徐光偉 張占 劉星

【摘要】企業(yè)投資金融化是宏觀“脫實向虛”的微觀表現(xiàn)。 從股權(quán)結(jié)構(gòu)視角來看， 混合所有制是抑制還是促進(jìn)了企業(yè)投資金融化呢？ 選取2009 ～ 2016年國有參股家族上市公司為樣本進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)： 當(dāng)前十大股東存在國有股權(quán)、國有持股比例越高、國有股權(quán)制衡度越高時， 家族企業(yè)投資金融化程度越高; 在勞動密集型企業(yè)、國有參股來源于異地時， 國有參股促進(jìn)家族企業(yè)投資金融化的作用更強(qiáng); 國有股權(quán)來源于本地時， 國有參股顯著抑制家族企業(yè)投資金融化。 國有參股通過緩解融資約束、促進(jìn)代際傳承， 進(jìn)一步加劇了家族企業(yè)投資金融化。

【關(guān)鍵詞】國有參股;家族企業(yè);投資金融化;融資約束;代際傳承

【中圖分類號】F275? ? ? 【文獻(xiàn)標(biāo)識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2021）12-0042-7

一、引言

新常態(tài)下我國經(jīng)濟(jì)呈“L”型發(fā)展趨勢， 以傳統(tǒng)制造業(yè)為主的家族企業(yè)因產(chǎn)能過剩、成本上漲等原因， 實體投資回報率不斷下降， 而金融、房地產(chǎn)等泛金融行業(yè)卻表現(xiàn)不俗。 非金融企業(yè)為了轉(zhuǎn)型升級和提質(zhì)增效， 紛紛增加對金融資產(chǎn)的投資。 資本與實體經(jīng)濟(jì)脫離形成虛擬經(jīng)濟(jì)空轉(zhuǎn)現(xiàn)象， 沒有發(fā)揮金融提高資源配置效率的作用， 從而出現(xiàn)經(jīng)濟(jì)“脫實向虛”的情況[1] 。 低迷的實體經(jīng)濟(jì)與高漲的金融投資熱度形成結(jié)構(gòu)性矛盾。 因此， 探究企業(yè)投資金融化的影響因素， 提出抑制投資金融化的措施， 引導(dǎo)金融回歸本源， 對于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有重要意義。

隨著金融市場的發(fā)展， 企業(yè)金融化已成為近年來中國非金融企業(yè)發(fā)展的重要趨勢[2] 。 目前， 企業(yè)投資金融化研究可分為三類： ①投資金融化的動機(jī)。 主要包括資金儲蓄動機(jī)和套利動機(jī)。 其中， 資金儲蓄動機(jī)認(rèn)為企業(yè)為了避免陷入財務(wù)困境、降低經(jīng)營風(fēng)險， 會傾向于投資流動性更高的金融資產(chǎn)[3，4] 。 而套利動機(jī)認(rèn)為在主營業(yè)務(wù)收益較低時， 企業(yè)為了提高獲利水平將增加金融投資[5] 。 ②投資金融化的經(jīng)濟(jì)后果。 適度的投資金融化可以創(chuàng)造寬松自由的融資環(huán)境， 提高企業(yè)效益[6] ， 有利于資源整合并提升資源流動性[7] 。 也有研究發(fā)現(xiàn)金融化投資會抑制企業(yè)創(chuàng)新[8] ， 降低企業(yè)實體投資效率[9] ， 更加注重短期股價波動與分紅[10] ， 提高股價崩盤風(fēng)險[11，12] 。 ③影響企業(yè)投資金融化的因素。 主要有CEO金融背景[2] 、融資約束[13] 、經(jīng)濟(jì)環(huán)境不確定性[14] 等。

隨著混合所有制改革的推進(jìn)， 民營控股公司基于產(chǎn)權(quán)保護(hù)、獲取資源等原因引入國有股權(quán)的現(xiàn)象方興未艾。 這種工具性、投機(jī)性地引入國有股權(quán)是否會加劇企業(yè)投資金融化？ 本文基于混合所有制改革背景， 從企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)視角檢驗國有參股對家族企業(yè)投資金融化的影響。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）國有參股與家族企業(yè)投資金融化

國有性質(zhì)股東參股家族企業(yè)形成混合所有制是轉(zhuǎn)型國家特有的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象。 民營家族企業(yè)在法律制度不完善的體制中為了獲得合法性保護(hù)， 只能尋求非正式制度助力。 替代制度理論認(rèn)為， 中國、印度、韓國等在經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展時期， 法律制度和金融體制影響十分有限， 發(fā)揮決定性作用的是嵌入社會和政治結(jié)構(gòu)中的非正式規(guī)則[15] 。 為了獲得合法平等的市場主體地位， 民營家族企業(yè)積極引入國有性質(zhì)戰(zhàn)略投資者[16] 。 轉(zhuǎn)型時期， 國有性質(zhì)股東與政府具有天然的聯(lián)系， 因而其在消除行業(yè)壁壘、獲取資源、產(chǎn)權(quán)保護(hù)等方面具有一定的優(yōu)勢[17] 。

我國采用的是以銀行間接融資為主的金融體制， 在金融市場信息不對稱的情況下容易產(chǎn)生逆向選擇和道德風(fēng)險。 民營家族企業(yè)貸款時經(jīng)常面臨借貸雙方的信息不對稱和借款方的道德風(fēng)險問題[18] 。 而企業(yè)只有擁有充足的貨幣資本或信貸資源， 才具備金融化的條件[1] 。 當(dāng)民營家族企業(yè)外源融資受到約束時， 企業(yè)用于擴(kuò)大主營業(yè)務(wù)的資金不足， 因而可配置的金融資產(chǎn)減少。 而民營家族企業(yè)引入國有股權(quán)后， 通過替代制度緩解融資約束， 進(jìn)而促進(jìn)了家族企業(yè)投資金融化： ①基于信號傳遞視角， 國有股權(quán)參股家族企業(yè)后， 能夠傳遞家族企業(yè)具備一定實力的信號， 表明其已經(jīng)具備一定的規(guī)模與發(fā)展前景。 這一定程度上能減少銀行與家族企業(yè)之間的信息不對稱， 弱化銀行對民營家族企業(yè)的信貸歧視; 家族企業(yè)能夠獲得更多的信貸資源， 促進(jìn)企業(yè)投資金融化。 ②基于信用擔(dān)保視角， 家族企業(yè)引入國有股權(quán)后， 政府起到了隱形擔(dān)保作用。 即使企業(yè)因經(jīng)營不善而陷入財務(wù)困境， 政府基于地方利益也會給予政策支持并為企業(yè)進(jìn)一步融資提供擔(dān)保[19] 。 基于此， 本文提出以下假設(shè)：

H1： 在其他條件不變的情況下， 國有參股促進(jìn)了家族企業(yè)投資金融化。

（二）國有參股來源地不同的異質(zhì)性

與其他國家不同， 我國企業(yè)發(fā)展障礙體現(xiàn)出差異性的地域特征[20] 。 在晉升錦標(biāo)賽體制下， 地方政府之間存在相互競爭關(guān)系， 地方政府為了本地經(jīng)濟(jì)發(fā)展會利用手中資源支持本地企業(yè)發(fā)展。 本地國有企業(yè)跨地區(qū)發(fā)展后獲得原所在地政府的支持減少[21] ， 這一現(xiàn)象支持了地方政府“支持之手”占主導(dǎo)的觀點。 與此同時， 地方政府基于經(jīng)濟(jì)發(fā)展、社會穩(wěn)定等目標(biāo)對地方企業(yè)存在“掠奪之手”。 地方政府給予本地企業(yè)更多的優(yōu)惠政策以及資源支持， 但同時也伴隨著更嚴(yán)格的監(jiān)管。 當(dāng)前， 國有資產(chǎn)的監(jiān)督管理體系和制度日益完善。 隨著國有股比例的提高， 政府對參股企業(yè)資金營運的監(jiān)督力度不斷加大， 以避免企業(yè)投資資金脫離實體經(jīng)濟(jì)。 因此， 雖然本地政府與參股企業(yè)關(guān)系更加密切， 但隨著國家對金融監(jiān)管的加強(qiáng)， 本地政府因為有直接的監(jiān)管責(zé)任以及更低的監(jiān)管成本， 使得對家族企業(yè)的監(jiān)管力度大于對其融資等支持的力度， 最終抑制其投資金融化。 而對于異地國有股權(quán)， 監(jiān)管義務(wù)與責(zé)任相對較小、監(jiān)管成本較高， 監(jiān)管力度小于對其支持力度。 因此， 異地國有股權(quán)施以“支持之手”， 與家族企業(yè)是一種“利益合謀”的關(guān)系， 最終加劇家族企業(yè)投資金融化。 基于此， 本文提出以下假設(shè)：

H2： 異地國有參股加劇家族企業(yè)投資金融化， 本地國有參股抑制家族企業(yè)投資金融化。

（三）企業(yè)類型的異質(zhì)性

經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展迫切要求實體經(jīng)濟(jì)提高自主創(chuàng)新能力。 產(chǎn)業(yè)政策會對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新發(fā)揮一定的引導(dǎo)作用[22，23] 。 國家為了推動高科技企業(yè)發(fā)展， 出臺了許多優(yōu)惠政策和措施， 以促進(jìn)其提升自主創(chuàng)新能力。 國有參股高科技家族企業(yè)后， 政府更愿意施以援助之手[24] 。 高科技企業(yè)所處行業(yè)發(fā)展速度較快， 除維持日常經(jīng)營活動外， 需要大量資金進(jìn)行創(chuàng)新投入。 而創(chuàng)新是一項投資大、周期長、風(fēng)險高的活動， 因而會擠占企業(yè)在金融資產(chǎn)上的配置。 隨著創(chuàng)新發(fā)展理念的不斷深入， 傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)迫切需要轉(zhuǎn)型升級。 而隨著我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不斷調(diào)整， 勞動密集型產(chǎn)業(yè)的比較優(yōu)勢逐漸喪失， 利潤率持續(xù)下滑且新的競爭優(yōu)勢又尚未形成[25] 。 在外部環(huán)境不確定性上升、內(nèi)部急需轉(zhuǎn)型升級的雙重壓力下， 勞動密集型企業(yè)將延遲固定資產(chǎn)投資。 為了提升企業(yè)資金使用效益， 許多傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)將閑置資金投入變現(xiàn)快、收益高的金融或房地產(chǎn)行業(yè)， 從而出現(xiàn)“脫實向虛”現(xiàn)象。 因此， 高新技術(shù)行業(yè)在政府培育、產(chǎn)業(yè)政策的引導(dǎo)下將資金更多用于研發(fā)創(chuàng)新， 而傳統(tǒng)勞動密集型企業(yè)在轉(zhuǎn)型升級進(jìn)程中短期內(nèi)容易出現(xiàn)投資金融化現(xiàn)象。 基于此， 本文提出以下假設(shè)：

H3： 相較于高科技公司， 國有參股勞動密集型企業(yè)對投資金融化的促進(jìn)作用更為顯著。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選取

2009年之后， 我國經(jīng)濟(jì)增速逐年下降， 經(jīng)濟(jì)增長呈“L”型趨勢。 實體經(jīng)濟(jì)投資收益下降導(dǎo)致“脫實向虛”， 企業(yè)資產(chǎn)配置呈現(xiàn)金融資產(chǎn)投資過多的現(xiàn)象。 考慮到數(shù)據(jù)的完整性和連續(xù)性， 本文選取2009 ～ 2016年A股家族企業(yè)為研究樣本。 上市公司家族企業(yè)的定義與選擇參照了蘇啟林和朱文[26] 、許靜靜和呂長江[27] 的研究。 首先， 最終控制權(quán)能夠歸結(jié)到一個自然人或一個家族。 其次， 該自然人或家族對上市公司擁有實質(zhì)控制權(quán)。 再次， 最終控制人直接或間接為上市公司第一大股東。 在選取家族上市公司的基礎(chǔ)上， 剔除ST、?ST以及金融保險類、房地產(chǎn)類上市公司， 剔除期間控制人發(fā)生變化以及其他財務(wù)數(shù)據(jù)缺失樣本， 最終得到4365個有效樣本。

對于國有股權(quán)參股數(shù)據(jù)， 本文首先通過CSMAR數(shù)據(jù)庫獲取家族企業(yè)前十大股東名稱以及持股數(shù)據(jù)， 然后通過網(wǎng)站手工收集了前十大股東其他數(shù)據(jù)。 為消除極端值對研究結(jié)果的干擾， 本文對連續(xù)變量進(jìn)行了1%雙側(cè)縮尾處理。

（二）變量定義

1. 被解釋變量。 被解釋變量為投資金融化（FAR）， 等于金融資產(chǎn)/總資產(chǎn)。 參考Demir[28] 的做法， 本文投資金融資產(chǎn)包括交易性金融資產(chǎn)、發(fā)放貸款及墊款、衍生金融資產(chǎn)、持有至到期投資、可供出售金融資產(chǎn)、投資性房地產(chǎn)。

2. 解釋變量。 本文將解釋變量分為三類： ①家族企業(yè)前十大股東中有國有參股（State1）取值為1， 否則為0; ②家族企業(yè)前十大股東中國有持股比例（State2）; ③家族企業(yè)國有股權(quán)制衡度（State3）， 即國有股權(quán)與控股家族股權(quán)的比值。

3. 分組變量。 為了驗證H2和H3， 本文設(shè)置了兩組分組變量。 兩組變量具體定義為： ①參股國有股權(quán)中， 本地國有股權(quán)多于外地國有股權(quán)取值為1， 否則為0; ②當(dāng)家族企業(yè)屬于高新技術(shù)企業(yè)時取值為1， 否則為0。

（三）模型建立

為了驗證國有參股與家族企業(yè)投資金融化的關(guān)系， 參考羅宏和秦際棟[24] 、唐清泉等[29] 的研究， 本文建立如下檢驗?zāi)Ｐ停?/p>

FARi，t=a0+a1Statei，t+Controli，t+εi，t? （1）

為了驗證H2和H3， 本文將全部樣本按家族企業(yè)是否屬于國有股權(quán)、是否來源于本地以及是否是高新技術(shù)企業(yè)進(jìn)行分組， 比較國有參股對家族企業(yè)投資金融化的影響作用差異。 具體變量定義見表1。

四、實證結(jié)果及分析

（一）描述性統(tǒng)計與相關(guān)性檢驗

表2報告了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。 被解釋變量投資金融化（FAR）平均值為2.66%， 最大值為30.40%， 表明家族企業(yè)平均金融資產(chǎn)配置比例為2.66%， 且不同家族企業(yè)的金融投資存在較大差異。 解釋變量中， 前十股東存在國有參股（State1）的均值為29.6%， 表明家族企業(yè)中普遍存在國有參股的現(xiàn)象。 國有股權(quán)參股比例（State2）的平均值為1.10%， 最大值為12.34%， 表明國有股權(quán)在部分家族企業(yè)中扮演著重要角色。 國有股權(quán)制衡度（State3）的平均值為4.03%， 最大值為56.70%， 表明國有股權(quán)對控股家族的決策產(chǎn)生了重要影響。

表3報告了主要變量的相關(guān)性分析結(jié)果。 結(jié)果顯示， 國有股權(quán)參股（State1、State2、State3）與家族企業(yè)投資金融化的相關(guān)系數(shù)均在1%的水平上顯著為正。 這表明家族企業(yè)引入國有股權(quán)后， 金融資產(chǎn)配置顯著增加， 初步驗證了本文的H1。

（二）多元回歸分析

1. 國有股權(quán)參股與家族企業(yè)投資金融化。 表4報告了國有股權(quán)參股（State1、State2、State3）對家族企業(yè)投資金融化影響的回歸結(jié)果。 可以看出， 前十股東存在國有參股（State1）的回歸系數(shù)為0.004， 在5%的水平上顯著; 國有股權(quán)參股比例（State2）、國有股權(quán)制衡度（State3）的系數(shù)分別為0.0009和0.021， 都在1%的水平上顯著， 表明國有股權(quán)參股后加劇了家族企業(yè)投資金融化， 再次驗證了H1。

2. 國有股權(quán)來源地不同的分組檢驗。 表5報告了國有股權(quán)來源地不同時， 國有股權(quán)參股對投資金融化的影響差異。 表5列（1）顯示前十大股東存在國有參股（State1）且來源于本地（local）時， 對家族企業(yè)投資金融化的回歸結(jié)果在1%的水平上顯著為負(fù)， 表明國有股權(quán)來源于本地會抑制企業(yè)的金融化投資。 列（2）與列（4）顯示， 當(dāng)國有股權(quán)來源于異地， 國有股權(quán)參股比例（State2）、國有股權(quán)制衡度（State3）與企業(yè)投資金融化在1%水平上顯著為正; 列（3）、列（5）顯示， 當(dāng)國有股權(quán)來源于本地， 回歸系數(shù)均為負(fù)， 但不顯著。 上述結(jié)果表明， 國有股權(quán)參股對家族企業(yè)的投資金融化具有加劇作用， 主要體現(xiàn)在當(dāng)國有股權(quán)來源于異地時; 而當(dāng)國有股權(quán)來源于本地時， 會抑制企業(yè)的投資金融化， 驗證了H2。

3. 家族企業(yè)類型分組檢驗。 表6報告了家族企業(yè)屬于不同類型時， 國有股權(quán)參股對家族企業(yè)投資金融化的影響。 結(jié)果顯示， 當(dāng)家族企業(yè)屬于非高新技術(shù)企業(yè)時（本文指勞動密集型企業(yè)）， 國有參股（State1、State2、State3）對企業(yè)投資金融化均存在顯著正向影響， 而對于高新技術(shù)企業(yè)的影響都不顯著。 這意味著國有股權(quán)參股對家族企業(yè)投資金融化的加劇作用主要體現(xiàn)在勞動密集型企業(yè)， 對于高科技企業(yè)不顯著， 證實了本文的H3。

五、進(jìn)一步分析

（一）融資約束中介效應(yīng)

為了研究國有參股對家族企業(yè)投資金融化的影響機(jī)制， 本文借鑒李波和朱太輝[30] 的研究將融資約束作為中介變量的檢驗方法， 采用逐步回歸系數(shù)法進(jìn)行實證分析。 融資約束（FC）采用SA衡量， SA=

-0.737Size+0.043Size2-0.04Age。 研究模型如下。

FARi，t=μ0+μ1State1i，t+Control+εi，t? （2）

FCi，t=I0+I1State1i，t+Control+εi，t? ?（3）

FARi，t=C0+C1State1i，t+C2FCi，t+Control+

εi，t? ? ? ?（4）

根據(jù)估計公式（3）， 表7列（2）展示了回歸結(jié)果， State1的回歸系數(shù)為-0.0259， 在1%的水平上顯著， 表明國有參股顯著緩解了家族企業(yè)的融資約束。 根據(jù)估計公式（4）， 表7列（3）展示了引入中介變量FC后， 國有參股對家族企業(yè)投資金融化的影響。 此時， 中介變量FC的回歸系數(shù)為-0.08， 在1%的水平上顯著， 表明國有參股在緩解融資約束后能顯著促進(jìn)企業(yè)投資金融化。 自變量State1的回歸系數(shù)為0.0011， 但不顯著， 表示融資約束在國有參股對家族企業(yè)投資金融化的影響中發(fā)揮著完全中介作用。 融資約束的中介作用在國有股權(quán)參股比例（State2）、國有股權(quán)制衡度（State3）中依然成立， 限于篇幅未予列示。

（二）代際傳承中介效應(yīng)

為了驗證國有參股對家族企業(yè)投資金融化的影響機(jī)制中可能存在的另一個中介變量——代際傳承（Generation2）， 本文仍然采用逐步回歸系數(shù)法建立以下模型。

FARi，t=β0+β1State1i，t+Control+εi，t （5）

Generation2i，t=l0+l1State1i，t+Control+εi，t

（6）

FARi，t=c0+c1State1i，t+c2Generation2i，t+

Control+εi，t? ?（7）

回歸結(jié)果如表8所示。 根據(jù)公式（6）， 列（2）State1的回歸系數(shù)為0.0355， 在1%的水平上顯著， 表示當(dāng)存在國有股權(quán)參股時， 促進(jìn)了家族企業(yè)代際傳承。 根據(jù)公式（7）， 表8列（3）展示了引入代際傳承后， 國有參股對家族企業(yè)投資金融化的回歸結(jié)果。 代際傳承（Generation2）的回歸系數(shù)為0.0049， 在5%的水平上顯著， 表示代際傳承顯著地促進(jìn)了家族企業(yè)投資金融化。 在引入代際傳承后， State1對FAR的回歸結(jié)果系數(shù)為0.0038， 低于表8列（1）的回歸系數(shù)0.004， 表明國有參股通過代際傳承影響家族企業(yè)投資金融化的影響機(jī)制存在， 中介效應(yīng)的影響系數(shù)為0.00018（0.0049×0.0355）， 解釋力為4.5%（0.00018÷0.004）。

綜上， 國有股權(quán)參股通過緩解家族企業(yè)融資約束、促進(jìn)代際傳承的影響機(jī)制， 最終加劇了企業(yè)投資金融化。

（三）內(nèi)生性問題

1. 滯后一期。 前文驗證了國有參股影響家族企業(yè)投資金融化， 但也有可能是投資金融化程度高的家族企業(yè)更樂于引入國有股權(quán)， 即可能存在反向因果的內(nèi)生性問題。 因此， 本文將國有參股數(shù)據(jù)滯后一期（L.State1、L.State2、L.State3）進(jìn)行分析， 如表9所示。 回歸結(jié)果均顯著為正， 表明國有股權(quán)參股促進(jìn)了家族企業(yè)投資金融化。

2. 傾向得分匹配法。 本文采用傾向得分匹配法（PSM）解決選擇偏誤導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。 根據(jù)傾向得分值， 采用近鄰匹配（1∶1）進(jìn)行匹配， 各變量在匹配后處理組與控制組之間沒有顯著差異。 將匹配后的樣本進(jìn)行多元回歸， 結(jié)果如表10所示， State1、State2、State3的回歸系數(shù)均在5%的水平上顯著為正， 結(jié)論與前文保持一致。 可見， 考慮了內(nèi)生性問題后， 結(jié)果依然穩(wěn)健。

3. 國有參股時間長短的影響。 參考羅宏和秦際棟[24] 的做法， 按照家族企業(yè)中同一家或相同的多家國有股權(quán)的持續(xù)參股情況， 設(shè)置了時間虛擬變量與持股連續(xù)變量。 當(dāng)家族企業(yè)中存在同一家或相同的多家國有股權(quán)持續(xù)參股超過1年（3年、5年）時， 時間虛擬變量After1（After3、After5）取值為1; 同時， 還根據(jù)持續(xù)參股時間超過1年（3年、5年）的同一家或相同的多家國有股權(quán)的持股比例之和， 設(shè)置了持股連續(xù)變量。 具體的回歸結(jié)果如表11所示， 所有的回歸系數(shù)均至少在10%的水平上顯著為正， 表示國有參股時間的變化不影響國有參股對家族企業(yè)投資金融化的加劇作用。

4. 替換被解釋變量。 本文采用對投資金融化取對數(shù)（LnFAR）的方式， 用絕對數(shù)來衡量家族企業(yè)投資金融化， 結(jié)果如表12所示。 所有的回歸系數(shù)均至少在10%的水平上顯著為正， 驗證了結(jié)果的穩(wěn)健性。

六、研究結(jié)論

基于實體經(jīng)濟(jì)“脫實向虛”背景， 本文研究了國有參股對家族企業(yè)投資金融化的影響及其作用機(jī)制。 以2019 ～ 2016年A股家族上市公司為樣本， 研究發(fā)現(xiàn)： ①國有參股能顯著促進(jìn)家族企業(yè)投資金融化。 當(dāng)家族企業(yè)前十大股東存在國有股權(quán)、國有持股比例越高、國有股權(quán)制衡度越高時， 家族企業(yè)金融資產(chǎn)配置越多。 ②當(dāng)家族企業(yè)屬于勞動型密集型企業(yè)、參股國有股權(quán)來源于異地時， 國有參股對家族企業(yè)投資金融化的促進(jìn)作用更為顯著。 ③進(jìn)一步研究作用機(jī)制發(fā)現(xiàn)， 國有參股家族企業(yè)通過緩解融資約束、促進(jìn)代際傳承， 最終加劇了家族企業(yè)投資金融化。

本研究具有以下政策啟示： ①國有股權(quán)參股能顯著促進(jìn)家族企業(yè)投資金融化。 這意味著國有參股的混合所有制改革能顯著影響企業(yè)的金融投資行為， 改變參股企業(yè)的經(jīng)營現(xiàn)狀。 在我國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的重要時期， 國有企業(yè)和非國有企業(yè)在積極引入異質(zhì)股權(quán)， 發(fā)揮不同產(chǎn)權(quán)資本的優(yōu)勢的同時， 也要防范異質(zhì)股權(quán)被工具性、投機(jī)性地利用， 以促進(jìn)企業(yè)的長遠(yuǎn)發(fā)展。 ②異地國有股與本地國有股對企業(yè)的金融投資決策的影響有顯著差異。 本地國有股權(quán)對參股企業(yè)的金融化投資具有抑制作用， 有利于引導(dǎo)企業(yè)“脫虛向?qū)崱保?但是也不應(yīng)“一棒子打死”， 要結(jié)合企業(yè)實際的經(jīng)營狀況， 提高企業(yè)資源配置效率。 異地國有股權(quán)更不應(yīng)對企業(yè)投資金融化視而不見， 甚至推波助瀾， 要發(fā)揮國有股權(quán)的監(jiān)管作用， 參與公司治理并考察企業(yè)金融投資是否與真實的實體經(jīng)濟(jì)掛鉤， 以防出現(xiàn)虛擬經(jīng)濟(jì)空轉(zhuǎn)現(xiàn)象。 ③國有參股對家族企業(yè)投資金融化的影響主要來源于勞動密集型企業(yè)。 隨著我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級， 勞動型密集型企業(yè)利潤會不斷下滑， 但是不能為了短期利益放棄主營業(yè)務(wù)而轉(zhuǎn)投金融、房地產(chǎn)行業(yè)。 企業(yè)可以嘗試增加創(chuàng)新投入， 創(chuàng)造差異化需求， 通過將工廠轉(zhuǎn)移到人工、水電、土地更有優(yōu)勢的地區(qū)等方式提高企業(yè)效益。

【 主 要 參 考 文 獻(xiàn) 】

[1] 張成思.金融化的邏輯與反思[ J].經(jīng)濟(jì)研究，2019（11）：4 ～ 20.

[2] 杜勇，謝瑾，陳建英.CEO金融背景與實體企業(yè)金融化[ J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2019（5）：136 ～ 154.

[3] 劉貫春，張軍，劉媛媛.金融資產(chǎn)配置、宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境與企業(yè)杠桿率[ J].世界經(jīng)濟(jì)，2018（1）：148 ～ 173.

[4] Baum F.， Chakraborty A.， Liu B.. The Impact of Macroeconomic Uncertainty on Firms' Changes in Financial Leverage[ J].International Journal of Finance & Economics，2010（1）：22 ～ 30.

[5] 鄧超，張梅，唐瑩.中國非金融企業(yè)金融化的影響因素分析[ J].財經(jīng)理論與實踐，2017（2）：2 ～ 8.

[6] 喻坤，李治國，張曉蓉，徐劍剛.企業(yè)投資效率之謎：融資約束假說與貨幣政策沖擊[ J].經(jīng)濟(jì)研究，2014（5）：106 ～ 120.

[7] Thierry T.， Corpatauxb J.， Crevoisiera O.. Property Sector Financialization： The Case of Swiss Pension Funds（1992-2005）[ J].European Planning Studies，2010（2）：189 ～ 212.

[8] 王紅建，曹瑜強(qiáng)，楊慶等.實體企業(yè)金融化促進(jìn)還是抑制了企業(yè)創(chuàng)新——基于中國制造業(yè)上市公司的經(jīng)驗研究[ J].南開管理評論，2017（1）：155 ～ 166.

[9] 張成思，張步曇.再論金融與實體經(jīng)濟(jì)：經(jīng)濟(jì)金融化視角[ J].經(jīng)濟(jì)學(xué)動態(tài)，2015（6）：56 ～ 66.

[10] Lazonick W.， O'Sullivan M.. Innovation and Economic Performance[R].OECD， OECD Science， Technology and Industry Outlook，2000.

[11] Jin L.， Myers S. C.. R2 Around the World： New Theory and New Tests[ J].Journal of Financial Economics，2006（2）：257 ～ 292.

[12] Hutton A. P.， et al.. Opaque Financial Reports， R2， and Crash Risk[ J].Journal of Financial Economics，2009（1）：67 ～ 86.

[13] 彭俞超，黃志剛.經(jīng)濟(jì)“脫實向虛”的成因與治理：理解十九大金融體制改革[ J].世界經(jīng)濟(jì)，2018（9）：3 ～ 25.

[14] 彭俞超等.經(jīng)濟(jì)政策不確定性與企業(yè)金融化[ J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2018（1）：137 ～ 155.

[15] Allen F.， Qian J.， Zhang C.. An Alternative View on Law， Institutions， Finance and Growth[Z].Working Papers，2011.

[16] 江劍平，葛晨曉，朱雪純.國有經(jīng)濟(jì)與民營經(jīng)濟(jì)協(xié)同發(fā)展的理論依據(jù)與實踐路徑[ J].西部論壇，2020（2）：34 ～ 44.

[17] 李亞，郝臣.中國民營企業(yè)上市公司治理報告[M].北京：中國經(jīng)濟(jì)出版社，2015：1 ～ 261.

[18] 羅黨論，甄麗明.民營控制、政治關(guān)系與企業(yè)融資約束——基于中國民營上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[ J].金融研究，2008（12）：164 ～ 178.

[19] 宋增基，馮莉茗，譚興民.國有股權(quán)、民營企業(yè)家參政與企業(yè)融資便利性——來自中國民營控股上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[ J].金融研究，2014（12）：133 ～ 147.

[20] 曹春方，賈凡勝.異地商會與企業(yè)跨地區(qū)發(fā)展[ J].經(jīng)濟(jì)研究，2020（4）：150 ～ 166.

[21] 潘紅波，余明桂.支持之手、掠奪之手與異地并購[ J].經(jīng)濟(jì)研究，2011（9）：108 ～ 120.

[22] 黎文靖，鄭曼妮.實質(zhì)性創(chuàng)新還是策略性創(chuàng)新？——宏觀產(chǎn)業(yè)政策對微觀企業(yè)創(chuàng)新的影響[ J].經(jīng)濟(jì)研究，2016（4）：60 ～ 73.

[23] 余明桂，范蕊，鐘慧潔.中國產(chǎn)業(yè)政策與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新[ J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2016（12）：5 ～ 22.

[24] 羅宏，秦際棟.國有股權(quán)參股對家族企業(yè)創(chuàng)新投入的影響[ J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2019（7）：174 ～ 192.

[25] 高波，陳健，鄒琳華.區(qū)域房價差異、勞動力流動與產(chǎn)業(yè)升級[ J].經(jīng)濟(jì)研究，2012（1）：66 ～ 79.

[26] 蘇啟林，朱文.上市公司家族控制與企業(yè)價值[ J].經(jīng)濟(jì)研究，2003（8）：36 ～ 45.

[27] 許靜靜，呂長江.家族企業(yè)高管性質(zhì)與盈余質(zhì)量——來自中國上市公司的證據(jù)[ J].管理世界，2011（1）：112 ～ 120.

[28] Demir F.. Financial Liberalization， Private Investment and Portfolio Choice： Financialization of Real Sectors in Emerging Markets[ J].Journal of Development Economics，2009（2）：314 ～ 324.

[29] 唐清泉，黎文飛，蔡貴龍.家族控制、風(fēng)險投資和企業(yè)R&D投資[ J].證券市場導(dǎo)報，2015（1）：32 ～ 38.

[30] 李波，朱太輝.銀行價格競爭、融資約束與企業(yè)研發(fā)投資——基于“中介效應(yīng)”模型的實證研究[ J].金融研究，2020（7）：134 ～ 152.