《实体企业金融化对公司现金持有的影响实证研究》11000字（论文）

实体企业金融化对公司现金持有的影响实证研究目录中英文摘要 3一、引言 5（一）研究背景 5（二）研究意义 6二、文献综述 6（一）企业金融化 6（二）公司现金持有 8三、研究假设 9（一）理论分析及研究假设 9四、研究设计 10（一）样本选择与数据来源 10（二）模型设定 10（三）变量定义 10五、实证结果分析 12（一）描述性统计 12（二）相关性分析 12（三）回归分析 13（四）异质性分析 14(五)稳健性检验 19六、总结与启示 20参考文献 23中英文摘要摘要：

近年来，实体企业发展到一定阶段，都会或多或少有着金融化的趋势，无论是上市融资，还是进行金融投资，都会对企业的生产经营产生不小的影响，因此对于金融化行为的研究与规范也成了一大热点。而企业现金持有的偏好不仅关系到公司的生产运营，也关系到整个产业的发展，乃至整个国家的经济稳定。在这一背景下，我们把企业的金融化行为和公司的治理结构相结合，并从理论上探讨了企业金融化对公司现金持有的影响。本文在对国内外有关文献进行整理的基础上，根据以往的研究结果，对2007-2020年的上市公司财务数据建立固定效应模型进行了实证分析。研究结果表明，从整体层面来看，企业金融化会抑制公司的现金持有；从分类层面来看企业金融化行为对公司现金持有的抑制效应在制造业企业中更加突出，在低融资约束的企业中，金融化对公司现金持有起到抑制作用要大于高融资约束的企业。在此基础上，论文提出了一些有针对性的政策建议。关键词：企业金融化；现金持有；融资约束一、引言（一）研究背景近年来，实体企业发展到一定阶段，都会或多或少有着金融化的趋势，无论是上市融资，还是进行金融投资，都会对企业的生产经营产生不小的影响。而近年来，企业的“金融化”行为受到了社会各界的广泛关注，“金融服务实体经济”成为了党中央反复提及的一个热点话题。比如，党的十九大报告提出“要加强金融服务实体经济的能力”，再比如，习近平总书记在全国金融工作会议上“明确当前金融工作的三大任务，是服务实体经济、防控金融风险、深化金融改革”。“金融化”之所以被反复提到，是因为我国的实体经济正呈现出“脱实向虚”的趋势，即实体企业的“金融化”趋势或状态日益显现（张成思&张步昙，2015）。企业金融化的行为范围较为广泛，目前学术界对"金融化"的认识尚不统一，孙凡（2021）将“金融化”分为宏观、中观和微观三个层面。宏观上，金融业的定义是：“金融部门在国民经济各部门的收入和产出比重不断提高”；在中观层面，金融化被定义为“资产或大宗商品通过增加流动性所呈现的金融化特质”；而金融化的微观定义则是“基于微观企业金融化行为，其主要特征是：公司的盈利增长越来越多地依靠金融渠道而不是传统的交易与商品生产”，也就是非金融公司的金融化（张成思&张步昙，2015）。（二）研究意义近年来，我国金融领域"脱实向虚"的问题越来越严重，金融领域的过度金融化也越来越明显。现代金融的根本目的是服务实体经济，而一旦金融化深入到一定程度，就会使企业面临的风险增大，从而危害到整个产业的发展，甚至影响经济发展、社会稳定。除了金融化行为以外，现金资产作为企业资产结构中重要的组成部分，也对公司的生产和运营也有着重要的影响。本研究以企业金融化行为与公司现金持有的关系为研究对象，探讨公司的金融活动对公司现金持有的影响传导机制，其结果一方面有利于公司管理者制定合理的金融化战略，有助于公司的发展；另一方面，也有利于决策者对公司金融化行为进行必要的规范，制定合理的政策，推动资本市场的良性发展。二、文献综述（一）企业金融化上述的企业“金融化”行为可以分为宏观、中观和微观三个方面。而本论文所探讨的企业金融化行为，则属于上述“微观的金融化”的范围，是指通过金融渠道获利，而不是以主营业务获利的行为。对于企业“金融化”的动因，学界已进行了一系列的探讨。席龙胜、万园园（2021）将企业“金融化”的动因分为两类——防范储蓄和追求利润。金融资产具有高流动性和低价格波动的特点，使得企业为了满足其防范性储蓄的需求，常常会在银行中保留金融资产（SaiDingetal,2013)，由此形成"蓄水池效应"（杜勇等，2019）。由于公司对实物投资的依赖程度越高，在遇到财务困难时所需要的流动性也就越大，所以公司往往会持有大量易于变现的资产（现金和金融资产），也就是说，实体经济投资与金融资产投资应该呈现正相关关系。但是，张成思和张步昙（2016）的实证研究结果显示，我国企业金融资本投入与实体经济资本投入是负相关的，所以，“蓄水池”理论在国内并不适用。利润追逐动机则认为公司倾向于将资金投向收益较高、收益较高、收益较高的资产，这时，公司往往会选择持有金融资产而非收益较低的实体资产，以实现利润最大化的目的（张成思与张步昙，2016）。企业的“金融化”影响是多方面的。从负面效应上看，一方面，由于金融投资回报率过高，资金会大量流入金融行业，呈现出“金融化”的趋势，由此造成的挤出效应，进一步恶化实体经济的发展（戴鹏等，2018)；另一方面，企业金融化还会提高中小企业的融资成本与负担，李建军、胡凤云（2013）对15个省市的企业进行了一项研究，发现40.6%的公司都是通过“影子银行”来获得贷款，而“影子银行”体系的平均融资成本则达到18.28%，各类新形式的“影子银行”（包括金融化的企业）都以较低的利率借贷，再以更高的利率去放贷，这就加大了资金需求方的融资压力。此外，公司金融化对公司审计价格具有积极影响，其作用机制主要体现在影响审计工作的复杂性（席龙胜&万园园，2021）。企业的“金融化”还将促使房地产泡沫化（Daniel等，2018）。在积极的作用上，戴赜等（2018）认为，企业的金融化主要表现为企业部门间的资金配置、分散风险、缓解财务困境等。优化资金配置主要体现在影子银行的配置作用，尽管目前银子银行体系中有很多问题，但是它对资本的合理分配的客观作用却是不可否认的。从分散风险的角度看，多元化的投资组合能有效地规避公司面临的宏观风险。此外，对生产型企业而言，上游原材料和下游产品价格的变动会影响到公司的利润，因此，可以利用套期保值等方法进行避险，例如2014年，面对原材料价格的大幅波动，沙钢集团采用了期货交易进行套期保值操作，避免了巨额的经济损失（戴鹏等，2018）。在缓解财务危机的过程中，金融资产的高流动性特性使得公司在面临财务危机时能够快速变现，从而降低财务风险。（二）公司现金持有现金资产作为企业资产结构中重要的组成部分，能够对企业的生产经营活动产生较大的影响。近年来，许多公司倾向于持有大量的现金资产（汪琼等，2020），关于企业倾向于持有大额现金的理由，从公司内部环境的角度，学术界从现金持有的三大动机——交易动机、预防动机、投机动机出发开展了一系列的研究。于泽（2017）将交易动机界定为“在日常业务中企业为了避免非现金资产与现金的转换所引起的各种交易费用而选择持有现金”的行为。由于在非现金资产与现金转换时往往会出现大量损耗，造成企业的损失，为了避免这样的损失，企业往往会持有大量现金。预防动机又叫谨慎动机（于泽，2017），为了应对未来融资与投资的不确定性风险而持有现金的动机叫做“预防动机”，公司会储备现金来应对这样的风险并且可以缓解投资不足（0pleretal，1999）。而投机动机是指为了在公司股票价格的价格波动中获取资本利得，从而企业持有现金的动机。另一方面，代理成本和优序融资理论（Myers&Majluf，1984）对于企业持有现金有着显著的正向作用，该理论认为：由于股东与公司高管存在信息不对称、利益不一致等问题，导致公司外部融资的融资成本会远远高于内部融资的融资成本，因此公司倾向于持有大量现金来满足自身对于资金的需求。除此之外，高智林等（2020）聚焦于企业内部战略与现金持有的关系，研究了企业现金持有与公司整体策略偏离程度、首席财务官财务执行力的关系，结论表明公司战略与常规战略偏离度越高，公司现金持有水平也相应提高，且首席财务官财务执行能力可以减弱对公司整体战略偏离程度与公司现金持有水平之间的相关关系，另外非国有企业的这一现象更加明显。持有集团股份的上市公司，其现金持有水平较高，而当集团选派首席财务官时，企业现金持有水平会出现下降的趋势（纳鹏杰&纳超洪，2012）。现金资产是公司资产构成中的一个重要部分，它对公司的生产和运营有很大的影响。近几年，很多公司都倾向于持有巨额现金（汪琼等，2020)。在公司内部，学术界对现金持有的三个主要动机——交易动机、预防动机和投机动机进行了一系列的研究。于泽（2017）将交易动机定义为“在日常经营中，公司选择持有现金，以避免因非现金资产与现金交换而产生的各类交易成本”。由于非现金资产在与现金进行转换时，经常会产生较大的损耗，从而导致公司亏损，因此，企业往往会持有大量的现金，以避免这种损失。预防动机也被称为谨慎动机（余泽，2017)，预防动机是用来应付将来的金融投资的不确定风险，公司会储存足够的现金以应付这种风险，并且减轻投资的不足（Opleretal,1999）。而投机性动机则是公司在股价变动中获得资本收益的动机。而在这一理论中，代理成本和优序融资理论（Myers&Majluf，1984）对公司的现金持有具有明显的正向影响，这一理论指出，公司的外部融资成本要比内部融资要高得多，所以公司往往需要大量的现金来满足自己运营的需要。此外，高智林等（2020）将重点放在公司内部策略与现金持有的关系上，结论表明公司战略与常规战略偏离度越高，公司现金持有水平也相应提高，且首席财务官财务执行能力可以减弱对公司整体战略偏离程度与公司现金持有水平之间的相关关系，这种情况在非国企中更为突出。此外，持有集团股票的公司，其现金持有水平高于非集团持股，但若由集团委任首席财务官，则会使公司的现金持有水平降低（纳鹏杰&纳超洪，2012）。近年来，随着企业内部因素，企业的现金持有偏好也在不断地受到外界因素的影响（汪琼等，2020）。杨兴全等（2018）发现，在资本市场上，公司股份的流动性和公司所拥有的现金总额存在着明显的负向关系。王义中（2017）等人通过实证分析发现，宏观经济风险对企业现金持有的影响是正面的，而在金融危机时期，这种效应却是相反的，另外，非国有股的公司对金融风险的变动更为敏感。汪琼等（2020）的研究发现，当企业所在地区的市场竞争日趋激烈，公司的现金持有水平也相应增加。另外，沪港通的开通将增加公司的现金持有（杨兴全和李沙沙，2020）。三、研究假设（一）理论分析及研究假设从已有的研究来看，由于金融资产的高流动性，公司在面临财务困难时，无论是持有金融资产还是持有现金，都能帮助公司渡过难关。而在企业正常运营的情况下，短期金融资产也能够为公司带来额外的利润，所以公司往往会持有短期金融资产、减少持有现金。李泉和肖红梅（2022）的研究表明，在资金总量固定的情况下，持有的金融资产增多时，就会产生“挤出效应”，进而影响到公司的现金持有。另外，根据实物期权理论（Myers,1977)，公司还存在着持有金融资产、降低现金持有的动机，这是因为，在某一特定时期，公司的主营业务很难盈利（例如行业低迷时），公司会持有长期的金融资产，以便在某个时候（例如行业景气度提高时）重新持有现金进行主营业务投资。基于上述的分析，本论文的研究假定1为：H1：企业短期金融化、长期金融化行为均会抑制公司的现金持有；从已有的研究来看，企业金融资产的配置情况会被企业所面临的融资约束程度所影响（李泉&肖红梅，2022）。企业面临的融资约束上升时，企业流动性降低，企业对于现金、短期金融资产等变现能力强的资产的需求增加，此时金融资产对现金持有的“挤出效应”减弱，“互补效应”增强。基于上述的分析，本论文的研究假定2为：H2：在面临高融资约束时，企业金融化对于公司现金持有的抑制作用会减弱。四、研究设计（一）样本选择与数据来源鉴于2007年新版会计准则中，企业金融化指标当中的一些分项出现了变更，本文选择2007-2020年间年度的所有A股公司作为研究对象，按照如下原则进行了筛选：（1）剔除金融保险类行业的样本；(2)剔除ST公司的样本。（二）模型设定为了考察企业金融化对公司现金持有的影响，本文构建如下固定效应模型：Cashi,t=β模型①中i代表公司个体，t代表会计年度，Cash代表公司现金持有水平，Fin代表企业金融化水平，Control代表控制变量，Year代表时间效应。（三）变量定义1.被解释变量——公司现金持有水平本文借鉴杨兴全等（2018）的研究，选择使用现金资产比率：期末现金及现金等价物余额/资产来衡量公司的现金持有水平。2.解释变量——实体企业金融化参考已有研究（李泉&肖红梅，2022），将金融资产占总资产比来衡量衡量实体企业金融化的水平，并从资产的持有期限出发，将金融资产分为短期金融资产与长期金融资产。定义Finshort：短期金融资产占比=（交易性金融资产+衍生金融资产）/资产总计。定义变量Finlong：长期金融资产占比=（可供出售的金融资产+持有至到期投资净额+长期股权投资净额+投资性房地产净额）/资产总计。3.控制变量本文参考杨兴全（2021）、王义中（2017）、纳鹏杰（2012）等的研究，选取资产负债率、托宾Q值、净营运资本、总资产收益率作为控制变量，控制其对公司现金持有的影响，具体定义如表4-1表4-SEQ表\*ARABIC1主要变量相关定义变量类型变量符号变量名称变量定义因变量Cash公司现金持有期末现金及现金等价物余额/资产总计自变量Finshort短期金融资产（交易性金融资产+衍生金融资产）/资产总计Finlong长期金融资产（可供出售的金融资产+持有至到期投资净额+长期股权投资净额+投资性房地产净额）/资产总计调节变量CFCCFC指数-1.748*Size-6.868*Age+5.460SoeInd所属行业公司所处行业为制造业时为1，公司所处行业为非制造业时为0控制变量Lev资产负债率资产总计/负债合计Q托宾Q值A市值A/资产总计Nwc净营运资本（流动资产-流动负债-货币资金）/资产总计Roa总资产收益率净利润/资产总计五、实证结果分析（一）描述性统计在对样本进行缩尾处理后，表5-1为变量描述性统计的结果。由表二可知，公司现金持有最小值为0.0118，最大值为0.695，代表公司持有现金占资产总量的水平从1.18%到69.5%不等，这表明公司的现金持有量存在很大的差异。公司现金持有的平均值为0.19，标准差为0.142。在调查对象中，持有金融资产的比例为86.5%，持有长期金融资产的比例为5.74%，短期金融资产为1.01%，可以看出相对于持有短期金融资产，我国企业更偏好于持有长期的金融资产。短期金融资产与长期金融资产的标准差分别为0.0384、0.0932。本文借鉴前人的研究，选取资产负债率、托宾Q值、净营运资本、总资产收益率作为控制变量，发现各公司的控制变量水平存在着很大的差异，适合作为控制变量研究。表5-1变量描述性统计(1)(2)(3)(4)(5)VARIABLESNmeansdminmaxCash35,3500.1900.1420.01180.695Finshort35,3500.01010.038400.260Finlong35,3500.05740.093200.512Enter35,3500.8650.34201Lev35,3513.4553.1431.01619.91Q33,5952.0361.3190.8718.790Nwc35,3500.03110.219-0.6270.549Roa43,9350.05750.0758-0.2610.296（二）相关性分析表5-2为相关系数的分析结果，可知现金持有水平Cash与企业短期金融化水平Finshort正相关，但相关系数非常小且不显著，与企业长期金融化水平Finlong在10%的水平下显著负相关，与资产负债率Lev、托宾Q值、净营运资本Nwc、总资产负债率Roe均显著正相关。由于各指标之间的相关系数均小于0.5，所以将全部指标引入回归模型时不会引起严重的多重共线性问题。表5-2主要变量相关系数CashFinshortFinlongLevQNwcRoaCash1Finshort0.005001Finlong-0.146***-0.040***1Lev0.446***0.154***-0.040***1Q0.115***0.045***0.040***0.166***1Nwc0.066***0.241***-0.169***0.420***0.075***1Roa0.250***0.087***-0.062***0.226***0.118***0.271***1（三）回归分析表5-3为对固定效应模型对模型①进行回归的结果。如表4所示，在对年份Year与进行控制之后，第（1）列和第（2）列未为加控制变量后的回归结果，第（3）至第（6）列为加入控制变量后的回归结果。企业短期金融化指标Finshort的系数、长期金融化指标Finlong的系数均在1%的水平上显著为负（β1在控制变量中资产负债率Lev对公司的现金持有产生了正向影响，且回归结果在统计学意义上达到了1%的显著性水平，说明企业的偿债能力愈强，其现金持有程度愈高；托宾Q对公司的现金持有也具有显著的正向效应，且回归结果在统计学意义上也达到了1%的显著性水平，净营运资本也在1%的显著性水平上对公司持有现金水平产生负向影响。此外总资产收益率也对公司的现金持有产生了正向的影响，且回归结果在统计学意义上达到了1%的显著性水平，说明公司的现金持有水平与公司的利润之间存在显著的正相关。表5-3基本回归结果(1)(2)(3)(4)(5)(6)VARIABLESCashCashCashCashCashCashFinshort0.056***0.050**-0.242***-0.251***-0.153***-0.176***(2.65)(2.39)(-12.83)(-13.28)(-8.04)(-9.37)Finlong-0.216***-0.196***-0.202***-0.233***-0.228***(-27.36)(-27.68)(-28.13)(-32.51)(-32.10)Lev0.020***0.020***0.022***0.021***(94.04)(90.36)(94.97)(91.66)Q0.006***0.006***0.004***(10.93)(11.34)(8.21)Nwc-0.099***-0.124***(-27.81)(-34.61)Roa0.392***(36.62)Constant0.160***0.178***0.127***0.118***0.106***0.094***(42.91)(47.55)(37.50)(32.32)(29.36)(25.99)Observations35,35035,35035,35033,59533,59533,131R-squared0.0330.0540.2430.2520.2690.298YearFEYESYESYESYESYESYES（四）异质性分析1.企业融资约束在当前的经济形势下，中小企业往往面临着融资困难，部分上市公司也面临着融资制约问题。而受融资制约较大的公司往往是资金的迫切需要者，因此常常需要通过“影子银行”来进行融资，导致“融资难”向“融资贵”转化，从而影响到公司的可持续发展。因此，本文将融资约束度作为调节变量。在融资约束的衡量方面，现有研究多使用SA指数（0.737*Size+0.043*Size^2-0.040*Age）来衡量企业所受的融资约束程度（李泉&肖红梅，2022；鞠晓生等，2013），SA考虑了公司的年龄（Age）和公司的规模（Size）对公司的融资限制，但是从国内的现实条件来看，公司是否能够得到融资主要依赖于公司的政商关系，在这一方面国企与政府的关系明显比非国企更好，所以国企受到的融资约束要比非国企少。因此根据以上分析，单单考虑SA指数中的企业规模（Size）、企业年龄（Age）或者企业的产权性质（Soe）都是不全面的，所以本文借鉴了谭跃和夏芳（2011）的方法，构建如下CFC指数：（1）对全样本各个年度按照公司规模的自然对数（ln（Sizeit））、公司年龄的自然对数（ln（Ageit））、企业产权性质（Soe）进行分类。如果ln（Sizeit）（2）计算CFC指数，令CFC=CFC1+CFC2+CFC3（3）对模型②进行排序逻辑回归（OrderedLogisticRegression），将CFC指数作为因变量进行回归，估计出各变量的回归系数：CFCit=回归结果如下所示：表5-4CFC指数ologit回归结果(1)VARIABLESCFCSize-1.748***(-104.28)Age-6.868***(-108.04)Soe5.460***(112.22)/cut1-60.329***(-118.82)/cut2-54.797***(-116.15)/cut3-50.099***(-112.71)Observations34,646由回归结果可知企业规模与年龄均在1%的显著性水平上与CFC指数存在负向关系，即公司规模越大、年龄越大，公司所受的融资约束程度高，而企业产权性质在1%的显著性水平上与CFC指数存在正向关系，表明Soe越大，公司所收的融资约束越大，而Soe为虚拟变量，即Soe为1（非国有企业）时，企业所受的融资约束较大，Soe为0（国有企业）时，企业所受的融资约束较小，以上结论均与模型②设定时的假设一致。（4）运用上述回归模型的估计结果，得到了我国各上市公司的年度融资约束CFC指标，CFC指数越大，则其所面对的融资约束程度也就越高。（5）将构建的CFC指数加入模型①，采用交互项相乘的方法构建出模型③：Cashi,t=回归结果如表5-5所示，可以看到企业金融化与CFC指数的交乘项FinsℎortCFC与FinlongCFC的系数均在1%的显著性水平上显著为正，而原模型中Finsℎort与Finlong的系数均在1%的显著性水平上显著为负，说明当企业所面临的融资约束较大时，融资约束会削弱企业金融化对现金持有的影响，所得结果与假设H2一致，当企业面临较大融资约束的时刻，企业的金融化对于现金持有的“挤出效应”不再那么明显，因为企业难以获得融资的时候往往是企业成立初期或者企业经营出现困难的时刻，此时企业需要更多的现金储备来保证自身的发展，因此此时的金融化行为对于现金持有的抑制作用会相对减小。表5-5异质性检验结果1(1)(2)(3)VARIABLESCashCashCashFinshort0.050**-0.026-0.209***(2.39)(-1.20)(-10.67)Finlong-0.216***-0.247***-0.261***(-27.36)(-26.27)(-30.55)FinshortCFC0.370***0.398***(4.26)(5.29)FinlongCFC0.246***0.187***(9.93)(8.56)CFC_hat-0.078***-0.041***(-25.07)(-14.33)Lev0.021***(90.01)Q0.003***(5.69)Nwc-0.133***(-36.54)Roa0.394***(36.69)Constant0.178***0.183***0.100***(47.55)(48.71)(27.47)Observations35,35034,64632,826R-squared0.0540.0730.304YearFEYESYESYES2.企业所处行业从产业角度来说，由于制造业的特殊性，更需要大量的实物投资来支撑公司的运营，创造良好的业绩，相较于非制造业，制造业企业的金融投资理论上会相对较少。因此本文将企业所处行业分为制造业与非制造业，对其进行异质性检验，检验结果如表5-6所示，第（1）列为制造业企业的回归结果，第（2）列为非制造业企业的回归结果，结果显示，分行业回归后企业金融化总体上对公司现金持有依旧起着抑制作用，分行业来看，在制造业中短期金融化与长期金融化对公司现金持有的抑制作用均更为明显。如上文所提到的，考虑到制造业的行业特殊性，由于需要进行大量实物投资，制造业企业的现金持有水平更易受到别的因素的影响，因此企业金融化对公司现金持有的挤出效应就更加明显。表5-6异质性检验结果2(1)(2)VARIABLESCashCashFinshort-0.193***-0.179***(-8.51)(-5.52)Finlong-0.262***-0.245***(-24.69)(-24.27)Lev0.021***0.022***(75.38)(53.42)Q0.0000.013***(0.61)(14.15)Nwc-0.138***-0.092***(-29.71)(-16.41)Roa0.426***0.367***(33.30)(19.24)Constant0.100***0.083***(22.70)(13.52)Observations21,15111,980R-squared0.3180.299YearFEYESYES下面检验系数间的显著性，对分组回归系数进行费舍尔组合检验，检验结果如5-7所示。表5-7分组回归系数费舍尔组合检验结果Variablesb0-b1Freqp-valueFinshort0.077420.042Finlong0.023380.038Lev0.001540.054Q0.01200.000Nwc0.05400.000Roa-0.0709970.003从检验结果可以看出，在分组回归的模型中，企业短期金融化（Finshort）、长期金融化(Finlong)的系数差异的卫值分别为0.042、0.038，说明两个回归结果的系数在5%的显著性水平上存在差异。也就是说对于处于制造业的公司，金融化对于其现金持有水平的削弱作用是大于非制造业的公司的。(五)稳健性检验1.替换解释变量考虑到不同的指标衡量方法可能会对研究结果造成不同的影响，因此采用不同的指标对上述结果进行稳健性检验。由于被解释变量公司现金持有的衡量较为固定，所以采取替换被解释变量，采用金融活动利润占比（投资收益+公允价值变动收益+汇兑收益）/利润总额）来衡量企业金融化水平。所得结果如表5-8所示，在对样本进行缩尾处理并控制了年份与行业效应后，金融利润占比（Inc）的系数在1%的显著性水平上显著为负，与前文研究结果一致——企业金融化会削弱公司的现金持有水平。表5-SEQ表\*ARABIC8稳健性检验结果1(1)(2)(3)(4)(5)(6)VARIABLESCashCashCashCashCashCashInc-0.018***-0.018***-0.014***-0.014***-0.016***-0.015***(-13.97)(-13.97)(-12.64)(-12.47)(-14.34)(-13.39)Lev0.020***0.019***0.022***0.021***(92.69)(89.09)(92.47)(89.08)Q0.005***0.005***0.003***(9.03)(9.37)(6.20)Nwc-0.089***-0.115***(-25.57)(-32.61)Roa0.390***(35.96)Constant0.165***0.165***0.115***0.107***0.095***0.082***(44.18)(44.18)(33.90)(29.28)(25.92)(22.57)Observations35,35035,35035,35033,59533,59533,131R-squared0.0390.0390.2270.2340.2490.278YearFEYESYESYESYESYESYES2.调整样本调整样本区间也是常见的稳健性检验的方法，将样本开始时间从2007年4季度向前扩展10年至1997年4季度，现样本区间为1997年4季度至2006年4季度，需要注意的是由于会计准则的变化，2007年之前交易性金融资产被称为短期投资，因此使用短期投资占资产总计的比例来衡量企业的短期金融化水平。结果如表5-9所示，在对年份效应和行业效应进行控制之后，所得结果与上文依旧一致——企业金融化会削弱公司的现金持有水平。表5-SEQ表\*ARABIC9稳健性检验结果2(1)(2)(3)(4)(5)(6)VARIABLESCashCashCashCashCashCashFinshort0.469***0.488***-0.221***-0.239***-0.268***-0.263***(10.69)(11.17)(5.20)(5.50)(6.11)(6.16)Finlong-0.150***-0.163***-0.176***-0.188***-0.180***(-11.25)(-12.83)(-12.92)(-13.62)(-13.42)Lev0.018***0.017***0.018***0.016***(32.34)(29.69)(29.65)(26.17)Q0.014***0.013***0.015***(5.58)(5.21)(5.93)Nwc-0.034***-0.063***(-5.53)(-10.40)Roa0.359***(23.01)Constant0.117***0.117***0.064***0.043***0.043***0.029***(27.28)(27.44)(14.54)(7.23)(7.22)(4.97)Observations10,66410,66410,6649,7899,7899,789R-squared0.0350.0460.1310.1340.1370.181YearFEYESYESYESYESYESYES六、总结与启示企业金融化是企业主动适应市场环境变化的结果，金融化所带来的影响是全方面的，从企业的利润来源到经营风险、财务风险，再到真个行业乃至社会经济的发展与前景。本文从企业自身的角度出发，以2007年至2020年的A股上市公司的财务数据为样本，分析了实体企业金融化对公司现金持有的影响。研究发现：（1）上市公司的短期金融化行为与长期金融化行为均会使公司现金持有水平减弱，表现为“挤出效应”，在进行稳健性检验后，上述结论仍旧成立。（2）调节效应分析——在国有企业和制造业企业中，企业金融化对公司现金持有的抑制作用更为明显。在融资约束的研究中，在受到低融资约束的企业，金融化行为对现金持有的挤出作用比高融资约束的企业更为明显。在百年未有之大变局的背景下，如何把握发展新阶段，构建新的发展模式，是实现高质量发展的关键。另外，世界范围内的新冠疫情形势日趋复杂，由于国家的防疫措施逐步放宽，国内对疫情的防控工作也面临着更大的压力。国内疫情在奥密克戎的打击下，不断重复，经济复苏受到压力，且经济形势仍存在诸多结构性问题和体制障碍。目前，学术界关于我国企业金融化问题的研究尚不充分，相关部门监管缺乏充足的理论依据。尤其是，从跨周期视角来看，非金融公司的“金融化”背后的动力是什么？怎样才能防止公司过度金融化？如何解决融资贵，融资难的问题？这些问题都与公司的发展、经济的稳定有着千丝万缕的联系，有待于深入的探讨。本文从理论上分析了“金融化”究竟会产生“蓄水池效应”还是“挤出效应”，从而为我国的政策制定提供了一定的借鉴作用：（1）金融化是企业发展到一定程度的必然结果，而金融化则为企业提供了更为广泛的融资渠道和利润来源。但在进行融资及金融投资时，要坚持“适度”的原则，更要以自身长远发展为基础，不能为了一时的利益而使公司暴露过度的财务风险之下，必须对金融投机活动进行严格的管制。一方面，以制造业为代表的实体公司可以借助金融系统对实体经济的杠杆效应，合理地配置短期金融资产，从而最大限度地实现融资融通的功能。继续推进实体经济的发展。另一方面，要加强公司技术创新，实现主营业务盈利增长，特别是国企要根据自己的职能和战略定位，防止企业的金融投资过度，造成不必要的资产风险和行业泡沫。(2)金融发展和实体经济之间的互动关系是相互依存的。按照“使市场在资源配置中起决定作用和更好发挥政府作用、充分利用政府职能”这一全面深化改革的总体目标，我们必须把握当前金融发展环境的巨大变化，加快金融体系的转型，以改善我国的投资环境。要将企业重新拉回主营业务上来，遏制“脱实向虚”的不合理趋势。从其具体作用途径上看，主要有以下几点：一是加强以银行业为代表的正规金融机构对实体经济的深度，特别是对那些受严重融资约束的公司，给予他们更多的资金来源。减少公司对长期金融资产的依赖性以及短期金融资产的投机行为。二是要积极改善实体投资环境，鼓励企业加大研发投入，推动产业结构调整和优化。必须从供给侧结构改革入手，持续改善企业经营状况。第三，加强对金融市场的监管，建立完善的制度体系，进行相应的制度创新。通过对企业的投机性短期金融化行为进行警示，防止其肆无忌惮地蔓延，为促进实体经济发展，防范和化解金融风险，发挥重要作用。参考文献[1] 张成思,张步昙.再论金融与实体经济:经济金融化视角[J].经济学动态,2015(06):56-66.[2] 戴赜,彭俞超,马思超.从微观视角理解经济"脱实向虚"——企业金融化相关研究述评[J].外经济与管理,2018,40(11):31-43.[3] 孙凡.民营企业身份认同与企业金融化[J].外国经济与管理,2021,43(9):102-117.[4] 席龙胜,万园园.企业金融化、内部控制与审计定价[J].财经理论与实践,2021,42(5):83-90.[5] 杜勇,何硕颖,陈建英.企业金融化影响审计定价吗[J].审计研究,2019(4):101-110.[6] 张成思,张步昙.中国实业投资率下降之谜