孫澤宇，孫 凡

1 西安交通大學(xué) 管理學(xué)院，西安 710049

2 西安交通大學(xué) 管理國家級實(shí)驗(yàn)教學(xué)示范中心，西安 710049

3 山西財(cái)經(jīng)大學(xué) 會計(jì)學(xué)院，太原 030031

引言

2014 年開通運(yùn)行的滬港通和2016 年開通運(yùn)行的深港通交易制度打破了中國A 股市場長期對外封閉的局面，不僅允許境外投資者直接在香港聯(lián)合交易所買賣約定范圍內(nèi)滬深兩市A 股股票，而且逐步放寬交易限制并大幅提升交易額度，為國際投資者直接參與A 股市場提供了較大便利，是新時(shí)代背景下中國資本市場對外開放進(jìn)程中的重大里程碑事件。

滬(深)港通交易制度自實(shí)施以來便引起學(xué)界廣泛關(guān)注，已有研究集中探討這兩個(gè)交易制度在股票市場運(yùn)行[1]和微觀公司治理[2]兩個(gè)層面導(dǎo)致的經(jīng)濟(jì)后果，但對于其在實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展層面，特別是近年來尤為明顯的實(shí)體經(jīng)濟(jì)“脫實(shí)向虛”現(xiàn)象中發(fā)揮的實(shí)際影響卻鮮有涉及，這不僅阻礙了基于資本市場變革視角深刻揭示微觀企業(yè)金融化之謎，也難以從更全面視角客觀準(zhǔn)確評估滬(深)港通交易制度的實(shí)施效果。因此，本研究從實(shí)體經(jīng)濟(jì)“脫實(shí)向虛”這一獨(dú)特視角切入，利用滬(深)港通交易制度分批擴(kuò)容構(gòu)成的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)情景，通過構(gòu)建多時(shí)點(diǎn)雙重差分模型，探討中國資本市場對外開放舉措在微觀企業(yè)金融化層面產(chǎn)生的實(shí)際影響及其內(nèi)在機(jī)理，以期有效構(gòu)建資本市場開放與實(shí)體經(jīng)濟(jì)“脫實(shí)向虛”這兩項(xiàng)重大經(jīng)濟(jì)事實(shí)之間的邏輯鏈條。

1 相關(guān)研究評述

1.1 企業(yè)金融化的影響因素

學(xué)界目前尚未就金融化這一概念的準(zhǔn)確定義達(dá)成一致。借鑒張成思[3]的研究思路，本研究認(rèn)為當(dāng)前經(jīng)濟(jì)金融學(xué)領(lǐng)域關(guān)注的金融化問題主要包括宏觀、中觀和微觀3 個(gè)層面。從宏觀視角定義的金融化是指金融部門的產(chǎn)出和利潤在國民經(jīng)濟(jì)各部門中所占比例上升的客觀現(xiàn)象；從中觀層面定義的金融化主要指資產(chǎn)或大宗商品通過增加流動性呈現(xiàn)的金融化特質(zhì)；從微觀層面定義的金融化主要基于微觀企業(yè)金融化行為，表現(xiàn)為實(shí)體企業(yè)利潤積累日益依賴金融渠道而非傳統(tǒng)貿(mào)易和商品生產(chǎn)。本研究中的企業(yè)金融化是微觀層面的金融化，即企業(yè)通過配置更多金融資產(chǎn)以從事金融投資方式獲取超額收益，進(jìn)而增加金融渠道獲利占比的現(xiàn)象。

目前學(xué)界對于微觀企業(yè)金融化的研究主要集中在動機(jī)、經(jīng)濟(jì)后果和影響因素3 個(gè)方面。關(guān)于動機(jī)，已有研究主要提出“蓄水池”理論和投資替代理論，“蓄水池”理論認(rèn)為，由于金融資產(chǎn)具有易保值、變現(xiàn)快等特點(diǎn)，企業(yè)持有金融資產(chǎn)主要用于預(yù)防財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)以及反哺主業(yè)發(fā)展[4]；投資替代理論認(rèn)為，企業(yè)金融化主要目的是追求利潤最大化，當(dāng)金融投資收益率高于實(shí)體投資收益率時(shí)，理性決策者會以金融投資代替實(shí)體投資[5]。關(guān)于經(jīng)濟(jì)后果，已有研究大多從負(fù)面視角進(jìn)行實(shí)證考察，SU et al.[6]發(fā)現(xiàn)金融化顯著抑制了企業(yè)創(chuàng)新績效。關(guān)于影響因素，已有研究主要從內(nèi)部治理特征和外部政策制度環(huán)境等層面展開，劉偉等[7]發(fā)現(xiàn)機(jī)構(gòu)投資者持股驅(qū)動了實(shí)體企業(yè)金融化，進(jìn)而從企業(yè)內(nèi)部治理層面考察金融化決策的影響因素；HUANG et al.[8]從經(jīng)濟(jì)政策不確定性視角研究其對企業(yè)金融化決策的影響，進(jìn)而從外部政策環(huán)境視角探討企業(yè)金融化行為的影響因素。

縱觀現(xiàn)有企業(yè)金融化領(lǐng)域，特別是有關(guān)其影響因素的研究成果可以發(fā)現(xiàn)，目前不僅鮮有從資本市場制度變革層面解釋企業(yè)金融化行為的相關(guān)研究，而且已有關(guān)于企業(yè)金融化影響因素的實(shí)證研究大都不同程度地受到內(nèi)生性問題困擾。本研究借助實(shí)施滬(深)港通交易制度這一外生政策，通過構(gòu)建多時(shí)點(diǎn)雙重差分模型，研究資本市場開放對中國上市企業(yè)金融化決策的影響，不僅從方法上有效控制了內(nèi)生性問題，也拓展了從資本市場變革層面探討微觀企業(yè)金融化動因的研究視角。

1.2 滬(深)港通交易制度的經(jīng)濟(jì)后果

由于滬(深)港通交易制度遵循分批擴(kuò)容的實(shí)施原則，眾多學(xué)者以這一政策為背景，使用雙重差分模型研究其經(jīng)濟(jì)后果，主要集中于資本市場運(yùn)行和上市企業(yè)治理兩個(gè)層面。關(guān)于資本市場運(yùn)行，滬(深)港通交易制度為中國內(nèi)地股市吸引了大量較為成熟的國際機(jī)構(gòu)投資者，其信息收集處理、市場交易行為都對股市各項(xiàng)運(yùn)行指標(biāo)產(chǎn)生深遠(yuǎn)影響。MA et al.[9]探討滬港通交易制度對股市一體化發(fā)展的影響；ZHAO et al.[10]研究滬(深)港通交易制度對機(jī)構(gòu)投資者羊群行為的作用；LI et al.[11]發(fā)現(xiàn)滬港通交易制度顯著降低股價(jià)同步性。關(guān)于上市企業(yè)治理，境外機(jī)構(gòu)投資者主要通過股價(jià)反饋機(jī)制和直接參與企業(yè)治理的途徑影響標(biāo)的企業(yè)的治理決策。陳運(yùn)森等[12]發(fā)現(xiàn)實(shí)施滬港通有助于提升標(biāo)的企業(yè)股利支付意愿和水平；戴鵬毅等[13]發(fā)現(xiàn)實(shí)施滬港通交易制度顯著提升了標(biāo)的企業(yè)全要素生產(chǎn)率；XIONG et al.[14]則發(fā)現(xiàn)實(shí)施滬港通交易制度顯著降低了企業(yè)面臨的訴訟風(fēng)險(xiǎn)。

縱觀滬(深)港通交易制度在微觀公司治理領(lǐng)域引發(fā)經(jīng)濟(jì)后果的研究成果，本研究認(rèn)為至少存在兩方面不足。首先，已有研究大都肯定了境外機(jī)構(gòu)投資者利用其專業(yè)優(yōu)勢對標(biāo)的企業(yè)具體治理決策產(chǎn)生的積極影響，卻較少關(guān)注境外機(jī)構(gòu)投資者可能對公司治理產(chǎn)生的消極影響。實(shí)際上，已有研究大都忽略了境外機(jī)構(gòu)投資者市場交易行為通過分析師層面給標(biāo)的企業(yè)帶來的業(yè)績壓力可能對其治理決策造成的不利影響。本研究通過切入微觀企業(yè)金融化視角，證實(shí)了這一理論預(yù)期，從而為政府部門、實(shí)務(wù)界和學(xué)界全面評估滬(深)港通交易制度實(shí)施后果提供增量證據(jù)。其次，已有關(guān)于實(shí)施滬(深)港通交易制度在微觀公司治理領(lǐng)域經(jīng)濟(jì)后果的研究尚未涉及標(biāo)的企業(yè)金融化決策，在這一交叉領(lǐng)域上存在一定的研究短板。

2 理論分析和研究假設(shè)

本研究認(rèn)為經(jīng)由滬(深)港通交易制度進(jìn)入中國資本市場的境外機(jī)構(gòu)投資者主要通過緩解融資約束和增加業(yè)績壓力的途徑影響標(biāo)的企業(yè)金融化決策。

首先，實(shí)施滬(深)港通交易制度有效緩解了標(biāo)的企業(yè)面臨的融資約束水平，夯實(shí)了企業(yè)金融化決策的資源基礎(chǔ)，進(jìn)而促進(jìn)其金融化。長期以來，外資持股與否和比例高低均被視作企業(yè)具有高效治理和良好前景的一項(xiàng)重要標(biāo)志[15]。實(shí)施滬(深)港通交易制度為標(biāo)的企業(yè)吸引了大量境外機(jī)構(gòu)投資者的長期持有，這向以銀行等為代表的金融機(jī)構(gòu)傳遞有關(guān)企業(yè)盈利能力和股票收益等方面的積極信號[16]，進(jìn)而在一定程度上降低了企業(yè)獲取外部融資的難度和成本，有效緩解了其面臨的融資約束。同時(shí)，已有研究發(fā)現(xiàn)實(shí)施滬(深)港通交易制度促使標(biāo)的企業(yè)購買更高質(zhì)量的審計(jì)服務(wù)[17]并優(yōu)化證券分析師的預(yù)測行為[18]，這均有助于改善標(biāo)的企業(yè)信息環(huán)境，降低債權(quán)人債務(wù)回收風(fēng)險(xiǎn)，從而提升其獲取外部資金的能力，以緩解其融資約束。有效改善融資約束，意味著上市企業(yè)可較為便捷地以較低成本(即利息)從外部債權(quán)人處獲取更大規(guī)模財(cái)務(wù)資源支持，考慮到中國上市企業(yè)從事金融化決策主要是出于追逐超額收益之用而非基于“蓄水池”動機(jī)。因此，資本市場開放對標(biāo)的企業(yè)融資約束程度的有效緩解不僅難以使管理層出于“蓄水池”動機(jī)考量適度弱化金融化決策，具體可表現(xiàn)為削減現(xiàn)有金融化投資規(guī)模或推遲乃至放棄新金融化投資項(xiàng)目，反而會為其借助金融化決策攫取日常經(jīng)營難以獲得的超額收益提供更加豐富的財(cái)務(wù)資源基礎(chǔ)，進(jìn)而在客觀上通過夯實(shí)企業(yè)財(cái)務(wù)資源的途徑強(qiáng)化企業(yè)金融化決策能力，從而導(dǎo)致企業(yè)利用外部低成本融資更多地從事金融化決策進(jìn)而加劇企業(yè)金融化程度。同時(shí)，在這種情景下企業(yè)獲取外部融資所需付出的成本與其從事金融投資獲得的收益率之間的客觀差距明顯擴(kuò)大，這會有效激發(fā)管理層通過金融化決策獲取超額利潤的主觀意愿[19]，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)金融化。

其次，滬(深)港通交易制度強(qiáng)化了分析師針對標(biāo)的企業(yè)的關(guān)注度，進(jìn)而在客觀上加劇了標(biāo)的企業(yè)面臨的業(yè)績壓力，促使管理層更傾向于以金融化投資及時(shí)滿足外部業(yè)績需求，最終加劇企業(yè)金融化程度。分析師作為資本市場的重要信息中介，在有效緩解上市企業(yè)內(nèi)外部人之間信息不對稱方面發(fā)揮關(guān)鍵作用[20]。有鑒于境外機(jī)構(gòu)投資者在語言、文化和制度等方面對東道國資本市場均不甚熟悉，因此其投資決策在一定程度上依賴于東道國分析師群體發(fā)布的各類研報(bào)。已有研究發(fā)現(xiàn)，在實(shí)施滬(深)港通交易制度后，中國資本市場中廣大賣方分析師出于吸引并獲得境外投資者這一潛在客戶群體的目的，在跨境投資配置需求的驅(qū)動下，會有針對性地強(qiáng)化對標(biāo)的企業(yè)的跟蹤關(guān)注和信息挖掘[21]。標(biāo)的企業(yè)因此會獲得更多分析師在一定時(shí)期內(nèi)的集中關(guān)注，這在客觀上強(qiáng)化了其面臨的短期業(yè)績壓力[22]，管理層有較強(qiáng)動機(jī)進(jìn)行有效應(yīng)對?？紤]到實(shí)體投資具有周期長、投資大和回報(bào)率低等客觀缺陷，管理層應(yīng)當(dāng)更傾向于通過適度配置金融資產(chǎn)的途徑靈活改善企業(yè)業(yè)績，以滿足外部業(yè)績期待，進(jìn)而更好地維持企業(yè)股價(jià)，并吸引經(jīng)由滬(深)港通交易制度進(jìn)入內(nèi)地資本市場的境外機(jī)構(gòu)投資者長期持股[23]，這同樣會導(dǎo)致標(biāo)的企業(yè)金融化程度的顯著提升。本研究認(rèn)為，管理層之所以在面臨業(yè)績壓力時(shí)更傾向于從事金融化決策而非實(shí)體投資，主要有兩方面原因：①從收益率角度，由于近年來實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展面臨供需失衡，導(dǎo)致部分實(shí)體企業(yè)增速放緩，甚至面臨一定虧損[24]。與之相對的是，自2008 年全球金融危機(jī)以來中國金融業(yè)進(jìn)入迅速擴(kuò)張階段，金融投資收益率與實(shí)體投資收益率之間差距呈逐年擴(kuò)大之勢[25]，從客觀上導(dǎo)致管理層難以通過操控實(shí)體經(jīng)營在短時(shí)間內(nèi)改善企業(yè)業(yè)績。②從時(shí)效性角度，實(shí)體投資具有較長回報(bào)周期且在經(jīng)營過程中面臨諸多不確定性，但金融投資大都委托專業(yè)金融機(jī)構(gòu)進(jìn)行，投資期限選擇較為靈活，同時(shí)變現(xiàn)能力較強(qiáng)[26]，能夠?qū)崿F(xiàn)改善企業(yè)短期業(yè)績[27]，應(yīng)當(dāng)更為管理層所青睞。因此，本研究認(rèn)為資本市場開放導(dǎo)致的境外機(jī)構(gòu)投資者通過強(qiáng)化針對標(biāo)的企業(yè)的分析師關(guān)注進(jìn)而有效增加其面臨的業(yè)績壓力，最終驅(qū)動企業(yè)金融化行為。

根據(jù)以上分析，本研究提出假設(shè)：其他條件不變的情況下，資本市場開放促進(jìn)標(biāo)的企業(yè)金融化。

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本研究選取2007 年至2018 年滬深A(yù) 股上市企業(yè)作為研究樣本，由于本研究計(jì)算企業(yè)金融化的部分指標(biāo)是2007 年新版會計(jì)準(zhǔn)則首次使用的，因此樣本初始年份設(shè)定為2007 年；同時(shí)，由于本研究考察滬(深)港通交易制度的持續(xù)時(shí)間效應(yīng)，因此樣本截止年份為2018 年。按以下標(biāo)準(zhǔn)篩選樣本：①剔除樣本期內(nèi)曾被移出滬(深)港通標(biāo)的名單的企業(yè)；②剔除截至2018 年12 月31 日進(jìn)入滬(深)港通標(biāo)的名單尚不足6 個(gè)月的標(biāo)的企業(yè)；③剔除金融、保險(xiǎn)和房地產(chǎn)類上市企業(yè)；④剔除樣本期內(nèi)被ST、PT 和*ST 處理的企業(yè)；⑤剔除回歸中涉及的變量存在缺失的樣本。最終得到19 151 個(gè)企業(yè)- 年度觀測值，本研究使用的數(shù)據(jù)均來自CSMAR 數(shù)據(jù)庫。為控制異常值對回歸結(jié)果造成的潛在影響，對所有連續(xù)變量進(jìn)行上下1%的縮尾處理。

3.2 模型設(shè)定和變量定義

考慮到滬(深)港通交易制度具有分批擴(kuò)容的特點(diǎn)，本研究參考BERTRAND et al.[28]的做法，構(gòu)建多時(shí)點(diǎn)雙重差分模型，即

(1) 被解釋變量為企業(yè)金融化程度，借鑒楊松令等[29]的思路，本研究以金融資產(chǎn)持有比例測量企業(yè)從事金融投資活動的程度。參考宋軍等[30]的做法，以金融資產(chǎn)在總資產(chǎn)中的占比測量企業(yè)金融化程度，并定義為Fin1，本研究中的企業(yè)金融資產(chǎn)包括交易性金融資產(chǎn)、衍生金融資產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)、發(fā)放貸款及墊款、持有至到期投資凈額、投資性房地產(chǎn)凈額和貨幣資金共7 類。由于現(xiàn)代房地產(chǎn)越來越脫離實(shí)體經(jīng)濟(jì)部門而具有虛擬化特征，上市企業(yè)持有房地產(chǎn)的目的大都從原有的自用蛻變?yōu)橹\取利益，因此本研究將房地產(chǎn)投資凈額納入企業(yè)金融資產(chǎn)。進(jìn)一步地，已有研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)金融化行為存在同群效應(yīng)[31]，為控制不同行業(yè)之間金融化程度的差異，本研究對Fin1 進(jìn)行行業(yè)年度中位數(shù)調(diào)整，得到對應(yīng)的金融化指標(biāo)Fin2。這兩個(gè)金融化指標(biāo)值越大表明企業(yè)當(dāng)期金融化程度越高。

(2)解釋變量，由于滬(深)港通交易制度并非單次外生沖擊，而是由分批擴(kuò)容所致的多次外生沖擊。因此，本研究在多時(shí)點(diǎn)雙重差分模型中設(shè)置核心虛擬變量，Lib為測量標(biāo)的企業(yè)是否受滬(深)港通交易制度影響的虛擬變量，當(dāng)標(biāo)的企業(yè)進(jìn)入滬(深)港通標(biāo)的名單首年及以后各年取值為1，其余標(biāo)的及非標(biāo)的企業(yè)所處年份取值為0。為保證標(biāo)的企業(yè)有足夠時(shí)間充分受到滬(深)港通交易制度影響，本研究以6月為界限，并根據(jù)標(biāo)的企業(yè)進(jìn)入滬(深)港通標(biāo)的名單具體月份確定其受政策影響的首年。當(dāng)標(biāo)的企業(yè)在6 月以后進(jìn)入滬(深)港通標(biāo)的名單時(shí)，以下一年作為其受政策影響的首年；當(dāng)標(biāo)的企業(yè)在6 月及以前月份進(jìn)入滬(深)港通標(biāo)的名單時(shí)，以當(dāng)年作為其受政策影響的首年。本研究關(guān)注α1，若其顯著為正，則本研究假設(shè)得到驗(yàn)證。

在控制變量方面，參考杜勇等[25]的做法，共選取10 個(gè)指標(biāo)作為影響企業(yè)金融化程度的控制變量，具體定義見表1。對所有回歸系數(shù)進(jìn)行企業(yè)層面的聚類處理。

表1 變量定義Table 1 Definitions of Variables

4 實(shí)證結(jié)果和分析

4.1 描述性統(tǒng)計(jì)

表2 給出主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。Fin1 的均值為0.220，表明樣本中上市企業(yè)平均配置了22%的金融資產(chǎn)，且其標(biāo)準(zhǔn)差較大，反映出各企業(yè)之間金融資產(chǎn)配置水平存在較大差異。Lib的均值為0.129，表明樣本中平均有12.900%的企業(yè)進(jìn)入滬(深)港通標(biāo)的名單。其余控制變量與已有研究基本一致，不存在異常情況，具有較常見的統(tǒng)計(jì)分布特征。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果Table 2 Results for Descriptive Statistics

4.2 基本回歸結(jié)果

表3 給出(1)式的回歸結(jié)果，分別采用Fin1 和Fin2 檢驗(yàn)實(shí)施滬(深)港通交易制度對標(biāo)的企業(yè)金融化決策產(chǎn)生的實(shí)際影響。由表3 可知，Lib的回歸系數(shù)在5%及以上水平上顯著為正，本研究假設(shè)得到驗(yàn)證，即實(shí)施滬(深)港通交易制度促進(jìn)了標(biāo)的企業(yè)金融化程度，表現(xiàn)為金融資產(chǎn)配置比例顯著提升、金融投資收益占比顯著增加。其余控制變量的回歸結(jié)果與已有研究基本一致。表3 的回歸結(jié)果還具有一定的經(jīng)濟(jì)意義，Lib與Fin1 的回歸系數(shù)為0.012，表明相對于未受滬(深)港通交易制度影響的企業(yè)，標(biāo)的企業(yè)平均多持有約5.455%的金融資產(chǎn)，這反映出滬(深)港通交易制度對于標(biāo)的企業(yè)金融化決策不僅具有統(tǒng)計(jì)學(xué)上的顯著影響，也產(chǎn)生了較可觀的實(shí)際影響，表明本研究結(jié)論具有較強(qiáng)的現(xiàn)實(shí)意義。

表3 資本市場開放與企業(yè)金融化的回歸結(jié)果Table 3 Regression Results for Capital Market Liberalization and Corporate Financialization

4.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為增強(qiáng)研究結(jié)果的穩(wěn)健性，本研究分別從12 個(gè)方面進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，表4 給出其中主要的3 個(gè)穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果。

4.3.1 平行趨勢和時(shí)間效應(yīng)

本研究在主回歸中用Lib闡釋標(biāo)的企業(yè)受政策影響情況，但該變量的信息含量較為有限。因此，將該變量拆分，從政策實(shí)施前和實(shí)施后兩個(gè)方面考慮。

首先，在政策實(shí)施前，理想的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)要求未受滬(深)港通交易制度影響的企業(yè)(處理組)與受滬(深)港通交易制度影響的企業(yè)(控制組)在核心變量上具有相同趨勢。換言之，在本研究中即為要求實(shí)施滬(深)港通交易制度前，標(biāo)的與非標(biāo)的樣本在企業(yè)金融化指標(biāo)上具有相同趨勢，才能確保政策實(shí)施后的組間差異是由政策本身所致。為檢驗(yàn)本研究設(shè)定是否滿足平行趨勢，補(bǔ)充定義Bef2 和Bef1 兩個(gè)變量。當(dāng)處理組企業(yè)在進(jìn)入滬(深)港通標(biāo)的名單前2年時(shí)，Bef2 取值為1，否則取值為0；當(dāng)處理組企業(yè)在進(jìn)入滬(深)港通標(biāo)的名單前1 年時(shí)，Bef1 取值為1，否則取值為0。其次，在政策實(shí)施后，資本市場開放對企業(yè)金融化的促進(jìn)作用是否具有持續(xù)效應(yīng)尚不清楚。因此，本研究將Lib根據(jù)政策實(shí)施后4 年拆分為4 個(gè)虛擬變量Aft1、Aft2、Aft3、Aft4。若標(biāo)的企業(yè)處于受政策影響的首年，Aft1 取值為1，否則取值為0。同理，按照第2 年、第3 年和第4 年定義其余3 個(gè)虛擬變量。本研究將前述6 個(gè)時(shí)間趨勢變量一并代入(1)式進(jìn)行回歸，結(jié)果見表4 的A 欄，Bef2 和Bef1 的回歸系數(shù)均不顯著，表明本研究關(guān)注的資本市場開放在企業(yè)金融化層面導(dǎo)致的經(jīng)濟(jì)后果基本符合平行趨勢假定，即政策實(shí)施前處理組與控制組在企業(yè)金融化程度上并未呈現(xiàn)出顯著差異；而Aft1～Aft4 的回歸系數(shù)均在10%及以上水平上顯著為正，表明滬(深)港通交易制度導(dǎo)致的境外機(jī)構(gòu)投資者對企業(yè)金融化的促進(jìn)作用呈現(xiàn)出一定的時(shí)間效應(yīng)。

4.3.2 考慮自選擇問題

本研究存在一定程度的自選擇問題，即金融化程度較高的上市企業(yè)更可能被選入滬(深)港通標(biāo)的名單，這是由于金融化程度較高意味著上市企業(yè)財(cái)務(wù)盈余和股票流動性等均較好，更有可能成為優(yōu)質(zhì)股，而證監(jiān)會在確定滬(深)港通標(biāo)的名單時(shí)傾向于選擇基本面較好的優(yōu)質(zhì)股票，以確保交易制度穩(wěn)步實(shí)施。為緩解這一可能存在的自選擇問題，本研究使用Heckman 兩階段方法，在第1 階段構(gòu)建上市企業(yè)是否被選為滬(深)港通標(biāo)的的概率模型，并在第1 階段回歸中選取上市企業(yè)是否具有海外分部(DFn)作為工具變量，主要原因有：①證監(jiān)會可能更傾向于選取具有海外分部的上市企業(yè)作為滬(深)港通標(biāo)的，因?yàn)檫@類企業(yè)海外業(yè)務(wù)較多，且與國際投資者的聯(lián)系也較為頻繁，能夠更加重視外資股東的聲音和意見，這樣對于切實(shí)落實(shí)滬(深)港通實(shí)施精神和原則均具有天然優(yōu)勢；②從理論上講這一工具變量并不能對企業(yè)金融化決策產(chǎn)生直接影響，只能通過Lib間接影響，因此是一個(gè)較為理想的工具變量。具體地，先用DFn和控制變量一并對Lib進(jìn)行Probit 概率回歸，進(jìn)而計(jì)算出逆米爾斯比指標(biāo)(Imr)，再將Imr代入(1)式進(jìn)行回歸，結(jié)果見表4 的B 欄。DFn的回歸系數(shù)在5%水平上顯著為正，驗(yàn)證了前述理論預(yù)期，即具有海外分部的上市企業(yè)更容易進(jìn)入滬(深)港通標(biāo)的名單。在控制Imr的基礎(chǔ)上，Lib的回歸系數(shù)均在5%及以上水平上顯著為正，表明在充分考慮并控制自選擇問題后，本研究結(jié)果仍成立。而Imr的回歸系數(shù)均在5%及以上水平上顯著為正，表明本研究問題確實(shí)存在一定自選擇問題，因此使用Heckman 兩階段方法是有必要的。

4.3.3 考慮2008 年全球金融危機(jī)和2015 年中國股災(zāi)的影響

由于本研究主回歸使用的樣本區(qū)間為2007 年至2018 年，恰巧包括2008 年金融危機(jī)和2015 年中國股災(zāi)這兩個(gè)資本市場大幅震蕩的特殊時(shí)期，為有效避免這兩個(gè)外生事件對本研究結(jié)果可能造成的影響，本研究剔除2008 年和2015 年的樣本，并在對所有連續(xù)變量進(jìn)行上下1%縮尾的前提下，繼續(xù)以新樣本用(1)式進(jìn)行回歸，結(jié)果見表4 的C 欄。Lib的回歸系數(shù)仍在10%及以上水平上顯著為正，表明在排除金融危機(jī)和股災(zāi)導(dǎo)致的可能影響后，本研究結(jié)果穩(wěn)健。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果Table 4 Robust Test Results

4.3.4 傾向得分匹配處理

滬(深)港通標(biāo)的名單篩選并非遵循完全隨機(jī)的原則，為避免處理組與控制組之間樣本在資產(chǎn)規(guī)模、股票流動性和盈利能力等方面存在的系統(tǒng)性差異對研究結(jié)果可能造成的影響，本研究采用傾向得分匹配方法將控制組樣本做進(jìn)一步篩選，以減弱其與處理組樣本的組間差異。本研究依據(jù)滬(深)港通分批擴(kuò)容年份分批構(gòu)建上市企業(yè)是否進(jìn)入滬(深)港通標(biāo)的名單的logit 概率模型，并借鑒DEFOND et al.[32]的做法，將(1)式中控制變量全部加入logit 回歸中，以緩解本研究中影響企業(yè)金融化決策相關(guān)變量的組間差異。本研究使用的滬(深)港通交易制度構(gòu)成多次政策沖擊，將進(jìn)入滬(深)港通標(biāo)的名單首年相同的處理組樣本視作一個(gè)處理組模塊，由此構(gòu)建2015 年至2018 年共4 個(gè)處理組模塊，并使用相同logit 模型分批為其進(jìn)行匹配處理。根據(jù)計(jì)算的傾向性得分并采用最近鄰且無放回的方法進(jìn)行一比一匹配，最終得到10 690 個(gè)企業(yè)- 年度觀測值。經(jīng)過以上處理后，組間差異檢驗(yàn)結(jié)果表明，處理組與控制組樣本在各控制變量上已無顯著性差異。本研究繼續(xù)使用(1)式對匹配樣本進(jìn)行回歸，Lib的回歸系數(shù)均在10%水平上顯著為正，表明在控制處理組與控制組的組間差異的可能影響后，本研究結(jié)果仍成立。

4.3.5 替換企業(yè)金融化指標(biāo)

考慮到目前學(xué)界針對企業(yè)金融資產(chǎn)概念和范疇存在一定爭論，為更全面測量金融資產(chǎn)進(jìn)而更好地刻畫微觀企業(yè)金融化程度，本研究參考主流研究的做法，重新構(gòu)建3 個(gè)金融化指標(biāo)，并將其代入(1)式作為被解釋變量進(jìn)行回歸，以期緩解主要變量測量誤差對研究結(jié)果可能造成的影響。①參考杜勇等[33]的做法，以交易性金融資產(chǎn)、買入返售金融資產(chǎn)凈額、可供出售金融資產(chǎn)凈額、發(fā)放貸款及墊款凈額、持有至到期投資凈額5 項(xiàng)之和除以期末總資產(chǎn)，構(gòu)建第1 個(gè)企業(yè)金融化新指標(biāo)Fin3；②參考胡奕明等[34]的做法，以貨幣資金、衍生金融資產(chǎn)、短期投資凈額、交易性金融資產(chǎn)、應(yīng)收利息凈額、買入返售金融資產(chǎn)凈額、可供出售金融資產(chǎn)凈額、持有至到期投資凈額、長期應(yīng)收款凈額、投資性房地產(chǎn)凈額10 項(xiàng)之和減去公允價(jià)值變動收益后除以期末總資產(chǎn)，構(gòu)建第2 個(gè)企業(yè)金融化新指標(biāo)Fin4；③借鑒段軍山等[35]的做法，以貨幣資金、交易性金融資產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)凈額、投資性房地產(chǎn)凈額、持有至到期投資凈額、應(yīng)收股利凈額、應(yīng)收利息凈額7 項(xiàng)之和除以期末總資產(chǎn)，構(gòu)建第3 個(gè)企業(yè)金融化新指標(biāo)Fin5。在以這3 個(gè)金融化新指標(biāo)為被解釋變量的回歸中，Lib的回歸系數(shù)均在1%水平上顯著為正，該結(jié)果增強(qiáng)了本研究結(jié)果的可靠性。

4.3.6 安慰劑檢驗(yàn)

為避免處理組與控制組企業(yè)在金融化指標(biāo)之間的差異趨勢對研究結(jié)果造成的干擾，采用安慰劑檢驗(yàn)，將各批次滬(深)港通實(shí)施時(shí)間向前平推3 年，并據(jù)此生成關(guān)鍵解釋變量Rli，采用(1)式進(jìn)行回歸，Rli的回歸系數(shù)均不顯著。這意味著本研究發(fā)現(xiàn)的處理組企業(yè)金融化程度顯著高于控制組企業(yè)的研究結(jié)果確因滬(深)港通政策實(shí)施所致，而非組間差異趨勢所致。本研究還進(jìn)一步將滬(深)港通實(shí)施時(shí)間分別向前推2 年和1 年進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)，Rli的回歸系數(shù)也均不顯著。

4.3.7 改變模型形式

為緩解因模型設(shè)定對研究結(jié)果造成的影響，本研究參考CHAN et al.[36]的做法，重新設(shè)定(1)式，在保留Lib的基礎(chǔ)上，加入用以區(qū)分處理組與控制組的虛擬變量Lis，并相應(yīng)控制行業(yè)和年份固定效應(yīng)，且對所有回歸變量進(jìn)行企業(yè)層面聚類處理?；貧w結(jié)果表明，Lib的回歸系數(shù)均在1%水平上顯著為正，進(jìn)一步驗(yàn)證了前述假設(shè)。

4.3.8 調(diào)整樣本范圍

在主回歸的樣本篩選過程中，本研究一并剔除在樣本期內(nèi)曾被調(diào)出滬(深)港通標(biāo)的名單的相關(guān)樣本，但考慮到這一處理方式會導(dǎo)致一定程度的樣本損失，同時(shí)也難以細(xì)致考察被調(diào)出標(biāo)的企業(yè)是否以及如何受滬(深)港通交易制度的影響。因此，本研究重新進(jìn)行數(shù)據(jù)篩選，保留在樣本期內(nèi)曾被調(diào)出滬(深)港通標(biāo)的名單的所有標(biāo)的企業(yè)，并重新定義Lib。具體的，若標(biāo)的企業(yè)當(dāng)期未被調(diào)出滬(深)港通標(biāo)的名單取值為1，代表其受該項(xiàng)政策影響；若其當(dāng)期被調(diào)出滬(深)港通標(biāo)的名單則取值為0，代表其已不受該項(xiàng)政策影響。同時(shí)，仍以6 月為界限判斷調(diào)入和調(diào)出年份，若標(biāo)的企業(yè)在6 月以后進(jìn)入或調(diào)出，則次年為其受或不受政策影響的首年；若標(biāo)的企業(yè)在6 月及以前月份進(jìn)入或調(diào)出，則當(dāng)年為其受或不受政策影響的首年。回歸結(jié)果表明，在新樣本中Lib的回歸系數(shù)均在5%及以上水平上顯著為正，意味著數(shù)據(jù)篩選方式并未實(shí)質(zhì)影響本研究結(jié)論。

4.3.9 改變聚類維度

主回歸中所有變量回歸系數(shù)的t值均只在企業(yè)層面進(jìn)行聚類處理，考慮到殘差項(xiàng)可能同時(shí)在企業(yè)和年份層面存在相關(guān)性。因此，本研究對(1)式中各變量t值進(jìn)行企業(yè)和年份層面的雙重聚類處理。回歸結(jié)果表明，Lib的t值雖比表3 數(shù)據(jù)均有所減少，但仍均在10%及以上水平上顯著為正，表明在考慮較為嚴(yán)格的殘差之間相關(guān)性后，本研究結(jié)果仍成立。

4.3.10 增加高管層面控制變量

已有研究發(fā)現(xiàn)高管特征會深刻影響并塑造企業(yè)實(shí)際決策[37]，為此本研究在(1)式中補(bǔ)充控制反映高管特征的相關(guān)變量?？紤]到中國上市企業(yè)重大事項(xiàng)決策權(quán)主要集中于董事長而非總經(jīng)理，因此分別選取5 個(gè)指標(biāo)測量董事長個(gè)人特質(zhì)。①性別(Gen)，董事長為女性取值為1，為男性取值為0；②年齡(Age)，董事長實(shí)際年齡；③受教育程度(Edu)，董事長最高學(xué)歷為中專及以下取值為1，為高中取值為2，為大專取值為3，為本科取值為4，為碩士取值為5，為博士取值為6；④海外經(jīng)歷(Ovs)，董事長具有海外經(jīng)歷取值為1，否則取值為0；⑤學(xué)術(shù)經(jīng)歷(Aca)，董事長具有學(xué)術(shù)經(jīng)歷取值為1，否則取值為0。在加入前述5 個(gè)控制變量后，Lib的回歸系數(shù)均在5%及以上水平上顯著為正，表明在控制董事長個(gè)人特征后，本研究結(jié)果仍成立。在董事長特征變量方面，其年齡對企業(yè)金融化程度產(chǎn)生顯著影響，其余特征變量未表現(xiàn)出顯著性。

4.3.11 僅限制造業(yè)上市企業(yè)

本研究還進(jìn)一步將樣本范圍限定為制造業(yè)企業(yè)，即2012 版行業(yè)代碼首位字母為C 的上市企業(yè)，樣本量有所減少?；貧w結(jié)果表明，Lib的回歸系數(shù)均在5%及以上水平上顯著為正。

4.3.12 隨機(jī)分配處理組

為進(jìn)一步排除滬(深)港通交易制度與標(biāo)的企業(yè)金融化決策之間關(guān)系可能受到的人為設(shè)定或遺漏變量問題，本研究按照將Lib取值為1 的樣本個(gè)數(shù)為全樣本隨機(jī)賦值，這種分配方法既保證了隨機(jī)指定的標(biāo)的企業(yè)在全樣本中所占比例與實(shí)際一致，又充分確保了隨機(jī)性。把新生成的Lib用(1)式重新回歸并計(jì)算其所得t值，將上述過程分別重復(fù)2 000 次、3 000次和4 000 次。這一檢驗(yàn)的總體思路在于，若人為隨機(jī)改變標(biāo)的企業(yè)分布后，企業(yè)金融化水平未發(fā)生顯著變化，表明本研究發(fā)現(xiàn)的資本市場開放對企業(yè)金融化決策的影響具有獨(dú)特性，并非由遺漏變量或其他潛在因素影響。各次回歸中Lib對應(yīng)t值的統(tǒng)計(jì)指標(biāo)表明，前述隨機(jī)抽樣分別形成的2 000、3 000 和4 000個(gè)t值基本分布在0 附近，且p值均未達(dá)到顯著性水平。表明本研究發(fā)現(xiàn)的滬(深)港通交易制度對標(biāo)的企業(yè)金融化決策的正向影響確為因果關(guān)系，而非隨機(jī)結(jié)果所致。

4.4 影響機(jī)制檢驗(yàn)

前文研究結(jié)果證實(shí)了資本市場開放對于標(biāo)的企業(yè)金融化程度的促進(jìn)作用，但并未就其影響機(jī)制進(jìn)行檢驗(yàn)，在此結(jié)合理論分析和實(shí)證檢驗(yàn)，探討資本市場開放導(dǎo)致的境外機(jī)構(gòu)投資者實(shí)際影響標(biāo)的企業(yè)金融化決策的具體路徑和機(jī)制。本研究認(rèn)為，資本市場開放導(dǎo)致的境外機(jī)構(gòu)投資者主要通過緩解融資約束和增加業(yè)績壓力的途徑促進(jìn)標(biāo)的企業(yè)金融化。首先，資本市場開放為標(biāo)的企業(yè)引來了大量境外機(jī)構(gòu)投資者持股，這會向外部債權(quán)人傳遞關(guān)于企業(yè)公司治理和前景方面的積極信號，有助于降低其獲取外部融資的難度和成本，而融資約束環(huán)境的改善為標(biāo)的企業(yè)將更多以低成本獲取的外部資金適時(shí)投入到金融化決策中提供了有利條件，從而顯著提升了其金融化水平。其次，實(shí)施滬(深)港通交易制度導(dǎo)致的大量境外機(jī)構(gòu)投資者顯著強(qiáng)化了針對分析師研報(bào)的需求，這意味著標(biāo)的企業(yè)在一定時(shí)期內(nèi)會受到更為密集的分析師關(guān)注，進(jìn)而在客觀上增加了管理層面臨的業(yè)績壓力，強(qiáng)化了其通過金融投資滿足業(yè)績期待的內(nèi)在動機(jī)，進(jìn)而促使其將更多企業(yè)資源投入到金融化決策中，最終導(dǎo)致企業(yè)金融化程度提升。

(1)對于緩解融資約束這一路徑，使用經(jīng)典三步法進(jìn)行考察。參考CAO et al.[38]的做法，以FC 指數(shù)測量企業(yè)面臨的融資約束水平(Fc)，在三步法中，第1步即為前文中的主回歸，主要考察資本市場開放對于標(biāo)的企業(yè)金融化程度的影響；第2 步以Fc為被解釋變量、以Lib為解釋變量進(jìn)行回歸，目的在于考察資本市場開放對標(biāo)的企業(yè)融資約束程度的影響；第3步同時(shí)以Lib和Fc對企業(yè)金融化指標(biāo)進(jìn)行回歸，以考察Fc是否及如何發(fā)揮中介效應(yīng)。表5 的A 欄給出按照這一思路的回歸結(jié)果，Lib與Fc的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)，表明實(shí)施滬(深)港通交易制度顯著降低了標(biāo)的企業(yè)面臨的融資約束。在(1)式右側(cè)同時(shí)加入Lib和Fc時(shí)，二者均具有顯著性，意味著融資約束在資本市場開放與企業(yè)金融化程度之間發(fā)揮部分中介效應(yīng)，即資本市場開放通過緩解標(biāo)的企業(yè)融資約束的途徑促進(jìn)其金融化。由于在計(jì)算FC指數(shù)過程中涉及的部分變量存在一定缺失值，因此表5 中A 欄對應(yīng)的3 列回歸中樣本觀測值均為13 167個(gè)，小于主回歸使用的樣本觀測值。本研究參考崔志霞等[39]的做法，以股利支付率測量企業(yè)融資約束水平，相關(guān)結(jié)果也支持前述理論預(yù)期。

表5 影響機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果Table 5 Influence Mechanism Test Results

(2)對于增加業(yè)績壓力這一路徑，本研究借鑒已有研究做法[40]，以分析師關(guān)注程度作為中介變量，用以近似測量管理層在當(dāng)期面臨的外部業(yè)績壓力。具體地，以企業(yè)在當(dāng)年受到分析師跟蹤個(gè)數(shù)加1 后取自然對數(shù)定義業(yè)績壓力(Ana)，該指標(biāo)取值越大上市企業(yè)面臨的業(yè)績壓力越大。與前一條路徑類似，同樣使用經(jīng)典三步法中介效應(yīng)模型進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見表5的B 欄，Lib與Ana的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，表明實(shí)施滬(深)港通交易制度顯著提升標(biāo)的企業(yè)分析師關(guān)注程度，進(jìn)而增加了其業(yè)績壓力。在(1)式右側(cè)同時(shí)加入Lib和Ana時(shí)，二者均具有顯著性，意味著業(yè)績壓力在資本市場開放與企業(yè)金融化程度之間發(fā)揮部分中介效應(yīng)，即資本市場開放通過增加標(biāo)的企業(yè)面臨業(yè)績壓力途徑促進(jìn)其金融化。

5 進(jìn)一步研究

5.1 截面分析

為進(jìn)一步研究資本市場開放對標(biāo)的企業(yè)金融化決策的促進(jìn)作用在不同情景下存在的差異，本研究分別從微觀層面的企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、中觀層面的所處行業(yè)競爭度、宏觀層面的所在地區(qū)市場化水平考察其對滬(深)港通交易制度與企業(yè)金融化之間關(guān)系的具體影響，以加深對境外機(jī)構(gòu)投資者驅(qū)動標(biāo)的企業(yè)金融化這一主要發(fā)現(xiàn)的理解和認(rèn)知。表6 給出從微觀層面分析的回歸結(jié)果。

表6 截面分析結(jié)果Table 6 Sectional Analysis Results

(1)對于微觀層面，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)是中國上市企業(yè)最為重要的一個(gè)特征，國有企業(yè)與非國有企業(yè)在經(jīng)營目標(biāo)和運(yùn)作模式上都存在較大差異，因此采用(1)式對國有企業(yè)和非國有企業(yè)進(jìn)行分組回歸，其中國有企業(yè)觀測值為7 264，非國有企業(yè)觀測值為11 838。由表6 可知，國有企業(yè)樣本中Lib的回歸系數(shù)均不顯著，非國有企業(yè)樣本中Lib的回歸系數(shù)均在1%水平上顯著為正，表明資本市場開放對企業(yè)金融化的促進(jìn)作用在非國有企業(yè)中更顯著。本研究認(rèn)為主要有兩方面原因：①目前中國國有上市企業(yè)大部分股份并未上市流通，加之國有企業(yè)董事長和總經(jīng)理均由國務(wù)院國有資產(chǎn)監(jiān)督管理委員會直接任命，具有較濃厚的行政色彩[41]，導(dǎo)致國有企業(yè)最高決策者不會過分在意企業(yè)股價(jià)，境外機(jī)構(gòu)投資者不太可能通過強(qiáng)化分析師關(guān)注為其帶來實(shí)質(zhì)的業(yè)績壓力，因此難以對國有企業(yè)金融化決策產(chǎn)生實(shí)質(zhì)影響；而在非國有企業(yè)，特別是民營企業(yè)中，由于股價(jià)直接決定實(shí)際控制人或創(chuàng)始人的身家，導(dǎo)致其較為在意企業(yè)股價(jià)，境外機(jī)構(gòu)投資者能夠通過增加分析師關(guān)注對其形成有效的業(yè)績壓力，進(jìn)而加劇金融化。②在國有企業(yè)中，外資股東可能難以實(shí)際影響公司治理決策，這限制了其通過直接參與公司治理途徑來推動標(biāo)的企業(yè)金融化決策；而在非國有企業(yè)中，股權(quán)控制并不十分嚴(yán)格，外資股東能獲得更多投票權(quán)和話語權(quán)，可以充分表達(dá)其自身訴求。

(2)對于中觀層面，根據(jù)行業(yè)競爭度中位數(shù)將全樣本分為高和低行業(yè)競爭度兩個(gè)子樣本，采用(1)式進(jìn)行分組回歸，結(jié)果表明資本市場開放對企業(yè)金融化的促進(jìn)作用在行業(yè)競爭度較高的樣本中更顯著。這主要是因?yàn)?，在競爭較為激烈的行業(yè)中，企業(yè)想要通過傳統(tǒng)主業(yè)獲取競爭優(yōu)勢、攫取超額利潤的難度較大，因此在這類標(biāo)的企業(yè)中，境外機(jī)構(gòu)投資者通過強(qiáng)化分析師關(guān)注帶來的業(yè)績壓力更能促使管理層從事更多金融化決策，導(dǎo)致其金融化水平提升。同時(shí)，從滬(深)港通交易制度為標(biāo)的企業(yè)帶來的融資環(huán)境改善這一效應(yīng)看，當(dāng)企業(yè)所處行業(yè)競爭度較高時(shí)，將外部融資用于主業(yè)經(jīng)營的實(shí)體投資和技術(shù)創(chuàng)新等會面臨更高的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)和不確定性，進(jìn)而弱化管理層將財(cái)務(wù)資源用于實(shí)體投資的傾向，導(dǎo)致更多外部資金投向金融化決策中，這也導(dǎo)致企業(yè)金融化程度的顯著提升。

(3)對于宏觀層面，企業(yè)經(jīng)營發(fā)展不僅處于微觀和中觀環(huán)境下，同樣也受宏觀環(huán)境的影響，本研究從企業(yè)所在地區(qū)市場化程度的視角考察其對資本市場開放與企業(yè)金融化之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。參考王小魯?shù)萚42]編制的《中國分省份市場化指數(shù)報(bào)告(2018)》，用其中的市場化總指數(shù)評分測量企業(yè)注冊所在省份的市場化程度，該值越大表明地區(qū)市場化程度越高。由于該項(xiàng)指標(biāo)的原始數(shù)據(jù)只包含2008 年至2016 年，根據(jù)最近替代原則，本研究以2008 年的數(shù)據(jù)對2007年的缺失數(shù)據(jù)進(jìn)行補(bǔ)充，并以2016 年的數(shù)據(jù)對2017年和2018 年的缺失數(shù)據(jù)進(jìn)行填補(bǔ)。根據(jù)市場化程度各年中位數(shù)將全樣本分為高和低市場化程度兩個(gè)子樣本，采用(1)式進(jìn)行分組回歸，結(jié)果表明資本市場開放導(dǎo)致的境外機(jī)構(gòu)投資者對標(biāo)的企業(yè)金融化的驅(qū)動作用在地區(qū)市場化程度較高的樣本中更顯著。這主要是因?yàn)?，在市場化程度較高的地區(qū)，金融業(yè)發(fā)展較為完善，標(biāo)的企業(yè)有更為豐富的金融投資選擇，這有助于境外機(jī)構(gòu)投資者驅(qū)動標(biāo)的企業(yè)金融化。

5.2 資本市場開放與企業(yè)過度金融化

實(shí)體企業(yè)金融化并非有害無益，事實(shí)上，適度金融化有助于緩解企業(yè)主業(yè)經(jīng)營壓力，降低未來財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)，有助于企業(yè)長期健康發(fā)展。因此，一個(gè)隨之而來的問題是，資本市場開放導(dǎo)致的標(biāo)的企業(yè)金融化究竟是否屬于過度金融化。研究清楚這一問題，對于有效區(qū)分滬(深)港通導(dǎo)致的境外機(jī)構(gòu)投資者到底是推動實(shí)體企業(yè)適度金融化抑或驅(qū)動其過度金融化至關(guān)重要，也是從微觀企業(yè)金融化視角評判資本市場開放帶來經(jīng)濟(jì)后果的重要依據(jù)。目前學(xué)界尚未就如何準(zhǔn)確測量實(shí)體企業(yè)過度金融化達(dá)成一致，本研究借鑒黃賢環(huán)等[19]的做法，以滯后一期金融化程度指標(biāo)及其他多種解釋變量對當(dāng)期金融化程度指標(biāo)進(jìn)行回歸，通過計(jì)算其殘差測量企業(yè)過度金融化。具體模型為

表7 資本市場開放與企業(yè)過度金融化的回歸結(jié)果Table 7 Regression Results for Capital Market Liberalization and Corporate Overfinancialiazation

6 結(jié)論

6.1 研究結(jié)果

本研究以中國資本市場對外開放的重要舉措-實(shí)施滬(深)港通交易制度作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)背景，通過構(gòu)建多時(shí)點(diǎn)雙重差分模型，系統(tǒng)研究資本市場開放對微觀企業(yè)金融化的影響及其內(nèi)在機(jī)理。研究結(jié)果表明，資本市場開放顯著促進(jìn)標(biāo)的企業(yè)金融化，表現(xiàn)為金融資產(chǎn)配置比例提升。機(jī)制檢驗(yàn)表明，資本市場開放導(dǎo)致的境外機(jī)構(gòu)投資者主要通過緩解融資約束和增加業(yè)績壓力的途徑促進(jìn)標(biāo)的企業(yè)提升金融化程度。上述結(jié)果在經(jīng)過傾向得分匹配處理等一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后仍成立。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，資本市場開放對企業(yè)金融化的促進(jìn)作用在非國有企業(yè)、行業(yè)競爭度較高和所處地區(qū)市場化程度較高的樣本中更顯著，資本市場開放還導(dǎo)致境外機(jī)構(gòu)投資者顯著驅(qū)動標(biāo)的企業(yè)過度金融化。

6.2 研究貢獻(xiàn)

(1)從資本市場制度變革層面豐富了企業(yè)金融化動因的相關(guān)研究，為揭開中國情景下實(shí)體企業(yè)金融化之謎提供了來自資本市場層面的有力解釋。學(xué)界就近年來中國實(shí)體企業(yè)呈現(xiàn)的金融化傾向進(jìn)行了大量研究，但鮮有從資本市場制度變革層面展開。事實(shí)上，中國資本市場，特別是以滬深兩市為代表的股票市場在過去10 年內(nèi)取得長足發(fā)展，一大批融資融券、滬(深)港通等新型交易機(jī)制漸次落地，這不僅對股票市場運(yùn)行本身產(chǎn)生了深遠(yuǎn)影響，也對上市公司治理發(fā)揮了實(shí)質(zhì)性作用。本研究選取滬(深)港通交易制度這一外生政策，探討資本市場開放這一重大制度變革對上市企業(yè)金融化決策的影響，拓展了企業(yè)金融化動因的相關(guān)研究。

(2)從企業(yè)金融化視角切入，拓展了資本市場開放在微觀公司治理層面經(jīng)濟(jì)后果的研究成果。已有關(guān)于資本市場開放在微觀公司治理層面的研究較為有限，特別是尚未涉及當(dāng)前中國上市企業(yè)一項(xiàng)重要治理決策-金融化。本研究結(jié)果證實(shí)了資本市場開放導(dǎo)致的境外投資者對標(biāo)的企業(yè)金融化的促進(jìn)作用及其內(nèi)在機(jī)理，豐富了資本市場開放經(jīng)濟(jì)后果的研究維度。

(3)本研究構(gòu)建了資本市場對外開放與宏觀經(jīng)濟(jì)“脫實(shí)向虛”這兩項(xiàng)近年來中國重大經(jīng)濟(jì)事實(shí)之間潛在的邏輯鏈條，拓展了資本市場發(fā)展對實(shí)體經(jīng)濟(jì)影響的相關(guān)研究，為以高質(zhì)量資本市場變革推動實(shí)體經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)“脫虛返實(shí)”提供了理論支撐和經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。本研究結(jié)果表明資本市場開放制度對當(dāng)前中國宏觀經(jīng)濟(jì)“脫實(shí)向虛”和微觀企業(yè)金融化均具有一定解釋力，因此如何兼顧好資本市場對外開放與宏觀經(jīng)濟(jì)“脫虛返實(shí)”、真正實(shí)現(xiàn)重大政策之間相輔相成有待進(jìn)一步深入挖掘，本研究結(jié)果對此具有一定借鑒意義。

6.3 政策啟示

(1)為監(jiān)管部門、實(shí)務(wù)界和學(xué)術(shù)界全面、準(zhǔn)確、客觀地評價(jià)實(shí)施滬(深)港通交易制度的后果提供了新視角，特別是如何正確認(rèn)識和把握資本市場開放導(dǎo)致的境外投資者在微觀公司治理中發(fā)揮的具體作用。

(2)本研究結(jié)果表明，資本市場開放這一舉措對近年來中國實(shí)體企業(yè)金融化浪潮和宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行呈現(xiàn)的“脫實(shí)向虛”均具有一定的解釋力。換言之，資本市場開放可能在一定程度上驅(qū)動了中國經(jīng)濟(jì)“脫實(shí)向虛”，這為從制度層面尋找金融化動因，以有效扭轉(zhuǎn)當(dāng)前中國經(jīng)濟(jì)“脫實(shí)向虛”趨勢、引導(dǎo)實(shí)體企業(yè)回歸主業(yè)都有較強(qiáng)的現(xiàn)實(shí)意義。

(3)本研究為政府如何有效兼顧資本市場對外開放和引導(dǎo)經(jīng)濟(jì)“脫虛返實(shí)”這兩項(xiàng)重大戰(zhàn)略以確保其相輔相成提供了新思考。從經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展全局而言，既要積極引導(dǎo)境外投資者參與中國資本市場，又要切實(shí)遏制其對中國經(jīng)濟(jì)“脫實(shí)向虛”發(fā)揮的推波助瀾，這既是當(dāng)前及今后一個(gè)時(shí)期滬(深)港通交易制度變革面臨的重大挑戰(zhàn)，也是資本市場發(fā)展全面有效服務(wù)于實(shí)體經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的必然要求。本研究建議有關(guān)部門應(yīng)當(dāng)加強(qiáng)對滬(深)港通標(biāo)的企業(yè)會計(jì)盈余信息披露的分類監(jiān)管，切實(shí)剝離過度金融化行為對企業(yè)盈余的粉飾，鼓勵(lì)和引導(dǎo)境外機(jī)構(gòu)投資者注重標(biāo)的企業(yè)呈現(xiàn)的主業(yè)發(fā)展和長期價(jià)值相關(guān)信息，進(jìn)而逐步弱化企業(yè)金融化決策的外在動機(jī)。同時(shí)，有關(guān)部門還應(yīng)當(dāng)積極探索滬(深)港通交易制度背景下外資股東統(tǒng)一管理和監(jiān)督的新模式，充分調(diào)動外資股東長期介入并積極參與標(biāo)的企業(yè)主業(yè)經(jīng)營的積極性，為境外投資者了解、調(diào)查和評估標(biāo)的企業(yè)主業(yè)經(jīng)營提供必要便利，唯有如此方能真正使資本市場開放有效服務(wù)于中國實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展，形成以高水平資本市場對外開放驅(qū)動高質(zhì)量宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的良好局面。

6.4 研究不足和未來研究

①本研究是基于中國現(xiàn)有上市企業(yè)進(jìn)行大樣本實(shí)證研究得出的結(jié)論，其結(jié)果僅反映資本市場開放對企業(yè)金融化的整體影響趨勢，但不排除與本研究結(jié)論不一致的個(gè)案存在，后續(xù)可使用案例研究或田野調(diào)查等多樣的研究范式進(jìn)行仔細(xì)考察，有助于補(bǔ)充并豐富本研究提出的資本市場開放和微觀企業(yè)金融化這一研究領(lǐng)域的相關(guān)理論；②受數(shù)據(jù)所限，本研究出于從事大樣本實(shí)證研究的客觀需要，主要以滬深兩市上市企業(yè)作為研究對象，而外資準(zhǔn)入對于中國企業(yè)金融化行為的影響應(yīng)當(dāng)更加廣泛地存在于廣大中小企業(yè)中，后續(xù)研究可利用相關(guān)精確數(shù)據(jù)對此進(jìn)行考察；③本研究并未對資本市場開放與企業(yè)金融化之間關(guān)系導(dǎo)致的經(jīng)濟(jì)后果進(jìn)行深入研究，后續(xù)研究可予以關(guān)注。