范亞莉，李云淑，覃朝暉，丁志國

（1，2，3，4 三峽大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院， 湖北宜昌 443002）

一、引言

推進(jìn)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，構(gòu)建金融與實(shí)體經(jīng)濟(jì)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(fēng)險(xiǎn)，成為中國經(jīng)濟(jì)亟待解決的重大問題。 2008 年國際金融危機(jī)爆發(fā)后，全球經(jīng)濟(jì)增速緩慢，各國相繼推出寬松的貨幣和財(cái)政政策來避免經(jīng)濟(jì)衰退，產(chǎn)生了債務(wù)規(guī)模增長(zhǎng)過快和宏觀杠桿率過高等負(fù)面效果。與其他國家相比較而言，中國宏觀經(jīng)濟(jì)杠桿率高企的主要原因是實(shí)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(duì)適中（張明，2020；中國人民銀行調(diào)查統(tǒng)計(jì)司杠桿率課題組，2021）。實(shí)體企業(yè)部門杠桿率過高容易出現(xiàn)債務(wù)違約，從而影響國家金融穩(wěn)定。 2015 年中央經(jīng)濟(jì)工作會(huì)議正式把“去杠桿”列入供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革重點(diǎn)工作，相繼推出了多項(xiàng)強(qiáng)力措施。近年來，在新冠肺炎疫情沖擊反復(fù)和國際政治經(jīng)濟(jì)形勢(shì)紛繁復(fù)雜的背景下，中國經(jīng)濟(jì)下行壓力較大，將實(shí)體企業(yè)杠桿率保持在比較合理的水平，支持其擴(kuò)張發(fā)展的同時(shí)又避免資金空轉(zhuǎn)，實(shí)現(xiàn)金融與實(shí)體經(jīng)濟(jì)的共生共榮是當(dāng)前經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)鍵所在。

在實(shí)體投資低迷的經(jīng)濟(jì)環(huán)境下，越來越多實(shí)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(xiàn)將企業(yè)金融化的動(dòng)機(jī)大致分為兩種：一是預(yù)防性動(dòng)機(jī)，即在資金富余的時(shí)候買入金融資產(chǎn)，而在資金緊張的時(shí)候賣出，利用金融資產(chǎn)高流動(dòng)性的特征來平滑公司未來投資行為，這就是“蓄水池 效應(yīng)”（Opler 等，1999；Almeida 和Campello，2007；胡奕明等，2017）；二是投機(jī)套利動(dòng)機(jī)，當(dāng)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(huì)擠出實(shí)體投資，這就是“替代效應(yīng)”（Orhangazi，2008；張成思和張步曇，2016；杜勇等，2017）。學(xué)者們基于預(yù)防性和投機(jī)套利動(dòng)機(jī)，分析金融資產(chǎn)配置對(duì)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(jìn)上市企業(yè)降杠桿，但是會(huì)推進(jìn)非上市企業(yè)產(chǎn)生加杠桿。還有學(xué)者從動(dòng)態(tài)角度研究金融資產(chǎn)配置對(duì)資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度的影響，認(rèn)為金融資產(chǎn)配置降低了資本結(jié)構(gòu)向目標(biāo)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(mèng)瑤，2020；安素霞和劉來會(huì)，2020）。惠麗麗和謝獲寶（2021）也發(fā)現(xiàn)，對(duì)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(jìn)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(guān)系，認(rèn)為過度金融化會(huì)降低資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度。鑒于金融資產(chǎn)配置動(dòng)因的復(fù)雜性，金融資產(chǎn)配置與“脫實(shí)向虛”并非一一對(duì)應(yīng)關(guān)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(shí)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(shí)體企業(yè)脫實(shí)向虛對(duì)其杠桿率的影響，進(jìn)而厘清“脫實(shí)向虛”與“穩(wěn)杠桿”的內(nèi)在關(guān)系，為設(shè)計(jì)金融政策提供建議參考。

雖然金融投資對(duì)經(jīng)濟(jì)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(huì)增加社會(huì)對(duì)金融產(chǎn)品的需求，導(dǎo)致其價(jià)格上漲并形成金融泡沫。一旦價(jià)格上漲不可持續(xù)時(shí)，金融泡沫就會(huì)破裂，各部門之間的信貸網(wǎng)絡(luò)以及會(huì)計(jì)賬戶的聯(lián)動(dòng)會(huì)加劇企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)的上升。隨著風(fēng)險(xiǎn)在實(shí)體部門和金融系統(tǒng)之間快速傳遞，會(huì)增加系統(tǒng)性金融風(fēng)險(xiǎn)，并可能引發(fā)金融危機(jī)（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(shí)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(shí)施效果的文獻(xiàn)大量涌現(xiàn)。 盧露和楊文華（2020）基于準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)方法分析了強(qiáng)制去杠桿政策對(duì)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(jìn)一步區(qū)分過度負(fù)債企業(yè)和非過度負(fù)債企業(yè)的去杠桿行為，發(fā)現(xiàn)強(qiáng)制去杠桿政策對(duì)過度負(fù)債企業(yè)的效果優(yōu)于非過度負(fù)債企業(yè)。沈昊旻等（2021）認(rèn)為，由于降杠桿成為國有企業(yè)業(yè)績(jī)考核的指標(biāo)之一， 迫于政策壓力的國有企業(yè)會(huì)更積極推進(jìn)去杠桿。 現(xiàn)有研究就供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革對(duì)杠桿率的直接政策效應(yīng)進(jìn)行了檢驗(yàn)， 不過較少涉及供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革、 脫實(shí)向虛和企業(yè)杠桿率內(nèi)在關(guān)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(huì)在政策壓力減弱時(shí)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(shí)向虛”和“加杠桿”之間的關(guān)聯(lián)，從而全面評(píng)價(jià)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革對(duì)金融與實(shí)體經(jīng)濟(jì)內(nèi)在關(guān)系的影響效果。

不難發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)金融資產(chǎn)配置與企業(yè)杠桿率之間的關(guān)系進(jìn)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(shí)向虛對(duì)杠桿率的影響，同時(shí)也較少研究供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革、脫實(shí)向虛與杠桿率的關(guān)系。 實(shí)體企業(yè)脫實(shí)向虛是否推動(dòng)了企業(yè)加杠桿?供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革是否打破了實(shí)體企業(yè)脫實(shí)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(shí)體企業(yè)脫實(shí)向虛對(duì)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(duì)上述關(guān)系的作用，從而厘清宏觀經(jīng)濟(jì)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(xiàn)包括：（1） 拓展了金融化與企業(yè)杠桿率關(guān)系之間的研究，基于金融渠道獲利角度深入探究實(shí)體企業(yè)脫實(shí)向虛對(duì)杠桿率的影響，發(fā)現(xiàn)實(shí)體企業(yè)脫實(shí)向虛會(huì)推動(dòng)企業(yè)加杠桿，并且對(duì)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(duì)微觀企業(yè)杠桿率的間接機(jī)制研究，發(fā)現(xiàn)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的實(shí)施削弱了實(shí)體企業(yè)脫實(shí)向虛與加杠桿之間的正向關(guān)系，為深入推進(jìn)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(shè)

（一）實(shí)體企業(yè)脫實(shí)向虛與杠桿率

隨著經(jīng)濟(jì)金融化的加深，部分實(shí)體企業(yè)不斷投資于委托理財(cái)產(chǎn)品、 房地產(chǎn)等高收益高風(fēng)險(xiǎn)的資產(chǎn)，形成了對(duì)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(huì)對(duì)實(shí)體投資產(chǎn)生擠出效應(yīng)，尤其是減少創(chuàng)新項(xiàng)目的投入，而且造成資金在金融領(lǐng)域空轉(zhuǎn)而無法進(jìn)入實(shí)體經(jīng)濟(jì)的局面（杜勇等，2017；陳明利，2021）。 不僅如此，實(shí)體企業(yè)脫實(shí)向虛可能改變其投資結(jié)構(gòu)與融資動(dòng)力，同時(shí)改變其融資約束條件， 創(chuàng)造了加杠桿的內(nèi)在動(dòng)力和外部空間，形成金融泡沫并加大微觀企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)，埋下系統(tǒng)性金融風(fēng)險(xiǎn)的隱患。

現(xiàn)有文獻(xiàn)表明，股權(quán)激勵(lì)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(shí)體企業(yè)資金的周轉(zhuǎn)速度，具有高流動(dòng)性和高收益的特征 （謝富勝和匡曉璐，2020）。 當(dāng)金融資產(chǎn)收益率高于實(shí)體投資并且進(jìn)入門檻較低時(shí)，短視的管理層更為期望金融資產(chǎn)的高回報(bào)能緩解短期業(yè)績(jī)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(rùn)最大化，對(duì)投資項(xiàng)目的風(fēng)險(xiǎn)偏好較高，具有較強(qiáng)的動(dòng)力通過增加外部融資來實(shí)施套利行為（Palley，2013；王紅建等，2016；劉貫春等，2018），而債務(wù)融資具有稅收抵免優(yōu)勢(shì)， 潛在地提高了股權(quán)資本的回報(bào)率，因此脫實(shí)向虛企業(yè)具有較強(qiáng)的債務(wù)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(jī)效，提升了其債務(wù)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(dǎo)致企業(yè)越多收益來自金融活動(dòng)，越有動(dòng)力和能力去推高財(cái)務(wù)杠桿。 此外，由于貨幣政策不確定性與金融市場(chǎng)結(jié)構(gòu)等原因，中國企業(yè)普遍存在短期債務(wù)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(wù)融資（劉貫春等，2018）。綜合中國企業(yè)債務(wù)期限結(jié)構(gòu)現(xiàn)狀和期限匹配的考量，實(shí)體企業(yè)脫實(shí)向虛對(duì)短期杠桿率的影響更為顯著。 由此，本文提出假設(shè)1：

H1：實(shí)體企業(yè)脫實(shí)向虛會(huì)推動(dòng)其加杠桿，尤其是提高短期杠桿率。

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

多數(shù)研究表明，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對(duì)企業(yè)的投融資活動(dòng)會(huì)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(dòng)而進(jìn)行金融投資活動(dòng)，導(dǎo)致依賴金融投資獲利的非國有企業(yè)具有更強(qiáng)的動(dòng)力進(jìn)行債務(wù)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(jì)周期波動(dòng)的影響，尤其是經(jīng)濟(jì)衰退的沖擊，導(dǎo)致其長(zhǎng)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(rùn)表和資產(chǎn)負(fù)債表，增加企業(yè)的抵押品數(shù)量和提升質(zhì)量進(jìn)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(shí)向虛更容易推動(dòng)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(yīng)政府實(shí)體經(jīng)濟(jì)振興政策而增加對(duì)實(shí)體項(xiàng)目的投資，基于利益驅(qū)動(dòng)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(shí)會(huì)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(shí)向虛對(duì)國有企業(yè)的加杠桿影響相對(duì)弱于非國有企業(yè)。 由此，本文提出假設(shè)2：

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

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

2015 年中國經(jīng)濟(jì)開始供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革， 其中重點(diǎn)任務(wù)之一是“去杠桿”。強(qiáng)制去杠桿政策對(duì)外部融資環(huán)境進(jìn)行干預(yù)， 迫使企業(yè)調(diào)整債務(wù)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(qiáng)制去杠桿政策可能改善實(shí)體企業(yè)脫實(shí)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(fēng)險(xiǎn)，企業(yè)傾向于收縮投資戰(zhàn)線， 利用債務(wù)融資來擴(kuò)張金融資產(chǎn)的動(dòng)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(wù)融資違約風(fēng)險(xiǎn)，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(huì)減弱實(shí)體企業(yè)脫實(shí)向虛的加杠桿效應(yīng)。

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(yīng)表現(xiàn)出異質(zhì)性。由于國有企業(yè)承擔(dān)更多政策性責(zé)任，政府會(huì)通過風(fēng)險(xiǎn)補(bǔ)償和并購等手段解救無法償還到期債務(wù)的國有企業(yè)， 降低國有企業(yè)的破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)（于蔚等，2012；后小仙和鄭田丹，2021）。 同時(shí)，國有企業(yè)面臨較低的融資約束， 更容易獲得金融機(jī)構(gòu)信貸。 與之相比較，在面臨強(qiáng)制去杠桿的政策壓力時(shí)，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(wù)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(duì)脫實(shí)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(shè)3：

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

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

由于2007 年國家頒布并實(shí)施了新的會(huì)計(jì)準(zhǔn)則，上市公司金融資產(chǎn)的計(jì)量采用公允價(jià)值法，本文選取2007－2019 年中國非金融部門滬深A(yù) 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(dāng)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(fù)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(gè)觀測(cè)值。 為避免異常值的影響，對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)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(shè)定

1.被解釋變量

杠桿率Lev， 采用負(fù)債總額占總資產(chǎn)的比重來表示。 同時(shí)分別采用短期負(fù)債總額/總資產(chǎn)、長(zhǎng)期負(fù)債總額/總資產(chǎn)來度量短期杠桿率和長(zhǎng)期杠桿率。

2.核心解釋變量

實(shí)體企業(yè)脫實(shí)向虛FPR。 現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)實(shí)體企業(yè)脫實(shí)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(yù)防儲(chǔ)蓄的動(dòng)機(jī)而參與金融資產(chǎn)配置， 因此金融資產(chǎn)占比未能準(zhǔn)確刻畫“脫實(shí)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(rùn)的比重衡量實(shí)體企業(yè)脫實(shí)向虛，并構(gòu)建狹義和廣義兩個(gè)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(jià)值變動(dòng)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(duì)聯(lián)營與合營企業(yè)的投資收益。需要重點(diǎn)關(guān)注的是，為了使該變量具有可比性， 需要對(duì)負(fù)的營業(yè)利潤(rùn)進(jìn)行處理，本文利用標(biāo)準(zhǔn)化處理的方法如下：金融投資收益與營業(yè)利潤(rùn)的差值與營業(yè)利潤(rùn)絕對(duì)值的比值。 可以利用這個(gè)比例來判斷金融資產(chǎn)是否實(shí)現(xiàn)了獲利或者虧損：當(dāng)企業(yè)完全未通過金融投資獲利時(shí)，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(shí)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(zhǎng)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(shè)定

借鑒沈昊旻等（2021）的做法，本文建立實(shí)證模型檢驗(yàn)實(shí)體企業(yè)脫實(shí)向虛與實(shí)體企業(yè)杠桿率之間的關(guān)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(shí)向虛的利潤(rùn)結(jié)構(gòu)指標(biāo)。

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(zhǎng)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(gè)體效應(yīng)，φt刻畫年份固定效應(yīng)，εi,t為干擾項(xiàng)。

為測(cè)度供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革對(duì)實(shí)體企業(yè)脫實(shí)向虛加杠桿效應(yīng)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(chǔ)上引入供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革Policy 與實(shí)體企業(yè)脫實(shí)向虛（FPR）的交乘項(xiàng)。 由于供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革出臺(tái)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(shí)證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表2 為各主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，杠桿率的均值為0.423，短期杠桿率均值為0.345，長(zhǎng)期杠桿率均值為0.074， 說明企業(yè)負(fù)債的主要構(gòu)成來源是短期負(fù)債。 根據(jù)變量設(shè)定部分的解釋，企業(yè)脫實(shí)向虛均值為負(fù)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(jì)性描述

（二）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

對(duì)模型（1）分別使用狹義口徑和廣義口徑的實(shí)體企業(yè)脫實(shí)向虛指標(biāo)進(jìn)行面板固定效應(yīng)回歸，估計(jì)結(jié)果見表3。 為了降低反向因果導(dǎo)致內(nèi)生性問題的影響，本文對(duì)主要解釋變量和控制變量均采取滯后一期處理。 由于每個(gè)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(guān)。這說明實(shí)體企業(yè)脫實(shí)向虛確實(shí)推動(dòng)了杠桿率的上升，容易形成“脫實(shí)向虛—杠桿率上升—風(fēng)險(xiǎn)擴(kuò)大”的惡性循環(huán)，造成實(shí)體經(jīng)濟(jì)不振和系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)擴(kuò)大的雙重困局。 在控制變量層面，成長(zhǎng)能力、企業(yè)規(guī)模、有形資產(chǎn)占比與杠桿率正相關(guān)，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(fù)相關(guān)，與其他文獻(xiàn)基本一致。

表3 脫實(shí)向虛與企業(yè)杠桿率的全樣本估計(jì)結(jié)果

本文使用短期杠桿率和長(zhǎng)期杠桿率替代杠桿率，基于面板固定效應(yīng)模型對(duì)假說1 中關(guān)于實(shí)體企業(yè)脫實(shí)向虛與債務(wù)期限結(jié)構(gòu)的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，估計(jì)結(jié)果如表4。 結(jié)果表明，實(shí)體企業(yè)脫實(shí)向虛對(duì)短期杠桿率的影響顯著正相關(guān)，而對(duì)長(zhǎng)期杠桿率的影響并不顯著?；谮吚麆?dòng)機(jī)，企業(yè)越依賴金融投資獲利，越有動(dòng)力推動(dòng)短期債務(wù)的持續(xù)上升，導(dǎo)致企業(yè)的短期杠桿率升高，由此驗(yàn)證了假說1。 短期杠桿率上升會(huì)加劇企業(yè)償債壓力，不利于持續(xù)經(jīng)營。綜合而言，脫實(shí)向虛推高短期杠桿率的事實(shí)， 會(huì)進(jìn)一步加重企業(yè)的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)，不利于金融穩(wěn)定。

表4 脫實(shí)向虛對(duì)企業(yè)債務(wù)期限結(jié)構(gòu)影響的估計(jì)結(jié)果

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

（三）異質(zhì)性檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步驗(yàn)證不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)的異質(zhì)性特征， 本文對(duì)國有企業(yè)和非國有企業(yè)進(jìn)行分組回歸檢驗(yàn)。 根據(jù)國泰安數(shù)據(jù)庫的劃分標(biāo)準(zhǔn)，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(shí)向虛與加杠桿之間的關(guān)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(wù)融資動(dòng)力，結(jié)合信貸約束的改善，進(jìn)而推高杠桿率，假說2 得到驗(yàn)證。

表5 異質(zhì)性視角下的實(shí)體企業(yè)脫實(shí)向虛對(duì)其杠桿率影響的估計(jì)結(jié)果

注：（1）***、**、* 分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著；（2）括號(hào)內(nèi)為聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)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(duì)實(shí)體企業(yè)脫實(shí)向虛加杠桿效應(yīng)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(tái)于2015 年，本文以2015年為界限， 將供給側(cè)改革政策的實(shí)施節(jié)點(diǎn)設(shè)置為虛擬變量Policy，供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革實(shí)施之前設(shè)置為0，實(shí)施之后設(shè)置為1。 根據(jù)交叉項(xiàng)的回歸系數(shù)判斷供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革前后實(shí)體企業(yè)脫實(shí)向虛加杠桿效果的變化。 如果交叉項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，說明供給側(cè)改革減弱了脫實(shí)向虛的加杠桿效應(yīng)， 否則說明增強(qiáng)了加杠桿效應(yīng)。

表6 供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革政策效果的估計(jì)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(fù)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(xiàn)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(xiàng)的回歸系數(shù)都顯著為負(fù)，這表明供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革弱化了實(shí)體企業(yè)脫實(shí)向虛加杠桿效果。 進(jìn)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(xiàng)系數(shù)并不顯著，而非國有企業(yè)交乘項(xiàng)的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)。這表明，與國有企業(yè)相比，供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革對(duì)脫實(shí)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(shí)向虛推動(dòng)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(shí)施而削弱，假說3 得到驗(yàn)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(fù)向的調(diào)節(jié)作用， 弱化了實(shí)體企業(yè)脫實(shí)向虛與加杠桿之間的關(guān)聯(lián)，有利于打破“脫實(shí)向虛”與“杠桿高企”雙重困境的自我循環(huán)， 進(jìn)而化解系統(tǒng)性金融風(fēng)險(xiǎn)的潛在隱患。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

由于本文中采用的數(shù)據(jù)均是財(cái)務(wù)指標(biāo)，不能排除被解釋變量與解釋變量之間的相互影響，同時(shí)，模型中的誤差項(xiàng)可能有遺漏變量以及樣本自選擇導(dǎo)致模型的內(nèi)生性問題。在處理內(nèi)生性方面，GMM 估計(jì)方法自身具有優(yōu)勢(shì)。 借鑒Miguel 和Pindado（2001）、Flannery 和Ragan（2006）以及劉貫春等（2018），本文利用動(dòng)態(tài)面板系統(tǒng)GMM 方法估計(jì)對(duì)上述結(jié)論進(jìn)行驗(yàn)證，估計(jì)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(shí)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(shí)，AR（2）p 值大于0.1，其他指標(biāo)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(shí)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(shí)向虛推動(dòng)實(shí)體企業(yè)加杠桿， 與第四部分實(shí)證結(jié)果一致。 同時(shí)，列（3）和列（4）顯示，對(duì)長(zhǎng)期杠桿率的影響并不顯著， 而對(duì)短期杠桿率的影響更為顯著，與第四部分實(shí)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(yàn)：GMM 方法估計(jì)結(jié)果

為了檢驗(yàn)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革能否弱化脫實(shí)向虛與加杠桿之間的關(guān)系， 同樣也運(yùn)用了動(dòng)態(tài)面板系統(tǒng)GMM 估計(jì)方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。列（5）交叉項(xiàng)回歸系數(shù)顯著為負(fù)，說明供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革確實(shí)削弱了脫實(shí)向虛的加杠桿作用。 進(jìn)一步分國有企業(yè)和非國有企業(yè)，考察政策效應(yīng)的差異性。列（6）的交叉項(xiàng)回歸系數(shù)雖然為負(fù)數(shù)，但是并不顯著，這表明政策效應(yīng)對(duì)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(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)，表明供給結(jié)構(gòu)性改革對(duì)非國有企業(yè)的弱化效果更具成效。 綜上，使用動(dòng)態(tài)面板系統(tǒng)GMM 估計(jì)方法的回歸結(jié)果， 與使用面板固定效應(yīng)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(yù) 股非金融類上市公司年度數(shù)據(jù)，深度考察了脫實(shí)向虛與微觀企業(yè)杠桿率之間的關(guān)系， 并對(duì)2015 年開始的供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的政策效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。 研究表明，脫實(shí)向虛會(huì)推動(dòng)實(shí)體企業(yè)加杠桿，尤其會(huì)導(dǎo)致短期杠桿率顯著上升，而對(duì)長(zhǎng)期杠桿率的影響不明顯。 進(jìn)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(shí)行強(qiáng)制去杠桿政策后，實(shí)體企業(yè)脫實(shí)向虛與杠桿率之間的正向關(guān)系顯著性下降，這說明供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的負(fù)向調(diào)節(jié)作用弱化了兩者之間的關(guān)系， 并且相比于國有企業(yè)，政策效應(yīng)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(duì)于改善實(shí)體企業(yè)脫實(shí)向虛和降低杠桿風(fēng)險(xiǎn)均發(fā)揮了重要作用，并且削弱了二者內(nèi)在關(guān)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(shí)向虛反而會(huì)導(dǎo)致增加債務(wù)融資，進(jìn)而導(dǎo)致資金在金融領(lǐng)域空轉(zhuǎn)，不加以管理必然會(huì)導(dǎo)致實(shí)體經(jīng)濟(jì)萎縮和系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)增大，因此政府要積極引導(dǎo)企業(yè)增加對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的投資規(guī)模，切斷實(shí)體企業(yè)脫實(shí)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(shí)體經(jīng)濟(jì)共榮共生的環(huán)境。二是不同類型企業(yè)的投融資行為關(guān)聯(lián)存在顯著差異，政策實(shí)施效果也較為不同，因此政府在推進(jìn)宏觀政策調(diào)控時(shí)，要結(jié)合個(gè)體差異實(shí)施更具針對(duì)性的策略，從而平衡經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展和保持金融穩(wěn)定兩大目標(biāo)。