国有资本收益上缴制度与企业金融化

何玉润， 刘金雅

(1.北京工商大学 商学院， 北京 100048； 2.首都经济贸易大学 会计学院， 北京 100070)

一、问题的提出

伴随着全球经济和金融市场的发展，许多实体企业热衷于将资金投向金融领域，获取金融化的超额收益，“企业金融化”日渐兴起。根据CSMAR数据库及A股上市公司年报相关数据统计，2003—2019年，非金融类上市中央企业平均持有金融资产规模提高了167.53%。由此可见，中央企业(简称“央企”)加大对金融资产投资的趋势日益显著。与此同时，进入经济新常态以来，我国面临着增长速度换挡期、结构调整阵痛期、前期刺激政策消化期“三期叠加”的严峻挑战，以及国际金融危机的持续外溢影响，金融风险已成为当前国家最突出、最显著的重大风险。为此，我国陆续出台了《关于规范金融机构资产管理业务的指导意见》《关于实施金融控股公司准入管理的决定》《金融控股公司监督管理试行办法》等一系列金融政策，以实现强化金融监管、防范化解金融风险的目的。

随着我国市场化改革的不断深化，国有企业盈利能力日渐提升，而其长期免于向国家上缴收益的状况却广受诟病，脱离了国有资本资源配置的本质和功效。因此，国有资产监督管理委员会(简称“国资委”)和财政部于2007年联合发布了《中央企业国有资本收益收取管理暂行办法》。国有资本收益上缴制度在强调国家拥有国有资本收益权的同时，也体现了国家对国有企业实现资本管理向资本治理转变的改革思路。国有资本收益上缴制度自2007年实施以来，这种刚性的分红政策究竟能否让央企在减少可控现金流的同时，发挥引导企业资金“由虚转实”以实现预防金融风险和提升经济发展质量的目的呢？另外，国有资本收益上缴的承担者是央企集团公司，然而实际上央企集团公司的上缴压力势必会下移给下属上市公司[1-2]。当下属上市公司面临较严重的融资约束时，上市公司又会如何配置金融资产以缓解上缴压力呢？此时，金融资产的“蓄水池”功能是否会占据主导地位呢？

因此，本文基于国有资本收益上缴这一外生制度，选取2003—2019年央企控股上市公司的数据，运用多期双重差分法并构建双向固定效应模型，考察国有资本收益上缴制度对央企控股上市公司金融化的影响。研究发现，国有资本收益上缴制度显著抑制了央企控股上市公司的金融化程度；并且当收益上缴比例越高时，企业金融化程度越低，特别表现在央企控股上市公司对长期金融资产的配置上。进一步分析发现，当企业面临较严重的融资约束时，金融资产的“蓄水池”功能占据主导地位，会削弱利润上缴对于央企控股上市公司金融化的抑制作用。此外，国有资本收益上缴比例的提升还能够有效缓解企业金融化对于企业研发投入的挤出效应，印证了国有资本收益上缴制度的治理效果，以及央企可以结合自身发展逐步提高上缴比例的必要性。

二、文献回顾、理论分析与研究假设

(一)文献回顾

1.企业金融化的影响因素

近年来，中国供给侧结构性改革取得了显著成效，但当前市场依然呈现鲜明的帕累托分布，“脱实向虚”已成为如今中国经济最为突出的结构性矛盾之一。资本的逐利性导致越来越多的实体经济走向金融化这条道路，严重削弱了实体经济的投资效率[3]。企业进行金融资产投资的动机可以总结为两类：“投资替代”动机和“蓄水池”动机。“投资替代”动机的本质是“套利”行为，目前大量学者认为企业配置金融资产主要是出于逐利动机。在外部盈利压力增大、实体经济下行的宏观环境下，企业可以通过提高金融资产配置实现谋求超额收益的目的[4]。股票增长指数较高、GDP周期较长[5]、CEO具有金融背景[6]、积极承担社会责任[7]的企业更可能通过减少对实体经济的投资，追求金融资产上的收益从而实现自利的目的。而彭俞超等[8]提出经济政策不确定性能够抑制企业的金融化趋势，解决当前“脱实向虚”问题的根本任务是消除信贷歧视，加大金融支持实体的力度。“蓄水池”动机认为，金融资产投资可以改善企业财务状况，提高盈利能力，通过形成“资金池”来缓解融资约束。同时，企业经营状况越稳定、成长性越好，越具备充足的资金和机会配置更多的金融资产[5]。已有文献主要关注了经济政策不确定性[8]、放松利率管制[9]、房产限购政策[10]、企业异质性[11]、行政审批[12]、客户集中度[13]、企业社会责任[7]、高管激励[14]以及管理者团队特征[15]等方面对于企业金融资产配置产生的影响。不难发现，以往文献主要从宏观环境和公司内部来研究企业金融化的影响因素，但对于外生规章制度是否会影响企业金融资产配置的研究相对较少，更鲜有学者关注央企控股上市公司的金融资产投资行为。

2.国有资本收益上缴制度实施的经济后果

在股东权益法律保护相对较弱的国家，可采取强制性分红政策作为保护股东权益的补救措施[16]。2001年以来，考虑到我国上市公司分红比例普遍较低，甚至存在多数企业长年不分红的股利分配异象，政府出台了两类规范企业分红的政策：一类是证监会从2001年以来历经四次颁布和调整的与我国上市公司再融资行为挂钩的半强制分红监管制度。该领域的研究文献发现半强制分红政策显著提高了上市公司的派现意愿和派现水平；但也存在一定的争议，例如提高了高成长性公司的再融资“门槛”[17]、发放“门槛”股利的公司明显增加以及诱发操控经营活动现金流等行为[18]。另外一类，则是本文所指的国有资本收益上缴制度。自2007年制度颁布之后，一些学者开始关注该制度的实施效果。在经济后果方面，国有资本收益上缴制度实施能够提高企业价值创造和经营绩效[19]，但是上缴比例的提升将抑制企业的价值创造能力[20]。而在企业决策方面，国有资本收益上缴制度降低了企业持有的自由现金流量，抑制了管理层的过度投资行为[21]；但强制利润上缴制度也促使了管理层通过盈余管理[1]、“体内”利润转移的方式规避上缴压力[22]，引致企业净资产收益率显著降低。梳理既有文献可以发现，现有关于国有资本收益上缴制度的研究尚未关注其在金融资产投资方面的影响。针对强制利润上缴制度是否能够引导央企资金“由虚转实”，实现预防金融风险并且提升经济发展质量缺乏直接证据。

本文的主要贡献体现在以下三个方面：第一，以往研究主要关注了企业的自主分红行为和半强制分红政策的经济后果，而对于在国有企业层面执行的强制性分红的关注较少。本文的研究结论为强制性分红政策在我国企业微观层面的实施效果提供了经验证据，并为该政策未来的改进方向提供了实证支持，因而对股利分配理论形成了有益的补充。第二，以往对于国有资本经营预算制度经济后果的研究主要集中于企业投资[21]、企业价值创造[20]、经营绩效[19,22]、盈余管理[1]等方面，本文则关注了国有资本收益上缴对企业金融化的影响。从企业金融化的视角丰富了国有资本经营预算制度相关经济后果的研究，有助于我们更全面地认知国有资本收益上缴制度在企业微观层面上的治理效果。第三，国有资本收益上缴制度对央企控股上市公司的财务行为有着深远的影响。本文揭示了国有资本收益上缴制度在央企控股上市公司中的“溢出效应”，为缓解企业“脱实向虚”提供了新的思路。但这种预防效果依赖于其面临的融资约束程度。本文的研究结论对国有资本治理机制的改进以及“去金融化”具有重要的启示。

(二)理论分析与研究假设

1.国有资本收益上缴与企业金融化

当前，我国国有资产管理体系为自上而下的三层体系，即“国有资产监督管理委员会—集团母公司—国有独资、参股、控股企业”。其中，集团母公司作为企业集团的核心中枢，负责管理和控制企业集团的整体运作，直接面临强制性向国家上缴资本收益的压力；国有独资、参股、控股企业通常作为企业集团的二级或三级公司，主要履行实质性经营的职责，不承担强制性向集团母公司分红的义务。然而，由于我国央企特色的集团化经营模式[2]，集团母公司的国有资本收益上缴压力最终均会下移到其控股公司[1]。

一方面，管理者通常会采用过度投资的方式加强自身对企业的私人控制权，实现谋取个人私利的目的。国有资本收益上缴制度的实施会限制国企高管的可控资金，约束管理者利用企业资金谋取个人私利的行为，抑制企业过度投资，提高投资效率，一定程度上降低了国企高管对于资本的控制程度[20]，促进企业价值创造[20]，进而有效避免了管理层盲目投资金融资产的情况。另一方面，国有资本收益上缴本质上也属于股利分配行为，会减少企业的利润留存和自由现金流量。随着国有资本收益上缴比例的提升，国有企业拥有的自由现金流下降。为了维持企业的正常经营以及完成央企负责人的绩效考核，管理层不得不开源节流，减少资金浪费，提高资金使用效率，同时为企业未来的投资机会准备充足的资金。因此，企业利用额外资金配置金融资产的意愿也明显降低。除此之外，国有资本收益上缴比例的提高，也促使企业参与更多的外部融资。此时外部债权人及投资者的治理作用得以加强，可以弥补国有股权难以发挥监管作用的弊病[23]，进一步提升了央企对于金融资产投资的谨慎性。由此，我们提出以下研究假设。

H1a：国有资本收益上缴制度的实施能够有效抑制央企控股上市公司的金融资产配置。

H1b：国有资本收益上缴比例越高，央企控股上市公司的金融化程度越低。

2.国有资本收益上缴与企业金融资产配置方式

如前所述，集团母公司的国有资本收益上缴压力最终均会下移到其控股上市公司。由于我国央企经理人受到社会监管、激励契约以及显性业绩要求的约束，当企业面临业绩考核压力与强制性分红压力时，央企控股上市公司的管理层更注重业绩考核产生的影响[1]。因此，管理层可能会选择配置流动性强的短期金融资产以缓解较为严重的业绩考核压力。而若配置长期金融资产则要求企业需至少持有此类金融工具一年及以上，这不仅增加了企业的经营风险，同时还无法满足企业短期内获得资金的需求。因而，我们认为，相对央企控股上市公司配置短期金融资产而言，国有资本收益上缴比例的提升对其配置长期金融资产的抑制效果更明显。

郭彦男、李昊楠[22]认为，央企能够通过更低的利息成本及贷款门槛获得银行贷款以解决资金短缺问题。因此，相较于非国有企业而言，央企面临的融资约束相对较小，谋求长期经济利益的动机较弱。此时，央企控股上市公司会避免投资风险较大的长期金融资产。由此，我们提出以下研究假设。

H2a：相对央企控股上市公司配置短期金融资产而言，国有资本收益上缴制度的实施对其配置长期金融资产的抑制作用更显著。

H2b：国有资本收益上缴比例越高，对于央企控股上市公司配置长期金融资产的抑制作用越显著。

3.国有资本收益上缴制度、融资约束与企业金融化

自主的股利分配行为属于企业内部的财务决策，可以结合自身的盈利情况以及未来的发展需要进行较为自由地调整。而国有资本收益上缴制度属于外部强制性规定，并未结合企业自身的分红能力予以区分。尽管国有资本收益上缴制度从颁布以来并未完全“一刀切”，但是上缴比例和企业类型的划分更多体现的是国家的政策方向和行业引导，并未充分考虑到各个企业的股利分配能力。当前我国央企基本采用集团化经营模式，集团公司的利润上缴主要由下属上市公司进行资金支持[1-2]。因此，央企控股上市公司作为上缴利润的主要提供者，当其自身经营利润无法满足集团母公司利润上缴的资金需求时，企业将会面临较大的外部融资约束[20]。那么，为了实现利润上缴的需求并维持企业内部充足的自由现金流，央企控股上市公司此时是否会倾向于进行金融资产投资，通过金融资产的“蓄水池”功能缓解融资约束呢？侯青川等[24]认为，金融资产投资可以改善企业财务状况、提高盈利能力，降低现金流敏感性的同时缓解企业面临的融资约束。因而，我们认为融资约束能够缓解国有资本收益上缴制度对央企控股上市公司金融资产投资的抑制作用。由此，我们提出以下研究假设。

H3：融资约束能够缓解国有资本收益上缴制度的实施对于央企控股上市公司金融资产配置的抑制作用。

三、研究设计

(一)样本选取及数据来源

本文选取2003—2019年沪深A股央企控股上市公司为初始样本，并依据其直接控股股东或实际控制人是否为央企对上市公司进行筛选。之所以选择2003年作为样本期间的起始年份是考虑到《中央企业国有资本收益收取管理暂行办法》颁布于2007年，便于我们探究该制度颁布前后金融资产配置的变化。同时，参考以往文献对于政策的研究，选择制度颁布前四年的情况作为对照期间。并在此基础上对数据进行了如下处理：(1)剔除金融类行业的观测样本；(2)剔除主要研究变量存在缺失值的样本。本文涉及的非金融上市公司财务数据和公司特征数据来自CSMAR数据库和WIND数据库。经过筛选最终确定13 468个公司—年度样本。为消除极端值的影响，本文对所有连续性变量在1%和99%分位数进行了Winsorize调整。

(二)变量定义

1.被解释变量

被解释变量为金融资产配置，等于金融资产占总资产的比重，表示企业金融化程度。进一步地，依据金融资产的流动性将金融资产配置划分为短期金融资产配置和长期金融资产配置。

(1)金融资产配置(Fin1)，参考顾雷雷等[7]的研究，定义为(交易性金融资产+衍生金融资产+其他应收款+买入返售金融资产+一年内到期的非流动资产+其他流动资产+发放贷款及垫款+可供出售金融资产+持有至到期投资+长期股权投资+投资性房地产+其他非流动资产)/总资产。进一步地，短期金融资产配置(Fin1_S)定义为(交易性金融资产+衍生金融资产+其他应收款+买入返售金融资产+一年内到期的非流动资产+其他流动资产)/总资产；长期金融资产配置(Fin1_L)定义为(发放贷款及垫款+可供出售金融资产+持有至到期投资+长期股权投资+投资性房地产+其他非流动资产)/总资产。

(2)金融资产配置(Fin2)，参考杜勇等[25]的研究，定义为(交易性金融资产+衍生金融资产+买入返售金融资产+发放贷款及垫款+可供出售金融资产+持有至到期投资+长期股权投资+投资性房地产)/总资产。进一步地，短期金融资产配置(Fin2_S)定义为(交易性金融资产+衍生金融资产+买入返售金融资产)/总资产；长期金融资产配置(Fin2_L)定义为(发放贷款及垫款+可供出售金融资产+持有至到期投资+长期股权投资+投资性房地产)/总资产。

2.解释变量

解释变量为央企控股上市公司是否实施国有资本收益上缴制度(FD)以及国有资本收益上缴比例(Force)。国有资本收益上缴比例在2007年颁布的《中央企业国有资本收益收取管理暂行办法》、2010年颁布的《关于完善中央国有资本经营预算有关事项的通知》、2012年颁布的《关于扩大中央国有资本经营预算实施范围有关事项的通知》以及2014年颁布的《关于进一步提高中央企业国有资本收益收取比例的通知》中，规定了不同年度需要上缴利润的央企名单以及他们需要上缴利润的比例。本文根据以上文件，通过上市公司的“直接控股股东”或“实际控制人”名称来确认国有资本收益上缴比例。指标Force用来反映所属央企控股上市公司在某年度规定上缴利润的比例。个别无法确认的样本我们通过百度网页搜索和上市公司的主页搜索来确定。

3.调节变量

调节变量为融资约束，利用SA指数(FCindex1)和销售额(FCindex2)两个指标来反映央企控股上市公司面临的融资约束大小。SA指数借鉴Hadlock & Pierce[26]的研究，计算公式为：SA=-0.737size+0.043size2-0.04age。其中，size为企业规模(单元：百万元)的自然对数，age为企业成立年限(单位：年)。SA指数的绝对值越大，表明企业面临的融资约束越大。参考彭俞超等[8]的研究，将销售额(FCindex2)作为融资约束的第二个代理变量。央企控股上市公司销售额大于同年同行业的中位数取1，表示面临的融资约束较大；否则取0，表示面临的融资约束较小。

4.控制变量

为了降低其他因素对国有资本上缴制度与企业金融化关系产生的影响，借鉴李馨子等[13]的研究，选择如下控制变量：企业规模(Size)、企业年龄(Age)、盈利能力(Roa)、财务杠杆(Lev)、托宾Q值(TobinQ)、成长能力(Growth)、账面市值比(MB)、股权集中度(Top1)、股权制衡度(Shrs)以及企业所在地经济体量(GDP_A)。同时，本文还控制了年份(Year)和行业(Ind)的固定效应。

具体的变量定义如表1所示。

(三)模型设定

2007年我国实施的国有资本收益上缴制度作为企业行为的外生政策，可以将其视为一个准自然实验。该政策规定央企国有资本收益上缴的时间点并不相同，例如2007年烟草、石油石化等资源性企业以及钢铁、运输等一般竞争类企业就被要求上缴，而2010年军工企业以及转制科研院所等才被要求开始上缴。因此，为了缓解政策效应评估过程中存在的内生性问题，我们采用多期双重差分法进行估计。参照Bertrand & Mullainathan[27]的方法，本文构建如下双向固定效应模型，以便探究国有资本收益上缴制度的实施对企业金融化的影响。

Fini,t=α0+αFDi,t+∑Controli,t+∑Year+∑Ind+εi,t

(1)

其中，i表示央企控股上市公司，t表示年度；Fin代表企业金融资产配置水平；FD为虚拟变量，用来识别央企是否受到上缴政策影响。FD=Post×Treated，某公司受政策影响之前设Post=0，受到政策影响之后设Post=1；Treated=1为处理组，Treated=0为对照组。在多期双重差分下，最终受到影响的样本个体在未受到政策影响前作为对照组，在受政策影响之后即为处理组。Control代表控制变量，Year、Ind分别为年度和行业的固定效应，ε为残差项。

为了探究国有资本收益上缴比例对企业金融的影响，本文参照郭彦男和李昊楠[22]的研究，构建如下多期双重差分双向固定效应模型(2)，

Fini,t=α0+αForcei,t+∑Controli,t+∑Year+∑Ind+εi,t

(2)

其中，Force反映需要上缴利润的央企控股上市公司收益上缴比例，Force=Treated×Post×利润上缴比例。上缴利润组为处理组，Treated=1；未上缴利润组为对照组，Treated=0。由于样本期间内未出现因为制度原因中途终止上缴的企业，因此上缴利润组实施国有资本收益上缴制度当年及以后年份，Post=1；未实施该制度前，Post=0。其他变量含义同模型(1)。

当央企控股上市公司面临较大融资约束时，公司是否会倾向于配置更多金融资产，以维持集团内部充足的自由现金流？为了检验H3，我们在模型(2)的基础上，构建如下模型。

表1 主要变量的定义

Fini,t=α0+αForcei,t+βFCindexi,t+γForcei,t×FCindexi,t+∑Controli,t+∑Year+∑Ind+εi,t

(3)

其中，FCindex反映上市公司面临的融资约束，其他变量含义同模型(1)。

四、实证结果分析

(一)描述性统计分析

按照央企控股上市公司年度利润是否上缴分组，区分利润上缴组和非利润上缴组进行统计。其中，非利润上缴组的样本量为10 573，利润上缴组样本量为2 895。表2报告了变量的描述性统计和组间差异检验结果。利润上缴组的金融资产配置显著低于非利润上缴组，均值和中位数差异均在1%的水平下显著，初步验证了本文的假设。此外，两组之间的其他控制变量也大都存在显著差异。这种差异可能是由于年份和行业差异造成。同一企业在2007年之前不需要利润上缴，而2007年以后可能成为需要上缴利润的样本，并且企业利润是否上缴主要通过行业进行分类。因此，我们需要进行进一步检验。

表2 变量的描述性统计

(二)国有资本收益上缴制度与企业金融化的回归结果分析

1.国有资本收益上缴影响央企控股上市公司金融化的回归结果分析

表3的列(1)和列(2)为检验H1a的回归结果。FD与Fin1、Fin2的回归系数均为-0.017且均在1%的水平下显著，表明国有资本收益上缴制度的实施能够有效抑制央企控股上市公司的金融资产配置，因而验证了H1a。

表3的列(3)和列(4)为检验H1b的回归结果。Force的系数分别为-0.168和-0.155，均在1%的水平下显著，表明国有资本收益上缴比例越高，央企控股上市公司的金融化程度越低，因而验证了H1b。此外，控制变量方面与已有研究的结果发现基本一致[3,13]，企业规模较小(Size)、成长能力较差(Growth)、盈利能力较弱(Roa)、财务杠杆较低(Lev)的企业，更倾向于投资金融资产。

2. 国有资本收益上缴对央企控股上市公司金融资产配置方式影响的回归结果分析

表4的列(1)～列(4)为检验H2a的回归结果。国有资本收益上缴制度(FD)与短期金融资产配置(Fin1_S、Fin2_S)不存在显著关系，而FD与长期金融资产配置(Fin1_L、Fin2_L)的回归系数均在1%的水平下显著为负。表明相对央企控股上市公司短期金融资产的配置而言，国有资本收益上缴制度的实施对其长期金融资产配置的抑制作用更显著，因而验证了H2a。

表4的列(5)～列(8)为检验H2b的回归结果。国有资本收益上缴比例(Force)与短期金融资产配置(Fin1_S、Fin2_S)依然不存在显著关系，而Force与长期金融资产配置(Fin1_L、Fin2_L)的回归系数分别为-0.164和-0.147，均在1%的水平下显著。这表明国有资本收益上缴制度与央企控股上市公司的短期金融资产配置存在负向关系，但统计意义并不显著；而利润上缴比例越高，企业将会减少针对长期金融资产的投资。即相对央企控股上市公司配置短期金融资产而言，国有资本收益上缴比例的提升对其长期金融资产配置的抑制作用更显著，H2b得到了验证。

表3 国有资本收益上缴对企业金融化影响的回归结果

3.融资约束调节效应的回归结果分析

表5报告了融资约束调节效应的回归结果。结果显示，国有资本收益上缴比例对央企控股上市公司金融资产配置的影响受到了融资约束的调节作用。表5的列(1)显示，Force的系数为-0.881，在1%的水平下显著为负；而融资约束FCindex1与Force的交叉项系数为0.295，在1%的水平下显著为正。这说明融资约束越大的企业，国有资本收益上缴制度对于央企控股上市公司金融化的抑制作用越弱。同样，在列(2)～列

表4 国有资本收益上缴对央企控股上市公司金融资产配置方式影响的回归结果

(4)的回归结果中我们也可以发现，融资约束存在同样的调节作用。变量Force的系数均在1%的水平下显著为负，而融资约束(FCindex1、FCindex2)与Force的交叉项系数均在1%的水平下显著为正。这与前文的分析一致，融资约束能够缓解国有资本收益上缴制度对央企控股上市公司金融资产投资的抑制作用。即融资约束越大，国有资本收益上缴制度对于央企控股上市公司金融化的抑制作用越弱，验证了H3。通过以上回归检验，进一步揭示了当央企控股上市公司承受利润上缴压力较大，面临较为严重的融资约束问题时，金融资产能够发挥“蓄水池”功能，在降低现金流敏感性的同时缓解了企业的融资约束。

(三)稳健性检验

1.基于多期双重差分法识别假设检验

多期双重差分法可以通过加入对照组的方式缓解政策效应评估过程中存在的内生性问题，行业和年份的双向固定效应模型减弱了遗漏变量产生的影响。但运用该方法进行政策评价需要满足同趋势假设、排除其他不可观测因素的干扰以及确保政策实施的随机性等。为此，本文从以下方面对多期双重差分法进行相关的识别假设检验，结果如表6和表7所示。

表5 融资约束调节效应的回归结果

(1)基于同趋势假设的稳健性检验。同趋势假设要求处理组和对照组具备可比性，即没有外生政策冲击的情况下，两组样本的结果变量具有相同的发展趋势。本文参照郭彦男、李昊楠[22]的研究，选择了制度实施前后3年的样本量构建了模型(4)。

表6 基于同趋势假设的回归结果

表7 基于PSM多期双重差分法的稳健性检验结果

(4)

其中，D为哑变量，当利润上缴组企业在国有资本收益上缴制度实施的前3年(D-3)、前2年(D-2)、前1年(D-2)、当年(D0)、后1年(D1)、后2年(D2)、后3年(D3)时，均取值为1，否则为0；其他控制变量含义同模型(1)。如果D-3、D-2、D-1的系数均不显著，则表明国有资本收益上缴制度实施前，处理组和对照组在企业金融资产配置方面不存在显著差异。由表6的回归结果可知，D-3、D-2、D-1的系数均不显著，这表明如果将国有资本收益上缴制度提前，政策对企业金融化程度没有影响。说明实施政策前，样本中的处理组和对照组具有相同的发展趋势。D0、D1、D2以及D3的系数均显著为负，并且抑制效果逐年递增，表明国有资本收益上缴制度对企业金融化的抑制作用有一定的滞后效应，由此满足平行趋势检验。同时，也再次验证了国有资本收益上缴制度的实施能够有效地抑制央企控股上市公司的金融资产配置。

(2)基于安慰剂的稳健性检验。在实施国有资本收益上缴制度的行业与未实施国有资本收益上缴制度的行业之间，可能遗漏一些不可观测的行业特征变量，从而引起回归结果产生系统性偏误。因此，我们进一步借鉴Cai et al.[28]的研究，通过安慰剂检验保证估计结果的稳健性。我们构建随机政策变量(FDfalse)，通过使国有资本收益上缴制度对特定行业的冲击变得随机，从而确保收益上缴制度不会对相应被解释变量(Fin1、Fin2)产生影响。即如果不存在遗漏的不可观测变量偏误，安慰剂随机政策变量(FDfalse)的估计系数将不会显著偏离零点；反之，则表明模型设定具有识别偏误。同时，我们重复500次以上过程，从而降低其他小概率事件对回归结果产生影响。结果显示，估计系数的平均值分别为-0.000 071、-0.000 106，均接近于0，且均不显著。综合来看，回归结果不存在由于遗漏变量而导致的系统性偏误。

(3)基于PSM多期双重差分法的稳健性检验。为降低上缴利润企业和未上缴利润企业之间的特征差异造成的影响，本文采用倾向得分匹配(PSM)对两类央企控股上市公司进行了稳健性检验。参照闫丽娟等[1]的研究，从企业特征、股权结构、所在地经济体量等角度选取了可能影响国有资本收益上缴的变量进行了一对一无放回原则的倾向得分最近邻匹配。具体协变量包括：企业规模Size，企业年龄Age，盈利能力Roa，财务杠杆Lev，托宾Q值TobinQ，成长能力Growth，账面市值比MB，股权集中度Top1，股权制衡度Shrs，企业所在地经济体量GDP_A。然后采用Logit回归计算出每个样本的匹配得分，并基于配对后的样本进行回归检验。

表7报告了基于PSM后样本的回归结果。列(1)和列(2)结果所示，变量Fin1、Fin2的系数分别为-0.304和-0.363，分别在5%和1%的水平下显著。在控制了上缴利润企业和未上缴利润企业间存在的特征差异后，国有资本收益上缴制度的实施仍然能够抑制央企控股上市公司的金融化。列(3)～列(5)结果所示，短期金融资产配置(Fin1_S、Fin2_S)基于倾向匹配得分样本的回归系数依然不显著，而长期金融资产配置(Fin1_L、Fin2_L)与国有资本收益上缴制度的实施在1%的水平下显著为负。这表明对于中央国有企业的短期金融资产而言，国有资本收益上缴比例的提升对其长期金融资产配置的抑制作用更显著。此外，表7的其他结果表明，模型(1)中其他核心变量的回归结果依然与前文相一致，进一步验证了本文的结论。

2.基于不同样本区间的稳健性检验

多期双重差分法通过考虑处理组进入实验期的不同时点，因而在很大程度上确保了回归结果的可靠性。同时，设置行业及年份固定效应可以有效地降低经济周期、政策行情、法律制度等其他因素对企业金融化的干扰。但是，不同样本区间依然可能存在某些特定事件会对回归结果产生影响，前期政策的滞后性以及新政策的叠加性也可能影响结果的稳健性。为此，本文基于不同样本区间对多期双重差分法进行稳健性检验，结果如表8所示。

(1)基于样本区间为2002—2019年的稳健性检验。2001年12月11日中国正式加入世界贸易组织，中国经济将更深入地融入世界经济。因此，我们在稳健性检验中对样本区间进行了扩展，进一步选取2002—2019年检验不同区间范围国有资本收益上缴制度对企业金融化产生的效果。回归结果如表8的列(1)～列(6)所示，再次验证了本文的主要结论。

(2)基于样本期间为2003—2009年、2007—2019年的稳健性检验。考虑到政府自2007年起多次调整利润上缴范围及比例，因此为了缓解前期政策的滞后影响及新政策产生的叠加性效果，确保我们能够有效识别国有资本收益上缴制度的实施效果，我们借鉴郭彦男和李昊楠[22]、闫丽娟等[1]的做法，分别选取2003—2009年、2007—2019年作为样本区间进行回归。回归结果分别如表8的列(7)～列(12)和列(13)～列(18)所示，进一步验证了本文的主要结论。

表8 基于不同样本期间的回归结果

3.基于遗漏变量的稳健性检验

多期双重差分法在很大程度上控制了可能遗漏的变量，但已有研究表明，企业金融资产配置的决策可能受到董事会中独立董事比例、董事长和总经理是否两职兼任等公司治理方面的影响。为了避免遗漏变量使结果产生偏误, 本文在模型(1)中额外增加两个控制变量：企业独董比例(Ratio_Independence)以及两职兼任(Duality)。回归结果如表9所示。Force与Fin1、Fin2、Fin1_L、Fin2_L的回归系数均在1%的水平下显著为负，而Force与Fin1_S、Fin2_S的回归系数在统计意义上并不显著。结果表明，在控制独董比例及董事长和总经理是否两职兼任的影响之后, 国有资本收益上缴制度对企业金融化的影响仍然符合预期。

表9 基于遗漏变量的回归结果

4.基于金融资产配置不同度量方法的稳健性检验

为了避免不同度量方法使回归结果产生误差，本文分别借鉴了杜勇等[29]、张成思和郑宁[11]的研究，采用Fin3=(交易性金融资产+衍生金融资产+发放贷款及垫款+可供出售金融资产+持有至到期投资+投资性房地产)/总资产，Fin3_S=(交易性金融资产+衍生金融资产)/总资产，Fin3_L=(发放贷款及垫款+可供出售金融资产+持有至到期投资+投资性房地产)/总资产，Fin4=(货币资金+交易性金融资产+应收利息净额+应收股利净额+可供出售金融资产+持有至到期投资+投资性房地产)/总资产，Fin4_S=(货币资金+交易性金融资产+应收利息净额+应收股利净额)/总资产，Fin4_L=(可供出售金融资产+持有至到期投资+投资性房地产)/总资产，对金融资产配置进行了不同方法的度量。此外，我们在模型(1)的基础上，在企业层面进行了聚类稳健标准误估计，使回归结果更具稳健性。回归结果①进一步验证了本文的结论。

五、进一步分析

肖忠意、林琳[30]认为，金融化对于企业持续创新存在“挤出效应”，会影响企业未来的创新发展以及转型升级。而国有资本收益上缴制度的实施能够有效降低管理者过度投资和满足个人私利的程度，有利于促进企业价值创造能力[3]。并且依据“一鸟在手”理论和MM理论，利润上缴的比例越高，央企控股上市公司的价值创造能力越强。那么，国有资本收益上缴制度是否能够有效地缓解企业金融化对于研发投入的挤出效应呢？为此，我们构建了模型(5)。

RDi,t=α0+αForcei,t+βFini,t+γForcei,t×Fini,t+∑Controli,t+∑Year+∑Ind+εi,t

(5)

其中，RD为企业研发投入。参考杨兴全等[31]、田轩和孟清扬[32]的做法，分别采用RD1=企业当期无形资产的增加值/上期无形资产，RD2=Ln(研发投入金额+1)，作为衡量企业研发投入的代理变量。

表10报告了实施国有资本收益上缴制度后，央企控股上市公司金融化对其研发投入影响的检验结果②。Fin1、Fin2的系数均显著为负，印证了企业金融化对于企业研发投入存在“挤出效应”的结论。同时，交叉项Fin1×Force、Fin2×Force则用来衡量金融化程度与国有资本收益上缴比例的交互作用，其回归系数均显著为正，说明国有资本收益上缴制度能够有效缓解金融化对于企业研发投入的挤出效应，并且利润上缴比例越高，发挥的效果越明显。因此，我们认为国有资本收益上缴制度能够遏制央企控股上市公司的盲目投资行为，提升企业投资效率。进一步地，还能缓解金融化对企业研发投入的挤出效应，从而有效地提升国有企业的创新活力。

表10 金融资产配置对研发投入挤出效应检验的回归结果

六、研究结论与启示

国有资本收益上缴制度是完善社会主义市场经济体制的一项重大制度创新。与此同时，伴随着经济全球化的不断深入、金融市场的不断发展，企业金融化日渐兴起，逐渐成为中国社会经济运行中的热门现象。本文以2003—2019年央企控股非金融上市公司为研究对象，考察了国有资本收益上缴制度对央企控股上市公司金融化的影响。实证结果表明：(1)国有资本收益上缴制度的实施显著降低了央企控股上市公司的金融资产配置水平；利润上缴比例越高，对企业金融化的抑制作用越强，并且主要体现在对长期金融资产的配置上。(2)当企业面临较严重的融资约束时，金融资产的“蓄水池”功能占据主导地位，削弱了利润上缴对于央企控股上市公司金融化的抑制作用。(3)国有资本收益上缴比例的提升能够有效地缓解金融化对于企业研发投入的挤出效应，再次印证了国有资本收益上缴制度的治理效果，以及央企可以结合自身发展逐步提高上缴比例的必要性。

本文通过实证检验发现，在增加国有资本收益的同时，国有资本收益上缴制度还发挥了重要的资本治理作用。并从管理层过度投资、自由现金流减少以及外部融资增强监管的视角为其能够抑制企业金融化提供了解释。本文为该制度实施的经济后果提供了实证支持。同时，强制性收益上缴制度也为缓解央企“脱实向虚”等问题提供了有益借鉴，对于引导央企资金“由虚转实”，实现预防金融风险并且提升经济发展质量提供了新思路。未来政府还需要结合央企自身特征，进一步健全国有资产管理体制，完善央企现代公司治理机制。具体而言，以国有资本收益上缴比例和范围的调整为契机，深化国有企业改革，提高国有资本配置效率，引导更多资金投向民生发展需要的实体经济领域。尤其在全球经济下行和贸易冲突不断的压力之下，如何通过国有收益分配改革，激发央企产权优势，发挥其在市场微观主体中的引领和模范作用，实现国有资本收益的稳步增长尤为关键。这也是未来值得深思和重点实践的方向。

注释：

①因篇幅所限，基于资产配置不同度量方法的稳健性检验结果未列示，留存备索。作者邮箱：liujinya_tryit@163.com。

②2006年财政部颁布了《企业会计准则第6号——无形资产》，明确要求企业对研发阶段的支出进行规范详细披露。该准则于2007年1月1日开始实施，自此年报中关于上市公司研发投入的信息更为准确。因此，针对金融资产配置对研发投入挤出效应检验的样本期间选择2007—2019年。