非金融企業金融化如何影響企業主業發展

邢天才 李雪 索碧晨

摘 要：在中國經濟下行壓力較大、金融投資收益相對較高的背景下，實體經濟出現金融化趨勢，甚至已經影響其主業發展，引起學術界高度關注。本文選取2010—2020年中國A股非金融上市公司為研究對象，采用非線性模型和門檻模型探究了非金融企業金融化對企業主業發展的影響及作用機制。結果表明：非金融企業金融化與企業主業發展之間呈倒U型關系。機制分析表明，非金融企業金融化可以通過資本支出影響企業主業發展，過度融資調節了非金融企業金融化對資本支出的影響。門檻模型分析表明，非金融企業金融化與企業主業發展之間存在債務擔保能力的門檻效應。異質性分析表明，非金融企業金融化與企業主業發展之間的倒U型關系在國有非金融企業、小規模非金融企業和行業競爭程度高的非金融企業中更加顯著。本文驗證了非金融企業金融化有效提升企業主業發展的適度邊界，為防范非金融企業過度金融化和實體經濟“脫實向虛”提供了微觀證據。

關鍵詞：企業金融化；企業主業發展；資本支出；過度融資；債務擔保能力

中圖分類號：F830.59；F406 文獻標識碼：A 文章編號：1000-176X（2023）12-0075-16

基金項目：國家自然科學基金面上項目“上市金融機構系統性風險傳導與演化機制實證與模擬研究”（71273042）；遼寧省社會科學規劃基金重大委托項目“發揮區域性股權市場功能，服務中小微企業發展”（L21ZD024）；東北財經大學青島金融研究院招標課題重點項目“關于持續改善青島金融生態環境的對策研究”（QDY202201）

一、引 言

黨的二十大報告指出，加強和完善現代金融監管，強化金融穩定保障體系，依法將各類金融活動全部納入監管，守住不發生系統性風險底線。Wind數據顯示，2010—2016年，中國非金融企業金融資產持有量由720 048億元快速增長至1 160 320億元，突破百萬億大關，隨后有所下降，但是2019年中國非金融企業金融資產持有量仍達到972 658億元。中國非金融企業金融資產持有量不斷增加，導致社會生產、流通和消費環節受阻。國家從政策層面不斷釋放金融服務實體經濟的信號，為產業結構升級提供支持。在政策的扶持下，中國實體經濟“脫實向虛”現象自2017年后有所緩解，但受多重因素影響，2019年底中國非金融企業金融資產持有量開始上升。國家統計局數據顯示，中國非金融企業金融交易資金由2019年的94 134億元增長至2021年的130 094億元。2023年中央金融工作會議指出，經濟金融風險隱患仍然較多，金融服務實體經濟的質效不高。如何利用金融服務實體經濟對于經濟高質量發展具有重要意義。

非金融企業金融化是管理者基于企業內外部環境、公司戰略發展等綜合考量下的主動或被動選擇。一方面，在中國宏觀經濟增速放緩、企業金融投資限制取消和貨幣政策相對寬松等外部環境因素的影響下，越來越多的非金融企業管理者熱衷于配置周期短且收益高的金融資產進而從金融渠道獲利，產業資本被挪用或投資到金融領域以獲取短期收益，導致產業資本脫離實體經濟，實業投資率下降，實體經濟表現出嚴重的“脫實向虛”傾向[1]；另一方面，企業金融決策由企業實際管理者作出，由于存在委托—代理問題，實際管理者對金融資產的配置具有更大的自由裁量權，金融資產交易過程中存在的利益均會誘使管理者在市場不確定性高、主業發展不好時選擇將資本投向金融市場以獲取短期收益，完成考核指標或牟取私利[2]，忽視有利于企業長期可持續發展的實體投資，最終導致企業過度金融化，出現實體經濟“脫實向虛”問題。在當前經濟環境下，隨著資本市場的發展，產業之間的競爭加劇，金融工具也在不斷創新迭代，非金融企業的金融化與過度金融化問題引起學術界的高度關注。從理論層面來看，非金融企業金融化可能對企業主業發展帶來正反兩個方面的影響。正面影響是非金融企業通過金融化的手段盤活資金，增加企業資產的流動性，促進資本的保值增值，也在一定程度上彌補主業經營投資缺口，促進非金融企業主業發展，表現為“蓄水池”效應；反面影響是非金融企業將資金過多地向金融、房地產領域傾斜，在資金有限的情況下，迫使非金融企業減少主業發展投資，制約設備升級、產品研發，抑制非金融企業主業發展，表現為“擠出”效應。

現有研究對企業金融化的內涵[3]、動機[4]和經濟后果進行了廣泛探討。特別是在經濟后果方面，已有研究聚焦于企業金融化對企業創新研發[5-6]、資本積累[7]、投資效率[8-9]、生產效率[10-12]、企業風險[13-15]、企業發展[16-18]和績效表現[19-21]的影響。關于企業金融化對企業主業發展的影響，當前研究主要體現在企業業績表現方面。雖然有研究指出企業金融化可以提高企業短期的經營業績[5]，但企業金融化對企業長期業績產生負向影響[21]，從而抑制了企業主業發展。但目前對于企業主業發展方面的研究仍不充分，與現有研究相比，本文可能的增量貢獻體現在：第一，現有研究主要從企業金融化的“蓄水池”效應和“擠出”效應對企業主業發展的影響展開線性分析，難以全面解釋企業金融化的動機和經濟后果。本文從企業金融化經濟后果角度分析非金融企業金融化對企業主業發展的非線性影響，這有助于進一步明晰企業金融投資動因并拓展相關研究。第二，本文通過對資本支出中介效應和過度融資調節中介效應的分析，全面刻畫了非金融企業金融化、資本支出、過度融資對主業發展的影響機制，這有助于豐富和深化非金融企業金融化對企業主業發展影響機制的研究。第三，本文通過門檻模型進一步探討債務擔保能力對非金融企業金融化影響企業主業發展由“蓄水池”效應向“擠出”效應轉變的適度邊界，拓展企業金融化“蓄水池”效應和“擠出”效應的研究，這有助于加深對實體經濟“脫實向虛”現象的理解，也為企業如何更好地開展金融業務，促進企業發展提供新的思路。

二、理論分析與研究假設

（一）非金融企業金融化與企業主業發展

隨著金融市場的發展，金融與實業的界限愈發模糊，金融資本與產業資本的相互融通成為企業普遍采用的發展模式。越來越多的企業進入金融市場，通過金融資產配置進行金融投資以期獲得更高收益。非金融企業金融化是企業將資本投入到金融領域，通過金融渠道而非主業經營渠道獲得收益的行為[22]。杜勇等[16]認為，企業出于經營戰略動機的金融化有利于企業主業發展，而企業出于資本套利的投機動機的金融化將損害企業主業發展，前者表現出企業金融化的“蓄水池”效應，后者則是反映了企業金融化的“擠出”效應。從“蓄水池”效應來看，金融資產在調整成本和變現能力等資金儲備動機方面比實物資產有優勢。非金融企業金融化所獲得的金融收益能夠緩解企業的流動性約束，為企業在實業投資、主業發展等方面提供資金支持[23]，提高生產效率[11]。另外，短期金融資產配置能使企業增加資本流動性、減少外部融資依賴[24]，實現資本保值增值，從而緩解資金問題，支持企業發展[4]。尤其是當企業遭受財務風險沖擊時，對金融資產及其收益的再配置可以彌補主業經營的資金缺口，促進企業主業發展。從“擠出”效應來看，過度金融化使非金融企業資本進入金融領域，由于企業資源有限，本來應該用于生產的資本進入金融領域將“擠出”主業資本，改變企業經營模式，導致企業從實體產業轉向虛擬產業下的金融投資[7]。當金融資本成為主導的資本形態時，企業投機行為將導致資本在金融資產配置中空轉，背離原有主業。此時企業的金融化行為對實業發展[16]以及創新活動[25]產生抑制作用。本質上，企業金融化是一種金融投資行為，在提高短期經營業績的同時，必然帶來一定風險。從長期看，由于企業資源有限，隨著金融投資的增加，過度金融化最終將擠占主業投資[23]，影響主業收益[26]，降低經營性業務生產效率[11]和企業可持續發展能力。

基于此，筆者認為，非金融企業金融化對企業主業發展的影響既表現出促進作用，也表現出抑制作用，二者之間不是單向的促進作用或抑制作用，但也不排除某一方向影響巨大使得作用結果向該方向傾斜的情況。當外部投資環境適宜實體經濟發展且企業資源有限時，非金融企業金融化表現為“擠出”效應；當外部投資環境不適宜實體經濟發展且企業資源有限時，非金融企業金融化幫助企業盤活資產，提高流動性并降低投資風險，非金融企業金融化表現為“蓄水池”效應。隨著非金融企業金融化水平的提高，“蓄水池”效應對企業主業發展具有促進作用，但促進作用存在邊界，非金融企業金融化對企業主業發展促進作用的邊際效用遞減，在非金融企業金融化逐步過渡到以金融資本為主導的過度金融化時，呈現“擠出”效應，表現為主業生產與實業資本的減少，非金融企業金融化對企業主業發展具有更強的抑制作用，超過其對主業的提升作用，最終導致曲線呈倒U型特征。因此，筆者提出如下假設：

H1：非金融企業金融化與企業主業發展呈倒U型關系。

（二）非金融企業金融化對企業主業發展的影響

⒈資本支出的中介效應

資本支出是企業基于可持續發展的投資，是主業發展的保障。保持資本支出水平的適當增長是提升生產能力、創造新利潤增長點的有效途徑，有助于擴大企業規模、提升研發能力，是企業發展的根本動力。企業的資本支出增加能獲得更多的主業持續回報和持續盈利[27]，增強企業市場話語權，提升企業績效[28]。企業金融化是企業資本配置的決策，為資金整合、資源獲取以及商業模式選擇提供更多的可能性，會直接影響企業的資本支出，進而對企業的設備更新、新技術使用、市場機會和行業地位等產生影響。有部分學者認為，實體經濟金融化能在一定程度上促進實業投資，提高資本支出水平。Kliman和Williams[8]指出，企業金融化并未降低實業投資效率。一方面，企業配置金融資產與非金融資產受自身融資策略的影響[29]，金融化行為能拓寬企業的融資渠道，這有助于企業獲得資金進行實業投資；另一方面，金融資產的較強變現能力可產生資金的“蓄水池”效應，預防性儲備動機能通過金融資產的再配置，為企業其他投資活動帶來充裕的資金[4]，降低財務風險[30]。同時，配置金融資產的收益也可以增加企業內部現金流，一定程度上支持企業資本支出。也有學者發現，非金融企業金融化會減少企業資本支出[29]。與實業投資相比，金融資產投資收益較高，在短期內具有絕對優勢，尤其在市場環境不確定性高、主業發展不振、金融市場為牛市時，金融投資的回報遠高于實業投資的回報。利差驅使非金融企業進行金融化，導致金融資產配置占企業總資產的比重上升，在企業資源有限性的約束下，必然“擠出”企業的實業投資，形成替代關系[31]，一定程度上減少企業資本支出[29]，降低投資效率[7]。

可見，非金融企業配置金融資產對資本支出的影響既可能表現為資金的“蓄水池”效應，也可能表現為“擠出”效應。一方面，非金融企業金融化在增加資本支出、拓寬融資渠道、提高資金流動性和風險抵抗能力的同時，對企業主業發展也表現為促進作用，資本支出的增加使得企業總資產增加，資金流動性的提高也帶動了企業速動比率的提高，增強了企業償債能力，向利益相關者傳遞了企業發展良好的信號，這有利于企業主業發展；另一方面，非金融企業金融化的程度加劇，在企業資源有限性的約束下，進一步抑制了企業資本支出，阻礙了企業主業發展的投資建設，無法及時進行設備升級、產品研發和長期項目投資等。企業長期脫離主業發展而轉向虛擬資產投資，將出現“脫實向虛”問題，這既不利于企業長期發展，也不利于宏觀經濟發展。當非金融企業金融化促進企業資本支出時會進一步促進企業主業發展；當非金融企業金融化抑制企業資本支出時會進一步抑制企業主業發展。周江燕[27]與尹美群等[28]的研究也對這一結論做了相應論證。因此，筆者提出如下假設：

H2：資本支出在非金融企業金融化與企業主業發展的倒U型關系中發揮中介效應，即非金融企業金融化通過資本支出影響企業主業發展。

⒉過度融資的調節效應

企業融資可以劃分為內源融資和外源融資。Jean[32]指出，當內源融資不足時，企業將通過增加外部負債以滿足創新研發和持續經營的需求。外源融資是企業的成長性融資需求超出企業本身可實現的內生增長融資需求的部分[33]，企業的投資機會與留存收益決定企業外源融資的需求程度。當企業的市場地位、發展前景和盈利能力可以在外源融資中獲得優勢地位時，企業往往會選擇進行過度融資以應對可能出現的經營風險。由于中國市場信貸歧視的客觀存在，上市公司與非上市公司之間的融資能力存在巨大差異，誘使企業在向銀行套取資金后，利用正規金融市場和非正規金融組織之間的利差謀利[34]，這將加劇企業過度融資。可見，企業進行過度融資并不都是出于對主業經營的考慮，很大程度上受金融套利驅動。企業過度融資的目的如下：其一，企業在外源融資過程中利用自身融資優勢為主業發展保駕護航，預留充足的資金以應對可能面臨的經營風險；其二，企業受金融套利驅使獲取更多的可支配資金，增加企業金融資產配置，金融資產的流動性可以加強資金的“蓄水池”功能，對主業的促進效用更加顯著。過度融資水平的進一步提高，加快了企業金融化進程，使得企業金融化的“蓄水池”效應以遞減的速率增加，使企業更快地接近過度金融化的臨界點，促使企業金融化對企業的“蓄水池”效應轉向“擠出”效應更快出現，過度融資導致的企業金融化推動實體經濟“脫實向虛”，在金融市場風險和政策不確定性的影響下，放大了企業經營的風險。

由于實業投資具有規模大、回收期長和資金周轉慢等特征，與實業投資相比，在市場不確定性高、主業發展不振和金融市場處于牛市時，金融投資極具優勢。企業內部現金流和外部融資約束的敏感度較高，當過度融資的企業處于相對寬裕的資金環境時，企業開展投資與經營活動[35]，為企業在實業投資與金融投資之間的抉擇中提供更多的資金支持，從而弱化企業金融化對資本支出的“擠出”效應。非金融企業金融化并不是一味地索取企業資金，當企業金融資產獲取的收益在一定程度上可以彌補企業實業發展所需的資金缺口時，非金融企業金融化對企業主業發展會產生促進作用。過度融資在這一過程中發揮催化劑作用，企業過度融資獲取了更多的閑置資金，加快企業金融資產配置進程，推進非金融企業金融化下金融收益的快速積累，進而緩解企業實業投資過程中的資金約束，減輕資金顧慮，一定程度上提高資本支出效率。持續且有效的資本支出是企業主業發展的推動力，必然強化資本支出對主業發展的正向影響。因此，筆者提出如下假設：

H3a：過度融資在非金融企業金融化與企業主業發展的倒U型關系中發揮直接調節效應，當過度融資水平較高時，非金融企業金融化對企業主業發展的影響更顯著。

H3b：過度融資在非金融企業金融化與企業主業發展的倒U型關系中通過資本支出中介發揮調節效應。

三、研究設計

（一）樣本選取與數據來源

本文以2010—2020年中國滬深兩市A股非金融上市公司為研究對象，數據來源于Wind數據庫，借助Stata軟件進行實證檢驗。為避免異常數據對結果的影響，本文對樣本進行如下篩選：剔除金融保險房地產類企業，剔除風險警示的企業，剔除數據缺失的企業。最終選取2010—2020年2 737家上市公司，共21 912個觀測值。為防止異常值的影響，本文還對連續變量進行上下1%的Winsorise處理。

（二）變量定義

⒈被解釋變量

本文的被解釋變量為企業主業發展（CorPe）。本文參考杜勇等[16]、Krippner [36]與胡聰慧等[37]的研究，用[營業利潤-（投資收益+公允價值變動收益-聯營企業和合營企業的投資收益）]/總資產衡量。

⒉解釋變量

本文的解釋變量為非金融企業金融化（Finae）。借鑒Demir[24]、Onaran等[38]、宋軍和陸旸[39]與杜勇等[16]的做法，用金融資產占總資產的比重衡量。本文將交易性金融資產、以公允價值計量且其變動計入當期損益的金融資產、持有至到期投資、貸款和應收款項、可供出售金融資產以及投資性房地產納入統計科目的范圍。

⒊機制變量

（1）資本支出（Cap）。本文參考Jensen[40]與胡國柳等[41]的做法，用購建固定資產、無形資產和其他長期資產所支付的現金衡量，并用總資產標準化處理。

（2）過度融資（EEFR）。本文借鑒Asli和Vojislav[42]與文春暉等[33]的研究，用企業實際借款超出正常融資需求的額度衡量。其中，企業實際借款用企業長短期借款/總資產衡量，企業正常融資需求用（當期總資產-上期總資產）/當期總資產-凈資產收益率/（1-凈資產收益率）衡量。

⒋控制變量

為了提高回歸結果的準確性，減少遺漏變量和個體差異對實證結果的影響。本文參考王紅建等[5]與杜勇等[16]的研究，選取如下控制變量：成長性（Grow），用營業收入的同比增長率衡量；資本結構（LeRa），用總負債/總資產衡量；現金流量（CaFl），用經營活動凈現金流量/總資產衡量；企業規模（FiSi），用總資產的自然對數衡量；成立年限（FiAg），用公司成立年限加1后的自然對數衡量；股權集中度（OwCo），用前十大股東持股比例衡量；董事會規模（BoSi），用董事會總人數的自然對數衡量。同時，本文還加入年份（Year）和企業（Firm）虛擬變量以控制年份和企業固定效應的影響。

⒌門檻變量

本文的門檻變量為債務擔保能力（DEA）。本文參考曾海艦和蘇冬蔚[43]的研究，用固定資產凈額占總資產的比重衡量。企業擁有的固定資產越多，擔保能力越強，獲得的信貸資源越多。

（三）模型構建

⒈基準模型

本文參照Haans等[44]對于U型關系的檢驗，分別構建解釋變量一次項的模型（1）和增加解釋變量二次項的模型（2），檢驗非金融企業金融化（Finae）與企業主業發展（Corpe）之間的倒U型關系。為了避免嚴重共線性問題，對非金融企業金融化進行中心化處理。

四、實證結果與分析

（一）描述性統計

表1為主要變量的描述性統計結果。由表1可知，企業主業發展（Corpe）的均值為0. 043，中位數為0. 040，最小值和最大值分別為-0. 260和0. 302，這表明企業間的主業發展具有顯著差異。企業主業發展（Corpe）的中位數小于其均值，且75%分位數處于樣本區間的中間位置，這表明大部分企業的主業發展水平較低。企業主業發展（Corpe）的25%分位數為0. 013，接近于0，最小值為負，這表明有近1/4的企業主業經營不善，也在一定程度上說明非金融企業存在金融化行為。非金融企業金融化（Finae）均值為0. 222，這表明非金融企業的金融資產占總資產的比重平均為1/5。非金融企業金融化的（Finae）最小值和最大值分別為0. 022和0. 742，這表明樣本企業均有不同程度的金融化行為，且金融化水平差距較大。非金融企業金融化（Finae）的中位數為0. 180，處于樣本區間的下半部分，這表明大部分樣本企業的金融化水平處于低位。

（二）相關性分析①

相關系數矩陣顯示，主要變量之間的相關系數均小于0. 500，這說明各變量不存在嚴重的多重共線性問題，變量選取具有一定的合理性。非金融企業金融化（Finae）、資本支出（Cap）、過度融資（EEFR）與企業主業發展（CorPe）存在顯著的相關關系，與本文的假設基本一致，變量之間的具體影響尚待進一步回歸分析。

（三）基準回歸分析

非金融企業金融化與企業主業發展的基準回歸結果如表2所示。為了避免企業層面的聚集效應影響回歸結果的穩健性，本文在企業層面進行Cluster處理。列（1）和列（3）沒有加入控制變量，列（2）和列（4）在加入控制變量后，解釋變量系數依舊顯著且符號方向一致，這說明本文控制變量選擇合理有效。列（2）回歸結果顯示，非金融企業金融化（Finae）的系數為0. 009，在5%水平上顯著，這說明非金融企業金融化對企業主業發展具有正向影響。列（3）回歸結果顯示，非金融企業金融化（Finae）的系數為0. 219，在1%水平上顯著，非金融企業金融化二次項（Finae2）的系數為-0. 195，在1%水平上顯著，這初步說明非金融企業金融化與企業主業發展存在倒U型關系。為了防止其他因素對結果的干擾，在列（4）中加入控制變量，進一步控制企業特征和其他影響企業主業發展的因素。列（4）回歸結果顯示，非金融企業金融化（Finae）的系數為0. 110，在1%水平上顯著，非金融企業金融化二次項（Finae2）的系數為-0. 151，在1%水平上顯著，這說明非金融企業金融化對企業主業發展產生先促進、后抑制的非線性影響。加入控制變量后，Rˉ2從0. 332變為0. 500，模型的擬合優度提高，模型的設定具有一定的穩健性。

參考Haans等[44]對U型關系的檢驗，Utest檢驗結果表明，曲線拐點為0. 364，在非金融企業金融化0. 022—0. 742的取值范圍內，并在5%水平上拒絕原假設，Slope結果表明，曲線左側斜率為0. 104，曲線右側斜率為-0. 114，非金融企業金融化與企業主業發展的倒U型關系成立。拐點為0. 364，在非金融企業金融化水平的75%分位數（0. 292）與最大值（0. 742）之間，這說明非金融企業金融化與企業主業發展的倒U型關系為左低右高、先升后降的非對稱關系，而非金融企業金融化的中位數為0. 180，拐點0. 364在其右側。相對于無金融化狀況，非金融企業金融化對大部分企業主業發展發揮正向邊際作用，金融化提高了企業資金的流動性并增加了經濟收益，一定程度上可以對沖企業資金風險，這說明適度的金融化對企業發揮正向作用，對企業主業發展的“蓄水池”效應提升作用持續體現。隨著企業金融化水平的逐漸上升，邊際貢獻隨之下降，伴隨著金融化水平的不斷上升，達到閾值后，非金融企業金融化與企業主業發展的關系在較短區間內發生由正到負的結構性轉變，“擠出”效應使得非金融企業金融化對企業主業發展起負向邊際作用，導致企業主業發展水平下降。因此，H1得到驗證。

（四）穩健性檢驗①

⒈滯后一期解釋變量

非金融企業金融化影響企業主業發展，但企業主業發展也可能影響非金融企業金融化水平，為了解決這種反向因果關系產生的內生性問題，本文對滯后一期的非金融企業金融化重新進行檢驗。回歸結果顯示，滯后一期的非金融企業金融化的系數為0. 106，在1%水平上顯著，滯后一期的非金融企業金融化二次項的系數為-0. 112，在1%水平上顯著，這表明非金融企業金融化導致企業主業發展水平改變。因此，在考慮了內生性后，研究結果的穩健性不發生改變。

⒉替換變量

本文通過采取其他方式衡量非金融企業金融化，檢驗結論是否保持一致。考慮到企業持有金融資產所獲得的利息和股息等收益是企業金融化產生企業“蓄水池”效應的體現，本文采用“（貨幣資金+應收利息+應收股利+可供出售金融資產+持有至到期投資+交易性金融資產+衍生金融產品+長期應收款）/總資產”作為非金融企業金融化的替換變量重新進行回歸。回歸結果表明，替換變量后，非金融企業金融化的系數為0. 115，在1%水平上顯著，非金融企業金融化二次項的系數為-0. 151，在1%水平上顯著，這說明上述研究結果穩健。

⒊工具變量

由于企業金融投資行為受眾多因素的影響，雖然本文已經在基準回歸中通過設定控制變量以降低遺漏變量引起的內生性問題，但出于穩健性考慮，進一步用工具變量檢驗模型中仍可能存在的內生性問題。本文參考萬良勇等[6]的做法，用滯后一期非金融企業金融化和滯后兩期非金融企業金融化為工具變量進行兩階段最小二乘法檢驗。Kleibergen？Paap rk LM Statistic結果表明，LM=1 158. 822，不可識別檢驗P值為0，拒絕原假設，即不存在識別不足問題。Kleibergen？Paap rk Wald F Statistic結果表明，F值=822. 339，大于所有臨界值，P值為0，拒絕原假設，即不存在弱工具變量問題。Hansen J Statistic的過度識別檢驗的χ2統計值為1. 107，P值為0. 575，大于0. 100，無法拒絕所有工具變量均外生的原假設。上述結果表明，滯后一期非金融企業金融化和滯后兩期非金融企業金融化作為工具變量有效。回歸結果顯示，非金融企業金融化一次項的系數在1%水平上顯著為正，非金融企業金融化二次項的系數在1%水平上顯著為負，這說明上文的研究結果依然穩健。

⒋Heckman兩階段模型

考慮到企業主業發展可能與企業某些特征有關，如具有適度金融化規模、較強盈利能力等特征的企業可能具有更好的主業發展能力，即本文解釋變量可能存在自選擇問題。對此，本文采用Heckman兩階段模型進行穩健性檢驗。第一階段，構建Probit模型計算逆米爾斯比率（IMR），在回歸方程加入排除約束性變量，同時控制回歸模型中的所有控制變量。第二階段，構建虛擬變量，非金融企業金融化大于均值時取值為1，否則為0。同時，將逆米爾斯比率（IMR）作為控制變量納入模型進行回歸。回歸結果顯示，非金融企業金融化的系數為0. 088，在5%水平下顯著，非金融企業金融化二次項的系數為-0. 113，在1%水平上顯著，且逆米爾斯比率（IMR）的系數不顯著，這說明模型不存在自選擇問題，結論保持穩健。

⒌系統GMM檢驗

考慮到傳統最小二乘法（OLS）的估計結果可能存在偏差。本文采用系統GMM方法進行參數估計，將所有解釋變量視為內生變量，并選取其滯后一期作為工具變量，同時將被解釋變量企業主業發展一階滯后項納入回歸方程。序列相關檢驗和Sargan檢驗結果顯示，隨機誤差項差分存在一階自相關，但不存在二階自相關，這表明模型隨機誤差項無自相關。Sargan檢驗無法拒絕所有工具變量有效的原假設。回歸結果顯示，企業主業發展一階滯后項的系數為0. 317，在10%水平上顯著，這說明上一期企業主業發展對當期企業主業發展具有正向影響。非金融企業金融化的系數為1. 049，在1%水平上顯著，非金融企業金融化二次項的系數為-1. 445，在1%水平上顯著，這說明上述研究結論仍然成立。

五、機制分析

（一）中介效應分析

非金融企業金融化通過資本支出影響企業主業發展中介效應的回歸結果如表3列（1）所示。列（1）回歸結果顯示，資本支出（Cap）的系數為-0. 011，在1%水平上顯著，這說明在非金融企業金融化與企業主業發展的關系中，資本支出發揮中介效應。非金融企業金融化確實會通過資本支出這一中介變量來影響企業主業發展，證明了資本支出在非金融企業金融化與企業主業發展的倒U型關系中具有中介效應，非金融企業金融化通過資本支出影響企業主業發展。因此，H2得到驗證。

（二）調節的中介效應分析

運用模型（5）進一步考察以過度融資（EEFR）為調節變量的調節中介效應，具體考察過度融資在非金融企業金融化與企業主業發展關系中的作用機制。過度融資對非金融企業金融化與企業主業發展關系的直接調節結果如表3列（2）所示。列（2）回歸結果顯示，過度融資（EEFR）與非金融企業金融化（Finae）交互項的系數為0. 205，在1%水平上顯著。過度融資（EEFR）與非金融企業金融化二次項（Finae2）交互項的系數為-0. 295，在1%水平上顯著，這說明過度融資對非金融企業金融化與企業主業發展的倒U型關系具有顯著的直接調節效應。因此，H3a得到驗證。過度融資對非金融企業金融化與資本支出的調節效應的回歸結果如表3列（3）所示。列（3）回歸結果顯示，非金融企業金融化的系數為-0. 031，在1%水平上顯著，這說明非金融企業金融化對資本支出產生負向影響。非金融企業金融化與過度融資交互項的系數為0. 017，在10%水平上顯著，這說明過度融資調節了非金融企業金融化對資本支出的負向影響，當過度融資水平較高時，過度融資弱化了非金融企業金融化對資本支出的影響，緩解了企業融資約束，滿足了企業資本支出對資金的需求，有效地保證了企業資本支出的投入，奠定了企業可持續發展的基礎，進而促進了企業主業發展。綜合前文分析，過度融資對非金融企業金融化與企業主業發展的倒U型關系所發揮的間接調節效應通過資本支出中介實現。因此，H3b得到驗證。

本文將過度融資按照25%分位數和75%分位數劃分為低過度融資調節和高過度融資調節，依據表3列（2）的回歸結果，過度融資對非金融企業金融化與企業主業發展的直接效應調節和間接效應調節的結果如圖1和圖2所示。由圖1可知，在沒有過度融資調節的情況下，非金融企業金融化與企業主業發展之間呈左低右高且先升后降的非對稱倒U型關系。當加入過度融資變量調節后，不同的過度融資水平在非金融企業金融化與企業主業發展的關系中呈現出不同程度的調節效應。在低過度融資調節的作用下，倒U型曲線拐點向左移動，曲線變得陡峭，這反映出過度融資強化了非金融企業金融化對企業主業發展的影響。而在高過度融資水平調節的作用下，拐點進一步向左上移動，呈現出左高右低且先升后降的非對稱倒U型。這說明隨著過度融資水平的提升，非金融企業金融化對企業主業發展的影響更加顯著。也就是說，當企業處于過度融資時，其對企業主業發展具有一定的正向邊際效用。隨著金融化水平的提高，企業主業發展能得到顯著的提升，但提升的邊際效用逐漸遞減。當金融化水平超過閾值后，最終會加大過度融資對企業主業發展的負向影響。企業借款作為一種外部融資方式，其持有水平直接影響企業財務狀況。在過度融資下，企業通過放貸或“金融掮客”等方式牟取利差，或通過購買理財產品投資金融資產等方式進行企業金融化，加劇了企業“脫實向虛”的金融化行為。企業維持一定的融資水平可以促進主業發展，而過度的超額融資則會放大金融化對企業主業發展影響的波動，帶來財務、管理和經營環境不確定性等一系列隱性成本，從而降低企業的經營效率，對企業主業發展產生負向影響。由圖2可知，當企業的過度融資水平處于低位時，非金融企業金融化對資本支出產生較大的“擠出”效應，間接調節效應直線較為陡峭；當企業的過度融資水平處于高位時，非金融企業金融化對資本支出的“擠出”效應減弱，間接調節效應直線較為平緩。

（三）企業債務擔保能力的門檻效應分析

本文以企業債務擔保能力為門檻變量的門檻效應檢驗結果如表4所示。由表4可知，自抽樣檢驗結果顯示單一門檻顯著，F值為50. 250，對應的P值為0. 000，雙重門檻不顯著。因此，本文以單一門檻模型進行分析。門檻值估計值為0. 463，據此將樣本企業分為低債務擔保能力（DEA≤46. 3%）和高債務擔保能力（DEA>46. 3%）兩種情況進行回歸。

門檻模型估計結果如表5所示。由表5可知，當企業債務擔保能力門檻值低于46. 3%時，非金融企業金融化對企業主業發展具有顯著的正向影響；當門檻值超過46. 3%后，非金融企業金融化對企業主業發展具有顯著的負向影響。這表明，當企業債務擔保能力低于門檻值時，企業存在較大的融資約束問題，非金融企業金融化具有明顯的“蓄水池”效應，對企業主業發展產生正向影響；而當企業債務擔保能力高于門檻值時，企業受到的融資約束較小，“蓄水池”效應不明顯，無法促進企業主業發展。

六、異質性分析

（一）產權性質異質性

林毅夫和李志赟[47]認為，國有企業具有預算軟約束的優勢。本文采用產權性質（State）虛擬變量進行分析，國有企業賦值為1，反之為0。Utest檢驗結果表明，非金融企業金融化與企業主業發展呈倒U型關系。國有企業組曲線的拐點為0. 423，在5%水平上顯著。Slope結果表明，①曲線左側斜率為0. 100，曲線右側斜率為-0. 080。產權性質異質性的回歸結果如表6列（1）—列（2）所示，回歸結果顯示，國有企業組中，非金融企業金融化（Finae）的系數為0. 105，在1%水平上顯著，非金融企業金融化二次項（Finae2）的系數為-0. 125，在1%水平上顯著。非國有企業組曲線的拐點為0. 323，在5%水平上顯著。Slope結果表明，曲線左側斜率為0. 091，曲線右側斜率為-0. 127。非國有企業組中，非金融企業金融化（Finae）的系數為0. 098，在1%水平上顯著，非金融企業金融化二次項（Finae2）的系數為-0. 151，在1%水平上顯著。這說明國有非金融企業金融化對企業主業發展的正向影響更大，曲線更陡峭，拐點右移，即國有非金融企業金融化對企業主業發展的“蓄水池”效應更大，而“擠出”效應更小。

（二）企業規模異質性

本文對企業規模（SIZE）變量進行二分位處理，企業規模高于行業中位數的為大規模企業，賦值為1，反之為0。Utest檢驗結果表明，小規模企業組曲線的拐點為0. 309，在5%水平上顯著。Slope結果表明，曲線左側斜率為0. 074，曲線右側斜率為-0. 113。企業規模異質性的回歸結果如表6列（3）—列（4）所示，回歸結果顯示，小規模企業組中，非金融企業金融化（Finae）的系數為0. 080，在1%水平上顯著，非金融企業金融化二次項（Finae2）的系數為-0. 130，在1%水平上顯著。大規模企業組曲線拐點為0. 448，在5%水平上顯著。Slope結果表明，曲線左側斜率為0. 093，曲線右側斜率為-0. 064。回歸結果顯示，大規模企業組中，非金融企業金融化（Finae）的系數為0. 098，在1%水平上顯著，非金融企業金融化二次項（Finae2）的系數為-0. 109，在1%水平上顯著。這說明小規模企業的金融化行為對企業主業發展的影響更大，曲線更陡峭，拐點左移。也就是說，相對于規模大的非金融企業，小規模非金融企業金融化對企業主業發展的“蓄水池”效應和“擠出”效應更強。

（三）行業競爭異質性

本文采用赫芬達爾指數（HHI）衡量行業競爭，構建虛擬變量。該指數反映企業所處行業的壟斷程度，高于行業中位數企業行業壟斷程度高，因而行業競爭程度低，賦值為1，反之為0。Utest檢驗結果表明，非金融企業金融化與企業主業發展依然呈倒U型關系，行業競爭程度低企業組曲線的拐點為0. 352，在5%水平上顯著。Slope結果表明，曲線左側斜率為0. 099，曲線右側斜率為-0. 117。行業競爭異質性的回歸結果如表6列（5）—列（6）所示，回歸結果顯示，行業競爭程度低企業組中，非金融企業金融化（Finae）的系數為0. 106，在1%水平上顯著，非金融企業金融化二次項（Finae2）的系數為-0. 150，在1%水平上顯著。行業競爭程度高企業組曲線的拐點為0. 385，在5%水平上顯著。Slope結果表明，曲線左側斜率為0. 125，曲線右側斜率為-0. 123。行業競爭程度高企業組中，非金融企業金融化（Finae）的系數為0. 133，在1%水平上顯著，非金融企業金融化二次項（Finae2）的系數為-0. 173，在1%水平上顯著。這說明當企業處于競爭程度高的行業時，非金融企業金融化對企業主業發展的正向影響更大，曲線更陡峭，拐點右移。也就是說，位于競爭充分行業的非金融企業金融化對企業主業發展擁有更強的“蓄水池”效應，而行業競爭程度低的非金融企業金融化對企業主業發展的“擠出”效應更強。

七、結論與建議

本文采用非線性模型和門檻模型，對2010—2020年中國A股非金融上市公司的平衡面板數據進行檢驗，探究了非金融企業金融化對企業主業發展的影響及作用機制。研究結果表明：第一，非金融企業金融化對企業主業發展具有正負兩個方面的影響，二者呈左低右高的非對稱的倒U型關系。非金融企業金融化水平較低時，其能發揮“蓄水池”效應從而正向影響企業主業發展；非金融企業金融化水平較高時，“擠出”效應占主導，其對企業主業發展的負向影響加大。第二，資本支出在非金融企業金融化與企業主業發展的倒U型關系中發揮中介效應。非金融企業金融化對資本支出具有顯著的負向影響，非金融企業金融化行為“擠出”了企業的資本支出，非金融企業金融化對企業主業發展的影響通過資本支出傳導。第三，過度融資能夠調節非金融企業金融化、資本支出與企業主業發展的關系。一方面，過度融資通過調節資本支出，間接影響企業主業發展；另一方面，過度融資能夠強化非金融企業金融化與企業主業發展的倒U型關系，使倒U型曲線的拐點左移，在通過“蓄水池”效應促進企業主業發展的同時也通過“擠出”效應負向影響企業主業發展，過度融資的調節進一步強化了實體經濟“脫實向虛”傾向。第四，基于債務擔保能力的視角，探討非金融企業金融化與企業主業發展非線性關系結構性變化的作用機制。在企業債務擔保能力的有效區間內，企業可以通過提升金融化水平促進主業發展，驗證了非金融企業金融化有效促進企業主業發展的適度邊界。企業債務擔保能力閾值的存在揭示了非金融企業金融化與企業主業發展倒U型關系的作用機制。低于企業債務擔保能力閾值時，非金融企業金融化體現為適度金融化行為，產生“蓄水池”效應。超過企業債務擔保能力閾值后，非金融企業金融化體現為過度金融化，產生“擠出”效應。第五，異質性分析表明，國有非金融企業金融化的“蓄水池”效應對于企業主業發展的正向影響更大。當金融化水平超過拐點后，在預算軟約束的影響下，過度金融化行為對國有非金融企業主業發展的負向影響有所減小。小規模非金融企業金融化相對于大規模非金融企業金融化對企業主業發展的“蓄水池”效應和“擠出”效應更強。行業競爭程度高的非金融企業金融化對企業主業發展的“蓄水池”效應更強，而行業競爭程度低的非金融企業過度金融化對企業主業發展的“擠出”效應更強。

基于以上結論，筆者提出如下建議：第一，在引導金融創新、發揮金融市場功能、豐富金融市場投資工具的同時，監管層要強化金融市場監管，警惕非金融企業過度金融化，著重提升非金融企業金融化的“蓄水池”效應，降低非金融企業金融化風險。通過金融市場機制確保企業充分發揮金融市場服務實體經濟的功能而非將其作為投機的場所，防止企業資金過度流向金融市場。避免實體經濟“脫實向虛”。通過政策引導，讓金融市場服務于實體經濟，確保有效發揮市場的金融資源配置功能，促進非金融企業金融化與實體經濟的協同發展。督促非金融企業回歸主業，促進主業發展，發揮“蓄水池”作用，進而增加主業創新投資。第二，企業應立足于自身主業的發展戰略，立足于與主業相關的經營和研發，正確處理主業發展與金融資產投資的關系，合理配置金融資產，避免過度金融化，把控并防范過度金融化風險，為企業主業發展保駕護航。

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How Does Financialization of Non‐Financial Enterprises Affect the Main Business of Enterprises

XING Tian-cai1，2， LI Xue1，SUO Bi-chen3

（1. School of Finance， Dongbei University of Finance and Economics， Dalian 116025， China； 2. Qingdao Financial Research Institute， Dongbei University of Finance and Economics， Qingdao 266105， China； 3. School of Pulic Administration， Dongbei University of Finance and Economics， Dalian 116025， China）

Summary：This paper constructs an enterprise financialization index based on the proportion of financial assets held by an enterprise in its total assets， and measures the development of the main business with the operating profit after excluding the income from financial investment of an enterprise. Taking China？s A？share listed companies from 2010 to 2020 as research samples， this paper explores the influence of the financialization of non？financial enterprises on the development of the enterprise？s main business It is found that moderate financialization behavior promotes the development of the main business， and there is a nonlinear inversed U？shaped relation between the two. Mechanism analysis shows that enterprise financialization affects the development of enterprise main business through capital expenditure， and excessive financing moderates the negative impact of enterprise financialization on capital expenditure. There is a threshold effect of debt guarantee ability on the influence of enterprise financialization on the development of main business， and it then verifies the moderate boundary of enterprise financialization behavior to effectively improve the main business from the perspective of debt guarantee ability. When the threshold value of enterprise debt is lower than 46.3%， enterprises have strong financing constraints. Enterprise financialization has an obvious “reservoir” effect on the development of enterprise main business， and has a positive impact on the development of enterprise main business. When the threshold value of enterprise debt is higher than 46.3%， the “reservoir” effect of enterprise financialization on the development of enterprise main business disappears， and the development of enterprise main business cannot be promoted. Sample regression results show that among state？owned enterprises （SOEs） and enterprises with high level of industrial competition， the “reservoir” effect of non？financial enterprises？ financialization on the development of enterprises？ main business is larger， but the “crowding out” effect is smaller. In small？scale enterprises， the “reservoir” effect and “crowding out” effect of the financialization of non？financial enterprises on the development of enterprises？ main business are greater.

Relevant research in this paper provides new ideas for strengthening the service function of finance for the real economy. It is necessary to strengthen supervision while guiding financial innovation to reduce the risk of enterprise financialization； to ensure through financial market mechanisms that enterprises fully use financial markets to serve entities rather than as venues for speculation； to maintain appropriate financial asset allocation of enterprises， follow their own development strategies， correctly handle the relation between main business development and financial asset investment， prevent “excessive financialization” and “shifting from real to virtual” enterprise behavior.

Key words： enterprise financialization； main business development of enterprises； capital expenditure； excessive fi？ nancing； debt guarantee ability

（責任編輯：巴紅靜）

[DOI]10.19654/j.cnki.cjwtyj.2023.12.007

[引用格式]邢天才，李雪，索碧晨.非金融企業金融化如何影響企業主業發展[J].財經問題研究，2023（12）：75-90.

① 相關性分析結果未在正文中列出，留存備索。

① 穩健性檢驗結果未在正文中列出，留存備索。

① Slope結果未在正文中列出，留存備索。