金融严监管、企业金融化与实体经济资本配置效率

马亚明 杨 兰

(天津财经大学，天津 300222)

一、引言与相关文献综述

2017年，中共中央政治局会议及全国金融工作会议明确提出“深化金融改革、加强金融监管、整治金融乱象”的指导方向，不仅再次将“防控金融风险”作为攻坚重点，同时也着重强调了“促进金融和实体经济良性循环”的重要意义(马亚明 等，2021)。中共十九大报告对于金融发展的定位，从创新和发展转变为稳健、服务实体经济、守住不发生金融风险。与此同时，一系列严监管文件陆续发布，中国进入全面严监管时代。金融严监管政策的实施有助于规范金融市场，更好地服务实体经济，实现金融与实体经济的良性循环。推进金融监管的体制机制改革，加强对监管体系的机构整合和制度建设，形成严监管的市场态势，能够有效推动金融与实体经济关系的转型升级(邱兆祥 等，2019)。金融监管也可能通过加强金融顺周期性提高金融风险，从而对实体经济产生消极影响(张金城 等，2011)。金融监管通过信贷渠道，即通过缩减融资软约束企业的信贷减少非正规金融的资金供给，促进企业“脱虚向实”，而金融监管的完善有利于实现金融更好地服务实体经济(马思超 等，2019)。

一直以来，中国实体经济都面临着实体投资率下降现象，由于金融部门收益率显著高于实体经济的投资收益率，实体企业不断将生产性投资转向金融资产投资，导致实体企业金融化行为，严重挤压了实体投资(胡奕明 等，2017)。当然，企业的金融化行为也可能对企业在实业领域的投资产生促进作用。企业的金融资产持有有企业投资的“蓄水池”作用(陈曦明 等，2021)，而当金融化表现为“蓄水池”作用时，其有利于缓解实业投资的融资约束，促进实业投资的增长(Smith et al.，1985；Stulz，1996)。企业从金融渠道获得的资金一方面增加了企业的可支配资金，另一方面可以促使企业参与更多的金融活动，最终可以促进实体投资的增加(Denis et al.，2010；Duchin，2010)。

《关于规范金融机构资产管理业务的指导意见》(以下简称“资管新规”)的出台使通道业务、非标业务等受到严格管控，金融产品层层嵌套等行为得到抑制，有效减少了资金空转，优化了金融市场环境。穿透式监管方法更为多样和灵活，表现为功能穿透、行为穿透、主体穿透等，有利于实现监管的一致性，避免监管套利。穿透式监管约束了地方政府债务平台的融资活动，导致基础设施建设投资增速下降，实体投资受到明显抑制，由此，金融严监管政策为实体经济营造了紧缩的融资环境。此外，穿透式监管等监管措施限制了企业通过层层嵌套方式进行的股权投资和各种非标金融资产投资而抑制了企业的金融化。企业的金融资产配置会因为金融资产供给收紧而大幅减少，在很大程度上抑制了企业的金融化行为，缓解了企业金融化挤占实体投资现象，对实体经济的资本配置效率产生了积极影响。

通过梳理分析相关文献，本文可能存在以下边际贡献：一是丰富了相关研究。关于金融严监管政策会对实体经济资本配置效率产生怎样的影响，已有研究持有不同的观点，本文旨在通过实证检验的方法得出本文的研究结论并加以分析。二是为研究金融严监管如何影响实体经济资本配置效率提供了新的思路。本文从企业金融化的视角切入，研究企业进行金融投资活动如何受到金融严监管政策的影响，及如何进一步影响实体经济资本配置效率。

二、理论分析与假设提出

金融严监管政策的实施对实体经济资本配置效率产生的影响是不确定的。一方面，资本监管的加强会影响单个银行的资产负债组合和信贷供给，进而影响银行体系的信贷总量供给(温信祥，2006)；存贷比监管的加强会迫使商业银行为规避监管而减少信贷投放，从而降低了商业银行的流动性创造能力(吕思聪，2018)；资本充足率监管的加强会使银行调整信贷行为，降低风险偏好，进而导致银行信用紧缩(黄宪 等，2005)。银行信贷对实体经济具有显著的促进作用(郭丽虹 等，2014)，信贷紧缩以及信贷资金价格的提升则会提高企业的融资成本，影响企业的投资活动以及实体经济发展。此外，信贷歧视等现象的存在会导致信贷资源的错配，不利于实体经济的发展。另一方面，金融严监管政策会通过严格规范金融机构运作，提升金融市场效率以更好服务实体经济，防范、化解金融风险，从而更好发挥金融工具的信号传递、分散风险的功能，进一步提高经济运转效率。金融严监管政策实施后，银行、资产管理公司等金融机构受到的监管不断加强，宏微观审慎监管框架为统一监管提供了制度保障，宏观审慎监管考核的实施将表外理财、同业负债纳入监管范围，有利于对影子银行体系实施全面监管。影子银行的规范与监管控制了游离在监管之外的金融活动，防止了金融货币资本的无序扩张，抑制了金融的泡沫化，有助于发挥金融促进资本流转的作用，实现资本的有效配置。此外，资管新规明确了统一的监管标准，促进不同监管主体之间协调配合和信息共享，实施穿透式监管，提高金融市场运作效率，进而促进实体经济发展。由此，提出两个相对的竞争性假设：

假设

1a

：

金融严监管政策的实施有利于提高实体经济资本配置效率；

假设

1b

：

金融严监管政策的实施不利于提高实体经济资本配置效率。

金融严监管会抑制非金融企业的金融化行为。企业金融化行为表现为企业金融资产配置比例不断上升，实体投资不断下降(张成思 等，2016)。追逐利益的“投资替代”是导致企业金融化的主要原因。金融资产的收益率显著高于实体投资的收益率，再加上实体投资周期长等原因，企业会更倾向于增加金融资产的配置(Orhangazi，2008；Demir，2009；陈彦斌 等，2017)。金融严监管政策强调穿透式管理和缩短融资链条，压缩通道业务空间，要求理财产品所投资的资管产品不得再“嵌套投资”其他资管产品，限制了企业通过层层嵌套方式进行的股权投资和各种非标金融资产投资，从而抑制了企业的金融化。

企业金融化得到抑制后，会使得实体经济的资本得到有效的配置。实体企业将资源过多地用于金融投资，使得企业缺乏足够的资金进行设备更新升级以及产品的研发创新，进而抑制企业主业的发展，包括挤出研发创新、新产品开发、管理创新、组织创新、人才引进、固定资产更新改造等方面的支出(王红建 等，2016；王红建 等，2017)，导致实体经济的资本配置扭曲，降低了实体经济的资本配置效率。基于委托-代理理论，企业管理者为降低私人成本，会减少周期长、风险高的主业投资，而把资金投资到收益率更高的金融领域，以期获得管理权私利和控制权私利(文春晖 等，2015)，导致资本配置扭曲，这不利于企业正常生产经营活动的进行，阻碍了资本积累，严重损害了企业的长期利益。金融严监管政策会抑制企业的金融化行为，降低实体企业对金融资产的配置，使资本更多地配置到实体投资中，从而提高实体经济资本配置效率。由此，提出：

假设

2

：

金融严监管通过抑制企业金融化行为促进了实体经济资本配置效率的提高。

三、研究设计与实证分析

(一)研究设计

1.模型设定

借鉴程新生等(2020)、陈德球等(2017)，本文采用企业“投资-投资机会”敏感性模型衡量企业资本配置效率。模型设定如下：

I=ϑ+ϑQ+CONTROL+ε

(1)

其中：I为企业实体投资；Q为投资机会；系数ϑ衡量资本配置效率，若ϑ>0，说明资本配置有效，而若ϑ<0，则说明资本配置无效。

为检验金融严监管政策实施对企业实体投资的影响，设定如下模型：

I=ω+ωFS+CONTROL+ε

(2)

其中：FS为金融严监管变量；系数ω衡量金融严监管对企业投资的影响，若ω>0，说明金融严监管提高了企业实体投资，而若ω<0，则说明金融严监管降低了企业实体投资。

参照Imai et al.(2010)，实证检验金融严监管政策对实体经济资本配置效率的影响，并检验企业金融化行为在其中所起到的中介作用。本文的中介效应模型是资本配置效率模型(式(1))与Imai et al.(2010)的中介效应模型的结合，因资本配置效率的测度由回归系数给出，而非以一列数据形式展示的变量，所以在本文的中介效应检验中以交互项的形式出现。模型设定如下：

I=β+βQ+βFS+βFS×Q+CONTROL+ε

(3)

CF=λ+λFS+CONTROL+ε

(4)

I=α+αQ+αFS+αFS×Q+αCF+αCF×Q+CONTROL+ε

(5)

式(3)～(5)是在式(1)的基础上建立的中介效应模型。式(1)中的资本配置效率由回归系数ϑ衡量，所以式(3)～(5)中解释变量以及中介变量对被解释变量资本配置效率的影响通过其与Q构成的交互项的回归系数衡量。

中介效应检验步骤为：第一步，对式(3)进行回归，检验金融严监管的回归系数β是否显著，若β显著大于0，则说明金融严监管对实体经济的资本配置效率产生了正向影响；反之，则相反。第二步，对式(4)进行回归，检验金融严监管对企业金融化这一中介变量的作用效果。若λ显著大于0，表明金融严监管促进了企业金融化行为；反之，则相反。第三步，对式(5)进行回归，如果金融严监管对实体经济资本配置效率影响的系数α和企业金融化对实体经济资本配置效率影响的回归系数α都显著，而且系数α与系数β的绝对值相比出现了下降，表明企业金融化存在部分中介效应。如果仅仅是系数α显著，系数α不显著，表明企业金融化起到了完全中介作用。

2.数据来源与样本选择

本文选取了2010—2020年中国A股上市公司数据，剔除了 ST、ST以及金融类上市企业样本，并对所有连续变量都进行了1%水平的Winsorise处理。相关数据来源于国泰安数据库和Wind数据库。

各变量描述如下：企业投资(I)，为各上市企业的固定资产、无形资产及其他长期资产与总资产之比。企业投资机会(Q)，为各上市企业托宾Q值的滞后一阶。金融严监管(FS)，根据金融监管实施情况，2017年进入全面严监管，借鉴刘惠好等(2019)的做法，将其设置为虚拟变量，2017—2020年为事件窗口。企业金融化(CF)，本文将交易性金融资产、衍生金融资产、买入返售金融资产、发放贷款及垫款、可供出售金融资产、持有至到期金融资产、投资性房地产及其他流动资产之和的对数增长作为企业金融化的指标 。CONTROL为控制变量集合，微观层面的控制变量包括企业规模(TA)、流动资产比率(LR)、现金比率(CAR)、资产负债率(LEV)和资本积累率(RCA)；宏观层面的控制变量包括国内生产总值(GDP)、政府干预(GOV)和对外开放(OPEN)。变量说明如表1所示。

表1 变量说明

3.变量描述性统计

表2给出了变量的描述性统计。

表2 变量描述性统计

可以看到：实体投资I的均值为0.1469，最小值为0，最大值为0.6718，表明不同企业间的投资在一定程度上存在差距；投资机会Q的均值为2.0306，最小值为0.8649，最大值为8.6635，表明不同企业间的投资机会存在较大的差距；金融严监管FS的均值为0.4650 ，表明有46.50%的样本位于时间窗口期；金融化CF均值为0.1011，最小值为-18.4835，最大值为15.4600，表明不同企业间的金融化水平存在较大的差距；其它变量统计显示数据在合理范围内，排除离群值对回归结果的影响。

(二)资本配置效率的回归结果

按照式(1)，对资本配置效率进行测度。表3中，列(1)显示投资机会Q的回归系数为-0.0023，这表明资本配置效率处于较低水平；列(2)在列(1)的基础上增加了微观控制变量，结果显示投资机会Q的回归系数为-0.0004，与列(1)结果相一致，表明资本配置效率处于较低水平；列(3)在列(2)的基础上增加了宏观控制变量，与列(1)、(2)的结果保持一致，均说明资本配置效率处于较低水平。

表3 资本配置效率的回归结果

(三)基准回归

基于中介效应模型进行本文的基准回归，结果如表4所示。列(1)显示金融严监管政策显著降低了实体投资；列(2)显示金融严监管政策显著提高了资本配置效率，且通过了1%的显著性检验，因此假设1a得到验证；列(3)显示金融严监管显著抑制了企业的金融化行为。比较列(1)、(3)，金融严监管对实体投资的影响显著为负，影响系数为-0.0474，而金融严监管对金融资产配置的影响也显著为负，影响系数为-0.5873，说明金融严监管对金融资产配置以及实体投资均产生了抑制作用。列(4)显示金融严监管政策对资本配置效率的影响系数下降，企业金融化对资本配置效率的影响系数显著为负，表明企业金融化行为在金融严监管对资本配置效率的作用过程中起到了中介作用，即金融严监管政策通过抑制企业的金融化行为进而提高了资本配置效率，因此假设2得到验证。借鉴李波等(2020)，通过回归系数计算中介效应的影响系数。金融严监管对资本配置效率的回归系数为0.0064，低于列(2)中的回归系数0.0080，表明金融严监管通过企业金融化来影响实体经济资本配置效率的间接传导途径存在，此中介效应的影响系数约为0.0005((-0.5873)×(-0.0009))。

表4 基准检验结果

(续表4)

(四)稳健性检验

1.基于金融监管指数变量替代的稳健性检验

参考叶永刚等(2009)、李成等(2013)，选取关于宏观金融稳定以及微观金融稳定的变量(GDP增长率、CPI增长率、存款总额、贷款总额、银行业资产负债率、银行业资本充足率)进行金融监管指数构建，并应用此指数进行稳健性检验，结果见表5。

表5 基于金融监管指数变量替代的稳健性检验

表5列(1)、(3)表明，金融监管的加强显著降低了实体投资和金融资产配置；列(2)表明金融监管的加强显著降低了资本配置效率。综合列(2)～(4)，可以发现，金融监管的加强通过抑制企业的金融化行为进而提高了资本配置效率。参考李波等(2020)，通过回归系数计算中介效应的影响系数。金融监管对资本配置效率的回归系数为0.0011，低于0.0019，表明金融监管通过抑制企业金融化行为来影响实体经济资本配置效率的中介效应的影响系数约为0.0002((-0.2548)×(-0.0009))。与基准回归结果一致，表明模型设定有效，结果稳健。

2.基于系统GMM的稳健性检验

本文还通过变换计量方法进行稳健性检验。因系统GMM不需要知道随机误差项的准确分布信息，且允许随机误差项存在异方差和序列相关，拥有更宽松的计量假设，所以本文选取系统GMM进行稳健性检验。表6结果表明金融严监管政策通过抑制企业的金融化行为进而提高了资本配置效率。借鉴李波等(2020)，通过回归系数计算中介效应的影响系数。金融严监管对资本配置效率的回归系数为0.0328，低于0.0507，表明金融严监管通过抑制企业金融化行为来影响实体经济资本配置效率的间接传导途径存在，此中介效应的影响系数约为0.0346((-0.7211)×(-0.0480))。与基准回归结果一致，表明模型设定有效，结果稳健。

表6 基于系统GMM的稳健性检验

(五)异质性检验

1.基于产权性质的异质性检验

按照非国有与国有企业进行分组，实证检验“金融严监管—企业金融化—实体经济资本配置效率”传导机制可能存在的异质性，表7显示了实证检验结果。非国有企业层面结果显示，“金融严监管—企业金融化—实体经济资本配置效率”传导机制显著存在，金融严监管通过降低金融资产配置，进而提高了资本配置效率。原因可能在于，非国有企业的金融化行为挤占了实体投资，降低了企业的资本配置效率，而金融严监管政策的实施能够有效抑制企业的金融化行为，进而对企业的资本配置起到促进作用。在国有企业层面，金融严监管同样改善了国有企业的资本配置效率，同时也降低了金融资产配置，但是中介效应不显著，即“金融严监管—企业金融化—实体经济资本配置效率”传导机制不显著。比较回归结果可以发现，在非国有企业与国有企业分组中，“金融严监管—企业金融化—实体经济资本配置效率”传导机制存在与否的差异在于交互项CF×Q的系数是否显著，即企业的金融化行为是否显著影响资本配置效率。

表7 基于企业性质的异质性检验

2.基于市场化水平的异质性检验

《中国分省份市场化指数报告(2018)》给出了2008—2016年的市场化总指数评分，本文数据时间窗口为2010—2020年，故在原数据基础上进行外推。首先计算2008—2016年的各个省份的平均增长率，再根据已有数据乘上(1+平均增长率)，计算得到未知数据，最终得到2010—2020年各地区的市场化水平数据。本文将各地区市场化水平按高于或低于当期市场化水平中位数划分为市场化水平高组和市场化水平低组。表8显示了基于市场化水平差异进行的异质性检验结果。

表8 基于市场化水平的异质性检验结果

市场化水平低组的结果显示，金融严监管政策显著提高了资本配置效率，且“金融严监管—企业金融化—实体经济资本配置效率”的中介效应机制显著存在。原因可能在于，处于市场化水平较低地区的企业面临更少的实体投资机会，再加上金融活动拥有更高的收益率，容易引致企业进行与企业实际投资需求不匹配的金融活动，此时的金融化活动更容易挤占实体投资。然而，在市场化水平高组，企业金融化的中介效应并不显著。比较回归结果可以发现，在市场化水平分组中，“金融严监管—企业金融化—实体经济资本配置效率”传导机制存在与否的差异在于交互项CF×Q的系数是否显著，即企业的金融化行为是否显著影响资本配置效率。这与基于产权性质的异质性检验结果一致。所以，只有当企业的金融化对资本配置效率产生显著的消极影响时，金融严监管政策才会通过改变企业金融资产配置这一途径而提高资本配置效率。

四、进一步讨论

Acharya et al.(2019)通过设置虚拟变量，并将之与其他变量相乘得到交互项的方法进行影响机制的原因分析。借鉴其方法，本文通过分组检验更加直观地分析传导机制存在的原因。

(一)企业金融化收益

1.基于金融活动与主营业务利润占比的中介效应再检验

若企业进行金融活动的利润占比高于主营业务的利润占比，金融活动利润处于较高水平，说明企业能够通过金融活动获得高利润，金融化行为更有可能对企业资本配置效率产生积极的影响；若企业进行金融活动的利润占比低于主营业务的利润占比，金融活动利润处于较低水平，说明企业金融化活动水平较低或是金融化活动实际收益率较低，此时企业更有可能受到金融化行为的不利影响。所以本文通过比较金融活动与主营业务利润占比考察“金融严监管—企业金融化—实体经济资本配置效率”传导机制存在的原因。

表9显示了基于金融活动与主营业务利润占比的中介效应检验结果。结果表明，当金融活动利润占比高于主营业务利润占比时，交互项CF×Q的回归系数不显著，说明企业金融化对资本配置效率的影响并不显著，“金融严监管—企业金融化—实体经济资本配置效率”传导机制不存在。当企业的金融活动利润占比低于主营业务利润占比时，交互项CF×Q的回归系数显著为负，说明企业金融化对资本配置效率具有显著的负面影响，“金融严监管—企业金融化—实体经济资本配置效率”传导机制显著存在。可以得出，“金融严监管—企业金融化—实体经济资本配置效率”传导机制的存在是由金融活动利润占比较低的企业(金融化收益较低的企业)引起的。

表9 基于金融活动与主营业务利润占比的中介效应检验

2.基于金融活动利润占比的中介效应再检验

放松金融活动利润占比高于或低于主营业务利润占比的严格要求，通过金融活动利润占比高低分组进行检验，将金融活动利润占比按高于或低于中位数划分为金融活动利润占比高组和金融活动利润占比低组。表10中介效应检验结果表明，当金融活动利润占比高时，交互项CF×Q的回归系数不显著，说明企业金融化对资本配置效率的影响并不显著，“金融严监管—企业金融化—实体经济资本配置效率”传导机制不存在。当企业的金融活动利润占比低时，交互项CF×Q的回归系数显著为负，说明企业金融化对资本配置效率具有显著的负面影响，“金融严监管—企业金融化—实体经济资本配置效率”传导机制显著存在。也就是说，“金融严监管—企业金融化—实体经济资本配置效率”传导机制的存在是由金融活动利润占比较低的企业(企业金融化收益较低的企业)引起的。结论与前文一致，均说明只有当企业金融活动收益处于较低水平时，金融严监管政策才会通过抑制企业金融化行为来促进资本配置效率的提高。

表10 基于金融活动利润占比的中介效应检验

(二)非国有企业与企业金融化收益

将非国有企业样本分为金融活动利润占比高组和金融活动利润占比低组。表11结果表明，在金融活动利润占比高的非国有企业中，“金融严监管—企业金融化—实体经济资本配置效率”传导机制不存在，而在金融活动利润占比低的非国有企业中，中介效应传导机制显著存在。所以，非国有企业中“金融严监管—企业金融化—实体经济资本配置效率”传导机制的存在是由金融活动收益较低的企业引起的。

表11 基于非国有企业与金融活动利润占比的中介效应再检验

(续表11)

(三)市场化水平低与企业金融化收益

为验证“金融严监管—企业金融化—实体经济资本配置效率”传导机制的存在是由较低的企业金融化收益引起的这一结论，并进一步解释在市场化水平较低环境中传导机制存在的原因，将市场化水平低环境下的企业分为金融活动利润占比高组和金融活动利润占比低组。表12结果表明，在金融活动利润占比低且处于市场化水平低环境下的企业中，“金融严监管—企业金融化—实体经济资本配置效率”传导机制显著存在，而在金融活动利润占比高且处于市场化水平低环境下的企业中，中介效应传导机制不存在。所以，在市场化水平较低环境下的企业中，“金融严监管—企业金融化—实体经济资本配置效率”传导机制的存在同样是由金融活动收益较低的企业引起的。

表12 基于市场化水平低与金融活动利润占比的中介效应再检验

五、结论与建议

本文研究了金融严监管政策如何影响实体经济的资本配置效率，并识别出了以企业金融化为中介变量的传导机制，结果显示，金融严监管通过抑制企业金融化行为从而提高了实体经济资本配置效率。基于企业产权性质以及市场化水平的异质性检验结果显示，以企业金融化为中介变量的传导机制在非国有企业组以及市场化水平较低组显著存在，即非国有企业以及处于市场化较低水平环境中的企业更容易因金融化行为受到金融严监管政策的影响。进一步研究发现“金融严监管—企业金融化—实体经济资本配置效率”传导机制的存在是由于金融活动收益较低的企业引起的，即金融活动收益较低的企业更容易因金融化行为受到金融严监管政策的影响。

针对以上研究结论，本文提出以下政策建议：

首先，贯彻金融严监管，抑制企业金融化行为。一是针对企业金融化行为以及实体投资的实际情况，实施差异化监管。对于金融化行为对实体企业资本配置效率产生显著负面影响的企业，要加大监管力度。二是识别企业金融化行为与企业实际投资需求之间的匹配程度并施以不同的监管措施。适应企业基本情况的金融资产配置有利于增加企业投资的多样性，防范经营风险，但是与企业投资需求不匹配的金融化行为将严重挤占实体投资，不利于企业的资本积累，阻碍企业正常发展，恶化实体经济环境。三是针对企业金融化的监管要将银行通道业务监管及非正规金融监管等共同推进，严格监控企业的不理性金融化行为。

其次，规范实体经济发展。一是金融乱象丛生的大环境下，企业金融化问题严重挤占了企业实体投资资源，可以通过限制实体企业的金融获利通道，进而遏制经济金融化的无序扩展，促使实体经济发展尽快步入正途。二是要提高实体投资回报率，营造良好的实体投资环境，提升企业的生产性投资积极性，重视国有企业等实体经济的生产效率的提升。三是企业进行投资活动时不仅要关注不同投资活动潜在的收益率，更要关注其背后可能存在的风险与损失。此外，企业要更加重视经营活动，注重资本积累，实现长足发展。

最后，提高市场化水平。市场化水平会影响企业的投融资以及生产经营活动，不同市场化程度环境下的企业会在不同程度上减少对实体投资和金融资产的配置。市场化水平越高，越有利于缩小实体投资收益率和金融资产收益率之间的差距，有利于企业进行适度的金融资产配置，促使企业专注于实体投资活动，优化实体投资与金融资产之间的配置结构，实现实体经济资本的有效配置。