一、引　言

习近平总书记多次明确指出实体经济是经济高质量发展的根基，任何时候都不能“脱实向虚”。实体经济是夯实中国经济的基础，而金融业应该是依托于实体经济存在的。然而，近年来，企业脱离实业发展逐渐趋向金融化，选择投资金融资产来获得利润，弱化贸易和商品生产（Krippner，2005），致使“脱实向虚”愈发严重。我国经济发展步入“新常态”阶段，突如其来的新冠疫情使政府宏观调控面临更多的不确定性因素，导致财政政策不确定性加剧（尹恒等，2021）。从政府发布政策到企业贯彻落实，企业对财政政策的意图会有不同的解读。如果政府财政信息公开程度不够，企业可能出现理解误区，财政政策的执行效果就会大打折扣。在这一过程中，财政政策信息的透明公开有助于降低财政政策的不确定程度，帮助企业及时、充分、准确地了解政策信息，作出投资决策（Hassett和Metcalf，1999；邵磊和唐盟，2019）。因此，财政透明既是影响企业投资行为和经济发展预期的重要原因（Cicatiello等，2021；Heald，2003），更是各项政策发挥作用、引导企业“脱虚向实”的重要前提。已有学者通过实证检验发现，财政透明度的提高会降低财政政策不确定性，稳定企业预期（邵磊和唐盟，2019），提高投资效率和产能利用效率（王少飞等，2011；于文超等，2020）。

财政透明不仅意味着财政政策的进一步确定及落实，而且政府会在信息门户网站发布政企合作的招投标及产业基金项目来吸引企业投资。比如，濮阳市政府近年来在其官网积极推动开设产业投资基金项目，由此鸿博股份宣布以自有资金参与投资设立产业投资基金合伙企业，这一举措有助于增强企业核心竞争力，提高营收及投资收益。通过调研发现，企业在寻求PPP项目信息时，也主要通过地方政府官网信息知晓。因此，提升财政透明度有助于企业及时了解当地的产业投资基金项目、政府和社会资本合作项目（PPP项目）以及地方政府投融资平台项目等信息，掌握当地经济发展的平台支持与未来趋势，能够缓解政府与企业间的信息不对称现象，拓宽企业的获利渠道，从而避免企业盲目追逐高风险投资。然而，已有财政透明度的相关研究虽已关注其对于微观企业行为的影响，并讨论了财政透明度与风险溢价（Bernoth和Wolff，2008）、投融资效率（才国伟等，2018）等的关系，但就财政信息透明公开对遏制企业“脱实向虚”的功能发挥仍未给予足够的关注。

学术界对于财政透明度的定义及认识主要来源于Kopits和Craig（1998），他们指出财政透明即政府能够最大限度地公开财政政策意向和财政预测等关键信息，便于各市场主体及时获得信息，更好地预计和把握政府活动的成本和收益。政府信息的公开有助于企业对政策作出反应，对市场和行业可能发生的变动进行预测和提前应对。因此，财政透明度的提升意味着企业对政府政策走向的预期会更加准确，政府与社会资本的项目合作机会相应增加，最终影响企业的金融投资决策，助力实体经济“脱虚向实”。那么，财政透明助力企业“脱虚向实”的效果怎样？如何更好地发挥财政透明度的去金融化功能？

本文选取全国地级市财政透明得分数据，以2013—2019年中国沪深A股上市公司为样本，检验地级市财政透明度对属地企业金融化的影响、机制及其经济后果。结果发现：财政透明能降低财政政策不确定性，缓解政企间信息不对称，从而抑制企业金融化。本文的研究价值在于：第一，构建了财政透明度与企业金融化的理论研究框架，解析财政透明度与企业金融化的内在联系及影响机制，发现财政透明度能够通过稳定企业业绩预期、增加政企间项目合作，进而抑制企业金融化，为准确把握二者间的关系提供了理论解释。第二，进一步从稳预期和项目决策视角出发讨论了财政透明度与企业金融化的异质性表现，为财政透明度最大限度地发挥对企业“脱实向虚”的抑制作用找到了优化路径。第三，拓展了财政透明度抑制企业金融化的经济后果研究，为财政透明度抑制企业金融化进而助推实体经济高质量发展奠定了理论基础。

二、文献综述、理论分析与研究假设 (一) 文献综述

财政透明度不仅可以反映财政政策不确定性带来的宏观政治环境变动，而且可以通过对财政信息的披露降低政府与企业之间的信息“隔阂”，从而影响微观企业的投资行为。宏观上，主要体现在腐败行为、预算管理行为和政府债务等方面。研究发现，财政透明可以抑制地方官员的腐败行为（李春根和徐建斌，2016），降低预决算收入的偏离程度，抑制预算违规行为的发生（郭玲和汪洋，2021）。同时，财政透明度的提升会迫使政府对地方债务进行风险管理（邓淑莲和刘潋滟，2019），降低公共债务和财政赤字程度（Alt和Lassen，2006），保障政府财政健康运行。微观上，主要体现在债券风险溢价、投融资和股票波动等方面。研究发现，财政透明会影响实业经济发展，降低债券的风险溢价程度（Bernoth和Wolff，2008）、企业债权融资及固定资产投资（才国伟等，2018；Hassett和Metcalf，1999），提高投资效率和产能利用效率（王少飞等，2011；于文超等，2020），稳定企业杠杆（邵磊和唐盟，2019）。同样，企业面临较高的政策不确定性会影响其账面价值，造成股票价格的波动（陈国进等，2017）。

企业金融化的影响因素主要包括宏观政策环境和微观公司治理两方面。在宏观政策环境层面，主要包括经济政策、产业政策、资本市场环境等。其中，经济政策不确定性对企业金融投资行为会造成影响（彭俞超等，2018；Demir，2009），但影响方向仍存在争议。地方产业政策（Bernt等，2017）的出台和金融市场改革（杨筝等，2019）等多种方式均能够抑制企业“脱实向虚”。而贷款利率市场化（黄贤环和姚荣荣，2021）、正式执行融资融券制度（陆蓉和兰袁，2020）等会加剧企业金融化。在微观公司治理层面，主要包括公司战略、经济决策行为、高管特征等。如企业的机构持股程度（Alexiou等，2021）、战略差异度（孙洁和殷方圆，2020）、营业利润（Da等，2015）以及高管过度自信（干胜道等，2018）等会加剧企业金融化。

综上所述，在现有研究成果中，鲜有关于财政透明度对企业金融化的影响机制分析，因此，本文基于政府信息公开的角度，对财政透明对企业金融化的影响机制、特征及后果进行系统研究。

(二) 财政透明度与企业金融化

2019年3月，财政部发布了《关于推进政府和社会资本合作规范发展的实施意见》，其中提到要加强推进政府和社会资本合作，这一意见的实施有利于政企关系稳中向好；同年8月，财政部发布了《关于印发财政预决算领域基层政务公开标准指引的通知》，意味着政府在持续推进信息公开化，企业能够更加迅速地了解政策信息及政府的未来动向，并根据自身需要调整经营决策（王少飞等，2011）。可见，随着财政信息的公开，政府工作将更加透明，企业所面临的财政政策不确定性随之降低（于文超等，2020）。已有学者研究发现，财务报表中涉及的会计信息的披露质量会影响企业投资效率（Bushman和Smith，2001），提升企业治理水平（Armstrong等，2010）。而财政透明度可以反映政府的信息披露质量，其指标体系中包括市级政府的财政收支、预算、执行情况和招投标项目等信息，提升财政透明度有助于降低政府与企业间的信息不对称，从而影响企业的投资行为。比如，政府采购信息、产业投资基金以及推动政企合作的PPP项目在网站上的及时公开发布，有助于企业抓住与政府共同投资项目的机会，收益更容易得到保障，使企业更加有效地配置资源，而不再冒险进行金融化。

政府的财政部门可以通过制定政策对资源进行配置，并对经济发展状况的市场信息进行宏观把控，财政政策以及公共部门对市场信息的调控措施会影响企业的投资行为（陈晓和李静，2001）。财政政策是影响企业投资决策的关键因素（邵磊和唐盟，2019）。政府财政透明度越高，财政政策不确定性降低，会促进企业经济环境的改善（Heald，2003），即影响企业投资的外部因素就越稳定，而金融资产投资作为企业投资活动的一种，同样会受到影响。随着财政透明度的提高，政策颁布的确定性使得企业对市场及政府的预期发展越有把握，而对金融资产的投资需求就越低。具体而言，一是从企业预期稳定角度出发，当经济政策不确定程度高或行业竞争激烈时，企业为了规避风险、增加收益，将增持金融产品以防现金流断裂。此时，若财政透明度较高，企业对当地的财政政策敏感性较强，则在更好地把握政策影响的基础上企业面临的风险会减少，进而影响到企业的金融投资决策。二是从企业项目决策角度出发，当企业资源缺乏、决策环境不稳定、决策程序复杂时，企业通过金融渠道获利的风险将大大增加。此时，若财政透明度较高，企业对政策导向更加明晰，能够找到基础设施建设、PPP项目等收益有保障的投资项目，将会降低企业投资风险，削弱金融化动机。据此，提出如下假设：

H₁：财政透明能够抑制实体企业金融化。

(三) 财政透明度对企业金融化的影响机制研究

1.财政透明度、稳预期与企业金融化。财政透明度的提升意味着政府将财政信息及相关投资机会进一步“公诸于世”，能够缓解财政政策不确定性，稳定企业预期（邵磊和唐盟，2019）。当企业对预期的市场及环境变动把握不够准确时，对经营业绩的预测会出现偏差，从而影响企业的进一步决策。尤其是当企业的实际经营业绩与期望存在较大偏差时，会降低企业进行创新活动的意愿（王晓燕，2021）；甚至为粉饰业绩表现往往会选择“铤而走险”，将可供使用的有限资金投资于风险大但收益迅速且可观的金融资产，以维持企业正常运转。因此，企业处于财政透明度逐渐提升的城市中，由于财政政策更加确定，企业对外部政策环境变动的感知更加迅速，能够理性地对未来业绩作出预测，更加科学、合理地作出投资决策，而不再冒险进行金融资产投资，金融化水平相应降低。据此，提出如下假设：

H₂：财政透明能降低财政政策不确定性，通过稳定企业业绩预期抑制企业金融化。

2.财政透明度、政企合作与企业金融化。财政透明度越高意味着政府发布财政政策及投资项目招投标更加及时，降低政府与企业间的“隔阂”，缓解信息不对称现象。企业的投资方向随着政企合作项目的发布而更加明朗，财政透明为企业提供更加优质的获利渠道，抑制企业金融化。信息公开有助于社会资本参与到PPP项目中（沈言言和李振，2021）。企业为寻求更大的利润，相对于投资风险更高的金融资产，一方面政府的公信力更高，与政府合作进行投资建设的风险相对较小；另一方面，政企合作能提高企业的社会声誉，从银行或投资方融资更加容易，投资收益也更有保障。在政企合作中，根据资源有限理论，企业将一部分资金用于建设社会公共基础建设、PPP等项目，这些项目的建设会使得企业前期投入大量的资金及人力资本，从而抑制企业的金融化趋势。因此，在财政透明度逐渐提升的城市中，政府选择更加公开其财政信息及产业、招投标信息来鼓励企业参与政企合作项目，企业原计划用于金融化的资金及资源将可能会用于PPP项目的建设，从而抑制企业进行金融化。据此，提出如下假设：

H₃：财政透明能降低政企间信息不对称，通过增加政企间项目合作抑制企业金融化。

本文的研究逻辑框架如图1所示。

三、研究设计 (一) 样本选择与数据来源

财政透明度的数据源于清华大学2013—2019年发布的《中国市级政府财政透明度研究报告》（以下简称为《报告》）^①，其他数据来自于WIND和CSMAR数据库。本文对数据进行了如下处理：（1）删除企业注册地为直辖市/县、自治州和县级市的上市公司；（2）删除ST、*ST的上市公司；（3）删除B股、金融保险类行业以及存在缺失值和异常值的样本，并对连续变量进行上下1%的缩尾处理。本文使用STATA15.0进行数据处理和实证分析。

(二) 变量选取

1.财政透明度（Score）。将《报告》公布的得分数据按照百分制进行标准化，在此基础上对财政透明度得分取自然对数来度量政府的财政透明状况。处理时将地级市和企业的注册地址进行了匹配。

2.企业金融化（Fin）。使用金融资产和总资产之比来度量，并参考Demir（2009）等学者的研究来界定金融资产，包括持有至到期投资、交易性金融资产、投资性房地产、可供出售金融资产、长期股权投资、应收股利和应收利息。

3.企业预期（Pred）。使用连燕玲等（2019）的行业业绩期望落差来度量。当企业的实际业绩低于其预期水平时，企业出现业绩期望落差，落差越大，企业预期越不稳定；落差越小，企业预期则越稳定。

4.政企合作（PPP）。参考詹雷和王波（2020）、张曾莲和原亚男（2020），企业当年有新增的PPP项目时取1，否则取0。在WIND数据库政企合作基本数据的基础上，借鉴詹雷和王波（2020）的方法，按照“PPP”“政府和社会资本合作”等关键词进行检索，利用文本分析法从巨潮资讯网上市公司所发布的公告对数据进行手工整理和补充。

5.控制变量。参考已有文献，本文选择微观和宏观两个层面的控制变量：（1）微观层面：企业规模（Size）、企业年龄（Age）、托宾Q值（Tobinq）、负债情况（Lev）、盈利水平（Roa）、企业成长性（Salesgrowth）、第一大股东持股比例（Top1）、无形资产比率（Intint）、固定资产比率（Capint）、高管薪酬（Pay3）、董事会人数（Board）、股权分离（Sep）、独董持股比例（Indir）；（2）宏观层面：M2增长率（M2）。同时控制了行业（Ind）、年度（Year）和城市（City）层面的固定效应。变量说明详见表1。

(三) 实证模型的设计

为检验H₁的研究假设，利用模型（1）将财政透明度（ ${Score}_{i,t}$ ）与企业金融化（ $ {Fin}_{i,t} $ ）进行基础回归。其中， ${Score}_{i,t}$ 表示各地级市财政透明度得分的自然对数， $ {Fin}_{i,t} $ 表示企业年末的金融化水平， $ {Controls}_{i,t} $ 表示影响企业金融化的因素，下标中i表示企业，t表示年份。实证回归对标准误进行公司层面的聚类处理。在模型（1）中，主要考察的是 $ {\alpha }_{1} $ 的系数，当 $ {\alpha }_{1} $ 显著为负时，H₁成立。

为检验H₂、H₃的研究假设，设计模型（2）和模型（3），进一步研究财政透明度是否可以通过稳定企业业绩预期以及增加政企间项目合作来抑制企业金融化。在模型（2）中，主要考察的是 ${Score}_{i,t}\times {Pred}_{i,t}$ 的系数 $ {\gamma }_{3} $ 。若 $ {\gamma }_{3} $ 和 $ {\gamma }_{1} $ 方向相同，则加强了 $ {\gamma }_{1} $ 的效果；若 $ {\gamma }_{3} $ 和 $ {\gamma }_{1} $ 方向相反，则减轻了 $ {\gamma }_{1} $ 的效果。在模型（3）中，主要考察的是 ${Score}_{i,t}\times {PPP}_{i,t}$ 的系数 $ {\beta }_{3} $ 。若 $ {\beta }_{3} $ 和 $ {\beta }_{1} $ 方向相同，则加强了 $ {\beta }_{1} $ 的效果；若 $ {\beta }_{3} $ 和 $ {\beta }_{1} $ 方向相反，则减轻了 $ {\beta }_{1} $ 的效果。

四、实证检验与分析 (一) 描述性统计

1.主变量描述性统计。各变量的描述性统计结果如表2所示。财政透明度（Score）的均值和标准差分别为3.7741和0.7628，最小值和最大值分别为1.4469和4.4644，各城市间的财政透明度差异较大。企业金融化（Fin）的均值和标准差分别为0.0590和0.0829，最小值和最大值分别是0.0000和0.4283，企业存在金融化的趋势，而且企业之间的金融化程度存在差异。

2.金融化水平分行业描述性统计。表3的金融化程度分行业描述性统计显示，金融化水平存在行业差异。其中，制造业、批发和零售行业、信息技术及房地产行业的企业更倾向于金融化，且金融化程度最大值超过了40%；而农林、住宿餐饮、公共服务行业的金融化程度相对较低。

3.财政透明度分地区描述性统计。地理位置的不同使得财政透明度也存在差异。从表4可以看出，东部地区所在位置及资源的优势突出，推动财政信息公开的力度会相应更大，因而财政透明程度较高，政府信息公布及时；而中部和西部则财政透明程度相对较低，需要加大力度，进一步推动信息公开。

(二) 实证结果分析

实证检验结果见表5。列（1）为没有加入控制变量、列（2）为加入控制变量后的回归结果。财政透明度（Score）的回归系数降至−0.0054，且显著为负，假设H₁得到验证。这表明财政透明度每变动一个单位，会引起当地企业减持0.54%的金融资产，即财政透明会显著抑制企业的金融化程度。

进一步验证财政透明度是否可以通过稳定企业业绩预期以及增加政企间项目合作来抑制企业金融化。表5第（3）列是财政透明度（Score）与企业稳预期（Pred）的交乘项回归结果，Score×Pred的系数在1%的水平上显著为正，说明处在财政透明度较高城市的企业，业绩期望落差增大，即当企业预期不稳定时，对金融化的抑制作用会减弱。也就是说，处在财政透明度较高城市的企业，当预期未来业绩稳定时，其金融化水平将会降低。当财政透明度提高时，企业对外部环境的变化方向更有把握，对未来发展的预期也会更加准确，从而会进一步抑制企业金融化的动机。

表5第（4）列是财政透明度（Score）与政企合作的虚拟变量（PPP）的交乘项回归结果。Score×PPP的回归系数在10%的水平上显著为负，说明处在财政透明度较高城市的企业，当能够参与更多的政企合作项目时，其金融化水平也会降低。即企业处于财政透明度较高的城市，政府部门通过门户网站公开政府与社会资本合作的招投标项目，在关注到这些信息之后，企业能够及时抓住投资机会，原本用作金融化的资金会被分散到PPP项目及相关基础设施的建设中去，从而削弱企业金融化的意愿。

通过以上检验发现，当地方政府更加公开透明地披露财政信息时，财政透明度的提高通过稳定企业预期、增加政企合作等方式引导企业科学、合理地进行投资决策，参与优质的投资项目，进而降低企业金融化水平，助力实体经济“脱虚向实”。假设H₂和假设H₃得到验证。

(三) 稳健性检验

1.更换因变量衡量方式。在对金融资产的界定中，就长期股权投资是否应列入金融资产范围之内存在争议。因此，在金融资产水平的计算中，本文采用去掉长期股权投资的方式重新回归。结果发现，财政透明度（Score）的系数仍然显著为负。

2.更换控制变量。（1）用净资产收益率（Roe）、企业前五大股东持股占比（Top5）和账面市值比（BM）分别替换盈利水平（Roa）、股东持股比例（Top1）和市值情况（Tobinq），财政透明度（Score）的回归系数仍显著为负，与主检验结果一致，结果稳健。（2）为缓解宏观层面的控制变量可能与年度虚拟变量存在的共线性问题，将M2删除重新回归，结果稳健。

3.PSM-DID检验。考虑到财政透明度这一宏观变量存在内生性，为减轻对研究结果的影响，借鉴邵磊和唐盟（2019）的做法，以2015年开始实施的《预算法》作为冲击的外生变量，采用PSM-DID的方法来解决可能存在的内生性问题。以2015年的财政透明度得分对数的中位数为基准将总样本分为两组作为受政策影响程度的分组虚拟变量（Treat），财政透明度较低的市级政府在《预算法》实施之后可能受到的政策影响较大，大于中位数取0，小于中位数取1；以2015年之前的样本取0、之后取1作为时间分组虚拟变量（Post）。实证结果显示，交乘项（Post×Treat）显著为负，结果稳健。

4.考虑遗漏变量的影响。（1）补充可能遗漏的控制变量。借鉴已有研究，加入GDP对数（GDP）、现金比率（Cash）、机构投资者持股（Cgbl）以及董事长和总经理是否为同一人（Dual）进行检验，结果稳健。（2）改变固定效应。考虑到企业个体存在差异的可能性，在原有控制行业、年度、城市固定效应的基础上控制公司个体固定效应，结果仍然显著。进一步地，改变城市固定效应，同样验证了结果的稳健性。

5.样本区间的稳健性检验。将样本区间缩短到2014年至2018年进行检验，或将原始数据扩充到2013年至2020年进行检验，结果均稳健。

6.分样本的稳健性检验

（1）企业生命周期的分样本检验。当企业处于不同的发展阶段时，其金融资产的水平及持有动机不尽相同。初步发展阶段企业空闲资金不够充足，配置金融资产的意愿较低；发展成熟阶段企业主营业务的盈利能力逐渐饱和，会选择投资金融资产来获得更多的利润；衰退阶段企业资金难以满足其主营业务发展，将减少金融资产投资。因此，参考Dickinson（2011）等，将企业生命周期划分为初创成长期、成熟动荡期和衰退期来进行分组检验。当企业处于成熟期和动荡期时，财政透明度（Score）的回归系数显著为负，而在初步发展阶段和衰退期时财政透明度（Score）的回归系数为负但不显著。考虑企业生命周期后，财政透明度对企业金融化的抑制作用仍然存在，且在成熟期效果更好，结果稳健。

（2）企业创新投资的分样本检验。拥有不同创新投资策略的企业，其金融化水平及动机不尽相同。对创新重视程度高的企业，将创新作为主业盈利的关键推动力，投融资决策往往更加专注于企业创新，避免金融化侵占研发资金。而对创新重视程度低的企业，偏好将拥有的资金用于追逐超额回报（段军山和庄旭东，2021）。因此，在创新投资较多的企业中，财政透明抑制金融化的作用会更强。将创新投资按照其中位数分组进行回归后发现，创新投资多的样本中回归系数显著为负，创新投资少的样本中回归系数为负但不显著。考虑企业创新投资水平后，财政透明度对企业金融化的抑制作用仍然存在，且在创新投资水平高的企业中效果更好，结果稳健。

（3）企业所属地区的分样本检验。企业所属地区的不同，其金融化水平及动机不尽相同。由于地区资源、环境的不同，财政透明度对企业金融化的影响在不同的地区存在差异。将样本划分为东部和中西部，研究财政透明度对企业金融化是否存在地区差异。结果显示，东部地区的样本显著为负，即相对于中西部地区，东部财政透明度的提高对企业金融化的抑制作用更强。这可能是因为东部地区的财政政策扶持力度更大，资本优惠政策更多，企业会更多地进行短期金融资产投资。当财政透明度提高时，企业对政策反应迅速，将短期金融资产变现，用于投资能够获得长期收益的固定资产，从而相应地减少金融资产的投资。考虑企业所属地区后，财政透明度对企业金融化的抑制作用仍然存在，且处在东部地区的企业效果更好，结果稳健。

五、进一步研究 (一) 稳预期视角的异质性检验

企业预期稳定与否会受到外部环境的影响（武汉大学国家发展战略研究院中美经贸摩擦研究课题组，2019）。当外部环境趋于明朗时，会提升企业对所处宏观环境和市场环境的信心，稳定企业业绩预期，从而影响企业金融化的决策。首先，财政政策与其他经济政策存在协同作用，财政透明会缓解经济政策不确定性中的财政政策不确定性，从而稳定企业预期，所以财政政策的作用发挥将受到经济政策环境的重要影响；其次，企业在市场环境中所处地位的差异对于外部环境及政策变化的敏感性不同（彭俞超等，2018），从而影响企业金融化；最后，企业是否得到政府补助的支持，会影响企业的稳定发展（李刚等，2017），对于财政透明的关注程度同样也会存在差异，进而影响企业金融化。因此，基于企业稳预期的视角，本文从整体—行业—个体的角度出发，考察经济政策不确定性、行业竞争水平以及企业是否披露政府补助在财政透明与企业金融化之间的调节效应。

1.基于经济政策不确定性的检验。新冠疫情的蔓延给经济带来更多的不确定因素，政策不确定性进一步增强。研究发现，当企业处于经济政策不确定的环境中时，投资决策会受到一定的影响。经济政策不确定性包含货币、财政、收入等政策的不确定性（Baker等，2016），财政透明能缓解经济政策不确定性中的财政政策不确定性，从而稳定企业预期。当经济政策不确定性较高时，企业面临的风险较大，出于资金储备的动机会增持金融资产。而财政透明度的提高能缓解外部环境中的经济政策不确定性，若财政政策相对确定，企业在政府更明确的政策导向下，就能对未来业绩作出相对准确的预测，从而减少金融化。本文借鉴Baker等（2016）的做法，将经济政策不确定性（EPU）按照中位数分成宏观经济政策不确定性高低两组进行分组回归。表6第（1）列显示，不确定性高的一组在10%的水平上显著为负，不确定性低的一组系数为负但不显著，即经济政策不确定性较高时，财政透明度的提高对企业金融化的抑制程度会更强。换言之，财政透明度的提高会缓解经济政策中的不确定性来稳定企业预期，从而减少企业金融资产投资。

2.基于行业竞争水平的检验。由于企业在市场环境中所处地位的差异，其对外部环境及政策变化的敏感性不同（彭俞超等，2018）。当企业所处的行业竞争激烈时，企业为寻求自身竞争力的提高，对外部环境的变化更加敏感。当财政透明度提升时，企业更加快速地捕捉到政策的变动并预测其未来发展方向，对企业的长足发展作出合理预期，进而抑制企业出于避险动机的金融化行为。而当企业所处的行业竞争不激烈时，行业中的企业数量相对较少，其具有一定的垄断地位，对资金使用及投资的自由裁量权较大（彭俞超等，2018）。本文借鉴彭俞超等（2018），利用年末的营业收入来计算赫芬达尔指数并按照中位数划分为行业竞争激烈和不激烈两组进行回归。表6第（2）列显示，在行业竞争激烈的样本中，财政透明度（Score）的回归系数在5%的水平上显著为负，即在竞争激烈的行业，财政透明对企业“脱实向虚”的抑制作用更强。这说明竞争激烈行业对政府政策变化的敏感性强，企业能够及时把握政策变动而更快速地对生产经营作出符合政策预期的决策，故而减少金融资产的投资。

3. 基于企业是否披露政府补助的检验。企业是否获得政府补助，对于政府信息的关注程度会存在差异。对于获得政府补助的企业，政府的补贴及优惠政策会对企业的发展起到一定的扶持作用（李刚等，2017），企业拥有了更多的资金去发展和创新主营业务，也会更加合理有效地配置其拥有的资金。因此，企业在作出投资决策的事前或事中，会倾向于更加关注政府发布的政策以及采购的信息中适合企业做长线投资的项目，以保障企业的预期稳定收益。即拥有政府补助的企业，在利用信息公开的基础上投资项目也会更有底气，从而会减少持有风险更大的金融资产。基于此，根据企业是否披露政府补助分组进行回归，表6第（3）列显示，披露政府补助的样本中回归系数在5%的水平上显著为负，而未披露政府补助的样本为负但是不显著。这说明获得政府补助的企业更加关注政府财政透明状况，当财政信息更加透明公开时，这类企业能够更加合理地配置企业可用资金，预期的业绩会更加理想，从而能够更好地抑制企业金融化。

(二) 项目决策视角的异质性检验

政府的信息公开会影响企业的投资决策（于文超等，2020）。财政透明度越高，意味着政府发布的项目投资信息公告越及时、完整，这将影响企业对投资项目的选择，并对企业金融化产生影响。企业进行项目投资主要由项目决策的资源、主体和环境三方面决定。首先是企业所能获得的项目资源不同，不管是扶持力度还是政策应对，都会限制企业的投资力度（向海凌等，2020）；其次，高管作为项目决策的主体，其个人特征会影响企业的财务行为，从而对项目投资产生影响（干胜道等，2018）；最后，企业项目决策的内部治理环境的好坏会通过企业项目决策的效率影响企业投资。基于此，本文从企业项目决策的资源、主体和环境的角度出发，考察产权性质、管理层过度自信以及公司治理水平对财政透明与企业金融化二者关系的影响。

1.基于产权性质的考察。相对于非国营企业，国营企业对政府财政的依赖性更强。当财政政策发布后，国营企业需要根据政策的变动对投融资决策进行及时调整（邵磊和唐盟，2019），并且国营企业在政府信息公开时对采购及投资信息能够更加快速地获取。政府对国营企业的信任度相对较高，国营企业更加容易得到政企合作项目的资源，从而抑制其金融化动机。而对非国营企业来说，由于其与政府关联性不强，能够获得政企合作项目的资源较少，所以需要根据企业自身能力选择是否作出投资调整。根据国泰安数据库中的企业性质文件来划分企业所有制形式，产权性质（State）为国营企业为1，否则为0。本文将财政透明度（Score）与产权性质（State）的交乘项加入基本模型中，表7第（1）列结果显示交乘项（Score×State）的系数显著为负。这说明，财政透明度越高，对国营企业金融化的抑制作用要比非国营企业更为显著。具体地，当财政透明度提高时，国营企业对政府公开发布的政府采购项目能够更加快速地获取，并相应获得政企合作项目资源，从而抑制了国营企业的金融化。

2.基于管理层过度自信的考察。公司管理层的个人特征会对企业的项目投资产生影响。不过度自信的管理层对金融资产的选择和投资更偏向于适中或谨慎性战略，对企业面临的内外部环境进行更为周全的考虑。管理层在注意到财政透明度的提升后，更加倾向于通过把握政府的采购信息以及政企合作项目来获得稳定收益。而当企业管理层过度自信时，此类高管更偏向为风险偏好型的投资者，与政企合作项目的稳定长期收益相比，金融资产虽然风险大，却具有回报快、收益高的特征，对过度自信的高管更加有激励效果，从而会更倾向于持有金融资产（干胜道等，2018）。因此，相较于过度自信的管理层，谨慎的管理层会选择持有更少的金融资产。本文借鉴余明桂等（2013）的做法，选择企业CEO的个人特征来衡量管理层的过度自信行为。具体地，CEO的个人特征主要为性别、年龄、学历背景、专业以及是否两职合一的虚拟变量，然后通过虚拟变量的综合得分来判断管理层是否倾向于过度自信。本文将财政透明度（Score）与管理层过度自信（Excon）的交乘项加入模型（1）进行回归。表7第（2）列中Score×Excon的系数显著为正，说明当管理层容易出现过度自信的倾向时，会减弱财政透明度对企业“脱实向虚”的抑制作用。也就是说，随着财政信息的更加公开透明，理性的企业管理层会选择政企合作，说明管理层理性投资会增强财政透明对企业金融化的抑制作用。

3.基于公司治理水平的考察。企业治理水平的高低会影响企业的项目决策。当企业治理水平较高时，企业具有充足的精力进行公司经营，并通过关注政府对外公布的信息及时调整经营决策。企业在关注到政府的政企合作意向之后会向外界释放信号，而政府也更加倾向于选择公司治理水平较高的公司进行政企合作，以保证项目稳定运行。另外，当公司治理水平较高时，会对企业高层的权力进行制衡与监督，防止管理层出于私利而过多投资风险大的金融资产（王瑶和黄贤环，2020），损害公司及其他投资者的利益。而当公司治理水平较低时，意味着企业内部管理出现了漏洞，此时管理层会忙于公司内部的治理与重建，对外部环境变化的敏感性不强，因此公司的投资决策会变得迟缓。本文通过引入财政透明度（Score）与公司治理水平（Govern）的交乘项进行回归，表7第（3）列回归结果显示，交乘项系数（Score×Govern）在1%的水平上显著为正，说明治理水平越高的公司，越会促进财政透明度对企业金融化的抑制作用。这是因为当公司的治理状况较好时，企业对政策的变化较敏感，会倾向于努力促成政府所引导的政企合作项目来获得稳定收益；同样，企业对高层权力制衡以及监督较为严格，通过公司治理更好地抑制了管理层出于私利进行金融资产投资的行为，从而专注于企业业务的管理经营，更好地抑制了企业金融化。

(三) 经济后果研究

财政透明度通过降低企业金融化能否提升企业未来的主业业绩、助推企业高质量发展？本文主要借鉴温忠麟等（2004）的中介效应模型进行经济后果检验。其中，主业业绩（Core）借鉴杜勇等（2017）的测量，企业全要素生产率（Tfp）采用LP法计算。回归结果见表8。表8第（1）列是财政透明度通过抑制企业金融化影响企业未来主业业绩的检验结果。其中，列①财政透明度（Score）的系数显著为正，说明政府信息公开透明有助于企业未来主业业绩的提升；列②企业金融化（Fin）的系数显著为负，说明企业进行金融资产配置会抑制未来主业业绩；列③财政透明度（Score）的系数由未加入企业金融化（Fin）的2.7418降低至2.7086，说明企业主业业绩的提升在一定程度上是由于企业财政信息公开而抑制企业“脱实向虚”来实现的。企业的可用资金是有限的，所以将资金是用于主营业务发展和进行固定资产投资还是用于金融投资活动，两者之间存在替代关系。当企业对外部政策的理解到位时，会减少配置风险较大的金融资产，转而投入其主业的发展。因此，财政透明度能够通过稳定企业业绩预期、增加政企间项目合作来抑制企业金融化，从而提高企业的主业业绩。

表8第（2）列是财政透明度通过抑制企业金融化影响企业高质量发展的检验结果。其中，列④的财政透明度（Score）在10%的水平上显著为正，说明财政透明度在长远发展上能够推动企业全要素生产率的提高；列⑤中企业金融化（Fin）与未来一期的全要素生产率（Tfp）呈显著的负相关，说明企业进行金融资产投资会抑制未来的企业全要素生产率；列⑥说明企业全要素生产率的提升一部分源于政府财政信息公开对企业金融化的抑制作用。当企业将可用资金用于投资金融资产时必然会压缩创新投资资金，从而影响企业的全要素生产率（王少华等，2020）。回归结果显示，财政透明度通过抑制企业金融化提高了企业未来期的全要素生产率。因此，财政透明度能够通过稳定企业业绩预期、增加政企间项目合作来抑制企业金融化，从而推动企业高质量稳步发展。

六、研究结论与政策建议

本文选取全国地级市财政透明得分数据，以2013—2019年中国沪深A股上市公司为样本，检验地级市财政透明度对属地企业金融化的影响、机制及其经济后果。结果发现：财政透明度每变动一个单位，会引起当地企业减持0.54%的金融资产，且财政透明不仅能降低财政政策不确定性，通过稳定企业业绩预期抑制企业金融化；也能缓解政企间信息不对称，通过增加政企间项目合作抑制企业金融化。具体而言：（1）在稳预期方面，当企业面临的经济政策不确定性强、行业竞争激烈以及能够获得政府补助时，提高财政透明度更容易稳定其业绩预期，从而抑制金融化。（2）在项目决策方面，提高财政透明度有利于国营企业和治理水平高的企业参与政企间的项目合作，从而抑制金融化；而管理层过度自信则会弱化财政透明度对项目决策的影响。（3）财政透明度能够通过稳定企业预期增加政企间项目合作来抑制企业金融化，从而引导企业回归主业，提升全要素生产率。（4）通过改变因变量、控制变量、考虑遗漏变量、改变样本区间以及分样本回归进行稳健性检验，并且利用双重差分法缓解内生性问题后，研究结论仍保持不变。本研究有助于理解政府信息公开程度与企业金融投资行为的关系，拓展了宏观政策环境与微观企业行为的研究范畴，对推进政府进一步财政公开、遏制企业“脱实向虚”、引导企业回归主业发展均具有重要意义。

为进一步发挥财政透明抑制企业“脱实向虚”的重要作用，本文提出如下政策建议：一是财政政策需要加强对企业“脱虚向实”的引导。突如其来的新冠疫情的冲击、国外政治关系的动荡等仍然是重要的政策不确定性因素，这就对实施更加稳定、公开、透明的财政政策提出了更高的要求。政府要加快推进财政透明度的提高，缓解政府与企业之间的信息不对称不充分等问题，努力化解外部环境中存在的不确定性因素，缓解企业的“脱实向虚”行为。一方面，政府应通过进一步提升政府财政工作的公开透明程度缓解宏观层面的政策不确定性，稳定企业预期；另一方面，政府应及时在政府官网上发布项目招投标信息，以加强企业和政府之间的合作，激励企业参与政府与社会资本的合作。二是政府应适当对市场和行业进行宏观调控，积极推进对企业进行适当的政府专项补助，用于支持企业进行实业发展，努力推动企业“脱虚向实”，提高企业的全要素生产率。此外，政府应继续加大对非国营企业的扶持，加强政企协作、政企互动，平等对待国营与非国营企业。三是企业应当密切关注政府信息的发布与执行情况，及时与自身的经营战略相结合，对涉及金融资产投资的决策要慎重把握，以实现公司价值最大化为主要目标，而不能一味追逐投资收益与高额回报率。此外，应关注公司内部的治理机制，完善监督机制，以防公司高层管理者出现过度自信行为倾向，损害公司的长远发展。四是企业应该在关注政府信息公开的基础上，结合其政策导向并且积极把握政企合作项目机会，促进企业“脱虚向实”，专注于主业发展，从而推动企业高质量稳步发展。

① 考虑到财政透明度与企业金融化的内生性，本文将财政透明度滞后一期处理。在《中国市级政府财政透明度研究报告》中，当年发布的财政透明度相关数据反映的是上一年的财政透明度状况，即2013年至2019年发布的《中国市级政府财政透明度研究报告》实际上反映的是2012年至2018年的市级财政透明度情况。因此，在实证检验中当年报告数据的拟合结果即为财政透明度滞后一期的回归结果。