中國企業為什麼脫實向虛?——理論假說和經驗檢驗

【按】儘管很多人批評實體企業「脫實向虛」，但是很少有人從企業微觀數據的角度分析過企業這樣做的動機。本文在這方面做了一點微小的工作。——聶輝華 2020年8月28日

摘 要：本文梳理了學術界關於企業金融化動機的五種理論假說：實物期權假說、融資約束假說、投資替代假說、跨國公司避稅假說和股東價值最大化假說，並利用中國工業企業資料庫和中國上市公司資料庫對五種理論假說進行了實證檢驗。研究結果表明：（1）實物期權假說僅對小企業成立，即小企業面對不確定性時，會提高金融化程度；（2）融資約束假說總體上得到證實；（3）投資替代假說中的替代效應被證實，即競爭越是激烈，企業越是可能通過金融化追求更高利潤；（4）跨國公司避稅假說和股東價值最大化假說沒有得到證實。

關鍵詞：企業金融化；脫實向虛；實物期權；融資約束

基金項目：中國農業大學「世界經濟新格局」青年科學家創新團隊項目；教育部哲學社會科學研究重大課題攻關項目「深化『放管服』改革促進營商環境持續優化研究」（18JZD048）

出處：《學習與探索》雜誌微信公眾號

索引：方明月，靳其潤，聶輝華：《中國企業為什麼脫實向虛？——理論假說和經驗檢驗》，《學習與探索》2020年第8期，第131—138頁。

一

導 論

近年來，國內一些從事製造業或者工業的實體企業紛紛購買金融資產或者持有金融企業股份，甚至乾脆從實體企業變身金融控股集團。根據學者統計，2008—2017年中國上市公司持有的金融資產佔總資產比例從5.2%上升到7.57%，金融投資現金流佔總投資現金流比例從12.99%上升到51.98%（雷新途等，2020）。這種「脫實向虛」的現象引起了中國學界和政府的高度關注。一些學者認為，2008年美國金融危機的爆發，與其多年來實行的過度金融化有關（Orhangazi，2011）。在美國金融化程度提高的同時，去工業化也在加速。根據哈佛大學教授羅德裡克的估計（Rodrik，2016），美國製造業增加值佔全球製造業增加值的比重在1970年是26%，2010年下降到20%，2013年進一步下降到19%。中國政府對這一問題高度重視。2014年國務院常務會議提出，「促進『脫實向虛』的信貸資金歸位，更多投向實體經濟」。2017年黨的十九大報告明確指出，要「增強金融服務於實體經濟的能力」。

在經濟學文獻中，學者們主要是從非金融企業的金融化角度來研究脫實向虛問題的。所謂「金融化」（financialization），是指企業利潤主要來源於金融渠道而非生產和貿易渠道的資本積累方式（Krippner，2005），或者非金融企業將資金配置於虛擬程度較高的金融資產（Demir，2009）。

從微觀機理上講，只有洞悉非金融企業從事金融化的原因，才能理解其行為並防止過度金融化導致的資產泡沫和金融風險。現有文獻關於企業金融化的原因可謂眾說紛紜，一些學者認為實體經濟的利潤率下降，金融行業和傳統生產性行業的利潤率缺口增大以及追求利潤最大化是導致非金融企業金融化的重要影響因素。例如，Krippner（2005）發現，1950年之後，美國製造業的利潤份額不斷下降，而金融、保險和房地產行業（FIRE行業）的利潤份額不斷上升。類似觀點還包括Orhangazi（2008）、Demir（2009）等，可以將其概括為「投資替代」觀點。另一些學者從公司治理模式和管理者行為變遷的微觀視角對金融化的成因進行了解讀。他們認為（Lazonick and O』Sullivan，2000；Holmstrom and Kaplan，2001），在短期回報至上的投資理念指引下，企業管理者的行為日趨短期化，企業盈餘逐漸投放金融市場，從而導致金融化程度不斷提高。但這些研究並沒有足夠的微觀證據支持。

國內學者對企業金融化原因的分析，主要是檢驗「投資替代」觀點和「蓄水池」觀點。例如，張成思（2019）使用2006—2018年中國A股非金融類上市公司數據，發現非金融企業的金融渠道獲利佔比與金融行業的相對回報率呈現高度的相關性，這從側面印證了金融投資與實體投資的回報率差額是驅動企業金融化的動因。而「蓄水池」觀點認為，企業持有金融資產的目的是為了在面臨財務困境時通過出售金融資產增強流動性（胡奕明等，2017），這與把金融化看作一種實物期權的觀點是一致的。然而，彭俞超等（2018）發現了相反的證據，即企業在不確定性較高時，其持有的金融資產反而更低。彭俞超和黃志剛（2018）認為，由於融資約束的存在，低風險、低融資約束的企業從銀行獲得廉價資金，然後通過影子銀行轉貸給高風險、高融資約束的企業。

二

理論假說

根據我們對國內外已有文獻的分析，目前學術界關於非金融企業進行金融化的動機或原因，可以概括為以下五種理論假說。

1.實物期權假說

實物期權假說認為，當對未來預期存在不確定性時，由於實體投資短期內具有不可逆性，企業更願意將資金放入金融市場，而對當下的投資持觀望態度（相當於持有一個期權）。當企業將有限的資金投入金融市場，而不是投向主業時，就是一種金融化行為。持這一觀點的有Bernanke（1983）、McDonald和Siegel（1986）、Tornell（1990），以及胡奕明等（2017）。根據上述邏輯得到的可檢驗假說如下。

H1：企業面對的不確定性越高，企業的金融化程度越高。

2.融資約束假說

中小企業融資難是一個世界性難題，特別是在中國、印度這樣的新興市場上，信貸市場存在結構性問題，使中小企業融資難、融資貴的問題更加突出。相反，國有企業、大型企業由於抗風險能力強、信息相對透明、抵押擔保多，受到的融資約束較少，因而能夠以相對較低的利率從銀行獲得貸款。這些非金融企業通過銀行借款或發行債券，再把資金貸給受到嚴重融資約束的中小企業或民營企業，發揮金融中介作用，成為影子銀行。持這一觀點的有Du等（2017）、彭俞超和黃志剛（2018）等。為此，我們得到第二個待檢驗假說。

H2：企業面對的融資約束越少，金融化程度越高。

3.投資替代假說

投資替代假說認為，金融化是企業將原本應投資在其所在行業的資金投資到金融行業的現象。這種投資替代的動機有兩種：一種是具有壟斷性質的企業為維持其產品稀缺性，保證其獲取壟斷利潤能力，選擇將利潤轉移出原行業（Sweezy，1997），或者將閒置資金投入金融業（Arrighi，1994），這種將多餘資金投入金融行業的動機稱為富餘效應；第二種是本身業績不好的企業為改善自身經營狀況，將本應投入實體經濟的資金投入金融行業獲取短期收益，這種把金融投資作為「救命稻草」的行為稱為替代效應（宋軍等，2015）。值得注意的是，富餘效應和替代效應雖然都表明企業會將金融投資作為主業投資的替代品，但是動機以及面臨的市場競爭環境卻是完全相反的，為此我們構造一組競爭性假說。

H3a：壟斷程度越高的企業，其金融化程度越高；

H3b：市場競爭程度越高的企業，其金融化程度越高。

4.跨國公司避稅假說

Morgan（2014）認為，由於國內工會勢力大，跨國企業紛紛通過將生產轉移到海外的形式避免衝突，典型的有外包、在當地合資設廠，其中合資設廠這種持有股權的形式也表現為金融化。跨國企業在國際上還會通過轉移定價、將分公司利潤投入金融系統以分紅、股利、內部貸款等方式在各國之間轉移資金、避稅和規避監管。這種資金轉移的過程就是金融化。類似觀點還包括Rabinovich（2019）。根據上述邏輯，我們得到第四個可檢驗假說。

H4：相對於國內企業，外資企業有更高的金融化程度。

5.股東價值最大化假說

主流的企業理論或公司治理理論認為，企業的目標是最大化股東價值。股東價值在資本市場上往往體現為短期收益，而金融市場正好滿足了這種股東價值最大化的追求（Holmstrom and Kaplan，2001）。Davis（2016）指出，1970年以後美國企業新增負債與固定資本投資的相關性逐漸下降，因為負債更多是為了股票回購而不是實物投資。Stockhammer（2004）發現，1970年之後，在胡蘿蔔（期權激勵）加大棒（惡意收購）的共同作用下，管理層與股東的利益趨於一致，公司治理戰略轉向股價上漲。這導致了非金融企業投資金融市場，從而加速了企業金融化。於是我們得到最後一個待檢驗假說。

H5：企業的管理層持股比例越高，金融化程度越高。

三

數據和指標

1.數據來源

為了檢驗非金融企業從事金融化的五個假說，我們使用了兩個數據來源，一個是中國工業企業資料庫，另一個是中國上市公司資料庫。中國工業企業資料庫是目前樣本量最大的企業資料庫，樣本企業數量從1999年的大約16萬家到2007年的大約33萬家，包括「採掘業」「製造業」「電力、燃氣及水的生產和供應業」三個工業門類，其中製造業佔90%以上（聶輝華等，2012）。對於研究實體企業的金融化問題來說，工業企業資料庫的樣本具有最強的覆蓋性。

我們使用的另一個資料庫是中國上市公司資料庫。相對而言，上市公司資料庫的指標更齊全、數據更可靠。但是根據聶輝華等的研究（2016），它存在幾個明顯的缺陷。第一，上市公司通常資質較好、盈利能力較強。以2013年為例，上市公司的平均利潤率為18.35%，而規模以上工業企業的平均利潤率卻只有5.51%，這可能會導致研究者高估企業的績效。第二，上市公司的規模明顯偏大。2013年規模以上工業企業的平均總資產為8029.40萬元，而上市公司為466.90億元，這使得研究者不能直接根據官方口徑區分企業規模。第三，上市公司中國有企業比例偏高，並且沒有外企。以2018年為例，滬深股市共有上市公司2845家，其中國企1092家，佔38%，而工業企業中的國企比例2007年僅為3.5%。因此，使用上市公司數據可能使得基於所有制的分析產生明顯偏差。鑑於以上原因，我們必須使用兩個資料庫。

2.指標設計

本文的因變量是企業的金融化程度。目前文獻中有三種度量金融化的方法。第一種是資產維度，即用企業的金融資產與總資產之比（Rabinovich，2019）或者金融資產與銷售收入之比（David，2016）度量。第二種是收益維度，即用企業的投資收益與銷售收入之比（Rabinovich， 2019）或者投資收益與利潤之比（Krippner，2005；Orhangazi，2008）度量。第三種是行為維度，即用金融投資現金流與總投資現金流之比（張成思和張步曇，2016）度量。

在中國工業企業資料庫中，只有2001—2007年的樣本包括了投資收益，因此我們使用這個時段的樣本，並計算了每個企業的第一個金融化指標：投資收益/銷售收入。然後，我們用2007—2018年中國上市公司資料庫，計算了每個企業的第二個金融化指標：金融資產/總資產，其中金融資產包括交易性金融資產、可供出售金融資產淨額、持有至到期投資淨額以及長期股權投資之和，不含現金和房地產投資。

為了檢驗上述五個理論假說，本文對應的關鍵解釋變量分別為：（1）不確定性指數。每年加總的不確定性指數（EPU）來自Baker等的研究（2016），它根據新聞文本中關於經濟政策不確定性的詞彙頻率，構造了不同季節或年份的各國經濟政策不確定性指數。此外，我們還採取了聶輝華等（2020）構造的企業層面的不確定性指數（FEPU），這一指數便於我們在回歸分析中控制年份固定效應，並區分企業不確定性感知的異質性。（2）融資約束。我們採取最新的融資約束度量方法——SA指數，它是Hadlock和Pierce（2010）根據企業規模和年齡這兩個幾乎完全外生的變量構造的一個指數。（3）市場競爭程度。我們使用兩個指標衡量市場競爭，一是常用的赫芬達爾—赫希曼指數（HHI），我們為每個二位數行業計算一個HHI；二是每個企業的廣告支出佔銷售收入的比例，該比例越高表示企業的競爭壓力越大（聶輝華等，2008）。（4）外資企業。我們根據企業註冊登記的產權類型和實收資本超過50%比例的所有制屬性來識別外資企業。（5）管理層持股比例。我們採用通行的上市公司中董事會成員、監事會成員和高管分別持股的比例，以及他們總的持股比例來度量。

參考已有文獻，例如王紅建等（2016）、宋軍等（2015）的做法，控制變量包括：資產負債率，即負債/總資產；企業規模，用企業總資產對數度量；企業年齡；企業銷售額增長率；企業所有制（啞變量），包括國企、民企和外企三類。

3.描述性統計

對中國工業企業資料庫進行必要的整理之後（聶輝華等，2012），我們得到了2001—2007年總共1296187個觀測值的最終樣本。企業層面主要變量的描述性統計如表1所示。

此外，我們使用中國上市公司資料庫計算了2006—2018年非金融企業的金融化程度，發現根據總資產加權的金融資產比例從2006年的5%逐步下降到2008年的4%，之後又逐步上升至2018年的7%。這表明，2008年金融危機之後，中國企業的金融化程度明顯增強了。

四

計量檢驗結果

我們使用工業企業資料庫和上市公司資料庫，對關於企業金融化的上述五個理論假說逐一檢驗，從而全面地解釋為什麼中國企業會「脫實向虛」。我們基於面板數據進行固定效應回歸，其中因變量為投資收益/銷售收入（金融化1），或者金融資產/總資產（金融化2）。

第一，為了檢驗實物期權假說，我們在計量回歸方程中加入表示不確定性的指標。在表2中回歸方程（1）~（4）中，關鍵解釋變量是年度不確定性指數（Baker等，2016），此時我們無法控制年份固定效應。表2第1列的回歸結果顯示，不確定性變量的係數為負並且在1%的水平上顯著，這說明不確定性抑制了企業金融化，而不是提高了企業金融化，這與彭俞超等（2018）的發現是一樣的。考慮到不同規模、不同所有制的企業面對不確定性的反應可能不同，於是我們在表2第2列只考慮前25%的大企業樣本，第3列只考慮後25%的小企業樣本。回歸結果表明，對大企業來說，不確定性抑制了金融化，而對小企業來說不確定性促進了金融化。換言之，小企業面對不確定性，需要通過金融投資或者持有金融資產來應對可能的危機，但是大企業由於抗風險能力強，並不存在這種不虞之需。如果這個推測是對的，那麼國有企業面對不確定時不應該增強金融化。於是，我們在表2第4列加入了國企子樣本，不確定性的係數為負但不顯著，這跟我們的推測是一致的。考慮到年度不確定性無法控制時間固定效應，於是我們在表2第5列加入了企業層面的不確定性指標（聶輝華等，2020），不確定性的係數並不顯著。以上回歸分析說明，實物期權假說（H1）只對小企業成立，對大企業或國有企業並不成立。也就是說，小企業為了應對不確定性，會提高金融化程度。

第二，為了檢驗融資約束對金融化的影響，我們在回歸方程中加入關鍵解釋變量SA指數。由於SA指數是負值，我們將其正向化處理，即SA越大，表示企業面臨的融資約束越大。回歸結果見表3。第1列是全樣本回歸，融資約束的係數顯著為負，說明企業的融資約束越小，金融化程度越高；或者反過來說，企業面臨的融資約束越大，金融化程度越低。這與融資約束假說（H2）總體上是一致的。根據H2，融資約束與金融化程度是負相關的。因為國企面臨的融資約束更少，非國企面臨的融資約束更多，所以前者的金融化程度應該高於後者。於是，我們在第2~4列先後以國企子樣本、民企子樣本和外企子樣本進行單獨回歸。結果顯示，國企子樣本的融資約束變量不顯著，但是民企和外企子樣本的係數顯著為負，基本上驗證了融資約束假說。

第三，為了檢驗投資替代假說，我們在回歸方程中加入關鍵解釋變量市場競爭程度。我們首先使用常用的HHI度量市場競爭，發現結果均不顯著。這可能是因為HHI只能度量行業層面的市場競爭程度，無法度量每個企業面臨的市場競爭程度，於是我們使用每個企業的廣告支出來度量（聶輝華等，2007）。表4第1列是全樣本回歸，其中市場競爭程度的係數顯著為正，即市場競爭越激烈，企業金融化程度越高，這與假說H3b是一致的，與假說H3a是相反的。為了進一步驗證市場競爭和金融化程度的正相關關係，我們按不同規模進行子樣本回歸。在第2列加入了按銷售額排序的前25%子樣本，係數不顯著；在第3列加入了最後25%子樣本，係數顯著為正，且數值高於第1列。在第4列，我們加入了民企子樣本，係數同樣顯著為正。這說明，小企業或民營企業面臨的市場競爭壓力更大，因此有更高的金融化程度，這驗證了「替代效應」，否定了「富餘效應」。此外，我們在回歸方程中還控制了資產回報率（ROA），其係數在所有回歸方程中均顯著為負，即績效越差的企業，金融化程度反而越高，這從另一個方面表明企業從事金融化活動的目的是尋求主業之外的高額收益，而不是將富餘資本轉出本行業之外。

第四，為了檢驗跨國公司避稅假說，我們在表4第5列回歸中加入關鍵解釋變量外資企業（虛擬變量）。回歸結果顯示，該變量係數並不顯著，即相對於內地企業，外企並沒有更高的金融化程度，這否定了跨國公司避稅假說（H4）。我們並不否認跨國公司在東道國具有避稅的目的，但是考慮到中國的企業所得稅對外資一直採取相對最優惠的政策，這可能導致跨國公司沒有必要在一個金融市場尚不發達的國家通過金融化手段避稅。

最後，為了檢驗股東價值最大化假說，我們採取上市公司數據，因為工業企業資料庫缺乏管理層持股變量。因變量是企業金融資產佔總資產的比例，關鍵解釋變量是管理層持股比例。我們用四個指標度量管理層持股比例，董事會成員、監事會成員、高管持股比例，以及上述三類人員合併之後的管理層持股比例。按照股東價值最大化假說（H4），管理層持股比例越高，管理者與股東價值耦合程度就越高，從而越是追求金融化，以便在資本市場上提高股東回報率。但是，表5的回歸結果均不支持H4。不管是以何種方式度量管理層持股比例，該變量的係數均為負數並且基本上在1%的水平上顯著。這說明，管理層持股比例越高，企業的金融化程度反而越低。這可能是因為中國股價主要受到政策影響，較少受到管理層回購的影響。

五

結 論

企業脫實向虛問題引起了各國學者和政策界的高度重視。上市公司數據顯示，近年來中國企業呈現出比較明顯的脫實向虛趨勢。如果任由這種趨勢發展和蔓延，可能會導致一定程度的資產泡沫，並對實體企業形成抑制，從而導致資源錯配，阻礙經濟增長和技術創新。本文從非金融企業的金融化角度，首先梳理了學術界關於企業金融化動機的五種理論假說：實物期權假說、融資約束假說、投資替代假說、跨國公司避稅假說和股東價值最大化假說。然後，本文利用工業企業和上市公司資料庫對所有假說進行了經驗檢驗。我們的主要發現包括：第一，小企業面對不確定性時，會提高金融化程度，以應對不虞之需；第二，由於融資約束的存在，大企業會通過金融化為中小企業提供轉貸資金，這導致了大企業的金融化；第三，市場競爭越是激烈，企業越是可能通過金融化追求更高利潤。

當前，中央把防範金融風險作為三大攻堅戰之一，並出臺了多項政策促進金融資源服務實體經濟，防止脫實向虛，在此背景下，本文的研究具有重要的政策含義。為此，第一，要進一步優化營商環境，減少各種政策不確定性，為企業提供穩定的預期，減少廣大中小企業從事金融化活動的動機。第二，完善融資體系，通過發展網商銀行、中小銀行等多種手段，緩解中小企業的融資約束，減少「影子銀行」和民間金融市場，促使大企業回歸本業。第三，鼓勵企業進行技術創新，擺脫低水平的價格戰，使製造業企業有合理利潤，減少其轉向資本市場逐利的動機。

略去參考文獻，如有需要請參閱原文

【責任編輯：房宏琳】

【網絡編輯：姜新暘】