杠杆调节、投资转移与脱实向虚的挤出效应

邓向荣 李凯 冯学良

摘 要：近年来中国实体投资率呈现下降趋势，宽松政策和杠杆激励都没有显著改善投资状况。本文在杠杆紧缩约束下，从企业投资转移视角对这一现象进行了解释，并使用2007年至2016年A股3000家上市公司数据，实证检验杠杆紧缩约束对企业投资行为选择的影响。结果表明：中国实业投资率不仅存在替代效应，在杠杆紧缩状态下，非金融企业更多地会因流动性短缺、规避风险等因素主动选择实体投资转移而提高金融投资率，由此导致非金融企业投资出现“脱实向虚”现象。

关键词：杠杆调节;投资转移;脱实向虚;结构性调整

中图分类号：F275     文献标识码：A     文章编号：1003-1502（2019）02-0093-10

一、引言

防范化解重大风险是党的十九大后确立的三大攻坚任务之一。2018年中央经济工作会议指出，“防范金融市场异常波动和共振，稳妥处理地方政府债务风险，做到坚定、可控、有序、适度”。2019年1月21日中央举办的省部级主要领导干部坚持底线思维着力防范化解重大风险专题研讨班，又进一步将防范化解重大风险作为工作的重中之重。在推进经济高质量发展过程中，防范化解重大风险尤其是金融风险被摆在了突出的位置，而结构性去杠杆又是其中的关键环节。金融繁荣期往往伴随着“加杠杆”进程，银行在宽松货币政策环境下有较强的货币派生需求，监管层对金融监管及金融稳定的态度也相对较宽松，受风险偏好提升、顺周期行为等影响，非金融企业在宽松状态中进行“加杠杆”操作。大量学者对此研究的结果发现，在宽松状态下实业投资率有所上升，但更多表现为资产价格泡沫、金融投资率的上升，并由此产生企业投资”脱实向虚”现象的出现[1][2][3]。然而，“从大国到强国，实体经济发展至关重要，任何时候都不能脱实向虚”[4]。那么，杠桿调节是否可以带来企业实业投资率的上升，进而缓解脱实向虚呢？

从现象观察看，当前国家宏观经济调控政策偏紧，企业融资约束进一步增强，在杠杆紧缩状态下，金融企业的投资政策激励导向并未形成非金融企业投资“实体化”的提升，反而有进一步推高 “脱实向虚”的选择效应。 这一新的问题出现，促使学者们思考在实现经济高质量发展中去杠杆、控风险、促增长能否实现高度的统一。

部分学者认为，去杠杆只是短期目标，长期目标在于提高企业资金使用效率[5]，企业部门资金使用效率低下， 只能通过债务“量”的扩张来维持盈利。当非金融企业进入杠杆紧缩约束，实体投资率会因企业去杠杆继续下降，并导致金融投资率的上升，进一步加剧“脱实向虚”。因此，本文提出，企业去杠杆应考虑结构化调整，以不同行业和不同所有制类型企业杠杆率与投资率的敏感性作为依据，避免杠杆率全面过度紧缩过程而抑制企业实体投资率，从而导致经济低速增长。兼顾去杠杆、防风险与稳增长的关键在于，提升经济增长质量、调整产业结构、促进产业升级，以“增质保量”来化解风险、增强杠杆稳定性并促进经济增长。

本文的创新之处在于：第一，提出在杠杆紧缩约束下不仅存在投资的替代效应[6]，也存在投资转移效应及羊群效应叠加，当后者效应不断增强时， 会进一步加剧资金配置的“脱实向虚”，资金配置中的替代效应只是投资转移效应的一种表现形式。第二，揭示了非金融企业在杠杆相对宽松的条件下，虚实转换会因投资收益率与风险预判而呈现多向性波动;但在杠杆紧缩条件下，投资替代作用背后的调节机制发生了变化，企业更多地出于流动性偏好、保值避险的目的而主动进行投资转移，投资回报率的考量将弱化。因此，在杠杆紧缩状态下，投资转移效应比替代效应作用效果更强。

二、文献综述与理论假说

近年来，中国经济脱实向虚的现象受到越来越多的关注和研究，然而，已有文献中大多数研究只是现象描述，强调脱实向虚的危害，而对脱实向虚的成因和机制的深入研究并不多见。王国刚结合中国的具体情况指出脱实向虚的过程表现为：企业投资不足导致生产投资品的企业库存增加，进而造成投资品价格下行，投资品价格下行导致企业利润增长率下降，从而投资更加不足，结果就是更多的资金滞留在金融层面，形成不良循环[7]。由此可见，脱实向虚在很大程度上是实业投资率的降低造成的，根据已有研究，不确定性、杠杆率和金融化是影响实业投资率最重要的因素。

首先，在不确定性影响非金融企业实业投资的传导机制上，大部分学者都接受Bernanke提出的框架[8]。由于实业投资项目存在不可逆性，经济政策、政治摇摆等导致不确定性上升，企业会降低或推迟实业投资、直至不确定性缓解后才会重新增加实业投资，这被称为实物期权影响[9]。此后国外学者对此均有所验证，并发现不确定性对企业实业投资的影响在短期表现更显著[10][11][12][13]。Gilchrist通过宏微观的结合分析论证了金融扭曲对不确定性的影响更大，这意味着金融扭曲对企业的实业投资的影响作用更强[14]。Li等通过新兴市场数据发现，企业的实业投资对全球利率变化、宏观不确定性存在异质性表现，利率变动带来的不确定性冲击对实体投资影响更大[15]。

其次，关于杠杆率对实业投资率的影响，Schmid和Gomes提出，在企业层面杠杆率与企业投资存在显著关系，这种关系与投资收益、企业规模也是相关的，经营质量越高、基础资产越多的企业进行加杠杆投资的动力越强[16]。Tsyplakov研究了动态杠杆运行与企业投资的关系，认为企业的融资行为动态变化（杠杆动态变化）会因企业规模不同、经营能力不同产生不同的投资摩擦[17]。姚明安和孔莹探讨了股权集中的上市公司中财务杠杆与企业投资之间的关系，研究结果显示，财务杠杆对企业投资具有显著的抑制作用，控股股东持股比例的提高能够在一定程度上弱化这种抑制作用[18]。此外，财务杠杆对企业投资的抑制作用在成长机会较小的企业中表现得更为突出。刘一楠基于门限面板数据模型的实证研究表明，杠杆低于某一阈值时增加杠杆将促进投资，而在杠杆高于阈值时加杠杆则显著抑制企业投资，2012年后高杠杆对投资的抑制效应更为明显[19]。

最后，关于金融化对实业投资率的影响，已有研究表明，金融化对实业投资具有挤出效应。Orhangazi分析了美国非金融企业的实业投资率与金融化之间的关系，发现金融化对实业投资率具有显著的负向影响[20]，即金融化对实业投资具有“挤出效应”，企业从金融渠道获得高收益，会驱使企业管理层改变实业投资在经营中的优先顺序，这就会导致金融渠道获利占比提高（即金融化），实业投资率就会相应降低。Demir对阿根廷、墨西哥和土耳其的研究以及Tori and Onaran对英国的研究结果也都印证了“挤出效应”的存在[21][22]。中国学者也从微观层面就脱实向虚的作用机制进行探究，并得出了具有启发性的结论。张成思從实业投资和金融投资回报率的角度对非金融企业的投资选择行为进行研究，证明了金融投资回报率与实业投资回报率之间的差异对非金融企业投资行为有显著影响，金融投资的回报率相对实业投资回报率越高，则企业的实业投资率就越低[6]。

上述研究指出了面对杠杆约束时，企业可能出现的投资行为调整过程。然而，并没有揭示在流动性短缺压力下，企业出于短期不确定性下保值避险而强化非实体投资的情况。此外，不同行业、同一行业内部、不同性质和规模的企业之间的杠杆率均存在较大区别[17][3]，在去杠杆的政策影响下，不同行业和企业的反应存在较强的异质性和敏感程度差异。因此，无论是不确定、杠杆率还是金融化对企业投资行为的研究都是建立在异质性企业与行业的基础上的。

因此，本文提出以下理论假说：

H1：企业杠杆与其金融投资率负相关，杠杆乘数越高，企业投资与金融体系的资金越少，在杠杆紧缩状态下，企业会主动通过投资转移来降低杠杆率，进而导致金融投资率的上升。

H2：去杠杆对不同行业和不同所有制类型企业的影响存在较大差别，不同行业对杠杆约束的敏感程度存在一定差异。

H3：在杠杆紧缩约束下，“投资转移效应”是主导非金融企业调整投资组合和投资决策，加大金融领域投资规模的主要因素。

三、模型构建与数据说明

（一）模型构建

企业面临的杠杆约束会影响其投资选择，出现向实体投资和金融投资偏离从而出现“脱实向虚”的现象。为刻画企业的杠杆约束如何影响企业投资选择行为，本文激励如下基础模型：

进一步，为验证投资转移效应的存在，在基础模型上加入企业金融投资收益率和实体投资收益率，得到如下计量模型：

其中，Fratei，t和Rratei，t分别表示金融投资收益率和实体投资收益率，其他变量与前文保持一致。

（二）变量选取

（1）被解释变量

金融投资率（FInvest），即非金融企业投资于金融体系的资金比率，借鉴张思成的测度方法[6]，使用上市公司投资现金支出与投资活动的现金流出的比值，作为金融投资率的衡量指标。

实业投资率（Rinvest），即非金融企业投资于实体经济的占比，通过梳理已有文献，本文使用两种测算方法：一是实业投资率（Rinvesta），计算过程：实业投资率=当年（在建工程+无形资产+固定资产）变化值/（在建工程+无形资产+固定资产）期末账面值;二是实业配置占比（Rinvestb），计算过程为：当年（固定资产+无形资产+在建工程）期末账面值/总资产账面值。

（2）解释变量

企业杠杆乘数（Lverage），这里用企业总资产与所有者权益之比表示，即权益乘数=总资产/所有者权益。总资产比重越高，杠杆乘数越大，总资产比重越低，杠杆乘数越小。

（3）控制变量

企业总资产的自然对数（Lnasset），用来衡量企业规模。

融资约束（Cfo），计算方法：企业经营性现金流/总资产。Denis和Sibilkov（2010）、Aivazian（2005）等人研究发现，企业保有较高的现金或有较强的借贷能力，有助于企业降低融资约束，并借此提升自己的投资水平[21][23]。

托宾Q，计算方法为：期末（股票总市值+债务账面值）与总资产账面值的比值。丁守海（2006）、蔡旺春和吴福象（2017）等发现企业的投资选择存在“反托宾Q理论”现象，并指出这可能与投资非理性相关[24][25]。

净资产收益率（Roe），表示非金融企业依靠自有资本进行盈利的能力，Roe水平越高代表企业经营能力越强，收益越好意味着企业可供投资的资金越多。

企业营业收入同比增长率（Sirate），衡量企业的成长期，借以考察营业收入增长率对当期投资选择的影响。成长性越好的公司在该行业逐步进入成熟阶段，企业面临的市场需求不会有更大幅度的提升，主要得益于此前的投入提升自身供给能力带来的营业收入大幅上升。

货币政策环境（Mtwo），用来表示货币政策的宽松与紧缩倾向会通过降低企业融资利率影响企业的实业投资。参考已有文献的方法，使用M2同比的年平均值进行衡量[26]。

金融投资收益率（Frate），衡量金融资产的投资回报率，在已有研究基础上进行测算。

实业投资收益率（Rrate）。按照张思成计算方法[6]：实业投资收益率=（主营业务-主营成本-期间费用-资产减值损失）/经营资产（包括流动资产+固定资产+无形资产等）账面值，进行测算。

（三）数据来源与描述性统计

本文的原始数据来源于WIND金融数据库全部A股上市公司数据。在选取数据样本时，到考虑2006年我国会计准则出现较大调整，导致上市公司年报中的相关样本数据不连续，2006年前后被解释变量的可比性较差，因而本文选择2007-2016年上市公司的面板数据。进一步考虑到数据质量对研究结果的影响，本文在实证分析前对数据做了如下处理：（1）剔除了金融、保险、石油石化类企业;（2）剔除了观察期内被ST或*ST特殊处理的企业;（3）剔除了观察期内被PT或退市的企业。主要变量经过前后1%缩尾处理的统计结果如下：

四、实证结果分析

（一）基准回归结果：杠杆乘数对实业投资率与金融投资率的影响

本文使用2007-2016年上市公司面板数据进行实证检验，杠杆紧缩对企业投资行为的影响。在进行实证回归时，为避免模版数据存在异方差影响，本文在采用稳健标准误方法进行实证模型的估计。经Haussman检验，拒绝了“个体效应与解释变量不相关”的原假设，因此本文选择固定效应模型进行估计。将实业投资率和金融投资率作为被解释变量，将杠杆乘数作为核心解释变量，在此基础上，加入控制变量融资约束（cfo）、金融化占比（FRrate）、托宾Q、营收增长率（sirate）进行实证回归，结果见表2。模型（1）、模型（3）和模型（5）分别为仅控制个体时企业杠杆率对金融投资率、实业投资率和实体配置占比的估计结果;模型（2）、模型（4）和模型（6）分别为同时控制个体和年份时企业杠杆率对金融投资率、实业投资率和实体配置占比的估计结果。

如表2的估计结果所示，非金融企业的杠杆率会显著影响金融投资率和实体配置占比，且均通过了5%的显著性水平检验。对比估计结果，可以发现，非金融企业杠杆率对金融投资率和实业投资率的影响相反，且影响程度出现了严重的不对称，当杠杆率每降低1单位时，金融投资率会上升0.024，但实业投资率的影响并不显著。这意味着在杠杆紧缩状态下，企业“去杠杆”的压力会促使企业投资选择中的实业投资率小幅下降，而金融投资率大幅上升。同时，融资约束增强对非金融企业的实业投资率有显著正向影响，而对金融投资率的影响并不显著，说明企业的实业投资率对融资约束更加敏感，非金融企业融资约束程度越宽松，企业投资率越高。

也就是说，企业在面临杠杆紧缩约束时，并没有减少金融投资率、扩大实体投资率的情况，金融投资率反而进一步提高，从而呈现出“脱实向虚”的现象。张思成研究发现，经济金融化降低了实业投资率，并弱化了货币政策提振实体经济的效果，而这种作用主要是基于投资收益率的不同，继而通过金融投资对实业投资的“替代效应”完成的[6]。但本文认为，在杠杆紧缩约束下，非金融企业面对外部环境的变化会自发调节自身的投资行为和偏好，从而出现投资由实业向金融业转移的现象。下面进一步进行实证检验。

（二）替代效应还是转移效应：来自投资回报率的证据

本部分从投资回报率的视角，基于企业外部约束和行为变化，进一步进行实证分析。使用实业投资回报率与金融投资回报率作为核心解释变量，加入流动性约束、风险规避、长期盈利目标等控制变量，使用双向固定效应（固定个体和时间）考察非金融企业在杠杆约束下的投资选择行为，结果见表3。模型（1）、模型（3）和模型（5）分别为加入金融投资收益率后的估计结果;模型（1）、模型（3）和模型（5）分别为加入实体投资收益率后的固定结果。

表3的估计结果显示，加入金融投资回报率及实业投资回报率后，企业杠杆乘数对金融投资偏好的影响程度较之前的估计结果并未发生明显变化。从金融投资率的影响看，当实业投资回报率和金融投资回报率上升或下降相同幅度时，金融投资回报率占主导，从而带动金融投资率的上升。在相对利差不变的情况下，金融投资相比实业投资具有强流动性、投资可逆性、收益回报期持续稳定且投资周期短等多种优势，这在很大程度上驱使企业有更大动力增加金融领域的投资。

当金融投资回报率和实业投资回报率同时面临下行压力时，企业会增加实业投资，因为企业经营的目标不仅仅在于利润最大化，企业的持续增长、资金的流动性约束、占据更多市场份额、得到更好的行业领导地位等都会成为企业转移投资的驱动力。因此，当金融和实体绝对收益率都下行时，从逐利性角度考虑，金融投资回报率的机会成本下降，企业更倾向于投资实体经济以达到长期的经营目标。当金融投资和实业投资回报率上行时期，企业经营面临的机会成本相对较高，长期投资的回报未必高于当前配置金融资产的回报率，由于当前金融投资回报率的投资项目难度很大，风险更高，企业会相应降低进行实业投资的意愿，而将投资转移到金融领域。

（三）基于企业所有制类型的考察

考虑到不同所有制类型的企业对资金敏感性的差异，相比于国有企业，民营企业的融资成本和融资门槛都比较高，因而面对杠杆紧缩约束时会做出不同的投资策略。下面根据所有制类型将企业按照民营企业和国有企业进行分样本回归，估计结果如表4。

如表4所示，无论是民营企业还是国有企业，杠杆乘数下降均能显著促进企业的金融投资比率，且通过了5%的显著性水平检验。就实业投资率而言，企业杠杆乘数下降，显著促进了民营企业投资率的上升，但国有企业杠杆乘数的下降对实体投资率的影响并不显著。而从实体配置占比看，无论民营还是国有，企业杠杆乘数增加，会促进实体配置占比的上升。也就是说，杠杆紧缩对于不同所有制类型的企业投资选择存在差异化的影响，民营企业受到杠杆紧缩的冲击更明显。

（四）基于行业异质性的进一步考察

通过商业银行等间接融资渠道获得资金来源，放大杠杆乘数，是企业杠杆率提升的重要方面。政府及中央银行会通过一定的政策调控引导商业银行针对不同的行业定向发放贷款，扶持或促进部分产业的发展，因而从属于不同行业的上市企业对杠杆的敏感性同样存在差异。本文按照资本密集型、劳动密集型和技术密集型将上市企业归类后，分样本进行回归，估计结果如表5。

由表5的估计结果可以看出，企业杠杆乘数对从属于不同产业的上市企业投资行为存在明显的异质性。对资本密集型产业而言，企业杠杆乘数下降，会显著促进金融投资率和实体投资率，且对实体投资率的影响作用更加突出。对劳动密集型和技术密集型产业而言，企业杠杆乘数上升，会抑制实体投资行为，但对金融投资行为的影响是不显著的。

综合上述结果，可以看出，企业的投资选择不仅取决于投资回报率，当企业面临相对较高的杠杆压力时，选择流动性更强的资产是决定企业投资决策的重要因素。当实业投资回报率和金融投资回报率同时上行时，企业进行实业投资面临的机会成本大幅上升，企业想找到比當期金融投资回报率高的实业投资项目难度较大，且面临着更大不确定性，这时不如加强金融领域的资产配置。企业进行实体投资意愿降低，正是企业选择决策中的投资转移效应在发挥作用。然而这一作用过程受行业属性与企业所有制类型的影响，民营企业通过商业银行等间接融资的难度影响了投资决策，对资金使用更加慎重。同时，由于信贷投放的调控作用，从属于劳动密集型和技术密集型的企业对于杠杆率的上升，扩大金融领域投资的动机要小于从属于资本密集型的企业。

五、结论与政策建议

（一）研究结论

本文在理论假说的基础上，利用2007-2016年A股上市企业数据从不同视角进行了多维度的实证检验，得到许多重要结论，主要包括：

第一，企业杠杆乘数对实业投资率和金融投资率的影响方向相反，且程度不同。在杠杆紧缩状态下，企业倾向于选择降低杠杆，减少在实业上的投资率，增加金融投资率。因此，企业在面临外部的杠杆约束后，会相应改变投资策略，扩大金融领域投资，从而加剧“脱实向虚”程度。

第二，企业进行实业投资时存在明显的行业异质性，杠杆紧缩对不同行业和不同所有制类型企业的影响存在较大差别。“一刀切”的去杠杆措施无助于解决“脱实向虚”问题，结构性调整杠杆更有利于提高投资效率和产业结构。

第三，企业的整体去杠杆在一定程度上降低了风险发生概率，但在更大程度上带来实业投资率下降，从而呈现投资转移效应。这意味着去杠杆虽然控制了风险，但并未有效促进经济增长，进而优化产业结构，实现经济高质量发展。

（二）政策建议

第一，应当划定风险可控范围，结合一系列的财政政策和货币政策，将并不具有高杠杆风险的行业和产业，从去杠杆中释放出来，进一步加大扶持力度，有效地促进经济增长。通过杠杆政策支持前瞻性、战略性高新产业发展，实现产业迈向全球价值链中高端。

第二，杠杆的调控应当按照不同行业的敏感性和特殊性，制定差异化的杠杆政策，匹配重点产业、落后产业与潜在产业的特征，形成不同的杠杆调节目标，倒逼落后产能加快淘汰，促进新型产业有序发展，从而实现杠杆结构调整与产业结构调整同频共振，借助去杠杆实现产业结构优化升级。

第三，增强防控金融风险意识，守住不发生系统性金融风险的底线，着力防范化解经济领域重大风险。同时应完善风险防控机制，把风险防控要求落实到去杠杆工作的实践中，落实防范化解重大风险领导责任，形成完整责任链，及时解决突出问题。

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