論貨幣政策不確定性與企業金融化

劉慧 徐蘭

（1.清遠職業技術學院外語與經貿學院 廣東清遠 511510；2.東莞職業技術學院物流工程系 廣東東莞 523808）

一、研究背景概述

當前我國經濟發展面臨實體經濟結構性供需、實體經濟和金融發展以及實體經濟發展與房地產發展的三大失衡。近十來年的經濟發展結構的失衡導致實體經濟產能過剩，進一步導致傳統工業企業實體投資回報率顯著下滑，在資本逐利的本性驅使下，一些實體型企業將大量資本投入到高收益率的金融、房地產行業，逐步放棄了主業，形成了金融領域“錢多”與實體經濟“融資難、融資貴”并存的現象，經濟出現“脫實向虛”的傾向。在此背景下，習近平總書記強調必須引導金融服務于實體經濟，充分發揮金融對經濟的積極作用，防止出現資本主義國家金融資本與產業資本地位顛倒的現象。鑒于此，中國人民銀行運用各種新型的貨幣政策手段調節經濟，期望引導資金進入實體經濟，但與此同時，貨幣政策的不斷調整也導致貨幣政策不確定性的提高。因此，分析清楚貨幣政策不確定性對企業金融資產投資的影響，不僅有利于理解現階段企業金融化的趨勢，且能夠更好地探討中國人民銀行如何提高貨幣政策服務實體經濟的能力，針對非金融企業金融化現象制定合適的貨幣政策，引導金融回歸實體經濟。

國內外學者大多是從宏觀和微觀角度研究企業金融化的動機。首先，現有的研究主要從金融行業高額利差收益、金融欠發達國家的信貸約束、金融監管缺失、經濟政策不確定性等角度對企業金融化給出了解釋（王永欽等，2015；宋軍和陸旸，2015；韓珣等，2017；彭俞超等，2018）；微觀層面分析企業金融化動機主要是從“蓄水池”理論和“投資替代”理論進行了分析（杜勇等，2017；胡奕明等，2017）。其次是從微觀層面對經濟金融化的經濟后果展開的分析，金融化損害了實體企業的未來主業的業績，降低了企業創新、實物資本投資以及企業的實業投資效率（謝家智等，2014；王紅建等，2016；張成思和張步曇，2016）。從貨幣政策不確定性的角度探討企業金融化原因的文獻還較少。

本文基于上市公司數據研究發現，貨幣政策不確定性上升加劇了企業的金融化，但對異質性企業的影響存在較大差異，貨幣政策不確定性導致國有企業和非制造業企業的金融資產投資上升，但抑制了非國有企業和制造業企業的金融資產投資。

本文可能的研究貢獻主要體現在以下三個方面：第一，已有的研究主要集中于考察貨幣政策不確定性對通貨膨脹、就業、經濟增長等宏觀層面的影響，本文則從微觀企業的角度考察了貨幣政策不確定性對企業金融資產投資的影響。第二，理清了貨幣政策不確定性影響企業金融資產投資的作用機理，貨幣政策不確定性引起金融市場摩擦增大，導致企業融資環境惡化，加劇了非國有企業和制造業的融資約束，進而導致其減少金融資產投資，以確保當期的財務正常運轉；貨幣政策不確定性也導致了債券、股票等價格的波動，國有企業和非制造業因受到的融資約束較少，出于“投機”的目的反而增加了金融資產投資。第三，對央行調整貨幣政策提供決策參考。建議中國人民銀行應注意貨幣政策的前瞻性指導，同時也要注重制定差異化的貨幣政策，更好地引導企業投資。

二、理論分析和研究假設

（一）貨幣政策不確定性影響金融資產投資

現有的理論認為，企業配置金融資產通常有兩類動機。一是“蓄水池”動機。與固定資產、無形資產相比，金融資產的變現能力更強、調整成本也更低，當企業面臨資金短缺時，可以出售金融資產來獲取資金，減輕對外部融資的依賴，彌補主業投資的不足。因此當企業面臨不確定性時，為應對不確定性可能會選擇投資于金融資產而不是固定資產Tornell（1990）。二是“替代”動機。即在資源總量一定的情況下，金融資產投資與實體投資是一種替代關系（Tobin，1965），若企業將更多資源用于短期的金融投資，那么用于實體投資的資金將減少。如果企業配置金融資產是作為“蓄水池”動機，即企業在資金充裕時買入金融資產，而在資金緊張時賣出（胡奕明等，2017），這種為了調節企業資金水平而進行的金融資產投資，不會對實體經濟產生“擠出”效應。貨幣政策不確定性恰好導致企業對未來預期變得更加困難，企業出于前瞻性的考慮，會加大流動性較強的金融資產的投資，減少固定資產投資；但貨幣政策不確定性也加劇了金融市場的摩擦，導致企業融資約束加劇，企業可支配資金的減少，在資源總量一定的情況下，為了確保基本業務的正常運轉，企業會減少金融資產投資。鑒于此，本文提出兩個對立性假設：

假設1a：隨著貨幣政策不確定性的提高，企業將更多地投資金融資產，即金融資產投資增長率上升。

假設1b：隨著貨幣政策不確定性的提高，企業將更少地投資金融資產，即金融資產投資增長率下降。

（二）貨幣政策不確定性與金融資產配置

依據馬考維茨(Markowitz)的投資組合理論，企業會立足于對流動性管理、資產風險及宏觀環境的考慮來進行投資組合，將閑置資金投資于流動性不同、期限結構不同的金融資產。以加強流動性儲備及降低投資風險。因此，當貨幣政策不確定性上升時，若企業進行金融資產投資的目的是出于“儲水池”動機，企業會配置更多的資金到流動性較強的短期金融資產，同時出售流動性較差的長期金融資產。反之，若企業進行金融資產投資的目的是出于追逐利潤的動機，當貨幣政策不確定性上升時，為了降低利潤的波動性，企業將會投資于長期、保值型金融資產投資，如投資性房地產。Jeong（2002）按照投資的時間長短把投資分為長期投資和短期投資，研究證明政策不確定性會影響企業對投資期限的選擇，長期投資的不可逆性使得企業在政策不確定性條件下更加偏向短期投資。基于以上分析，本文提出兩個對立性假設：

假設2a：隨著貨幣政策不確定性的上升，企業增加短期金融資產投資，即短期金融資產增長率上升更快。

假設2b：隨著貨幣政策不確定性的上升，企業減少短期金融資產投資，即短期金融資產增長率下降更快。

（三）產權性質的異質性

由于激勵不相容以及信息不對稱，管理者對企業金融資產的配置有極大的決策權，且有利用該權力獲取私有收益的動機，相比實體經濟，金融業、房地產業被認為是兩大暴利行業（王紅建等，2016），金融投資收益率遠大于實體資本投資收益率，為了獲取短期超額利益，管理者傾向于投資金融資產來進行投機套利，忽視利于企業長遠發展的實體投資。相比非國有企業，國有企業的委托代理問題往往更復雜，因此國有企業往往存在著嚴重的內部人控制問題，代理問題也更為嚴重，管理者更容易迫于短期業績的壓力進行金融投機套利活動，放棄購建固定資產、研發創新等長期投資。同時，由于預算軟約束問題，相比非國有企業，國有企業更易獲得政府的資金支持以及金融機構的貸款（林毅夫、李志贊，2014；葉康濤、祝繼壽，2009），其面臨的融資約束問題更弱，因此國有企業往往會出于投機套利動機而投資金融資產。與此相反，民營企業融資約束對貨幣政策變動更為敏感（王建斌，2019），當貨幣政策趨于寬松時，企業會顯著提高交易性金融資產的配置水平來緩解所面臨的融資約束，主要表現為降低了民營企業的投資現金流敏感性，緩解了民營企業投資不足，且有效提升了民營企業研發費用支出的持續性(楊箏等，2017)，因此多數民營企業投資金融資產可能出于“蓄水池”動機。基于上述分析，本文提出如下假設：

假設3：貨幣政策不確定性上升時，國有企業持有金融資產的增長率上升，非國有企業持有金融資產的增長率下降。

（四）行業異質性

制造業是實體經濟核心部分，可以理解為最狹義的實體經濟（黃慧群，2017）。然而，我國制造業整體上處于全球制造業產業鏈的中低端，大而不強，產業鏈當中高附加值的部分占比較小，導致制造業的利潤相對薄弱。同時，中國制造業的自主創新能力不足，核心技術對外依存度過高，受外界影響的風險也相對較大（儲著勝，2018）。因此，我國制造業企業金融化的驅動因素主要是制造業收益相對低，金融行業收益虛高、制造業創新能力相對弱化而競爭優勢不足，以及機構投資者對制造業企業治理強度的提高等三方面（謝家智等，2014) 。中國制造業企業進行金融資產投資更多考慮的是風險，非國有企業和制造業企業金融資產投資的顯著驅動因素是規避風險，而非制造業企業的金融投資主要由收益率差驅動（張思成、鄭寧，2019）。因此，制造業與非制造業企業在金融資產投資動機上存在顯著差異，制造業金融資產投資出于風險規避的目的，而非追逐利潤。當貨幣政策不確定性加劇時，宏觀經濟風險增大，制造業企業為了規避風險，減少金融資產投資。基于以上分析，本文提出如下假設：

假設4：隨著貨幣政策不確定性的上升，制造業企業持有金融資產的增長率將不斷下降。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文選取 2007年—2018年我國 A 股上市公司的季度數據作為樣本，所有數據來源于CSMAR 數據庫。本文對初始數據進行處理，剔除金融行業公司樣本、關鍵數據缺失公司樣本、ST或ST*類公司樣本、房地產公司以及資不抵債的公司樣本，為降低極端值對結果的影響，對公司層面的連續變量在1%水平進行了winsorize處理。

（二）模型構建

本文的因變量為金融資產投資增長率等，本文參考彭俞超等（2018）構建模型（1），以檢驗貨幣政策不確定性對企業金融化趨勢的影響。

其中，下標i代表企業，t代表季度；被解釋變量G_F代表企業金融資產投資增長率，用以衡量企業金融資產投資增長率，具體是用企業持有金融資產規模自然對數值的一階差分（乘以100）來度量；MPU表示貨幣政策不確定性；Xi,t表示控制變量。

（三）變量定義

被解釋變量。即金融資產投資增長率，本文參考（Demir，2009；劉珺等，2014；彭俞超等，2018）將交易性金融資產、衍生金融資產、可供出售金融資產、投資性房地產和持有至到期投資等五個科目加總得到金融資產總值，然后取對數后進行一階差分金融資產投資增長率。

解釋變量。即貨幣政策不確定性，本文參考王博等(2019)構建的指標，利用主成分分析法計算出了貨幣政策不確定性指數，具體如圖1所示。

圖1 貨幣政策不確定性指數（3個月）

控制變量。控制變量的選取參考了以往國內外研究企業投資及其影響因素的文獻，本文參考彭俞超等（2018）的研究選擇了以下控制變量：①金融與實體經濟相對收益率（Return_Gap），用金融收益率與實體收益率之比來衡量；借鑒張成思和張步曇(2016)的方法，金融收益率等于投資收益、凈匯兌收益、公允價值變動損益的和減去聯營和合營企業的投資收益后，除以金融資產總額來衡量。②金融與實體投資的相對風險(risk)，采用金融投資收益率三個季度滾動標準差與實體投資收益率三個季度滾動標準差之比來衡量。③影響企業投資的其他因素,如公司規模(Size)、托賓Q值(Tobinq)、盈利能力(Roa)、資產負債率(Lev)等。此外，本文還控制季度、行業、地區的影響。如表1所示。

表1 變量定義

四、實證分析

（一）描述性統計

由表2可見，G_F的均值為0.64，最小值為-10.41，最大值為21.51，表明樣本企業金融投資增長率存在較大的差異。金融資產收益率（Frate）均值為0.45，實體投資收益率（Rrate)均值為0.06，說明金融資產收益率相對高很多；同時金融資產相對實體投資風險之比（risk）的均值為24，說明金融資產投資的風險也相對高。在控制變量中，企業規模（Size）的均值為22.27，資產負債率（LEV）的均值為0.45，從其標準差與中位數等數據可以看出，樣本企業的企業規模和資產負債率指標分布比較均勻，資產收益率（ROA）、托賓Q值（TobinQ）的均值分別為0.02、2.17，表明樣本企業的經營狀況良好。此外，變量SOE的均值表明樣本公司中45%的為國有企業，55%的為非國有企業。

表2 主要變量的描述性統計

（二）貨幣政策不確定性對金融資產投資的正向影響

分析貨幣政策不確定性對金融資產投資的影響，由表3可以發現，貨幣政策不確定性對企業金融資產投資是正向影響且顯著，即貨幣政策不確定性加劇了企業金融化。表3中（1）到（4）欄逐步增加控制變量，回歸結果穩定在0.5左右，說明貨幣政策不確定性變動一個標準差，金融資產投資將增加0.5個左右的標準差。原因可能在于：

表3 貨幣政策不確定性對企業金融化的影響

第一，貨幣政策不確定性上升會對宏觀經濟帶來負面影響，導致違約風險的上升、產出下降、通貨膨脹的上升、就業率的下降和消費的減少（王博等，2019；Herro&Murray，2011；Fernández-Villaverde et al，2011）。因此企業面臨的外部環境惡化，實體投資的不確定性增大導致實體投資收益風險隨之增加，企業將減少實體投資，加大金融資產投資來規避風險，同時獲得短期的收益。

第二，貨幣政策不確定性上升時，會導致股票、債券等價格的波動（Bundick et al，2017），增加“投機”的機會，企業將會加大金融資產投資。假設1a得到驗證。

（三）貨幣政策不確定性對企業金融化影響的資產差異

貨幣政策不確定性的提高不僅影響企業金融資產投資的數量，也會影響金融資產的配置。不同類型的金融資產因期限、流動性等存在差異，受貨幣政策不確定性的影響也不同。表4中，第（1）列可以看出貨幣政策不確定性對交易性金融資產投資正向影響最大且在5%的水平上顯著；第（2）和（3）列可以看出貨幣政策不確定性對衍生性金融資產投資和可供出售金融資產投資正向影響不顯著；第（4）列可以看出貨幣政策不確定性對持有到期投資正向影響在10%的水平上顯著；第（5）列可以看出貨幣政策不確定性對投資性房地產負向影響且在1%的水平上顯著。這表明，貨幣政策不確定性提高了企業短期金融資產的持有，抑制了企業對房地產等長期資產的持有。

表4 貨幣政策不確定性對企業金融化影響的資產差異

以上實證結果也說明，貨幣政策不確定性的提高促進了短期金融資產投資，降低了長期金融資產投資，引起金融資產配置轉向投機性、短期性金融資產，即企業通過增持流動性更強的短期金融資產，減少持有流動性較差的長期金融資產來應對貨幣政策帶來的不確定性，進一步說明企業金融資產投資主要是以預防性儲蓄為目的。反之，當企業以追逐利潤為目的而進行金融資產投資時，企業會賣出受金融市場影響較大的短期投機型金融資產，增持相對保值的長期金融資產來應對不斷上升的貨幣政策不確定性。

（四）產權性質的異質性

以上研究結果表明，貨幣政策不確定性的上升會導致企業金融資產投資增加，加劇企業金融化趨勢。為進一步分析清楚企業金融化行為背后的邏輯，本文還根據產權性質的不同，進行分組回歸。從表5可以看出，貨幣政策不確定性對國有企業金融化具有正向影響且在1%的水平上顯著，對非國有企業金融化具有抑制作用且在1%的水平上顯著。原因可能在于：當貨幣政策不確定性上升時，國有企業受到的融資約束相對小，有閑余的資金用于金融資產投資；非國有企業受到的融資約束較強，面臨破產風險，為了維持正常的經營，被迫縮減金融資產投資，從而保障當期的財務正常運行。

表5 貨幣政策不確定性對企業金融化影響的產權性質差異

（五）行業異質性

黃慧群（2017）對實體經濟進行了分層，認為第一個層次的實體經濟是制造業，該部分是實體經濟核心部分，可以理解為最狹義的實體經濟。因此，為了進一步分析貨幣政策不確定性對企業金融資產投資的影響，本文依據行業將企業區分為制造業企業和非制造業企業分組進行回歸。從表6的回歸結果來看，貨幣政策不確定性對制造類企業的金融資產投資呈負向影響且在1%的水平上顯著，對非制造業的金融資產投資呈正向影響且在10%的水平上顯著。驗證了假說H4。

表6 貨幣政策不確定性對企業金融化影響的行業差異

（六）穩健性檢驗

關于內生性問題的討論。前文回歸模型的解釋變量和控制變量均采用滯后一期回歸的做法，可以有效避免可能存在的反向因果關系導致的內生性問題。加之本文使用的貨幣政策不確定性指數屬于宏觀層面的指標，而微觀企業的被解釋變量很難影響宏觀政策變量，所以可以忽略企業金融資產投資和貨幣政策不確定性之間存在反向因果關系。另外，本文在實證研究中控制了季節、行業、地區的固定效應，避免了遺漏變量帶來的內生性問題。根據因變量的自相關結構，參照Fang et al (2015)的做法，本文將被解釋變量的滯后項加入動態面板回歸模型中，解釋變量的顯著性不變。如表7所示。

表7 穩健性檢驗——被解釋變量滯后一期

改變解釋變量進行檢驗。為了進一步驗證實證結果的穩健性，本文運用上海銀行間同業拆借率7日利率的季度標準差代替本文計算的貨幣政策不確定性指數對結果進行驗證，孫健等（2017）、鐘凱等（2017）、楊鳴京等（2019）均采用銀行間拆借利率的標準差來度量貨幣政策不確定性。改變解釋變量后，顯著性不變。如表8所示。

表8 穩健性檢驗——shibor代替mpu

五、主要結論與政策建議

本文參照王博等（2019）構建的貨幣政策不確定性指標，測算出了中國貨幣政策不確定性指數，利用滬深兩市A股非金融、非房地產行業上市公司2007年至2018年金融資產季度投資數據，考察貨幣政策不確定性對企業金融資產投資的影響。實證結果表明，貨幣政策不確定性對上市公司的金融資產投資活動有正向效應，體現在貨幣政策不確定性正向影響上市公司的金融資產投資，加劇了企業的金融化；異質性分析發現，貨幣政策不確定性對國有企業和非制造業企業的金融化具有促進作用，但對非國有企業和制造業企業具有抑制作用。

近些年來，我國實體經濟發展呈現出“脫實向虛”的跡象，如何更好地引導企業回歸主業，遏制企業“金融化”的趨勢，尤其是制造業企業“金融化”，實現“脫虛向實”的目標，對于中國經濟長遠發展意義重大。基于以上研究結果，針對如何更好地應用貨幣政策引導企業投資，本文提出如下建議：

第一，貨幣政策的制定不能對所有企業實行“一刀切”，貨幣政策的制定應該有差異性，需識別不同類型企業以及不同形式的金融投資驅動機制的異質性特征，對癥下藥。

第二，政府相關部門應致力于解決非國有企業融資環境不公平、制造業實業投資風險高等問題，引導實體經濟正確進行投資活動，實現資源跨部門、跨行業的最優配置。

第三，政府應該著力于外部軟環境的建設，如加強知識產權保護等，營造好的創新環境，為制造業企業提供良好的競爭環境，提升制造業的整體創新能力，創新能力的提升必然會增強制造業的競爭力，占據價值鏈的高端，提升其利潤空間，進而吸引更多的資本流向制造業，進行實業投資。