自由贸易试验区建设与企业实体投资

张宇

摘   要：我国自由贸易试验区建设的主要目的是推动实体经济发展以实现产业转型升级并建成开放型经济格局。本文研究发现自由贸易试验区建设显著提高企业实体投资率，其中的重要作用机制是融资约束缓解、金融化投资绝对收益水平下降、实体投资绝对风险水平下降。此外，本文检验了自由贸易试验区建设后企业金融化投资规模和投资倾向的变化，并对比了企业采取不同投资决策的财务业绩表现。本文在微观企业层面证明了自由贸易试验区建设助力实体经济发展目标实现及其路径，为进一步完善相关制度建设和促进企业发展提供现实依据和有益参考。

关键词：自由贸易试验区；实体投资；脱虚向实；投资收益；投资风险

中图分类号：F830   文献标识码：A  文章编号：1674-2265（2024）03-0044-10

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2024.03.005

一、引言

近年来，国际经济关系复杂多变，不稳定性不确定性较大，国内经济下行压力增加，全面深化改革和扩大开放是提升我国经济发展质量的重要内容，各类对外开放平台承担了制度创新与区域开放布局等功能。当前阶段，广受关注的自由贸易试验区建设成为构建以国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进的新发展格局的重要平台，其着眼于新时代的开放布局、开放方式和开放重点。现有研究主要关注了自由贸易试验区建设在货物贸易规模、国际资本流动、区域经济增长等宏观层面的经济后果（项后军等，2016；殷华和高维和，2017；韩瑞栋和薄凡，2019；王爱俭等，2020；蒋灵多等，2021）[1-5]，但是，此类影响多是量的“开放红利”，未能充分论证质的有效提高，而这正是我国经济高质量发展中亟待解决的难题，也是强化金融服务实体经济的重要目标。金融服务实体经济不应该被简化为无条件满足微观企业资金需求，其根本要求是有效发挥资源配置功能。当前阶段，实体经济低迷但金融资产市场呈逆周期上扬态势，实体企业资金空转或“脱实向虚”问题较为严重（张成思和张步昙，2016）[6]。因此，自由贸易试验区建设助力实体经济发展目标是否实现需要进一步考察试验区建设是否有助于提高企业实体投资率，基于何种原因导致企业将新增获得资金投向实体经济而非金融化，以及这一投资决策的经济后果如何。

为此，本文基于自由贸易试验区建设这一准自然实验，对我国区域性政策与企业实体投资的关系进行研究。本文可能存在以下的创新和贡献：一是在研究内容上，提供了自由贸易试验区建设在微观企业决策层面经济后果的实证证据。目前，国内现有文献大都验证了上海、广州等自由贸易试验区在区域经济指标方面的促进作用，忽视了企业作为贸易开放与经济全球化的载体以及政策制度影响的主要市场主体，在应对和适应宏观政策中的重要作用，本文对此进行补充。二是在研究视角上，本文将自由贸易试验区建设作为多维度集合，从促进实体经济发展的具体目标切入，从企业特征和金融机构行为的互动性影响两个方面进行机制研究，特别对以往文献中尚未得到一致结论的实体投资收益和风险的作用机制进行验证（张成思和张步昙，2016；Klein和Marquardt，2006；Demir，2009）[6-8]，为进一步的政策创新方向提供理论支持。

二、研究假说

一方面，自由贸易试验区建设会促进企业实体投资。首先，基于制度理论，制度塑造市场环境并影响企业行为决策（Busenitz等，2000）[9]。自由贸易试验区从政府职能转变、投资开放、贸易升级、金融创新等方面改革创新举措，改变造成企业“脱实向虚”的外部环境，总体上为企业投资实体经济创造了更好条件。其次，在良好的外部环境影响下，企业倾向于构建长期发展的核心竞争力，实体投资主要涉及固定资产更新改造、新产品和新技术研发投入以及管理方式升级创新（黄贤环和王瑶，2019）[10]，既是维持企业现有市场份额和市场地位的有效手段，也是实现企业盈余持续性和高质量发展的主要方式。最后，基于集聚理论（Marshall，1920）[11]，自由贸易试验区引致要素流动和集聚（盛斌，2015）[12]，有助于企业共享经济正外部性，提高了企业承担实体投资周期长、投入大、不可逆以及资产专用性较强等风险的可能性。综上，自由贸易试验区建设将有助于提高企业实体投资的机会和需求。

另一方面，自由贸易试验区建设也可能抑制企业实体投资可能性。根据实物期权理论和不可逆投资理论（Arrow，1968；Bernanke，1983）[13，14]，固定资产投资等长期实物投资具有不可逆性，一旦环境不确定性造成实物投资的收益低于预期水平，所投资的实物可能变成沉没成本或者仅可以获得较低的变现价值。因此，当企业面临环境不确定性时，企业可能会递延资本投资，利用外部融资投资的概率降低（王义中和宋敏，2014）[15]。相比促进金融化投资（彭俞超等，2018）[16]，经济政策不确定性会抑制企业固定资产投资（Gulen和Ion，2016；Kim和Kung，2017；李凤羽和杨墨竹，2015；谭小芬和张文婧，2017；刘贯春等，2019）[17-21]。因此，虽然自由贸易试验区整体以提升开放质量为目标，但制度设计契合各省市经济发展战略目标和现状，建设过程中各类政策在自主创新尝试、其他试验区经验借鉴基础上将有后续调整与变更，试点政策出台后在执行强度和效果方面存在不确定性，企业可能选择等待机会，进而抑制企业实体投资倾向。

基于以上分析，本文提出如下对立性假设：

假设1a：自由贸易试验区建设促进企业实体投资。

假设1b：自由贸易试验区建设抑制企业实体投资

三、研究设计

（一）样本选取

本文选取2010—2019年滬深A股上市公司为初始样本，剔除金融类行业、ST、资不抵债、上市时间不满一年以及数据缺失样本，对所有连续变量进行上下1%缩尾处理，公司财务和治理相关数据均来自国泰安数据库。本文手工整理了上市公司的注册地和办公地数据，将数据细化到自由贸易试验区所在地级市层级，进而定义自由贸易试验区的实验组变量。

（二）变量设计与模型构建

由于各自由贸易试验区依次成立，参考多点DID方法，本文使用模型（1）检验自由贸易试验区建设如何影响企业实体投资。

[FIXi，j，t=α0+α1TREATi，j，t×POSTj，t+Controlsi，t-1+μt+θi+εi，j，t] （1）

实体投资（[FIX]）以“企业购建固定资产、无形资产和其他长期资产支付的现金”除以总资产衡量（Gulen和Ion，2016；黄贤环等，2021）[17，22]。本文的基本检验定义实验组[TREATi，j，t]为公司[i]在[t]年的注册地处于试验区所在城市[j]（地级市）时取1，否则为0；若涉及注册地搬迁，仅当年注册地处于试验区城市时取1；定义[POSTj，t]在城市[j]（地级市）在自由贸易试验区正式运营之后年度取1，否则为0；[α1]为关注系数。参考企业实体投资与金融化等相关文献，本文选取滞后一期的资产规模（SIZE）、盈利能力（ROA）、股权集中度（TOP1）、公司年龄（ESTBAGE）、成长能力（GROWTH）、财务杠杆（LEV）、产权性质（SOE）、董事会规模（BOARD）、管理层持股比例（MGSR）以及两职兼任（DUAL）作为公司层面控制变量；选取地级市级别GDP增长率（GdpGrowth）、第二产业占比（SndGdp）、第三产业占比（TrdGdp）作为宏观层面控制变量。另外，本文控制年度固定效应[μt]和公司固定效应[θi]。具体变量定义见表1。

四、实证结果

（一）描述性分析

表2为主要变量的描述性统计。实体投资均值为0.0482，中位数是0.0343，说明我国A股上市公司的实体投资占资产总额的比重较低，仍有投资空间，与我国当前实体企业普遍存在“脱实向虚”的现象相吻合；实体投资最小值为0.0002，而最大值达到0.2281，说明上市公司间投资倾向存在较大差异。其他公司层面和宏观控制变量分布较为合理，与现有文献数据具有可比性。

（二）主检验回归结果

表3报告了地级市层面自由贸易试验区建设对当地上市公司实体投资的基本回归结果。表3采用逐步回归方法，逐步加入公司层面和地级市层面控制变量，三列均控制了个体固定效应和年份固定效应，并在公司层面聚类。結果表明自由贸易试验区与实体投资显著正相关，为本文研究假说提供了初步的证据支持，即自由贸易试验区建设将推动企业进行实体投资，“脱实向虚”现象得到缓解。本文采用第（3）列的回归方式进行后续实证分析。

由于使用DID回归要求实验组和控制组有严格的时间平行趋势，否则将导致结果存在偏误，本文进行了平行趋势检验。以试验区成立前1—3年生成3个年份虚拟变量before1j，t、before2j，t、before3j，t，成立当年虚拟变量currentj，t，成立后1—2年虚拟变量after1j，t、after2j，t，成立3年及以后虚拟变量after3j，t，将年份虚拟变量与Treati，j，t交乘，再以实体投资为因变量对样本进行平行趋势检验。控制变量与主检验保持一致，结果如图1所示。图1中各小图横轴表示距离自由贸易试验区成立的年份，纵轴表示估计值大小。可以发现，before1j，t、before2j，t、before3j，t与Treati，j，t交乘项的回归系数均不显著，不能拒绝平行趋势假设。

（三）稳健性检验

1. 改变核心指标度量方式。固定资产投资是企业实体投资最具有代表性的重要组成部分，故此，本文将实体投资重新定义为当年外部购买的固定资产、在建工程转入固定资产和新增在建工程之和除以公司年末资产总额（申慧慧和于鹏，2021）[23]，重新回归结果见表4第（1）列。

此外，考虑到存量占比未能充分反映实体投资的增加，本文重新定义实体投资为企业购建固定资产、无形资产和其他长期资产支付的现金的增加额除以公司年末资产总额，以及当年外部购买的固定资产、在建工程转入固定资产和新增在建工程之和整体的增加额除以公司年末资产总额，重新回归结果见表4第（2）列和第（3）列。

2. 增加控制变量。企业实体投资偏好受公司特征如治理水平、自由现金流状况等影响，也与公司管理层特征相关，为减轻遗漏变量带来的内生性问题，参考现有文献，本部分增加滞后一期机构投资者持股比例（INST）和经营活动产生的净现金流量占比（CFL）作为控制变量，回归结果见表5第（1）列；增加公司董事、监事、高管具有金融背景（FinBack）、学术背景（AcademicBack）和海外背景（OveseaBack）的比例作为控制变量，回归结果见表5第（2）列。

3. 增加固定效应。由于我国各省份资源禀赋与经济发展水平不同，各省份企业之间可能存在系统性差异，同时行业政策和偏好也可能影响本文的研究结果。前文虽控制个体固定效应，但不免存在随时间变化的其他特征影响回归结果。针对此问题，为减小宏观因素的可能影响，本文控制高维固定效应，包括企业固定效应、行业年度固定效应和城市年度固定效应，结果如表5第（3）列所示。

4. 重新处理样本。前文检验中，本文使用企业注册所在地级市定义自由贸易试验区实验组是由于绝大多数A股上市公司在注册地开展生产经营活动，但也不乏企业因IPO政策、区域税收和产业政策优惠、财政补贴等原因，在某城市注册但经营部门设在另一城市的情况。为此，本文搜集上市公司办公地址所在地级市作为替代性变量定义实验组，其余设计不变，回归结果见表6第（1）列。

自由贸易试验区作为一类先行示范性试点政策，其重要意义在于形成可复制、可借鉴、可推广的经验，即自由贸易试验区的选址并非随机分布，而是受各省地理位置、经济环境、开放程度等多方面因素影响，且分别服务于国家各个区域发展战略。为减轻省份固有差异和试验区选址问题导致的DID回归结果偏误，本文剔除从未设立过自由贸易试验区的省份，仅对子样本进行试验区建设前后企业实体投资差异的回归分析，结果如表6第（2）列所示，基本检验结论稳健。

虽然本文认为自由贸易试验区建设将对整个片区所在地级市企业均产生直接或间接的影响，但不能否认将同城区外企业纳入实验组可能对结果产生一定干扰。为此，仅以片区内企业样本为实验组，其他企业为控制组，回归结果如表6第（3）列所示，结论稳健。

5. PSM检验。由于各类企业的实体投资水平可能存在系统性差异，本部分进一步对通过倾向匹配得分法（PSM）得到的匹配样本进行检验，回归结果如表6第（4）列所示，在控制公司系统性差异后，TREAT[×]POST的回归系数依然显著为正。

6. 安慰剂检验。由于国家对自由贸易试验区的选址以及企业在何地注册并非随机分布，可能导致本文回归结果中存在因遗漏变量和反向因果带来的内生性问题。同时，除了试验区设立这一政策变化外，一些其他政策或随机性因素也可能导致上市公司的投资决策发生变化。基于此，本部分通过两种方法进行安慰剂检验：（1）虚构样本。借鉴范子英和刘甲炎（2015）[24]的方法，删除位于各自由贸易试验区所在地级市的所有上市公司样本，将位于自由贸易试验区所在省份的其他地级市的上市公司作为虚拟处理組，回归结果如表7第（1）列所示。（2）虚构年份。借鉴刘瑞明和赵仁杰（2015）[25]的方法，假设各自由贸易试验区成立年份随机提前1—3年，回归分析结果如表7第（2）列所示。TREAT[×]POST的系数均不具统计上的显著性。

（四）机制检验

1. 融资约束。融资约束程度是影响企业实体投资决策的关键因素。在不满足完美资本市场前提假设下，投资决策和融资决策之间存在交互影响（Myers，1977；Stein，2003；Dittmar和Thakor，2007）[26-28]，尤其是信息不对称问题和委托代理问题的存在，使得融资约束成为企业投资行为的限制条件（Hubbard等，1998）[29]。在我国，较高的融资约束程度是企业降低实体投资水平的主要原因（韩珣和李建军，2020）[30]，金融资产可能是企业投资活动的缓冲工具，“脱实向虚”有助于企业在长期内增加资金供给来满足实体投资的需要（杜勇等，2017）[31]。自由贸易试验区建设可以通过增加企业获得外部融资的机会改善这一现象。一方面，自由贸易试验区建设通过金融制度创新促进当地金融业发展，提高信贷配置效率，使企业更容易获得低成本的金融资源，缓解融资约束。另一方面，自由贸易试验区建设能促进金融机构和企业的混合集聚，地理距离缩小能够降低市场摩擦及相应的交易成本，帮助企业获得融资（Butler和Cornaggia，2011；许和连等，2020）[32，33]。因此，自由贸易试验区能通过缓解融资约束，增加企业实体投资所需资金，降低企业金融化的“预防性存储”动机，从而改善“脱实向虚”问题。

本部分采用两种方式对这一作用机制进行检验：其一，以实体投资为被解释变量，检验自由贸易试验区建设后的投资—现金流敏感性变化，现金流（CFL）以经营活动现金流净额除以期初固定资产净额（CFL1）（屈文洲等，2011）[34]或除以固定资产原值（CFL2）（曹春方等，2015）[35]来表示。其二，由于未来现金流不确定性增加所暗含的融资约束也会造成实体投资下降（Gulen和Ion，2016；Kim和Kung，2017）[17，18]，参考刘贯春等（2020）[36]，计算企业6期经营活动产生的现金流量净额除以总资产的滑动窗口标准差，作为企业未来现金流不确定性（CFL_Uncertainty）的代理变量，采用中介效应模型检验以未来现金流不确定性所代表的融资约束变化情况。

表8是融资约束机制的作用结果。Panel A列示了投资—现金流敏感性变化，两列的TREAT[×]POST[×]CFL系数均显著为负，说明相比自由贸易试验区建设前，试验区建设后企业降低了投资和现金流之间的敏感性，支持缓解融资约束的作用机制。Panel B中第（3）列被解释变量为企业未来现金流不确定性，TREAT[×]POST系数为-0.0026，且在10%的水平上显著，说明自由贸易试验区建设降低了未来现金流不确定性，与降低企业融资约束相对应。第（4）列TREAT[×]POST和企业未来现金流不确定性的系数均通过显著性检验，证实自由贸易试验区通过降低企业未来现金流不确定性间接助推企业实体投资水平提升。

2. 投资收益与投资风险。如果企业融资约束得以缓解，那么企业为什么选择投资实体而非金融产品？投资风险方面，自由贸易试验区设立可能通过降低实体投资风险绝对水平作用于企业实体投资率，但也有可能有助于降低金融投资风险绝对水平。即在组合配置实体投资和金融投资时，应衡量两类投资的相对风险。投资收益方面，一方面，在自由贸易试验区内推行政府管理方式由注重事先审批转为注重事中、事后监管，建立一口受理、综合审批和高效运作服务模式，提高了政府工作效率，降低了企业制度性交易成本，税收优惠和财政补贴等政策红利进一步降低了企业经营成本，提高了实体投资收益的绝对水平。另一方面，自由贸易试验区建设通过金融创新和金融竞争降低金融产品绝对投资收益。在企业资金相对充裕的条件下，“脱实向虚”的主要原因在于资本逐利性引导，因此，缩小两类投资收益差异能够缓解收益错配、提高实体投资率。由此，本文采用两阶段中介效应模型对此作用机制进行检验。

在投资收益方面，参考刘贯春等（2020）[36]，定义实体投资收益绝对水平（FIX_Return）为息税前利润去掉金融投资收益之差除以经营资产总额，经营资产总额等于运营资本、固定资产、无形资产等长期资产的净值之和；参考张成思和张步昙（2016）[6]、Demir（2009）[8]、彭俞超等（2018）[16]，定义金融投资收益绝对水平（FIN_Return）为非金融企业的投资收益、公允价值变动损益、其他综合收益之和除以金融资产总额，金融资产总额按照会计准则计算①（张成思和郑宁，2020）[37]。实体投资相对收益水平（Return）以实体投资绝对收益除以金融投资绝对收益表示。

表9第（1）列检验了实体投资相对收益水平作用机制，TREAT[×]POST的系数未通过显著性检验，说明自由贸易试验区建设并未导致两类投资收益水平差异出现明显变化。第（2）列和第（3）列的联合检验结果，说明自由贸易试验区通过降低企业金融化投资收益间接助推企业实体投资水平的提升，证实了金融投资收益作用机制。第（4）列被解释变量是实体投资绝对收益，TREAT[×]POST系数不显著，说明自由贸易试验区建设并未显著改变企业进行实体投资获得的收益，这可能是源于实体投资往往是长期性活动，收益变化相对金融投资收益变化较慢。

在投资风险方面，参考彭俞超等（2018）[16]，实体投资绝对风险水平（FIX_Risk）以实体投资绝对收益（FIX_Return）三个季度滚动标准差度量，金融投资绝对风险水平（FIN_Risk）以金融投资绝对收益（FIN_Return）三个季度滚动标准差度量，实体投资相对风险水平（Risk）采用实体投资绝对风险水平与金融投资绝对风险水平之比度量。

表10第（1）列显示TREAT[×]POST的系数未通过显著性检验，说明自由贸易试验区建设并未导致两类投资风险水平差异出现明显变化。第（2）列和第（3）列的联合检验结果说明自由贸易试验区建设降低了实体投资绝对风险水平，进而提高企业实体投资率。未报告的TREAT[×]POST与FIN_Risk的系数为-0.0080，且在5%水平上显著为负，说明试验区建设降低了金融投资绝对风险水平，支持前文试验区推动金融创新和金融竞争降低金融产品风险的假设，与金融收益下降相匹配，与实体投资绝对风险水平同向变动导致相对风险水平没有明显变化。

（五）进一步研究

一般而言，实体投资和金融化投资二者之间呈现此消彼长的态势。现有文献大多支持金融化投资对实体投资的挤出效应（张成思和张步昙，2016；Orhangazi，2008；Stockhammer，2004；Seo等，2012；戚聿东和张任之，2018；Tori和Onaran，2018）[6，38-42]，也有部分文献支持“蓄水池”效应（胡奕明等，2017；黎文靖和李茫茫，2017）[43，44]，或者发现挤出效应大于“蓄水池”效应（杜勇等，2017）[31]。但实际上，对于实体投资和金融化投资规模关系的讨论结果依赖融资约束的前提假设。因此，由于融资约束的缓解，金融资产和实体投资在规模上的关系尚不明确，即企业并非一定通过减少或增加金融化投资规模影响实体投资规模。

现有文献对金融资产的定义尚存争议，争议集中在是否包括现金、投资性房地产、长期股权投资等资产（黄贤环等，2021）[22]。同时，根据金融资产的流动性和期限，有多种分类方式，企业对不同类别金融资产的持有动机不同、配置偏好不同。对此，本文参考杜勇等（2017）[31]、宋军和陆旸（2015）[45]、刘贯春等（2018）[46]，定义广义金融资产为交易性金融资产、买入返售金融资产、可供出售金融资产、发放贷款及垫款、持有至到期投资、金融衍生品、长期股权投资和投资性房地产之和；参考彭俞超等（2018）[16]，定义狭义金融资产为交易性金融资产、买入返售金融资产、可供出售金融资产、发放贷款及垫款和持有至到期投资之和。

表11是自由贸易试验区对不同类金融资产规模的回归结果。第（1）和（3）列广义和狭义金融资产占总资产的比例在自由贸易试验区设立后仍然是显著提高的，这与前文检验结果并不矛盾，由于融资约束缓解，金融投资与实体投资并非呈现明确的挤出或挤入关系；同时，前文检验支持自由贸易试验区推动金融创新和集聚，促进金融市场规模扩大和金融市场竞争加剧、金融工具和衍生品发展，使市场参与者比以往更容易参与相关投资，且金融产品投资风险下降，将提高企业金融资产投资规模。而第（2）列和第（4）列以金融资产增长率为被解释变量时，广义金融资产对应的TREAT[×]POST系数显著为负，狭义金融资产對应系数虽然为负但未通过显著性检验，说明自由贸易试验区设立后企业虽然仍持有较高比例的金融资产，但投资倾向性有所降低。

此外，需要明确企业选择实体投资而非金融投资的经济后果。参考黄贤环等（2021）[22]，本部分对企业不同投资决策的业绩表现进行检验。如表12所示，企业实体投资将显著提升当期业绩和未来业绩，而金融投资不会产生这一影响，说明自由贸易试验区建设后，企业“脱虚向实”更符合战略发展需求，也能通过这一资产配置变化提高财务绩效。

五、结论及建议

本文使用2010—2019年中国非金融业A股上市公司样本，基于各自由贸易试验区分批次建立的时间和公司地址及其所处地级市信息，采用多点DID模型进行分析，主要结论包括：（1）自由贸易试验区显著提高了企业实体投资率，经过一系列稳健性检验和内生性处理后结论依然稳健；（2）缓解融资约束、降低金融化投资绝对收益水平、降低实体投资绝对风险水平是自由贸易试验区提升企业实体投资率的中介路径，证明了自由贸易试验区的管理方式和服务模式降低了制度性交易成本和经营成本，直接作用于实体投资风险和收益，也间接证明自由贸易试验区推动金融创新和金融业竞争改变了金融投资的风险和收益；（3）区分不同类别的金融资产回归结果显示，广义和狭义金融资产占总资产的比例在自由贸易试验区设立后仍然显著提高，但增长率为负，说明自由贸易试验区改善金融环境、增加了金融产品规模和差异化供给，在企业融资约束缓解后，金融投资与实体投资并非呈现明确的挤出或挤入关系，但整体上降低了企业的金融投资倾向。

为进一步完善自由贸易试验区相关制度，也为微观企业更好从区域性宏观制度重构中获益，本文提出以下几点政策建议：

第一，建设“有为政府”并强化市场机制。自由贸易试验区制度作为一项公共产品，其运行成败的关键在于“有为政府”转变政府职能以适应经济体制改革的需要。现有举措意在减少政府对市场活动的直接干预，为企业等市场主体提供公平竞争的营商环境，降低制度性交易成本，重构政府与市场的边界。因此，自由贸易试验区建设应配合各区域自然禀赋和产业基础，摒弃盲目执行非效率政策，破除行政垄断和资本垄断，持续推动市场发挥资源配置作用，合力促进实体经济发展。

第二，加大金融創新力度满足企业发展需要。金融领域开放创新是现代高端产业发展的必要条件，也是衡量自由贸易试验区更高水平的重要标志，但金融发展可能客观上潜藏着吸收企业资金背离实体经济的倾向，为防止此类现象，应增加企业实体投资的机会，提高企业实体投资的意愿，即金融发展需与实体经济需求相匹配，比如提高民营企业信贷资源配置效率，使金融发展更好支持实体经济。

第三，改变企业决策和行为获取政策收益。自由贸易试验区作为一项区域性经济政策，一定程度上改变了企业所处市场环境和所能利用掌握的关键资源，企业应加强公司治理、避免短期投机获利，以建立长期的战略发展优势和核心竞争力为目标，充分把握机会和机遇。一方面，尝试减少对信贷融资的依赖。特别是民营高科技企业，应破除信贷融资路径依赖，通过展示自身盈利能力和发展前景来获取足额融资，负面清单的推广亦有助于企业调整杠杆。另一方面，注意实体投资和金融投资的规模和配比。实体投资更有助于企业维持市场份额和市场地位，实现企业盈余持续性和高质量发展。但也需要注意到，金融投资也存在风险规避的功能，特别是自由贸易试验区背景下的国际资本流动与系统风险传染，对不确定外部冲击下的企业风险控制提出了新的要求。总体而言，面对更为开放发展环境的企业，既要抓住外延增长机遇，也要注重风险把控。

注：

①2018年新企业会计准则发布，针对金融资产的会计处理发生了较大变更。因此，本文对于2018年以前的金融资产，计算货币资金、持有至到期投资、交易性金融资产、投资性房地产、可供出售金融资产、应收股利、应收利息之和；对于2018年及以后的金融资产，计算货币资金、交易性金融资产、投资性房地产、应收股利、应收利息、债权投资、其他债权投资、其他权益工具投资、其他非流动性金融资产之和。

②表12控制变量中去掉原本的ROA，并改用OLS模型控制年度、行业和城市的固定效应，仍在公司层面聚类。

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