摘" "要：實體企業(yè)發(fā)展是助力經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要推動力，然而企業(yè)金融化現(xiàn)象日益嚴(yán)峻，這是否會抑制高質(zhì)量發(fā)展進程？本文以2016—2022年我國滬深A(yù)股上市公司為研究對象，從適度與過度金融投資行為實證檢驗企業(yè)金融化對全要素生產(chǎn)率的影響。研究表明，企業(yè)金融化與全要素生產(chǎn)率之間存在顯著的倒U型關(guān)系，臨界值為0.5670，即在臨界值左側(cè)，金融化會提高全要素生產(chǎn)率；而越過臨界值，金融化會抑制全要素生產(chǎn)率?；诋愘|(zhì)性分析，其倒U型關(guān)系在非國有企業(yè)與非高新技術(shù)企業(yè)中成立，對于國有企業(yè)與高新技術(shù)企業(yè)不成立。進一步研究發(fā)現(xiàn)，較高的商業(yè)信用融資與較大的企業(yè)內(nèi)部薪酬差距分別正向與負向調(diào)節(jié)企業(yè)金融化與全要素生產(chǎn)的倒U型。因此，只有把金融化置于合適水平內(nèi)，才能推動企業(yè)提高全要素生產(chǎn)率，這對于實體企業(yè)助力經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有重要現(xiàn)實意義。

關(guān)鍵詞：企業(yè)金融化；生產(chǎn)效率；商業(yè)信用融資；滬深A(yù)股上市公司

DOI：10.3969/j.issn.1003-9031.2025.01.001

中圖分類號：F832.51" " " " "文獻標(biāo)識碼：A" " "文章編號：1003－9031（2025）01－0004－14

一、引言

近年來，由于市場需求萎縮、企業(yè)創(chuàng)新動力不足等不利因素的共同作用，我國實體經(jīng)濟面臨較大的下行壓力。受金融與房地產(chǎn)等行業(yè)高額回報率的影響，眾多實體企業(yè)為了追求更高的利潤，紛紛將資金投入這些領(lǐng)域，并積極開展金融化運作，即實體企業(yè)逐漸偏離了原有的實業(yè)基礎(chǔ)，呈現(xiàn)出向金融領(lǐng)域轉(zhuǎn)移的明顯趨勢，導(dǎo)致虛擬經(jīng)濟迅速擴張。由此引發(fā)的實體企業(yè)金融化現(xiàn)象及其經(jīng)濟影響，已成為社會各界廣泛關(guān)注的熱點話題。企業(yè)的金融投資行為，一方面使得企業(yè)脫離主營業(yè)務(wù)范圍，導(dǎo)致資源錯配，影響全要素生產(chǎn)率的提高；另一方面，企業(yè)通過持有一定的金融資產(chǎn)來保持流動性，緩解融資約束，有利于提升全要素生產(chǎn)率。提升企業(yè)生產(chǎn)要素的質(zhì)量和使用效能對經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型和經(jīng)濟增長質(zhì)量具有深遠影響，探索企業(yè)金融投資行為的合理性與適度性、推動企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高，為我國實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展注入強勁動力，具有深刻的理論探索價值與重要的現(xiàn)實意義。

本文采用2016—2022年滬深A(yù)股非金融公司的數(shù)據(jù)，從適度與過度金融投資兩個方面深入探討金融化對全要素生產(chǎn)率的影響。本文的邊際貢獻在于：第一，不同于現(xiàn)有文獻對企業(yè)金融化與全要素生產(chǎn)率之間線性關(guān)系的關(guān)注，本文通過區(qū)分適度的資本配置優(yōu)化與潛在的過度金融投機，證實了兩者之間存在非線性關(guān)系的可能，豐富了企業(yè)財務(wù)政策與企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營之間的理論關(guān)系；第二，豐富了商業(yè)信用融資和企業(yè)內(nèi)部薪酬差距的邊界機制研究。本文驗證金融化對全要素生產(chǎn)率的影響效應(yīng)受到商業(yè)信用融資和企業(yè)內(nèi)部薪酬差距的調(diào)節(jié)，拓展了企業(yè)主營業(yè)務(wù)發(fā)展中存在的推力與阻力，這為企業(yè)長遠發(fā)展提供了微觀經(jīng)驗證據(jù)。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一） 企業(yè)金融化與全要素生產(chǎn)率的非線性關(guān)系

企業(yè)金融投資行為在不同投資動機下會對企業(yè)產(chǎn)生不同效應(yīng)。基于預(yù)防性儲備動機，企業(yè)金融投資行為有利于緩解融資約束，彌補主業(yè)投資不足（杜勇等，2017），避免財務(wù)危機，發(fā)揮“蓄水池”效應(yīng)；在套利動因的驅(qū)使下，實體企業(yè)利用金融市場上投機獲利，擠占企業(yè)創(chuàng)新投入（王紅建等，2017）。由于企業(yè)資源的有限性，企業(yè)金融化行為對實物資本產(chǎn)生擠出作用（張成思和張步曇，2016），即金融投資與實物投資存在替代關(guān)系（Tobin，1965）。研究發(fā)現(xiàn)，金融投資行為顯著降低企業(yè)當(dāng)期研發(fā)創(chuàng)新，但金融資產(chǎn)持有份額有助于推動未來時期的企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新（劉貫春，2017），金融化也與研發(fā)投入在當(dāng)期呈負向關(guān)系，在滯后期呈顯著正相關(guān)（楊松令等，2019），對企業(yè)價值的影響效應(yīng)表現(xiàn)為“倒U型”（劉立夫和杜金岷，2021）。

一方面，企業(yè)合理的金融資產(chǎn)配置發(fā)揮“蓄水池”效應(yīng)，緩解融資約束與財務(wù)困境，驅(qū)動資本從低利潤行業(yè)流向高利潤行業(yè)，一定程度上提高資源配置效率（彭若弘和張若涵，2023），促進企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展（冉芳等，2022），有利于提升全要素生產(chǎn)率；另一方面，企業(yè)過度金融投資行為使得原本用于經(jīng)營業(yè)務(wù)的資金流向金融資產(chǎn)，阻礙企業(yè)自主創(chuàng)新體系的形成，抑制企業(yè)研發(fā)投資，降低企業(yè)技術(shù)效率，最終抑制企業(yè)生產(chǎn)效率（陳赤平和孔莉霞，2020），對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生負面影響。

由此，提出假設(shè)H1：企業(yè)金融化與全要素生產(chǎn)率之間為倒U型關(guān)系，即適度金融化促進全要素生產(chǎn)率，過度金融化抑制全要素生產(chǎn)率。

（二）商業(yè)信用融資的調(diào)節(jié)效應(yīng)

商業(yè)信用作為一種外源融資，為企業(yè)提供外部資金支持，緩解融資約束，一定程度上減少信息不對稱，在企業(yè)適度金融投資時能保持更為充足的自由現(xiàn)金水平以維持其正常經(jīng)營，促使企業(yè)將更多的可利用資源分配到投資和研發(fā)等方面，并通過改善公司內(nèi)部治理模式，彌補企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營過程中可能出現(xiàn)的資本短缺，并從融資約束視角有利于提高非國有企業(yè)的全要素生產(chǎn)率（張羽瑤和張冬洋，2019），而過度使用商業(yè)信用融資會帶來短期償債壓力，迫使企業(yè)減少產(chǎn)出不確定且周期長的投資項目，此時商業(yè)信用對企業(yè)全要素生產(chǎn)率將產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”（吳祖光和安佩，2019）。此外，現(xiàn)有文獻研究發(fā)現(xiàn)成長期企業(yè)的商業(yè)信用融資存在邊際報酬遞減規(guī)律，當(dāng)成本小于收益時，規(guī)模經(jīng)濟作為主導(dǎo)地位，全要素生產(chǎn)率上升；當(dāng)成本大于收益時，邊際效用遞減，規(guī)模不經(jīng)濟進一步加劇，全要素生產(chǎn)率下降。即成長期企業(yè)的商業(yè)信用融資對企業(yè)全要素生產(chǎn)率存在非線性的倒U型關(guān)系（鄭明貴等，2022）。

一方面，商業(yè)信用融資的增強可以有效緩解融資約束、降低信息不對稱，進一步提高企業(yè)的經(jīng)營效率和盈利能力，促進生產(chǎn)效率的提高。在適度金融投資、企業(yè)將發(fā)展重心置于主營業(yè)務(wù)時，商業(yè)信用融資水平越高則越有利于發(fā)展主營業(yè)務(wù)，可以強化金融化對全要素生產(chǎn)率的促進作用。另一方面，過度金融化對主營業(yè)務(wù)投入產(chǎn)生擠兌，對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生抑制作用。雖然商業(yè)信用融資是一種有效融資渠道，但在企業(yè)經(jīng)營策略傾向金融投資和過度依賴金融渠道獲利時，企業(yè)會把獲得的融資更多投入于金融領(lǐng)域，加劇資金流向金融領(lǐng)域。同時，商業(yè)信用融資規(guī)模的提高加劇生存風(fēng)險（王京濱等，2022），進一步削弱企業(yè)實體經(jīng)濟實力與生產(chǎn)效率。即企業(yè)金融化程度較高時，較高的商業(yè)信用融資加劇了金融化對全要素生產(chǎn)率的抑制作用。

由此，提出假設(shè)H2：商業(yè)信用融資正向調(diào)節(jié)企業(yè)金融化與全要素生產(chǎn)率的倒U型關(guān)系，即隨著商業(yè)信用融資的提高，企業(yè)金融化與全要素生產(chǎn)率的倒U型關(guān)系趨于陡峭。

（三）企業(yè)內(nèi)部薪酬差距的調(diào)節(jié)效應(yīng)

社會比較理論表明，一定程度上的薪酬差距存在正向激勵效應(yīng)，即薪酬差距讓努力工作的員工感受到公平，進而起到激勵效果。高管與員工間的薪酬差距正向推動企業(yè)創(chuàng)造性產(chǎn)出（程新生，2012），管理層薪酬溢價對推動企業(yè)創(chuàng)新起主導(dǎo)作用（孔東民等，2017）。相對剝削理論強調(diào)薪酬分配需盡可能滿足公平性標(biāo)準(zhǔn)，如果成員發(fā)現(xiàn)其個人薪酬相較于他人水平低很多，會認為自身被剝削，進而消極怠工，唯有較平均的收入分配才能消除這種被剝削的認知。高新技術(shù)企業(yè)內(nèi)部薪酬差距的擴大不利于普通研發(fā)人員合作意識的培養(yǎng)（翟淑萍等，2017），降低企業(yè)生產(chǎn)效率。研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)高管之間薪酬差距、高管與員工間薪酬的絕對差距顯著提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率，但高管與員工間薪酬的相對差距與全要素生產(chǎn)率顯著負相關(guān)，并存在倒U型關(guān)系（楊竹清和陸松開，2018）?；诓煌髽I(yè)所屬性質(zhì)而言，國有企業(yè)內(nèi)部薪酬差距擴大不利于生產(chǎn)效率的提升（劉張發(fā)等，2017）。而國有上市公司內(nèi)部薪酬差距適當(dāng)提高可以抑制其非效率投資，過大的薪酬差距則對企業(yè)內(nèi)部投資效率產(chǎn)生負面影響（王建軍和劉紅霞，2015）。

根據(jù)“錦標(biāo)賽理論”，相比于較小的內(nèi)部薪酬差距，內(nèi)部薪酬差距的擴大可以通過激發(fā)高管與普通員工的競爭意識進一步加劇正向激勵作用，從而提高整個企業(yè)的業(yè)績（黎文靖和胡玉明，2012），即不同層級的員工之間如果存在較大的薪酬差距，能督促次低層級員工為爭取更高的薪酬職位而努力工作。對于高管而言，薪酬高低釋放代表其能力的信號。為保持內(nèi)部薪酬差距，高管會更加努力工作，這有利于提升企業(yè)績效和改善經(jīng)營效率。因此，企業(yè)內(nèi)部薪酬差距的擴大不僅為緩解代理問題提供了有效解決途徑（陳佳琪，2022），而且在企業(yè)內(nèi)部形成長期有效的正向激勵機制，提高企業(yè)績效水平的同時，有利于防止企業(yè)投資短期化，有效降低企業(yè)金融投資意愿，進而減緩企業(yè)金融化對全要素生產(chǎn)率的非線性影響。

由此，提出假設(shè)H3：企業(yè)內(nèi)部薪酬差距負向調(diào)節(jié)企業(yè)金融化與全要素生產(chǎn)率的倒U型關(guān)系，即隨著企業(yè)內(nèi)部薪酬差距的擴大，企業(yè)金融化與全要素生產(chǎn)率的倒U型關(guān)系趨于平滑。

三、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源

本文以2016—2022年滬深A(yù)股上市公司為研究對象，原始數(shù)據(jù)來自國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫與Wind數(shù)據(jù)庫，并對數(shù)據(jù)進行以下處理：第一，剔除具有金融屬性特征的上市公司數(shù)據(jù)；第二，剔除ST、ST*、PT標(biāo)志的樣本；第三，剔除關(guān)鍵變量嚴(yán)重缺失的數(shù)據(jù)。此外，為消除異常值對回歸結(jié)果的潛在影響，對樣本數(shù)據(jù)進行上下1%的縮尾處理。

（二）變量的選取與說明

1.被解釋變量：全要素生產(chǎn)率

關(guān)于企業(yè)全要素生產(chǎn)率（TFP）指標(biāo)的測度方面，參考魯曉東和連玉君（2012）、宋敏等（2017），常用LP法與OP法可以較好處理內(nèi)生性與樣本選擇偏差所引起的問題，而其ACF修正法更是克服了函數(shù)相關(guān)性問題。因此，本文采用LP法的ACF修正法估算全要素生產(chǎn)率（Tfp_lpacf），以O(shè)P法的ACF修正法估算出的全要素生產(chǎn)率用于穩(wěn)健性檢驗，以Tfp_opacf表示。

估算企業(yè)全要素生產(chǎn)率所需的指標(biāo)包括銷售收入（Outcome Y）、勞動投入（Labor L）、資本投入（Capital K）及中間投入（Material M）。參考黃賢環(huán)和王瑤（2019），本文采用主營業(yè)務(wù)收入、員工總數(shù)、固定資產(chǎn)凈值和購買商品接受勞務(wù)支付的現(xiàn)金分別衡量銷售收入、勞動投入、資本投入和中間投入，并取自然對數(shù)，以Tfp_lpacf表示。

2.核心解釋變量：企業(yè)金融化

借鑒Demir（2009）、孫江永等（2016）、張成思與張步曇（2016）的做法，本文從金融資產(chǎn)定義的角度入手，將金融資產(chǎn)劃分為貨幣資金、持有至到期投資、投資性房地產(chǎn)、交易性金融資產(chǎn)、長期股權(quán)投資、可供出售的金融資產(chǎn)、應(yīng)收股利與應(yīng)收利息八個部分，用金融資產(chǎn)與總資產(chǎn)的比值去衡量金融化程度，記作Fin。

3.調(diào)節(jié)變量：企業(yè)內(nèi)部薪酬差距、商業(yè)信用融資

參考劉春和孫亮（2010），本文以高管與職工間的平均薪酬差額取自然對數(shù)，來度量內(nèi)部薪酬差距（Gap）。其中，高管平均薪酬以前三名高管平均薪酬衡量；同時，本文通過扣除估算比例大約為56%的企業(yè)為員工所負擔(dān)的社會保險費用，進而計算職工凈薪酬總額，即職工平均薪酬為“支付給職工以及為職工所支付的現(xiàn)金”除以1.56后與“高管年度報酬總額”差額再除以“員工總數(shù)”與“高管人數(shù)”的差額。

本文參考劉歡等（2015）和孫昌玲等（2021）的做法，采用“（應(yīng)收賬款+預(yù)付賬款+應(yīng)收票據(jù)-應(yīng)付賬款-預(yù)收賬款-應(yīng)付票據(jù)）”與總資產(chǎn)進行標(biāo)準(zhǔn)化的比值來度量商業(yè)信用融資（Tc）。

4.控制變量

根據(jù)相關(guān)文獻，本文選取控制變量如表1所示：托賓Q（Tobin），總資產(chǎn)收益率（Roa），獨立董事占比（Dboard），管理層持股比例（Executive），兩職合一（Dual），機構(gòu)投資者持股比例（Investor），企業(yè)規(guī)模（Size）。

（三）計量模型設(shè)定

基于前文理論分析，為探究企業(yè)金融化對全要素生產(chǎn)率的影響效應(yīng)，本文構(gòu)建如下計量模型：

其中，被解釋變量為全要素生產(chǎn)率，F(xiàn)init表示企業(yè)金融化程度，為驗證企業(yè)金融化與全要素生產(chǎn)率的非線性關(guān)系，加入企業(yè)金融化的二次項Fin，Controlit為控制變量，？著it為隨機擾動項。為了增強模型回歸結(jié)果的可靠性，本文進行如下處理：第一，在所有回歸方程里，均默認用聚類標(biāo)準(zhǔn)誤調(diào)整的t統(tǒng)計量，以精確化統(tǒng)計推斷；第二，采用雙向固定效應(yīng)模型，同時固定企業(yè)個體和年份，減少可能存在的遺漏變量問題。

本文參考林偉鵬（2022）的做法，構(gòu)建調(diào)節(jié)效應(yīng)模型，通過式（2）驗證商業(yè)信用融資或企業(yè)內(nèi)部薪酬差距對企業(yè)金融化與全要素生產(chǎn)率倒U型關(guān)系的調(diào)節(jié)作用：

其中，如果曲率項顯著，無論斜率項是否顯著，金融化和全要素生產(chǎn)率之間都存在著曲線關(guān)系。即當(dāng)系數(shù)？茁5顯著時，則說明調(diào)節(jié)變量能夠調(diào)節(jié)金融化與全要素生產(chǎn)率的曲線關(guān)系。

（四）描述性統(tǒng)計

本文主要變量描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2所示。其中，企業(yè)金融化的均值為27.01%，最小值為3.66%，較多企業(yè)金融資產(chǎn)持有率不超過資產(chǎn)總額的40%，少數(shù)企業(yè)金融化程度高達78.01%，說明存在企業(yè)普遍持有金融資產(chǎn)的現(xiàn)狀，且不同企業(yè)對于金融資產(chǎn)配置傾向差異較大，這一定程度上容易影響企業(yè)對于資金的使用。

四、實證結(jié)果分析

（一）基準(zhǔn)回歸分析

基于現(xiàn)有非線性關(guān)系的研究方法，本文利用Haans的“三步法”檢驗倒U型關(guān)系（Haans，2016）：第一步，檢驗核心解釋變量的二次項是否顯著；第二步，檢驗倒U型曲線是否滿足左區(qū)間斜率為正，右區(qū)間斜率為負；第三步，檢驗倒U型曲線拐點是否處于核心解釋變量取值范圍內(nèi)。

表3顯示了金融化與全要素生產(chǎn)率的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。由表3列（1）、列（2）可知，無論是否加入控制變量，金融化（Fin）的估計系數(shù)均在1%水平上顯著為正，金融化平方項（Fin2）的估計系數(shù)在1%的水平上顯著為負。

Utest結(jié)果顯示，企業(yè)金融化的下界限斜率（0.4682）在1%水平上顯著為正，而金融化上界限斜率（-0.1881）在10%水平內(nèi)顯著為負。倒U型曲線的臨界點約為0.5670，且Fin的取值范圍區(qū)間為[0.0366，0.7801]。由此可知，極值點在數(shù)據(jù)范圍內(nèi)，并能夠在10%的統(tǒng)計水平上拒絕原假設(shè)。

綜合上述估計結(jié)果，當(dāng)企業(yè)金融化取值范圍在[0.0366，0.5670]時，對全要素生產(chǎn)率表現(xiàn)為促進作用；而企業(yè)金融化取值范圍在[0.5670，0.7801]時，對全要素生產(chǎn)率表現(xiàn)為抑制作用。如圖1所示，金融化與全要素生產(chǎn)率存在非線性關(guān)系，表現(xiàn)為倒U型關(guān)系，假設(shè)H1通過驗證。

（二）穩(wěn)健性檢驗

1.改變主要變量測度方式

本文以O(shè)P法重新度量全要素生產(chǎn)率進行穩(wěn)健性檢驗。估計結(jié)果如表4所示，無論是否加入控制變量，企業(yè)金融化與全要素生產(chǎn)率仍存在倒U型關(guān)系，以上回歸結(jié)果與前文一致，說明本文研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

2.控制省份及行業(yè)層面宏觀因素的影響

考慮到行業(yè)與宏觀層面的可能性影響，本文分別依次增加行業(yè)、省份、省份×年份、行業(yè)×省份、行業(yè)×年份的固定效應(yīng)，控制行業(yè)層面的時間固定效應(yīng)及地理位置差異性的影響。其穩(wěn)健性結(jié)果如表5列（1）—列（5）所示，估計結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果保持一致，說明基準(zhǔn)回歸的穩(wěn)健性。

3.更換標(biāo)準(zhǔn)誤聚類層級

考慮到位于同一行業(yè)、地區(qū)的企業(yè)間可能存在相關(guān)性，本文將標(biāo)準(zhǔn)誤聚類到行業(yè)與省份層面。同時，考慮誤差項間在時間維度上可能存在的自相關(guān)和異方差問題，本文對標(biāo)準(zhǔn)誤在企業(yè)和年度兩個層面進行二維聚類調(diào)整。如表6所示，回歸結(jié)果證明基準(zhǔn)回歸的穩(wěn)健性。

4.工具變量法

考慮到企業(yè)金融化與全要素生產(chǎn)率之間存在互為因果關(guān)系，即企業(yè)產(chǎn)出效率越高，有利于企業(yè)增強內(nèi)部資金積累與投資決策能力，擴大融資渠道，越有能力為企業(yè)金融投資提供支持，這可能導(dǎo)致倒U型關(guān)系被錯誤解釋。為了盡可能緩解反向因果關(guān)系對本研究結(jié)論潛在的內(nèi)生影響，參考肖紅軍等（2021）的做法，分別以分行業(yè)分年度分省份的金融化中位數(shù)、分行業(yè)分年度分省份的金融化均值作為金融化及其平方項的工具變量，其結(jié)果分別如表7列（1）—列（3）與列（4）—列（6）所示。

結(jié)果顯示，第一階段中金融化一次項對應(yīng)的兩個工具變量一次項顯著為正，金融化二次項對應(yīng)的兩個工具變量平方項均顯著為正。同時，識別不足檢驗LM統(tǒng)計量在1%顯著性水平上拒絕原假設(shè)，Wald F統(tǒng)計量遠大于10%水平上的臨界值（16.38），表明此工具變量不存在識別不足或弱工具變量的問題。第二階段中，金融化與企業(yè)全要素生產(chǎn)率仍呈現(xiàn)倒U型關(guān)系，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果保持一致。因此，控制內(nèi)生性后，本研究結(jié)論依舊穩(wěn)健。

（三）異質(zhì)性分析

1.企業(yè)所有制屬性異質(zhì)性檢驗

本文依次將樣本分為國有企業(yè)與非國有企業(yè)，回歸結(jié)果如表8所示，僅對于非國有企業(yè)而言，金融化對全要素生產(chǎn)率的倒U型關(guān)系成立。這是因為非國有企業(yè)存在融資難、融資貴的問題，受到現(xiàn)金流水平的約束，企業(yè)傾向于為了獲得更優(yōu)異的績效水平進而進行金融投資來謀私利；國有企業(yè)有著較強的融資優(yōu)勢，且不以利潤最大化為最終經(jīng)營目標(biāo)，同時要面對來自政府嚴(yán)厲的金融約束，因而不會被誘使加劇金融投資。

2.企業(yè)產(chǎn)業(yè)屬性異質(zhì)性檢驗

本文將樣本分為高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)與非高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)，回歸結(jié)果如表9所示，對于非高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)而言，金融化對全要素生產(chǎn)率的倒U型關(guān)系成立。其原因可能在于發(fā)展高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的企業(yè)更加注重技術(shù)創(chuàng)新，持有金融資產(chǎn)作為平滑風(fēng)險的手段，為企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)提供資金支持，因此很少會去侵占企業(yè)主營業(yè)務(wù)資源；非高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)進行金融投資更多出于投機獲利動機，進而容易擠兌主營業(yè)務(wù)投入。

綜合表8與表9的實證結(jié)果，基于企業(yè)所有制屬性與產(chǎn)業(yè)屬性差異，企業(yè)金融化對全要素生產(chǎn)率的倒U型關(guān)系在具備較強投機動機的非國有企業(yè)和非高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)間顯著存在，而在國有企業(yè)與高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)間不顯著。

五、進一步分析

（一）商業(yè)信用融資的調(diào)節(jié)效應(yīng)

金融化與全要素生產(chǎn)率之間的倒U型關(guān)系受金融化一次項系數(shù)？茁1、金融化平方項系數(shù)？茁2、金融化一次項與調(diào)節(jié)變量交互項系數(shù)？茁4、金融化平方項與調(diào)節(jié)變量交互項系數(shù)？茁5和調(diào)節(jié)變量的影響：當(dāng)？茁1？茁5－？茁2？茁4＞0時，關(guān)系曲線拐點向右移動，反之向左移動。此外，？茁5決定曲線形狀變化，當(dāng)？茁5＞0時，調(diào)節(jié)變量使倒U型曲線變得平緩，反之則變得陡峭。

在基準(zhǔn)回歸的基礎(chǔ)上，對商業(yè)信用融資的調(diào)節(jié)效應(yīng)進行檢驗，如表10所示。模型（2）在模型（1）的基礎(chǔ)上分別加入商業(yè)信用融資、金融化一次項與商業(yè)信用融資的交互項、金融化二次項與商業(yè)信用融資的交互項。由列（2）可知，？茁1？茁5－？茁2？茁4=-0.2003（＜0），即拐點在原始倒U型曲線基礎(chǔ)上向左平移，且？茁5=-2.6061（＜0），說明商業(yè)信用融資的調(diào)節(jié)作用使原倒U型曲線變得陡峭。如圖2所示，隨著商業(yè)信用融資水平的提高，倒U型曲線變得愈發(fā)陡峭，拐點持續(xù)向左移動。即較高的商業(yè)信用融資水平在金融化與全要素生產(chǎn)率的倒U型關(guān)系中具有顯著正向調(diào)節(jié)作用，假設(shè)H2成立。

（二）企業(yè)內(nèi)部薪酬差距的調(diào)節(jié)效應(yīng)

在基準(zhǔn)回歸的基礎(chǔ)上，對企業(yè)內(nèi)部薪酬差距的調(diào)節(jié)效應(yīng)進行檢驗，如表10所示。模型（2）在模型（1）的基礎(chǔ)上分別加入企業(yè)內(nèi)部薪酬差距、金融化一次項與企業(yè)內(nèi)部薪酬差距的交互項、金融化二次項與企業(yè)內(nèi)部薪酬差距的交互項。由列（3）可知，？茁1？茁5-？茁2？茁4=0.0507（＞0），即拐點在原始倒U型曲線基礎(chǔ)上向右平移、延遲出現(xiàn)，且？茁5=0.2846（＞0），說明企業(yè)內(nèi)部薪酬差距的調(diào)節(jié)作用使原倒U型曲線變得平緩。如圖3所示，隨著企業(yè)內(nèi)部薪酬差距的不斷擴大，倒U型曲線變得愈發(fā)平緩，拐點持續(xù)向右移動。即較大的企業(yè)內(nèi)部薪酬差距在金融化與全要素生產(chǎn)率的倒U型關(guān)系中具有顯著負向調(diào)節(jié)作用，假設(shè)H3成立。

由此可知，相比于較低的商業(yè)信用融資與較小的企業(yè)內(nèi)部薪酬差距，較高的商業(yè)信用融資與較大的企業(yè)內(nèi)部薪酬差距分別顯著正向與負向調(diào)節(jié)企業(yè)金融化與全要素生產(chǎn)率的倒U型關(guān)系。

六、結(jié)論與政策建議

（一）結(jié)論

本文以2016—2022年滬深A(yù)股上市公司為樣本研究企業(yè)金融化對全要素生產(chǎn)率的影響。主要研究結(jié)論如下：第一，基準(zhǔn)回歸結(jié)果顯示，金融化與全要素生產(chǎn)率之間存在倒U型關(guān)系。第二，較高的商業(yè)信用融資正向調(diào)節(jié)金融化與全要素生產(chǎn)率的倒U型關(guān)系，倒U型關(guān)系變得更加陡峭，且轉(zhuǎn)折點向左移動。第三，較大的企業(yè)內(nèi)部薪酬差距負向調(diào)節(jié)金融化與全要素生產(chǎn)率的倒U型關(guān)系，倒U型關(guān)系變得更加平緩，且轉(zhuǎn)折點向右移動。

（二）政策建議

第一，基于企業(yè)適度金融化與過度金融化分別會對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生不同影響，企業(yè)應(yīng)當(dāng)合理調(diào)整金融投入，優(yōu)化金融資產(chǎn)配置比例，審慎平衡實物投入與金融投資間的分配。確保主營業(yè)務(wù)的核心地位，科學(xué)規(guī)劃研發(fā)投入與實物資本投資，使得全要素生產(chǎn)率保持在合理最優(yōu)范圍內(nèi)。第二，企業(yè)應(yīng)當(dāng)合理調(diào)整內(nèi)部薪酬差距，對企業(yè)員工產(chǎn)生正向激勵，抑制企業(yè)短期投資，改善企業(yè)績效水平與經(jīng)營效率，提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率。同時，政府也應(yīng)當(dāng)引導(dǎo)企業(yè)業(yè)績考核體系，抑制管理層投資套利活動。第三，推動金融市場改革，引導(dǎo)資金流向，使非金融企業(yè)適度將資源投入金融領(lǐng)域，減少過度追求金融化，通過適度金融投資促進金融服務(wù)實體經(jīng)濟，充分發(fā)揮適度金融化對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的積極作用，助力實體經(jīng)濟穩(wěn)健增長，促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。第四，強化金融監(jiān)管，防范非金融企業(yè)的金融風(fēng)險。金融監(jiān)管部門應(yīng)當(dāng)加強對非金融企業(yè)的監(jiān)管與審查，識別并防范高杠桿風(fēng)險與可能性投機行為，防止產(chǎn)業(yè)空心化和隨之而來的金融泡沫，引導(dǎo)企業(yè)理性投資，避免非理性行為帶來的效率損耗，科學(xué)防范重點領(lǐng)域風(fēng)險，完善金融安全防線。政府也應(yīng)當(dāng)緩解企業(yè)“融資難、融資貴”等問題，拓寬企業(yè)融資渠道的同時，加強對實體企業(yè)財務(wù)信息披露的要求，使非金融企業(yè)金融投資保持在合理水平?！?/p>

（責(zé)任編輯：張恩娟）

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