鄧江花萬其龍

（1. 五邑大學經濟管理學院 廣東江門 529020；2. 黃淮學院經濟與管理學院 河南駐馬店 463000）

一、引言

2017 年10 月，習近平總書記在黨的十九大報告中提出“深化金融體制改革，增強金融服務實體經濟能力”。2019 年2 月，習近平總書記在中共中央政治局第十三次集體學習時再次強調要深化金融供給側結構性改革、增強金融服務實體經濟能力。政府部門也認識到了企業(yè)脫實向虛所存在的風險。據國泰安數據庫統(tǒng)計顯示，2007 年A 股實體企業(yè)中平均配置金融資產為2 億元，2019 年該值高達8 億元。同時，2007 年A 股實體企業(yè)配置的總金融資產額為2584.99 億元，2019 年該值上升為27727.8 億元，實體企業(yè)金融資產配置持續(xù)上升，這實質上意味著實體產業(yè)部門在傳統(tǒng)金融部門以外管理著巨額的金融資產。因此，如何正確理解我國A 股實體企業(yè)金融資產配置持續(xù)上升的現象，具有重要的理論價值和現實意義

本文擬從企業(yè)短期的財務視角來解釋這種現象，即企業(yè)熱衷于的金融資產配置與企業(yè)提高經營績效之間到底存在什么關系？根據現有研究發(fā)現，金融資產配置帶給企業(yè)消極的經濟后果。以美國實體企業(yè)作為研究樣本發(fā)現，企業(yè)會因為對金融利潤的追逐而增加金融資產的投資，從而擠出實體投資[1]。而以韓國實體企業(yè)作為研究對象也發(fā)現了類似結論：實體企業(yè)因為增加高回報率的金融資產投資，擠出了研發(fā)投資和固定資產投資，從而影響到企業(yè)的長遠發(fā)展[2-3]。Demir[4]發(fā)現若企業(yè)是為了資本套利而配置金融資產，則會阻礙企業(yè)的健康發(fā)展。國內學者同樣發(fā)現類似的結論：企業(yè)配置金融資產過度，意味著擠占了實業(yè)投資[5]，阻礙了主營業(yè)務發(fā)展，從而不利于企業(yè)效率的提高[6]。但同樣有學者研究發(fā)現金融資產配置對實體企業(yè)產生了積極作用。劉貫春等[7]研究發(fā)現提升金融資產配置有利于降低企業(yè)財務杠桿率，金融資產短期內有助于提升企業(yè)經營績效[8]，同時高業(yè)績公司金融資產配置比也較高[9]?，F有文獻對金融資產配置造成的經濟后果結論并不統(tǒng)一，甚至有些觀點截然相反。造成這種結論不統(tǒng)一的重要原因是在研究金融資產時忽視了其異質性，不同類型的金融資產在企業(yè)中發(fā)揮作用并不一致。

因此，本文從金融資產異質性視角來探討企業(yè)金融資產配置對企業(yè)經營績效的影響如何？企業(yè)增加金融資產配置是否能夠為企業(yè)帶來經營績效？其中短期性金融資產和長期性金融資產分別又對企業(yè)經營績效有何影響？

為回答這些問題，本文以金融資產配置對企業(yè)經營績效影響的機制為理論基礎，以2007—2019 年A 股實體企業(yè)作為研究樣本，實證探討金融資產配置對企業(yè)經營績效的影響及其影響機制。

二、理論分析與假說提出

（一） 金融資產配置對企業(yè)經營績效的影響機制

首先，管理層會通過提升股利支付率或者股票回購等市值管理手段來提升股價，以便滿足企業(yè)股東的要求[10]。因為企業(yè)管理層為了股東利益最大化，會出現短視行為，為了獲得更高收益率而將企業(yè)更多資金投向金融資產。Lazonick[10]認為美國實體企業(yè)金融資產配置比上升的關鍵因素是股東價值最大化的觀念的轉變。這些觀念的改變，最終目的是為了使公司股票市值得到增加，也就是企業(yè)經營績效得到提升。從這一角度來分析，企業(yè)金融資產配置的目的就是為了實現企業(yè)經營績效最大化。

其次，近些年隨著股權激勵計劃大范圍的推廣，企業(yè)管理者對自身利益的追逐，會在行權期之內大力追逐利潤最大化。因為企業(yè)管理中委托代理問題的存在，企業(yè)管理目標短視化，管理層更多傾向于將資金投向高回報率的金融行業(yè)領域，從而忽視了對主營業(yè)務的擴大再生產。這些因素都進一步加劇了企業(yè)金融資產配置的比例。國外如此，國內從跨入21 世紀以來，同樣也存在類似問題。文春暉等[11]發(fā)現，在大股東和小股東矛盾嚴重的公司，管理層為了保障大股東的短期利益，傾向于將資金投向金融行業(yè)和房地產行業(yè)。鄧超等[12]發(fā)現，企業(yè)管理層寄希望于增加金融資產配置來實現股東價值最大化的目的。

綜上推論，提出以下假說。

假說1：金融資產配置有利于企業(yè)經營績效的提升。

（二） 短期性金融資產對企業(yè)經營績效的影響機制

短期性金融資產主要包括高流動性、低置換成本的金融資產。首先，由融資優(yōu)序理論可知，內源融資成本優(yōu)于外部融資。當企業(yè)需要流動資金時，短期性金融資產正好可以變現以及時補充流動性缺口，并投向企業(yè)經營活動，從而緩解企業(yè)的融資約束壓力，并降低企業(yè)的財務風險。其次，當企業(yè)富余的閑置資金又無合適的項目投資機會時，企業(yè)選擇投資短期性金融資產，既盤活了閑置資金，還能賺取部分收益，為企業(yè)實現保值增值[13]。相比現金金融資產，投資交易性金融資產和銀行理財可以獲取一定投資收益，起到一定保值增值效應。同樣，在企業(yè)主營業(yè)務收益下降時，將企業(yè)資金轉向金融產品投資，能維持一定高收益情況，短期改善企業(yè)收益情況，提升企業(yè)股票市值。其實這也是反映了企業(yè)金融資產配置有“蓄水池”的功能[6]?？傊髽I(yè)配置短期性金融資產能夠減輕融資約束，降低企業(yè)財務風險，并且能使企業(yè)的融資成本下降，從而有利于企業(yè)經營績效的提升。

綜上推論，提出以下假說。

假說2：短期性金融資產配置有利于企業(yè)經營績效的提升，體現了短期性金融資產配置的“蓄水池”效應。

（三） 長期性金融資產對企業(yè)經營績效影響機制

近些年來實體企業(yè)配置長期性金融資產的趨勢在不斷上升。在企業(yè)資源有限情況下，長期性金融資產配置的上升擠占了原本用于投資營運資產、固定資產和無形資產的資金，從而造成實體項目投資減少[12]，甚至影響到實體投資的正常運營。此外，長期性金融資產是可以通過自身投資創(chuàng)造“資產價格”和“資產需求”[14]，并且隨著企業(yè)資金的不斷投入，會持續(xù)推高金融資產價格，造成金融資產的泡沫，泡沫造成的短期獲利又進一步刺激企業(yè)加大金融資產配置力度，繼續(xù)擠出實體投資，形成惡性循環(huán)[15]。因此，長期性金融資產配置短期獲利與企業(yè)實體投資長期融資需求不匹配，而本應該服務于實體企業(yè)的資源長期在金融市場循環(huán)空轉[16]，也從而造成實體企業(yè)的資源嚴重錯配[17]。盡管長期性金融資產配置能在短期獲取一定超額回報率，但這無異于飲鴆止渴。這種“擠出效應”的現象不僅在美國、英國、法國等發(fā)達國家存在，也在墨西哥和土耳其等發(fā)展中國家存在[18]。隨著企業(yè)長期性金融資產配置的提升，對企業(yè)所帶來的“擠出效應”將越來越嚴重，這從根本上不利于企業(yè)實體投資，因此長期性金融資產配置會引起企業(yè)經營績效的下降。

綜上推論，提出以下假說。

假說3：長期性金融資產配置抑制企業(yè)經營績效的提升，體現了長期性金融資產配置的“擠出效應”。

三、實證研究設計

（一） 樣本選擇與數據來源

本文選擇2007—2019 年滬深A 股非金融非房地產行業(yè)上市公司作為樣本。選擇樣本區(qū)間之所以從2007 年開始，是因為金融資產中的部分數據只有從2007 年開始才可得。

數據來源：實證數據以上證A 股非金融非房地產行業(yè)企業(yè)作為研究樣本。其中，財務數據來源于國泰安數據庫及wind 數據庫，地區(qū)金融發(fā)展水平數據來源中國區(qū)域經濟數據庫。樣本數據主要通過以下方式處理：一是剔除了金融行業(yè)及房地產行業(yè)的公司；二是剔除主變量缺失的樣本。最終得到31167 個年度觀測值。為了避免異常值對實證結果造成不利影響，本文對除虛擬變量以外的其他連續(xù)變量進行了1%水平上的winsorize 縮尾處理。

（二） 基本模型設定

以前文金融資產配置對企業(yè)經營績效影響及影響途徑分析作為理論基礎，以2007—2019 年A 股實體企業(yè)作為研究樣本，從金融異質性視角實證研究金融資產配置對企業(yè)經營績效的影響。一共設計了三個模型，分別為金融資產配置模型及短期性金融資產配置和長期性金融資產配置對企業(yè)經營績效影響的模型。具體見模型（1）式、（2）式及（3）式。其中，總資產收益率（ROA）為被解釋變量，tfinr、sfinr 與lfinr 作為主解釋變量分別表示總金融資產配置、短期性金融資產配置及長期性金融資產配置。X表示一系列控制變量向量：資本結構（capitals）、資本密度（cap）、企業(yè)年齡（age）、實際稅率（taxr）、現金流比（cashr）、資產規(guī)模（lnsize）、成長能力（growth）、股權集中度（tenthholder）和董事會規(guī)模（boardsaize）。μi,industry表示行業(yè)固定效應，μi,year表示年份固定效應，μi,city表示城市地區(qū)固定效應，εit為殘差項。

（三） 變量說明

被解釋變量企業(yè)經營績效用總資產收益率（ROA）來衡量，ROA=稅后凈利潤/總資產。總資產收益率是一項考量企業(yè)全部活動盈利能力的綜合指標，比較客觀地反映了企業(yè)整體的經營績效。公司金融資產屬于總資產的一部分，金融資產投資行為跟企業(yè)融資能力關聯性較大，因此在衡量金融資產配置所帶來的經營績效時，用能反映股東和債權人共同的資金所產生的利潤率的指標比凈資產收益率更為合適。同樣用總資產收益率衡量經營績效的學者有李濤等及何平林等[19-20]。

解釋變量借鑒宋軍和陸旸[9]的衡量方法，以金融資產占總資產比率來度量。為了能夠更為準確深入地研究與描述企業(yè)的金融化行為對經營績效的影響，本文根據管理者持有意圖及金融資產流動性特征，將金融資產區(qū)分為短期性金融資產和長期性金融資產，具體界定如下：

短期性金融資產=交易性金融資產+銀行理財類產品。

長期性金融資產=持有到期金融資產+金融機構長期股權投資+投資性房地產+買入反售金融資產+可供出售金融資產+衍生金融資產。

控制變量參考宋軍和陸旸、杜勇等以及黃賢環(huán)等[9，13，21]的做法，控制了一系列影響企業(yè)經營績效的變量：資本結構（capitals）用資產負債率度量；資本密度（cap）用固定資產占總資產比率衡量；企業(yè)年齡（age）為截止于報告期企業(yè)成立的年限；實際稅率（taxr）為除去企業(yè)獲得的稅負優(yōu)惠后實際程度的稅率；現金流比（cashr）為企業(yè)日常經營活動中的現金流凈額占營業(yè)總收入的比率；資產規(guī)模（lnsize）在企業(yè)資產總額基礎上取對數衡量；成長能力（growth）用營業(yè)收入增長率衡量；股權集中度（firsthholder）為公司第一大股東股權占比；董事會規(guī)模（boardsaize）為董事會集團人數數量。由于企業(yè)金融資產配置情況會因為年份、所處行業(yè)及所處地區(qū)的不同而受影響，因而為排除年份、行業(yè)、地區(qū)等因素對實證所帶來的干擾效應，在本文實證中控制了企業(yè)所處年份、地區(qū)和行業(yè)。由于我國各個城市經濟發(fā)展和營商環(huán)境差異較大，所以對地區(qū)的控制具體到城市層面。

四、實證結果與分析

（一） 描述性統(tǒng)計分析

表1 匯報了主要變量的描述性統(tǒng)計結果，其中被解釋變量經營績效的均值為0.0664，最小值為-0.2592，最大值為0.3625，意味著我國上市實體企業(yè)中經營績效差異性比較明顯。解釋變量總金融資產配置比為0.0602，遠大于中位數0.0158，短期性金融資產配置的平均值為0.0316，中值為0，長期性金融配置比為0.0341，中位數為0.0070，均出現了均值遠大于中位數這一特點，這說明了樣本企業(yè)中有大量實體企業(yè)所配置的金融資產比例較高。

表 1 主要變量的描述性統(tǒng)計分析

（二） 基礎實證結果分析

表2 匯報了金融資產配置對企業(yè)經營績效影響的實證結果。其中第（1）、（2）和（3）列分別匯報了總金融資產配置、短期性金融資產配置及長期性金融資配置產對企業(yè)經營績效的影響?？傮w來看，總金融資產配置的系數為0.0135，在5%的水平上顯著為正，這也意味著在中國上市實體企業(yè)中，“蓄水池效應”占主導地位，證實了假說1，即金融資產配置對企業(yè)經營績效具有促進作用。進一步從金融資產異質性視角實證研究發(fā)現，短期性金融資產配置的系數均在1%水平下顯著為正，即短期性金融資產配置對企業(yè)經營績效產生正向影響，由此證實前文提出的假說2，即短期性金融資產配置的“蓄水池效應”。長期性金融資產配置的系數在1%水平下顯著為負，即長期性金融資產配置對企業(yè)經營績效產生負向影響，由此證實了前文假說3 提出的長期性金融資產配置主要發(fā)揮的是“擠出效應”作用。雖然長期性金融資產配置主要是基于套利目的，并為獲取高額投資收益，但是正因為企業(yè)過度追逐套利，才導致擠出了大量本該投向主營業(yè)務的投資資金，從而導致企業(yè)得不償失。總體而言，長期性金融資產配置的系數為-0.0347，短期性金融資產配置的系數為0.0594，后者的絕對值大于前者，這一實證結果說明長期性金融資產配置的“擠出效應”小于短期性金融資產配置的“蓄水池效應”，從而總效應為正向作用。

表 2 金融資產配置對企業(yè)績效的影響：基準結果

（三） 穩(wěn)健性檢驗

1. 緩解雙向因果關系的2SLS 工具法檢驗

從基準回歸結論可知，短期性金融資產配置與經營績效正相關，長期性金融資產配置與經營績效負相關，總金融資產配置與經營績效正相關。但同時，也可能存在以下情況：（1）由于企業(yè)經營績效的增長和提升，從而增強了企業(yè)的融資能力，能夠更有助于企業(yè)去配置更多的短期性金融資產；（2）因為經營績效的提升，企業(yè)將更多資金投向主營業(yè)務項目，從而減少長期性金融資產的配置。因此，本文認為企業(yè)金融資產配置與經營績效同時存在著互為因果關系的可能。為緩解可能因為雙向因果關系造成的內生性問題，本文采用2SLS 工具法進行實證檢驗。金融資產配置的滯后一期對當期金融資產配置影響較大，但對企業(yè)當期經營績效影響較小。因此，本文以總金融資產配置、短期性金融資產配置和長期性金融資產配置的滯后一期作為工具變量，工具變量個數等于內生解釋變量個數，為恰好識別，不存在過度識別問題。同樣采用類似方法處理內生性問題的學者有黃賢環(huán)等[21]及杜勇等[13]。經過檢驗發(fā)現，第一階段檢驗結果的Cragg-Donald Wald F 統(tǒng)計值均大于經驗值10，說明該模型不存在弱識別問題，可以進行第二階段回歸。實證結果見表3。

結果證實表3 的第（1）列總金融資產系數在1%水平下顯著為正，即說明企業(yè)金融資產配置行為總體上有利于提升企業(yè)經營績效。第（2）列結果在1%水平下顯著為正，證實了2SLS 回歸模型基礎上短期性金融資產仍然有利于提升企業(yè)經營績效，第（3）列結果在1%水平下顯著為負，即長期性金融資產并不利于企業(yè)經營績效的提升。結論與基準回歸基本一致，即在運用2SLS 方法緩解內生性問題后，結論仍然不變。

表 3 2SLS 方法檢驗

2. 更換實證方法檢驗

Tobit 模型是常見適用于受限因變量的回歸方法。由表1 的變量描述性分析可知總資產收益率數值位于[-1, 1]的范圍，是受限因變量。因此，本文采用Tobit 回歸模型進一步做穩(wěn)健性檢驗。表4 的前三列匯報了更換Tobit 模型回歸的結果。第（1）列中總金融資產配置的系數在5%水平下顯著為正，說明金融資產配置對企業(yè)經營績效起顯著促進作用；第（2）列短期性金融資產配置的系數在5%水平下顯著為正，說明短期性金融資產配置對企業(yè)經營績效起促進作用；第（3）列長期性金融資產配置的系數也是在1%的水平下顯著為負，即長期性金融資產配置與企業(yè)經營顯著正相關。從這三列解釋變量的系數發(fā)現，在長、短期性金融資產配置對企業(yè)績效的影響作用中，是以“蓄水池效應”占據主導地位，說明即使更換實證方法，也不會改變實證結論，從而驗證了基準回歸的穩(wěn)健性。

3. 更換解釋變量界定范圍檢驗

本文是從狹義角度來界定金融資產的。但有不少學者是從廣義角度界定。因此，為了能對比研究，本文也參考一些學者的研究，從廣義角度重新界定金融資產，并進行實證檢驗。廣義角度界定金融資產主要是參考《企業(yè)會計準則》來界定，在狹義界定的基礎上并入了貨幣資金項目[22]。這種界定范圍列入了貨幣資金。同時在金融資產異質性分類將其列入短期性金融資產。

本文以重新界定的金融資產作為解釋變量，探討金融資產配置對企業(yè)經營績效的影響。結論見表4 的第（4）至（6）列。第（4）列的總金融資產配置在1%水平下顯著為正，系數為0.0302，比基準回歸及其他穩(wěn)健性檢驗回歸的系數值要大得多，這可能是因為實體企業(yè)的貨幣資金占比相對較大，由金融資產現狀分析可知，樣本企業(yè)計算的貨幣資金占總資產比例的均值為19.2%，但短期性金融資產（狹義）占總資產比均值只有3.2%。因而大量貨幣資金發(fā)揮了更大的“蓄水池效應”。第（5）列的短期性金融資產配置系數在1%水平下顯著為正，即短期性金融資產配置對企業(yè)績效具有正向效應。第（6）列長期性金融資產配置的系數在10%水平下顯著為負，即長期性金融資產配置對企業(yè)績效具有負向效應。更換金融資產的界定范圍進行實證檢驗，系數的顯著性和方向與基準回歸表2 基本一致。實證結果表明，更換金融資產的界定范圍仍然不影響結論的穩(wěn)健性。

五、影響機制分析

由前文研究結論可知，整體上實體企業(yè)金融資產配置能顯著促進企業(yè)經營績效提升，并且這一結論已通過穩(wěn)健性檢驗。但是，企業(yè)金融資產配置究竟是通過何種途徑來提升企業(yè)經營績效的呢？

本文考慮到短期性金融資產配置和長期性金融資產配置對企業(yè)經營績效的作用機理不一樣，因此分別對短期性金融性資產配置和長期性金融資產配置的傳導機制進行研究。結合前文短期性金融資產配置對企業(yè)經營績效的影響機制分析，發(fā)現短期性金融資產配置主要是基于儲蓄性動機。由于短期性金融資產具備高流動性和低置換成本等特點，當企業(yè)面臨不確定性的經營環(huán)境或者預期外的策略而需要流動資金時，短期性金融資產正好可以變現以及時補充流動性缺口，并投向企業(yè)經營活動，從而緩解企業(yè)的融資約束壓力[23]，平抑企業(yè)投資波動，并降低企業(yè)發(fā)生財務困境的風險[13]。此 外，相比貨幣現金，短期性金融資產盤活了閑置資金，還能賺取部分收益，為企業(yè)實現保值增值[24]。相比現金金融資產，投資交易性金融資產和銀行理財可以獲取一定投資收益，起到一定保值增值效應，從而對提升企業(yè)經營績效具有正向效應。根據上述推理，將短期性金融資產配置對企業(yè)經營績效的傳導渠道歸為兩條，分別為：“短期性金融資產配置—融資約束—經營績效”“短期性金融資產配置—投資收益率—經營績效”。

同理，結合前文長期性金融資產對企業(yè)經營績效的影響機制分析，可知長期性金融資產配置對企業(yè)經營績效的影響主要是“擠出主營業(yè)務投資”?！皵D出效應”具體是通過企業(yè)將本來用于投資營運資產、固定資產和無形資產的資金參與了金融資產配置來發(fā)揮作用，從而造成了實體項目投資減少和企業(yè)經營績效的下降[12]。長期性金融資產是可以通過自身投資創(chuàng)造“資產價格”和“資產需求”[14]，并且隨著企業(yè)資金的不斷投入，會持續(xù)推高金融資產價格，進而刺激企業(yè)加大金融資產配置力度，繼續(xù)擠出實體投資，形成惡性循環(huán)。根據上述推理，將長期性金融資產配置對企業(yè)經營績效的傳導渠道歸為一條，即“長期性金融資產配置—實體投資—經營績效”。

本文以2007—2019 年滬深A 股上市公司作為研究樣本，參考溫忠麟的中介效應檢驗程序[25]構建了如下模型，其中針對“短期性金融資產配置—融資約束—經營績效”這條傳導途徑建模表達式為（4）和（5）。而針對“短期性金融資產配置——投資收益率——經營績效”這條傳導途徑構建的模型表達式為（6）和（7）。符號SA 表示融資約束，由于SA 計算的結果全部為負值，因而，SA 值越小表示融資約束越大。符號Invest_re 表示金融投資收益率，本文用金融投資收益/總資產進行衡量。X表示一系列控制變量向量， μi,industry表示行業(yè)固定效應， μi,year表示年份固定效應， μi,city表示城市地區(qū)固定效應。本文為測算影響經營績效的間接效應的占比，以依次檢驗法和Sobel 法同時實證分析。結果如表5 所示。

同理，結合上文的長期限期性金融資產配置對企業(yè)經營績效的影響傳導途徑設立模型（8）至（9）。傳導途徑“長期性金融資產配置—實體投資—經營績效”的建模表達式為（4）和（5）。Invest 表示實體投資，參考杜勇等及盛明泉等的界定方法[13-23]，用Δ（固定資產+在建工程+工程物質）/總資產本進行衡量。本文為測算影響長期性金融資產配置對經營績效的間接效應的占比，以依次檢驗法和Sobel 法同時實證分析。匯報結果如表6。

表5 中，第（1）至（3）列報告了短期性金融資產配置通過融資約束影響企業(yè)經營績效的實證結果。第（1）列匯報的是短期性金融資產配置系數為正，系數為0.0594，這是表示短期性金融資產配置對企業(yè)經營績效的總效應。第（2）列匯報的是短期性金融資產配置對融資約束（中介變量）的影響，結論顯示短期性金融配置這一系數并不顯著，方向為負。第（3）列匯報的是加入中介變量后的短期性金融資產配置對企業(yè)經營績效的影響。其中短期性金融資產配置系數在1%水平下顯著為正，系數值為0.0553。融資約束的系數在1%水平下顯著為負。即滿足中介效應的Sobel 條件，本文采用Sobel 檢驗進行檢驗。因而在表5 的最后三行匯報了Sobel檢驗的結果。其中第（1）列的Sobel 檢驗的Z 值在5%顯著性水平下為正，即說明了融資約束作為傳導途徑成立。具體的影響過程是短期性金融資產配置能夠緩解企業(yè)融資約束，從而促進企業(yè)經營績效的提升。

第（4）列和第（5）列匯報了短期性金融資產通過投資收益影響企業(yè)經營績效的實證結果。第（4）列短期性金融資產配置的系數在1%水平下顯著為正，即隨著短期性金融資產配置的增加，企業(yè)投資收益也在增加。第（5）列的短期性金融資產配置的系數在1%水平下顯著為正，系數值為0.0451，比第（1）列的0.0594 小，并且投資收益的系數也是在1%水平下顯著為正。根據溫忠麟[25]的中介效應判斷標準，第（4）列和第（5）列結果滿足部分中介效應，“短期性金融資產配置—投資收益率—經營績效”這一途徑成立。在表5 中同樣匯報了這一中介途徑的Sobel 檢驗。其中第（3）列的Sobel 檢驗的Z 值在1%水平下顯著為正，Goodman-1 和Goodman-2的Z 值均顯著為正，即說明了投資收益作為傳導途徑成立，也證實了依次檢驗法的可靠。其中Sobel 計算的間接效應占總效益比值為34.3%。

表6 中第（1）至（3）列報告了長期性金融資產配置通過擠出實體投資而影響企業(yè)經營績效的實證結果。第（1）列匯報的是長期性金融資產配置系數在1%水平下顯著為負，系數為-0.0347，這是表示長期性金融資產配置對企業(yè)經營績效的總效應。第（2）列長期性金融資產配置的系數在5%水平下顯著為負，即隨著長期性金融資產配置的增加，企業(yè)實體投資顯著下降。第（3）列的長期性金融資產配置的系數在5%水平下顯著為負，系數值為-0.0266，絕對值比第（1）列絕對值小，并且實體投資的系數也是在1%水平下顯著為正。根據溫忠麟[25]的中介效應判斷標準，第（1）至（3）列滿足部分中介效應，也證實了“長期性金融資產配置通過擠出實體投資從而抑制了經營績效的提升”這一傳導途徑成立。表6 最后三行匯報了這一中介途徑的Sobel 檢驗。其中第（1）列的Sobel 檢驗的Z 值在1%水平下顯著為負，即說明了實體投資作為傳導途徑成立，其中Sobel 計算的間接效應的占總效益比值為23.71%。

表 5 短期性金融資產配置對企業(yè)經營績效的影響機制實證結果①

表 6 長期性金融資產配置對企業(yè)經營績效影響機制實證結果

表6 (續(xù))

六、研究結論與研究展望

（一） 研究結論

本文以2007—2019 年的A 股上市實體企業(yè)數據作為研究樣本，從金融資產異質性視角，探究金融資產配置對企業(yè)經營績效的影響及影響機制。并進一步從區(qū)域金融發(fā)展水平、行業(yè)異質性及企業(yè)異質性作對比研究。研究結論如下：

第一，企業(yè)總金融資產配置對企業(yè)經營績效具有顯著正向影響。從金融資產異質性視角發(fā)現，短期性金融資產配置對企業(yè)經營績效具有顯著正向影響，而長期性金融資產配置對企業(yè)經營績效為負向影響。由于短期性金融資產配置對企業(yè)經營績效的正向影響大于長期性金融資產配置的負面影響，從而總金融資產配置以“蓄水池效應”為主導。這一結論通過2SLS 工具法、更換tobit 模型及更換解釋變量多種穩(wěn)健性檢驗后證實結論可靠。

第二，進一步探究了金融資產配置對企業(yè)經營績效的影響機制。由于企業(yè)在配置短期性金融資產和長期性金融資產時其動機不同，從而其對經營績效的內在影響機制也不一樣。因此，本文分別從長、短期性金融資產異質性視角，用中介模型方法進行了實證分析，結果發(fā)現，短期金融資產配置影響企業(yè)經營績效的傳導途徑有兩條，一是通過提升投資收益而提升經營績效，二是通過緩解融資約束而提升經營績效。而長期性金融資產配置則是通過擠出實體投資而抑制經營績效的提升。

（二） 研究展望

本文基于現有文獻研究結論的基礎之上，結合上市公司數據探討了金融資產配置對企業(yè)經營績效的影響及影響機制，并獲得了一些具有價值性的研究結論。但在研究內容、研究數據上還存在一定的不足，這也是未來可以進行繼續(xù)研究探討的努力方向。

第一，除了探討金融資產配置對企業(yè)經營績效的影響，可以繼續(xù)進一步探討金融資產配置對企業(yè)長遠發(fā)展的影響，比如對企業(yè)創(chuàng)新投入、產出及生產效率等方面的影響。此外，本文沒有進一步探討現有的宏觀貨幣政策或者財政政策對金融資產配置與企業(yè)經營績效兩者關系的影響。宏觀層面一直在倡導推進企業(yè)高質量發(fā)展，并且實施了不少宏觀經濟政策，但在本文中涉及較少，未來可以繼續(xù)在這些方面進一步深化。

第二，鑒于數據的可得性，本文選擇以2007—2019 年的A 股實體企業(yè)數據作為研究樣本。雖然中國A 股實體企業(yè)相比較而言是一批實力比較雄厚的優(yōu)質企業(yè)，但是實際上并不能代表國內其他一些實力相對較弱的中小企業(yè)。所以得出的結論也不一定能適合國內非上市企業(yè)，這也是本文研究中的不足之處。希望在未來的研究中，可以將樣本數據擴展到更多未上市的中小企業(yè)中，繼續(xù)研究這些未上市企業(yè)的金融資產配置問題及對企業(yè)經營績效的影響。

注釋：

① Sobel 檢驗能夠在中介模型兩個系數中的一個不顯著時，也可以檢驗中介效應。由于Sobel 檢驗法和依次法在回歸運算中控制變量并不完全一樣，所以Sobel 檢驗法測算的間接效應與依次法計算的也有區(qū)別。本文標的間接效應根據Sobel 檢驗法測算的結果。