實體企業金融化與高質量發展

【摘要】文章以2015—2021年制造業上市公司為研究樣本，實證分析了實體企業金融化對企業高質量發展的影響作用。研究發現：實體企業金融化對企業高質量發展具有阻礙作用。實體企業金融化對企業高質量發展的影響具有產權異質性、行業異質性和區域異質性。中介效應檢驗顯示，實體企業金融化通過抑制企業成長性阻礙企業高質量發展。調節效應檢驗表明融資約束程度對于實體企業金融化對企業高質量發展的阻礙作用具有顯著的調節效應。進一步研究發現，融資約束對于實體企業金融化對高質量發展的影響效應具有門檻效應。研究結果對于合理控制實體企業金融化水平、促進實體企業高質量發展、夯實我國實體經濟根基具有一定參考意義。

【關鍵詞】實體企業金融化；高質量發展；中介效應；門檻效應；實體經濟

【中圖分類號】F832"【文獻標識碼】A"【文章編號】1004-5937（2025）04-0040-09

一、引言

黨的二十大報告強調，金融應發揮助力實體經濟的重要作用，促進經濟高質量發展，將經濟高質量發展作為我國今后一段時間內的發展戰略，逐步推進建設以實體經濟作為支撐力量的中國式現代化。黨的二十屆三中全會強調，要健全促進實體經濟和數字經濟深度融合制度，完善金融機構定位和治理，健全服務實體經濟的激勵約束機制。

隨著金融市場的不斷擴張，金融投資活動越來越頻繁，實體企業通過金融投資活動可以獲得更高的效益回報。實體企業金融化導致的經濟“脫實向虛”的問題，對我國經濟高質量發展存在著兩方面的作用。一方面，實體企業金融化通過增加企業可支配金融資產，降低企業融資約束，拓寬企業可獲得資金的渠道，使得企業獲得穩定的現金流，有利于企業進行創新和研發，進而促進企業高質量發展。另一方面，實體企業將部分資產用于金融投資活動，會擠占企業資金，使得企業在創新投入上的可支配資金減少，降低企業對創新的投入，進而阻礙企業高質量發展[1]。

本文將企業創新與企業高質量發展結合，研究實體企業金融化對企業高質量發展的影響，并使用中介效應和調節效應對其作用機制進行更為細致的檢驗。通過構建實證模型檢驗我國實體企業金融化程度對企業高質量發展的影響效應。企業面臨的融資約束存在差異，在不同程度上影響企業的研發投入，并由此對企業成長性產生差異化影響。本文使用融資約束作為門檻變量和調節變量，使用企業成長性作為中介變量，以此邏輯關系深入探討實體企業金融化對高質量發展的作用機制。最后結合金融熱點問題和最新政策導向對企業創新發展和金融化投入提出政策建議。因此，本文的相關研究對于響應國家經濟政策、促進企業高質量發展具有一定意義。

二、文獻綜述

（一）國外文獻綜述

由于“高質量發展”屬于中國提出的經濟發展政策，國外對實體企業金融化與高質量發展之間影響關系的研究幾乎沒有，可以找到部分關于實體企業金融化與企業創新投入的相關研究作為替代。

關于實體企業金融化的定義學界提出了不同觀點。Palley[2]認為企業主要收入來源并非來自主營業務收入，而是來自金融投資回報，即企業主要經營活動中金融投資逐漸侵蝕實際生產，導致企業逐步金融化。Orhangazi[3]從宏觀角度闡述了實體企業金融化，認為金融市場以及金融活動在整個社會經濟中重要性逐步提升是實體企業金融化的表現。

國外學者對實體企業金融化的動機及影響效應進行了廣泛研究。Milberg[4]發現企業從事金融投資活動主要是因為在固定資產不變的情況下，可以在金融市場上進行投資增加企業利潤，而且這種金融投資獲取資金的速度和效率超過企業從事經營生產活動資金積累的效率。Almeidaetal.[5]根據蓄水池理論認為實體企業從事金融活動，可以看作是一種儲蓄行為，以預防未來對資金的臨時性需求。Orhangazi[3]研究發現企業不斷擴大的金融化會擠占用于主要經營活動的資金，從而對企業的創新造成抑制作用。Klimanetal.[6]認為出于企業對金融活動高收益率追求導致企業越來越多從事金融投資活動，對固定資產和主營業務的投入逐漸減少。Elisa[7]從融資約束差異性的角度分析非金融企業金融化對企業創新投入的影響，認為由于企業持有越多金融資產則經營效率越差，面臨更高的融資約束，從而對企業的創新投入產生負面影響。

（二）國內文獻綜述

國內關于實體企業金融化相關定義的研究中，張成思[8]認為實體企業金融化從宏觀上可以將其看作是在經濟不斷膨脹，金融業不斷發展的過程中，實體經濟逐漸傾向于貨幣化的趨勢和過程。徐云松等[9]認為實體企業金融化一般表現在金融活動逐漸侵蝕企業正常的生產和商貿活動，金融資產在企業總資產中的比重逐漸上升。

關于高質量發展的評判標準及指標構建，國內學者有著不同的解釋。任保平等[10]通過將高質量發展與我國政策目標和企業發展戰略相結合，構建了評判經濟高質量發展的標準以及指標體系。董志愿等[11]采用主成分分析法，從企業價值創造過程和企業價值管理體系兩個方面通過對企業的創新能力和可持續發展水平等指標，構建了衡量企業高質量發展的指標體系。

關于實體企業金融化對我國實體企業高質量發展和企業創新的影響及其作用機制，我國學者也做了大量研究。顧海峰等[12]認為由于金融投資活動能夠帶來更高的資本回報，提高企業的資本利用效率，所以企業具有很強的實體企業金融化的動機，從而降低企業在創新方面的投入。謝家智等[13]以我國制造業公司作為研究樣本，實證研究表明過度的實體企業金融化對其創新水平產生抑制作用。段軍山等[14]認為由于企業金融投資活動擠占了公司用于研發的經費，實體企業金融化對企業創新表現出“擠出效應”。

在相關作用機制研究方面，王少華等[15]發現適度水平的金融化能緩解企業融資約束，拓展資金來源，發揮蓄水池效應從而增強企業的創新能力，增加在創新方面的資本支出；過度的實體企業金融化會阻礙企業對創新的投入。顧海峰等[12]發現具有較高成長性，且資產負債率較高的實體企業金融化水平的加深對企業創新的擠出效應表現更為明顯。李曉倩[16]在對實體企業金融化與企業創新相關關系研究的基礎上，將融資約束引入模型探究其在二者之間的調節作用，并進行了進一步的異質性分析，發現實體企業金融化對企業創新投入存在異質性。劉冬冬[17]通過實證研究發現不同產權屬性、所屬地域和行業特征的公司實體企業金融化對其高質量發展體現了不同的抑制效應。

（三）文獻述評

通過查閱相關文獻，學者們關于實體企業金融化的研究主要集中在其對企業高質量發展的影響效應。而以往對實體企業金融化的研究往往是將研究對象放在具體行業或地區上，或者是以公司為研究對象進行探究，很少有學者將宏觀經濟作為研究對象進行探究。因此，本文以實體企業金融化程度為切入點，在對實體企業金融化進行測度的基礎上，深入探討其對企業高質量發展的影響效應，在該領域作出了邊際貢獻。

三、理論分析與研究假設

（一）實體企業金融化對高質量發展的影響

企業出于逐利動機，越來越多從事金融投資活動，在資源受限的情況下，企業正常的生產經營活動將被擠占，即將資源投入短期投資活動，減少對長期固定資產的投入[18]。實體企業金融化的“擠出效應”觀點認為，企業從事金融活動是因為企業通過金融投資獲取的利潤超過從事正常經營活動所能獲得的利潤，從而出于利潤最大化的動機，企業更多地將資產配置于金融投資活動，以獲取更高水平利潤。實體企業出于逐利動機過度依賴金融投資而改變原有主營業務，將減少在生產和研發上的投入，降低企業創新水平，阻礙企業創新發展[19]。因此本文提出研究假設1。

H1：實體企業金融化對企業高質量發展具有顯著的抑制作用

（二）實體企業金融化對高質量發展的異質性影響

由于不同企業所處的經濟發展環境、盈利能力、市場競爭程度以及監管環境等方面都存在差異，如國有企業資金來源充足，受到限制較小，導致實體企業金融化在對高質量發展的影響上存在產權異質性[8]。此外，由于我國地區經濟發展水平、市場化程度、金融環境、金融監管水平等方面都存在差異，導致實體企業金融化在不同行業和不同區域之間，對企業高質量發展的影響作用表現出異質性特征[17]。由此提出假設2。

H2：實體企業金融化對企業高質量發展的影響具有產權、行業和區域異質性。

（三）企業成長性的中介效應

當實體企業過度金融化時，由于金融資本在企業總資本中的比重過高，導致其通過投資擴張來獲取新投資項目所需要的資金時將會面臨巨大的融資約束和風險。這將會減少對實體投資的需求，從而降低企業的成長性[20]。而且，由于金融部門和實體部門之間存在一定程度的信息不對稱性，實體企業過度金融化所產生的大量金融創新會進一步加劇信息不對稱性，進而可能引發企業過度投資、過度負債和道德風險等問題。過度金融化所帶來的資源配置扭曲和信息不對稱問題將會降低企業成長性。企業的成長性與企業創新投入之間表現為正相關關系[21]，因此提出研究假設3。

H3：實體企業金融化降低企業成長性，從而抑制企業高質量發展。

（四）融資約束的調節效應

在受到較強的融資約束時，企業對外尋求資金困難且融資成本過高，企業有較強動機通過金融投資活動獲取高收益，滿足企業對于資金的需求，當金融投資擠占創新研發所需要的資金，即產生了擠出效應。張遼等[22]通過對滬深上市制造業公司的數據進行實證研究，發現實體企業金融化會降低企業創新水平，并且將融資約束程度引進模型探究了具有不同融資約束條件的企業在創新質量上的差異，發現融資約束對企業創新投入具有調節效應。適度的金融化給企業帶來穩定的現金流，從而增強企業的創新能力，增加在創新方面的資本支出。由此提出假設4。

H4：融資約束程度在實體企業金融化對高質量發展的抑制作用中具有調節效應。

（五）融資約束的門檻效應

由于金融市場存在信息不對稱問題，且公司的信用等級不同，因此資本市場對不同公司的融資約束表現出較大差異。安昀亞等[23]實證研究發現，面臨不同融資約束的企業金融化對企業創新投入存在差異性影響。企業融資約束程度越高，那么企業的融資渠道不暢、風險承擔能力較低，且企業面臨的融資成本越高，將阻礙金融資本對企業高質量發展的促進作用。當企業融資約束程度較低時，由于融資成本低且渠道相對通暢，金融化對企業產生的負向影響較小。由此，提出假設5。

H5：融資約束在實體企業金融化對高質量發展的影響中具有門檻效應。

四、研究設計及變量選取

（一）數據來源

本文以上證A股2015—2021年間的制造業企業為研究對象，基于數據的可獲取性與連續性，對制造業企業進行實證分析。本文所使用的資料主要來自中國研究數據服務平臺及Wind數據庫。為了確保研究對象具有合理性，剔除了數據缺失嚴重的部分上證A股上市公司、ST、*ST類上市公司、金融類公司以及房地產類企業，最后得到929家上市公司的年度數據。

（二）變量選取

1.被解釋變量：高質量發展指數（Quality）。參考劉冬冬[17]所構建的高質量發展水平指標體系，如表1。通過四個不同維度總體衡量企業高質量發展水平。本文采用了極差變換法，對反映企業高質量發展的指標做標準化處理，進一步采用熵值法確定有關高質量發展指標的權重，最后使用線性加權和法來對企業高質量發展水平進行測度。

2.解釋變量：實體企業金融化程度（Financial）。本文使用企業當年金融資產與期末總資產之比作為解釋變量。其中企業當年金融資產總額為投資性房地產凈額、債權投資、可供出售金融資產凈額、衍生金融資產等金融投資類目之和。

3.控制變量（Control）：為控制除實體企業金融化程度之外，其他因素對本文所要研究的企業高質量發展程度的影響，本文選用企業總資產周轉率（ATO）、企業資產負債率（TDR）、企業營業收入增長率（Growth）、企業經營凈現金流（CFO）、企業財務杠桿（Leverage）和企業資本密集度（Intensity）等可能影響企業高質量發展的指標作為控制變量。

4.虛擬變量：產權性質：國有企業取0，民營企業取1；行業類別：高科技公司取0，中低科技公司取1；所屬地區：東部、中部、西部、東北省市分別取0、1、2、3。

5.中介變量：本文選取企業成長性作為中介變量，用營業收入增長率衡量企業成長性。

6.調節變量：本文選取融資約束程度作為實體企業金融化對企業高質量發展影響之間的調節變量，參考Hadlocketal.（2010）的計算方式。

各變量定義見表2。

（三）研究設計

1.基礎回歸

本文構建雙固定效應模型，研究我國實體企業金融化對其高質量發展的影響效應。

其中，Qualityi，t表示不同年份各個樣本企業高質量發展狀況指數，Financiali，t表示不同年份各個樣本實體企業金融化程度指標，Controlsi，t表示不同年份中各樣本企業的控制變量指標。i表示各個樣本企業，t表示不同年份（2015—2021年）。β為本文待估參數，λi為個體效應，ηt為時間效應，εi，t是隨機擾動項。

2.異質性模型

本文將研究樣本根據產權性質、所屬地區和行業差別分為不同類別分別進行回歸，研究實體企業金融化對企業高質量發展的異質性效應。

其中，Qualityi，t表示不同年份各個樣本企業高質量發展狀況指數，Financiali，t表示不同年份各個樣本實體企業金融化程度指標，其他變量同模型1。

3.中介效應模型

通過實證分析，建立實體企業金融化與企業高質量發展的中介作用模型[24]。

其中Tmvb為中介變量，Growth為企業成長性指標。

4.調節效應模型

本文使用調節效應模型構建實體企業金融化程度和融資約束程度的交乘項：

其中SA代表融資約束程度，參考安昀亞等[23]的融資約束指標構建方法。

5.門檻效應模型

在融資約束條件改變的情況下，公司金融化對公司高質量發展的作用效力也會隨之改變。本文使用面板門檻效應模型對企業高質量發展和實體企業金融化之間的影響關系做進一步的分析。

其中，A為門限變量，待估參數γ為門限值。

五、實證分析

（一）描述性統計

通過描述性統計結果可知，高質量發展指數最大值為0.815，最小值為0.0448，實體企業金融化指數最大值為0.586，最小值為2.17e-06，兩個變量的極值均較大，說明不同企業之間在高質量發展程度和金融化程度上具有較為明顯的差距?？刂谱兞康臄祿堤幵诤侠淼姆秶鷧^間內。總體上，本文選取的樣本在區分度上能夠有助于進行下一步的實證分析。篇幅所限，表略。

（二）基準回歸結果

通過相關性分析，高質量發展水平與實體企業金融化之間具有顯著的相關性。本文使用固定效應模型研究實體企業金融化與企業高質量發展之間的影響效應，表3為本文的基準回歸結果?？梢钥吹搅校?）中，實體企業金融化與企業高質量發展之間的相關系數為-0.013，較為顯著，且為負數，說明企業的金融化在一定程度上會對企業高質量發展具有抑制作用。列（2）中加入企業財務杠桿后企業高質量發展指數與實體企業金融化程度指標之間的相關系數仍然顯著為負，且財務杠桿與企業高質量發展之間的相關系數顯著為正，說明提升財務杠桿可以使得公司對創新投入的增加進而對企業高質量發展產生促進作用。列（3）中，加入企業資本密集度到回歸模型之后的回歸結果可以發現其與企業高質量發展指數之間的相關系數顯著為負，資本密集度在一定程度上對于企業高質量發展存在負面的阻礙作用。資本密集度越高意味著企業在固定資產中的投入較高，將會擠占公司用于研發的資金投入，從而阻礙公司高質量發展。

綜上，在企業高質量發展指標與實體企業金融化程度指標的基準回歸基礎之上，逐步加入本文選取的控制變量后，實體企業金融化程度指標和企業高質量發展指標之間的相關系數均顯著為負，并沒有出現較大的變化，說明實體企業金融化程度的提高會阻礙企業高質量發展，且相關系數較為穩定，說明本文實證結果具有穩健性。此外，添加控制變量后各個控制變量與本文高質量發展指數之間相關系數的正負影響沒有發生變化，并且相關系數較為穩定，可以在某種意義上證明，所選擇的變量不存在比較顯著的多元共線性，因此本文結論具有一定的可信度。通過實證分析，驗證了本文的H1：實體企業金融化程度的提高將會對實體企業高質量發展具有顯著的阻礙作用。

（三）異質性分析

根據企業的地域分布情況，按東、中、西、東北地區將本文研究樣本進行劃分，并進行基礎回歸。表4結果表明，我國東部、中部實體企業的金融化抑制效應顯著，西部、東北的金融化擠出效應不明顯。這一結果可能由于中、東、西、東北部四個地區之間在經濟發展水平及開放程度上存在差異，東部和中部相較于西部和東北地區具有領先優勢，因此實體經濟金融化對于各地區企業高質量發展的作用可能會有一定的差別。

根據產權特征，將其分為國有企業和民營企業，并對這兩類企業的所有制特征進行了回歸分析。實證研究說明，實體企業的金融化對民營企業和國有企業的高質量發展均存在著負向的抑制效果，民營企業的金融化對企業高質量發展表現出更明顯的阻礙作用。民營企業是創新的活力源泉，企業的創新發展與經濟的高質量發展存在密不可分的關系，所以實體企業金融化對民營企業的高質量發展具有更明顯的影響作用。

以國家統計局《高技術產業（制造業）分類（2017）》為依據，對上市公司所屬的產業進行了劃分。從研究結果可以看出，高技術企業和中低技術企業的金融化都會對公司的高質量發展產生比較明顯的影響，而在中低技術企業，其影響達到1%的顯著性水平，優于高技術企業的顯著性水平。高技術企業的資金主要用于研發投入，當實體企業金融化擠占較多的有限的資源時，公司的創新投入將會受到較大影響。對中低技術企業來說，企業將資金用于短期的金融投資活動，而減少對固定資產的投入，削減創新費用的支出，將會阻礙企業的高質量發展。

（四）中介效應檢驗

表5實證結果表明，列（1）中金融化指數的系數并不顯著，但是在添加了中介變量之后，該中介變量的系數是顯著的，且公司金融化指數的系數顯著為負。由此可知，企業成長性對實體企業金融化對企業高質量發展具有部分中介效應。通過Sobel檢驗對其中介效應進行進一步的驗證，根據檢驗結果的數據計算得知，Sobel檢驗的統計量Z值大于10%顯著性水平下Sobel檢驗統計量的臨界值，合理驗證了企業成長性的顯著中介效應。實體企業金融化在一定程度上抑制了企業成長性，并進一步阻礙企業高質量發展，說明本文的檢驗結果具有一定可靠性。

（五）融資約束的調節效應

表6調節效應回歸結果顯示，加入交乘項后實體企業金融化指標仍然顯著為負，且交乘項系數為-0.070，在10%的顯著性水平上表現為負，說明實體企業金融化對企業高質量發展的抑制影響受到融資約束的影響，實體企業金融化的系數與交乘項的系數符號相同，說明較高程度的融資約束將導致實體企業金融化動機更加強烈，金融化對企業高質量發展的抑制作用表現更為明顯。

（六）融資約束的門檻效應

表7門檻效應結果表明，融資約束程度具有單一門檻效應，門檻值為-0.8999，且通過了5%的顯著性水平。當SAlt;-0.8999時，系數不顯著，說明融資約束在此范圍內的實體企業金融化程度對其高質量發展不具有明顯的抑制作用。而在SAgt;-0.8999時，系數在1%的水平上顯著，說明融資約束在此范圍內的實體企業金融化程度對其高質量發展具有明顯的抑制作用。這說明，融資約束在實體企業金融化和企業高質量發展之間存在門檻效應，面臨不同融資約束的實體企業金融化對其高質量發展具有不同的影響作用。企業面臨的融資約束程度越高，企業的資金來源越受限；過度的金融投資活動將占用用于創新投入的資金，降低企業成長性，從而阻礙企業的高質量發展。而面臨融資程度較低的企業資金渠道豐富，資金充足，對創新投入的擠占作用較小，從而對企業高質量發展的阻礙作用表現不明顯。

（七）穩健性檢驗

存在一種情況：具有高質量發展特征的企業會主動自發地減少在金融資產上的投入，金融化程度較低，從而導致一種反向的因果關系。因此，本文使用工具變量法對變量進行內生性檢驗，從而進一步檢驗本文結論是否具有較強的可靠性。本文首先使用了實體企業金融化的一階差分作為工具變量，結果表明不存在遺漏變量。然后使用金融化程度的一階差分和其與均值之差的三次冪作為兩個工具變量再次進行回歸。由于篇幅限制，不再列出檢驗表格。最終的內生性結果表明，變量的正負和大小是較為一致和穩定的。此外，Sargan的P值為0.479，拒絕了原假設條件，說明本文所設立的模型不存在內生變量。

六、結論及政策建議

本文選取制造業上市公司數據，實證檢驗了實體企業金融化對企業高質量發展的影響。

本文實證結果表明：（1）實體企業金融化對企業高質量發展具有阻礙作用。（2）實體企業金融化對企業高質量發展的影響具有產權異質性、行業異質性和區域異質性。（3）中介效應檢驗表明，實體企業金融化通過抑制企業成長性阻礙企業高質量發展。（4）調節效應說明融資約束程度對于金融化對企業高質量發展的阻礙作用具有顯著的調節效應。（5）門檻效應回歸結果表明融資約束對于實體企業金融化對高質量發展的影響效應具有門檻效應。

根據實證分析結果，本文提出以下建議：（1）提高實體經濟投資回報率。實體投資與金融投資在回報率上的巨大差異導致非金融實體企業金融化現象逐漸嚴重，應通過優惠政策如減稅降費、創新費用撥款、促進產業升級等方式促進實體經濟發展，提高實體經濟利潤率。（2）拓寬融資渠道，緩解企業融資約束?？梢猿浞掷脠鐾馐袌龅募懈們r交易規則，幫助中小企業緩解融資約束，減少其因融資難、融資貴等而導致的不斷被金融化的動力。通過豐富場外交易形式，為企業提供多樣化融資方式，促使資本市場為企業發展創新提供幫助。（3）完善公司治理機制，衡量企業經營決策對企業高質量發展的影響。以高質量發展為導向，以戰略規劃落地為牽引，合理控制實體企業金融化水平，發揮金融化緩解融資約束的正面作用，防止過度金融化造成的負面影響。（4）強化對民營企業創新的支持。激發民營企業創新動力，應加大對民營企業的支持力度，提供創新資金，防止民營企業因融資約束較強、資金來源不足而選擇過度金融化，激勵民營企業創新發展。（5）增強政府對經濟的引導作用。財政政策和貨幣政策應該始終將促進經濟高質量發展作為基本方向，為經濟高質量發展創造一個穩定的宏觀經濟環境。在重大項目的建設和重大技術的研究中，財政政策起到激勵、引導和帶動的作用，貨幣政策則起到推動科技成果轉化，激勵科技創新的作用。

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