上市公司應該購買理財產品嗎？
——基于實體投資效率的視角

鄭志剛 張浩 黃繼承 趙錫軍

（1.中國人民大學財政金融學院，北京 100872；2.中國財政金融政策研究中心，北京 100872）

一、引言

2012年12月19日，證監會發布《上市公司監管指引第2號——上市公司募集資金管理和使用的監管要求》，其中第七條規定上市公司可對暫時閑置的募集資金進行現金管理。據Wind公開數據統計，從2011年開始，購買理財產品的上市公司數量及其購買理財產品的規模均呈現快速增長的勢頭。表1統計了2011—2017年我國A股所有非金融上市公司的主要非現金金融資產，結果表明理財產品在金融資產結構中所占比重越來越大。

表1 非金融上市公司的非現金金融資產結構(2011—2017年)

對于我國上市公司盛行的“理財之風”，實務界和理論界不乏質疑之聲。公眾普遍擔心，通過公開發行股票籌集資金的上市公司不投資特定項目，而去購買理財產品，有違中小股東的投資初衷；一些專業媒體評論則擔心，上市公司購買理財產品將降低社會資金的利用效率，加劇金融體系的“資金空轉”。那么，形式上看似合規的上市公司購買理財產品這種金融投資方式和現金管理活動在多大程度上是合理的？它對通過公開發行股票募集公眾資金來從事投資活動的上市公司最初設定的投資特定實體項目的資金流向究竟會產生什么樣的影響？而這些影響具體又來自企業投資活動實施過程中的哪些環節和層面？

利用2011—2017年我國A股非金融上市公司購買理財產品的相關數據，本文試圖在提供我國上市公司購買理財產品經濟后果的相關經驗證據的基礎上，對上市公司購買理財產品的行為進行政策評估。本文的研究表明，上市公司購買理財產品會降低其實體投資效率，這一效率損失來自管理層的投機套利動機、公司內部代理沖突和公司所面臨的現金流約束三個層面。

本文主要從以下四方面構成相關領域文獻新的貢獻。第一，在對上市公司購買理財產品影響實體投資效率提供經驗證據的基礎上，完成了對上市公司購買理財產品行為的政策評估，對公眾和媒體關注的上市公司購買理財產品現象進行了學理思考和系統回應，豐富了對當前中國實體經濟“脫實向虛”現象的理解(褚劍和胡詩陽，2020)[17]。第二，在提供上市公司購買理財產品降低實體投資效率的基本證據的基礎上，進一步探討了實體投資效率損失的作用機制和分類，構成了投資效率相關文獻的重要補充和擴展。第三，構成經濟金融化相關研究的重要補充和擴展。傳統上，經濟“金融化”更多屬于基于貨幣數量統計特征開展的宏觀經濟學研究領域的范疇。雖然基于宏觀層面的分析是一種十分廣泛和流行的金融化研究視角，但“其優點與其缺點一樣明顯，那就是難以提供扎實的證據”(閆海洲和陳百助，2018)[28]。本文從上市公司購買理財產品這一獨特的微觀視角出發，為經濟金融化提供了扎實的微觀證據。第四，不僅如此，由于經濟金融化的復雜性，基于金融資產整體的討論只能把握整體趨勢，而不能捕捉到企業行為異質性因素(Orhangazi，2008)[9]。例如，大多數研究以企業持有的各類金融資產總額占總資產的比重或企業金融渠道利潤占營業利潤的比值作為衡量金融化程度的指標(Demir，2009；杜勇等，2017；胡詩陽等，2019)[4][18][20]，但上述指標無法兼顧企業持有金融資產在理財產品、交易性金融資產、衍生金融資產等方面的差異。本文針對理財產品的研究則考慮到了上市公司金融資產的異質性，并且突出了理財產品在金融資產結構中日益重要的地位。

二、文獻回顧與假設發展

對于實體企業金融化對實體投資的影響這一問題，現有文獻存在兩種截然不同的觀點。一種觀點認為金融化對實體投資具有“擠出效應(crowding-out effects)”，而另一種則認為金融化對實體投資具有“蓄水池效應(reservoir effects)”。Orhangazi(2008)[9]認為金融化會顯著降低實體投資率，并將此過程稱為金融化的擠出效應，國內外的大量研究也都印證了擠出效應的存在(Demir， 2009；Seo et al.，2012；張成思和張步曇，2016)[4][12][31]。一般來說，“擠出效應”是指由于企業資源的有限性，金融投資與實體投資實際上是一種替代關系，即在資源總量一定的情況下，如果企業將更多資源用于短期的金融投資，那么用于長期不可逆的實體投資的資金將減少(杜勇等，2017)[18]，從而對實體經濟產生“擠出效應”，即實體經濟部門參與金融投資活動增加，更多的資金將從實體經濟被“抽取”到金融部門(胡奕明等，2017)[21]。而“蓄水池效應”是指變現能力較強、調整成本較低的金融資產(杜勇等，2017)[18]能夠發揮降低財務困境成本(Stulz，1996)[13]、改善企業資產負債表(張成思和張步曇，2016)[31]、降低融資約束(杜勇等，2017)[18]、優化資源配置(Theurillat et al.，2010)[14]等作用，從而增加實業投資。

實體企業金融化為什么會對實體投資產生“擠出效應”或“蓄水池效應”？杜勇等(2017)[18]從代理問題和戰略動機兩個角度討論了實體企業配置金融資產的微觀機理。一方面，基于代理沖突的視角，無論經理人與股東之間代理沖突引發的第一類代理問題還是大股東隧道挖掘中小股東引發的第二類代理問題，都可能誘發實體企業的投機套利偏好，增加金融資產配置，使企業陷入“配置金融資產——獲取收益——配置金融資產”的循環。此時金融化對實體投資的影響表現為“擠出效應”。另一方面，從戰略動機的視角，企業配置具有較強變現能力的金融資產是規避未來不確定性的“前瞻性策略”。如果在未來遭受現金流沖擊而導致主業投資不足，企業可以將金融資產變現獲得投資資金或者將金融投資收益投資于主業，從而降低企業面臨的融資約束，緩解投資不足的問題，達到平滑或穩定投資的目的。在這種情況下，金融化對實體投資的影響表現為“蓄水池效應”。另外，王紅建等(2017)[26]、胡奕明等 (2017)[21]、閆海洲和陳百助(2018)[28]也是從配置金融資產的動機的角度來解釋金融化對實體投資的擠出效應或蓄水池效應?？梢钥吹?，雖然現有研究對于“擠出效應”和“蓄水池效應”的成因有不同的表述，但從本質上來說都歸因于公司管理層配置金融資產的兩種動機：基于代理問題的投機套利動機和基于公司戰略的資金儲備動機。購買理財產品已經成為非金融企業金融化的重要內容和表現形式(褚劍和胡詩陽，2020)[17]，關于購買理財產品對于實體投資影響的分析，與上述金融化對實體投資影響的分析是一致的。因此，如果上市公司購買理財產品是出于投機套利動機，則購買理財產品對實體投資具有“擠出效應”；如果上市公司購買理財產品是出于資金儲備動機，則購買理財產品對實體投資具有“蓄水池效應”。

上市公司購買理財產品對其實體投資的“擠出效應”或“蓄水池效應”將直接體現為實體投資效率的變化。公司所面臨的投資機會是決定公司是否投資以及投資多少的關鍵。上市公司購買理財產品對其實體投資的影響表現為擠出效應，意味著公司管理層沒有把握住良好的投資機會，“該投資的時候沒有投資”，實體投資效率下降；反之，上市公司購買理財產品對其實體投資的影響表現為蓄水池效應，意味著公司管理層通過購買理財產品實現了對投資機會的更精準把握，實體投資效率上升。

基于以上討論，圍繞上市公司購買理財產品對實體投資效率的影響，本文提出如下競爭性假設：

H1a：上市公司購買理財產品會降低其實體投資 效率。

H1b：上市公司購買理財產品會提高其實體投資 效率。

后文對假設1的實證檢驗結果表明，上市公司購買理財產品會降低其實體投資效率。在此基礎上，本文進一步考察購買理財產品行為導致實體投資效率損失的具體原因。

杜勇等(2017)[18]研究表明，公司管理層配置金融資產所產生的擠出效應出于基于代理問題的投機套利動機。本文研究所關注的上市公司購買理財產品現象無疑同樣構成上市公司投機套利動機的外在誘因和直接表現。而投機套利動機的實現，很大程度又與公司內部的代理沖突脫不了干系(王紅建等，2017；閆海洲和陳百助，2018)[26][28]。不僅如此，現金流約束也是構成購買理財產品降低實體投資效率的重要因素。Myers and Majluf(1984)[8]在優序融資理論指出，公司在為投資機會融資時，將優先考慮內源融資，而內源融資主要來源于公司內部自然形成的現金流。現金流因而構成內源融資的基礎，代表了公司可支配資金的豐裕程度(付文林和趙永輝，2014)[19]。不難理解，在現金流不足的情況下，如果公司受投機套利動機和代理沖突的驅使購買理財產品，其實體投資效率的下降會表現得更加嚴重。因此，本文進一步將購買理財產品所造成的實體投資效率損失從以下三方面進行分解：投機套利動機、公司代理沖突和現金流約束。

首先，上市公司購買理財產品所造成的實體投資效率損失可能來自投機套利動機。張成思和張步曇(2016)[31]的研究表明，如果企業的固定資產收益與風險確定，那么金融資產收益越高、相對風險越低，企業的固定資產投資會越少；而金融化會導致企業更加依賴金融渠道獲利，從而進一步減少固定資產投資。王紅建等(2017)[26]更加明確地把實體企業投資金融資產理解為一種市場套利行為。較高的理財收益一方面促使實體企業放棄或減少回報周期長、收益不確定性高的實體投資；另一方面購買理財產品所產生的較高收益導致企業更加依賴購買理財產品獲利，反過來進一步降低實體投資的意愿、意識或能力，最終促使企業更加關注短期利益。兩方面因素的綜合導致企業的實體投資被擠出，實體投資效率下降。

購買理財產品對實體投資的影響不僅與收益本身有關，也與理財的期限有關。從資金占用的角度來看，購買的理財產品的期限越長，上市公司參與購買理財產品的年數越多，則購買理財產品對資金的占用越大，導致管理層不能在良好的投資機會出現時及時把握住投資機會從而投資被擠出的可能性越大；而從理財動機來看，對于從事實體經營的上市公司，管理層不去從事實業經營，而認購期限較長的理財產品或者連續多年購買理財產品，顯然看上去更加“不務正業”，而認購期限較短的理財產品或僅在個別年度購買理財產品則很可能是一種短期內缺乏良好投資機會、為了提高資金使用效率的現金管理行為?；谝陨蠈τ诶碡數氖找媛屎推谙薜姆治?，在來自投機套利動機的效率損失層面，本文提出以下待檢驗假設：

H2：在理財產品的相對收益更高，上市公司購買理財產品的期限更長，以及連續多年購買理財產品的情況下，上市公司購買理財產品所造成的實體投資效率損失更為嚴重。

其次，上市公司購買理財產品所造成的實體投資效率損失也可能來自公司代理沖突。在信息不對稱下，一個公司治理結構并不完善，不僅會導致對擁有金融資產配置自由裁量權的管理者缺乏有效監督，同時缺乏有效的激勵機制使管理層激勵相容，此時管理層有很強的動機謀求私人收益(杜勇等，2017)[18]。例如，在缺乏有效的激勵機制設計的上市公司，管理者的薪酬水平通常與公司的短期績效掛鉤，而不是通過股權激勵與公司的長遠發展掛鉤。在股東片面追求短期投資回報的壓力下，購買理財產品對管理層來說不啻是顯著增加短期利益而無需對未來長期風險做出預見和控制的“理性”選擇。在一些激勵機制扭曲的企業中，對金融投資業績甚至存在“重獎輕罰”的現象。管理者將會因為獲得較高的金融投資收益而獲得獎勵，卻沒有因為金融投資虧損而受到相應的懲罰，而是簡單將金融投資虧損歸咎于市場風險(徐經長和曾雪云，2010)[27]。上述扭曲的激勵機制誘發了代理沖突下上市公司包括購買理財產品在內的金融投資行為。相較于投資實體來說，購買理財產品的投資不僅難度低，而且耗費的精力和時間成本小。代理沖突下的管理者在權衡利弊后大概率會選擇“偷懶”地購買理財產品，而放棄實體投資。

除此之外，在那些大股東和中小股東之間的代理沖突引發的第二類代理問題較為嚴重的公司，大股東還存在利用實際控制權通過配置金融資產獲取短期利益的能力和動機(杜勇等，2017)[18]。從La Porta et al.(1999)[10]開始，大股東與中小股東之間的代理沖突引發的第二類代理問題引起了理論界與實務界的關注。出于上述追求短期回報和投機套利的動機，大股東并不情愿支持上市公司從事投資周期長、失敗風險大的實體投資，而會選擇鼓勵上市公司進行購買理財產品等期限短見效快的金融投資。因而，具有收益相對較高、回收周期短、投資風險低、管理難度小等“優良屬性”的理財產品對存在較為嚴重代理沖突的上市公司管理層來說具有一定的吸引力。這些公司出于投機套利的動機購買理財產品，而理財產品的上述“優良屬性”又反過來誘發上市公司頻繁購買理財產品。最終使這些公司陷入“購買理財產品——實體投資被擠出——獲得理財產品高的回報——加大理財產品的投資——進一步擠出實體經濟”的循環中，加劇實體投資效率下降?；谝陨戏治觯瑥拇頉_突視角出發，本文提出如下假設：

H3：無論是第一類代理問題還是第二類代理問題，上市公司的代理沖突更嚴重時，上市公司購買理財產品造成的實體投資效率損失更為嚴重。

最后，本文分析來自現金流約束的實體投資效率損失。所謂自由現金流，是指企業在投資了所有凈現值為正的項目后剩余的現金流(Jensen，1986)[7]?，F有文獻主要從信息問題和代理問題兩個角度研究了投資決策與自由現金流之間的關系。信息問題會增加市場摩擦從而導致自由現金流較少的企業的投資不足和對自身經營現金流的高度依賴(Alti，2003)[1]。因而，從資金供給的角度看，在自由現金流較少的情況下，上市公司受投機套利動機或代理沖突驅使購買理財產品會使上市公司在面臨好的投資機會時缺乏足夠的資金來投入。從資金需求的角度來看，在上市公司的資金需求較大的情況下，購買理財產品將提高使上市企業陷入資金困境的可能性?；谝陨戏治?，從現金流約束這一視角出發，本文提出如下假設：

H4：在上市公司的自由現金流較少，外部融資需求較大的情況下，上市公司購買理財產品所造成的實體投資效率損失更為嚴重。

三、研究設計

(一)樣本選取與數據來源

本文研究樣本為2011—2017年滬深兩市A股所有上市公司的年度數據，并按照以下原則進行樣本篩選：(1)剔除在樣本期間內曾被特殊處理(包括ST、*ST、PT、暫停上市、退市整理和終止上市)的上市公司；(2)剔除金融類的上市公司；(3)剔除相關數據缺失的上市公司。最終，本文共得到14119個公司-年度樣本。研究中所用的上市公司購買理財產品數據來自于Wind數據庫上市公司購買理財產品統計，財務數據和公司治理數據來自CSMAR數據庫。為了克服極端值的影響，本文對模型中所使用的連續變量進行了1%和99%分位的縮尾處理。

(二)主要變量定義

1.上市公司購買理財產品

本文用兩個變量來度量上市公司購買理財產品的情況：(1)是否購買理財產品(Purchase)。該變量為虛擬變量，若上市公司當年購買了理財產品，則Purchase為1，否則為0；(2)購買理財產品的金額(Amount)。本文用營業收入對該變量進行了標準化。

2.實體投資支出(Invest)

借鑒陳信元等(2014)[16]，本文用購建固定資產、無形資產和其他長期資產所支付的現金與處置固定資產、無形資產和其他長期資產收回的現金凈額的差額來度量上市公司實體投資支出(Invest)。

3.投資機會(Q)

本文采用上市公司的托賓Q值作為投資機會的代理 變量。

(三)計量模型設定

1.購買理財產品對實體投資效率的影響

表2 變量定義

為刻畫上市公司的實體投資效率，本文借鑒Chen et al.(2011)[3]、喻坤等(2014)[30]，構建以下投資-投資機會敏感度模型：

連續型變量Qt和lnInvestt+1在取對數(lnQt和lnInvestt+1)后，模型(1)中估計系數α^1表示投資支出變動對投資機會變動的彈性，構成所謂的投資-投資機會敏感度，可以解釋為“上市公司面臨的投資機會每增加(減少)1%，其投資水平增加(減少)的百分比”，這與投資效率原本的經濟含義相契合，投資-投資機會敏感度在以往文獻中(Chen et al.，2011；Wurgler，2000；陳信元等，2014；喻坤等，2014)[3][15][16][30]也多數用來衡量投資效率。

在構建好基礎模型之后，本文進一步通過在模型(1)中引入投資機會和理財變量的交乘項來分析上市公司購買理財產品對投資-投資機會敏感度的影響：

2.實體投資效率損失的來源

如模型(3)所示，本文在模型(2)的基礎上引入相關調節變量(Moderatort)，以考察相關調節變量對購買理財產品所造成的實體投資效率損失的影響。

具體地，投機套利動機方面，本文引入的相關調節變量(Moderatort)分別為表示理財產品相對收益的高低的虛擬變量High_yield、表示所購買理財產品的期限長短的虛擬變量Long_term和樣本期間內購買理財產品的年數Years。其中，對于High_yield這一變量的構建，首先根據上市公司購買理財產品的明細計算出每個年度理財產品的按照理財規模進行加權平均的預計最低收益率，記為Yieldt(t=2011,2012,…,2017)；然后，計算出理財產品的最低收益率與當年上市公司i的總資產收益率ROA的相對值即Relativeit=(Yieldt-ROAit)；最后，生成虛擬變量High_yieldit用來表示理財產品的相對收益高低。如果上市公司i第t年的Relativeit大于行業年度中位數，則認為理財產品的相對收益較高，記High_yieldit=1，否則記High_yieldit=0。對于Long_term這一變量的構建，首先計算出每個上市公司在樣本期間內購買的理財產品按照購買理財產品的規模進行加權的平均期限，然后根據中位數把所有上市公司分為兩組，平均期限大于中位數的一組Long_term=1，平均期限小于中位數的一組Long_term=0。

公司代理沖突方面，本文引入的相關調節變量(Moderatort)分別為表示上市公司的第一類代理問題和第二類代理問題的嚴重程度的虛擬變量Agency1和Agency2。借鑒羅進輝(2012)[24]、葉康濤和劉行(2014)[29]、姜付秀等(2017)[22]等的研究，本文用總資產周轉率度量股東與管理層之間的第一類代理問題，用大股東占款度量大股東與中小股東之間的第二類代理問題。如果上市公司的總資產周轉率小于行業年度中位數，則認為第一類代理問題嚴重，記Agency1=1，否則記Agency1=0；如果上市公司的大股東占款(用其他應收款/總資產來衡量)大于行業年度中位數，則認為第二類代理問題嚴重，記Agency2=1，否則記Agency2=0。

現金流約束方面，本文引入的相關調節變量(Moderatort)分別為表示上市公司自由現金流多少的虛擬變量Full_cf和表示上市公司外部融資需求大小的虛擬變量High_dmd。如果上市公司的自由現金流(用自由現金流量/營業收入來衡量)大于行業年度中位數，則認為自由現金流較多，記Full_cf=1；否則記Full_cf=0。借鑒Durnev and Kim(2005)[5]的做法，本文用企業的實際增長率減去可持續增長率表示企業的外部融資需求。其中，實際增長率是(期末總資產余額-期初總資產余額)/期初總資產余額即總資產增長率，可持續增長率為ROEt/(1-ROEt)。如果上市公司的外部融資需求大于行業年度中位數，則認為外部融資需求較大，記High_dmd=1；否則認為外部融資需求較小，記High_dmd=0。

在模型(1)～(3)中，參考以往文獻(陳信元等，2014；喻坤等，2014)[16][30]，均控制了以下刻畫公司特征的變量：公司規模(Asset)，營業收入(Revenue)，自由現金流量(Freecash)，杠桿率(Leverage)，現金持有量(Cash)，總資產周轉率(Turnover)，大股東占款(Occup)，是否融資(Finance)，最終控制人性質(State)，公司年齡(Age)，公司是否發生虧損(Loss)。另外，Giroud and Mueller (2010)[6]、劉慧龍等(2012)[23]認為公司治理因素會影響到公司的投資決策，因此模型控制了包括第一大股東持股比例(Top1)、前十大股東持股比例(Top10)、董事長是否兼任總經理(Duality)、董事會獨立性(Indep)和董事會規模(Boardsize)等公司治理變量。此外，模型還控制了年份(Year)、行業(Industry)和地區(Zone)固定效應。變量的定義和具體含義如表2所示。

表3 主要變量的描述性統計

四、實證分析與結果

(一)描述性統計

表3是對主要變量的描述性統計結果。2011—2017年間上市公司購買理財產品是一種相對普遍的現象，在14119個樣本中，購買理財產品的樣本占比18%。上市公司購買理財產品不僅相對普遍，而且購買額度也較大，年度購買金額與營業收入比值的均值高達10%。其他變量的統計結果與以往文獻基本保持一致，在此不再詳述。

(二)購買理財產品對實體投資效率的影響

表4報告了購買理財產品對投資-投資機會敏感度的影響。前三列報告模型(1)的回歸結果。其中，第1列報告了全樣本的回歸結果。可以看到，lnQ的回歸系數在1%水平下顯著為正，表明上市公司的投資機會每增加1個百分點，實體投資支出將增加0.186個百分點。投資-投資機會敏感度顯著為正，符合預期，這進一步說明了本文模型設置的合理性。然而，在上市公司購買了理財產品和沒有購買理財產品的情形下，投資-投資機會敏感度存在顯著差異。具體來說，第2、3列分別報告了在樣本期間內購買過理財產品和沒有購買過理財產品的相關分組回歸結果?？梢钥吹?，雖然兩組的lnQ的回歸系數均顯著為正，但購買過理財產品的一組的系數小于沒有購買過理財產品的一組，用費舍爾組合檢驗方法對兩組系數差異進行檢驗，結果顯示經驗p值為0.056，表明兩組的系數差異是顯著的。因而，購買過理財產品的上市公司的投資-投資機會敏感度更小。在第1列全樣本回歸的基礎上，表4的第4、5列進一步將購買理財產品相關變量引入到模型中，并與lnQ構成交乘項。結果顯示，投資機會與購買理財產品變量交乘項的系數即lnQ×Purchase和lnQ×Amount的回歸系數均顯著為負，表明購買理財產品相關變量的引入削弱了實體投資水平對投資機會的正向反應，上市公司購買理財產品顯著降低了上市公司的投資-投資機會敏感度，即顯著降低了上市公司的實體投資效率。假設1a成立。

表4 購買理財產品降低實體投資效率

(三)實體投資效率損失的分解

1.來自投機套利動機的效率損失

本文用分組回歸和引入三項交乘項兩種方式對假設2進行檢驗1，回歸結果如表5所示。第1、2列的分組回歸結果表明，當理財產品的相對收益更高(即High_yield=1)時，購買理財產品對實體投資效率的負面影響更為顯著；第3、4列的回歸結果表明，對于購買的理財產品的期限更長的一組來說，購買理財產品造成的實體投資效率損失更為顯著；第5、6列的分組回歸結果表明，對于購買理財產品年數超過兩年的一組來說，購買理財產品降低實體投資效率的效應更加顯著。費舍爾組合檢驗結果表明，分組回歸的系數差異均顯著。進一步地，表5 第7～9列考察了相關調節變量對于購買理財產品降低實體投資效率的影響，可以看到，lnQ×Amount×High_yield、lnQ×Amount×Long_term和lnQ×Amount×Years三個三項交乘項的回歸系數均顯著為負，表明較高的理財產品相對收益、較長的理財產品期限和多年購買理財產品強化了購買理財產品造成的實體投資效率損失。假設2成立。

2.來自公司代理沖突的效率損失

表6報告了來自公司代理沖突的效率損失的檢驗結果。第1、2列的分組回歸結果表明，第一類代理沖突更為嚴重的上市公司購買理財產品所造成的實體投資效率損失更為顯著；第3、4列的分組回歸結果表明，當第二類代理問題更為嚴重時，購買理財產品造成的實體投資效率損失更為顯著。費舍爾組合檢驗結果表明，分組回歸的系數差異均顯著。進一步，將表示第一類代理沖突嚴重程度的變量Agency1引入到模型中，發現lnQ×Amount×Agency1的回歸系數為負，但不顯著。為增加結論的可信度，作為穩健性檢驗，將理財變量Amount替換為用期末現金余額標準化的理財產品金額(記為Amount2)，如第5列所示，lnQ×Amount2×Agency1顯著為負。第6列則為將表示第二類代理沖突嚴重程度的變量Agency2引入到模型的回歸結果，lnQ×Amount×Agency2的系數顯著為負。因此，不管是股東與經理人之間的第一類代理問題還是大股東與中小股東之間的第二類代理問題，代理沖突越嚴重，購買理財產生的投資效率損失越嚴重。假設3成立。

表5 來自投機套利動機的實體投資效率損失

表6 來自公司代理沖突的實體投資效率損失

表7 來自現金流約束的實體投資效率損失

3.來自現金流約束的效率損失

表7考察了現金流約束對購買理財產品帶來的實體投資效率下降的影響。第1、2列的分組回歸結果表明，當上市公司的自由現金流相對短缺(即Full_cf=0)時，購買理財產品對實體投資效率的負面影響更為顯著；第3、4列的回歸結果表明，當上市公司的外部融資需求更大(即High_dmd=1)時，購買理財產品造成的實體投資效率損失更為顯著。費舍爾組合檢驗結果表明，分組回歸的系數差異均顯著。第5、6列的引入三項交乘項的回歸結果表明，lnQ×Amount×Full_cf的估計系數顯著為正，lnQ×Amount×High_dmd的估計系數顯著為負，表明相對短缺的自由現金流和較大的外部融資需求強化了購買理財產品造成的實體投資效率損失。假設4成立。

五、進一步討論

(一)購買理財產品的資金來源

上市公司購買理財產品的資金來源既有自有資金，又有籌集資金。從現金流約束視角來看，現金流充裕的上市公司基于現金管理的需要更傾向于用自有資金購買理財產品，而現金流不足的上市公司則傾向于用籌集資金購買理財產品。從理財動機角度來看，相比用自有資金購買理財產品，用籌集資金購買理財產品看上去更加“不務正業”。上市公司從資本市場融得的資金本應投入實體經濟，將籌集資金用于購買理財產品不符合廣大中小投資者的根本利益。因而，本文預期，不同的資金來源意味著購買理財產品對于實體投資效率的影響是不同的。相比用自有資金購買理財產品來說，用籌集資金購買理財產品對實體投資效率的負面影響更為顯著。

Wind數據庫對上市公司每筆理財產品購買的資金來源進行了統計，據此可以判斷上市公司每年用自有資金和籌集資金購買理財產品的情況。本文用經營業收入標準化的自有資金購買理財產品金額(Amount_own)和籌集資金購買理財產品金額(Amount_out)作為自有資金購買理財和籌集資金購買理財的代理變量。結果如表8 第1、2列所示，lnQ×Amount_out的回歸系數顯著為負，而lnQ×Amount_own的回歸系數雖然為負但是不顯著，并且系數的絕對值更小，表明用籌集資金購買理財產品對實體投資效率的負面影響更為嚴重。

表8 資金來源和是否近年內IPO 的影響

(二)是否近年內IPO

在我國早期公司上市實行審核制的制度背景下，盈利門檻的設置使得一些盈利穩定的企業由于容易滿足上述要求而被允許上市，這些企業的自有資金本身就更為充足。而成功上市又為企業籌集了大量資金，并且IPO超募現象在我國資本市場廣泛存在。因此，近年內剛完成IPO的上市公司的資金將更為充裕?；谇懊鎳@現金流的分析，本文猜想，相對于已上市三年以上的公司來說，近三年內IPO的公司購買理財產品對實體投資效率的負面影響較小。定義是否在近三年內上市的虛擬變量為IPO，如是，記IPO=1，否則記IPO=0。表8第3、4列的回歸結果顯示，相比于近三年內剛剛上市的公司來說，上市已超過三年的公司購買理財產品的實體投資效率損失更為嚴重。引入三項交乘項的回歸結果同樣證明了上述猜想。

(三)穩健性檢驗

1.改變投資變量的定義

一些文獻也采用了如下投資變量定義：購建固定資產、無形資產和其他長期資產所支付的現金+取得子公司及其他營業單位支付的現金凈額-處置固定資產、無形資產和其他長期資產收回的現金凈額-處置子公司及其他營業單位收到的現金凈額(呂長江和張海平，2011)[25]。在穩健性檢查中，本文采用上述定義重新回歸，回歸結果(限于篇幅，未在正文中匯報，下同)與之前保持一致。

2.改變投資機會變量的定義

除了在正文中借鑒相關文獻采用的投資機會的度量，本文注意到一些文獻(喻坤等，2014)[30]鑒于資本市場存在定價偏差導致的股價信息的變化，采用擬合形成的反映公司基本面的托賓Q。本文同樣借鑒上述文獻，將上市公司的托賓Q對公司規模、凈利潤率、杠桿率以及所有權性質等基本面信息和年度以及行業虛擬變量進行回歸得到托賓Q的擬合值FundQ，作為投資機會新的度量。除此之外，本文還借鑒Axel and Malika(2005)[2]，同時將并不受市場波動影響的會計績效ROA作為另外一種投資機會的度量。在以FundQ和ROA作為投資機會新的度量的回歸分析中，得到與之前一致的結論。

3.改變購買理財產品變量的定義

為了避免購買理財產品變量可能存在的變量度量誤差問題，在穩健性檢查中，新增加三個變量來度量上市公司購買理財產品的情況。一是上市公司當年購買理財產品的次數(進行對數處理)(Number)；二是用期末現金余額標準化的購買理財產品金額(Amount2)；三是用總資產標準化的購買理財產品金額(Amount3)。用上述三個購買理財產品新的度量重新回歸，結果保持一致。

4.改變投資效率的度量方法

本文采用Richardson(2006)[11]計算投資效率的方法，先估算了公司正常的投資水平，然后將模型的殘差絕對值作為投資效率的代理變量。結果發現，上市公司購買理財產品會降低投資效率，并且這種投資效率的降低表現為投資不足而非投資過度，與本文結論保持一致。

5.內生性問題的考慮

為了排除困擾計量分析的內生性問題對本文結論的影響，本文在實證分析中進行了以下工作：其一，在所有回歸分析中，被解釋變量均為下一期的投資水平，以在一定程度上緩解可能存在的同期相關問題；其二，重點關注的是lnQ×理財變量的估計系數，交互項的研究設計方法面臨更少的遺漏變量和內生性問題；其三，為了解決可能存在的遺漏變量問題，本文換用固定效應模型重新開展回歸分析，所得結論與之前結論保持一致；其四，為了解決可能存在的樣本自選擇問題，本文以上市公司是否購買理財產品(Purchase)為處理變量，按照公司規模(Asset)、營業收入(Revenue)、自由現金流量(Freecash)、現金持有量(Cash)、資產負債率(Leverage)、資產周轉率(Turnover)、大股東占款(Occup)、第一大股東持股比例(Top1)、前十大股東持股比例(Top10)等公司特征分年度進行PSM配對，配對后的回歸結果與之前保持一致；其五，為了解決可能存在的互為因果和遺漏變量的問題，本文選用除本上市公司之外，本年度同行業同省份其他上市公司的購買理財產品的水平作為Amount的工具變量，進行兩階段回歸。兩階段回歸的結果顯示，在控制了內生性問題之后，本文結論依然成立。

六、總結

基于2011—2017年滬深兩市A股非金融上市公司購買理財產品的相關數據，本文運用投資-投資機會敏感度模型分析了上市公司購買理財產品對其實體投資效率的影響。研究發現，上市公司購買理財產品顯著降低了公司的投資-投資機會敏感度，造成了實體投資的投資效率損失。這一效率損失來自投機套利動機、公司代理沖突和現金流約束三個方面。

微觀企業是宏觀經濟的“細胞”，購買理財產品對企業實體投資效率的負面影響必然引發宏觀層面的資產配置效率下降，導致資本市場的實際資金使用效率大打折扣，加劇“脫實向虛”，放大金融風險。本文為上市公司購買理財產品對實體投資效率的影響提供了經驗證據，完成了對上市公司購買理財產品的政策評估，因而從對實體投資效率影響的視角回答了上市公司是否應該購買理財產品的問題，并且為宏觀部門的監管和微觀企業的治理提供了豐富的政策含義。從宏觀層面來說，理財產品市場應逐步打破剛性兌付，進一步細化上市公司購買理財產品的要求，引導資金合理流向理財產品市場；從微觀層面來說，上市公司應進一步改善公司治理，著力解決公司內部的代理沖突，優化長期激勵機制，使管理層的薪酬與公司的未來績效密切相關，并且上市公司應選聘專業素質高和能力強的管理者，使公司做出的投資決策與公司面臨的投資機會以及自身的資金狀況相符，同時加大對投資決策不作為或失誤的懲罰力度

注釋

1.在本文的“效率損失的分解”部分，所有假設均通過分組回歸和引入三項交乘項兩種方式進行檢驗。并且，如前面的模型設定所述，在引入三項交乘項的模型中加入了所有的單項、兩項交乘項和三項交乘項，由于篇幅所限，本文在回歸結果中僅呈現部分關注項的回歸系數。

2.根據Wind數據庫統計的上市公司購買理財產品的明細數據，理財產品的期限存在大量的缺失。因而，在研究購買理財產品的期限的影響時，進入到相關回歸的樣本量較少。