经济政策对实体企业金融化的影响

□赵 娟

一、引言

《中华人民共和国国民经济和社会发展第十四个五年规划和2035 年远景目标纲要》指出，不仅要打造良好的实体经济发展环境，还要稳步推进实体企业提质增效，防止其脱实向虚。然而，受外界负面因素影响，大量实体企业利润不断降低，对金融市场和投资理财产品依赖度逐渐提升，形成日渐严重的企业金融化现象。尽管企业金融化能帮助实体企业提升资金流动性、抵御风险能力，但长期金融化经营会降低实体企业在主营业务中的资金投入，削弱企业市场竞争力。另外，过度金融化发展极易使金融市场产生较大泡沫，甚至引发系统性风险或金融危机。2008 年美国次贷危机席卷全球，迫使各国政府为加快经济复苏出台多项政策。该阶段，为避免市场出现经济硬着陆，中国政府紧急制定出4 万亿救市计划，以期通过经济政策降低实体企业金融化引发的负面影响。随后，政府多次出台新经济政策干预市场并防止过度金融化，促使经济政策稳定性逐渐降低、不确定性不断提升。在此背景下，实体企业可能因难以预测未来收益而再次引发过度金融化。可见，从不确定性视角深度剖析经济政策与实体企业金融化的关系具有一定现实意义。

本文聚焦于经济政策不确定性是否会影响实体企业金融化、影响机理为何，以期为实体企业脱虚向实发展提供新思路。通过梳理国内外学者的研究成果，发现学界对于二者关系尚未形成大致统一的定论。因此，本研究边际贡献可能在于：第一，从不确定性视角深层剖析经济政策对不同实体企业金融化的异质性影响效应。第二，采用更客观的方法刻画中国经济政策不确定指数。其他文献多采用Baker 等（2016）构建的指数。该指数仅从《南华早报》提取信息，不具有客观性，而本文借鉴Yun Huang 和Paul Luk（2018）构建的指数，提取于10 份权威报纸，在反映中国经济政策不确定程度方面更客观、更真实。在确定二者间关系基础上，从实体企业所有制、生命周期、盈余管理以及行业市盈率四个维度，挖掘经济政策不确定性的异质性影响效应。

二、文献综述

关于不确定性视角下经济政策对实体企业金融化影响的研究，主要可划分为以下两类观点：

第一类观点认为经济政策不确定性可有效促进实体企业金融化发展。具体促进路径为：经济政策不确定性增加可能会抑制企业研发、固定资产等实体企业经济投资活动，增加企业金融资产投资量，进而强化企业金融化与经济“脱实向虚”发展势头。具言之，Gulen 等（2016）发现经济政策不确定性增加会使企业资本投资发生明显变化，主要通过诱发投资促进实体金融化。谭小芬和张文婧（2017）指出经济政策不确定性可先使金融摩擦、实物期权发生变化，改变实体企业资本流动性价值，加剧实体企业金融化发展程度。张庆君等（2019）、朱方明和金健（2021）同样认为二者之间存在促进效应，并从金融资产类型视角展开分析，发现面对经济政策不确定性增强的境况，企业更倾向于扩充流动性金融资产规模，扩大金融化发展程度。郑海元和王世杰（2021）研究发现，在经济政策不确定性影响下，产业政策对实体企业金融化的影响将由抑制变为促进。

第二类观点认为经济政策不确定性会抑制实体企业金融化发展。二者间的抑制路径为：经济政策不确定性增加可能会削弱银行放贷意愿、扩大金融资产价格波动幅度，通过资金供给与资产质量两方面约束企业金融化发展。具体来看，许罡和伍文中（2018）发现，经济政策不确定性会使市场套利空间缩小进而抑制实体企业金融化投资行为，并表示在实体企业对经济政策不确定性较为敏感的情况下，经济政策抑制作用更强。杜伟岸和李嘉瑶（2020）同样认为二者间存在抑制作用，且这种抑制作用会使企业减少实体经营投资额。同时，彭俞超等（2018）指出对于中西部地区融资约束弱、行业竞争激烈的实体企业来说，经济政策不确定性的抑制作用更强。

综上，大部分学者虽从不确定性视角大量分析经济政策对实体企业金融化发展的影响，但仍未形成大致统一的结论。鲜有学者同时从实体企业所有制、生命周期、盈余管理以及行业市盈率四个视阈，多维度考量经济政策不确定性对实体企业金融化的异质性影响机理。

三、经济政策对实体企业金融化的传导机制分析

（一）经济政策对实体企业金融化的线性传导机制

根据以上文献综述分析可知,不确定性视角下经济政策对实体企业金融化可能存在双向影响，故在此对其分别展开分析（见图1）。就正向传导机制而言，经济政策不确定性增加将加大实体企业预测未来市场需求的难度，提高实体企业现金流的不确定性，导致实体企业为预防未来不确定性风险而增强储蓄动机。具体而言，邓江花和郭永芹（2021）指出，为应对经济政策不确定性这一外部冲击，实体企业倾向于采取资本管理运营模式扩大金融资产投资规模。此外，利用金融资产投资流动性特征，实体企业会及时买入或抛出金融资产，提升资金利用率或为企业运营补充资金，最大化降低外部不确定性危机。这在一定程度上将加剧实体企业金融化趋势。就负向传导机制而言，经济政策不确定性增加会提高银行对于借贷企业真实还款能力的判断难度，使银行缩小放贷规模，降低企业融资金额，导致实体企业减少金融资产投资持有量。同时，经济政策不确定性增加会加剧金融资产价格波动幅度。为降低金融资产价格波动带来的影响，实体企业会自愿选择减持金融资产并减少金融化行为。另外，金融监管政策属于经济政策范畴。史建平等（2021）发现若金融监管政策的不确定性增加，部分金融资产将难以兑付，其资产价格会随抛售量提高而降低。为避免投资损失，实体企业将增加现金持有量，降低金融资产持有量。基于上述分析，本文认为经济政策不确定性增加后，实体企业可能减少金融化行为。

图1 线性传导机制图

（二）经济政策对实体企业金融化的异质性传导机制

朱方明和金健（2021）研究发现经济政策不确定性的影响效应会因企业个体异质性特征而出现差异。因此在不确定性视角下，经济政策对实体企业金融化的传导机制可能会因实体企业所有制、生命周期、盈余管理以及行业市盈率等因素不同，呈现出异质性传导效果。当企业所有制为国有、生命周期在成熟期、盈余管理程度高或行业市盈率高时，实体企业应对外部不确定性危机时可有更多选择，能通过其他途径缓解经济政策不确定性带来的负面影响，基本不会做出金融化行为。但非国有、不在成熟期、盈余管理程度低、行业市盈率低的实体企业，更倾向于借助金融化方法度过危机。另外，相较于非国有、不成熟实体企业，国有实体企业、成熟实体企业已具备更完善的主营业务运作流程与风险应对方案，因此不必因增加利润或规避风险而金融化发展。影响实体企业金融化的因素繁多，大多数因素均非孤立地产生影响，因此经济政策不确定性对实体企业金融化的传导机制存在差异性。基于上述分析内容，异质性传导机制如图2 所示。

图2 异质性传导机制图

四、估计模型、变量及数据

（一）估计模型及变量描述

为消除干扰项影响并精准识别研究主体间关系，本文以2008 年次贷危机为准自然实验，采用DID 模型检验经济政策不确定性的影响效应。同时参考付鑫等（2021）的做法，构建如下模型：

式（1）中：JRH表示i 企业金融化程度；EPU代表中国经济政策不确定性的大小；P是事件发生概率的虚拟变量，取0 和1 代表是否实施经济政策；X表示一系列影响企业金融化的其他变量；D表征企业固定效应，D表征年份固定效应；ε表征在企业层面聚类调整后的回归标准误差。若交乘项EPU×P系数α为正，则表明具有经济政策高的不确定性企业相较于具有经济政策低的不确定性企业金融化程度更高。变量设定与说明如下：

1.被解释变量：实体企业金融化（JRH）

本文参考杜勇等（2019）衡量实体企业金融化的做法，从金融收益视角切入，用（各种金融渠道获取收益总和-企业营业利润）/实体企业的营业利润绝对值表示。由于衡量指标可能会出现负值，使研究结果产生偏差，因此在计算前先对非金融企业投资收益、公允价值变动损益及其他综合收益指标进行标准化处理，最大程度降低度量结果误差。具体计算公式如下：

式（2）中：FTS 是非金融企业投资收益，GJY 为公允价值变动损益，QZS 为其他综合收益损失，YYL 为实体企业的营业利润。

2.解释变量：经济政策不确定性（EPU）

Baker 等（2016）构建的中国经济政策不确定指数仅从中国香港发行的《南华早报》中获取信息，对于内地信息的报道可能不够权威、客观和翔实，在反映中国经济政策的不确定性程度方面可能与实际情况有偏差。而Yun Huang 和Paul Luk（2018）选取内地主要城市中具有权威的10 份报纸提取信息，无论是报纸内容的权威性、真实性与客观性，还是所需数据的完整性，在反映中国经济政策不确定性程度方面都具有较高的真实性。因此，本文用Yun Huang 和Paul Luk 构建的指数来确定历年中国经济政策不确定性。

3.控制变量

参考陈明利（2021）、张璇（2021）的研究，最终选取以下控制变量（X）：（1）企业规模（GM），用年末上市企业总资产对数来表示；（2）企业持有现金量（XJ），以企业现有现金资产与交易性金融资产的总和来衡量；（3）企业杠杆率（GGL），用总负债/总资产来表示；（4）企业抵押能力（DY），采用企业固定资产/总资产来刻画；（5）管理费用率（GLF），以净利润比总资产来度量；（6）地区GDP 增长率（GDP），用市级GDP 增长率来表示。

（二）数据来源

本研究所涉及数据：（1）2007—2020 年CSMAR 数据库中的企业信息；（2）1997—2008 年Wind 资讯数据库中上市企业的政府补贴数据。为最大程度去除实证回归偏误，对初始数据进行以下整理和修正：剔除研发投入为0、ST 处理、金融类、上市时间短于3 年、资不抵债、关键观测指标数据缺失共六类上市企业，最终留有6128 个企业观察值。同时，为消除极值影响，对上市企业数据展开1%的双侧缩尾处理。

五、实证结果分析

（一）基准回归

基于2007—2020 年上市企业的面板数据，本文对方程（1）进行回归检验（表1）。为判断加入控制变量后结论是否稳健，依次添加控制变量进行基础回归分析。第（1）列仅包含被解释变量和交乘项，并控制年份、企业固定效应等变量。交乘项系数显著为负，表明当中国为应对次贷危机、欧债危机等影响，多次出台新经济政策调控市场时，经济政策不确定性提高能减缓实体企业金融化进程。第（2）-（6）列为逐渐依次加入实体企业层面控制变量后的回归结果，交乘项的显著性未受到干扰。第（7）列加入市场层面地区GDP 增长率变量的回归结果，显示交乘项显著性不变，结论依旧稳健。

表1 基础回归结果

（二）有效性与稳健性检验

DID 模型能极大减弱内生性问题的影响，但需样本数据符合特定条件。因此，对上述影响效应开展如下有效性与稳健性检验。

1.有效性检验

（1）控制产业时间趋势

部分影响实体企业金融化发展的产业因素可能难以量化观测。为排查这类因素是否会干扰结论，参考Liu 和Qiu（2019）、郭策和张腾元（2021）的思路，在基础回归方程中添加产业特定的线性时间后再次回归，结果如表2 第（1）列所示。控制产业时间趋势后，交乘项系数并未明显变化，证明无法观测的因素不会对结论构成影响。

（2）实体企业行为决策效应

2008 年次贷危机对中国经济造成影响后，每个实体企业应对经济政策不确定性急剧增加的行为决策不同，这可能使研究结论发生明显变化，故检验企业行为决策效应。具言之，由于次贷危机对中国的影响在2008 年较为严重，但经济政策带来的影响主要体现在2009 年，故把2009 年作为实体企业的行为决策年设定虚拟变量。将该虚拟变量和EPU相乘（EPU×Year2009）后，加到式（1）中，回归结果如表2 第（2）列所示。新交乘项EPU×Year2009 系数不显著，表明实体企业无预期效应，未对结论产生明显影响。

（3）安慰剂检验

以次贷危机前后中国政府补贴变化为参考，采取安慰剂检验法判断结论有效性。在2008 年之前中国政府补贴变化不明显，经济政策不确定性指数波动幅度较小且影响效应不显著。因此，确定2008 年、2009 年为冲击年，分别引入EPU×P和EPU×P两个交乘项，结果见表2 第（3）-（4）列所示。两个交乘项系数都不显著，说明两个研究主体间存在显著负向影响。

表2 DID 方法有效性检验

2.稳健性检验

（1）更换固定效应。仅将原模型的实体企业固定效应换成行业固定效应，回归结果如表3（1）列。各变量系数的正负符号与显著性均未发生改变，表明结论具有稳健性。（2）更换变量测量方法。采用Baker 等（2016）[测算的经济政策不确定性结果，采用与上文相同的回归方法，结果见（2）列。交乘项系数依然显著为负，说明结论不会因经济政策不确定性测量方法更换而变化，具有较强的稳健性。（3）更换标准误差。将回归标准误差的聚类调整从企业层面调整至地区层面，其余条件不变，结果见（3）列，研究结论具有稳健性。

表3 DID 方法稳健性检验

六、影响效应异质性分析

上述研究结论由实体企业整体层面数据得出，充分揭示研究主体间的平均影响，但无法明确不同类型实体企业对经济政策变动的反应。因此，进一步从实体企业所有制、生命周期、盈余管理以及行业市盈率四个方面拓展研究，剖析影响效应的异质性。

（一）企业所有制

不同所有制实体企业的发展策略拟定、资金筹备等日常运营活动均有差别，故参照数据库注册编码类型，分出国有企业、民营企业和外资企业三类所有制企业。用前文研究方法探究不同企业所有制下影响效应的差异，结果见表4（1）-（3）列。由此可知，民营企业和外资企业的交乘项EPU×P分别在1%、5%水平下显著为负，而国有企业不显著，这表明影响效应出现偏差。具体原因可能为国有企业是我国国民经济的重要支柱，能够申请到高额政府补贴并最大化享受到政策福利，故实体企业金融化程度低。加之对外开放后市场竞争加剧，国有企业改革存在所有者缺位、委托代理链条等治理问题。而民营企业和外资企业不存在这一问题，所有者对企业监督、决策、引资等方面的管理更到位，在面对经济政策剧烈变化时，选择增加金融投资量的概率不高。此外，经济政策不确定性指数提高后，由于银行信贷配给行为，民营企业和外资企业一般比国有企业更容易陷入融资约束困境，可能减少金融资产配置以规避投资风险。在筹集资金、享用优惠政策及开展国际业务等方面，外资企业均优于民营企业。经济政策不确定性指数下降后，外资企业可快速与国际伙伴建立合作，引入大量资金进行金融投资，提升企业金融化水平。而民营企业因条件约束而无法快速作出良好应对。

（二）企业生命周期

在“大众创业、万众创新”背景下，实体企业层出不穷、繁荣发展。各实体企业的经营环境、投融资现金流、起始发展水平均存在差异，故不同生命周期的实体企业金融化水平不相同。参考Dickinson（2011）的方法，可把企业生命周期分成三段，分别是成长期、成熟期和衰退期，以此研究影响效应的异质性。综合考量实体企业经营、投融资等活动引发的净现金流量方向，判定实体企业具体处于生命周期的哪一阶段，研究结果见表4（4）-（6）列。交乘项EPU×P系数在成长期显著为负，在成熟期和衰退期不显著，说明经济政策不确定性对成长期实体企业金融化可发挥抑制效应，但对成熟期和衰退期实体企业影响不显著。这可能是由于成长期实体企业大多是新兴产业，主营业务具有较高的边际收益，故将加大实体业务投资。而处于成熟期、衰退期的实体企业主营业务的边际收益呈减少趋势，更愿意进行金融投资。

（三）企业盈余管理

部分实体企业管理者可能会为了符合股权激励业绩条件、匹配债务条款、通过考核指标等目的，采用多种符合会计准则的手段运营企业。参考王金（2016）的研究成果，利用修正的琼斯模型判断应计盈余管理程度，并据行业中位数分为两组样本，即盈余管理程度高组和低组，回归结果见表4 第（7）-（8）列。交乘项EPU×P系数在低组显著为负，而在高组不显著。这表明经济政策不确定性的增加显著抑制了盈余管理程度低的实体企业金融化，对于盈余管理程度高的实体企业作用有限。究其原因可能是在实体企业信息不对称时，盈余管理程度高的实体企业管理者会利用金融活动便利性，通过更隐秘的真实盈余管理来达成短期业绩目标，容易增加实体企业融资成本并放大破产概率。而盈余管理程度低的实体企业会根据经济政策变动调整金融资产配置情况，确保实体企业稳定运行。

（四）行业市盈率

实体企业金融资产配置情况会受到行业市盈率的影响。一般而言，在相同的市场及行业条件下，行业市盈率高的实体企业可筹得更多资金，有充足的资金进行资本运作，进而获取更多资本增值的非经营利润。据此参照宋光辉和孙影（2016）的方法，按照行业市盈率高低将样本分为两组（以下简称高组和低组），对影响效应的行业市盈率差异进行研究。回归结果如表4 第（9）-（10）列，显示行业市盈率低组实体企业的交乘项EPU×P系数在5%水平下显著为负，高组系数并不显著。这表明影响效应在低组明显，在高组则不明显。究其原因是当行业市盈率较低时，投资者不看好实体企业的盈利能力和发展前景，使实体企业无法获取金额较大的股权融资，在一定程度上抑制企业追加金融投资。对于高行业市盈率的实体企业来说，主营业务的边际收益不断下降，实体企业更愿意增加金融资产配置。

表4 异质性检验结果

从实体企业所有制、生命周期、盈余管理以及行业市盈率任一方面来看，在不确定性视角下，经济政策对实体企业金融化的影响均存在异质性。

七、研究结论与政策建议

（一）研究结论

从经济不确定性视角探究经济政策与实体企业金融化之间的关系，为中国实体企业的高质量发展以及国家经济“脱虚向实”提供理论参考。本文以2008 年次贷危机对中国构成较大影响为研究切入点，采用DID方法从经济不确定性视角研究经济政策对实体企业金融化的影响效应。并进一步从实体企业所有制、生命周期、盈余管理以及行业市盈率四个方面探讨影响效应的异质性。研究发现：第一，经济政策不确定性显著抑制了实体企业金融化水平；第二，进行控制产业时间趋势、替换固定效应等有效性检验和稳健性检验后，结论仍然成立；第三，影响效应存在异质性。从实体企业所有制角度看，经济政策不确定性对民营企业和外资企业有显著阻碍作用，而对国有企业影响不显著；从企业生命周期角度看，经济政策不确定性仅对成长期实体企业有显著负影响；从企业盈余管理角度看，经济政策不确定性会抑制盈余管理程度低组，而对盈余管理程度高组影响不显著；从行业市盈率角度看，经济政策不确定性对行业市盈率低组具有显著负向影响，而对行业市盈率高组影响不显著。

（二）政策建议

1.建立货币和财政政策协同调控机制

政府应实时监管市场变化，提前预判市场危机，从货币、财政支出方面制定针对性解决方案。同时，利用多项政策的调控优势强化新方案对市场经济的管理，以免实体企业因经济快速增长而设定过高的投资收益预期，引发过度金融化。在每次出台新经济政策前，政府应组织本地实体企业共同研讨即将颁布的新经济政策，结合现行政策预判新政策效果及市场走向。各实体企业与政府之间应建立良好的沟通机制，在执行新政策过程中及时探讨遇到的问题，确保新政策可辅助实体企业更好发展并顺利落地，避免市场主体出现过度金融化行为。

2.引导实体企业合理配置金融资产

政府应当关注实体企业配置金融资产的差异，深化金融机制革新，推动实体企业配置适宜的金融资产。对于不同生命周期的实体企业来说，成熟期与衰退期实体企业比成长期实体企业更具企业金融化倾向。政府需要加速供给侧结构性改革，以“去产能”和“降杠杆”两种方式协调管理，引导成熟期与衰退期实体企业结合新时代经济要素，逐步转入新兴产业领域。同时，政府需加强市场监管，出台防范实体企业因金融资产高收益预期而不合理配置金融资产的措施，抑制企业金融化倾向及行为。

3.调整实体企业业务重心

除完善金融环境和融资渠道外，政府应调整实体企业业务重心，针对不同行业的实体企业统筹其发展战略，援助实体企业增强主营业务的盈利能力。一方面，政府可针对不同行业，建立定向补贴、设备创新奖励等政策性支持模式，激励实体企业将经营重心放在主营业务上。政府可制定与政策配套的执行方案，使实体企业加大对主营业务的投资，推动主营业务稳定扩大发展。另一方面，政府可定期组织行业协会、相关企业、外地龙头企业共同分析最新行业发展政策，并邀请有关专家研讨实体企业发展面临的问题，加强主营业务的盈利能力，避免实体企业因主营业务发展受限而出现过度金融化倾向或行为。