黃賢環(huán)， 王 瑤 ， 王少華

（山西財經(jīng)大學(xué) 會計學(xué)院，山西 太原 030006）

一、 引 言

伴隨我國宏觀經(jīng)濟下行趨勢與經(jīng)濟轉(zhuǎn)型發(fā)展，一方面實體企業(yè)產(chǎn)能過剩、需求嚴重不足愈發(fā)突出，越來越多的企業(yè)傾向于持有具有高回報的金融資產(chǎn)；另一方面我國企業(yè)普遍存在融資約束現(xiàn)象，而金融機構(gòu)將資金投資于金融產(chǎn)品，使得資金在金融機構(gòu)體內(nèi)循環(huán)，并沒有為實體企業(yè)提供資金支持，反而抑制了實體企業(yè)的發(fā)展。與主業(yè)投資回報周期較長且投入成本較高不同，理性的經(jīng)營者由于逐利動機的驅(qū)使，在投資過程中更愿意將資金配置于高收益的金融資產(chǎn)（杜勇等，2017）。我國實體企業(yè)在不同程度上持有金融資產(chǎn)，并且越來越表現(xiàn)出金融化趨勢。所謂的金融化是指實體企業(yè)在資本逐利動機或資金管理動機下，偏離主業(yè)，將本該投向技術(shù)創(chuàng)新、新產(chǎn)品研發(fā)、固定資產(chǎn)更新改造等的主業(yè)投資資金投向金融資產(chǎn)，其主要表現(xiàn)是實體企業(yè)資產(chǎn)負債表結(jié)構(gòu)中金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重不斷上升，以及企業(yè)利潤來源主要來自于金融渠道的獲利（劉貫春，2017）。事實上，出于資金管理動機的金融化行為帶來的危害相對較小。因為在資金管理動機下，實體企業(yè)將企業(yè)閑置資金配置于金融領(lǐng)域以獲取金融投資帶來的高收益，在未來企業(yè)業(yè)績下滑時，能夠以金融資產(chǎn)投資收益平滑企業(yè)業(yè)績；同時，資金管理動機下的金融化行為是一種資金儲備活動，在實體企業(yè)未來主業(yè)發(fā)展急需資金或到期債務(wù)急需償還時能夠以金融資產(chǎn)收益或者通過變現(xiàn)金融資產(chǎn)滿足資金需求（許罡和朱衛(wèi)東，2017）。因此，對于資金管理動機下適度的金融化是允許的，也是值得提倡的。然而，出于逐利動機下的過度金融化行為不僅會對微觀企業(yè)產(chǎn)生不良影響，還會對宏觀經(jīng)濟和社會發(fā)展產(chǎn)生影響。過度金融化實質(zhì)是實體企業(yè)出于逐利動機，在投資決策過程中出現(xiàn)的資源誤配行為，會嚴重擠壓主業(yè)投資資金，抑制實體企業(yè)創(chuàng)新投入，進而導(dǎo)致未來主業(yè)業(yè)績下降；同時，過度金融化會擠出實業(yè)投資，影響生產(chǎn)資料價格，也可能導(dǎo)致失業(yè)現(xiàn)象，影響社會穩(wěn)定（Orhangazi，2008；Seo等，2012；陳彥斌和劉哲希，2017；杜勇等，2017）。因此，針對當前我國存在的實體企業(yè)金融化行為，應(yīng)將關(guān)注的重點放在過度金融化行為上，而不應(yīng)將實體企業(yè)金融化視為同質(zhì)化行為。

事實上，實體企業(yè)金融化行為與其自身財務(wù)狀況和經(jīng)營效果有關(guān)。研究發(fā)現(xiàn)，高業(yè)績與低業(yè)績公司都傾向于持有金融資產(chǎn)，但是各自動機不一，高業(yè)績公司表現(xiàn)為“富余效應(yīng)”，而低業(yè)績公司則表現(xiàn)為“替代效應(yīng)”（宋軍和陸旸，2015）。這一研究從橫向的靜態(tài)角度刻畫出不同業(yè)績公司在金融化行為上的差異，然而，實體企業(yè)金融化行為會伴隨其自身財務(wù)狀況和經(jīng)營業(yè)績的變化而變化。那么對于業(yè)績上升和業(yè)績下滑實體企業(yè)由于業(yè)績變化的異質(zhì)性，其金融化行為會有什么樣的差異呢？導(dǎo)致其過度金融化差異的路徑又可能是什么呢？本文選擇2008-2016年我國滬深A(yù)股上市公司作為研究樣本，運用OLS回歸擬合出樣本公司最優(yōu)金融化水平，進而實證檢驗業(yè)績上升與業(yè)績下滑實體企業(yè)過度金融化行為差異。研究表明，相對于業(yè)績下滑實體企業(yè)，業(yè)績上升實體企業(yè)過度金融化的概率更高。進一步地，本文得出業(yè)績上升實體企業(yè)更可能出現(xiàn)過度金融化的兩條路徑：一是“業(yè)績上升——財務(wù)風(fēng)險——過度金融化”，也即業(yè)績上升實體企業(yè)面臨的財務(wù)風(fēng)險更低，使其具有更高的意愿和能力過度金融化；二是“業(yè)績上升——融資約束——過度金融化”，也即業(yè)績上升實體企業(yè)自身面臨的融資約束較低，具有更加充裕的資金和融資渠道滿足過度金融化所需資金。

本文可能的貢獻在于：（1）在我國實體企業(yè)紛紛不同程度地持有金融資產(chǎn)，很可能存在過度金融化和脫實向虛風(fēng)險的背景下，與現(xiàn)有文獻將實體企業(yè)金融化作為同質(zhì)化行為研究其動因以及經(jīng)濟后果不同（Orhangazi，2008；Seo等，2012；Gleadle等，2014；羅來軍等，2016；胡奕明等，2017），本文將實體企業(yè)金融化作為異質(zhì)性行為，認為實體企業(yè)存在最優(yōu)或者目標金融化水平，應(yīng)該區(qū)分對待不同程度的金融化行為。本文采用OLS擬合出樣本實體企業(yè)最優(yōu)金融化水平，從企業(yè)金融化行為中分離出過度金融化行為，并將研究的重點放在過度金融化行為上，有利于更加合理地解釋我國實體企業(yè)金融化現(xiàn)象，并區(qū)別對待不同程度金融化行為，而非一味地將金融化視為負面行為。（2）與現(xiàn)有文獻僅從靜態(tài)角度考察企業(yè)業(yè)績高低與金融化程度之間的關(guān)系不同（宋軍和陸旸，2015；杜勇等，2017），本文從動態(tài)角度考慮業(yè)績變化的異質(zhì)性，實證分析業(yè)績上升與業(yè)績下滑實體企業(yè)過度金融化行為的差異，能夠從動態(tài)視角分析實體企業(yè)過度金融化現(xiàn)象，拓寬金融化研究視角，并進一步豐富金融化相關(guān)理論。（3）通過運用中介效應(yīng)模型對業(yè)績變化異質(zhì)性與過度金融化之間的作用機制進行檢驗，揭示了業(yè)績上升實體企業(yè)更可能過度金融化的兩條路徑：一是業(yè)績上升企業(yè)面臨更低的財務(wù)風(fēng)險，從而具有更高的概率進行過度金融化；二是業(yè)績上升企業(yè)面臨的融資約束更低，使其擁有更多的資金和融資渠道用于金融資產(chǎn)配置，從而更可能出現(xiàn)過度金融化。這就能夠有效地揭示業(yè)績變化異質(zhì)性與過度金融化之間的作用機理和更深層次的邏輯，有利于反映二者之間關(guān)系的復(fù)雜性和內(nèi)隱性，同時為理解業(yè)績上升實體企業(yè)更可能過度金融化提供必要的中間環(huán)節(jié)。（4）將實體企業(yè)劃分為業(yè)績上升與業(yè)績下滑實體企業(yè)，考察其過度金融化行為的差異，能夠為我國宏觀經(jīng)濟管理部門分類監(jiān)管過度金融化行為和預(yù)防脫實向虛風(fēng)險提供必要的借鑒；同時，有利于實體企業(yè)在經(jīng)營管理過程中合理依據(jù)自身業(yè)績變化掌握金融化程度，以便更好地發(fā)揮金融化在促進企業(yè)發(fā)展中的積極作用。

二、 文獻綜述

對實體企業(yè)金融化趨勢這一現(xiàn)象的研究成為當前一項重要的課題。關(guān)于實體企業(yè)金融化的研究主要圍繞金融化產(chǎn)生的動因和金融化帶來的經(jīng)濟后果等方面。在金融化動因研究方面，高業(yè)績與低業(yè)績公司都傾向于持有金融資產(chǎn)，但各自動機不一，前者表現(xiàn)為“富余效應(yīng)”，而后者表現(xiàn)為“替代效應(yīng)”（宋軍和陸旸，2015）。由于資本的逐利性、惡劣的實業(yè)環(huán)境和發(fā)展滯后的金融市場，在金融和房地產(chǎn)高暴利的驅(qū)使下，實體企業(yè)通過各種方式進入這兩個領(lǐng)域，能夠獲取更高的收益（Orhangazi，2008）。房地產(chǎn)領(lǐng)域相對價格的上升，導(dǎo)致了資產(chǎn)價格上漲預(yù)期，市場受樂觀預(yù)期的驅(qū)動會顯著增加資產(chǎn)的購買規(guī)模，并減少對實體經(jīng)濟的投資，產(chǎn)生“資本擠出效應(yīng)”（陳彥斌和劉哲希，2017）。而勞動力成本提高、落后產(chǎn)業(yè)產(chǎn)能過剩、繁冗的稅費等因素擠壓了實體經(jīng)濟盈利空間，導(dǎo)致經(jīng)濟脫實向虛（周密和劉秉鐮，2017）。企業(yè)對交易性金融資產(chǎn)和現(xiàn)金的配置主要出于“蓄水池”動機，表現(xiàn)為預(yù)防儲備目的，而對現(xiàn)金以外的金融資產(chǎn)的配置主要是出于“替代”動機（楊箏等，2017；胡奕明等，2017）。此外，經(jīng)濟政策的不確定性不僅影響企業(yè)金融資產(chǎn)配置的總量，而且會影響金融資產(chǎn)配置的結(jié)構(gòu)，并抑制企業(yè)金融化趨勢（彭俞超等，2018）。

在金融化經(jīng)濟后果研究方面，金融化導(dǎo)致虛擬經(jīng)濟從實體經(jīng)濟中吸走資金，使資金仍留在虛擬經(jīng)濟中空轉(zhuǎn)，導(dǎo)致區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展不平衡（羅來軍等，2016）。雖然金融化提升了企業(yè)股票股息和投機者的資本積累（Trivedi，2014），但實業(yè)金融化不但不能改變金融資源錯配，還可能影響實體企業(yè)金融環(huán)境（張慕瀕和孫亞瓊，2014）。例如，顯著弱化貨幣政策提振實體經(jīng)濟的效果，抑制實業(yè)投資，造成虛擬經(jīng)濟過度膨脹（張成思和張步曇，2016）。過度金融化加劇了“去工業(yè)化”與資產(chǎn)泡沫化的矛盾，削弱了制造業(yè)發(fā)展基礎(chǔ)，導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)“空心化”，擠出了企業(yè)創(chuàng)新投資（Orhangazi，2008；Seo等，2012）。實體企業(yè)金融化顯著降低了當期企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投入（劉貫春，2017），金融渠道獲利抑制了企業(yè)創(chuàng)新（Gleadle等，2014），損害了未來主業(yè)業(yè)績（杜勇等，2017）；同時，實體企業(yè)金融化程度越高，越是加劇了企業(yè)財務(wù)風(fēng)險（黃賢環(huán)等，2018）。然而，Smith和Stulz（1985）、Stulz（1996）研究發(fā)現(xiàn)，金融資產(chǎn)配置產(chǎn)生的“蓄水池效應(yīng)”，使企業(yè)能夠通過出售金融資產(chǎn)降低企業(yè)財務(wù)困境，改善資產(chǎn)負債表，進而有利于企業(yè)再融資。吳軍和陳麗萍（2018）也認為，實體企業(yè)金融化程度的提高，對其充分利用資金、增加收益、調(diào)結(jié)構(gòu)、降杠桿起到積極作用。

綜上，已有研究可能存在以下不足：其一，現(xiàn)有文獻考察了實體企業(yè)金融化的動機或原因以及經(jīng)濟后果，但都將實體企業(yè)金融化作為同質(zhì)性行為。事實上，實體企業(yè)金融化應(yīng)該具有一個最優(yōu)水平，也即按照金融化程度不同應(yīng)區(qū)分為金融化不足、最優(yōu)金融化和過度金融化，且金融化的這三種情形帶來的宏觀和微觀層面后果存在差異。只有過度金融化行為才會給實體企業(yè)和宏觀經(jīng)濟帶來較嚴重的負面影響。因此，有必要從實體企業(yè)金融化行為中分離出過度金融化行為，以便更好地、有針對性地預(yù)防過度金融化行為帶來的負面影響。其二，雖然現(xiàn)有文獻已經(jīng)注意到無論高業(yè)績還是低業(yè)績實體企業(yè)都表現(xiàn)出金融化趨勢，但實體企業(yè)金融化行為會伴隨自身財務(wù)狀況和經(jīng)營狀況發(fā)生動態(tài)變化，前后期業(yè)績的上升或者下滑都可能影響實體企業(yè)金融資產(chǎn)投資決策，而這一現(xiàn)象卻沒有文獻加以關(guān)注。若僅僅考察靜態(tài)業(yè)績背景下實體企業(yè)金融化的表現(xiàn)，難以全面反映實體企業(yè)在業(yè)績變化差異下金融化行為的差異。其三，雖然現(xiàn)有研究考察了逐利動機和替代動機下金融化的經(jīng)濟后果，但更多的是考慮變量間直接關(guān)系或相關(guān)關(guān)系，缺少對金融化深層次邏輯或作用路徑的研究。因此，在我國積極防范實體企業(yè)金融化導(dǎo)致系統(tǒng)性重大風(fēng)險的背景下，研究實體企業(yè)業(yè)績變化的異質(zhì)性對過度金融化行為的影響，并采用中介效應(yīng)模型檢驗其中的作用機制有著重要的理論和現(xiàn)實意義。

三、 理論分析與研究假設(shè)

伴隨我國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型發(fā)展以及金融市場的繁榮，越來越多的企業(yè)出于逐利動機，紛紛投資金融理財產(chǎn)品以及類金融產(chǎn)品，以獲取更高的收益。與實體企業(yè)主業(yè)投入周期相對較長、產(chǎn)能過剩、市場需求空間壓縮、回報率下降不同（杜勇等，2017），對金融資產(chǎn)的投資，其回報周期相對較短，且具有活躍的交易市場可以及時變現(xiàn)，從而更好地滿足企業(yè)發(fā)展過程中所需資金（許罡和朱衛(wèi)東，2017）。實體企業(yè)金融化表現(xiàn)為兩個方面：一是實體企業(yè)偏離主業(yè)發(fā)展，將資金投向高風(fēng)險、高報酬的金融和房地產(chǎn)行業(yè)；二是在實體企業(yè)的收益來源中，金融渠道獲利占據(jù)較高的比重（劉貫春，2017）。因此，現(xiàn)有文獻發(fā)現(xiàn)，實體企業(yè)金融化很可能帶來兩種截然不同的效果，也即“蓄水池效應(yīng)”和“擠出效應(yīng)”。其中，“蓄水池效應(yīng)”認為，實體企業(yè)將資金投向金融和房地產(chǎn)行業(yè)表現(xiàn)為資金儲備動機。實體企業(yè)持有金融資產(chǎn)主要是因為金融資產(chǎn)具有活躍的交易市場、變現(xiàn)速度快、獲利能力強、持有時間相對較短，能夠在未來實體企業(yè)需要資金時及時變現(xiàn)以滿足經(jīng)營發(fā)展所需資金。根據(jù)資金管理理論，對金融資產(chǎn)的配置能夠為實體企業(yè)增加必要的財務(wù)緩沖器，在未來發(fā)生財務(wù)風(fēng)險或財務(wù)困境時能夠?qū)⒔鹑谫Y產(chǎn)變現(xiàn)以應(yīng)對財務(wù)困境（許罡和朱衛(wèi)東，2017）。金融化成為當前實體企業(yè)投資的一種趨勢，而在這一趨勢下，不同企業(yè)可能表現(xiàn)出不同的動機。對于業(yè)績狀況不同的企業(yè)，已有研究發(fā)現(xiàn)，高業(yè)績與低業(yè)績公司都傾向于持有金融資產(chǎn)，前者表現(xiàn)出“富余效應(yīng)”，而后者則是一種“替代效應(yīng)”（宋軍和陸旸，2015）。過度金融化是實體企業(yè)出于逐利動機，超出企業(yè)財務(wù)資金限度，將本該屬于技術(shù)創(chuàng)新、產(chǎn)品研發(fā)以及固定資產(chǎn)更新改造的主業(yè)投資資金投資于金融領(lǐng)域，本質(zhì)上是一種資金錯配的行為。由于企業(yè)財務(wù)狀況直接影響資金配置決策，包括對投資項目選擇和對投資金額以及投資方向的影響，對于業(yè)績變化異質(zhì)性的實體企業(yè)，在金融化行為上也可能表現(xiàn)出差異。

從過度金融化的資金支持角度看，相對于業(yè)績下滑實體企業(yè)，業(yè)績上升實體企業(yè)具有更好的盈利能力。而盈利作為企業(yè)的經(jīng)營管理目標，是企業(yè)發(fā)展的物質(zhì)基礎(chǔ)，也是企業(yè)償還債務(wù)的重要保障。作為企業(yè)的債權(quán)人非?？粗仄髽I(yè)盈利能力，若企業(yè)盈利能力越高，其債務(wù)償還越有保障，債權(quán)人對債務(wù)資金違約的顧慮更小，也更愿意將資金提供給企業(yè)，這就會使其面臨的融資約束相對較輕。因此，相對于業(yè)績下滑實體企業(yè)，業(yè)績上升實體企業(yè)能夠以更加便捷的速度和更低的融資成本從外部金融機構(gòu)獲取信貸資金以滿足金融資產(chǎn)配置所需資金（王冀寧和陳之超，2010）。這就使得業(yè)績上升企業(yè)不僅可以依靠自有資金進行金融資產(chǎn)配置，還能借助外部信貸資金持有金融資產(chǎn)。從金融資產(chǎn)配置的動機看，實體企業(yè)持有金融資產(chǎn)很可能產(chǎn)生“蓄水池效應(yīng)”和“替代效應(yīng)”，而絕大部分實體企業(yè)持有金融資產(chǎn)主要是出于逐利性動機，而非資金管理動機（Orhangazi，2008；Seo等，2012；杜勇等，2017）。在主業(yè)投資成本較高、回報較慢且回報率較低的環(huán)境下，業(yè)績上升的實體企業(yè)作為理性經(jīng)濟人，出于逐利動機很可能不愿將剩余收益投向新產(chǎn)品研發(fā)和設(shè)備更新等，而是具有更強的動機進行多元化投資，尤其更傾向于將閑置資金投向于高報酬的金融領(lǐng)域，以獲取更大的收益，從而更可能表現(xiàn)出過度金融化的現(xiàn)象（杜勇等，2017；黃賢環(huán)等，2018）。從企業(yè)面臨的財務(wù)狀況來看，業(yè)績上升實體企業(yè)意味著盈利能力較高且經(jīng)營狀況相對較好，具有更好的物質(zhì)基礎(chǔ)用于償還債務(wù)，面臨財務(wù)困境的可能性更低。在財務(wù)風(fēng)險相對較低的環(huán)境下，實體企業(yè)對金融化損失所帶來的財務(wù)沖擊以及可能導(dǎo)致企業(yè)無法持續(xù)經(jīng)營的顧忌相對較小，這就使業(yè)績上升實體企業(yè)擁有更好的財務(wù)能力和投資意愿進行過度金融化。綜上，相對于業(yè)績下滑實體企業(yè)，業(yè)績上升實體企業(yè)過度金融化的概率可能更高。

由于存在業(yè)績變化異質(zhì)性，業(yè)績下滑企業(yè)與業(yè)績上升企業(yè)金融化行為表現(xiàn)出差異。從金融資產(chǎn)的配置動機看，與技術(shù)創(chuàng)新、新產(chǎn)品研發(fā)以及購置新設(shè)備或?qū)＠夹g(shù)等主業(yè)投資成本較高、回報較慢、周期較長不同（杜勇等，2017；黃賢環(huán)等，2018），實體企業(yè)金融化可能帶來“蓄水池效應(yīng)”。由于金融資產(chǎn)自身變現(xiàn)能力強，具有更高的收益，實體企業(yè)能夠在短時間內(nèi)獲取金融資產(chǎn)帶來的投資收益（許罡和朱衛(wèi)東，2017）。而相對于業(yè)績上升實體企業(yè)，業(yè)績下滑企業(yè)未來發(fā)展前景不明，經(jīng)營狀況和財務(wù)狀況可能存在惡化的趨勢；同時，業(yè)績下滑可能意味著主業(yè)發(fā)展面臨困境，發(fā)展?jié)摿Σ蛔?，或者處于產(chǎn)業(yè)周期的衰退期，面臨轉(zhuǎn)型發(fā)展的瓶頸。為了維持業(yè)績上升或者保持原來業(yè)績水平，業(yè)績下滑企業(yè)更可能傾向于金融化以平滑企業(yè)業(yè)績。從公司治理角度看，由于企業(yè)內(nèi)部存在所有權(quán)人與經(jīng)理人之間的代理問題，現(xiàn)代公司制下越來越多的企業(yè)實施與業(yè)績掛鉤的高管薪酬激勵機制。經(jīng)理人員為實現(xiàn)既定或更高的薪酬待遇，就須在聘期內(nèi)努力實現(xiàn)業(yè)績目標，這就可能導(dǎo)致經(jīng)理人員在聘期內(nèi)存在短視行為（黃賢環(huán)，2016）。因此，相對于業(yè)績上升實體企業(yè)，業(yè)績下滑實體企業(yè)經(jīng)理人員更可能為了完成業(yè)績目標或扭虧為盈，孤注一擲地將資金投向于回報快、回報率高的金融資產(chǎn)，以彌補主業(yè)虧損（杜勇等，2017）。這就使得業(yè)績下滑企業(yè)相對于業(yè)績上升企業(yè)具有更強的動機配置金融資產(chǎn)，從而表現(xiàn)出過度金融化現(xiàn)象。綜上分析，提出以下競爭性假設(shè)：

假設(shè)1a：相對于業(yè)績下滑企業(yè)，業(yè)績上升企業(yè)更容易過度金融化。

假設(shè)1b：相對于業(yè)績上升企業(yè)，業(yè)績下滑企業(yè)更容易過度金融化。

四、 研究設(shè)計

（一）樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本文以2008-2016年我國滬深A(yù)股上市公司為研究樣本，考察業(yè)績上升與業(yè)績下滑實體企業(yè)過度金融化行為的差異。由于本文計算最優(yōu)金融化水平時需要采用滯后一期的數(shù)據(jù)，而考慮到我國2006年新修訂了企業(yè)會計準則，2007年開始采用新會計準則，因此本文研究數(shù)據(jù)區(qū)間事實上是從2007年開始的。為符合研究需要，本文對樣本年度數(shù)據(jù)做了以下處理：（1）刪除數(shù)據(jù)缺失的樣本；（2）刪除異常值；（3）刪除資產(chǎn)負債率大于1的樣本；（4）刪除ST類樣本；（5）刪除歸屬于金融和房地產(chǎn)行業(yè)樣本。經(jīng)過以上處理，本文最終獲得了8 561個年度樣本觀測值。此外，為了緩解數(shù)據(jù)極端值的影響，對相關(guān)連續(xù)型變量進行上下1%分位縮尾處理。本文數(shù)據(jù)主要來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，并采用Stata13進行數(shù)據(jù)處理。

（二）關(guān)鍵變量測度

1. 過度金融化的測度

實體企業(yè)金融化程度需通過金融資產(chǎn)配置加以反映，因此，本文借鑒Demir（2009）、張成思和張步曇（2016）、王紅建等（2017）的研究，將交易性金融資產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)、持有至到期投資、發(fā)放貸款及墊款、衍生金融工具、長期股權(quán)投資、投資性房地產(chǎn)納入金融資產(chǎn)范疇。實體企業(yè)金融化涉及企業(yè)投資決策和投資方向，實質(zhì)上是企業(yè)將主業(yè)發(fā)展資金投向于投資性房地產(chǎn)和金融理財產(chǎn)品等虛擬經(jīng)濟領(lǐng)域，是一種投資行為，而這種投資行為需要把握一個度。對于任何一家實體企業(yè)，在一定時期內(nèi)可用資金是有限的，持有一定的金融資產(chǎn)符合企業(yè)財務(wù)管理的需要，但對金融資產(chǎn)的配置不能毫無限制，過度持有金融資產(chǎn)反而會影響企業(yè)主業(yè)發(fā)展，進而影響企業(yè)可持續(xù)發(fā)展。對于任何一家實體企業(yè)都應(yīng)存在一個最優(yōu)金融化水平。實體企業(yè)金融化主要通過其自身金融資產(chǎn)投資水平反映，雖受到來自宏觀、中觀和微觀等方面因素的影響，但作為一種投資行為歸結(jié)起來主要受企業(yè)特征的影響，包括企業(yè)自身規(guī)模、年齡、現(xiàn)金流狀況、償債能力、成長能力、盈利能力以及前期金融資產(chǎn)配置情況等的影響（Richardson，2006）。因此，本文借鑒Richardson（2006）構(gòu)建非效率投資的思想，構(gòu)建以下模型擬合出實體企業(yè)最優(yōu)金融化水平：

其中Finit表示實體企業(yè)當期金融化程度，通過“（交易性金融資產(chǎn)+可供出售金融資產(chǎn)凈額+持有至到期投資凈額+發(fā)放貸款及墊款凈額+衍生金融工具+長期股權(quán)投資+投資性房地產(chǎn)凈額）/資產(chǎn)總額”計算所得。Finit-1表示實體企業(yè)上期金融化程度；Growthit-1表示實體企業(yè)成長能力，以上期營業(yè)收入增長率表示；Levit-1表示企業(yè)財務(wù)桿杠，以上期資產(chǎn)負債率表示；Cfit-1表示企業(yè)現(xiàn)金流狀況，以上期經(jīng)營現(xiàn)金凈流量表示；Sizeit-1表示企業(yè)規(guī)模，以上期資產(chǎn)總額取自然對數(shù)表示；Ageit-1表示企業(yè)上市年限，以Ln[（上期年份?上市年份）+1]計算所得；Roait-1表示企業(yè)盈利能力，以上期總資產(chǎn)報酬率表示；Industry、Year分別表示行業(yè)和年度虛擬變量。

本文對模型（1）采用OLS回歸擬合出實體企業(yè)最優(yōu)金融化水平，然后以實際金融化水平減去最優(yōu)金融化水平得到實體企業(yè)過度金融化程度指標Exfin，其值越大表明過度金融化的可能性越大；同時，設(shè)置實體企業(yè)過度金融化虛擬變量Exfin_dummy反映是否過度金融化，當回歸結(jié)果殘差大于0時表示存在過度金融化，Exfin_dummy取值為1，否則取值為0。

2. 業(yè)績上升與業(yè)績下滑的判斷

企業(yè)業(yè)績包括會計業(yè)績和市場業(yè)績，前者主要通過利潤指標反映，包括總資產(chǎn)報酬率（Roa）和凈資產(chǎn)收益率（Roe），而后者一般用托賓Q值或股票價格反映。其中，總資產(chǎn)報酬率反映每一單位資產(chǎn)能夠創(chuàng)造的凈利潤，是用來反映企業(yè)經(jīng)營業(yè)績的重要指標；凈資產(chǎn)收益率則反映每一單位凈資產(chǎn)所創(chuàng)造的凈利潤。不可否認，對于任何一家上市公司而言，其利潤指標都存在盈余管理的可能性。但是，由于我國資本市場并不發(fā)達，市場信息并不透明，在嚴重的信息不對稱情況下，人為干預(yù)資本市場交易、操縱股價的做空或做多行為經(jīng)常發(fā)生；同時，很多企業(yè)股票存在被嚴重低估或高估的現(xiàn)象。因此，采用托賓Q或股票價格并不能很好地反映企業(yè)真實業(yè)績。相比之下，采用會計利潤Roa、Roe進行反映，具有一定的合理性。這是因為，企業(yè)進行盈余管理的方式包括應(yīng)計盈余管理和真實盈余管理。而即便企業(yè)存在應(yīng)計盈余管理行為，審計機構(gòu)和稅務(wù)機構(gòu)能夠很好地識別出來，要求企業(yè)進行財報重述；而縱然是真實盈余管理，在當前公司治理不斷完善，內(nèi)部審計功能不斷健全的環(huán)境下，真實盈余管理也在一定程度上能夠被發(fā)現(xiàn)。因此，本文借鑒王新等（2015）的研究采用總資產(chǎn)報酬率（Roa）和凈資產(chǎn)收益率（Roe）反映企業(yè)業(yè)績水平。

本文旨在考察實體企業(yè)業(yè)績變化異質(zhì)性與過度金融化的關(guān)系，在測度企業(yè)業(yè)績水平時采用總資產(chǎn)報酬率（Roa）加以衡量。當考察期業(yè)績相對于上一期業(yè)績有所上升時，業(yè)績變化指標Incrroa取值為1，否則取值為0。值得注意的是，當期業(yè)績與上一期業(yè)績相等時，由于企業(yè)生產(chǎn)成本、經(jīng)營管理成本的上升以及通貨膨脹等因素的影響，實質(zhì)上企業(yè)是存在業(yè)績下滑的。因此，當期業(yè)績與上一期業(yè)績相等時，業(yè)績變化指標Incrroa也取值為0。穩(wěn)健性檢驗時采用凈資產(chǎn)收益率（Roe）替換總資產(chǎn)報酬率（Roa）重新進行檢驗。

（三）模型設(shè)計

借鑒胡奕明等（2017）、彭俞超等（2018）的研究，本文控制了實體企業(yè)財務(wù)狀況、公司治理狀況、外部宏觀環(huán)境等因素，設(shè)計以下實證模型：

其中，α0為常數(shù)項，ε為干擾項；Incrroait反映業(yè)績變化情況。Controls為控制變量集合，包括：實體企業(yè)上期金融化水平（Finit-1），其值越大，表明金融化程度越高；企業(yè)成長能力（Growth），其值越大，表明成長能力越強；企業(yè)財務(wù)杠桿水平（Lev），其值越大，表明財務(wù)風(fēng)險越高；企業(yè)現(xiàn)金流狀況（Cf），其值越大，反映企業(yè)現(xiàn)金流越充裕；企業(yè)規(guī)模（Size）；企業(yè)上市年齡（Age）；企業(yè)盈利能力（Roa）；企業(yè)資本性支出（Fa），以固定資產(chǎn)占資產(chǎn)總額的比例表示；股權(quán)集中度（H_5），以前五大股東持股比例的平方和表示；董事長與總經(jīng)理二職合一（Dual），若為同一人則取1，否則取0；企業(yè)內(nèi)部所有者與經(jīng)營者之間代理問題的嚴重程度（Pay），以前三大高管薪酬除以資產(chǎn)總額表示，其值越大，表明代理問題相對越輕；獨立董事占比（Indirector）；宏觀經(jīng)濟形勢（Qyjqzsh），以企業(yè)景氣指數(shù)表示。

五、 實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

表1的變量描述性統(tǒng)計結(jié)果顯示，金融化指標Fin的最大值為0.972 1，最小值為0，均值為0.089 5，中位數(shù)為0.041 2。由此可見，樣本企業(yè)金融化程度存在較大差異，且樣本企業(yè)金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比例大概在8.95%的水平。雖然絕大部分實體企業(yè)金融化風(fēng)險可控，但研究樣本中存在過度金融化的現(xiàn)象。從過度金融化指標Exfin可以看出，其最大值為0.691 5，最小值為-0.505 6，中位數(shù)為-0.004 4，四分之三分位數(shù)為0.007 9；而Exfin_dummy中位數(shù)為0，四分之三分位數(shù)為1，均值為0.379 2。可見，樣本公司實際金融化都嚴重偏離了最優(yōu)金融化水平，并有37.92%的樣本表現(xiàn)出過度金融化現(xiàn)象。從實體企業(yè)業(yè)績指標Incrroa的變化可看出，其中位數(shù)為0，而四分之三分位數(shù)為1，可見至少有50%的樣本公司存在業(yè)績下滑現(xiàn)象。此外，樣本企業(yè)成長能力、財務(wù)杠桿、現(xiàn)金流狀況、盈利能力、資本性支出、股權(quán)集中度、宏觀經(jīng)濟形勢存在較大的差異；而樣本企業(yè)規(guī)模、上市年限、是否二職合一、代理問題、獨立董事占比差異相對較小。以上樣本財務(wù)狀況、公司治理特征以及外部宏觀經(jīng)濟形勢都可能會影響到實體企業(yè)過度金融化行為。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計

（二）實證結(jié)果

表2匯報了主檢驗結(jié)果，其中列（1）、列（2）、列（3）的被解釋變量為過度金融化實變量Exfin，而列（4）、列（5）、列（6）的被解釋變量為過度金融化虛擬變量Exfin_dummy。從列（1）可看出，采用OLS回歸下，業(yè)績變化指標（Incrroa）與過度金融化（Exfin）的回歸系數(shù)為0.005 1，在1%的水平上顯著，說明相對于業(yè)績下滑實體企業(yè)，業(yè)績上升實體企業(yè)更可能存在過度金融化行為?？紤]到可能存在的異方差問題，列（2）匯報了進行Robust穩(wěn)健標準誤回歸結(jié)果，列（3）則匯報了進行Cluster聚類標準誤檢驗結(jié)果。列（2）、列（3）回歸結(jié)果所得出的研究結(jié)論與列（1）一致，表明即便在考慮了異方差問題下，業(yè)績上升實體企業(yè)比業(yè)績下滑實體企業(yè)依然更可能出現(xiàn)過度金融化行為。從列（4）Logit回歸結(jié)果可看出，業(yè)績變化指標（Incrroa）與過度金融化虛擬變量（Exfin_dummy）回歸系數(shù)為0.189 0，在1%的水平上顯著。這進一步證實：與業(yè)績下滑實體企業(yè)相比，業(yè)績上升實體企業(yè)更容易出現(xiàn)過度金融化行為。同時，為減少異方差問題帶來的研究偏誤，列（5）匯報了采用Robust穩(wěn)健標準誤估計結(jié)果，而列（6）則報告了進行Cluster聚類標準誤估計結(jié)果，從估計結(jié)果可看出與列（4）研究結(jié)論一致。這再一次表明業(yè)績上升實體企業(yè)更可能出現(xiàn)過度金融化行為。各模型中控制變量回歸結(jié)果如表2所示，在此不一一贅述。綜上，無論是過度金融化的連續(xù)變量回歸還是二分類變量回歸，且無論是否考慮異方差影響，實證結(jié)果都表明，相對于業(yè)績下滑實體企業(yè)，業(yè)績上升實體企業(yè)更可能出現(xiàn)過度金融化行為。

表2 主檢驗結(jié)果

（三）穩(wěn)健性檢驗

為保證本文研究結(jié)論的可靠性和穩(wěn)健性，本文主要做了以下工作：（1）替換關(guān)鍵變量，以凈資產(chǎn)收益率（Roe）替換總資產(chǎn)報酬率（Roa）表示企業(yè)業(yè)績，重新測度實體企業(yè)業(yè)績變化指標Incrroe；（2）考慮內(nèi)生性問題，一是采用面板固定效應(yīng)模型進行估計，二是采用傾向得分匹配法（PSM）檢驗是否存在處理效應(yīng)；（3）改變研究區(qū)間，重新進行回歸。

1. 替換關(guān)鍵變量

本文以凈資產(chǎn)收益率（Roe）替換總資產(chǎn)報酬率（Roa）表示企業(yè)業(yè)績。當考察期內(nèi)實體企業(yè)凈資產(chǎn)收益率大于上期凈資產(chǎn)收益率時，業(yè)績變化指標Incrroe取值為1，否則取值為0。如表3所示，報告了替換企業(yè)業(yè)績指標的回歸結(jié)果。從列（1）、列（2）、列（3）可以看出，采用OLS回歸以及采用Robust穩(wěn)健標準誤估計和采用Cluster聚類標準誤估計的回歸結(jié)果顯示，業(yè)績變化指標（Incrroe）與過度金融化（Exfin）的回歸系數(shù)為0.004 0，在1%的水平上顯著；而從列（4）、列（5）、列（6）可知，采用Logit回歸以及采用Robust穩(wěn)健標準誤估計和采用Cluster聚類標準誤估計的回歸結(jié)果顯示，業(yè)績指標（Incrroe）與過度金融化（Exfin_dummy）回歸系數(shù)為0.138 9，在1%的水平上顯著。綜上可見，相對于業(yè)績下滑實體企業(yè)，業(yè)績上升實體企業(yè)更可能出現(xiàn)過度金融化行為，這與主檢驗結(jié)論一致。

表3 替換企業(yè)業(yè)績指標的回歸結(jié)果

2. 考慮可能的內(nèi)生性問題

（1）采用面板固定效應(yīng)模型

考慮到實體企業(yè)金融化程度與業(yè)績變化之間可能存在的內(nèi)生性問題，本文采用面板固定效應(yīng)模型實證檢驗實體企業(yè)業(yè)績變化異質(zhì)性與過度金融化行為之間的關(guān)系。如表4所示，匯報了采用固定效應(yīng)模型進行回歸的結(jié)果。列（1）、列（2）、列（3）以過度金融化的連續(xù)變量（Exfin）為被解釋變量，列（4）、列（5）、列（6）以過度金融化的二分類變量（Exfin_dummy）為被解釋變量，都采用面板固定效應(yīng)模型控制個體固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)，同時采用Robust和Cluster穩(wěn)健標準誤檢驗。從回歸結(jié)果可知，業(yè)績變化指標（Incrroa）依然與過度金融化Exfin和Exfin_dummy都在1%的水平上顯著正相關(guān)，再一次驗證了主檢驗的研究結(jié)論。

表4 采用固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果

（2）采用PSM法檢驗處理效應(yīng)

為更好地控制其他因素對業(yè)績變化與過度金融化之間關(guān)系的影響，檢驗是否存在處理效應(yīng)。本文將業(yè)績上升實體企業(yè)作為處理組，業(yè)績下滑實體企業(yè)作為對照組；也即，當考察期內(nèi)相對于前期業(yè)績上升時，Incrroa取值為1，作為實驗組；否則Incrroa取值為0，作為控制組。在滿足平行假設(shè)和共同支撐假設(shè)前提條件下，選擇實體企業(yè)規(guī)模（Size）、現(xiàn)金流狀況（Cf）、成長能力（Growth）以及宏觀經(jīng)濟形勢（Qyjqzsh）作為匹配指標，進行Logit回歸。如表5中Logit回歸結(jié)果所示，現(xiàn)金流狀況越充裕，成長能力越強，外部宏觀經(jīng)濟形勢越好，實體企業(yè)業(yè)績越有可能上升。依據(jù)Logit回歸得到傾向得分，并按照傾向得分采用一對一最近鄰匹配，使得處理組和匹配后的對照組特征基本一致。最后，依據(jù)匹配后的樣本計算出實體企業(yè)過度金融化的平均處理效應(yīng)（ATT值），從而判斷業(yè)績上升還是業(yè)績下滑企業(yè)更容易過度金融化。

表5 Logit回歸結(jié)果

從表6平行假設(shè)檢驗結(jié)果可知，匹配前處理組和對照組企業(yè)規(guī)模、現(xiàn)金流狀況、成長能力以及宏觀經(jīng)濟形勢都存在顯著差異，而匹配后基本不存在顯著差異。可見，匹配效果較好。

表6 平行假設(shè)檢驗結(jié)果

續(xù)表 6 平行假設(shè)檢驗結(jié)果

表7報告了按照傾向得分匹配下的實體企業(yè)過度金融化平均處理效應(yīng)的結(jié)果。從表7可知，Exfin變量的平均處理效應(yīng)不顯著，但是金融化二分類變量Exfin_dummy的平均處理效應(yīng)顯著為正。因此，從整體上看，排除其他因素影響后，相對于業(yè)績下滑實體企業(yè)，業(yè)績上升實體企業(yè)更可能出現(xiàn)過度金融化行為，這進一步證實了主檢驗的結(jié)論。

表7 平均處理效應(yīng)

3. 改變研究區(qū)間

考慮我國政府2008年為應(yīng)對來自國際金融危機的影響，出臺了“四萬億投資計劃”，可能在一定程度上影響實體企業(yè)金融資產(chǎn)配置行為。因此，為排除這一政府行為對實體企業(yè)業(yè)績變化與過度金融化之間關(guān)系的影響，本文刪除2008年的研究數(shù)據(jù)，只選取2009-2016年的數(shù)據(jù)進行研究。從表8可看出，無論是過度金融化實變量Exfin還是虛擬變量Exfin_dummy，業(yè)績變化指標與其回歸系數(shù)都顯著為正。這進一步表明，相對于業(yè)績下滑實體企業(yè)，業(yè)績上升實體企業(yè)更可能出現(xiàn)過度金融化行為，與主檢驗結(jié)論一致。

表8 僅考慮2009-2016年的回歸結(jié)果

六、 機制檢驗

前文已證實相對于業(yè)績下滑實體企業(yè)，業(yè)績上升實體企業(yè)更可能出現(xiàn)過度金融化。既然如此，那么其作用機制是什么呢？實體企業(yè)金融化實質(zhì)上是對金融資產(chǎn)的投資，主要考慮自身所面臨的財務(wù)狀況以及自身可用資金或者外部融資渠道和融資的便捷性，而實體企業(yè)過度金融化行為是對金融資產(chǎn)的過度投資。相對于業(yè)績下滑實體企業(yè)，業(yè)績上升實體企業(yè)一方面面臨較低的財務(wù)風(fēng)險，擁有更多的資金用于配置金融資產(chǎn)；另一方面現(xiàn)金流相對充裕，并且外部融資較便利，進行金融資產(chǎn)投資的資金相對充裕。因此，本文認為，之所以業(yè)績上升實體企業(yè)更可能出現(xiàn)過度金融化，可能是由于存在財務(wù)風(fēng)險機制和融資約束機制。

（一）財務(wù)風(fēng)險機制檢驗

相對于業(yè)績下滑實體企業(yè)，業(yè)績上升實體企業(yè)具有更高的償債能力、營運能力和投融資能力，使其可能面臨更低的財務(wù)風(fēng)險（王冀寧和陳之超，2010）。業(yè)績上升企業(yè)相對具有更高的發(fā)展能力，具有較好的發(fā)展前景，同時也更有意愿進行多元化投資，從而更可能出現(xiàn)過度金融化。鑒于此，本文認為業(yè)績上升企業(yè)因為面臨較低的財務(wù)風(fēng)險，因此，更有意愿進行過度金融化，也即存在“財務(wù)風(fēng)險作用機制”。為驗證以上觀點，本文借鑒前人（Montgomery和Singh，1984；羅黨論等，2016）研究，以綜合β系數(shù)表示實體企業(yè)面臨的財務(wù)風(fēng)險，運用中介效應(yīng)實證檢驗財務(wù)風(fēng)險機制。其中，綜合β系數(shù)越大，表明企業(yè)面臨的財務(wù)風(fēng)險越嚴重。如表9所示，列（1）、列（2）、列（3）從過度金融化的連續(xù)變量角度實證檢驗了業(yè)績變化、財務(wù)風(fēng)險與過度金融化三者之間是否存在中介效應(yīng)。列（4）、列（5）、列（6）則從過度金融化的二分類變量角度實證檢驗了業(yè)績變化、財務(wù)風(fēng)險與過度金融化三者之間是否存在中介效應(yīng)。實證發(fā)現(xiàn)，相對于業(yè)績下滑實體企業(yè)，業(yè)績上升實體企業(yè)由于面臨更低的財務(wù)風(fēng)險，從而更可能出現(xiàn)過度金融化，也即存在財務(wù)風(fēng)險機制。

表9 財務(wù)風(fēng)險機制檢驗結(jié)果

（二）融資約束機制檢驗

對于不同財務(wù)狀況的實體企業(yè)，在金融化過程中表現(xiàn)出較大差異，其中是否面臨融資約束是影響實體企業(yè)金融化的主要因素。業(yè)績上升企業(yè)自身擁有較好的成長能力、融資能力、償債能力以及比較充裕的現(xiàn)金流。因此，相對于業(yè)績下滑實體企業(yè)，業(yè)績上升實體企業(yè)由于自身面臨較低的融資約束，現(xiàn)金流較充裕，并能很好地從外部金融機構(gòu)獲取信貸資金用于金融資產(chǎn)配置活動，從而更可能存在過度金融化行為，也即存在“融資約束作用機制”。借鑒Hadlock和Pierce（2010）的研究，采用SA指數(shù)（-0.737×Size+0.043×Size2-0.04×Age）測度上市公司面臨的融資約束水平。值得注意的是，Age表示上市年限；同時，與前文公司規(guī)模變量解釋不同，此處Size=Ln（企業(yè)資產(chǎn)總額/1 000 000）。如表10所示，無論從過度金融化實變量還是虛擬變量回歸結(jié)果來看，業(yè)績上升實體企業(yè)由于自身面臨的融資約束更低，具備更多融資渠道和資金滿足金融資產(chǎn)配置的資金需求，從而表現(xiàn)出更大概率的過度金融化行為。

表10 融資約束機制檢驗結(jié)果

七、 結(jié)論與啟示

在我國實體企業(yè)紛紛將資金投向主業(yè)以外的金融和房地產(chǎn)行業(yè)，表現(xiàn)出過度金融化和脫實向虛現(xiàn)象的背景下，與以往單純考察高業(yè)績和低業(yè)績公司金融資產(chǎn)配置行為不同，本文選擇2008-2016年我國滬深A(yù)股上市實體企業(yè)，實證研究了業(yè)績上升和業(yè)績下滑實體企業(yè)過度金融化行為的差異。研究表明，相對于業(yè)績下滑實體企業(yè)，業(yè)績上升實體企業(yè)更可能出現(xiàn)過度金融化。進一步研究發(fā)現(xiàn)，業(yè)績上升實體企業(yè)更可能出現(xiàn)過度金融化可能通過兩條路徑實現(xiàn)：一是“業(yè)績上升——財務(wù)風(fēng)險——過度金融化”；二是“業(yè)績上升——融資約束——過度金融化”。本文從金融化中區(qū)分出過度金融化行為，并著重探討業(yè)績上升與業(yè)績下滑實體企業(yè)在過度金融化行為上的差異，能夠更加合理地理解和分析實體企業(yè)金融化行為，有利于更好地研究金融化行為的經(jīng)濟后果，而非一味地將金融化視為同質(zhì)化行為。

本文啟示在于：（1）在我國實體企業(yè)出現(xiàn)過度金融化和脫實向虛的背景下，實現(xiàn)對實體企業(yè)金融化和脫實向虛可能帶來系統(tǒng)性重大風(fēng)險的監(jiān)管，需要考慮實體企業(yè)業(yè)績變化的異質(zhì)性。政府部門在監(jiān)測我國經(jīng)濟可能存在的脫實向虛風(fēng)險時，可以著重關(guān)注業(yè)績上升實體企業(yè)的金融化行為。相關(guān)監(jiān)管部門可以要求業(yè)績上升實體企業(yè)定期或不定期披露其金融資產(chǎn)持有存量和增量，密切關(guān)注其金融資產(chǎn)配置與主業(yè)業(yè)務(wù)發(fā)展狀況。（2）業(yè)績上升實體企業(yè)之所以更可能存在過度金融化的行為，主要是由于其自身面臨的財務(wù)風(fēng)險和融資約束更低，以及對金融資產(chǎn)高收益表現(xiàn)出的逐利動機。為此，政府部門應(yīng)積極引導(dǎo)實體企業(yè)回歸主業(yè)，強化對實體企業(yè)主業(yè)發(fā)展的支持，抑制過度金融化可能帶來的系統(tǒng)性重大風(fēng)險。例如，可以對實體企業(yè)創(chuàng)新投入加大補貼，鼓勵實體企業(yè)研發(fā)新產(chǎn)品，更新生產(chǎn)設(shè)備，降低實體企業(yè)稅負，提升實體企業(yè)主業(yè)回報率。同時，對業(yè)績上升實體企業(yè)信貸資金的流向和流量做嚴格審查，以防業(yè)績上升實體企業(yè)依靠自身財務(wù)優(yōu)勢從外部金融機構(gòu)獲取資金之后又將信貸資金投資于金融資產(chǎn)，進一步加劇脫實向虛風(fēng)險。（3）實體企業(yè)金融化行為具有異質(zhì)性，應(yīng)區(qū)別對待不同程度金融化行為，不能一味地持否定態(tài)度。實體企業(yè)持有金融資產(chǎn)雖具有逐利動機，但適度的金融化有利于合理運用閑置資金，有效分散企業(yè)財務(wù)和經(jīng)營風(fēng)險，更好地實現(xiàn)企業(yè)價值最大化。因此，在對待實體企業(yè)金融化問題上，應(yīng)區(qū)別對待金融化不足、最優(yōu)金融化以及過度金融化行為，并重點關(guān)注過度金融化行為。