金融嚴監管、企業金融化與實體經濟資本配置效率

馬亞明 楊 蘭

(天津財經大學，天津 300222)

一、引言與相關文獻綜述

2017年，中共中央政治局會議及全國金融工作會議明確提出“深化金融改革、加強金融監管、整治金融亂象”的指導方向，不僅再次將“防控金融風險”作為攻堅重點，同時也著重強調了“促進金融和實體經濟良性循環”的重要意義(馬亞明 等，2021)。中共十九大報告對于金融發展的定位，從創新和發展轉變為穩健、服務實體經濟、守住不發生金融風險。與此同時，一系列嚴監管文件陸續發布，中國進入全面嚴監管時代。金融嚴監管政策的實施有助于規范金融市場，更好地服務實體經濟，實現金融與實體經濟的良性循環。推進金融監管的體制機制改革，加強對監管體系的機構整合和制度建設，形成嚴監管的市場態勢，能夠有效推動金融與實體經濟關系的轉型升級(邱兆祥 等，2019)。金融監管也可能通過加強金融順周期性提高金融風險，從而對實體經濟產生消極影響(張金城 等，2011)。金融監管通過信貸渠道，即通過縮減融資軟約束企業的信貸減少非正規金融的資金供給，促進企業“脫虛向實”，而金融監管的完善有利于實現金融更好地服務實體經濟(馬思超 等，2019)。

一直以來，中國實體經濟都面臨著實體投資率下降現象，由于金融部門收益率顯著高于實體經濟的投資收益率，實體企業不斷將生產性投資轉向金融資產投資，導致實體企業金融化行為，嚴重擠壓了實體投資(胡奕明 等，2017)。當然，企業的金融化行為也可能對企業在實業領域的投資產生促進作用。企業的金融資產持有有企業投資的“蓄水池”作用(陳曦明 等，2021)，而當金融化表現為“蓄水池”作用時，其有利于緩解實業投資的融資約束，促進實業投資的增長(Smith et al.，1985；Stulz，1996)。企業從金融渠道獲得的資金一方面增加了企業的可支配資金，另一方面可以促使企業參與更多的金融活動，最終可以促進實體投資的增加(Denis et al.，2010；Duchin，2010)。

《關于規范金融機構資產管理業務的指導意見》(以下簡稱“資管新規”)的出臺使通道業務、非標業務等受到嚴格管控，金融產品層層嵌套等行為得到抑制，有效減少了資金空轉，優化了金融市場環境。穿透式監管方法更為多樣和靈活，表現為功能穿透、行為穿透、主體穿透等，有利于實現監管的一致性，避免監管套利。穿透式監管約束了地方政府債務平臺的融資活動，導致基礎設施建設投資增速下降，實體投資受到明顯抑制，由此，金融嚴監管政策為實體經濟營造了緊縮的融資環境。此外，穿透式監管等監管措施限制了企業通過層層嵌套方式進行的股權投資和各種非標金融資產投資而抑制了企業的金融化。企業的金融資產配置會因為金融資產供給收緊而大幅減少，在很大程度上抑制了企業的金融化行為，緩解了企業金融化擠占實體投資現象，對實體經濟的資本配置效率產生了積極影響。

通過梳理分析相關文獻，本文可能存在以下邊際貢獻：一是豐富了相關研究。關于金融嚴監管政策會對實體經濟資本配置效率產生怎樣的影響，已有研究持有不同的觀點，本文旨在通過實證檢驗的方法得出本文的研究結論并加以分析。二是為研究金融嚴監管如何影響實體經濟資本配置效率提供了新的思路。本文從企業金融化的視角切入，研究企業進行金融投資活動如何受到金融嚴監管政策的影響，及如何進一步影響實體經濟資本配置效率。

二、理論分析與假設提出

金融嚴監管政策的實施對實體經濟資本配置效率產生的影響是不確定的。一方面，資本監管的加強會影響單個銀行的資產負債組合和信貸供給，進而影響銀行體系的信貸總量供給(溫信祥，2006)；存貸比監管的加強會迫使商業銀行為規避監管而減少信貸投放，從而降低了商業銀行的流動性創造能力(呂思聰，2018)；資本充足率監管的加強會使銀行調整信貸行為，降低風險偏好，進而導致銀行信用緊縮(黃憲 等，2005)。銀行信貸對實體經濟具有顯著的促進作用(郭麗虹 等，2014)，信貸緊縮以及信貸資金價格的提升則會提高企業的融資成本，影響企業的投資活動以及實體經濟發展。此外，信貸歧視等現象的存在會導致信貸資源的錯配，不利于實體經濟的發展。另一方面，金融嚴監管政策會通過嚴格規范金融機構運作，提升金融市場效率以更好服務實體經濟，防范、化解金融風險，從而更好發揮金融工具的信號傳遞、分散風險的功能，進一步提高經濟運轉效率。金融嚴監管政策實施后，銀行、資產管理公司等金融機構受到的監管不斷加強，宏微觀審慎監管框架為統一監管提供了制度保障，宏觀審慎監管考核的實施將表外理財、同業負債納入監管范圍，有利于對影子銀行體系實施全面監管。影子銀行的規范與監管控制了游離在監管之外的金融活動，防止了金融貨幣資本的無序擴張，抑制了金融的泡沫化，有助于發揮金融促進資本流轉的作用，實現資本的有效配置。此外，資管新規明確了統一的監管標準，促進不同監管主體之間協調配合和信息共享，實施穿透式監管，提高金融市場運作效率，進而促進實體經濟發展。由此，提出兩個相對的競爭性假設：

假設

1a

：

金融嚴監管政策的實施有利于提高實體經濟資本配置效率；

假設

1b

：

金融嚴監管政策的實施不利于提高實體經濟資本配置效率。

金融嚴監管會抑制非金融企業的金融化行為。企業金融化行為表現為企業金融資產配置比例不斷上升，實體投資不斷下降(張成思 等，2016)。追逐利益的“投資替代”是導致企業金融化的主要原因。金融資產的收益率顯著高于實體投資的收益率，再加上實體投資周期長等原因，企業會更傾向于增加金融資產的配置(Orhangazi，2008；Demir，2009；陳彥斌 等，2017)。金融嚴監管政策強調穿透式管理和縮短融資鏈條，壓縮通道業務空間，要求理財產品所投資的資管產品不得再“嵌套投資”其他資管產品，限制了企業通過層層嵌套方式進行的股權投資和各種非標金融資產投資，從而抑制了企業的金融化。

企業金融化得到抑制后，會使得實體經濟的資本得到有效的配置。實體企業將資源過多地用于金融投資，使得企業缺乏足夠的資金進行設備更新升級以及產品的研發創新，進而抑制企業主業的發展，包括擠出研發創新、新產品開發、管理創新、組織創新、人才引進、固定資產更新改造等方面的支出(王紅建 等，2016；王紅建 等，2017)，導致實體經濟的資本配置扭曲，降低了實體經濟的資本配置效率。基于委托-代理理論，企業管理者為降低私人成本，會減少周期長、風險高的主業投資，而把資金投資到收益率更高的金融領域，以期獲得管理權私利和控制權私利(文春暉 等，2015)，導致資本配置扭曲，這不利于企業正常生產經營活動的進行，阻礙了資本積累，嚴重損害了企業的長期利益。金融嚴監管政策會抑制企業的金融化行為，降低實體企業對金融資產的配置，使資本更多地配置到實體投資中，從而提高實體經濟資本配置效率。由此，提出：

假設

2

：

金融嚴監管通過抑制企業金融化行為促進了實體經濟資本配置效率的提高。

三、研究設計與實證分析

(一)研究設計

1.模型設定

借鑒程新生等(2020)、陳德球等(2017)，本文采用企業“投資-投資機會”敏感性模型衡量企業資本配置效率。模型設定如下：

I=?+?Q+CONTROL+ε

(1)

其中：I為企業實體投資；Q為投資機會；系數?衡量資本配置效率，若?>0，說明資本配置有效，而若?<0，則說明資本配置無效。

為檢驗金融嚴監管政策實施對企業實體投資的影響，設定如下模型：

I=ω+ωFS+CONTROL+ε

(2)

其中：FS為金融嚴監管變量；系數ω衡量金融嚴監管對企業投資的影響，若ω>0，說明金融嚴監管提高了企業實體投資，而若ω<0，則說明金融嚴監管降低了企業實體投資。

參照Imai et al.(2010)，實證檢驗金融嚴監管政策對實體經濟資本配置效率的影響，并檢驗企業金融化行為在其中所起到的中介作用。本文的中介效應模型是資本配置效率模型(式(1))與Imai et al.(2010)的中介效應模型的結合，因資本配置效率的測度由回歸系數給出，而非以一列數據形式展示的變量，所以在本文的中介效應檢驗中以交互項的形式出現。模型設定如下：

I=β+βQ+βFS+βFS×Q+CONTROL+ε

(3)

CF=λ+λFS+CONTROL+ε

(4)

I=α+αQ+αFS+αFS×Q+αCF+αCF×Q+CONTROL+ε

(5)

式(3)～(5)是在式(1)的基礎上建立的中介效應模型。式(1)中的資本配置效率由回歸系數?衡量，所以式(3)～(5)中解釋變量以及中介變量對被解釋變量資本配置效率的影響通過其與Q構成的交互項的回歸系數衡量。

中介效應檢驗步驟為：第一步，對式(3)進行回歸，檢驗金融嚴監管的回歸系數β是否顯著，若β顯著大于0，則說明金融嚴監管對實體經濟的資本配置效率產生了正向影響；反之，則相反。第二步，對式(4)進行回歸，檢驗金融嚴監管對企業金融化這一中介變量的作用效果。若λ顯著大于0，表明金融嚴監管促進了企業金融化行為；反之，則相反。第三步，對式(5)進行回歸，如果金融嚴監管對實體經濟資本配置效率影響的系數α和企業金融化對實體經濟資本配置效率影響的回歸系數α都顯著，而且系數α與系數β的絕對值相比出現了下降，表明企業金融化存在部分中介效應。如果僅僅是系數α顯著，系數α不顯著，表明企業金融化起到了完全中介作用。

2.數據來源與樣本選擇

本文選取了2010—2020年中國A股上市公司數據，剔除了 ST、ST以及金融類上市企業樣本，并對所有連續變量都進行了1%水平的Winsorise處理。相關數據來源于國泰安數據庫和Wind數據庫。

各變量描述如下：企業投資(I)，為各上市企業的固定資產、無形資產及其他長期資產與總資產之比。企業投資機會(Q)，為各上市企業托賓Q值的滯后一階。金融嚴監管(FS)，根據金融監管實施情況，2017年進入全面嚴監管，借鑒劉惠好等(2019)的做法，將其設置為虛擬變量，2017—2020年為事件窗口。企業金融化(CF)，本文將交易性金融資產、衍生金融資產、買入返售金融資產、發放貸款及墊款、可供出售金融資產、持有至到期金融資產、投資性房地產及其他流動資產之和的對數增長作為企業金融化的指標 。CONTROL為控制變量集合，微觀層面的控制變量包括企業規模(TA)、流動資產比率(LR)、現金比率(CAR)、資產負債率(LEV)和資本積累率(RCA)；宏觀層面的控制變量包括國內生產總值(GDP)、政府干預(GOV)和對外開放(OPEN)。變量說明如表1所示。

表1 變量說明

3.變量描述性統計

表2給出了變量的描述性統計。

表2 變量描述性統計

可以看到：實體投資I的均值為0.1469，最小值為0，最大值為0.6718，表明不同企業間的投資在一定程度上存在差距；投資機會Q的均值為2.0306，最小值為0.8649，最大值為8.6635，表明不同企業間的投資機會存在較大的差距；金融嚴監管FS的均值為0.4650 ，表明有46.50%的樣本位于時間窗口期；金融化CF均值為0.1011，最小值為-18.4835，最大值為15.4600，表明不同企業間的金融化水平存在較大的差距；其它變量統計顯示數據在合理范圍內，排除離群值對回歸結果的影響。

(二)資本配置效率的回歸結果

按照式(1)，對資本配置效率進行測度。表3中，列(1)顯示投資機會Q的回歸系數為-0.0023，這表明資本配置效率處于較低水平；列(2)在列(1)的基礎上增加了微觀控制變量，結果顯示投資機會Q的回歸系數為-0.0004，與列(1)結果相一致，表明資本配置效率處于較低水平；列(3)在列(2)的基礎上增加了宏觀控制變量，與列(1)、(2)的結果保持一致，均說明資本配置效率處于較低水平。

表3 資本配置效率的回歸結果

(三)基準回歸

基于中介效應模型進行本文的基準回歸，結果如表4所示。列(1)顯示金融嚴監管政策顯著降低了實體投資；列(2)顯示金融嚴監管政策顯著提高了資本配置效率，且通過了1%的顯著性檢驗，因此假設1a得到驗證；列(3)顯示金融嚴監管顯著抑制了企業的金融化行為。比較列(1)、(3)，金融嚴監管對實體投資的影響顯著為負，影響系數為-0.0474，而金融嚴監管對金融資產配置的影響也顯著為負，影響系數為-0.5873，說明金融嚴監管對金融資產配置以及實體投資均產生了抑制作用。列(4)顯示金融嚴監管政策對資本配置效率的影響系數下降，企業金融化對資本配置效率的影響系數顯著為負，表明企業金融化行為在金融嚴監管對資本配置效率的作用過程中起到了中介作用，即金融嚴監管政策通過抑制企業的金融化行為進而提高了資本配置效率，因此假設2得到驗證。借鑒李波等(2020)，通過回歸系數計算中介效應的影響系數。金融嚴監管對資本配置效率的回歸系數為0.0064，低于列(2)中的回歸系數0.0080，表明金融嚴監管通過企業金融化來影響實體經濟資本配置效率的間接傳導途徑存在，此中介效應的影響系數約為0.0005((-0.5873)×(-0.0009))。

表4 基準檢驗結果

(續表4)

(四)穩健性檢驗

1.基于金融監管指數變量替代的穩健性檢驗

參考葉永剛等(2009)、李成等(2013)，選取關于宏觀金融穩定以及微觀金融穩定的變量(GDP增長率、CPI增長率、存款總額、貸款總額、銀行業資產負債率、銀行業資本充足率)進行金融監管指數構建，并應用此指數進行穩健性檢驗，結果見表5。

表5 基于金融監管指數變量替代的穩健性檢驗

表5列(1)、(3)表明，金融監管的加強顯著降低了實體投資和金融資產配置；列(2)表明金融監管的加強顯著降低了資本配置效率。綜合列(2)～(4)，可以發現，金融監管的加強通過抑制企業的金融化行為進而提高了資本配置效率。參考李波等(2020)，通過回歸系數計算中介效應的影響系數。金融監管對資本配置效率的回歸系數為0.0011，低于0.0019，表明金融監管通過抑制企業金融化行為來影響實體經濟資本配置效率的中介效應的影響系數約為0.0002((-0.2548)×(-0.0009))。與基準回歸結果一致，表明模型設定有效，結果穩健。

2.基于系統GMM的穩健性檢驗

本文還通過變換計量方法進行穩健性檢驗。因系統GMM不需要知道隨機誤差項的準確分布信息，且允許隨機誤差項存在異方差和序列相關，擁有更寬松的計量假設，所以本文選取系統GMM進行穩健性檢驗。表6結果表明金融嚴監管政策通過抑制企業的金融化行為進而提高了資本配置效率。借鑒李波等(2020)，通過回歸系數計算中介效應的影響系數。金融嚴監管對資本配置效率的回歸系數為0.0328，低于0.0507，表明金融嚴監管通過抑制企業金融化行為來影響實體經濟資本配置效率的間接傳導途徑存在，此中介效應的影響系數約為0.0346((-0.7211)×(-0.0480))。與基準回歸結果一致，表明模型設定有效，結果穩健。

表6 基于系統GMM的穩健性檢驗

(五)異質性檢驗

1.基于產權性質的異質性檢驗

按照非國有與國有企業進行分組，實證檢驗“金融嚴監管—企業金融化—實體經濟資本配置效率”傳導機制可能存在的異質性，表7顯示了實證檢驗結果。非國有企業層面結果顯示，“金融嚴監管—企業金融化—實體經濟資本配置效率”傳導機制顯著存在，金融嚴監管通過降低金融資產配置，進而提高了資本配置效率。原因可能在于，非國有企業的金融化行為擠占了實體投資，降低了企業的資本配置效率，而金融嚴監管政策的實施能夠有效抑制企業的金融化行為，進而對企業的資本配置起到促進作用。在國有企業層面，金融嚴監管同樣改善了國有企業的資本配置效率，同時也降低了金融資產配置，但是中介效應不顯著，即“金融嚴監管—企業金融化—實體經濟資本配置效率”傳導機制不顯著。比較回歸結果可以發現，在非國有企業與國有企業分組中，“金融嚴監管—企業金融化—實體經濟資本配置效率”傳導機制存在與否的差異在于交互項CF×Q的系數是否顯著，即企業的金融化行為是否顯著影響資本配置效率。

表7 基于企業性質的異質性檢驗

2.基于市場化水平的異質性檢驗

《中國分省份市場化指數報告(2018)》給出了2008—2016年的市場化總指數評分，本文數據時間窗口為2010—2020年，故在原數據基礎上進行外推。首先計算2008—2016年的各個省份的平均增長率，再根據已有數據乘上(1+平均增長率)，計算得到未知數據，最終得到2010—2020年各地區的市場化水平數據。本文將各地區市場化水平按高于或低于當期市場化水平中位數劃分為市場化水平高組和市場化水平低組。表8顯示了基于市場化水平差異進行的異質性檢驗結果。

表8 基于市場化水平的異質性檢驗結果

市場化水平低組的結果顯示，金融嚴監管政策顯著提高了資本配置效率，且“金融嚴監管—企業金融化—實體經濟資本配置效率”的中介效應機制顯著存在。原因可能在于，處于市場化水平較低地區的企業面臨更少的實體投資機會，再加上金融活動擁有更高的收益率，容易引致企業進行與企業實際投資需求不匹配的金融活動，此時的金融化活動更容易擠占實體投資。然而，在市場化水平高組，企業金融化的中介效應并不顯著。比較回歸結果可以發現，在市場化水平分組中，“金融嚴監管—企業金融化—實體經濟資本配置效率”傳導機制存在與否的差異在于交互項CF×Q的系數是否顯著，即企業的金融化行為是否顯著影響資本配置效率。這與基于產權性質的異質性檢驗結果一致。所以，只有當企業的金融化對資本配置效率產生顯著的消極影響時，金融嚴監管政策才會通過改變企業金融資產配置這一途徑而提高資本配置效率。

四、進一步討論

Acharya et al.(2019)通過設置虛擬變量，并將之與其他變量相乘得到交互項的方法進行影響機制的原因分析。借鑒其方法，本文通過分組檢驗更加直觀地分析傳導機制存在的原因。

(一)企業金融化收益

1.基于金融活動與主營業務利潤占比的中介效應再檢驗

若企業進行金融活動的利潤占比高于主營業務的利潤占比，金融活動利潤處于較高水平，說明企業能夠通過金融活動獲得高利潤，金融化行為更有可能對企業資本配置效率產生積極的影響；若企業進行金融活動的利潤占比低于主營業務的利潤占比，金融活動利潤處于較低水平，說明企業金融化活動水平較低或是金融化活動實際收益率較低，此時企業更有可能受到金融化行為的不利影響。所以本文通過比較金融活動與主營業務利潤占比考察“金融嚴監管—企業金融化—實體經濟資本配置效率”傳導機制存在的原因。

表9顯示了基于金融活動與主營業務利潤占比的中介效應檢驗結果。結果表明，當金融活動利潤占比高于主營業務利潤占比時，交互項CF×Q的回歸系數不顯著，說明企業金融化對資本配置效率的影響并不顯著，“金融嚴監管—企業金融化—實體經濟資本配置效率”傳導機制不存在。當企業的金融活動利潤占比低于主營業務利潤占比時，交互項CF×Q的回歸系數顯著為負，說明企業金融化對資本配置效率具有顯著的負面影響，“金融嚴監管—企業金融化—實體經濟資本配置效率”傳導機制顯著存在。可以得出，“金融嚴監管—企業金融化—實體經濟資本配置效率”傳導機制的存在是由金融活動利潤占比較低的企業(金融化收益較低的企業)引起的。

表9 基于金融活動與主營業務利潤占比的中介效應檢驗

2.基于金融活動利潤占比的中介效應再檢驗

放松金融活動利潤占比高于或低于主營業務利潤占比的嚴格要求，通過金融活動利潤占比高低分組進行檢驗，將金融活動利潤占比按高于或低于中位數劃分為金融活動利潤占比高組和金融活動利潤占比低組。表10中介效應檢驗結果表明，當金融活動利潤占比高時，交互項CF×Q的回歸系數不顯著，說明企業金融化對資本配置效率的影響并不顯著，“金融嚴監管—企業金融化—實體經濟資本配置效率”傳導機制不存在。當企業的金融活動利潤占比低時，交互項CF×Q的回歸系數顯著為負，說明企業金融化對資本配置效率具有顯著的負面影響，“金融嚴監管—企業金融化—實體經濟資本配置效率”傳導機制顯著存在。也就是說，“金融嚴監管—企業金融化—實體經濟資本配置效率”傳導機制的存在是由金融活動利潤占比較低的企業(企業金融化收益較低的企業)引起的。結論與前文一致，均說明只有當企業金融活動收益處于較低水平時，金融嚴監管政策才會通過抑制企業金融化行為來促進資本配置效率的提高。

表10 基于金融活動利潤占比的中介效應檢驗

(二)非國有企業與企業金融化收益

將非國有企業樣本分為金融活動利潤占比高組和金融活動利潤占比低組。表11結果表明，在金融活動利潤占比高的非國有企業中，“金融嚴監管—企業金融化—實體經濟資本配置效率”傳導機制不存在，而在金融活動利潤占比低的非國有企業中，中介效應傳導機制顯著存在。所以，非國有企業中“金融嚴監管—企業金融化—實體經濟資本配置效率”傳導機制的存在是由金融活動收益較低的企業引起的。

表11 基于非國有企業與金融活動利潤占比的中介效應再檢驗

(續表11)

(三)市場化水平低與企業金融化收益

為驗證“金融嚴監管—企業金融化—實體經濟資本配置效率”傳導機制的存在是由較低的企業金融化收益引起的這一結論，并進一步解釋在市場化水平較低環境中傳導機制存在的原因，將市場化水平低環境下的企業分為金融活動利潤占比高組和金融活動利潤占比低組。表12結果表明，在金融活動利潤占比低且處于市場化水平低環境下的企業中，“金融嚴監管—企業金融化—實體經濟資本配置效率”傳導機制顯著存在，而在金融活動利潤占比高且處于市場化水平低環境下的企業中，中介效應傳導機制不存在。所以，在市場化水平較低環境下的企業中，“金融嚴監管—企業金融化—實體經濟資本配置效率”傳導機制的存在同樣是由金融活動收益較低的企業引起的。

表12 基于市場化水平低與金融活動利潤占比的中介效應再檢驗

五、結論與建議

本文研究了金融嚴監管政策如何影響實體經濟的資本配置效率，并識別出了以企業金融化為中介變量的傳導機制，結果顯示，金融嚴監管通過抑制企業金融化行為從而提高了實體經濟資本配置效率。基于企業產權性質以及市場化水平的異質性檢驗結果顯示，以企業金融化為中介變量的傳導機制在非國有企業組以及市場化水平較低組顯著存在，即非國有企業以及處于市場化較低水平環境中的企業更容易因金融化行為受到金融嚴監管政策的影響。進一步研究發現“金融嚴監管—企業金融化—實體經濟資本配置效率”傳導機制的存在是由于金融活動收益較低的企業引起的，即金融活動收益較低的企業更容易因金融化行為受到金融嚴監管政策的影響。

針對以上研究結論，本文提出以下政策建議：

首先，貫徹金融嚴監管，抑制企業金融化行為。一是針對企業金融化行為以及實體投資的實際情況，實施差異化監管。對于金融化行為對實體企業資本配置效率產生顯著負面影響的企業，要加大監管力度。二是識別企業金融化行為與企業實際投資需求之間的匹配程度并施以不同的監管措施。適應企業基本情況的金融資產配置有利于增加企業投資的多樣性，防范經營風險，但是與企業投資需求不匹配的金融化行為將嚴重擠占實體投資，不利于企業的資本積累，阻礙企業正常發展，惡化實體經濟環境。三是針對企業金融化的監管要將銀行通道業務監管及非正規金融監管等共同推進，嚴格監控企業的不理性金融化行為。

其次，規范實體經濟發展。一是金融亂象叢生的大環境下，企業金融化問題嚴重擠占了企業實體投資資源，可以通過限制實體企業的金融獲利通道，進而遏制經濟金融化的無序擴展，促使實體經濟發展盡快步入正途。二是要提高實體投資回報率，營造良好的實體投資環境，提升企業的生產性投資積極性，重視國有企業等實體經濟的生產效率的提升。三是企業進行投資活動時不僅要關注不同投資活動潛在的收益率，更要關注其背后可能存在的風險與損失。此外，企業要更加重視經營活動，注重資本積累，實現長足發展。

最后，提高市場化水平。市場化水平會影響企業的投融資以及生產經營活動，不同市場化程度環境下的企業會在不同程度上減少對實體投資和金融資產的配置。市場化水平越高，越有利于縮小實體投資收益率和金融資產收益率之間的差距，有利于企業進行適度的金融資產配置，促使企業專注于實體投資活動，優化實體投資與金融資產之間的配置結構，實現實體經濟資本的有效配置。