吳亞新 李志琴

（天津財(cái)經(jīng)大學(xué)，天津 300220）

一、引言

金融與經(jīng)濟(jì)之間具有密不可分的關(guān)系。理論上，金融在現(xiàn)代市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)中發(fā)揮著配置資金、融通市場(chǎng)、驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用。但隨著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)一步細(xì)化為實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與虛擬經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，后者巨大的收益率產(chǎn)生極化效應(yīng)而成為資金池“洼地”，吸引著逐利資金源源不斷流入虛擬經(jīng)濟(jì)，而金融主體作用的客觀性，即服務(wù)于實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的能力，不斷受到削弱。為實(shí)現(xiàn)十九屆五中全會(huì)提出的構(gòu)建金融有效支持實(shí)體經(jīng)濟(jì)體制機(jī)制的要求，破除金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的諸多體制機(jī)制障礙，我國(guó)從深化要素產(chǎn)權(quán)、加強(qiáng)金融監(jiān)管、優(yōu)化金融結(jié)構(gòu)等層面做出努力，多層次資本市場(chǎng)的發(fā)展豐富了微觀企業(yè)的融資方式，緩解其融資約束，從而為實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供可能。但值得警惕的是，伴隨著融資渠道的拓展，非金融企業(yè)投資金融化的現(xiàn)象日益普遍。肖崎和廖鴻燕（2020）對(duì)非金融上市企業(yè)的金融資產(chǎn)持有量進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析后發(fā)現(xiàn)，2007—2018 年實(shí)體企業(yè)所持有的金融資產(chǎn)數(shù)額由0.61 萬(wàn)億元上升至3.93萬(wàn)億元，而非金融上市公司的固定資產(chǎn)投資增速?gòu)?6.67%下降到6.94%。而處于轉(zhuǎn)型攻堅(jiān)期的經(jīng)濟(jì)又遭遇疫情反復(fù)的影響，實(shí)體企業(yè)運(yùn)營(yíng)的阻力加重，在金融資本與產(chǎn)業(yè)資本相排斥的經(jīng)濟(jì)階段是否引致企業(yè)的投融資行為出現(xiàn)錯(cuò)配現(xiàn)象，決定著經(jīng)濟(jì)能否實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量增長(zhǎng)。因此，綜合考慮融資結(jié)構(gòu)、非金融企業(yè)金融化與實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系有利于更深入探究企業(yè)在金融市場(chǎng)深化時(shí)所做出的投資戰(zhàn)略及其對(duì)實(shí)體產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響，從而在我國(guó)著力推進(jìn)實(shí)體產(chǎn)業(yè)發(fā)展的經(jīng)濟(jì)背景下，提供一個(gè)更加微觀的視角。

根據(jù)現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)融資結(jié)構(gòu)的討論，研究發(fā)現(xiàn)：隨著多層次資本市場(chǎng)的發(fā)展、金融市場(chǎng)的深化，直接融資的比重不斷提升，針對(duì)“銀行主導(dǎo)型”與“市場(chǎng)主導(dǎo)型”孰優(yōu)孰劣的討論逐漸增多，但至今仍未對(duì)服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的最優(yōu)融資結(jié)構(gòu)形成較為統(tǒng)一的結(jié)論。不過(guò)可以肯定的是，對(duì)最優(yōu)融資結(jié)構(gòu)的判定標(biāo)準(zhǔn)依舊需要著眼于其是否與實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展相協(xié)調(diào)并能夠撬動(dòng)產(chǎn)業(yè)的活化運(yùn)轉(zhuǎn)。理論上來(lái)講，擴(kuò)大直接融資規(guī)模、提高企業(yè)在資本市場(chǎng)融資的能力、促進(jìn)融資結(jié)構(gòu)優(yōu)化等舉措從源頭上為企業(yè)的發(fā)展提供流動(dòng)性，有助于企業(yè)生產(chǎn)投入創(chuàng)造收益以充盈內(nèi)源資金，進(jìn)而形成金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的良性循環(huán)。但理論暢想與現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)的運(yùn)轉(zhuǎn)有一定差距，金融資產(chǎn)具有高收益率以及企業(yè)家樂(lè)觀預(yù)期的疊加，使得從宏觀到微觀層面的金融化投資率上升。而我國(guó)實(shí)體經(jīng)濟(jì)雖然工業(yè)門(mén)類齊全，但在質(zhì)與量之間的不協(xié)調(diào)導(dǎo)致發(fā)展受到一定阻礙，產(chǎn)出冗余、融資約束、信息不對(duì)稱等條件束縛著實(shí)體企業(yè)的蓬勃發(fā)展，過(guò)度金融化更會(huì)加劇不利影響。近年來(lái)，供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革從供給端進(jìn)行優(yōu)化調(diào)整，提高與需求的適配度。金融層面同樣實(shí)施了強(qiáng)監(jiān)管，金融市場(chǎng)的深化使得直接融資更加便利、間接融資更加規(guī)范。但企業(yè)層面仍面臨固定資產(chǎn)投資比率下降，而金融資產(chǎn)數(shù)量與種類增持的現(xiàn)象，對(duì)于實(shí)體企業(yè)來(lái)講，是否出現(xiàn)過(guò)度金融化的趨勢(shì)值得各界予以重視。

關(guān)于非金融企業(yè)金融化的文獻(xiàn)研究主要集中于將其作為被解釋變量進(jìn)行動(dòng)因分析（鄧超等，2017；劉喜和等，2020）；作為解釋變量研究對(duì)企業(yè)績(jī)效、創(chuàng)新能力以及企業(yè)價(jià)值、杠桿率等層面的影響，探究其與融資結(jié)構(gòu)相互關(guān)系的研究文獻(xiàn)較少，且大多數(shù)研究將融資方式按直接融資與間接融資來(lái)劃分，而忽略了在實(shí)體企業(yè)依舊發(fā)揮重要作用的內(nèi)源融資。考慮到我國(guó)的非金融上市企業(yè)大多是科技型企業(yè)，且孫青青（2019）研究發(fā)現(xiàn)，從整個(gè)融資體系上看，內(nèi)源融資和外源融資均是融資的重要來(lái)源，但相對(duì)于外源融資，戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的上市企業(yè)更偏向于內(nèi)源融資。因此，本文通過(guò)研究2010—2021年的上市企業(yè)數(shù)據(jù)（剔除金融與房地產(chǎn)企業(yè)），將融資結(jié)構(gòu)按照資金來(lái)源的方式分為內(nèi)源融資與外源融資，并將非金融企業(yè)金融化作為調(diào)節(jié)變量，以研究金融化行為在內(nèi)源融資、外源融資與企業(yè)實(shí)體業(yè)務(wù)之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)，同時(shí)通過(guò)劃分企業(yè)性質(zhì)與區(qū)域分布，對(duì)其進(jìn)行異質(zhì)性分析，最終引出相關(guān)結(jié)論與政策建議。

二、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

按照資金來(lái)源劃分，將融資結(jié)構(gòu)分為內(nèi)源融資與外源融資。內(nèi)源融資主要指企業(yè)實(shí)現(xiàn)資金的內(nèi)部供給與循環(huán)，具有成本低、風(fēng)險(xiǎn)低、自主性強(qiáng)的特點(diǎn)，是企業(yè)發(fā)展初期主要的融資方式；而外源融資指企業(yè)通過(guò)不同的方式向外部金融機(jī)構(gòu)及投資者籌集資金的行為（東雨晨，2021），外部融資的難易程度與企業(yè)規(guī)模和發(fā)展前景密切相關(guān)，適合于企業(yè)的快速擴(kuò)張期與成熟期階段。伴隨著資本市場(chǎng)的發(fā)展，實(shí)體企業(yè)大都經(jīng)歷著由內(nèi)源融資向外源融資轉(zhuǎn)變的階段。具體到理論研究層面，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展早期，金融化水平較低、市場(chǎng)信息不對(duì)稱、營(yíng)商環(huán)境不規(guī)范的背景下，學(xué)者們認(rèn)為最穩(wěn)妥的融資選擇為“啄序理論”：內(nèi)源融資—股權(quán)融資—債券融資，且周明義（2007）通過(guò)構(gòu)建成長(zhǎng)關(guān)系模型實(shí)證檢驗(yàn)出內(nèi)源融資是促進(jìn)中小企業(yè)成長(zhǎng)最有力的融資方式，而債券融資和股權(quán)融資的促進(jìn)效果并不顯著。陳紫晴和楊柳勇（2015）運(yùn)用因子分析法考量融資結(jié)構(gòu)與中小企業(yè)成長(zhǎng)性之間的關(guān)系，同樣驗(yàn)證了內(nèi)源融資與中小企業(yè)成長(zhǎng)性之間的正相關(guān)關(guān)系，而中小企業(yè)成長(zhǎng)性與外源融資之間呈現(xiàn)顯著負(fù)相關(guān)。之后隨著政策走向、金融市場(chǎng)的發(fā)展為實(shí)體企業(yè)進(jìn)行外源融資提供了更多的便利與可能性，楊樂(lè)和劉信群（2018）研究發(fā)現(xiàn)隨著直接融資占比的提高，金融結(jié)構(gòu)的市場(chǎng)導(dǎo)向性逐漸增強(qiáng)，且直接融資占比的提升與第二、第三產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著正向相關(guān)關(guān)系，而其中又以股權(quán)融資比例的提升最為顯著（李思飛和靳來(lái)群，2015；曹海軍，2013；胡浩和王海燕，2018）。因此，基于以上理論提出本文第一個(gè)研究假說(shuō)：

H1：內(nèi)源融資、外源融資均會(huì)促進(jìn)企業(yè)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但具有不同程度的作用效果。

從宏觀金融市場(chǎng)到微觀企業(yè)投資戰(zhàn)略，“脫實(shí)向虛”現(xiàn)象影響著我國(guó)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的未來(lái)走向。張成思和張步曇（2016）從金融化水平不斷提高的角度部分解釋我國(guó)實(shí)業(yè)投資率的下降現(xiàn)象，并指出企業(yè)主體的金融化投資行為極易形成路徑依賴，最終造成“擠出效應(yīng)”占據(jù)主導(dǎo)地位，進(jìn)一步壓縮實(shí)體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展空間。杜勇等（2017）同樣指出我國(guó)微觀企業(yè)金融化行為會(huì)抑制企業(yè)的主營(yíng)業(yè)務(wù)發(fā)展，“蓄水池”效應(yīng)并未發(fā)揮作用。隨后學(xué)者們分別通過(guò)融資約束、市場(chǎng)環(huán)境不確定性、追求股東價(jià)值最大化、股權(quán)集中度等方面對(duì)非金融企業(yè)金融化的投資行為進(jìn)行原因分析，并將非金融企業(yè)金融化作為解釋變量應(yīng)用于對(duì)企業(yè)創(chuàng)新、企業(yè)價(jià)值與績(jī)效等的影響研究中，反映在實(shí)體層面上可歸結(jié)為：過(guò)度金融化行為會(huì)抑制企業(yè)創(chuàng)新，且以制造業(yè)最為顯著（孫平，2019；顧興月和毛軍權(quán)，2022）。同時(shí)，過(guò)度金融化也會(huì)顯著降低企業(yè)的價(jià)值（戚聿東和張任之，2018）。基于此，可以看出金融化行為可能會(huì)抑制實(shí)業(yè)發(fā)展，對(duì)構(gòu)建企業(yè)產(chǎn)融結(jié)合的良性循環(huán)產(chǎn)生不良影響。而從企業(yè)進(jìn)行金融化投資的資金來(lái)源層面來(lái)看，對(duì)于企業(yè)正常的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)，內(nèi)源融資相較于外源融資具有比較優(yōu)勢(shì)，而外源融資中，股權(quán)融資在償付期限、資金的穩(wěn)定性等方面又優(yōu)于債權(quán)融資。多數(shù)學(xué)者指出：對(duì)于外源融資相對(duì)富裕、融資約束較小的企業(yè)，企業(yè)越傾向于配置金融資產(chǎn)追求更高收益的回流（錢(qián)浩，2018；賀靜茹，2020；張靖璐，2021），并通過(guò)配置金融資產(chǎn)，減緩主營(yíng)業(yè)務(wù)的過(guò)度投資，提高資本周轉(zhuǎn)速度（謝富勝和匡曉璐，2020）。尤其是股權(quán)融資占比較高的企業(yè)，股票期權(quán)的薪酬管理制度、追求股東價(jià)值最大化等因素使得管理者更傾向于金融化投資。而對(duì)于企業(yè)的內(nèi)源融資，F(xiàn)azzari et al.（1988）指出在融資約束過(guò)強(qiáng)時(shí)，企業(yè)會(huì)使用內(nèi)源性融資來(lái)支付投資成本，從而導(dǎo)致投資對(duì)于內(nèi)部現(xiàn)金流的敏感性增強(qiáng)。而金融化資產(chǎn)配置的存在使得企業(yè)面臨融資困境的選擇更多樣化。如劉飛（2021）在研究融資融券制度與企業(yè)金融化的傳導(dǎo)機(jī)制中提出，融資約束的提高會(huì)促進(jìn)企業(yè)增加金融資產(chǎn)的配置。依據(jù)Fazzari et al.（1988）的理論，當(dāng)企業(yè)面臨融資約束且實(shí)體資產(chǎn)收益率低于金融資產(chǎn)收益率時(shí)，成本低、自主性強(qiáng)的內(nèi)源融資也會(huì)進(jìn)入金融資產(chǎn)的投資中，對(duì)實(shí)業(yè)投資造成擠出效應(yīng)的同時(shí)又增強(qiáng)了其對(duì)內(nèi)部現(xiàn)金流的敏感性，從而整體削弱企業(yè)增長(zhǎng)的穩(wěn)定性。即使企業(yè)不面臨融資約束，當(dāng)其內(nèi)源融資過(guò)度金融化時(shí)，所產(chǎn)生的高收益也極可能形成路徑依賴，造成資金在金融領(lǐng)域空轉(zhuǎn)，削弱企業(yè)的價(jià)值、創(chuàng)新能力、增長(zhǎng)潛力等。本質(zhì)上，金融資產(chǎn)充當(dāng)“蓄水池”作用的發(fā)揮很大程度上依賴于持有目的，對(duì)金融投資領(lǐng)域的過(guò)度依賴極有可能落入惡性循環(huán)，并最終影響實(shí)業(yè)的發(fā)展。綜上所述，金融化行為影響著內(nèi)源融資與外源融資對(duì)實(shí)業(yè)投資的能力。基于此，提出本文第二個(gè)研究假設(shè)：

H2：企業(yè)金融化水平對(duì)內(nèi)源融資、外源融資與實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平具有顯著的調(diào)節(jié)作用。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文主要選取的初始分析樣本為2010—2021年我國(guó)上市的全部A股企業(yè)，并對(duì)這些初始樣本進(jìn)行如下篩選：剔除所有ST企業(yè)數(shù)據(jù)；剔除金融類和房地產(chǎn)類上市企業(yè)的數(shù)據(jù)；剔除上市企業(yè)中不齊全的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)；剔除各變量缺失數(shù)據(jù)。同時(shí)為防止對(duì)正文研究成果造成影響，需要消除異常值，所以對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行1%和99%的縮尾處理，最終通過(guò)篩選共得到28200個(gè)有效研究數(shù)據(jù)。本文所使用的數(shù)據(jù)均來(lái)自CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)和中經(jīng)網(wǎng)，運(yùn)用Excel 2019 和Stata 15.0 對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行專業(yè)處理后核用。

（二）變量選取

1.因變量：實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（Income）。企業(yè)的主營(yíng)業(yè)務(wù)收入能夠較好地反映實(shí)體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展?fàn)顩r，因此本文選取上市實(shí)體經(jīng)濟(jì)企業(yè)主營(yíng)業(yè)務(wù)收入的對(duì)數(shù)值來(lái)衡量實(shí)體企業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。

2.自變量：融資結(jié)構(gòu)。參考國(guó)內(nèi)外學(xué)者（Brown et al.，2009；韓珣等，2017）對(duì)融資結(jié)構(gòu)的衡量，本文將融資結(jié)構(gòu)分為內(nèi)源融資（IF）和外源融資（EF）。

3.調(diào)節(jié)變量：非金融企業(yè)的金融化（FA）。本文借鑒Demir（2009）、杜勇等（2017）的做法，用企業(yè)持有的金融資產(chǎn)比例表示金融化程度。

4.控制變量。本文借鑒相關(guān)文獻(xiàn)的做法，選用以下控制變量：總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（ATO），用營(yíng)業(yè)收入與平均資產(chǎn)總額占比表示；存貸占比（INV），用存貨凈額與總資產(chǎn)占比表示；企業(yè)成長(zhǎng)性（Growth），用總資產(chǎn)增長(zhǎng)率表示；應(yīng)收賬款占比（REC），用應(yīng)收賬款凈額與總資產(chǎn)占比表示；資產(chǎn)負(fù)債率（Lev），用負(fù)債總額與總資產(chǎn)占比表示。本文各變量定義如表1所示。

表1 變量定義及說(shuō)明表

（三）模型構(gòu)建

為檢驗(yàn)本文所要研究的變量之間的關(guān)系而構(gòu)建三個(gè)回歸模型，分別如下：

其中，模型（1）通過(guò)控制相關(guān)變量后比較IF和EF對(duì)Income的作用來(lái)反映內(nèi)源融資和外源融資對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用。此外，為了檢驗(yàn)企業(yè)金融化程度的調(diào)節(jié)作用，模型（2）在模型（1）的基礎(chǔ)上加入了金融化程度（FA）和內(nèi)源融資（IF）與金融化程度（FA）的交互項(xiàng)（IF*FA），交叉項(xiàng)用來(lái)考察金融化程度對(duì)內(nèi)源融資與實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的影響；同理，模型（3）用來(lái)考察金融化程度對(duì)外源融資與實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的影響。λ0表示該模型的截距，λ 表示各解釋變量的偏回歸系數(shù)，∑Year和∑Industry表示該模型控制了年度和行業(yè)兩個(gè)啞變量，ε表示該模型的誤差項(xiàng)。

四、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

各變量描述性統(tǒng)計(jì)如表2 所示，從表2 中可以看出，實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的均值為21.49，標(biāo)準(zhǔn)差為1.43，表明在初始樣本企業(yè)中企業(yè)收入差距較大，各實(shí)體企業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)情況也參差不齊。內(nèi)源融資的最小值為0.01，最大值為0.62，均值為0.21，而外源融資的均值為0.51，說(shuō)明實(shí)體企業(yè)各自的內(nèi)源融資差距較大，且整體上小于外源融資。在金融化方面，初始樣本的均值為0.04，最小值和最大值分別為0.00 和0.51，說(shuō)明在非金融企業(yè)方面，初始樣本之間的金融化差距較大，但整體上金融化程度不高。

表2 各變量的描述性統(tǒng)計(jì)

（二）相關(guān)性分析

各主要變量相關(guān)性分析如表3所示，從表3中能夠發(fā)現(xiàn)：實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與內(nèi)源融資的相關(guān)系數(shù)為-0.095，與外源融資的相關(guān)系數(shù)為-0.415，并且都在1%的水平下顯著，表明內(nèi)源融資和外源融資都對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的負(fù)向影響。這種結(jié)果的出現(xiàn)不排除“壓抑效應(yīng)”的存在，即自變量X 對(duì)因變量Y 同時(shí)存在兩種路徑，直接效應(yīng)與間接效應(yīng)在其他重要變量Z未得到控制的情形下，兩種影響的方向可能相反，因而導(dǎo)致結(jié)果與現(xiàn)實(shí)的偏差。非金融企業(yè)的金融化程度與實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的相關(guān)系數(shù)為-0.087，且在1%水平下顯著，說(shuō)明非金融企業(yè)的金融化程度對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有一定的抑制作用。同時(shí)，各控制變量與實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的相關(guān)系數(shù)均顯著，表明各控制變量與實(shí)體企業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間都有顯著相關(guān)關(guān)系。

表3 各主要變量的相關(guān)性分析表

（三）基準(zhǔn)回歸分析

為了檢驗(yàn)正文中提出的兩個(gè)假設(shè)，本文針對(duì)模型（1）-（3）采用普通最小二乘法來(lái)分析各變量之間的影響機(jī)制，得出結(jié)果如表4所示。

對(duì)模型（1）的回歸結(jié)果見(jiàn)表4 第一列，在控制其他變量的相關(guān)影響下能夠發(fā)現(xiàn)：實(shí)體企業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與內(nèi)源融資之間的回歸系數(shù)為0.9364，且在1%水平下顯著；而實(shí)體企業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與外源融資之間的回歸系數(shù)為-1.3840，且在1%水平下顯著，以上結(jié)果與假設(shè)H1不盡相同，內(nèi)源融資與實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系，但在外源融資方面，隨著外源融資的增加，對(duì)實(shí)體企業(yè)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的抑制作用也隨之增強(qiáng)。同時(shí)發(fā)現(xiàn)總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、資產(chǎn)負(fù)債率都與企業(yè)實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈顯著正相關(guān)關(guān)系，其中，總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率作為衡量企業(yè)資產(chǎn)管理效率的重要財(cái)務(wù)指標(biāo)之一，比率越高，代表企業(yè)整體的營(yíng)運(yùn)能力就越強(qiáng)，也更有利于企業(yè)資產(chǎn)的積累與收入的提高。而資產(chǎn)負(fù)債率越高，代表著企業(yè)的舉債能力越強(qiáng)，同時(shí)債權(quán)人對(duì)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)和投資活動(dòng)所具備的監(jiān)督及約束能力會(huì)抑制企業(yè)異常投資行為的發(fā)生，從而利于實(shí)體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。對(duì)模型（2）的回歸結(jié)果見(jiàn)表4第二列，可以明顯看出，實(shí)體企業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與金融化程度之間的回歸系數(shù)為負(fù)，且在1%水平下顯著，說(shuō)明二者呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，金融化程度對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有一定的抑制作用。同樣在模型（3）中也呈現(xiàn)出顯著的負(fù)向影響作用。值得注意的是，通過(guò)模型（2）與模型（3）的結(jié)果對(duì)比發(fā)現(xiàn)：內(nèi)源融資和金融化程度的交互項(xiàng)與實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的回歸系數(shù)為1.8882，且在1%水平下顯著；外源融資和金融化程度的交互項(xiàng)與實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的回歸系數(shù)為2.1586，且在1%水平下顯著。這也意味著，從調(diào)節(jié)效應(yīng)來(lái)看，在內(nèi)源融資與金融化程度的交叉項(xiàng)（IF*FA）中，金融化程度（FA）強(qiáng)化了內(nèi)源融資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用；而在外源融資與金融化的交叉項(xiàng)（EF*FA）中，金融化程度（FA）削弱了外源融資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的負(fù)向影響。一方面，假設(shè)H2得以驗(yàn)證，且更為具體的表現(xiàn)為：金融化程度與不同的融資形式相結(jié)合會(huì)對(duì)企業(yè)的實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到相對(duì)促進(jìn)作用。另一方面，也說(shuō)明企業(yè)的投融資效率得到較好的利用，金融化投資在企業(yè)經(jīng)營(yíng)中充分發(fā)揮著“蓄水池”效應(yīng)。從內(nèi)源融資層面來(lái)看，持有金融資產(chǎn)具有提高資產(chǎn)結(jié)構(gòu)安全邊際的作用，在企業(yè)內(nèi)部融資相對(duì)不足的情形下，持有一定比例的金融資產(chǎn)對(duì)于維持企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。而在模型（3）中，金融化程度（FA）與外源融資（EF）結(jié)合后對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生正向影響，削弱了單獨(dú)的外源融資（EF）所帶來(lái)的負(fù)向影響。隨著金融化程度的加深，可能使得企業(yè)的融資結(jié)構(gòu)更加優(yōu)化，并有利于企業(yè)主營(yíng)業(yè)務(wù)收入的增加。

表4 OLS回歸分析結(jié)果

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)本文的回歸模型與研究結(jié)果是否穩(wěn)健，本文將被解釋變量實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（Income）替換成其滯后一期值（F.Income），進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)分析，滯后一期的檢驗(yàn)結(jié)果如表5 所示。從中可以發(fā)現(xiàn)，F(xiàn).Income與IF之間的回歸系數(shù)為0.7869，與EF之間的回歸系數(shù)為-1.4167，且均在1%水平下顯著，與基準(zhǔn)回歸分析結(jié)論相同。F.Income與IF*FA之間的回歸系數(shù)為1.8518，與EF*FA之間的回歸系數(shù)為2.6838，且均在1%水平下顯著，非金融企業(yè)金融化程度在內(nèi)源融資和外源融資對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系中起到的調(diào)節(jié)作用與前文結(jié)論基本維持一致。由此表明本文的回歸模型是較為穩(wěn)健的，維持原有結(jié)論不變。

表5 被解釋變量滯后一期檢驗(yàn)結(jié)果

（五）異質(zhì)性分析

本文主要對(duì)上市企業(yè)所處地區(qū)和企業(yè)性質(zhì)的異質(zhì)性進(jìn)行分樣本研究討論。

1.分地區(qū)的異質(zhì)性分析。鑒于我國(guó)不同地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有較大的差異與特質(zhì)，因此對(duì)我國(guó)各省份進(jìn)行傳統(tǒng)分類，即東、中、西三部分：東部地區(qū)11個(gè)省份，中部地區(qū)10 個(gè)省份，西部地區(qū)10 個(gè)省份（港澳臺(tái)數(shù)據(jù)缺失，故不納入分析）。

在分地區(qū)的異質(zhì)性回歸結(jié)果中，因篇幅原因只列示有調(diào)節(jié)效應(yīng)的回歸結(jié)果（見(jiàn)表6）：東部地區(qū)企業(yè)的內(nèi)源融資與實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的回歸系數(shù)為0.7137，中部為1.6093，西部為0.5408，中部地區(qū)作用效果最為顯著。外源融資層面與前文結(jié)論維持一致，即呈現(xiàn)出顯著的抑制作用，其中，又以西部地區(qū)的抑制效果最大，東部地區(qū)次之，最后為中部地區(qū)，這可能與企業(yè)的資產(chǎn)結(jié)構(gòu)、投資策略存在著一定的相關(guān)性。西部地區(qū)企業(yè)發(fā)展水平參差不齊，在外源融資方面又主要以銀行貸款為主，從而可能形成較為單一的負(fù)債結(jié)構(gòu)，并加大企業(yè)財(cái)務(wù)的風(fēng)險(xiǎn)性與脆弱性。此外，西部地區(qū)的部分企業(yè)具有“重資產(chǎn)”的投資現(xiàn)狀，生產(chǎn)收入的現(xiàn)金流與短期債務(wù)缺乏同步性，而銀行等金融機(jī)構(gòu)并不承擔(dān)企業(yè)“借新償舊”的融資主體的主要角色，迫使企業(yè)不得不求助于其他融資渠道，融資成本的增加也會(huì)抑制企業(yè)收入的提升。從交互項(xiàng)來(lái)看，在東部地區(qū)，隨著金融化程度（FA）的加深，F(xiàn)A會(huì)起到強(qiáng)化內(nèi)源融資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用，而削弱外源融資對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的負(fù)向影響。而在中部與西部地區(qū)上述作用方向相同，但不顯著，這可能因?yàn)橹?、西部地區(qū)金融化程度發(fā)展相對(duì)較弱。

表6 分地區(qū)的異質(zhì)性分析結(jié)果

2.分企業(yè)性質(zhì)的異質(zhì)性分析。本文對(duì)初始樣本的企業(yè)按性質(zhì)不同進(jìn)行分類，分為國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)。具體回歸結(jié)果如表7。

表7 分企業(yè)性質(zhì)的異質(zhì)性分析結(jié)果

可以看出，在內(nèi)源融資和外源融資對(duì)企業(yè)實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的正向影響中，國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)并無(wú)明顯差異。但在加入金融化程度的調(diào)節(jié)變量后，金融化程度對(duì)國(guó)有企業(yè)的內(nèi)、外源融資和實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間分別起到顯著正向調(diào)節(jié)和負(fù)向削弱的作用，而對(duì)非國(guó)有企業(yè)的內(nèi)外源融資和實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的實(shí)證結(jié)果不顯著。

五、結(jié)論與建議

（一）主要結(jié)論

本文的初始樣本為2010—2021年我國(guó)上市的全部A 股企業(yè)，通過(guò)對(duì)初始樣本進(jìn)行實(shí)證分析，深入研究變量之間的相關(guān)關(guān)系，并進(jìn)一步探討非金融企業(yè)的金融化對(duì)融資結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的調(diào)節(jié)機(jī)制。通過(guò)分析得出以下結(jié)論：

1.內(nèi)源融資的增加對(duì)企業(yè)的實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有顯著的正向促進(jìn)作用，但外源融資具有負(fù)向抑制作用。因此，實(shí)現(xiàn)企業(yè)的長(zhǎng)期增長(zhǎng)要重視內(nèi)源融資的作用，而非過(guò)度依賴于外源融資。同時(shí)在進(jìn)行外源融資時(shí)，注重主要債務(wù)結(jié)構(gòu)的多樣性與穩(wěn)定性，避免形成單一的債務(wù)結(jié)構(gòu)而增大企業(yè)的經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)。

2.非金融企業(yè)金融化在融資結(jié)構(gòu)與實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用中起到一定的正向調(diào)節(jié)作用，且通過(guò)內(nèi)生性檢驗(yàn)，并在整體上表現(xiàn)為顯著的促進(jìn)效用，即隨著金融化程度的不斷加深，內(nèi)源融資對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用不斷增強(qiáng)，而外源融資對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的抑制作用被削弱，從而在整體上促進(jìn)企業(yè)實(shí)體收入的提高。由此說(shuō)明，我國(guó)企業(yè)進(jìn)行金融化投資能夠提高企業(yè)安全邊際以及發(fā)揮“蓄水池”的效應(yīng)，而對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的“擠出效應(yīng)”并不顯著。

3.在異質(zhì)性分析中，東、中、西部地區(qū)企業(yè)的內(nèi)、外源融資與促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效果之間具有較為明顯的差異。通過(guò)調(diào)節(jié)效應(yīng)分析，金融化程度（FA）對(duì)東部地區(qū)企業(yè)的內(nèi)、外源融資起到不同的調(diào)節(jié)作用，并最終起到促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效用。而中、西部地區(qū)不顯著。這一結(jié)論也同樣適用于國(guó)有企業(yè)，但在本文的實(shí)證分析中，非國(guó)有企業(yè)的調(diào)節(jié)效應(yīng)并不顯著。

（二）政策啟示

1.合理引導(dǎo)資金流向，規(guī)范金融市場(chǎng)投資。隨著我國(guó)金融市場(chǎng)的不斷深化，直接融資尤其是股權(quán)融資不再是大型上市公司的“特權(quán)”，融資方式的便利化雖然能夠在一定程度上緩解企業(yè)的融資困境，但管理者金融化投資的目的影響著企業(yè)的發(fā)展走向。因此，應(yīng)該合理引導(dǎo)企業(yè)注重長(zhǎng)期投資、摒棄短期投機(jī)行為，并加強(qiáng)金融監(jiān)管，對(duì)實(shí)體企業(yè)的投資渠道加以規(guī)范。

2.注重內(nèi)源融資的作用與外源融資結(jié)構(gòu)的合理性。企業(yè)要注重協(xié)調(diào)內(nèi)源融資與外源融資的比例和主要業(yè)務(wù)投資傾向，避免出現(xiàn)金融投資過(guò)度以及主營(yíng)業(yè)務(wù)投資冗余現(xiàn)象的發(fā)生。融資方式的豐富并不必然要求企業(yè)改變其主要的融資次序，否則便會(huì)影響企業(yè)的長(zhǎng)期業(yè)務(wù)選擇與發(fā)展。

3.提高市場(chǎng)信心與預(yù)期。我國(guó)在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期受到不確定因素的限制，為了緩解境況，從供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革到金融深化、強(qiáng)監(jiān)管以及雙循環(huán)的發(fā)展格局等政策實(shí)踐的服務(wù)目的均在于促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展。但民眾的預(yù)期在短期內(nèi)難以扭轉(zhuǎn)，出于規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)、緩解困境以及預(yù)防動(dòng)機(jī)導(dǎo)致金融化比重的遞增，可能會(huì)減弱政策實(shí)施對(duì)經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)效應(yīng)。因此，要注重提升市場(chǎng)預(yù)期，在如今不確定的市場(chǎng)環(huán)境下，引導(dǎo)民眾做出理性的投資選擇。