摘 要：在企業(yè)金融化浪潮的席卷之下，部分實體企業(yè)出現(xiàn)過度金融化趨勢，由此帶來的經(jīng)濟后果將直接對宏觀經(jīng)濟的穩(wěn)定運行產(chǎn)生影響?；诖?，本文選取2007—2018年我國各省372家A股上市公司的樣本數(shù)據(jù)作為研究基礎(chǔ)，通過建立固定效應模型實現(xiàn)對企業(yè)金融投資與宏觀經(jīng)濟波動間影響機制的實證分析，在此基礎(chǔ)上引入面板向量自回歸模型進行研究變量的進一步檢驗。研究結(jié)果表明，企業(yè)金融化將加劇宏觀經(jīng)濟波動，銀行信貸規(guī)模的擴大將增加企業(yè)金融資產(chǎn)投資數(shù)額，在短時間內(nèi)能夠幫助企業(yè)擴大金融資產(chǎn)投資收益，但也將加劇實體經(jīng)濟的波動，因此需警惕實體經(jīng)濟發(fā)展的空心化問題，采取有效措施加快經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級，維護宏觀經(jīng)濟的穩(wěn)定發(fā)展。

關(guān)鍵詞：企業(yè)金融化;宏觀經(jīng)濟;金融投資;信貸規(guī)模;投資收益

本文索引：肖瀟.<變量 2>[J].中國商論，2022（13）：-087.

中圖分類號：F275 文獻標識碼：A 文章編號：2096-0298（2022）07（a）--03

當前，我國經(jīng)濟步入全方位、高層次、中高速發(fā)展的新常態(tài)，虛擬經(jīng)濟持續(xù)搶占市場份額，在資本逐利動機的驅(qū)使下，大量從事非金融行業(yè)的實體企業(yè)開始走金融化道路，使得金融資產(chǎn)投資在企業(yè)總資產(chǎn)中的比重上浮，改變原有傾向于主營業(yè)務(wù)的格局。與此同時，實體企業(yè)日漸呈現(xiàn)空心化發(fā)展趨勢，債務(wù)規(guī)模的持續(xù)擴大致使企業(yè)杠桿率攀升，“脫實向虛”的宏觀背景進一步制約了實物資本的形成，增加系統(tǒng)性金融風險。如何客觀審視企業(yè)金融化帶來的機遇與風險，成為當前行業(yè)亟待研究的熱點問題。

1 文獻綜述

1.1 影響宏觀經(jīng)濟波動的因素

（1）從需求和供給層面出發(fā)，有學者分別基于凱恩斯經(jīng)濟周期理論、真實經(jīng)濟周期理論認為，投資波動、全要素生產(chǎn)率是影響宏觀經(jīng)濟波動的重要因素，由于投資收益具有持續(xù)性與不確定性的特征，加之全要素生產(chǎn)率的波動，為宏觀經(jīng)濟波動帶來直接影響[1]。

（2）從國際貿(mào)易層面出發(fā)，以高琛 （2020）為代表的學者針對金融發(fā)展與國際貿(mào)易間的相關(guān)性進行分析，認為宏觀經(jīng)濟不穩(wěn)定將引發(fā)市場價格與出口企業(yè)支出的大幅波動，通貨膨脹對投資與貿(mào)易專業(yè)化產(chǎn)生不良影響，由此形成的“逆向選擇”將通過金融部門這一傳遞渠道反作用于宏觀經(jīng)濟，加劇宏觀經(jīng)濟的不穩(wěn)定性[2]。

1.2 企業(yè)金融化對宏觀經(jīng)濟的影響

（1）從宏觀視角入手，現(xiàn)有研究成果多集中于考察企業(yè)增加金融資產(chǎn)投資對金融市場穩(wěn)定運行及宏觀經(jīng)濟波動的影響。雷新途 （2020）針對企業(yè)金融化程度進行分級，以銀行體系為主要研究對象，認為實體企業(yè)增加股權(quán)投資并不會額外擴大銀行面臨的金融風險，但會在一定程度上干擾股票市場運營的穩(wěn)定性，增加整體金融市場的金融風險[3]。

（2）從微觀視角入手，研究范圍主要涉及企業(yè)實業(yè)投資、企業(yè)競爭力等方面。以張翔 （2021）為代表的學者對企業(yè)金融化為宏觀經(jīng)濟帶來的影響持消極態(tài)度，他們以國際大宗商品市場的發(fā)展經(jīng)驗為例，認為實體企業(yè)在無限度增加金融資產(chǎn)投資后，將使原有實體投資份額縮水，并且對資本性投資、企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力及企業(yè)核心競爭力均產(chǎn)生抑制作用，不利于整體宏觀經(jīng)濟的發(fā)展[4]。以劉貫春等 （2021）為代表的學者認為，企業(yè)金融化能夠?qū)暧^經(jīng)濟發(fā)展起到推動作用，通過基于對金融資產(chǎn)性質(zhì)的研究，認為金融資產(chǎn)可實現(xiàn)靈活流動，并且以互聯(lián)網(wǎng)金融為代表的新興業(yè)態(tài)將進一步擴大金融資產(chǎn)的交易市場，當融資約束對企業(yè)投資與生產(chǎn)產(chǎn)生負面沖擊時，企業(yè)可通過快速變現(xiàn)盤活存量金融資產(chǎn)，幫助企業(yè)順利解決資金難題[5]。

2 理論分析與假設(shè)

2.1 影響機制建構(gòu)

以金融投資收益作為衡量實體企業(yè)金融化程度的主要指標，針對該指標對宏觀經(jīng)濟波動的影響機制進行分析[6]。假設(shè)某非金融企業(yè)的資產(chǎn)總額為K，該企業(yè)的資產(chǎn)結(jié)構(gòu)由實物投資、金融投資兩部分組成，其中金融投資占比為α （0≤α≤1）、投資回報率為rf，實物投資占比為1-α， 投資回報率為rs，則由此建立企業(yè)生產(chǎn)函數(shù)：

在此基礎(chǔ)上，已知企業(yè)產(chǎn)出波動率由實物投資、金融投資的收益波動率及兩者相關(guān)性共同決定，建立企業(yè)產(chǎn)出波動率公式：

根據(jù)式（2）分析企業(yè)金融投資收益影響企業(yè)產(chǎn)出波動性的主要誘因，一方面取決于金融投資收益的波動率，伴隨波動率的提高，企業(yè)金融投資收益在總盈利中所占份額就越大，而相較企業(yè)常規(guī)營收利潤而言，金融投資收益的不確定性更高，相應進一步提高企業(yè)產(chǎn)出波動率。另一方面，取決于金融投資與實物投資收益波動的關(guān)系，當兩者波動成正相關(guān)時將增加企業(yè)產(chǎn)出波動性，但當兩者成負相關(guān)時，能夠緩解經(jīng)濟波動。

2.2 研究假設(shè)

2.2.1 企業(yè)金融投資收益占比增加將擴大宏觀經(jīng)濟波動

相較實物資產(chǎn)投資領(lǐng)域，金融資產(chǎn)投資具有更高的不確定性與不穩(wěn)定性，當企業(yè)金融投資持有量增加時，受資產(chǎn)結(jié)構(gòu)影響將進一步增大對金融投資收益的依賴度，增強金融沖擊情況下經(jīng)濟變量的敏感程度，致使宏觀經(jīng)濟產(chǎn)生較大波動[7]。

2.2.2 企業(yè)金融投資收益占比增加將平抑宏觀經(jīng)濟波動

當企業(yè)實物投資收益下滑時，企業(yè)資產(chǎn)負債表形勢將顯著惡化，引發(fā)外部融資縮水問題，迫使企業(yè)縮小投資規(guī)模，并進一步減小產(chǎn)出。在此情況下，企業(yè)金融投資收益同比上升，將有效緩解企業(yè)財務(wù)狀況，在短期內(nèi)維持企業(yè)現(xiàn)有外部融資規(guī)模，對經(jīng)濟波動起到抑制作用。但仍需注意上述平抑機制的有效作用時間有限，僅適用于暫時性外部因素對企業(yè)實物投資收益的影響，利用兩者收益波動的負相關(guān)性即可有效抑制經(jīng)濟波動[8]。

3 實證分析結(jié)果

3.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

出于對數(shù)據(jù)一致性的考量，本文選取Wind數(shù)據(jù)庫中收錄的2007—2018年全部A股上市公司作為研究樣本，從中依次剔除從事虛擬經(jīng)濟領(lǐng)域經(jīng)營活動、ST類存在退市風險及存在財務(wù)數(shù)據(jù)缺失的上市公司，將最終保留的372家上市公司數(shù)據(jù)進行匯總，同時收集來源于國內(nèi)各省統(tǒng)計局官網(wǎng)、中國人民銀行官網(wǎng)及各省財政局官網(wǎng)發(fā)布的統(tǒng)計結(jié)果，生成樣本數(shù)據(jù)。

3.2 變量分析與描述性統(tǒng)計

基于變量類型劃分標準，選取A- “宏觀經(jīng)濟波動”作為被解釋變量，取經(jīng)由HP濾波處理后呈周期性波動的GDP值在5年范圍內(nèi)的標準差，用于表示i省在第t個周期的經(jīng)濟波動程度;選取B- “企業(yè)金融投資收益占比”作為解釋變量，即不同類型金融資產(chǎn)總和在企業(yè)總資產(chǎn)中的占比;控制變量數(shù)量為5個，分別為C- “投資增長”、D- “政府規(guī)?！薄- “貿(mào)易開放度”、F- “信貸規(guī)模”及G- “人力資本”，回歸系數(shù)為β1。由此建立本文研究的基準模型：

針對上述基準模型中涵蓋的變量進行描述性統(tǒng)計，已知觀察值為372，GDPVOL的均值為0.0610，標準差為0.1284，最小值為0.0044，最大值為1.1413; FIN均值為0.0356，標準差為0.0361，最小值、最大值分別為0.0006和0.2757; INV均值為0.1913，標準差為0.1291，最小值、最大值分別為-0.6401和0.4601; GOV均值為0.0007，標準差為0.0005，最小值、最大值分別為0.0002和0.0033; OPEN均值為5.4628，標準差為1.1813，最小值、最大值分別為1.2370和7.7124; CREDIT均值為0.0029，標準差為0.0125，最小值、最大值分別為-0.0268和0.2244; HUM均值為0.0181，標準差為0.0057，最小值、最大值分別為0.0065和0.0355。根據(jù)上述統(tǒng)計結(jié)果可知，各省企業(yè)金融投資收益在利潤總額中占比為3.56%，最大值達到27.57%，標準差較大，說明不同時期、不同省份、從事不同行業(yè)的上市企業(yè)盈利能力對金融投資收益的依賴度存在顯著差異。從銀行信貸規(guī)模視角出發(fā)，其占比約為0.29%，最大值達到22.44%，說明各省市在12年間的信貸資金規(guī)模擴大速度均超出地方GDP增速，與此同時各省在信貸資金配置與利用率上存在明顯差距，標準差較大。

3.3 實證分析結(jié)果

采用固定效應模型對上述樣本進行回歸分析，觀察2007—2018年樣本數(shù)據(jù)的回歸分析結(jié)果可知，企業(yè)金融投資收益占比在企業(yè)利潤總額中的占比為0.0245，在5%的水平上顯著，說明金融投資效益對經(jīng)濟波動具有正向影響，并且企業(yè)獲利渠道的拓寬將進一步增加其對金融投資收益的依賴性，加劇宏觀經(jīng)濟波動;信貸規(guī)模的回歸系數(shù)為0.1186，在1%的水平上顯著，根據(jù)該變量與經(jīng)濟波動的相關(guān)性可知，信貸規(guī)模的擴大將進一步增加經(jīng)濟波動;企業(yè)金融投資收益占比與信貸規(guī)模的回歸系數(shù)為0.6924，在1%的水平上顯著，說明伴隨信貸規(guī)模的擴大，將進一步放大企業(yè)金融投資收益占比對經(jīng)濟波動的影響。由此證實，信貸規(guī)模為企業(yè)金融投資與宏觀經(jīng)濟波動之間的重要影響機制，倘若銀行投放信貸資金數(shù)額過大，將使企業(yè)金融投資收益擴大，引發(fā)宏觀經(jīng)濟波動問題。

4 研究結(jié)果檢驗與建議

4.1 進一步檢驗

引入面板向量自回歸模型進行研究變量的檢驗。第一，進行單位根檢驗，分別基于LLC準則、IPS準則檢驗A、B與F三個變量的統(tǒng)計值與P值，其中在LLC準則下三個變量的統(tǒng)計值分別為-12.798、-11.788和-7.316，在IPS準則下三個變量的統(tǒng)計值分別為-4.550、-4.938和-2.849，說明各變量序列均具有良好的平穩(wěn)性。第二，進行Granger因果檢驗，觀察檢驗結(jié)果可知，銀行信貸是引發(fā)企業(yè)金融投資收益比例提高與宏觀經(jīng)濟波動的原因，企業(yè)金融投資收益增加是造成宏觀經(jīng)濟波動的原因，兩者存在內(nèi)生性關(guān)系。

模擬上述變量建立脈沖響應函數(shù)圖，通過對企業(yè)金融投資收益施加一個標準差的沖擊后，將對宏觀經(jīng)濟波動形成一個正向沖擊，該沖擊在第3期達到峰值，隨后呈現(xiàn)逐步減弱趨勢，說明B的上升在短期內(nèi)能夠擴大宏觀經(jīng)濟波動;對銀行信貸施加一個標準差的沖擊后，同樣會對宏觀經(jīng)濟波動形成正向沖擊，在第5期達到峰值，其變化趨勢與B大體相同，但該指標的作用力度更強、延續(xù)時間更長;對信貸施加一個標準差的沖擊后，將對企業(yè)金融投資收益形成正向沖擊，在第1期達到峰值，變化趨勢相同，說明信貸規(guī)模的擴大在短期內(nèi)能夠增加B值，由此進一步證實銀行信貸是促使企業(yè)金融投資收益擴大、增加宏觀經(jīng)濟波動的重要影響機制。

4.2 相關(guān)建議

4.2.1 政府主體視角

一方面，在供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革持續(xù)深化的背景下，政府應持續(xù)推進結(jié)構(gòu)性稅收政策改革，全面推行差異化稅率，在企業(yè)研發(fā)階段給予稅收減免政策，針對存在較高技術(shù)含量的項目給予稅收優(yōu)惠，并向創(chuàng)新型企業(yè)給予貨幣政策傾斜。另一方面，健全市場化定價機制，由以銀行為代表的金融機構(gòu)承擔職能，結(jié)合不同金融資產(chǎn)類型與風險評估結(jié)果進行差異化定價，更好地服務(wù)于實體經(jīng)濟發(fā)展。

4.2.2 行業(yè)監(jiān)管視角

監(jiān)管部門應面向?qū)嶓w企業(yè)建立常態(tài)化監(jiān)管機制，針對非金融企業(yè)的經(jīng)營范圍、金融資產(chǎn)投資資質(zhì)等編制規(guī)范性條文，對企業(yè)資金流向進行密切監(jiān)督與定期審查，并且著重面向企業(yè)債權(quán)融資維度強化約束條件的設(shè)定，鼓勵企業(yè)采用爭取戰(zhàn)略投資、公開募資等方式增加股權(quán)融資，優(yōu)化資產(chǎn)負債結(jié)構(gòu)，抑制過度投機行為的發(fā)生。

4.2.3 企業(yè)發(fā)展視角

非金融企業(yè)作為過度金融化的重點防范對象，應立足宏觀經(jīng)濟發(fā)展視角，客觀審視金融資產(chǎn)投資的利與弊，既要科學編制金融資產(chǎn)投資計劃，詳細評估不同類型金融資產(chǎn)的風險與收益，盡量減少交易類金融資產(chǎn)的投資比例，平衡企業(yè)貸款的規(guī)模，又應當降低對債權(quán)融資的依賴度，運用增資擴股、企業(yè)并購、優(yōu)化債務(wù)結(jié)構(gòu)等方式保障自身融資份額，降低企業(yè)杠桿率，以約束自身行為，抑制宏觀經(jīng)濟波動，提高實體企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的能力。

5 結(jié)語

當前，我國實體企業(yè)對信貸資金的利用情況仍保持較低水平，需警惕實體經(jīng)濟“脫實向虛”的傾向，綜合考慮外部市場環(huán)境與企業(yè)自身戰(zhàn)略布局進行金融資產(chǎn)投資占比的調(diào)節(jié)，降低高風險金融資產(chǎn)投資的份額，并且采取有效措施擴大股權(quán)融資，以優(yōu)化自身資產(chǎn)負債表，降低企業(yè)負債風險，提高可持續(xù)發(fā)展能力。

參考文獻

吳一丁，呂芝蘭.非金融企業(yè)金融化會損害企業(yè)價值嗎：基于經(jīng)濟增加值視角[J].金融與經(jīng)濟，2019（5）：56-62.

高琛.金融發(fā)展對國際貿(mào)易的影響分析[J].中國市場，2020（14）： 56-57.

雷新途，朱容成，黃盈瑩.企業(yè)金融化程度、誘發(fā)因素與經(jīng)濟后果研究[J].華東經(jīng)濟管理，2020（1）：76-85.

張翔，劉璐，李倫一.國際大宗商品市場金融化與中國宏觀經(jīng)濟波動[J].金融研究，2017（1）：35-51.

劉貫春，張軍，劉媛媛.金融資產(chǎn)配置，宏觀經(jīng)濟環(huán)境與企業(yè)杠桿率[J].世界經(jīng)濟，2021（1）：148-173.

肖崎，廖鴻燕.企業(yè)金融化對宏觀經(jīng)濟波動的影響：基于杠桿率的中介效應研究[J].2021（8）：13-23.

田梓青，李勝楠，杜洋洋.制造業(yè)金融化與企業(yè)創(chuàng)新：基于宏觀經(jīng)濟政策不確定性與產(chǎn)權(quán)性質(zhì)視角[J].宏觀經(jīng)濟研究，2020（3）：34-42.

柳永明，羅云峰.外部盈利壓力，多元化股權(quán)投資與企業(yè)的金融化[J].財經(jīng)研究，2019（3）：13.