徐寿福 叶永卫 陈晶萍

(1.上海对外经贸大学，上海 201620；2.上海财经大学，上海 200433)

一、引言

近年来，中国经济呈现出明显的“脱实向虚”趋势，金融发展逐步偏离服务于实体经济的本源，资金不断积聚到金融体系内部，形成金融空转。同时，大量非金融类企业投资于金融渠道的资金比例快速上升，基于金融渠道的利润累积日渐成为企业盈利的主导模式(张成思 等,2016)。尽管微观企业金融化在一定程度上能够调节企业资金水平，发挥“蓄水池”功能，缓解企业融资约束(胡奕明 等,2017)，但更多的证据表明，微观企业金融化是一种典型的短视投资行为(刘伟 等,2018;顾雷雷 等,2020)，会引发一系列严重的负面效应，比如“挤出”实体投资、延缓企业固定投资资本积累(Orhangazi,2008;Barradas,2017;杜勇 等,2017)，阻碍企业创新(王红建 等,2017;肖忠意 等,2019)，甚至引发股价崩盘风险和系统性金融风险(彭俞超 等,2018b)等。近年来，学术界和实务界一直致力于探究企业金融化的关键影响因素，以期为引导资金回归服务实体经济的本源提供理论借鉴与实践参考。

纵观以往研究，大多数文献侧重于从企业内部特征或外部宏观经济环境的视角出发考察企业的金融资产投资行为(Duchin et al.,2017;彭俞超 等,2018a;Tang et al.,2019)，而很少关注资本市场压力对企业金融资产投资的影响。有鉴于此，本文试图基于股票流动性的视角探讨资本市场压力对非金融上市公司金融资产投资的影响，并厘清其背后的作用机制。既有研究发现，股票流动性升高会增加上市公司被敌意收购的风险(Stein,1988;Fang et al.,2014)，或是吸引大量短视投资者进入(Fang et al.,2014)，进而对经理人的绩效考核、薪酬收入、职位晋升等各方面产生重要影响，因此经理人在面对源自流动性的资本市场压力时必须做出相应的投资决策。而金融资产投资作为企业的一项重要投资决策，理应会受到股票流动性的影响。本文认为，股票流动性可能会促进企业的金融资产投资。一方面，股票流动性会提升经理人薪酬结构中权益薪酬的比重(Jayaraman et al.,2012)，因而在股票流动性较高的企业中，经理人更有动机通过金融资产配置来推高企业短期业绩或股票价格进而最大化自身利益(Stockhammer,2006;彭俞超 等,2018b)，由此使得企业的金融资产投资增加。另一方面，股票流动性会降低股票买卖价差或掩盖投资者持股数量的集聚，有意向的敌意收购者可以利用此便利条件搜集股份，从而导致上市公司被敌意收购的风险上升(Kyle et al.,1991)。一旦上市公司被敌意收购者接管，经理人则可能面临被更换的风险。因此，给定企业股票流动性上升，经理人有动机利用金融资产投资来推高短期业绩，防止股价被低估(Stein,1988)，从而避免企业被敌意收购。同时，大量短视投资者的进入也会迫使经理人更加关注短期业绩或股票价格，强化经理人采用金融资产投资方式追逐短期收益的动机。

为验证上述理论推断，本文利用2007—2019年中国非金融上市公司的样本数据，系统考察了股票流动性对企业金融资产投资的影响。较之已有研究，本文的贡献主要体现在以下几个方面：第一，拓展了企业金融化影响因素的相关研究。在“蓄水池动机”和“投资替代动机”假说的基础上，已有文献从企业内部和外部的多个维度考察了企业金融化的驱动因素，但鲜有关注与上市公司决策密切相关的资本市场因素的影响。本文从股票流动性的角度切入探讨资本市场压力对微观企业金融资产投资的影响，拓展了企业金融化影响因素的研究视角。第二，丰富了股票流动性经济后果的相关文献。股票流动性作为股票市场的重要特征，对上市公司业绩和决策存在重要影响，这已为诸多文献所证实。然而，既有关于股票流动性经济后果的研究并未取得一致结论。本文从非金融上市公司金融资产投资的视角探讨股票流动性对管理层短视行为的影响，剖析了中国资本市场股票流动性驱动上市公司短视行为的内在机制，为从公司治理视角评价股票流动性提供了额外证据，这是对已有相关研究的重要补充。第三，具有明确的政策涵义。从微观层面研究股票流动性对非金融上市公司金融资产投资的影响，为监管层进一步健全相关政策和制度，推动资本市场健康稳定发展，增强金融服务实体经济能力，促进经济高质量发展提供了重要启示。

本文余下部分结构安排为：第二部分为文献述评；第三部分为理论分析与研究假设；第四部分为研究设计；第五部分为实证结果与分析；第六部分为作用机制检验；第七部分为结论与启示。

二、文献述评

(一)企业金融化的动机及影响因素

“蓄水池动机”假说和“投资替代动机”假说是目前学术界关于企业金融化动机最主要的两种理论解释。基于凯恩斯预防性储蓄理论，“蓄水池动机”假说运用传统现金持有理论解释企业持有金融资产的动机。该假说认为，类似于持有现金，企业持有金融资产是为了防止现金流冲击带来的资金短缺对企业经营产生不利影响(Stulz,1996;胡奕明 等,2017)。随着企业融资约束程度的加剧，企业会配置更多的非流动性或风险金融资产(Duchin et al.,2017)。而“投资替代动机”假说则强调，当金融资产投资收益率较实体经济投资收益率更高时，企业会以金融资产投资替代实体经济投资，反之，则将以实体经济投资替代金融资产投资。也就是说，企业金融化的主要目的在于追求利润最大化(Orhangazi,2008;Demir,2009)。彭俞超等(2018a)认为，由于存在银行信贷供给歧视、金融市场不完善以及民间实体投资环境不佳等问题，中国企业金融化的主要动机是追逐利润，而非预防性储蓄。

除了关注企业金融化的动机外，还有一些文献集中考察了微观企业金融化的影响因素，研究视角主要包括两个方面：一是企业内部。已有研究证实，公司治理、企业盈利能力以及管理层特征等都是影响微观企业金融化的重要因素。Duchin et al.(2017)对美国上市公司的研究发现，治理较差的工业企业通常会配置更多的风险金融资产。Orhangazi(2008)发现，好的金融盈利机会能够驱动更多的金融资产投资。Tang et al.(2019)研究表明，固定投资的相对投资风险以及固定投资与金融投资之间的收益差显著促进了中国非上市的非金融企业金融化趋势。杨筝等(2019)认为，实体经济与虚拟经济间的利润率差距是中国实体企业金融化的重要诱因，金融市场化改革有助于抑制实体企业金融化。近年来，管理层特征对企业金融化的影响也受到学者的密切关注。Duchin et al.(2017)研究发现，管理层过度自信的公司更偏好于配置风险金融资产。杜勇等(2019)发现，CEO金融背景主要通过提高CEO自信程度和缓解融资约束两条途径促进了企业金融化。戴静等(2020)研究表明，金融部门的人力资本水平越高，实体企业金融资产配置越多，且该效应在信息不对称的企业中尤为显著。二是企业外部。胡奕明等(2017)发现，企业配置金融资产与GDP周期变量显著负相关，与广义货币M2周期变量和法定准备金率显著正相关，与股票指数增长率显著负相关。彭俞超等(2018a)指出，一方面，经济政策不确定性的提高导致金融市场风险增加，进而通过降低金融资产质量抑制了企业金融化趋势；另一方面，经济政策不确定性的提高使得银行信贷投放变得更为谨慎，进而通过降低资金供给抑制了企业金融化趋势。聂辉华等(2020)则发现，感知到政策不确定性升高的企业会减少实业投资并增加金融资产配置。祁怀锦等(2021)研究表明，混改股权制衡度与金融资产配置水平之间存在“U”形关系，且当非国有股权占比超过国有股权占比时促进作用更明显。

综上，已有研究基于不同视角阐释了微观企业进行金融资产投资的动机，并且从多个维度分析了影响微观企业金融化的企业内外部因素，研究成果丰硕。本文认为，上市公司实施金融化的资金离不开资本市场的资本供给，金融化的收益也在很大程度上依赖于资本市场的估值和收益，因此微观企业金融化必然受到资本市场的影响。尽管已有少数文献关注到股票市场变化对微观企业金融化的影响，如胡奕明等(2017)等，但是这些研究并未系统探讨资本市场对微观企业金融化的影响及其作用机理问题。鉴于有效发挥资本市场的资源配置功能，引导微观企业优化投融资行为，是实现经济高质量增长的重要手段，深入分析资本市场对微观企业金融化的影响无疑具有重要的意义。

(二)股票流动性对微观企业的影响

已有关于股票流动性影响效应的研究结论存在一定分歧。一方面，国外大量研究证实提高股票流动性能够在多个方面产生正面效应。从企业绩效或价值的角度来看，Fang et al.(2009)发现，股票流动性越高，其公司绩效(采用市账比度量)表现越好。Cheung et al.(2015)研究表明，股票流动性能够提高美国不动产投资信托(Real Estate Investment Trust，REIT)行业公司的托宾Q值。从企业融资的角度来看，股票流动性的提高有助于降低上市公司的外部融资成本，不仅包括权益资本成本、股权再融资的抑价程度和投资银行的承销费用，甚至还包括公司债券的信用风险和收益率差(Amihud et al.,2015)。Chen et al.(2015)发现，股票流动性较高的公司，真实盈余管理和应计盈余管理水平均较低。Chen et al.(2019)指出，股票流动性通过强化股东监督力度，有效地抑制了上市公司的过度避税行为。另一方面，一些文献则提供了相反的证据，认为较高的股票流动性会产生一系列负面效应。Fang et al.(2014)考察了股票流动性与企业创新的关系，发现股票流动性通过提高敌意收购压力和吸引更多被动型机构投资者进入，加剧了管理层短视，阻碍了公司创新。Huang et al.(2017)发现，上市公司应计盈余管理水平与股票流动性显著正相关。Chang et al.(2017)认为，较高的股票流动性吸引了更多的交易型投资者，经理人因为害怕坏消息的披露会导致交易型投资者大量抛售公司股票，从而选择隐瞒坏消息，最终使股价崩盘风险加剧。

也有国内学者从股票流动性的角度探讨了资本市场压力产生的影响。苏冬蔚等(2013)研究发现，股票流动性有助于提高CEO的薪酬股价敏感性并降低代理成本，但这种影响取决于公司产权性质和股价信息含量。冯根福等(2017)研究了股票流动性与企业技术创新的关系，发现企业性质对中国资本市场的股票流动性与企业技术创新之间的关系存在明显的调节作用；股票流动性的提高显著降低了民营企业的技术创新水平，却有助于提升国有企业的技术创新水平。还有文献发现，股票流动性通过缓解信息不对称和发挥公司治理功能，促进了中国上市公司的现金分红(Jiang et al.,2017)、降低了公司的超额负债率以及多元化倾向(Gu et al.,2018)。

总体而言，由于制度背景的差异以及分析角度或样本选择的不同，针对股票流动性影响效应的研究并未得出一致结论。从某种意义上来说，股票流动性是一把“双刃剑”，过高的股票流动性或是过低的股票流动性，都可能产生负面效应。为此，在特定的资本市场制度背景和市场环境下考察股票流动性的影响，对于监管层采用制度变革影响股票流动性继而充分发挥资本市场作用具有重要的现实启示意义。并且，鲜有研究从微观企业金融化的视角分析股票流动性对企业投资决策的影响，因此深入研究股票流动性对微观企业金融化的影响，提供基于中国资本市场的经验证据，也是对股票流动性经济后果方面文献的有益补充。

三、理论分析与研究假设

(一)股票流动性对企业金融资产投资的影响

尽管微观企业金融资产投资一定程度上能够产生“蓄水池”效应，从而有助于平滑企业资金供给，缓解企业融资约束，但是大量研究却表明，微观企业金融资产投资更多地表现为“挤出”效应。顾雷雷等(2020)研究发现，企业社会责任通过缓解融资约束加剧了企业金融化，由此证实中国企业金融化主要出于利润最大化的“投资替代”动机。当主营业务出现问题导致盈利下降时，企业出于平滑利润、粉饰报表的目的，会将一些资金投向“短平快”的金融投机活动(彭俞超 等,2018b)。管理层采用次优决策以公司长期利益为代价来增加短期盈余或提升短期股价的倾向或行为，被称为管理层短视(Managerial Myopia)(Stein,1988)。许多后凯恩斯主义学者也认为，企业配置更多的金融资产本质上体现了管理层更加关注短期盈利(Crotty,1990;Stockhammer,2006)。因此，实体企业金融化可以被理解为管理层短视在企业投资决策中的重要表现。

引导资源配置是资本市场的重要功能之一，也是资本市场影响实体经济的重要途径。股票流动性作为资本市场重要特征之一，不仅会影响市场投资者的投资决策，也会通过改变企业管理层的风险偏好、可得利益等影响企业财务决策。不可否认，股票流动性的提高在降低企业外部融资成本、促进市场交易等方面发挥了积极作用，但在中国资本市场散户占比较高和投机氛围较浓厚的现实背景下，过高的股票流动性也可能带来诸多负面效应。从企业金融资产投资决策的角度来看，较高的股票流动性至少可以通过影响管理层的薪酬结构和改变上市公司的投资者结构，加剧管理层短视，最终驱动企业进行金融资产投资。

一方面，股票流动性会影响经理人的薪酬结构及交易行为，促使经理人通过增加金融资产配置的方式推高短期业绩或股票价格进而最大化自身利益。从经理人权益薪酬的视角来看，过去几十年里，西方资本市场的股权激励在经理人薪酬中的占比越来越高(Holmström et al.,1993)，中国上市公司自股权分置改革以后也越来越注重股权激励的使用。股权激励的实施客观上增强了经理人的薪酬收益与股价的关联性，加剧了经理人对短期业绩或股票价格的迎合(Duchin et al.,2017)，理性的经理人具有强烈的动机关注短期股价并采用短视行为以实现自身利益最大化(Edmans et al.,2018)。股票流动性的提高会增加经理人薪酬结构中权益薪酬的比重，提升经理人薪酬业绩敏感性(Pay-for-Performance Sensitivity,PPS)(Jayaraman et al.,2012)，原因主要在于：较高的股票流动性有助于促进知情交易者的交易行为，提高股价信息含量，促使股价或市值在经理人薪酬契约中发挥更大的参考作用。当经理人与股价相关联的薪酬业绩敏感性提高时，关注短期股价变化成为理性经理人追逐自身利益最大化的必然选择。同时，从经理人分散财富集中风险的需求来看，当持有较多企业权益时，经理人财富集中在单一资产(经理人所在公司)上的非系统风险较高，理性的经理人具有强烈的动机分散其财富集中风险(Bettis et al.,2015)。较高的股票流动性能够降低经理人通过出售其所持股权进而获得交易收益的成本(Garvey,1997)，同时有助于掩盖经理人的私人交易行为。在此前提下，经理人进行金融资产投资维持或推高短期股价，不仅可以增加权益薪酬，在以市值或股价为绩效指标的考核中处于有利地位，而且能够以较低的代价出售所持股权以分散其财富集中的风险。相关研究也发现，短期内企业进行金融资产投资既有助于平滑利润、粉饰报表(彭俞超 等,2018b)，又能够获取超额收益(杜勇 等,2017;顾雷雷 等,2020;陆蓉 等,2020)，从而“美化”或改善会计业绩，并最终反映到股票价格上。

另一方面，较高的股票流动性会产生更大的外部短期股价压力，促使管理层更加关注短期股价，并采取金融资产投资等短期行为维持或推高短期股价。首先，股票流动性的提高有助于降低股票买卖价差或掩盖投资者的频繁交易，有意向的敌意收购者可以利用此便利条件收集股份，从而导致企业被敌意收购的风险上升(Kyle et al.,1991)。一旦企业被敌意收购者接管，经理人则可能面临被更换的风险。因此，为有效应对股价低估时潜在收购者的敌意收购行为，经理人通常会牺牲公司长期业绩来维持或推高短期盈余，以防股价被低估(Stein,1988)。而金融资产投资获利周期短的特征恰恰有助于改善短期盈余，提振短期股价，继而有效降低公司被敌意收购的风险。其次，较高的股票流动性带来的低交易成本，会吸引大量过度关注公司短期业绩且投资视野较短的交易型投资者(Porter,1992;Fang et al.,2014)。当短视的大股东计划出售其所持股票时，他们有动机向经理人提供短期激励契约以最大化短期股价(Porter,1992;Fang et al.,2014)。如果企业相当一部分股东都属于这类短视投资者，那么经理人对短期业绩的关注将被进一步强化(Huang et al.,2017)。此时，管理者会做出更多的金融资产投资决策，而非实施能够产生中长期利润的实业投资(张成思 等,2016)。

基于上述分析，本文提出：

假设

1

：

其他条件不变时，较高的股票流动性会正向驱动企业的金融资产投资。

(二)相对收益率、股票流动性与金融资产投资

Orhangazi(2008)发现，当金融资产投资收益率高于实体经济投资收益率时，企业在利润最大化动机的驱使下会以金融资产投资替代实体经济投资。既然中国非金融上市公司金融资产投资的主要动机是追逐短期超额收益(杜勇 等,2017;顾雷雷 等,2020;陆蓉 等,2020)，那么当金融资产投资的收益率更高时，实体企业金融资产投资的动机理应更强。

股票流动性对企业金融资产投资的驱动作用主要取决于金融资产投资收益率与实体资产投资收益率之间的差异。当金融资产投资收益率低于实体资产投资收益率时，即便较高的股票流动性会加剧管理层短视，但由于金融资产投资无法带来更高收益，难以维持或推高短期股价，其也不会成为理性经理人短视投资的有效选择。相反，当金融资产投资收益率高于实体资产投资收益率时，股票流动性对管理层投资视野的影响越甚，具体体现为：一方面，实施更大规模的金融投资能够显著改善企业整体业绩水平，缓解企业短期股价下滑压力，进而为经理人维持或推高短期股价提供有利条件；另一方面，为了获取更多的短期超额收益，管理者更倾向于通过配置金融资产进行投机套利，而忽视有利于企业长远发展的实体投资(杜勇 等,2017)。综上分析，当金融资产投资收益率相对高于实体资产投资收益率时，理性的经理人在流动性驱动的短视动机下，更可能选择金融资产投资作为维持或推高短期股价的手段，并实施更大规模的金融资产投资。

基于上述分析，本文提出：

假设

2

：

在其他条件不变的情况下，金融资产投资相对收益率越高，股票流动性对非金融上市公司金融资产投资的正向驱动作用越显著。

(三)产权性质、股票流动性与金融资产投资

已有研究指出，产权性质不同的非金融上市公司在金融资产投资动机及行为上表现迥异(刘伟 等,2018;张成思 等,2019)。在中国，国有企业与非国有企业的经营目标存在较大差异。国有企业除了要实现既定的经济目标外，还需承担一定的政策性负担，比如维持就业、保障民生等，因此国有企业管理层的目标函数更加多元化和动态化，其对经济利益的追逐有所弱化。此外，与非国有企业经理人纯粹的“经济人”身份不同，国有企业经理人往往兼有一定的政治身份，他们存在较为强烈的政治晋升诉求。尽管金融资产投资可以带来短期绩效的提高，但同时也容易导致企业资金在金融市场循环空转，不利于企业的转型升级，继而对国有企业经理人的政治晋升考核造成负面影响。综上所述，在面对股票流动性带来的资本市场压力时，较之国有企业，非国有企业经理人对短期盈余和股价表现更敏感，采用金融资产投资维护或推高短期业绩或股票价格的动机也更强烈。

基于上述分析，本文提出：

假设

3

：

其他条件不变时，股票流动性对金融资产投资的正向驱动作用在非国有企业中更加显著。

四、研究设计

(一)计量模型

为检验假设1，即股票流动性对企业金融资产投资的影响，本文借鉴Duchin et al.(2017)、杜勇等(2019)的方法，构建如下回归模型：

(1)

其中：下标i和t分别表示公司i和第t年；Far表示企业金融资产投资水平；Liq表示股票流动性，具体度量指标包括Liq1和Liq2；Control表示一系列控制变量；Industry和Year分别表示行业固定效应和年份固定效应。为减轻逆向因果关系的影响，解释变量和控制变量均采用滞后一期。同时，为控制潜在的异方差和序列相关问题，本文对所有回归的标准误在公司层面进行了聚类处理。

在模型(1)中，本文重点关注系数β的方向及显著性。结合假设1，预期β显著为正，即股票流动性能够显著促进企业金融资产投资。

进一步，为检验假设2和假设3，本文在模型(1)的基础上加入金融资产投资相对收益率、产权性质以及它们与股票流动性的交互项，构建如下回归模型：

(2)

其中，Var分别表征金融资产投资相对收益率(Return)和产权性质(State)，其余变量的含义与模型(1)相同。

在模型(2)中，交互项系数α是本文关注的重点。结合假设2和假设3，本文预期：当Var表征金融资产投资相对收益率时，α显著为正，即金融资产投资相对收益率越高，股票流动性对非金融上市公司金融资产投资的正向驱动作用越显著；当Var表征产权性质时，α显著为负，即股票流动性对金融资产投资的正向驱动作用在非国有企业中更加显著。

(二)变量说明

1.核心解释变量：股票流动性

第一，本文借鉴张峥等(2014)的做法，构建时间加权平均相对有效价差度量股票流动性，该指标值越大，表明股票流动性越差。一方面，随着高频数据获取和处理难度的降低，在对股票流动性的度量中相对有效价差的使用越来越广泛，其常被当作评价低频交易数据和交易量数据的标杆；另一方面，时间加权平均买卖价差不仅能够反映价差本身，而且还可以反映价差持续的时间，因而更具代表性(Goyenko et al.,2009)。

首先，定义单个股票每一笔交易的相对有效价差(RES)如下：

(3)

其中，P、Bid和Ask分别表示单个股票每一笔交易的成交价、买价和卖价。其次，以相邻两笔交易之间的时间间隔为权重，计算单个股票每一个交易日内相对有效价差的时间加权平均值，得到该股票的日度相对有效价差。最后，在年度内对单个股票的日度相对有效价差进行简单平均，得到该股票的年度平均相对有效价差(RES)。

第二，鉴于Amihud(2002)提出的非流动性指标在国内外研究中被广泛证实是较好的低频流动性间接指标(张峥 等,2014; Goyenko et al.,2009)，本文也采用该指标构建相应的股票流动性度量变量。Amihud非流动性指标定义如下：

(4)

其中：r和v分别表示股票i在t年度第d天不考虑红利再投资的收益率和交易金额(以亿元人民币为单位)；D是股票i在t年度的交易天数；Illiq刻画了单位交易金额对股票价格的冲击程度，反向度量了股票流动性，即Illiq越大，表明股票流动性越低。

由于RES和Illiq均是股票流动性的反向指标，本文借鉴Jiang et al.(2017)、Gu et al.(2018)、Chen et al.(2019)的做法，将RES和Illiq进行负向对数化处理，分别定义Liq1=-Ln(RES)和Liq2=-Ln(Illiq)。Liq1和Liq2越大，表明股票流动性越好。

2.被解释变量：企业金融资产投资

从现有文献来看，金融资产占比是度量非金融企业金融资产投资的主流指标之一。本文参考戴泽伟等(2019)的做法，采用企业类金融资产(包括交易性金融资产、衍生金融资产、发放贷款及垫款净额、可供出售金融资产净额、买入反售金融资产以及持有至到期投资)与期末总资产之比定义企业金融资产投资水平(Far)。

3.控制变量

已有研究指出，“蓄水池动机”和“投资替代动机”是非金融企业金融化的两类主要动机。为此，本文控制了公司融资约束(KZ)以及金融资产投资相对收益率(Return)。首先，借鉴Kaplan et al.(1997)的做法，构建基于中国上市公司样本的KZ指数以度量公司融资约束程度。具体过程如下：第一步，对全样本各年度按经营活动产生的净现金流量/总资产(CF)、现金股利总额/总资产(Div)、现金持有/总资产(C)、总负债率(Lev)和托宾Q进行分类。如果CF、Div和C分别小于相应的中位数，则对应的KZ1、KZ2和KZ3分别取值为1，否则取值为0；如果Lev和Q分别大于相应的中位数，则对应的KZ4和KZ5分别取值为1，否则取值为0。第二步，将每个公司每个年度的KZ1至KZ5加总，得到KZ_Score。第三步，运用排序逻辑回归(Ordered Logistic Regression)将KZ_Score作为因变量对CF、Div、C、Lev和Q进行回归，得到的KZ_Score拟合值即为各公司各年度的KZ指数。KZ指数值越大，表明公司面临的融资约束程度越高。其次，借鉴张成思等(2016)的方法定义金融资产投资相对收益率(Return)，具体计算公式为(金融资产投资收益率-实体投资收益率)/[(金融资产投资风险+实体投资风险)×100]。其中：金融资产投资收益率为投资收益、公允价值变动损益、净汇兑收益之和扣除对联营和合营企业的投资收益后的金融资产投资收益与金融资产总额之比；实体投资收益率为营业收益扣减营业成本、营业税金及附加、期间费用和资产减值损失后的余额与经营资产总额之比；金融资产投资风险和实体投资风险分别采用近三年金融资产投资收益率和实体投资收益率的方差进行度量。

此外，根据已有相关文献(杜勇 等,2019;顾雷雷 等,2020)的做法，本文还将公司特征和治理结构等方面的因素纳入了控制变量，前者包括公司规模(Size)、财务杠杆(Lev)、上市年限(Age)、成长性(Growth)、盈利能力(ROA)、经营性现金流(Cash)和固定资产占比(PPE)，后者则包括产权性质(State)、代理成本(Agency)、股权集中度(First)、董事会规模(Bsize)、独立董事比例(Indrct)、两职合一(Dual)以及管理层持股比例(Mnghld)。

表1列示了本文回归模型所涉及的主要变量的说明。

表1 变量说明

(三)样本选择与数据来源

本文以2007—2019年股权分置改革后中国非金融上市公司为样本，并对初始样本进行了以下筛选：剔除样本期间被ST(ST)的观测值；考虑到多市场交易对股票流动性的影响及境内外市场监管制度的差异，剔除发行H股、B股和其他外资股的双重上市公司观测值；考虑到IPO对股票流动性的影响，剔除上市不到一年的观测值；剔除缺失值样本。经过上述处理，共得到20985个公司-年度观测值。此外，为避免异常值对回归结果的影响，对所有连续变量在1%的水平上进行了双侧缩尾处理。本文用于计算股票流动性的日内高频数据来自Resset数据库，CEO期末期权持有数据根据上市公司年报、股权激励草案和实施公告手工整理得到，其余公司特征和治理数据均来自国泰安CSMAR数据库。

五、实证结果与分析

(一)描述性统计与单变量检验

表2为本文主要研究变量的描述性统计结果。Far的均值为0.0217，表明平均而言中国上市公司以流动资产为主的风险金融资产投资规模占总资产的比重约为2.17%，略高于杜勇等(2017)和彭俞超等(2018b)的统计结果，说明近年来中国非金融上市公司金融资产投资规模有增无减。Liq1和Liq2的均值分别为6.4477和3.2627。

从控制变量的结果来看，融资约束(KZ)、金融资产投资相对收益率(Return)的均值分别为0.5355、-1.7957，公司规模(Size)、财务杠杆(Lev)和上市年限(Age)的均值分别为22.0422、0.4452和2.2326，产权性质(State)、代理成本(Agency)和股权集中度(First)的均值分别为0.4236、0.0993和0.3468。限于篇幅，其他控制变量的描述性统计结果详见表2，不再赘述。

表2 主要变量描述性统计结果

进一步地，本文通过单变量检验呈现了企业金融资产投资的分组变化趋势。具体而言，按照股票流动性从低到高将样本平均分为4组，每一组样本金融资产投资水平(Far)的均值和中位数如表3所示。由表3可知，随着股票流动性的提高，非金融企业的金融资产投资水平呈逐渐升高的趋势。对股票流动性最高组和最低组金融资产投资水平差异的检验结果如表3最后两列所示，从中可见，无论是均值检验还是中位数检验，股票流动性最高组的金融资产投资水平均显著高于股票流动性最低组，这初步证实非金融企业的金融化程度随股票流动性的上升而逐步提高。

表3 单变量检验结果

(二)基准回归结果

首先，对股票流动性与非金融上市公司金融资产投资的关系进行检验，结果如表4所示。列(1)、(2)分别是以Liq1和Liq2为解释变量的回归结果，从中可见，Liq1和Liq2的系数均显著为正，表明样本公司金融资产投资水平随股票流动性的提高而增加。为进一步控制“蓄水池动机”和“投资替代动机”的影响，在列(1)、(2)的基础上加入融资约束指标(KZ)和金融资产投资相对收益率(Return)，回归结果如列(3)、(4)所示，不难发现，Liq1和Liq2的系数绝对值变化不大且仍然显著为正，表明股票流动性对非金融上市公司金融资产投资的正向驱动作用非常稳健。从经济意义角度来看，以列(3)、(4)为例，Liq1和Liq2每提升1个标准差，将分别导致非金融上市公司金融资产投资水平(Far)上升幅度约达到其均值的7.27%(=0.3431×0.0046/0.0217)和7.23%(=0.9803×0.0016/0.0217)。综上可知，本文假设1得到验证。

表4 基准回归结果

其次，检验金融资产投资相对收益率对股票流动性与非金融上市公司金融资产投资关系的影响，结果如表5所示。由列(1)、(2)可见，Liq1、Liq2、Liq1×Return、Liq2×Return的系数均显著为正，表明金融资产投资相对收益率越高，股票流动性对非金融上市公司金融资产投资水平的正向影响越显著。由此可知，本文假设2成立，即金融资产投资相对收益率强化了股票流动性对非金融上市公司金融资产投资的驱动效应。

最后，利用类似的方法检验产权性质对股票流动性与非金融上市公司金融资产投资关系的影响，结果同样列于表5。由列(3)、(4)可见，Liq1和Liq2的系数均显著为正，Liq1×State和Liq2×State的系数均显著为负，表明与国有上市公司相比，股票流动性对非国有上市公司金融资产投资的正向影响更显著。综上可知，本文假设3得到验证。

表5 金融资产投资相对收益率和产权性质的影响

(三)内生性问题处理

尽管上文对所有解释变量均进行了滞后一期处理，一定程度上有助于缓解非金融企业金融资产投资决策对股票流动性的逆向影响，但仍无法完全排除股票流动性是内生变量的可能。股票流动性与公司金融资产投资决策可能会同时受到公司层面不可观测因素的影响，进而产生因遗漏变量所致的内生性问题。为此，本文直接控制公司个体固定效应重新进行检验，结果如表6所示。由表6可见，Liq1和Liq2的系数均显著为正，表明在控制公司层面固定效应后，股票流动性仍然会显著正向驱动非金融上市公司的金融资产投资水平。在列(3)、(4)中，Liq1×Return和Liq2×Return的系数均显著为正，说明采用面板数据固定效应模型后，金融资产投资相对收益率依然会正向调节股票流动性与公司金融资产投资水平之间的关系。在列(5)、(6)中，Liq1×State、Liq2×State的系数均显著为负，表明产权性质对股票流动性与公司金融资产投资的关系仍具有负向调节作用。综合来看，面板数据固定效应模型的回归结果能够较好地支持本文的假设。

表6 控制公司个体固定效应

(续表6)

为进一步控制潜在内生性问题产生的影响，借鉴Jayaraman et al.(2012)、苏冬蔚等(2013)的思路，采用当年度样本公司所属行业中除自身以外的其他公司股票流动性的中位数Zliq1和Zliq2作为样本公司股票流动性的工具变量，并在控制公司个体固定效应的基础上进行2SLS估计，结果见表7。工具变量不可识别检验的Kleibergen-Paap rk LM统计量和弱工具变量检验的Cragg-Donald Wald F统计量均显示，本文选取的工具变量是有效的。由表7可知，Liq1和Liq2的系数均显著为正，Liq1×Return和Liq2×Return的系数均显著为正，Liq1×State和Liq2×State的系数均显著为负。上述结果与前文基准回归结果高度一致。

表7 工具变量法

综上可知，在尽可能控制潜在的内生性问题后，本文假设仍然成立。

(四)稳健性检验

为进一步确保研究结论的可靠性，本文从变换核心变量的度量方法和调整样本范围两个方面进行了稳健性测试。

1.变换核心变量的度量方法

(1)变换企业金融资产投资的度量方法。借鉴彭俞超等(2018b)的做法，重新界定金融资产范围。采用新的企业金融资产投资测量指标进行检验，结果显示，本文假设仍然成立。

(2)变换股票流动性的度量方法。通过构建新的股票流动性指标，重新检验股票流动性对企业金融资产投资的影响。第一，借鉴张峥等(2014)的做法，利用日内高频交易数据构建收盘相对报价价差(QSP)。第二，参考Rhee et al.(2009)的做法，构建价格弹性指标(PS)。由于上述两个指标均是股票流动性的反向指标，本文沿用前文做法，对它们进行负向对数化处理，相应地构建了股票流动性的正向指标Liq3和Liq4。第三，直接采用时间加权平均相对有效价差(RES)和Amihud非流动性指标(Illiq)的原始变量作为解释变量。变换解释变量测量方法后的检验结果与基准回归结果高度一致，表明本文结论是可靠的。

2.调整样本范围

考虑到在本文的研究样本期间内，一些经济事件的冲击可能会对估计结果造成影响。接下来，对样本范围进行必要调整。(1)为应对2008年国际金融危机，中国政府推出了“四万亿投资计划”，这一行为可能在一定程度上影响实体企业的金融资产配置行为。为此，在剔除2008年的样本后重新进行检验。(2)2015年股灾期间中国股票市场多次出现“千股跌停”的现象，许多A股上市公司都遭遇了“流动性黑洞”，为消除这一时期上市公司股票流动性的特殊表现对研究结论可能带来的影响，在剔除2015年的样本后重新进行检验。(3)在2019年1月1日起实施的新会计准则中，“金融工具的确认和计量”“金融工具列报”等与以往存有很大不同。为消除新会计准则对金融资产投资度量产生的影响，在剔除2019年的样本后重新进行检验。调整研究样本范围后的回归结果依然与前文结论保持一致。

六、作用机制检验

前文实证结果显示，股票流动性的提高能够显著促进非金融上市公司的金融资产投资水平。那么，股票流动性究竟是如何发挥作用的呢？已有研究表明，中国非金融上市公司进行金融资产投资更多是出于对短期利润的追逐(彭俞超 等,2018b)，表现为对固定投资等长期投资的替代(张成思 等,2016;刘贯春 等,2019)。从公司长期价值的角度来看，管理层将公司资本从实体投资渠道转移到金融资产投资渠道，实际上是一种短视行为(刘伟 等,2018)。理论上，股票流动性的提升之所以能够强化管理者的短视行为主要源于两个方面：一是管理层追求自身利益最大化的动机；二是企业市场外部因素，如资本市场中短视投资者带来的压力等。为此，本文从经理人薪酬和长期投资者持股两个方面，检验股票流动性影响企业金融投资的具体机制。

中介效应模型设定如下：

(5)

(6)

其中，中介变量MV分别为经理人薪酬结构(EquityCom)、薪酬股价敏感性(PPS)、机构投资者持股比例(Inst)和长期机构投资者持股比例(LongInst)。

1.经理人薪酬的中介效应检验

首先，借鉴Jayaraman et al.(2012)的思路，构建经理人权益薪酬占总薪酬的比重指标度量经理人薪酬结构(EquityCom)，其中权益薪酬为经理人所持股票和期权的市场价值，总薪酬为权益薪酬和货币薪酬之和。其次，借鉴Huang et al.(2017)的做法，采用Core et al.(2002)提出的方法计算当上市公司股价变动1%时经理人所持权益市场价值的变化幅度，记为经理人薪酬业绩敏感性(PPS)，其计算公式为(经理人期末持股数×1+经理人期末持有期权数量×期权Delta)×1%×期末股价。

表8列(1)～(4)报告了经理人薪酬结构(EquityCom)的中介效应检验结果。模型(5)的检验结果如列(1)和列(3)所示，从中可见，Liq1和Liq2的系数均显著为正，表明经理人权益薪酬比重与股票流动性显著正相关。模型(6)的检验结果如列(2)和列(4)所示。其中，Liq1和Liq2的系数仍然显著为正，表明即使控制了经理人薪酬结构，股票流动性仍会正向驱动企业金融资产投资；EquityCom的系数为正但不显著，即没有证据表明经理人权益薪酬比重的增加会影响企业金融资产投资决策，此时无法判断EquityCom是否存在中介效应。Sobel检验结果显示，经理人薪酬结构(EquityCom)在股票流动性驱动企业金融资产投资过程中的中介效应未能得到验证。

表8列(5)～(8)报告了经理人薪酬业绩敏感性(PPS)的中介效应检验结果。由列(5)、(7)可见，Liq1、Liq2的系数均显著为正，表明经理人薪酬业绩敏感性与股票流动性显著正相关。列(6)的结果显示，PPS的系数在10%的水平上显著为正，说明经理人薪酬业绩敏感性越高，企业金融资产投资规模越大。在列(8)中，PPS的系数为正但不显著，此时需要采用Sobel检验来判断中介效应是否成立。Sobel检验结果表明，经理人薪酬业绩敏感性在股票流动性驱动企业金融资产投资过程中发挥部分中介效应。

表8 经理人薪酬的中介效应检验结果

2.长期投资者持股的中介效应检验

本文分别采用机构投资者持股比例(Inst)和长期机构投资者持股比例(LongInst)度量长期投资者持股状况。机构投资者持股比例为上市公司年末所有机构投资者持股数量与流通股本之比。同时，借鉴Chang et al.(2017)的思路，界定持股比例高于5%的机构投资者为大股东机构投资者，定义年末所有大股东机构投资者持股数量与流通股本之比为长期机构投资者持股比例。

表9列示了长期投资者持股中介效应的检验结果。列(1)、(2)是以Liq1度量股票流动性，以Inst为中介变量，分别对模型(5)和(6)进行检验的结果。由列(1)可知，Liq1的系数显著为负，表明股票流动性的提升显著降低了机构投资者的持股比例。在列(2)中，Inst的系数显著为负，表明机构投资者持股比例的降低驱动了企业金融资产投资，同时Liq1的系数显著为正，表明机构投资者持股在股票流动性影响企业金融资产投资的过程中发挥部分中介作用。以Liq2度量股票流动性、以Inst为中介变量的检验结果见列(3)和列(4)，以Liq1度量股票流动性、以LongInst为中介变量的检验结果见列(5)和列(6)，以Liq2度量股票流动性、以LongInst为中介变量的检验结果见列(7)和列(8)。不难发现，上述回归结果均与列(1)和列(2)类似，此处不再赘述。Sobel检验结果进一步证实长期投资者持股中介效应显著存在。

表9 长期投资者持股的中介效应检验结果

七、结论与启示

本文以2007—2019年中国非金融上市公司为样本，考察了股票流动性对企业金融资产投资的影响。研究发现，股票流动性对非金融上市公司金融资产投资具有显著的促进作用，并且该效应在金融资产投资相对收益率较高和在非国有上市公司中表现得更为显著，这一结论在解决内生性问题和进行多种稳健性测试后依然成立。作用机制检验结果表明，股票流动性通过提升经理人薪酬业绩敏感性和降低长期投资者的持股比例，强化了经理人对短期业绩或股价的关注，继而推动了非金融上市公司的金融资产投资。

基于上述研究结论，本文提出以下建议：第一，中国股票市场与欧美成熟市场存在显著差异，个人投资者占比较大和上市公司股权集中度较高的典型特征，使得中国资本市场中股票流动性过高反而会产生一些负面效应。有鉴于此，监管部门在利用股票流动性调节资本市场资源配置功能时，不应片面追求股票市场流动性的上升，而要更多地去考虑如何抑制投机性的短期、高频交易行为，降低源于短视投资者非理性“噪音”交易的流动性的负面影响。第二，应着力优化上市公司激励制度，通过科学设计股权激励制度契约要素、优化调整权益薪酬在经理人薪酬体系中的比重等手段，充分发挥上市公司股权激励的长期效应，弱化管理层薪酬对短期股价的敏感性，从经理人自身利益的内在角度缓解管理层对短期盈余和股价的关注程度。第三，要积极倡导长期投资和价值投资理念，大力发展长期机构投资者，有效发挥机构投资者在公司治理和稳定资本市场中的积极作用。