風險投資驅動企業“脫虛向實”了嗎

周明生，哈 凱，刁 鵬

(1.首都經濟貿易大學 經濟學院，北京 100070；2. 中國社會科學院大學，北京 102488)

0 引言

近年來，越來越多的中國企業通過配置銀行理財、證券基金、信托計劃等金融資產謀利，企業金融化現象受到廣泛關注。一方面，自改革開放以來，以金融業和房地產業為代表的虛擬經濟空前繁榮，社會資本不斷涌入，分享高額紅利。另一方面，中國經濟經過高速發展，出現增速放緩、結構失衡等問題，中國在全球產業鏈中的地位仍未得到根本改善，勞動力成本優勢逐步喪失，實體投資收益率顯著下降。面對日漸慘淡的實體經營情況，金融投資因具備周期短、見效快等優勢，受到越來越多的企業青睞。但過度配置金融資產，會導致經濟脫實向虛,已有研究表明，企業金融化存在以下消極影響：①對實體投資存在抑制作用[1]；②擠出企業創新[2]；③加劇股價崩盤風險[3]；④干擾貨幣政策作用的發揮[1]。面對脫實向虛的不利影響，2017年國務院第五次全國金融工作會議強調，金融工作要服務實體經濟、防控金融風險。中共十九大報告強調，守住不發生系統性風險的底線。因此，研究企業金融化影響因素對防范金融風險，促進實體經濟發展，推進創新驅動發展戰略實施具有重要理論意義與現實價值。

科技創新作為經濟發展的源動力已經在全球范圍內達成共識。中共十八大明確提出，要實施創新驅動發展戰略，走自主創新道路，將科技創新擺在國家發展全局的核心位置。企業作為科技創新的微觀主體，其發展離不開金融資本支持。企業成立初期，由于未來不確定性及抵押物缺失，往往無法達到商業銀行的借貸標準。此時，風險投資作為專業投資機構，可為前景廣闊的初創企業提供股權融資。歐美作為風險投資發源地，風險投資機構非常活躍。國內風險投資起步于20世紀90年代，早期發展速度相對緩慢，2007年《中華人民共和國合伙企業法》為風險投資快速發展奠定了基礎。風險投資對行業創新和企業創新具有促進作用[4,5]，能夠促進企業研發團隊成員數量與專利平均研發人數增加，從而促進企業創新[5]。風險投資同時具備監督功能，對公司治理具有一定的影響，有風險投資參與的企業在人力資源政策、薪酬管理及高管雇傭方面更加專業[6]，能夠緩解企業投資不足問題[7]。從相關研究可以看出，風險投資對公司治理與企業投資均具有積極影響，但對風險投資能否影響企業金融投資行為卻鮮有學者關注。本文從風險投資與企業金融化關系視角入手，以彌補現有研究的不足。

1 文獻綜述

企業金融化可以從兩個維度理解，一是企業金融資產配置比例不斷提高，二是企業來自金融渠道的利潤占比不斷提高。2000年后，發達國家和一些新興經濟體中，非金融企業普遍進行金融資產配置，這種金融化行為對實業投資存在擠出效應，對實業投資率具有負向影響[8]，導致實體企業脫實向虛。企業金融化會影響企業績效、企業創新及股價表現。宋軍等[9]研究發現，企業績效與金融資產配置比例之間呈現U型關系；王紅建等[10]進一步分析發現，企業金融資產投資有助于短期經營業績提升，但長期會抑制企業創新；彭俞超等[3]研究發現，如果上市公司持有金融資產是為了隱藏負面信息，則會增加股價崩盤風險。目前，大多數研究認為，企業金融化會帶來消極經濟后果。此外，一些具有代表性的文獻梳理了企業金融化誘因：強化股東價值最大化觀念會推動企業金融化[11]；CEO金融背景將促進企業金融化[12]；國內機構投資者會因短視驅動實體企業金融化[13]；經濟政策不確定性會抑制實體投資渠道，但并未促進企業金融化，反而對企業金融化起抑制作用(彭俞超，2018)。綜上所述，鮮有學者關注風險投資與企業金融化間的關系。風險投資機構可以為被投企業帶來資金，緩解企業融資約束，拓寬企業金融投資渠道。同時，風險投資具有認證和監督作用，可參與公司治理，進而影響企業金融投資行為。本文從風險投資視角入手，以豐富企業金融化相關領域研究。

風險投資作為重要股權融資方式，能夠為初創企業提供生存發展所需資金，同時獲取該公司股份。風險投資公司作為專業金融投資機構，入駐被投企業后，除提供融資以外，還利用自身專業優勢參與公司經營管理。陳思等[5]運用PSM-DID模型實證分析風險投資對企業創新的影響并揭示其作用機制，發現風險投資通過組建被投企業研發團隊和提供自身行業資源兩條作用路徑促進被投企業創新，表現為企業專利增長；馬嫣然等[14]研究發現，風險投資對初創企業技術創新具有積極影響，并且風險投資持股比例越高越有利于初創企業創新。風險投資往往在被投企業IPO后退出，以獲取投資收益。因此，有學者圍繞IPO時點進行研究。風險投資入駐有助于企業提高成功上市概率[15]，并且IPO時股價市場表現更好，這一點在具有外資背景的風險投資參與企業中更為突出(張學勇、廖理，2011)。為提升被投企業市場估值，風險投資機構往往會依托自身專業優勢參與公司治理。風險投資與公司治理相關研究主要集中于企業績效(李夢雅、嚴太華，2020)、投融資行為[8]、代理成本[16]等方面。通過以上梳理可以發現，風險投資與公司治理研究仍存在較大的探索空間，如企業金融資產配置視角。

本文以2009—2019年滬深兩市首次公開發行的A股上市公司為研究樣本，實證分析風險投資對企業金融化的影響。結果表明：風險投資會顯著抑制企業金融化水平，即兩者間存在顯著負相關關系。為克服內生性問題，本文首先替換被解釋變量和滯后解釋變量進行回歸分析，隨后運用傾向得分匹配法(PSM)進行穩健性檢驗，結論仍然成立。本文從行業屬性、盈利能力、產權性質、區域屬性等視角分析風險投資對企業金融化影響的異質性，同時，發現機構投資者持股能夠強化風險投資對企業金融化的抑制作用。此外，本文進一步進行機制分析和拓展分析。相較于現有研究，本文存在以下貢獻：①從風險投資影響公司治理視角研究風險投資對企業金融化的影響，豐富企業金融化影響因素研究和風險投資對公司治理研究；②揭示機構投資者持股對風險投資與企業金融化的關系存在調節作用，對相關領域研究進行拓展；③結論可為大力發展風險投資，構建多層次資本市場提供政策啟示。

2 理論分析與研究假設

2.1 風險投資對企業金融化的影響效應

理想的市場中信息完全對稱，企業投資決策完全取決于投資機會的盈利能力[17]。但在現實中，企業投資不得不考慮融資約束、代理問題等客觀因素。金融投資作為重要投資方向，與企業面臨的融資約束和管理層決策息息相關。因此，風險投資對企業金融化存在以下作用路徑：

(1)風險投資有可能促進企業金融化。首先，風險投資具有融資功能。依據資源支持理論，風險投資可為被投企業帶來資金，緩解企業融資約束。其次，風險投資作為專業投資機構，在相關領域積累了豐富的行業經驗和密切的合作伙伴，上述合作伙伴中不乏商業銀行、金融集團等重要投融資機構，風險投資信息在合作伙伴間共享，進而減少信息不對稱[8]，間接緩解被投企業融資約束。最后，風險投資作為有聲譽的金融中介機構，具備認證動能[5]，對風險投資事件具有背書效應[18]。由于風險投資項目篩選標準嚴格，企業一旦獲得風險投資等同于獲得優秀標簽，市場地位提升。在其它條件相同的情景下，風險投資可以進一步減少企業與其它潛在外部投資者間的信息不對稱，拓寬融資渠道，降低融資成本。如果企業IPO成功，則能夠進一步強化風險投資的認證效應，企業融資約束得到實質性改善。綜上，企業融資約束緩解能夠增加金融投資的資金來源，從而促進企業金融化。

(2)風險投資有可能抑制企業金融化。風險投資具有監督功能。為了減少代理問題，風險投資機構通過入駐董事會[19]、聘任或解聘CEO[6]等形式參與公司治理，約束管理者個人私利行為。為了追求高風險、高收益，風險投資促使企業投資決策更加注重長期價值增長，而不僅僅關注短期績效。根據制度理論，作為投資事件中相對強勢的一方，風險投資機構通常會對被投企業進行制度約束，具體表現如下：制定相應的投后管理策略，評估項目進展，采取分階段投資方式向被投企業施壓；協助制定人力資本政策，構建高管薪酬體系、股權激勵計劃、公司治理制度等。上述一系列制度能夠進一步提升風險投資參與公司治理深度，使企業投資決策能夠更好地圍繞主營業務展開，符合企業長期利益。已有研究表明，實體企業金融化行為往往基于逐利動機，大多表現為短視行為，這顯然與風險投資經營理念相悖。因此，可以認為有風險投資參與的企業，其金融化行為會受風險投資機構的監督與約束，企業金融化程度下降。基于上述分析，本文從不同視角提出以下研究假設：

H1a：如果融資效用占據主導地位，風險投資會促進企業金融化；

H1b：如果監督效用占據主導地位，風險投資會抑制企業金融化。

2.2 異質性分析

(1)行業異質性。作為國民經濟的基石，制造業具有強大的知識積累能力[20]，是技術創新的重要來源。相比于其它行業企業，制造企業的核心競爭力往往體現在公司產品上。一旦獲得風險投資，制造企業圍繞核心產品的投資方向會更加明確。因此，針對不同行業企業，風險投資對企業金融化的影響可能存在差異。

(2)企業盈利異質性。企業金融化普遍存在兩個動機：一是預防性儲蓄動機，二是利潤追逐動機。這與企業盈利能力息息相關，企業盈利能力較強，出于儲蓄動機進行金融資產配置，能夠更好地服務于主業。此類金融化行為并不會受風險投資的限制，反而會得到鼓勵。反之，企業盈利能力較弱，說明企業主業經營有進一步完善的空間。在上述情景下，企業金融投資往往出于逐利動機，顯然與其長遠發展目標背道而馳。因此，上述金融化行為會成為風險投資的重點監督對象，受到嚴格管控。由此可見，針對具有不同盈利能力的企業，風險投資對企業金融化的影響可能存在差異。

(3)產權性質異質性。目前，國有企業與非國有企業在資源獲取能力和公司治理結構上的差異，使風險投資無論是從緩解融資約束角度還是從公司治理參與角度看均存在較大差異。一方面，依托政府背景，國有企業融資約束較低，對風險投資的需求并不迫切。另一方面，國有企業管理層由政府相關部門任免，迫于政治升遷壓力，往往更加注重短期績效，風險投資即使參與公司管理，也難以獲得話語權。因此，風險投資對企業金融化的影響在國有企業與非國有企業中可能存在差異。

(4)區域異質性。由于各地區資源稟賦和制度環境差異，區域經濟發展失衡問題一直存在。東部地區經濟發達，制度環境良好，金融市場相對成熟，市場調節機制完善。良好的環境能夠孕育優質企業，因而科技創新型企業大多集中在東部地區。風險投資機構存在本地偏好，也大多集中于東部地區，與投資項目形成良性互動。中西部地區市場化進程相對緩慢，制度環境較差，實體投資機會較少。因此，風險投資對企業金融化的影響可能會存在區域性差異。綜上，本文提出以下研究假設：

H2：風險投資對企業金融化的影響在不同行業、不同盈利能力、不同產權性質、不同地區企業中存在異質性。

2.3 機構投資者持股的調節作用

以證券投資基金為代表的機構投資者憑借專業投研能力在二級市場上買賣上市公司股票，大多采用“用腳投票”方式參與公司治理。若風險投資在企業IPO前入駐，則其大多采用“用手投票”方式參與公司治理。因此，可以認為兩者對公司治理具有交互影響。

機構投資者具備強大的信息搜集能力、數據分析能力和專業投資能力，憑借其資金優勢能夠在二級市場上獲取較高的持股比例，成為目標企業的大股東。有效監督假說認為，機構投資者持股可以減少企業關聯方資金占用和控股股東操縱行為，從而促進公司信息披露。機構投資者進行股票投資決策時，除行業外，還會關注企業盈余管理、內部控制、會計穩健性等因素，上述因素均會對公司治理產生積極影響[21]。機構投資者持股存在規模效應，能夠正確評估創新投入的長期價值，可為管理層承擔創新風險提供保障[22]，同時促進企業內部資源配置效率提升。基于上述分析，本文提出以下研究假設：

H3a：機構投資者持股會強化風險投資的監督作用。

歐美資本市場相對成熟，機構投資者大多關注長期收益，而國內機構投資者則普遍存在短視行為。已有研究表明，迫于基金產品業績考核壓力，機構投資者為追逐短期利益會進行周期短、換手率高的類散戶操作，進而加劇股價波動。股價下行壓力倒逼管理層迎合機構投資偏好，更加關注公司當期盈余等短期業績指標，而忽視公司長期價值提升。策略合謀假說認為，機構投資者與管理層之間存在互相勾結、內幕交易、隱藏負面信息等行為，會嚴重影響管理層決策的獨立性。另外，機構投資者之間存在羊群效應，會加劇股價崩盤風險(許年行等，2013)，對企業長期發展產生消極影響。基于上述分析，本文提出以下研究假設：

H3b：機構投資者持股會削弱風險投資的監督作用。

3 研究設計

3.1 樣本選擇與數據來源

本文樣本選取與篩選條件如下：以2009—2019年滬深兩市首次公開發行(IPO)的A股上市公司作為研究樣本。①剔除金融行業和房地產行業樣本；②剔除ST、*ST、PT類樣本；③剔除關鍵數據缺失樣本。研究時間跨度設定為2009—2019年，選擇始于2009年主要是因為同年A股創業板設立，創業板上市融資準入標準與風險投資篩選標準契合度較高，即為具有高成長性的科技類公司提供融資。本文使用的企業財務數據來自國泰安數據庫(CSMAR)和萬得數據庫(WIND)，機構投資者持股數據來自銳思數據庫(RESSET)，另有部分數據由筆者手工整理獲得，最終得到10 820個年度觀測值。

其中，對上市公司是否存在風險投資參與的界定，參照如下標準：第一，若上市公司前十大股東中存在風險投資機構，則認為該企業存在風險投資參與。第二，若上市公司股東的中文名稱中含有“風險投資”“股權投資”“創業投資”或英文名稱中含有“Venture”“Investment”“Capital”，則認定該股東為風險投資機構。

為進一步提高數據精確性，若上市公司股東名稱中僅含有“投資”字樣，則通過以下途徑作進一步界定：①核查國泰安數據庫股東信息中的股東類型信息是否為風險投資機構；②與CV Source數據庫中收錄的風險投資機構進行對比；③通過天眼查官方網站搜索該股東經營范圍是否包括“股權投資”“創業投資”。如前述途徑仍無法確定，則認定該股東為其它投資者。

3.2 變量定義與實證模型

(1)風險投資參與(VC)。參照國泰安數據庫中上市公司前十大股東信息，確定該公司是否存在風險投資參與，若企業當年前十大股東中存在風險投資機構，則該企業VC年觀測值記為1，反之，則該企業VC年觀測值記為0。

(2)企業金融化程度(FINRATIO)。本文以企業持有金融資產與總資產間的比值衡量企業金融化程度，之所以采用金融資產的持有份額而未采用金融渠道獲利加以度量，是因為相對于企業利潤，風險投資更注重企業長期價值提升。其中，金融資產界定參考杜勇等(2017)的研究成果，包括交易性金融資產、衍生金融資產、可供出售金融資產凈額、發放貸款及墊款凈額、持有至到期投資凈額、投資性房地產凈額。為了驗證假設H1和H2，本文構建如下實證模型：

FINRATIOit=β0+β1VCit+βXit+∑Industryfe+∑Yearfe+εit

(1)

其中，FINRARIOit表示企業i在t年的金融化程度，以當年金融資產與總資產的比例衡量；VCit表示風險投資虛擬變量，當t年企業i前十大股東中存在風險投資機構，則該企業的“企業—年”觀測值VCit=1，當t年企業前十大股東中不存在風險投資機構，則該企業的“企業—年”觀測值VCit=0。參考彭俞超等(2018)、杜勇等[12]的研究成果，Xit表示一系列控制變量，具體包括資產規模(SIZE)、資產負債率(LEV)、資產結構(AS)、盈利能力(ROA)、產權性質(SOE)、托賓Q(TOBINQ)、企業年齡(AGE)。Industryfe、Yearfe分別表示行業固定效應和年份固定效應。β0為常數項，εit為殘差項，實證分析中，本文將標準誤聚類至行業層面，具體變量情況如表1所示。根據研究假設，若β1>0，則H1a成立；若β1<0，則H1b成立。

表1 主要變量定義Tab.1 Definitions of main variables

4 實證分析

4.1 描述性統計

全樣本主要變量描述性統計結果如表2所示。企業金融化(FINRATIO)的最小值為0，最大值為80.9%，平均值為2.54%。上述結果說明，樣本中不同企業間的金融化程度差距較大。本文在多元回歸分析中對表1的連續變量進行上下1%的Winsorize縮尾處理，以緩解極端值可能存在的不利影響。在控制變量部分，國企占比為8.36%，說明2009年后國內上市融資企業以民營企業為主。

表2 變量描述性統計結果Tab.2 Descriptive statistics of the variables

4.2 基準回歸分析

風險投資參與(VC)對企業金融化(FINRATIO)影響的多元回歸結果如表3所示。其中，第(1)列未加入控制變量，第(2)列加入一系列控制變量，兩列回歸結果均顯著為負，說明風險投資和企業金融化間呈負相關關系，即風險投資對被投企業金融化水平起抑制作用，假設H1b成立。從表3可以看出，規模較大企業，其金融化程度較高，而企業年齡越大，金融化程度越低。這可能是由于規模較大企業的現金流更加充裕，有更多資金進行金融資產配置，而企業年齡大說明其發展相對成熟，主營業務相對穩定，更傾向于進行主業投資。

表3 風險投資對企業金融化影響的回歸結果Tab.3 Multiple regression results of the impact of venture capital on enterprise financialization

4.3 異質性分析

4.3.1 行業異質性

作為國民經濟的基石，制造業有能力維持全球市場的經濟規模[23]，是技術創新的重要來源。風險投資機構一旦投資制造企業，能夠引發公司管理層對核心產品競爭力的關注，企業主業投資力度進一步加大，在資源條件一定的情景下，金融投資行為會減少。因此，本文預期風險投資對制造企業金融化的抑制作用更顯著。為驗證上述結論，依據證監會2012版行業分類標準，將樣本分為制造企業和非制造企業兩個子樣本進行回歸分析。表4回歸結果顯示：在制造企業樣本中，風險投資參與相關系數顯著為負，與全樣本回歸結果相比，其顯著程度和絕對值均有所提升，表明風險投資對企業金融化的抑制程度在制造企業中更顯著。在非制造企業樣本中，風險投資對企業金融化的影響并不顯著。以上結果表明，風險投資對制造企業金融化的抑制作用更顯著。因此，風險投資更能驅動制造業脫虛向實。

表4 風險投資對企業金融化影響的行業異質性回歸結果Tab.4 Standardized regression results of enterprises in different industries

4.3.2 企業盈利異質性

本文以樣本企業資產收益率(ROA)均值作為判定基準，將樣本企業劃分為強盈利能力和弱盈利能力兩個子樣本，分別進行基準回歸分析，實證結果如表5所示。由表5第(1)—(2)列可知，在盈利能力較弱的企業樣本中，風險投資參與相關系數顯著為負，與全樣本回歸結果相比，其絕對值有所增加，表明企業盈利能力越弱，風險投資對企業金融化的抑制作用越顯著。在盈利能力較強的企業樣本中，風險投資對企業金融化的影響并不顯著。這是因為企業盈利能力較強，代表企業發展相對成熟，企業進行金融投資往往出于更好地服務于主業經營的考慮，發揮金融資產的蓄水池作用。因此，風險投資并不會限制此類金融化行為。企業盈利能力較弱，說明企業主業經營尚不完善，此時進行金融投資往往出于短期套利目的，與企業長遠發展目標相悖，會受到風險投資的限制。因此，對于盈利能力較弱的企業，風險投資對其金融化的抑制作用更顯著。

表5 風險投資對企業金融化影響的盈利能力異質性檢驗結果Tab.5 Standardized regression results of enterprises with different profitability

4.3.3 產權性質異質性

表6第(1)—(2)列為風險投資對不同產權企業金融化影響的回歸結果。在國有企業子樣本中，風險投資對企業金融化的影響并不顯著。這是因為國有企業政治關聯度較高，風險投資一般很難介入。依靠政府背書和充足的抵押物，國有企業獲取銀行貸款相對容易，對股權融資的需求并不迫切。而且，國有企業管理層由政府任免，迫于政治升遷壓力，往往更加注重短期績效，風險投資即使參與公司管理，也難以獲得話語權。反觀非國有企業子樣本，風險投資對企業金融化的影響依然為負。相較于全樣本，相關系數的絕對值有所增大，說明在非國有企業中，風險投資對企業金融化的抑制作用更顯著。

表6 風險投資對企業金融化影響的產權性質異質性檢驗結果Tab.6 Standardized regression coefficient results of state-owned enterprises and non-state-owned enterprises

4.3.4 區域異質性

根據企業注冊地址，本文將樣本分為東部地區和中西部地區兩個子樣本。表7第(1)列為東部地區企業樣本中企業風險投資對企業金融化程度影響的回歸結果，結果顯示，風險投資相關系數顯著為負，且絕對值有所增加，顯著性更強。這是由于東部地區制度完善，市場成熟，風險投資能夠更好地發揮對企業金融化的抑制作用。中西部地區企業樣本回歸結果如表7第(2)列所示，風險投資對企業金融化的影響并不顯著。

表7 風險投資對企業金融化影響的區域差異檢驗結果Tab.7 Standardized regression coefficient results of enterprises in different regions

由以上分析結果可知，假設H2成立，風險投資對企業金融化的抑制作用存在異質性。上述抑制作用主要體現在制造企業、盈利能力較弱的企業、非國有企業及東部地區企業中。

4.4 風險投資、機構投資者持股與企業金融化

為驗證假設H3a和H3b，進一步探討機構投資者持股對“風險投資—企業金融化”這一路徑的調節效應，本文構建模型(2)。

FINRATIOit=β0+β1VCit+β2INSSR*VCit+βXit+∑Industryfe+∑Yearfe+εit

(2)

其中，VC*INSSR為風險投資參與(VC)與機構投資者持股(INSSR)的交乘項。剔除機構投資者持股比例數據缺失樣本，分別對模型(1)和模型(2)進行回歸分析，實證結果如表8第(1)、第(2)列所示。模型(1)的回歸結果顯示，風險投資與企業金融化相關系數顯著為負，模型(2)中，機構投資者持股(INSSR)與風險投資參與(VC)的交乘項(VC*INSSR)系數在1%的水平上顯著為負，說明企業機構投資者持股比例越高，風險投資對企業金融化的抑制作用越顯著。因此，機構投資者持股能夠強化風險投資的監督作用，假設H3a成立。綜上，機構投資者持股能夠強化風險投資對企業金融化的抑制作用。

表8 機構投資者持股的調節效應檢驗結果Tab.8 Regression results of moderating effects of institutional investors' shareholding

5 機制檢驗：中介效應檢驗

前文研究表明，風險投資能夠抑制企業金融化，因而有必要進一步探討風險投資對企業金融化的影響機制。風險投資對企業金融化的抑制作用源于其對企業管理層的監督和指導，即參與公司治理。因此，可以認為風險投資進駐被投企業后，出于對企業主營業務發展前景的看好，利用自身資源優勢督促其管理層進一步增加主營業務投資，以實現企業長期價值增長。在資源一定的前提下，企業增加主營業務投資意味著實物資本投資增加，會對金融投資產生擠占效應。因此，本文采用中介效應模型探究“風險投資—實物資本投資—企業金融化”這一傳導機制是否成立。

參考杜勇等(2017)的研究成果，采用企業固定資產凈額、在建工程凈額和工程物資總和，再以總資產標準化表示企業實體投資水平(INVEST)。參考溫忠麟等[24]的研究成果，構建中介效應模型(3)—(5)驗證該作用路徑。通過觀測相關系數α1、γ1、γ2顯著與否，確定中介效應是否成立。

FINRATIOit=β0+β1VCit+βXit+∑Industryfe+∑Yearfe+εit

(3)

INVit=α0+α1VCit+αXit+∑Industryfe+∑Yearfe+εit

(4)

FINRATIOit=γ0+γ1VCit+γ2INVESTit+γXit+∑Industryfe+∑Yearfe+εit

(5)

表9第(1)—(3)列為中介效應模型回歸結果。第(1)列中，風險投資參與(VC)的估計系數顯著為負；第(2)列考察解釋變量風險投資參與(VC)對中介變量實體投資水平(INVEST)的影響，VC的估計系數顯著為正，風險投資和企業實體投資水平存在正相關關系，即風險投資能夠促進企業實體投資水平提升；第(3)列同時納入解釋變量風險投資參與(VC)和中介變量實體投資水平(INVEST)，INVEST的估計系數均在1%的水平上顯著為負。此時，風險投資參與(VC)對企業金融化的影響不再顯著，說明企業實體投資(INVEST)起完全中介作用。因此，實證結果支持“風險投資—實物資本投資—企業金融化”這一路徑，即風險投資可以通過促進企業實體投資水平提升，從而抑制企業金融化。

表9 企業實體投資水平的中介機制檢驗結果Tab.9 Results of mediating effect model (venture capital—enterprise investment—enterprise financialization)

6 穩健性檢驗

為進一步證實前文結果的穩健性，本文從以下方面進行穩健性檢驗：

(1)滯后變量。為緩解風險投資和企業金融化間可能存在的反向因果關系問題，本文將解釋變量風險投資參與(VC)滯后一期(VC1)對模型(1)重新進行回歸分析，結果如表10第(1)列所示。VC1與企業金融化間的關系仍顯著為負，說明風險投資對企業金融化具有負向影響，本文結論穩健。

(2)改變度量方式。參考王紅建等[10]的研究成果，根據樣本企業是否進行金融資產投資對企業金融化進行度量，以虛擬變量(FIN1)替代原有變量，納入模型(1)進行回歸分析，結果見表10。由表10可知，風險投資參與回歸系數在1%的水平上顯著為負，與前文結論一致。

表10 滯后變量穩健性檢驗結果(改變度量方式)Tab.10 Results of robustness test(using time-lagged variable of VC or another measuring method of FIN)

表11 傾向得分匹配效果檢驗結果Tab.11 Results of propensity score matching

(3)傾向得分匹配。為進一步解決樣本選擇偏差問題，本文利用傾向得分匹配法(PSM)基于多個維度對有風險投資參與企業和無風險投資參與企業進行匹配，具體步驟如下：選取風險投資參與(VC)作為被解釋變量，選取資產規模(SIZE)、資產負債率(LEV)、盈利能力(ROA)、托賓Q(TOBINQ)、資產結構(AS)、產權性質(SOE)、企業年齡(AGE)作為協變量，采用Logistic回歸，計算傾向得分值，按照(1∶2)最近鄰配原則進行控制組選取和配對。表11為傾向得分匹配結果，結果顯示，匹配效果良好。將匹配后的結果進行多元回歸分析，結果如表12所示。由表12可知，風險投資和企業金融化之間仍存在顯著負相關關系，本文結論穩健。

表12 匹配后的回歸結果Tab.12 Multiple regression results of matched enterprises

7 拓展分析

本文進一步探索“風險投資—融資約束—企業創新”這一傳導路徑，采用KZ指數[25,26]對企業融資約束(FC)進行度量，KZ指數越高，企業受到的融資約束越大。以往文獻大多采用企業研發支出和專利產出作為企業創新衡量指標，其中研發支出側重于創新投入，專利產出側重于創新產出。本文分析風險投資對企業投資行為的影響，而金融投資和創新投資都是企業投資行為的重要組成部分，故采用企業研發投入衡量企業創新更為合理。參考李夢雅等(2020)的研究成果，以企業研發投入與營業收入之比表示企業創新水平(RD)，構建中介效應模型如式(6)—(8)所示。

RDit=β0+β1VCit+βXit+∑Industryfe+∑Yearfe+εit

(6)

FCit=α0+α1VCit+αXit+∑Industryfe+∑Yearfe+εit

(7)

RDit=γ0+γ1VCit+γ2FCit+γXit+∑Industryfe+∑Yearfe+εit

(8)

剔除KZ指數缺失的企業樣本數據并進行回歸分析，實證結果見表13。由表13列(1)可以看出，風險投資對企業創新投入存在顯著促進作用。表13列(2)結果表明，風險投資與融資約束具有顯著負相關關系，即風險投資能夠緩解企業融資約束。表13列(3)結果表明，加入融資約束后，風險投資對創新影響的相關系數下降，即融資約束在風險投資對企業創新的作用路徑中起部分中介作用。進一步進行Sobal檢驗，結果顯示，中介效應成立。因此，風險投資能夠緩解企業融資約束，進一步促進企業創新。

8 結語

8.1 研究結論

本文以2009—2019年滬深兩市首次公開發行的A股上市公司為樣本，實證檢驗風險投資對企業金融化的影響，得到以下研究結論：

風險投資對企業金融化存在顯著抑制作用。這一抑制作用在不同行業、不同盈利能力、不同產權性質、不同地區企業中存在異質性。同時，機構投資者持股比例越高，上述抑制作用越顯著。通過機制檢驗發現，風險投資能夠促進企業實物資本投資，進而抑制企業金融化。進一步分析結果表明，風險投資能夠緩解被投企業融資約束，但企業融資約束緩解并未促進企業金融化，而是促進企業創新。為了解決實證模型中遺漏變量、樣本選擇等問題，本文采用替換變量、傾向得分匹配等方法進行穩健性檢驗，結果顯示，實證結論依然穩健。

8.2 啟示

前人研究大多認為，金融市場快速發展與經濟脫虛向實是對立的。本文從風險投資參與角度實證研究發現，金融市場發展與企業脫虛向實并不是完全矛盾的。風險投資作為專業金融機構，在多層次資本市場建設體系中占據重要地位，而健康有序的資本市場能夠為風險投資發展提供肥沃的土壤。因此，良好的金融環境對企業脫虛向實具有積極作用。本文結論在構建多層次資本市場、引導金融回歸實體、推進創新驅動發展戰略實施以及金融結構改革方面具有一定的現實價值。

8.3 不足與展望

本文存在以下局限性：第一，限于數據可得性，僅討論企業上市后的風險投資對企業金融化的影響，并未考慮風險投資在企業上市前的介入時點和風險投資持股比例等因素。后續研究可圍繞風險投資參與時點、風險投資背景、持股比例等方面展開。第二，伴隨著國內資本市場不斷完善，企業注冊制、分析師關注、外資持股比例等因素可能會與風險投資產生交互效應，進而影響企業金融化，未來可將上述些因素納入研究框架進行分析。