資本市場開放與企業金融化-基于滬(深)港通交易制度的準自然實驗

孫澤宇，孫 凡

1 西安交通大學 管理學院，西安 710049

2 西安交通大學 管理國家級實驗教學示范中心，西安 710049

3 山西財經大學 會計學院，太原 030031

引言

2014 年開通運行的滬港通和2016 年開通運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合交易所買賣約定范圍內滬深兩市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，是新時代背景下中國資本市場對外開放進程中的重大里程碑事件。

滬(深)港通交易制度自實施以來便引起學界廣泛關注，已有研究集中探討這兩個交易制度在股票市場運行[1]和微觀公司治理[2]兩個層面導致的經濟后果，但對于其在實體經濟發展層面，特別是近年來尤為明顯的實體經濟“脫實向虛”現象中發揮的實際影響卻鮮有涉及，這不僅阻礙了基于資本市場變革視角深刻揭示微觀企業金融化之謎，也難以從更全面視角客觀準確評估滬(深)港通交易制度的實施效果。因此，本研究從實體經濟“脫實向虛”這一獨特視角切入，利用滬(深)港通交易制度分批擴容構成的準自然實驗情景，通過構建多時點雙重差分模型，探討中國資本市場對外開放舉措在微觀企業金融化層面產生的實際影響及其內在機理，以期有效構建資本市場開放與實體經濟“脫實向虛”這兩項重大經濟事實之間的邏輯鏈條。

1 相關研究評述

1.1 企業金融化的影響因素

學界目前尚未就金融化這一概念的準確定義達成一致。借鑒張成思[3]的研究思路，本研究認為當前經濟金融學領域關注的金融化問題主要包括宏觀、中觀和微觀3 個層面。從宏觀視角定義的金融化是指金融部門的產出和利潤在國民經濟各部門中所占比例上升的客觀現象；從中觀層面定義的金融化主要指資產或大宗商品通過增加流動性呈現的金融化特質；從微觀層面定義的金融化主要基于微觀企業金融化行為，表現為實體企業利潤積累日益依賴金融渠道而非傳統貿易和商品生產。本研究中的企業金融化是微觀層面的金融化，即企業通過配置更多金融資產以從事金融投資方式獲取超額收益，進而增加金融渠道獲利占比的現象。

目前學界對于微觀企業金融化的研究主要集中在動機、經濟后果和影響因素3 個方面。關于動機，已有研究主要提出“蓄水池”理論和投資替代理論，“蓄水池”理論認為，由于金融資產具有易保值、變現快等特點，企業持有金融資產主要用于預防財務風險以及反哺主業發展[4]；投資替代理論認為，企業金融化主要目的是追求利潤最大化，當金融投資收益率高于實體投資收益率時，理性決策者會以金融投資代替實體投資[5]。關于經濟后果，已有研究大多從負面視角進行實證考察，SU et al.[6]發現金融化顯著抑制了企業創新績效。關于影響因素，已有研究主要從內部治理特征和外部政策制度環境等層面展開，劉偉等[7]發現機構投資者持股驅動了實體企業金融化，進而從企業內部治理層面考察金融化決策的影響因素；HUANG et al.[8]從經濟政策不確定性視角研究其對企業金融化決策的影響，進而從外部政策環境視角探討企業金融化行為的影響因素。

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

1.2 滬(深)港通交易制度的經濟后果

由于滬(深)港通交易制度遵循分批擴容的實施原則，眾多學者以這一政策為背景，使用雙重差分模型研究其經濟后果，主要集中于資本市場運行和上市企業治理兩個層面。關于資本市場運行，滬(深)港通交易制度為中國內地股市吸引了大量較為成熟的國際機構投資者，其信息收集處理、市場交易行為都對股市各項運行指標產生深遠影響。MA et al.[9]探討滬港通交易制度對股市一體化發展的影響；ZHAO et al.[10]研究滬(深)港通交易制度對機構投資者羊群行為的作用；LI et al.[11]發現滬港通交易制度顯著降低股價同步性。關于上市企業治理，境外機構投資者主要通過股價反饋機制和直接參與企業治理的途徑影響標的企業的治理決策。陳運森等[12]發現實施滬港通有助于提升標的企業股利支付意愿和水平；戴鵬毅等[13]發現實施滬港通交易制度顯著提升了標的企業全要素生產率；XIONG et al.[14]則發現實施滬港通交易制度顯著降低了企業面臨的訴訟風險。

縱觀滬(深)港通交易制度在微觀公司治理領域引發經濟后果的研究成果，本研究認為至少存在兩方面不足。首先，已有研究大都肯定了境外機構投資者利用其專業優勢對標的企業具體治理決策產生的積極影響，卻較少關注境外機構投資者可能對公司治理產生的消極影響。實際上，已有研究大都忽略了境外機構投資者市場交易行為通過分析師層面給標的企業帶來的業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金融化視角，證實了這一理論預期，從而為政府部門、實務界和學界全面評估滬(深)港通交易制度實施后果提供增量證據。其次，已有關于實施滬(深)港通交易制度在微觀公司治理領域經濟后果的研究尚未涉及標的企業金融化決策，在這一交叉領域上存在一定的研究短板。

2 理論分析和研究假設

本研究認為經由滬(深)港通交易制度進入中國資本市場的境外機構投資者主要通過緩解融資約束和增加業績壓力的途徑影響標的企業金融化決策。

首先，實施滬(深)港通交易制度有效緩解了標的企業面臨的融資約束水平，夯實了企業金融化決策的資源基礎，進而促進其金融化。長期以來，外資持股與否和比例高低均被視作企業具有高效治理和良好前景的一項重要標志[15]。實施滬(深)港通交易制度為標的企業吸引了大量境外機構投資者的長期持有，這向以銀行等為代表的金融機構傳遞有關企業盈利能力和股票收益等方面的積極信號[16]，進而在一定程度上降低了企業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，已有研究發現實施滬(深)港通交易制度促使標的企業購買更高質量的審計服務[17]并優化證券分析師的預測行為[18]，這均有助于改善標的企業信息環境，降低債權人債務回收風險，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，意味著上市企業可較為便捷地以較低成本(即利息)從外部債權人處獲取更大規模財務資源支持，考慮到中國上市企業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。因此，資本市場開放對標的企業融資約束程度的有效緩解不僅難以使管理層出于“蓄水池”動機考量適度弱化金融化決策，具體可表現為削減現有金融化投資規?；蛲七t乃至放棄新金融化投資項目，反而會為其借助金融化決策攫取日常經營難以獲得的超額收益提供更加豐富的財務資源基礎，進而在客觀上通過夯實企業財務資源的途徑強化企業金融化決策能力，從而導致企業利用外部低成本融資更多地從事金融化決策進而加劇企業金融化程度。同時，在這種情景下企業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大，這會有效激發管理層通過金融化決策獲取超額利潤的主觀意愿[19]，進而促進企業金融化。

其次，滬(深)港通交易制度強化了分析師針對標的企業的關注度，進而在客觀上加劇了標的企業面臨的業績壓力，促使管理層更傾向于以金融化投資及時滿足外部業績需求，最終加劇企業金融化程度。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內外部人之間信息不對稱方面發揮關鍵作用[20]。有鑒于境外機構投資者在語言、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布的各類研報。已有研究發現，在實施滬(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動下，會有針對性地強化對標的企業的跟蹤關注和信息挖掘[21]。標的企業因此會獲得更多分析師在一定時期內的集中關注，這在客觀上強化了其面臨的短期業績壓力[22]，管理層有較強動機進行有效應對?？紤]到實體投資具有周期長、投資大和回報率低等客觀缺陷，管理層應當更傾向于通過適度配置金融資產的途徑靈活改善企業業績，以滿足外部業績期待，進而更好地維持企業股價，并吸引經由滬(深)港通交易制度進入內地資本市場的境外機構投資者長期持股[23]，這同樣會導致標的企業金融化程度的顯著提升。本研究認為，管理層之所以在面臨業績壓力時更傾向于從事金融化決策而非實體投資，主要有兩方面原因：①從收益率角度，由于近年來實體經濟發展面臨供需失衡，導致部分實體企業增速放緩，甚至面臨一定虧損[24]。與之相對的是，自2008 年全球金融危機以來中國金融業進入迅速擴張階段，金融投資收益率與實體投資收益率之間差距呈逐年擴大之勢[25]，從客觀上導致管理層難以通過操控實體經營在短時間內改善企業業績。②從時效性角度，實體投資具有較長回報周期且在經營過程中面臨諸多不確定性，但金融投資大都委托專業金融機構進行，投資期限選擇較為靈活，同時變現能力較強[26]，能夠實現改善企業短期業績[27]，應當更為管理層所青睞。因此，本研究認為資本市場開放導致的境外機構投資者通過強化針對標的企業的分析師關注進而有效增加其面臨的業績壓力，最終驅動企業金融化行為。

根據以上分析，本研究提出假設：其他條件不變的情況下，資本市場開放促進標的企業金融化。

3 研究設計

3.1 樣本選擇和數據來源

本研究選取2007 年至2018 年滬深A 股上市企業作為研究樣本，由于本研究計算企業金融化的部分指標是2007 年新版會計準則首次使用的，因此樣本初始年份設定為2007 年；同時，由于本研究考察滬(深)港通交易制度的持續時間效應，因此樣本截止年份為2018 年。按以下標準篩選樣本：①剔除樣本期內曾被移出滬(深)港通標的名單的企業；②剔除截至2018 年12 月31 日進入滬(深)港通標的名單尚不足6 個月的標的企業；③剔除金融、保險和房地產類上市企業；④剔除樣本期內被ST、PT 和*ST 處理的企業；⑤剔除回歸中涉及的變量存在缺失的樣本。最終得到19 151 個企業- 年度觀測值，本研究使用的數據均來自CSMAR 數據庫。為控制異常值對回歸結果造成的潛在影響，對所有連續變量進行上下1%的縮尾處理。

3.2 模型設定和變量定義

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

(1) 被解釋變量為企業金融化程度，借鑒楊松令等[29]的思路，本研究以金融資產持有比例測量企業從事金融投資活動的程度。參考宋軍等[30]的做法，以金融資產在總資產中的占比測量企業金融化程度，并定義為Fin1，本研究中的企業金融資產包括交易性金融資產、衍生金融資產、可供出售金融資產、發放貸款及墊款、持有至到期投資凈額、投資性房地產凈額和貨幣資金共7 類。由于現代房地產越來越脫離實體經濟部門而具有虛擬化特征，上市企業持有房地產的目的大都從原有的自用蛻變為謀取利益，因此本研究將房地產投資凈額納入企業金融資產。進一步地，已有研究發現企業金融化行為存在同群效應[31]，為控制不同行業之間金融化程度的差異，本研究對Fin1 進行行業年度中位數調整，得到對應的金融化指標Fin2。這兩個金融化指標值越大表明企業當期金融化程度越高。

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

在控制變量方面，參考杜勇等[25]的做法，共選取10 個指標作為影響企業金融化程度的控制變量，具體定義見表1。對所有回歸系數進行企業層面的聚類處理。

表1 變量定義Table 1 Definitions of Variables

4 實證結果和分析

4.1 描述性統計

表2 給出主要變量的描述性統計結果。Fin1 的均值為0.220，表明樣本中上市企業平均配置了22%的金融資產，且其標準差較大，反映出各企業之間金融資產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%的企業進入滬(深)港通標的名單。其余控制變量與已有研究基本一致，不存在異常情況，具有較常見的統計分布特征。

表2 描述性統計結果Table 2 Results for Descriptive Statistics

4.2 基本回歸結果

表3 給出(1)式的回歸結果，分別采用Fin1 和Fin2 檢驗實施滬(深)港通交易制度對標的企業金融化決策產生的實際影響。由表3 可知，Lib的回歸系數在5%及以上水平上顯著為正，本研究假設得到驗證，即實施滬(深)港通交易制度促進了標的企業金融化程度，表現為金融資產配置比例顯著提升、金融投資收益占比顯著增加。其余控制變量的回歸結果與已有研究基本一致。表3 的回歸結果還具有一定的經濟意義，Lib與Fin1 的回歸系數為0.012，表明相對于未受滬(深)港通交易制度影響的企業，標的企業平均多持有約5.455%的金融資產，這反映出滬(深)港通交易制度對于標的企業金融化決策不僅具有統計學上的顯著影響，也產生了較可觀的實際影響，表明本研究結論具有較強的現實意義。

表3 資本市場開放與企業金融化的回歸結果Table 3 Regression Results for Capital Market Liberalization and Corporate Financialization

4.3 穩健性檢驗

為增強研究結果的穩健性，本研究分別從12 個方面進行穩健性檢驗，表4 給出其中主要的3 個穩健性檢驗結果。

4.3.1 平行趨勢和時間效應

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

首先，在政策實施前，理想的準自然實驗要求未受滬(深)港通交易制度影響的企業(處理組)與受滬(深)港通交易制度影響的企業(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施滬(深)港通交易制度前，標的與非標的樣本在企業金融化指標上具有相同趨勢，才能確保政策實施后的組間差異是由政策本身所致。為檢驗本研究設定是否滿足平行趨勢，補充定義Bef2 和Bef1 兩個變量。當處理組企業在進入滬(深)港通標的名單前2年時，Bef2 取值為1，否則取值為0；當處理組企業在進入滬(深)港通標的名單前1 年時，Bef1 取值為1，否則取值為0。其次，在政策實施后，資本市場開放對企業金融化的促進作用是否具有持續效應尚不清楚。因此，本研究將Lib根據政策實施后4 年拆分為4 個虛擬變量Aft1、Aft2、Aft3、Aft4。若標的企業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 個虛擬變量。本研究將前述6 個時間趨勢變量一并代入(1)式進行回歸，結果見表4 的A 欄，Bef2 和Bef1 的回歸系數均不顯著，表明本研究關注的資本市場開放在企業金融化層面導致的經濟后果基本符合平行趨勢假定，即政策實施前處理組與控制組在企業金融化程度上并未呈現出顯著差異；而Aft1～Aft4 的回歸系數均在10%及以上水平上顯著為正，表明滬(深)港通交易制度導致的境外機構投資者對企業金融化的促進作用呈現出一定的時間效應。

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更可能被選入滬(深)港通標的名單，這是由于金融化程度較高意味著上市企業財務盈余和股票流動性等均較好，更有可能成為優質股，而證監會在確定滬(深)港通標的名單時傾向于選擇基本面較好的優質股票，以確保交易制度穩步實施。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 階段構建上市企業是否被選為滬(深)港通標的的概率模型，并在第1 階段回歸中選取上市企業是否具有海外分部(DFn)作為工具變量，主要原因有：①證監會可能更傾向于選取具有海外分部的上市企業作為滬(深)港通標的，因為這類企業海外業務較多，且與國際投資者的聯系也較為頻繁，能夠更加重視外資股東的聲音和意見，這樣對于切實落實滬(深)港通實施精神和原則均具有天然優勢；②從理論上講這一工具變量并不能對企業金融化決策產生直接影響，只能通過Lib間接影響，因此是一個較為理想的工具變量。具體地，先用DFn和控制變量一并對Lib進行Probit 概率回歸，進而計算出逆米爾斯比指標(Imr)，再將Imr代入(1)式進行回歸，結果見表4 的B 欄。DFn的回歸系數在5%水平上顯著為正，驗證了前述理論預期，即具有海外分部的上市企業更容易進入滬(深)港通標的名單。在控制Imr的基礎上，Lib的回歸系數均在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，本研究結果仍成立。而Imr的回歸系數均在5%及以上水平上顯著為正，表明本研究問題確實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 年全球金融危機和2015 年中國股災的影響

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

表4 穩健性檢驗結果Table 4 Robust Test Results

4.3.4 傾向得分匹配處理

滬(深)港通標的名單篩選并非遵循完全隨機的原則，為避免處理組與控制組之間樣本在資產規模、股票流動性和盈利能力等方面存在的系統性差異對研究結果可能造成的影響，本研究采用傾向得分匹配方法將控制組樣本做進一步篩選，以減弱其與處理組樣本的組間差異。本研究依據滬(深)港通分批擴容年份分批構建上市企業是否進入滬(深)港通標的名單的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金融化決策相關變量的組間差異。本研究使用的滬(深)港通交易制度構成多次政策沖擊，將進入滬(深)港通標的名單首年相同的處理組樣本視作一個處理組模塊，由此構建2015 年至2018 年共4 個處理組模塊，并使用相同logit 模型分批為其進行匹配處理。根據計算的傾向性得分并采用最近鄰且無放回的方法進行一比一匹配，最終得到10 690 個企業- 年度觀測值。經過以上處理后，組間差異檢驗結果表明，處理組與控制組樣本在各控制變量上已無顯著性差異。本研究繼續使用(1)式對匹配樣本進行回歸，Lib的回歸系數均在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，本研究結果仍成立。

4.3.5 替換企業金融化指標

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

4.3.6 安慰劑檢驗

為避免處理組與控制組企業在金融化指標之間的差異趨勢對研究結果造成的干擾，采用安慰劑檢驗，將各批次滬(深)港通實施時間向前平推3 年，并據此生成關鍵解釋變量Rli，采用(1)式進行回歸，Rli的回歸系數均不顯著。這意味著本研究發現的處理組企業金融化程度顯著高于控制組企業的研究結果確因滬(深)港通政策實施所致，而非組間差異趨勢所致。本研究還進一步將滬(深)港通實施時間分別向前推2 年和1 年進行安慰劑檢驗，Rli的回歸系數也均不顯著。

4.3.7 改變模型形式

為緩解因模型設定對研究結果造成的影響，本研究參考CHAN et al.[36]的做法，重新設定(1)式，在保留Lib的基礎上，加入用以區分處理組與控制組的虛擬變量Lis，并相應控制行業和年份固定效應，且對所有回歸變量進行企業層面聚類處理?；貧w結果表明，Lib的回歸系數均在1%水平上顯著為正，進一步驗證了前述假設。

4.3.8 調整樣本范圍

在主回歸的樣本篩選過程中，本研究一并剔除在樣本期內曾被調出滬(深)港通標的名單的相關樣本，但考慮到這一處理方式會導致一定程度的樣本損失，同時也難以細致考察被調出標的企業是否以及如何受滬(深)港通交易制度的影響。因此，本研究重新進行數據篩選，保留在樣本期內曾被調出滬(深)港通標的名單的所有標的企業，并重新定義Lib。具體的，若標的企業當期未被調出滬(深)港通標的名單取值為1，代表其受該項政策影響；若其當期被調出滬(深)港通標的名單則取值為0，代表其已不受該項政策影響。同時，仍以6 月為界限判斷調入和調出年份，若標的企業在6 月以后進入或調出，則次年為其受或不受政策影響的首年；若標的企業在6 月及以前月份進入或調出，則當年為其受或不受政策影響的首年?；貧w結果表明，在新樣本中Lib的回歸系數均在5%及以上水平上顯著為正，意味著數據篩選方式并未實質影響本研究結論。

4.3.9 改變聚類維度

主回歸中所有變量回歸系數的t值均只在企業層面進行聚類處理，考慮到殘差項可能同時在企業和年份層面存在相關性。因此，本研究對(1)式中各變量t值進行企業和年份層面的雙重聚類處理?；貧w結果表明，Lib的t值雖比表3 數據均有所減少，但仍均在10%及以上水平上顯著為正，表明在考慮較為嚴格的殘差之間相關性后，本研究結果仍成立。

4.3.10 增加高管層面控制變量

已有研究發現高管特征會深刻影響并塑造企業實際決策[37]，為此本研究在(1)式中補充控制反映高管特征的相關變量?？紤]到中國上市企業重大事項決策權主要集中于董事長而非總經理，因此分別選取5 個指標測量董事長個人特質。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)，董事長實際年齡；③受教育程度(Edu)，董事長最高學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海外經歷(Ovs)，董事長具有海外經歷取值為1，否則取值為0；⑤學術經歷(Aca)，董事長具有學術經歷取值為1，否則取值為0。在加入前述5 個控制變量后，Lib的回歸系數均在5%及以上水平上顯著為正，表明在控制董事長個人特征后，本研究結果仍成立。在董事長特征變量方面，其年齡對企業金融化程度產生顯著影響，其余特征變量未表現出顯著性。

4.3.11 僅限制造業上市企業

本研究還進一步將樣本范圍限定為制造業企業，即2012 版行業代碼首位字母為C 的上市企業，樣本量有所減少?；貧w結果表明，Lib的回歸系數均在5%及以上水平上顯著為正。

4.3.12 隨機分配處理組

為進一步排除滬(深)港通交易制度與標的企業金融化決策之間關系可能受到的人為設定或遺漏變量問題，本研究按照將Lib取值為1 的樣本個數為全樣本隨機賦值，這種分配方法既保證了隨機指定的標的企業在全樣本中所占比例與實際一致，又充分確保了隨機性。把新生成的Lib用(1)式重新回歸并計算其所得t值，將上述過程分別重復2 000 次、3 000次和4 000 次。這一檢驗的總體思路在于，若人為隨機改變標的企業分布后，企業金融化水平未發生顯著變化，表明本研究發現的資本市場開放對企業金融化決策的影響具有獨特性，并非由遺漏變量或其他潛在因素影響。各次回歸中Lib對應t值的統計指標表明，前述隨機抽樣分別形成的2 000、3 000 和4 000個t值基本分布在0 附近，且p值均未達到顯著性水平。表明本研究發現的滬(深)港通交易制度對標的企業金融化決策的正向影響確為因果關系，而非隨機結果所致。

4.4 影響機制檢驗

前文研究結果證實了資本市場開放對于標的企業金融化程度的促進作用，但并未就其影響機制進行檢驗，在此結合理論分析和實證檢驗，探討資本市場開放導致的境外機構投資者實際影響標的企業金融化決策的具體路徑和機制。本研究認為，資本市場開放導致的境外機構投資者主要通過緩解融資約束和增加業績壓力的途徑促進標的企業金融化。首先，資本市場開放為標的企業引來了大量境外機構投資者持股，這會向外部債權人傳遞關于企業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，而融資約束環境的改善為標的企業將更多以低成本獲取的外部資金適時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，實施滬(深)港通交易制度導致的大量境外機構投資者顯著強化了針對分析師研報的需求，這意味著標的企業在一定時期內會受到更為密集的分析師關注，進而在客觀上增加了管理層面臨的業績壓力，強化了其通過金融投資滿足業績期待的內在動機，進而促使其將更多企業資源投入到金融化決策中，最終導致企業金融化程度提升。

(1)對于緩解融資約束這一路徑，使用經典三步法進行考察。參考CAO et al.[38]的做法，以FC 指數測量企業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的企業金融化程度的影響；第2 步以Fc為被解釋變量、以Lib為解釋變量進行回歸，目的在于考察資本市場開放對標的企業融資約束程度的影響；第3步同時以Lib和Fc對企業金融化指標進行回歸，以考察Fc是否及如何發揮中介效應。表5 的A 欄給出按照這一思路的回歸結果，Lib與Fc的回歸系數在1%水平上顯著為負，表明實施滬(深)港通交易制度顯著降低了標的企業面臨的融資約束。在(1)式右側同時加入Lib和Fc時，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金融化程度之間發揮部分中介效應，即資本市場開放通過緩解標的企業融資約束的途徑促進其金融化。由于在計算FC指數過程中涉及的部分變量存在一定缺失值，因此表5 中A 欄對應的3 列回歸中樣本觀測值均為13 167個，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融資約束水平，相關結果也支持前述理論預期。

表5 影響機制檢驗結果Table 5 Influence Mechanism Test Results

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

5 進一步研究

5.1 截面分析

為進一步研究資本市場開放對標的企業金融化決策的促進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產權性質、中觀層面的所處行業競爭度、宏觀層面的所在地區市場化水平考察其對滬(深)港通交易制度與企業金融化之間關系的具體影響，以加深對境外機構投資者驅動標的企業金融化這一主要發現的理解和認知。表6 給出從微觀層面分析的回歸結果。

表6 截面分析結果Table 6 Sectional Analysis Results

(1)對于微觀層面，產權性質是中國上市企業最為重要的一個特征，國有企業與非國有企業在經營目標和運作模式上都存在較大差異，因此采用(1)式對國有企業和非國有企業進行分組回歸，其中國有企業觀測值為7 264，非國有企業觀測值為11 838。由表6 可知，國有企業樣本中Lib的回歸系數均不顯著，非國有企業樣本中Lib的回歸系數均在1%水平上顯著為正，表明資本市場開放對企業金融化的促進作用在非國有企業中更顯著。本研究認為主要有兩方面原因：①目前中國國有上市企業大部分股份并未上市流通，加之國有企業董事長和總經理均由國務院國有資產監督管理委員會直接任命，具有較濃厚的行政色彩[41]，導致國有企業最高決策者不會過分在意企業股價，境外機構投資者不太可能通過強化分析師關注為其帶來實質的業績壓力，因此難以對國有企業金融化決策產生實質影響；而在非國有企業，特別是民營企業中，由于股價直接決定實際控制人或創始人的身家，導致其較為在意企業股價，境外機構投資者能夠通過增加分析師關注對其形成有效的業績壓力，進而加劇金融化。②在國有企業中，外資股東可能難以實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的企業金融化決策；而在非國有企業中，股權控制并不十分嚴格，外資股東能獲得更多投票權和話語權，可以充分表達其自身訴求。

(2)對于中觀層面，根據行業競爭度中位數將全樣本分為高和低行業競爭度兩個子樣本，采用(1)式進行分組回歸，結果表明資本市場開放對企業金融化的促進作用在行業競爭度較高的樣本中更顯著。這主要是因為，在競爭較為激烈的行業中，企業想要通過傳統主業獲取競爭優勢、攫取超額利潤的難度較大，因此在這類標的企業中，境外機構投資者通過強化分析師關注帶來的業績壓力更能促使管理層從事更多金融化決策，導致其金融化水平提升。同時，從滬(深)港通交易制度為標的企業帶來的融資環境改善這一效應看，當企業所處行業競爭度較高時，將外部融資用于主業經營的實體投資和技術創新等會面臨更高的財務風險和不確定性，進而弱化管理層將財務資源用于實體投資的傾向，導致更多外部資金投向金融化決策中，這也導致企業金融化程度的顯著提升。

(3)對于宏觀層面，企業經營發展不僅處于微觀和中觀環境下，同樣也受宏觀環境的影響，本研究從企業所在地區市場化程度的視角考察其對資本市場開放與企業金融化之間關系的調節作用。參考王小魯等[42]編制的《中國分省份市場化指數報告(2018)》，用其中的市場化總指數評分測量企業注冊所在省份的市場化程度，該值越大表明地區市場化程度越高。由于該項指標的原始數據只包含2008 年至2016 年，根據最近替代原則，本研究以2008 年的數據對2007年的缺失數據進行補充，并以2016 年的數據對2017年和2018 年的缺失數據進行填補。根據市場化程度各年中位數將全樣本分為高和低市場化程度兩個子樣本，采用(1)式進行分組回歸，結果表明資本市場開放導致的境外機構投資者對標的企業金融化的驅動作用在地區市場化程度較高的樣本中更顯著。這主要是因為，在市場化程度較高的地區，金融業發展較為完善，標的企業有更為豐富的金融投資選擇，這有助于境外機構投資者驅動標的企業金融化。

5.2 資本市場開放與企業過度金融化

實體企業金融化并非有害無益，事實上，適度金融化有助于緩解企業主業經營壓力，降低未來財務風險，有助于企業長期健康發展。因此，一個隨之而來的問題是，資本市場開放導致的標的企業金融化究竟是否屬于過度金融化。研究清楚這一問題，對于有效區分滬(深)港通導致的境外機構投資者到底是推動實體企業適度金融化抑或驅動其過度金融化至關重要，也是從微觀企業金融化視角評判資本市場開放帶來經濟后果的重要依據。目前學界尚未就如何準確測量實體企業過度金融化達成一致，本研究借鑒黃賢環等[19]的做法，以滯后一期金融化程度指標及其他多種解釋變量對當期金融化程度指標進行回歸，通過計算其殘差測量企業過度金融化。具體模型為

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

6 結論

6.1 研究結果

本研究以中國資本市場對外開放的重要舉措-實施滬(深)港通交易制度作為準自然實驗背景，通過構建多時點雙重差分模型，系統研究資本市場開放對微觀企業金融化的影響及其內在機理。研究結果表明，資本市場開放顯著促進標的企業金融化，表現為金融資產配置比例提升。機制檢驗表明，資本市場開放導致的境外機構投資者主要通過緩解融資約束和增加業績壓力的途徑促進標的企業提升金融化程度。上述結果在經過傾向得分匹配處理等一系列穩健性檢驗后仍成立。進一步研究發現，資本市場開放對企業金融化的促進作用在非國有企業、行業競爭度較高和所處地區市場化程度較高的樣本中更顯著，資本市場開放還導致境外機構投資者顯著驅動標的企業過度金融化。

6.2 研究貢獻

(1)從資本市場制度變革層面豐富了企業金融化動因的相關研究，為揭開中國情景下實體企業金融化之謎提供了來自資本市場層面的有力解釋。學界就近年來中國實體企業呈現的金融化傾向進行了大量研究，但鮮有從資本市場制度變革層面展開。事實上，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 年內取得長足發展，一大批融資融券、滬(深)港通等新型交易機制漸次落地，這不僅對股票市場運行本身產生了深遠影響，也對上市公司治理發揮了實質性作用。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金融化決策的影響，拓展了企業金融化動因的相關研究。

(2)從企業金融化視角切入，拓展了資本市場開放在微觀公司治理層面經濟后果的研究成果。已有關于資本市場開放在微觀公司治理層面的研究較為有限，特別是尚未涉及當前中國上市企業一項重要治理決策-金融化。本研究結果證實了資本市場開放導致的境外投資者對標的企業金融化的促進作用及其內在機理，豐富了資本市場開放經濟后果的研究維度。

(3)本研究構建了資本市場對外開放與宏觀經濟“脫實向虛”這兩項近年來中國重大經濟事實之間潛在的邏輯鏈條，拓展了資本市場發展對實體經濟影響的相關研究，為以高質量資本市場變革推動實體經濟實現“脫虛返實”提供了理論支撐和經驗證據。本研究結果表明資本市場開放制度對當前中國宏觀經濟“脫實向虛”和微觀企業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濟“脫虛返實”、真正實現重大政策之間相輔相成有待進一步深入挖掘，本研究結果對此具有一定借鑒意義。

6.3 政策啟示

(1)為監管部門、實務界和學術界全面、準確、客觀地評價實施滬(深)港通交易制度的后果提供了新視角，特別是如何正確認識和把握資本市場開放導致的境外投資者在微觀公司治理中發揮的具體作用。

(2)本研究結果表明，資本市場開放這一舉措對近年來中國實體企業金融化浪潮和宏觀經濟運行呈現的“脫實向虛”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動了中國經濟“脫實向虛”，這為從制度層面尋找金融化動因，以有效扭轉當前中國經濟“脫實向虛”趨勢、引導實體企業回歸主業都有較強的現實意義。

(3)本研究為政府如何有效兼顧資本市場對外開放和引導經濟“脫虛返實”這兩項重大戰略以確保其相輔相成提供了新思考。從經濟社會發展全局而言，既要積極引導境外投資者參與中國資本市場，又要切實遏制其對中國經濟“脫實向虛”發揮的推波助瀾，這既是當前及今后一個時期滬(深)港通交易制度變革面臨的重大挑戰，也是資本市場發展全面有效服務于實體經濟運行的必然要求。本研究建議有關部門應當加強對滬(深)港通標的企業會計盈余信息披露的分類監管，切實剝離過度金融化行為對企業盈余的粉飾，鼓勵和引導境外機構投資者注重標的企業呈現的主業發展和長期價值相關信息，進而逐步弱化企業金融化決策的外在動機。同時，有關部門還應當積極探索滬(深)港通交易制度背景下外資股東統一管理和監督的新模式，充分調動外資股東長期介入并積極參與標的企業主業經營的積極性，為境外投資者了解、調查和評估標的企業主業經營提供必要便利，唯有如此方能真正使資本市場開放有效服務于中國實體經濟發展，形成以高水平資本市場對外開放驅動高質量宏觀經濟運行的良好局面。

6.4 研究不足和未來研究

①本研究是基于中國現有上市企業進行大樣本實證研究得出的結論，其結果僅反映資本市場開放對企業金融化的整體影響趨勢，但不排除與本研究結論不一致的個案存在，后續可使用案例研究或田野調查等多樣的研究范式進行仔細考察，有助于補充并豐富本研究提出的資本市場開放和微觀企業金融化這一研究領域的相關理論；②受數據所限，本研究出于從事大樣本實證研究的客觀需要，主要以滬深兩市上市企業作為研究對象，而外資準入對于中國企業金融化行為的影響應當更加廣泛地存在于廣大中小企業中，后續研究可利用相關精確數據對此進行考察；③本研究并未對資本市場開放與企業金融化之間關系導致的經濟后果進行深入研究，后續研究可予以關注。