脱实向虚会助推实体企业加杠杆吗？ *——基于供给侧结构性改革视角

范亚莉，李云淑，覃朝晖，丁志国

（1，2，3，4 三峡大学经济与管理学院， 湖北宜昌 443002）

一、引言

推进供给侧结构性改革，构建金融与实体经济协调发展的生态环境，有效化解系统性金融风险，成为中国经济亟待解决的重大问题。 2008 年国际金融危机爆发后，全球经济增速缓慢，各国相继推出宽松的货币和财政政策来避免经济衰退，产生了债务规模增长过快和宏观杠杆率过高等负面效果。与其他国家相比较而言，中国宏观经济杠杆率高企的主要原因是实体企业部门杠杆率较高，而居民部门和政府部门的杠杆率相对适中（张明，2020；中国人民银行调查统计司杠杆率课题组，2021）。实体企业部门杠杆率过高容易出现债务违约，从而影响国家金融稳定。 2015 年中央经济工作会议正式把“去杠杆”列入供给侧结构性改革重点工作，相继推出了多项强力措施。近年来，在新冠肺炎疫情冲击反复和国际政治经济形势纷繁复杂的背景下，中国经济下行压力较大，将实体企业杠杆率保持在比较合理的水平，支持其扩张发展的同时又避免资金空转，实现金融与实体经济的共生共荣是当前经济发展的关键所在。

在实体投资低迷的经济环境下，越来越多实体企业倾向于投资金融资产（张成思和张步昙，2016；王国刚，2018）。现有文献将企业金融化的动机大致分为两种：一是预防性动机，即在资金富余的时候买入金融资产，而在资金紧张的时候卖出，利用金融资产高流动性的特征来平滑公司未来投资行为，这就是“蓄水池 效应”（Opler 等，1999；Almeida 和Campello，2007；胡奕明等，2017）；二是投机套利动机，当企业为获得高额投资收益而将更多的资本配置于金融资产，将会挤出实体投资，这就是“替代效应”（Orhangazi，2008；张成思和张步昙，2016；杜勇等，2017）。学者们基于预防性和投机套利动机，分析金融资产配置对企业杠杆率的影响。吴军和陈丽萍（2018）发现金融资产配置促进上市企业降杠杆，但是会推进非上市企业产生加杠杆。还有学者从动态角度研究金融资产配置对资本结构调整速度的影响，认为金融资产配置降低了资本结构向目标资本结构调整的速度，且这一影响在非国有企业和盈利能力较差的企业中表现更为显著（廉永辉和黎梦瑶，2020；安素霞和刘来会，2020）。惠丽丽和谢获宝（2021）也发现，对于杠杆不足和过度杠杆的企业， 金融资产配置均降低了企业资本结构调整速度，削弱了杠杆政策治理效果。吴立力（2021）进一步探讨金融化适度性与资本结构调整速度之间的关系，认为过度金融化会降低资本结构调整速度。鉴于金融资产配置动因的复杂性，金融资产配置与“脱实向虚”并非一一对应关系。 借鉴张成思和张步昙（2016）的思路，本文着眼于使用金融渠道获利而非金融资产配置比例来度量企业脱实向虚，避免金融资产配置内涵的模糊性。 基于金融渠道获利视角，研究实体企业脱实向虚对其杠杆率的影响，进而厘清“脱实向虚”与“稳杠杆”的内在关系，为设计金融政策提供建议参考。

虽然金融投资对经济保持平稳发展具有积极作用， 但是过度依赖金融投资获利会增加社会对金融产品的需求，导致其价格上涨并形成金融泡沫。一旦价格上涨不可持续时，金融泡沫就会破裂，各部门之间的信贷网络以及会计账户的联动会加剧企业经营风险的上升。随着风险在实体部门和金融系统之间快速传递，会增加系统性金融风险，并可能引发金融危机（林琳等，2016；黄贤环等，2018；彭俞超等，2018；夏越，2018；张明，2020）。 自2015 年中国实施供给侧结构性改革以来， 研究供给侧结构性改革去杠杆实施效果的文献大量涌现。 卢露和杨文华（2020）基于准自然实验方法分析了强制去杠杆政策对企业杠杆率的影响， 发现政策总体上具有去杠杆的效果。 许晓芳等（2020）进一步区分过度负债企业和非过度负债企业的去杠杆行为，发现强制去杠杆政策对过度负债企业的效果优于非过度负债企业。沈昊旻等（2021）认为，由于降杠杆成为国有企业业绩考核的指标之一， 迫于政策压力的国有企业会更积极推进去杠杆。 现有研究就供给侧结构性改革对杠杆率的直接政策效应进行了检验， 不过较少涉及供给侧结构性改革、 脱实向虚和企业杠杆率内在关系的研究。如若企业仅仅迫于政策压力而选择去杠杆，必然会在政策压力减弱时故态萌发，开始新一轮加杠杆。因此有必要研究供给侧结构性改革是否切断了“脱实向虚”和“加杠杆”之间的关联，从而全面评价供给侧结构性改革对金融与实体经济内在关系的影响效果。

不难发现，现有文献对金融资产配置与企业杠杆率之间的关系进行了充分的分析，不过较少基于金融渠道获利角度分析脱实向虚对杠杆率的影响，同时也较少研究供给侧结构性改革、脱实向虚与杠杆率的关系。 实体企业脱实向虚是否推动了企业加杠杆?供给侧结构性改革是否打破了实体企业脱实向虚与加杠杆的内在联系? 本文以供给侧结构性改革为背景，分析实体企业脱实向虚对微观企业杠杆率及期限结构的影响， 并分析供给侧结构性改革对上述关系的作用，从而厘清宏观经济改革、企业投资结构与融资选择之间的内在联系。 区别于以往的研究，本文主要的边际贡献包括：（1） 拓展了金融化与企业杠杆率关系之间的研究，基于金融渠道获利角度深入探究实体企业脱实向虚对杠杆率的影响，发现实体企业脱实向虚会推动企业加杠杆，并且对短期杠杆率的影响更为显著。 （2）拓展了供给侧结构性改革对微观企业杠杆率的间接机制研究，发现供给侧结构性改革的实施削弱了实体企业脱实向虚与加杠杆之间的正向关系，为深入推进供给侧结构性改革提供政策建议。

二、理论分析与研究假设

（一）实体企业脱实向虚与杠杆率

随着经济金融化的加深，部分实体企业不断投资于委托理财产品、 房地产等高收益高风险的资产，形成了对金融资产获利的路径依赖（Palley，2013；张成思和张步昙，2016）。金融获利依赖不仅会对实体投资产生挤出效应，尤其是减少创新项目的投入，而且造成资金在金融领域空转而无法进入实体经济的局面（杜勇等，2017；陈明利，2021）。 不仅如此，实体企业脱实向虚可能改变其投资结构与融资动力，同时改变其融资约束条件， 创造了加杠杆的内在动力和外部空间，形成金融泡沫并加大微观企业财务风险，埋下系统性金融风险的隐患。

现有文献表明，股权激励制度促使管理者追求短期利益，而管理者短视成为影响投融资决策的重要因素（王海明和曾德明，2013）。金融资产由于其期限短、收益高的特性， 可以提高实体企业资金的周转速度，具有高流动性和高收益的特征 （谢富胜和匡晓璐，2020）。 当金融资产收益率高于实体投资并且进入门槛较低时，短视的管理层更为期望金融资产的高回报能缓解短期业绩考核压力（张成思和郑宁，2020）。 从需求端来看，依赖金融投资获利的企业更为重视短期利润最大化，对投资项目的风险偏好较高，具有较强的动力通过增加外部融资来实施套利行为（Palley，2013；王红建等，2016；刘贯春等，2018），而债务融资具有税收抵免优势， 潜在地提高了股权资本的回报率，因此脱实向虚企业具有较强的债务融资需求。 而从供给端来看，金融资产的高收益性特征改善了企业的短期经营绩效，提升了其债务融资能力，因此更容易获得信贷支持（阳旸等，2021）。 供给与需求双方面因素相结合导致企业越多收益来自金融活动，越有动力和能力去推高财务杠杆。 此外，由于货币政策不确定性与金融市场结构等原因，中国企业普遍存在短期债务比例较高的现象 （白云霞等，2016； 李增福等，2022）。 而且，金融资产的投资期限较短，基于期限匹配的考量，企业更为偏好增加短期债务融资（刘贯春等，2018）。综合中国企业债务期限结构现状和期限匹配的考量，实体企业脱实向虚对短期杠杆率的影响更为显著。 由此，本文提出假设1：

H1：实体企业脱实向虚会推动其加杠杆，尤其是提高短期杠杆率。

（二）产权性质、实体企业脱实向虚与杠杆率

多数研究表明，产权性质对企业的投融资活动会产生不同的影响。 一方面，非国有企业更容易受到短期利益的驱动而进行金融投资活动，导致依赖金融投资获利的非国有企业具有更强的动力进行债务融资（张成思和郑宁，2020）。另一方面，由于非国有企业更容易受到经济周期波动的影响，尤其是经济衰退的冲击，导致其长期面临融资约束的困境，金融资产收益增加能够改善非国有企业的利润表和资产负债表，增加企业的抵押品数量和提升质量进而降低其信贷约束（李广子和刘力，2009；郑立根，2018；阳旸等，2021）。因此，在双方面因素作用下，脱实向虚更容易推动非国有企业加杠杆。 与此相比较，国有企业更倾向于响应政府实体经济振兴政策而增加对实体项目的投资，基于利益驱动的敏感性弱于非国有企业（李书娟等，2021）。并且国有企业遇到困境时会得到政府救助，较少受到信贷约束空间变化的影响（祝继高和陆正飞，2012）。在双重作用下，脱实向虚对国有企业的加杠杆影响相对弱于非国有企业。 由此，本文提出假设2：

H2：与国有企业相比，脱实向虚对非国有企业的加杠杆效应更为显著。

（三）供给侧结构性改革、实体企业脱实向虚与杠杆率

2015 年中国经济开始供给侧结构性改革， 其中重点任务之一是“去杠杆”。强制去杠杆政策对外部融资环境进行干预， 迫使企业调整债务规模和期限结构，具有显著的直接效果（卢露和杨文华，2020；秦海林和陈泽，2020； 沈昊旻等，2021）。 除了直接效果以外，强制去杠杆政策可能改善实体企业脱实向虚与加杠杆之间的内在联系。 在供给侧结构性改革过程中，为了防止资金链断裂引发破产风险，企业倾向于收缩投资战线， 利用债务融资来扩张金融资产的动力变弱。 另外，紧缩的信贷环境使得依靠金融获利改善盈利能力的举措失效，增加了债务融资违约风险，因此金融投资获利并不能改善信贷约束。 由此可见，在供给和需求的双面影响下，供给侧结构性改革会减弱实体企业脱实向虚的加杠杆效应。

不同股权性质的企业所面临的融资环境和投资结构存在显著差别， 因此供给侧结构性改革的弱化效应表现出异质性。由于国有企业承担更多政策性责任，政府会通过风险补偿和并购等手段解救无法偿还到期债务的国有企业， 降低国有企业的破产风险（于蔚等，2012；后小仙和郑田丹，2021）。 同时，国有企业面临较低的融资约束， 更容易获得金融机构信贷。 与之相比较，在面临强制去杠杆的政策压力时，依赖金融投资获利的非国有企业更容易受到融资约束的制约， 被迫选择收缩债务规模，因此具有更好的去杠杆效果。 可见，供给侧结构性改革对脱实向虚加杠杆的弱化作用在非国有企业中更为显著。 由此，本文提出假设3：

H3： 供给侧结构性改革弱化了实体企业脱实向虚的加杠杆效应，且对非国有企业的作用更加显著。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

由于2007 年国家颁布并实施了新的会计准则，上市公司金融资产的计量采用公允价值法，本文选取2007－2019 年中国非金融部门沪深A 股上市企业的年度数据作为研究样本。 数据来自国泰安（CSMAR）数据库，剔除金融业和房地产业上市公司样本、特别处理类（ST）和交叉持股上市公司样本以及IPO 当年的数据。 为了保证数据的合理性，本文还剔除了固定资产净额、负债总额以及总资产小于零的数据，最终得到2920 家上市公司的21113 个观测值。 为避免异常值的影响，对所有连续变量进行缩尾处理，使其调整到2.5%-97.5%取值范围内。

（二）变量设定

1.被解释变量

杠杆率Lev， 采用负债总额占总资产的比重来表示。 同时分别采用短期负债总额/总资产、长期负债总额/总资产来度量短期杠杆率和长期杠杆率。

2.核心解释变量

实体企业脱实向虚FPR。 现有文献对实体企业脱实向虚的度量主要采用两种方法： 一是利用金融资产占企业总资产的比重衡量； 二是利用金融资产的收益占经营收益的比重衡量。 由于企业可能基于预防储蓄的动机而参与金融资产配置， 因此金融资产占比未能准确刻画“脱实向虚”（张成思和张步昙，2016）。本文采用金融渠道获利占营业利润的比重衡量实体企业脱实向虚，并构建狭义和广义两个口径，分别记为FPR1 和FPR2。 其中，广义金融渠道获利包括投资收益、汇兑收益、公允价值变动收益、其他综合收益损失以及利息收入并扣除利息支出， 而狭义金融渠道获利需要再扣除对联营与合营企业的投资收益。需要重点关注的是，为了使该变量具有可比性， 需要对负的营业利润进行处理，本文利用标准化处理的方法如下：金融投资收益与营业利润的差值与营业利润绝对值的比值。 可以利用这个比例来判断金融资产是否实现了获利或者亏损：当企业完全未通过金融投资获利时，FPR 为-1，大于-1的值代表企业通过投资金融资产实现了获利。

3.控制变量

参考刘贯春等（2018）以及沈昊旻等（2021）的研究， 控制变量包括： 企业规模 （Size）、 经营现金流（CFO）、 有形资产占比 （Tang）、 第一大股东持股率（TOP1）、盈利能力（ROE）、成长能力（Growth）、行业杠杆率（Lev-med），具体界定见表1。

表1 变量定义表

（三）模型设定

借鉴沈昊旻等（2021）的做法，本文建立实证模型检验实体企业脱实向虚与实体企业杠杆率之间的关系，形式如下：

式（1）中，i 和t 分别代表企业和年份。Lev 表示企业的杠杆率，是被解释变量。FPR 是核心解释变量，是微观企业脱实向虚的利润结构指标。

Controls 表示一系列控制变量，主要包括第一大股东持股率（TOP1）、成长能力（Growth）、企业规模（Size）、有形资产占比（Tang）、盈利能力（ROE)、经营现金流（CFO）和行业杠杆率（Lev-med）。 μi表示企业层面的个体效应，φt刻画年份固定效应，εi,t为干扰项。

为测度供给侧结构性改革对实体企业脱实向虚加杠杆效应的影响，借鉴沈昊旻等（2021）和刘贯春等（2018）的做法，在式（1）的基础上引入供给侧结构性改革Policy 与实体企业脱实向虚（FPR）的交乘项。 由于供给侧结构性改革出台于2015 年，本文以2015 年为界限定义供给侧结构性改革Policy，2015 年之后取值为1，2015 年之前取值为0。

四、实证结果分析

（一）描述性统计

表2 为各主要变量的描述性统计结果，杠杆率的均值为0.423，短期杠杆率均值为0.345，长期杠杆率均值为0.074， 说明企业负债的主要构成来源是短期负债。 根据变量设定部分的解释，企业脱实向虚均值为负值，不过大于-1，说明整体而言企业存在从金融渠道获利现象。

表2 变量的统计性描述

（二）基准回归结果

对模型（1）分别使用狭义口径和广义口径的实体企业脱实向虚指标进行面板固定效应回归，估计结果见表3。 为了降低反向因果导致内生性问题的影响，本文对主要解释变量和控制变量均采取滞后一期处理。 由于每个行业的杠杆率有所差异，在回归分析中加入行业的杠杆率中值。 结果表明，从狭义口径和广义口径来看，在1%的显著性水平上，回归系数均显著正相关。这说明实体企业脱实向虚确实推动了杠杆率的上升，容易形成“脱实向虚—杠杆率上升—风险扩大”的恶性循环，造成实体经济不振和系统性风险扩大的双重困局。 在控制变量层面，成长能力、企业规模、有形资产占比与杠杆率正相关，而第一大股东持股率、经营性现金流、盈利能力与杠杆率负相关，与其他文献基本一致。

表3 脱实向虚与企业杠杆率的全样本估计结果

本文使用短期杠杆率和长期杠杆率替代杠杆率，基于面板固定效应模型对假说1 中关于实体企业脱实向虚与债务期限结构的关系进行实证检验，估计结果如表4。 结果表明，实体企业脱实向虚对短期杠杆率的影响显著正相关，而对长期杠杆率的影响并不显著。基于趋利动机，企业越依赖金融投资获利，越有动力推动短期债务的持续上升，导致企业的短期杠杆率升高，由此验证了假说1。 短期杠杆率上升会加剧企业偿债压力，不利于持续经营。综合而言，脱实向虚推高短期杠杆率的事实， 会进一步加重企业的财务风险，不利于金融稳定。

表4 脱实向虚对企业债务期限结构影响的估计结果

注：（1）***、**、* 分别表示在1%、5%、10%的水平上显著；（2）括号内为聚类稳健标准误；（3）L.表示引入滞后一期。

（三）异质性检验

为了进一步验证不同产权性质企业的异质性特征， 本文对国有企业和非国有企业进行分组回归检验。 根据国泰安数据库的划分标准，产权性质可划分为7 大类， 分别是民营企业、 地方国有企业、中央国有企业、集体企业、公众企业、外资企业以及其他企业。 本文将地方国有企业和中央国有企业合并视为国有企业， 其余5 类企业合并视为非国有企业。

如表5 所示，列（1）和（2）为狭义口径的回归结果，列（3）和（4）为广义口径的回归结果。 列（1）显示狭义口径下国有企业的回归系数并不显著，而列（2）显示非国有企业的回归系数显著为正， 而且非国有企业的回归系数明显大于国有企业。 列（3）和列（4）显示，国有企业的回归系数同样不显著，并且回归系数仍然小于非国有企业。 这说明，相比于国有企业，非国有企业脱实向虚与加杠杆之间的关系要更加紧密。 非国有企业更可能基于趋利原因而提高债务融资动力，结合信贷约束的改善，进而推高杠杆率，假说2 得到验证。

表5 异质性视角下的实体企业脱实向虚对其杠杆率影响的估计结果

注：（1）***、**、* 分别表示在1%、5%、10%的水平上显著；（2）括号内为聚类稳健标准误；（3）L.表示引入滞后一期；（4）为节省篇幅，仅列示主要变量的回归结果，控制变量未列出。

（四）供给侧结构性改革对实体企业脱实向虚加杠杆效应的影响

供给侧结构性改革的效果分析如表6 所示。由于供给侧结构性改革政策出台于2015 年，本文以2015年为界限， 将供给侧改革政策的实施节点设置为虚拟变量Policy，供给侧结构性改革实施之前设置为0，实施之后设置为1。 根据交叉项的回归系数判断供给侧结构性改革前后实体企业脱实向虚加杠杆效果的变化。 如果交叉项系数为负，说明供给侧改革减弱了脱实向虚的加杠杆效应， 否则说明增强了加杠杆效应。

表6 供给侧结构性改革政策效果的估计结果

不管是在狭义层面还是广义层面，供给侧结构性改革Policy 的回归系数为负数，说明供给侧结构性改革具有直接的去杠杆效果，与现有文献研究结论一致（卢露和杨文华，2020； 秦海林和陈泽，2020； 沈昊旻等，2021）。 列（1）和列（4）表明，全样本交乘项的回归系数都显著为负，这表明供给侧结构性改革弱化了实体企业脱实向虚加杠杆效果。 进一步考虑异质性后，弱化效果在国有企业和非国有企业中表现出显著差异。 国有企业交乘项系数并不显著，而非国有企业交乘项的系数在1%的水平上显著为负。这表明，与国有企业相比，供给侧结构性改革对脱实向虚加杠杆的弱化效果在非国有企业中表现更佳，即脱实向虚推动非国有企业加杠杆的作用随着供给侧结构性改革的实施而削弱，假说3 得到验证。综合而言，供给侧结构性改革不仅具有直接去杠杆的政策效果，而且具有负向的调节作用， 弱化了实体企业脱实向虚与加杠杆之间的关联，有利于打破“脱实向虚”与“杠杆高企”双重困境的自我循环， 进而化解系统性金融风险的潜在隐患。

五、稳健性检验

由于本文中采用的数据均是财务指标，不能排除被解释变量与解释变量之间的相互影响，同时，模型中的误差项可能有遗漏变量以及样本自选择导致模型的内生性问题。在处理内生性方面，GMM 估计方法自身具有优势。 借鉴Miguel 和Pindado（2001）、Flannery 和Ragan（2006）以及刘贯春等（2018），本文利用动态面板系统GMM 方法估计对上述结论进行验证，估计结果如表7 所示。 参考刘贯春等（2019）的做法，将核心解释变量FPR 视为内生变量， 并引入水平变量的滞后2 期和3 期作为差分变量的工具变量，同时将差分变量作为水平方程的工具变量。 表7 中回归结果显示，AR（1）p 值小于0.1，同时，AR（2）p 值大于0.1，其他指标也符合系统GMM 使用要求。由列（1）和列（2）可以看出，不管是狭义口径还是广义口径下，脱实向虚与企业杠杆率回归系数显著为正， 说明全样本下脱实向虚推动实体企业加杠杆， 与第四部分实证结果一致。 同时，列（3）和列（4）显示，对长期杠杆率的影响并不显著， 而对短期杠杆率的影响更为显著，与第四部分实证结果一致，说明研究结论具有稳健性。

表7 稳健性检验：GMM 方法估计结果

为了检验供给侧结构性改革能否弱化脱实向虚与加杠杆之间的关系， 同样也运用了动态面板系统GMM 估计方法进行稳健性检验。列（5）交叉项回归系数显著为负，说明供给侧结构性改革确实削弱了脱实向虚的加杠杆作用。 进一步分国有企业和非国有企业，考察政策效应的差异性。列（6）的交叉项回归系数虽然为负数，但是并不显著，这表明政策效应对国有企业样本的效果不显著，而列（7）显示非国有企业的交叉项系数显著为负，表明供给结构性改革对非国有企业的弱化效果更具成效。 综上，使用动态面板系统GMM 估计方法的回归结果， 与使用面板固定效应结果一致，说明本文研究结论是稳健性的。

六、研究结论

本文使用2007－2019 年沪深A 股非金融类上市公司年度数据，深度考察了脱实向虚与微观企业杠杆率之间的关系， 并对2015 年开始的供给侧结构性改革的政策效应进行实证检验。 研究表明，脱实向虚会推动实体企业加杠杆，尤其会导致短期杠杆率显著上升，而对长期杠杆率的影响不明显。 进一步区分国有企业和非国有企业之后，发现上述正向作用在非国有企业更为显著。 最后，供给侧结构性改革实行强制去杠杆政策后，实体企业脱实向虚与杠杆率之间的正向关系显著性下降，这说明供给侧结构性改革的负向调节作用弱化了两者之间的关系， 并且相比于国有企业，政策效应在非国有企业中更加有效。 由此可见供给侧结构性改革对于改善实体企业脱实向虚和降低杠杆风险均发挥了重要作用，并且削弱了二者内在关联。

基于本文研究可得到如下政策启示：一是微观企业脱实向虚反而会导致增加债务融资，进而导致资金在金融领域空转，不加以管理必然会导致实体经济萎缩和系统性风险增大，因此政府要积极引导企业增加对实体经济的投资规模，切断实体企业脱实向虚与过高杠杆率之间的内在联系，从而构建更为和谐的金融与实体经济共荣共生的环境。二是不同类型企业的投融资行为关联存在显著差异，政策实施效果也较为不同，因此政府在推进宏观政策调控时，要结合个体差异实施更具针对性的策略，从而平衡经济持续发展和保持金融稳定两大目标。