防資金流斷裂而進行的流動性儲備，使得企業(yè)能夠在貨幣緊縮、資金壓力增大、經營環(huán)境困難等條件下，通過出售金融資產以緩解其財務困境[18]，并且金融資產的公允價值提升也有利于企業(yè)改善其資產負債表，反哺其實業(yè)投資[19]；三是“實體中介”(Surrogate Intermediation)理論，該理論認為企業(yè)金融化是銀行融資歧視的結果，表現(xiàn)為可獲得正式融資的非金融企業(yè)成為金融中介，將資金轉貸給其他信貸受限的企業(yè)。

2.企業(yè)金融化的影響因素。企業(yè)金融化的影響因素主要包括微觀層面和宏觀層面兩個方面。在宏觀層面，企業(yè)金融化的影響因素包括：經濟政策不確定性[10]、融資融券制度[11]等；在微觀層面，企業(yè)金融化的影響因素包括企業(yè)經營利潤率[12]、機構投資者特征[16]、企業(yè)CEO金融背景[13]等。

3.企業(yè)金融化的經濟后果。企業(yè)金融化的經濟后果主要包括消極影響論與積極影響論兩類。一些學者認為，企業(yè)金融化會帶來擠出企業(yè)研發(fā)投資[20]、增加企業(yè)股價崩盤風險[3]、提升企業(yè)經營風險[4]、損害企業(yè)主營業(yè)務增長潛力[7][20]等消極的經濟后果。另一些學者則認為，企業(yè)金融化具有提升企業(yè)投資水平[21]、降低企業(yè)違約風險[22]等積極作用。

(二)社保基金持股

社?；鹗俏覈Y本市場重要的機構投資者，學界對社保基金持股的研究主要起源于對機構投資者持股的相關研究。

1.機構投資者持股。不同機構投資者的投資理念、投資方式、投資偏好各不相同，對上市公司或資本市場的影響也不盡相同。國外學者率先開啟了對于機構投資者類型與特征的研究，這些研究所提出的機構投資者分類標準極大地推進了機構投資者持股相關研究的開展。Brickley等(1988)[8]依據機構投資者與企業(yè)是否存在潛在利益關系，將機構投資者分為壓力敏感型和壓力抵制型兩類；Bushee(1998)[23]利用投資組合集中度、投資組合周轉率和對當期盈余的交易敏感性等三類指標，將機構投資者區(qū)分為短暫型、專注型和準指數型三類。國內學者也對機構投資者類型與特征的相關問題做了深入討論，劉京軍和徐浩萍(2012)[14]依據機構投資者過去四個季度的交易情況將其分為長期型和短期型兩類；楊海燕等(2012)[24]依據機構投資者與企業(yè)的業(yè)務依賴性，結合我國資本市場特征，將機構投資者分為獨立型和非獨立型兩類。機構投資者對資本市場的影響廣泛而深入，已有文獻主要可分為“不區(qū)分類型探討機構投資者對資本市場的影響”和“探討不同類型機構投資者對資本市場的影響”兩大類。對于前者，學者們探討了機構投資者持股對公司治理[23]、股市泡沫騎乘[25]等方面的影響。對于后者，學者們探討了不同類型機構投資者持股對公司信息透明度[24]、公司治理[15]等方面影響的差異性。

2.社?；鸪止伞，F(xiàn)有文獻對社?；鸪止傻年P注較少，已有研究主要探討了社?；鸪止蓪τ谖⒂^企業(yè)特征的影響。研究表明，社?；鹂砂l(fā)揮其監(jiān)督治理作用，減少企業(yè)財務重述行為[2]，顯著提升其持股企業(yè)的治理水平。同時，社保基金持股也將對其持股公司的股利政策[26]、股價同步性[27]等方面產生影響。此外，社?；疬€能顯著降低資本市場的波動性[9]，促進金融市場穩(wěn)定發(fā)展。

縱觀現(xiàn)有文獻，國內外學者關于社保基金持股和企業(yè)金融化的相關研究成果，為本文研究的展開打下了堅實的基礎。一方面，國內外學者在企業(yè)金融化的動因、影響因素和經濟后果等方面的研究成果頗為豐富。但目前僅有較少學者重點關注機構投資者這一重要的企業(yè)外部治理力量對企業(yè)金融化的影響研究，更鮮有學者聚焦于社?；疬@一具備特殊政治背景的專業(yè)機構投資者對于企業(yè)金融化的影響作用。另一方面，現(xiàn)有關于機構投資者的研究較為豐富，但多數學者是從全體機構投資者出發(fā)，追求于揭示全體機構投資者或某一大類機構投資者在資本市場中的共性特征，少有學者專門關注于社?；疬@一重要而特殊的機構投資者。因此，本文試圖以社?；馂榍腥胍暯?，分別通過理論分析和實證分析深入探討社?；鸪止蓪ζ髽I(yè)金融化的影響作用，以豐富社?；鸪止膳c企業(yè)金融化方面的相關文獻。

三、理論分析與研究假設

從宏觀市場穩(wěn)定性的角度來看，微觀企業(yè)金融化將聚集系統(tǒng)性金融風險，威脅資本市場的穩(wěn)定性，因此，肩負穩(wěn)定資本市場使命的社?；鹩袆訖C通過抑制其持股企業(yè)的金融化行為，實現(xiàn)防范系統(tǒng)金融風險與穩(wěn)定資本市場的目的。2008年經濟危機的爆發(fā)，喚醒了人們對于脫離于現(xiàn)實需求的結構化金融創(chuàng)新的警覺，使人們認識到實體產業(yè)“脫實向虛”趨勢蔓延、金融體系架空于實體經濟、違規(guī)信用創(chuàng)造活動野蠻生長等現(xiàn)象及其危害。作為實體產業(yè)“脫實向虛”的重要微觀表現(xiàn)形式，企業(yè)金融化與資本市場的穩(wěn)定性有著天然的聯(lián)系。一方面，企業(yè)金融化加速了我國不動產價格的整體性上漲，增加了不動產泡沫形成和破裂的風險。另一方面，金融投資是調節(jié)利潤的便利工具，公司管理層可利用金融投資實現(xiàn)粉飾報表提升股價的目的，但當管理層集中釋放累積的隱藏壞消息時，就可能導致股價崩盤，引起系統(tǒng)性金融風險[3]。此外，企業(yè)的金融化使部分企業(yè)化身為“實體中介”，通過對融入資金的二次配給，幾乎可以無成本地利用融入與借出之間的利率差攫取高額利潤。但這種實體企業(yè)的銀行影子化行為不僅會提高其陷入財務危機的風險，還將擴散潛在的違約風險，增加資本市場的系統(tǒng)風險[4]。穩(wěn)定資本市場是“國家隊”參與二級市場股票交易的重要目的[28]，作為“國家隊”的重要組成部分，社?；鹪谝欢ǔ潭壬铣袚朔婪断到y(tǒng)金融風險與穩(wěn)定資本市場的使命和任務。同時，作為專業(yè)的機構投資者，社?；鹩心芰φ{用各項資源對其持股公司進行積極主動的監(jiān)督治理活動，抑制其持股公司的金融化水平，促進資本市場穩(wěn)定有序。

從公司長期價值的角度來看，企業(yè)金融化會導致企業(yè)實體投資和創(chuàng)新研發(fā)投入的減少[5][6][17]，降低企業(yè)未來主營業(yè)務的資產收益率[7]，進而損害公司長期的經營能力和內在價值，因此，作為長期型機構投資者的社?；?，有動機抑制其持股公司的金融化行為，以保護自身的長期權益，實現(xiàn)基金資產長期的保值增值。委托代理問題導致的信息不對稱與不完全激勵，使得管理者實際獲取了較大的企業(yè)決策自由裁量權，并有較強的牟取私利的動機。同時，契約的不完全性使得投資者無法對所有未來情形進行事前約定，這給管理者為追逐個人利益而實施金融化策略提供了機會。一方面，企業(yè)金融化符合以薪酬為主的高管激勵機制。得益于制度優(yōu)勢與經濟形勢，金融業(yè)可獲得實體產業(yè)目不可及的超額利潤，這使得企業(yè)管理者紛紛投身金融業(yè)進行短期的投機套利活動，并通過企業(yè)薪酬激勵機制實現(xiàn)自身收益的最大化。另一方面，我國企業(yè)普遍存在對投資收益的“重獎輕罰”。高管往往將投資的正向收益歸功于自身努力，而將負向收益歸結于政策不確定性、市場風險、利率變動等外部因素。增長高管薪酬的方案也比減少高管薪酬的方案更易被股東大會所認可。這在很大程度上提升了高管對于金融投資活動的熱衷程度。此外，企業(yè)金融化也可能成為終極股東掏空中小股東利益的工具。虛擬終極股東可通過幕后交易，將公司資金投資于有利于自身的金融項目以獲得高額回報，又或是投資于房地產、金融等虛擬經濟領域以牟取短期投機收益。依據“投資替代”理論，企業(yè)的資源是有限的，若企業(yè)選擇配置大量金融化資產，則企業(yè)可用于非金融資產投資的資源必將減少。這種擠出效應不僅會減少企業(yè)的創(chuàng)新研發(fā)投入，也會顯著降低企業(yè)實體投資，形成一種“金融化—獲取金融收益—加劇金融化”的惡性循環(huán)，不斷放大金融化的擠出效應，扭曲企業(yè)的投資和經營計劃，最終損害企業(yè)未來主業(yè)的發(fā)展?jié)摿7]?？梢?，社?；鹱鳛殚L期的獨立機構投資者，有動機對企業(yè)管理層出于短期逐利動機或虛擬終極股東出于隧道挖掘動機而實施的金融化行為進行抑制，以維護自身的合法權益；同時，社?；鹨灿袆訖C對可能導致擠出效應的金融化行為進行抑制，防止企業(yè)的長期主營業(yè)務因實體投資和研發(fā)投入的過度減少而遭受損害，維護自身的長期投資利益。

綜上所述，無論是宏觀層面出于穩(wěn)定市場的目的，還是在微觀層面出于維護自身長期投資利益的目的，社?；鹁袆訖C抑制其持股企業(yè)的金融化水平。由此，本文提出假設H1：

假設H1：社?；鸪止蓵种破髽I(yè)金融化。

企業(yè)金融化也并非一無是處，企業(yè)可通過持有期限短、流動性高的金融資產進行流動性儲備，以預防未來不確定性因素可能導致的現(xiàn)金流風險，實現(xiàn)平滑實體投資支出和研發(fā)創(chuàng)新支出的戰(zhàn)略目的[18][19]。在這種情形下，作為股東的社保基金與其持股企業(yè)管理層的利益是相一致的，那么社保基金就可能會促進企業(yè)出于實現(xiàn)戰(zhàn)略動機而實施的金融化行為，以追求投資收益的最大化。第一，由于交易成本的廣泛存在，相較于從外部市場獲取資金支持，企業(yè)更傾向于利用內部的現(xiàn)金或其他流動性資產作為緩沖物。事實上，企業(yè)的外部融資活動就是企業(yè)和外部投資者之間產權交易關系的締結過程。但是，由于信息不對稱、未來不確定性、投資者的有限理性、管理層機會主義行為等原因，外部投資者難以對企業(yè)的產權價值做出清晰的估計。此時，外部投資者對企業(yè)產權價值的估價往往會低于管理層給定信息下的價值，以留下足夠的安全邊際。而外部投資者對企業(yè)產權估計價值的降低，則會導致外部融資不如直接出售流動性資產般有利可圖，這使得企業(yè)管理層更偏好于將儲備并出售流動性資產作為資金獲取手段。第二，由于我國金融體系尚不完善，金融抑制、信貸歧視和監(jiān)管缺失等現(xiàn)象普遍[4]，使得我國眾多民營或中小企業(yè)所承受的融資約束較為嚴重[29]。面對未來資源供給的不確定性，企業(yè)必須依據現(xiàn)實環(huán)境不斷改變自身的行為方式和戰(zhàn)略決策，提高資源獲取的可靠性和持久性，以降低對外部環(huán)境的依賴程度。對于民營或中小企業(yè)而言，由于銀行信貸歧視、抵押物不足和信息劣勢等因素，它們往往面臨較重的預算硬約束，需要依靠內源性資金的支持，以滿足自身生產經營或研發(fā)創(chuàng)新的資金需求。出于減少對外部融資的依賴、規(guī)避現(xiàn)金流不確定性或緩解未來融資約束的戰(zhàn)略動機，企業(yè)就會選擇持有變現(xiàn)能力強且流動性好的金融資產來進行預防性儲備，提高企業(yè)未來資金獲取的可靠性和持久性[7]。第三，企業(yè)可能是出于套期保值的交易性動機而持有金融產品或衍生品。有效的套期保值活動可以降低企業(yè)的財務困境成本，使企業(yè)更容易簽訂具備較低融資成本和較少投資支出限制的融資合同，以促進企業(yè)投資能力的提升。第四，創(chuàng)新研發(fā)是企業(yè)發(fā)展的重要動力，但由于研發(fā)投入大、周期長、成果不確定性高等問題的存在，使得企業(yè)往往只能依靠于內源性資金開展創(chuàng)新研發(fā)活動。與此同時，創(chuàng)新研發(fā)活動的調整成本普遍較高[30]，如果企業(yè)受到難以事先預料的外部沖擊影響，那么創(chuàng)新研發(fā)活動就可能由于流動性危機而被迫停止，企業(yè)必須在投入更多的資金延續(xù)創(chuàng)新研發(fā)項目和放棄已投入的累積研發(fā)費用之間作出抉擇。此時，企業(yè)可通過配置調整成本低、流動性好的短期金融資產，平衡總體的調整成本，從而實現(xiàn)降低研發(fā)投入波動性、提高創(chuàng)新研發(fā)活動可持續(xù)性和促進企業(yè)未來研發(fā)創(chuàng)新的目的?？梢?，企業(yè)管理層可以通過配置金融資產達到降低交易成本、緩解融資約束、實現(xiàn)套期保值或者平滑創(chuàng)新研發(fā)投入等戰(zhàn)略目的，為企業(yè)發(fā)展帶來一定的積極促進作用。在這種情形下，企業(yè)金融化行為將有利于社?；鹜顿Y收益的最大化。由此，本文提出假設H2：

假設H2：社保基金持股會促進企業(yè)金融化。

四、研究設計

(一)研究樣本與數據來源

本文的研究樣本為2009—2019年中國滬深A股上市公司。為提高研究樣本數據的有效性，本文還進行了以下處理：(1)剔除金融業(yè)和房地產業(yè)的公司；(2)剔除ST和*ST公司；(3)剔除變量缺失樣本；(4)對變量進行1%和99%分位數縮尾處理。最終，本文共得到21231個有效的公司—年度觀測值。本文數據主要來源于CSMAR和同花順數據庫。

(二)變量定義與衡量

1.企業(yè)金融化(FINA)。借鑒Demir(2009)[6]、宋軍和陸旸(2015)[12]、胡奕明等(2017)[19]、杜勇等(2017)[7]等研究對企業(yè)金融化的度量和計算方式，本文采用交易性金融資產、衍生金融資產、發(fā)放貸款及墊款凈額、可供出售金融資產凈額、持有至到期投資凈額和投資性房地產凈額之和除以企業(yè)總資產規(guī)模來度量企業(yè)金融化水平。

2.社?；鸪止?SSF_rate)。借鑒楊海燕等(2012)[24]、靳慶魯等(2016)[26]、李春濤等(2018)[2]等研究的度量方式，本文用社?；鸪钟泄竟煞輸盗空脊究偣煞輸盗康谋壤齺矶攘可绫；鸪止伞?/p>

3.其他控制變量。為加強研究結論的可靠性，參考杜勇等(2017)[7]、李春濤等(2018)[2]等研究，本文納入了與公司財務特征和治理特征有關的控制變量，具體定義見表1。除此之外，本文還控制了年度效應和行業(yè)效應(1)行業(yè)類別依照證監(jiān)會發(fā)布的《上市公司行業(yè)分類指引(2012年修訂)》進行分類。。

表1 變量定義

(三)模型設定

為驗證本文假設，以考察社保基金持股對企業(yè)金融化的影響，本文構建了模型(1)。

FINA=α0+α1SSF_rate+α2CON+α3YEAR+α4IND+ε

(1)

其中，F(xiàn)INA為企業(yè)的金融化水平，SSF_rate為社保基金持股比例，CON為上述10項控制變量，YEAR為年度效應，IND為行業(yè)效應，ε為殘差項。若SSF_rate的回歸系數α1顯著為負，則說明社?；鸪止蓵种破髽I(yè)金融化，假設H1得證；而若SSF_rate的回歸系數α1顯著為正，則說明社?；鸪止蓵龠M企業(yè)金融化，假設H2得證。

五、實證檢驗與分析

(一)描述性統(tǒng)計

表2報告了主要變量的描述性統(tǒng)計結果。在樣本期間，企業(yè)金融化(FINA)均值為0.0301，說明全樣本企業(yè)平均所持有的金融資產占其總資產的比例在3%左右；社?；鸪止?SSF_rate)的均值為0.44%，而在社?；鸪止傻钠髽I(yè)樣本中，社?；鸪止杀壤木祫t為2.2%。此外，主要變量的各項描述性統(tǒng)計數值與已有文獻類似，未發(fā)現(xiàn)異常數據。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

(二)基準回歸與分析

表3報告了社?；鸪止膳c企業(yè)金融化的基準回歸結果。結果顯示，社?；鸪止?SSF_rate)的回歸系數均在1%的水平上顯著，表明社保基金持股會抑制企業(yè)金融化，假設H1得證。之所以產生上述結果，可能的原因是對社?；疬@一秉持長期投資理念的穩(wěn)健型投資者而言，其持股企業(yè)的金融化行為總體上對社?；鹗潜状笥诶摹Q而言之，其持股企業(yè)的金融化行為可能會在總體上損害社保基金的長期利益，不利于社?；鹜瓿煞€(wěn)定資本市場的使命與任務。

表3 基準回歸結果

(三)穩(wěn)健性檢驗

1.工具變量-廣義矩估計方法(IV-GMM)。借鑒溫軍和馮根福(2012)[31]、蘭秀文等(2020)[27]等做法，本文使用同年同省份除該上市公司自身外社?；鸪止傻钠骄?Pro_rate)和同年同省份同行業(yè)門類除該上市公司自身外社?；鸪止傻钠骄?ProIns_rate)作為工具變量，以緩解潛在的內生性問題。表4報告了檢驗結果，列(1)和列(3)的第一階段回歸中，兩項工具變量Pro_rate和ProIns_rate的回歸系數為正并在1%的水平上顯著。同時Anderson-Rubin Wald F檢驗顯示P值為0，Cragg-Donald Wald F檢驗結果也超過了10%的臨界值16.38，有理由認為兩項工具變量均非弱工具變量。列(2)和列(4)的第二階段回歸中，社?；鸪止?SSF_rate)的回歸系數仍在1%的水平上顯著為負。上述結果表明，在考慮內生性問題后，社?；鸪止蓪ζ髽I(yè)金融化具有抑制作用，與本文假設H1相符。

表4 工具變量法

2.固定效應和隨機效應檢驗。本文利用固定效應模型和隨機效應模型重新對模型(1)進行實證分析。表5結果顯示，在固定效應模型中，社?；鸪止?SSF_rate)的回歸系數在10%的水平上顯著；而在隨機效應模型中，社保基金持股(SSF_rate)的回歸系數在1%的水平上顯著。上述結果支持了本文假設H1。

3.傾向得分匹配樣本回歸(PSM)。為進一步控制內生性問題，借鑒羅宏和秦際棟(2019)[32]的做法，本文使用PSM為社?；鸬某止善髽I(yè)尋找相似的匹配樣本，并使用匹配后樣本重新對模型(1)進行實證分析。首先，本文設置了啞變量Treat，依據樣本區(qū)間內是否被社保基金持有過股份進行衡量，若有則取值為1，反之則為0。然后，將前文所述的10項控制變量以及年度和行業(yè)效應作為匹配因子，對Treat取值為1的樣本進行最近鄰匹配。最終，共獲得了2646家公司的共8930個樣本，其中實驗組樣本4438個，對照組樣本4492個。表5第(3)列使用傾向得分匹配后的混合樣本對模型(1)進行重新回歸，結果顯示，社?；鸪止?SSF_rate)的回歸系數在1%的水平上顯著，支持了本文假設H1。

4.更換研究樣本。為進一步解決可能存在的反向因果問題，本文剔除所有在樣本期間內社?；饛奈闯止傻钠髽I(yè)樣本，并用剩余樣本對模型(1)進行實證分析。表5第(4)列的結果顯示，社?；鸪止?SSF_rate)的回歸系數在1%的水平上顯著，支持了本文假設H1。

5.更換解釋變量的代理變量。借鑒靳慶魯等(2016)[26]和李春濤等(2018)[2]的做法，本文采用社?；鹗欠癯止?SSF_if)作為社?；鸪止傻拇碜兞?，若上市公司當年被社保基金持股則SSF_if取值為1，反之則為0。重新對模型(1)進行回歸。表5第(5)列的結果顯示，更換代理變量(SSF_if)后的回歸系數在1%的水平上顯著，支持了本文假設H1。

6.采用滯后一期的解釋變量。考慮到社?；鹪诔钟衅髽I(yè)股份后，可能不會立即發(fā)揮其監(jiān)督治理作用，而是在持股后逐步運用其股東權利。本文將社保基金持股滯后一期(L.SSF_rate)進行分析，以提高研究結論的可靠性。表5第(6)列的結果顯示，滯后一期的解釋變量(L.SSF_rate)的回歸系數在1%的水平上顯著，相關結果支持了本文假設H1。

表5 其他穩(wěn)健性檢驗

(四)異質性檢驗

1.產權性質。產權性質是我國上市公司的重要特征，不同產權性質的企業(yè)在使命、目標和治理結構等方面存在較大的差異，這些差異將顯著影響企業(yè)的經營策略與投融資策略。為檢驗社?；饘Σ煌a權性質企業(yè)的影響，本文將研究樣本劃分為國有企業(yè)和民營企業(yè)，分樣本對模型(1)進行了實證分析。表6第(1)列和第(2)列的結果顯示，兩組樣本間存有較大差異，在國有企業(yè)分組中社?；鸪止?SSF_rate)的回歸系數的絕對值更大。同時，用于組間檢驗的Suest統(tǒng)計檢驗結果在5%的水平上顯著。這說明，相較于民營企業(yè)，社保基金持股對企業(yè)金融化的抑制作用在國有企業(yè)中更為明顯?？赡艿脑蛟谟冢瑖衅髽I(yè)進行的金融化，可能更多是出于資本逐利目的[29]，不利于企業(yè)長期發(fā)展，因而，社?；鹂赡芨袆訖C抑制國有企業(yè)的金融化行為。

2.市場化水平。中國幅員遼闊，不同地區(qū)的市場成熟度、法律制度環(huán)境、行政干預力度、產品市場發(fā)展、要素市場發(fā)展等方面具有較大差異[33]。這種外部治理環(huán)境的差異可能會使不同地區(qū)的企業(yè)內部治理產生差異，進而影響機構投資者對公司監(jiān)督治理作用的發(fā)揮，因此社?；饘ζ髽I(yè)金融化的影響作用也可能會隨著企業(yè)所處的市場化環(huán)境的不同而產生差異。本文依據樊綱等編制的中國市場化指數來衡量不同地區(qū)的市場化水平，并依據中位數將總樣本區(qū)分為高低兩組，以此研究地區(qū)市場化水平異質性對社保基金持股與企業(yè)金融化之間關系的影響。表6第(3)列和第(4)列的結果顯示，社?；鸪止?SSF_rate)的回歸系數在兩組樣本間有較大差異，在高市場化水平分組中社?；鸪止傻幕貧w系數的絕對值更大。同時，用于組間檢驗的Suest統(tǒng)計檢驗結果在1%的水平上顯著。這說明，相較于處于較低市場化水平地區(qū)的企業(yè)，社?；鸪止蓪ζ髽I(yè)金融化的抑制作用在處于較高市場化水平地區(qū)的企業(yè)中更為明顯。可能的原因在于，相較于市場化水平較低的地區(qū)，市場化水平較高的地區(qū)的政府干預更少、法制化程度更高、投資者保護措施更為完善，社保基金能更充分地發(fā)揮其監(jiān)督治理作用。

3.經營收益率差異。經營收益率是衡量企業(yè)經營成果的重要指標，不同經營收益率的企業(yè)可能會采取不同的金融化行為。宋軍和陸旸(2015)[12]發(fā)現(xiàn)高業(yè)績或低業(yè)績公司的金融投資傾向更為強烈，其中高業(yè)績公司的金融化行為表現(xiàn)為富余效應，而低業(yè)績公司的金融化行為則表現(xiàn)出替代效應。為檢驗不同經營收益率情形下，社?；鸪止蓪ζ髽I(yè)金融化的影響，本文通過比較同年同省份同行業(yè)門類企業(yè)經營收益率的大小，將研究樣本三等分并選取經營收益率較高和較低的兩組企業(yè)數據，分樣本對模型(1)進行實證分析。借鑒宋軍和陸旸(2015)[12]的做法，本文對經營收益率的度量和計算方式為：經營收益率=(營業(yè)利潤-投資收益-利息收入-公允價值變動收益)/(總資產-交易性金融資產-衍生金融資產-發(fā)放貸款及墊款凈額-可供出售金融資產凈額-持有至到期投資凈額-投資性房地產凈額)。表6第(5)列和第(6)列的結果顯示，社?；鸪止?SSF_rate)的回歸系數在兩組樣本間有較大差異，在低收益率分組中社?；鸪止傻幕貧w系數的絕對值更大。同時，用于組間檢驗的Suest統(tǒng)計檢驗結果在10%的水平上顯著。這說明，社?；鸪止蓪ζ髽I(yè)金融化的抑制作用在經營收益率較低的企業(yè)中更為明顯。可能的原因在于，高經營收益率公司的經營狀況較好，經營現(xiàn)金流良好，配置金融資產對企業(yè)長期經營的負面影響小；而低經營收益率公司的經營狀況較差，經營現(xiàn)金流出現(xiàn)斷裂的可能性較大，其配置金融資產的行為更有可能是出于資本逐利動機，這會影響企業(yè)的長期經營能力。因而，社保基金也就更有動機去抑制低經營收益率企業(yè)的金融化行為。

4.現(xiàn)金持有量。研究表明，公司的現(xiàn)金持有量存在最優(yōu)水平。當公司持有現(xiàn)金的邊際成本與效益相等時，公司的現(xiàn)金持有量也就達到了最佳水平，而公司的現(xiàn)金持有量則與其金融化行為有著密切的聯(lián)系。如張曾蓮和穆林(2018)[34]發(fā)現(xiàn)實體企業(yè)的金融化水平與現(xiàn)金持有量之間存在負相關關系。為檢驗企業(yè)不同現(xiàn)金持有量情形下，社保基金對企業(yè)金融化的影響，本文通過比較同年同省份同行業(yè)門類企業(yè)的現(xiàn)金持有量大小，將研究樣本劃分為高現(xiàn)金持有和低現(xiàn)金持有兩組，分樣本對模型(1)進行實證分析。本文對于現(xiàn)金持有量的定義為“現(xiàn)金持有量=貨幣資金/總資產”。表6第(7)列和第(8)列的結果顯示，社保基金持股(SSF_rate)的回歸系數在兩組樣本間有較大差異，在低現(xiàn)金持有分組中社保基金持股的回歸系數的絕對值更大。同時，用于組間檢驗的Suest統(tǒng)計檢驗結果在1%的水平上顯著。這說明，相較于持有較多貨幣現(xiàn)金的企業(yè)，社?；鸪止蓪ζ髽I(yè)金融化的抑制作用在持有較少貨幣現(xiàn)金的企業(yè)中更為明顯。可能的原因在于，低現(xiàn)金持有的公司進行金融化的風險更大，若發(fā)生市場波動等意外事件使公司金融資產價值大幅下跌，就可能導致公司現(xiàn)金流發(fā)生斷裂，這將增大公司長期經營的風險性。因此，社?；鸶袆訖C去抑制現(xiàn)金持有量較低的企業(yè)的金融化行為。

表6 異質性檢驗

(五)中介機制檢驗

1.實體資產投資。“投資替代”理論認為，企業(yè)金融化是一種企業(yè)用金融資產替代實體資產的行為。Orhangazi(2008)[5]、Demir(2009)[6]、張成思和張步曇(2016)[17]等研究均提供了支持該理論的經驗證據。由此，本文將試圖研究社?；鸪止赡芊裢ㄟ^提高企業(yè)的實體資產投資率，以降低企業(yè)金融化水平。借鑒杜勇等(2017)[7]的做法，本文使用“(固定資產+在建工程+工程物資)/總資產”來衡量企業(yè)實體資產，并將企業(yè)本年度的實體資產投資與上年度的差值作為企業(yè)實體資產投資的代理變量D_cap。為檢驗實體資產投資的中介效應，本文構建了如下模型：

FINA=β0+β1SSF_rate+β2CON+β3YEAR+β4IND+ε

(2)

D_cap=γ0+γ1SSF_rate+γ2CON+γ3YEAR+γ4IND+ε

(3)

FINA=μ0+μ1SSF_rate+μ2D_cap+μ3CON+μ4YEAR+μ5IND+ε

(4)

除變量D_cap外，模型(2)至模型(4)中的其他變量與模型(1)中所定義的一致。表7列(1)、列(2)和列(3)報告了實體資產投資的中介效應檢驗結果。結果顯示，SSF_rate的回歸系數均在1%水平上顯著(且|β1|>|μ1|)，列(3)中D_cap的回歸系數也在1%水平上顯著，同時Sobel檢驗在5%水平上顯著，這表明實體資產投資在社?；鸪止膳c企業(yè)金融化之間的關系中發(fā)揮了中介效應。

2.分析師跟蹤。分析師是我國證券市場重要的治理力量。研究表明，分析師跟蹤會降低企業(yè)的金融化水平。由此，本文將試圖研究社?；鹉芊裢ㄟ^增加持股企業(yè)受分析師跟蹤和關注的程度，進而降低企業(yè)的金融化水平。借鑒李春濤等(2018)[2]，本文將跟蹤持股企業(yè)的券商數目加1的自然對數作為分析師跟蹤的代理變量Analyst。實證模型與模型(2)至模型(4)高度相似，此處不再贅述。表7列(4)、列(5)和列(6)報告了分析師跟蹤的中介效應檢驗結果。結果顯示，SSF_rate的回歸系數均在1%水平上顯著(且|β1|>|μ1|)，列(6)中Analyst的回歸系數也在1%水平上顯著，同時Sobel檢驗在1%水平上顯著，這表明分析師跟蹤在社保基金持股與企業(yè)金融化之間的關系中發(fā)揮了中介效應。

表7 中介機制檢驗

六、結論與啟示

社保基金是中國資本市場中重要的機構投資者，它承擔著保證基金資產保值增值和穩(wěn)定資本市場的重要使命。本文以2009至2019年的A股上市公司為研究樣本，實證檢驗了社?；鸪止膳c企業(yè)金融化之間的關系。研究結果表明，社?；鸪止蓵种破髽I(yè)金融化。進一步研究發(fā)現(xiàn)，在異質性因素方面，社?；鸪止蓪ζ髽I(yè)金融化的抑制作用在國有企業(yè)、市場化水平較高的地區(qū)、經營收益率較低的企業(yè)以及現(xiàn)金持有量較低的企業(yè)中更為明顯；在中介機制方面，社?；鸪止煽赏ㄟ^提高企業(yè)實體資產投資水平或增加分析師跟蹤，降低企業(yè)金融化水平。

本文研究將有助于深入理解社?；饘τ谏鲜泄镜谋O(jiān)督與治理作用。值得指出的是，本文研究在已有文獻的基礎上進一步揭示了社?；饏^(qū)別于其他機構投資者對持股企業(yè)金融化的影響，這將有助于增進對社?；饏^(qū)別于其他機構投資者的異質性特征的認識。在政策建議方面，本文認為應逐步擴大社保基金入市規(guī)模，適當放寬社?；鹜顿Y運營的限制，充分釋放社?；鹪诜€(wěn)定資本市場與促進上市公司治理方面的潛力。事實上，對比于2009年發(fā)布的《境內證券市場轉持部分國有股充實全國社會保障基金實施辦法》，在2019年發(fā)布的《關于全面推開劃轉部分國有資本充實社?；鸸ぷ鞯耐ㄖ分校绫；鹚碛械墓蓶|權利已得到了較大程度的補充，這不僅有利于促進劃轉國有股所屬國有企業(yè)的治理水平提升，也有助于社?；鸪掷m(xù)發(fā)揮穩(wěn)定資本市場的重要功能。