吴成颂，汪晴雨

(安徽大学 商学院，安徽 合肥 230601)

一、引 言

近年来，受低产能过剩与高质量创新不足的约束，我国实体经济投资回报率逐渐下滑。相比之下，虚拟经济高杠杆带来的高额收益则吸引实体企业投资规模不断扩大，企业金融化趋势正加速向前，经济“脱实向虚”现象日益凸显[1]。若企业金融化的趋势不能得到有效遏制，虚拟经济脱离实体经济过度膨胀势必会加剧金融风险，进一步损害实体经济的基础性作用，使国民经济面临严峻的“产业空心化”挑战[2]。在外部环境动荡与疫情冲击双重影响下，我国经济面临较大的下行压力，单纯依靠市场自发调节的作用可能很难达到稳实体投资、稳实体经济的目的。因此，依托政府“有形的手”的引导是推动企业去金融化、提升企业有效投资的关键途径。

政府补助是国家财政通过干预资源再分配，达到改变资源配置结构、调节市场供求关系、贯彻各类产业政策等目的的重要手段。据Wind数据统计，2020年共有4 240家A股上市公司获得政府补助，补助金额同比增长57.94%，累计高达2 144.76亿元。作为政府资源配置的重要手段，政府补助的激励效果长期以来广受关注。纵观现有文献，多数学者认为政府补助行为整体上对企业起着积极的引导作用[3-4]。在绩效影响方面，政府补助可以为企业提供额外的资金支持，向外部投资者传递企业发展前景良好的信号，缓解和改善企业的资金压力与现金流状况，对企业绩效具有正向激励效应[5]。在经营活动方面，政府补助可以有效降低企业的投资成本，有利于促进企业研发投入与创新效率[6-7]，对企业研发创新具有积极的支持作用[8-9]。同时，政府补助还具有促进企业出口、提升生产率以及促使民营企业履行社会责任等效果[10-11]。

那么，政府补助究竟能否有效促进企业“脱虚向实”，即获得政府补助的企业是否会改变其金融投资决策而回归实业发展？如果政府补助确实能对企业“脱虚向实”起到一定的推动作用，其中的作用机制是什么？针对具有不同特征与实际需求的企业，政府补助与企业金融化的关系是否存在差异？鉴于此，本文以2009—2019年我国A股上市公司的面板数据为样本，通过构建OLS多元线性回归模型实证检验政府补助对企业“脱虚向实”的影响。同时，引入固定资产投资与研发投入这两个中介变量，运用逐步检验回归系数的方法对政府补助与企业金融化的作用机制进行深入分析。此外，本文从企业产权性质与融资约束程度的角度对样本进行分组回归，进一步探索了政府补助对企业金融资产配置的异质性影响。

本文可能的增量贡献在于：(1)现有文献从宏观经济及企业特征角度研究企业金融化的驱动因素，鲜少从实证层面探究政府行为对实体企业金融投资行为的影响，在实体经济“脱实向虚”的过程中忽视了政府角色及定位。本文立足于微观企业金融化视角，实证检验了政府补助对扭转企业金融化的影响效应，拓展和丰富了政府补助的经济效果与企业金融化领域的研究。(2)本文基于实业投资和技术创新投入两个视角考察了政府补助影响企业金融化的作用机制，有助于进一步理解政府补助政策抑制企业金融投资行为的影响路径。(3)本文考虑了不同产权性质与融资约束程度的企业以及政府补助与金融资产配置之间关系的差异，为具有不同特征与实际需求的企业实施有效的差异化补助政策提供了经验证据。

二、理论基础与研究假设

大部分实体企业缺乏维持自身经营长期发展的资本，在一定时期内所拥有或可支配的资源也相对有限，不得不在投资组合有限的情况下选择投资决策。在当下经济增速总体放缓、实体经济投资机会稀缺、利润空间遭受严重挤压的情况下，企业为追求利润最大化，倾向于以金融资产投资替代实体投资[12-13]。这种金融资产投资的逐利本性不可避免地导致企业着眼于短期收益，进而削弱追求企业持续健康稳定发展的动力。

然而，企业的长期稳定发展离不开设备、技术的更新改造以及产品的创新开发。伴随着企业外部经营环境的不断变化，企业开展经营投资与创新研发活动以形成自身核心竞争力显得更为迫切[14]。对于资金紧张却渴望建立长期可持续性优势的企业来说，政府补助无疑是“雪中送炭”，能使企业有更多的资金用于应对经营危机与风险规避，在一定程度上影响企业的投资、融资和市场策略选择。一方面，财政部门拨付给企业的固定资产补助及用于技术改造与产品开发的专项资金能够降低资本性项目投资以及研发创新活动的成本与风险，有助于推动企业科技创新和产业高质量转型升级。另一方面，补助的政策性导向赋予企业更大的热情与动力参与经营生产与研发投入等主业资源配置以迎合地方政府，有效抑制企业的资本逐利性并优化其资源配置方向。与此同时，受制于企业拥有资源的有限性，现金流竞争效应在企业投资的各种项目中普遍存在。当企业将资源配置重心转向资本性投资项目时，在自身资源存量不变的情况下，会相应地减少金融资产的持有以增加有利于自身长期发展领域的生产性投资，对金融资产投资产生“挤出”作用。据此，提出以下假设：

H1：政府补助能够抑制实体企业金融化趋势，从而抑制企业“脱实向虚”。

政府补助对实体企业金融化的作用机制可能是通过促使企业增加固定资产投资，进而影响企业金融资产投资。首先，根据“晋升锦标赛”理论，在发展本地经济的激励下，各级地方政府积极利用财政补助政策扶持企业发展、推动产业转型，以满足自身政绩考核标准，实现政绩目标[15]。同时，为积极贯彻落实“六稳”“六保”，打好有效投资项目落地攻坚战，地方政府需要激励企业增加有效投资从而为实现地区经济稳增长提供产业基础支撑。由于固定资产等实体投资是推动辖区投资与GDP增长的源动力，政府有强烈的动机推动企业增加基础设施建设与固定资产等资本性投资，引导企业资金流向实体经济项目投资，进而实现企业价值最大化与政府调控的双赢目标[16-17]。

其次，基于资源依赖理论，地方政府掌握较多产业政策配套资源，在政企关系中处于优势地位，这使地方政府在动员企业扩大固定资产投资时具有更大的谈判资本。同时，多数企业热衷于建立政治关联，希望维护好与政府的关系从而获得对未来发展更有利的条件和资源。因此，为了积极响应政策导向、迎合地方政府利益需要和投资冲动，企业通常乐意顺从政府指引的方向，将通过政府补助获得的资金用于资产更新改造或优先投资于固定资产等实体项目。另外，企业新项目的开展需要建设厂房、购买机器设备、运输工具等固定资产投入，政府对企业具有正外部性的投资项目给予必要的补贴扶持，为企业购置新技术设备提供资金支持，有助于改善其投资不足、引导资源流向生产经营产业。因此，政府补助强化了企业对资本性投资项目的偏好，缓解其投资套利动机并最终降低了企业“脱实向虚”的偏向。基于以上分析，提出以下假设：

H2：政府补助通过激励企业增加固定资产投资，从而抑制企业金融资产配置。

政府补助还可能通过刺激企业研发创新活动，进而影响实体企业金融资产投资。直观层面上，政府补助可以直接充当企业技术创新活动的资金，对企业产生“成本削减效应”[18]。具体来看，研发创新活动一般具有高度不确定性与高额投入等特征，往往难以取得银行信贷的支持，企业需有充足的资金作为其研发投入的保障。当面临较高的融资约束和创新风险，且这些难题无法通过外部途径得到有效化解时，企业进行研发创新活动的积极性就会在一定程度上削弱。政府的财政补助行为能够缓解企业经营资金短缺的压力并改善其财务状况，弥补研发失败导致的损失，使企业有更大的资本动力开展研发创新活动以提升其创新性与竞争力。间接层面上，根据信号传递理论，政府补助作为一种“隐形担保”，能够向外部投资者释放该企业具有发展前景的信号，有效缓解企业与外部投资者之间的逆向选择问题，帮助企业获得银行信贷、风险投资等外部融资与其他创新资源[19-20]，从外部股权融资方面降低创新活动的资金压力。因此，政府补助有助于降低研发创新活动成本与风险，促进企业增加创新研发投入，进而抑制企业金融资产配置，降低了企业“脱实向虚”的偏向。据此，提出以下假设：

H3：政府补助通过激励企业研发创新活动，从而抑制企业金融资产配置。

三、研究设计

(一)样本选择与数据来源

本文以2009—2019年我国A股上市公司作为研究样本，对初始样本进行以下处理：(1)剔除金融业和房地产业的样本；(2)剔除ST和*ST上市公司；(3)删除数据缺失的样本；(4)删除上市年份晚于2015年的样本，最终得到14 080个观测值。公司特征数据和财务数据均来自CSMAR数据库，上市公司政府补助数据以及宏观数据来自Wind数据库。为避免极端值的影响，对主要连续变量进行1%和99%水平的Winsorize处理。本文运用Stata 16.0统计软件对样本数据进行实证分析。

(二)变量定义

(1)被解释变量。借鉴杜勇等[21]的做法，企业金融化程度采用企业特定时期内金融资产持有份额占总资产比重表示。同时，参照黄贤环等[22]的做法，将金融资产分为短期金融资产(ShortFin)和长期金融资产(LongFin)(1)短期金融资产=交易性金融资产/总资产；长期金融资产=(衍生金融资产+可供出售金融资产+发放贷款及垫款净额+投资性房地产净额+长期股权投资净额)/总资产，从而考察政府补助对于不同类型金融资产投资的影响。

(2)解释变量。政府补助数据来源于企业利润表中的“政府补助”项目上。参照孔东民等[23]的做法，将政府补助当年数与企业期末资产的比值作为政府补助的衡量指标。在稳健性检验中，采用政府补助自然对数作为代理变量。

(3)中介变量。借鉴Gulen等[24-25]的做法，采用购买固定资产、无形资产以及其他长期资产的现金流支出与资产总额的比值来表示固定资产投资。对于研发投入，借鉴任海云等[26]采用研发支出与资产总额的比值度量。

(4)控制变量。本文借鉴已有研究，从企业自身特征和宏观因素两个维度，控制模型中其他一些影响企业金融化投资的重要因素，并采用异方差稳健的标准误。详细的变量度量如表1所示。

表1 主要变量符号及定义

(三)模型设计

为验证假设1，即研究政府补助与企业金融资产投资行为之间的关系，本文分别从静态和动态角度探讨政府补助对企业金融化的影响。首先，以企业金融资产持有份额表示企业金融化(Fin)，衡量企业“脱实向虚”的程度。其次，为反映企业金融化动态趋势，参考彭俞超等[20]143选取金融资产投资增长率(G_F)替代模型(1)中企业金融化进行回归，并控制滞后一期企业金融资产水平值(F)(2)此处控制滞后一期的金融资产水平值,旨在探究企业金融化趋势的均值收敛特征。。构建OLS多元回归实证模型如下：

Fini,t=α0+α1Subsidyi,t+Controls+∑Year+∑Industry+εi,t

(1)

G_Fi,t=β0Fi,t-1+β1Subsidyi,t+Controls+∑Year+∑Industry+εi,t

(2)

为检验假设2和假设3，参考Baron等[27-28]的研究，根据中介效应检验流程探究政府补助对企业金融化的影响机制。其中，Yi,t为企业金融化，Xi,t为政府补助，模型中Mi,t分别表示固定资产投资(Invt)与研发投入(Rd)，依次检验各个方程主要变量的回归系数。设计模型如下：

Yi,t=a0+a1Xi,t+Controls+∑Year+∑Industry+εi,t

(3)

Mi,t=b0+b1Xi,t+Controls+∑Year+∑Industry+εi,t

(4)

Yi,t=c0+c1Xi,t+c2Mi,t+Controls+∑Year+∑Industry+εi,t

(5)

四、实证结果及分析

(一)描述性统计

主要变量的描述性统计结果如表2所示。首先，企业金融化的平均值为0.072，中位数为0.034，企业金融资产占比最低为0，最高达到89.4%。这表明我国上市公司金融化趋势在样本期间出现两极分化，且部分企业投资金融资产金额过高。其次，政府补助最小值为0，最大值为0.033，均值为0.004。这表明样本公司获得政府补助占企业资产的比例总体偏小，且政府补助在企业之间也存在明显差异。同时，企业固定资产投资与研发投入的平均值分别为5.15%，2.04%，均低于企业金融化的均值，说明样本企业存在“脱实向虚”现象。值得注意的是，金融与实体经济相对收益率(Return gap)的均值为-0.213。 进一步分析可知，金融资产收益率相对于实体收益率均值更高，平均波动程度更大。这表明企业在获得高额金融资产投资收益的同时，必须承担相应的投资风险。

表2 主要变量的描述性统计结果

为直观反映政府补助对企业投资差异的变化趋势，以企业获政府补助的25%、50%和75%分位数为临界点，由低到高分为4种补助强度类型。基于政府补助强度的差异，对企业的资本投资行为进行统计分析，如表3所示。从统计结果来看：首先，随着补助强度的提高，企业金融资产化整体下降，在政府补助最高的区间，企业相应的金融资产投资与企业总资产占比均值为6.29%，相较于最低区间减少了2.19%。其次，企业固定资产投资和研发投入随政府补助程度的增加而同步上升，对于获得政府补贴最高的企业，固定资产投资和研发投入占总资产比例分别为5.68%，2.56%。由此可见，政府补助很好地激发了实体企业的实业投资与技术创新投入，与国家引导企业有效投资、自主创新的发展战略相一致。

表3 政府补助差异与企业投资行为的统计结果

(二)政府补助对企业金融化的影响

表4报告了政府补助对企业金融资产投资行为的回归结果。由列(1)可知，政府补助对企业金融化的估计系数在1%的显著性水平上为负。区分不同类型金融资产，政府补助对于短期金融资产配置和长期金融资产配置的系数分别在5%和1%水平上显著为负。这表明政府补助能够有效抑制企业的金融套利动机，且抑制企业长期金融资产配置的效果更为显著。由列(4)结果可知，政府补助对企业金融资产投资增长率(G_F)的估计系数在10%的显著性水平上为负，检验表明政府补助的增加会抑制企业金融资产投资趋势。同时，由滞后一期的金融资产水平值为0.199，可知对于金融化程度较低的企业而言，其金融化的速度更快。综上，研究假设1得证，政府补助有助于减少企业金融资产配置并抑制金融化趋势，进而抑制企业“脱实向虚”。

表4 政府补助与企业金融化回归结果

(三)中介效应检验

表5报告了政府补助与企业金融化作用机制逐步回归的估计结果。首先，表5中第(1)、第(4)列检验结果表明政府补助对企业金融化存在显著的抑制作用。其次，第(2)、第(5)列中政府补助与固定资产投资、研发投入的估计系数均在1%的置信水平上显著为正，说明政府补助促进了企业的固定资产投资与研发投入。同时，第(3)、第(6)列中政府补助与固定资产投资、研发投入对企业金融化的系数均显著。本文进行Sobel检验，P值均小于0.05，中介效应在总效应中占比分别为16.89%，29.36%。这意味着企业的固定资产投资与研发投入在政府补助对企业金融化的影响中存在部分中介效应。

表5 政府补助与企业金融化的机制分析：固定资产投资与研发投入

考虑到Bootstrap检验方法并不要求样本服从整体分布，相对更具统计效力，故采用Bootstrap法重新检验中介效应，检验结果与前文一致，说明逐步检验法的结果稳健。实证检验结果表明政府补助能够激励企业增加固定资产投资和研发投入，强化企业对固定资产相关的投资项目与研发创新活动的偏好，从而减少了金融资产配置。假设2和假设3得证。

(四)稳健性检验

(1)内生性问题。考虑到实证模型中可能存在遗漏变量和反向因果造成的内生性问题，参照张成思等[25]9做法，采用系统GMM估计缓解可能导致的估计偏差，将所有企业财务指标视为内生变量，并选择政府补助以及相对收益率的滞后一期作为GMM型工具变量。检验统计量均符合预期：LM统计量在1%水平上显著拒绝“工具变量识别不足”的原假设；F统计量为70.191，拒绝“存在弱工具变量”的原假设；Hansen统计量P值为0.133，说明工具变量为严格外生变量。以上检验验证了工具变量选取有效。实证结果如表6列(1)所示，检验结果与前文结果一致。

表6 稳健性检验：系统GMM与Heckman检验

(2)Heckman两阶段模型。在样本选择方面，考虑到现实中企业收到政府补助并非随机事件，企业的实际情况或行业特征会影响政府是否提供补助及相应的补助额度，直接选取获得政府补助的企业可能导致样本选择出现偏差，本文采用Heckman两阶段模型进行修正，结果如表6中列(2)所示。政府补助与企业金融资产配置之间存在显著的负相关关系，且逆米尔斯比率高度显著，即考虑样本选择偏差问题后，本文的基础结论依然成立。

(3)更换核心变量测试。对于被解释变量，由于长期股权投资包含企业维持生产经营的合营和联营公司的股份，故参考杜勇等[21]120做法，剔除长期股权投资，重新定义金融资产的度量方式(3)Fin1=(交易性金融资产+衍生性金融资产+可供出售金融资产+发放贷款及垫款净额+投资性房地产净额)/总资产。并进行回归。对于解释变量，采用政府补助对数(4)考虑到回归结果数值过小，此处以“政府补助对数/100”来表示。替代变量，回归结果如表7和表8所示。在分别更换解释变量与被解释变量的指标衡量方式后，政府补助对企业金融化的抑制作用以及固定资产投资与研发投入的中介效应仍然显著。前文所得出的结论依然成立。

表7 稳健性检验：更换解释变量

表8 稳健性检验：更换被解释变量

五、进一步分析

(一)产权性质的影响

不同产权性质企业具有截然不同的特征，政府补助的激励效应对不同产权性质的企业也会存在差异。由于天然的制度优势和政治关联，国有企业存在资源丰富与预算软约束优势，通常面临较小的资金压力，更容易获得政府补助支持。作为融资优势方，国有大规模企业能够利用股权融资、债券融资等方式获得超过其自身生产经营所需的资金，对研发创新与资本性投资活动并不敏感。另外，为了达到任期考核要求以及实现政治升迁，国有企业的管理层有提高企业金融资产配置进行套利活动的动力。在资金池进一步扩大的情况下，其金融资产投资意愿更为强烈，往往会在资本市场上加大杠杆进而加深企业金融化的趋势。

相比之下，非国有企业通常面临更大的资金短缺问题，生产经营和市场竞争压力更大，为了在市场上争取竞争优势，非国有企业倾向于将政府补助充分运用于投资生产经营活动。同时，由于资源禀赋、组织管理能力上的差异，政府补助对非国有企业研发创新活动的激励效应显著更强。由上述分析可知，政府补助对非国有企业金融资产配置的抑制作用可能更强。为此，本文基于企业性质进行了检验，表9第(1)、第(2)列报告了不同性质企业的估计结果，验证了以上分析。

表9 政府补助与企业金融化：进一步分析

(二)融资约束的影响

为了进一步研究政府补助对企业金融投资行为究竟是否会因企业自身内外部融资成本差异而产生不同影响，本文使用KZ指数(5)KZ=-4.467×期末现金及现金等价物余额/上期总资产-10.420×经营活动产生的现金流量净额/上期总资产+4.955×负债合计/资产总计-34.525×现金股利/上期总资产+0.479×托宾Q值。衡量企业融资约束程度，按中位数将上市公司划分为高融资约束与低融资约束样本组。参照Ordered Logit模型，根据回归参数计算KZ指数，KZ指数越高，表明公司融资约束水平越严重。分组回归结果如表9第(3)、第(4)两列。

可以看出，政府补助对高融资约束的企业金融化配置影响系数为-0.800，对低融资约束的企业影响系数为-0.643。相比低融资约束企业，受融资约束较高的企业金融化行为对政府补助政策更为敏感。这是因为融资约束较低的企业一般为大型企业和国有企业，通常有足够的资本优势对冲经营风险、业绩下滑带来的负面影响，从而有更强的动机利用闲置资金通过购买股票、债券、银行理财产品、委托贷款等方式从事金融投资活动，这证明企业金融资产投资的资本逐利性。相反地，高融资约束企业本身就存在资金短缺问题，很难从外部融入资金，当面临经营风险与财务困境时，数额有限的财政补助只能弥补或部分弥补企业的资金缺口。因此，相对于资金充沛的企业而言，融资约束企业获得政府补助后进行金融资产配置的可能性较低。

六、结论与政策建议

在当前稳投资、稳经济的背景下，深入考察政府补助对企业投资决策的影响具有重要的理论与现实意义。本文实证检验结果表明，政府补助对企业金融投资行为具有显著的负向影响，抑制了企业的利润追逐动机进而降低企业金融资产配置，能够有效促进企业“脱虚向实”；在影响机制分析中，政府补助通过促进企业固定资产投资与研发创新投入，进而对金融化投资产生了挤出的作用；在异质性分析中，政府补助对非国有企业、高融资约束企业的金融资产投资活动抑制作用更大。以上结论经过系统GMM、Heckman两阶段回归以及重新度量解释变量与被解释变量等稳健性检验后依然成立。基于研究结论，提出以下政策建议：

第一，鉴于政府补助能够通过刺激实体企业固定资本投资与研发投入，进而抑制企业“脱实向虚”。政府应加大实体企业扶持力度，鼓励企业提升有效投资，为实体经济发展创造良好的营商环境，推动“有效市场”和“有为政府”更好结合。当前，我国经济结构正处于转型升级阶段，固定资产投资是带动经济持续健康增长的重要推动力。同时，科技创新是国家创新战略实施以及企业在市场中获得竞争优势进而维持长久生存的关键。政府可通过加大创新性补助以及有针对性地实施固定资产加速折旧等政策，激发实体企业提升创新与实业投资动力，降低金融套利动机，合理引导资金流向。

第二，政府需提高政策的精准性，实施差异化政策。财政补助应以实业投资与研发为导向，建立科学的补助项目选择机制。根据前文结论，对于不同产权性质以及融资约束情况的企业，政府补助所带来的经济效应存在异质性。因此，政府应当全面考察企业的经营能力、战略规划、实际需求等方面，将企业特征与发展定位作为补助资源分配、补助区间选择的共同决定因素。同时，平等对待各类所有制企业，实行“竞争中性”原则，避免企业形成“补助依赖”，确保企业参与公平竞争。政府的补助政策可以进一步向具有较大研发创新需求、实业投资动力强劲的非国有企业倾斜，有效结合事前补助和事后补助，要做到“对症下药”，发挥“精准扶持”的作用。

第三，财政补助政策实施的关键在于提高企业资金运用的效率。随着政府补助的范围和金额逐年提高，企业“寻补助”现象如今普遍存在。若要使政府资源得到有效配置，一是要加强政府补助相关信息披露，通过对政府补助资金流向的监管和控制，督促企业合理使用政府财政资金；二是要以特定程序与标准为基础定期评价与考核补助项目的落实情况，根据项目实施绩效决定补助额度的增减与派发；三是实施惩罚性激励政策，有效约束企业寻租和骗租行为。健全违规行为处罚机制，引导企业将更多的资源投入生产经营领域，使其构建独特的核心竞争力。

相应地，企业管理者也应全面把握政府补助政策的引导方向，有效利用政府资源的激励效应。譬如，顺应创新驱动发展的战略导向，加大创新研发项目的投入。充分整合和利用外部资源供给，提升企业的创新产出和经营效率，实现企业的可持续发展。企业应更多地关注生产性活动和自身能力建设，避免形成“补助依赖”、陷入“脱实向虚”的现象。