实体企业金融化对股市稳定性的影响效应与传导路径分析

■陈海东 许桂华 吴志军

金融安全是国家安全的重要组成部分，近年来中国面临的金融风险加剧，实体经济健康发展是防范与化解金融风险的基础。以2000—2019年中国A股上市公司为研究样本，构建企业金融化与股市稳定性实证模型，结果表明：实体企业金融化降低了股市的稳定性,考虑宏观政策、内外约束机制的调节效应，发现宽松的货币政策强化了实体企业金融化对股市的不稳定性效应，而良好的金融生态环境与公司治理则弱化了实体企业金融化对股市的不稳定性效应。传导机制检验表明，实体企业金融化主要通过企业透明度、财务基本面趋同性影响股市稳定性。为了提高股市稳定性，应加强对实体企业金融投机行为的甄别与管控；严禁企业信贷资金违规进入楼市；缩小金融、房地产投资与实业投资的利润差；积极发挥货币政策的调节作用；建立良好的内外部约束机制。

一、引言及文献综述

近年来，中国宏观经济面临的内外金融风险加剧，金融安全已成为政府关注的焦点问题。一方面，随着美国推行超宽松的货币政策以及世界主要经济体陷入衰退，世界各国产业资本纷纷抽离实体经济，呈现出产业经济“脱实向虚”的趋势，加剧了世界经济的不确定性。《中国金融稳定报告（2020）》显示，2019年以来全球宏观经济局势更加复杂严峻，中国金融体系面临的外部风险挑战加大。另一方面，国内实体经济面临的问题较为突出：部分产业存在低端重复建设情况，产能过剩严重；实体企业杠杆率高启，去杠杆任务较重；制造业企业面临租金、人工、原材料价格上涨压力较大；产业转型升级受市场需求、资金投入、技术瓶颈等多重约束，这些都严重限制了我国实体经济的发展空间，导致国内资本向金融、房地产领域无序扩张，甚至在金融领域空转，金融系统面临的风险上升。因而，维护金融安全已关系到我国经济发展全局。实体经济健康发展是防范与化解金融风险的基础。股市作为金融三大子系统之一，是实体经济直接融资的主要场所，股市的稳定性直接决定着实体经济的可持续发展。尤其在“传统产业高级化、产业链现代化”的新发展阶段，股市担负着为优质企业梯度培育、核心技术突围、产业转型与重塑提供资金支持的历史重任，因而，保持股市稳定性对防范与化解金融风险至关重要。目前，金融化已成为微观实体企业面临的普遍现象。［1］［2］实体企业为了规避风险［3］、缓解资金流动性短缺［4］、获取超额利润［5］，会加大金融与房地产投资，减少主营业务投资。微观实体企业作为股市的根基，其经营行为与表现是股价变化的基础。在大量实体企业改变主营业务，加大金融、房地产投资时，势必通过信息传递、财务基本面等渠道对股价产生重大影响，进而影响股市整体稳定性。根据投资组合理论，股价的差异化变动有利于抵消股价异常波动，从而保持股市的整体稳定，相反，如果股价同步性较高，即“同涨同跌”现象明显，则不利于股市稳定。那么，实体企业金融化是否会影响股市稳定性？其内在影响机制又怎样？现有研究并没有给出答案。

关于企业金融化的研究主要包括宏观与微观两个层面。从宏观层面看，探讨的主要是实体企业金融化对经济系统、经济结构以及实体经济的影响。Palley、Bhaduri研究发现，实体企业过度金融化会导致经济资源从实体经济部门转移至虚拟经济部门，导致产业出现空心化，加剧经济系统风险。［6］［7］刘小玄和周晓艳认为，实体企业金融化会造成信贷资源错配，从而导致经济结构失衡。［8］张成思和张步昙指出企业金融化抑制了实体经济的发展。［2］从微观层面看，主要涉及实体企业金融化对科技创新的影响。王红建等研究发现，实体企业进行的套利性金融活动，显著抑制了企业科技创新。［5］然而，关于实体企业金融化影响金融市场、金融机构的研究较少，比如彭俞超等、邓超等研究了实体企业金融化与股价崩盘风险的关系。［9］［10］关于影响股市稳定性因素的研究主要聚焦于投资者行为方面，主要从有效信息假说、羊群效应假说与正反馈交易假说等方面展开实证研究。有效信息假说认为，机构投资者具有信息优势，有利于信息的有效传递，保障股市稳定。［11］羊群效应假说认为，投资者从众行为会加剧股市波动，造成股市不稳定。［12］正反馈交易假说认为，投资者利用反馈机制进行交易，更倾向于短期投资，而忽略股票本身价值，造成股价剧烈波动，降低了股市稳定性。［13］综合现有文献看，目前关于实体企业金融化影响股市稳定性的研究还较少。事实上，股票价格“同涨同跌”是反映股市整体稳定性的重要指示器，它对投资者的风险偏好、投资决策以及监管部门的有效监管产生了重要影响。在宏观经济“脱实向虚”的背景下，研究实体企业金融化对股市稳定性的影响机制，有利于揭示企业微观基础变化与股市宏观稳定性的内在规律，扩充与完善企业“金融化”领域的相关文献，同时，为政府部门制定稳定股市政策提供了决策参考依据，有利于防范与化解金融风险。

二、理论分析与假设提出

实体企业金融化可通过两个渠道对股票价格同步性产生影响，一是信息传递效率渠道，二是财务基本面渠道。首先，从信息传递效率渠道看，Fama提出的有效市场假说认为，上市公司向股票市场传递的财务信息效率（包括会计信息质量、会计信息披露透明度、股价特质信息）会影响投资决策，进而影响股票价格。［14-17］其次，从财务基本面渠道看，价值投资理论认为企业具有真实的内在价值，理论上等于企业未来能够创造的自由现金流的折现值。在股东与管理层、大股东与小股东之间存在严重的代理问题时，实体企业金融化使得企业投资短视化，过度追求“快钱”与“现金牛奶”，致使企业持续投资短期收益高的金融、房地产领域，以期获得管理权私利和控制权私利［18］，形成“配置金融资产—获取高收益—配置金融资产”闭环，造成实体企业逐渐脱离主营业务，出现经营“空心化”的局面。当实体企业大量投资金融、房地产时，原来分布于不同行业的企业逐步放弃原有主营业务，导致资产配置趋同、经营方式趋同、风险特征趋同、盈利来源趋同，使得企业的现金流结构、盈利性结构特征趋同。从长期来看，股票价格是由公司的现金流结构、盈利性结构特征决定的，当大量的公司现金流结构、盈利性结构特征趋同时，股票价格同步性就会上升，从而降低股市的稳定性。因此，提出如下假设：

H1：实体企业金融化降低了股市的稳定性。

货币政策是各国政府调控宏观经济的重要手段之一，会对企业投资行为产生重要影响。［19］在货币政策宽松时，利率下降减轻了企业偿债负担，并使企业可抵押资产价值上升，降低了企业外部融资的边际成本，从而减少了企业的融资约束，确保企业能以更低的成本获取资金，增加了企业盈余管理行为。若盈余管理发展为整个市场的普遍行为，会直接导致企业特质信息无法有效地融入股价，致使股价呈现较高的同步性。宽松的货币政策还会给管理者带来良好的市场预期，增强其投机心理，促使实体企业通过增加债务的方式进行金融资产、房地产投资，导致资产配置同质化，实际上加剧了资产错配问题［18］，致使企业资产负债结构趋同，从而提高股价同步性，弱化了股市稳定性。基于此，本研究提出如下假设：

H2：宽松的货币政策强化了实体企业金融化对股市的不稳定性效应。

公司治理是为了解决两权分立带来的委托代理问题而设计的一套激励与约束机制，因而公司治理会对公司的投资行为与信息披露产生重大影响。从投资行为看，良好的公司治理可以形成完善的相互制衡的内部机制，有效解决代理人问题。“两职分离”能够保证董事会监督的独立性与决策的有效性，抑制企业过度金融化行为。独立董事与经营者相关度较低，可以独立于企业之外，监督职能可以更好发挥，为企业提供更长远的发展建议，避免企业过度短视行为，从而降低企业金融化水平。大股东相对于小股东更重视企业长远发展，会尽力避免短视行为，有利于抑制企业过度金融化。从信息披露看，公司内部人有动机与能力扭曲信息披露，实现自身利益最大化。良好的公司治理可实现内部人与外部人利益协同，从而约束内部人道德风险，提高企业信息披露质量。比如，加强对管理层的监督，能提高财务报告质量；提高独立董事占比，有利于更好发挥独立董事的监督职能，保证企业会计信息质量。基于此，本研究提出如下假设：

H3：良好的公司治理弱化了实体企业金融化对股市的不稳定性效应。

金融生态环境是公司内部治理的一个延伸。良好的金融生态环境代表着更完善的金融监管机制，能有效监督与抑制企业的金融投资套利行为，降低企业金融化程度。良好的金融生态意味着上市公司拥有更规范、严格的财务报告制度与信息披露机制，保障公司财务信息对外披露更加及时、准确与透明，提高公司信息传递的效率。良好的金融生态还会形成成熟的第三方监督机制，抑制公司的金融投机行为。首先，银行会更积极主动发挥债权人角色，主动甄别企业投机动机，强化对信贷风险的控制；其次，金融普及率更高，投资者的金融知识素养更全面，有能力去关注与监督企业金融投资行为；最后，企业征信体系更加成熟，围绕企业征信产生大量的信用评级公司，通过对上市公司的财务状况进行评级，客观上能起到对公司金融投机行为的制衡作用。基于此，本研究提出如下假设：

H4：良好的金融生态弱化了实体企业金融化对股市的不稳定性效应。

三、研究设计

（一）样本选取和数据来源

笔者选取2000—2019年沪、深两市的上市企业为样本，并剔除掉ST、*ST、金融业以及房地产业的上市公司，剔除缺失值较多的上市公司，最终得到30573个观测值。研究中使用的财务数据、股票日交易数据均来自CSMAR数据库；货币政策指标数据来自中国人民银行官网；地区金融生态环境指数来自《中国地区金融生态环境评价》课题组；公司治理指数采用主成分分析法进行构建。为克服异常值的影响，本研究对模型中所有连续变量进行了1%和99%分位的缩尾处理。

（二）主要变量定义

1.实体企业金融化。笔者借鉴宋军和陆旸［20］等以金融投资占总资产的比例来代表实体企业金融化程度。根据现代企业资产负债表结构，企业金融资产科目主要包括：交易性金融资产、衍生性金融资产、买入返售金融资产、可供出售金融资产、持有至到期的投资、长期股权投资、长期债券投资等。另外，近些年，随着房地产价格不断攀升，大量企业把资金投入房地产而非生产经营领域，也是企业金融化的一个表现，根据企业会计准则，房地产投资科目是指投资性房地产。由此，实体企业金融化（enfin）由交易性金融资产、衍生性金融资产、买入返售金融资产、可供出售金融资产、持有至到期的投资、长期股权投资、长期债券投资、投资性房地产之和除以总资产计算而来。

2.股市稳定性。目前股市稳定性主要用股价波动异常频数、股票价格涨跌幅度、最高价与最低价的差额与最低价比值、股价收益标准差等来测度。这些均通过个股波动构造反映股市整体稳定性指标，不能反映个股与整体股市的相关性。笔者借鉴Morck等［17］研究方法，构造单个企业股价收益率与整个股票市场股价收益率的方程rit=α0+α1rM,t+εi,t，根据计量经济学原理，利用线性回归方程的拟合度R2表示单个股价与整体股市的相关性部分。其中，rit为i公司股票t期的周收益率；rM,t为流通市值加权计算的市场周收益率。考虑到R2的取值区间为［0,1］，会造成实证分析的偏误性问题，为此，对R2进行对数化转换得到股价同步性：syn1=ln［R2/(1-R2)］，为了保证实证结论的可靠性，借鉴Durnev等［21］在上述模型中进一步引入行业收益率，重新计算股价同步性syn2。当股价同步性上升时，代表股价同涨同跌的程度较高，单个股票无法通过差异化变化消除股价异常波动，表明股市的稳定性越低。相反，股价同步性下降，代表股市稳定性越高。

3.货币政策。部分学者使用了《银行家问卷调查》中的货币政策感受指数来测度货币政策，但这种方法主观性较强，难以客观反映货币政策变化。因此，笔者采用广义货币供给量M2增长率（mp）来反映货币政策的宽松程度，mp越大代表货币政策越宽松，反之，mp越小代表货币政策越紧缩。

4.公司治理指数。借鉴靳庆鲁和原红旗［22］的方法，将公司治理体系分为股权结构、董事会特征以及管理层权力三部分，运用主成分分析法计算获得该指标体系的主成分，最终得到公司治理综合指数（gov）。公司治理指数越大代表公司治理水平越高，公司治理指数的具体构成要素如表1所示。

表1 公司治理指数构成要素

5.金融生态环境指数。笔者选用《中国地区金融生态环境评价》课题组的金融生态环境指数，该指数从政府治理、经济基础、金融发展与制度文化四个维度对中国各地区生态环境进行综合评价。［23］用虚拟变量金融生态环境指数（fecdum）来反映金融生态的好坏，当综合评分大于0.5，则表示金融生态较好，否则表示金融生态较差。

6.其他控制变量选取。本研究选定以下影响股市稳定性的指标作为控制变量：公司年限（age）、资产报酬率（roa）、公司财务杠杆（lev）、公司规模（size）、股权性质（en）、托宾值（tq）、现金比率（cash）、利息保障倍数（icr）。

（三）计量模型设定

为了验证H1，笔者构建了模型（1），以检验实体企业金融化对股市稳定性的影响。若H1成立，预计enfin系数为正。

其中，i代表第i家企业，t代表第t年，ε代表残差项。为了验证H2—H4，笔者在模型（1）的基础上分别构造包含货币政策mp、公司治理指数gov、金融生态环境指数fecdum与实体企业金融化的交乘项的线性回归模型：

其中，mp×enfin为货币政策与实体企业金融化的交互项，如果H2成立，则β2＞0；gov×enfin为公司治理与实体企业金融化的交互项，如果H3成立，则γ2＜0；fecdum×enfin为金融生态环境与实体企业金融化的交互项，如果H4成立，则λ2＜0。

四、实证结果分析

（一）描述性统计结果分析

表2报告了本研究涉及主要变量的描述性统计结果。其中，syn1是借鉴Morck等［17］的计算方法计算的股价同步性，其最大值为9.28，最小值为-9.63，标准差达到0.99，表明上市公司之间的股价同步性差异较小；其中位数为-0.01，表明一半上市公司的R2值在0.5025，说明我国资本市场股价同步性水平较高。syn2是借鉴Durnev等［21］的计算方法计算的股价同步性，其数据分布特征与syn1差异不大。实体企业金融化enfin的均值为0.06，表明上市公司持有金融资产的平均比例较高；中位数为0.02，表明一半以上上市公司持有金融资产，说明上市公司金融化现象较为普遍。货币政策mp的均值为0.14，中位数为0.13，表明我国大多数时期的货币政策较为宽松。公司治理gov的均值为0.06，中位数为-0.18，表明我国上市公司总体治理水平不高，标准差为1.31，表明不同公司的治理水平存在较大差异。金融生态环境fecdum的均值为0.65，中位数为1，说明我国整体金融生态环境较好，这与我国金融改革不断深入，金融制度不断完善有关。

表2 描述性统计结果

（二）多元回归分析

表3给出了基本假设H1的实证结果，列(1)为单变量回归结果，列(2)纳入了控制变量的检验结果，列(3)、列(4)则为加入了行业效应与同时加入行业效应和时间效应的检验结果。任何一种回归中enfin的系数均大于零，且在1%的水平上显著，符合H1的预期。从列(4)的回归结果看，enfin每增加1%，将促使股价同步性抬高0.18%，表明实体企业金融化会提高股价同步性，加剧股价“同涨同跌”现象。这说明实体企业进行金融投资时，尽管短期内可以获得可观收益，但却改变了企业的经营结构，造成主营业务的经常性收益下降；金融投资等非主营业务的非经常性收益上升，增加了企业会计信息核算难度，减少了企业向股票市场传递的特质性信息。另外，实体企业金融化还会改变上市公司资产结构，造成金融资产持有比例上升，经营性资产持有比例下降，而金融资产无非是股票、债券、基金、房地产等投资品，相比于经营性资产具有较强的同质性，造成企业在资产负债结构、经营模式、收益来源等基本面上趋同，进而促使股价同步性提高，加剧股市波动。控制变量方面，age在1%水平上显著为负，表明公司年限越长，越倾向于差异化经营策略，越积极地进行信息披露，从而基本面差异化越高，透明度越高，股价同步性越低。size在1%水平上显著为正，表明公司规模越大，公司进行多元化投资的倾向性越强，在经营上的同质性增强，从而股价同步性提高。lev在1%水平上显著为负，表明公司杠杆率越高，被债权人监督的程度越高，对公司信息披露的要求也越高，提高了股市稳定性。tq在1%水平上显著为负，表明托宾Q值越高，企业进行重置投资越多，金融投资越少，股市稳定性上升。roa在5%水平上显著为负，表明公司盈利水平越高，越倾向于进行主动的信息披露，股市稳定性上升。en在1%水平上显著为正，说明国有企业的股价同步性要远高于民营企业，原因在于国有企业有政府做信用担保，对外披露信息的主动性更弱。其余控制变量的结果不再予以逐个说明。

表3 实体企业金融化与股价同步性

（三）调节效应分析

为了分析货币政策、公司治理与金融生态环境对实体企业金融化与股市稳定性的调节效应，笔者对模型（2）、（3）、（4）进行了实证检验。表4列出了回归结果，重点关注交叉项的显著性。列(1)为加入了货币政策与实体企业金融化交叉项的实证结果，enfin×mp的回归系数为0.33，在5%的显著性水平上通过检验，表明宽松的货币政策增强了实体企业金融化对股市的不稳定效应，这一结果支持研究假设H2。在货币政策宽松时期，流动性较为充沛，企业更容易从银行获得贷款，通过加杠杆方式增加金融资产投资，降低股市稳定性。列(2)报告了公司治理与实体企业金融化交叉项的回归结果，enfin×gov的回归系数为-0.249，在1%的显著性水平上通过检验，表明良好的公司治理弱化了实体企业金融化对股市的不稳定效应，从而证实假设H3。可能原因是治理水平较好的公司，能形成有效的监督约束机制，进而限制大股东进行过度投机行为，也有利于财务信息及时向外界披露，从而提高股市稳定性。列(3)报告了金融生态环境与实体企业金融化交叉项的回归结果，enfin×fecdum的回归系数为-0.316，在5%的显著性水平上通过检验，表明良好的金融生态环境能弱化实体企业金融化对股市的不稳定效应。由于中国地域分布广泛，各地区的金融生态环境存在较大差异，金融生态环境作为公司治理的一个良好的外部补充机制，能对企业经营行为产生外在约束机制，减少企业金融投机行为，从而提升股市稳定性。

表4 货币政策、公司治理与金融生态环境的调节效应

（四）稳健性检验

本研究从内生性、替代变量、分组回归、非线性排查及固定效应估计等几方面进行稳健性检验。

1.内生性问题。实体企业金融投资行为降低了股市稳定性，同时，股价稳定性下降导致上市公司真实的投资价值难以被区分与判断，上市公司股东为了凸显本公司市场价值会增加短期投资行为，促使实体企业不断增加金融资产投资，从而加剧实体企业金融化，因而可能存在双向因果关系带来的内生性问题。本研究采用enfin滞后1期、滞后2期值作为工具变量，采用广义矩估计（IV-GMM）进行验证。结果显示①，enfin系数依然在10%的水平上显著为正。为了考察工具变量的有效性，本研究选用Anderson canon.corr.LM统计量来验证不可识别问题，运用Cragg-Donald Wald F统计量来检验弱工具变量问题，结果表明工具变量可识别，也表明不存在弱工具变量问题。运用Sargan统计量来验证过度识别问题，结果显示不存在过度识别问题，表明工具变量是有效的。

2.替代变量。笔者借鉴Durnev等［21］研究方法，在测算股价同步性的基准模型上，加入了行业收益率，并且考虑上市公司收益率可能存在自相关性，还加入了行业收益率滞后1期与市场收益率滞后1期，计算得到syn2。结果显示enfin系数依然在1%置信水平上显著为正，进一步支持了H1。

3.分组回归。为了排除样本选择导致的实证偏差问题，本研究按金融化中位数将上市公司分为高金融化组与低金融化组。结果显示，无论是低金融化组还是高金融化组，enfin系数均在1%置信水平上显著为正，表明本研究实证方法不存在样本选择偏差问题。

4.非线性排查。考虑到非线性关系，本研究在模型基础上加入了enfin的二次项(enfinsq)，检验结果显示，enfin系数依然在1%水平上显著为正，但enfinsq系数符号为负但不显著，这说明没有足够证据显示实体企业金融化与股价同步性之间存在非线性关系。实体企业金融化显著降低了股市稳定性，与前面的结果一致。

5.固定效应估计。为了消除非观测值导致的误差，缓解可能存在的内生性问题，本研究还利用固定效应模型进行实证检验。结果显示，控制了个体固定效应与行业效应后，enfin系数依然在10%水平上显著为正，表明实体企业金融化降低了股市稳定性的结论具有一定的稳健性。

五、传导路径检验

虽然前文已验证了实体企业金融化降低了股市稳定性，但对其中的传导机制还有待检验。由前文论述可知，实体企业金融化主要通过信息传导效率与财务基本面两个渠道影响股市稳定性。从信息传导机制看，首先，实体企业金融化增加了金融资产投资，加剧了非经常损益的波动性，为管理者操纵盈余提供了机会，增加了公允价值计量难度，从而降低了会计信息质量。其次，实体企业金融化更有利于大股东与管理层利用资金占用、股票回购和关联交易等方式转移公司资源，为大股东掏空小股东提供了便利，促使大股东与管理层加大掩盖负面消息的动机。最后，实体企业金融化还会加剧投资风险，由于金融资产投资相较于实业投资更容易受市场波动的影响，投资损益波动性远大于经营性损益，出现投资损失的概率也远大于实业投资，在此情形下，企业更倾向于隐藏财务信息。这些均表明实体企业金融化在信息传导机制上主要是通过信息透明度来影响股价同步性的。从财务基本面传导机制看，其一，企业大量增加金融资产投资，持有的金融资产占比不断提高，经营性资产占比不断下降，改变了资产结构。为了提高投资收益，有的企业还会加杠杆，增加企业负债水平。由于金融资产投资种类少，其同质性相对于经营性资产更强，最终会造成分布于不同行业的企业资产基本面呈现趋同性特征。其二，金融资产投资占比提高还会改变企业资金的流动性结构。金融资产大多属于标准化资产，在产品的期限结构设计上具有统一性，而经营性资产由于所处行业生产规律的巨大差异而造成其期限结构也存在巨大差异。金融化的过程会促成不同行业期限结构逐步趋同，最终造成企业现金流量呈现同质化趋势。其三，金融投资行为也会改变企业的盈利性结构。由于金融市场存在较强的关联性，一个金融市场的波动容易溢出、传染至其他市场，造成金融资产价格出现“共振”，致使金融资产盈利性波动呈现较强的趋同性。当实体企业大量投资金融资产时，其盈利结构将呈现趋同性特点。综上，本研究认为：金融化会降低实体企业信息透明度，降低股市稳定性；金融化还会增强实体企业基本面趋同性，加剧股市同涨同跌，降低股市稳定性。因此，笔者构建企业信息透明度与基本面趋同性两个中间变量来检验实体企业金融化对股市稳定性的作用机制。

（一）企业信息透明度

借鉴Bhattacharya等［24］对企业信息透明度的测度方法，为了分析方便，本研究采用收益激进度的负值（EA）来测算企业信息透明度，其计算公式如下：

其中，i代表第i家企业，t代表第t年；ACC代表企业应计项目；△CA为企业流动资产增加额；△CL为流动负债增加额；△CASH为货币资金增加额；△STD为长期负债增加额；△DEP为折旧与摊销增加额；△TP为应交税费增加额；TA为企业总资产。ACC/TA为收益激进度，EA为收益激进度的负值，该值越大，表明企业的信息透明度越高。

（二）财务基本面趋同性

借鉴泰尔指数的基本思想，利用上市公司净资产收益率的泰尔指数的负值来衡量企业基本面的趋同性。计算公式如下：

其中，ROEi,t代表i企业第t年的净资产收益率，ROEj,t代表j行业平均净资产收益率，Nj代表j行业上市公司数量，Tj代表j行业的基本面趋同性，该数值越大代表行业差异性越小，基本面趋同性越大。

笔者采用Sobel-Goodman的中介效应检验方法来验证实体企业金融化通过以上两个渠道影响股市稳定性的传导机制。［25］表5列（1）—（3）为基本面趋同性T的检验结果，列（1）enfin系数显著为正(0.417)，列（2）enfin系数显著为正（1.863），列（3）enfin系数显著为正（0.411），T系数显著为正（0.004），表明基本面趋同性是实体企业金融化影响股市稳定性的重要传导机制，即：实体企业金融化↑→基本面趋同性↑→股市稳定性↓。表5列（4）—（6）为企业透明度EA的检验结果，列（4）enfin系数显著为正(0.397)，列（5）enfin系数显著为负（-0.058），列（6）enfin系数显著为正(0.385)，EA系数显著为负（-0.186），表明企业透明度也是实体企业金融化影响股市稳定性的传导机制，即：实体企业金融化↑→企业透明度↓→股市稳定性↓。

表5 传导机制检验

六、结论及政策启示

本研究以微观企业的金融化行为作为切入点，实证检验实体企业金融化对股市稳定性的影响效应及其传导机制。结果表明：实体企业金融化加剧了股价“同涨同跌”现象，降低了股市的稳定性；在考虑宏观政策、内外约束机制的调节作用后发现，宽松的货币政策强化了实体企业金融化对股市的不稳定性效应，良好的金融生态环境和公司治理弱化了实体企业金融化对股市的不稳定性效应；最后的传导机制检验发现，实体企业金融化主要是通过企业透明度、基本面趋同性两个中间因子影响股市稳定性的，具体地，实体企业金融化先引起企业透明度下降、基本面趋同性上升，进而引起股市稳定性下降。

研究结论说明实体企业脱离主营业务，大量开展虚拟化业务时，会加剧股价的“共振”效应，从而降低股市的稳定性。为了保障股市稳定，有效防范与化解系统性金融风险，可以采取如下政策措施。

第一，加强对实体企业金融投机行为的甄别与管控。监管部门应要求上市公司加强金融投资行为信息的对外披露，可以通过增加财务报表附录中金融投资数据的披露，需要对投资者进行声明的金融投资可以单列金融投资公告，提高投资者对上市企业金融投资行为的甄别能力。监管部门可以制定上市公司金融投资条例，允许合理、合规的金融投资，禁止超出标准的金融投资。对违反金融投资条例的，应予以处罚。

第二，严禁企业信贷资金违规进入楼市。划定银行的房地产贷款上限，对超出房地产贷款上限的房贷一律禁止，防止银行过度发放房地产贷款；严格监控信贷资金用途，防止银行与小额贷款公司、房地产中介合谋，将支持实体经济的经营贷通过包装变相以房贷的形式发放给企业，纵容企业随意改变信贷资金用途进入楼市。

第三，缩小金融、房地产投资与实业投资利润差。一方面，增加金融、房地产投资的成本，比如提高金融、房地产交易税，提高加杠杆投资的融资成本。另一方面，提高实业投资回报率，通过减税降费、增加生产经营、研发层面的补贴，降低实体投资的融资成本，缩小实体投资与金融、房地产投资的收益差距。

第四，积极发挥货币政策的调节作用。严密监控金融市场的流动性，当流动性过剩时，实体企业获得资金容易，更倾向于追加金融、房地产投资，从而加剧股市不稳定性。相反，流动性适度有利于限制实体企业过度进行金融、房地产投资，有利于股市稳定。因而，货币当局应采取适度从紧的货币政策，抑制实体企业过度投资行为，从而保障股市稳定。

第五，建立良好的内外部约束机制。对于内部约束，较好的公司治理有利于强化股市稳定性，因而，要不断深化上市公司组织架构改革，优化上市公司的决策、执行与监督机制，不断提升公司治理能力。对于外部约束，良好的金融生态环境有利于增强股市稳定性，因而要强化上市公司的信息披露机制，加强一般性信息与特定性信息的动态披露，营造良好的融资环境，建立清晰的银行与公司信贷关系，不断改善金融生态环境。

注释：

①限于篇幅，本文未报告稳健性检验结果，如有需要可向作者索取。