袁申國 劉蘭鳳 吳周恒

一、引言與文獻評述

隨著金融開放改革步伐加快，中國金融開放度越來越大，國內(nèi)資本跨境流出、國際資本跨境流入數(shù)額越來越大。根據(jù)國際貨幣基金組織提供的數(shù)據(jù)，中國金融開放度由1996 年的0.54 上升到2020 年的1.03，年均上升約0.02。在此期間，金融資產(chǎn)投資顯著上升，物質(zhì)資本積累明顯下降，中國實體經(jīng)濟和虛擬經(jīng)濟出現(xiàn)顯著非平衡發(fā)展，經(jīng)濟“脫實向虛”問題日益凸顯。從宏觀層面看，以農(nóng)業(yè)、工業(yè)、建筑業(yè)、批發(fā)和零售業(yè)、交通運輸、倉儲和郵政業(yè)、住宿和餐飲業(yè)作為實體經(jīng)濟寬口徑計算，實體經(jīng)濟規(guī)模占GDP 比重由2004 年的75%下降到2020 年的61%。而同期貨幣供應(yīng)量M2 與GDP 之比由1.57 上升到2.15。中國2014 年銀行金融機構(gòu)資產(chǎn)、股票市值和債券存量等虛擬資產(chǎn)之和為GDP 的2.81 倍，到2017 年為3.18 倍。宏觀數(shù)據(jù)通常來自微觀數(shù)據(jù)的加總，實體經(jīng)濟規(guī)模相對虛擬經(jīng)濟規(guī)模下滑應(yīng)該可以從微觀層面尋求答案。事實上，從微觀層面看，2003—2016 年實體經(jīng)濟各行業(yè)固定資產(chǎn)投資與金融資產(chǎn)投資之比確實呈現(xiàn)明顯遞減趨勢。根據(jù)筆者對實體經(jīng)濟2134 個企業(yè)數(shù)據(jù)的計算，2003 年所有企業(yè)固定資產(chǎn)投資與金融資產(chǎn)投資之比為0.35，2016 年該比值下降到0.15，其中2007 年最低時只有0.13，年均下降4.45%。這給我們提出如下課題：為什么在金融開放擴大背景下實體經(jīng)濟和虛擬經(jīng)濟的發(fā)展顯著不同？為什么實體經(jīng)濟企業(yè)固定資產(chǎn)投資相對下降而金融資產(chǎn)投資卻增長迅速？本文嘗試通過實證研究考察金融開放是否對實體經(jīng)濟企業(yè)固定資產(chǎn)和金融資產(chǎn)投資組合(即企業(yè)固定資產(chǎn)投資與金融資產(chǎn)投資之比)產(chǎn)生了顯著影響，以便從金融開放視角尋找經(jīng)濟“脫實向虛”的部分原因。

迄今為止，學(xué)術(shù)界對于中國實體經(jīng)濟和虛擬經(jīng)濟非平衡發(fā)展和經(jīng)濟“脫實向虛”問題已進行了較多關(guān)注。但從微觀層面分析中國企業(yè)固定資產(chǎn)投資相對下降、金融資產(chǎn)投資迅速增加的影響因素和具體路徑的文獻相對較少。不過關(guān)于企業(yè)面臨多項投資選擇時企業(yè)如何進行資產(chǎn)組合，以及如何使資源達到最優(yōu)配置等相關(guān)問題在經(jīng)濟學(xué)研究中已不是一個新鮮話題。已有文獻從不同的角度研究了企業(yè)投資資產(chǎn)組合問題。歸納起來主要有以下幾個方面：第一，資產(chǎn)收益率大小決定了投資者對二者組合的選擇。比如，Tobin(1965)指出，資產(chǎn)組合中實物資產(chǎn)和金融資產(chǎn)具有替代性，投資者會根據(jù)資產(chǎn)收益率大小來決定資產(chǎn)組合中實物資產(chǎn)和金融資產(chǎn)的多少。Trivedi (2014)認為，企業(yè)面臨更高的股息支付率時會選擇投資更多的金融資產(chǎn)而不是實物資產(chǎn)。第二，經(jīng)濟環(huán)境決定了企業(yè)對二者組合的選擇偏好。在不確定的經(jīng)濟環(huán)境中，發(fā)展中國家實體部門企業(yè)可能會偏好投資由金融部門提供的可以逆轉(zhuǎn)的金融資產(chǎn)，而不會投資不可逆轉(zhuǎn)的固定資產(chǎn)(Tornell，1990)。第三，企業(yè)金融化影響了企業(yè)實體資本積累和金融資產(chǎn)投資之間的權(quán)衡選擇。有文獻認為企業(yè)金融化導(dǎo)致了金融資產(chǎn)投資增加直接對實物資產(chǎn)投資產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”(Crotty，2003)。第四，還有文獻認為企業(yè)內(nèi)不同群體目標的沖突、管理者與股東的沖突導(dǎo)致了企業(yè)在選擇投資組合方面出現(xiàn)差異(Stockhammer，2007)。另外，還有文獻研究了金融自由化或者資本跨境流動背景下企業(yè)資產(chǎn)組合相關(guān)問題(Demir，2009)。

由筆者所掌握的資料看，鮮有文獻從金融開放視角研究金融開放度大小對企業(yè)固定資產(chǎn)投資和金融資產(chǎn)投資組合的影響，也沒有將金融開放作為相應(yīng)變量加入計量模型實證研究其對企業(yè)資產(chǎn)組合的影響。事實上，金融開放可能會引起實體經(jīng)濟和虛擬經(jīng)濟非平衡發(fā)展(袁申國和劉蘭鳳，2019)，金融開放擴大會降低金融抑制程度，促進服務(wù)業(yè)，尤其是金融業(yè)發(fā)展而使得制造業(yè)等實體經(jīng)濟發(fā)展相對減緩(王勛和Johansson，2013)。從國內(nèi)外資本跨境流動角度看，金融開放對本國實體經(jīng)濟會產(chǎn)生兩種影響：一是金融開放有助于引入更多外資進入實體經(jīng)濟，同時會加劇競爭而有助于本國資本進入實體經(jīng)濟，從而有利于促進“金融服務(wù)實體經(jīng)濟”；二是通過金融開放引入的外資可能更多進入金融領(lǐng)域而非實體經(jīng)濟，本國投資實體經(jīng)濟的資本因金融開放而流向他國，從而不利于實體經(jīng)濟發(fā)展。另外，研究金融開放對經(jīng)濟影響的文獻一般只是將整個經(jīng)濟作為研究對象，很少有文獻研究金融開放對企業(yè)固定資產(chǎn)和金融資產(chǎn)投資組合選擇的影響，本文試圖開展這方面的研究，以便對相關(guān)研究作出補充。

與以往文獻相比，本文的貢獻主要有：(1)突破金融“脫實向虛”和經(jīng)濟金融化表象，從金融開放角度研究中國實體經(jīng)濟和虛擬經(jīng)濟非平衡發(fā)展的深層原因，使用中國不同層次實體經(jīng)濟企業(yè)動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，實證考察了金融開放是否是引起實體經(jīng)濟企業(yè)固定資產(chǎn)投資與金融資產(chǎn)投資之比下降的原因之一，從而為研究“金融更好地服務(wù)實體經(jīng)濟”提供了新的思路。(2)從金融開放視角分別研究資本跨境流出和資本跨境流入對不同層次實體經(jīng)濟企業(yè)固定資產(chǎn)投資與金融資產(chǎn)投資之比的影響，為中國在擴大金融開放過程中如何更好地審核和監(jiān)管資本跨境流動，以保證實體經(jīng)濟和虛擬經(jīng)濟平衡協(xié)調(diào)發(fā)展提供了切實有效的實證參考。(3)研究發(fā)現(xiàn)，金融開放與金融資產(chǎn)收益率、經(jīng)濟不確定性對企業(yè)固定資產(chǎn)投資與金融資產(chǎn)投資之比的負向影響具有相互強化作用，這一結(jié)論將金融開放和經(jīng)濟金融化對實體經(jīng)濟和虛擬經(jīng)濟非平衡發(fā)展的影響結(jié)合了起來。

二、金融開放與中國經(jīng)濟固定資產(chǎn)投資和金融資產(chǎn)投資特征

近20 年來，中國逐步擴大金融開放。根據(jù)IMF 計算金融開放度的思路，本文使用三個指標衡量金融開放度，指標FO 為國內(nèi)外資本跨境流動總和與GDP 之比，指標FOTA 為國內(nèi)資本流出總和與GDP 之比，指標FOTD 為國外資本流入總和與GDP 之比。圖1(a)描繪了中國1996—2020 年金融開放度的變化趨勢。很顯然，隨著中國金融領(lǐng)域改革開放的深入，國際資本跨境流動數(shù)額越來越大。1996—2006 年，國外資本流入和國內(nèi)資本流出增長速度明顯大于GDP 的增長速度，這段時期三個指標均呈明顯上升趨勢。2007—2020 年，資本跨境流入流出相對GDP 增長趨于平穩(wěn)，但基本保持在較高水平波動。這一時期資本跨境流動還呈現(xiàn)另一特征：國內(nèi)資本流出增長速度快于國外資本流入增長速度，F(xiàn)OTA 和FOTD 兩個指標值從1999 年后差額逐年擴大，到2010 年后差額才出現(xiàn)略微縮小趨勢。隨著資本跨境流動的增加，這段時期所有分行業(yè)實際利用外資和對外直接投資總額也在逐年增加，分別見圖1(b)和圖1(c)本文參考黃群慧(2017)將實體經(jīng)濟分為R、R 和R。R 為第一層次，只包含實體經(jīng)濟的核心部分(即制造業(yè))，是最狹義的實體經(jīng)濟。R 為第二層次，包含R、農(nóng)業(yè)、建筑業(yè)和除制造業(yè)以外的其他工業(yè)。R 為第三層次，包含R、批發(fā)和零售業(yè)、交通運輸倉儲和郵政業(yè)、住宿和餐飲業(yè)，以及除金融業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)以外的其他所有服務(wù)業(yè)，是最廣義的實體經(jīng)濟。。

圖1

在國外資本流入方面，全部行業(yè)實際利用外資顯著上升，年均增長9.08%。從分行業(yè)看，第一層次( R)實際利用外資先呈上升趨勢，隨后逐年下降。第二層次中 R?R企業(yè)和第三層次中 R? R企業(yè)實際利用外資均逐年增加。在國內(nèi)資本流出方面，全部行業(yè)對外直接投資也一直呈上升趨勢，年均增長31.35%。從分行業(yè)看，第二層次中R? R企業(yè)對外直接投資先呈上升趨勢，隨后逐年減少。第一層次 R企業(yè)和第三層次中 R? R企業(yè)對外直接投資一直呈上升趨勢。以上數(shù)據(jù)表明金融開放擴大一方面吸引了越來越多的國外資本進入中國企業(yè)，另一方面中國企業(yè)在國外的投資額也越來越大。但是，日益遞增的資本跨境流動并未促進國內(nèi)固定資產(chǎn)投資顯著增加。首先，雖然隨著金融開放度擴大，企業(yè)實際利用外資逐年遞增，但是企業(yè)固定資產(chǎn)投資實際利用外資卻呈逐年下降趨勢。由圖1(d)可以看出，全部企業(yè)固定資產(chǎn)投資實際利用外資總體趨勢在減少，年均下降5.57%。從分行業(yè)看，第一層次( R)企業(yè)固定資產(chǎn)投資實際利用外資，年均下降5.43%。第二層次中的 R? R企業(yè)和第三層次中的 R? R企業(yè)固定資產(chǎn)投資實際利用外資雖然沒有制造業(yè)下降幅度大，但也呈明顯下降趨勢。這說明金融開放的擴大雖然使得流入各行業(yè)的外資增加，但增加的外資進入固定資產(chǎn)投資項目的數(shù)額卻相對下降。其次，從所有行業(yè)加總看，企業(yè)實際利用外資和固定資產(chǎn)投資利用外資差額也呈明顯上升趨勢。圖1(e)顯示了所有行業(yè)及實體經(jīng)濟第一層次 R企業(yè)、第二層次中的 R? R企業(yè)和第三層次中的 R? R企業(yè)實際利用外資和固定資產(chǎn)投資利用外資差額。二者差額的擴大進一步表明金融開放引起的國外資本流入雖然越來越多，但進入實體經(jīng)濟企業(yè)進行固定資產(chǎn)投資的外資卻呈下降趨勢，從而可以斷定金融開放擴大進程中流入的外資可能更多地進入了金融領(lǐng)域而成為企業(yè)的金融資產(chǎn)。另外，由圖1(f)可以看出，近幾年整個行業(yè)固定資產(chǎn)投資與對外直接投資比例也呈明顯下降趨勢，尤其是實體經(jīng)濟第一層次 R企業(yè)，2008 年以來其固定資產(chǎn)投資與對外直接投資比例幾乎一直在下降。第二層次中的 R? R企業(yè)表現(xiàn)出先下降，隨后幾年又表現(xiàn)出上升趨勢，第三層次中的 R? R企業(yè)在2013 年后一直呈下降趨勢。這表明各行業(yè)固定資產(chǎn)投資受到對外直接投資數(shù)量的影響較明顯，近幾年總的趨勢是隨著對外直接投資增加，各行業(yè)固定資產(chǎn)投資相對下降。這也再次表明金融開放引起的資本流出可能對企業(yè)固定資產(chǎn)投資產(chǎn)生了負面影響。

金融開放擴大引起跨境流動資本大幅增加雖然沒有促使中國企業(yè)固定資產(chǎn)投資同幅度上升，但在金融開放逐步擴大的背景下，金融資產(chǎn)規(guī)模卻增長迅速。以上分析表明，隨著金融開放擴大，引入的外資可能更多地進入金融領(lǐng)域而非實體經(jīng)濟部門(用于固定資產(chǎn)投資)。同時，本國流出的資本本來可能用于企業(yè)固定資產(chǎn)投資，但在金融開放背景下，企業(yè)為追求更高收益而將資本投向國外市場。這兩方面產(chǎn)生的后果都不利于本國實體經(jīng)濟的發(fā)展。

三、理論考察、研究假設(shè)和模型設(shè)計

（一）理論考察

設(shè)投資t 期后總財富為 Z，于是有：

由式(1)和式(2)可以進一步得到：

由約束條件式(3)求式(4)的效用最大值，運用Stein 引理得到最優(yōu)固定資產(chǎn)投資為：

說明金融開放使得企業(yè)最初選擇的投資組合發(fā)生了變化，但總投資不變。這樣式(5)變?yōu)椋?/p>

兩端取對數(shù)，得：

由式(6)、式(7)可得：

式(8)和式(10)表明企業(yè)固定資產(chǎn)投資和金融資產(chǎn)投資與金融開放度函數(shù) f( )有關(guān)。如果 f( )符號為負，表明在總投資不變的前提下，金融開放對固定資產(chǎn)投資有負向影響，而對金融資產(chǎn)投資有正向影響。根據(jù)前述分析的經(jīng)濟事實，金融開放逐步擴大過程中固定資產(chǎn)投資相對下降而金融資產(chǎn)相對上升，所以可以假定總投資不變時，金融開放度函數(shù)的表達式為：

即 f( )為的一次線性函數(shù)，斜率為 ?k ，0< k<1 。將金融開放度標準化為(0,1]，即0<≤1 ，因而log(1+f())的符號為負。由式(8)和式(10)可知，隨著金融開放度加大，固定資產(chǎn)投資相應(yīng)減少，金融資產(chǎn)投資相應(yīng)增加。其中k 與后文式(12)中的絕對值存在比例關(guān)系。

另外，式(8)還表明企業(yè)固定資產(chǎn)投資隨著固定資產(chǎn)收益率與金融資產(chǎn)收益率差額的擴大而增加，隨著經(jīng)濟中風(fēng)險或不確定性程度加大而減少。式(10)還表明，企業(yè)金融資產(chǎn)投資與總資產(chǎn)比值受企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模、固定資產(chǎn)收益率與金融資產(chǎn)收益率差額、經(jīng)濟中風(fēng)險或不確定性有關(guān)。并且企業(yè)金融資產(chǎn)投資隨著固定資產(chǎn)收益率與金融資產(chǎn)收益率差額的擴大而減少，隨著經(jīng)濟中風(fēng)險或不確定性程度加大而增加。

（二）影響機制及研究假設(shè)

1. 影響機制

前文通過理論考察得到金融開放與企業(yè)固定資產(chǎn)投資和金融資產(chǎn)投資的關(guān)系，在總投資不變的前提下，金融開放引起固定資產(chǎn)投資減少，金融資產(chǎn)投資增加。那么，金融開放是如何影響二者的組合呢？金融開放政策引起資本跨境流入和流出，實際上構(gòu)成了金融開放的事實指標，因而金融開放對企業(yè)固定資產(chǎn)和金融資產(chǎn)投資組合的影響機制，其實質(zhì)是資本流入和流出通過哪些渠道最終影響二者的組合。一般有以下渠道：第一，價格渠道。金融開放引起的資本流動會通過價格渠道對企業(yè)固定資產(chǎn)和金融資產(chǎn)投資組合產(chǎn)生影響。資本流動會改變貿(mào)易品部門商品的相對價格，使得企業(yè)儲蓄減少、就業(yè)人員下降而對企業(yè)固定資產(chǎn)投資產(chǎn)生負面影響(Frenkel & Ros，2006)。第二，匯率渠道。金融開放引起資金流入可能引起金融資產(chǎn)價格上升，促使國內(nèi)物價上漲、實際匯率上升，從而引起進口增加、出口減少，企業(yè)投資減少造成更多資金流向金融資產(chǎn)。相反，當國內(nèi)金融資產(chǎn)價格下降時，促使國內(nèi)物價下降、實際匯率下降，從而引起出口增加、進口減少。一方面，企業(yè)投資增加吸引更多資金用于固定資產(chǎn)投資；另一方面，在金融自由化下，國內(nèi)企業(yè)可能增加對外直接投資而導(dǎo)致更多資本跨境流出，從而影響國內(nèi)固定資產(chǎn)投資。另外，資本流動引起匯率的過度波動會增加通貨膨脹的不確定性，從而導(dǎo)致實體部門將資金投向金融資產(chǎn)(Felix，1998)。價格和匯率傳導(dǎo)渠道產(chǎn)生的影響最終都可以通過通貨膨脹的變化體現(xiàn)出對二者組合的影響。第三，直接影響渠道。隨著金融開放擴大，金融市場自由化程度提高，資本流動更加自由，這給企業(yè)逐利資本提供了更多投資選擇。一方面，國內(nèi)金融市場逐漸提高的收益率，可能會鼓勵更多企業(yè)選擇短期金融資產(chǎn)而非長期固定資產(chǎn)投資項目，因而造成這些企業(yè)固定資產(chǎn)投資下降，金融資產(chǎn)增加；另一方面，金融開放擴大為國內(nèi)企業(yè)資本直接進入國際金融市場提供更多機會，一旦國際市場出現(xiàn)金融創(chuàng)新產(chǎn)品或者金融資產(chǎn)收益率較高時，國內(nèi)企業(yè)資本同樣會因逐利行為而大量跨境流出，這將直接影響國內(nèi)企業(yè)的固定資產(chǎn)投資。

2. 研究假設(shè)

根據(jù)前文分析，金融開放擴大背景下實體經(jīng)濟行業(yè)固定資產(chǎn)投資實際利用外資呈下降趨勢，而金融資產(chǎn)規(guī)模卻越來越大。金融開放引起國外資本跨境流入逐年增加，但進入實體經(jīng)濟企業(yè)進行固定資產(chǎn)投資的外資卻呈下降趨勢，整個行業(yè)固定資產(chǎn)投資與對外直接投資比例也呈明顯下降趨勢。另外，前文在對分行業(yè)實際利用外資、分行業(yè)對外直接投資以及分行業(yè)固定資產(chǎn)投資實際利用外資分析時發(fā)現(xiàn)，實體經(jīng)濟第一層次( R)的企業(yè)、第二層次中的 R? R企業(yè)和第三層次中的 R? R企業(yè)表現(xiàn)出明顯的差異性。這表明金融開放可能對不同行業(yè)固定資產(chǎn)投資和金融資產(chǎn)投資的影響存在差異。基于此，同時根據(jù)理論考察，本文提出如下假設(shè)。

假設(shè)1：金融開放引起資本跨境流動，促使實體經(jīng)濟企業(yè)固定資產(chǎn)投資相對下降，金融資產(chǎn)投資相對增加。

假設(shè)2：金融開放對實體經(jīng)濟企業(yè)固定資產(chǎn)和金融資產(chǎn)投資組合的影響存在行業(yè)差異性。

另外，為進一步分析資本跨境流動對企業(yè)投資的影響，同時考慮到金融開放引起的資本跨境流入和跨境流出可能對行業(yè)固定資產(chǎn)投資和金融資產(chǎn)投資的影響存在差異，在假設(shè)2 的前提下進一步提出如下假設(shè)。

假設(shè)3：金融開放引起資本跨境流入和跨境流出對實體經(jīng)濟企業(yè)固定資產(chǎn)和金融資產(chǎn)投資組合產(chǎn)生的影響存在差異。

（三）模型設(shè)計和變量定義

CTRL為控制變量，包括：(1)資本產(chǎn)出比( KGDP)。使用滯后一期是考慮到預(yù)期、調(diào)整成本和傳遞滯后性。(2)固定資產(chǎn)收益率與金融資產(chǎn)收益率差額( RGAP)。使用滯后一期，一方面是考慮到收益差額可能為企業(yè)未來從事非營業(yè)活動提供市場信號，另一方面是考慮到機會成本效應(yīng)。(3)企業(yè)規(guī)模(AT)。使用企業(yè)資產(chǎn)期初總額對數(shù)值表示，一般而言，企業(yè)規(guī)模越大，投資總額就越大，但究竟是固定資產(chǎn)投資增長更快還是金融資產(chǎn)投資增長更快是不確定的，這與經(jīng)濟環(huán)境等諸多因素有關(guān)。(4)企業(yè)資本結(jié)構(gòu)變量( DA)。使用企業(yè)期初負債總額與資產(chǎn)總額的比值衡量。(5)銀行給私有部門的信貸總額與GDP 比值( PLOAN)。用以控制資本市場不完美效應(yīng)和信貸可獲得性效應(yīng)，信貸可獲得性能夠激勵新資本積累。(6)實際GDP 增長率( GRTH)。用以控制總需求和投資者預(yù)期變化的影響，總需求增加和預(yù)期經(jīng)濟正增長會激勵企業(yè)分配更多資源投資于固定資產(chǎn)。(7)宏觀經(jīng)濟不確定性或風(fēng)險變量( RISK)。遵循大多數(shù)文獻選擇使用條件方差序列作為代理變量，使用2003 年第1 季度到2016 年第4 季度GDP 變化率數(shù)據(jù)，通過廣義自回歸條件異方差模型(GARCH(1，1))得到條件方差序列，然后將季度數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換成年度數(shù)據(jù)。

四、實證分析

（一）研究樣本和數(shù)據(jù)處理

根據(jù)中國證監(jiān)會2012 年行業(yè)分類，分別將非金融企業(yè)分為R 、R 和R 三個層次作為研究對象。同時依據(jù)中國證監(jiān)會要求，將A 股上市公司發(fā)布季報的年份2002 年之后的一年作為研究起點，所以研究樣本為2003—2016 年所有A 股非金融上市公司財務(wù)合并報表的數(shù)據(jù)。使用winsor 2 分別對 IKF、KGDP、RK(固定資產(chǎn)收益率)、RF(金融資產(chǎn)收益率)、AT(企業(yè)規(guī)模)、DA(資本結(jié)構(gòu))六個變量兩端各1%的異常值進行縮尾處理，同時刪除所有含缺省值的記錄樣本，最后計量回歸分析R 、R 和R 的有效樣本數(shù)分別為7714 個、9393 個和12496 個。本文除其他具體說明外，所有數(shù)據(jù)均來自國泰安經(jīng)濟金融研究數(shù)據(jù)庫。

被解釋變量IKF 為企業(yè)固定資產(chǎn)投資與金融資產(chǎn)投資之比，其中固定資產(chǎn)投資等于固定資產(chǎn)凈額期末與期初值差額，金融資產(chǎn)參照《企業(yè)會計準則》和胡奕明等(2017)的計算得到。控制變量資本產(chǎn)出比(KGDP)等于期初固定資本凈額除以營業(yè)總收入。RGAP 等于固定資產(chǎn)收益率(RK)減去金融資產(chǎn)收益率(RF)，其中固定資產(chǎn)收益率等于固定資產(chǎn)凈利潤除以固定資產(chǎn)期初與期末余額的平均值。金融資產(chǎn)收益率等于各類金融資產(chǎn)投資收益、長期股權(quán)投資收益、公允價值變動和利息收入加總后除以總金融資產(chǎn)。金融開放度FO 數(shù)據(jù)(2003—2011 年)來自Philip 和Milesi-Ferretti(2007)及其后來對數(shù)據(jù)序列的擴展，筆者根據(jù)其計算規(guī)則將FO 數(shù)據(jù)分解為資本流出指標FOTA 和資本流入指標FOTD，2012—2016 年數(shù)據(jù)由筆者計算得到?？刂谱兞縍ISK 使用GDP 變化率的條件方差作為代理變量。實際GDP 增長率由名義GDP 除以CPI 指數(shù)后的實際GDP 計算得到。私營部門貸款占GDP 比重(PLOAN)數(shù)據(jù)來自世界銀行。

根據(jù)各變量的描述性統(tǒng)計可知，按照R 、R 和R 三個層次分，企業(yè)的固定資產(chǎn)收益率(RK)與金融資產(chǎn)收益率(RF)均值有較大差異，其中R 、R 企業(yè)的RF 比RK 分別高出0.028 和0.029，R 企業(yè)的RF 比RK 高出0.012。同時，各個層次企業(yè)RF 的標準誤都明顯大于RK 的標準誤，且RF 的最大值比RK 都大，最小值比RK 都小，因而樣本期間金融資產(chǎn)收益率相對來說可能更高但波動性大，說明金融資產(chǎn)收益率雖然更高，但風(fēng)險也相對更大。

（二）實證結(jié)果分析

1. 金融開放對實體經(jīng)濟三個層次企業(yè)的影響

為了避免變量之間、變量與殘差項之間的內(nèi)生性問題，本文使用系統(tǒng)GMM 兩步法對所有模型進行估計。表1 顯示了金融開放指標FO 和其他變量對各層次實體經(jīng)濟企業(yè)固定資產(chǎn)投資與金融資產(chǎn)投資組合比例影響的回歸結(jié)果。資本產(chǎn)出比(KGDP)系數(shù)符號為負，與預(yù)期符號一致，說明資本產(chǎn)出比上升，企業(yè)將減少固定資產(chǎn)投資額。在金融資產(chǎn)不變或者金融資產(chǎn)相應(yīng)增加時都將引起固定資產(chǎn)和金融資產(chǎn)投資組合比例下降。固定資產(chǎn)投資收益與金融資產(chǎn)投資收益差額(RGAP)系數(shù)符號也與預(yù)期符號一致，所有回歸模型中RGAP 系數(shù)符號都為正，表明金融開放環(huán)境下企業(yè)資本流向與經(jīng)濟學(xué)投資理論一致，預(yù)期利潤越高、投資越多，即固定資產(chǎn)投資收益與金融資產(chǎn)投資收益差額越大，實體經(jīng)濟企業(yè)愿意將更多資本投向固定資產(chǎn)而不選擇風(fēng)險更高的金融資產(chǎn)。實際GDP 增長率(GRTH )系數(shù)符號也與預(yù)期符號一致，第(2)、(4)列中系數(shù)都通過了5%的顯著性水平檢驗，說明樣本期間經(jīng)濟增長或總需求擴大對實體經(jīng)濟企業(yè)固定資產(chǎn)和金融資產(chǎn)投資組合產(chǎn)生了顯著影響。宏觀經(jīng)濟不確定性變量(RISK)系數(shù)為負且第(2)、(4)列中系數(shù)非常顯著，說明在面臨較多投資選擇時經(jīng)濟中的不確定性和風(fēng)險對實體經(jīng)濟企業(yè)固定資產(chǎn)投資會產(chǎn)生負面影響，企業(yè)可能會偏向選擇收益較快、期限較短的金融資產(chǎn)投資。銀行給私有部門信貸的增加并沒有促使實體經(jīng)濟企業(yè)固定資產(chǎn)投資相應(yīng)增加，銀行給私有部門信貸總額與GDP 比值(PLOAN )的系數(shù)為負，與預(yù)期符號相反，說明樣本期內(nèi)私有部門獲得的貸款并沒有促進固定資產(chǎn)投資增加，而是將資本更多地用于金融資產(chǎn)投資。企業(yè)規(guī)模(AT)和資本結(jié)構(gòu)(DA)的系數(shù)符號都為正，且都通過顯著性水平檢驗。這表明企業(yè)規(guī)模越大，用于固定資產(chǎn)投資的資本相對金融資產(chǎn)投資的資本越多，企業(yè)債務(wù)資產(chǎn)比越大，企業(yè)固定資產(chǎn)投資相對會增加，這可能與企業(yè)債務(wù)結(jié)構(gòu)中長期債務(wù)比例較大有關(guān)。

表1 實體經(jīng)濟三層次 0R 、 1R 和 2R 回歸結(jié)果①本文對 0R 、 1R 、 2R 三個層次企業(yè)分別做了固定效應(yīng)、隨機效應(yīng)和系統(tǒng)GMM 估計，發(fā)現(xiàn)三種方法估計結(jié)果顯示所有變量的系數(shù)符號和顯著性都基本一致(表明模型的結(jié)論是穩(wěn)健的)，同時不存在年度效應(yīng)?？紤]到投資量易受前期投資的影響和系統(tǒng)GMM 可以提高估計的效率，最終選擇系統(tǒng)GMM 估計方法。

擴大金融開放顯著降低了固定資產(chǎn)和金融資產(chǎn)投資組合之比，不管是無其他控制變量還是加入其他控制變量，所有模型中FO 的系數(shù)都為負數(shù)，并且都通過了顯著性水平檢驗。該結(jié)論完全符合直覺和經(jīng)驗預(yù)期，也驗證了本文的研究假設(shè)1。這表明樣本期間金融開放度顯著影響了實體經(jīng)濟企業(yè)對固定資產(chǎn)投資和金融資產(chǎn)投資組合的選擇，金融開放度擴大會引起企業(yè)固定資產(chǎn)投資相對下降，企業(yè)將更多資本投向金融資產(chǎn)。同時，金融開放對不同層次實體經(jīng)濟企業(yè)固定資產(chǎn)和金融資產(chǎn)投資組合比例影響明顯不同。從加入控制變量后第(2)列、第(4)列、第(6)列的回歸結(jié)果看，金融開放對第二層次(R )實體經(jīng)濟企業(yè)的固定資產(chǎn)投資與金融資產(chǎn)投資之比影響最大，其次是第一層次( R)，對第三層次( R)投資組合比例影響最小。金融開放度每提高1%，制造業(yè)(即 R)企業(yè)固定資產(chǎn)和金融資產(chǎn)投資組合比例下降約0.66%。而當加入農(nóng)業(yè)、建筑業(yè)和其他工業(yè)企業(yè)(即 R)后，金融開放度每提高1%，該比例就由下降0.66%變?yōu)橄陆?.78%。這表明金融開放對后加入的這些行業(yè)的二者比例影響更大一些。當再加入除房地產(chǎn)業(yè)和金融業(yè)以外的其他服務(wù)業(yè)(即 R)后，金融開放度每提高1%，該比例就由下降0.78%變?yōu)橄陆?.48%。這表明金融開放對后加入的這些行業(yè)固定資產(chǎn)和金融資產(chǎn)組合比例的影響又變小了。

為進一步了解金融開放對實體經(jīng)濟不同行業(yè)的企業(yè)固定資產(chǎn)和金融資產(chǎn)投資組合的影響，接下來進一步將三個不同層次中的企業(yè)分別進行回歸分析，即再單獨對第二層次中的 R? R企業(yè)和第三層次中的 R?R企業(yè)進行回歸，回歸結(jié)果再與實體經(jīng)濟第一層次R企業(yè)進行比較。

2. 金融開放對實體經(jīng)濟不同行業(yè)企業(yè)的影響

這部分在前文分析基礎(chǔ)上，將企業(yè)分為R、R? R、R?R三組進行比較。主要是為了解金融開放對實體經(jīng)濟不同行業(yè)企業(yè)固定資產(chǎn)投資與金融資產(chǎn)投資組合比例的影響。R? R、R? R回歸結(jié)果見表2。表中數(shù)據(jù)再次證明金融開放對農(nóng)業(yè)、建筑業(yè)和其他工業(yè)企業(yè)固定資產(chǎn)投資與金融資產(chǎn)投資組合比例的影響最大，其次是制造業(yè)企業(yè)(見表1 第(2)列)，再次是除房地產(chǎn)業(yè)和金融業(yè)以外的其他服務(wù)業(yè)企業(yè)。金融開放度每提高1%，R? R企業(yè)、R企業(yè)和 R?R企業(yè)固定資產(chǎn)投資與金融資產(chǎn)投資之比分別下降0.98%、0.66%和0.40%，其中 R? R企業(yè)FO 系數(shù)不顯著。該回歸結(jié)果也驗證了本文假設(shè)2通過使用“引入交叉項方法(CHOW 檢驗)”對R、R-R 和R-R 三個子樣本回歸后FO 系數(shù)的差異性進行了檢驗，發(fā)現(xiàn)R 和R-R、R-R 和R-R、R 和R-R 系數(shù)差異性檢驗交叉項系數(shù)的P 值分別為0.055、0.024 和0.097，表明三個不同行業(yè)FO 系數(shù)存在顯著的差異。。

表2 實體經(jīng)濟不同行業(yè)回歸結(jié)果

金融開放對不同行業(yè)固定資產(chǎn)和金融資產(chǎn)投資組合的影響差異性可能來自各個行業(yè)固定收益率的差異。通過計算R、R? R和 R?R三類企業(yè)2003—2016 年固定資產(chǎn)收益率年均值發(fā)現(xiàn)，R? R企業(yè)固定資產(chǎn)收益率年均值最低，只有2.07%；其次是R企業(yè)，為2.32%；R? R企業(yè)最高，為5.19%。這樣，三類企業(yè)面臨相同收益的金融資產(chǎn)時，R? R最有可能將更多資金轉(zhuǎn)向投資金融資產(chǎn)而使固定資產(chǎn)投資相對減少更多，而 R? R企業(yè)則因固定資產(chǎn)投資收益率相對較高，受這種影響相對較小。事實上，從2003—2016 年三類企業(yè)固定資產(chǎn)投資和金融資產(chǎn)投資組合變化可以看出這種影響，R? R企業(yè)二者組合之比從2003 年的0.791 下降到2016 年的0.236，年均下降5.4%，高于R企業(yè)和 R? R企業(yè)年均下降率(4.50%和1.38%)。

五、進一步分析

（一）資本跨境流入流出的影響

通過金融開放引起的資本跨境流動對一國實體經(jīng)濟企業(yè)固定資產(chǎn)投資和金融資產(chǎn)投資會產(chǎn)生雙重影響?？缇沉魅氲馁Y本可能進入實體經(jīng)濟部門，也可能進入虛擬經(jīng)濟部門，而進入實體經(jīng)濟部門的資本可能用于固定資產(chǎn)投資，也可能用于金融資產(chǎn)購買。跨境流出的資本可能本身可以用于國內(nèi)實體經(jīng)濟企業(yè)的固定資產(chǎn)投資項目，因而資本跨境流入流出對固定資產(chǎn)和金融資產(chǎn)投資組合會產(chǎn)生一定的影響。

表3 顯示了由資本跨境流入和跨境流出衡量的金融開放度指標對三個不同層次實體經(jīng)濟企業(yè)二者之比的影響。表中數(shù)據(jù)表明金融開放引起跨境流出和流入的資本均顯著降低了實體經(jīng)濟企業(yè)固定資產(chǎn)投資和金融資產(chǎn)投資之比，并且國際資本跨境流入使得實體經(jīng)濟企業(yè)固定資產(chǎn)投資下降相對更大?？缇沉魅胭Y本衡量的金融開放度每上升1%，分別引起R、R和R三個層次企業(yè)二者之比下降1.36%、1.42%和1.33%，而國內(nèi)跨境流出資本衡量的金融開放度每上升1%，則分別引起R、R和R三個層次企業(yè)二者之比下降0.76%、1.11%和0.65%。該結(jié)果進一步說明跨境流出的資本更多來自國內(nèi)實體部門企業(yè)固定資產(chǎn)投資項目減少而積累起來的資本，跨境流入的資本更多地進入了金融資產(chǎn)投資領(lǐng)域。同時，該回歸結(jié)果也驗證了本文假設(shè)3。結(jié)合表2 中的數(shù)據(jù)可以看出，使用跨境流出資本和跨境流入資本衡量的金融開放度對不同企業(yè)固定資產(chǎn)投資和金融資產(chǎn)投資之比有著顯著不同的影響。跨境資本流出和跨境資本流入對R? R企業(yè)的影響最大，金融開放度每提高1%，分別使二者之比下降1.25%和2.08%。對R企業(yè)，即制造業(yè)的影響次之，金融開放度每提高1%，分別使二者之比下降0.76%和1.36%。對 R? R企業(yè)的影響最小，金融開放度每提高1%，跨境資本流出使得二者之比下降0.58%，跨境資本流入對二者之比的影響不顯著。

表3 資本跨境流入流出對實體經(jīng)濟不同層次企業(yè)的影響

（二）收益率的影響

前文分析金融開放對企業(yè)固定資產(chǎn)和金融資產(chǎn)投資組合的影響機制時指出，金融開放直接造成企業(yè)追逐資本投資收益率更高的金融資產(chǎn)，這部分實證檢驗了收益率變化是否影響金融開放與企業(yè)資產(chǎn)投資組合的關(guān)系。前述分析發(fā)現(xiàn)，固定資產(chǎn)投資收益率與金融資產(chǎn)收益率差額(后者高于前者的差額)的提高會降低實體經(jīng)濟企業(yè)固定資產(chǎn)投資與金融資產(chǎn)投資之比，這驗證了已有文獻提出的觀點：金融資產(chǎn)收益率的快速增長是造成經(jīng)濟資本形成率下降的原因之一。本文通過對2134 家企業(yè)共12496 個樣本進行計算，發(fā)現(xiàn)2003—2016 年實體經(jīng)濟企業(yè)獲取的金融資產(chǎn)收益率年均值呈現(xiàn)明顯上升趨勢，固定資產(chǎn)投資收益率年均值雖然也呈現(xiàn)明顯上升趨勢，但2006—2015 年金融資產(chǎn)收益率年均值一直高于固定資產(chǎn)投資收益率年均值。為了考察二者收益率差額及金融資產(chǎn)收益率提高是否會強化金融開放對固定資產(chǎn)投資和金融資產(chǎn)組合的影響，本文將金融開放度(FO)和二者收益差額(RGAP)的交叉乘積項FO×RGAP 以及金融開放度(FO)和金融資產(chǎn)收益率(RF)的交叉乘積項FO×RF 分別加入模型進行回歸分析?；貧w結(jié)果見表4。

表4 金融開放、收益率及風(fēng)險相互作用的影響

由表4 第(19)列和第(20)列可以看出，金融資產(chǎn)收益率超過固定資產(chǎn)投資收益率，并且二者差額增加時會強化金融開放對固定資產(chǎn)投資和金融資產(chǎn)投資之比的負面影響。這是因為兩個模型中交叉乘積項FO×RGAP 的系數(shù)都為正，并且都通過了5%的顯著性水平檢驗。即當RGAP 為負(RK-RF＜0)時，F(xiàn)O×RGAP 符號為負，于是回歸系數(shù)與交叉項乘積(0.208×(FO×RGAP)或0.227×(FO×RGAP))也為負數(shù)，所以金融資產(chǎn)收益率和固定資產(chǎn)投資收益率差額擴大時將強化金融開放對二者組合之比的負面影響。第(21)列和第(22)列回歸結(jié)果表明，金融資產(chǎn)收益率上升顯著強化了金融開放對固定資產(chǎn)投資和金融資產(chǎn)投資組合之比的負面影響，兩個模型交叉項FO×RF的系數(shù)都為負，并且都通過了10%的顯著性水平檢驗。以上分析證實了金融開放背景下金融資產(chǎn)收益率上升強化了金融開放對實體經(jīng)濟企業(yè)固定資產(chǎn)投資的負面影響，這種影響可能是實體經(jīng)濟企業(yè)固定資產(chǎn)投資下降的原因之一。另外，從另一個角度看，交叉項FO×RF 系數(shù)符號為負表明當金融資產(chǎn)收益率既定時，擴大金融開放同樣強化了其對固定資產(chǎn)投資和金融資產(chǎn)組合的負向影響。因而，實證結(jié)果表明，在對固定資產(chǎn)和金融資產(chǎn)投資組合的負向影響方面，金融開放和金融資產(chǎn)收益率會相互強化這種影響。

（三）不確定性或風(fēng)險的影響

有研究認為，日益增長的宏觀經(jīng)濟不確定性或風(fēng)險對固定資產(chǎn)投資會產(chǎn)生顯著的負面效應(yīng)，宏觀經(jīng)濟波動性的增加會自我惡化，使得投資者縮短投資時間，并從投機中獲取利益以躲避風(fēng)險(Grabel，1995)，因而宏觀經(jīng)濟不確定性會引起實體經(jīng)濟部門企業(yè)更偏好選擇投資金融資產(chǎn)，前述分析也證實了該觀點。為了考察宏觀經(jīng)濟不確定性或者風(fēng)險的增加是否會強化金融開放對固定資產(chǎn)和金融資產(chǎn)投資組合的負面影響，這部分將金融開放度(FO)和代表經(jīng)濟不確定性或風(fēng)險變量(RISK)的交叉乘積項FO×RISK 加入模型進行回歸分析?；貧w結(jié)果見表4 第(23)列和第(24)列。兩個模型中FO×RISK 的系數(shù)都為負并且都通過了1%的顯著性水平檢驗，說明在金融開放擴大背景下，經(jīng)濟不確定性或風(fēng)險的增加會更進一步引起固定資產(chǎn)投資相對下降，金融資產(chǎn)投資相對上升。另外，也可以認為在經(jīng)濟不確定性或者風(fēng)險既定的情況下，金融開放的擴大同樣強化了前者對固定資產(chǎn)和金融資產(chǎn)組合的負向影響。實證結(jié)果表明，在對固定資產(chǎn)投資下降、金融資產(chǎn)投資上升的影響方面，金融開放與經(jīng)濟不確定性(或風(fēng)險)會相互強化。

前述分析得出以下幾個基本結(jié)論：一是擴大金融開放降低了固定資產(chǎn)和金融資產(chǎn)投資之比；二是金融開放對實體經(jīng)濟不同企業(yè)固定資產(chǎn)和金融資產(chǎn)投資之比的影響存在差異；三是金融開放與金融資產(chǎn)收益率和宏觀經(jīng)濟不確定性對固定資產(chǎn)和金融資產(chǎn)投資之比的負面影響具有相互強化作用。因版面限制，對上述結(jié)論進行進一步穩(wěn)健性檢驗的內(nèi)容詳見附錄。

六、研究結(jié)論及政策建議

本文基于實體經(jīng)濟企業(yè)2003—2016 年動態(tài)面板數(shù)據(jù)，使用系統(tǒng)GMM 估計方法分別研究了金融開放對實體經(jīng)濟三個層次R、R和R的企業(yè)固定資產(chǎn)和金融資產(chǎn)投資組合的影響。實證結(jié)果表明，無論對實體經(jīng)濟哪個層次，擴大金融開放都顯著降低了二者之比。金融開放度每提高1%，分別使得實體經(jīng)濟R 、R 和R 三個層次的企業(yè)二者之比下降0.66%、0.78%和0.48%。金融開放對不同行業(yè)的影響顯著不同，其中對第二層次 R中農(nóng)業(yè)、建筑業(yè)和其他工業(yè)企業(yè)(即R-R)固定資產(chǎn)投資和金融資產(chǎn)投資之比負向影響最大；其次是第一層次R，即制造業(yè)企業(yè)；再次是第三層次R 中除房地產(chǎn)業(yè)和金融業(yè)以外的其他服務(wù)業(yè)企業(yè)(即R-R)。同時，金融開放引起的資本跨境流入對二者之比負向影響大于資本跨境流出的影響。另外，金融開放與金融資產(chǎn)收益率、經(jīng)濟不確定性對二者之比負向影響具有相互強化作用。

針對本文研究結(jié)論和中國金融開放逐步擴大的經(jīng)濟背景，本文提出以下政策建議：(1)由于金融開放引起跨境流入的資本可能進入實體經(jīng)濟部門，也可能進入虛擬經(jīng)濟部門，同時進入實體經(jīng)濟部門的跨境資本可能用于固定資產(chǎn)投資，也可能用于金融資產(chǎn)的購買，而金融開放引起跨境流出的資本可能本身可以用于固定資產(chǎn)投資項目，所以，在擴大金融開放的同時，需慎重監(jiān)管和審核資本跨境流動的去向及用途。比如，跨境流入的資本應(yīng)更多地投資于物質(zhì)生產(chǎn)和流通等領(lǐng)域，對進入房地產(chǎn)、金融債券等領(lǐng)域的外資應(yīng)加以限制。(2)金融開放引起跨境流入的資本對固定資產(chǎn)投資和金融資產(chǎn)投資之比的負向影響大于跨境流出資本對二者之比的負向影響，因而在監(jiān)管和審核力度上，要更重視國外短期資本的跨境流入去向。(3)降低經(jīng)濟波動性、促使經(jīng)濟平穩(wěn)發(fā)展，將有利于中國在擴大金融開放的同時促使固定資產(chǎn)投資和金融資產(chǎn)投資之比上升，從而確保實體經(jīng)濟和虛擬經(jīng)濟平衡協(xié)調(diào)發(fā)展。(4)金融開放對不同行業(yè)資產(chǎn)組合影響的差異性可能是由行業(yè)固定資產(chǎn)收益率不同引起的，為促進各行業(yè)虛實經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展，需要重點關(guān)注固定資產(chǎn)收益率低的行業(yè)資金的運用。前文分析指出，2003—2016 年R、R-R、R-R企業(yè)固定資產(chǎn)收益率均值分別為2.31%、2.07%和5.19%。其中R-R企業(yè)即農(nóng)業(yè)、建筑業(yè)和其他工業(yè)企業(yè)收益率低于其他兩類企業(yè)，因而金融開放對這類企業(yè)固定資產(chǎn)和金融資產(chǎn)投資之比負向影響相對更大，所以為促進實體經(jīng)濟增長，可以適當將更多資金引向這類企業(yè)。