范亞莉，李云淑，覃朝暉，丁志國

（1，2，3，4 三峽大學經(jīng)濟與管理學院， 湖北宜昌 443002）

一、引言

推進供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，構(gòu)建金融與實體經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的生態(tài)環(huán)境，有效化解系統(tǒng)性金融風險，成為中國經(jīng)濟亟待解決的重大問題。 2008 年國際金融危機爆發(fā)后，全球經(jīng)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(jīng)濟衰退，產(chǎn)生了債務規(guī)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(jīng)濟杠桿率高企的主要原因是實體企業(yè)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(diào)查統(tǒng)計司杠桿率課題組，2021）。實體企業(yè)部門杠桿率過高容易出現(xiàn)債務違約，從而影響國家金融穩(wěn)定。 2015 年中央經(jīng)濟工作會議正式把“去杠桿”列入供給側(cè)結(jié)構(gòu)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(jīng)濟形勢紛繁復雜的背景下，中國經(jīng)濟下行壓力較大，將實體企業(yè)杠桿率保持在比較合理的水平，支持其擴張發(fā)展的同時又避免資金空轉(zhuǎn)，實現(xiàn)金融與實體經(jīng)濟的共生共榮是當前經(jīng)濟發(fā)展的關鍵所在。

在實體投資低迷的經(jīng)濟環(huán)境下，越來越多實體企業(yè)傾向于投資金融資產(chǎn)（張成思和張步曇，2016；王國剛，2018）?，F(xiàn)有文獻將企業(yè)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(chǎn)，而在資金緊張的時候賣出，利用金融資產(chǎn)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(yè)為獲得高額投資收益而將更多的資本配置于金融資產(chǎn)，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(chǎn)配置對企業(yè)杠桿率的影響。吳軍和陳麗萍（2018）發(fā)現(xiàn)金融資產(chǎn)配置促進上市企業(yè)降杠桿，但是會推進非上市企業(yè)產(chǎn)生加杠桿。還有學者從動態(tài)角度研究金融資產(chǎn)配置對資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度的影響，認為金融資產(chǎn)配置降低了資本結(jié)構(gòu)向目標資本結(jié)構(gòu)調(diào)整的速度，且這一影響在非國有企業(yè)和盈利能力較差的企業(yè)中表現(xiàn)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(fā)現(xiàn)，對于杠桿不足和過度杠桿的企業(yè)， 金融資產(chǎn)配置均降低了企業(yè)資本結(jié)構(gòu)調(diào)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(jié)構(gòu)調(diào)整速度之間的關系，認為過度金融化會降低資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度。鑒于金融資產(chǎn)配置動因的復雜性，金融資產(chǎn)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(chǎn)配置比例來度量企業(yè)脫實向虛，避免金融資產(chǎn)配置內(nèi)涵的模糊性。 基于金融渠道獲利視角，研究實體企業(yè)脫實向虛對其杠桿率的影響，進而厘清“脫實向虛”與“穩(wěn)杠桿”的內(nèi)在關系，為設計金融政策提供建議參考。

雖然金融投資對經(jīng)濟保持平穩(wěn)發(fā)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(chǎn)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(xù)時，金融泡沫就會破裂，各部門之間的信貸網(wǎng)絡以及會計賬戶的聯(lián)動會加劇企業(yè)經(jīng)營風險的上升。隨著風險在實體部門和金融系統(tǒng)之間快速傳遞，會增加系統(tǒng)性金融風險，并可能引發(fā)金融危機（林琳等，2016；黃賢環(huán)等，2018；彭俞超等，2018；夏越，2018；張明，2020）。 自2015 年中國實施供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革以來， 研究供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革去杠桿實施效果的文獻大量涌現(xiàn)。 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(yè)杠桿率的影響， 發(fā)現(xiàn)政策總體上具有去杠桿的效果。 許曉芳等（2020）進一步區(qū)分過度負債企業(yè)和非過度負債企業(yè)的去杠桿行為，發(fā)現(xiàn)強制去杠桿政策對過度負債企業(yè)的效果優(yōu)于非過度負債企業(yè)。沈昊旻等（2021）認為，由于降杠桿成為國有企業(yè)業(yè)績考核的指標之一， 迫于政策壓力的國有企業(yè)會更積極推進去杠桿。 現(xiàn)有研究就供給側(cè)結(jié)構(gòu)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(cè)結(jié)構(gòu)性改革、 脫實向虛和企業(yè)杠桿率內(nèi)在關系的研究。如若企業(yè)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(tài)萌發(fā)，開始新一輪加杠桿。因此有必要研究供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革是否切斷了“脫實向虛”和“加杠桿”之間的關聯(lián)，從而全面評價供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革對金融與實體經(jīng)濟內(nèi)在關系的影響效果。

不難發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有文獻對金融資產(chǎn)配置與企業(yè)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(cè)結(jié)構(gòu)性改革、脫實向虛與杠桿率的關系。 實體企業(yè)脫實向虛是否推動了企業(yè)加杠桿?供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革是否打破了實體企業(yè)脫實向虛與加杠桿的內(nèi)在聯(lián)系? 本文以供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革為背景，分析實體企業(yè)脫實向虛對微觀企業(yè)杠桿率及期限結(jié)構(gòu)的影響， 并分析供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革對上述關系的作用，從而厘清宏觀經(jīng)濟改革、企業(yè)投資結(jié)構(gòu)與融資選擇之間的內(nèi)在聯(lián)系。 區(qū)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(yè)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(yè)脫實向虛對杠桿率的影響，發(fā)現(xiàn)實體企業(yè)脫實向虛會推動企業(yè)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(cè)結(jié)構(gòu)性改革對微觀企業(yè)杠桿率的間接機制研究，發(fā)現(xiàn)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的實施削弱了實體企業(yè)脫實向虛與加杠桿之間的正向關系，為深入推進供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革提供政策建議。

二、理論分析與研究假設

（一）實體企業(yè)脫實向虛與杠桿率

隨著經(jīng)濟金融化的加深，部分實體企業(yè)不斷投資于委托理財產(chǎn)品、 房地產(chǎn)等高收益高風險的資產(chǎn)，形成了對金融資產(chǎn)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(chǎn)生擠出效應，尤其是減少創(chuàng)新項目的投入，而且造成資金在金融領域空轉(zhuǎn)而無法進入實體經(jīng)濟的局面（杜勇等，2017；陳明利，2021）。 不僅如此，實體企業(yè)脫實向虛可能改變其投資結(jié)構(gòu)與融資動力，同時改變其融資約束條件， 創(chuàng)造了加杠桿的內(nèi)在動力和外部空間，形成金融泡沫并加大微觀企業(yè)財務風險，埋下系統(tǒng)性金融風險的隱患。

現(xiàn)有文獻表明，股權(quán)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(chǎn)由于其期限短、收益高的特性， 可以提高實體企業(yè)資金的周轉(zhuǎn)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(chǎn)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(chǎn)的高回報能緩解短期業(yè)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(yè)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(yōu)勢， 潛在地提高了股權(quán)資本的回報率，因此脫實向虛企業(yè)具有較強的債務融資需求。 而從供給端來看，金融資產(chǎn)的高收益性特征改善了企業(yè)的短期經(jīng)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(jié)合導致企業(yè)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(jié)構(gòu)等原因，中國企業(yè)普遍存在短期債務比例較高的現(xiàn)象 （白云霞等，2016； 李增福等，2022）。 而且，金融資產(chǎn)的投資期限較短，基于期限匹配的考量，企業(yè)更為偏好增加短期債務融資（劉貫春等，2018）。綜合中國企業(yè)債務期限結(jié)構(gòu)現(xiàn)狀和期限匹配的考量，實體企業(yè)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(yè)脫實向虛會推動其加杠桿，尤其是提高短期杠桿率。

（二）產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、實體企業(yè)脫實向虛與杠桿率

多數(shù)研究表明，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對企業(yè)的投融資活動會產(chǎn)生不同的影響。 一方面，非國有企業(yè)更容易受到短期利益的驅(qū)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(yè)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(yè)更容易受到經(jīng)濟周期波動的影響，尤其是經(jīng)濟衰退的沖擊，導致其長期面臨融資約束的困境，金融資產(chǎn)收益增加能夠改善非國有企業(yè)的利潤表和資產(chǎn)負債表，增加企業(yè)的抵押品數(shù)量和提升質(zhì)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(yè)加杠桿。 與此相比較，國有企業(yè)更傾向于響應政府實體經(jīng)濟振興政策而增加對實體項目的投資，基于利益驅(qū)動的敏感性弱于非國有企業(yè)（李書娟等，2021）。并且國有企業(yè)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(yè)的加杠桿影響相對弱于非國有企業(yè)。 由此，本文提出假設2：

H2：與國有企業(yè)相比，脫實向虛對非國有企業(yè)的加杠桿效應更為顯著。

（三）供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革、實體企業(yè)脫實向虛與杠桿率

2015 年中國經(jīng)濟開始供給側(cè)結(jié)構(gòu)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(huán)境進行干預， 迫使企業(yè)調(diào)整債務規(guī)模和期限結(jié)構(gòu)，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(yè)脫實向虛與加杠桿之間的內(nèi)在聯(lián)系。 在供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革過程中，為了防止資金鏈斷裂引發(fā)破產(chǎn)風險，企業(yè)傾向于收縮投資戰(zhàn)線， 利用債務融資來擴張金融資產(chǎn)的動力變?nèi)酢?另外，緊縮的信貸環(huán)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(cè)結(jié)構(gòu)性改革會減弱實體企業(yè)脫實向虛的加杠桿效應。

不同股權(quán)性質(zhì)的企業(yè)所面臨的融資環(huán)境和投資結(jié)構(gòu)存在顯著差別， 因此供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的弱化效應表現(xiàn)出異質(zhì)性。由于國有企業(yè)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(yè)， 降低國有企業(yè)的破產(chǎn)風險（于蔚等，2012；后小仙和鄭田丹，2021）。 同時，國有企業(yè)面臨較低的融資約束， 更容易獲得金融機構(gòu)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(yè)更容易受到融資約束的制約， 被迫選擇收縮債務規(guī)模，因此具有更好的去杠桿效果。 可見，供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革對脫實向虛加杠桿的弱化作用在非國有企業(yè)中更為顯著。 由此，本文提出假設3：

H3： 供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革弱化了實體企業(yè)脫實向虛的加杠桿效應，且對非國有企業(yè)的作用更加顯著。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)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(chǎn)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(yè)的年度數(shù)據(jù)作為研究樣本。 數(shù)據(jù)來自國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫，剔除金融業(yè)和房地產(chǎn)業(yè)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(shù)據(jù)。 為了保證數(shù)據(jù)的合理性，本文還剔除了固定資產(chǎn)凈額、負債總額以及總資產(chǎn)小于零的數(shù)據(jù)，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(xù)變量進行縮尾處理，使其調(diào)整到2.5%-97.5%取值范圍內(nèi)。

（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(chǎn)的比重來表示。 同時分別采用短期負債總額/總資產(chǎn)、長期負債總額/總資產(chǎn)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(yè)脫實向虛FPR。 現(xiàn)有文獻對實體企業(yè)脫實向虛的度量主要采用兩種方法： 一是利用金融資產(chǎn)占企業(yè)總資產(chǎn)的比重衡量； 二是利用金融資產(chǎn)的收益占經(jīng)營收益的比重衡量。 由于企業(yè)可能基于預防儲蓄的動機而參與金融資產(chǎn)配置， 因此金融資產(chǎn)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(yè)利潤的比重衡量實體企業(yè)脫實向虛，并構(gòu)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(lián)營與合營企業(yè)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(yè)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(yè)利潤的差值與營業(yè)利潤絕對值的比值。 可以利用這個比例來判斷金融資產(chǎn)是否實現(xiàn)了獲利或者虧損：當企業(yè)完全未通過金融投資獲利時，F(xiàn)PR 為-1，大于-1的值代表企業(yè)通過投資金融資產(chǎn)實現(xiàn)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(yè)規(guī)模 （Size）、 經(jīng)營現(xiàn)金流（CFO）、 有形資產(chǎn)占比 （Tang）、 第一大股東持股率（TOP1）、盈利能力（ROE）、成長能力（Growth）、行業(yè)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(yè)脫實向虛與實體企業(yè)杠桿率之間的關系，形式如下：

式（1）中，i 和t 分別代表企業(yè)和年份。Lev 表示企業(yè)的杠桿率，是被解釋變量。FPR 是核心解釋變量，是微觀企業(yè)脫實向虛的利潤結(jié)構(gòu)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(yè)規(guī)模（Size）、有形資產(chǎn)占比（Tang）、盈利能力（ROE)、經(jīng)營現(xiàn)金流（CFO）和行業(yè)杠桿率（Lev-med）。 μi表示企業(yè)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(cè)結(jié)構(gòu)性改革對實體企業(yè)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(cè)結(jié)構(gòu)性改革Policy 與實體企業(yè)脫實向虛（FPR）的交乘項。 由于供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革出臺于2015 年，本文以2015 年為界限定義供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革Policy，2015 年之后取值為1，2015 年之前取值為0。

四、實證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2 為各主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)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(yè)負債的主要構(gòu)成來源是短期負債。 根據(jù)變量設定部分的解釋，企業(yè)脫實向虛均值為負值，不過大于-1，說明整體而言企業(yè)存在從金融渠道獲利現(xiàn)象。

表2 變量的統(tǒng)計性描述

（二）基準回歸結(jié)果

對模型（1）分別使用狹義口徑和廣義口徑的實體企業(yè)脫實向虛指標進行面板固定效應回歸，估計結(jié)果見表3。 為了降低反向因果導致內(nèi)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(yè)的杠桿率有所差異，在回歸分析中加入行業(yè)的杠桿率中值。 結(jié)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(shù)均顯著正相關。這說明實體企業(yè)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(huán)，造成實體經(jīng)濟不振和系統(tǒng)性風險擴大的雙重困局。 在控制變量層面，成長能力、企業(yè)規(guī)模、有形資產(chǎn)占比與杠桿率正相關，而第一大股東持股率、經(jīng)營性現(xiàn)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(yè)杠桿率的全樣本估計結(jié)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(yè)脫實向虛與債務期限結(jié)構(gòu)的關系進行實證檢驗，估計結(jié)果如表4。 結(jié)果表明，實體企業(yè)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(yè)越依賴金融投資獲利，越有動力推動短期債務的持續(xù)上升，導致企業(yè)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(yè)償債壓力，不利于持續(xù)經(jīng)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(yè)的財務風險，不利于金融穩(wěn)定。

表4 脫實向虛對企業(yè)債務期限結(jié)構(gòu)影響的估計結(jié)果

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

（三）異質(zhì)性檢驗

為了進一步驗證不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)的異質(zhì)性特征， 本文對國有企業(yè)和非國有企業(yè)進行分組回歸檢驗。 根據(jù)國泰安數(shù)據(jù)庫的劃分標準，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)可劃分為7 大類， 分別是民營企業(yè)、 地方國有企業(yè)、中央國有企業(yè)、集體企業(yè)、公眾企業(yè)、外資企業(yè)以及其他企業(yè)。 本文將地方國有企業(yè)和中央國有企業(yè)合并視為國有企業(yè)， 其余5 類企業(yè)合并視為非國有企業(yè)。

如表5 所示，列（1）和（2）為狹義口徑的回歸結(jié)果，列（3）和（4）為廣義口徑的回歸結(jié)果。 列（1）顯示狹義口徑下國有企業(yè)的回歸系數(shù)并不顯著，而列（2）顯示非國有企業(yè)的回歸系數(shù)顯著為正， 而且非國有企業(yè)的回歸系數(shù)明顯大于國有企業(yè)。 列（3）和列（4）顯示，國有企業(yè)的回歸系數(shù)同樣不顯著，并且回歸系數(shù)仍然小于非國有企業(yè)。 這說明，相比于國有企業(yè)，非國有企業(yè)脫實向虛與加杠桿之間的關系要更加緊密。 非國有企業(yè)更可能基于趨利原因而提高債務融資動力，結(jié)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(zhì)性視角下的實體企業(yè)脫實向虛對其杠桿率影響的估計結(jié)果

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

（四）供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革對實體企業(yè)脫實向虛加杠桿效應的影響

供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的效果分析如表6 所示。由于供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革政策出臺于2015 年，本文以2015年為界限， 將供給側(cè)改革政策的實施節(jié)點設置為虛擬變量Policy，供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革實施之前設置為0，實施之后設置為1。 根據(jù)交叉項的回歸系數(shù)判斷供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革前后實體企業(yè)脫實向虛加杠桿效果的變化。 如果交叉項系數(shù)為負，說明供給側(cè)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(cè)結(jié)構(gòu)性改革政策效果的估計結(jié)果

不管是在狹義層面還是廣義層面，供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革Policy 的回歸系數(shù)為負數(shù)，說明供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革具有直接的去杠桿效果，與現(xiàn)有文獻研究結(jié)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(shù)都顯著為負，這表明供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革弱化了實體企業(yè)脫實向虛加杠桿效果。 進一步考慮異質(zhì)性后，弱化效果在國有企業(yè)和非國有企業(yè)中表現(xiàn)出顯著差異。 國有企業(yè)交乘項系數(shù)并不顯著，而非國有企業(yè)交乘項的系數(shù)在1%的水平上顯著為負。這表明，與國有企業(yè)相比，供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革對脫實向虛加杠桿的弱化效果在非國有企業(yè)中表現(xiàn)更佳，即脫實向虛推動非國有企業(yè)加杠桿的作用隨著供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的實施而削弱，假說3 得到驗證。綜合而言，供給側(cè)結(jié)構(gòu)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(diào)節(jié)作用， 弱化了實體企業(yè)脫實向虛與加杠桿之間的關聯(lián)，有利于打破“脫實向虛”與“杠桿高企”雙重困境的自我循環(huán)， 進而化解系統(tǒng)性金融風險的潛在隱患。

五、穩(wěn)健性檢驗

由于本文中采用的數(shù)據(jù)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(nèi)生性問題。在處理內(nèi)生性方面，GMM 估計方法自身具有優(yōu)勢。 借鑒Miguel 和Pindado（2001）、Flannery 和Ragan（2006）以及劉貫春等（2018），本文利用動態(tài)面板系統(tǒng)GMM 方法估計對上述結(jié)論進行驗證，估計結(jié)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(nèi)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(jié)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(tǒng)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(yè)杠桿率回歸系數(shù)顯著為正， 說明全樣本下脫實向虛推動實體企業(yè)加杠桿， 與第四部分實證結(jié)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(jié)果一致，說明研究結(jié)論具有穩(wěn)健性。

表7 穩(wěn)健性檢驗：GMM 方法估計結(jié)果

為了檢驗供給側(cè)結(jié)構(gòu)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(tài)面板系統(tǒng)GMM 估計方法進行穩(wěn)健性檢驗。列（5）交叉項回歸系數(shù)顯著為負，說明供給側(cè)結(jié)構(gòu)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(yè)和非國有企業(yè)，考察政策效應的差異性。列（6）的交叉項回歸系數(shù)雖然為負數(shù)，但是并不顯著，這表明政策效應對國有企業(yè)樣本的效果不顯著，而列（7）顯示非國有企業(yè)的交叉項系數(shù)顯著為負，表明供給結(jié)構(gòu)性改革對非國有企業(yè)的弱化效果更具成效。 綜上，使用動態(tài)面板系統(tǒng)GMM 估計方法的回歸結(jié)果， 與使用面板固定效應結(jié)果一致，說明本文研究結(jié)論是穩(wěn)健性的。

六、研究結(jié)論

本文使用2007－2019 年滬深A 股非金融類上市公司年度數(shù)據(jù)，深度考察了脫實向虛與微觀企業(yè)杠桿率之間的關系， 并對2015 年開始的供給側(cè)結(jié)構(gòu)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(yè)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(qū)分國有企業(yè)和非國有企業(yè)之后，發(fā)現(xiàn)上述正向作用在非國有企業(yè)更為顯著。 最后，供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革實行強制去杠桿政策后，實體企業(yè)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(cè)結(jié)構(gòu)性改革的負向調(diào)節(jié)作用弱化了兩者之間的關系， 并且相比于國有企業(yè)，政策效應在非國有企業(yè)中更加有效。 由此可見供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革對于改善實體企業(yè)脫實向虛和降低杠桿風險均發(fā)揮了重要作用，并且削弱了二者內(nèi)在關聯(lián)。

基于本文研究可得到如下政策啟示：一是微觀企業(yè)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(zhuǎn)，不加以管理必然會導致實體經(jīng)濟萎縮和系統(tǒng)性風險增大，因此政府要積極引導企業(yè)增加對實體經(jīng)濟的投資規(guī)模，切斷實體企業(yè)脫實向虛與過高杠桿率之間的內(nèi)在聯(lián)系，從而構(gòu)建更為和諧的金融與實體經(jīng)濟共榮共生的環(huán)境。二是不同類型企業(yè)的投融資行為關聯(lián)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(diào)控時，要結(jié)合個體差異實施更具針對性的策略，從而平衡經(jīng)濟持續(xù)發(fā)展和保持金融穩(wěn)定兩大目標。