孙红燕，梁鑫琪

（1，2 合肥工业大学经济学院， 安徽合肥 230601）

一、引言

改革开放以来，作为实体经济主体的制造业逐渐发展壮大。 国家统计局公布的数据显示，我国制造业增加值从1978 年的1475 亿元增长到2020 年的265944 亿元，年均增长率为8.1%；2021 年，制造业利润总额达到73612.2 亿元，比上年增长31.6%。然而， 制造业实业投资却呈现疲弱态势。 据Wind统计， 制造业企业的平均实业投资率在2007 年达到峰值9%后便开始下降， 到2020 年时已不足5%。 这些变化指向了一个“投资·利润难题”，即尽管盈利能力在上升，但利润被再投资于实物资本的比例却在下降（Van Treeck，2008）。 与此同时，我国制造业企业金融化趋势日益明显。 CSMAR 数据库的企业财务报表数据显示，2020 年我国A 股制造业上市公司的金融投资总额高达10220 亿元，约为2009 年的11 倍。 由此可见，我国制造业企业存在实业投资不足与金融化程度不断加深的现象。从国民经济生产、 分配、 消费和积累四大循环来看， 实业投资不仅直接决定国民经济中的生产性活动，而且影响着国民经济的分配、消费与积累等环节。 因此，探寻我国制造业企业实业投资下降的原因至关重要。

改革开放以来， 我国参与国际经济循环，实现了经济高速增长。 随着2018 年中美贸易摩擦和2020 年新冠肺炎疫情暴发， 经济全球化逆流趋势明显，我国以往参与国际经济循环的模式受到挑战。 在此背景下，国家提出“要加快构建以国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进的新发展格局”，要求从生产、流通、分配、消费各个环节全面畅通国内大循环，促进金融和实体经济的良性互动。 那么，参与国内经济循环和国际经济循环，是否会对企业金融化和实业投资产生影响？

本文以A 股制造业上市公司为研究对象，通过构建企业金融化综合衡量指标，分析并检验金融化是否是我国制造业实业投资下降的原因，并进一步将国内经济循环和国际经济循环纳入分析框架，分析和检验双循环可能存在的调节机制。本文可能的边际贡献在于：第一，现有研究在企业金融化的度量上存在差异， 要么仅考虑金融资产角度（Demir，2009；杜勇等，2017；翟光宇等，2021），要么仅考虑股息、 股票回购等金融支付角度（Van Treeck，2008；Onaran et al.，2011），本文从金融化的微观表现出发，对金融化测算指标进行优化，构建了一个综合考虑金融投资、股息支付和股票回购活动的金融化指标；第二，本文以中国制造业企业为对象，探究国内经济循环和国际经济循环对金融化与实业投资之间关系的影响，为金融化与实业投资的研究增加了新研究视角；第三，本文考察了国内国际双循环下，金融化对不同产权性质企业实业投资的影响差异，有利于深入理解产权性质与微观企业行为之间的联系。

二、文献综述

非金融企业资产负债表结构的显著变化表明金融化和实业投资之间存在联系。 部分研究认为金融化对企业实业投资存在正向影响。 杜勇等（2017）认为实体企业投资于金融产品可以盘活资金，实现资本的保值或增值，在一定程度上能够起到预防企业主业投资短缺的“蓄水池”作用。 随着金融市场深化发展，企业持有更多金融衍生产品，一方面能为企业带来一定投资收益， 提升企业利润；另一方面利用金融衍生产品进行风险对冲，为生产性活动提供资金保障，从而避免投资不足（胡奕明等，2018；胡海峰等，2020）。 Davis（2018）认为金融化的不同方面可能对企业投资行为有不同的影响， 其中金融资产存量的增加对实业投资具有支持作用。

但更多研究发现金融化对企业实业投资具有负向影响 （Stockhammer，2004；Orhangazi，2008；张成思和张步昙，2016；翟光宇等，2021）。 一方面，金融收益提高可能会改变管理层的激励机制，使他们将本该用于实业投资的资金投入金融市场；另一方面，非金融企业增加对金融市场的支付可能会减少可用内部资金，增加企业经营的不确定性，从而阻碍实业投资（Orhangazi，2008）。 还有一些学者对金融化导致企业实业投资下降的观点提出质疑。他们认为企业实业投资下降的原因在于实体投资回报过低， 而非金融化趋势。 如Kliman and Williams（2015） 认为美国企业的积累率的下降是由于其利润率的下降，而不是由于利润从生产投资转移到金融购买和支付的金融化。谢富胜和匡晓璐（2020）认为实体经济低迷降低了资金流向实体领域的意愿，使得制造业生产投资减少。

由于金融化程度加深对实业投资的影响广泛而复杂，相关文献也进一步探究其他因素在企业金融化对实业投资影响中的调节作用。 Tori and Onaran（2018）在探讨金融支付和金融收入对固定资产投资不利影响基础上，引入金融发展与金融收入交互项，研究发现金融发展程度越高，金融收入对企业固定资产投资的负面影响会越强。张成思和张步昙（2016）从金融资产的相对收益率、金融资产相对于固定资产的风险程度、货币政策和融资约束四个交互项变量研究金融化如何通过对这些变量的偏效应进而影响实业投资。杜勇等（2017）进一步分析了宏观层面的货币政策、中观层面的金融生态环境货币政策对金融化与企业未来主业业绩之间关系的调节效应，得出金融化对实体企业主业的影响会因货币政策以及金融生态环境的差异而有所不同的结论。翟光宇等（2021）则分别引入套利动机与金融化交互项、融资约束与金融化交互项，深入验证套利动机和融资约束对金融化与实物资本投资关系的调节效应。

国内外研究表明，经济全球化在金融化与企业实业投资关系中发挥了重要作用。Milberg（2008）认为经济全球化助推了美国经济的金融化，鼓励了生产的重组，使得企业仅保留具有核心竞争力的经营业务。 张成思和张步昙(2015)指出经济全球化是导致金融与实体经济利润差不断拉大的外因。美国等发达国家通过经济全球化实现了生产转移，生产跨国化使得非金融企业不需要进行固定资产投资也能获取高额利润， 并将这些利润投资于金融市场，从而支持并加速了经济的金融化，使得非金融企业的资本积累放缓 （Ivanova，2019，Auvray and Rabinovich，2019）。

现有文献也关注到国内市场对企业经营发展的影响。 Krugman（1980）最早提出本土市场效应理论，强调了国内市场需求对于一国培育竞争优势的重要性。Klaus and Stephen（2010）研究发现，竞争激烈的大规模市场便于企业吸收先进技术，进而促进企业技术创新。 戴翔等（2017）认为，依托国内需求市场培育产业发展新优势，有利于企业进行生产率改进。 伴随着创新能力增强和生产率提高，我国实体经济的利润率逐步上升。由于金融与实体经济之间的利差是我国非金融企业金融化的诱因 （杨筝等，2019），所以实体经济的利润率升高能有效改善金融掠夺实体经济的情况 （谢富胜和匡晓璐，2020）。

综上所述， 关于金融化对实业投资的影响，现有研究产生了正向、负向、无关系三类观点。鉴于现有研究结论存在明显分歧，可见金融化与实业投资的关系尚难论定，此外，缺乏考虑国际经济循环和国内经济循环对企业金融化和实业投资的作用的研究。

三、理论分析与研究假设

（一）企业金融化与实业投资

根据Orhangazi（2008）的定义，微观层面的金融化指企业的金融利润份额不断上升， 具体表现为非金融企业的金融资产占比提高以及向金融市场的支付增加。 随着金融化程度不断加深，制造业企业和金融市场之间的关系日益复杂， 一些制造业企业逐渐表现出金融企业的特征， 在企业经营中广泛运用投资组合理论，进行大量金融投资，导致企业资本积累放缓。 同时，制造业企业的股东价值导向愈发明显， 管理层越来越倾向于以每股收益的高低来衡量公司经营业绩， 而不是生产和销售的产品。 金融化可能通过以下途径影响其实业投资：

第一，从收益和风险角度，金融资产回报高，流动性强，这种相对优势会导致投资组合向金融资产重新配置，称为“挤出”理论（Teixeira and Rotta，2012）。当企业内部资金有限时，在投资组合中存在实业投资和金融投资的可替代性，所以增加的金融投资可能会挤出实业投资。在其他条件相同的情况下，金融资产回报率的上升实际上提高了企业将资金配置于实业资产所必须获得的“门槛”回报率。然而，自2008 年以来，我国的实体投资回报率持续下降，到2021 年只有接近3%。 企业主营业务收益大幅下降，管理层被相对快速且高额的金融回报所吸引（杜勇等，2017）。 此外，不确定性意味着，投资者在风险厌恶的情况下会偏好流动性强的资产（张成思和张步昙，2016）。实业投资通常投入资金多且回收期较长，这意味着当金融资产能提供可观的回报时， 企业进行不可逆的实业投资的意愿进一步降低。因此，出于对收益和风险的双重考量，管理层选择配置更多金融资产，挤出了有利于企业可持续发展的实业投资。

第二，从股东价值角度，对金融市场的支付增加会占用企业的可用资金池 （Hein and Van Treeck，2010）。 张成思和张步昙（2016）认为企业管理层为实现自身利益，会通过增加股息和大量回购股票满足股东对高回报的要求。为防止股东与管理层之间的利益冲突对企业产生不利影响，代理理论提出了更好地协调管理层和股东利益的特定机制，包括机构投资者的崛起和基于股票的高管薪酬。首先，机构投资者的崛起改变了管理层经营企业时所受的约束，要求管理层更多地关注基于股票的业绩指标。 其次，基于股票的高管薪酬通过将高管的个人薪酬与企业的股票表现挂钩，直接影响高管偏好（Lazonick and O’Sullivan，2000）。例如，企业通过回购股票来提高股价，有助于增加每股收益，这种方式既安抚了机构投资者，又直接影响了高管薪酬中以股票为基础的部分。这直接使管理层和股东的利益保持一致， 管理层追求短期内的股东价值最大化，这样一来，管理层进行长期不可逆转的实业投资的意愿就会下降。

综上所述，制造业企业无论是配置更多金融资产，还是增加对金融市场的支付，都会对其实业投资产生负面影响。 据此，本文提出假设1：

H1： 制造业企业金融化对实业投资具有抑制作用。

（二）国际经济循环、企业金融化与实业投资

全球化的推进、全球价值链分工的深化使得大多数国家都参与到国际经济循环中，企业的经营模式随之转变，深刻影响着企业金融化与实业投资之间的关系。张成思和张步昙（2015）在经济金融化的三重动因里提到，全球化进程加速进一步扩大了实体经济与金融投资收益差。随着国际经济循环的不断发展，一方面，发达国家跨国公司不需要扩大生产也能实现利润增长， 增长的利润多用于金融投资、提高股息支付和股票回购等活动，企业金融化程度逐渐加深（Auvray and Rabinovich，2019）；另一方面，全球供应链扩张使得发展中国家出口收入快速增长， 促进了发展中国家向发达国家的资本流动。这两方面因素都支持着发达国家的资产价格不断升高，从而使金融投资回报持续可观，进一步推动了发达国家制造业企业的金融化行为，使得企业实业投资减少。

长期以来，我国在参与国际经济循环的过程中实现了快速的经济增长。但我国制造业这种要素驱动和外向型的经济发展模式是不可持续的 （黄群慧，2021）。 随着制造成本的日益上升，我国生产环节的优势逐渐削弱，大规模的对外技术引进并没有达到促进我国自主创新的预期效果 （张杰等，2020），反而使企业过度依赖国际经济循环，形成生产惯性（吕越，2019）。 由于我国制造业国际市场依赖度过高、产业链现代化水平较低，关键核心技术受限、自主创新能力不足等问题日益突出（王一鸣，2020），企业从国际经济循环中获取的利润在下滑。为了满足个人利益和股东要求，管理层会表现出更大的金融化倾向，开展更多的金融活动获取投机收益。 此外，当我国制造业尝试进行产业结构转型升级时，主导国际经济活动的发达国家利用先进技术和市场地位对我国企业进行限制和打压，将我国牢牢锁定在低附加值、 高能耗的加工组装任务上，利润微薄，增产不增效（叶祥松和晏宗新，2012）。在这种国际循环模式下，制造业企业经营利润降低会加剧企业资金流向金融领域，导致金融化对实业投资的抑制作用增强。

据此，本文提出假设2：

H2： 当前的国际经济循环加剧了制造业企业金融化对实业投资的抑制效应。（三）国内经济循环、企业金融化与实业投资

“双循环” 新发展格局以满足国内市场需求作为基本立足点，要求我国充分发挥超大规模市场优势，挖掘内需潜力，提高经济发展的可持续性和稳定性（马建堂和赵昌文，2020）。 只有提高经济增长的内生动力，才能在不断变化的全球经济中牢牢把握住发展的主动权 （王一鸣，2020）。以国内经济循环为主，让制造业更多依托国内市场，意味着要重点培育企业的独立生产和自主创新能力，这不仅有助于改变我国制造业在国际经济循环中的被动局面，而且与企业投资决策紧密相关，对企业金融化与实业投资之间的关系有重要影响。

具体而言，参与国内经济循环可能从以下两个方面影响企业金融化与实业投资之间的关系：一是推动企业技术改进和生产率提升，降低金融市场吸引力。 超大规模市场为我国促进专业化分工、 实现生产要素自由流动和资源的优化配置、提升自主创新能力创造了有利条件（裴长洪和刘洪愧，2021）。 国内经济循环效率的提高可以加强上下游企业间的深度合作，有利于知识、信息在企业之间充分传递， 推动企业不断革新技术，降低生产成本并调整生产周期以促进生产率提高，从而提高企业生产性活动的投资回报率，降低金融市场对企业的吸引力，改善金融活动过度挤占实业投资资金的状况。 二是提升产业链稳定性和竞争力，削弱企业管理层的套利动机。 我国制造业产业链存在不稳不强的问题，畅通国内经济循环有利于完善产业链，提高资源整合和控制能力（王一鸣，2020）。 伴随着制造业产业链的发展完善，企业的经营范围扩大，业务更加多元化，这使得企业能有效分散风险，降低生产经营的不确定性。 主营业务发展势头良好会极大地削弱企业管理层的投机套利动机，一定程度上减小企业管理层将资金投向金融领域的概率。 总而言之，在国内经济良性循环下， 我国制造业产业链逐步完善、创新能力增强、生产率显著提高，需求市场潜力巨大，将使得企业减少金融投机活动，从而缓解金融化对实业投资的抑制作用。 据此，本文提出假设3：

H3： 国内经济循环能够缓解制造业企业金融化对实业投资的抑制效应。

四、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文以2006-2019 年中国A 股制造业上市公司为研究对象，企业数据来源于CSMAR 数据库和Wind 数据库， 国内国际循环数据来自UIBE GVC Index 数据库， 货币供给数据来源于国家统计局官网。 所用数据进行以下处理：（1）仅保留A 股中的制造业上市企业；（2） 剔除ST、PT 类上市企业；（3）剔除当年IPO 的数据以及IPO 以前的数据；（4） 剔除相关变量数据严重缺失的样本。 最终，本文共得到2133 家企业的17407 个样本观测值， 对样本数据中的所有连续变量均进行双侧1%的缩尾处理，以避免极端值的影响。

（二）变量定义

1.被解释变量

实业投资率（Invest）。 现有文献大多采用资本性支出对实业投资进行度量 （张成思和张步昙，2016；黄贤环等，2021），也有部分文献通过实业资产净额来度量 （翟胜宝等，2014； 翟光宇等，2021）。 资本性支出是一个流量概念，是指企业在一定时期内为保障生产和劳务活动所支付的现金流，在会计报表上显示为“购建固定资产、无形资产和其他长期资产所支付的现金流”， 更能反映企业的实业投资水平。 因此，借鉴张成思和张步昙（2016）、黄贤环等（202）的研究，本文采用现金流量表中“购建固定资产、无形资产和其他长期资产所支付的现金流”科目与年末总资产的比值来度量企业的实业投资水平。 同时，为了增强结论的可靠性，后文使用实业资产净额进行稳健性检验。

2.解释变量

企业金融化程度（Fin）。 根据Orhangazi（2008）的定义， 微观层面的金融化指企业的金融利润份额不断上升， 具体表现在非金融企业的金融资产占比提高以及向金融市场的支付增加。 但是，金融活动利润在很大程度上不受企业控制， 而是受到金融市场波动影响， 具有极大的偶然性。 相比之下， 金融资产和金融支付更能反映出企业的金融行为。 因此，与其他文献分别将金融资产和金融支付作为金融化测算指标不同， 为研究企业包括金融资产和金融支付的金融行为效应， 本文综合考虑金融化的两种具体表现， 将金融资产占总资产的比例与股息、 股票回购等支付占股本的比例加总形成金融化指标。

其中， 企业持有的金融资产包括持有至到期投资、可供出售金融资产、交易性金融资产、投资性房地产、长期股权投资、衍生金融资产、买入返售金融资产、发放贷款及垫款。 与张成思和张步昙（2016）不同，本文未将货币资金纳入，而纳入更具投机套利性质的衍生金融资产、 买入返售金融资产、发放贷款及垫款三类。 企业对金融市场进行的支付包括利息支出、股息支付及股票回购。 各企业的利息支出、 股息支付和股票回购金额通过Wind数据库汇总整理得到。

3.调节变量

Wang et al.（2017）将一国的总生产活动分为纯国内生产、传统最终品贸易生产、简单中间品全球价值链生产和复杂中间品全球价值链生产四部分。黄群慧（2021）认为各部分的占比可以反映国家或行业对国际经济循环和国内经济循环的依赖程度。本文借鉴这种方法，分别用全球价值链生产和纯国内生产部分占总值的比重来衡量制造业各细分行业在国际经济循环和国内经济循环中的参与程度。制造业各细分行业参与国内国际循环的数据来自UIBE GVC Index 数据库1由于我国2017 年国民经济行业分类与UIBE GVC Index 数据库中的行业分类存在差异， 因此先将UIBE GVC Index 数据库中的行业与2017 年国民经济行业分类手动进行匹配。。

基于黄群慧 （2021） 提出的国内国际经济循环参与程度的度量思想，本文从生产的前向和后向分解，使用以下公式计算我国制造业各细分行业在国际经济循环和国内经济循环中的参与程度。

国际经济循环参与度（GVCpat）为：

上式中GVCpat 表示制造行业国际经济循环参与度，包括前向分解和后向分解两个角度。 从前向角度对行业增加值SVA 进行分解，V_GVC 表示中间品出口中的国内增加值， 与UIBE GVC Index数据库的SVA_GVC 指标相对应。 从后向角度对行业最终产品总值FGY 进行分解，Y_GVC 代表中间品进口中的增加值， 与UIBE GVC Index 数据库的FGY_GVC 指标相对应。

国内经济循环参与度（NVCpat）为：

上式中NVCpat 表示制造行业的国内经济循环参与度， 同样包括前向分解和后向分解两个角度。 从前向角度将行业增加值进行分解，SVA 表示行业增加总值，V_NVC 是行业增加值中用于纯国内生产的部分， 与UIBE GVC Index 数据库的SVA_D 指标相对应。 从后向角度对行业最终产品总值进行分解，FGY 表示行业最终产品总值，Y_NVC 代表行业最终产品由纯国内生产部分的价值， 与UIBE GVC Index 数据库的FGY_D 指标相对应。

4.控制变量

在借鉴现有研究成果的基础上（张成思和张步昙，2016；杜勇等，2017；翟光宇等，2021），本文综合考量影响企业实业投资的因素， 选取企业规模（Size）、净资产收益率（Roe）、资产负债率（Lev）、经营性现金流（Cf）、股权集中度（Shrcr）与货币供给量的增长率（M）为控制变量。

各变量的具体定义如表1 所示。

表1 主要变量定义

（三）模型构建

1.企业金融化与实业投资关系的检验模型

其中，α0为截距项；αj为回归系数；下标i 表示企业，s 表示行业，t 表示年份；c 表示个体效应；d 表示时间效应；ε 表示随机扰动项。 α1为企业金融化（Fin）的系数，若α1显著小于0，表明H1 成立，即企业金融化对实业投资产生了显著的负向影响；若α1显著大于0，则说明企业金融化促进了实业投资。

2.国际经济循环和国内经济循环的调节作用的检验模型

本文通过构造Fin×GVCpat 和Fin×NVCpat 这两个交互项来考察国际国内双循环对金融化与实业投资的调节作用。模型（4）和模型（5）分别用以检验H2、H3。

五、实证结果与分析

（一）描述性统计

各变量的描述性统计结果如表2 所示，实业投资率（Invest）的均值为0.055，最大值是0.229，制造业作为实体经济的主体，这个实业投资率显然低于我们的预期；企业金融化（Fin）的均值为0.075，最大值是0.614， 反映出尽管多数企业仅持有少量金融资产，但在一些企业中确实存在过度金融化的现象； 国际经济循环参与度 （GVCpat） 最大值为0.712，最小值为0.102，说明制造业各细分行业参与国际经济循环的程度存在差异，有些行业高度参与国际经济循环，也有些参与度较低；国内经济循环参与度（NVCpat）均值为1.240，最小值为0.344，反映出制造业企业的国内经济循环参与度普遍较高。 需要说明的是，由于制造业各细分行业的国内经济循环参与度NVCpat 是将前向角度分解中用于纯国内生产的比例和后向角度分解中来自纯国内生产的比例加总后得出的，所以出现大于1 的情况是正常的；净资产收益率（Roe）和经营性现金流（Cfo）都表现出最小值为负值的特征，说明一些企业处于持有资产净亏损或经营性现金流净流出的状态，资金周转困难或主营业务发展受限，从最大值和均值可知大部分制造业企业还是经营稳健的，这也反映出样本覆盖面足够广， 包含不同层次、不同财务绩效的企业。

表2 主要变量描述性统计

（二）回归结果分析

1.企业金融化与实业投资

模型（3）的回归结果如表3 所示。 在逐步加入控制变量、控制个体效应与时间效应后，企业金融化（Fin）的回归系数始终在1%的水平下显著为负，说明金融化程度加深会抑制企业实业投资，该检验结果与Orhangazi（2008）、张成思和张步昙（2016）研究得出的金融化会对实业投资产生负面影响的结论保持一致，表明企业经营方式的变化以及它们与金融市场间日益复杂的关系会降低企业的实业投资意愿。 受金融收益及股东价值导向的影响，管理层一方面将投资组合向金融资产重新配置，另一方面进行更多的股利分红和股票回购活动，大幅度占用了企业的投资资金，导致企业实业投资不断下降，H1 成立。

表3 企业金融化与实业投资的回归结果

2.调节作用检验

（1）国际经济循环的调节作用。本文对模型（4）进行回归，结果如表4 的第（1）、（2）列所示。 本部分重点检验国际经济循环的调节作用是否存在，结果显示， 国际经济循环与企业金融化的交互项（Fin×GVCpat）的回归系数均显著为负，说明制造业参与国际经济循环对企业金融化抑制实业投资具有显著的调节作用，随着制造业在国际经济循环中的参与度明显提高，企业金融化对实业投资的抑制效应会进一步加剧。 国际经济循环（GVCpat）的回归系数在加入控制变量之后由正转负，并且不再显著，说明当前的国际经济循环并没有起到显著促进我国实业投资的作用， 这可能归因于我国制造业大而不强的事实， 有限的利润空间使得企业实业投资意愿低迷。 需要注意的是，虽然实证结果与Auvray and Rabinovich（2019）的研究结论一致，但与发达国家的产业转移不同，我国制造业参与国际经济循环所产生的调节作用是由我国低附加值的现状所导致的， 在这种完全被发达国家主导的国际经济循环模式下， 企业管理层增加了金融活动， 金融化对实业投资表现出更强的抑制效应。 H2 得证。

（2）国内经济循环的调节作用。 如果我国制造业深入参与到国内经济循环中，是否能改善金融化抑制实业投资的现象？ 为回答这一问题，本文对模型（5）进行回归，结果如表4 的第（3）、（4）列所示，本部分重点关注国内经济循环与企业金融化的交互项（Fin×NVCpat）。 第（3）列直接对核心变量进行双向固定效应回归，第（4）列加入控制变量再次回归， 国内经济循环与企业金融化的交互项 （Fin×NVCpat）的回归系数均显著为正，说明制造业行业通过参与国内经济循环确实对企业金融化与实业投资之间的关系有显著的调节作用，即通过调节企业在金融市场和主营业务间的投资比例，参与国内经济循环最终削弱了金融化对实业投资的负面影响，H3 得证。吕越（2019）提到发展国内产业链有助于企业长远发展， 在回归模型中加入控制变量后，国内经济循环（NVCpat）的回归系数显著为正，说明我国制造业参与国内经济循环也能直接推动企业开展实业投资，加快资本积累。

表4 国际国内循环的调节作用

变量 (1) (2) (3) (4)个体效应 是 是 是 是时间效应 是 是 是 是观测值 17407 17407 17407 17407 R2 0.078 0.147 0.065 0.145

3.产权异质性

企业行为是企业为实现其经营目标而有意识、有计划进行的活动。国有企业和民营企业因产权性质差异，具有不同的经营目标和发展路径。 与民营企业相比，国有企业的经营目标具有多重性，除了追求利润最大化目标， 国有企业还应履行社会责任，服务于国家政策和经济发展。因此，考虑到国有企业与民营企业在企业日常行为和投资决策方面表现出不同特征，本文按照产权性质将样本分为国有企业和非国有企业两组，回归结果如表5 所示。

表5 的第（1）、（4）列分别报告了国有企业和非国有企业金融化与实业投资的回归结果， 可以发现，在国有企业分组中，企业金融化（Fin）的系数更大，说明金融化对实业投资的抑制效应在国有企业中表现得更为明显。这可能是因为：其一，国有企业的经营受到政府的各方面支持，在申请财政拨款或向银行等金融机构融资时具有天然优势，资金相对充裕，参与金融市场的意愿更为强烈。其二，国有企业经营目标不明确，存在预算软约束问题，难以建立有效的约束和激励机制，加剧了管理层的投机行为。其三，国有企业存在激励不相容的问题，企业经营成果与管理层的努力程度不直接挂钩，委托代理问题更加严重，为满足股东要求，管理层会更加偏好回报率高且不确定性较小的金融活动，以牺牲实业投资为代价追求短期业绩。 其四，监管国有企业所需的审批环节多， 决策程序相对复杂且周期较长，监管难度大使得企业通过金融市场套利的行为加剧。

表5 的第（2）、（3）列报告了国际、国内经济循环影响国有企业金融化与实业投资之间关系的结果，表5 的第（5）、（6）列报告了非国有企业的结果，结果显示，国际经济循环与企业金融化的交互项（Fin×GVCpat）的系数在国有企业分组中更大也更为显著， 而国内经济循环与企业金融化的交互项（Fin×NVCpat）仅在国有企业分组中显著，说明国内国际双循环对国有企业金融化与实业投资具有更明显的调节作用，这可能是因为：由于产权安排和制度缺失， 国有企业无法参与充分有效的市场竞争，经营效率较低，在参与国际经济循环时，难以实现利润目标， 倾向于将资金投向金融领域获取套利收益。 然而，在参与国内经济循环时，国有企业作为国有经济的重要组成部分， 要服务我国经济发展， 肩负起科学技术攻关和引领引导的责任和使命，有效约束了企业的金融化行为。

表5 产权异质性检验结果

（三）稳健性检验

1.内生性问题

由于经济现象之间的复杂关系，经济学研究总是存在内生性问题，如果不谨慎处理，可能会使估计结果不一致，无法识别出变量的真实关系。 本文研究的企业金融化与实业投资之间存在反向因果关系的可能，故本文通过最小二乘法(2SLS)和系统GMM 两种方法来解决由此导致的内生性问题。

本文借鉴王红建等（2017）的做法，采用投资收益与净利润之比作为制造业金融化的工具变量。 投资收益是指企业参与金融市场所获的收益， 与企业的金融化水平紧密相关， 但并不是制造业企业进行实业投资的主要资金来源。回归结果如表6 所示，在第（1）列中，IV 和Fin 显著正相关，且F 统计值均远大于10。 在第（2）列中，Wald 统计值强烈拒绝原假设，说明工具变量有效。 Fin 的回归系数显著为负，估计结果与前文一致。

表6 基于2SLS 的内生性检验结果

为进一步验证结论的可靠性，本文用系统GMM方法重新进行估计。 将实业投资率Invest 的一阶滞后项加入回归模型，构建如下动态面板模型：

本文采用Fin 的滞后1-2 期作为工具变量，检验结果如表7 所示。由于Hansen 统计量能够处理异方差情形，比Sargan 统计量更有效率，所以本文通过Hansen 统计量来判断工具变量是否过度识别。Hansen 检验的p 值大于0.1，故接受工具变量联合有效的原假设。 AR（2）的p 值大于0.1，因此可以判断扰动项不存在自相关。回归结果与前文保持一致，由此说明在缓解内生性的干扰后，前文结论依然成立。

表7 基于系统GMM 的内生性检验结果

2.其他稳健性检验

（1）滞后效应。 考虑到企业金融化对实业投资的影响可能存在时滞，因此使用t-1 期的金融化指标进行回归，回归结果如表8 的第（1）列所示，Fin的回归系数显著为负，与前文保持一致。

（2）非线性关系。 考虑到企业金融化与企业实业发展间有可能存在非线性关系，因此，本文在模型（3）中加入Fin 的二次项进行检验，回归结果报告在表8 的第（2）列，Fin 的系数显著为负，Fin2的系数为正但不显著，这说明企业金融化与实业投资之间的非线性关系不成立，企业金融化与实业投资呈显著的负相关关系。

（3）替换被解释变量。借鉴翟胜宝等（2014）、翟光宇等（2021）的做法，本文采用企业固定资产、无形资产、长期投资以及在建工程净额之和与总资产的比值来替换基准回归中的实业投资指标，回归结果如表8 的第（3）列所示，依然未改变前文结论。

（4）替换解释变量。 在参考Orhangazi（2008）、张成思和郑宁（2020）的研究的基础上，本文采用企业来自金融渠道的利润与营业利润的比值来替换企业金融化指标，回归结果报告在表8 的第（4）列，可以发现将解释变量替换成金融收益角度后，企业金融化依然对实业投资存在显著的抑制作用。

（5）增加控制变量。本文进一步对企业年龄、资产周转率、 资本密集度和营业收入增长率加以控制，检验结果如表8 的第（5）列所示，Fin 的系数的符号及显著性均未发生改变，基准结果依旧稳健。

（6）子样本回归。 在2008 年，由美国次贷危机引发的全球金融危机对我国的经济产生了冲击，工厂大量破产，大多数商品价格飙升，这种情况一直持续到2010 年年中，因此，为防止金融危机这一事件导致结果出现偏差，本文剔除2008-2010 年的样本值进行稳健性检验，回归结果如表8 的第（6）列所示，仍然支持前文结论。

表8 其他稳健性检验结果

六、结论与政策建议

本文以2006-2019 年中国A 股制造业上市公司为研究对象，分析并检验了制造业企业金融化对实业投资的影响以及国内国际双循环的调节作用。本文的研究表明：（1） 制造业企业金融化对实业投资产生了显著的抑制作用。这一结论在进行一系列稳健性检验后依然成立。 （2）企业金融化对实业投资的抑制效应随着制造业在国际经济循环中的参与度提高而加剧。 （3）制造业深入参与国内经济循环有助于削弱企业金融化对实业投资的抑制效应。(4)相比于非国有企业，企业金融化对实业投资的抑制效应以及国内国际经济循环的调节作用在国有企业中更为明显。

根据研究结论，本文提出以下建议：

第一， 加强对制造业企业金融行为的监管，提升制造业企业实业投资。应进一步完善金融市场体系， 科学合理地监管制造业企业的投融资行为，关注制造业企业资金用途与流向，规范制造业企业的金融活动。 另外，由于制造业企业的金融化趋势与管理层短视有关，应在管理层薪酬契约中建立有关主业业绩的激励机制，引导企业将金融市场所获收益服务于主营业务发展，这在很大程度上会降低制造业企业的金融化程度，对企业实业投资产生积极影响。

第二，制造业应积极参与国内经济循环，培育竞争优势，促进金融业和制造业的良性互动。 参与国内经济循环有助于削弱制造业企业金融化对实业投资的负面影响。 因此，制造业应充分抓住构建“双循环”新发展格局的机遇，提高产业链的稳定性和竞争力，促进专业化分工，推动企业技术创新和生产率改进，提高主营业务的核心竞争力，实现制造业高质量发展。

第三， 在进行金融监管时应考虑企业产权性质，适度加强对国有企业投融资行为的监管。 本文研究结果表明，国有企业金融化对实业投资的抑制效应更大，且国内经济循环对国有企业金融化与实业投资之间的关系有明显改善作用。国有企业存在预算软约束和激励不相容的问题，因此，应深化国有企业改革，提高国有企业经营效率，抑制国有企业的短期金融套利行为。