袁凯格

（济南大学 商学院，济南 250002）

一、引言

金融自由化与全球化带来资产部门持续膨胀，世界经济的金融化格局随之形成。随着我国经济由高速增长向高质量发展转变，“实体经济结构性失衡、盈利能力下降”，许多资金“没有进入实体经济领域，而是在金融系统自我循环”（中共中央研究室，2017）。习近平总书记曾多次强调，“从大国到强国，实体经济的发展至关重要，任何时候都不能脱实向虚”。辩证看待实体经济与以金融为代表的虚拟经济间的互生关系，推进金融服务实体经济进程并提升实体经济生产效率，成为中国制造业高质量发展的重要诉求。

经济高质量发展的关键之一在于增长动力的转换。经济增长实现要素投入数量推动到要素投入产出效率推动转换的核心在于提高全要素生产率。全要素生产率是技术投入提升和资源配置效率提高等高质量发展的综合体现，其变动主要受资金配置效率、投资效率、技术进步、公司治理、人力资本投入等各方面的影响（刘笃池，2016）。在经济增长转换动力的攻关期，作为立国之本、兴国之器、强国之基，制造业企业的全要素生产率尤其值得关注。而在企业金融化趋势、疫情冲击的背景下，对制造业企业金融资产投资如何影响企业生产效率这一问题的回答将成为实体企业金融调控的政策导向。

关于企业金融化的经济后果导向存在不同的学术观点。一方面，基于投资替代理论，部分学者认为企业金融资产投资挤出实业投资，不利于企业长期发展，表现出对企业经济效益的负向影响（Orhangazi，2008；张昭等；2018）。另一方面，基于预防性储蓄理论，企业进行金融资产配置能够盘活企业资源，有助于提升企业经营效率和经营绩效（胡海峰，2020）。此外，随着研究的深入，相关学者开始以动态视角考察二者关系，认为企业金融资产投资存在度的概念，其对企业后置因素的影响也将存在非线性的关系（杜勇，2017；谢富胜等，2020）。相较于已有文献，本文以上市制造业企业为研究对象，在整体把控二者关系前提下，根据金融资产、产权以及企业盈利状况的不同进行分组回归分析，深入探讨金融资产投资对企业生产效率存在的异质性影响效应，侧面揭示我国制造业企业配置金融资产的动机，对规范产融结合、优化资源配置、提升以制造业为代表的实体企业的发展动力具有政策指导意义。

二、理论分析与研究假设

作为企业金融化研究范畴的主流理论，投资替代理论和预防性储蓄理论分别对应企业金融资产投资的两种影响效应：“挤出”效应和“蓄水池”效应。金融资产的增加将挤压企业实业投资空间，导致主业投入或者产出下降便是挤出效应（Tori&Onaran，2016；王红建，2017；段军山，2021）。相反，源于金融资产的高流动性，在缺乏优质生产项目时，适当的金融配置又能优化企业资产结构来保稳定，实现对企业未来生产经营的蓄水池效应（胡奕明，2017）。

面对我国三重叠加下实体收益的下滑以及全球经济金融化趋势（蔡明荣，2014；陈波，2018），不仅可观的金融收益吸引着实体企业资产转移，对时势的跟随效应也使得产业资本不断向金融资本转换。从投资组合理论出发，面对金融市场给出的诸多选择，实体企业适当的金融资产配置成为明智之举。在不侵蚀主业经营的前提下，适当的金融资产配置不仅能盘活企业现金流，还能带来可观的金融收益，企业生产效率不仅不会受到其金融投资的不利影响，还可能促进生产效率的提升，既避免了“挤出”又在一定程度上实现“蓄水池”效应。然而，这一前提在相关经验研究中似乎不能成立。相对于实体投资的长周期、低收益，金融产品的强流动性与可观收益吸引经营者大肆增加金融资产的配置，企业生产性投入遭到挤压，以生产效率为代表的经营绩效必然受到侵害。原本用于实业投资的资金流向金融领域，微观层面的金融偏好催生中观层面的脱实向虚，资金在虚拟经济中空转，实体经济得不到有效支持，并进一步推高金融资产价格。在非政策引导的条件下，若实体企业不能甄别长期风险，该循环将往复直至形成的金融泡沫破裂。依此，且根据盛明泉（2017）等人研究，本文提出假说1a：

假说1a:制造业企业金融资产投资与其生产效率存在反向关系。

此外，在宋军（2015）、杜勇（2017）、谢富胜（2020）等人的研究中，企业金融资产投资与企业经营收益率之间存在动态关系；王少华等（2020）也构建相关模型并提出金融化适度性的概念。根据以上分析得知，实体企业适度金融资产投资将发挥其蓄水池效应，对企业经济效益提升无害。随着金融资产配置比例的增加，一旦侵占企业生产性资源，两种效应将同时发挥作用且两者的相对大小决定对企业经济效益的最终影响，而两种效应的相对大小往往取决于企业经营者的主观决断及客观外部市场。那么，我国制造业企业金融资产投资与其生产效率的关系是否存在或者呈现出适度性呢？为回答这一问题，本文提出假说1b:

假说1b:制造业企业金融资产投资与其生产效率存在非线性关系。

三、研究设计

（一）样本数据

考虑2008年金融危机以及2019年疫情暴发对经济体的冲击，本文选取2010-2019年沪深A股制造业上市公司年度数据为初始样本并做以下处理：一是剔除ST类企业；二是剔除部分数据缺失样本。最终，共得到包含2211个企业的15788个年度观测值的非平衡面板。相关财务数据全部来自于CSMAR数据库，避免极端值影响，用Winsorize法对连续变量进行了1%和99%分位的缩尾处理。

（二）变量选择

1.解释变量。本文根据我国会计准则相关规定以及杜勇（2017）、张成思等（2016）的研究，将交易性金融资产、衍生金融工具、发放贷款及垫款净额、可供出售金融资产、持有至到期金融资产以及投资性房地产视为金融资产，取金融资产占总资产比例为解释变量（fin）。

2.被解释变量。参考鲁晓东和连玉君（2012）的研究思路，考虑回归结果的稳健性分别采用OLS、OP、LP法计算了样本企业的全要素生产率。

3.控制变量。参考盛明泉等（2017）做法对以下变量进行控制。企业规模（size），以企业总资产对数值衡量；专利持有（patents），以专利持有量的对数值衡量；成长能力（grow），以营业收入同比增长率衡量；固定资产比率（invest），以固定资产净额与总资产之比来衡量；所有者权益比率（equity），以所有者权益与总资产之比衡量；股权集中度（center），以前十大股东的股权比例衡量。

（三）模型设定

本文构建以下模型检验研究假说。被解释变量为OLS、OP和LP三种方法计算的企业全要素生产率（TPF0/TPF1/TPF2）；金融资产占比（fin）为主要解释变量；下标i代表企业；t代表年份；λi和γt分别表示个体固定效应和年份固定效应；εit为残差。为深入分析我国制造业企业金融资产投资与其生产效率的关系特征，我们在回归方程中加入了关键解释变量的二次项（fin2）。

四、实证结果与分析

（一）描述性统计

表1呈现了主要变量的描述性统计特征，样本企业金融资产投资比例（fin）均值为0.0253，企业平均持有金融资产占比为2.52%。去除异常值后最小值为0，最大值为31.3%，fin1和fin2呈现类似特征，可见不同企业金融资产持有存在巨大差异。此外，三种方法计算的企业生产效率各方面特征数值接近，其他变量相关特征值均在合理范围内。

表1 主要变量描述性统计结果

（二）基准回归

如表2中的基准回归结果所示，无论是OLS、OP或是LP法计算的全要素生产率均与主要解释变量企业金融资产占比呈现负相关关系，而在方程中加入二次项后，二次项系数不显著。即企业金融资产投资与企业生产效率呈现线性的负相关关系，且相关系数均在1%的水平上显著。假说1a得到证实，假说1b不成立。

表2 制造业企业金融资产投资与企业生产效率回归结果

（三）稳健性检验

考虑到反向因果等导致的内生性问题，将所有解释变量中的连续变量取一阶滞后值后进行回归。在表3关于三种方法计算的被解释变量的回归中，滞后项系数均为负值且在1%的水平上显著，可认为基准回归的结果是稳健的。即制造业企业金融资产投资对企业生产效率存在显著的负向抑制作用。

表3 制造业企业金融资产投资一阶滞后与企业生产效率回归结果

（四）异质性检验

进一步，为捕捉制造业企业金融资产投资经济效益影响所存在的异质性特征，提供针对性的政策指导意见，仅以LP法计算的全要素生产率代表被解释变量，以产权性质、金融资产类别、利润率情况进行分组回归，回归结果在表4中呈现。首先，考虑我国国有企业和民营企业存在融资约束差异的现实，分为国企和私企两组进行回归分析。回归结果显示，国企金融资产投资显著抑制了生产效率的提升，而对于私企来说这种关系并不成立。从结果来看，私企的金融资产投资对企业生产效率而言不具挤出效应，国有企业则相反。这表明相对于融资弹性较大的国有企业，面临较强的融资约束和竞争压力，私营企业金融资产投资可能更具战略特征，未表现损害主业效率的情况。

其次，近些年我国房地产业呈现虚拟性和独立性，成为一种特殊的金融资产（周建军，鞠方，2008）。在过去十年间，囿于经济发展需求，房地产兼具相对低风险和高收益的扭曲特征，房地产成为各路投资者优选的投机工具。因此，我们将金融资产分为投资性房地产和其他金融资产，分别除以企业总资产得到fin1和fin2。从回归结果来看，投资性房地产对企业生产效率的抑制效应在1%的水平上显著且系数较大，而其他金融资产对企业生产效率的抑制效应仅在10%的水平上显著，且系数相对较小。这在一定程度上表明，相对于其他金融资产，企业以更大的投机动机持有投资性房地产，且严重危害了企业生产效率的提升。

最后，我们认为企业经营状况的不同可能影响企业持有金融资产的动机，动机的改变将影响金融资产持有是发挥挤出效应抑或是蓄水池效应。若企业经营向好，利润率较高，企业坚持以生产经营为主，大概率出于战略配置适当持有金融资产，金融资产的流动性和收益性可能表现出对主业的蓄水池效应；相反，若经营业绩较差，为实现利润增长的企业经营者可能通过金融资产投机短期获利而忽视主业经营，进一步降低企业生产效率，循环往复，金融资产持有则表现为挤出效应。由表4的（5）（6）列可见，高利润组相关系数为负但不显著，而低利润组表现为显著的抑制作用，对于利润率高的企业而言，金融资产投资虽未能实现其蓄水池效应，但也未挤占其主业资源。

表4 制造业企业金融资产投资与企业生产效率关系的异质性回归分析

五、研究结论与政策建议

本文以2010-2019年中国沪深A股上市制造业企业为研究样本，检验了我国制造业企业金融资产投资与其生产效率的关系，在把控二者总体经验关系前提下，进一步探析了不同企业特征背景下二者的具体关系。研究发现：我国制造业企业对生产效率的提升存在显著的抑制作用，在我国金融秩序维持稳定的现实情况下，这就从侧面说明制造业企业的金融资产投资大概率出于资本逐利动机，该动机导致企业主业经营与金融资产投资失衡，企业生产效率受损。进一步考虑产权区别、不同金融资产特征以及企业经营状态的不同，通过异质性分析发现，相对于国有企业，私企的金融资产持有行为并未显著损害其生产效率；相对于其他金融资产，投资性房地产对企业生产效率存在更强更大的抑制作用；而相较于利润率低的企业，利润率高的企业金融资产持有与生产效率间不存在显著的抑制作用。

为回归金融服务实体经济的本质，助力制造业高质量发展，根据本文实证检验结果提出以下建议：第一，对实体企业金融资产投资进行差异化管制，避免实体企业脱实向虚风险加剧。国有企业占据我国经济的主要地位，应严格管控其投资金融的资金渠道与规模，扭转金融投资对生产效率损害的现状。在市场竞争压力下，民企为更有效地配置资源，应出台相关产业扶持政策，极大地发挥民企的生产力。第二，金融服务实体的口号振聋发聩，房地产业呈现新的转变，强烈的市场信号加上合理的企业高管投资引导能够避免实体企业投机性金融资产的增持。第三，差异化扶持实体企业，提振实体经济。企业投机性金融资产投资源于实体经营困境与金融繁荣的反差，通过增强货币政策针对性，确保相关项目资金到位，同时破除无效低端供给，加速推动供给侧结构性改革。