張宇

摘? ?要：我國自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)建設(shè)的主要目的是推動(dòng)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展以實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)并建成開放型經(jīng)濟(jì)格局。本文研究發(fā)現(xiàn)自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)建設(shè)顯著提高企業(yè)實(shí)體投資率，其中的重要作用機(jī)制是融資約束緩解、金融化投資絕對(duì)收益水平下降、實(shí)體投資絕對(duì)風(fēng)險(xiǎn)水平下降。此外，本文檢驗(yàn)了自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)建設(shè)后企業(yè)金融化投資規(guī)模和投資傾向的變化，并對(duì)比了企業(yè)采取不同投資決策的財(cái)務(wù)業(yè)績表現(xiàn)。本文在微觀企業(yè)層面證明了自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)建設(shè)助力實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展目標(biāo)實(shí)現(xiàn)及其路徑，為進(jìn)一步完善相關(guān)制度建設(shè)和促進(jìn)企業(yè)發(fā)展提供現(xiàn)實(shí)依據(jù)和有益參考。

關(guān)鍵詞：自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)；實(shí)體投資；脫虛向?qū)崳煌顿Y收益；投資風(fēng)險(xiǎn)

中圖分類號(hào)：F830? ?文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A? 文章編號(hào)：1674-2265（2024）03-0044-10

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2024.03.005

一、引言

近年來，國際經(jīng)濟(jì)關(guān)系復(fù)雜多變，不穩(wěn)定性不確定性較大，國內(nèi)經(jīng)濟(jì)下行壓力增加，全面深化改革和擴(kuò)大開放是提升我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的重要內(nèi)容，各類對(duì)外開放平臺(tái)承擔(dān)了制度創(chuàng)新與區(qū)域開放布局等功能。當(dāng)前階段，廣受關(guān)注的自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)建設(shè)成為構(gòu)建以國內(nèi)大循環(huán)為主體、國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進(jìn)的新發(fā)展格局的重要平臺(tái)，其著眼于新時(shí)代的開放布局、開放方式和開放重點(diǎn)?，F(xiàn)有研究主要關(guān)注了自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)建設(shè)在貨物貿(mào)易規(guī)模、國際資本流動(dòng)、區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長等宏觀層面的經(jīng)濟(jì)后果（項(xiàng)后軍等，2016；殷華和高維和，2017；韓瑞棟和薄凡，2019；王愛儉等，2020；蔣靈多等，2021）[1-5]，但是，此類影響多是量的“開放紅利”，未能充分論證質(zhì)的有效提高，而這正是我國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展中亟待解決的難題，也是強(qiáng)化金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的重要目標(biāo)。金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)不應(yīng)該被簡化為無條件滿足微觀企業(yè)資金需求，其根本要求是有效發(fā)揮資源配置功能。當(dāng)前階段，實(shí)體經(jīng)濟(jì)低迷但金融資產(chǎn)市場呈逆周期上揚(yáng)態(tài)勢(shì)，實(shí)體企業(yè)資金空轉(zhuǎn)或“脫實(shí)向虛”問題較為嚴(yán)重（張成思和張步曇，2016）[6]。因此，自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)建設(shè)助力實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展目標(biāo)是否實(shí)現(xiàn)需要進(jìn)一步考察試驗(yàn)區(qū)建設(shè)是否有助于提高企業(yè)實(shí)體投資率，基于何種原因?qū)е缕髽I(yè)將新增獲得資金投向?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)而非金融化，以及這一投資決策的經(jīng)濟(jì)后果如何。

為此，本文基于自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)建設(shè)這一準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，對(duì)我國區(qū)域性政策與企業(yè)實(shí)體投資的關(guān)系進(jìn)行研究。本文可能存在以下的創(chuàng)新和貢獻(xiàn)：一是在研究內(nèi)容上，提供了自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)建設(shè)在微觀企業(yè)決策層面經(jīng)濟(jì)后果的實(shí)證證據(jù)。目前，國內(nèi)現(xiàn)有文獻(xiàn)大都驗(yàn)證了上海、廣州等自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)在區(qū)域經(jīng)濟(jì)指標(biāo)方面的促進(jìn)作用，忽視了企業(yè)作為貿(mào)易開放與經(jīng)濟(jì)全球化的載體以及政策制度影響的主要市場主體，在應(yīng)對(duì)和適應(yīng)宏觀政策中的重要作用，本文對(duì)此進(jìn)行補(bǔ)充。二是在研究視角上，本文將自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)建設(shè)作為多維度集合，從促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的具體目標(biāo)切入，從企業(yè)特征和金融機(jī)構(gòu)行為的互動(dòng)性影響兩個(gè)方面進(jìn)行機(jī)制研究，特別對(duì)以往文獻(xiàn)中尚未得到一致結(jié)論的實(shí)體投資收益和風(fēng)險(xiǎn)的作用機(jī)制進(jìn)行驗(yàn)證（張成思和張步曇，2016；Klein和Marquardt，2006；Demir，2009）[6-8]，為進(jìn)一步的政策創(chuàng)新方向提供理論支持。

二、研究假說

一方面，自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)建設(shè)會(huì)促進(jìn)企業(yè)實(shí)體投資。首先，基于制度理論，制度塑造市場環(huán)境并影響企業(yè)行為決策（Busenitz等，2000）[9]。自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)從政府職能轉(zhuǎn)變、投資開放、貿(mào)易升級(jí)、金融創(chuàng)新等方面改革創(chuàng)新舉措，改變?cè)斐善髽I(yè)“脫實(shí)向虛”的外部環(huán)境，總體上為企業(yè)投資實(shí)體經(jīng)濟(jì)創(chuàng)造了更好條件。其次，在良好的外部環(huán)境影響下，企業(yè)傾向于構(gòu)建長期發(fā)展的核心競爭力，實(shí)體投資主要涉及固定資產(chǎn)更新改造、新產(chǎn)品和新技術(shù)研發(fā)投入以及管理方式升級(jí)創(chuàng)新（黃賢環(huán)和王瑤，2019）[10]，既是維持企業(yè)現(xiàn)有市場份額和市場地位的有效手段，也是實(shí)現(xiàn)企業(yè)盈余持續(xù)性和高質(zhì)量發(fā)展的主要方式。最后，基于集聚理論（Marshall，1920）[11]，自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)引致要素流動(dòng)和集聚（盛斌，2015）[12]，有助于企業(yè)共享經(jīng)濟(jì)正外部性，提高了企業(yè)承擔(dān)實(shí)體投資周期長、投入大、不可逆以及資產(chǎn)專用性較強(qiáng)等風(fēng)險(xiǎn)的可能性。綜上，自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)建設(shè)將有助于提高企業(yè)實(shí)體投資的機(jī)會(huì)和需求。

另一方面，自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)建設(shè)也可能抑制企業(yè)實(shí)體投資可能性。根據(jù)實(shí)物期權(quán)理論和不可逆投資理論（Arrow，1968；Bernanke，1983）[13，14]，固定資產(chǎn)投資等長期實(shí)物投資具有不可逆性，一旦環(huán)境不確定性造成實(shí)物投資的收益低于預(yù)期水平，所投資的實(shí)物可能變成沉沒成本或者僅可以獲得較低的變現(xiàn)價(jià)值。因此，當(dāng)企業(yè)面臨環(huán)境不確定性時(shí)，企業(yè)可能會(huì)遞延資本投資，利用外部融資投資的概率降低（王義中和宋敏，2014）[15]。相比促進(jìn)金融化投資（彭俞超等，2018）[16]，經(jīng)濟(jì)政策不確定性會(huì)抑制企業(yè)固定資產(chǎn)投資（Gulen和Ion，2016；Kim和Kung，2017；李鳳羽和楊墨竹，2015；譚小芬和張文婧，2017；劉貫春等，2019）[17-21]。因此，雖然自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)整體以提升開放質(zhì)量為目標(biāo)，但制度設(shè)計(jì)契合各省市經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略目標(biāo)和現(xiàn)狀，建設(shè)過程中各類政策在自主創(chuàng)新嘗試、其他試驗(yàn)區(qū)經(jīng)驗(yàn)借鑒基礎(chǔ)上將有后續(xù)調(diào)整與變更，試點(diǎn)政策出臺(tái)后在執(zhí)行強(qiáng)度和效果方面存在不確定性，企業(yè)可能選擇等待機(jī)會(huì)，進(jìn)而抑制企業(yè)實(shí)體投資傾向。

基于以上分析，本文提出如下對(duì)立性假設(shè)：

假設(shè)1a：自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)建設(shè)促進(jìn)企業(yè)實(shí)體投資。

假設(shè)1b：自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)建設(shè)抑制企業(yè)實(shí)體投資

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取

本文選取2010—2019年滬深A(yù)股上市公司為初始樣本，剔除金融類行業(yè)、ST、資不抵債、上市時(shí)間不滿一年以及數(shù)據(jù)缺失樣本，對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行上下1%縮尾處理，公司財(cái)務(wù)和治理相關(guān)數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫。本文手工整理了上市公司的注冊(cè)地和辦公地?cái)?shù)據(jù)，將數(shù)據(jù)細(xì)化到自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)所在地級(jí)市層級(jí)，進(jìn)而定義自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)的實(shí)驗(yàn)組變量。

（二）變量設(shè)計(jì)與模型構(gòu)建

由于各自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)依次成立，參考多點(diǎn)DID方法，本文使用模型（1）檢驗(yàn)自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)建設(shè)如何影響企業(yè)實(shí)體投資。

[FIXi，j，t=α0+α1TREATi，j，t×POSTj，t+Controlsi，t-1+μt+θi+εi，j，t] （1）

實(shí)體投資（[FIX]）以“企業(yè)購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金”除以總資產(chǎn)衡量（Gulen和Ion，2016；黃賢環(huán)等，2021）[17，22]。本文的基本檢驗(yàn)定義實(shí)驗(yàn)組[TREATi，j，t]為公司[i]在[t]年的注冊(cè)地處于試驗(yàn)區(qū)所在城市[j]（地級(jí)市）時(shí)取1，否則為0；若涉及注冊(cè)地搬遷，僅當(dāng)年注冊(cè)地處于試驗(yàn)區(qū)城市時(shí)取1；定義[POSTj，t]在城市[j]（地級(jí)市）在自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)正式運(yùn)營之后年度取1，否則為0；[α1]為關(guān)注系數(shù)。參考企業(yè)實(shí)體投資與金融化等相關(guān)文獻(xiàn)，本文選取滯后一期的資產(chǎn)規(guī)模（SIZE）、盈利能力（ROA）、股權(quán)集中度（TOP1）、公司年齡（ESTBAGE）、成長能力（GROWTH）、財(cái)務(wù)杠桿（LEV）、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（SOE）、董事會(huì)規(guī)模（BOARD）、管理層持股比例（MGSR）以及兩職兼任（DUAL）作為公司層面控制變量；選取地級(jí)市級(jí)別GDP增長率（GdpGrowth）、第二產(chǎn)業(yè)占比（SndGdp）、第三產(chǎn)業(yè)占比（TrdGdp）作為宏觀層面控制變量。另外，本文控制年度固定效應(yīng)[μt]和公司固定效應(yīng)[θi]。具體變量定義見表1。

四、實(shí)證結(jié)果

（一）描述性分析

表2為主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)。實(shí)體投資均值為0.0482，中位數(shù)是0.0343，說明我國A股上市公司的實(shí)體投資占資產(chǎn)總額的比重較低，仍有投資空間，與我國當(dāng)前實(shí)體企業(yè)普遍存在“脫實(shí)向虛”的現(xiàn)象相吻合；實(shí)體投資最小值為0.0002，而最大值達(dá)到0.2281，說明上市公司間投資傾向存在較大差異。其他公司層面和宏觀控制變量分布較為合理，與現(xiàn)有文獻(xiàn)數(shù)據(jù)具有可比性。

（二）主檢驗(yàn)回歸結(jié)果

表3報(bào)告了地級(jí)市層面自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)建設(shè)對(duì)當(dāng)?shù)厣鲜泄緦?shí)體投資的基本回歸結(jié)果。表3采用逐步回歸方法，逐步加入公司層面和地級(jí)市層面控制變量，三列均控制了個(gè)體固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)，并在公司層面聚類。結(jié)果表明自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)與實(shí)體投資顯著正相關(guān)，為本文研究假說提供了初步的證據(jù)支持，即自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)建設(shè)將推動(dòng)企業(yè)進(jìn)行實(shí)體投資，“脫實(shí)向虛”現(xiàn)象得到緩解。本文采用第（3）列的回歸方式進(jìn)行后續(xù)實(shí)證分析。

由于使用DID回歸要求實(shí)驗(yàn)組和控制組有嚴(yán)格的時(shí)間平行趨勢(shì)，否則將導(dǎo)致結(jié)果存在偏誤，本文進(jìn)行了平行趨勢(shì)檢驗(yàn)。以試驗(yàn)區(qū)成立前1—3年生成3個(gè)年份虛擬變量before1j，t、before2j，t、before3j，t，成立當(dāng)年虛擬變量currentj，t，成立后1—2年虛擬變量after1j，t、after2j，t，成立3年及以后虛擬變量after3j，t，將年份虛擬變量與Treati，j，t交乘，再以實(shí)體投資為因變量對(duì)樣本進(jìn)行平行趨勢(shì)檢驗(yàn)?？刂谱兞颗c主檢驗(yàn)保持一致，結(jié)果如圖1所示。圖1中各小圖橫軸表示距離自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)成立的年份，縱軸表示估計(jì)值大小?？梢园l(fā)現(xiàn)，before1j，t、before2j，t、before3j，t與Treati，j，t交乘項(xiàng)的回歸系數(shù)均不顯著，不能拒絕平行趨勢(shì)假設(shè)。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1. 改變核心指標(biāo)度量方式。固定資產(chǎn)投資是企業(yè)實(shí)體投資最具有代表性的重要組成部分，故此，本文將實(shí)體投資重新定義為當(dāng)年外部購買的固定資產(chǎn)、在建工程轉(zhuǎn)入固定資產(chǎn)和新增在建工程之和除以公司年末資產(chǎn)總額（申慧慧和于鵬，2021）[23]，重新回歸結(jié)果見表4第（1）列。

此外，考慮到存量占比未能充分反映實(shí)體投資的增加，本文重新定義實(shí)體投資為企業(yè)購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金的增加額除以公司年末資產(chǎn)總額，以及當(dāng)年外部購買的固定資產(chǎn)、在建工程轉(zhuǎn)入固定資產(chǎn)和新增在建工程之和整體的增加額除以公司年末資產(chǎn)總額，重新回歸結(jié)果見表4第（2）列和第（3）列。

2. 增加控制變量。企業(yè)實(shí)體投資偏好受公司特征如治理水平、自由現(xiàn)金流狀況等影響，也與公司管理層特征相關(guān)，為減輕遺漏變量帶來的內(nèi)生性問題，參考現(xiàn)有文獻(xiàn)，本部分增加滯后一期機(jī)構(gòu)投資者持股比例（INST）和經(jīng)營活動(dòng)產(chǎn)生的凈現(xiàn)金流量占比（CFL）作為控制變量，回歸結(jié)果見表5第（1）列；增加公司董事、監(jiān)事、高管具有金融背景（FinBack）、學(xué)術(shù)背景（AcademicBack）和海外背景（OveseaBack）的比例作為控制變量，回歸結(jié)果見表5第（2）列。

3. 增加固定效應(yīng)。由于我國各省份資源稟賦與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不同，各省份企業(yè)之間可能存在系統(tǒng)性差異，同時(shí)行業(yè)政策和偏好也可能影響本文的研究結(jié)果。前文雖控制個(gè)體固定效應(yīng)，但不免存在隨時(shí)間變化的其他特征影響回歸結(jié)果。針對(duì)此問題，為減小宏觀因素的可能影響，本文控制高維固定效應(yīng)，包括企業(yè)固定效應(yīng)、行業(yè)年度固定效應(yīng)和城市年度固定效應(yīng)，結(jié)果如表5第（3）列所示。

4. 重新處理樣本。前文檢驗(yàn)中，本文使用企業(yè)注冊(cè)所在地級(jí)市定義自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)實(shí)驗(yàn)組是由于絕大多數(shù)A股上市公司在注冊(cè)地開展生產(chǎn)經(jīng)營活動(dòng)，但也不乏企業(yè)因IPO政策、區(qū)域稅收和產(chǎn)業(yè)政策優(yōu)惠、財(cái)政補(bǔ)貼等原因，在某城市注冊(cè)但經(jīng)營部門設(shè)在另一城市的情況。為此，本文搜集上市公司辦公地址所在地級(jí)市作為替代性變量定義實(shí)驗(yàn)組，其余設(shè)計(jì)不變，回歸結(jié)果見表6第（1）列。

自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)作為一類先行示范性試點(diǎn)政策，其重要意義在于形成可復(fù)制、可借鑒、可推廣的經(jīng)驗(yàn)，即自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)的選址并非隨機(jī)分布，而是受各省地理位置、經(jīng)濟(jì)環(huán)境、開放程度等多方面因素影響，且分別服務(wù)于國家各個(gè)區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略。為減輕省份固有差異和試驗(yàn)區(qū)選址問題導(dǎo)致的DID回歸結(jié)果偏誤，本文剔除從未設(shè)立過自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)的省份，僅對(duì)子樣本進(jìn)行試驗(yàn)區(qū)建設(shè)前后企業(yè)實(shí)體投資差異的回歸分析，結(jié)果如表6第（2）列所示，基本檢驗(yàn)結(jié)論穩(wěn)健。

雖然本文認(rèn)為自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)建設(shè)將對(duì)整個(gè)片區(qū)所在地級(jí)市企業(yè)均產(chǎn)生直接或間接的影響，但不能否認(rèn)將同城區(qū)外企業(yè)納入實(shí)驗(yàn)組可能對(duì)結(jié)果產(chǎn)生一定干擾。為此，僅以片區(qū)內(nèi)企業(yè)樣本為實(shí)驗(yàn)組，其他企業(yè)為控制組，回歸結(jié)果如表6第（3）列所示，結(jié)論穩(wěn)健。

5. PSM檢驗(yàn)。由于各類企業(yè)的實(shí)體投資水平可能存在系統(tǒng)性差異，本部分進(jìn)一步對(duì)通過傾向匹配得分法（PSM）得到的匹配樣本進(jìn)行檢驗(yàn)，回歸結(jié)果如表6第（4）列所示，在控制公司系統(tǒng)性差異后，TREAT[×]POST的回歸系數(shù)依然顯著為正。

6. 安慰劑檢驗(yàn)。由于國家對(duì)自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)的選址以及企業(yè)在何地注冊(cè)并非隨機(jī)分布，可能導(dǎo)致本文回歸結(jié)果中存在因遺漏變量和反向因果帶來的內(nèi)生性問題。同時(shí)，除了試驗(yàn)區(qū)設(shè)立這一政策變化外，一些其他政策或隨機(jī)性因素也可能導(dǎo)致上市公司的投資決策發(fā)生變化?；诖?，本部分通過兩種方法進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)：（1）虛構(gòu)樣本。借鑒范子英和劉甲炎（2015）[24]的方法，刪除位于各自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)所在地級(jí)市的所有上市公司樣本，將位于自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)所在省份的其他地級(jí)市的上市公司作為虛擬處理組，回歸結(jié)果如表7第（1）列所示。（2）虛構(gòu)年份。借鑒劉瑞明和趙仁杰（2015）[25]的方法，假設(shè)各自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)成立年份隨機(jī)提前1—3年，回歸分析結(jié)果如表7第（2）列所示。TREAT[×]POST的系數(shù)均不具統(tǒng)計(jì)上的顯著性。

（四）機(jī)制檢驗(yàn)

1. 融資約束。融資約束程度是影響企業(yè)實(shí)體投資決策的關(guān)鍵因素。在不滿足完美資本市場前提假設(shè)下，投資決策和融資決策之間存在交互影響（Myers，1977；Stein，2003；Dittmar和Thakor，2007）[26-28]，尤其是信息不對(duì)稱問題和委托代理問題的存在，使得融資約束成為企業(yè)投資行為的限制條件（Hubbard等，1998）[29]。在我國，較高的融資約束程度是企業(yè)降低實(shí)體投資水平的主要原因（韓珣和李建軍，2020）[30]，金融資產(chǎn)可能是企業(yè)投資活動(dòng)的緩沖工具，“脫實(shí)向虛”有助于企業(yè)在長期內(nèi)增加資金供給來滿足實(shí)體投資的需要（杜勇等，2017）[31]。自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)建設(shè)可以通過增加企業(yè)獲得外部融資的機(jī)會(huì)改善這一現(xiàn)象。一方面，自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)建設(shè)通過金融制度創(chuàng)新促進(jìn)當(dāng)?shù)亟鹑跇I(yè)發(fā)展，提高信貸配置效率，使企業(yè)更容易獲得低成本的金融資源，緩解融資約束。另一方面，自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)建設(shè)能促進(jìn)金融機(jī)構(gòu)和企業(yè)的混合集聚，地理距離縮小能夠降低市場摩擦及相應(yīng)的交易成本，幫助企業(yè)獲得融資（Butler和Cornaggia，2011；許和連等，2020）[32，33]。因此，自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)能通過緩解融資約束，增加企業(yè)實(shí)體投資所需資金，降低企業(yè)金融化的“預(yù)防性存儲(chǔ)”動(dòng)機(jī)，從而改善“脫實(shí)向虛”問題。

本部分采用兩種方式對(duì)這一作用機(jī)制進(jìn)行檢驗(yàn)：其一，以實(shí)體投資為被解釋變量，檢驗(yàn)自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)建設(shè)后的投資—現(xiàn)金流敏感性變化，現(xiàn)金流（CFL）以經(jīng)營活動(dòng)現(xiàn)金流凈額除以期初固定資產(chǎn)凈額（CFL1）（屈文洲等，2011）[34]或除以固定資產(chǎn)原值（CFL2）（曹春方等，2015）[35]來表示。其二，由于未來現(xiàn)金流不確定性增加所暗含的融資約束也會(huì)造成實(shí)體投資下降（Gulen和Ion，2016；Kim和Kung，2017）[17，18]，參考劉貫春等（2020）[36]，計(jì)算企業(yè)6期經(jīng)營活動(dòng)產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額除以總資產(chǎn)的滑動(dòng)窗口標(biāo)準(zhǔn)差，作為企業(yè)未來現(xiàn)金流不確定性（CFL_Uncertainty）的代理變量，采用中介效應(yīng)模型檢驗(yàn)以未來現(xiàn)金流不確定性所代表的融資約束變化情況。

表8是融資約束機(jī)制的作用結(jié)果。Panel A列示了投資—現(xiàn)金流敏感性變化，兩列的TREAT[×]POST[×]CFL系數(shù)均顯著為負(fù)，說明相比自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)建設(shè)前，試驗(yàn)區(qū)建設(shè)后企業(yè)降低了投資和現(xiàn)金流之間的敏感性，支持緩解融資約束的作用機(jī)制。Panel B中第（3）列被解釋變量為企業(yè)未來現(xiàn)金流不確定性，TREAT[×]POST系數(shù)為-0.0026，且在10%的水平上顯著，說明自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)建設(shè)降低了未來現(xiàn)金流不確定性，與降低企業(yè)融資約束相對(duì)應(yīng)。第（4）列TREAT[×]POST和企業(yè)未來現(xiàn)金流不確定性的系數(shù)均通過顯著性檢驗(yàn)，證實(shí)自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)通過降低企業(yè)未來現(xiàn)金流不確定性間接助推企業(yè)實(shí)體投資水平提升。

2. 投資收益與投資風(fēng)險(xiǎn)。如果企業(yè)融資約束得以緩解，那么企業(yè)為什么選擇投資實(shí)體而非金融產(chǎn)品？投資風(fēng)險(xiǎn)方面，自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)設(shè)立可能通過降低實(shí)體投資風(fēng)險(xiǎn)絕對(duì)水平作用于企業(yè)實(shí)體投資率，但也有可能有助于降低金融投資風(fēng)險(xiǎn)絕對(duì)水平。即在組合配置實(shí)體投資和金融投資時(shí)，應(yīng)衡量兩類投資的相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)。投資收益方面，一方面，在自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)內(nèi)推行政府管理方式由注重事先審批轉(zhuǎn)為注重事中、事后監(jiān)管，建立一口受理、綜合審批和高效運(yùn)作服務(wù)模式，提高了政府工作效率，降低了企業(yè)制度性交易成本，稅收優(yōu)惠和財(cái)政補(bǔ)貼等政策紅利進(jìn)一步降低了企業(yè)經(jīng)營成本，提高了實(shí)體投資收益的絕對(duì)水平。另一方面，自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)建設(shè)通過金融創(chuàng)新和金融競爭降低金融產(chǎn)品絕對(duì)投資收益。在企業(yè)資金相對(duì)充裕的條件下，“脫實(shí)向虛”的主要原因在于資本逐利性引導(dǎo)，因此，縮小兩類投資收益差異能夠緩解收益錯(cuò)配、提高實(shí)體投資率。由此，本文采用兩階段中介效應(yīng)模型對(duì)此作用機(jī)制進(jìn)行檢驗(yàn)。

在投資收益方面，參考劉貫春等（2020）[36]，定義實(shí)體投資收益絕對(duì)水平（FIX_Return）為息稅前利潤去掉金融投資收益之差除以經(jīng)營資產(chǎn)總額，經(jīng)營資產(chǎn)總額等于運(yùn)營資本、固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)等長期資產(chǎn)的凈值之和；參考張成思和張步曇（2016）[6]、Demir（2009）[8]、彭俞超等（2018）[16]，定義金融投資收益絕對(duì)水平（FIN_Return）為非金融企業(yè)的投資收益、公允價(jià)值變動(dòng)損益、其他綜合收益之和除以金融資產(chǎn)總額，金融資產(chǎn)總額按照會(huì)計(jì)準(zhǔn)則計(jì)算①（張成思和鄭寧，2020）[37]。實(shí)體投資相對(duì)收益水平（Return）以實(shí)體投資絕對(duì)收益除以金融投資絕對(duì)收益表示。

表9第（1）列檢驗(yàn)了實(shí)體投資相對(duì)收益水平作用機(jī)制，TREAT[×]POST的系數(shù)未通過顯著性檢驗(yàn)，說明自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)建設(shè)并未導(dǎo)致兩類投資收益水平差異出現(xiàn)明顯變化。第（2）列和第（3）列的聯(lián)合檢驗(yàn)結(jié)果，說明自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)通過降低企業(yè)金融化投資收益間接助推企業(yè)實(shí)體投資水平的提升，證實(shí)了金融投資收益作用機(jī)制。第（4）列被解釋變量是實(shí)體投資絕對(duì)收益，TREAT[×]POST系數(shù)不顯著，說明自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)建設(shè)并未顯著改變企業(yè)進(jìn)行實(shí)體投資獲得的收益，這可能是源于實(shí)體投資往往是長期性活動(dòng)，收益變化相對(duì)金融投資收益變化較慢。

在投資風(fēng)險(xiǎn)方面，參考彭俞超等（2018）[16]，實(shí)體投資絕對(duì)風(fēng)險(xiǎn)水平（FIX_Risk）以實(shí)體投資絕對(duì)收益（FIX_Return）三個(gè)季度滾動(dòng)標(biāo)準(zhǔn)差度量，金融投資絕對(duì)風(fēng)險(xiǎn)水平（FIN_Risk）以金融投資絕對(duì)收益（FIN_Return）三個(gè)季度滾動(dòng)標(biāo)準(zhǔn)差度量，實(shí)體投資相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)水平（Risk）采用實(shí)體投資絕對(duì)風(fēng)險(xiǎn)水平與金融投資絕對(duì)風(fēng)險(xiǎn)水平之比度量。

表10第（1）列顯示TREAT[×]POST的系數(shù)未通過顯著性檢驗(yàn)，說明自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)建設(shè)并未導(dǎo)致兩類投資風(fēng)險(xiǎn)水平差異出現(xiàn)明顯變化。第（2）列和第（3）列的聯(lián)合檢驗(yàn)結(jié)果說明自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)建設(shè)降低了實(shí)體投資絕對(duì)風(fēng)險(xiǎn)水平，進(jìn)而提高企業(yè)實(shí)體投資率。未報(bào)告的TREAT[×]POST與FIN_Risk的系數(shù)為-0.0080，且在5%水平上顯著為負(fù)，說明試驗(yàn)區(qū)建設(shè)降低了金融投資絕對(duì)風(fēng)險(xiǎn)水平，支持前文試驗(yàn)區(qū)推動(dòng)金融創(chuàng)新和金融競爭降低金融產(chǎn)品風(fēng)險(xiǎn)的假設(shè)，與金融收益下降相匹配，與實(shí)體投資絕對(duì)風(fēng)險(xiǎn)水平同向變動(dòng)導(dǎo)致相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)水平?jīng)]有明顯變化。

（五）進(jìn)一步研究

一般而言，實(shí)體投資和金融化投資二者之間呈現(xiàn)此消彼長的態(tài)勢(shì)?，F(xiàn)有文獻(xiàn)大多支持金融化投資對(duì)實(shí)體投資的擠出效應(yīng)（張成思和張步曇，2016；Orhangazi，2008；Stockhammer，2004；Seo等，2012；戚聿東和張任之，2018；Tori和Onaran，2018）[6，38-42]，也有部分文獻(xiàn)支持“蓄水池”效應(yīng)（胡奕明等，2017；黎文靖和李茫茫，2017）[43，44]，或者發(fā)現(xiàn)擠出效應(yīng)大于“蓄水池”效應(yīng)（杜勇等，2017）[31]。但實(shí)際上，對(duì)于實(shí)體投資和金融化投資規(guī)模關(guān)系的討論結(jié)果依賴融資約束的前提假設(shè)。因此，由于融資約束的緩解，金融資產(chǎn)和實(shí)體投資在規(guī)模上的關(guān)系尚不明確，即企業(yè)并非一定通過減少或增加金融化投資規(guī)模影響實(shí)體投資規(guī)模。

現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)金融資產(chǎn)的定義尚存爭議，爭議集中在是否包括現(xiàn)金、投資性房地產(chǎn)、長期股權(quán)投資等資產(chǎn)（黃賢環(huán)等，2021）[22]。同時(shí)，根據(jù)金融資產(chǎn)的流動(dòng)性和期限，有多種分類方式，企業(yè)對(duì)不同類別金融資產(chǎn)的持有動(dòng)機(jī)不同、配置偏好不同。對(duì)此，本文參考杜勇等（2017）[31]、宋軍和陸旸（2015）[45]、劉貫春等（2018）[46]，定義廣義金融資產(chǎn)為交易性金融資產(chǎn)、買入返售金融資產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)、發(fā)放貸款及墊款、持有至到期投資、金融衍生品、長期股權(quán)投資和投資性房地產(chǎn)之和；參考彭俞超等（2018）[16]，定義狹義金融資產(chǎn)為交易性金融資產(chǎn)、買入返售金融資產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)、發(fā)放貸款及墊款和持有至到期投資之和。

表11是自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)對(duì)不同類金融資產(chǎn)規(guī)模的回歸結(jié)果。第（1）和（3）列廣義和狹義金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比例在自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)設(shè)立后仍然是顯著提高的，這與前文檢驗(yàn)結(jié)果并不矛盾，由于融資約束緩解，金融投資與實(shí)體投資并非呈現(xiàn)明確的擠出或擠入關(guān)系；同時(shí)，前文檢驗(yàn)支持自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)推動(dòng)金融創(chuàng)新和集聚，促進(jìn)金融市場規(guī)模擴(kuò)大和金融市場競爭加劇、金融工具和衍生品發(fā)展，使市場參與者比以往更容易參與相關(guān)投資，且金融產(chǎn)品投資風(fēng)險(xiǎn)下降，將提高企業(yè)金融資產(chǎn)投資規(guī)模。而第（2）列和第（4）列以金融資產(chǎn)增長率為被解釋變量時(shí)，廣義金融資產(chǎn)對(duì)應(yīng)的TREAT[×]POST系數(shù)顯著為負(fù)，狹義金融資產(chǎn)對(duì)應(yīng)系數(shù)雖然為負(fù)但未通過顯著性檢驗(yàn)，說明自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)設(shè)立后企業(yè)雖然仍持有較高比例的金融資產(chǎn)，但投資傾向性有所降低。

此外，需要明確企業(yè)選擇實(shí)體投資而非金融投資的經(jīng)濟(jì)后果。參考黃賢環(huán)等（2021）[22]，本部分對(duì)企業(yè)不同投資決策的業(yè)績表現(xiàn)進(jìn)行檢驗(yàn)。如表12所示，企業(yè)實(shí)體投資將顯著提升當(dāng)期業(yè)績和未來業(yè)績，而金融投資不會(huì)產(chǎn)生這一影響，說明自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)建設(shè)后，企業(yè)“脫虛向?qū)崱备蠎?zhàn)略發(fā)展需求，也能通過這一資產(chǎn)配置變化提高財(cái)務(wù)績效。

五、結(jié)論及建議

本文使用2010—2019年中國非金融業(yè)A股上市公司樣本，基于各自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)分批次建立的時(shí)間和公司地址及其所處地級(jí)市信息，采用多點(diǎn)DID模型進(jìn)行分析，主要結(jié)論包括：（1）自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)顯著提高了企業(yè)實(shí)體投資率，經(jīng)過一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)和內(nèi)生性處理后結(jié)論依然穩(wěn)??；（2）緩解融資約束、降低金融化投資絕對(duì)收益水平、降低實(shí)體投資絕對(duì)風(fēng)險(xiǎn)水平是自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)提升企業(yè)實(shí)體投資率的中介路徑，證明了自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)的管理方式和服務(wù)模式降低了制度性交易成本和經(jīng)營成本，直接作用于實(shí)體投資風(fēng)險(xiǎn)和收益，也間接證明自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)推動(dòng)金融創(chuàng)新和金融業(yè)競爭改變了金融投資的風(fēng)險(xiǎn)和收益；（3）區(qū)分不同類別的金融資產(chǎn)回歸結(jié)果顯示，廣義和狹義金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比例在自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)設(shè)立后仍然顯著提高，但增長率為負(fù)，說明自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)改善金融環(huán)境、增加了金融產(chǎn)品規(guī)模和差異化供給，在企業(yè)融資約束緩解后，金融投資與實(shí)體投資并非呈現(xiàn)明確的擠出或擠入關(guān)系，但整體上降低了企業(yè)的金融投資傾向。

為進(jìn)一步完善自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)相關(guān)制度，也為微觀企業(yè)更好從區(qū)域性宏觀制度重構(gòu)中獲益，本文提出以下幾點(diǎn)政策建議：

第一，建設(shè)“有為政府”并強(qiáng)化市場機(jī)制。自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)制度作為一項(xiàng)公共產(chǎn)品，其運(yùn)行成敗的關(guān)鍵在于“有為政府”轉(zhuǎn)變政府職能以適應(yīng)經(jīng)濟(jì)體制改革的需要?，F(xiàn)有舉措意在減少政府對(duì)市場活動(dòng)的直接干預(yù)，為企業(yè)等市場主體提供公平競爭的營商環(huán)境，降低制度性交易成本，重構(gòu)政府與市場的邊界。因此，自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)建設(shè)應(yīng)配合各區(qū)域自然稟賦和產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)，摒棄盲目執(zhí)行非效率政策，破除行政壟斷和資本壟斷，持續(xù)推動(dòng)市場發(fā)揮資源配置作用，合力促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

第二，加大金融創(chuàng)新力度滿足企業(yè)發(fā)展需要。金融領(lǐng)域開放創(chuàng)新是現(xiàn)代高端產(chǎn)業(yè)發(fā)展的必要條件，也是衡量自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)更高水平的重要標(biāo)志，但金融發(fā)展可能客觀上潛藏著吸收企業(yè)資金背離實(shí)體經(jīng)濟(jì)的傾向，為防止此類現(xiàn)象，應(yīng)增加企業(yè)實(shí)體投資的機(jī)會(huì)，提高企業(yè)實(shí)體投資的意愿，即金融發(fā)展需與實(shí)體經(jīng)濟(jì)需求相匹配，比如提高民營企業(yè)信貸資源配置效率，使金融發(fā)展更好支持實(shí)體經(jīng)濟(jì)。

第三，改變企業(yè)決策和行為獲取政策收益。自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)作為一項(xiàng)區(qū)域性經(jīng)濟(jì)政策，一定程度上改變了企業(yè)所處市場環(huán)境和所能利用掌握的關(guān)鍵資源，企業(yè)應(yīng)加強(qiáng)公司治理、避免短期投機(jī)獲利，以建立長期的戰(zhàn)略發(fā)展優(yōu)勢(shì)和核心競爭力為目標(biāo)，充分把握機(jī)會(huì)和機(jī)遇。一方面，嘗試減少對(duì)信貸融資的依賴。特別是民營高科技企業(yè)，應(yīng)破除信貸融資路徑依賴，通過展示自身盈利能力和發(fā)展前景來獲取足額融資，負(fù)面清單的推廣亦有助于企業(yè)調(diào)整杠桿。另一方面，注意實(shí)體投資和金融投資的規(guī)模和配比。實(shí)體投資更有助于企業(yè)維持市場份額和市場地位，實(shí)現(xiàn)企業(yè)盈余持續(xù)性和高質(zhì)量發(fā)展。但也需要注意到，金融投資也存在風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避的功能，特別是自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)背景下的國際資本流動(dòng)與系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)傳染，對(duì)不確定外部沖擊下的企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)控制提出了新的要求?？傮w而言，面對(duì)更為開放發(fā)展環(huán)境的企業(yè)，既要抓住外延增長機(jī)遇，也要注重風(fēng)險(xiǎn)把控。

注：

①2018年新企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則發(fā)布，針對(duì)金融資產(chǎn)的會(huì)計(jì)處理發(fā)生了較大變更。因此，本文對(duì)于2018年以前的金融資產(chǎn)，計(jì)算貨幣資金、持有至到期投資、交易性金融資產(chǎn)、投資性房地產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)、應(yīng)收股利、應(yīng)收利息之和；對(duì)于2018年及以后的金融資產(chǎn)，計(jì)算貨幣資金、交易性金融資產(chǎn)、投資性房地產(chǎn)、應(yīng)收股利、應(yīng)收利息、債權(quán)投資、其他債權(quán)投資、其他權(quán)益工具投資、其他非流動(dòng)性金融資產(chǎn)之和。

②表12控制變量中去掉原本的ROA，并改用OLS模型控制年度、行業(yè)和城市的固定效應(yīng)，仍在公司層面聚類。

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