脫實向虛會助推實體企業加杠桿嗎？ *
——基于供給側結構性改革視角

范亞莉，李云淑，覃朝暉，丁志國

（1，2，3，4 三峽大學經濟與管理學院， 湖北宜昌 443002）

一、引言

推進供給側結構性改革，構建金融與實體經濟協調發展的生態環境，有效化解系統性金融風險，成為中國經濟亟待解決的重大問題。 2008 年國際金融危機爆發后，全球經濟增速緩慢，各國相繼推出寬松的貨幣和財政政策來避免經濟衰退，產生了債務規模增長過快和宏觀杠桿率過高等負面效果。與其他國家相比較而言，中國宏觀經濟杠桿率高企的主要原因是實體企業部門杠桿率較高，而居民部門和政府部門的杠桿率相對適中（張明，2020；中國人民銀行調查統計司杠桿率課題組，2021）。實體企業部門杠桿率過高容易出現債務違約，從而影響國家金融穩定。 2015 年中央經濟工作會議正式把“去杠桿”列入供給側結構性改革重點工作，相繼推出了多項強力措施。近年來，在新冠肺炎疫情沖擊反復和國際政治經濟形勢紛繁復雜的背景下，中國經濟下行壓力較大，將實體企業杠桿率保持在比較合理的水平，支持其擴張發展的同時又避免資金空轉，實現金融與實體經濟的共生共榮是當前經濟發展的關鍵所在。

在實體投資低迷的經濟環境下，越來越多實體企業傾向于投資金融資產（張成思和張步曇，2016；王國剛，2018）?，F有文獻將企業金融化的動機大致分為兩種：一是預防性動機，即在資金富余的時候買入金融資產，而在資金緊張的時候賣出，利用金融資產高流動性的特征來平滑公司未來投資行為，這就是“蓄水池 效應”（Opler 等，1999；Almeida 和Campello，2007；胡奕明等，2017）；二是投機套利動機，當企業為獲得高額投資收益而將更多的資本配置于金融資產，將會擠出實體投資，這就是“替代效應”（Orhangazi，2008；張成思和張步曇，2016；杜勇等，2017）。學者們基于預防性和投機套利動機，分析金融資產配置對企業杠桿率的影響。吳軍和陳麗萍（2018）發現金融資產配置促進上市企業降杠桿，但是會推進非上市企業產生加杠桿。還有學者從動態角度研究金融資產配置對資本結構調整速度的影響，認為金融資產配置降低了資本結構向目標資本結構調整的速度，且這一影響在非國有企業和盈利能力較差的企業中表現更為顯著（廉永輝和黎夢瑤，2020；安素霞和劉來會，2020）?；蓰慃惡椭x獲寶（2021）也發現，對于杠桿不足和過度杠桿的企業， 金融資產配置均降低了企業資本結構調整速度，削弱了杠桿政策治理效果。吳立力（2021）進一步探討金融化適度性與資本結構調整速度之間的關系，認為過度金融化會降低資本結構調整速度。鑒于金融資產配置動因的復雜性，金融資產配置與“脫實向虛”并非一一對應關系。 借鑒張成思和張步曇（2016）的思路，本文著眼于使用金融渠道獲利而非金融資產配置比例來度量企業脫實向虛，避免金融資產配置內涵的模糊性。 基于金融渠道獲利視角，研究實體企業脫實向虛對其杠桿率的影響，進而厘清“脫實向虛”與“穩杠桿”的內在關系，為設計金融政策提供建議參考。

雖然金融投資對經濟保持平穩發展具有積極作用， 但是過度依賴金融投資獲利會增加社會對金融產品的需求，導致其價格上漲并形成金融泡沫。一旦價格上漲不可持續時，金融泡沫就會破裂，各部門之間的信貸網絡以及會計賬戶的聯動會加劇企業經營風險的上升。隨著風險在實體部門和金融系統之間快速傳遞，會增加系統性金融風險，并可能引發金融危機（林琳等，2016；黃賢環等，2018；彭俞超等，2018；夏越，2018；張明，2020）。 自2015 年中國實施供給側結構性改革以來， 研究供給側結構性改革去杠桿實施效果的文獻大量涌現。 盧露和楊文華（2020）基于準自然實驗方法分析了強制去杠桿政策對企業杠桿率的影響， 發現政策總體上具有去杠桿的效果。 許曉芳等（2020）進一步區分過度負債企業和非過度負債企業的去杠桿行為，發現強制去杠桿政策對過度負債企業的效果優于非過度負債企業。沈昊旻等（2021）認為，由于降杠桿成為國有企業業績考核的指標之一， 迫于政策壓力的國有企業會更積極推進去杠桿。 現有研究就供給側結構性改革對杠桿率的直接政策效應進行了檢驗， 不過較少涉及供給側結構性改革、 脫實向虛和企業杠桿率內在關系的研究。如若企業僅僅迫于政策壓力而選擇去杠桿，必然會在政策壓力減弱時故態萌發，開始新一輪加杠桿。因此有必要研究供給側結構性改革是否切斷了“脫實向虛”和“加杠桿”之間的關聯，從而全面評價供給側結構性改革對金融與實體經濟內在關系的影響效果。

不難發現，現有文獻對金融資產配置與企業杠桿率之間的關系進行了充分的分析，不過較少基于金融渠道獲利角度分析脫實向虛對杠桿率的影響，同時也較少研究供給側結構性改革、脫實向虛與杠桿率的關系。 實體企業脫實向虛是否推動了企業加杠桿?供給側結構性改革是否打破了實體企業脫實向虛與加杠桿的內在聯系? 本文以供給側結構性改革為背景，分析實體企業脫實向虛對微觀企業杠桿率及期限結構的影響， 并分析供給側結構性改革對上述關系的作用，從而厘清宏觀經濟改革、企業投資結構與融資選擇之間的內在聯系。 區別于以往的研究，本文主要的邊際貢獻包括：（1） 拓展了金融化與企業杠桿率關系之間的研究，基于金融渠道獲利角度深入探究實體企業脫實向虛對杠桿率的影響，發現實體企業脫實向虛會推動企業加杠桿，并且對短期杠桿率的影響更為顯著。 （2）拓展了供給側結構性改革對微觀企業杠桿率的間接機制研究，發現供給側結構性改革的實施削弱了實體企業脫實向虛與加杠桿之間的正向關系，為深入推進供給側結構性改革提供政策建議。

二、理論分析與研究假設

（一）實體企業脫實向虛與杠桿率

隨著經濟金融化的加深，部分實體企業不斷投資于委托理財產品、 房地產等高收益高風險的資產，形成了對金融資產獲利的路徑依賴（Palley，2013；張成思和張步曇，2016）。金融獲利依賴不僅會對實體投資產生擠出效應，尤其是減少創新項目的投入，而且造成資金在金融領域空轉而無法進入實體經濟的局面（杜勇等，2017；陳明利，2021）。 不僅如此，實體企業脫實向虛可能改變其投資結構與融資動力，同時改變其融資約束條件， 創造了加杠桿的內在動力和外部空間，形成金融泡沫并加大微觀企業財務風險，埋下系統性金融風險的隱患。

現有文獻表明，股權激勵制度促使管理者追求短期利益，而管理者短視成為影響投融資決策的重要因素（王海明和曾德明，2013）。金融資產由于其期限短、收益高的特性， 可以提高實體企業資金的周轉速度，具有高流動性和高收益的特征 （謝富勝和匡曉璐，2020）。 當金融資產收益率高于實體投資并且進入門檻較低時，短視的管理層更為期望金融資產的高回報能緩解短期業績考核壓力（張成思和鄭寧，2020）。 從需求端來看，依賴金融投資獲利的企業更為重視短期利潤最大化，對投資項目的風險偏好較高，具有較強的動力通過增加外部融資來實施套利行為（Palley，2013；王紅建等，2016；劉貫春等，2018），而債務融資具有稅收抵免優勢， 潛在地提高了股權資本的回報率，因此脫實向虛企業具有較強的債務融資需求。 而從供給端來看，金融資產的高收益性特征改善了企業的短期經營績效，提升了其債務融資能力，因此更容易獲得信貸支持（陽旸等，2021）。 供給與需求雙方面因素相結合導致企業越多收益來自金融活動，越有動力和能力去推高財務杠桿。 此外，由于貨幣政策不確定性與金融市場結構等原因，中國企業普遍存在短期債務比例較高的現象 （白云霞等，2016； 李增福等，2022）。 而且，金融資產的投資期限較短，基于期限匹配的考量，企業更為偏好增加短期債務融資（劉貫春等，2018）。綜合中國企業債務期限結構現狀和期限匹配的考量，實體企業脫實向虛對短期杠桿率的影響更為顯著。 由此，本文提出假設1：

H1：實體企業脫實向虛會推動其加杠桿，尤其是提高短期杠桿率。

（二）產權性質、實體企業脫實向虛與杠桿率

多數研究表明，產權性質對企業的投融資活動會產生不同的影響。 一方面，非國有企業更容易受到短期利益的驅動而進行金融投資活動，導致依賴金融投資獲利的非國有企業具有更強的動力進行債務融資（張成思和鄭寧，2020）。另一方面，由于非國有企業更容易受到經濟周期波動的影響，尤其是經濟衰退的沖擊，導致其長期面臨融資約束的困境，金融資產收益增加能夠改善非國有企業的利潤表和資產負債表，增加企業的抵押品數量和提升質量進而降低其信貸約束（李廣子和劉力，2009；鄭立根，2018；陽旸等，2021）。因此，在雙方面因素作用下，脫實向虛更容易推動非國有企業加杠桿。 與此相比較，國有企業更傾向于響應政府實體經濟振興政策而增加對實體項目的投資，基于利益驅動的敏感性弱于非國有企業（李書娟等，2021）。并且國有企業遇到困境時會得到政府救助，較少受到信貸約束空間變化的影響（祝繼高和陸正飛，2012）。在雙重作用下，脫實向虛對國有企業的加杠桿影響相對弱于非國有企業。 由此，本文提出假設2：

H2：與國有企業相比，脫實向虛對非國有企業的加杠桿效應更為顯著。

（三）供給側結構性改革、實體企業脫實向虛與杠桿率

2015 年中國經濟開始供給側結構性改革， 其中重點任務之一是“去杠桿”。強制去杠桿政策對外部融資環境進行干預， 迫使企業調整債務規模和期限結構，具有顯著的直接效果（盧露和楊文華，2020；秦海林和陳澤，2020； 沈昊旻等，2021）。 除了直接效果以外，強制去杠桿政策可能改善實體企業脫實向虛與加杠桿之間的內在聯系。 在供給側結構性改革過程中，為了防止資金鏈斷裂引發破產風險，企業傾向于收縮投資戰線， 利用債務融資來擴張金融資產的動力變弱。 另外，緊縮的信貸環境使得依靠金融獲利改善盈利能力的舉措失效，增加了債務融資違約風險，因此金融投資獲利并不能改善信貸約束。 由此可見，在供給和需求的雙面影響下，供給側結構性改革會減弱實體企業脫實向虛的加杠桿效應。

不同股權性質的企業所面臨的融資環境和投資結構存在顯著差別， 因此供給側結構性改革的弱化效應表現出異質性。由于國有企業承擔更多政策性責任，政府會通過風險補償和并購等手段解救無法償還到期債務的國有企業， 降低國有企業的破產風險（于蔚等，2012；后小仙和鄭田丹，2021）。 同時，國有企業面臨較低的融資約束， 更容易獲得金融機構信貸。 與之相比較，在面臨強制去杠桿的政策壓力時，依賴金融投資獲利的非國有企業更容易受到融資約束的制約， 被迫選擇收縮債務規模，因此具有更好的去杠桿效果。 可見，供給側結構性改革對脫實向虛加杠桿的弱化作用在非國有企業中更為顯著。 由此，本文提出假設3：

H3： 供給側結構性改革弱化了實體企業脫實向虛的加杠桿效應，且對非國有企業的作用更加顯著。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

由于2007 年國家頒布并實施了新的會計準則，上市公司金融資產的計量采用公允價值法，本文選取2007－2019 年中國非金融部門滬深A 股上市企業的年度數據作為研究樣本。 數據來自國泰安（CSMAR）數據庫，剔除金融業和房地產業上市公司樣本、特別處理類（ST）和交叉持股上市公司樣本以及IPO 當年的數據。 為了保證數據的合理性，本文還剔除了固定資產凈額、負債總額以及總資產小于零的數據，最終得到2920 家上市公司的21113 個觀測值。 為避免異常值的影響，對所有連續變量進行縮尾處理，使其調整到2.5%-97.5%取值范圍內。

（二）變量設定

1.被解釋變量

杠桿率Lev， 采用負債總額占總資產的比重來表示。 同時分別采用短期負債總額/總資產、長期負債總額/總資產來度量短期杠桿率和長期杠桿率。

2.核心解釋變量

實體企業脫實向虛FPR。 現有文獻對實體企業脫實向虛的度量主要采用兩種方法： 一是利用金融資產占企業總資產的比重衡量； 二是利用金融資產的收益占經營收益的比重衡量。 由于企業可能基于預防儲蓄的動機而參與金融資產配置， 因此金融資產占比未能準確刻畫“脫實向虛”（張成思和張步曇，2016）。本文采用金融渠道獲利占營業利潤的比重衡量實體企業脫實向虛，并構建狹義和廣義兩個口徑，分別記為FPR1 和FPR2。 其中，廣義金融渠道獲利包括投資收益、匯兌收益、公允價值變動收益、其他綜合收益損失以及利息收入并扣除利息支出， 而狹義金融渠道獲利需要再扣除對聯營與合營企業的投資收益。需要重點關注的是，為了使該變量具有可比性， 需要對負的營業利潤進行處理，本文利用標準化處理的方法如下：金融投資收益與營業利潤的差值與營業利潤絕對值的比值。 可以利用這個比例來判斷金融資產是否實現了獲利或者虧損：當企業完全未通過金融投資獲利時，FPR 為-1，大于-1的值代表企業通過投資金融資產實現了獲利。

3.控制變量

參考劉貫春等（2018）以及沈昊旻等（2021）的研究， 控制變量包括： 企業規模 （Size）、 經營現金流（CFO）、 有形資產占比 （Tang）、 第一大股東持股率（TOP1）、盈利能力（ROE）、成長能力（Growth）、行業杠桿率（Lev-med），具體界定見表1。

表1 變量定義表

（三）模型設定

借鑒沈昊旻等（2021）的做法，本文建立實證模型檢驗實體企業脫實向虛與實體企業杠桿率之間的關系，形式如下：

式（1）中，i 和t 分別代表企業和年份。Lev 表示企業的杠桿率，是被解釋變量。FPR 是核心解釋變量，是微觀企業脫實向虛的利潤結構指標。

Controls 表示一系列控制變量，主要包括第一大股東持股率（TOP1）、成長能力（Growth）、企業規模（Size）、有形資產占比（Tang）、盈利能力（ROE)、經營現金流（CFO）和行業杠桿率（Lev-med）。 μi表示企業層面的個體效應，φt刻畫年份固定效應，εi,t為干擾項。

為測度供給側結構性改革對實體企業脫實向虛加杠桿效應的影響，借鑒沈昊旻等（2021）和劉貫春等（2018）的做法，在式（1）的基礎上引入供給側結構性改革Policy 與實體企業脫實向虛（FPR）的交乘項。 由于供給側結構性改革出臺于2015 年，本文以2015 年為界限定義供給側結構性改革Policy，2015 年之后取值為1，2015 年之前取值為0。

四、實證結果分析

（一）描述性統計

表2 為各主要變量的描述性統計結果，杠桿率的均值為0.423，短期杠桿率均值為0.345，長期杠桿率均值為0.074， 說明企業負債的主要構成來源是短期負債。 根據變量設定部分的解釋，企業脫實向虛均值為負值，不過大于-1，說明整體而言企業存在從金融渠道獲利現象。

表2 變量的統計性描述

（二）基準回歸結果

對模型（1）分別使用狹義口徑和廣義口徑的實體企業脫實向虛指標進行面板固定效應回歸，估計結果見表3。 為了降低反向因果導致內生性問題的影響，本文對主要解釋變量和控制變量均采取滯后一期處理。 由于每個行業的杠桿率有所差異，在回歸分析中加入行業的杠桿率中值。 結果表明，從狹義口徑和廣義口徑來看，在1%的顯著性水平上，回歸系數均顯著正相關。這說明實體企業脫實向虛確實推動了杠桿率的上升，容易形成“脫實向虛—杠桿率上升—風險擴大”的惡性循環，造成實體經濟不振和系統性風險擴大的雙重困局。 在控制變量層面，成長能力、企業規模、有形資產占比與杠桿率正相關，而第一大股東持股率、經營性現金流、盈利能力與杠桿率負相關，與其他文獻基本一致。

表3 脫實向虛與企業杠桿率的全樣本估計結果

本文使用短期杠桿率和長期杠桿率替代杠桿率，基于面板固定效應模型對假說1 中關于實體企業脫實向虛與債務期限結構的關系進行實證檢驗，估計結果如表4。 結果表明，實體企業脫實向虛對短期杠桿率的影響顯著正相關，而對長期杠桿率的影響并不顯著?；谮吚麆訖C，企業越依賴金融投資獲利，越有動力推動短期債務的持續上升，導致企業的短期杠桿率升高，由此驗證了假說1。 短期杠桿率上升會加劇企業償債壓力，不利于持續經營。綜合而言，脫實向虛推高短期杠桿率的事實， 會進一步加重企業的財務風險，不利于金融穩定。

表4 脫實向虛對企業債務期限結構影響的估計結果

注：（1）***、**、* 分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著；（2）括號內為聚類穩健標準誤；（3）L.表示引入滯后一期。

（三）異質性檢驗

為了進一步驗證不同產權性質企業的異質性特征， 本文對國有企業和非國有企業進行分組回歸檢驗。 根據國泰安數據庫的劃分標準，產權性質可劃分為7 大類， 分別是民營企業、 地方國有企業、中央國有企業、集體企業、公眾企業、外資企業以及其他企業。 本文將地方國有企業和中央國有企業合并視為國有企業， 其余5 類企業合并視為非國有企業。

如表5 所示，列（1）和（2）為狹義口徑的回歸結果，列（3）和（4）為廣義口徑的回歸結果。 列（1）顯示狹義口徑下國有企業的回歸系數并不顯著，而列（2）顯示非國有企業的回歸系數顯著為正， 而且非國有企業的回歸系數明顯大于國有企業。 列（3）和列（4）顯示，國有企業的回歸系數同樣不顯著，并且回歸系數仍然小于非國有企業。 這說明，相比于國有企業，非國有企業脫實向虛與加杠桿之間的關系要更加緊密。 非國有企業更可能基于趨利原因而提高債務融資動力，結合信貸約束的改善，進而推高杠桿率，假說2 得到驗證。

表5 異質性視角下的實體企業脫實向虛對其杠桿率影響的估計結果

注：（1）***、**、* 分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著；（2）括號內為聚類穩健標準誤；（3）L.表示引入滯后一期；（4）為節省篇幅，僅列示主要變量的回歸結果，控制變量未列出。

（四）供給側結構性改革對實體企業脫實向虛加杠桿效應的影響

供給側結構性改革的效果分析如表6 所示。由于供給側結構性改革政策出臺于2015 年，本文以2015年為界限， 將供給側改革政策的實施節點設置為虛擬變量Policy，供給側結構性改革實施之前設置為0，實施之后設置為1。 根據交叉項的回歸系數判斷供給側結構性改革前后實體企業脫實向虛加杠桿效果的變化。 如果交叉項系數為負，說明供給側改革減弱了脫實向虛的加杠桿效應， 否則說明增強了加杠桿效應。

表6 供給側結構性改革政策效果的估計結果

不管是在狹義層面還是廣義層面，供給側結構性改革Policy 的回歸系數為負數，說明供給側結構性改革具有直接的去杠桿效果，與現有文獻研究結論一致（盧露和楊文華，2020； 秦海林和陳澤，2020； 沈昊旻等，2021）。 列（1）和列（4）表明，全樣本交乘項的回歸系數都顯著為負，這表明供給側結構性改革弱化了實體企業脫實向虛加杠桿效果。 進一步考慮異質性后，弱化效果在國有企業和非國有企業中表現出顯著差異。 國有企業交乘項系數并不顯著，而非國有企業交乘項的系數在1%的水平上顯著為負。這表明，與國有企業相比，供給側結構性改革對脫實向虛加杠桿的弱化效果在非國有企業中表現更佳，即脫實向虛推動非國有企業加杠桿的作用隨著供給側結構性改革的實施而削弱，假說3 得到驗證。綜合而言，供給側結構性改革不僅具有直接去杠桿的政策效果，而且具有負向的調節作用， 弱化了實體企業脫實向虛與加杠桿之間的關聯，有利于打破“脫實向虛”與“杠桿高企”雙重困境的自我循環， 進而化解系統性金融風險的潛在隱患。

五、穩健性檢驗

由于本文中采用的數據均是財務指標，不能排除被解釋變量與解釋變量之間的相互影響，同時，模型中的誤差項可能有遺漏變量以及樣本自選擇導致模型的內生性問題。在處理內生性方面，GMM 估計方法自身具有優勢。 借鑒Miguel 和Pindado（2001）、Flannery 和Ragan（2006）以及劉貫春等（2018），本文利用動態面板系統GMM 方法估計對上述結論進行驗證，估計結果如表7 所示。 參考劉貫春等（2019）的做法，將核心解釋變量FPR 視為內生變量， 并引入水平變量的滯后2 期和3 期作為差分變量的工具變量，同時將差分變量作為水平方程的工具變量。 表7 中回歸結果顯示，AR（1）p 值小于0.1，同時，AR（2）p 值大于0.1，其他指標也符合系統GMM 使用要求。由列（1）和列（2）可以看出，不管是狹義口徑還是廣義口徑下，脫實向虛與企業杠桿率回歸系數顯著為正， 說明全樣本下脫實向虛推動實體企業加杠桿， 與第四部分實證結果一致。 同時，列（3）和列（4）顯示，對長期杠桿率的影響并不顯著， 而對短期杠桿率的影響更為顯著，與第四部分實證結果一致，說明研究結論具有穩健性。

表7 穩健性檢驗：GMM 方法估計結果

為了檢驗供給側結構性改革能否弱化脫實向虛與加杠桿之間的關系， 同樣也運用了動態面板系統GMM 估計方法進行穩健性檢驗。列（5）交叉項回歸系數顯著為負，說明供給側結構性改革確實削弱了脫實向虛的加杠桿作用。 進一步分國有企業和非國有企業，考察政策效應的差異性。列（6）的交叉項回歸系數雖然為負數，但是并不顯著，這表明政策效應對國有企業樣本的效果不顯著，而列（7）顯示非國有企業的交叉項系數顯著為負，表明供給結構性改革對非國有企業的弱化效果更具成效。 綜上，使用動態面板系統GMM 估計方法的回歸結果， 與使用面板固定效應結果一致，說明本文研究結論是穩健性的。

六、研究結論

本文使用2007－2019 年滬深A 股非金融類上市公司年度數據，深度考察了脫實向虛與微觀企業杠桿率之間的關系， 并對2015 年開始的供給側結構性改革的政策效應進行實證檢驗。 研究表明，脫實向虛會推動實體企業加杠桿，尤其會導致短期杠桿率顯著上升，而對長期杠桿率的影響不明顯。 進一步區分國有企業和非國有企業之后，發現上述正向作用在非國有企業更為顯著。 最后，供給側結構性改革實行強制去杠桿政策后，實體企業脫實向虛與杠桿率之間的正向關系顯著性下降，這說明供給側結構性改革的負向調節作用弱化了兩者之間的關系， 并且相比于國有企業，政策效應在非國有企業中更加有效。 由此可見供給側結構性改革對于改善實體企業脫實向虛和降低杠桿風險均發揮了重要作用，并且削弱了二者內在關聯。

基于本文研究可得到如下政策啟示：一是微觀企業脫實向虛反而會導致增加債務融資，進而導致資金在金融領域空轉，不加以管理必然會導致實體經濟萎縮和系統性風險增大，因此政府要積極引導企業增加對實體經濟的投資規模，切斷實體企業脫實向虛與過高杠桿率之間的內在聯系，從而構建更為和諧的金融與實體經濟共榮共生的環境。二是不同類型企業的投融資行為關聯存在顯著差異，政策實施效果也較為不同，因此政府在推進宏觀政策調控時，要結合個體差異實施更具針對性的策略，從而平衡經濟持續發展和保持金融穩定兩大目標。