市場化水平、企業金融化與市場價值

張安軍，趙柳銳

（浙江財經大學 會計學院，浙江 杭州 310018）

一、引言

近年來我國配置金融資產的企業數量和企業金融資產占總資產的比重呈現不斷上升態勢，引起了一定的社會關注。Wind 數據顯示，我國非金融類上市公司金融資產持有量從2007年年末的13473億元增長到2017 年年末的20932 億元，其中非貨幣性金融資產增長速度快于貨幣性金融資產的增長速度。2016 年A 股共有767 家上市公司購買了7268.16億元理財產品，而2019 年A 股購買理財產品上市公司數量上升至1151 家，共計購買了1.34 萬億元理財產品，我國實體企業金融化程度在不斷上升。企業資產負債表中配置金融資產的比例越來越高，致使實體企業經營利潤越來越依賴于金融渠道而非生產制造領域的現象被稱為企業金融化[1-2]。目前學術界認為合理配置金融資產有利于實體企業緩解外部融資約束，增強資產流動性，補充實體投資需求不足等，從而起到一定程度“蓄水池”作用；但如果實體企業過度配置流動性較低而潛在風險回報率較高的金融資產，將可能會對企業實體產業經營產生“擠出”效應，并表現出資本套利性動機。

通過文獻梳理發現，以往學者主要從宏觀和微觀層面對企業金融化所產生的經濟后果進行了相關探討，然而并沒有得出一致的研究結論。企業作為市場經濟主體，以追求企業價值最大化或股東財富最大化為目標，而企業金融化作為一種資產配置方式和盈利手段，可能會對其資產負債結構和經營績效產生影響，并最終反映到市場價值表現上。同時企業作為市場經濟主體，其經營行為及經營結果除了受到企業內部治理因素的影響外，也受到外部市場環境因素等較大影響。地區市場化水平是現代企業經營過程中所面臨的重要外部市場治理因素，然而目前鮮有文獻基于地區市場化水平差異對實體企業金融化與市場價值之間的關系展開深入探討。本文以2011—2019 年我國滬深A 股非金融類上市公司為研究樣本，實證檢驗企業金融化對企業市場價值的影響，并且進一步探討不同地區市場化水平對前兩者之間關系是否存在影響差異，目的在于回答如下問題：（1）非金融類企業大量配置金融資產是否有利于幫助企業改善實體經營并提升企業市場價值？（2）不同地區市場化水平是否會對企業金融化與企業市場價值之間的關系產生顯著調節效應？本文的實證檢驗結果將回應上述研究問題。

本文的邊際貢獻可能有以下三方面。

（1）基于中國地區市場化水平差異，檢驗發現地區市場化水平與企業金融化程度對企業市場價值存在顯著交互影響，深化了地區市場化水平對企業金融資產配置的經濟后果能起重要市場調節作用的認識，并提供了該調節治理作用的微觀經驗證據。

（2）檢驗了特殊類金融資產“投資性房地產”以及短期與長期金融資產對企業市場價值帶來的影響差異，回應了理論和實務界關于企業大量配置“投資性房地產”類金融資產，以及配置不同流動性的金融資產是否有助于提升企業市場價值的問題，豐富了企業金融資產不同配置結構所造成的經濟后果的相關文獻。

（3）以往學者對企業金融化與企業價值或市場價值之間關系的研究較少，盡管有個別學者從宏觀經濟因素視角探討了企業金融化對企業價值的微觀影響后果[3]，但仍有很大的研究空間。本文從地區市場化視角，探討了地區市場化水平對企業金融化行為的影響，有助于了解宏觀市場化改革政策對微觀經濟實體的影響路徑，豐富拓展了相關研究文獻。研究結論為企業合理配置金融資產、政府部門繼續優化地區市場化制度環境、資本市場投資者理性決策等，提供了一定的經驗借鑒。

二、文獻綜述

企業金融化在宏觀層面可解釋為非金融企業金融渠道獲利占總營業利潤的比值日益增加的現象[4]，而實體企業金融化則是經濟金融化在企業層面的微觀表現，是對經濟金融化研究的一種細化和延伸，其主要表現為企業利潤增長更多來源于金融活動而非通過商品貿易和生產途徑進行積累[1]。企業金融化一直是學者們非常關注的話題，當前關于企業金融化的研究主要集中于企業金融化的影響成因與企業金融化所產生的經濟后果兩個方面，其中關于企業金融化經濟后果的研究主要從宏觀與微觀兩個層面展開。

在宏觀層面，大多數學者認為過度金融化將會使得產業重心從實體經濟部門轉向虛擬經濟部門，形成產業空心化并會給經濟體系帶來負面影響[5-7]。有些學者認為過度金融化可能會降低經濟增長速度，使經濟自動穩定性功能下降[8]，加劇不平等和不安全感，造成人才錯配及社會信用下降[9]，導致企業減少公共物品供給且增長率下降[10]，增加經濟系統脆弱性，并增加金融危機發生的可能性[11]。還有研究發現，我國金融市場發展相對滯后，可能會產生信貸資源配置的結構性“歧視”，這將直接影響經濟結構的失衡[12]。有學者研究認為經濟金融化會顯著抑制企業固定資產投資，導致企業投資偏好改變以及抵押擔保能力下降[13]。有學者從金融穩定的視角研究發現企業金融化顯著負向影響金融穩定，驗證了“實體金融化→金融穩定”的風險傳導機制[14]。另有學者從失業率及收入分配視角研究發現金融化大約會提升2%的失業率[15]，而通過抑制非金融企業金融化有助于增強收入分配公平[16]。但也有部分學者研究發現金融深化會顯著提升地區生產率等正向積極影響[17]。

在微觀層面，當前關于企業金融化所產生的經濟后果主要存在三種不同觀點。第一種觀點從企業創新能力、全要素生產率、實業投資率、股價崩盤風險以及長期業績等視角進行研究，認為企業金融化會對企業實體經營或市場表現產生負面影響[3，18-27]。第二種觀點從緩解企業外部融資約束、補充實業投資資金所需、提升企業生產效率、降低杠桿水平、提高經濟增加值回報率、提高風險承擔水平和企業短期業績等視角進行研究，發現實體企業金融化發揮的作用不完全是負面效應，反而可能會帶來積極影響[17，28-33]。第三種觀點從企業市場價值或公司績效等視角進行研究，認為實體企業金融化與企業市場價值存在一定的非線性關系。如有學者以2010—2017 年A 股上市公司為研究樣本，實證研究發現企業金融化與企業市場價值呈現倒“U”形關系，當企業金融資產占總資產比重在約25%以內時，企業金融化與企業市場價值表現呈正相關關系，如果超過25%則呈現負相關關系[34]。另有證據發現不同企業金融化適度水平不同，過度金融化會對企業價值產生負向影響[35]。也有學者從公司績效視角研究發現短期金融資產持有對企業績效會產生正向影響，長期金融資產持有對企業績效會產生負向影響，但在總體上企業金融化對企業績效主要表現為負向影響[36]，且經過四大會計師事務所審計和提高信息透明度等能顯著改善或扭轉企業金融化對企業長期業績的影響[37]。還有學者從企業創新視角研究，發現企業金融化與創新投入之間呈現倒“U”形關系[38]。

綜上發現，以往學者基于不同視角對于企業金融化所產生的經濟后果進行研究，無論在宏觀還是微觀層面都沒有得出相一致的結論。企業作為市場經濟主體，以追求企業價值最大化或股東財富最大化為目標，而企業金融化作為一種資產配置方式和盈利手段，可能會對企業資產負債結構和經營績效產生影響，并反映到企業市場價值表現上。同時企業作為市場經營主體，其經營行為及經營結果除了受到公司內部治理因素影響之外，亦受到外部市場環境等因素較大影響。現實中企業大量配置金融資產可能并非出于非理智的投資行為，而是對外界制度環境做出的一種理性投資選擇[39]，而企業市場價值是市場投資者根據企業當前經營投資狀況和所面臨的外部市場環境變化所做出的綜合預期反應。地區市場化水平是影響企業投資選擇行為以及經濟后果的重要外部市場治理因素，對企業投資行為的研究有必要將企業所處的外部市場化制度環境考慮進來，否則可能會得出不一致甚至是錯誤的研究結論。然而，目前鮮有學者從地區市場化水平差異視角來深入探討企業金融化對企業市場價值等經濟后果所帶來的調節影響。本文實證檢驗了企業金融化與企業市場價值之間的影響關系，以及不同地區市場化水平對該關系所帶來的影響，有助于深化對外部市場化水平與企業金融資產配置關系的重要認識，并彌補以往研究文獻的不足。

三、理論分析與研究假設

金融化形成的“虛擬經濟”對應于“實體經濟”，企業進行金融資產或經營資產的投資選擇，看重兩者的投資回報率之差[40]。企業投資金融資產的主要出發點可能并非為了生產經營所需，而多為牟取短期投資利益。金融機構在資金放貸時對項目的“趨利避害”會導致風險性較高的創新項目缺少資金支持，對于研發依賴性強的產業存在不利影響，從而降低全要素生產率[41]。企業金融化對全要素生產率的負向影響主要體現在企業金融化會降低實體企業投資和削弱企業內部創新能力[42]。較高的全要素生產率和企業創新能力是企業能在行業中站穩腳跟并保持持續發展的保障，如果管理者著眼于短期利益，將大量資金用于金融性資產投資，容易造成企業主業資金緊張、研發創新投入不足，從而對實業投資形成一定“擠出”效應，而企業主業發展不穩定容易導致未來經營的不確定性風險上升，最終會損害企業長期發展利益。由此本文提出假設1a。

假設1a：企業金融化程度越高，越不利于提升企業市場價值。

雖然很多學者對企業金融化行為提出了批評意見，但也有學者通過研究得出企業金融化在一定程度上能起到“蓄水池”作用，有利于緩解企業外部融資約束，提升企業經營績效等結論。首先，從金融資產具有較好流動性和變現能力等特征考量，較高金融資產持有率反映了企業較強融資能力和較高資產價值，可以減輕對外部融資的依賴[43]，且金融資產較強的流動性可以在企業實業投資時提供資金補充[28]，而這個作用在面臨外部沖擊時體現得更為明顯[44]；其次，從長遠戰略考慮，企業在總資產中持有部分金融資產并作為以備“不時之需”的儲備，在資金短缺時用于獲取資金或能將金融投資獲得的收益“反哺”給實業投資，始終以實業經營為主，金融獲利為輔，此時企業金融化對實業投資則可能起到一種促進作用；再次，實體企業在進行金融股權投資時如果能實現產融結合，則有益于提升企業自身的競爭力[45-46]。企業金融化雖然可能因“資本套利動機”損害實體產業，但在企業持有一定量金融資產前提下，將金融化和實體發展相結合，也能起到降低經營風險、穩定企業收益、提高企業競爭力的作用，從而對企業整體經營發展起到正向推動作用。有研究發現企業金融化與企業價值存在倒“U”形關系，當企業金融資產占企業總資產的比重在約25%以內時，企業金融化與企業價值呈現正相關關系，而當超過25%時則會有損企業價值[34]。當前我國上市公司平均金融化率（約6%）遠小于這一臨界標準，因此企業金融化對企業市場價值的影響并不一定都是負面的，企業配置一定程度的金融資產甚至可能會對企業市場價值起到正面積極影響。由此本文提出假設1b。

假設1b：企業金融化程度越高，越有利于提升企業市場價值。

實體企業金融化的主要方式為購買市場化程度較高的資管類金融產品，該類產品具有一定的風險屬性，因此企業金融化本身就屬于市場化行為[31]。隨著地區金融市場化程度提升，金融機構之間的競爭會更加激烈，金融產品高收益、高風險的匹配關系更加明顯，從而有助于降低金融資產與實體資產投資收益率之間的差距，并減弱了企業想通過配置金融資產以謀求高收益率的動機；而地區金融市場化程度的提升也緩解了企業面臨的外部融資約束，從而降低了企業配置金融資產的需求。有研究認為區域市場化程度越高，對經理人行為的約束和監督越強，管理者在做出金融化行為決策時考慮的因素會更為全面，從而減少了企業經理人的非理性投資行為[47]。另有研究得出，產品與要素市場化程度提升也增強了企業管理者投資實業資產的信心，同時亦增強了資本市場本身對實業經營的市場價值反映功能和市場投資者投資于經營業績優秀實體企業的市場信心，緩解了金融資產對實業資產的“擠出”效應[48]。因此，地區市場化水平作為重要的外部環境治理因素，會影響到企業內部金融資產配置決策選擇行為，并最終影響到企業市場價值。由此提出假設2。

假設2：隨著地區市場化水平的提升，企業金融化與企業市場價值之間的正相關關系將會受到削弱。

四、研究設計

（一）變量定義

1.被解釋變量

借鑒相關研究[49-50]，通過托賓Q 值來衡量企業市場價值。Tobin Q 目前被國內外學者廣泛用于衡量企業市場價值，Q 值越高則意味著市場投資者越看好該企業，給予該企業的市場估值水平越高。Tobin Q=企業總資本的市場價值/企業總資本的重置成本。其中，企業總資本的市場價值為公司股權市場價值+公司負債賬面價值。公司股權市場價值=A股收盤價×A 股流通股數+B 股收盤價×人民幣外匯牌價×B股流通股數+（總股數-A股流通股數-B股流通股數）×每股凈資產。此處參考已有學者的做法[50]，非流通股價值采用每股凈資產來近似替代，同時通過總資產的賬面價值近似替代公司的重置成本。

2.解釋變量

借鑒相關研究[18，29]，從資產科目衡量：企業金融化程度=（金融資產/總資產）×100%。其中，金融資產包括資產負債表中的交易性金融資產、衍生金融資產、買入返售金融資產、發放貸款及墊款凈額、長期債權投資凈額、可供出售金融資產凈額、持有至到期投資凈額、投資性房地產凈額、長期股權投資等科目，再加上企業委托貸款及理財、信托余額。需要說明的是，貨幣資金本身是金融資產，但考慮到企業的貨幣資金更多出于經營性目的，其數目非企業能夠直接控制，不像其他金融資產是企業主動進行金融投資形成的，因此基于保守性原則，本文并未將其包括在金融資產中。因此本文借鑒以往學者的方法進行定義：企業金融化程度（Fin）=（交易性金融資產+衍生金融資產+買入返售金融資產+發放貸款及墊款凈額+長期債權投資凈額+可供出售金融資產凈額+持有至到期投資凈額+投資性房地產凈額+委托貸款及理財、信托余額+長期股權投資凈值）/期末總資產。

有研究表明貨幣供應量、利息政策、信貸波動和股價都會對房地產價格造成影響，并認為房地產是特殊的金融資產，且在企業金融資產中占有重要地位[51]。但另有學者認為由于投資性房地產周期長、流動性較差且存在較高信息不對稱性等，不應歸為金融類資產[40]。鑒于不同學者存在觀點分歧，為了穩健性考慮，本文將企業金融化程度分別定義為Fin1=（金融資產總和-投資性房地產）/期末總資產，Fin2=投資性房地產/期末總資產，以進一步考查特殊金融資產即投資性房地產對研究結果可能產生的干擾影響并進行穩健性檢驗。

3.調節變量

地區市場化水平根據上市公司注冊地所在省份的年度市場化程度指數來衡量。地區年度市場化水平指數來自《中國分省份市場化指數報告（2021）》[52]，目前國內許多學者借鑒了該報告發表的研究指數。值得說明的是，該市場化指數報告對我國31 個省份（不含西藏自治區及港、澳、臺地區）市場化指數的核算僅統計到2019 年，考慮后續年份模擬計算數值存在偏差，故本文所有數據截至2019年。

4.控制變量

參考相關文獻[21，53]，本文分別控制了以下影響因素：企業總資產規模（Lnasset）、財務杠桿水平（Lev）、成長機會（Growth）、盈利能力（Roa）、股權集中度（First）、董事會規模（Lnboard）、獨立董事比例（Outdir）、是否兩職合一（Dual）、管理層持股比例（Mshare）以及公司上市年限（Lnage），同時還分別控制了企業所在的行業效應（Industry）、年度效應（Year）和個體。主要變量定義如表1所示。

表1 主要變量定義

（二）模型構建

為了檢驗上述研究假設1與假設2，本文構建了如下計量模型：

模型（1）中，MarketValue 表示企業市場價值，根據前文變量定義，主要通過TobinQ 值來衡量；Fin 表示企業金融化程度；Index表示企業所在地區的市場化水平指數；C_Fin×C_Index 表示企業金融化程度與地區市場化水平的交互項，如果企業金融化程度對企業市場價值的影響關系因地區市場化水平不同而表現差異，根據前文假設2，則交互項系數β3應顯著為負，其中C_Fin 和C_Index 分別表示對企業金融化程度和市場化水平進行了去中心化處理，從而使得β1與β2能夠具有一定的獨立解釋能力；其他影響企業市場價值的控制變量參見表1；∑Industry 和∑Year 分別表示控制企業所在的行業效應和年度效應。

（三）樣本選擇與描述性統計

以2011—2019 年滬深A 股上市公司為初始樣本，為了使樣本數據更加有效，本文還進行了如下篩選：（1）剔除金融類樣本公司；（2）剔除ST、PT、ST*類樣本公司；（3）剔除存在B 股、H 股的樣本公司，以避免不同資本市場的影響；（4）剔除審計報告不是標準無保留意見的公司；（5）剔除存在數據異常、缺失和資不抵債的公司。經過以上條件篩選，本文最終得到8649 個公司—年度觀測值所構成的面板數據。以上樣本數據主要來自國泰安（CSMAR）數據庫，部分缺失數據則通過Wind 數據庫以及巨潮資訊網上市公司年報中查找并進行手動補齊。為了避免數據極端值的影響，對連續型變量進行了上下1%的Winsorize縮尾處理。

最終，描述性統計結果如表2 所示：Market Value 的平均值（中位數）為2.007（1.590），表示全部樣本企業市場價值占重置成本的平均值（中位數）的2.007（1.590）倍，最小值和最大值分別為0.882 和7.885，標準差為1.203，表明樣本企業市場價值相差較大。Fin 的平均值（中位數）為0.060（0.026），表示全部樣本企業金融化程度的平均值（中位數）為6%（2.6%），表明我國上市公司企業金融化程度總體上相對較低。Index 的平均值（中位數）為8.438（8.7），表示全部樣本所在地區的市場化水平指數的平均值（中位數）為8.438 分（8.7 分），標準差為1.793 分，表明不同城市的市場化水平差異很大。SOE的平均值（中位數）為0.305（0），表示樣本企業中國有控股企業所占比例的平均值（中位數）為30.5%（0%），這與我國上市公司大樣本統計結果總體相符合。其他變量的描述性統計如表2 所示。同時，經檢驗變量之間不存在高度的相關性，所以模型（1）中不存在嚴重的多重共線性問題。

表2 描述性統計特征

五、實證結果與分析①本文根據實證設計進行分析，結論供參考。

（一）企業金融化與地區市場化水平交互項對企業市場價值的影響

表3 報告了最終檢驗結果。從全樣本回歸結果第（1）列得知，Fin的估計系數在1%水平上顯著大于0，估計系數值為0.860，表明企業金融化與企業市場價值在1%水平上顯著正相關。由于我國上市公司在樣本期間整體金融化水平相對較低，尚未達到前人研究的25%的拐點，因此企業金融化程度越高，則越有利于提升企業市場價值，本文假設1b 成立；從全樣本回歸結果第（4）列得知，Fin 的估計系數在1%水平上顯著大于0，估計系數值為0.919，表明企業金融化與企業市場價值在1%水平上顯著正相關，即企業金融化程度越高，則越有利于提升企業市場價值；Index 的估計系數在1%水平上顯著大于0，估計系數值為0.067，表明企業所在地區市場化水平越高，則越有利于提升企業市場價值；C_Fin×C_Index 的估計系數在1%水平上顯著小于0，表明隨著地區市場化水平提升，企業金融化程度與企業市場價值之間的正相關程度將會受到削弱，即表明企業金融化程度與地區市場化水平之間存在顯著的替代效應。

表3 基本回歸檢驗

由于房地產企業具有高杠桿經營特征，部分學者認為房地產企業在一定程度上具有金融類企業屬性特征[29，50，54-55]。為了避免房地產企業其金融類特征對研究結果造成干擾影響，本文剔除了房地產企業樣本并對剩下樣本重新進行了穩健性檢驗。從表3 中第（5）列回歸結果發現，Fin 的估計系數在1%水平上顯著大于0，而且估計系數絕對值（0.986）要大于全樣本估計系數絕對值（0.919），表明非房地產企業金融化程度與企業市場價值之間的正相關程度更顯著；Index的估計系數在1%水平上顯著正相關，關系解釋同上；C_Fin×C_Index的估計系數在1%水平上顯著小于0，證明對于非房地產企業，隨著地區市場化水平的提高，企業金融化與企業市場價值之間的正相關程度將會受到削弱。

與此同時，本文進一步檢驗了房地產企業金融化程度對房地產企業市場價值可能造成的影響，以對上述檢驗結果進行佐證。結果如表3 中第（6）列所示，Fin、Index 和C_Fin×C_Index 的估計系數均不顯著，表明房地產企業金融資產的配置對其市場價值不存在顯著影響，進一步證實了前面的檢驗結論。因此，假設2得以驗證。

（二）穩健性檢驗

本文進一步考慮了特殊金融資產“投資性房地產”對企業金融化程度衡量可能造成的干擾影響，并重新定義了企業金融化程度Fin1 和Fin2，具體見前文變量定義，并重新運用模型（1）進行檢驗，表4 報告了最終檢驗結果。

表4 穩健性檢驗（一）

從表4 中第（1）列回歸結果發現，Fin1 的估計系數均在1%水平上顯著大于0，且Fin1估計系數絕對值（1.080）要明顯大于表3 第（4）列中Fin 估計系數絕對值（0.919），表明無論是剔除還是保留特殊金融資產“投資性房地產”所定義的企業金融化程度與企業市場價值均在1%水平上顯著正相關，但剔除“投資性房地產”后定義的企業金融化程度與企業市場價值的正相關程度更加顯著。Index 估計系數均在1%水平上顯著正相關，這與前文的回歸結果相一致。C_Fin1×C_Index的估計系數在1%水平上顯著為負，表明剔除特殊金融資產“投資性房地產”后重新定義的企業金融化程度與企業市場價值之間的正相關程度亦隨著地區市場化水平的提升而受到削弱，這與前文的研究結論相一致。

從表4 中第（2）列回歸結果發現，Fin2 的估計系數不顯著，即Fin2 與企業市場價值不存在顯著正向影響關系，表明非金融類企業中特殊金融資產“投資性房地產”與企業市場價值并沒有顯著的相關影響。Index 的估計系數均在1%水平上顯著正相關，這與前文的回歸結果相一致。C_Fin2×C_Index 的估計系數不顯著，即地區市場化水平與Fin2 不會對企業市場價值產生顯著的交互影響。

與此同時，鑒于房地產行業的特殊性，本文進一步對Fin1 與企業市場價值之間的關系進行了行業分組檢驗。表4 中第（3）列—第（6）列報告了最終檢驗結果，從非房地產行業分組檢驗結果發現，Fin1的估計系數在1%水平上顯著大于0，表明對于主營業務不是房地產業務的企業，剔除“投資性房地產”后定義的企業金融化程度與企業市場價值更相關；對于房地產行業的企業，Fin1的估計系數不顯著，即沒有證據表明剔除“投資性房地產”的金融資產在總資產中的占比高低會對房地產企業市場價值產生顯著影響。

另外，通過第（4）列和第（6）列發現，Fin2 以及Fin2與市場化水平的交互項對非房地產企業和房地產企業的市場價值影響并不明顯。

同時，考慮到2015年和2018年我國股票市場出現股價比較極端的情況，為了避免這兩年股價大幅波動對研究結果產生影響，本文剔除了2015 年和2018 年的數據并重復上述檢驗過程，結果如表5 第（1）列—第（3）列所示，同樣發現與前文的研究結論相一致。由于部分學者對長期股權投資是否算作非金融企業的金融資產存在爭議，本文還通過剔除金融資產中長期股權投資凈值、將金融資產劃分為長期金融資產和短期金融資產等來進行穩健性檢驗，如表5 和表6 所示。由表5 第（4）列—第（6）列發現，研究結果依然支持了前述研究結論。

表5 穩健性檢驗（二）

表6 穩健性檢驗（三）

與此同時，本文進一步按資產負債表中流動資產與非流動資產分類將企業金融資產劃分為短期金融資產與長期金融資產，并分別定義為企業短期金融化程度（Fin_short）和長期金融化程度（Fin_long），并重復上述檢驗過程，結果如表6 所示。研究發現，無論是短期金融化程度還是長期金融化程度，均與前述研究結論相一致，但相比之下，長期金融化程度以及其與市場化水平的交互項對企業市場價值的影響程度與顯著性水平更強，表明企業配置長期性金融資產更有利于發揮“蓄水池”作用從而持久“反哺”實業經營，并有利于提升企業市場價值。這進一步驗證了本文研究結論的穩定性。

（三）內生性檢驗

企業管理者可能會根據企業市場價值變化來調整企業的金融資產配置行為，也可能會根據企業市場價值變化而選擇性地在市場化水平較高地區經營。如中部地區、西部地區一些發展較好的企業可能會選擇將企業總部或部分核心業務轉移到東部發達地區經營等。為了避免模型中可能存在的內生性問題等，本文還進行了如下檢驗。

本文分別以企業所在地大型銀行網點數、企業金融化的一階滯后項作為企業金融化的工具變量。首先，企業所在地區的大型銀行網點數越多，一般意味著該地區的金融市場服務程度越高，這可能會影響到當地企業金融資產的配置選擇行為。其次，地區銀行網點數一般與地區企業市場價值多少沒有必然的聯系，企業市場價值是市場投資者對企業當前經營狀況與未來發展預期進行綜合考量的選擇結果。因此，用地區市場化程度的一階滯后項（LFin）作為地區市場化指數的工具變量，并重復上述檢驗過程。如表7 第（1）列—第（2）列所示，工具變量大型銀行網點數在第一階段的回歸系數在10%的水平上顯著為正，表明隨著該地區大型銀行網點數的增加，企業金融化程度會提高，滿足工具變量的相關性原則。同時從第二階段的回歸中可以看出，C_Fin×C_Index 的估計系數仍然顯著為負，Fin 的估計系數為正但在統計意義上不顯著，整體與基準回歸結果相近。通過工具變量檢驗得出企業金融化與市場價值之間的關系不顯著的原因可能是由于隨著數字金融的發展，大型銀行網點數量在逐漸減少，對于企業金融化程度的擬合值可能會存在一些偏差。如表7 第（3）列—第（4）列所示，企業金融化程度的滯后一期（LFin）對企業市場價值的影響不顯著，這是因為根據有效市場假說，我國資本市場經過近30多年的發展已基本處于半強勢市場，股價會隨著公開信息快速做出反應，因此上年度的金融化程度會在當年股價中及時得到反映，而上年度的金融化行為直到今年才對股價產生反應可能就不符合市場實情。其他研究結果仍然支持上述研究結論。同時，本文通過使用傾向得分匹配法（PSM）緩解了可能存在的樣本選擇偏差問題，如表7 第（5）列所示，研究結果與前文發現基本一致，進一步驗證了本文結論的可靠性。

（四）異質性檢驗

1.考查企業所有權性質的影響差異

為了進一步考查企業產權性質對上述研究結論可能造成的影響差異，本文將全部樣本企業根據其所有權性質劃分為國有企業和非國有企業，其中國有企業共得到2637 個樣本觀測值，占全部樣本觀測值的30.49%；非國有企業共得到6012 個樣本觀測值，占全部樣本觀測值的69.51%，其中非國有企業中絕大部分為民營企業。

最終，分組檢驗結果如表8 所示。對于國有企業，如第（1）列所示，Fin 的估計系數不顯著，Index 的估計系數也不顯著，C_Fin×C_Index 的估計系數在5%的顯著性水平上小于0，但沒有證據表明國有企業金融化程度與企業市場價值之間存在顯著影響關系。對于非國有企業，如第（2）列所示，Fin的估計系數在1%水平上顯著大于0，Index 的估計系數也在1%的顯著性水平上大于0，而C_Fin×C_Index 的估計系數在1%的水平上顯著為負，表明非國有企業金融化程度越高，則越有利于提升企業市場價值，且該正相關程度將隨著地區市場化水平的提升而受到削弱。以上研究結論表明企業金融化程度與地區市場化水平對企業市場價值的交互影響主要存在于非國有企業之中。在我國，國有企業經營除了以利潤最大化為目標外，同時還可能承擔更多的社會目標等，相比非國有企業，其企業金融化與地區市場化水平對企業市場價值的影響不明顯；而非國有企業多為中小民營企業，在企業融資、政府補貼以及行業競爭方面處于相對弱勢，一定程度上的企業金融化可能會起到“蓄水池”作用并“反哺”企業實業經營從而提升企業市場價值，而地區市場化水平的提升亦可以改善民營企業經營環境并對企業金融化起到一定的替代效應。

2.考查企業融資約束程度的影響差異

本文進一步考查了企業面臨不同融資約束程度對上述研究結論可能造成的影響差異，具體參照SA指數法測量了企業的相對融資約束程度[56]，根據年度—行業內企業面臨的融資約束程度的中位數將樣本企業劃分為融資約束程度較高的企業和融資約束程度較低的企業。

如表8 第（4）列所示，對于融資約束程度較高的企業，Fin 的估計系數在1%水平上顯著為正，Index的估計系數也在1%的顯著性水平上顯著為正，C_Fin×C_Index 的估計系數在1%的水平上顯著為負；對于融資約束程度較低的企業，如第（3）列所示，Fin的估計系數在5%水平上顯著為正，Index的估計系數在10%的水平上顯著為正，但C_Fin×C_Index的估計系數不顯著。以上結果表明，企業金融化與市場化水平對市場價值的影響在融資約束不同的企業中都存在，但在融資約束程度較高的企業中估計系數的絕對值更大，顯著性水平更高。融資約束程度較高的企業可能面臨一定程度資金短缺壓力，而企業金融化可以發揮一定程度的預防性儲蓄動機需求作用，并通過金融資產“反哺”實業經營而提升企業市場價值，同時市場化水平較高的地區可以改善企業外部融資市場環境并有利于提升企業市場價值。本文對交乘項還進行了似無相關分組檢驗，證明了在企業融資約束程度不同的情況下，交乘項的系數存在顯著的組間差異。

3.考查媒體關注度的影響差異

本文進一步考查了媒體關注度對上述研究結論可能造成的影響差異，本文從CNRDS數據庫中獲取了2011—2019 年全部樣本企業的媒體關注度數據，根據年度—行業將全部樣本企業按照媒體關注程度中位數劃分為關注度較低的企業和關注度較高的企業。

表9 第（1）列—第（2）列報告了媒體關注度高低的相應分組檢驗結果。對于媒體關注度較低的企業，如列（1）所示，Fin 的估計系數在5%水平上顯著正相關，Index 的估計系數不顯著，而C_Fin×C_Index 的估計系數在1%的水平上顯著負相關；對于媒體關注度較高的企業，如第（2）列所示，Fin的估計系數在1%水平上顯著正相關，Index 的估計系數也在1%水平上顯著正相關，但C_Fin×C_Index的估計系數不顯著。以上結果表明，企業金融化對市場價值的正向影響在媒體關注度較低與較高的企業中均存在，但企業金融化與市場化水平的交互影響主要存在于媒體關注度較低的企業當中。對于財務業績相對優良或行業競爭地位相對較高的企業容易受到媒體關注，該類企業一般財務狀況相對較好，實施一定程度的金融化容易得到市場投資者認可而提升企業市場價值；對于財務業績相對普通或行業競爭地位不突出的企業則不容易受到媒體關注，該類企業財務狀況相對一般甚至較差，而面臨的外部融資約束相對較高，實施一定程度的金融化并發揮“蓄水池”作用亦能提升企業市場價值，但該正向效應將隨著所在地區市場化水平的提升而受到抑制。

表9 考查媒體關注度和機構投資者持股比例的影響差異檢驗

4.考查機構投資者持股比例的影響差異

本文進一步考查了機構投資者持股比例對上述研究結論可能造成的影響差異，具體從CSMAR數據庫中獲取相關公司機構投資者持股比例的全部信息，根據年度—行業將全部樣本企業按照機構投資者持股比例從大到小的排序將所有樣本劃分為高、中、低三類。

由表9 第（3）列—第（5）列可知，對于機構投資者持股比例較低的企業，Fin 的估計系數在5%的水平上顯著正相關，Index 的估計系數不顯著，而C_Fin×C_Index 的估計系數在5%的水平上顯著為負；對于機構投資者持股比例中等的企業，Fin 以及C_Fin×C_Index 的估計系數不顯著；對于機構投資者持股比例較高的企業，Fin 的估計系數在5%的水平上顯著為正，Index 與C_Fin×C_Index 的估計系數不顯著。以上結果表明，企業金融化以及企業金融化與市場化水平對企業市場價值的交互影響主要存在于機構投資者持股比例較低的企業中。機構投資者作為資本市場中資金實力、研究團隊、信息資源等的優勢方，一般會青睞于投資具備行業競爭優勢且業績比較優秀的企業，而該類企業一般主業比較突出且多位于東部等市場化水平較高地區，同時該類企業一般財務狀況較好，一定程度的企業金融化容易受到市場投資者認可從而有利于提升企業市場價值；而對于主業業績不突出且行業競爭優勢不明顯的企業，一般不太受機構投資者青睞，該類企業財務狀況一般相對普通甚至較差，一定程度的企業金融化可以發揮“蓄水池”作用從而有利于提升企業市場價值，但該正相關關系將隨著地區市場化水平的提升而受到抑制。

六、研究結論與啟示

近年來我國資本市場中配置金融資產的企業數量和企業金融資產占比呈現不斷攀升態勢，并引起了一定的社會關注。現有文獻主要從宏觀與微觀兩個層面對企業金融化所產生的經濟后果進行了探討，然而并沒有得到一致的研究結論。地區市場化水平作為現代企業經營決策中面臨的重要外部市場環境治理因素，將會影響到企業金融資產配置選擇行為，然而目前鮮有文獻基于不同地區市場化水平差異下對企業金融化與企業市場價值之間關系展開深入實證探討。本文以2011—2019 年我國滬深A股非金融類上市公司為研究樣本，實證檢驗了企業金融化對企業市場價值的影響，并且探討了我國不同地區市場化水平對該關系所造成的影響差異。研究結果發現：企業金融化程度越高，則越有利于提升企業市場價值，但該正相關程度隨著地區市場化水平的上升而受到削弱。上述研究結論經過一系列穩健性檢驗后依然保持成立。進一步檢驗發現，上述影響關系主要存在于非房地產企業、非國有企業，以及融資約束程度較高、媒體關注度較低及機構投資者持股比例較低的企業之中。這表明對于我國非國有類非房地產企業，在市場化水平較低地區適量增加金融資產持有比例可以起到一定程度的“蓄水池”作用并有利于提升企業市場價值，而在市場化水平較高地區，金融資產配置程度越高則會抑制企業市場價值。

本文研究結論深化了地區市場化水平對企業金融資產配置的經濟后果能起重要市場調節作用的認識，并提供了該調節作用的微觀經驗證據，豐富了企業金融化經濟后果的相關文獻，為我國企業合理配置不同類型金融資產，政府部門繼續完善優化地區市場化制度環境水平，以及資本市場投資者理性決策等有一定的啟示。

首先，當前我國實體企業的整體金融化程度相比歐美發達國家相對較低，我國民營企業可在不影響主營業務經營的前提下適當提高企業金融資產，尤其是長期性金融資產的配置比例，將有利于改善企業實體經營等并有助于提升企業市場價值。但仍須區分房地產類與非房地產類企業，我國房地產類企業配置大量金融資產可能不利于提升其市場價值，當前我國正出臺一系列利好房地產業發展的政策措施，房地產企業可抓住政策有利時機，將主要資產配置于房地產主營業務并努力提升企業績效來提升市場價值；非房地產類企業如果配置大量投資性房地產亦將無助于提升其市場價值，反而會對實體投資形成一定“擠出”效應，從而可能帶來企業主業市場競爭力下降和市值下跌的風險。

其次，應重視地區市場化水平對于提升企業市場價值的積極影響，針對我國不同地區市場化水平差異較大的現實情況，要積極推動地區市場化制度環境改革，并從產品市場、要素市場、中介組織的服務水平，法律法規的健全完善，以及建立地區多層次資本市場并完善資本市場基礎設施等方面來提升地區市場化水平。降低地區之間市場化發展“不平衡不充分”的矛盾，仍然是當前及未來一段時期經濟改革治理的重要方向。

再次，資本市場投資者需要認識到民營非房地產類企業合理配置一定數量的金融資產并非“不務正業”，而會對企業實業經營和市場價值產生一定的積極影響。但投資者仍須仔細甄別企業財務報表中不同類型金融資產配置結構及其所帶來的經濟后果差異，如短期金融資產、長期金融資產、投資性房地產以及長期股權投資和債權投資等金融資產對主業經營所帶來的影響差異，同時關注各類金融資產投資所帶來的歷史回報率差異，進行綜合權衡、理性決策以獲得滿意的市場投資回報。