产业政策与企业“脱实向虚”：市场导向还是政策套利

○ 于连超 张卫国 毕 茜

引言

党的十九大报告指出，“我国经济已由高速增长阶段转向高质量发展阶段，正处在转变发展方式、优化经济结构、转换增长动力的攻关期”。但随着市场化建设逐步完善、制度红利消耗殆尽、法律法规健全，以及经营场所租金提高，实体经济的利润空间被极大地压缩。我国金融业却凭借垄断优势一直保持较高的投资报酬率，房地产业也伴随着波动上升的高房价长期以来拥有较高的资本回报率，极大地鼓舞了实体经济“脱实向虚”，经济金融化的步伐正在加速。[1]经济金融化的微观表现是企业金融化。已有研究表明，企业金融化可能会促进企业主业投资，表现为“蓄水池”效应；[2,3]也可能会抑制企业主业投资，表现为“挤出”效应。[4-6]目前我国企业金融化主要表现为“挤出”效应，抑制实体经济发展。[5,6]企业金融化还可能增加企业风险水平，如股价崩盘风险、经营风险等。[7,8]倘若企业金融化的趋势未得到有效扼制，势必会引致大规模的金融风险，严重抑制实体经济发展。因此，全面系统地认知企业金融化的动因以求更加有针对性地制定控制企业过度金融化的措施，引起了学者们的广泛关注。

为了探讨企业金融化的动因，首要任务是要弄清企业持有金融资产的动机，主要包括预防性动机和逐利动机。其中，预防性动机是指企业增加金融资产配置来提高流动性；[9,10]逐利动机是指企业提高金融资产配置来追求更高的投资报酬率。[11,12]在预防性动机和逐利动机的基础上，国内外学者对企业金融化的驱动因素展开了大量的探讨，主要包括经济政策不确定性、税收政策、外部盈利压力、管理者特质、企业价值观念、主营业务利润率等。[8,13,14]不难发现，大多数学者认为企业金融化主要是由金融市场发展、外部盈利压力、股东价值观念等因素导致的，却忽视了政府干预的影响。我国正处于经济转型的关键期，政府干预扮演着举足轻重的角色，通过货币政策、财政政策、产业政策等干预手段，在一定程度上调控宏观经济运行的同时，也深刻地影响微观企业行为。在实体经济“脱实向虚”的过程中，若忽视了政府行为的角色和定位就会导致企业金融化动因认知的不全面甚至误判，无法有针对性地通过政策设计来抑制企业过度金融化和大力发展实体经济。

本文从政府干预角度出发，以产业政策为研究视角，考察产业政策对企业金融化的影响及其机制。本文选取产业政策为研究视角，主要有以下两个方面原因：第一，产业政策作为我国重要的政府干预手段，其有效性一直备受争议。有的学者认为产业政策整体而言是无效的，[15,16]但也有学者认为产业政策是有效的，有力地推动了产业发展和转型升级。[17,18]产业政策的有效性会直接影响经济发展的脉络和走向。因此，本文研究产业政策对企业金融化的影响，有助于进一步证实产业政策的有效性问题。第二，产业政策激励过度为本文研究提供了一个独特的视角。已有研究表明，当前我国产业政策是有效的，[18,19]但存在过度激励问题，表现为资源配置向一些地方过度集中，致使资源分配效率降低。[20-22]这种过度激励导致企业有大量的资源闲置，这是否会激励企业提高金融资产配置而进行政策套利，值得进一步地研究。因此，本文选取产业政策为研究视角，研究其对企业金融化的影响及其机制，有助于在理论上丰富企业金融化的动因和产业政策的经济后果研究，为实践中完善产业政策、抑制企业“脱实向虚”提供重要的启示。

一、文献综述

现有关于企业金融化的动因研究，主要围绕以下三个方面展开：第一，企业金融化的内涵。蔡明荣等[23]从行为和结果两个角度界定和明晰了企业金融化的内涵：从行为上看，是指企业提高金融资产配置比例；从结果上看，是指企业金融资产收益占企业利润的比例上升。张成思等[1]进一步从投资和收益两个维度界定了企业金融化的内涵。第二，企业持有金融资产的动机，可概括为四个方面：预防性动机、逐利动机、风险分散动机与盈余管理动机，其中预防性动机和逐利动机是企业持有金融资产的最主要动机。具体来说预防性动机是为了防止未来政策和环境的不确定性，企业配置一定比例的无风险或者低风险的金融资产，以防止资金流断裂使企业生产经营活动不可持续；[9,10]逐利动机是在实体经济不断下滑的背景下，企业专注于自身主业发展不能获得充足和高额的回报率，致使企业配置一定比例高回报的金融资产，进而获取更高的资产报酬率；[11,12,23,24]风险分散动机是指现代公司治理更加强调配置投资组合以分散风险，配置一定比例的金融资产分散主业的风险，利用金融工具可规避生产经营中的不可预期的风险；[25]盈余管理动机源于金融资产的收益波动性和会计处理的复杂性，企业存在利用金融资产进行盈余管理的动机。[26,27]第三，企业金融化的影响因素，主要包括制度环境、管理者因素、其他因素等。制度环境方面的研究发现，当企业面对的经营环境不确定程度越高，企业金融化水平会显著降低；[14]反之，稳定的经营环境会促进企业金融化。除此之外，降低税负也能有效地抑制企业金融化。[28]管理者因素方面的研究发现，CEO金融背景会提高管理者过度自信程度和缓解企业融资约束，从而显著地促进企业金融化。[8]其他方面表现为企业外部盈利压力会显著地促进企业金融化。[13]

现有关于产业政策的经济后果研究，主要围绕以下两个方面展开：第一，产业政策的有效性。有的学者认为产业政策整体而言是无效的，[15,16]但也有学者认为产业政策是有效的，有力地推动了产业发展和转型升级。[17,18]事实证明，产业政策确实存在积极的一面，尤其在我国经济由高速增长阶段向高质量增长阶段的转型过程中。黎文靖等[18]发现，产业政策激励能有效地促进民营企业投资；余明桂等[29]发现，产业政策激励显著地提高企业创新水平；宋凌云等、[30]林毅夫等[31]发现，产业政策激励有效地提高生产率。但也有学者发现，产业政策在某些方面不具有有效性，如陈冬华等[32]发现，产业政策会显著地降低股价同步性。第二，产业政策的激励过度效应。尽管产业政策通过运用直接干预和间接干预手段进行资源配置取得了一定的效果，但可能存在激励过度效应。大量的研究发现，产业政策会促使企业过度投资。[18]杨继东等、[33]张龙鹏等[34]均发现，产业政策激励会导致资源配置空间扭曲，即资源过度向一个地方集中。蔡庆丰等[20]发现，产业政策会促进企业跨行业并购，即主并企业更可能对受到产业政策支持的目标企业发起跨行业并购，尤其是在主并企业未受到产业政策支持的情况下。不难发现，产业政策激励过度会导致资源相对集中过度，从而资源配置效率下降。

综上可知，国内外学者针对企业金融化的动因和产业政策的经济后果已有一定的研究，但仍存在以下不足：第一，鲜有文献从政府干预角度探讨企业金融化的动因，但对于一个计划经济与市场经济并轨的国家，政府行为对企业金融化的影响至关重要。产业政策作为我国最重要的政府干预手段之一，如何影响企业金融化，亟待进一步研究。第二，产业政策的有效性一直存在争论，产业政策激励过度效应的存在性及其经济后果研究还处在前期探索阶段，尚未给出一个明确的解释。产业政策的激励过度效应是否会导致企业提高金融资产配置并进行政策套利，值得进一步研究。第三，产业政策如何影响企业行为，现有研究缺乏一个相应完善的理论框架，亟待进一步探讨。本文从产业政策的干预手段出发，分析产业政策所发挥的行业竞争效应、财政激励效应和信贷配给效应，建立企业政策套利行为的理论分析框架，有助于深化企业金融化动因的理论认知。

二、理论分析与研究假设

1.理论框架

作为一个计划经济与市场经济并轨的社会主义国家，我国实施产业政策的历史悠久。其中推行产业政策的重要载体是五年计划，通过五年计划对国家产业发展进行引导，推动产业发展和转型升级。为了落实产业政策，政府会出台大量的配套措施，大致可以分为直接干预和间接引导。[18,29,32]具体来说直接干预是指政府通过运用包括市场准入限制、项目审批限制、技术应用许可等手段改变行业竞争格局，促使企业专注主业或者逃离主业（行业套利、兼业经营），进而影响企业金融化，表现出“行业竞争效应”。间接引导手段主要包括财政政策、信贷机制等，其中财政政策手段包括政府补助、税收优惠等措施；信贷机制手段包括信贷规模、信贷审批等措施。政府运用政府补助、税收优惠等财政激励措施来激励企业主业投资或者进行寻租套利，进而影响企业金融化，表现出“财政激励效应”。政府运用信贷机制等措施来降低企业的融资约束和融资成本，缓解企业主业投资不足或者进行融资套利，进而影响企业金融化，表现出“信贷配给效应”。本文的理论框架如图1所示。

图1 理论框架

2.理论分析与研究假设

已有研究表明，企业持有金融资产的动机主要表现为预防性动机和逐利动机。[1,5,6,8]在不同的动机下，产业政策对企业金融化的影响存在显著差异。因此，在我国的现实背景下，结合产业政策的干预特点，本文从预防性动机和逐利动机两个角度进行产业政策影响企业金融化的假设推演。

（1）产业政策会抑制企业金融化。在产业政策激励下，政府会运用直接干预和间接干预手段，发挥行业竞争效应、财政激励效应和信贷配给效应，进而抑制企业金融化，表现为预防性动机。具体来说：

第一，为了支持相关产业发展，政府会放宽行业准入条件、放松行政项目审批力度、降低技术应用许可申请条件。[20]放宽行业准入条件能吸引更多的企业进入该行业，致使行业竞争程度上升。为了维持或提高市场竞争力，企业会优先将资源配置到主业中去，进而抑制企业金融化。余明桂等[29]发现，产业政策能有效地通过竞争机制来促进企业创新投资。当行业竞争加剧时，若企业采取激进型战略扩大金融资产投资，无疑会使企业主业的竞争力不断下降，使企业面临较高的风险，[7]抑制企业金融化。同时，政府通过降低被鼓励行业的项目审批标准和增加被鼓励行业的项目审批数量，提高企业项目的中标概率，进而鼓励企业优先将资源配置到主业中，[18]抑制企业金融化。因此，当行业管制放松时，企业出于持有金融资产的预防性动机，会将金融资产变现投资到企业主业中去，从而抑制企业金融化。

第二，为了激励相关产业发展，政府运用税收优惠、政府补助等财政手段，鼓励企业提高主业资源配置，[19]进而抑制企业金融化。与产业政策相关的税收优惠和政府补助往往与企业主业相挂钩，[29]如固定资产加速折旧、研发费用加计扣除、研发补贴等。大量学者研究表明，税收优惠和政府补助能显著地促进企业提高主业资源配置，[35,36]其理由在于，当企业固有的调整成本较高时，企业进行主业投资的积极性下降，[37,38]金融资产投资的积极性会上升，但税收优惠和政府补助能有效地降低企业调整成本，促使企业配置更多的资源到主业中去，进而抑制企业金融资产配置。黎文靖等、[18]钱雪松等、[19]余明桂等[29]研究均表明，产业政策通过运用税收优惠、政府补助等财政手段，能有效地激励企业增加主业资源配置。因此，当税收优惠和政府补助提高时，企业出于持有金融资产的预防性动机，会将金融资产变现投资到企业主业中去，从而抑制企业金融化。

第三，为了扶持相关产业发展，政府运用信贷机制来放松企业信贷审批和降低企业贷款成本，缓解企业融资约束和降低企业融资成本，[29,39]有助于企业主业发展，进而抑制企业金融化。企业主业发展，尤其是创新活动，需要持续稳定的现金流来支撑。[40]大量文献发现，产业政策能有效地缓解企业融资约束和降低企业融资成本，如祝继高等[39]发现，产业政策能有效地提高企业债务水平。当企业融资约束和融资成本降低时，企业主业投资的现金流问题得到缓解，有助于企业在借助杠杆的力量下投入较小的资金量来开发大型项目，获得更高的利润率，占据更多的市场份额，从而抑制企业金融化。因此，当企业融资约束和融资成本降低时，企业出于持有金融资产的预防性动机，将金融资产变现投资到企业主业中去，进而抑制企业金融化。

（2）产业政策会促进企业金融化。虽然产业政策通过发挥行业竞争效应、财政激励效应和信贷配给效应能抑制企业金融化，但是这些效应可能成为企业进行政策套利的工具，进而促进企业金融化，表现为逐利动机。具体来说：

第一，行业竞争加剧，可能会促使企业提高金融资产配置来追求更高的投资报酬率。在政府放松行政管制的初期，行业整体的竞争程度维持在一个合理水平上，行业整体的需求可容纳现有的企业规模。但随着行政管制进一步放松，大量企业纷纷涌入行业，行业竞争水平会超过某一临界值，导致企业主业投资的回收期延长、不确定性程度提高，[41]利润空间被极大地压缩，致使企业投资更多的金融资产以追求更高的投资报酬率。同时，黎文靖等[18]发现，产业政策会促进企业过度投资。然而，这种过度投资的根源在于产业政策会促使企业非理性投资、释放不正确的市场信号、导致利益相关者的盲目乐观，致使企业管理者过度自信。[42]当行业竞争加剧、产业政策短期效应消失殆尽时，企业管理者在产业政策初期培育的过度自信会产生“传染效应”和“迁移效应”，[8]表现在低估金融资产投资的风险和高估金融资产投资的收益，使企业增加金融资产配置来追求更高的投资报酬率。因此，当行业竞争加剧时，企业出于持有金融资产的逐利动机，会提高金融资产配置进行行业套利或兼业经营。

第二，财政激励提高，可能会促使企业进行更多的寻租活动来获得更多的政府补助，进而提高金融资产配置来寻租套利。税收优惠政策往往与企业主业投资过程密切相关，但政府补助的使用却很灵活，为企业利用政府补助进行套利提供了基础条件。在我国产权制度的背景下，国有企业与民营企业获取政府补助的能力存在天然差异，国有企业的政府补助显著高于民营企业。[43]就国有企业而言，其负责人由地方国资委或者中央国资委委派任职，其实际控制人也是地方国资委或者中央国资委，拥有雄厚的政治关联基础。[44,45]国有企业凭借政治关联可获取更多的政府补助，负责人为了满足任期考核条件、提高个人薪酬以及政治升迁，有动力提高金融资产配置来寻租套利。而对民营企业来说，其政治关联较弱，为了获取更多的政府补助，必然需要进行更多的寻租活动构建政治关联。[46]为此，民营企业会选取投资报酬率更高的金融资产来弥补政府寻租的成本以及达成股东对企业价值最大化的目标。因此，当财政激励提高时，企业出于持有金融资产的逐利动机，会提高金融资产配置进行寻租套利。

第三，信贷配给增加，可能会促使企业利用信贷机制来获得规模较大且利率较低的外部融资，提高金融资产投资来融资套利。现有研究表明，与未受产业政策激励的企业相比，受到产业政策激励的企业融资约束较小、融资成本较低。[29]蔡庆丰等[20]发现，主并企业倾向并购受到产业政策激励的企业来进行政策套利。然而，产业政策的信贷配给效应也可能成为企业融资套利的工具，其理由在于：首先，政府通过信贷机制增加了受到产业政策鼓励的企业信贷配给，[19]为企业提供了融资套利条件。企业金融化投资需要资金支撑，当面临较高的融资约束时，企业金融资产投资会受到抑制。[8]产业政策可通过降低企业融资约束，使企业有充足资金进行金融资产配置，追求超额的资本回报率。其次，政府通过信贷机制降低了受到产业政策支持的企业融资成本，[18]为企业提供了融资套利机会。企业金融资产投资需要较低的机会成本作为支撑，当企业面临较高的机会成本时，企业金融资产投资也会受到抑制。当企业可获得较低成本融资时，企业会倾向背离主业而提高金融资产配置以追逐更高的投资报酬率，企业融资套利就此产生。因此，当信贷配给增加时，企业出于持有金融资产的逐利动机，会提高金融资产配置进行融资套利。

综上所述，产业政策通过发挥行业竞争效应、财政激励效应和信贷配给效应可抑制企业金融化。然而，这些效应也可能成为企业进行政策套利的工具，促进企业金融化。因此，本文提出如下的竞争性假设：

Ha：产业政策会抑制企业金融化

Hb：产业政策会促进企业金融化

三、研究设计

1.样本选取与数据来源

由于2007年我国全面实施新会计准则，企业金融资产确认、计量和处置的会计处理方法发生重大变化，因此本文选取2007-2017年中国沪深两市A 股上市公司为研究对象，并进行如下筛选：（1）剔除金融保险行业的样本；（2）剔除房地产行业的样本；（3）剔除样本期间内出现ST、*ST、PT 情形的样本；（4）剔除相关变量数据缺失、不全且无法补齐的样本。本文产业政策的数据来源于国家五年计划文件，由作者手工整理所得；企业金融化和控制变量的数据均来源于国泰安数据库和锐思数据库。为了避免极端值的影响，对所有连续变量均进行上下1% 的缩尾处理，本文数据处理与分析均使用Stata 15 完成。

2.模型设定与变量定义

为了考察产业政策对企业金融化的影响，本文构建模型（1）：

其中：i 代表公司个体，t 代表会计年度，FIN代表企业金融化，IP代表产业政策，CVs代表控制变量，YEAR 代表年度效应，INDUSTRY 代表行业效应。

（1）企业金融化。借鉴杜勇等[5]与彭俞超等[7]的研究方法，使用金融资产占总资产的比例衡量企业金融化（FIN），即企业金融化=（交易性金融资产+ 衍生金融资产+发放贷款及垫款净额+可供出售金融资产净额+ 持有至到期投资净额+ 投资性房地产净额）/总资产。

（2）产业政策。现有文献关于产业政策的衡量，主要是结合国家五年计划文件，判断企业是否受到产业政策支持。[18,20,29,32]因此，本文在既有研究的基础上构造两个虚拟变量，即一般产业支持（IP_GEN）和重点产业支持（IP_KEY）：前者指当年企业所在产业受到相应期间的五年计划鼓励、支持、重点或大力发展时赋值为1，否则为0；后者指当年企业所在产业受到相应期间的五年计划重点或大力发展时赋值为1，否则为0。

（3）控制变量。在既有研究的基础上，[8,14]控制如下变量：企业规模（SIZE）、财务杠杆（LEV）、资产报酬率（ROA）、现金持有量（CASH）、资本支出（CAP）、投资机会（TOBINQ）、产权性质（SOE）、盈亏性质（LOSS）、两职合一（DUAL）、董事会规模（BOARD）、独立董事比例（ID）、两权分离率（SEP）、年度效应（YEAR）和行业效应（INDUSTRY）。本文主要变量的定义与说明见表1。

表1 主要变量的定义与说明

四、实证结果与分析

1.描述性统计分析

主要变量的描述性统计结果如表2所示。企业金融化（FIN）的平均值为0.0346，中位数为0.0039，最小值为0.0000，最大值为0.4501，标准差为0.0760，说明企业金融化趋势呈现两极分化，企业金融资产占比最低为0.00%，企业金融资产占比最高达到45.01%。一般产业政策（IP_GEN）的平均值为0.6230，说明约有62.30%的上市公司受到一般产业政策支持，与黎文靖等、[18]余明桂等、[29]陈冬华等[32]的描述性统计结果相近。重点产业政策（IP_KEY）的平均值为0.1450，说明约有14.50% 的上市公司受到重点产业政策支持，与余明桂等[32]的描述性统计结果也较为相近。

表2 主要变量的描述性统计

2.单变量检验

企业金融化的单变量检验结果如表3所示。一般产业政策支持组（IP_GEN=1）的企业金融化平均值为0.0386，一般产业政策未支持组（IP_GEN=0）的企业金融化平均值为0.0328，差异为0.0058，在1% 的水平上显著，说明受到一般产业政策支持的企业金融化均值显著高于未受到一般产业政策支持的企业。同理，受到重点产业政策支持的企业金融化平均值也显著高于未受到重点产业政策支持的企业。上述结果与“产业政策会显著地促进企业金融化”的研究假设一致，初步印证了本文的研究假设。

表3 企业金融化的平均值差异性检验

3.基本回归分析

产业政策与企业金融化的回归结果如表4所示。一般产业政策（IP_GEN）对企业金融化（FIN）的回归系数为0.0085，在1% 的水平上显著；重点产业政策（IP_KEY）对企业金融化（FIN）的回归系数为0.0057，在1%的水平上显著，说明无论一般产业政策还是重点产业政策，产业政策均会显著地促进企业金融化。换言之，与未受产业政策激励的企业相比，受到产业政策激励的企业金融化水平更高，表明企业会提高金融资产配置来进行政策套利。因此，研究假设Hb 得证，即产业政策会显著地促进企业金融化，表现出政策套利效应。

表4 产业政策与企业金融化

五、产业政策影响企业金融化的异质性分析

理论上，产业政策可能抑制企业金融化，也可能促进企业金融化。本文实证检验发现，产业政策会显著促进企业金融化，表明产业政策的激励过度或不恰当激励会致使企业进行政策套利。为了进一步揭示企业的政策套利行为，本文从市场套利空间和金融生态环境两个方面来探讨其如何影响企业进行政策套利。

1.市场套利空间、产业政策与企业金融化

理论上，市场套利空间大小直接影响企业进行政策套利的可能性，[4]为验证企业通过产业政策进行政策套利提供了一个独特视角。王红建等[6]发现，当市场套利空间越大时，企业金融化对企业创新的挤出效应愈显著。就产业政策与企业金融化的关系而言，当市场套利空间较大时，出于资本逐利的动机，企业提高金融资产配置来进行政策套利的意愿越强。具体来说：其一，当市场套利空间较大时，意味着企业主业的利润空间几乎被压缩殆尽，行业竞争进一步加剧。企业出于持有金融资产的逐利动机，更加倾向增持金融资产来追逐更高的投资报酬率。[12]其二，当市场套利空间较大时，会激励企业进行更多的寻租活动来获取更多的政府补助，强化了企业寻租套利的动机。企业出于持有金融资产的逐利动机，更有动力进行寻租，以便有能力投资更多的金融资产来逐利。其三，当市场套利空间较大时，会促使企业借助产业政策所带来的信贷宽松来获得更多的外部融资，加强了企业融资套利的意愿。企业出于持有金融资产的逐利动机，更有意愿提高金融资产配置来进行融资套利。相反，当市场套利空间较小时，会降低企业进行政策套利的意愿，进而降低产业政策对企业金融化的正向影响。综上所述，市场套利空间越大，企业政策套利行为越显著，表现为更高的企业金融化水平。

为了研究市场套利空间对产业政策与企业金融化关系的调节作用，本文区分小市场套利空间组和大市场套利空间组进行分组回归。在王红建等[6]的研究基础上，构建两个指标来衡量市场套利空间，即金融保险业的行业平均利润率与企业主营业务的利润率之差、房地产业的行业平均利润率与企业主营业务的利润率之说明市场套利空间越小。

表5 报告了金融业市场套利空间分组的回归结果。在市场套利空间小的企业中，一般产业政策（IP_GEN）和重点产业政策（IP_KEY）对企业金融化（FIN）的回归系数均为正，但未通过显著性检验；在市场套利空间大的企业中，一般产业政策（IP_GEN）和重点产业政策（IP_KEY）对企业金融化（FIN）的回归系数均显著为正；组间系数差异性检验显示，无论一般产业政策还是重点产业政策，产业政策对市场套利空间大的企业金融化的正向影响均显著高于市场套利空间小的企业。这说明，市场套利空间正向调节产业政策与企业金融化的关系，即当市场套利空间越大时，企业政策套利行为越显著，表现为更高的金融化水平。

表5 市场套利空间、产业政策与企业金融化（金融业）

表6 报告了房地产业市场套利空间分组的回归结果，与金融行业市场套利空间分组的结论相一致，市场套利空间正向调节产业政策与企业金融化的关系，即当市场套利空间越大时，企业政策套利行为越显著，表现为更高的金融化水平。

表6 市场套利空间、产业政策与企业金融化（房地产业）

2.金融生态环境、产业政策与企业金融化

在产业政策的激励下，企业提高金融资产配置进行政策套利，与金融生态环境的优劣密不可分。杜勇等[5]发现，当金融生态环境较好时，产业政策对企业主业的挤出效应明显减弱。针对产业政策与企业金融化的关系来说，当金融生态环境较好时，企业提高金融资产配置进行政策套利的行为会减弱具体来说：其一，良好的金融生态环境意味着更严格的金融监管，[5,47]政府金融监管部门和银行等金融机构可有效地甄别企业利用产业政策进行套利的行为，并对该行为采取有效措施进行管制，进而抑制企业政策套利。其二，良好的金融生态环境可有效缩减套利机会出现的时间，当套利机会出现时，良好的金融生态环境可迅速地重新进行资源配置，使套利机会出现的时间直线下降，促使企业在有限的时间内无法发现套利机会，或者当发现套利机会时为时已晚，进而抑制企业进行政策套利。其三，良好的金融生态环境还会抑制企业战略激进，当金融生态环境越好时，金融本身就会更加发挥资金融通功能，[48]降低企业通过提高金融资产等高风险投资进行政策套利的意愿。相反，当金融生态环境较差时，金融监管较弱、套机机会出现频率提高、金融功能错位，进而提高产业政策对企业金融化的正向影响。综上所述，当金融生态环境越好时，企业政策套利行为会被抑制，表现为金融化水平提高不显著。

为了考察金融生态环境对产业政策与企业金融化关系的调节作用，本文区分差的金融生态环境组和好的金融生态环境组进行分组回归。金融生态环境的衡量借鉴王国刚等[49]编制的地区金融生态环境指数。若该指数越大，表明地区金融生态环境越好；反之，表明地区金融生态环境越差。

表7 报告了金融生态环境分组的回归结果。在地区金融生态环境差的企业中，一般产业政策（IP_GEN）和重点产业政策（IP_KEY）对企业金融化（FIN）的回归系数均显著为正；在地区金融生态环境好的企业中，一般产业政策（IP_GEN）和重点产业政策（IP_KEY）对企业金融化（FIN）的回归系数均为正，但未通过显著性检验；组间系数差异性检验显示，无论一般产业政策还是重点产业政策，对地区金融生态环境差的企业金融化的正向影响均显著高于金融生态环境好的企业。以上结果说明，金融生态环境负向调节产业政策与企业金融化的关系，即当金融生态环境越好时，企业政策套利行为会减弱，表现为金融化水平提高不显著。

表7 金融生态环境、产业政策与企业金融化

六、产业政策影响企业金融化的传导路径分析

正如理论分析所述，产业政策通过发挥行业竞争效应、财政激励效应和信贷配给效应进而促进企业金融化，其传导路径主要包括：行业套利路径、寻租套利路径和融资套利路径。因此，本文从上述三个方面考察产业政策影响企业金融化的传导路径。

1.行业套利路径

行业套利路径是指行业竞争加剧可能会促使企业跨行业经营，进而促使企业提高金融资产配置来追求更高的投资报酬率。企业所在行业的竞争程度越高，就越倾向跨行业经营来进行行业套利或偏离主业，因此本文选取行业竞争程度作为行业套利路径的代理指标。行业竞争程度的衡量借鉴Peress[50]的研究方法，即赫芬达尔指数（HHI），计算方法为一个行业中所有企业市场份额的平方和，赫芬达尔指数越大，代表行业竞争程度越小；赫芬达尔指数越小，代表行业竞争程度越大。计算赫芬达尔指数的原始数据来源于国泰安数据库，由作者手工计算所得。

为了验证行业套利路径是否成立，本文借鉴温忠麟等[51]的中介检验方法，在模型（1）的基础上，构建模型（2）和模型（3）进行分析。若同时满足以下三个条件：模型（1）中产业政策对企业金融化的回归系数显著为正；模型（2）中产业政策对赫芬达尔指数的回归系数显著为负；模型（3）中赫芬达尔指数对企业金融化的回归系数显著为负，则存在中介效应。如果模型（3）中产业政策对企业金融化的回归系数也同时显著，则为部分中介效应；如果模型（3）中产业政策对企业金融化的回归系数不显著，则为完全中介效应。

表8 报告了行业套利路径的回归结果。模型（1）的结果显示，一般产业政策（IP_GEN）对企业金融化（FIN）的回归系数显著为正（见表4所示）；模型（2）的结果显示，一般产业政策（IP_GEN）对赫芬达尔指数（HHI）的回归系数显著为负，说明产业政策会显著提高企业所在行业的竞争程度；模型（3）的结果显示，赫芬达尔指数（HHI）对企业金融化（FIN）的回归系数为负，未通过显著性检验，说明中介效应不成立。同时，Sobel检验结果显示，Z 统计量不显著，也表明中介效应不成立。同理，重点产业政策（IP_KEY）的中介效应也不成立。以上结果表明，行业套利路径不成立，即产业政策不能通过提高行业竞争程度促进企业金融化。

表8 行业套利路径

2.寻租套利路径

寻租套利路径是指财政激励提高可能会促使企业进行更多的寻租活动来获得更多的政府补助，进而提高金融资产配置来寻租套利。但由于税收优惠不是由政府直接给予企业资金，而是通过减免税负的方式进行财政激励，其寻租套利效应不强，故本文重点从政府补助角度来验证寻租套利路径。企业政府补助（SUBSIDY）的衡量使用企业的政府补助额，并进行对数化处理以更符合正态分布假设。政府补助的原始数据来源于Wind数据库。

为了验证寻租套利路径是否成立，本文借鉴温忠麟等[51]的中介检验方法，在模型（1）的基础上，构建模型（4）和模型（5）进行分析。

表9 报告了寻租套利路径的回归结果。模型（1）的结果显示，一般产业政策（IP_GEN）对企业金融化（FIN）的回归系数显著为正（见表4）；模型（4）的结果显示，一般产业政策（IP_GEN）对企业政府补助（SUBSIDY）的回归系数显著为正，说明产业政策可有效提高企业政府补助；模型（5）的结果显示，企业政府补助（SUBSIDY）对企业金融化（FIN）的回归系数为负，但未通过显著性检验，表明中介效应不成立。同时，Sobel 检验结果显示，Z 统计量不显著，也表明中介效应不成立。同理，重点产业政策（IP_KEY）的中介效应也不成立。以上结果表明，寻租套利路径不成立，即产业政策不能通过提高企业政府补助促进企业金融化。

表9 寻租套利路径

3.融资套利路径

融资套利路径是指信贷配给增加可能会促使企业利用信贷机制来获得规模较大且利率较低的外部融资，进而提高金融资产投资来融资套利。故而，本文从融资规模和融资约束两个维度来考察融资套利路径是否成立。其中：企业融资规模使用企业融资约束进行衡量，企业融资约束的测度借鉴Hadlock等[52]提出的SA 指数方法，计算企业融资约束的原始数据来源于国泰安数据库；企业融资成本使用企业债务成本来衡量，企业债务成本的测度借鉴Pittman等[53]的研究方法，即利息支出除以企业短期和长期债务总额的均值，利息支出的数据根据企业财务报告中的财务费用附注手工整理所得，企业短期和长期债务总额的数据来源于国泰安数据库。

为了验证融资规模维度是否成立，本文借鉴温忠麟等[51]的中介检验方法，在模型（1）的基础上，构建模型（6）和模型（7）分析融资规模维度。

表10 的PanelA报告了融资规模维度的回归结果。模型（1）的结果显示，一般产业政策（IP_GEN）对企业金融化（FIN）的回归系数显著为正（见表4所示）；模型（6）的结果显示，一般产业政策（IP_GEN）对企业融资约束（FC）的回归系数显著为负，说明产业政策会显著地降低企业融资约束；模型（7）的结果显示，企业融资约束（FC）对企业金融化（FIN）的回归系数显著为负，说明企业融资约束会显著地抑制企业金融化。一般产业政策（IP_GEN）对企业金融化（FIN）的回归系数也显著为正，说明部分中介效应成立。同时，Sobel检验结果显示，Z 统计量在5% 的水平上显著，说明部分中介效应显著。同理，重点产业政策（IP_KEY）的中介效应也成立。以上结果表明，融资规模维度成立，产业政策通过降低企业融资约束促进企业金融化。

表10 融资套利路径

为了验证融资成本维度是否成立，本文借鉴温忠麟等[51]的中介检验方法，在模型（1）的基础上，构建模型（8）和模型（9）分析融资规模维度。

表10 的Panel B 报告了融资成本维度的回归结果。模型（1）的结果显示，一般产业政策（IP_GEN）对企业金融化（FIN）的回归系数显著为正（见表4所示）；模型（8）的结果显示，一般产业政策（IP_GEN）对企业债务成本（DCOST）的回归系数显著为负，说明产业政策会显著地降低企业债务成本；模型（9）的结果显示，企业债务成本（DCOST）对企业金融化（FIN）的回归系数显著为负，说明企业债务成本会显著地抑制企业金融化。一般产业政策（IP_GEN）对企业金融化（FIN）的回归系数也显著为正，说明部分中介效应成立。同时，Sobel 检验结果显示，Z 统计量在1% 的水平上显著，说明部分中介效应显著。同理，重点产业政策（IP_KEY）的中介效应也成立。以上结果表明，融资成本维度成立，即产业政策通过降低企业债务成本促进企业金融化。

七、稳健性检验

在分析产业政策影响企业金融化的理论逻辑后发现，尽管产业政策的实施具有一定的随机性和不可预测性，但本文仍可能会存在内生性问题从而影响实证结果的可靠性，主要包括：第一，遗漏变量产生的内生性问题，在既有研究的基础上，本文控制了企业基本特征、公司治理因素、年度效应和行业效应等因素，但仍可能遗漏了其他重要的变量可能同时影响产业政策和企业金融化，如政府干预强的地方产业政策实施好，而政府干预同样推动企业混业经营，体现为金融化。第二，样本选择产生的内生性问题，在国家五年计划的不同期间产业政策激励行业均会发生改变，其变化既具有不可预测性，又有可预测性，可能存在样本自我选择问题产生的内生性问题。第三，双向因果产生的内生性问题，政府制定产业政策时考虑的最重要因素是国家发展方向和目标，但由于企业金融化会挤出企业主业，进而影响实体经济发展，可能存在双向因果产生的内生性问题。除内生性问题以外，本文还可能存在变量衡量偏误问题，进而影响实证结果的可靠性。因此，为了验证实证结果的可靠性，本文进行如下稳健性检验：

1.工具变量法。本文选取国家领导人换届作为产业政策的工具变量，理由在于：其一，国家领导人换届与产业政策密切相关，不同国家领导人的执政风格不同，其对产业政策的偏好程度和实施力度均会存在差异；其二，国家领导人换届与企业金融化不相关，企业金融化是企业在逐利动机、预防性动机等动机下做出的行为，企业并不会因国家领导人换届来增持或减持金融资产。因此，在理论上国家领导人换届是一个较好的工具变量。国家领导人换届（LEAREP）的衡量借助习近平总书记上任这一自然事件。（限于篇幅，工具变量法回归结果相关表格备索）

第一阶段的回归结果显示，国家领导人换届对一般产业政策和重点产业政策的回归系数均显著为正。第二阶段的回归结果显示，一般产业政策和重点产业政策对企业金融化的回归系数均显著为正。同时，弱工具变量检验的F 统计量较大，拒绝了原假设，说明工具变量通过了统计检验。因此，在使用工具变量法后，研究结论依然成立。

2.Heckman 两阶段回归法。为了进一步缓解内生性问题，本文使用Heckman两阶段回归法，Heckman 两阶段回归法中第二阶段回归结果备索。一般产业政策和重点产业政策对企业金融化的回归系数均显著为正。因此，在使用Heckman两阶段回归法后，研究结论依然成立。

3.倾向匹配得分法。为了缓解内生性问题，本文使用倾向匹配得分法。匹配方法使用1:1 最近邻匹配，倾向得分匹配的回归结果备索。一般产业政策和重点产业政策对企业金融化的回归系数均显著为正。因此，在使用倾向匹配得分法后，研究结论依然成立。

4.控制个体效应。为了缓解内生性问题，本文控制个体效应，控制个体效应的回归结果备索。一般产业政策和重点产业政策对企业金融化的回归系数均显著为正。因此，在控制个体效应后，研究结论依然成立。

5.更换企业金融化的衡量方法。借鉴蔡明荣等、[23]张成思等[1]的研究方法，本文使用结果层面的企业金融化内涵来衡量企业金融化，即企业金融化=投资收益、公允价值变动损益与其他综合收益之和/利润总额，更换企业金融化的衡量方法的回归结果备索。一般产业政策和重点产业政策对企业金融化的回归系数均显著为正。因此，在更换企业金融化的衡量方法后，研究结论依然成立。

6.控制金融危机的影响。2008年金融危机爆发后，整个世界的金融市场均受到不同程度的冲击，我国也不例外，这可能对企业金融化造成严重的影响，进而影响实证结果的可靠性。因此，本文剔除2008年及其前后一年的样本，重新进行回归，控制金融危机的影响的回归结果备索。一般产业政策和重点产业政策对企业金融化的回归系数均显著为正。因此，在控制金融危机的影响后，研究结论依然成立。

八、结论与启示

本文基于2007-2017年中国沪深两市A 股上市公司的经验数据。研究发现，产业政策显著促进了企业金融化，即与未受到产业政策支持的企业相比，受到产业政策支持的企业金融化水平更高，说明企业会提高金融资产配置来进行政策套利。考察调节因素后发现，当市场套利空间越大时，企业政策套利行为越明显，表现为更高的金融化水平；当金融生态环境越好时，企业政策套利行为会减弱，表现为金融化水平提高不显著。传导路径探索后发现，产业政策通过融资套利路径促进企业金融化，行业套利路径和寻租套利路径不成立，即产业政策通过缓解企业融资约束和降低企业融资成本促进企业金融化。在使用工具变量法、PSM、Heckman 两阶段回归法等方法缓解内生性问题和其他一系列稳健性检验后，研究结论依然成立。

本文在理论上深化了企业金融化的动因认知并拓展了产业政策的经济后果研究，在实践上为提高产业政策的激励效率和控制企业过度金融化提供了重要的启示：第一，放松金融行业的市场准入，压缩市场套利空间。囿于金融行业超额的投资报酬率，出于资本逐利的动机，企业会提高金融资产配置来追逐更高的资本报酬率，较大的市场套利空间还会提高企业进行政策套利的意愿。因此，我国亟需完善金融行业的制度建设，重点内容在于逐步放宽金融行业的市场准入管制，鼓励行业的有效竞争，降低行业的利润率，压缩市场套利空间，充分发挥市场的力量来抑制企业通过政策套利而过度金融化，防控金融重大风险。第二，提高金融生态环境质量，抑制企业政策套利。良好的金融生态环境可有效地进行金融监管，缩减套利机会出现的时间，进而抑制企业进行政策套利。因此，我国需要进一步提高金融生态环境质量，建立健全金融监管机制，有效对企业政策套利行为进行监督，营造良好的金融环境。第三，建立产业政策的监督机制，提高产业政策的激励效率。产业政策制定的初衷是为了引导相关产业发展，提高经济增长质量。但产业政策所发挥的行业竞争效应、财政激励效应和信贷配给效应，可能促使企业提高金融资产配置来进行政策套利。这种结果产生的根源在于产业政策实施过程中监督机制的缺失，导致产业政策被滥用。因此，我国急需建立产业政策的监督机制，借助有效的监督机制，重新分配产业政策激励过度行业中的资源，提高产业政策的激励效率。