政府补贴与实体企业金融化：抑制效应还是助推效应？

徐建斌 李睿骁 彭瑞娟

内容提要：本文选取2007-2020 年我国A 股上市公司的样本数据，实证检验政府补贴对实体企业金融化的影响效应及其作用机制。研究发现：（1）总体而言，政府补贴通过缓解融资约束和促进实业投资削弱了预防性储备动机和逐利性动机，进而抑制实体企业金融化；（2）随着补贴规模的扩大，政府补贴对实体企业金融化的影响表现为助推效应；（3）相较于短期金融资产，政府补贴对长期金融资产配置的抑制效应更显著；（4）政府补贴能够通过抑制实体企业金融化来助力企业主业业绩和企业价值的提升。本文丰富了实体企业金融化影响因素及政府补贴经济后果的相关研究，为优化补贴策略、助力实体经济脱虚向实提供了经验证据及政策启示。

一、引言与文献综述

经济“脱实向虚”是我国经济发展过程中的重大现实问题之一。2018 年10 月，习近平总书记在广东考察时指出：“实体经济是一国经济的立身之本、财富之源。经济发展任何时候都不能脱实向虚”。近年来，作为经济“脱实向虚”在微观层面的重要体现，实体企业金融化现象突出。大量实体企业通过多种形式参与金融投资，尽管有利于金融业和实体经济间的互动，但也容易助长资金“脱实向虚”，甚至加剧风险在实业和金融业间交叉传递（张成思、郑宁，2019）。因此，如何抑制实体企业金融化，进而壮大实体经济，对于实现我国经济高质量发展和全面建设社会主义现代化国家具有重要现实意义。

学者们对实体企业金融化的影响因素展开了深入研究。一方面，产业政策（郭飞等，2022；Cao等，2022）、税收政策（黄贤环、杨钰洁，2022；于连超等，2022）、金融监管（Karwowski，2019；Vielma 等，2019）、经济政策不确定性（彭俞超等，2018；刘贯春等，2020）等外部因素会对实体企业金融化产生显著影响。另一方面，高管特征（杜勇等，2019；戴泽伟、潘松剑，2019）、股权结构（孙泽宇、齐保垒，2022）、企业社会责任（顾雷雷等，2020）等则是实体企业金融化的内部影响因素。然而，已有文献较少考察政府补贴对实体企业金融化的影响，这为本文的研究提供了契机。虽然少数研究关注到政府补贴在抑制实体企业金融化方面的积极作用（陈冉等，2020；汪洋、刘潇，2021），但未能就政府补贴如何影响实体企业金融化展开深入探讨和机制验证。因此，关于政府补贴对实体企业金融化影响效应及其作用机制的研究尚需进一步丰富和发展。

与本文相关的另一支文献是关于政府补贴的微观经济后果，主要集中于政府补贴对企业技术创新（Carboni，2011；郭玥，2018）、全要素生产率（任曙明、吕镯，2014；Harris and Moffat，2020）、出口表现（Helmers and Trofimenko，2013；余娟娟、余东升，2018）、投资效率（魏志华等，2015；李刚等，2017）等方面的影响。然而，已有文献缺乏对企业金融化影响的分析，且对政府补贴是否有效的结论莫衷一是。一方面，政府补贴作为重要的公共政策工具，能够显著降低企业的成本和风险，助力企业高质量发展。另一方面，企业获取政府补贴有时须付出一定寻租成本，从而对企业的生产性支出产生挤出效应，不利于企业绩效的增长（余明桂等，2010）。并且，企业可能利用信息优势骗取补贴，进一步导致了政府补贴的低效率（安同良等，2009；杨国超等，2017）。

有鉴于此，本文选取2007-2020 年我国上市公司的微观数据，考察政府补贴对实体企业金融化的影响效应及其作用机制。区别于已有研究，本文可能的边际贡献体现在以下方面：（1）直接考察政府补贴对实体企业金融化影响效应的文献较少，本文证实了政府补贴对实体企业金融化的影响主要表现为抑制效应，但在补贴规模较大时表现为助推效应，是对现有研究的有益补充；（2）本文深入分析了政府补贴影响实体企业金融化的传递路径，发现政府补贴主要通过缓解融资约束和促进实业投资的方式抑制实体企业金融化，从而揭示了政府补贴抑制实体企业金融化的微观机制；（3）针对现有研究关于政府补贴有效性的争论，本文从实体企业金融化的视角检验政府补贴的有效性，有助于丰富和拓展政府补贴微观经济后果的相关文献。

二、理论分析与研究假设

（一）实体企业金融化的内涵及动机

实体企业金融化可以从行为和结果两个方面进行界定。从行为角度看，实体企业金融化是指实体企业将过多的资本投向金融、房地产等非生产性领域（杜勇等，2019）。从结果角度看，实体企业金融化就是实体企业利润更多源于非生产性的活动和资本运作，追求单纯的资本增值而非营业利润（蔡明荣、任世池，2014）。在此基础上，已有文献把实体企业金融化的动机归因于预防性储备动机和逐利性动机。

首先，解释实体企业金融化预防性储备动机的主要理论是“蓄水池”理论，认为实体企业提高金融资产的配置比例是为了应对未来可能出现的财务困境（Stulz，1996；胡奕明等，2017）。当遇到较大的偿债压力时，实体企业能够通过出售金融资产获取更多的流动性，从而缓解资金压力。而且，当实体企业面临的融资约束较强时，其未来出现财务困境的可能性较高，从而表现为较强的预防性储备动机。

其次，解释实体企业金融化逐利性动机的主要理论是“投资替代”理论，认为实体企业需要在资源约束下进行投资决策，金融投资和实业投资存在相互替代的关系（Davis，2017）。具体而言，当金融资产收益率较高时，实体企业倾向于将有限的资源用来配置金融资产以实现利润最大化（Orhangazi，2008；Demir，2009）。在我国，金融业和房地产业的收益率较其他行业更高，实体企业投资于这两个行业能够获取超额收益，从而实现较高的短期业绩（王红建等，2016）。此时，实体企业配置较高水平的金融资产会对实业投资产生挤出效应。

基于以上分析，实体企业金融化的预防性储备动机和逐利性动机源于企业融资约束与利润最大化动机。因此，本文将从融资约束和实业投资两个视角讨论政府补贴对实体企业金融化的影响机制。

（二）政府补贴、融资约束与实体企业金融化

首先，政府补贴具有收入效应，能够为实体企业带来资金流入，进而缓解实体企业的融资约束，削弱实体企业金融化的预防性储备动机。一方面，政府补贴作为一种资金投入行为，能够直接为实体企业带来现金流。并且，政府补贴具有无偿性的特征，可以视为政府提供的“免费午餐”（魏志华等，2015）。当实体企业面临较大的资金压力时，政府补贴能够弥补其资金缺口，进而缓解融资约束。另一方面，政府补贴具有信号传递效应，能够缓解实体企业与外部投资者之间的信息不对称，向外部投资者发出利好信号，进而吸引外部资金流入，帮助实体企业缓解融资约束（Feldman and Kelley，2006；Kleer，2010；郭玥，2018）。因此，政府补贴能够通过直接现金流增加和间接的外部资金流入缓解实体企业的融资约束，进而削弱实体企业持有金融资产的预防性储蓄动机，抑制实体企业金融化。

然而，当实体企业的逐利性动机更强时，政府补贴对企业融资约束的缓解极有可能成为其配置金融资产的资金来源（顾雷雷等，2020）。此时，政府补贴对实体企业金融化具有助推效应。具体而言，当金融资产收益率高于实业投资收益率时，实体企业可能会将更多的补贴资金用于配置金融资产，而非实业投资。换而言之，实体企业扩大金融资产配置比例的目的并非满足预防性储蓄需求，而是为了实现金融套利。因此，政府补贴也有可能成为实体企业金融化的温床，虽然缓解了实体企业的融资约束，但促使实体企业提高金融资产的配置比率，扮演了“投资中介”的角色（汪洋、刘潇，2020）。可见，政府补贴可能通过缓解融资约束来强化实体企业持有金融资产的逐利性动机，进而助推实体企业金融化。

（三）政府补贴、实业投资与实体企业金融化

本文将实业投资区分为固定资产投资和研发投资，以厘清政府补贴、实业投资和实体企业金融化之间的关系。

首先，政府补贴能够推动实体企业扩大实业投资，进而挤出金融资产投资，削弱实体企业金融化的逐利性动机。一方面，在政治锦标赛和财政分权的制度背景下，地方政府为了追求较高水平的GDP 和财政收入，具有干预辖区内实体企业投资表现的强烈动机（王文甫等，2014）。地方官员能够利用手中的自由裁量权，向辖区内实体企业提供政府补贴，从而降低其投资风险，激励企业扩大固定资产投资（陈东、邢霂，2019）。已有研究表明，实体企业金融化的一个重要原因是固定资产投资的风险过高（张成思、郑宁，2019）。因此，政府补贴能够通过扩大固定资产投资的方式抑制实体企业金融化。另一方面，为了弥补企业技术创新过程中存在的外部性问题，政府还会向实体企业提供大量的创新补贴，进而促进企业扩大研发投资。作为政府补贴的重要组成部分，创新补贴不仅能够直接降低实体企业的研发成本，还能推动社会资本跟进，进一步满足了研发投资的资金需求（郭玥，2018）。可见，政府补贴对实体企业固定资产投资和研发投资均存在促进作用，从而挤出了金融资产投资，削弱了实体企业持有金融资产的逐利性动机，抑制了实体企业金融化。

但是，由于寻租活动和信息不对称问题的存在，政府补贴也往往表现为低效率。第一，实体企业为获取政府补贴可能需要与政府建立亲密的政治关联，导致其将有限的资源过度投向非生产性领域，从而抑制了实业投资（余明桂等，2010；卢现祥、尹玉婷，2018）。当金融资产收益率更高时，实体企业仍然会选择提高金融资产配置比率。此时，政府补贴对实体企业逐利性动机的影响较小。第二，实体企业可能利用信息优势向政府释放虚假信号，进而骗取政府补贴。此时，政府补贴存在道德风险和逆向选择的问题（安同良等，2009）。已有研究指出，实体企业倾向于通过虚增研发费用的方式进行研发操纵以获取更多补贴，但这不利于研发投资水平的增长（杨国超等，2017）。因此，政府补贴对实业投资的激励效应可能与预期不同。同时，难以抑制金融资产投资，甚至在金融投资收益率较高时助推实体企业金融化。

综上所述，本文提出以下假设：

假设1a：政府补贴具有抑制效应，对实体企业金融化存在显著的负向影响。

假设1b：政府补贴具有助推效应，对实体企业金融化存在显著的正向影响。

三、研究设计

（一）数据来源

本文选取我国A 股上市公司作为初始样本，企业财务数据及公司治理相关数据均源于CSMAR数据库和Wind 数据库，样本区间为2007-2020 年。在获取样本数据后，我们对数据进行以下处理：（1）剔除金融业和房地产业的样本；（2）剔除ST 和*ST 类的样本；（3）剔除政府补贴小于0 的样本；（4）剔除数据缺失的样本；（5）对连续变量进行上下1%的缩尾处理，以消除异常值和极端值的影响，最终得到包含24250 个观测值的非平衡面板数据。

（二）变量定义

1.实体企业金融化。借鉴已有研究，本文分别从金融资产的配置比例和金融渠道的获利比例度量实体企业金融化。基于资产负债表，本文以实体企业持有的金融资产占总资产的比例度量企业金融化。其中，实体企业持有的金融资产包含交易性金融资产、衍生金融资产、发放贷款及垫款、可供出售金融资产、持有至到期投资和投资性房地产（王红建等，2017；杜勇等，2019；陈文川等，2022）。基于利润表，本文以实体企业从金融渠道获取的收益占营业利润的比例度量企业金融化。其中，实体企业从金融渠道获取的收益包含投资收益、公允价值变动损益和其他综合收益（刘贯春等，2020）。

2.政府补贴。借鉴郭玥（2018）的做法，本文以实体企业获取的政府补贴总额占企业总资产的比例度量政府补贴。

3.控制变量。借鉴黄贤环和杨钰洁（2022）、汪洋和刘潇（2021）的研究，本文选取的控制变量包括企业规模、资产负债率、资产收益率、企业成长性、产权性质、股权集中度、董事会规模和独立董事占比。各变量的符号和度量方式如表1 所示。

表1 变量定义表

（三）模型设定

为了检验理论分析中提出的研究假设，本文借鉴陈春华等（2021）的做法，设定以下基准回归模型：

其中，i 表示企业个体，t 表示时间。Finit为被解释变量，表示实体企业i 在t 时期的金融化程度。Subit为解释变量，表示实体企业i 在t 时期获取的政府补贴。Controlit为控制变量的集合，∑Year、∑Ind 和∑Pro 分别表示时间、行业和省份层面的固定效应，εit为随机扰动项。本文重点关注Subit的系数α1，若α1显著为负，则支持假设1a，若α1显著为正，则支持假设1b。

四、实证分析

（一）描述性统计

表2 列示了本文主要变量的描述性统计结果。其中，Fin1 的平均值和中位数分别为0.031 和0.005，Fin2 的平均值和中位数分别为0.1774 和0.0254，表明样本中金融化程度较高的实体企业所占比重较大，样本偏右。Sub 的平均值和中位数分别为0.0056 和0.0035，最大值和最小值分别为0.0456 和0，表明企业获取的政府补贴存在较大差异。其他控制变量的平均值和中位数较为接近，未出现异常分布，与已有文献基本一致。

表2 主要变量的描述性统计

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（二）基准回归分析

表3 报告了基准回归分析的估计结果。结果显示，在未加入控制变量的情形下，列（1）和列（2）中的Sub 系数分别为-0.3413 和-5.8784，在1%的水平上显著为负。在加入控制变量后，列（3）和列（4）中的Sub 系数分别为-0.3837 和-5.6327，仍然在1%的水平上显著为负。上述结果表明，政府补贴对实体企业金融化存在显著的抑制效应。政府补贴规模越大，实体企业金融化的程度越低，本文的假设1a 得以验证。

表3 基准回归分析

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（三）内生性问题

本文采取以下三种方法缓解基准回归模型中可能存在的内生性问题。

1.工具变量法

借鉴郭玥（2018）的做法，本文选取除本企业外同行业其他实体企业获取的政府补贴均值作为工具变量。一方面，本企业获取的政府补贴与同行业其他实体企业获取的政府补贴均值是相关的，即同行业其他实体企业获取的政府补贴会对本企业获取的财政补贴产生影响；另一方面，同行业其他实体企业获取的政府补贴均值不会对本企业金融化程度产生影响，因此该工具变量也满足外生性的要求。由表4 中的列（1）和列（2）可知，Kleibergen-Paap rk Wald F 统计量均超过16.39 的临界值，表明在10%的水平上拒绝弱工具变量的原假设。并且，Sub 系数分别为-1.0974 和-6.5414，在1%的水平上显著为负，表明假设1a 仍然成立。

表4 内生性问题

2.Heckman 两步法

为了克服因样本中政府补贴缺失值引起的样本选择偏误，本文采用Heckman 两步法缓解内生性问题。第一阶段采用Probit 模型估计实体企业获取政府补贴的概率，并计算逆米尔斯比率。第二阶段将逆米尔斯比率加入基准回归模型中，进行OLS 回归。表4 中的列（3）和列（4）报告了第二阶段的估计结果，逆米尔斯比率分别在10%和1%的水平上显著，表明基准回归模型确实存在样本自选择问题。在纠正了样本选择偏误后，Sub 的系数分别为-0.0577 和-1.7208，且在1%的水平上显著为负，表明假设1a 仍然成立。

3.滞后变量

为了缓解实体企业金融化可能反向影响政府补贴的情形，本文将政府补贴滞后一期进行基准回归。由表4 中的列（5）和列（6）可知，L.Sub 的系数分别为-0.3439 和-4.1673，且在1%的水平上显著为负，表明假设1a 仍然成立。

（四）其他稳健性检验

为了进一步增强基准回归结果的可靠性，本文进行如下的稳健性检验：（1）替换解释变量。借鉴陈东和邢霂（2019）的做法，以实体企业获取的政府补贴总额占营业收入的比例重新度量政府补贴，对基准回归模型进行再次估计；（2）调整样本范围。考虑到北京、上海、天津、重庆属于直辖市，相较于其他城市具有区位优势和经济、政治文化优势，可能会对政府补贴与实体企业金融化之间的关系产生影响。因此，本文将处于直辖市的样本企业剔除，对基准回归模型进行再次估计；（3）控制交互固定效应。为了缓解行业层面和省份层面逐年变化的政策冲击对实体企业是否购置金融资产的影响，本文将行业与年份、省份与年份的交互固定效应加入基准回归模型中，进行稳健性检验。表5 汇报了其他稳健性检验的估计结果，Sub 的系数均显著为负，表明本文的结论是稳健的。

表5 其他稳健性检验

五、机制检验

基准回归分析的结论表明，政府补贴对实体企业金融化具有显著的抑制效应。那么，这种抑制效应的影响机制是怎样的？根据理论分析，本文将从缓解融资约束和促进实业投资两个方面进行机制检验。

（一）融资约束机制检验

政府补贴能够通过直接注入现金流和间接引致外部资金流入缓解实体企业的融资约束，进而削弱实体企业持有金融资产的预防性储蓄动机，抑制实体企业金融化。为了检验这一机制是否成立，本文借鉴余明桂和王空（2022）的思路，构建以下调节效应模型，考察政府补贴是否通过缓解融资约束抑制实体企业金融化①为了使加入交乘项后模型（1）和模型（2）中Sub 的系数具有可比性，本文根据Balli and Sørensen（2013）的建议，在模型（2）中对Sub 和SA 进行中心化处理。。

模型（2）中的SA 表示实体企业的融资约束，本文采用SA 指数的绝对值度量②SA=0.737Size+0.043Size2-0.04Age。。SA 指数的绝对值越大，表明实体企业面临的融资约束越强。由表6 可知，列（1）中Sub 的系数为-1.8417，且在1%的水平上显著为负，表明政府补贴能够显著缓解实体企业的融资约束。列（2）和列（3）是模型（2）的检验结果，Sub 与SA 交乘项的系数均在1%的水平下显著为负，表明政府补贴对实体企业金融化的抑制效应主要存在于融资约束较强的实体企业。因此，政府补贴能够通过缓解实体企业融资约束来抑制实体企业金融化。

进一步地，为了厘清政府补贴是如何缓解实体企业的融资约束，本文借鉴黄宏斌等（2016）、黄贤环和杨钰洁（2022）的做法，以经营活动产生的现金净流量占总资产的比例度量实体企业的经营活动现金流量（CF），以吸收权益性投资收到的现金占总资产的比例度量实体企业的权益性资金流入（Equity），以发行债券收到的现金与取得借款收到的现金之和占总资产的比例度量实体企业的债务性现金流（Debt），检验政府补贴对实体企业经营活动现金流量和外部资金流入的影响。由表6 中的列（4）-（6）可知，政府补贴对实体企业经营活动现金流量和权益性资金流入存在显著的正向影响，对债务性资金流入的影响不显著，表明政府补贴能够通过增加直接的经营活动现金流和间接的权益性资金流来缓解实体企业的融资约束。

表6 融资约束机制检验

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考虑到政府补贴与实体企业金融化的关系受到行业和利润率的影响较大。为此，本文根据同一行业同一年度企业营业利润率的中位数，将样本划分为低利润率和高利润率两个子样本组进行分组回归。表7 列示了区分利润率的分组回归结果。其中，Panel A 是基于全样本的回归结果，列（1）-（4）中Sub 的系数均显著为负，但政府补贴对低利润率实体企业金融化的抑制效应更强。并且，组间系数差异经验P 值均小于0.1，表明Sub 的系数具有可比性。Panel B 和Panel C 是制造业企业和非制造业企业的回归结果。除Panel B 列（1）和列（2）的组间系数差异经验P 值高于0.1 外，其余组间系数差异经验P 值均小于0.1，Sub 的系数具有可比性。并且，无论是制造业企业还是非制造业企业，政府补贴对实体企业金融化的抑制效应均在低利润率企业更为明显。可能的原因在于，低利润率企业相较于高利润率企业面临更强的融资约束。一方面，利润水平过低导致企业难以通过内部融资满足资金需求；另一方面，低利润率表明企业的盈利能力有限，可能难以受到外部投资者的青睐，通过外部融资获取资金的难度较大。

表7 区分利润率的分组回归

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（二）实业投资机制检验

政府补贴能够降低实业投资成本，推动实体企业扩大固定资产投资和研发投资，进而削弱实体企业金融化的逐利性动机，抑制实体企业金融化。为了检验这一机制是否成立，本文构建模型（3）和模型（4），考察政府补贴是否能通过扩大固定资产投资和研发投资抑制实体企业金融化。

模型（3）和模型（4）中的Fix 和Rd 分别表示固定资产投资和研发投资。本文借鉴胡天杨和涂正革（2022）的做法，以实体企业新增固定资产占总资产的比例度量固定资产投资。借鉴郭玥（2018）的做法，以实体企业研发费用占总资产的比例度量研发投资。

表8 汇报了实业投资机制检验的估计结果。结果显示，列（1）中Sub 的系数为0.2095，且在1%的水平下显著为正，表明政府补贴能够显著促进实体企业固定资产投资。列（2）和列（3）中的交乘项系数分别在1%和5%的水平上显著为正，表明政府补贴对实体企业金融化的抑制作用主要存在于固定资产投资较低的实体企业。因此，政府补贴能够通过促进企业扩大固定资产投资来抑制实体企业金融化。列（4）中Sub 的系数分别为0.4311，且在1%的水平下显著为正，表明政府补贴能够显著促进实体企业研发投资。列（5）和列（6）中的交乘项系数均在1%的水平上显著为正，表明政府补贴对实体企业金融化的抑制作用主要存在于研发投资较低的实体企业。因此，政府补贴能够通过促进实体企业扩大研发投资来抑制实体企业金融化。综上所述，政府补贴能够推动实体企业扩大实业投资，进而抑制实体企业金融化。

表8 实业投资机制检验

六、进一步研究

（一）非线性关系检验

根据理论分析，政府补贴既可能抑制实体企业金融化，也可能助推实体企业金融化。因此，政府补贴对实体企业金融化的影响可能会随补贴的规模而发生变化。有鉴于此，本文将政府补贴的平方项（Sub2）加入基准回归模型，以检验政府补贴与实体企业金融化之间是否存在非线性关系。

表9 报告了政府补贴对实体企业金融化非线性影响的估计结果。结果显示，列（1）和列（2）中的Sub2系数显著为正，表明政府补贴与实体企业金融化之间存在“U”形关系，这与汪洋和刘潇（2021）得出的结论一致。进一步地，我们计算得出“U”形曲线对应的最低点分别在Sub 的0.0211 和0.0381处，最低点之前的样本量占总样本量的比例分别为96.02%和99.54%，表明绝大部分样本还是负向的线性关系。上述实证结果表明，当政府补贴规模达到一定程度时，政府补贴会显著加剧实体企业金融化，与假设1b 相吻合。

表9 非线性关系检验结果

（二）基于金融资产配置结构的检验

政府补贴不仅会显著影响实体企业金融化的程度，还可能影响实体企业的金融资产配置结构。为了检验这一问题，本文借鉴陈春华等（2021）、郭飞等（2022）的研究，基于资产负债表，根据金融资产的流动性和变现能力，将金融资产划分为短期金融资产（Fin_Short）和长期金融资产（Fin_Long）。其中，短期金融资产定义为实体企业持有的交易性金融资产与总资产的比值。长期金融资产定义为实体企业持有的衍生金融资产、发放贷款及垫款、可供出售金融资产、持有至到期投资和投资性房地产之和与总资产的比值。

表10 报告了政府补贴对不同期限金融资产配置程度影响的检验结果。结果显示，列（1）中的Sub 系数在统计上不显著，但列（2）中的Sub 系数在1%的水平上显著为负。由此可见，政府补贴能够显著抑制实体企业配置长期金融资产，但对短期金融资产配置的影响不显著。可能的原因在于，政府补贴虽然在一定程度上削弱了实体企业金融化的预防性储备动机，但其融资约束困境和未来的不确定性风险仍然存在。因此，实体企业即使获取了政府补贴，也倾向于配置一些流动性较强的短期金融资产来降低财务风险。与之相对应的是，长期金融资产的变现能力较弱，且风险和未来收益的不确定性较高。此时，政府补贴会通过降低实业投资的成本和不确定性，使得实体企业扩大实业投资，从而对长期金融资产投资产生挤出效应，显著抑制了实体企业金融化的逐利性动机。

表10 基于金融资产配置结构的检验结果

（三）经济后果研究

政府补贴通过抑制实体企业金融化能否助力企业高质量发展？本文将从主业业绩和企业价值两个方面进行讨论，进一步分析政府补贴可能存在的经济后果。

1.主业业绩

本文借鉴杜勇等（2017）的研究度量企业主业业绩，即Prof=（营业利润-投资收益-公允价值变动收益+对联营企业和合营企业的投资收益）/总资产。表11 中的列（1）和列（2）报告了实体企业金融化对实体企业主业业绩的影响。Fin1 和Fin2 的系数均在1%的水平上显著为负，表明实体企业金融化会显著抑制实体企业主业业绩的增长。列（3）和列（4）中Fin1×Sub 和Fin2×Sub 的系数均显著为正，表明政府补贴规模越大，实体企业金融化对主业业绩的不利影响越小。但是，列（3）和列（4）中Sub 的系数也显著为负，表明政府补贴本身也会对主业业绩产生负面影响。综合来看，在抑制主业业绩的影响中，政府补贴与实体企业金融化存在此消彼长的替代关系。

表11 基于主业业绩的经济后果研究

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2.企业价值

本文利用托宾Q 值度量企业价值（TobinQ）。表12 中的列（1）和列（2）报告了实体企业金融化对企业价值的影响。Fin1 和Fin2 的系数均在1%的水平上显著为负，表明实体企业金融化会显著抑制企业价值的提高。列（3）和列（4）中Fin1×Sub 和Fin2×Sub 的系数均显著为正，表明政府补贴能够缓解实体企业金融化对企业价值的负面影响。可见，政府补贴能够通过抑制实体企业金融化来促进企业价值的增长。

表12 基于企业价值的经济后果研究

七、研究结论与政策建议

本文以2007-2020 年我国A 股上市公司数据为样本，实证检验了政府补贴对实体企业金融化的影响效应及其作用机制。研究发现：第一，政府补贴通过缓解融资约束和促进实业投资削弱了预防性储备动机和逐利性动机，进而抑制实体企业金融化。第二，随着补贴规模的扩大，政府补贴对实体企业金融化的影响表现为助推效应。第三，区分金融资产的配置结构发现，相较于短期金融资产，政府补贴对长期金融资产配置的抑制效应更显著。第四，政府补贴能够通过抑制实体企业金融化助力企业主业业绩和企业价值的提升。

针对上述研究结论，本文提出如下政策建议：第一，政府应当采取适度的补贴策略，充分发挥政府补贴对实体企业金融化的抑制效应。一方面，要积极发挥政府补贴在壮大实体经济、推动企业高质量发展中的激励作用，缓解实体经济“脱实向虚”的倾向。另一方面，要警惕实体企业将政府补贴用于金融套利，不宜采用大规模的补贴策略，避免政府补贴成为实体企业配置长期金融资产的资金来源。第二，鉴于政府补贴主要通过缓解融资约束和促进实业投资发挥政策作用，建议各级政府在制定补贴策略时，需要尽可能地畅通抑制实体企业金融化的传导机制。一方面，政府补贴可以适当向融资约束较强和利润率较低的实体企业倾斜，从而降低实体企业未来的财务不确定性和风险。另一方面，政府可以制定一些专项补贴计划，降低实业投资的成本，从而助力实体企业扩大固定资产投资和研发投资。第三，政府可以利用补贴策略引导实体企业将配置长期金融资产逐步转向配置实业资产，帮助实体企业形成合理的资产配置结构，从而推动实体企业实现主业业绩和企业价值的增长，最终实现我国经济高质量发展。