徐建斌 李睿驍 彭瑞娟

內(nèi)容提要：本文選取2007-2020 年我國(guó)A 股上市公司的樣本數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)政府補(bǔ)貼對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化的影響效應(yīng)及其作用機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)：（1）總體而言，政府補(bǔ)貼通過緩解融資約束和促進(jìn)實(shí)業(yè)投資削弱了預(yù)防性儲(chǔ)備動(dòng)機(jī)和逐利性動(dòng)機(jī)，進(jìn)而抑制實(shí)體企業(yè)金融化；（2）隨著補(bǔ)貼規(guī)模的擴(kuò)大，政府補(bǔ)貼對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化的影響表現(xiàn)為助推效應(yīng)；（3）相較于短期金融資產(chǎn)，政府補(bǔ)貼對(duì)長(zhǎng)期金融資產(chǎn)配置的抑制效應(yīng)更顯著；（4）政府補(bǔ)貼能夠通過抑制實(shí)體企業(yè)金融化來助力企業(yè)主業(yè)業(yè)績(jī)和企業(yè)價(jià)值的提升。本文豐富了實(shí)體企業(yè)金融化影響因素及政府補(bǔ)貼經(jīng)濟(jì)后果的相關(guān)研究，為優(yōu)化補(bǔ)貼策略、助力實(shí)體經(jīng)濟(jì)脫虛向?qū)嵦峁┝私?jīng)驗(yàn)證據(jù)及政策啟示。

一、引言與文獻(xiàn)綜述

經(jīng)濟(jì)“脫實(shí)向虛”是我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中的重大現(xiàn)實(shí)問題之一。2018 年10 月，習(xí)近平總書記在廣東考察時(shí)指出：“實(shí)體經(jīng)濟(jì)是一國(guó)經(jīng)濟(jì)的立身之本、財(cái)富之源。經(jīng)濟(jì)發(fā)展任何時(shí)候都不能脫實(shí)向虛”。近年來，作為經(jīng)濟(jì)“脫實(shí)向虛”在微觀層面的重要體現(xiàn)，實(shí)體企業(yè)金融化現(xiàn)象突出。大量實(shí)體企業(yè)通過多種形式參與金融投資，盡管有利于金融業(yè)和實(shí)體經(jīng)濟(jì)間的互動(dòng)，但也容易助長(zhǎng)資金“脫實(shí)向虛”，甚至加劇風(fēng)險(xiǎn)在實(shí)業(yè)和金融業(yè)間交叉?zhèn)鬟f（張成思、鄭寧，2019）。因此，如何抑制實(shí)體企業(yè)金融化，進(jìn)而壯大實(shí)體經(jīng)濟(jì)，對(duì)于實(shí)現(xiàn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展和全面建設(shè)社會(huì)主義現(xiàn)代化國(guó)家具有重要現(xiàn)實(shí)意義。

學(xué)者們對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化的影響因素展開了深入研究。一方面，產(chǎn)業(yè)政策（郭飛等，2022；Cao等，2022）、稅收政策（黃賢環(huán)、楊鈺潔，2022；于連超等，2022）、金融監(jiān)管（Karwowski，2019；Vielma 等，2019）、經(jīng)濟(jì)政策不確定性（彭俞超等，2018；劉貫春等，2020）等外部因素會(huì)對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化產(chǎn)生顯著影響。另一方面，高管特征（杜勇等，2019；戴澤偉、潘松劍，2019）、股權(quán)結(jié)構(gòu)（孫澤宇、齊保壘，2022）、企業(yè)社會(huì)責(zé)任（顧雷雷等，2020）等則是實(shí)體企業(yè)金融化的內(nèi)部影響因素。然而，已有文獻(xiàn)較少考察政府補(bǔ)貼對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化的影響，這為本文的研究提供了契機(jī)。雖然少數(shù)研究關(guān)注到政府補(bǔ)貼在抑制實(shí)體企業(yè)金融化方面的積極作用（陳冉等，2020；汪洋、劉瀟，2021），但未能就政府補(bǔ)貼如何影響實(shí)體企業(yè)金融化展開深入探討和機(jī)制驗(yàn)證。因此，關(guān)于政府補(bǔ)貼對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化影響效應(yīng)及其作用機(jī)制的研究尚需進(jìn)一步豐富和發(fā)展。

與本文相關(guān)的另一支文獻(xiàn)是關(guān)于政府補(bǔ)貼的微觀經(jīng)濟(jì)后果，主要集中于政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新（Carboni，2011；郭玥，2018）、全要素生產(chǎn)率（任曙明、呂鐲，2014；Harris and Moffat，2020）、出口表現(xiàn)（Helmers and Trofimenko，2013；余娟娟、余東升，2018）、投資效率（魏志華等，2015；李剛等，2017）等方面的影響。然而，已有文獻(xiàn)缺乏對(duì)企業(yè)金融化影響的分析，且對(duì)政府補(bǔ)貼是否有效的結(jié)論莫衷一是。一方面，政府補(bǔ)貼作為重要的公共政策工具，能夠顯著降低企業(yè)的成本和風(fēng)險(xiǎn)，助力企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。另一方面，企業(yè)獲取政府補(bǔ)貼有時(shí)須付出一定尋租成本，從而對(duì)企業(yè)的生產(chǎn)性支出產(chǎn)生擠出效應(yīng)，不利于企業(yè)績(jī)效的增長(zhǎng)（余明桂等，2010）。并且，企業(yè)可能利用信息優(yōu)勢(shì)騙取補(bǔ)貼，進(jìn)一步導(dǎo)致了政府補(bǔ)貼的低效率（安同良等，2009；楊國(guó)超等，2017）。

有鑒于此，本文選取2007-2020 年我國(guó)上市公司的微觀數(shù)據(jù)，考察政府補(bǔ)貼對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化的影響效應(yīng)及其作用機(jī)制。區(qū)別于已有研究，本文可能的邊際貢獻(xiàn)體現(xiàn)在以下方面：（1）直接考察政府補(bǔ)貼對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化影響效應(yīng)的文獻(xiàn)較少，本文證實(shí)了政府補(bǔ)貼對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化的影響主要表現(xiàn)為抑制效應(yīng)，但在補(bǔ)貼規(guī)模較大時(shí)表現(xiàn)為助推效應(yīng)，是對(duì)現(xiàn)有研究的有益補(bǔ)充；（2）本文深入分析了政府補(bǔ)貼影響實(shí)體企業(yè)金融化的傳遞路徑，發(fā)現(xiàn)政府補(bǔ)貼主要通過緩解融資約束和促進(jìn)實(shí)業(yè)投資的方式抑制實(shí)體企業(yè)金融化，從而揭示了政府補(bǔ)貼抑制實(shí)體企業(yè)金融化的微觀機(jī)制；（3）針對(duì)現(xiàn)有研究關(guān)于政府補(bǔ)貼有效性的爭(zhēng)論，本文從實(shí)體企業(yè)金融化的視角檢驗(yàn)政府補(bǔ)貼的有效性，有助于豐富和拓展政府補(bǔ)貼微觀經(jīng)濟(jì)后果的相關(guān)文獻(xiàn)。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）實(shí)體企業(yè)金融化的內(nèi)涵及動(dòng)機(jī)

實(shí)體企業(yè)金融化可以從行為和結(jié)果兩個(gè)方面進(jìn)行界定。從行為角度看，實(shí)體企業(yè)金融化是指實(shí)體企業(yè)將過多的資本投向金融、房地產(chǎn)等非生產(chǎn)性領(lǐng)域（杜勇等，2019）。從結(jié)果角度看，實(shí)體企業(yè)金融化就是實(shí)體企業(yè)利潤(rùn)更多源于非生產(chǎn)性的活動(dòng)和資本運(yùn)作，追求單純的資本增值而非營(yíng)業(yè)利潤(rùn)（蔡明榮、任世池，2014）。在此基礎(chǔ)上，已有文獻(xiàn)把實(shí)體企業(yè)金融化的動(dòng)機(jī)歸因于預(yù)防性儲(chǔ)備動(dòng)機(jī)和逐利性動(dòng)機(jī)。

首先，解釋實(shí)體企業(yè)金融化預(yù)防性儲(chǔ)備動(dòng)機(jī)的主要理論是“蓄水池”理論，認(rèn)為實(shí)體企業(yè)提高金融資產(chǎn)的配置比例是為了應(yīng)對(duì)未來可能出現(xiàn)的財(cái)務(wù)困境（Stulz，1996；胡奕明等，2017）。當(dāng)遇到較大的償債壓力時(shí)，實(shí)體企業(yè)能夠通過出售金融資產(chǎn)獲取更多的流動(dòng)性，從而緩解資金壓力。而且，當(dāng)實(shí)體企業(yè)面臨的融資約束較強(qiáng)時(shí)，其未來出現(xiàn)財(cái)務(wù)困境的可能性較高，從而表現(xiàn)為較強(qiáng)的預(yù)防性儲(chǔ)備動(dòng)機(jī)。

其次，解釋實(shí)體企業(yè)金融化逐利性動(dòng)機(jī)的主要理論是“投資替代”理論，認(rèn)為實(shí)體企業(yè)需要在資源約束下進(jìn)行投資決策，金融投資和實(shí)業(yè)投資存在相互替代的關(guān)系（Davis，2017）。具體而言，當(dāng)金融資產(chǎn)收益率較高時(shí)，實(shí)體企業(yè)傾向于將有限的資源用來配置金融資產(chǎn)以實(shí)現(xiàn)利潤(rùn)最大化（Orhangazi，2008；Demir，2009）。在我國(guó)，金融業(yè)和房地產(chǎn)業(yè)的收益率較其他行業(yè)更高，實(shí)體企業(yè)投資于這兩個(gè)行業(yè)能夠獲取超額收益，從而實(shí)現(xiàn)較高的短期業(yè)績(jī)（王紅建等，2016）。此時(shí)，實(shí)體企業(yè)配置較高水平的金融資產(chǎn)會(huì)對(duì)實(shí)業(yè)投資產(chǎn)生擠出效應(yīng)。

基于以上分析，實(shí)體企業(yè)金融化的預(yù)防性儲(chǔ)備動(dòng)機(jī)和逐利性動(dòng)機(jī)源于企業(yè)融資約束與利潤(rùn)最大化動(dòng)機(jī)。因此，本文將從融資約束和實(shí)業(yè)投資兩個(gè)視角討論政府補(bǔ)貼對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化的影響機(jī)制。

（二）政府補(bǔ)貼、融資約束與實(shí)體企業(yè)金融化

首先，政府補(bǔ)貼具有收入效應(yīng)，能夠?yàn)閷?shí)體企業(yè)帶來資金流入，進(jìn)而緩解實(shí)體企業(yè)的融資約束，削弱實(shí)體企業(yè)金融化的預(yù)防性儲(chǔ)備動(dòng)機(jī)。一方面，政府補(bǔ)貼作為一種資金投入行為，能夠直接為實(shí)體企業(yè)帶來現(xiàn)金流。并且，政府補(bǔ)貼具有無償性的特征，可以視為政府提供的“免費(fèi)午餐”（魏志華等，2015）。當(dāng)實(shí)體企業(yè)面臨較大的資金壓力時(shí)，政府補(bǔ)貼能夠彌補(bǔ)其資金缺口，進(jìn)而緩解融資約束。另一方面，政府補(bǔ)貼具有信號(hào)傳遞效應(yīng)，能夠緩解實(shí)體企業(yè)與外部投資者之間的信息不對(duì)稱，向外部投資者發(fā)出利好信號(hào)，進(jìn)而吸引外部資金流入，幫助實(shí)體企業(yè)緩解融資約束（Feldman and Kelley，2006；Kleer，2010；郭玥，2018）。因此，政府補(bǔ)貼能夠通過直接現(xiàn)金流增加和間接的外部資金流入緩解實(shí)體企業(yè)的融資約束，進(jìn)而削弱實(shí)體企業(yè)持有金融資產(chǎn)的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，抑制實(shí)體企業(yè)金融化。

然而，當(dāng)實(shí)體企業(yè)的逐利性動(dòng)機(jī)更強(qiáng)時(shí)，政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)融資約束的緩解極有可能成為其配置金融資產(chǎn)的資金來源（顧雷雷等，2020）。此時(shí)，政府補(bǔ)貼對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化具有助推效應(yīng)。具體而言，當(dāng)金融資產(chǎn)收益率高于實(shí)業(yè)投資收益率時(shí)，實(shí)體企業(yè)可能會(huì)將更多的補(bǔ)貼資金用于配置金融資產(chǎn)，而非實(shí)業(yè)投資。換而言之，實(shí)體企業(yè)擴(kuò)大金融資產(chǎn)配置比例的目的并非滿足預(yù)防性儲(chǔ)蓄需求，而是為了實(shí)現(xiàn)金融套利。因此，政府補(bǔ)貼也有可能成為實(shí)體企業(yè)金融化的溫床，雖然緩解了實(shí)體企業(yè)的融資約束，但促使實(shí)體企業(yè)提高金融資產(chǎn)的配置比率，扮演了“投資中介”的角色（汪洋、劉瀟，2020）。可見，政府補(bǔ)貼可能通過緩解融資約束來強(qiáng)化實(shí)體企業(yè)持有金融資產(chǎn)的逐利性動(dòng)機(jī)，進(jìn)而助推實(shí)體企業(yè)金融化。

（三）政府補(bǔ)貼、實(shí)業(yè)投資與實(shí)體企業(yè)金融化

本文將實(shí)業(yè)投資區(qū)分為固定資產(chǎn)投資和研發(fā)投資，以厘清政府補(bǔ)貼、實(shí)業(yè)投資和實(shí)體企業(yè)金融化之間的關(guān)系。

首先，政府補(bǔ)貼能夠推動(dòng)實(shí)體企業(yè)擴(kuò)大實(shí)業(yè)投資，進(jìn)而擠出金融資產(chǎn)投資，削弱實(shí)體企業(yè)金融化的逐利性動(dòng)機(jī)。一方面，在政治錦標(biāo)賽和財(cái)政分權(quán)的制度背景下，地方政府為了追求較高水平的GDP 和財(cái)政收入，具有干預(yù)轄區(qū)內(nèi)實(shí)體企業(yè)投資表現(xiàn)的強(qiáng)烈動(dòng)機(jī)（王文甫等，2014）。地方官員能夠利用手中的自由裁量權(quán)，向轄區(qū)內(nèi)實(shí)體企業(yè)提供政府補(bǔ)貼，從而降低其投資風(fēng)險(xiǎn)，激勵(lì)企業(yè)擴(kuò)大固定資產(chǎn)投資（陳東、邢霂，2019）。已有研究表明，實(shí)體企業(yè)金融化的一個(gè)重要原因是固定資產(chǎn)投資的風(fēng)險(xiǎn)過高（張成思、鄭寧，2019）。因此，政府補(bǔ)貼能夠通過擴(kuò)大固定資產(chǎn)投資的方式抑制實(shí)體企業(yè)金融化。另一方面，為了彌補(bǔ)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新過程中存在的外部性問題，政府還會(huì)向?qū)嶓w企業(yè)提供大量的創(chuàng)新補(bǔ)貼，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)擴(kuò)大研發(fā)投資。作為政府補(bǔ)貼的重要組成部分，創(chuàng)新補(bǔ)貼不僅能夠直接降低實(shí)體企業(yè)的研發(fā)成本，還能推動(dòng)社會(huì)資本跟進(jìn)，進(jìn)一步滿足了研發(fā)投資的資金需求（郭玥，2018）。可見，政府補(bǔ)貼對(duì)實(shí)體企業(yè)固定資產(chǎn)投資和研發(fā)投資均存在促進(jìn)作用，從而擠出了金融資產(chǎn)投資，削弱了實(shí)體企業(yè)持有金融資產(chǎn)的逐利性動(dòng)機(jī)，抑制了實(shí)體企業(yè)金融化。

但是，由于尋租活動(dòng)和信息不對(duì)稱問題的存在，政府補(bǔ)貼也往往表現(xiàn)為低效率。第一，實(shí)體企業(yè)為獲取政府補(bǔ)貼可能需要與政府建立親密的政治關(guān)聯(lián)，導(dǎo)致其將有限的資源過度投向非生產(chǎn)性領(lǐng)域，從而抑制了實(shí)業(yè)投資（余明桂等，2010；盧現(xiàn)祥、尹玉婷，2018）。當(dāng)金融資產(chǎn)收益率更高時(shí)，實(shí)體企業(yè)仍然會(huì)選擇提高金融資產(chǎn)配置比率。此時(shí)，政府補(bǔ)貼對(duì)實(shí)體企業(yè)逐利性動(dòng)機(jī)的影響較小。第二，實(shí)體企業(yè)可能利用信息優(yōu)勢(shì)向政府釋放虛假信號(hào)，進(jìn)而騙取政府補(bǔ)貼。此時(shí)，政府補(bǔ)貼存在道德風(fēng)險(xiǎn)和逆向選擇的問題（安同良等，2009）。已有研究指出，實(shí)體企業(yè)傾向于通過虛增研發(fā)費(fèi)用的方式進(jìn)行研發(fā)操縱以獲取更多補(bǔ)貼，但這不利于研發(fā)投資水平的增長(zhǎng)（楊國(guó)超等，2017）。因此，政府補(bǔ)貼對(duì)實(shí)業(yè)投資的激勵(lì)效應(yīng)可能與預(yù)期不同。同時(shí)，難以抑制金融資產(chǎn)投資，甚至在金融投資收益率較高時(shí)助推實(shí)體企業(yè)金融化。

綜上所述，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)1a：政府補(bǔ)貼具有抑制效應(yīng)，對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化存在顯著的負(fù)向影響。

假設(shè)1b：政府補(bǔ)貼具有助推效應(yīng)，對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化存在顯著的正向影響。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源

本文選取我國(guó)A 股上市公司作為初始樣本，企業(yè)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)及公司治理相關(guān)數(shù)據(jù)均源于CSMAR數(shù)據(jù)庫和Wind 數(shù)據(jù)庫，樣本區(qū)間為2007-2020 年。在獲取樣本數(shù)據(jù)后，我們對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行以下處理：（1）剔除金融業(yè)和房地產(chǎn)業(yè)的樣本；（2）剔除ST 和*ST 類的樣本；（3）剔除政府補(bǔ)貼小于0 的樣本；（4）剔除數(shù)據(jù)缺失的樣本；（5）對(duì)連續(xù)變量進(jìn)行上下1%的縮尾處理，以消除異常值和極端值的影響，最終得到包含24250 個(gè)觀測(cè)值的非平衡面板數(shù)據(jù)。

（二）變量定義

1.實(shí)體企業(yè)金融化。借鑒已有研究，本文分別從金融資產(chǎn)的配置比例和金融渠道的獲利比例度量實(shí)體企業(yè)金融化?；谫Y產(chǎn)負(fù)債表，本文以實(shí)體企業(yè)持有的金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比例度量企業(yè)金融化。其中，實(shí)體企業(yè)持有的金融資產(chǎn)包含交易性金融資產(chǎn)、衍生金融資產(chǎn)、發(fā)放貸款及墊款、可供出售金融資產(chǎn)、持有至到期投資和投資性房地產(chǎn)（王紅建等，2017；杜勇等，2019；陳文川等，2022）?；诶麧?rùn)表，本文以實(shí)體企業(yè)從金融渠道獲取的收益占營(yíng)業(yè)利潤(rùn)的比例度量企業(yè)金融化。其中，實(shí)體企業(yè)從金融渠道獲取的收益包含投資收益、公允價(jià)值變動(dòng)損益和其他綜合收益（劉貫春等，2020）。

2.政府補(bǔ)貼。借鑒郭玥（2018）的做法，本文以實(shí)體企業(yè)獲取的政府補(bǔ)貼總額占企業(yè)總資產(chǎn)的比例度量政府補(bǔ)貼。

3.控制變量。借鑒黃賢環(huán)和楊鈺潔（2022）、汪洋和劉瀟（2021）的研究，本文選取的控制變量包括企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、資產(chǎn)收益率、企業(yè)成長(zhǎng)性、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、股權(quán)集中度、董事會(huì)規(guī)模和獨(dú)立董事占比。各變量的符號(hào)和度量方式如表1 所示。

表1 變量定義表

（三）模型設(shè)定

為了檢驗(yàn)理論分析中提出的研究假設(shè)，本文借鑒陳春華等（2021）的做法，設(shè)定以下基準(zhǔn)回歸模型：

其中，i 表示企業(yè)個(gè)體，t 表示時(shí)間。Finit為被解釋變量，表示實(shí)體企業(yè)i 在t 時(shí)期的金融化程度。Subit為解釋變量，表示實(shí)體企業(yè)i 在t 時(shí)期獲取的政府補(bǔ)貼。Controlit為控制變量的集合，∑Year、∑Ind 和∑Pro 分別表示時(shí)間、行業(yè)和省份層面的固定效應(yīng)，εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。本文重點(diǎn)關(guān)注Subit的系數(shù)α1，若α1顯著為負(fù)，則支持假設(shè)1a，若α1顯著為正，則支持假設(shè)1b。

四、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表2 列示了本文主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。其中，F(xiàn)in1 的平均值和中位數(shù)分別為0.031 和0.005，F(xiàn)in2 的平均值和中位數(shù)分別為0.1774 和0.0254，表明樣本中金融化程度較高的實(shí)體企業(yè)所占比重較大，樣本偏右。Sub 的平均值和中位數(shù)分別為0.0056 和0.0035，最大值和最小值分別為0.0456 和0，表明企業(yè)獲取的政府補(bǔ)貼存在較大差異。其他控制變量的平均值和中位數(shù)較為接近，未出現(xiàn)異常分布，與已有文獻(xiàn)基本一致。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

續(xù)表

（二）基準(zhǔn)回歸分析

表3 報(bào)告了基準(zhǔn)回歸分析的估計(jì)結(jié)果。結(jié)果顯示，在未加入控制變量的情形下，列（1）和列（2）中的Sub 系數(shù)分別為-0.3413 和-5.8784，在1%的水平上顯著為負(fù)。在加入控制變量后，列（3）和列（4）中的Sub 系數(shù)分別為-0.3837 和-5.6327，仍然在1%的水平上顯著為負(fù)。上述結(jié)果表明，政府補(bǔ)貼對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化存在顯著的抑制效應(yīng)。政府補(bǔ)貼規(guī)模越大，實(shí)體企業(yè)金融化的程度越低，本文的假設(shè)1a 得以驗(yàn)證。

表3 基準(zhǔn)回歸分析

續(xù)表

（三）內(nèi)生性問題

本文采取以下三種方法緩解基準(zhǔn)回歸模型中可能存在的內(nèi)生性問題。

1.工具變量法

借鑒郭玥（2018）的做法，本文選取除本企業(yè)外同行業(yè)其他實(shí)體企業(yè)獲取的政府補(bǔ)貼均值作為工具變量。一方面，本企業(yè)獲取的政府補(bǔ)貼與同行業(yè)其他實(shí)體企業(yè)獲取的政府補(bǔ)貼均值是相關(guān)的，即同行業(yè)其他實(shí)體企業(yè)獲取的政府補(bǔ)貼會(huì)對(duì)本企業(yè)獲取的財(cái)政補(bǔ)貼產(chǎn)生影響；另一方面，同行業(yè)其他實(shí)體企業(yè)獲取的政府補(bǔ)貼均值不會(huì)對(duì)本企業(yè)金融化程度產(chǎn)生影響，因此該工具變量也滿足外生性的要求。由表4 中的列（1）和列（2）可知，Kleibergen-Paap rk Wald F 統(tǒng)計(jì)量均超過16.39 的臨界值，表明在10%的水平上拒絕弱工具變量的原假設(shè)。并且，Sub 系數(shù)分別為-1.0974 和-6.5414，在1%的水平上顯著為負(fù)，表明假設(shè)1a 仍然成立。

表4 內(nèi)生性問題

2.Heckman 兩步法

為了克服因樣本中政府補(bǔ)貼缺失值引起的樣本選擇偏誤，本文采用Heckman 兩步法緩解內(nèi)生性問題。第一階段采用Probit 模型估計(jì)實(shí)體企業(yè)獲取政府補(bǔ)貼的概率，并計(jì)算逆米爾斯比率。第二階段將逆米爾斯比率加入基準(zhǔn)回歸模型中，進(jìn)行OLS 回歸。表4 中的列（3）和列（4）報(bào)告了第二階段的估計(jì)結(jié)果，逆米爾斯比率分別在10%和1%的水平上顯著，表明基準(zhǔn)回歸模型確實(shí)存在樣本自選擇問題。在糾正了樣本選擇偏誤后，Sub 的系數(shù)分別為-0.0577 和-1.7208，且在1%的水平上顯著為負(fù)，表明假設(shè)1a 仍然成立。

3.滯后變量

為了緩解實(shí)體企業(yè)金融化可能反向影響政府補(bǔ)貼的情形，本文將政府補(bǔ)貼滯后一期進(jìn)行基準(zhǔn)回歸。由表4 中的列（5）和列（6）可知，L.Sub 的系數(shù)分別為-0.3439 和-4.1673，且在1%的水平上顯著為負(fù)，表明假設(shè)1a 仍然成立。

（四）其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步增強(qiáng)基準(zhǔn)回歸結(jié)果的可靠性，本文進(jìn)行如下的穩(wěn)健性檢驗(yàn)：（1）替換解釋變量。借鑒陳東和邢霂（2019）的做法，以實(shí)體企業(yè)獲取的政府補(bǔ)貼總額占營(yíng)業(yè)收入的比例重新度量政府補(bǔ)貼，對(duì)基準(zhǔn)回歸模型進(jìn)行再次估計(jì)；（2）調(diào)整樣本范圍?？紤]到北京、上海、天津、重慶屬于直轄市，相較于其他城市具有區(qū)位優(yōu)勢(shì)和經(jīng)濟(jì)、政治文化優(yōu)勢(shì)，可能會(huì)對(duì)政府補(bǔ)貼與實(shí)體企業(yè)金融化之間的關(guān)系產(chǎn)生影響。因此，本文將處于直轄市的樣本企業(yè)剔除，對(duì)基準(zhǔn)回歸模型進(jìn)行再次估計(jì)；（3）控制交互固定效應(yīng)。為了緩解行業(yè)層面和省份層面逐年變化的政策沖擊對(duì)實(shí)體企業(yè)是否購置金融資產(chǎn)的影響，本文將行業(yè)與年份、省份與年份的交互固定效應(yīng)加入基準(zhǔn)回歸模型中，進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。表5 匯報(bào)了其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)的估計(jì)結(jié)果，Sub 的系數(shù)均顯著為負(fù)，表明本文的結(jié)論是穩(wěn)健的。

表5 其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)

五、機(jī)制檢驗(yàn)

基準(zhǔn)回歸分析的結(jié)論表明，政府補(bǔ)貼對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化具有顯著的抑制效應(yīng)。那么，這種抑制效應(yīng)的影響機(jī)制是怎樣的？根據(jù)理論分析，本文將從緩解融資約束和促進(jìn)實(shí)業(yè)投資兩個(gè)方面進(jìn)行機(jī)制檢驗(yàn)。

（一）融資約束機(jī)制檢驗(yàn)

政府補(bǔ)貼能夠通過直接注入現(xiàn)金流和間接引致外部資金流入緩解實(shí)體企業(yè)的融資約束，進(jìn)而削弱實(shí)體企業(yè)持有金融資產(chǎn)的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，抑制實(shí)體企業(yè)金融化。為了檢驗(yàn)這一機(jī)制是否成立，本文借鑒余明桂和王空（2022）的思路，構(gòu)建以下調(diào)節(jié)效應(yīng)模型，考察政府補(bǔ)貼是否通過緩解融資約束抑制實(shí)體企業(yè)金融化①為了使加入交乘項(xiàng)后模型（1）和模型（2）中Sub 的系數(shù)具有可比性，本文根據(jù)Balli and S?rensen（2013）的建議，在模型（2）中對(duì)Sub 和SA 進(jìn)行中心化處理。。

模型（2）中的SA 表示實(shí)體企業(yè)的融資約束，本文采用SA 指數(shù)的絕對(duì)值度量②SA=0.737Size+0.043Size2-0.04Age。。SA 指數(shù)的絕對(duì)值越大，表明實(shí)體企業(yè)面臨的融資約束越強(qiáng)。由表6 可知，列（1）中Sub 的系數(shù)為-1.8417，且在1%的水平上顯著為負(fù)，表明政府補(bǔ)貼能夠顯著緩解實(shí)體企業(yè)的融資約束。列（2）和列（3）是模型（2）的檢驗(yàn)結(jié)果，Sub 與SA 交乘項(xiàng)的系數(shù)均在1%的水平下顯著為負(fù)，表明政府補(bǔ)貼對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化的抑制效應(yīng)主要存在于融資約束較強(qiáng)的實(shí)體企業(yè)。因此，政府補(bǔ)貼能夠通過緩解實(shí)體企業(yè)融資約束來抑制實(shí)體企業(yè)金融化。

進(jìn)一步地，為了厘清政府補(bǔ)貼是如何緩解實(shí)體企業(yè)的融資約束，本文借鑒黃宏斌等（2016）、黃賢環(huán)和楊鈺潔（2022）的做法，以經(jīng)營(yíng)活動(dòng)產(chǎn)生的現(xiàn)金凈流量占總資產(chǎn)的比例度量實(shí)體企業(yè)的經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流量（CF），以吸收權(quán)益性投資收到的現(xiàn)金占總資產(chǎn)的比例度量實(shí)體企業(yè)的權(quán)益性資金流入（Equity），以發(fā)行債券收到的現(xiàn)金與取得借款收到的現(xiàn)金之和占總資產(chǎn)的比例度量實(shí)體企業(yè)的債務(wù)性現(xiàn)金流（Debt），檢驗(yàn)政府補(bǔ)貼對(duì)實(shí)體企業(yè)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流量和外部資金流入的影響。由表6 中的列（4）-（6）可知，政府補(bǔ)貼對(duì)實(shí)體企業(yè)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流量和權(quán)益性資金流入存在顯著的正向影響，對(duì)債務(wù)性資金流入的影響不顯著，表明政府補(bǔ)貼能夠通過增加直接的經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流和間接的權(quán)益性資金流來緩解實(shí)體企業(yè)的融資約束。

表6 融資約束機(jī)制檢驗(yàn)

續(xù)表

考慮到政府補(bǔ)貼與實(shí)體企業(yè)金融化的關(guān)系受到行業(yè)和利潤(rùn)率的影響較大。為此，本文根據(jù)同一行業(yè)同一年度企業(yè)營(yíng)業(yè)利潤(rùn)率的中位數(shù)，將樣本劃分為低利潤(rùn)率和高利潤(rùn)率兩個(gè)子樣本組進(jìn)行分組回歸。表7 列示了區(qū)分利潤(rùn)率的分組回歸結(jié)果。其中，Panel A 是基于全樣本的回歸結(jié)果，列（1）-（4）中Sub 的系數(shù)均顯著為負(fù)，但政府補(bǔ)貼對(duì)低利潤(rùn)率實(shí)體企業(yè)金融化的抑制效應(yīng)更強(qiáng)。并且，組間系數(shù)差異經(jīng)驗(yàn)P 值均小于0.1，表明Sub 的系數(shù)具有可比性。Panel B 和Panel C 是制造業(yè)企業(yè)和非制造業(yè)企業(yè)的回歸結(jié)果。除Panel B 列（1）和列（2）的組間系數(shù)差異經(jīng)驗(yàn)P 值高于0.1 外，其余組間系數(shù)差異經(jīng)驗(yàn)P 值均小于0.1，Sub 的系數(shù)具有可比性。并且，無論是制造業(yè)企業(yè)還是非制造業(yè)企業(yè)，政府補(bǔ)貼對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化的抑制效應(yīng)均在低利潤(rùn)率企業(yè)更為明顯。可能的原因在于，低利潤(rùn)率企業(yè)相較于高利潤(rùn)率企業(yè)面臨更強(qiáng)的融資約束。一方面，利潤(rùn)水平過低導(dǎo)致企業(yè)難以通過內(nèi)部融資滿足資金需求；另一方面，低利潤(rùn)率表明企業(yè)的盈利能力有限，可能難以受到外部投資者的青睞，通過外部融資獲取資金的難度較大。

表7 區(qū)分利潤(rùn)率的分組回歸

續(xù)表

（二）實(shí)業(yè)投資機(jī)制檢驗(yàn)

政府補(bǔ)貼能夠降低實(shí)業(yè)投資成本，推動(dòng)實(shí)體企業(yè)擴(kuò)大固定資產(chǎn)投資和研發(fā)投資，進(jìn)而削弱實(shí)體企業(yè)金融化的逐利性動(dòng)機(jī)，抑制實(shí)體企業(yè)金融化。為了檢驗(yàn)這一機(jī)制是否成立，本文構(gòu)建模型（3）和模型（4），考察政府補(bǔ)貼是否能通過擴(kuò)大固定資產(chǎn)投資和研發(fā)投資抑制實(shí)體企業(yè)金融化。

模型（3）和模型（4）中的Fix 和Rd 分別表示固定資產(chǎn)投資和研發(fā)投資。本文借鑒胡天楊和涂正革（2022）的做法，以實(shí)體企業(yè)新增固定資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比例度量固定資產(chǎn)投資。借鑒郭玥（2018）的做法，以實(shí)體企業(yè)研發(fā)費(fèi)用占總資產(chǎn)的比例度量研發(fā)投資。

表8 匯報(bào)了實(shí)業(yè)投資機(jī)制檢驗(yàn)的估計(jì)結(jié)果。結(jié)果顯示，列（1）中Sub 的系數(shù)為0.2095，且在1%的水平下顯著為正，表明政府補(bǔ)貼能夠顯著促進(jìn)實(shí)體企業(yè)固定資產(chǎn)投資。列（2）和列（3）中的交乘項(xiàng)系數(shù)分別在1%和5%的水平上顯著為正，表明政府補(bǔ)貼對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化的抑制作用主要存在于固定資產(chǎn)投資較低的實(shí)體企業(yè)。因此，政府補(bǔ)貼能夠通過促進(jìn)企業(yè)擴(kuò)大固定資產(chǎn)投資來抑制實(shí)體企業(yè)金融化。列（4）中Sub 的系數(shù)分別為0.4311，且在1%的水平下顯著為正，表明政府補(bǔ)貼能夠顯著促進(jìn)實(shí)體企業(yè)研發(fā)投資。列（5）和列（6）中的交乘項(xiàng)系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，表明政府補(bǔ)貼對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化的抑制作用主要存在于研發(fā)投資較低的實(shí)體企業(yè)。因此，政府補(bǔ)貼能夠通過促進(jìn)實(shí)體企業(yè)擴(kuò)大研發(fā)投資來抑制實(shí)體企業(yè)金融化。綜上所述，政府補(bǔ)貼能夠推動(dòng)實(shí)體企業(yè)擴(kuò)大實(shí)業(yè)投資，進(jìn)而抑制實(shí)體企業(yè)金融化。

表8 實(shí)業(yè)投資機(jī)制檢驗(yàn)

六、進(jìn)一步研究

（一）非線性關(guān)系檢驗(yàn)

根據(jù)理論分析，政府補(bǔ)貼既可能抑制實(shí)體企業(yè)金融化，也可能助推實(shí)體企業(yè)金融化。因此，政府補(bǔ)貼對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化的影響可能會(huì)隨補(bǔ)貼的規(guī)模而發(fā)生變化。有鑒于此，本文將政府補(bǔ)貼的平方項(xiàng)（Sub2）加入基準(zhǔn)回歸模型，以檢驗(yàn)政府補(bǔ)貼與實(shí)體企業(yè)金融化之間是否存在非線性關(guān)系。

表9 報(bào)告了政府補(bǔ)貼對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化非線性影響的估計(jì)結(jié)果。結(jié)果顯示，列（1）和列（2）中的Sub2系數(shù)顯著為正，表明政府補(bǔ)貼與實(shí)體企業(yè)金融化之間存在“U”形關(guān)系，這與汪洋和劉瀟（2021）得出的結(jié)論一致。進(jìn)一步地，我們計(jì)算得出“U”形曲線對(duì)應(yīng)的最低點(diǎn)分別在Sub 的0.0211 和0.0381處，最低點(diǎn)之前的樣本量占總樣本量的比例分別為96.02%和99.54%，表明絕大部分樣本還是負(fù)向的線性關(guān)系。上述實(shí)證結(jié)果表明，當(dāng)政府補(bǔ)貼規(guī)模達(dá)到一定程度時(shí)，政府補(bǔ)貼會(huì)顯著加劇實(shí)體企業(yè)金融化，與假設(shè)1b 相吻合。

表9 非線性關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

（二）基于金融資產(chǎn)配置結(jié)構(gòu)的檢驗(yàn)

政府補(bǔ)貼不僅會(huì)顯著影響實(shí)體企業(yè)金融化的程度，還可能影響實(shí)體企業(yè)的金融資產(chǎn)配置結(jié)構(gòu)。為了檢驗(yàn)這一問題，本文借鑒陳春華等（2021）、郭飛等（2022）的研究，基于資產(chǎn)負(fù)債表，根據(jù)金融資產(chǎn)的流動(dòng)性和變現(xiàn)能力，將金融資產(chǎn)劃分為短期金融資產(chǎn)（Fin_Short）和長(zhǎng)期金融資產(chǎn)（Fin_Long）。其中，短期金融資產(chǎn)定義為實(shí)體企業(yè)持有的交易性金融資產(chǎn)與總資產(chǎn)的比值。長(zhǎng)期金融資產(chǎn)定義為實(shí)體企業(yè)持有的衍生金融資產(chǎn)、發(fā)放貸款及墊款、可供出售金融資產(chǎn)、持有至到期投資和投資性房地產(chǎn)之和與總資產(chǎn)的比值。

表10 報(bào)告了政府補(bǔ)貼對(duì)不同期限金融資產(chǎn)配置程度影響的檢驗(yàn)結(jié)果。結(jié)果顯示，列（1）中的Sub 系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上不顯著，但列（2）中的Sub 系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)。由此可見，政府補(bǔ)貼能夠顯著抑制實(shí)體企業(yè)配置長(zhǎng)期金融資產(chǎn)，但對(duì)短期金融資產(chǎn)配置的影響不顯著?？赡艿脑蛟谟冢a(bǔ)貼雖然在一定程度上削弱了實(shí)體企業(yè)金融化的預(yù)防性儲(chǔ)備動(dòng)機(jī)，但其融資約束困境和未來的不確定性風(fēng)險(xiǎn)仍然存在。因此，實(shí)體企業(yè)即使獲取了政府補(bǔ)貼，也傾向于配置一些流動(dòng)性較強(qiáng)的短期金融資產(chǎn)來降低財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)。與之相對(duì)應(yīng)的是，長(zhǎng)期金融資產(chǎn)的變現(xiàn)能力較弱，且風(fēng)險(xiǎn)和未來收益的不確定性較高。此時(shí)，政府補(bǔ)貼會(huì)通過降低實(shí)業(yè)投資的成本和不確定性，使得實(shí)體企業(yè)擴(kuò)大實(shí)業(yè)投資，從而對(duì)長(zhǎng)期金融資產(chǎn)投資產(chǎn)生擠出效應(yīng)，顯著抑制了實(shí)體企業(yè)金融化的逐利性動(dòng)機(jī)。

表10 基于金融資產(chǎn)配置結(jié)構(gòu)的檢驗(yàn)結(jié)果

（三）經(jīng)濟(jì)后果研究

政府補(bǔ)貼通過抑制實(shí)體企業(yè)金融化能否助力企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展？本文將從主業(yè)業(yè)績(jī)和企業(yè)價(jià)值兩個(gè)方面進(jìn)行討論，進(jìn)一步分析政府補(bǔ)貼可能存在的經(jīng)濟(jì)后果。

1.主業(yè)業(yè)績(jī)

本文借鑒杜勇等（2017）的研究度量企業(yè)主業(yè)業(yè)績(jī)，即Prof=（營(yíng)業(yè)利潤(rùn)-投資收益-公允價(jià)值變動(dòng)收益+對(duì)聯(lián)營(yíng)企業(yè)和合營(yíng)企業(yè)的投資收益）/總資產(chǎn)。表11 中的列（1）和列（2）報(bào)告了實(shí)體企業(yè)金融化對(duì)實(shí)體企業(yè)主業(yè)業(yè)績(jī)的影響。Fin1 和Fin2 的系數(shù)均在1%的水平上顯著為負(fù)，表明實(shí)體企業(yè)金融化會(huì)顯著抑制實(shí)體企業(yè)主業(yè)業(yè)績(jī)的增長(zhǎng)。列（3）和列（4）中Fin1×Sub 和Fin2×Sub 的系數(shù)均顯著為正，表明政府補(bǔ)貼規(guī)模越大，實(shí)體企業(yè)金融化對(duì)主業(yè)業(yè)績(jī)的不利影響越小。但是，列（3）和列（4）中Sub 的系數(shù)也顯著為負(fù)，表明政府補(bǔ)貼本身也會(huì)對(duì)主業(yè)業(yè)績(jī)產(chǎn)生負(fù)面影響。綜合來看，在抑制主業(yè)業(yè)績(jī)的影響中，政府補(bǔ)貼與實(shí)體企業(yè)金融化存在此消彼長(zhǎng)的替代關(guān)系。

表11 基于主業(yè)業(yè)績(jī)的經(jīng)濟(jì)后果研究

續(xù)表

2.企業(yè)價(jià)值

本文利用托賓Q 值度量企業(yè)價(jià)值（TobinQ）。表12 中的列（1）和列（2）報(bào)告了實(shí)體企業(yè)金融化對(duì)企業(yè)價(jià)值的影響。Fin1 和Fin2 的系數(shù)均在1%的水平上顯著為負(fù)，表明實(shí)體企業(yè)金融化會(huì)顯著抑制企業(yè)價(jià)值的提高。列（3）和列（4）中Fin1×Sub 和Fin2×Sub 的系數(shù)均顯著為正，表明政府補(bǔ)貼能夠緩解實(shí)體企業(yè)金融化對(duì)企業(yè)價(jià)值的負(fù)面影響?？梢?，政府補(bǔ)貼能夠通過抑制實(shí)體企業(yè)金融化來促進(jìn)企業(yè)價(jià)值的增長(zhǎng)。

表12 基于企業(yè)價(jià)值的經(jīng)濟(jì)后果研究

七、研究結(jié)論與政策建議

本文以2007-2020 年我國(guó)A 股上市公司數(shù)據(jù)為樣本，實(shí)證檢驗(yàn)了政府補(bǔ)貼對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化的影響效應(yīng)及其作用機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)：第一，政府補(bǔ)貼通過緩解融資約束和促進(jìn)實(shí)業(yè)投資削弱了預(yù)防性儲(chǔ)備動(dòng)機(jī)和逐利性動(dòng)機(jī)，進(jìn)而抑制實(shí)體企業(yè)金融化。第二，隨著補(bǔ)貼規(guī)模的擴(kuò)大，政府補(bǔ)貼對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化的影響表現(xiàn)為助推效應(yīng)。第三，區(qū)分金融資產(chǎn)的配置結(jié)構(gòu)發(fā)現(xiàn)，相較于短期金融資產(chǎn)，政府補(bǔ)貼對(duì)長(zhǎng)期金融資產(chǎn)配置的抑制效應(yīng)更顯著。第四，政府補(bǔ)貼能夠通過抑制實(shí)體企業(yè)金融化助力企業(yè)主業(yè)業(yè)績(jī)和企業(yè)價(jià)值的提升。

針對(duì)上述研究結(jié)論，本文提出如下政策建議：第一，政府應(yīng)當(dāng)采取適度的補(bǔ)貼策略，充分發(fā)揮政府補(bǔ)貼對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化的抑制效應(yīng)。一方面，要積極發(fā)揮政府補(bǔ)貼在壯大實(shí)體經(jīng)濟(jì)、推動(dòng)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展中的激勵(lì)作用，緩解實(shí)體經(jīng)濟(jì)“脫實(shí)向虛”的傾向。另一方面，要警惕實(shí)體企業(yè)將政府補(bǔ)貼用于金融套利，不宜采用大規(guī)模的補(bǔ)貼策略，避免政府補(bǔ)貼成為實(shí)體企業(yè)配置長(zhǎng)期金融資產(chǎn)的資金來源。第二，鑒于政府補(bǔ)貼主要通過緩解融資約束和促進(jìn)實(shí)業(yè)投資發(fā)揮政策作用，建議各級(jí)政府在制定補(bǔ)貼策略時(shí)，需要盡可能地暢通抑制實(shí)體企業(yè)金融化的傳導(dǎo)機(jī)制。一方面，政府補(bǔ)貼可以適當(dāng)向融資約束較強(qiáng)和利潤(rùn)率較低的實(shí)體企業(yè)傾斜，從而降低實(shí)體企業(yè)未來的財(cái)務(wù)不確定性和風(fēng)險(xiǎn)。另一方面，政府可以制定一些專項(xiàng)補(bǔ)貼計(jì)劃，降低實(shí)業(yè)投資的成本，從而助力實(shí)體企業(yè)擴(kuò)大固定資產(chǎn)投資和研發(fā)投資。第三，政府可以利用補(bǔ)貼策略引導(dǎo)實(shí)體企業(yè)將配置長(zhǎng)期金融資產(chǎn)逐步轉(zhuǎn)向配置實(shí)業(yè)資產(chǎn)，幫助實(shí)體企業(yè)形成合理的資產(chǎn)配置結(jié)構(gòu)，從而推動(dòng)實(shí)體企業(yè)實(shí)現(xiàn)主業(yè)業(yè)績(jī)和企業(yè)價(jià)值的增長(zhǎng)，最終實(shí)現(xiàn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。