經濟政策對實體企業金融化的影響

□趙 娟

一、引言

《中華人民共和國國民經濟和社會發展第十四個五年規劃和2035 年遠景目標綱要》指出，不僅要打造良好的實體經濟發展環境，還要穩步推進實體企業提質增效，防止其脫實向虛。然而，受外界負面因素影響，大量實體企業利潤不斷降低，對金融市場和投資理財產品依賴度逐漸提升，形成日漸嚴重的企業金融化現象。盡管企業金融化能幫助實體企業提升資金流動性、抵御風險能力，但長期金融化經營會降低實體企業在主營業務中的資金投入，削弱企業市場競爭力。另外，過度金融化發展極易使金融市場產生較大泡沫，甚至引發系統性風險或金融危機。2008 年美國次貸危機席卷全球，迫使各國政府為加快經濟復蘇出臺多項政策。該階段，為避免市場出現經濟硬著陸，中國政府緊急制定出4 萬億救市計劃，以期通過經濟政策降低實體企業金融化引發的負面影響。隨后，政府多次出臺新經濟政策干預市場并防止過度金融化，促使經濟政策穩定性逐漸降低、不確定性不斷提升。在此背景下，實體企業可能因難以預測未來收益而再次引發過度金融化。可見，從不確定性視角深度剖析經濟政策與實體企業金融化的關系具有一定現實意義。

本文聚焦于經濟政策不確定性是否會影響實體企業金融化、影響機理為何，以期為實體企業脫虛向實發展提供新思路。通過梳理國內外學者的研究成果，發現學界對于二者關系尚未形成大致統一的定論。因此，本研究邊際貢獻可能在于：第一，從不確定性視角深層剖析經濟政策對不同實體企業金融化的異質性影響效應。第二，采用更客觀的方法刻畫中國經濟政策不確定指數。其他文獻多采用Baker 等（2016）構建的指數。該指數僅從《南華早報》提取信息，不具有客觀性，而本文借鑒Yun Huang 和Paul Luk（2018）構建的指數，提取于10 份權威報紙，在反映中國經濟政策不確定程度方面更客觀、更真實。在確定二者間關系基礎上，從實體企業所有制、生命周期、盈余管理以及行業市盈率四個維度，挖掘經濟政策不確定性的異質性影響效應。

二、文獻綜述

關于不確定性視角下經濟政策對實體企業金融化影響的研究，主要可劃分為以下兩類觀點：

第一類觀點認為經濟政策不確定性可有效促進實體企業金融化發展。具體促進路徑為：經濟政策不確定性增加可能會抑制企業研發、固定資產等實體企業經濟投資活動，增加企業金融資產投資量，進而強化企業金融化與經濟“脫實向虛”發展勢頭。具言之，Gulen 等（2016）發現經濟政策不確定性增加會使企業資本投資發生明顯變化，主要通過誘發投資促進實體金融化。譚小芬和張文婧（2017）指出經濟政策不確定性可先使金融摩擦、實物期權發生變化，改變實體企業資本流動性價值，加劇實體企業金融化發展程度。張慶君等（2019）、朱方明和金健（2021）同樣認為二者之間存在促進效應，并從金融資產類型視角展開分析，發現面對經濟政策不確定性增強的境況，企業更傾向于擴充流動性金融資產規模，擴大金融化發展程度。鄭海元和王世杰（2021）研究發現，在經濟政策不確定性影響下，產業政策對實體企業金融化的影響將由抑制變為促進。

第二類觀點認為經濟政策不確定性會抑制實體企業金融化發展。二者間的抑制路徑為：經濟政策不確定性增加可能會削弱銀行放貸意愿、擴大金融資產價格波動幅度，通過資金供給與資產質量兩方面約束企業金融化發展。具體來看，許罡和伍文中（2018）發現，經濟政策不確定性會使市場套利空間縮小進而抑制實體企業金融化投資行為，并表示在實體企業對經濟政策不確定性較為敏感的情況下，經濟政策抑制作用更強。杜偉岸和李嘉瑤（2020）同樣認為二者間存在抑制作用，且這種抑制作用會使企業減少實體經營投資額。同時，彭俞超等（2018）指出對于中西部地區融資約束弱、行業競爭激烈的實體企業來說，經濟政策不確定性的抑制作用更強。

綜上，大部分學者雖從不確定性視角大量分析經濟政策對實體企業金融化發展的影響，但仍未形成大致統一的結論。鮮有學者同時從實體企業所有制、生命周期、盈余管理以及行業市盈率四個視閾，多維度考量經濟政策不確定性對實體企業金融化的異質性影響機理。

三、經濟政策對實體企業金融化的傳導機制分析

（一）經濟政策對實體企業金融化的線性傳導機制

根據以上文獻綜述分析可知,不確定性視角下經濟政策對實體企業金融化可能存在雙向影響，故在此對其分別展開分析（見圖1）。就正向傳導機制而言，經濟政策不確定性增加將加大實體企業預測未來市場需求的難度，提高實體企業現金流的不確定性，導致實體企業為預防未來不確定性風險而增強儲蓄動機。具體而言，鄧江花和郭永芹（2021）指出，為應對經濟政策不確定性這一外部沖擊，實體企業傾向于采取資本管理運營模式擴大金融資產投資規模。此外，利用金融資產投資流動性特征，實體企業會及時買入或拋出金融資產，提升資金利用率或為企業運營補充資金，最大化降低外部不確定性危機。這在一定程度上將加劇實體企業金融化趨勢。就負向傳導機制而言，經濟政策不確定性增加會提高銀行對于借貸企業真實還款能力的判斷難度，使銀行縮小放貸規模，降低企業融資金額，導致實體企業減少金融資產投資持有量。同時，經濟政策不確定性增加會加劇金融資產價格波動幅度。為降低金融資產價格波動帶來的影響，實體企業會自愿選擇減持金融資產并減少金融化行為。另外，金融監管政策屬于經濟政策范疇。史建平等（2021）發現若金融監管政策的不確定性增加，部分金融資產將難以兌付，其資產價格會隨拋售量提高而降低。為避免投資損失，實體企業將增加現金持有量，降低金融資產持有量。基于上述分析，本文認為經濟政策不確定性增加后，實體企業可能減少金融化行為。

圖1 線性傳導機制圖

（二）經濟政策對實體企業金融化的異質性傳導機制

朱方明和金健（2021）研究發現經濟政策不確定性的影響效應會因企業個體異質性特征而出現差異。因此在不確定性視角下，經濟政策對實體企業金融化的傳導機制可能會因實體企業所有制、生命周期、盈余管理以及行業市盈率等因素不同，呈現出異質性傳導效果。當企業所有制為國有、生命周期在成熟期、盈余管理程度高或行業市盈率高時，實體企業應對外部不確定性危機時可有更多選擇，能通過其他途徑緩解經濟政策不確定性帶來的負面影響，基本不會做出金融化行為。但非國有、不在成熟期、盈余管理程度低、行業市盈率低的實體企業，更傾向于借助金融化方法度過危機。另外，相較于非國有、不成熟實體企業，國有實體企業、成熟實體企業已具備更完善的主營業務運作流程與風險應對方案，因此不必因增加利潤或規避風險而金融化發展。影響實體企業金融化的因素繁多，大多數因素均非孤立地產生影響，因此經濟政策不確定性對實體企業金融化的傳導機制存在差異性。基于上述分析內容，異質性傳導機制如圖2 所示。

圖2 異質性傳導機制圖

四、估計模型、變量及數據

（一）估計模型及變量描述

為消除干擾項影響并精準識別研究主體間關系，本文以2008 年次貸危機為準自然實驗，采用DID 模型檢驗經濟政策不確定性的影響效應。同時參考付鑫等（2021）的做法，構建如下模型：

式（1）中：JRH表示i 企業金融化程度；EPU代表中國經濟政策不確定性的大小；P是事件發生概率的虛擬變量，取0 和1 代表是否實施經濟政策；X表示一系列影響企業金融化的其他變量；D表征企業固定效應，D表征年份固定效應；ε表征在企業層面聚類調整后的回歸標準誤差。若交乘項EPU×P系數α為正，則表明具有經濟政策高的不確定性企業相較于具有經濟政策低的不確定性企業金融化程度更高。變量設定與說明如下：

1.被解釋變量：實體企業金融化（JRH）

本文參考杜勇等（2019）衡量實體企業金融化的做法，從金融收益視角切入，用（各種金融渠道獲取收益總和-企業營業利潤）/實體企業的營業利潤絕對值表示。由于衡量指標可能會出現負值，使研究結果產生偏差，因此在計算前先對非金融企業投資收益、公允價值變動損益及其他綜合收益指標進行標準化處理，最大程度降低度量結果誤差。具體計算公式如下：

式（2）中：FTS 是非金融企業投資收益，GJY 為公允價值變動損益，QZS 為其他綜合收益損失，YYL 為實體企業的營業利潤。

2.解釋變量：經濟政策不確定性（EPU）

Baker 等（2016）構建的中國經濟政策不確定指數僅從中國香港發行的《南華早報》中獲取信息，對于內地信息的報道可能不夠權威、客觀和翔實，在反映中國經濟政策的不確定性程度方面可能與實際情況有偏差。而Yun Huang 和Paul Luk（2018）選取內地主要城市中具有權威的10 份報紙提取信息，無論是報紙內容的權威性、真實性與客觀性，還是所需數據的完整性，在反映中國經濟政策不確定性程度方面都具有較高的真實性。因此，本文用Yun Huang 和Paul Luk 構建的指數來確定歷年中國經濟政策不確定性。

3.控制變量

參考陳明利（2021）、張璇（2021）的研究，最終選取以下控制變量（X）：（1）企業規模（GM），用年末上市企業總資產對數來表示；（2）企業持有現金量（XJ），以企業現有現金資產與交易性金融資產的總和來衡量；（3）企業杠桿率（GGL），用總負債/總資產來表示；（4）企業抵押能力（DY），采用企業固定資產/總資產來刻畫；（5）管理費用率（GLF），以凈利潤比總資產來度量；（6）地區GDP 增長率（GDP），用市級GDP 增長率來表示。

（二）數據來源

本研究所涉及數據：（1）2007—2020 年CSMAR 數據庫中的企業信息；（2）1997—2008 年Wind 資訊數據庫中上市企業的政府補貼數據。為最大程度去除實證回歸偏誤，對初始數據進行以下整理和修正：剔除研發投入為0、ST 處理、金融類、上市時間短于3 年、資不抵債、關鍵觀測指標數據缺失共六類上市企業，最終留有6128 個企業觀察值。同時，為消除極值影響，對上市企業數據展開1%的雙側縮尾處理。

五、實證結果分析

（一）基準回歸

基于2007—2020 年上市企業的面板數據，本文對方程（1）進行回歸檢驗（表1）。為判斷加入控制變量后結論是否穩健，依次添加控制變量進行基礎回歸分析。第（1）列僅包含被解釋變量和交乘項，并控制年份、企業固定效應等變量。交乘項系數顯著為負，表明當中國為應對次貸危機、歐債危機等影響，多次出臺新經濟政策調控市場時，經濟政策不確定性提高能減緩實體企業金融化進程。第（2）-（6）列為逐漸依次加入實體企業層面控制變量后的回歸結果，交乘項的顯著性未受到干擾。第（7）列加入市場層面地區GDP 增長率變量的回歸結果，顯示交乘項顯著性不變，結論依舊穩健。

表1 基礎回歸結果

（二）有效性與穩健性檢驗

DID 模型能極大減弱內生性問題的影響，但需樣本數據符合特定條件。因此，對上述影響效應開展如下有效性與穩健性檢驗。

1.有效性檢驗

（1）控制產業時間趨勢

部分影響實體企業金融化發展的產業因素可能難以量化觀測。為排查這類因素是否會干擾結論，參考Liu 和Qiu（2019）、郭策和張騰元（2021）的思路，在基礎回歸方程中添加產業特定的線性時間后再次回歸，結果如表2 第（1）列所示。控制產業時間趨勢后，交乘項系數并未明顯變化，證明無法觀測的因素不會對結論構成影響。

（2）實體企業行為決策效應

2008 年次貸危機對中國經濟造成影響后，每個實體企業應對經濟政策不確定性急劇增加的行為決策不同，這可能使研究結論發生明顯變化，故檢驗企業行為決策效應。具言之，由于次貸危機對中國的影響在2008 年較為嚴重，但經濟政策帶來的影響主要體現在2009 年，故把2009 年作為實體企業的行為決策年設定虛擬變量。將該虛擬變量和EPU相乘（EPU×Year2009）后，加到式（1）中，回歸結果如表2 第（2）列所示。新交乘項EPU×Year2009 系數不顯著，表明實體企業無預期效應，未對結論產生明顯影響。

（3）安慰劑檢驗

以次貸危機前后中國政府補貼變化為參考，采取安慰劑檢驗法判斷結論有效性。在2008 年之前中國政府補貼變化不明顯，經濟政策不確定性指數波動幅度較小且影響效應不顯著。因此，確定2008 年、2009 年為沖擊年，分別引入EPU×P和EPU×P兩個交乘項，結果見表2 第（3）-（4）列所示。兩個交乘項系數都不顯著，說明兩個研究主體間存在顯著負向影響。

表2 DID 方法有效性檢驗

2.穩健性檢驗

（1）更換固定效應。僅將原模型的實體企業固定效應換成行業固定效應，回歸結果如表3（1）列。各變量系數的正負符號與顯著性均未發生改變，表明結論具有穩健性。（2）更換變量測量方法。采用Baker 等（2016）[測算的經濟政策不確定性結果，采用與上文相同的回歸方法，結果見（2）列。交乘項系數依然顯著為負，說明結論不會因經濟政策不確定性測量方法更換而變化，具有較強的穩健性。（3）更換標準誤差。將回歸標準誤差的聚類調整從企業層面調整至地區層面，其余條件不變，結果見（3）列，研究結論具有穩健性。

表3 DID 方法穩健性檢驗

六、影響效應異質性分析

上述研究結論由實體企業整體層面數據得出，充分揭示研究主體間的平均影響，但無法明確不同類型實體企業對經濟政策變動的反應。因此，進一步從實體企業所有制、生命周期、盈余管理以及行業市盈率四個方面拓展研究，剖析影響效應的異質性。

（一）企業所有制

不同所有制實體企業的發展策略擬定、資金籌備等日常運營活動均有差別，故參照數據庫注冊編碼類型，分出國有企業、民營企業和外資企業三類所有制企業。用前文研究方法探究不同企業所有制下影響效應的差異，結果見表4（1）-（3）列。由此可知，民營企業和外資企業的交乘項EPU×P分別在1%、5%水平下顯著為負，而國有企業不顯著，這表明影響效應出現偏差。具體原因可能為國有企業是我國國民經濟的重要支柱，能夠申請到高額政府補貼并最大化享受到政策福利，故實體企業金融化程度低。加之對外開放后市場競爭加劇，國有企業改革存在所有者缺位、委托代理鏈條等治理問題。而民營企業和外資企業不存在這一問題，所有者對企業監督、決策、引資等方面的管理更到位，在面對經濟政策劇烈變化時，選擇增加金融投資量的概率不高。此外，經濟政策不確定性指數提高后，由于銀行信貸配給行為，民營企業和外資企業一般比國有企業更容易陷入融資約束困境，可能減少金融資產配置以規避投資風險。在籌集資金、享用優惠政策及開展國際業務等方面，外資企業均優于民營企業。經濟政策不確定性指數下降后，外資企業可快速與國際伙伴建立合作，引入大量資金進行金融投資，提升企業金融化水平。而民營企業因條件約束而無法快速作出良好應對。

（二）企業生命周期

在“大眾創業、萬眾創新”背景下，實體企業層出不窮、繁榮發展。各實體企業的經營環境、投融資現金流、起始發展水平均存在差異，故不同生命周期的實體企業金融化水平不相同。參考Dickinson（2011）的方法，可把企業生命周期分成三段，分別是成長期、成熟期和衰退期，以此研究影響效應的異質性。綜合考量實體企業經營、投融資等活動引發的凈現金流量方向，判定實體企業具體處于生命周期的哪一階段，研究結果見表4（4）-（6）列。交乘項EPU×P系數在成長期顯著為負，在成熟期和衰退期不顯著，說明經濟政策不確定性對成長期實體企業金融化可發揮抑制效應，但對成熟期和衰退期實體企業影響不顯著。這可能是由于成長期實體企業大多是新興產業，主營業務具有較高的邊際收益，故將加大實體業務投資。而處于成熟期、衰退期的實體企業主營業務的邊際收益呈減少趨勢，更愿意進行金融投資。

（三）企業盈余管理

部分實體企業管理者可能會為了符合股權激勵業績條件、匹配債務條款、通過考核指標等目的，采用多種符合會計準則的手段運營企業。參考王金（2016）的研究成果，利用修正的瓊斯模型判斷應計盈余管理程度，并據行業中位數分為兩組樣本，即盈余管理程度高組和低組，回歸結果見表4 第（7）-（8）列。交乘項EPU×P系數在低組顯著為負，而在高組不顯著。這表明經濟政策不確定性的增加顯著抑制了盈余管理程度低的實體企業金融化，對于盈余管理程度高的實體企業作用有限。究其原因可能是在實體企業信息不對稱時，盈余管理程度高的實體企業管理者會利用金融活動便利性，通過更隱秘的真實盈余管理來達成短期業績目標，容易增加實體企業融資成本并放大破產概率。而盈余管理程度低的實體企業會根據經濟政策變動調整金融資產配置情況，確保實體企業穩定運行。

（四）行業市盈率

實體企業金融資產配置情況會受到行業市盈率的影響。一般而言，在相同的市場及行業條件下，行業市盈率高的實體企業可籌得更多資金，有充足的資金進行資本運作，進而獲取更多資本增值的非經營利潤。據此參照宋光輝和孫影（2016）的方法，按照行業市盈率高低將樣本分為兩組（以下簡稱高組和低組），對影響效應的行業市盈率差異進行研究。回歸結果如表4 第（9）-（10）列，顯示行業市盈率低組實體企業的交乘項EPU×P系數在5%水平下顯著為負，高組系數并不顯著。這表明影響效應在低組明顯，在高組則不明顯。究其原因是當行業市盈率較低時，投資者不看好實體企業的盈利能力和發展前景，使實體企業無法獲取金額較大的股權融資，在一定程度上抑制企業追加金融投資。對于高行業市盈率的實體企業來說，主營業務的邊際收益不斷下降，實體企業更愿意增加金融資產配置。

表4 異質性檢驗結果

從實體企業所有制、生命周期、盈余管理以及行業市盈率任一方面來看，在不確定性視角下，經濟政策對實體企業金融化的影響均存在異質性。

七、研究結論與政策建議

（一）研究結論

從經濟不確定性視角探究經濟政策與實體企業金融化之間的關系，為中國實體企業的高質量發展以及國家經濟“脫虛向實”提供理論參考。本文以2008 年次貸危機對中國構成較大影響為研究切入點，采用DID方法從經濟不確定性視角研究經濟政策對實體企業金融化的影響效應。并進一步從實體企業所有制、生命周期、盈余管理以及行業市盈率四個方面探討影響效應的異質性。研究發現：第一，經濟政策不確定性顯著抑制了實體企業金融化水平；第二，進行控制產業時間趨勢、替換固定效應等有效性檢驗和穩健性檢驗后，結論仍然成立；第三，影響效應存在異質性。從實體企業所有制角度看，經濟政策不確定性對民營企業和外資企業有顯著阻礙作用，而對國有企業影響不顯著；從企業生命周期角度看，經濟政策不確定性僅對成長期實體企業有顯著負影響；從企業盈余管理角度看，經濟政策不確定性會抑制盈余管理程度低組，而對盈余管理程度高組影響不顯著；從行業市盈率角度看，經濟政策不確定性對行業市盈率低組具有顯著負向影響，而對行業市盈率高組影響不顯著。

（二）政策建議

1.建立貨幣和財政政策協同調控機制

政府應實時監管市場變化，提前預判市場危機，從貨幣、財政支出方面制定針對性解決方案。同時，利用多項政策的調控優勢強化新方案對市場經濟的管理，以免實體企業因經濟快速增長而設定過高的投資收益預期，引發過度金融化。在每次出臺新經濟政策前，政府應組織本地實體企業共同研討即將頒布的新經濟政策，結合現行政策預判新政策效果及市場走向。各實體企業與政府之間應建立良好的溝通機制，在執行新政策過程中及時探討遇到的問題，確保新政策可輔助實體企業更好發展并順利落地，避免市場主體出現過度金融化行為。

2.引導實體企業合理配置金融資產

政府應當關注實體企業配置金融資產的差異，深化金融機制革新，推動實體企業配置適宜的金融資產。對于不同生命周期的實體企業來說，成熟期與衰退期實體企業比成長期實體企業更具企業金融化傾向。政府需要加速供給側結構性改革，以“去產能”和“降杠桿”兩種方式協調管理，引導成熟期與衰退期實體企業結合新時代經濟要素，逐步轉入新興產業領域。同時，政府需加強市場監管，出臺防范實體企業因金融資產高收益預期而不合理配置金融資產的措施，抑制企業金融化傾向及行為。

3.調整實體企業業務重心

除完善金融環境和融資渠道外，政府應調整實體企業業務重心，針對不同行業的實體企業統籌其發展戰略，援助實體企業增強主營業務的盈利能力。一方面，政府可針對不同行業，建立定向補貼、設備創新獎勵等政策性支持模式，激勵實體企業將經營重心放在主營業務上。政府可制定與政策配套的執行方案，使實體企業加大對主營業務的投資，推動主營業務穩定擴大發展。另一方面，政府可定期組織行業協會、相關企業、外地龍頭企業共同分析最新行業發展政策，并邀請有關專家研討實體企業發展面臨的問題，加強主營業務的盈利能力，避免實體企業因主營業務發展受限而出現過度金融化傾向或行為。