實體企業金融化對股市穩定性的影響效應與傳導路徑分析

■陳海東 許桂華 吳志軍

金融安全是國家安全的重要組成部分，近年來中國面臨的金融風險加劇，實體經濟健康發展是防范與化解金融風險的基礎。以2000—2019年中國A股上市公司為研究樣本，構建企業金融化與股市穩定性實證模型，結果表明：實體企業金融化降低了股市的穩定性,考慮宏觀政策、內外約束機制的調節效應，發現寬松的貨幣政策強化了實體企業金融化對股市的不穩定性效應，而良好的金融生態環境與公司治理則弱化了實體企業金融化對股市的不穩定性效應。傳導機制檢驗表明，實體企業金融化主要通過企業透明度、財務基本面趨同性影響股市穩定性。為了提高股市穩定性，應加強對實體企業金融投機行為的甄別與管控；嚴禁企業信貸資金違規進入樓市；縮小金融、房地產投資與實業投資的利潤差；積極發揮貨幣政策的調節作用；建立良好的內外部約束機制。

一、引言及文獻綜述

近年來，中國宏觀經濟面臨的內外金融風險加劇，金融安全已成為政府關注的焦點問題。一方面，隨著美國推行超寬松的貨幣政策以及世界主要經濟體陷入衰退，世界各國產業資本紛紛抽離實體經濟，呈現出產業經濟“脫實向虛”的趨勢，加劇了世界經濟的不確定性。《中國金融穩定報告（2020）》顯示，2019年以來全球宏觀經濟局勢更加復雜嚴峻，中國金融體系面臨的外部風險挑戰加大。另一方面，國內實體經濟面臨的問題較為突出：部分產業存在低端重復建設情況，產能過剩嚴重；實體企業杠桿率高啟，去杠桿任務較重；制造業企業面臨租金、人工、原材料價格上漲壓力較大；產業轉型升級受市場需求、資金投入、技術瓶頸等多重約束，這些都嚴重限制了我國實體經濟的發展空間，導致國內資本向金融、房地產領域無序擴張，甚至在金融領域空轉，金融系統面臨的風險上升。因而，維護金融安全已關系到我國經濟發展全局。實體經濟健康發展是防范與化解金融風險的基礎。股市作為金融三大子系統之一，是實體經濟直接融資的主要場所，股市的穩定性直接決定著實體經濟的可持續發展。尤其在“傳統產業高級化、產業鏈現代化”的新發展階段，股市擔負著為優質企業梯度培育、核心技術突圍、產業轉型與重塑提供資金支持的歷史重任，因而，保持股市穩定性對防范與化解金融風險至關重要。目前，金融化已成為微觀實體企業面臨的普遍現象。［1］［2］實體企業為了規避風險［3］、緩解資金流動性短缺［4］、獲取超額利潤［5］，會加大金融與房地產投資，減少主營業務投資。微觀實體企業作為股市的根基，其經營行為與表現是股價變化的基礎。在大量實體企業改變主營業務，加大金融、房地產投資時，勢必通過信息傳遞、財務基本面等渠道對股價產生重大影響，進而影響股市整體穩定性。根據投資組合理論，股價的差異化變動有利于抵消股價異常波動，從而保持股市的整體穩定，相反，如果股價同步性較高，即“同漲同跌”現象明顯，則不利于股市穩定。那么，實體企業金融化是否會影響股市穩定性？其內在影響機制又怎樣？現有研究并沒有給出答案。

關于企業金融化的研究主要包括宏觀與微觀兩個層面。從宏觀層面看，探討的主要是實體企業金融化對經濟系統、經濟結構以及實體經濟的影響。Palley、Bhaduri研究發現，實體企業過度金融化會導致經濟資源從實體經濟部門轉移至虛擬經濟部門，導致產業出現空心化，加劇經濟系統風險。［6］［7］劉小玄和周曉艷認為，實體企業金融化會造成信貸資源錯配，從而導致經濟結構失衡。［8］張成思和張步曇指出企業金融化抑制了實體經濟的發展。［2］從微觀層面看，主要涉及實體企業金融化對科技創新的影響。王紅建等研究發現，實體企業進行的套利性金融活動，顯著抑制了企業科技創新。［5］然而，關于實體企業金融化影響金融市場、金融機構的研究較少，比如彭俞超等、鄧超等研究了實體企業金融化與股價崩盤風險的關系。［9］［10］關于影響股市穩定性因素的研究主要聚焦于投資者行為方面，主要從有效信息假說、羊群效應假說與正反饋交易假說等方面展開實證研究。有效信息假說認為，機構投資者具有信息優勢，有利于信息的有效傳遞，保障股市穩定。［11］羊群效應假說認為，投資者從眾行為會加劇股市波動，造成股市不穩定。［12］正反饋交易假說認為，投資者利用反饋機制進行交易，更傾向于短期投資，而忽略股票本身價值，造成股價劇烈波動，降低了股市穩定性。［13］綜合現有文獻看，目前關于實體企業金融化影響股市穩定性的研究還較少。事實上，股票價格“同漲同跌”是反映股市整體穩定性的重要指示器，它對投資者的風險偏好、投資決策以及監管部門的有效監管產生了重要影響。在宏觀經濟“脫實向虛”的背景下，研究實體企業金融化對股市穩定性的影響機制，有利于揭示企業微觀基礎變化與股市宏觀穩定性的內在規律，擴充與完善企業“金融化”領域的相關文獻，同時，為政府部門制定穩定股市政策提供了決策參考依據，有利于防范與化解金融風險。

二、理論分析與假設提出

實體企業金融化可通過兩個渠道對股票價格同步性產生影響，一是信息傳遞效率渠道，二是財務基本面渠道。首先，從信息傳遞效率渠道看，Fama提出的有效市場假說認為，上市公司向股票市場傳遞的財務信息效率（包括會計信息質量、會計信息披露透明度、股價特質信息）會影響投資決策，進而影響股票價格。［14-17］其次，從財務基本面渠道看，價值投資理論認為企業具有真實的內在價值，理論上等于企業未來能夠創造的自由現金流的折現值。在股東與管理層、大股東與小股東之間存在嚴重的代理問題時，實體企業金融化使得企業投資短視化，過度追求“快錢”與“現金牛奶”，致使企業持續投資短期收益高的金融、房地產領域，以期獲得管理權私利和控制權私利［18］，形成“配置金融資產—獲取高收益—配置金融資產”閉環，造成實體企業逐漸脫離主營業務，出現經營“空心化”的局面。當實體企業大量投資金融、房地產時，原來分布于不同行業的企業逐步放棄原有主營業務，導致資產配置趨同、經營方式趨同、風險特征趨同、盈利來源趨同，使得企業的現金流結構、盈利性結構特征趨同。從長期來看，股票價格是由公司的現金流結構、盈利性結構特征決定的，當大量的公司現金流結構、盈利性結構特征趨同時，股票價格同步性就會上升，從而降低股市的穩定性。因此，提出如下假設：

H1：實體企業金融化降低了股市的穩定性。

貨幣政策是各國政府調控宏觀經濟的重要手段之一，會對企業投資行為產生重要影響。［19］在貨幣政策寬松時，利率下降減輕了企業償債負擔，并使企業可抵押資產價值上升，降低了企業外部融資的邊際成本，從而減少了企業的融資約束，確保企業能以更低的成本獲取資金，增加了企業盈余管理行為。若盈余管理發展為整個市場的普遍行為，會直接導致企業特質信息無法有效地融入股價，致使股價呈現較高的同步性。寬松的貨幣政策還會給管理者帶來良好的市場預期，增強其投機心理，促使實體企業通過增加債務的方式進行金融資產、房地產投資，導致資產配置同質化，實際上加劇了資產錯配問題［18］，致使企業資產負債結構趨同，從而提高股價同步性，弱化了股市穩定性。基于此，本研究提出如下假設：

H2：寬松的貨幣政策強化了實體企業金融化對股市的不穩定性效應。

公司治理是為了解決兩權分立帶來的委托代理問題而設計的一套激勵與約束機制，因而公司治理會對公司的投資行為與信息披露產生重大影響。從投資行為看，良好的公司治理可以形成完善的相互制衡的內部機制，有效解決代理人問題。“兩職分離”能夠保證董事會監督的獨立性與決策的有效性，抑制企業過度金融化行為。獨立董事與經營者相關度較低，可以獨立于企業之外，監督職能可以更好發揮，為企業提供更長遠的發展建議，避免企業過度短視行為，從而降低企業金融化水平。大股東相對于小股東更重視企業長遠發展，會盡力避免短視行為，有利于抑制企業過度金融化。從信息披露看，公司內部人有動機與能力扭曲信息披露，實現自身利益最大化。良好的公司治理可實現內部人與外部人利益協同，從而約束內部人道德風險，提高企業信息披露質量。比如，加強對管理層的監督，能提高財務報告質量；提高獨立董事占比，有利于更好發揮獨立董事的監督職能，保證企業會計信息質量。基于此，本研究提出如下假設：

H3：良好的公司治理弱化了實體企業金融化對股市的不穩定性效應。

金融生態環境是公司內部治理的一個延伸。良好的金融生態環境代表著更完善的金融監管機制，能有效監督與抑制企業的金融投資套利行為，降低企業金融化程度。良好的金融生態意味著上市公司擁有更規范、嚴格的財務報告制度與信息披露機制，保障公司財務信息對外披露更加及時、準確與透明，提高公司信息傳遞的效率。良好的金融生態還會形成成熟的第三方監督機制，抑制公司的金融投機行為。首先，銀行會更積極主動發揮債權人角色，主動甄別企業投機動機，強化對信貸風險的控制；其次，金融普及率更高，投資者的金融知識素養更全面，有能力去關注與監督企業金融投資行為；最后，企業征信體系更加成熟，圍繞企業征信產生大量的信用評級公司，通過對上市公司的財務狀況進行評級，客觀上能起到對公司金融投機行為的制衡作用。基于此，本研究提出如下假設：

H4：良好的金融生態弱化了實體企業金融化對股市的不穩定性效應。

三、研究設計

（一）樣本選取和數據來源

筆者選取2000—2019年滬、深兩市的上市企業為樣本，并剔除掉ST、*ST、金融業以及房地產業的上市公司，剔除缺失值較多的上市公司，最終得到30573個觀測值。研究中使用的財務數據、股票日交易數據均來自CSMAR數據庫；貨幣政策指標數據來自中國人民銀行官網；地區金融生態環境指數來自《中國地區金融生態環境評價》課題組；公司治理指數采用主成分分析法進行構建。為克服異常值的影響，本研究對模型中所有連續變量進行了1%和99%分位的縮尾處理。

（二）主要變量定義

1.實體企業金融化。筆者借鑒宋軍和陸旸［20］等以金融投資占總資產的比例來代表實體企業金融化程度。根據現代企業資產負債表結構，企業金融資產科目主要包括：交易性金融資產、衍生性金融資產、買入返售金融資產、可供出售金融資產、持有至到期的投資、長期股權投資、長期債券投資等。另外，近些年，隨著房地產價格不斷攀升，大量企業把資金投入房地產而非生產經營領域，也是企業金融化的一個表現，根據企業會計準則，房地產投資科目是指投資性房地產。由此，實體企業金融化（enfin）由交易性金融資產、衍生性金融資產、買入返售金融資產、可供出售金融資產、持有至到期的投資、長期股權投資、長期債券投資、投資性房地產之和除以總資產計算而來。

2.股市穩定性。目前股市穩定性主要用股價波動異常頻數、股票價格漲跌幅度、最高價與最低價的差額與最低價比值、股價收益標準差等來測度。這些均通過個股波動構造反映股市整體穩定性指標，不能反映個股與整體股市的相關性。筆者借鑒Morck等［17］研究方法，構造單個企業股價收益率與整個股票市場股價收益率的方程rit=α0+α1rM,t+εi,t，根據計量經濟學原理，利用線性回歸方程的擬合度R2表示單個股價與整體股市的相關性部分。其中，rit為i公司股票t期的周收益率；rM,t為流通市值加權計算的市場周收益率。考慮到R2的取值區間為［0,1］，會造成實證分析的偏誤性問題，為此，對R2進行對數化轉換得到股價同步性：syn1=ln［R2/(1-R2)］，為了保證實證結論的可靠性，借鑒Durnev等［21］在上述模型中進一步引入行業收益率，重新計算股價同步性syn2。當股價同步性上升時，代表股價同漲同跌的程度較高，單個股票無法通過差異化變化消除股價異常波動，表明股市的穩定性越低。相反，股價同步性下降，代表股市穩定性越高。

3.貨幣政策。部分學者使用了《銀行家問卷調查》中的貨幣政策感受指數來測度貨幣政策，但這種方法主觀性較強，難以客觀反映貨幣政策變化。因此，筆者采用廣義貨幣供給量M2增長率（mp）來反映貨幣政策的寬松程度，mp越大代表貨幣政策越寬松，反之，mp越小代表貨幣政策越緊縮。

4.公司治理指數。借鑒靳慶魯和原紅旗［22］的方法，將公司治理體系分為股權結構、董事會特征以及管理層權力三部分，運用主成分分析法計算獲得該指標體系的主成分，最終得到公司治理綜合指數（gov）。公司治理指數越大代表公司治理水平越高，公司治理指數的具體構成要素如表1所示。

表1 公司治理指數構成要素

5.金融生態環境指數。筆者選用《中國地區金融生態環境評價》課題組的金融生態環境指數，該指數從政府治理、經濟基礎、金融發展與制度文化四個維度對中國各地區生態環境進行綜合評價。［23］用虛擬變量金融生態環境指數（fecdum）來反映金融生態的好壞，當綜合評分大于0.5，則表示金融生態較好，否則表示金融生態較差。

6.其他控制變量選取。本研究選定以下影響股市穩定性的指標作為控制變量：公司年限（age）、資產報酬率（roa）、公司財務杠桿（lev）、公司規模（size）、股權性質（en）、托賓值（tq）、現金比率（cash）、利息保障倍數（icr）。

（三）計量模型設定

為了驗證H1，筆者構建了模型（1），以檢驗實體企業金融化對股市穩定性的影響。若H1成立，預計enfin系數為正。

其中，i代表第i家企業，t代表第t年，ε代表殘差項。為了驗證H2—H4，筆者在模型（1）的基礎上分別構造包含貨幣政策mp、公司治理指數gov、金融生態環境指數fecdum與實體企業金融化的交乘項的線性回歸模型：

其中，mp×enfin為貨幣政策與實體企業金融化的交互項，如果H2成立，則β2＞0；gov×enfin為公司治理與實體企業金融化的交互項，如果H3成立，則γ2＜0；fecdum×enfin為金融生態環境與實體企業金融化的交互項，如果H4成立，則λ2＜0。

四、實證結果分析

（一）描述性統計結果分析

表2報告了本研究涉及主要變量的描述性統計結果。其中，syn1是借鑒Morck等［17］的計算方法計算的股價同步性，其最大值為9.28，最小值為-9.63，標準差達到0.99，表明上市公司之間的股價同步性差異較小；其中位數為-0.01，表明一半上市公司的R2值在0.5025，說明我國資本市場股價同步性水平較高。syn2是借鑒Durnev等［21］的計算方法計算的股價同步性，其數據分布特征與syn1差異不大。實體企業金融化enfin的均值為0.06，表明上市公司持有金融資產的平均比例較高；中位數為0.02，表明一半以上上市公司持有金融資產，說明上市公司金融化現象較為普遍。貨幣政策mp的均值為0.14，中位數為0.13，表明我國大多數時期的貨幣政策較為寬松。公司治理gov的均值為0.06，中位數為-0.18，表明我國上市公司總體治理水平不高，標準差為1.31，表明不同公司的治理水平存在較大差異。金融生態環境fecdum的均值為0.65，中位數為1，說明我國整體金融生態環境較好，這與我國金融改革不斷深入，金融制度不斷完善有關。

表2 描述性統計結果

（二）多元回歸分析

表3給出了基本假設H1的實證結果，列(1)為單變量回歸結果，列(2)納入了控制變量的檢驗結果，列(3)、列(4)則為加入了行業效應與同時加入行業效應和時間效應的檢驗結果。任何一種回歸中enfin的系數均大于零，且在1%的水平上顯著，符合H1的預期。從列(4)的回歸結果看，enfin每增加1%，將促使股價同步性抬高0.18%，表明實體企業金融化會提高股價同步性，加劇股價“同漲同跌”現象。這說明實體企業進行金融投資時，盡管短期內可以獲得可觀收益，但卻改變了企業的經營結構，造成主營業務的經常性收益下降；金融投資等非主營業務的非經常性收益上升，增加了企業會計信息核算難度，減少了企業向股票市場傳遞的特質性信息。另外，實體企業金融化還會改變上市公司資產結構，造成金融資產持有比例上升，經營性資產持有比例下降，而金融資產無非是股票、債券、基金、房地產等投資品，相比于經營性資產具有較強的同質性，造成企業在資產負債結構、經營模式、收益來源等基本面上趨同，進而促使股價同步性提高，加劇股市波動。控制變量方面，age在1%水平上顯著為負，表明公司年限越長，越傾向于差異化經營策略，越積極地進行信息披露，從而基本面差異化越高，透明度越高，股價同步性越低。size在1%水平上顯著為正，表明公司規模越大，公司進行多元化投資的傾向性越強，在經營上的同質性增強，從而股價同步性提高。lev在1%水平上顯著為負，表明公司杠桿率越高，被債權人監督的程度越高，對公司信息披露的要求也越高，提高了股市穩定性。tq在1%水平上顯著為負，表明托賓Q值越高，企業進行重置投資越多，金融投資越少，股市穩定性上升。roa在5%水平上顯著為負，表明公司盈利水平越高，越傾向于進行主動的信息披露，股市穩定性上升。en在1%水平上顯著為正，說明國有企業的股價同步性要遠高于民營企業，原因在于國有企業有政府做信用擔保，對外披露信息的主動性更弱。其余控制變量的結果不再予以逐個說明。

表3 實體企業金融化與股價同步性

（三）調節效應分析

為了分析貨幣政策、公司治理與金融生態環境對實體企業金融化與股市穩定性的調節效應，筆者對模型（2）、（3）、（4）進行了實證檢驗。表4列出了回歸結果，重點關注交叉項的顯著性。列(1)為加入了貨幣政策與實體企業金融化交叉項的實證結果，enfin×mp的回歸系數為0.33，在5%的顯著性水平上通過檢驗，表明寬松的貨幣政策增強了實體企業金融化對股市的不穩定效應，這一結果支持研究假設H2。在貨幣政策寬松時期，流動性較為充沛，企業更容易從銀行獲得貸款，通過加杠桿方式增加金融資產投資，降低股市穩定性。列(2)報告了公司治理與實體企業金融化交叉項的回歸結果，enfin×gov的回歸系數為-0.249，在1%的顯著性水平上通過檢驗，表明良好的公司治理弱化了實體企業金融化對股市的不穩定效應，從而證實假設H3。可能原因是治理水平較好的公司，能形成有效的監督約束機制，進而限制大股東進行過度投機行為，也有利于財務信息及時向外界披露，從而提高股市穩定性。列(3)報告了金融生態環境與實體企業金融化交叉項的回歸結果，enfin×fecdum的回歸系數為-0.316，在5%的顯著性水平上通過檢驗，表明良好的金融生態環境能弱化實體企業金融化對股市的不穩定效應。由于中國地域分布廣泛，各地區的金融生態環境存在較大差異，金融生態環境作為公司治理的一個良好的外部補充機制，能對企業經營行為產生外在約束機制，減少企業金融投機行為，從而提升股市穩定性。

表4 貨幣政策、公司治理與金融生態環境的調節效應

（四）穩健性檢驗

本研究從內生性、替代變量、分組回歸、非線性排查及固定效應估計等幾方面進行穩健性檢驗。

1.內生性問題。實體企業金融投資行為降低了股市穩定性，同時，股價穩定性下降導致上市公司真實的投資價值難以被區分與判斷，上市公司股東為了凸顯本公司市場價值會增加短期投資行為，促使實體企業不斷增加金融資產投資，從而加劇實體企業金融化，因而可能存在雙向因果關系帶來的內生性問題。本研究采用enfin滯后1期、滯后2期值作為工具變量，采用廣義矩估計（IV-GMM）進行驗證。結果顯示①，enfin系數依然在10%的水平上顯著為正。為了考察工具變量的有效性，本研究選用Anderson canon.corr.LM統計量來驗證不可識別問題，運用Cragg-Donald Wald F統計量來檢驗弱工具變量問題，結果表明工具變量可識別，也表明不存在弱工具變量問題。運用Sargan統計量來驗證過度識別問題，結果顯示不存在過度識別問題，表明工具變量是有效的。

2.替代變量。筆者借鑒Durnev等［21］研究方法，在測算股價同步性的基準模型上，加入了行業收益率，并且考慮上市公司收益率可能存在自相關性，還加入了行業收益率滯后1期與市場收益率滯后1期，計算得到syn2。結果顯示enfin系數依然在1%置信水平上顯著為正，進一步支持了H1。

3.分組回歸。為了排除樣本選擇導致的實證偏差問題，本研究按金融化中位數將上市公司分為高金融化組與低金融化組。結果顯示，無論是低金融化組還是高金融化組，enfin系數均在1%置信水平上顯著為正，表明本研究實證方法不存在樣本選擇偏差問題。

4.非線性排查。考慮到非線性關系，本研究在模型基礎上加入了enfin的二次項(enfinsq)，檢驗結果顯示，enfin系數依然在1%水平上顯著為正，但enfinsq系數符號為負但不顯著，這說明沒有足夠證據顯示實體企業金融化與股價同步性之間存在非線性關系。實體企業金融化顯著降低了股市穩定性，與前面的結果一致。

5.固定效應估計。為了消除非觀測值導致的誤差，緩解可能存在的內生性問題，本研究還利用固定效應模型進行實證檢驗。結果顯示，控制了個體固定效應與行業效應后，enfin系數依然在10%水平上顯著為正，表明實體企業金融化降低了股市穩定性的結論具有一定的穩健性。

五、傳導路徑檢驗

雖然前文已驗證了實體企業金融化降低了股市穩定性，但對其中的傳導機制還有待檢驗。由前文論述可知，實體企業金融化主要通過信息傳導效率與財務基本面兩個渠道影響股市穩定性。從信息傳導機制看，首先，實體企業金融化增加了金融資產投資，加劇了非經常損益的波動性，為管理者操縱盈余提供了機會，增加了公允價值計量難度，從而降低了會計信息質量。其次，實體企業金融化更有利于大股東與管理層利用資金占用、股票回購和關聯交易等方式轉移公司資源，為大股東掏空小股東提供了便利，促使大股東與管理層加大掩蓋負面消息的動機。最后，實體企業金融化還會加劇投資風險，由于金融資產投資相較于實業投資更容易受市場波動的影響，投資損益波動性遠大于經營性損益，出現投資損失的概率也遠大于實業投資，在此情形下，企業更傾向于隱藏財務信息。這些均表明實體企業金融化在信息傳導機制上主要是通過信息透明度來影響股價同步性的。從財務基本面傳導機制看，其一，企業大量增加金融資產投資，持有的金融資產占比不斷提高，經營性資產占比不斷下降，改變了資產結構。為了提高投資收益，有的企業還會加杠桿，增加企業負債水平。由于金融資產投資種類少，其同質性相對于經營性資產更強，最終會造成分布于不同行業的企業資產基本面呈現趨同性特征。其二，金融資產投資占比提高還會改變企業資金的流動性結構。金融資產大多屬于標準化資產，在產品的期限結構設計上具有統一性，而經營性資產由于所處行業生產規律的巨大差異而造成其期限結構也存在巨大差異。金融化的過程會促成不同行業期限結構逐步趨同，最終造成企業現金流量呈現同質化趨勢。其三，金融投資行為也會改變企業的盈利性結構。由于金融市場存在較強的關聯性，一個金融市場的波動容易溢出、傳染至其他市場，造成金融資產價格出現“共振”，致使金融資產盈利性波動呈現較強的趨同性。當實體企業大量投資金融資產時，其盈利結構將呈現趨同性特點。綜上，本研究認為：金融化會降低實體企業信息透明度，降低股市穩定性；金融化還會增強實體企業基本面趨同性，加劇股市同漲同跌，降低股市穩定性。因此，筆者構建企業信息透明度與基本面趨同性兩個中間變量來檢驗實體企業金融化對股市穩定性的作用機制。

（一）企業信息透明度

借鑒Bhattacharya等［24］對企業信息透明度的測度方法，為了分析方便，本研究采用收益激進度的負值（EA）來測算企業信息透明度，其計算公式如下：

其中，i代表第i家企業，t代表第t年；ACC代表企業應計項目；△CA為企業流動資產增加額；△CL為流動負債增加額；△CASH為貨幣資金增加額；△STD為長期負債增加額；△DEP為折舊與攤銷增加額；△TP為應交稅費增加額；TA為企業總資產。ACC/TA為收益激進度，EA為收益激進度的負值，該值越大，表明企業的信息透明度越高。

（二）財務基本面趨同性

借鑒泰爾指數的基本思想，利用上市公司凈資產收益率的泰爾指數的負值來衡量企業基本面的趨同性。計算公式如下：

其中，ROEi,t代表i企業第t年的凈資產收益率，ROEj,t代表j行業平均凈資產收益率，Nj代表j行業上市公司數量，Tj代表j行業的基本面趨同性，該數值越大代表行業差異性越小，基本面趨同性越大。

筆者采用Sobel-Goodman的中介效應檢驗方法來驗證實體企業金融化通過以上兩個渠道影響股市穩定性的傳導機制。［25］表5列（1）—（3）為基本面趨同性T的檢驗結果，列（1）enfin系數顯著為正(0.417)，列（2）enfin系數顯著為正（1.863），列（3）enfin系數顯著為正（0.411），T系數顯著為正（0.004），表明基本面趨同性是實體企業金融化影響股市穩定性的重要傳導機制，即：實體企業金融化↑→基本面趨同性↑→股市穩定性↓。表5列（4）—（6）為企業透明度EA的檢驗結果，列（4）enfin系數顯著為正(0.397)，列（5）enfin系數顯著為負（-0.058），列（6）enfin系數顯著為正(0.385)，EA系數顯著為負（-0.186），表明企業透明度也是實體企業金融化影響股市穩定性的傳導機制，即：實體企業金融化↑→企業透明度↓→股市穩定性↓。

表5 傳導機制檢驗

六、結論及政策啟示

本研究以微觀企業的金融化行為作為切入點，實證檢驗實體企業金融化對股市穩定性的影響效應及其傳導機制。結果表明：實體企業金融化加劇了股價“同漲同跌”現象，降低了股市的穩定性；在考慮宏觀政策、內外約束機制的調節作用后發現，寬松的貨幣政策強化了實體企業金融化對股市的不穩定性效應，良好的金融生態環境和公司治理弱化了實體企業金融化對股市的不穩定性效應；最后的傳導機制檢驗發現，實體企業金融化主要是通過企業透明度、基本面趨同性兩個中間因子影響股市穩定性的，具體地，實體企業金融化先引起企業透明度下降、基本面趨同性上升，進而引起股市穩定性下降。

研究結論說明實體企業脫離主營業務，大量開展虛擬化業務時，會加劇股價的“共振”效應，從而降低股市的穩定性。為了保障股市穩定，有效防范與化解系統性金融風險，可以采取如下政策措施。

第一，加強對實體企業金融投機行為的甄別與管控。監管部門應要求上市公司加強金融投資行為信息的對外披露，可以通過增加財務報表附錄中金融投資數據的披露，需要對投資者進行聲明的金融投資可以單列金融投資公告，提高投資者對上市企業金融投資行為的甄別能力。監管部門可以制定上市公司金融投資條例，允許合理、合規的金融投資，禁止超出標準的金融投資。對違反金融投資條例的，應予以處罰。

第二，嚴禁企業信貸資金違規進入樓市。劃定銀行的房地產貸款上限，對超出房地產貸款上限的房貸一律禁止，防止銀行過度發放房地產貸款；嚴格監控信貸資金用途，防止銀行與小額貸款公司、房地產中介合謀，將支持實體經濟的經營貸通過包裝變相以房貸的形式發放給企業，縱容企業隨意改變信貸資金用途進入樓市。

第三，縮小金融、房地產投資與實業投資利潤差。一方面，增加金融、房地產投資的成本，比如提高金融、房地產交易稅，提高加杠桿投資的融資成本。另一方面，提高實業投資回報率，通過減稅降費、增加生產經營、研發層面的補貼，降低實體投資的融資成本，縮小實體投資與金融、房地產投資的收益差距。

第四，積極發揮貨幣政策的調節作用。嚴密監控金融市場的流動性，當流動性過剩時，實體企業獲得資金容易，更傾向于追加金融、房地產投資，從而加劇股市不穩定性。相反，流動性適度有利于限制實體企業過度進行金融、房地產投資，有利于股市穩定。因而，貨幣當局應采取適度從緊的貨幣政策，抑制實體企業過度投資行為，從而保障股市穩定。

第五，建立良好的內外部約束機制。對于內部約束，較好的公司治理有利于強化股市穩定性，因而，要不斷深化上市公司組織架構改革，優化上市公司的決策、執行與監督機制，不斷提升公司治理能力。對于外部約束，良好的金融生態環境有利于增強股市穩定性，因而要強化上市公司的信息披露機制，加強一般性信息與特定性信息的動態披露，營造良好的融資環境，建立清晰的銀行與公司信貸關系，不斷改善金融生態環境。

注釋：

①限于篇幅，本文未報告穩健性檢驗結果，如有需要可向作者索取。