乔贵涛 杜英巧
摘 要：以2015—2021年沪深A股非金融类上市公司为样本，基于金融化视角考察“国家队”持股对实体企业高质量发展的影响及作用机制。研究发现：“国家队”持股能够有效抑制企业金融化。机制检验表明，缓解融资约束和改善信息环境是“国家队”持股抑制企业金融化的重要路径。进一步分析发现，对于投机动机下的金融资产持有以及“国家队”持股比例较高时，其抑制作用越强；
在抑制金融化趋势后，企业的研发投入显著提高。研究结论既丰富了“国家队”持股经济后果领域的研究，亦为实体企业“脱虚向实”和实现高质量发展提供了政策启示。
关键词：“国家队”；
高质量发展；
企业金融化；
融资约束；
信息环境
中图分类号：F832.5 文献标识码：A 文章编号：1674-2265（2023）07-0023-10
DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2023.07.003
一、引言
党的二十大报告提出：“高质量发展是全面建设社会主义现代化国家的首要任务。”高质量发展体现在企业层面上，即实体企业围绕主业，通过不断强化技术和产品创新能力来实现商品和服务质量的双重提升。但近年来，受市场有效需求不足、产能过剩、融资难以及实业投资回报率持续下滑等影响，越来越多的实体企业在资本逐利性的驱使下日渐偏离主业，将大量产业资本投入金融、房地产等领域，加剧了企业“脱实向虚”趋势（杜勇等，2017）[1]。这不但会“倾轧”甚至替代实物资本投资（Freeman，2010；
张成思和张步昙，2016）[2，3]，抑制企业研发创新活力（王红建等，2017）[4]，阻碍未来主业发展（顾雷雷等，2020）[5]，甚至还会造成虚拟经济过度膨胀，进而引发金融危机。可见，深入探究影响企业金融化的因素及其作用机制，进而更有针对性地引导金融之“水”灌溉实业之“田”，对于助力实体企业“脱虚返实”和实现高质量发展具有重要意义。
已有研究表明，持股份额的差异导致机构投资者在公司治理中充当着不同角色——“监督者”“旁观者”抑或是“合谋者”（Bushee，1998）[6]。有学者认为機构投资者能够利用自身优势通过“用手投票”等方式积极参与公司治理，并对管理层过度配置金融资产等“不务正业”行为实施有效监督（陈旭东等，2020）[7]。但也有学者认为追逐利润的天性使得机构投资者更加注重企业短期绩效的优劣，甚至会与企业高管、控股股东等合谋，通过操纵短期金融资产投资来获取高额利润（刘伟和曹瑜强，2018）[8]。那么，作为特殊机构投资者的“国家队”在持股过程中会对企业金融化产生怎样的影响？对此，本文利用沪深A股非金融类上市公司2015—2021年的数据，探讨“国家队”持股对企业金融化的影响及作用渠道。研究发现，“国家队”持股显著降低了企业金融化，缓解融资约束和改善信息环境是其发挥作用的主要渠道。进一步分析表明，“国家队”持股对企业金融化的抑制作用会因持有动机和持股比例不同而存在显著差异。此外，在抑制企业金融化后，实体企业的研发投入显著提升。
本文可能的贡献如下：第一，从金融化视角拓展了“国家队”持股的经济后果研究。已有文献多围绕“国家队”入场后对于股票市场的救市作用展开（李志生等，2019）[9]，鲜少关注其对企业金融投资决策行为的影响。本文结论丰富了“国家队”持股在微观企业决策层面的经济后果研究。第二，从“国家队”持股角度丰富了企业金融化的影响因素和治理机制研究。有学者发现机构投资者或出于追逐短期利润的目的加深了企业金融化（刘伟和曹瑜强，2018）[8]，或通过积极发挥治理作用抑制了企业不合理的金融资产投资（陈旭东等，2020）[7]，但鲜有文献从“国家队”这一具有政府背景的机构投资者视角出发研究其如何影响企业金融化，本文拓展了企业金融化领域和机构投资者领域的相关内容。第三，本文研究结论既为监管部门综合评价“国家队”持股的微观经济效果提供了新视角，亦为引导金融与实体经济相适配，实现二者之间的双向良性循环提供了政策启示。
二、文献综述
（一）企业金融化的影响因素
金融化是指实体企业因偏好资本运作而轻视生产经营活动，致使企业利润更多地来源于金融投资渠道而非生产贸易活动的现象（Krippner，2005；
蔡明荣和任世驰，2014）[10，11]。预防性储备动机和投机动机是该现象产生的重要动因。现有关于金融化影响因素的研究多聚焦于外部宏观环境和微观企业治理两个方面。外部环境方面，外部宏观环境的变化直接关系到资本市场的稳定性，通过影响金融投资活动的投资风险和预期未来收益来改变企业的金融投资策略（吴娜等，2022）[12]。彭俞超等（2018）[13]发现经济政策不确定性从金融资产投资总量和配置结构两方面有效抑制了企业的金融化进程。吴娜等（2022）[12]则指出，中美贸易摩擦通过削弱企业家精神显著提高了企业的金融资产配置。此外，货币政策（杨筝等，2017）[14]、“一带一路”倡议（王婷和杜勇，2023）[15]、税收制度等也会对其施加影响。企业治理方面，提高内部控制质量（王瑶和黄贤环，2020）[16]和履行社会责任（刘姝雯等，2019）[17]均能显著抑制企业金融化。此外，金融化水平的高低还受到诸如股权结构（孙泽宇和齐保垒，2022）[18]、高管独特经历和个人特质（杜勇等，2019）[19]以及企业家精神（吴娜等，2021）[20]等内部因素的影响。综上，虽已有文献关注到常规机构投资者能够通过“话语权”或“退出机制”等方式对企业过度配置金融资产的不当行为实现有效的监督治理，但鲜有学者基于兼具治理效应和政府属性的“国家队”这一特殊投资主体视角展开研究，这为本文提供了研究契机。
（二）“国家队”持股的经济后果
自2015年“股灾”爆发以来，“国家队”便肩负着稳定股票市场的重要职责，而非以低买高卖等手段套取利润。关于“国家队”持股的经济后果，多数研究认为，入场后的“国家队”确实如预期般发挥了市场“稳定器”的作用。集资金、专业技术及政府背景等优势于一身的“国家队”可以采取有效措施将股价波动控制在合理范围内，进而实现稳定股票市场、防范金融风险等目的（李志生和金凌，2019）[21]，并且权威媒体的报道能够放大“国家队”对于股价波动性的抑制效应，有助于稳定整个股票市场（王雄元和何雨晴，2020）[22]。此外，“国家队”在抑制公司违规（文雯和乔菲，2021）[23]、提升企业创新投资水平（于雪航和方军雄，2020）[24]、降低企业风险（文雯等，2021）[25]等微观经济活动方面也发挥了积极作用。由此可见，关于“国家队”救市作用的文献已较为丰富，但对其能否发挥治理效应进而影响企业金融投资决策的研究尚显不足，研究此问题既能为监管部门评价“国家队”的持股效果提供新视角，亦能为企业“脱虚向实”和高质量发展提供政策启示。
三、理论基础与研究假设
作为有权力的监管者和专业的投资者（李志生等，2019）[9]，“国家队”具备监管动机和专业能力对被持有公司的金融投资行为施加影响。为救市而入场的“国家队”对于容易加剧资源错配甚至可能诱发金融危机的投资行为极具敏感性，有动机对其实施监管以提前防控金融风险；
同时，较强的专业能力使得“国家队”可以通过“用手投票”等方式影响决策者在金融机会筛选和资本运作中的能力感知。那么，“国家队”持股影响企业金融化的具体路径是什么？本文认为“国家队”持股能够通过缓解融资约束和改善信息环境来抑制实体企业“脱实向虚”。
第一，集诸多优势于一身的“国家队”能够通过整合内外部多种资源来减轻企业面临的融资约束，从而弱化“蓄水池”动机下的金融投资活动。首先，背靠政府的“国家队”借助手中庞大的资金池直接进入二级市场买入股票的行为，本身就意味着政府向市场注入大量资金（李志生和金凌，2019）[21]，从而能够缓解企业的融资困境，并为其高质量发展提供资金支持。其次，兼具政策优势、专业知识和技能等“软资源”的“国家队”能够借助可靠渠道对企业信息进行收集、处理和解读，提高信息环境透明度，降低外部投资者对于未来长期投资的不确定性，提振其投资信心，从而帮助被持股企业拓宽外部融资渠道。最后，“国家队”持股具有“信号传递”效应（文雯等，2021）[25]，其持股动向可能被识别为一种积极信号从而提升投资者的投资积极性以及银行等其他资金提供方的信任程度，降低融资成本和融资难度，提升企业对于外部融资的可获得性并保证资金获取的连续性，抑制预防性储蓄动机下的金融投资行为。
第二，“国家队”持股具有“眼球效应”，可以提升市场上其他利益相关者的关注度，降低内外部信息不对称程度，缓解代理问题，进而减少投机动机下管理层为获取高额收益而损害企业高质量发展的金融投资行为。首先，“国家队”集投资范围广泛、投资体量庞大且社会影响力较强等特点于一身，其投资动向往往会成为证券分析师等各方关注的焦点（于雪航和方军雄，2020）[24]。而作为重要信息中介的证券分析师凭借自身专业能力能够全方位地介入金融市场信息生产、传递的整个过程（潘越等，2011）[26]，其成熟且专业的分析能够缩小企业内外部信息差距，优化外部信息环境（文雯和乔菲，2021）[23]，进而约束投机动机下的金融资产配置行为。其次，“国家队”依靠权威的信息来源和强大的专业技能，也更容易发现被持股公司做出的有损公司长期发展的异常投资行为，并将这种负面信号传递给外部投资者，以无形压力纠正管理层的投资短视问题。最后，为救市而出现的“国家队”在其持股过程中担当着“长期监督者”角色（文雯等，2021）[25]，能够发挥外部监督效应，识别管理层进行金融投资活动的真实动机，对于管理层出于获取高额薪酬、改善短期经营业绩以及隐藏主业负面消息等目的而操纵金融资产投资的非正当行为实施有效监督和威慑，从而降低金融化水平。
综上，兼具监管动机和专业能力的“国家队”能够通过缓解融资约束和改善信息环境有效抑制被持股企业的金融投资活动。基于此，本文提出以下假设：
H1：“国家队”持股有助于抑制企业金融化。
四、研究设计
（一）样本选取和数据来源
2015年中国股市发生剧烈动荡，以中国证券金融股份有限公司为代表的“国家队”开始大规模持有非金融类A股上市公司股票进行救市，并在此后若干年内持续活跃于中国股票市场，故本文选取2015—2021年沪深A股上市公司为初始样本，剔除ST类、金融保险类和房地产类以及关键数据缺失的样本，最終得到20717个样本观察值。为排除异常值的影响，对所有连续变量分别在1%和99%位置进行了缩尾处理（Winsorize）。“国家队”持股数据来自Choice金融终端数据库，企业财务数据来自国泰安数据库，宏观经济数据来自国家统计局网站。
（二）变量定义
1. 企业金融化。参考杜勇等（2017）[1]、Demir（2009）[27]等的研究，以金融资产占总资产的比重来度量企业金融化。其中金融资产=（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+持有至到期投资净额+投资性房地产净额）。对该公式进行两点说明：其一，因难以区分“长期股权投资”的持有目的是追求金融投资获利，还是属于企业战略意图下的主业扩张，故本文暂时未将其纳入金融资产核算中。其二，鉴于2018 年发布的新企业会计准则中有关金融资产的会计处理发生较大变动，故对2018年及以后年份的“持有至到期投资”和“可供出售金融资产”用“债权投资”“其他债权投资”“其他权益工具投资”以及“其他非流动性金融资产”进行代替。
2.“国家队”持股。借鉴于雪航和方军雄（2020）[24]的做法，采用以下两种方式衡量：（1）Treat为哑变量，“国家队”持股时取1，否则取0；
（2）Govern为“国家队”持股比例，即当年“国家队”持股数量除以公司总股数。
3. 控制变量。借鉴杜勇等（2017）[1]的研究，控制如下变量：企业规模、资产负债率、固定资产比率、盈利能力、企业成长性、管理费用率、董事会规模、第一大股东持股比例、产权性质、上市年限、两职合一、实际GDP环比增速、M2增长率；
此外，还控制了年份和行业变量。具体变量定义如表1所示。
（三）研究模型
为验证“国家队”持股对企业金融化的影响，本文借鉴张成思和张步昙（2016）[3]的研究，构建如下回归模型：
[FINRATIOi，t=α0+α1Governi，t/Treati，t+αjControlsi，t+∑Industry+∑Year+εi，t] （1）
其中，[FINRATIO]为企业金融化，[Govern]和[Treat]为“国家队”持股，[Controls]为控制变量，[εi，t]为误差项。根据研究假设，预期估计系数[α1]显著为负。
五、实证分析
（一）描述性统计
从表2中可以看出，Treat均值为0.280，表明样本中约有28.0%的企业存在“国家队”持股；
Govern均值为0.006，表明样本中“国家队”持股比例平均为0.6%。企业金融化最大值为0.469，最小值为0，均值为0.056，标准差为0.089，表明在不同企业中金融资产占总资产的比重存在较大差异。其他变量的描述性统计与已有研究基本吻合，故不再赘述。
（二）相关性分析
表3列示了全样本中主要变量的相关系数矩阵。可以发现，Govern、Treat与企业金融化的Pearson相关系数分别为
-0.056和-0.073，均在1%水平上显著，初步说明“国家队”持股与企业金融化之间存在显著的负相关关系。此外，控制变量之间的相关系数均较小，并且回归分析后计算的各变量VIF值均小于10，表明回归模型中不存在严重的多重共线性问题。
（三）单变量分析
为检验“国家队”持股与未持股企业之间的金融化水平是否存在显著差异，本文按照“国家队”是否持股进行了单变量分析，结果见表4。在“国家队”未持股企业中，金融化平均水平为6%，而在持股企业中，金融化平均水平为4.6%，且均值差异在1%水平上显著，同时中位数差异检验同样在1%水平上显著。以上结果初步证明了存在“国家队”持股的企业，其金融化水平更低。
（四）回归分析
表5列示了“国家队”持股与企业金融化的回归结果。结果显示，Govern的回归系数为-0.091，在5%水平上显著，Treat的回归系数为-0.004，在1%水平上显著，表明当上市公司存在“国家队”持股时，其金融化水平明显更低。该结果支持了本文的研究假设，即“国家队”持股显著抑制了企业金融化。
（五）稳健性检验
1. 内生性问题。为克服潜在的内生性问题，本文先后采用倾向得分匹配法、Heckman两阶段法以及工具变量法进行回归。
首先，考虑到“国家队”持股和未持股企业之间可能存在某些系统性差异，本文运用倾向得分匹配法（PSM）对样本进行匹配处理，以“国家队”是否持股为被解释变量，构建包含模型（1）中所有控制变量的Logit模型，分别采用1∶1最近邻匹配、核匹配以及半径匹配为处理组样本来选择对照组样本。匹配后的样本回归结果见表6，与前文结果基本一致。
其次，考虑金融化水平更低的企业更有可能成为“国家队”持股对象，本文采用Heckman两阶段法以控制潜在的样本选择偏差问题。第一阶段以Probit模型计算逆米尔斯比率（IMR），将其加入模型（1）进行第二阶段回归，结果见表7。“国家队”持股的回归系数显著为负，结论稳健。
最后，为降低遗漏变量带来的干扰，借鉴于雪航和方军雄（2020）[24]的研究，本文选择同年度同行业公司的“国家队”持股比例均值（Govern_mean）作为工具变量进行两阶段回归。鉴于该指标与行业、年份的特征相关，但与某个特定企业的特征相关性较小，因而不会直接影响到本企业的金融投资决策，满足工具变量相关性和外生性的要求，结果见表8。列（1）和列（2）表明，工具变量的系数均在1%水平上显著为正，且Cragg-Donald Wald F统计量和Kleibergen-Paap rk F 统计量均远大于10%显著性水平的临界值16.38，表明不存在弱工具变量问题；
同时Kleibergen-Paap rk LM值统计量均在1%水平上显著，说明不存在不可识别的问题；
由列（3）和列（4）可知，“国家队”持股的回歸系数仍显著为负，本文结论具有稳健性。
2. 替换变量。一是改变金融化的度量方式。为控制因企业金融化衡量方法不统一带来的偏差，本文参考张成思和张步昙（2016）[3]的做法，以金融渠道获利程度（Fin2）来重新度量金融投资，另外借鉴王化成等（2023）[28]对企业金融化（Fin3）的定义，重新进行回归，表9列（1）—（4）的结果显示，度量方式的不同并不影响本文结论。二是改变“国家队”持股的度量方式。借鉴李志生和金凌（2019）[21]的研究，将“国家队”减持比例（ΔGovern）作为解释变量重新进行回归，结果见表9列（5），其回归系数显著为正。这说明“国家队”的减持行为在一定程度上意味着企业金融化水平的提高。另外，本文以年末“国家队”持股年数（Duration）作为解释变量重新进行回归，结果如表9列（6）所示，其估计系数在1%水平上显著为负，即“国家队”持股时间越长，其对企业金融化的抑制作用越强。
3. 剔除特殊年份。考虑到2015年中国股市发生剧烈波动，为减轻股灾影响，本文在剔除2015年的样本后重新进行回归。结果见表10的列（1）和列（2），结论保持不变。
4. 增加中观维度控制变量。鉴于某些行业中观维度的因素同样与金融化水平紧密相关，故额外控制行业主营业务利润率（IndNr）和行业竞争程度（HHI）后重新进行回归，结果如表10的列（3）和列（4）所示，“国家队”持股的系数仍显著为负。
5. 公司固定效应模型。为控制其他不随时间变化的潜在影响因素带来的偏差，本文进一步采用公司固定效应进行检验。结果见表10的列（5）和列（6），“国家队”持股的估计系数在1%水平上显著为负，这表明遗漏变量问题对本文结论的干扰较为微弱。
6. 多期DID模型及其异质性处理效应问题。首先，当解释变量为“国家队”是否持股时，其本质变成了面板数据下的处理效应估计。因“国家队”入股年度存在先后，故属于多时点DID估计。本文借鉴于雪航和方军雄（2020）[24]的做法，以“国家队”持股前后各三年（2012—2018）的数据为基础，设计模型（2）进行多时点DID检验。
[FINRATIOi，t=α0+α1DIDi，t+αjControlsi，t+∑Firm+∑Industry+∑Year+εi，t] （2）
其中，[DID]为“国家队”持股，样本期间内企业被“国家队”首次持股及以后年份连续持股时取1，否则取0，其他变量同模型（1）一致。表11汇报了多时点DID的回归结果，DID的估计系数在5%的水平上显著为负，支持前文结论。
其次，近期Chaisemartin和D"Haultfoeuille（2020）[29]等学者指出，传统双向固定效应模型可能会因为存在“负权重”问题而导致政策效应的估计结果产生偏误。考虑到“国家队”持股时间不一致，并且其持股效果会随时间而发生变化，使用传统DID估计方法得出的处理效应可能存在偏差，故本文进行以下稳健性检验。先借鉴Chaisemartin和D"Haultfoeuille（2020）[29]的研究对负权重占比进行讨论，结果发现正权重和负权重个数分别为3805个和85个，正权重占比为1.002，负权重占比为-0.002，接近于0，表明本文结果较为可信。然后分别根据Callaway和Sant" Anna（2021）[30]、Sun和Abraham（2021）[31]提出的“组别—时期”加权估计、Gardner（2021）[32]提出的插值填补法对可能存在的异质性处理效应进行检验，结果见表12，DID的回归系数显著为负，结果较为稳健。
最后，鉴于“国家队”持股在后期存在“退出”情形，借鉴Chaisemartin和D"Haultfoeuille（2020）[29]的研究对其进行检验，表12结果显示，DID的估计系数显著为负，结论稳健。
（六）影响机制分析
前文结果表明，“国家队”持股显著抑制了企业金融化。接下来，本文将从融资约束与信息环境两方面来考察“国家队”持股抑制企业金融化的具体途径。借鉴江艇（2022）[33]的建议，构建如下中介效应检验模型：
[Medi，t=α0+α1Governi，t/Treati，t+αjControlsi，t+∑Industry+∑Year+εi，t] （3）
[FINRATIOi，t=α0+α1Governi，t/Treati，t+α2Medi，t+αjControlsi，t+∑Industry+∑Year] （4）
其中，[Medi，t]为中介变量，包括融资约束（SA）和外部信息环境（Anal），前者以SA指数来衡量，后者以分析师人数加1取对数来衡量。
1. 基于融资约束的路径分析。具有政府背景的“国家队”资金实力雄厚，既能直接为企业带来资金支持又能降低其融资成本和融资难度，吸引更多外部投资，破解融资约束难题，从而能够有效抑制预防性动机下的金融投资行为。回归结果见表13。列（1）和列（3）中，Govern和Treat的回归系数均显著为负，表明“国家队”持股能够有效缓解企业的融资约束困境。由列（2）和列（4）可知，融资约束的估计系数均在1%的水平上显著为正，表明企业融资约束问题越严重，越倾向于配置各类金融资产。在控制融资约束后，Govern和Treat的回归系数至少在10%水平上显著为负。此外，Sobel Z统计量均在1%水平上显著，中介效应成立，即“国家队”持股能够通过直接为企业提供资金支持来降低企业融资成本和融资难度，进而缓解融资约束，弱化了预防性储蓄动机下的金融资产配置行为。
2. 基于信息环境的路径分析。“国家队”因自身的特殊性，其投资行为往往具有较强的“指向标”作用，能够吸引证券分析师、新闻媒体等进一步关注，各方合力监督能够优化外部信息环境，抑制投机动机下的金融资产持有行为，降低金融化水平。结果如表14所示。在列（1）和列（3）中，Govern和Treat的回归系数均显著为正，表明“国家队”持股能够提高分析师关注度。由列（2）和列（4）可知，外部信息环境的系数在1%水平上显著为负，表明分析师关注度越高，企业金融化程度越低；
在控制外部信息环境后，Govern和Treat的回归系数至少在5%水平上显著为负。此外，Sobel Z统计量均显著为负，中介效应成立，即“国家队”持股能够通过吸引更多分析师的关注来改善企业信息环境，提高信息透明度，并对投机动机驱使下管理层将本该用于长期实业发展的资金挪用至短平快的金融资产投资上的投机行为实施有效监督和约束，进而抑制企业金融化。
六、进一步分析
（一）区分金融资产持有动机
不同动机下的金融资产持有呈现出不同类型的期限结构特征。预防性储蓄动机下，企业倾向于配置各类流动性高、周转快和变现能力强的短期金融资产，以利用其“蓄水池”功效来降低未来经营过程中资金链断裂的风险；
而投机动机下，具备超额收益能力的长期金融资产则成为企业进行资本套利的首选。考虑到“国家队”持股可能会对不同动机下的金融资产持有产生不同程度的影响，借鉴彭俞超等（2018）[13]的研究，本文将企业金融化（FINRATIO）細分为预防性储蓄动机下的企业金融化（S_Fin）和投机动机下的企业金融化（L_Fin）。即S_Fin=（交易性金融资产+衍生金融资产）/总资产，L_Fin=剩余金融资产/总资产，分别进行回归。结果如表15所示，“国家队”持股的估计系数在预防性储蓄动机组中为负，但显著性较为微弱；
而在投机动机组中，其系数分别为-0.079和-0.002，均在1%水平上显著，且后者系数的绝对值明显大于前者。上述结果表明“国家队”持股对预防性储蓄动机和投机动机下的金融资产持有均能产生抑制作用，但对后者的抑制作用更为强烈，即“国家队”主要通过抑制投机动机下的金融资产配置来降低金融化水平。
（二）区分不同持股比例
持股比例的高低直接关系到“国家队”在公司治理过程中的影响力与话语权。当持股比例较低时，“国家队”较为微弱的治理效应可能无法影响企业的金融投资决策；
而较高的持股比例则意味着“国家队”能够更为有效地缓解企业融资约束并改善外部信息环境，进而抑制企业金融化。故本文将“国家队”持股子样本按照其是否高于持股比例的年度行业中位数进行分组，以检验不同持股水平下“国家队”发挥的治理效应，结果见表16。其中，Govern的估计系数在高持股比例组中显著为负，在低持股比例组中不显著，这说明国家队持股比例越高，其在公司治理中的话语权和影响力越强，越能对企业偏离主业生产而进行金融资产配置的投资决策施加影响，故对于企业金融化的抑制作用越强。
（三）经济后果分析
创新是引领经济高质量发展的第一动力，而研发投入则是企业创新能力的重要标志。那么，“国家队”在抑制企业金融化后，能否引导企业将资源转投到研发创新环节，实现高质量发展呢？本文以研发投入占总资产的比重来衡量企业研发投入强度（RD），并利用中介效应检验模型来探讨“国家队”持股对企业研发投入的影响，结果见表17。其中，列（1）和列（4）显示Govern和Treat的系数均显著为正，说明“国家队”持股能够提升企业研发投入；
列（2）和列（5）中Govern和Treat的系数均在10%水平上显著为负，说明“国家队”持股抑制了企业金融化；
列（3）和列（6）显示Govern和Treat的系数均显著为正，且企业金融化的系数显著为负，中介效应成立。这说明“国家队”在抑制企业“脱实向虚”趋势后，进一步引导其将有限的发展资源投向研发创新领域，以创新价值投资来实现高质量发展。
七、研究结论与启示
本文基于金融化视角，以2015—2021年沪深A股上市公司为样本，考察了“国家队”持股对实体企业高质量发展的影响。研究发现，“国家队”持股抑制了企业金融化。机制检验表明，缓解融资约束和改善外部信息环境是“国家队”发挥抑制作用的主要路径。进一步检验发现，对于投机动机下的金融资产持有和国家队持股比例较高时，抑制效应更明显。此外，“国家队”持股在抑制企业金融化后，提升了企业的研发投入。
本文研究结论具有一定的启示意义：第一，本文研究表明“国家队”在微观企业层面同样存在积极的治理效应，应鼓励和支持以“国家队”为代表的成熟、理性且具有长期价值投资视野的机构投资者积极参与公司治理实践，以更好地发挥其监督治理作用。第二，本文研究结论为缓解企业金融化提供了新思路。即“国家队”既要充分利用好手中的资金“活水”为实体企业的转型升级和研发创新输送资金，帮助其实现融资的增量、降价、提质、扩面，破解其融资困境，也要与证券分析师等各方形成监督合力，为实体企业高质量发展营造高透明度的外部市场环境。第三，“国家队”在持股过程中应重点关注和监督企业投机动机下的金融资产持有行为，并适当提升自身持股比例，积极引导实体企业高质量发展。
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