企业金融化与成本粘性

2021-11-22孙建强张婧

财会月刊·下半月 2021年11期

孙建强　张婧

【摘要】以2010 ～ 2019年我国沪深A股非金融类上市公司为样本，探究企业金融化与成本粘性之间的关系。结果表明，企业金融化对成本粘性具有抑制作用。这种抑制作用在融资约束弱、套利动机强、国有企业以及盈利能力弱的样本中显著，说明企业倾向套利动机与倾向保值动机的金融化行为对成本粘性的影响存在异质性，并且企业的套利动机越强，其金融化与成本粘性之间的负向关系越显著，该结论从成本粘性的角度验证了套利型金融投资具有“挤出”效应。进一步检验作用机制发现，企业金融化通过降低调整成本、抑制管理层乐观预期、缓解代理问题来降低成本粘性。基于供给侧结构性改革的分组检验表明，该抑制作用主要体现在供给侧结构性改革前，在供给侧结构性改革后不存在。 “一带一路”倡议相关检验表明，该倡议有利于降低成本粘性，但并不是通过加剧金融化来降低成本粘性。

【关键词】企业金融化;成本粘性;资源配置;“挤出”效应;供给侧结构性改革;“一带一路”倡议

【中图分类号】F234 【文献标识码】A 【文章编号】1004-0994（2021）22-0069-9

一、引言

近年來，我国经济进入结构转型期，原有增长动力衰退、有效需求不足以及社会生产成本上升导致的外需疲软等众多挑战无不增加了我国经济的发展压力，实体经济活力不再，普遍发展困难。与此同时，金融与房地产行业相较于实体经济始终保持着高额的资本回报率，吸引大量资本涌入，导致虚拟经济膨胀以及实体经济有效投资不足，即经济的“金融化”现象，微观上表现为非金融企业的金融化[1] 。本文参考Demir[2] 的研究，将企业金融化定义为实体企业将资金配置于虚拟程度较高的金融资产（包括房地产等具有投资属性的商品）。

经济金融化会催生资产泡沫，使市场主体经济行为发生扭曲，加剧产业空心化。其产生的一个重要原因是虚拟经济变动与实体经济响应之间存在“时滞”：以金融业为代表的虚拟部门通常是快变量，凭借高度的虚拟性，能够紧跟经济形势、政策风向的变动，迅速做出反应与调整; 而以产业为代表的实体部门通常是慢变量，调整与响应周期较长。二者之间的“时滞”加剧了企业的金融化。

“粘性”的概念最早来自经济学领域，是指一个变量的变化较为缓慢。成本粘性通常被视为企业成本管理不力、资源配置效率低下的一种表现，其会影响企业的经营业绩与盈余。成本粘性产生的原因主要是企业更多地考虑长期成本的降低，而不考虑短期内成本的变动。

企业金融化在一定程度上是对短期利润的追求，其短视行为将影响管理者对成本的滞后调整。同时，企业减少对生产经营的投入，必定会对生产成本造成影响。但是，企业金融化既可能表示企业整体经营管理不佳从而成本粘性较高，也可能是资源配置的一种替代关系从而降低成本粘性。因此，企业金融化究竟会加剧成本粘性还是抑制成本粘性，是本文探讨的主要问题。同时，本文基于企业金融化“蓄水池”理论和“投资替代”理论[2-4] ，探讨不同的金融化动机对成本粘性的异质性影响。

相较于已有文献，本文可能的贡献与价值在于：第一，扩展了金融化相关研究。以往关于企业金融化经济后果的研究主要是从创新能力、经营业绩、企业价值、生产效率、股价崩盘风险和违约风险等角度展开的，而成本粘性指标是从成本角度对企业经营管理效果的衡量，本文基于成本角度对相关研究进行了补充。第二，为企业降低成本粘性提供了新视角。现有关于经济环境与成本粘性关系的研究主要是从宏观经济环境、货币政策等角度展开讨论，而金融化作为宏观经济的微观表现，反映了企业的金融资产配置情况，与成本粘性反映的经营资源配置有密切联系，却鲜有文献进行探讨。第三，本文对二者之间可能存在的冲突性假说提供了检验证据。同时，本文还具有一定的现实意义。一方面，实体企业是经济的根基，经济金融化对实体企业发展具有怎样的影响？如何更好地发挥金融服务能力？本文从成本粘性角度进行了探讨。另一方面，金融化与成本粘性都是企业生产经营过程中需要防范的问题，探讨二者之间的关系，有利于管理者进行权衡，综合考虑，从而提高企业业绩。

二、理论分析与研究假设

（一）企业金融化对成本粘性的抑制作用

传统的成本性态理论下，成本变化在业务量上升和下降时呈对称性变化。而通过对现实企业的观察却发现成本在业绩下滑时的缩减幅度通常小于业绩提升时的增加幅度。 Anderson等[5] 首先证明了成本的非对称性变动，并称之为“成本粘性”。孙铮和刘浩[6] 证明了我国上市公司存在费用粘性，并且高于美国企业。关于成本粘性的形成机制，现有研究聚焦于调整成本、管理者乐观预期和代理问题三种观点。调整成本理论认为，管理者会综合比较资源调整成本和冗余资源闲置成本，从而对是否改变资源配置做出适当的判断，当管理者认为相较于保留冗余资源，进行资源调整会产生更高的费用时，通常不会随着业务量的下降马上降低资源投入，从而导致成本粘性[7] 。管理者乐观预期理论认为，如果管理者对企业未来发展态势呈乐观态度，认为企业业绩下滑是暂时的，此时将不会对重置成本高于处置收益的资产做出削减决策，从而造成成本粘性[8] 。代理理论认为，管理者为了满足自身利益会采取不利于资源有效配置的行为，从而增加成本粘性[9] 。而企业金融化恰好可以通过降低调整成本、抑制管理者乐观预期、缓解代理问题来降低成本粘性。

1. 企业金融化有助于降低调整成本。第一，作为一种替代收益，企业在业务量下降时更有动机削减投入，因为由此减少的成本可以投向金融资产，以弥补调整成本带来的部分损失。同时，金融资产本身具有变现快、调整成本低的特点，企业可以更加灵活地调用资金，发挥预防性储蓄功能，不用因担心业务量短暂下降而削减成本后没有足够的资金在业务量上升时及时补充。第二，在融资约束方面，中国证监会2017年发布的《发行监管问答——关于引导规范上市公司融资行为的监管要求》中，将上市公司再融资与金融资产持有相挂钩，意即企业金融化可能面临股权融资约束。在银行信贷融资方面，企业的偿债能力是银行审查信贷资质的关键，同时银行会限制企业的贷款用途，相较于固定资产等实物投资，企业金融投资面临更大的风险与更强的融资约束[10] 。因此，金融化程度高的企业由于面临较强的融资约束，向上调整资源的能力较弱，成本粘性较低。第三，当前我国强调以创新引领企业的发展，而创新投入需要一定的持续性以及较长的反应周期，存在着一定的调整成本。企业金融化会挤占用于技术创新的资源，从而抑制企业技术创新水平[11] 。韩岚岚[12] 的研究证明企业创新是导致成本粘性的原因之一，因此，金融化降低企业创新水平，从而降低创新引致的调整成本。

2. 企业金融化有助于抑制管理者乐观预期。第一，企业配置金融资产，虽然可以获得短期利益并提高资产流动性，但已有研究表明企业金融化与生产效率、企业业绩等负相关[3] ，与违约风险正相关[13] 。因此，金融化程度高的企业往往被视为实体业绩表现不佳、风险较高的企业。第二，财政部2017年修订发布了一系列新金融工具相关会计准则，规定采用三分类法，按照业务管理模式和合同现金流量对金融资产进行入账。部分按照旧准则原先归为可供出售金融资产的权益工具，会因不满足新准则下合同现金流量测试而被归入交易性金融资产，原先计入权益类的公允价值变动会计入损益，增加企业利润波动与不可预测性。并且，新规定的“预计损失法”使企业减值准备的计提频率提高，资产变动增大[14] 。第三，金融资产的收益往往与股票、债券等金融市场高度相关，而金融市场通常具有高度的不确定性，过度依赖金融资产获利也将增加企业的经营风险。第四，银行考虑到较高的金融风险会降低信贷配给，监管部门也会对此重点关注。这些都将降低管理者对未来的乐观预期，从而降低成本粘性。

3. 企业金融化有助于缓解代理问题。第一， Jensen的“自由现金流假说”认为，企业留存过多的现金储备会增加管理层谋取私利的可能性。企业将资金投入金融资产不仅可使企业的资金利用效率提高，获得投资收益，还能减少管理者谋取私利的机会，从而降低代理成本。第二，金融资产灵活性高，通常能够以较低的成本及时变现，在企业面临融资约束和投资不足时，其作为一种低调整成本的资金配置工具，能够发挥金融服务实体功能，助力企业主业发展，增加公司价值，使经理人与股东同时获利，降低管理层与股东之间因业绩不佳而发生代理冲突的可能性。第三，企业金融化使企业的经济行为发生扭曲，治理结构也相应改变。金融化下企业业绩与资本市场股价波动密切相关，管理层薪酬水平也随之受到影响，进而推动管理层自身利益与企业发展以及股东利益趋同，降低代理成本。第四，企业持有金融资产会引致资本市场及相关机构对企业的监管。尤其是在新金融工具准则出台后，企业对金融资产的确认以及减值因素的考虑更加客观与谨慎，财务信息的稳健性更高，这有利于提高企业的会计信息披露质量，降低股东与管理层之间的信息不对称程度，从而降低企业代理成本。

综上所述，企业金融化通过作用于调整成本、管理层乐观预期和代理问题抑制企业成本粘性，提高企业成本管理效率，但同时意味着企业经营风险的加大以及对企业生产投入的挤出，这提醒管理者在决策时需要综合考虑企业金融化与成本粘性问题。结合上述分析，本文认为企业金融化与成本粘性之间为负相关关系。因此，提出如下假设：

H1：企业金融化会抑制成本粘性，同时加剧经营风险，挤出生产投资。

（二）企业金融化动机与成本粘性

企业金融化的动机通常包括“蓄水池”动机与“替代”动机。企业金融化的“蓄水池”理论认为，企业将金融投资作为一种流动性储备，主要用来预防企业未预期的资金短缺[15] 。如果企业的金融投资主要是利用富余的“闲散”资金，旨在调节资金水平，则不会影响企业对生产的投入，因此对企业成本不产生影响，也就不会“挤出”实体经济。同时，其获利可以起到反哺主业的作用，拓宽企业融资渠道，提高企业融资能力，为公司的技术进步和生产效率提升提供资金支持。此外，企业的此类投资一般是出于保值动机，而不是为了短期获利，管理者决策相对保守与稳定，对管理者产生短视决策的影响也较小。因此，若企业金融化是出于保值动机，则其对成本粘性的影响较小。

“投资替代”理论认为，资金天然逐利避险，故在金融市场繁荣时，企业会倾向于将资金投入到金融资产而不是实体经济[2] 中。如果企业的金融投资主要考虑“替代”效应，为追求金融投资收益不惜以牺牲自身经营业务的发展为代价，表现为一种“非理性投机”，则会造成对实体经济的“挤出”。其主要通过以下渠道影响成本粘性：第一，在市场套利动机的驱使下，管理层会过度关注金融投资利润，甚至将其摆在决策首位，影响金融投资在决策中的优先顺序。管理者会在业务量上升时减少投入，而在业务量下降时及时削减投入，以便有更多的资金投入金融领域。第二，使企业放弃长期经营战略转而追逐短期利润，不利于主业的可持续发展，也会使得企业资产泡沫化，导致“非理性繁荣”，增加企业融资约束程度，从而在业务量上升时没有足够的融资能力支撑投入。并且，市场套利动机下的金融投资活动一般与企业长期战略目标和竞争优势相脱离，导致企业内部资源错配、经营效率低下[15] 。因此，若企业金融化出于套利动机，则对成本粘性的影响较大。此时，企业投入生产的资金减少，表现为一种“挤出”效应。

根據上述分析，本文认为企业金融化的动机对成本粘性的影响存在差异，并且相较于保值动机，企业套利动机下的金融化行为对成本粘性的影响更显著。因此，提出如下假设：

H2：企业倾向套利动机与倾向保值动机的金融化行为对成本粘性的影响存在异质性，并且对于市场套利动机越强的企业而言，其金融化与成本粘性之间的负向关系越显著。

三、研究设计

（一）样本选取与数据来源

考虑到2008年金融危机的影响，本文实际使用的数据期间始于2009年。同时，本文剔除了以下企业： ①ST以及退市企业; ②金融类和房地产类公司; ③主要变量缺失的公司。最终，共得到19516个观测值。其中，营业成本变动（LogCostR）和营业收入变动（LogIncomeR）指标涉及企业t-1期数据，因此本文实际有效样本区间为2010 ～ 2019年共10个年度。本文相关数据来自CSMAR数据库，为控制极端值对结果的影响，对所有连续变量进行了1%和99%分位的缩尾（Winsorize）处理。

（二）模型设计及变量定义

本文参考Anderson等[5] 以及梁上坤[16] 的研究，设立回归模型（1）检验企业金融化对成本粘性的影响。

式（1）中：若α2显著为负，则说明存在成本粘性; 若α3显著为正，则说明企业金融化会抑制成本粘性， H1成立。

主要变量具体定义如下：

1. 被解释变量。营业成本变动（LogCostR）取企业当年营业成本与上年营业成本比值的自然对数。

2. 解释变量。对企业金融化程度（Fin）的衡量主要包括金融资产持有和金融活动获利两个方面。本文借鉴彭俞超等[17] 的做法，以金融资产占总资产的比重来衡量企业金融化程度。其中，金融资产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、持有至到期投资净额、投资性房地产净额以及长期股权投资净额之和。

3. 控制变量。参考Anderson等[5] 和梁上坤[16] 的研究，本文选取的经济因素变量（EconVariables）包括： ①收入连续下降（D_Decre）; ②经济增长（Gdp）; ③员工密集度（Eintensity）; ④资产密集度（Aintensity）。 ConVariables表示其他控制变量，具体变量及定义见表1。

四、实证结果分析

（一）主要变量描述性统计

根据表2，营业成本变动（LogCostR）的均值为0.131，营业收入变动（LogIncomeR）的均值为0.129。这些统计值与刘慧龙等[18] 的发现比较接近，初步印证了收入变动与成本变动的不对称性。企业金融化程度（Fin）的均值和中位数分别为0.067和0.030，最小值和最大值分别是0和0.900，说明我国上市公司普遍存在金融资产投资，并且不同企业之间存在较大差异。其他变量的取值均在合理范围内。

（二）企业金融化与成本粘性的回归结果分析

表3报告了企业金融化与成本粘性的回归结果。列（1）中的变量仅包括营业收入变动（LogIncomeR）和营业收入变动与收入下降的交乘项（LogIncomeR×D）。列（2）在列（1）的基础上加入经济因素变量、其他控制变量，结果显示， LogIncomeR的系数为0.973， LogIncomeR×D的系数为-0.214，都在1%的水平上显著。这说明营业收入每减少1%时营业成本的减少小于营业收入每增加1%时营业成本的增加，即上市公司成本存在一定的粘性。列（3）进一步引入企业金融化程度（Fin）及其与成本粘性的交乘项（LogIncomeR×D×Fin），未控制经济因素变量与其他控制变量，交乘项的系数在5%的水平上显著为正，列（4）加入了控制变量后，系数在1%的水平上显著为正，说明企业金融化会抑制成本粘性， H1得到验证。

（三）企业金融化动机异质性检验：保值VS套利

为进一步验证企业金融化到底是出于未来中长期增长的考虑还是当前利润改善的短期目的，即保值动机还是套利动机，本文构建融资约束变量、投机动机程度变量，并且根据产权差异和盈利能力差异进行分组检验。

企业金融化的动机在融资约束程度不同的企业中存在差异。若企业的融资约束程度较高，难以从外部融入企业发展所需资金，通常会出于预防性储蓄动机配置金融资产; 若企业受到的融资约束较少，资金获取相对便利，或者不必过多担心资金的缺乏，风险承受能力较强，则会有更强的动机投资于短期套利型金融资产。因此，融资约束可以很好地衡量企业金融化的动机[19] 。本文构建SA指数来计算融资约束，具体算法为： SA=-0.737Size+0.043Size2-0.04Age。并且，根据SA指标的中位数将样本分成两组进行检验。表4中第（1）和（2）列结果显示，在低融资约束样本中LogIncomeR×D×Fin的回归系数在5%的水平上显著为正，而在高融资约束样本中不显著，说明企业金融化主要是出于投机套利动机。

为直接检验企业金融化动机对成本粘性影响的异质性，本文借鉴戚聿东等[1] 的做法，用金融资产获利占净利润的比重构建衡量企业金融资产套利动机强弱的虚拟变量。具体计算方法为：套利动机=（投资收益+公允价值变动损益）/净利润，并分行业分年度计算中位数，大于中位数为套利动机强组，反之为套利动机弱组。表4中第（3）和（4）列结果显示，在套利动机强的样本中LogIncomeR×D×Fin的回归系数在5%的水平上显著为正，而在套利动机弱的样本中不显著，说明企业金融化主要是出于套利动机。

企业金融化动机与企业获取资金的能力有关。大型国有企业的先天优势使其很容易从资本市场或其他渠道筹集生产经营所需的资金，并且自身主业的潜力相对较低，金融投资的投机动机更为强烈[11，17] 。本文按照产权性质进行分组检验，表4中第（5）和（6）列结果显示，在国有企业组中LogIncomeR×D×Fin的回归系数在1%的水平上显著为正，而在非国有企业组中不显著，说明企业金融化主要是出于套利动机。

企业金融化动机与自身盈利能力有关。盈利能力较强的企业进行金融投资会面临较高的机会成本; 反之，盈利能力较弱的企业利用金融投资进行套利的机会成本较低，投机套利动机较强[19] 。本文以ROA指标衡量企业盈利能力，按照中位数进行分组检验。表4中第（7）和（8）列结果显示，在盈利能力弱的样本中LogIncomeR×D×Fin的回归系数在5%的水平上显著为正，而在盈利能力强的样本中不显著，说明企业金融化主要是出于套利动机。

综上，从融资约束程度、套利动机程度、产权性质和盈利能力等角度分样本讨论发现，企业倾向套利动机与倾向保值动机的金融化行为对成本粘性的影响存在異质性，并且对于市场套利动机越强的企业而言，其金融化程度与成本粘性之间的负向关系越显著， H2得到验证。

五、进一步讨论与稳健性检验

（一）作用机制检验

为检验企业金融化影响成本粘性的具体作用机制，本文参考Chen等[9] 的研究方法，对样本进行分组检验。

1. 调整成本路径检验。 Williamson于1988年指出，具有特定用途的专用性资产变现时面临更大的价值减损，调整成本较高。本文借鉴王竹泉等[15] 的研究，构建资产专用性指标，用固定资产净值、工程物资、在建工程与长期待摊费用之和与总资产之比进行衡量，并按照中位数进行分组检验，表5报告了回归结果。其中第（1）列显示，在资产专用性高的样本中， LogIncomeR×D×Fin的系数在5%的水平上显著为正，而在资产专用性低的样本中不显著，说明企业金融化通过降低调整成本来降低成本粘性。此外，融资约束与成本粘性之间存在显著的负相关关系[20] ，当企业面临的融资约束较少时，企业能够以较低的成本筹集到资金，因此在业务量上升时倾向于增加资源投入，而在业务量下降时不必急于处置冗余资源来对资金进行补充，此时会加剧企业成本粘性。如果企业金融化通过降低业务量上升时向上的资源投入，增加业务量下降时对资源的减少，则这一作用应该在融资约束弱的企业中更显著。因此，表4中第（1）和（2）列的结果证明了调整成本路径。

2. 管理者乐观预期路径检验。管理者对企业的预期受历史业绩的影响，为检验企业金融化是否通过降低管理者乐观预期来降低企业成本粘性，本文借鉴李粮和赵息[21] 的做法，构建收入连续下降虚拟变量，通过前两期销售收入的变化趋势来衡量管理者对未来业务量的预期倾向。当前两期营业收入均下降时，表示管理者对当期业务量的预期非常悲观; 反之，管理者会认为收入下降是暂时的，及时削减资源会带来更高的机会成本。因此，若管理者乐观预期路径成立，则这一作用应该在收入并非连续下降的样本中显著。由于在收入连续下降的样本中， LogIncomeR×D会由于多重共线性而缺失，本文借鉴刘嫦等[22] 的做法，在模型中引入收入连续下降交乘项（LogIncomeR×D×Fin×D_Decre），表5报告了回归结果。其中第（3）列显示，在收入非连续下降样本中LogIncomeR×D×Fin的系数在5%的水平上显著为正。第（4）列中引入的收入连续下降交乘项的系数不显著，说明企业金融化通过降低管理层乐观预期来降低成本粘性。

3. 代理问题路径检验。代理问题是导致成本粘性的原因之一。两权分离度和管理层持股可较好地反映公司的代理问题。为检验企业金融化是否通过缓解代理问题降低企业成本粘性，本文借鉴刘慧龙等[18] 的做法，构建管理层持股以及两权分离虚拟变量进行分组检验。若企业金融化与成本粘性之间的代理问题路径成立，则这一作用应该在管理层不持股和两权分离度高的样本中显著，表5报告了回归结果。其中第（6）列和第（8）列显示，在管理层不持股和两权分离度高的样本中， LogIncomeR×D×Fin的系数都在5%的水平上显著为正，而在管理层持股和两权分离度低的样本中都不显著，说明代理问题路径成立。

（二）基于相关政策的进一步检验

1. 供给侧结构性改革、企业金融化与成本粘性。供给侧结构性改革作为一项重要的制度措施，会对企业的金融与生产投资决策产生重要影响，由此导致企业金融化与成本粘性的关系在改革前后可能存在明显差别。产能过剩、生产成本上升以及有效需求不足等原因会加剧企业的金融化趋势，而2015年中央经济工作会议提出推行“供给侧结构性改革”， “三去一降一补”措施可以有效解决上述问题，缓解经济“脱实向虚”。供给侧结构性改革后，企业金融化的动机相对减弱，由此对成本粘性的抑制作用将显著减弱。因此，我们预测企业金融化对成本粘性的抑制作用应该在供给侧结构性改革前更为明显。本文以2016年为供给侧结构性改革元年，将样本数据分成供给侧结构性改革前组（2010 ～ 2015年）和供给侧结构性改革后组（2016 ～ 2019年），使用模型（1）进行分组检验。

表6的回归结果显示，在供给侧结构性改革前，企业金融化对成本粘性的抑制作用在1%的水平上显著，而在供给侧结构性改革后不显著，表明供给侧结构性改革后金融化对成本粘性不再具有抑制作用，验证了上述预测。同时，从上文分析可知，企业金融化主要出于套利动机，不利于企业自身以及社会经济的发展。因此，供给侧结构性改革对企业“去金融化”，实现经济高质量发展具有积极作用。

2. “一带一路”倡议、企业金融化与成本粘性。 “一带一路”倡议为研究企业金融化与成本粘性之间的关系提供了一个优越的制度场景。 2013年我国正式明确“一带一路”倡议，旨在通过区域间的协调合作，有效促进经济要素有序自由流动，提高资源配置效率和推动市场深度融合，助力经济高质量发展。因此， “一带一路”倡议实施后，企业优质投资机会增多，投资效率提高，金融化动机减弱。同时，投资效率的提高会促使企业将成本粘性导致的冗余资源投入效率更高的项目，优化企业成本管理。因此， “一带一路”倡议有助于降低企业成本粘性，且企业金融化与成本粘性之间的抑制作用应该在倡议实施前更显著。

本文参考赵璨等[23] 的做法，构建双重差分模型来检验“一带一路”倡议对成本粘性的影响，如公式（2）所示。

同时，参考梁上坤[16] 的研究设计，根据企业是否受“一带一路”倡议影响进行分组检验。其中，对于实验组和对照组的选择，本文参考王桂军和卢潇潇[24] 的做法，将“一带一路”沿线的18个省份界定为重点省份，其他省份则为非重点省份。注册地址在重点省份的上市公司为实验组， Treat取1; 注册地址在非重点省份的上市公司为对照组， Treat取0。同时，确定2014年为冲击时间，观测年份处于2014 ～ 2019年则Post为1，处于2010 ～ 2013年则Post为0。根据上述原则，并且以2014年为比较基期，采用回归法进行平行趋势检验，结果显示政策冲击前各年度估计系数不显著，符合平行趋势检验。表7报告了回归结果，其中第（1）和（2）列显示，企业金融化对成本粘性的抑制作用在“一带一路”倡议实施前显著，而在倡议实施后不再显著。第（3）列双重差分模型的回归结果表明， “一带一路”倡议有利于降低成本粘性。综合考虑以上两个结果可知， “一带一路”倡议的实施降低了企業成本粘性，提高了闲置资源的配置效率，但并不是通过加剧企业金融化来抑制成本粘性，因为二者之间的关系在倡议实施后不再显著。

（三）稳健性检验

为了保证研究结果的稳定，本文进行了如下稳健性检验：

1. 改变指标计算方式。考虑到企业金融获利受金融市场波动的影响较大，企业自身难以控制[25] ，本文变换企业金融化程度衡量指标，用金融活动利润占比作为稳健性检验变量，具体公式为：金融活动利润=（投资收益+公允价值变动收益+汇兑收益）/利润总额。表8中列（1）列示了回归结果，交乘项的系数依然显著为正，结果稳健。

2. 子样本回归。财政部2017年修订发布的一系列新金融工具相关会计准则规定，除部分涉及境外上市的企业外，其他境内上市企业于2019年开始实施新金融工具准则。新准则对金融工具的计量方式与原准则有较大不同，为尽量控制准则变动对企业金融化程度指标的影响，本文剔除2019年的观测值进行检验。表8中列（2）列示了回归结果，交乘项的系数依然显著为正，结果稳健。

3. 金融化动机异质性检验。为检验企业金融化不同动机相关结论是否稳健，本文借鉴王红建等[19] 的研究，根据流动性将金融资产分为两类：交易性金融资产与可供出售金融资产（Fin_bz）在金融资产中的流动性较强，转换成本较低，企业持有这两种资产主要是出于保值动机; 而投资性房地产与长期股权投资（Fin_tl）的流动性相对较弱，转换成本较高，企业持有这两种资产主要是出于套利动机。表8中第（3）和（4）列的回归结果显示，保值动机下交乘项的系数不显著，而套利动机下交乘项的系数显著为正，结果稳健。

六、结论与启示

（一）结论

本文以2010 ～ 2019年我国A股上市公司为样本，考察了企业金融化与成本粘性的关系。研究显示，企业金融化对成本粘性具有显著的抑制作用，并且该抑制作用在市场套利动机下更显著，这一结论从成本粘性角度证明了企业基于套利动机的金融化行为“挤出”了企业对生产经营的投入。进一步检验其作用机制发现，企业金融化通过降低调整成本、抑制管理层乐观预期、缓解委托代理问题来抑制成本粘性。考虑国家供给侧结构性改革以及“一带一路”倡议的政策效应发现，相关政策对缓解企业“脱实向虚”以及降低成本粘性存在积极作用。

（二）启示

本文的研究启示在于：第一，企业金融化虽然会加剧经营风险，但可以降低成本粘性，同时这也在一定程度上意味着对经营投资的“挤出”。企业应结合自身情况，综合考量企业金融化与成本粘性对自身的影响，寻找金融化与成本粘性之间的均衡，处理好金融投资与经营投资之间的关系。需要指出的是，企业金融化的套利动机对成本粘性的影响更大，说明我国现阶段经济“脱实向虚”问题严重。为实现经济“脱虚向实”，防范金融化过程中的投机套利问题，需要大力引导实体企业回归主业，进行科学的成本管理，同时优化金融投资结构，使“蓄水池”效应在金融投资中占据主导地位。第二，企业金融化与成本粘性水平是公司为追求价值最大化目标而采取的主动性决策，体现了管理者对企业的价值判断，对企业发展并非都是消极作用，应理性看待。尤其是在经济“脱实向虚”严重时，保持必要的成本粘性可能是不可避免的。因此，适度金融化与适度成本粘性可能是公司未来值得探索的问题。第三，本文研究发现供给侧结构性改革以及“一带一路”倡议等对缓解企业金融化、降低成本粘性存在积极作用，因此政府应继续深化供给侧结构性改革以及“一带一路”倡议，企业也要积极响应，从而提高社会整体经济发展质量。

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