喬貴濤 杜英巧

摘? ?要：以2015—2021年滬深A股非金融類上市公司為樣本，基于金融化視角考察“國家隊”持股對實體企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響及作用機制。研究發(fā)現(xiàn)：“國家隊”持股能夠有效抑制企業(yè)金融化。機制檢驗表明，緩解融資約束和改善信息環(huán)境是“國家隊”持股抑制企業(yè)金融化的重要路徑。進一步分析發(fā)現(xiàn)，對于投機動機下的金融資產(chǎn)持有以及“國家隊”持股比例較高時，其抑制作用越強；在抑制金融化趨勢后，企業(yè)的研發(fā)投入顯著提高。研究結(jié)論既豐富了“國家隊”持股經(jīng)濟后果領(lǐng)域的研究，亦為實體企業(yè)“脫虛向?qū)崱焙蛯崿F(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展提供了政策啟示。

關(guān)鍵詞：“國家隊”；高質(zhì)量發(fā)展；企業(yè)金融化；融資約束；信息環(huán)境

中圖分類號：F832.5? 文獻標識碼：A? 文章編號：1674-2265（2023）07-0023-10

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2023.07.003

一、引言

黨的二十大報告提出：“高質(zhì)量發(fā)展是全面建設(shè)社會主義現(xiàn)代化國家的首要任務(wù)?！备哔|(zhì)量發(fā)展體現(xiàn)在企業(yè)層面上，即實體企業(yè)圍繞主業(yè)，通過不斷強化技術(shù)和產(chǎn)品創(chuàng)新能力來實現(xiàn)商品和服務(wù)質(zhì)量的雙重提升。但近年來，受市場有效需求不足、產(chǎn)能過剩、融資難以及實業(yè)投資回報率持續(xù)下滑等影響，越來越多的實體企業(yè)在資本逐利性的驅(qū)使下日漸偏離主業(yè)，將大量產(chǎn)業(yè)資本投入金融、房地產(chǎn)等領(lǐng)域，加劇了企業(yè)“脫實向虛”趨勢（杜勇等，2017）[1]。這不但會“傾軋”甚至替代實物資本投資（Freeman，2010；張成思和張步曇，2016）[2，3]，抑制企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活力（王紅建等，2017）[4]，阻礙未來主業(yè)發(fā)展（顧雷雷等，2020）[5]，甚至還會造成虛擬經(jīng)濟過度膨脹，進而引發(fā)金融危機。可見，深入探究影響企業(yè)金融化的因素及其作用機制，進而更有針對性地引導金融之“水”灌溉實業(yè)之“田”，對于助力實體企業(yè)“脫虛返實”和實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展具有重要意義。

已有研究表明，持股份額的差異導致機構(gòu)投資者在公司治理中充當著不同角色——“監(jiān)督者”“旁觀者”抑或是“合謀者”（Bushee，1998）[6]。有學者認為機構(gòu)投資者能夠利用自身優(yōu)勢通過“用手投票”等方式積極參與公司治理，并對管理層過度配置金融資產(chǎn)等“不務(wù)正業(yè)”行為實施有效監(jiān)督（陳旭東等，2020）[7]。但也有學者認為追逐利潤的天性使得機構(gòu)投資者更加注重企業(yè)短期績效的優(yōu)劣，甚至會與企業(yè)高管、控股股東等合謀，通過操縱短期金融資產(chǎn)投資來獲取高額利潤（劉偉和曹瑜強，2018）[8]。那么，作為特殊機構(gòu)投資者的“國家隊”在持股過程中會對企業(yè)金融化產(chǎn)生怎樣的影響？對此，本文利用滬深A股非金融類上市公司2015—2021年的數(shù)據(jù)，探討“國家隊”持股對企業(yè)金融化的影響及作用渠道。研究發(fā)現(xiàn)，“國家隊”持股顯著降低了企業(yè)金融化，緩解融資約束和改善信息環(huán)境是其發(fā)揮作用的主要渠道。進一步分析表明，“國家隊”持股對企業(yè)金融化的抑制作用會因持有動機和持股比例不同而存在顯著差異。此外，在抑制企業(yè)金融化后，實體企業(yè)的研發(fā)投入顯著提升。

本文可能的貢獻如下：第一，從金融化視角拓展了“國家隊”持股的經(jīng)濟后果研究。已有文獻多圍繞“國家隊”入場后對于股票市場的救市作用展開（李志生等，2019）[9]，鮮少關(guān)注其對企業(yè)金融投資決策行為的影響。本文結(jié)論豐富了“國家隊”持股在微觀企業(yè)決策層面的經(jīng)濟后果研究。第二，從“國家隊”持股角度豐富了企業(yè)金融化的影響因素和治理機制研究。有學者發(fā)現(xiàn)機構(gòu)投資者或出于追逐短期利潤的目的加深了企業(yè)金融化（劉偉和曹瑜強，2018）[8]，或通過積極發(fā)揮治理作用抑制了企業(yè)不合理的金融資產(chǎn)投資（陳旭東等，2020）[7]，但鮮有文獻從“國家隊”這一具有政府背景的機構(gòu)投資者視角出發(fā)研究其如何影響企業(yè)金融化，本文拓展了企業(yè)金融化領(lǐng)域和機構(gòu)投資者領(lǐng)域的相關(guān)內(nèi)容。第三，本文研究結(jié)論既為監(jiān)管部門綜合評價“國家隊”持股的微觀經(jīng)濟效果提供了新視角，亦為引導金融與實體經(jīng)濟相適配，實現(xiàn)二者之間的雙向良性循環(huán)提供了政策啟示。

二、文獻綜述

（一）企業(yè)金融化的影響因素

金融化是指實體企業(yè)因偏好資本運作而輕視生產(chǎn)經(jīng)營活動，致使企業(yè)利潤更多地來源于金融投資渠道而非生產(chǎn)貿(mào)易活動的現(xiàn)象（Krippner，2005；蔡明榮和任世馳，2014）[10，11]。預防性儲備動機和投機動機是該現(xiàn)象產(chǎn)生的重要動因。現(xiàn)有關(guān)于金融化影響因素的研究多聚焦于外部宏觀環(huán)境和微觀企業(yè)治理兩個方面。外部環(huán)境方面，外部宏觀環(huán)境的變化直接關(guān)系到資本市場的穩(wěn)定性，通過影響金融投資活動的投資風險和預期未來收益來改變企業(yè)的金融投資策略（吳娜等，2022）[12]。彭俞超等（2018）[13]發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟政策不確定性從金融資產(chǎn)投資總量和配置結(jié)構(gòu)兩方面有效抑制了企業(yè)的金融化進程。吳娜等（2022）[12]則指出，中美貿(mào)易摩擦通過削弱企業(yè)家精神顯著提高了企業(yè)的金融資產(chǎn)配置。此外，貨幣政策（楊箏等，2017）[14]、“一帶一路”倡議（王婷和杜勇，2023）[15]、稅收制度等也會對其施加影響。企業(yè)治理方面，提高內(nèi)部控制質(zhì)量（王瑤和黃賢環(huán)，2020）[16]和履行社會責任（劉姝雯等，2019）[17]均能顯著抑制企業(yè)金融化。此外，金融化水平的高低還受到諸如股權(quán)結(jié)構(gòu)（孫澤宇和齊保壘，2022）[18]、高管獨特經(jīng)歷和個人特質(zhì)（杜勇等，2019）[19]以及企業(yè)家精神（吳娜等，2021）[20]等內(nèi)部因素的影響。綜上，雖已有文獻關(guān)注到常規(guī)機構(gòu)投資者能夠通過“話語權(quán)”或“退出機制”等方式對企業(yè)過度配置金融資產(chǎn)的不當行為實現(xiàn)有效的監(jiān)督治理，但鮮有學者基于兼具治理效應(yīng)和政府屬性的“國家隊”這一特殊投資主體視角展開研究，這為本文提供了研究契機。

（二）“國家隊”持股的經(jīng)濟后果

自2015年“股災(zāi)”爆發(fā)以來，“國家隊”便肩負著穩(wěn)定股票市場的重要職責，而非以低買高賣等手段套取利潤。關(guān)于“國家隊”持股的經(jīng)濟后果，多數(shù)研究認為，入場后的“國家隊”確實如預期般發(fā)揮了市場“穩(wěn)定器”的作用。集資金、專業(yè)技術(shù)及政府背景等優(yōu)勢于一身的“國家隊”可以采取有效措施將股價波動控制在合理范圍內(nèi)，進而實現(xiàn)穩(wěn)定股票市場、防范金融風險等目的（李志生和金凌，2019）[21]，并且權(quán)威媒體的報道能夠放大“國家隊”對于股價波動性的抑制效應(yīng)，有助于穩(wěn)定整個股票市場（王雄元和何雨晴，2020）[22]。此外，“國家隊”在抑制公司違規(guī)（文雯和喬菲，2021）[23]、提升企業(yè)創(chuàng)新投資水平（于雪航和方軍雄，2020）[24]、降低企業(yè)風險（文雯等，2021）[25]等微觀經(jīng)濟活動方面也發(fā)揮了積極作用。由此可見，關(guān)于“國家隊”救市作用的文獻已較為豐富，但對其能否發(fā)揮治理效應(yīng)進而影響企業(yè)金融投資決策的研究尚顯不足，研究此問題既能為監(jiān)管部門評價“國家隊”的持股效果提供新視角，亦能為企業(yè)“脫虛向?qū)崱焙透哔|(zhì)量發(fā)展提供政策啟示。

三、理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

作為有權(quán)力的監(jiān)管者和專業(yè)的投資者（李志生等，2019）[9]，“國家隊”具備監(jiān)管動機和專業(yè)能力對被持有公司的金融投資行為施加影響。為救市而入場的“國家隊”對于容易加劇資源錯配甚至可能誘發(fā)金融危機的投資行為極具敏感性，有動機對其實施監(jiān)管以提前防控金融風險；同時，較強的專業(yè)能力使得“國家隊”可以通過“用手投票”等方式影響決策者在金融機會篩選和資本運作中的能力感知。那么，“國家隊”持股影響企業(yè)金融化的具體路徑是什么？本文認為“國家隊”持股能夠通過緩解融資約束和改善信息環(huán)境來抑制實體企業(yè)“脫實向虛”。

第一，集諸多優(yōu)勢于一身的“國家隊”能夠通過整合內(nèi)外部多種資源來減輕企業(yè)面臨的融資約束，從而弱化“蓄水池”動機下的金融投資活動。首先，背靠政府的“國家隊”借助手中龐大的資金池直接進入二級市場買入股票的行為，本身就意味著政府向市場注入大量資金（李志生和金凌，2019）[21]，從而能夠緩解企業(yè)的融資困境，并為其高質(zhì)量發(fā)展提供資金支持。其次，兼具政策優(yōu)勢、專業(yè)知識和技能等“軟資源”的“國家隊”能夠借助可靠渠道對企業(yè)信息進行收集、處理和解讀，提高信息環(huán)境透明度，降低外部投資者對于未來長期投資的不確定性，提振其投資信心，從而幫助被持股企業(yè)拓寬外部融資渠道。最后，“國家隊”持股具有“信號傳遞”效應(yīng)（文雯等，2021）[25]，其持股動向可能被識別為一種積極信號從而提升投資者的投資積極性以及銀行等其他資金提供方的信任程度，降低融資成本和融資難度，提升企業(yè)對于外部融資的可獲得性并保證資金獲取的連續(xù)性，抑制預防性儲蓄動機下的金融投資行為。

第二，“國家隊”持股具有“眼球效應(yīng)”，可以提升市場上其他利益相關(guān)者的關(guān)注度，降低內(nèi)外部信息不對稱程度，緩解代理問題，進而減少投機動機下管理層為獲取高額收益而損害企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的金融投資行為。首先，“國家隊”集投資范圍廣泛、投資體量龐大且社會影響力較強等特點于一身，其投資動向往往會成為證券分析師等各方關(guān)注的焦點（于雪航和方軍雄，2020）[24]。而作為重要信息中介的證券分析師憑借自身專業(yè)能力能夠全方位地介入金融市場信息生產(chǎn)、傳遞的整個過程（潘越等，2011）[26]，其成熟且專業(yè)的分析能夠縮小企業(yè)內(nèi)外部信息差距，優(yōu)化外部信息環(huán)境（文雯和喬菲，2021）[23]，進而約束投機動機下的金融資產(chǎn)配置行為。其次，“國家隊”依靠權(quán)威的信息來源和強大的專業(yè)技能，也更容易發(fā)現(xiàn)被持股公司做出的有損公司長期發(fā)展的異常投資行為，并將這種負面信號傳遞給外部投資者，以無形壓力糾正管理層的投資短視問題。最后，為救市而出現(xiàn)的“國家隊”在其持股過程中擔當著“長期監(jiān)督者”角色（文雯等，2021）[25]，能夠發(fā)揮外部監(jiān)督效應(yīng)，識別管理層進行金融投資活動的真實動機，對于管理層出于獲取高額薪酬、改善短期經(jīng)營業(yè)績以及隱藏主業(yè)負面消息等目的而操縱金融資產(chǎn)投資的非正當行為實施有效監(jiān)督和威懾，從而降低金融化水平。

綜上，兼具監(jiān)管動機和專業(yè)能力的“國家隊”能夠通過緩解融資約束和改善信息環(huán)境有效抑制被持股企業(yè)的金融投資活動。基于此，本文提出以下假設(shè)：

H1：“國家隊”持股有助于抑制企業(yè)金融化。

四、研究設(shè)計

（一）樣本選取和數(shù)據(jù)來源

2015年中國股市發(fā)生劇烈動蕩，以中國證券金融股份有限公司為代表的“國家隊”開始大規(guī)模持有非金融類A股上市公司股票進行救市，并在此后若干年內(nèi)持續(xù)活躍于中國股票市場，故本文選取2015—2021年滬深A股上市公司為初始樣本，剔除ST類、金融保險類和房地產(chǎn)類以及關(guān)鍵數(shù)據(jù)缺失的樣本，最終得到20717個樣本觀察值。為排除異常值的影響，對所有連續(xù)變量分別在1%和99%位置進行了縮尾處理（Winsorize）?！皣谊牎背止蓴?shù)據(jù)來自Choice金融終端數(shù)據(jù)庫，企業(yè)財務(wù)數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫，宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。

（二）變量定義

1. 企業(yè)金融化。參考杜勇等（2017）[1]、Demir（2009）[27]等的研究，以金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重來度量企業(yè)金融化。其中金融資產(chǎn)=（交易性金融資產(chǎn)+衍生金融資產(chǎn)+發(fā)放貸款及墊款凈額+可供出售金融資產(chǎn)凈額+持有至到期投資凈額+投資性房地產(chǎn)凈額）。對該公式進行兩點說明：其一，因難以區(qū)分“長期股權(quán)投資”的持有目的是追求金融投資獲利，還是屬于企業(yè)戰(zhàn)略意圖下的主業(yè)擴張，故本文暫時未將其納入金融資產(chǎn)核算中。其二，鑒于2018 年發(fā)布的新企業(yè)會計準則中有關(guān)金融資產(chǎn)的會計處理發(fā)生較大變動，故對2018年及以后年份的“持有至到期投資”和“可供出售金融資產(chǎn)”用“債權(quán)投資”“其他債權(quán)投資”“其他權(quán)益工具投資”以及“其他非流動性金融資產(chǎn)”進行代替。

2.“國家隊”持股。借鑒于雪航和方軍雄（2020）[24]的做法，采用以下兩種方式衡量：（1）Treat為啞變量，“國家隊”持股時取1，否則取0；（2）Govern為“國家隊”持股比例，即當年“國家隊”持股數(shù)量除以公司總股數(shù)。

3. 控制變量。借鑒杜勇等（2017）[1]的研究，控制如下變量：企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負債率、固定資產(chǎn)比率、盈利能力、企業(yè)成長性、管理費用率、董事會規(guī)模、第一大股東持股比例、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、上市年限、兩職合一、實際GDP環(huán)比增速、M2增長率；此外，還控制了年份和行業(yè)變量。具體變量定義如表1所示。

（三）研究模型

為驗證“國家隊”持股對企業(yè)金融化的影響，本文借鑒張成思和張步曇（2016）[3]的研究，構(gòu)建如下回歸模型：

[FINRATIOi，t=α0+α1Governi，t/Treati，t+αjControlsi，t+∑Industry+∑Year+εi，t]? （1）

其中，[FINRATIO]為企業(yè)金融化，[Govern]和[Treat]為“國家隊”持股，[Controls]為控制變量，[εi，t]為誤差項。根據(jù)研究假設(shè)，預期估計系數(shù)[α1]顯著為負。

五、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

從表2中可以看出，Treat均值為0.280，表明樣本中約有28.0%的企業(yè)存在“國家隊”持股；Govern均值為0.006，表明樣本中“國家隊”持股比例平均為0.6%。企業(yè)金融化最大值為0.469，最小值為0，均值為0.056，標準差為0.089，表明在不同企業(yè)中金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重存在較大差異。其他變量的描述性統(tǒng)計與已有研究基本吻合，故不再贅述。

（二）相關(guān)性分析

表3列示了全樣本中主要變量的相關(guān)系數(shù)矩陣?？梢园l(fā)現(xiàn)，Govern、Treat與企業(yè)金融化的Pearson相關(guān)系數(shù)分別為

-0.056和-0.073，均在1%水平上顯著，初步說明“國家隊”持股與企業(yè)金融化之間存在顯著的負相關(guān)關(guān)系。此外，控制變量之間的相關(guān)系數(shù)均較小，并且回歸分析后計算的各變量VIF值均小于10，表明回歸模型中不存在嚴重的多重共線性問題。

（三）單變量分析

為檢驗“國家隊”持股與未持股企業(yè)之間的金融化水平是否存在顯著差異，本文按照“國家隊”是否持股進行了單變量分析，結(jié)果見表4。在“國家隊”未持股企業(yè)中，金融化平均水平為6%，而在持股企業(yè)中，金融化平均水平為4.6%，且均值差異在1%水平上顯著，同時中位數(shù)差異檢驗同樣在1%水平上顯著。以上結(jié)果初步證明了存在“國家隊”持股的企業(yè)，其金融化水平更低。

（四）回歸分析

表5列示了“國家隊”持股與企業(yè)金融化的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，Govern的回歸系數(shù)為-0.091，在5%水平上顯著，Treat的回歸系數(shù)為-0.004，在1%水平上顯著，表明當上市公司存在“國家隊”持股時，其金融化水平明顯更低。該結(jié)果支持了本文的研究假設(shè)，即“國家隊”持股顯著抑制了企業(yè)金融化。

（五）穩(wěn)健性檢驗

1. 內(nèi)生性問題。為克服潛在的內(nèi)生性問題，本文先后采用傾向得分匹配法、Heckman兩階段法以及工具變量法進行回歸。

首先，考慮到“國家隊”持股和未持股企業(yè)之間可能存在某些系統(tǒng)性差異，本文運用傾向得分匹配法（PSM）對樣本進行匹配處理，以“國家隊”是否持股為被解釋變量，構(gòu)建包含模型（1）中所有控制變量的Logit模型，分別采用1∶1最近鄰匹配、核匹配以及半徑匹配為處理組樣本來選擇對照組樣本。匹配后的樣本回歸結(jié)果見表6，與前文結(jié)果基本一致。

其次，考慮金融化水平更低的企業(yè)更有可能成為“國家隊”持股對象，本文采用Heckman兩階段法以控制潛在的樣本選擇偏差問題。第一階段以Probit模型計算逆米爾斯比率（IMR），將其加入模型（1）進行第二階段回歸，結(jié)果見表7?！皣谊牎背止傻幕貧w系數(shù)顯著為負，結(jié)論穩(wěn)健。

最后，為降低遺漏變量帶來的干擾，借鑒于雪航和方軍雄（2020）[24]的研究，本文選擇同年度同行業(yè)公司的“國家隊”持股比例均值（Govern_mean）作為工具變量進行兩階段回歸。鑒于該指標與行業(yè)、年份的特征相關(guān)，但與某個特定企業(yè)的特征相關(guān)性較小，因而不會直接影響到本企業(yè)的金融投資決策，滿足工具變量相關(guān)性和外生性的要求，結(jié)果見表8。列（1）和列（2）表明，工具變量的系數(shù)均在1%水平上顯著為正，且Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計量和Kleibergen-Paap rk F 統(tǒng)計量均遠大于10%顯著性水平的臨界值16.38，表明不存在弱工具變量問題；同時Kleibergen-Paap rk LM值統(tǒng)計量均在1%水平上顯著，說明不存在不可識別的問題；由列（3）和列（4）可知，“國家隊”持股的回歸系數(shù)仍顯著為負，本文結(jié)論具有穩(wěn)健性。

2. 替換變量。一是改變金融化的度量方式。為控制因企業(yè)金融化衡量方法不統(tǒng)一帶來的偏差，本文參考張成思和張步曇（2016）[3]的做法，以金融渠道獲利程度（Fin2）來重新度量金融投資，另外借鑒王化成等（2023）[28]對企業(yè)金融化（Fin3）的定義，重新進行回歸，表9列（1）—（4）的結(jié)果顯示，度量方式的不同并不影響本文結(jié)論。二是改變“國家隊”持股的度量方式。借鑒李志生和金凌（2019）[21]的研究，將“國家隊”減持比例（ΔGovern）作為解釋變量重新進行回歸，結(jié)果見表9列（5），其回歸系數(shù)顯著為正。這說明“國家隊”的減持行為在一定程度上意味著企業(yè)金融化水平的提高。另外，本文以年末“國家隊”持股年數(shù)（Duration）作為解釋變量重新進行回歸，結(jié)果如表9列（6）所示，其估計系數(shù)在1%水平上顯著為負，即“國家隊”持股時間越長，其對企業(yè)金融化的抑制作用越強。

3. 剔除特殊年份。考慮到2015年中國股市發(fā)生劇烈波動，為減輕股災(zāi)影響，本文在剔除2015年的樣本后重新進行回歸。結(jié)果見表10的列（1）和列（2），結(jié)論保持不變。

4. 增加中觀維度控制變量。鑒于某些行業(yè)中觀維度的因素同樣與金融化水平緊密相關(guān)，故額外控制行業(yè)主營業(yè)務(wù)利潤率（IndNr）和行業(yè)競爭程度（HHI）后重新進行回歸，結(jié)果如表10的列（3）和列（4）所示，“國家隊”持股的系數(shù)仍顯著為負。

5. 公司固定效應(yīng)模型。為控制其他不隨時間變化的潛在影響因素帶來的偏差，本文進一步采用公司固定效應(yīng)進行檢驗。結(jié)果見表10的列（5）和列（6），“國家隊”持股的估計系數(shù)在1%水平上顯著為負，這表明遺漏變量問題對本文結(jié)論的干擾較為微弱。

6. 多期DID模型及其異質(zhì)性處理效應(yīng)問題。首先，當解釋變量為“國家隊”是否持股時，其本質(zhì)變成了面板數(shù)據(jù)下的處理效應(yīng)估計。因“國家隊”入股年度存在先后，故屬于多時點DID估計。本文借鑒于雪航和方軍雄（2020）[24]的做法，以“國家隊”持股前后各三年（2012—2018）的數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，設(shè)計模型（2）進行多時點DID檢驗。

[FINRATIOi，t=α0+α1DIDi，t+αjControlsi，t+∑Firm+∑Industry+∑Year+εi，t]? （2）

其中，[DID]為“國家隊”持股，樣本期間內(nèi)企業(yè)被“國家隊”首次持股及以后年份連續(xù)持股時取1，否則取0，其他變量同模型（1）一致。表11匯報了多時點DID的回歸結(jié)果，DID的估計系數(shù)在5%的水平上顯著為負，支持前文結(jié)論。

其次，近期Chaisemartin和D'Haultfoeuille（2020）[29]等學者指出，傳統(tǒng)雙向固定效應(yīng)模型可能會因為存在“負權(quán)重”問題而導致政策效應(yīng)的估計結(jié)果產(chǎn)生偏誤?？紤]到“國家隊”持股時間不一致，并且其持股效果會隨時間而發(fā)生變化，使用傳統(tǒng)DID估計方法得出的處理效應(yīng)可能存在偏差，故本文進行以下穩(wěn)健性檢驗。先借鑒Chaisemartin和D'Haultfoeuille（2020）[29]的研究對負權(quán)重占比進行討論，結(jié)果發(fā)現(xiàn)正權(quán)重和負權(quán)重個數(shù)分別為3805個和85個，正權(quán)重占比為1.002，負權(quán)重占比為-0.002，接近于0，表明本文結(jié)果較為可信。然后分別根據(jù)Callaway和Sant' Anna（2021）[30]、Sun和Abraham（2021）[31]提出的“組別—時期”加權(quán)估計、Gardner（2021）[32]提出的插值填補法對可能存在的異質(zhì)性處理效應(yīng)進行檢驗，結(jié)果見表12，DID的回歸系數(shù)顯著為負，結(jié)果較為穩(wěn)健。

最后，鑒于“國家隊”持股在后期存在“退出”情形，借鑒Chaisemartin和D'Haultfoeuille（2020）[29]的研究對其進行檢驗，表12結(jié)果顯示，DID的估計系數(shù)顯著為負，結(jié)論穩(wěn)健。

（六）影響機制分析

前文結(jié)果表明，“國家隊”持股顯著抑制了企業(yè)金融化。接下來，本文將從融資約束與信息環(huán)境兩方面來考察“國家隊”持股抑制企業(yè)金融化的具體途徑。借鑒江艇（2022）[33]的建議，構(gòu)建如下中介效應(yīng)檢驗?zāi)Ｐ停?/p>

[Medi，t=α0+α1Governi，t/Treati，t+αjControlsi，t+∑Industry+∑Year+εi，t] （3）

[FINRATIOi，t=α0+α1Governi，t/Treati，t+α2Medi，t+αjControlsi，t+∑Industry+∑Year]? （4）

其中，[Medi，t]為中介變量，包括融資約束（SA）和外部信息環(huán)境（Anal），前者以SA指數(shù)來衡量，后者以分析師人數(shù)加1取對數(shù)來衡量。

1. 基于融資約束的路徑分析。具有政府背景的“國家隊”資金實力雄厚，既能直接為企業(yè)帶來資金支持又能降低其融資成本和融資難度，吸引更多外部投資，破解融資約束難題，從而能夠有效抑制預防性動機下的金融投資行為?；貧w結(jié)果見表13。列（1）和列（3）中，Govern和Treat的回歸系數(shù)均顯著為負，表明“國家隊”持股能夠有效緩解企業(yè)的融資約束困境。由列（2）和列（4）可知，融資約束的估計系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，表明企業(yè)融資約束問題越嚴重，越傾向于配置各類金融資產(chǎn)。在控制融資約束后，Govern和Treat的回歸系數(shù)至少在10%水平上顯著為負。此外，Sobel Z統(tǒng)計量均在1%水平上顯著，中介效應(yīng)成立，即“國家隊”持股能夠通過直接為企業(yè)提供資金支持來降低企業(yè)融資成本和融資難度，進而緩解融資約束，弱化了預防性儲蓄動機下的金融資產(chǎn)配置行為。

2. 基于信息環(huán)境的路徑分析?！皣谊牎币蜃陨淼奶厥庑?，其投資行為往往具有較強的“指向標”作用，能夠吸引證券分析師、新聞媒體等進一步關(guān)注，各方合力監(jiān)督能夠優(yōu)化外部信息環(huán)境，抑制投機動機下的金融資產(chǎn)持有行為，降低金融化水平。結(jié)果如表14所示。在列（1）和列（3）中，Govern和Treat的回歸系數(shù)均顯著為正，表明“國家隊”持股能夠提高分析師關(guān)注度。由列（2）和列（4）可知，外部信息環(huán)境的系數(shù)在1%水平上顯著為負，表明分析師關(guān)注度越高，企業(yè)金融化程度越低；在控制外部信息環(huán)境后，Govern和Treat的回歸系數(shù)至少在5%水平上顯著為負。此外，Sobel Z統(tǒng)計量均顯著為負，中介效應(yīng)成立，即“國家隊”持股能夠通過吸引更多分析師的關(guān)注來改善企業(yè)信息環(huán)境，提高信息透明度，并對投機動機驅(qū)使下管理層將本該用于長期實業(yè)發(fā)展的資金挪用至短平快的金融資產(chǎn)投資上的投機行為實施有效監(jiān)督和約束，進而抑制企業(yè)金融化。

六、進一步分析

（一）區(qū)分金融資產(chǎn)持有動機

不同動機下的金融資產(chǎn)持有呈現(xiàn)出不同類型的期限結(jié)構(gòu)特征。預防性儲蓄動機下，企業(yè)傾向于配置各類流動性高、周轉(zhuǎn)快和變現(xiàn)能力強的短期金融資產(chǎn)，以利用其“蓄水池”功效來降低未來經(jīng)營過程中資金鏈斷裂的風險；而投機動機下，具備超額收益能力的長期金融資產(chǎn)則成為企業(yè)進行資本套利的首選?？紤]到“國家隊”持股可能會對不同動機下的金融資產(chǎn)持有產(chǎn)生不同程度的影響，借鑒彭俞超等（2018）[13]的研究，本文將企業(yè)金融化（FINRATIO）細分為預防性儲蓄動機下的企業(yè)金融化（S_Fin）和投機動機下的企業(yè)金融化（L_Fin）。即S_Fin=（交易性金融資產(chǎn)+衍生金融資產(chǎn)）/總資產(chǎn)，L_Fin=剩余金融資產(chǎn)/總資產(chǎn)，分別進行回歸。結(jié)果如表15所示，“國家隊”持股的估計系數(shù)在預防性儲蓄動機組中為負，但顯著性較為微弱；而在投機動機組中，其系數(shù)分別為-0.079和-0.002，均在1%水平上顯著，且后者系數(shù)的絕對值明顯大于前者。上述結(jié)果表明“國家隊”持股對預防性儲蓄動機和投機動機下的金融資產(chǎn)持有均能產(chǎn)生抑制作用，但對后者的抑制作用更為強烈，即“國家隊”主要通過抑制投機動機下的金融資產(chǎn)配置來降低金融化水平。

（二）區(qū)分不同持股比例

持股比例的高低直接關(guān)系到“國家隊”在公司治理過程中的影響力與話語權(quán)。當持股比例較低時，“國家隊”較為微弱的治理效應(yīng)可能無法影響企業(yè)的金融投資決策；而較高的持股比例則意味著“國家隊”能夠更為有效地緩解企業(yè)融資約束并改善外部信息環(huán)境，進而抑制企業(yè)金融化。故本文將“國家隊”持股子樣本按照其是否高于持股比例的年度行業(yè)中位數(shù)進行分組，以檢驗不同持股水平下“國家隊”發(fā)揮的治理效應(yīng)，結(jié)果見表16。其中，Govern的估計系數(shù)在高持股比例組中顯著為負，在低持股比例組中不顯著，這說明國家隊持股比例越高，其在公司治理中的話語權(quán)和影響力越強，越能對企業(yè)偏離主業(yè)生產(chǎn)而進行金融資產(chǎn)配置的投資決策施加影響，故對于企業(yè)金融化的抑制作用越強。

（三）經(jīng)濟后果分析

創(chuàng)新是引領(lǐng)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的第一動力，而研發(fā)投入則是企業(yè)創(chuàng)新能力的重要標志。那么，“國家隊”在抑制企業(yè)金融化后，能否引導企業(yè)將資源轉(zhuǎn)投到研發(fā)創(chuàng)新環(huán)節(jié)，實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展呢？本文以研發(fā)投入占總資產(chǎn)的比重來衡量企業(yè)研發(fā)投入強度（RD），并利用中介效應(yīng)檢驗?zāi)Ｐ蛠硖接憽皣谊牎背止蓪ζ髽I(yè)研發(fā)投入的影響，結(jié)果見表17。其中，列（1）和列（4）顯示Govern和Treat的系數(shù)均顯著為正，說明“國家隊”持股能夠提升企業(yè)研發(fā)投入；列（2）和列（5）中Govern和Treat的系數(shù)均在10%水平上顯著為負，說明“國家隊”持股抑制了企業(yè)金融化；列（3）和列（6）顯示Govern和Treat的系數(shù)均顯著為正，且企業(yè)金融化的系數(shù)顯著為負，中介效應(yīng)成立。這說明“國家隊”在抑制企業(yè)“脫實向虛”趨勢后，進一步引導其將有限的發(fā)展資源投向研發(fā)創(chuàng)新領(lǐng)域，以創(chuàng)新價值投資來實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展。

七、研究結(jié)論與啟示

本文基于金融化視角，以2015—2021年滬深A股上市公司為樣本，考察了“國家隊”持股對實體企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響。研究發(fā)現(xiàn)，“國家隊”持股抑制了企業(yè)金融化。機制檢驗表明，緩解融資約束和改善外部信息環(huán)境是“國家隊”發(fā)揮抑制作用的主要路徑。進一步檢驗發(fā)現(xiàn)，對于投機動機下的金融資產(chǎn)持有和國家隊持股比例較高時，抑制效應(yīng)更明顯。此外，“國家隊”持股在抑制企業(yè)金融化后，提升了企業(yè)的研發(fā)投入。

本文研究結(jié)論具有一定的啟示意義：第一，本文研究表明“國家隊”在微觀企業(yè)層面同樣存在積極的治理效應(yīng)，應(yīng)鼓勵和支持以“國家隊”為代表的成熟、理性且具有長期價值投資視野的機構(gòu)投資者積極參與公司治理實踐，以更好地發(fā)揮其監(jiān)督治理作用。第二，本文研究結(jié)論為緩解企業(yè)金融化提供了新思路。即“國家隊”既要充分利用好手中的資金“活水”為實體企業(yè)的轉(zhuǎn)型升級和研發(fā)創(chuàng)新輸送資金，幫助其實現(xiàn)融資的增量、降價、提質(zhì)、擴面，破解其融資困境，也要與證券分析師等各方形成監(jiān)督合力，為實體企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展營造高透明度的外部市場環(huán)境。第三，“國家隊”在持股過程中應(yīng)重點關(guān)注和監(jiān)督企業(yè)投機動機下的金融資產(chǎn)持有行為，并適當提升自身持股比例，積極引導實體企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

參考文獻：

[1]杜勇，張歡，陳建英.金融化對實體企業(yè)未來主業(yè)發(fā)展的影響：促進還是抑制 [J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2017，（12）.

[2] Freeman R B. 2010. It's Financialization！[J].International Labour Review，149（02）.

[3] 張成思，張步曇.中國實業(yè)投資率下降之謎：經(jīng)濟金融化視角[J].經(jīng)濟研究，2016，51（12）.

[4] 王紅建，曹瑜強，楊慶，楊箏.實體企業(yè)金融化促進還是抑制了企業(yè)創(chuàng)新——基于中國制造業(yè)上市公司的經(jīng)驗研究 [J].南開管理評論，2017，20（01）.

[5] 顧雷雷，郭建鸞，王鴻宇.企業(yè)社會責任、融資約束與企業(yè)金融化 [J].金融研究，2020，（02）.

[6] Bushee B J. 1998. The Influence of Institutional Investors on Myopic R&D Investment Behavior [J].The Accounting Review，73（3）.

[7]陳旭東，衛(wèi)聰慧，劉嫦.機構(gòu)投資者持股影響了實體企業(yè)金融資產(chǎn)配置嗎？[J].金融發(fā)展研究， 2020，（06）.

[8]劉偉，曹瑜強.機構(gòu)投資者驅(qū)動實體經(jīng)濟“脫實向虛”了嗎 [J].財貿(mào)經(jīng)濟，2018，39（12）.

[9]李志生，金凌，張知宸.危機時期政府直接干預與尾部系統(tǒng)風險——來自2015年股災(zāi)期間“國家隊”持股的證據(jù) [J].經(jīng)濟研究，2019，54（04）.

[10]Krippner G R. 2005. The Financialization of the American Economy [J].Socio-Economic Review，3（2）.

[11]蔡明榮，任世馳.企業(yè)金融化：一項研究綜述 [J].財經(jīng)科學，2014，（07）.

[12]吳娜，白雅馨，劉聰慧，于博.中美貿(mào)易摩擦、企業(yè)家精神與金融資產(chǎn)配置 [J].會計與經(jīng)濟研究，2022，36（03）.

[13]彭俞超，韓珣，李建軍.經(jīng)濟政策不確定性與企業(yè)金融化 [J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2018，（01）.

[14]楊箏，劉放，王紅建.企業(yè)交易性金融資產(chǎn)配置：資金儲備還是投機行為？ [J].管理評論，2017，29（02）.

[15]王婷，杜勇.“一帶一路”倡議與企業(yè)金融化——兼論制度環(huán)境及銀行業(yè)競爭的調(diào)節(jié)效應(yīng) [J].西南大學學報（社會科學版），2023，49（03）.

[16]王瑤，黃賢環(huán).內(nèi)部控制與實體企業(yè)金融化：治理效應(yīng)抑或助推效應(yīng) [J].財經(jīng)科學，2020，（02）.

[17]劉姝雯，劉建秋，陽旸，楊勝剛.企業(yè)社會責任與企業(yè)金融化：金融工具還是管理工具？ [J].會計研究，2019，（09）.

[18]孫澤宇，齊保壘.多個大股東與企業(yè)金融化 [J].管理工程學報，2022，36（03）.

[19]杜勇，謝瑾，陳建英.CEO金融背景與實體企業(yè)金融化 [J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2019，（05）.

[20]吳娜，于博，白雅馨，樊瑞婷.營商環(huán)境、企業(yè)家精神與金融資產(chǎn)的動態(tài)協(xié)同 [J].會計研究，2021，（03）.

[21]李志生，金凌.“國家隊”救市、股價波動與異質(zhì)性風險 [J].管理科學學報，2019，22（09）.

[22]王雄元，何雨晴.國家隊持股、媒體報道與股市穩(wěn)定 [J].中南財經(jīng)政法大學學報，2020，（06）.

[23]文雯，喬菲.“國家隊”持股與公司違規(guī) [J].管理科學，2021，34（04）.

[24]于雪航，方軍雄.“國家隊”持股與企業(yè)創(chuàng)新投資決策 [J].國際金融研究，2020，（08）.

[25]文雯，胡慧杰，李倩.“國家隊”持股能降低企業(yè)風險嗎？[J].證券市場導報，2021，（10）.

[26]潘越，戴亦一，林超群.信息不透明、分析師關(guān)注與個股暴跌風險 [J].金融研究，2011，（09）.

[27]Demir F. 2009. Financial Liberalization，Private Investment and Portfolio Choice：Financialization of Real Sectors in Emerging Markets [J].Journal of Development Economics，88（2）.

[28]王化成，畢紫嵐，孫昌玲.核心競爭力能夠抑制實體企業(yè)金融化嗎？——基于文本分析的經(jīng)驗證據(jù) [J].中國軟科學，2023，（01）.

[29]Chaisemartin C D，D'Haultf?uille X. 2020. Two-Way Fixed Effects Estimators with Heterogeneous Treatment Effects [J].American Economic Review，110（9）.

[30]Callaway B，Sant' Anna P H C. 2021. Difference-in-Differences with Multiple Time Periods [J].Journal of Econometrics，225（2）.

[31]Sun L，Abraham S. 2021. Estimating Dynamic Treatment Effects in Event Studies with Heterogeneous Treatment Effects [J].Journal of Econometrics，225（2）.

[32]Gardner J. 2021. Two-Stage Difference-in-Differences [R]. NBER Working Paper.

[33]江艇.因果推斷經(jīng)驗研究中的中介效應(yīng)與調(diào)節(jié)效應(yīng) [J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2022，（05）.