資本市場開放促進還是抑制了實體企業金融化？
——基于“陸港通”的準自然實驗

馬劍鋒,徐梓珺,張學偉

(1.常州大學 商學院，江蘇 常州 213164；2.河海大學 商學院，江蘇 南京 210024)

一、引言

2014年11月17日“滬港通”正式啟動，實現了上交所與港交所之間股票交易的互聯互通，使得我國資本市場首次實現雙向開放。在此基礎上，2016年12月5日，“深港通”交易制度也正式啟動。2020年4月，中國證監會取消外資持股比例限制歧視性審批許可，推動資本市場進一步對外開放。黨的十九大報告提出，“深化金融體制改革，增強金融服務實體經濟能力，提高直接融資比重，促進多層次資本市場健康發展”。這為資本市場更好地服務實體經濟高質量發展指明了基本方向與路徑，是我國未來資本市場發展的新方向。資本市場對外開放意味著放松了我國資本流動的限制，并且允許境外投資者進入本國資本市場并進行交易。那么在現實中，資本市場開放帶來了什么樣的經濟后果？

從現有文獻看，“陸港通”的開通為我國引入了更為專業的境外機構投資者，為我國資本市場帶來了更加豐富的信息來源，境外投資者有更強的意愿去監督企業的信息披露行為，改善了企業的信息環境[1]，降低了企業與投資者之間的信息不對稱程度并提高了企業的信息披露質量[2]。信息環境的改善有助于約束經理人的不當行為，提升公司治理水平，進而促進高管薪酬業績敏感性[3]，提高企業的投資效率[4]。境外投資者能夠向新興的資本市場傳達一種成熟的投資理念，因此資本市場開放有助于提升企業現金股利支付水平，促進我國投資者回歸價值投資[5]，有助于長期投資風格的形成。但是，目前鮮有研究關注資本市場開放對企業金融化的影響。伴隨著國內外經濟下行的趨勢，不少企業在投資回報率低、利潤空間壓縮、市場萎縮的困境下選擇涉足房地產和金融產業，金融資產以其遠高于實體資本的收益率和較低的變現成本能在短期內幫助企業優化內部資源配置、緩解資金壓力[6]，但也使得部分實體企業“不務正業”，追逐短期利潤[7]。同時，境外投資者可能并非了解我國的資本市場，存在短視行為，數據顯示，截至2019年年末，我國A股上市公司中非金融企業和非房地產企業中，共有440家企業金融資產占比超過20%。圖1展示了2007—2019年滬深港通標的企業和非標的企業平均金融化水平趨勢，自從2014年“滬港通”實施以來，尤其在2016年后，標的企業金融化水平的上升趨勢明顯高于非標的企業。在我國實體經濟利潤率下滑、經濟增速放緩的背景下，部分實體企業出現了嚴重的“脫實向虛”趨勢。作為資本市場開放的一項制度創新，“陸港通”交易制度的實施對實體企業的金融化行為產生影響嗎？

圖1 金融資產平均規模2007—2019年變化趨勢

文章將構造多期雙重差分模型深入探討“陸港通”交易制度實施對標的企業金融化投資的影響效應。本文研究貢獻如下。第一，借助“陸港通”交易制度實施這一準自然實驗，從資本市場開放的角度考察了企業金融化的成因，豐富了關于企業金融化影響因素的研究。已有關于企業金融化的研究主要從公司治理狀況、我國經濟背景等方面給出了解釋，而本文從“陸港通”這一市場交易機制出發，為加深對企業金融化行為的認識提供了一個新視角。第二，探討“陸港通”交易機制對企業金融化投資的影響，豐富了關于資本市場開放經濟后果的研究。現有關于滬深港通交易機制的研究主要圍繞該機制對兩地股市聯動性、波動性及AH股差價、投資效率和企業創新等因素的影響，但是較少有文獻探討資本市場開放對企業金融化的影響。第三，拓展了有關資本市場開放影響企業微觀行為的機制路徑研究，從金融化的成因以及公司治理兩個方面探討資本市場開放影響企業金融化的渠道，為化解企業“脫實向虛”的風險提供參考。

二、文獻綜述與研究假設

(一)文獻綜述

1.有關資本市場開放研究

我國資本市場近年來對外開放程度不斷擴大，上交所和深交所相繼推出了與港交所股票交易的互聯互通機制，因此出現了較多關于“陸港通”開通經濟后果的研究。資本市場開放促進了滬市與香港股市之間的融合與一體化進程，增加了兩地股市的聯動性[8]，通過提升信息透明度顯著降低了“滬港通”標的公司的股價崩盤風險[9]，有助于提升我國股市的穩定性[10]；并且，增加兩地投資者的溝通，有利于資本的自由流動，給予境內投資者更多的投資選擇，使得AH股的溢價減少[11]；“滬港通”可以通過提高公司的信息披露質量，降低股價異質性波動[12]，對促進滬股價值回歸產生了明顯作用，使市場估值水平更加合理[13]。

滬深港通交易制度作為資本市場的一項重要政策，會影響上市企業的微觀行為，關于資本市場開放對上市公司治理效應受到了各方的廣泛關注。“滬港通”交易制度能改善公司的信息環境，優化公司的治理結構，從而降低公司的違規傾向，減少公司的違規次數[14]，通過提高標的股票的股票流動性提高了企業的投資效率，在股價信息含量較低的企業中更為明顯，并且該效應具有顯著的持續促進作用，隨時間的變化而增強[15]，股票市場持續開放通過改善信息環境提升了企業的投資效率，這樣的效應在治理水平和信息水平較低的企業中效果更顯著，最終提升了企業的業績[16]。“滬港通”通過治理效應而非對融資約束的緩解效應增加了公司現金持有水平[17]，通過優化公司的信息環境、提高公司治理水平和風險分擔水平的途徑，發揮對公司創新水平的積極效應[18]。但到目前為止，還鮮有從企業投資金融化的角度探討資本市場開放的公司治理效應。

2.有關企業金融化研究

近年來，金融資產持有比率上升成為我國企業的普遍現象，越來越多的非金融企業脫離原有主營業務，大量依靠投資于金融與房地產業來盈利，即企業金融化。關于企業金融化的成因，可能存在預防性儲蓄和利潤追逐兩種不同的動機，但是由于我國金融市場不完善，金融資產價格波動較大且種類不全，導致金融資產不足以滿足預防性儲蓄的要求，企業更傾向于持有流動性較強的貨幣資金，并且在我國金融市場發展尚不成熟，企業難以從金融市場進行融資的背景下，我國金融化的原因之一是風險異質性企業受到的融資約束差異[19]。從公司治理的角度看，高管金融經歷促進了企業的金融化[20]，管理層的過度自信提升了企業的金融投資偏好[21]，金融業超出實業的高收益吸引實體企業投資金融業務進行套利，并且企業的金融收益未必會反哺主業，具有盈余管理效應[22]。從外部環境的角度看，經濟政策不確定性會顯著促進企業的金融資產投資，從而導致了企業的“脫實向虛”行為[23]，宏觀經濟的穩定運行有助于企業降低金融資產持有比例[24]，因此宏觀政策的出臺會對企業金融化產生影響。在企業金融化的影響效應方面，金融資產并未扮演“蓄水池”角色而緩解企業未來投資不足，反而通過降低企業的創新產出和實物投資負面影響了企業的未來主業業績，從而導致“擠出”效應占主導[6]，同時企業金融化也抑制了企業的創新能力[25]。通過對已有文獻的梳理可以發現，鮮有文獻探討資本市場開放對企業金融化的影響。

(二)研究假設

在“陸港通”互聯互通機制下，境外投資者來自發達的資本市場，他們往往更加成熟和理性，為我國資本市場帶來豐富的信息來源。他們擁有更加專業的信息搜集、處理能力，對信息質量有更高的要求，他們會避免信息不對稱程度較高的公司，有更強的意愿去監督企業的信息披露行為、約束經理人的不當行為，最終會改善企業的信息環境，提升企業的信息質量。企業的管理層為了獲取資金，吸引境外投資者持股，也會主動提高信息披露質量[12]。企業的信息環境會影響投資效率，經理人會從股價中獲取有價值的信息并將其融入投資決策中[26]。企業管理層在做出投資決策時，能獲取更多與決策有關的信息，并將這些信息運用到決策的制定和調整中，提高投資決策的成功率。并且信息披露質量會直接影響到企業的股價信息含量，伴隨著股價信息含量的提升，管理層會獲取并利用股價中包含的信息作為投資決策制定和調整的依據，原因在于企業投資決策相關的股價變化表達了投資者對決策的認可程度，如果管理層不參考股價中反饋的信息，可能會引起投資者的拋售，導致企業的股價下滑[4]。因此，信息環境的改善有利于引導實體企業的投資行為。與此同時，在資本市場開放的政策背景下，“陸港通”也會影響到資本市場信息中介的行為，“陸港通”標的股票會吸引更多國內外分析師等市場中介機構的關注，更多分析師的關注有助于提高他們盈余預測的準確度。分析師的信息搜集活動能夠增強價格對資源配置的引導作用[27]。此外，成熟理性的境外投資者會帶來更加規范的投資理念，有利于促進A股市場回歸價值投資[28]，引導投資者形成長期價值投資的理念。因此，資本市場開放會改善企業的投資決策，降低企業金融化的程度。

然而，境外投資者可能更加關注短期利潤較高的投資，并不關注企業長期業績的提升，“熱錢”效應往往會使境外投資者存在短期投機的行為[28-29]。短期逐利的境外投資者可能會因為公司短期業績的下滑而采取“用腳投票”的消極方式來表達其對經理人的不滿[30-31]，這些都可能造成管理層出于業績的壓力，放棄提升企業的長期價值，而注重短期業績的改善，從而選擇投資周期更短、階段性投資收益率高的金融資產。同時，境外投資者可能由于文化、地理位置的差異對我國的基本國情和文化習俗知之甚少，難以通過有限的資料對企業的經營狀況做出評判，因此在投資策略上也更可能是被動的接受者和跟隨者，并非基于企業的長期價值考慮，進而影響公司的投資決策[5]，并且由于兩地交易和監管制度存在差異，境外投資者需要認真了解不同的交易準則才能合理的評估投資風險。“滬港通”的開通緩解了企業的融資約束[32]，降低了部分企業的經營風險，使得其獲得了較為充裕的資金。而在我國金融市場發展尚不成熟，企業難以從金融市場進行融資，因此商業銀行依舊是我國企業融資的重要渠道。由于商業銀行設置差別性的貸款限制，使得融資約束和經營風險高的企業難以達到銀行貸款要求，只能選擇通過影子銀行的方式融資。面對影子銀行的高收益率，融資約束和經營風險低的企業選擇減少實業投資，把從銀行獲得的相對廉價的貸款轉投影子銀行，提高了企業金融化水平，低風險企業事實上充當了銀行與高風險企業之前的“實體中介”[33]。因此，資本市場開放可能會導致企業迫于短期獲利和業績的壓力而增加金融資產的配置，也可能由于融資約束的緩解加劇了低風險企業“實體中介”的作用，增加金融資產的配置。

基于上述分析，本文提出以下競爭性的研究假設：

假設1a：資本市場開放可能會抑制企業金融化。

假設1b：資本市場開放可能會促進企業金融化。

三、研究設計

(一)樣本選取與數據來源

“滬港通”和“深港通”作為我國資本市場開放的關鍵舉措，分別在2014年11月17日和2016年12月5日正式啟動。為了全面考察資本市場開放對企業金融化的影響，文章將“滬港通”和“深港通”同時納入研究范圍，以2007—2019年滬深兩市A股上市公司作為研究對象，數據的來源為國泰安CSMAR數據庫和Wind金融數據庫，統計分析軟件為Stata16.0。根據研究主題和內容，本文在樣本中剔除了證監會所規定的金融類、房地產類上市公司，同時按照以下的標準對樣本進行篩選：(1)剔除2014年之后IPO的公司；(2)剔除ST或*ST公司；(3)剔除主要財務數據缺失的公司；(4)對所有的連續變量按照1%的標準進行winsorize縮尾處理。

(二)實證模型

在傳統DID模型中，實驗組的所有樣本受到政策干預的時間點完全相同，但是“滬港通”與“深港通”實驗組進入實驗期的時間不同，并且“深港通”的開通與“滬港通”并不是同步的，因此出現實驗組個體接受處理時間點不一致的情況。為此，本文采用多期DID模型，基本形式如下：

Fini,t=α+βOpeni,t+γControli,t+Ai+Bt+εi,t

(1)

在式(1)中，Fini,t表示企業i在t年的投資金融化程度。Ai和Bt分別表示企業的個體固定效應和年度固定效應，Controli,t表示控制變量，εi，t是殘差項，個體固定效應Ai包含了普通DID模型中的實驗組變量treat，年度固定效應Bt已包含普通DID模型中的實驗期變量Post，設置個體固定效應則可以控制不隨時間改變的特征對企業金融化的影響，而設置年度固定效應可以控制隨時間而變的經濟、法律制度、重大突發事件等因素對企業金融化的影響。Openi,t表示資本市場開放，本文將其設為虛擬變量，若企業i在t年能夠實現互聯互通，則取值為1，否則為0。回歸系數β反映了“滬港通”或“深港通”對企業金融化的影響。

同時，本文還構建了普通DID模型，以便與多期DID模型結果進行參照對比。

Fini,t=α+βtreati+γtreati×postt+δControli,t+εi,t

(2)

解釋變量treati表示當該企業被納入“滬港通”或“深港通”標的名單，則該企業樣本取值為1，否則為0。交互項的回歸系數γ如果顯著為正，則表示資本市場開放政策的實施使得企業金融化的程度提高，反之，則表示資本市場開放制度的實施降低了企業金融化的程度。

(三)變量選擇與定義

模型(1)和(2)中的核心變量為企業金融化。本文參考杜勇等[20]的衡量方法，將資產負債表中持有至到期投資、金融衍生品、交易性金融資產、發放貸款及墊款、投資性房地產和可供出售金融資產六個會計科目的總和衡量企業金融資產的規模，并將其與總資產的比值作為企業金融化的代理變量。

文章借鑒已有的研究，控制了企業規模(Size)、資產負債率(Lev)、股權集中度(Owncon)、機構投資者持股比例(Inssh)、凈資產收益率(Roa)、成長性(Grow)。同時，還控制了行業(industry)、年份(year)，以及企業層面(firm)個體固定效應。相關變量的符號及定義見表1。

表1 主要變量的定義

四、實證結果與分析

(一)描述性統計

表2為本文主要變量的描述性統計，在23884個有效樣本中企業金融資產占比(Finratio)的均值為3%，標準差為6.4%；平均有31%的樣本進入“滬港通”或是“深港通”標的名單。

表2 主要變量的描述性統計

(二)全樣本回歸結果：資本市場開放對企業投資金融化的影響

表3為資本市場開放對企業投資金融化影響的實證結果，其中第(1)、(2)兩列為本文的主檢驗使用多期DID模型所得到的結果。第(1)、(2)列的被解釋變量分別為企業金融資產比例(Finratio)和金融資產規模(FIN_Amount)，解釋變量為“陸港通”(Open)。實證結果表明，Open在1%的顯著性水平上對企業金融資產比例和企業金融資產規模呈正向促進效應。為了結果的穩健性，第(3)、(4)列匯報了傳統DID模型的結果，由列(3)、(4)的結果可知，解釋變量Treat×post的系數依然顯著為正，說明在成為“滬港通”和“深港通”標的股票之后，企業金融資產比例和金融資產規模均顯著上升。上述結果表明，資本市場開放政策的實施會導致上市企業金融化的程度顯著提高，驗證了假設1b。在控制變量方面，企業規模(Size)的系數為負，說明企業的規模越大，其金融化的程度越低，中小企業可能更容易金融化。杠桿系數(Lev)在1%的水平上顯著為負，說明較高的企業杠桿率會限制企業金融投資的能力，迫使企業降低持有金融資產的比例。凈資產收益率(Roa)在1%的顯著性水平上顯著為負，說明企業在業績的壓力下，會選擇提升金融資產的配置比例。此外，較低的股權集中度和機構投資者持股比例都會促進企業配置金融資產。

表3 資本市場開放影響企業投資金融化的基本回歸結果

(三)分樣本回歸結果

1.按企業產權性質分組回歸

相比民營企業，國有企業受到了更多的政府干預，企業在進行決策時，可能會由于受到更加嚴格的行政管制而限制企業的金融投資行為。國有控股企業的經理人更加厭惡風險，行為更加謹慎，不會為了追求短期的利潤而持有更多的金融資產。并且國有企業受到較小的融資約束，相比于民營企業更加容易獲得外部融資，企業不會為了緩解未來可能出現的資金不足而持有金融資產。按照企業的產權性質(State)將樣本分為國有企業(State = 1)和民營企業(State = 0)兩組。具體結果見表4，解釋變量Open在國有企業中并不顯著，而且非國有企業中，對金融資產比例(Finratio)在1%的水平上顯著，說明了資本市場開放對民營企業金融化水平的促進效應更大。

表4 分產權性質回歸

2.按企業所在地區分組回歸

按照企業所在的省份，把樣本分為了中、東、西部三組，回歸結果表明(見表5)，資本市場開放的影響在市場化程度高、制度環境更好、經濟發展水平高的地區對企業金融化更大。這可能由于中東部地區金融發展較快、金融機構較多，企業擁有更多配置金融資產的機會，影子銀行的體系比較發達，所以低經營風險企業擁有更多的機會進行配置更多的金融資產，受到的融資約束更小，進而導致了資本市場開放對企業金融化的促進作用更強。

表5 分地區回歸

五、穩健性檢驗

(一)傾向得分匹配(PSM-DID)

由于證監會和交易所在挑選企業進入“陸港通”標的名單時有一定的標準，這可能導致進入名單的企業與沒有進入名單的企業在公司特征等方面存在差異。因此，本文采用傾向得分匹配(PSM)解決上述問題，選擇匹配的變量包括企業規模(Size)、凈資產收益率(Roa)、成長性(Growth)、資產負債率(Lev)等因素，通過最近鄰方法進行一一匹配，然后利用PSM樣本按照 DID方法利用公式(2)進行檢驗，得到的結果如表6所示，treat×post的系數在1%的水平上顯著。結果表明，即使考慮了內生性問題，資本市場開放依然提升了我國上市企業金融化的程度，進一步驗證前文結果是穩健的。

表6 PSM-DID的檢驗結果

(二)平行趨勢檢驗

雙重差分模型的前提條件是受干預的實驗組和未受干預的控制組在外生政策沖擊前需有相同的發展趨勢，本文運用事件研究法進行平行趨勢檢驗，分析“陸港通”開通前后企業投資金融化行為的動態效果。具體做法為生成年份虛擬變量yeart與處理組虛擬變量treati的交互項，加入模型中進行回歸(M、N分別表示政策前和政策后的期數)，那么交互項的系數δj衡量的就是第j期處理組和控制組之間的差異。對于時間變量的設置為2014年“滬港通”實行的前后5年，以便觀察政策實行點前后的動態變化。回歸過程中控制了時間固定效應和個體固定效應，增加結果的穩健性。

(3)

上述結果轉換成圖形，結果如圖2 所示。從圖2中可以看出，政策時點前實驗組和控制組之間不存在顯著差異(95%的置信區間包含了0值)，即滿足平行趨勢的假設；在實行資本市場開放政策之后系數顯著為正，說明了“陸港通”的開通對上市企業投資金融化有顯著的正效應。

圖2 平行趨勢檢驗結果圖

(三)替換變量檢驗

本文參考Krippner[34]、張成思和張步曇[35]提出的企業金融渠道獲利占比作為金融化的度量指標，即：fin2=(公允價值變動凈收益+投資凈收益+ 其他綜合收益+匯兌凈收益-對聯營和合營企業的投資凈收益-利息支出+利息收入)/營業利潤。

由于營業利潤可能會出現負值，因此在計算單個上市企業的金融化程度時，以營業利潤的絕對值對金融渠道獲利進行標準化，即企業金融化程度=(金融渠道獲利-營業利潤)/|營業利潤|。檢驗結果如表7所示，Open的系數依然顯著為正，表明前文的研究結論依然成立。

表7 替換核心指標后的回歸結果

(四)安慰劑檢驗

通過前文的回歸結果發現，“陸港通”交易制度的實施增加了企業金融化的程度，但是可能由于設置的政策干預時點后實驗組和控制組的變化趨勢受到了其他隨機事件或政策的影響，而并非資本市場開放引起的。基于此，進一步采用安慰劑檢驗排除這種可能(見圖3)。該檢驗首先要讓資本市場開放政策對企業的沖擊變得隨機，即為虛構實驗組再與實驗期變量交互，再使這個過程隨機重復200次，這樣的隨機處理過程能保證資本市場開放政策的實施不會對企業金融投資產生影響。經過隨機處理后，Open系數的均值為-0.009，與基準結果相反并且非常接近于零。

圖3 安慰劑檢驗結果圖

六、進一步分析

(一)機制分析

1.融資約束與風險因素視角

根據彭俞超、黃志剛的解釋，風險異質性企業受到的融資約束差異是我國金融化的原因之一[19]，由于銀行對高低風險企業設置不同程度的融資約束，高風險企業的融資需求得不到滿足，低風險企業獲得相對過剩的資源。從銀行獲得資金的低風險企業將從事金融投資，而高風險企業從影子銀行融資，兩類企業之間內生的形成了借貸關系。由于“陸港通”吸引了大量境外投資者進入我國資本市場，這些來自發達資本市場的境外投資者擁有更加豐富的投資經驗、投資能力和更加專業的技術團隊，帶來更為豐富的市場信息來源，降低企業和投資者之間的信息不對稱，從而改善企業的信息環境，減少投資者和經理人之間的代理沖突，降低代理沖突和提升信息環境都能緩解企業的融資約束程度。因此，“滬港通”的開通緩解了部分企業的融資約束[32]，降低了企業的經營風險，使得部分企業獲得充裕的資金并且將資金投入到影子銀行業務中。從而低融資約束、低風險企業的金融化水平將會得到更顯著的提升。本文用KZ指數衡量企業的融資約束程度：

KZ=-9.7804OCF/Asset-32.9377Div idends/Asset-4.2987Cash/Asset+4.8087Lev+0.5140Tobin′sQ

(4)

參考李建軍、韓珣[36]的算法，本文將Atlman提出的KZ指數作為經營風險的代理指標，該指數衡量了企業陷入財務危機的可能性，Z指數越大，表示企業經營風險水平越小。具體的算法為risk=1.4×留存收益/總資產+1.2×營運資金/總資產+0.6×股票總市值/負債賬面價值+3.3×息稅前利潤/總資產+0.999×銷售收入/總資產。按照中位數將樣本分為高融資約束、低融資約束、高經營風險和低經營風險組，分別進行回歸分析。如表8的回歸結果顯示，在低融資約束和低經營風險的樣本中，“陸港通”對于企業金融化的促進作用更為明顯。

表8 機制分析——融資約束與風險因素視角

2.公司治理視角

依據前文中的理論分析，在“陸港通”背景下，境外資本由于“熱錢”效應和對我國的基本國情和文化習俗不甚熟悉，會使其更多關注短期利潤較高的投資，因此境外投資者可能會因為公司短期業績的下滑而采取“用腳投票”的消極方式來表達其對經理人的不滿，這些可能會導致管理層出于業績的壓力，選擇配置金融資產追逐短期效益。管理層采取短期投機行為的可能性及程度，主要受到公司治理體系的制約。在公司治理低效的企業中，對管理層的約束和監督作用相對較弱，管理層配置金融資產的短期投機行為無法得到有效抑制，從而忽略掉一些能提升企業長期價值的實體投資機會，促使企業金融化水平提升；反之，管理層的投機行為能夠得到有效抑制，使其專注能帶來長期效益的投資機會，從而使企業金融化水平降低。

本文以代理問題作為切入點，考察不同公司治理水平下資本市場開放對企業金融化影響的差異情況。在分組指標的設置上，以兩權分離度和管理費用率分別衡量產生代理問題的可能性及代理成本，兩權分離度越高，出現代理問題的可能越高，易加大公司治理的難度；管理費用率越高，代理成本越高，緩解代理問題并提高公司治理水平的難度越大。通過上述兩種指標將研究對象分為高兩權分離組和低兩權分離組，以及高管理費用率組和低管理費用率組，高兩權分離組和高管理費用率組代表了公司治理低效組，低兩權分離組和高管理費用率組代表了公司治理高效組。其中兩權分離度以最終控制人的控制權和所有權分離程度表示，其等于控制權比例和所有權比例之差，控制權比例為控制鏈上最弱的投票權之和，所有權比例為各級持股比例之和；管理費用率為管理費用與營業收入的比值。從表9中可以看出，在以高兩權分離度和高管理費用率表征的公司治理低效組的樣本中，代表資本市場開放的變量Open的系數數值更大且更為顯著；而在公司治理高效組，Open的系數數值明顯較小，且在低兩權分離度組中未通過顯著性檢驗，在低管理費用率組中僅在10%的水平上顯著。上述結果表明，“陸港通”對不同公司治理水平企業的金融化的促進效應有所不同，具有良好的公司治理能夠有效地防止管理層迫于短期業績壓力而去配置金融資產以獲取短期效益，從而有效抑制企業金融化程度；反之，如果企業不具備有效的公司治理，管理層會為了迎合市場而配置金融資產以改善企業的短期業績表現，使得企業金融化表現出較高的程度。

表9 機制分析——公司治理視角

(二)資本市場開放影響企業金融化的間接證據

“陸港通”的開通會導致增加企業金融資產的配置，那么此時企業金融化的主要原因是什么呢？由于金融資產對企業的影響具有“蓄水池”效應以及“擠出”效應，會扮演“蓄水池”的角色緩解企業未來投資的不足，也會通過“擠出”企業的創新產出和實物投資而對企業的未來主業業績產生負面影響[6]。通過Richardson的模型來估算企業的投資效率，具體如下：

Invi,t+β0+β1Crowthi,t-1+β2Levi,t-1+β3Cashi,t-1+β4Agei,t-1+β5Sizei,t-1+β6Reti,t-1+β7Invi,t-1+ΣYear+ΣIndustry+εi,t

(5)

在公式(5)中，殘差小于0的部分表示企業的投資不足(Underinv)。回歸結果如表10第(1)列所示，交互項Open×Finratio的系數并不顯著，說明“陸港通”開通導致的企業金融化并未緩解企業未來的投資不足，也就是說并未產生“蓄水池”效應。

融資約束和經營風險低的企業選擇減少實業投資，并將從銀行獲得的貸款投到影子銀行中，充當高風險企業和銀行之間的“實體中介”，提高了金融化水平[37]。大量的資金涌入“陸港通”標的企業，緩解了融資約束并降低了經營風險，在收益率差距的誘惑下，“陸港通”標的企業將投資的重心轉移到了金融資產上。基于上文的回歸結果，在陸港通實施之后，企業金融化的程度明顯提升，并沒有產生“蓄水池”效應。本文參考黎文靖和李耀淘的做法，將實體資本投資定義為：(購置固定資產、無形資產和其他長期資產支付的現金-處置固定資產和其他長期資產支付的現金凈額)/年初總資產。從表10第(2)列的結果看，“陸港通”的開通顯著抑制了企業的實體資本投資額，對企業的實體資本具有“擠出”效應，企業在資金冗余又缺少合適的投資項目時，會選擇投資金融產品。但從第(3)列的結果看，“陸港通”并未抑制企業的研發支出，說明資本市場開放對企業金融化與創新的影響并不是非此即彼的。

表10 機制分析——緩解企業投資不足視角

七、結論與啟示

本文利用“陸港通”交易機制這一準自然實驗，選擇2007—2019年A股上市公司為研究樣本，構建多期DID模型，研究資本市場開放對于企業金融化的影響。研究結果表明：第一，資本市場開放總體上促進了企業的投資金融化，并且在非國有企業和中東部地區企業中更為顯著；第二，資本市場開放導致的企業金融化未能緩解企業未來的投資不足，并擠出了企業的實體資本投資，我國實體企業存在以追逐利潤為動機的金融投資傾向；第三，“陸港通”對不同公司治理水平企業的金融化的促進效應有所不同，低效公司治理組樣本表現出來的效應更為顯著。

基于上述結論，得到的啟示如下：第一，堅持黨的十九大提出的“擴大金融市場開放，金融要服務于實體經濟”的重要理念，進一步開放資本市場，完善我國資本市場體系，為國內企業開拓境外融資渠道；積極引入成熟資本市場中注重長期投資價值的境外投資者，促使我國資本市場逐步形成長期投資的風格，并加強對境外投資者異常交易的監管，抑制境外投資者在國內資本市場中短期投機交易風格的形成，從而發揮出資本市場開放對我國資本市場和企業發展的積極作用。第二，相關職能部門應當加強對實體企業過度配置金融資產行為的監管，防止實體企業為追逐短期效益而忽視能提升企業長期價值的投資機會，引導企業圍繞國家重大戰略規劃開展產業投資，提升企業研發創新能力，加快企業轉型升級進程。第三，進一步完善我國企業的公司治理體系，提升公司治理水平，以便有效應對資本市場開放背景下國際資本對國內金融市場和企業的沖擊，避免國內企業受國際資本投機行為的影響而采取追逐短期效益的經營行為，抑制管理者做出不利于企業長期發展的決策，從而有效抑制國內企業過度金融化的現象。