DOI：10.6049/kjjbydc.2021100389 开放科学(资源服务)标识码(OSID)：
This article chooses non-financial listed companies with IPO in Shanghai and Shenzhen A-share markets from 2009 to 2019 as samples to conduct the following research. Firstly, the multiple mixed regression model is adopted to empirically analyze the impact of venture capital on enterprise financialization. Secondly, the heterogeneity of the impact of venture capital on enterprise financialization is analyzed from the perspective of industry, profitability, property right and regional attribute. Thirdly, the moderating effect of institutional investors' shareholding is examined. Fourthly, the Mediating Effect Model is applied to analyze the mechanism for the impact of venture capital on enterprise financialization. Fifthly, Propensity Score Matching (PSM) is used for the robustness test, and lastly is the expanding analysis.
The results show that there is a significant negative relationship between venture capital and enterprise financialization, that is, venture capital has a heterogeneously inhibitory effect on enterprise financialization. Specifically, the inhibitory effect of venture capital on enterprise financialization is mainly reflected in manufacturing enterprises, enterprises with weak profitability, non-state-owned enterprises, and enterprises in eastern regions. In addition, the higher shareholding ratio of institutional investors, the stronger inhibitory effect of venture capital on enterprise financialization. Moreover, venture capital restrains enterprise financialization by promoting real sector investment, thus, it is concluded that venture capital drives enterprises to transform from virtual economy to substantial economy. Furthermore, venture capital alleviates the financing constraint of the invested enterprises. The improvements of financing constraint does not promote enterprise financialization, but it promotes enterprise innovation.
Different from previous literature, this article integrates research results in the field of venture capital, corporate governance, enterprise financialization and enterprise innovation. It takes venture capital and enterprise financialization as the research object, expanding the research of venture capital on corporate governance, enriching the research on the influencing factors of enterprise financialization. From a unique perspective, this article analyzes the interaction between institutional investors and venture capital on enterprise financialization, and finds out a mechanism for the impact of venture capital on enterprise innovation, based on the perspective of financing constraint . This article also has important policy implications. The research conclusions provide some reference for government about how to improve financial services to the substantial economy, develop multi-level capital market and promote innovation-driven development strategies.
DOI：10.6049/kjjbydc.2021100389 开放科学(资源服务)标识码(OSID)：
近年来，越来越多的中国企业通过配置银行理财、证券基金、信托计划等金融资产谋利，企业金融化现象受到广泛关注。一方面，自改革开放以来，以金融业和房地产业为代表的虚拟经济空前繁荣，社会资本不断涌入，分享高额红利。另一方面，中国经济经过高速发展，出现增速放缓、结构失衡等问题，中国在全球产业链中的地位仍未得到根本改善，劳动力成本优势逐步丧失，实体投资收益率显著下降。面对日渐惨淡的实体经营情况，金融投资因具备周期短、见效快等优势，受到越来越多的企业青睐。但过度配置金融资产，会导致经济脱实向虚,已有研究表明，企业金融化存在以下消极影响：①对实体投资存在抑制作用[1]；②挤出企业创新[2]；③加剧股价崩盘风险[3]；④干扰货币政策作用的发挥[1]。面对脱实向虚的不利影响，2017年国务院第五次全国金融工作会议强调，金融工作要服务实体经济、防控金融风险。中共十九大报告强调，守住不发生系统性风险的底线。因此，研究企业金融化影响因素对防范金融风险，促进实体经济发展，推进创新驱动发展战略实施具有重要理论意义与现实价值。
科技创新作为经济发展的源动力已经在全球范围内达成共识。中共十八大明确提出，要实施创新驱动发展战略，走自主创新道路，将科技创新摆在国家发展全局的核心位置。企业作为科技创新的微观主体，其发展离不开金融资本支持。企业成立初期，由于未来不确定性及抵押物缺失，往往无法达到商业银行的借贷标准。此时，风险投资作为专业投资机构，可为前景广阔的初创企业提供股权融资。欧美作为风险投资发源地，风险投资机构非常活跃。国内风险投资起步于20世纪90年代，早期发展速度相对缓慢，2007年《中华人民共和国合伙企业法》为风险投资快速发展奠定了基础。风险投资对行业创新和企业创新具有促进作用[4,5]，能够促进企业研发团队成员数量与专利平均研发人数增加，从而促进企业创新[5]。风险投资同时具备监督功能，对公司治理具有一定的影响，有风险投资参与的企业在人力资源政策、薪酬管理及高管雇佣方面更加专业[6]，能够缓解企业投资不足问题[7]。从相关研究可以看出，风险投资对公司治理与企业投资均具有积极影响，但对风险投资能否影响企业金融投资行为却鲜有学者关注。本文从风险投资与企业金融化关系视角入手，以弥补现有研究的不足。
企业金融化可以从两个维度理解，一是企业金融资产配置比例不断提高，二是企业来自金融渠道的利润占比不断提高。2000年后，发达国家和一些新兴经济体中，非金融企业普遍进行金融资产配置，这种金融化行为对实业投资存在挤出效应，对实业投资率具有负向影响[8]，导致实体企业脱实向虚。企业金融化会影响企业绩效、企业创新及股价表现。宋军等[9]研究发现，企业绩效与金融资产配置比例之间呈现U型关系；王红建等[10]进一步分析发现，企业金融资产投资有助于短期经营业绩提升，但长期会抑制企业创新；彭俞超等[3]研究发现，如果上市公司持有金融资产是为了隐藏负面信息，则会增加股价崩盘风险。目前，大多数研究认为，企业金融化会带来消极经济后果。此外，一些具有代表性的文献梳理了企业金融化诱因：强化股东价值最大化观念会推动企业金融化[11]；CEO金融背景将促进企业金融化[12]；国内机构投资者会因短视驱动实体企业金融化[13]；经济政策不确定性会抑制实体投资渠道，但并未促进企业金融化，反而对企业金融化起抑制作用(彭俞超，2018)。综上所述，鲜有学者关注风险投资与企业金融化间的关系。风险投资机构可以为被投企业带来资金，缓解企业融资约束，拓宽企业金融投资渠道。同时，风险投资具有认证和监督作用，可参与公司治理，进而影响企业金融投资行为。本文从风险投资视角入手，以丰富企业金融化相关领域研究。
风险投资作为重要股权融资方式，能够为初创企业提供生存发展所需资金，同时获取该公司股份。风险投资公司作为专业金融投资机构，入驻被投企业后，除提供融资以外，还利用自身专业优势参与公司经营管理。陈思等[5]运用PSM-DID模型实证分析风险投资对企业创新的影响并揭示其作用机制，发现风险投资通过组建被投企业研发团队和提供自身行业资源两条作用路径促进被投企业创新，表现为企业专利增长；马嫣然等[14]研究发现，风险投资对初创企业技术创新具有积极影响，并且风险投资持股比例越高越有利于初创企业创新。风险投资往往在被投企业IPO后退出，以获取投资收益。因此，有学者围绕IPO时点进行研究。风险投资入驻有助于企业提高成功上市概率[15]，并且IPO时股价市场表现更好，这一点在具有外资背景的风险投资参与企业中更为突出(张学勇、廖理，2011)。为提升被投企业市场估值，风险投资机构往往会依托自身专业优势参与公司治理。风险投资与公司治理相关研究主要集中于企业绩效(李梦雅、严太华，2020)、投融资行为[8]、代理成本[16]等方面。通过以上梳理可以发现，风险投资与公司治理研究仍存在较大的探索空间，如企业金融资产配置视角。
本文以2009—2019年沪深两市首次公开发行的A股上市公司为研究样本，实证分析风险投资对企业金融化的影响。结果表明：风险投资会显著抑制企业金融化水平，即两者间存在显著负相关关系。为克服内生性问题，本文首先替换被解释变量和滞后解释变量进行回归分析，随后运用倾向得分匹配法(PSM)进行稳健性检验，结论仍然成立。本文从行业属性、盈利能力、产权性质、区域属性等视角分析风险投资对企业金融化影响的异质性，同时，发现机构投资者持股能够强化风险投资对企业金融化的抑制作用。此外，本文进一步进行机制分析和拓展分析。相较于现有研究，本文存在以下贡献：①从风险投资影响公司治理视角研究风险投资对企业金融化的影响，丰富企业金融化影响因素研究和风险投资对公司治理研究；②揭示机构投资者持股对风险投资与企业金融化的关系存在调节作用，对相关领域研究进行拓展；③结论可为大力发展风险投资，构建多层次资本市场提供政策启示。
理想的市场中信息完全对称，企业投资决策完全取决于投资机会的盈利能力[17]。但在现实中，企业投资不得不考虑融资约束、代理问题等客观因素。金融投资作为重要投资方向，与企业面临的融资约束和管理层决策息息相关。因此，风险投资对企业金融化存在以下作用路径：
(1)风险投资有可能促进企业金融化。首先，风险投资具有融资功能。依据资源支持理论，风险投资可为被投企业带来资金，缓解企业融资约束。其次，风险投资作为专业投资机构，在相关领域积累了丰富的行业经验和密切的合作伙伴，上述合作伙伴中不乏商业银行、金融集团等重要投融资机构，风险投资信息在合作伙伴间共享，进而减少信息不对称[8]，间接缓解被投企业融资约束。最后，风险投资作为有声誉的金融中介机构，具备认证动能[5]，对风险投资事件具有背书效应[18]。由于风险投资项目筛选标准严格，企业一旦获得风险投资等同于获得优秀标签，市场地位提升。在其它条件相同的情景下，风险投资可以进一步减少企业与其它潜在外部投资者间的信息不对称，拓宽融资渠道，降低融资成本。如果企业IPO成功，则能够进一步强化风险投资的认证效应，企业融资约束得到实质性改善。综上，企业融资约束缓解能够增加金融投资的资金来源，从而促进企业金融化。
(2)风险投资有可能抑制企业金融化。风险投资具有监督功能。为了减少代理问题，风险投资机构通过入驻董事会[19]、聘任或解聘CEO[6]等形式参与公司治理，约束管理者个人私利行为。为了追求高风险、高收益，风险投资促使企业投资决策更加注重长期价值增长，而不仅仅关注短期绩效。根据制度理论，作为投资事件中相对强势的一方，风险投资机构通常会对被投企业进行制度约束，具体表现如下：制定相应的投后管理策略，评估项目进展，采取分阶段投资方式向被投企业施压；协助制定人力资本政策，构建高管薪酬体系、股权激励计划、公司治理制度等。上述一系列制度能够进一步提升风险投资参与公司治理深度，使企业投资决策能够更好地围绕主营业务展开，符合企业长期利益。已有研究表明，实体企业金融化行为往往基于逐利动机，大多表现为短视行为，这显然与风险投资经营理念相悖。因此，可以认为有风险投资参与的企业，其金融化行为会受风险投资机构的监督与约束，企业金融化程度下降。基于上述分析，本文从不同视角提出以下研究假设：
H1a：如果融资效用占据主导地位，风险投资会促进企业金融化；
H1b：如果监督效用占据主导地位，风险投资会抑制企业金融化。
(1)行业异质性。作为国民经济的基石，制造业具有强大的知识积累能力[20]，是技术创新的重要来源。相比于其它行业企业，制造企业的核心竞争力往往体现在公司产品上。一旦获得风险投资，制造企业围绕核心产品的投资方向会更加明确。因此，针对不同行业企业，风险投资对企业金融化的影响可能存在差异。
(2)企业盈利异质性。企业金融化普遍存在两个动机：一是预防性储蓄动机，二是利润追逐动机。这与企业盈利能力息息相关，企业盈利能力较强，出于储蓄动机进行金融资产配置，能够更好地服务于主业。此类金融化行为并不会受风险投资的限制，反而会得到鼓励。反之，企业盈利能力较弱，说明企业主业经营有进一步完善的空间。在上述情景下，企业金融投资往往出于逐利动机，显然与其长远发展目标背道而驰。因此，上述金融化行为会成为风险投资的重点监督对象，受到严格管控。由此可见，针对具有不同盈利能力的企业，风险投资对企业金融化的影响可能存在差异。
(3)产权性质异质性。目前，国有企业与非国有企业在资源获取能力和公司治理结构上的差异，使风险投资无论是从缓解融资约束角度还是从公司治理参与角度看均存在较大差异。一方面，依托政府背景，国有企业融资约束较低，对风险投资的需求并不迫切。另一方面，国有企业管理层由政府相关部门任免，迫于政治升迁压力，往往更加注重短期绩效，风险投资即使参与公司管理，也难以获得话语权。因此，风险投资对企业金融化的影响在国有企业与非国有企业中可能存在差异。
(4)区域异质性。由于各地区资源禀赋和制度环境差异，区域经济发展失衡问题一直存在。东部地区经济发达，制度环境良好，金融市场相对成熟，市场调节机制完善。良好的环境能够孕育优质企业，因而科技创新型企业大多集中在东部地区。风险投资机构存在本地偏好，也大多集中于东部地区，与投资项目形成良性互动。中西部地区市场化进程相对缓慢，制度环境较差，实体投资机会较少。因此，风险投资对企业金融化的影响可能会存在区域性差异。综上，本文提出以下研究假设：
H2：风险投资对企业金融化的影响在不同行业、不同盈利能力、不同产权性质、不同地区企业中存在异质性。
以证券投资基金为代表的机构投资者凭借专业投研能力在二级市场上买卖上市公司股票，大多采用“用脚投票”方式参与公司治理。若风险投资在企业IPO前入驻，则其大多采用“用手投票”方式参与公司治理。因此，可以认为两者对公司治理具有交互影响。
机构投资者具备强大的信息搜集能力、数据分析能力和专业投资能力，凭借其资金优势能够在二级市场上获取较高的持股比例，成为目标企业的大股东。有效监督假说认为，机构投资者持股可以减少企业关联方资金占用和控股股东操纵行为，从而促进公司信息披露。机构投资者进行股票投资决策时，除行业外，还会关注企业盈余管理、内部控制、会计稳健性等因素，上述因素均会对公司治理产生积极影响[21]。机构投资者持股存在规模效应，能够正确评估创新投入的长期价值，可为管理层承担创新风险提供保障[22]，同时促进企业内部资源配置效率提升。基于上述分析，本文提出以下研究假设：
H3a：机构投资者持股会强化风险投资的监督作用。
欧美资本市场相对成熟，机构投资者大多关注长期收益，而国内机构投资者则普遍存在短视行为。已有研究表明，迫于基金产品业绩考核压力，机构投资者为追逐短期利益会进行周期短、换手率高的类散户操作，进而加剧股价波动。股价下行压力倒逼管理层迎合机构投资偏好，更加关注公司当期盈余等短期业绩指标，而忽视公司长期价值提升。策略合谋假说认为，机构投资者与管理层之间存在互相勾结、内幕交易、隐藏负面信息等行为，会严重影响管理层决策的独立性。另外，机构投资者之间存在羊群效应，会加剧股价崩盘风险(许年行等，2013)，对企业长期发展产生消极影响。基于上述分析，本文提出以下研究假设：
H3b：机构投资者持股会削弱风险投资的监督作用。
本文样本选取与筛选条件如下：以2009—2019年沪深两市首次公开发行(IPO)的A股上市公司作为研究样本。①剔除金融行业和房地产行业样本；②剔除ST、*ST、PT类样本；③剔除关键数据缺失样本。研究时间跨度设定为2009—2019年，选择始于2009年主要是因为同年A股创业板设立，创业板上市融资准入标准与风险投资筛选标准契合度较高，即为具有高成长性的科技类公司提供融资。本文使用的企业财务数据来自国泰安数据库(CSMAR)和万得数据库(WIND)，机构投资者持股数据来自锐思数据库(RESSET)，另有部分数据由笔者手工整理获得，最终得到10 820个年度观测值。
其中，对上市公司是否存在风险投资参与的界定，参照如下标准：第一，若上市公司前十大股东中存在风险投资机构，则认为该企业存在风险投资参与。第二，若上市公司股东的中文名称中含有“风险投资”“股权投资”“创业投资”或英文名称中含有“Venture”“Investment”“Capital”，则认定该股东为风险投资机构。
为进一步提高数据精确性，若上市公司股东名称中仅含有“投资”字样，则通过以下途径作进一步界定：①核查国泰安数据库股东信息中的股东类型信息是否为风险投资机构；②与CV Source数据库中收录的风险投资机构进行对比；③通过天眼查官方网站搜索该股东经营范围是否包括“股权投资”“创业投资”。如前述途径仍无法确定，则认定该股东为其它投资者。
(1)风险投资参与(VC)。参照国泰安数据库中上市公司前十大股东信息，确定该公司是否存在风险投资参与，若企业当年前十大股东中存在风险投资机构，则该企业VC年观测值记为1，反之，则该企业VC年观测值记为0。
(2)企业金融化程度(FINRATIO)。本文以企业持有金融资产与总资产间的比值衡量企业金融化程度，之所以采用金融资产的持有份额而未采用金融渠道获利加以度量，是因为相对于企业利润，风险投资更注重企业长期价值提升。其中，金融资产界定参考杜勇等(2017)的研究成果，包括交易性金融资产、衍生金融资产、可供出售金融资产净额、发放贷款及垫款净额、持有至到期投资净额、投资性房地产净额。为了验证假设H1和H2，本文构建如下实证模型：
FINRATIOit=β0+β1VCit+βXit+∑Industryfe+∑Yearfe+εit
(1)
其中，FINRARIOit表示企业i在t年的金融化程度，以当年金融资产与总资产的比例衡量；VCit表示风险投资虚拟变量，当t年企业i前十大股东中存在风险投资机构，则该企业的“企业—年”观测值VCit=1，当t年企业前十大股东中不存在风险投资机构，则该企业的“企业—年”观测值VCit=0。参考彭俞超等(2018)、杜勇等[12]的研究成果，Xit表示一系列控制变量，具体包括资产规模(SIZE)、资产负债率(LEV)、资产结构(AS)、盈利能力(ROA)、产权性质(SOE)、托宾Q(TOBINQ)、企业年龄(AGE)。Industryfe、Yearfe分别表示行业固定效应和年份固定效应。β0为常数项，εit为残差项，实证分析中，本文将标准误聚类至行业层面，具体变量情况如表1所示。根据研究假设，若β1>0，则H1a成立；若β1<0，则H1b成立。
表1 主要变量定义
Tab.1 Definitions of main variables
变量描述变量测度FINRATIO企业金融化交易性金融资产、衍生金融资产、可供出售金融资产净额、发放贷款及垫款净额、持有至到期投资净额、投资性房地产净额的总和,并进行总资产标准化VC风险投资参与若企业当年前十大股东中存在风险投资机构,则认定该企业存在风险投资参与,该企业VC年观测值记为1。反之,当企业当年前十大股东中不存在风险投资机构,则该企业VC年观测值记为0SIZE企业规模资产总额的自然对数值LEV资产负债率负债总额/资产总额AS资产结构流动资产总额/资产总额ROA盈利能力净利润/资产总额SOE产权性质产权性质为国有企业记为1,否则记为0TOBINQ托宾Q股票市值/资产总额AGE企业年龄企业年龄的自然对数值INVEST企业实体投资企业固定资产净额、在建工程净额和工程物资的总和,并用总资产标准化INSSR机构投资者持股比例机构投资者持股数/上市公司总股数FC融资约束以企业KZ指数表示企业融资约束RD企业创新程度研发支出/营业收入Industryfe行业固定效应行业虚拟变量Yearfe年份固定效应时间虚拟变量
全样本主要变量描述性统计结果如表2所示。企业金融化(FINRATIO)的最小值为0，最大值为80.9%，平均值为2.54%。上述结果说明，样本中不同企业间的金融化程度差距较大。本文在多元回归分析中对表1的连续变量进行上下1%的Winsorize缩尾处理，以缓解极端值可能存在的不利影响。在控制变量部分，国企占比为8.36%，说明2009年后国内上市融资企业以民营企业为主。
表2 变量描述性统计结果
Tab.2 Descriptive statistics of the variables
变量(1)(2)(3)(4)(5)NmeansdminmaxFINRATIO10 8200.025 40.062 100.809VC10 8200.5390.49801SIZE10 82021.591.00919.4928.34LEV10 8200.3220.1820.007 523.166AS10 8200.6320.1750.045 00.997SOE10 8200.083 60.27701ROA10 8200.047 20.079 1-2.0080.526TOBINQ10 8202.0581.1660.73517.89AGE10 82016.785.657265INVEST10 8200.2170.1420.000 4730.894RD10 8205.6345.593098.39INSSR8 5200.3000.24900.938KZ7 3570.1221.754-7.8235.893
风险投资参与(VC)对企业金融化(FINRATIO)影响的多元回归结果如表3所示。其中，第(1)列未加入控制变量，第(2)列加入一系列控制变量，两列回归结果均显著为负，说明风险投资和企业金融化间呈负相关关系，即风险投资对被投企业金融化水平起抑制作用，假设H1b成立。从表3可以看出，规模较大企业，其金融化程度较高，而企业年龄越大，金融化程度越低。这可能是由于规模较大企业的现金流更加充裕，有更多资金进行金融资产配置，而企业年龄大说明其发展相对成熟，主营业务相对稳定，更倾向于进行主业投资。
表3 风险投资对企业金融化影响的回归结果
Tab.3 Multiple regression results of the impact of venture
capital on enterprise financialization
变量FINRATIO(1)(2)VC-0.003 2*-0.003 0*(-1.83)(-1.77)SIZE0.004 0***(3.57)LEV-0.051 2***(-6.80)ROA-0.001 6(-0.11)AS-0.003 8(-0.60)SOE-0.003 0(-1.16)TOBINQ0.001 0(1.47)AGE-0.000 3*(-1.82)Constant-0.001 4-0.072 7***(-0.59)(-3.04)Observations10 82010 820R-squared0.1550.173
注：Robust t-statistics in parentheses *** p<0.01, **p<0.05, *p<0.1，下同
4.3.1 行业异质性
作为国民经济的基石，制造业有能力维持全球市场的经济规模[23]，是技术创新的重要来源。风险投资机构一旦投资制造企业，能够引发公司管理层对核心产品竞争力的关注，企业主业投资力度进一步加大，在资源条件一定的情景下，金融投资行为会减少。因此，本文预期风险投资对制造企业金融化的抑制作用更显著。为验证上述结论，依据证监会2012版行业分类标准，将样本分为制造企业和非制造企业两个子样本进行回归分析。表4回归结果显示：在制造企业样本中，风险投资参与相关系数显著为负，与全样本回归结果相比，其显著程度和绝对值均有所提升，表明风险投资对企业金融化的抑制程度在制造企业中更显著。在非制造企业样本中，风险投资对企业金融化的影响并不显著。以上结果表明，风险投资对制造企业金融化的抑制作用更显著。因此，风险投资更能驱动制造业脱虚向实。
表4 风险投资对企业金融化影响的行业异质性回归结果
Tab.4 Standardized regression results of
enterprises in different industries
变量FINRATIO(1)制造业样本(2)非制造业样本(3)全样本VC-0.003 6**-0.001 3-0.003 0*(-1.99)(-0.32)(-1.77)SIZE0.003 7***0.003 70.004 0***(2.98)(1.47)(3.57)LEV-0.049 9***-0.046 1**-0.051 2***(-6.53)(-2.43)(-6.80)ROA-0.002 20.003 9-0.001 6(-0.14)(0.14)(-0.11)AS0.005 3-0.024 1**-0.003 8(0.77)(-2.09)(-0.60)SOE-0.001 5-0.006 0*-0.003 0(-0.46)(-1.69)(-1.16)TOBINQ0.000 60.002 00.001 0(0.81)(1.53)(1.47)AGE-0.000 2-0.000 7-0.000 3*(-1.44)(-1.04)(-1.82)Constant-0.069 6**-0.0551-0.072 7***(-2.57)(-1.09)(-3.04)Observations8 0782 74210 820R-squared0.1680.1940.173
4.3.2 企业盈利异质性
本文以样本企业资产收益率(ROA)均值作为判定基准，将样本企业划分为强盈利能力和弱盈利能力两个子样本，分别进行基准回归分析，实证结果如表5所示。由表5第(1)—(2)列可知，在盈利能力较弱的企业样本中，风险投资参与相关系数显著为负，与全样本回归结果相比，其绝对值有所增加，表明企业盈利能力越弱，风险投资对企业金融化的抑制作用越显著。在盈利能力较强的企业样本中，风险投资对企业金融化的影响并不显著。这是因为企业盈利能力较强，代表企业发展相对成熟，企业进行金融投资往往出于更好地服务于主业经营的考虑，发挥金融资产的蓄水池作用。因此，风险投资并不会限制此类金融化行为。企业盈利能力较弱，说明企业主业经营尚不完善，此时进行金融投资往往出于短期套利目的，与企业长远发展目标相悖，会受到风险投资的限制。因此，对于盈利能力较弱的企业，风险投资对其金融化的抑制作用更显著。
表5 风险投资对企业金融化影响的盈利能力异质性检验结果
Tab.5 Standardized regression results of
enterprises with different profitability
变量FINRATIO(1)弱盈利能力样本(2)强盈利能力样本(3)全样本VC-0.004 2*-0.003 7-0.003 0*(-1.83)(-1.20)(-1.77)SIZE0.003 6*0.005 5***0.004 0***(1.70)(3.00)(3.57)LEV-0.052 1***-0.062 5***-0.051 2***(-6.55)(-4.37)(-6.80)ROA-0.044 3**0.064 1-0.001 6(-2.51)(1.27)(-0.11)AS-0.014 30.010 1-0.003 8(-1.38)(1.06)(-0.60)SOE0.001 1-0.009 5***-0.003 0(0.24)(-3.23)(-1.16)TOBINQ0.001 5-0.000 40.001 0(0.96)(-0.39)(1.47)AGE-0.000 4-0.000 4-0.000 3*(-1.50)(-1.55)(-1.82)Constant-0.063 5-0.084 4**-0.072 7***(-1.50)(-2.31)(-3.04)Observations5 0145 80610 820R-squared0.1840.2110.173
4.3.3 产权性质异质性
表6第(1)—(2)列为风险投资对不同产权企业金融化影响的回归结果。在国有企业子样本中，风险投资对企业金融化的影响并不显著。这是因为国有企业政治关联度较高，风险投资一般很难介入。依靠政府背书和充足的抵押物，国有企业获取银行贷款相对容易，对股权融资的需求并不迫切。而且，国有企业管理层由政府任免，迫于政治升迁压力，往往更加注重短期绩效，风险投资即使参与公司管理，也难以获得话语权。反观非国有企业子样本，风险投资对企业金融化的影响依然为负。相较于全样本，相关系数的绝对值有所增大，说明在非国有企业中，风险投资对企业金融化的抑制作用更显著。
表6 风险投资对企业金融化影响的产权性质异质性检验结果
Tab.6 Standardized regression coefficient results of
state-owned enterprises and non-state-owned enterprises
变量FINRATIO(1)国有企业样本(2)非国有企业样本(3)全样本VC-0.001 8-0.003 3*-0.003 0*(-0.35)(-1.88)(-1.77)SIZE0.000 50.003 7***0.004 0***(0.18)(2.84)(3.57)LEV-0.018 2-0.052 6***-0.051 2***(-0.99)(-6.72)(-6.80)ROA0.012 80.000 1-0.001 6(0.29)(0.00)(-0.11)AS-0.026 3-0.002 7-0.003 8(-0.98)(-0.40)(-0.60)SOE-0.003 0(-1.16)TOBINQ0.000 20.001 10.001 0(0.10)(1.64)(1.47)AGE0.000 7-0.000 4**-0.000 3*(1.51)(-2.17)(-1.82)Constant0.030 4-0.073 2***-0.072 7***(0.46)(-2.82)(-3.04)Observations9059 91510 820R-squared0.3690.1760.173
4.3.4 区域异质性
根据企业注册地址，本文将样本分为东部地区和中西部地区两个子样本。表7第(1)列为东部地区企业样本中企业风险投资对企业金融化程度影响的回归结果，结果显示，风险投资相关系数显著为负，且绝对值有所增加，显著性更强。这是由于东部地区制度完善，市场成熟，风险投资能够更好地发挥对企业金融化的抑制作用。中西部地区企业样本回归结果如表7第(2)列所示，风险投资对企业金融化的影响并不显著。
表7 风险投资对企业金融化影响的区域差异检验结果
Tab.7 Standardized regression coefficient
results of enterprises in different regions
变量FINRATIO(1)东部地区样本(2)中西部地区样本(3)全样本VC-0.003 5**-0.000 3-0.003 0*(-2.18)(-0.08)(-1.77)SIZE0.004 0***0.002 90.004 0***(2.85)(1.11)(3.57)LEV-0.055 1***-0.037 9***-0.051 2***(-6.59)(-3.03)(-6.80)ROA0.003 0-0.000 2-0.001 6(0.21)(-0.00)(-0.11)AS-0.006 90.003 6-0.003 8(-0.99)(0.24)(-0.60)SOE-0.004 5-0.002 0-0.003 0(-1.49)(-0.45)(-1.16)TOBINQ0.001 5*0.000 50.001 0(1.81)(0.28)(1.47)AGE-0.000 3-0.000 4-0.000 3*(-1.39)(-0.94)(-1.82)Constant-0.073 8**-0.051 6-0.072 7***(-2.43)(-0.87)(-3.04)Observations8 6562 16410 820R-squared0.1820.2160.173
由以上分析结果可知，假设H2成立，风险投资对企业金融化的抑制作用存在异质性。上述抑制作用主要体现在制造企业、盈利能力较弱的企业、非国有企业及东部地区企业中。
为验证假设H3a和H3b，进一步探讨机构投资者持股对“风险投资—企业金融化”这一路径的调节效应，本文构建模型(2)。
FINRATIOit=β0+β1VCit+β2INSSR*VCit+βXit+∑Industryfe+∑Yearfe+εit
(2)
其中，VC*INSSR为风险投资参与(VC)与机构投资者持股(INSSR)的交乘项。剔除机构投资者持股比例数据缺失样本，分别对模型(1)和模型(2)进行回归分析，实证结果如表8第(1)、第(2)列所示。模型(1)的回归结果显示，风险投资与企业金融化相关系数显著为负，模型(2)中，机构投资者持股(INSSR)与风险投资参与(VC)的交乘项(VC*INSSR)系数在1%的水平上显著为负，说明企业机构投资者持股比例越高，风险投资对企业金融化的抑制作用越显著。因此，机构投资者持股能够强化风险投资的监督作用，假设H3a成立。综上，机构投资者持股能够强化风险投资对企业金融化的抑制作用。
表8 机构投资者持股的调节效应检验结果
Tab.8 Regression results of moderating effects
of institutional investors' shareholding
变量FINRATIO(1)(2)VC-0.003 6*0.001 0(-1.92)(0.40)VC*INSSR-0.014 3***(-4.06)SIZE0.001 80.002 5*(1.46)(1.94)LEV-0.041 2***-0.041 8***(-6.34)(-6.42)ROA0.001 70.003 4(0.12)(0.25)AS-0.013 9**-0.014 1**(-1.98)(-2.02)SOE-0.004 7-0.003 1(-1.54)(-0.97)TOBINQ0.000 70.001 1(0.91)(1.40)AGE-0.000 3-0.000 3(-1.20)(-1.29)Constant-0.028 3-0.043 9(-1.11)(-1.64)Observations8 5208 520R-squared0.1690.171
前文研究表明，风险投资能够抑制企业金融化，因而有必要进一步探讨风险投资对企业金融化的影响机制。风险投资对企业金融化的抑制作用源于其对企业管理层的监督和指导，即参与公司治理。因此，可以认为风险投资进驻被投企业后，出于对企业主营业务发展前景的看好，利用自身资源优势督促其管理层进一步增加主营业务投资，以实现企业长期价值增长。在资源一定的前提下，企业增加主营业务投资意味着实物资本投资增加，会对金融投资产生挤占效应。因此，本文采用中介效应模型探究“风险投资—实物资本投资—企业金融化”这一传导机制是否成立。
参考杜勇等(2017)的研究成果，采用企业固定资产净额、在建工程净额和工程物资总和，再以总资产标准化表示企业实体投资水平(INVEST)。参考温忠麟等[24]的研究成果，构建中介效应模型(3)—(5)验证该作用路径。通过观测相关系数α1、γ1、γ2显著与否，确定中介效应是否成立。
FINRATIOit=β0+β1VCit+βXit+∑Industryfe+∑Yearfe+εit
(3)
INVit=α0+α1VCit+αXit+∑Industryfe+∑Yearfe+εit
(4)
FINRATIOit=γ0+γ1VCit+γ2INVESTit+γXit+∑Industryfe+∑Yearfe+εit
(5)
表9第(1)—(3)列为中介效应模型回归结果。第(1)列中，风险投资参与(VC)的估计系数显著为负；第(2)列考察解释变量风险投资参与(VC)对中介变量实体投资水平(INVEST)的影响，VC的估计系数显著为正，风险投资和企业实体投资水平存在正相关关系，即风险投资能够促进企业实体投资水平提升；第(3)列同时纳入解释变量风险投资参与(VC)和中介变量实体投资水平(INVEST)，INVEST的估计系数均在1%的水平上显著为负。此时，风险投资参与(VC)对企业金融化的影响不再显著，说明企业实体投资(INVEST)起完全中介作用。因此，实证结果支持“风险投资—实物资本投资—企业金融化”这一路径，即风险投资可以通过促进企业实体投资水平提升，从而抑制企业金融化。
表9 企业实体投资水平的中介机制检验结果
Tab.9 Results of mediating effect model
(venture capital—enterprise investment—enterprise financialization)
变量(1)(2)(3)FINRATIOINVESTFINRATIOVC-0.003 0*0.006 6**-0.002 5(-1.77)(2.08)(-1.51)INVEST-0.079 7***(-6.97)SIZE0.004 0***-0.021 8***0.002 3**(3.57)(-5.11)(2.01)LEV-0.051 2***0.072 2***-0.0454***(-6.80)(4.79)(-6.20)ROA-0.001 60.096 0***0.006 0(-0.11)(2.93)(0.43)AS-0.003 8-0.514 4***-0.044 8***(-0.60)(-18.55)(-4.42)SOE-0.003 00.035 0***-0.000 2(-1.16)(3.86)(-0.07)TOBINQ0.001 0-0.003 9**0.000 7(1.47)(-2.29)(1.06)AGE-0.000 3*0.000 2-0.000 3*(-1.82)(0.51)(-1.66)Constant-0.072 7***0.974 9***0.005 0(-3.04)(11.01)(0.19)Observations10 82010 82010 820R-squared0.1730.6270.190
为进一步证实前文结果的稳健性，本文从以下方面进行稳健性检验：
(1)滞后变量。为缓解风险投资和企业金融化间可能存在的反向因果关系问题，本文将解释变量风险投资参与(VC)滞后一期(VC1)对模型(1)重新进行回归分析，结果如表10第(1)列所示。VC1与企业金融化间的关系仍显著为负，说明风险投资对企业金融化具有负向影响，本文结论稳健。
(2)改变度量方式。参考王红建等[10]的研究成果，根据样本企业是否进行金融资产投资对企业金融化进行度量，以虚拟变量(FIN1)替代原有变量，纳入模型(1)进行回归分析，结果见表10。由表10可知，风险投资参与回归系数在1%的水平上显著为负，与前文结论一致。
表10 滞后变量稳健性检验结果(改变度量方式)
Tab.10 Results of robustness test
(using time-lagged variable of VC or another measuring method of FIN)
变量(1)(2)FINRATIOFIN1VC1-0.004 4**(-2.38)VC-0.040 0***(-3.78)SIZE0.002 5**0.121 4***(2.15)(11.32)LEV-0.052 4***-0.124 4***(-6.91)(-2.77)ROA0.001 5-0.126 7(0.10)(-1.27)AS-0.004 4-0.162 0***(-0.63)(-3.47)SOE-0.002 40.007 1(-0.86)(0.21)TOBINQ0.000 2-0.000 2(0.28)(-0.03)AGE-0.000 3*0.004 3***(-1.75)(2.89)Constant-0.033 9-2.278 1***(-1.37)(-9.86)Observations8 56210 820R-squared0.1650.250
表11 倾向得分匹配效果检验结果
Tab.11 Results of propensity score matching
变量UnmatchedMatchedMeanTreatedControl%bias%reduct|bias|t-testtP>|t|V(T)/V(C)SIZEU21.60821.556.13.140.0021.16*M21.60821.612-0.394.4-0.180.8571.11*LEVU0.328 480.312 229.34.810.0001.04M0.328 480.328 440.099.80.010.9900.99ROAU0.046 670.051 88-9.1-4.700.0001.10*M0.046 670.047 13-0.891.1-0.420.6770.93*ASU0.631 270.633 08-1.0-0.540.5881.02M0.631 270.633 74-1.4-36.0-0.760.4451.00SOEU0.089 650.076 614.72.440.015———M0.089 650.086 481.175.70.600.546———TOBINQU2.056 12.021 33.31.710.0861.04M2.056 12.057 6-0.195.7-0.070.9410.91*AGEU16.67216.75-1.5-0.770.4430.97M16.67216.6041.311.90.710.4781.00
注：* if variance ratio outside [0.95; 1.05] for U and [0.95; 1.05] for M
(3)倾向得分匹配。为进一步解决样本选择偏差问题，本文利用倾向得分匹配法(PSM)基于多个维度对有风险投资参与企业和无风险投资参与企业进行匹配，具体步骤如下：选取风险投资参与(VC)作为被解释变量，选取资产规模(SIZE)、资产负债率(LEV)、盈利能力(ROA)、托宾Q(TOBINQ)、资产结构(AS)、产权性质(SOE)、企业年龄(AGE)作为协变量，采用Logistic回归，计算倾向得分值，按照(1∶2)最近邻配原则进行控制组选取和配对。表11为倾向得分匹配结果，结果显示，匹配效果良好。将匹配后的结果进行多元回归分析，结果如表12所示。由表12可知，风险投资和企业金融化之间仍存在显著负相关关系，本文结论稳健。
表12 匹配后的回归结果
Tab.12 Multiple regression results of matched enterprises
变量FINRATIOVC-0.003 0*(-1.74)SIZE0.0041***(3.33)LEV-0.0529***(-6.82)ROA0.006 4(0.46)AS-0.007 4(-1.09)SOE-0.002 2(-0.82)TOBINQ0.000 7(0.82)AGE-0.000 2(-1.19)Constant-0.065 9**(-2.60)Observations8 532R-squared0.183
本文进一步探索“风险投资—融资约束—企业创新”这一传导路径，采用KZ指数[25,26]对企业融资约束(FC)进行度量，KZ指数越高，企业受到的融资约束越大。以往文献大多采用企业研发支出和专利产出作为企业创新衡量指标，其中研发支出侧重于创新投入，专利产出侧重于创新产出。本文分析风险投资对企业投资行为的影响，而金融投资和创新投资都是企业投资行为的重要组成部分，故采用企业研发投入衡量企业创新更为合理。参考李梦雅等(2020)的研究成果，以企业研发投入与营业收入之比表示企业创新水平(RD)，构建中介效应模型如式(6)—(8)所示。
RDit=β0+β1VCit+βXit+∑Industryfe+∑Yearfe+εit
(6)
FCit=α0+α1VCit+αXit+∑Industryfe+∑Yearfe+εit
(7)
RDit=γ0+γ1VCit+γ2FCit+γXit+∑Industryfe+∑Yearfe+εit
(8)
剔除KZ指数缺失的企业样本数据并进行回归分析，实证结果见表13。由表13列(1)可以看出，风险投资对企业创新投入存在显著促进作用。表13列(2)结果表明，风险投资与融资约束具有显著负相关关系，即风险投资能够缓解企业融资约束。表13列(3)结果表明，加入融资约束后，风险投资对创新影响的相关系数下降，即融资约束在风险投资对企业创新的作用路径中起部分中介作用。进一步进行Sobal检验，结果显示，中介效应成立。因此，风险投资能够缓解企业融资约束，进一步促进企业创新。
表13 风险投资、融资约束与企业创新回归检验结果
Tab.13 Results of mediating effect model
(venture capital—financing constraint—enterprise innovation)
(1)(2)(3)变量RDFCRDVC0.612 8***-0.056 9*0.595 5***(2.68)(-1.77)(2.71)FC-0.303 1***(-2.62)SIZE0.408 7*-0.147 9***0.363 8(1.72)(-5.39)(1.60)LEV-8.443 3***5.166 2***-6.877 3***(-4.38)(36.33)(-4.54)ROA-18.705 1***-20.050 0***-24.782 7***(-3.88)(-31.85)(-3.94)AS-1.008 5-1.409 1***-1.435 6(-0.64)(-9.79)(-0.84)SOE0.544 40.103 00.575 6(1.07)(1.35)(1.13)TOBINQ0.882 3***0.569 7***1.055 0***(4.47)(25.22)(4.44)AGE-0.061 5***0.001 7-0.061 0***(-3.06)(0.50)(-3.04)Constant-1.930 91.582 6**-1.451 2(-0.49)(2.56)(-0.38)Observations7 3577 3577 357R-squared0.3800.6470.383
本文以2009—2019年沪深两市首次公开发行的A股上市公司为样本，实证检验风险投资对企业金融化的影响，得到以下研究结论：
风险投资对企业金融化存在显著抑制作用。这一抑制作用在不同行业、不同盈利能力、不同产权性质、不同地区企业中存在异质性。同时，机构投资者持股比例越高，上述抑制作用越显著。通过机制检验发现，风险投资能够促进企业实物资本投资，进而抑制企业金融化。进一步分析结果表明，风险投资能够缓解被投企业融资约束，但企业融资约束缓解并未促进企业金融化，而是促进企业创新。为了解决实证模型中遗漏变量、样本选择等问题，本文采用替换变量、倾向得分匹配等方法进行稳健性检验，结果显示，实证结论依然稳健。
前人研究大多认为，金融市场快速发展与经济脱虚向实是对立的。本文从风险投资参与角度实证研究发现，金融市场发展与企业脱虚向实并不是完全矛盾的。风险投资作为专业金融机构，在多层次资本市场建设体系中占据重要地位，而健康有序的资本市场能够为风险投资发展提供肥沃的土壤。因此，良好的金融环境对企业脱虚向实具有积极作用。本文结论在构建多层次资本市场、引导金融回归实体、推进创新驱动发展战略实施以及金融结构改革方面具有一定的现实价值。
本文存在以下局限性：第一，限于数据可得性，仅讨论企业上市后的风险投资对企业金融化的影响，并未考虑风险投资在企业上市前的介入时点和风险投资持股比例等因素。后续研究可围绕风险投资参与时点、风险投资背景、持股比例等方面展开。第二，伴随着国内资本市场不断完善，企业注册制、分析师关注、外资持股比例等因素可能会与风险投资产生交互效应，进而影响企业金融化，未来可将上述些因素纳入研究框架进行分析。
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