高铁开通与企业“脱实向虚”：抑制还是促进？

□张鹏伟

一、引言

企业是经济社会发展的活力源泉，承担着优化资源配置、创造物质财富、夯实人民幸福生活经济基础的微观主体责任。然而，近些年却出现了企业“脱实向虚”怪象，从其本质上来说是资源配置的扭曲，企业家实体经济投资意愿降低，将原本用于生产流通领域的资金投向了金融和房地产领域，直接或间接参与“类金融产品”的信用链条，逐步迈向金融化[1]，造成金融资产泡沫愈演愈烈，不仅损害了企业主业发展[2]，而且增加了经营风险[3]，这已引起国家层面的高度重视，金融业也迎来了大监管，助力经济“脱虚向实”。习近平总书记在党的二十大报告中强调：“建设现代化产业体系，坚持把发展经济的着力点放在实体经济上”。因此，对企业“金融化”“脱实向虚”问题进行深入研究意义重大。

从理论上讲，企业“脱实向虚”的动机可以分为“蓄水池”和“投资替代”两类[4]，其中“蓄水池”动机认为企业配置金融资产是为营运资金提供安全保障，当营运资金短缺时可以卖出金融资产，弥补缺口；当营运资金富余时则可以买入金融资产，减少资金的持有成本，是服务实体经济的缓冲垫，因此该理论认为金融资产起着积极的调节作用，不会负面挤占实体经济投资。反之，“投资替代”动机则认为，资本的逐利性会促使金融资产挤出实体投资，过度投放于高利润的金融和房地产等行业，是一种“不务正业”的机会行为，必将损害公司的长远发展。国内研究表明企业“脱实向虚”在一定程度上存在“替代动机”，利润追逐是金融化行为的主要动机[1][5]，大量文献对其诱因及治理措施进行了深入研究，认为其根本原因在于制度红利的消退以及炽热化的行业竞争，压缩实体经济的利润空间，扩大实体经济和金融资产收益的差距，将实体资本推向金融行业。具体而言，已有研究主要聚焦于产业政策[6]、经济政策不确定性[7]、税收（征管）政策[8]、管理层[9]、社会责任[5]、外部压力[10]等方面，而本文则借助于高铁开通这一相对外生事件，考察“高铁效应”能否影响企业的“脱实向虚”行为，试图探讨高铁开通的微观效应。

本文之所以以“高铁开通”为切入点，主要在于我国高铁对百万以上人口城市的覆盖率超过95%，“四纵四横”高铁网已经形成，“八纵八横”高铁网正加密成型，高铁不仅压缩了旅客的时空距离，而且打破地区之间的空间壁垒，“时空压缩”和“边界突破”能够促使资本、人才和技术流动，加快信息和知识的传播，显著影响企业生产率[11]，提升跨区域资本流动[12]，促进区域创新和经济增长[13]，优化产业结构，同时也会扩大市场规模，加快地区之间的开放程度，从而扩大企业投资决策集合。因此，企业会重新审视投资方向，更注重培养自身核心竞争力和可持续发展能力。因此，本文试图考察其对企业“脱实向虚”的潜在影响及其机制。

本文可能的边际贡献在于：（1）从新经济地理学视角拓展了“高铁开通”微观层面效应的研究。已有文献聚焦于宏观层面分析其对区域经济、就业、房价等方面的影响，而在微观层面探讨其对企业“脱实向虚”的作用较少，这为本文研究提供了空间；（2）将高铁开通作为一项准自然实验，其带来的投资机会能够抑制企业的“脱实向虚”行为，反向证实了企业金融化行为的“替代动机”，呼应了主流观点；（3）就实践意义而言，本研究从“脱实向虚”视角提供了高铁开通助力实体经济发展的有力证据，能为企业和监管层面相关政策的制定提供经验证据。

二、理论分析、文献回顾与假设提出

（一）企业“脱实向虚”理论分析与文献回顾

企业“脱实向虚”的动机包括“蓄水池”和“投资替代”，资源依赖理论和代理理论分别为其提供了理论支持。[2]其中资源依赖理论认为企业的发展依赖于各种资源，特别是贷款资金，企业持有金融资产可以对冲营运资金的不确定性，降低外部融资约束，及时补充实体投资需求，这为“蓄水池”动机提供了理论解释。但是，目前国内主流文献认为，“投资替代”动机占主导地位[7][14]，并主要从代理理论予以解释，认为在激励不相容和信息不对称的情景中，管理层有短视化倾向，抛弃主业而投身于金融业、房地产两大暴利行业，其高收益能够给管理层带来高额报酬，损失则可归咎于金融环境因素，从而最小化自身损害[14]，因此管理层倾向过度配置金融资产，会造成主业投资不足，损害企业可持续发展能力。

梳理文献可以发现，企业金融化的影响因素主要包括产业政策的套利行为[6]、经济政策不确定性[7]、社会责任履行[5]、外部盈余压力[10]、CEO 金融背景[9]等；就其经济后果而言，企业金融化会挤出创新资金投入，损害主业发展[2]，弱化货币政策[15]，加大股价崩盘风险[16]，降低会计信息质量[17]等；就其治理视角而言，大数据税收征管[8]、管理层债务约束[18]、风险投资持股[19]、高质量内部控制和非国有股东治理[20]等都能在一定程度上抑制企业的金融化行为，上述研究结论为本文提供了有益借鉴，但是，截至目前从国家宏观战略层面进行研究的文献相对较少，因此本文拟从高铁开通视角，考察其对企业“脱实向虚”的影响，并试图探讨其内在影响机制。

（二）高铁开通及其对企业“脱实向虚”的微观机理

新经济地理理论（New Economic Geography Theory），是20 世纪90 年代末期由保罗·克鲁格曼等经济学家提出的，融合了个体经济学、新贸易与区位理论经济学内容，解释了地理距离与运输成本如何影响产业的空间集聚。这一理论认为当两国距离越近、运输成本越低、生产要素密集度较高，交易量就越大；反之地理距离越远，则交易量越小，从而解释了区域经济增长的地理聚集性。由此理论可知，开放的区域经济一体化会带来要素的集聚和经济的持续增长，而高铁正是我国“走出去、引进来”战略的重大举措。自2008 年以来，我国高铁迎来了迅猛发展，截至2021 年，高铁运营里程达到4 万公里，覆盖了我国93%的50 万以上人口城市，81%的县城，“四纵四横”的高铁网已经形成，“八纵八横”高铁网也正加密成型，实现了“千里江陵一日还”的壮举，我国高铁的“时空压缩”效应[21]和“边界突破”效应提高了区域之间的可达性，打破了要素流动障碍[22]。但是，目前学界对高铁影响地区经济的研究结论不尽相同。有的学者研究认为，高铁开通提升区域的创新能力和速度[13]，提高信息传递效率，增强地区间的信任进而促进企业异地并购规模的扩大，实现资本的跨区域流动[12]，促进就业并精细化专业分工程度[23]，降低信息沟通成本，提升分析师盈余预测精准度[24]，同时也改善上市公司治理环境，降低了股价崩盘风险[16]。此外，高铁网络还降低管理层的沟通成本进而增加分支机构规模与生产的专业性[25]。但是，也有学者研究认为，高铁具有“虹吸效应”，张梦婷等（2018）[11]利用1999—2011 年的中国城市数据研究表明，开通高铁的外围城市生产要素会向中心城市集聚，降低外围城市的企业生产率，并当初始交通禀赋越低，资本技术密集度越高，高铁站与城市中心越低时，虹吸效应越明显。

高铁开通能够抑制企业“脱实向虚”行为。主要原因如下：一方面基于投资机会的视角，高铁能带来更多投资机会，加大对实体投资的需要，从而压缩金融资产的投放。由于产品市场的竞争日趋激烈，近些年实体经济遭遇了前所未有的困境，企业没有太多投资空间，面临着利润的持续下滑的局面，而房地产和金融行业利润远远高于工业企业利润，也因此出现了“企业为银行打工”“关厂炒房”的经济热词，而高铁开通则可以缓解这一局面。高铁能压缩时空距离，打破地理屏障，强化城市间的分工效应、趋同效应和学习效应，促进生产要素的再配置，提升就业-产业的耦合协调度，提升产业结构指数[26]，促进资本的跨区域流动[12]，吸引更多异地企业到当地投资，带来更多的技术和资源，促进区域的创新能力和速度[13]，因此高铁开通可以为当地企业带来更多的发展机遇和投资机会，降低生产要素投入成本，提高利润空间，提升企业家实体投资的意愿，进而抑制“脱实向虚”。另一方面基于公司治理水平的视角，高铁开通能压缩企业主体间的沟通时空，提高地理距离的可达性，加速人员和信息的流动，降低信息获取成本，改善公司的外部治理环境。例如，增加私募股权投资者调研、甄别和筛选机会[27]，有利于吸引战略投资者和风险投资者[28]，因其投资期限较长，更需要对公司的盈利能力和稳定性作出科学研判，更关心公司的可持续发展能力，其监督和咨询功能可以帮助企业快速发展，调动更多资源服务于企业的经营活动，强化与管理层的有效沟通，参与公司经营决策与公司治理，监督企业持续发展。[29]此外，高铁开通能增加分析师的跟踪人数及人均调研次数[24]，存在“信息揭示”功能[30]，提升公司信息透明度，便于社会和金融监管部门实施阳光监督，因而在一定程度上也可以克服管理层的短视行为，改善公司治理水平，减少代理问题，进而迫使管理层专心主业，降低金融资产配置水平。这种潜在影响称之为“抑制效应”。

但是，高铁开通也可能提高企业的金融化水平。首先，从融资约束缓解视角看，依据“投资替代”动机，当企业融资约束较低时，会将富余的资金投入金融资产以套取较高的收益率，从而可能会加剧金融化。顾雷雷等（2020）[5]研究发现企业通过履行社会责任缓解融资约束进而加剧了金融化行为；杨名彦和浦正宁（2022）[31]也从“数字经济”视角印证了这一观点。同时，有关高铁效应的文献表明，高铁开通降低企业的融资约束程度和融资成本，因此高铁开通的融资约束缓解效应可能导致企业出现富余资金，进而导致管理层配置较多的金融资产。其次，从“外部盈利压力”视角看，有文献表明，随着我国资本市场信息处理效率和分析师预测能力的提升，公司会面临着外部盈利预测的压力，当公司被分析师重点关注时，管理层会产生机会主义行为，降低创新投资[32]，挤出实体投资[10]，因此高铁开通带来的分析师跟踪与调研，也可能对企业产生“外部盈余压力”，致使管理层增加金融资产的配置。这种潜在影响称之为“促进效应”。

基于以上分析，本文提出如下对立假说：

假设H1a:如果“抑制效应”占主导地位，则高铁开通会降低企业的金融化水平。

假设H1b:如果“促进效应”占主导地位，则高铁开通会提升企业的金融化水平。

三、研究设计

（一）样本选取与数据处理

为了避免会计准则变动对财务指标计算口径的影响，本文以2007—2021 年我国A 股上市公司年度数据为样本，并剔除金融类上市公司、ST、ST*和数据缺失的样本，最后得到25652 个观测值。其中，财务数据来自CSMAR 数据库，高铁开通的线路信息及开通时间数据来自国家铁路局网站并经手工整理得到，为了克服离群值的影响，对连续变量进行1%和99%的缩尾处理。

（二）模型设定与变量定义

本文采用双向固定效应的DID 模型，检验高铁开通对企业“脱实向虚”的影响。借鉴卞元超等（2019）[13]的做法，设定如下模型：

模型（1）中，i 表示公司个体，t 表示年份，FIN 为被解释变量，HSR 为所关注的解释变量，α0为截距项，Zi,t为控制变量，φt控制不随公司个体变化的时间固定效应，ωi控制不随时间变化的公司个体固定效应，εi,t为残差。具体变量定义如下：

1.被解释变量FIN，表示企业金融化资产配置水平。借鉴已有研究，将交易性金融资产、衍生金融资产、发放贷款及垫款净额、可供出售金融资产净额、应收利息净额、应收股利净额、长期股权投资、投资性房地产、债权投资、其他债权投资、其他权益工具投资等作为金融资产，并将其除以年末总资产，该比值表示企业金融化资产占比。

2.解释变量HSR，表示公司i 办公地所在地在t 年是否开通高铁的虚拟变量，开通当年及以后年度则HSR取值为1，否则取0；α1即为考察系数，若显著为负则支持假设H1a，即“抑制效应”占主导地位，若显著为正则支持假设H1b，“促进效应”占主导地位。

3.控制变量包括公司层面和宏观层面。借鉴彭俞超和黄志刚（2018）[1]、杜勇等（2017）[2]等的研究，公司层面控制了公司规模SIZE、托宾Q、盈利能力ROA、财务杠杆LEV、成长性GROWTH、有形资产投资比重PPE、机构投资者持股比例INI、前十大股东持股比例HOIDS、金融与实体经济相对收益率Return_Gap，采用金融收益率与实体收益率之比衡量；借鉴张成思和张步昙（2016）[15]的做法，金融资产收益率采用（投资收益+公允价值变动损益+净汇兑收益之和-对联营和合营企业的投资收益）/金融资产总额的比例衡量，实体收益率采用（营业收益-营业成本、营业税金及附加-期间费用-资产减值损失）/经营资产总额的比例衡量，金融与实体投资的相对风险Risk_Gap 采用金融资产收益率与实体收益率前五年滚动标准差之差衡量。在宏观层面控制了地区LNGDP 以及广义货币供应量增长率M2，为了减少地区层面的遗漏变量，按公司办公所在地控制了地区固定效应。

（三）主要变量的描述性统计

主要变量描述性统计结果如表1，可以发现金融资产占比平均为0.080，最大值为0.610，最小值为0，标准为0.120，表明金融资产占比在样本中的分布偏差较大；HSR 占样本的58%，表明近60%的样本处于处理组，其他变量的统计结果也在合理范围内。

表1 主要变量描述性统计

四、实证结果分析

（一）基本回归结果

采用模型（1）中的双向固定效应DID 检验高铁开通对企业金融化水平的影响，并在公司层面对标准误进行聚类处理以控制组内相关性问题。考虑到开通高铁可能与地方的特定因素相关，还控制了城市层面的地区固定效应，同时为了消除行业特质的影响，控制了行业固定效应。表2 报告了相关结果，其中第（1）列没有放入控制变量，HSR 的系数为-0.004，在10%的水平上显著为负，第（2）列放入公司特征变量和宏观因素变量，HSR 系数为-0.006，并在5%的水平上显著为负，而且模型拟合度也有所提升（Adjusted R2）。无论从经济意义上还是从统计意义上，高铁开通都能显著降低公司的金融化水平，而且该结论不太可能由公司高管特性、行业政策、地区特征等混杂因素引致，因为回归中采用了多维固定效应予以控制。这初步印证了假设H1a，即高铁开通“抑制效应”占主导地位，会显著降低公司的金融化水平。

表2 高铁开通对企业金融水平影响的基本回归

（二）平行趋势检验

双重差分模型有效性的前提是满足平行趋势假设，即处理组与对照组在处理前要有相同的变化趋势。本部分拟检验该假设条件，采用控制变量加双向固定效应及地区固定效应模型检验。具体而言，将模型（1）中的HSR换为PRE4-PRE1、CURRENT、POST1-POST6，分别代表企业开通高铁的前4 年-前1 年、开通当年以及开通后的第1 年-第6 年，如果满足平行趋势假设，则高铁开通前的PRE4-PRE1 回归系数应该不显著，具体回归结果如表3，可以发现PRE4-PRE1 回归系数虽然为负数但不显著，CURRENT 系数也不显著，表明高铁开通当年并没有显著影响企业的金融化水平，支持了平行趋势假设，而POST1-POST6 回归系数相较PRE1-PRE4 和CURRENT 而言，处于-0.005 和-0.006 之间，在统计意义上分别在5%和10%的水平上负相关，且在第4 年及以后更为显著，高铁开通的金融化效应具有1 年的滞后性，且效果越来越显著，进一步支持了假设H1a。

表3 平行趋势假设检验

为了更为直观显示，图1 根据表3 中的PRE4-PRE1、CURRENT、POST1-POST6 的回归系数绘制，横轴表示相对年份，纵轴表示系数大小，上下两条虚线表示置信区间，实线表示真实回归系数值，在高铁开通前，处理组和对照组并无显著差异。但在0 点后则有明显的下降趋势，且具有一定的持续性，通过平行趋势假设检验。

图1 平行趋势假设检验

（三）稳健性检验

1.工具变量法

开通高铁一般都是基于宏观因素而决定，企业的微观决策一般难以影响高铁开通的决策，因而反向因果关系导致的内生性问题较弱，但是考虑到高铁开通的非随机性可能带来的内生性问题，本部分拟采用工具变量法进一步加以控制。借鉴卞元超等（2019）[13]的研究，采用上市公司所在地级市的地理坡度乘以公司所在省份所有地级市开通高铁的总数作为IV。本工具变量满足相关性和排他性要求。首先，地理坡度综合体现了该地区的地形，而地形又与高铁的修建成本密切相关，例如平原地区修建高铁的成本要远低于丘陵山地地区[13]，而我国目前平原地区的高铁线路确实多于山区地区，因此IV 指标满足相关性要求。其次，地理坡度是天然形成的，不会与公司的金融化水平直接相关，满足外生性要求。但是，由于地理坡度具有不变性，因此借鉴已有文献，将地理坡度乘以公司所在省份所有地级市开通高铁的总数以克服该工具变量的缺陷，结果如表4 所示。第（1）列为第一阶段回归结果，IV 显著为负，公司所在城市的坡度越高，则开通高铁的可能性越小，与前文的相关性分析一致，且弱工具变量检验的Cragg－Donald Wald F 统计量为373.886，远远大于10%水平的标准值；第（2）列为第二阶段回归结果，结果仍显著为负，表明在控制了潜在的内生性问题后，高铁开通依旧能显著降低企业的金融化水平。

表4 两阶段工具变量回归

2.安慰剂检验

为了进一步排除不可观测的时间因素和公司特定因素产生的混杂影响，采用两种安慰剂检验方式。首先，改变高铁开通的时间，将各个地区高铁开通的实际年份提前三年和四年作为安慰剂检验的虚拟时间点，并构建虚拟处理变量Placebo_HSR，重新检验Placebo_HSR 对公司金融化水平的影响，如果Placebo_HSR 的回归系数仍显著为负，则表明前文回归结果可能是有混杂因素影响；若Placebo_HSR 不显著，则进一步证实前文结论确实是高铁开通所致。结果如表5 所示，Placebo_HSR 回归系数不显著，因此排除混杂因素影响。其次，随机匹配公司代码与高铁开通时间，并重复抽样1000 次，重新回归模型（1），通过考察回归系数的分布及相应的显著性水平，判别前文结论是否是由公司个体层面的随机因素驱使。结果如图2，横向虚线代表10%的显著性水平线，纵向虚线代表真实的回归系数，可以发现随机抽样1000 次的回归系数大多数位于真实回归系数的右侧，而且大部分的P 值大于10%，在一定程度上可以排除随机因素对前文结论的干扰。

图2 随机抽样1000 次的安慰剂检验

表5 安慰剂检验：高铁开通时间提前三年和四年期

3.排除“营改增”政策的干扰

“营改增”税收政策是我国税收制度的一项重大变革，2012 年在上海试点，并于2016 年5 月1 日在全国开始实施，解决了重复征税的问题，能促使产业转型，减轻企业负担，推动机器设备的更新换代，直接带动制造业的发展，因此可能降低企业的金融化程度。为了排除这一替代性解释，借鉴李晓艳等（2022）[8]等的做法，剔除掉受“营改增”改革较大的行业，仅仅保留了采矿业、制造业、批发零售等受政策影响较小的行业，重新检验模型（1），结果如表6，第（1）列的t 值为-1.64，几乎接近于10%的显著性水平，而第（2）列仍在10%的水平上显著，这表明即使控制了“营改增”政策的影响，前文研究结果仍保持一定的稳健性。

表6 剔除“营改增”政策的影响

五、进一步分析

（一）作用机制检验

据前文机制分析，高铁开通影响企业“脱实向虚”主要是从“增加投资”和“改善治理”两个途径展开。“增加投资”主要是因为高铁开通打破了地方屏障，促进生产要素的再配置，提高就业-产业的耦合协调度，推动地方经济转型和创新，增加实体投资机会，从而减少对金融资产的投资。“改善治理”主要是因为高铁开通具有治理效应[27]，能引进风险投资[28]，强化与管理层有效沟通，参与公司经营决策与公司治理，降低代理问题，抑制金融化趋势。

1.“增加投资”机制检验。分别设定“实体投资占比PPE_R”和“投资机会INV”两个指标检验，实体投资占比采用固定资产投资占营业收入比重衡量，投资机会采用托宾Q 衡量，分别将这两个指标与模型（1）中的HSR 交乘，考察交乘项系数，若显著为负，表明高铁开通带来的投资机会越大、实体投资越多，则越能进一步抑制企业的金融化投资水平。如表7Panel A 前三列所示：第（1）列是全样本检验，交乘项HSR×PPE_R 的系数为-0.005，且在10%的水平上显著为负，表明高铁开通带来的固定资产投资确实减少了企业的金融化投资；第（2）和（3）是子样本检验，将固定资产投资占比按照行业年度的中位数划分为较高组和较低组，预计在固定资产投资占比较高组更会抑制企业的“脱实向虚”行为，可以发现第（2）列为固定资产投资占比较高组HSR 系数为-0.007，在1%的水平上显著为负，第（3）列为固定资产投资占比较低组HSR 系数为-0.001，在10%的水平上显著，无论从经济意义还是统计意义，HSR 在固定资产投资占比较高组更显著，与全样本检验结论一致。后三列从投资机会的视角考察高铁对企业金融化的影响，结果与前三列类似。表7 结果一致表明高铁开通带来的固定资产投资机会确实挤出了金融资产投资，在一定程度上抑制了企业“脱实向虚”的倾向。

2.改善“公司治理”机制检验。表7 Panel B 检验高铁开通城市的治理效应，前三列是基于新进机构投资者NEW 的检验。后三列是公司两权分离SEPA 的检验。第（1）列为全样本检验，交乘项HSR×NEW 系数显著为负，表明高铁开通吸引的新进机构投资者进一步抑制了企业的金融化行为，第（2）和（3）列分别是基于行业-年度新进机构投资者的中位数分组，可以发现当高铁开通城市新进机构投资者的较多时，越能显著抑制企业的金融化行为。后三列是基于公司两权分离的检验，控制权-所有权分离越高则表明公司的代理问题越严重，高铁带来的治理效应在代理问题突出的公司中作用更为明显。在第（1）列的全样本检验中HSR×SEPA显著为负，在基于SEPA 的分样本中，第（6）列中当公司的代理问题较为严重时，高铁的金融化治理效应更明显。总之，表7 的结果进一步支持了假设H1a，即高铁开通的治理效应能够在一定程度上抑制企业金融化投资行为，从企业“脱实向虚”视角呼应了高铁开通的治理效应这一观点。[19][27-28]

表7 机制检验

（二）异质性分析

1.产权性质的异质性分析

在我国特有的产权制度背景下，国有企业有着天生的优势，在许多方面都能够获得扶持性政策。例如国有企业能够获得的政府补助显著高于民营企业，信贷配给机制也往往倾向于国有企业。国有企业的负责人有着雄厚的政治关联，其面临的融资约束较低，所以近些年国企普遍出现产业定位不清、主业不集中的现象，多数中央企业涉足房地产板块、金融板块等领域[5]，从2007 年48.29%上升到2017 年63.26%[33]。因此，本部分考察高铁开通带来的实体投资机会和治理效应能否有效抑制国有企业的金融化水平。将HSR 与企业产权性质SOE 交乘，考察交互项HSR×SOE 的系数，如果显著为负，则表明高铁开通效应能降低国有企业的金融化水平。结果如表8 第（1）列所示，SOE 本身系数显著为正，表明国有企业本身金融化水平较高，但是HSR×SOE 系数显著为负，表明相较非国企而言，高铁开通确实能显著降低国有企业的金融化水平。

2.地区的异质性分析

我国地区经济发展极不平衡，东部企业有着活跃的生产要素市场，是创新城市的集聚地，是我国经济发展重心，相比中部和西部地区，高铁开通对东部地区的区域创新作用更为明显[13]，能引进优质的资源，促进地区经济的迅速发展，而中部和西部地区效果相对较差。因此，高铁开通也会为东部地区带来更为广泛的实体投资机会，从而更有可能挤出金融资产投资。将上市公司按办公所在地分别划分为东部地区、中部地区和西部地区，分地区考察高铁开通对企业金融化投资水平的影响。表8 第（2）-（4）列分别为东区地区、中部地区和西部地区样本，可以发现高铁开通负向抑制企业金融化投资仅仅在东部地区显著为负，且在5%的水平上显著，这说明高铁开通更能给东部地区带来实体投资机会，挤出更多的金融投资；在中部地区为负，t 值为-1.08；而西部地区为正。这也进一步证实高铁开通确实为东部地区带来更多的实体投资机会、中部次之而西部较少。

表8 异质性分析

（三）对货币资金金融资产的进一步考察

考虑到货币资金维持企业正常运营的特殊用途，前文分析没有将货币资金纳入金融资产范围，但为了保持分析框架的完整性和对接已有文献[34]，本部分考察高铁开通对现金金融资产的影响。公司持有现金的动机分为交易性动机、预防性动机和代理动机[35]，而在新型市场中，预防性动机和代理动机为主[34-35]，而高铁开通具有显著的治理效应和经济效应，是否也能够降低货币资金金融资产的持有？借鉴郑建明等（2020）[34]等研究，将CashHolding 定义为（货币资金+交易性金融资产）/（总资产-现金及现金等价物），其他变量定义如前文，结果如表9，第（1）列被解释变量仅仅包括持有现金，第（2）列为现金持有与前文金融资产之和，结果与郑建明等（2020）[34]研究结论几乎一致，进一步拓展了前文研究设计。

表9 高铁开通对现金金融资产的影响

六、研究结论与研究启示

（一）研究结论

本文基于2007—2021 年A 股上市公司样本，结合新经济地理理论，提供了高铁开通抑制企业“脱实向虚”的经验证据。本文的研究结论如下：

1.基于双向固定效应DID 模型、多维固定效应及聚类稳健标准误的研究设计，表明高铁开通能够显著抑制企业的金融化行为，且在采用工具变量、随机抽样1000 次、更换高铁开通时点等安慰剂检验及排除“营改增”政策后研究结论依旧成立，这表明高铁开通能影响企业资源配置的微观决策。

2.机制研究表明，高铁开通带来的“实体投资效应”和“治理效应”能够解释其抑制企业金融化的行为。这表明高铁开通带来经济提振作用能够促进生产要素流动，刺激实体投资，从而挤出金融资产投资。此外，高铁开通具有治理效应，能够吸引新进机构投资者，改善公司治理，克服管理层短视行为，专注于核心业务发展。

3.拓展性检验表明，相较于私有企业，高铁开通更能抑制国有企业的金融化行为，主要因为国有企业本身有着较高的金融资产水平。分地区检验表明，相较于中部和西部地区，东部地区更为显著，因为高铁更能促进东部地区的发展。最后又检验了高铁开通对现金金融资产的影响，补充了前文研究设计并对接了已有文献。

（二）研究启示

1.企业应抓住高铁开通带来的发展契机，促进实体经济发展。实体经济是国民经济的命脉和基础，而高铁则是疏通经济脉络的主要动能。高铁开通有助于跨地区各种要素的流动，降低信息沟通与技术交流成本，吸引人才，推动产业升级，增加实体投资机会与利润空间。企业应以高铁开通为契机，以创新发展为引领，以实业为重点，不断引进技术与资源，深化与企业自身业务的融合，突破业务发展瓶颈，推动产品转型升级，加快企业的“脱虚向实”，优化资源配置，培育实体业务可持续发展能力，构筑实体经济发展的根基。

2.企业应充分利用高铁的治理效能，改善公司治理。高铁的“时空压缩”和“边界突破”效应能够吸引各类投资者和分析师的跟踪，既能给企业带来先进的技术和管理经验，强化与管理层沟通，又能增加机构投资者调研，加快信息流动，降低信息不对称，从而改善公司治理，降低管理层的短视行为。特别是处于初创期企业，更应该充分利用此机会加强与外部市场的沟通与联系，让资本市场更了解公司，获取利益相关方的“好感”，享受优质治理环境下的各种红利，如较低的IPO 抑价、较低的融资成本和较低的审计费用和股价崩盘风险等。

3.国家应该持续推进高铁网络建设，逐渐缩小东西部经济不平衡的发展现状。目前中西部基础设施建设滞后，无法有效带动要素资源的流动，而有效投资匮乏也造成了西部发展落后的局面。因此，高铁需要补齐短板，推进在西部地区的建设，并合理引导物流、人流、信息流、资金流等要素资源“自东西流”，逐步带动西部地区的经济发展；高铁建设还有助于建立西部与中部联动的“经济圈”或“城市群”，提升地区间的开放程度，促进区域经济的高质量发展，逐步缩小西部地区与中部、东部的发展差距。