黃賢環(huán)，姚榮榮

(山西財經(jīng)大學 會計學院，山西 太原 030006)

一、引言

實現(xiàn)經(jīng)濟社會高質(zhì)量發(fā)展，需要充分發(fā)揮市場在資源配置中的基礎(chǔ)性作用，而利率市場化直接影響到宏微觀層面的投融資效率。自從1993年貨幣市場利率市場化使得貸款利率逐漸上升以來，我國就不斷深化利率市場化改革，至2013年全面放開貸款利率管控，2015年已經(jīng)完全實現(xiàn)利率市場化改革。進一步地，2019年8月16日，國務(wù)院常務(wù)委員會議提出通過采取應(yīng)用市場化改革的辦法降低實際利率水平。鑒于此，中國人民銀行在2019年8月直接改革LPR機制，以緩解企業(yè)融資難問題。與利率管制所造成的融資難、融資貴問題不同，貸款利率市場化要做的是轉(zhuǎn)變政府職能，充分發(fā)揮市場在資金供給和需求之間實現(xiàn)均衡的重要作用，這必然會影響到企業(yè)投融資行為。與此同時，由于宏觀經(jīng)濟下行壓力較大，以及實體企業(yè)主業(yè)利潤普遍下滑、產(chǎn)能過剩、回報周期較長等，我國實體企業(yè)走向“脫實向虛”的道路，大規(guī)模地將資金投資于金融以及房地產(chǎn)領(lǐng)域，已成為我國爆發(fā)系統(tǒng)性金融風險的重要源頭。實體企業(yè)金融化有其復(fù)雜根源，而其核心在于實體企業(yè)出于逐利動機，將資金投資于金融和房地產(chǎn)行業(yè)以獲取高額回報。貸款利率市場化背景下，市場資金的配置根據(jù)資金的供給和需求決定。既然如此，那么貸款利率市場化對企業(yè)金融資產(chǎn)投資行為起到抑制作用還是促進作用？回答這一問題有助于更好地評估我國貸款利率市場化的經(jīng)濟后果以及更好地應(yīng)對實體企業(yè)金融化問題。鑒于此，本文將以2013年我國全面放開貸款利率管制事件為契機，選取2007—2017年我國滬深上市公司的數(shù)據(jù)，采用雙重差分模型DID，考察貸款利率市場化與企業(yè)金融資產(chǎn)投資行為二者的關(guān)系。

本文的研究貢獻在于：(1)與已有文獻研究貨幣政策、經(jīng)濟不確定性、公司治理等對實體企業(yè)金融資產(chǎn)投資行為的影響以及利率市場化對企業(yè)融資成本和資本結(jié)構(gòu)的影響不同，本文研究要素市場化特別是資本市場中的資本價格形成機制的演進，即貸款利率市場化的推進如何影響企業(yè)金融資產(chǎn)投資行為。(2)本文從企業(yè)長期信貸資金角度考察貸款利率市場化對企業(yè)金融資產(chǎn)投資行為的影響機制，能夠為我國實體企業(yè)金融化提供新的理論解釋，并有助于理解我國貸款利率市場化影響企業(yè)金融資產(chǎn)配置的中間環(huán)節(jié)和更隱秘的作用機理。(3)本文將考察不同金融資產(chǎn)配置程度，不同期限金融資產(chǎn)投資行為以及不同宏觀經(jīng)濟景氣度、行業(yè)差異和貨幣政策差異下貸款利率市場化對企業(yè)金融資產(chǎn)投資行為的影響，有利于揭示貸款利率市場化影響企業(yè)金融資產(chǎn)投資行為的約束條件。(4)本文的研究發(fā)現(xiàn)還能夠為我國利率市場化，尤其是LPR機制改革提供微觀層面的理論依據(jù)，并為防范化解實體企業(yè)金融資產(chǎn)投資所帶來的“脫實向虛”風險和金融領(lǐng)域重大風險提供微觀層面的經(jīng)驗證據(jù)。

二、文獻綜述

(一)利率市場化的經(jīng)濟后果研究

利率市場化改革是我國改革的重要組成部分，很多學者對其宏觀或微觀經(jīng)濟后果進行了相應(yīng)研究。在宏觀層面，傳統(tǒng)的金融抑制理論和金融深化理論認為應(yīng)該將利率管制取消，因為利率上升能夠增加儲蓄、改善資金配置，并促進經(jīng)濟效率的提高[1-2]。利率市場化則通過加劇銀行間的競爭進而提高了銀行效率[3]。利率管制之后，中國股市出現(xiàn)了低收益率、高波動性、強投機性的狀況，而只有逐步放松利率管控，才能改善資本流入市場的條件，促進經(jīng)濟快速增長。與此同時，也有學者認為，取消利率管制能夠加速利率市場化，促進經(jīng)濟效率的提升[4]。利率市場化進一步改革將使利率達到均衡，消除監(jiān)管套利空間，維護金融環(huán)境穩(wěn)定。通過調(diào)節(jié)價格或利用政府的作用，市場在金融資產(chǎn)投資中發(fā)揮著至關(guān)重要的作用，便于完成利率市場化改革的目標，進而促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。以上研究分析了利率市場化對宏觀經(jīng)濟的影響，認識到了放松利率管制的必要性。

在微觀層面，利率市場化在降低企業(yè)債務(wù)融資成本方面發(fā)揮著重要作用[5]。從長期來看，企業(yè)存在資金配給低效率問題，利率市場化可減少該類問題的產(chǎn)生，并促進經(jīng)濟高速增長。從企業(yè)融資角度看，利率市場化也減少了對中小企業(yè)融資的限制，并通過抑制對資金的過度需求來改善企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)[6]；但也有部分學者對該結(jié)論提出了質(zhì)疑，認為民營企業(yè)債務(wù)融資成本會隨著利率市場化程度的提高而上升[7]。以上文獻研究了利率市場化在降低企業(yè)成本方面的影響，并認為利率市場化促進了企業(yè)資金配置，同時緩解了企業(yè)融資約束。

(二)實體企業(yè)金融資產(chǎn)投資的影響因素研究

在宏觀因素方面，已有研究認為，宏觀經(jīng)濟狀況、金融市場和資本市場的困境以及企業(yè)內(nèi)部治理存在的缺陷和外部引導(dǎo)與監(jiān)管的缺位導(dǎo)致了企業(yè)資金出現(xiàn)嚴重“脫實向虛”行為[8]。金融領(lǐng)域資源供給的增加，金融市場的滯后，實體企業(yè)環(huán)境的惡劣，勞動力成本的上升，沉重的稅費負擔等擠壓了實體經(jīng)濟的利潤空間，使實體企業(yè)紛紛進入金融和房地產(chǎn)領(lǐng)域，以便獲取更多利益[9]。同時，國家監(jiān)管環(huán)境、部門和地方監(jiān)管政策的不完善也進一步加劇了以上行為[10]。此外，貨幣政策越寬松，越能夠促進企業(yè)持有交易性金融資產(chǎn)，尤其對民營企業(yè)的影響更為明顯[11]，而企業(yè)金融化程度會隨著實際稅負的降低而降低。進一步地，經(jīng)濟政策的不確定性不僅對企業(yè)金融資產(chǎn)投資的總量產(chǎn)生影響，還會對企業(yè)金融資產(chǎn)投資的結(jié)構(gòu)造成影響，并能夠抑制企業(yè)金融化趨勢[12]。

在微觀治理機制方面，CFO的專業(yè)背景會對企業(yè)交易性金融資產(chǎn)的持有行為產(chǎn)生顯著影響，尤其財務(wù)會計專業(yè)教育背景的CFO更加偏好對金融資產(chǎn)的投資[13]。機構(gòu)投資者也會加大對實體企業(yè)金融資產(chǎn)投資，尤其短期機構(gòu)投資者的持股行為效應(yīng)更加明顯[14]。也有學者研究發(fā)現(xiàn)，出于金融逐利動機，企業(yè)對高管的薪酬激勵促進了金融資產(chǎn)投資行為，而股權(quán)激勵則通過遏制金融逐利行為顯著抑制了金融資產(chǎn)投資行為[15]。進一步地，公司治理水平較差、管理層過度自信和多元化經(jīng)營的企業(yè)更傾向于持有更多的風險金融資產(chǎn)[16]，而改善公司治理機制以及改善投資者保護機制能夠從一定程度上抑制企業(yè)金融資產(chǎn)投資；反之，多元化投資與市場價格會推動企業(yè)走向金融化道路[17]。而集團內(nèi)部資本市場越活躍，越可能通過提升代理問題和可用資金水平促進實體企業(yè)金融資產(chǎn)投資行為[18]。此外，還有文獻發(fā)現(xiàn)，與業(yè)績下滑企業(yè)相比，業(yè)績上升企業(yè)更可能出現(xiàn)過度金融化現(xiàn)象，而這種差異是由兩類企業(yè)所面臨的融資約束和財務(wù)風險不同造成的[19]。

綜上，現(xiàn)有文獻已對金融資產(chǎn)投資的宏觀、微觀層面的影響因素和利率市場化的經(jīng)濟后果進行了比較深入的研究，然而，鮮有文獻涉及貸款利率市場化對企業(yè)金融資產(chǎn)投資的影響，而事實上企業(yè)進行金融資產(chǎn)投資必然會受到金融市場上融資成本和融資便捷度的影響。貸款利率市場化改革作為金融市場上利率形成機制的重要變革，必然對企業(yè)獲取資金的便捷程度和融資成本造成一定的影響，進而影響企業(yè)金融資產(chǎn)投資行為的選擇，然而這并沒有引起學術(shù)界的足夠重視。鑒于此，本文借助2013年貸款利率市場化這一事件，著重考察貸款利率市場化對企業(yè)金融資產(chǎn)投資的影響機理以及在不同環(huán)境下二者關(guān)系是否存在異化。

三、理論分析與研究假設(shè)

企業(yè)的金融資產(chǎn)投資不僅受到貨幣政策、財政政策等各種宏觀環(huán)境的影響，同時還會受到金融市場上利率高低的影響。在進行利率市場化之前，利率被政府干預(yù)，由政府管控所形成的利率水平通常低于市場均衡水平，且與現(xiàn)實中的資金供求狀況并不契合。加之我國信貸配給較嚴重，存在“信貸歧視”，資金供給方之間的競爭不夠激烈，使得資金供給方出現(xiàn)“惜貸”現(xiàn)象，進一步提升了企業(yè)以正常利率從外部金融機構(gòu)獲取資金的難度。然而，伴隨貸款利率市場化進程的逐步推進，貸款利率也逐步由政府管控向市場主導(dǎo)轉(zhuǎn)變?？少J資金理論認為，由于資金的放貸過程會產(chǎn)生利息，因此利率的選取應(yīng)該考慮可用作放貸的資金的供給和需求。在利率逐步市場化的進程中，市場上資金的價格即市場化利率由市場資金的供給和需求決定，市場上的金融機構(gòu)可以自主制定符合資金供求關(guān)系的利率政策。隨著利率市場化水平的提升，企業(yè)作為資金的需求方，處于買方市場，很可能占據(jù)市場的主導(dǎo)地位。利率市場化加劇了銀行間的競爭程度，從而也提高了銀行效率[3]。由于銀行從賣方市場變成了買方市場，企業(yè)獲取資金的渠道增加，且外部信貸機構(gòu)之間的競爭也會使得企業(yè)融資更方便，對資金滿足程度也會得到提升，這就很可能促進實體企業(yè)對金融資產(chǎn)的投資。資金資源始終是一種稀缺資源，而需求是無限的，資金的高需求很有可能提升貸款利率，導(dǎo)致資金獲取成本較高，而從事具有高收益的金融投資能夠很好地滿足信貸利息的需求。企業(yè)持有不同類別的金融資產(chǎn)而擠出主業(yè)投資，表現(xiàn)出一定的“替代動機”[20]。貸款利率的市場化，使得實體企業(yè)擁有更加便捷的融資渠道，有更高的動機將資金投向高風險、高收益的金融領(lǐng)域，如持有不同類別的金融產(chǎn)品、投資性房地產(chǎn)等，從而增加了企業(yè)金融資產(chǎn)投資行為。

貸款利率市場化對不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)產(chǎn)生不同的影響。相對于國有企業(yè)，非國有企業(yè)在我國面臨信貸歧視，融資相對比較困難，而國有企業(yè)可以依靠自身政治關(guān)聯(lián)和政府扶持，比較容易地從銀行獲取信貸資金[21]。因此，貸款利率市場化對非國有企業(yè)金融資產(chǎn)投資的驅(qū)動作用比對國有企業(yè)的更加明顯。國有企業(yè)能通過公開市場的方式融資，并以銀行基準及下浮利率獲得信貸資金，這種獲取資金方式成本較低，而中小民營企業(yè)沒有足夠的融資渠道，不得不借助其他融資方式，如內(nèi)部融資、信托、商業(yè)信用和民間借貸等，其成本比國有企業(yè)昂貴。相比于國有企業(yè)，民營企業(yè)還缺乏政府的支持，在執(zhí)行隱性契約時，銀行對待民營企業(yè)是不平等的，民營企業(yè)在和銀行談判中處于被動地位，貸款被留存的可能性更大。我國這種信貸歧視，使得國有與非國有這兩類不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)在金融資產(chǎn)投資行為方面存在明顯差異。在政府干預(yù)以及信貸歧視下，國有企業(yè)面對的融資約束水平顯著低于非國有企業(yè)，而非國有企業(yè)卻困難重重，表現(xiàn)為融資難、融資貴。國有企業(yè)和非國有企業(yè)之間存在的信貸歧視很可能由于貸款利率市場化而消失。因此，可以認為非國有企業(yè)是貸款利率市場化的受益者，受到政策沖擊；而國有企業(yè)很可能受到的影響不大，可以視為對照組。

進一步地，貸款利率市場化對企業(yè)金融資產(chǎn)投資可能帶來兩種不同的結(jié)果。一方面，利率管制導(dǎo)致了資本錯配，而貸款利率市場化能夠通過市場化的機制優(yōu)化金融資源配置。隨著貸款利率市場化的推進，企業(yè)面臨的融資約束更低，金融化行為導(dǎo)致的實體企業(yè)“脫實向虛”效應(yīng)更加明顯。當企業(yè)管理層有動機通過金融投資調(diào)節(jié)利潤時，其會主動增加對金融資產(chǎn)的投資[22]，而貸款利率市場化通過降低融資成本，拓寬企業(yè)獲得資金的渠道，進而促進金融資產(chǎn)投資行為。當然，利率市場化也可能導(dǎo)致融資成本的增加，為應(yīng)對融資成本和業(yè)績需求，企業(yè)更趨向于高收益的投資項目，比如進行金融資產(chǎn)投資。貸款利率市場化水平越高，金融機構(gòu)資金的吸儲和放貸的速度越快。在利率市場化改革的背景下，企業(yè)有了便捷的融資渠道，能夠獲得比之前更加充沛的可利用資金。出于逐利動機，在高收益的金融資產(chǎn)與實體資產(chǎn)面前，企業(yè)會將資金投資于高收益的金融業(yè)。此外，根據(jù)資源有限理論以及金融投資的“替代效應(yīng)”，當企業(yè)將資金投資于金融領(lǐng)域以便獲取高于實業(yè)的收益時，必然會減少對實業(yè)的投資。同時，根據(jù)“蓄水池理論”，為了預(yù)防未來可能存在的財務(wù)困境和未來不確定性所帶來的財務(wù)沖擊，企業(yè)甚至會減少實業(yè)投資，而傾向于選擇具有高收益、變現(xiàn)能力較強、轉(zhuǎn)換成本較低的金融投資。另一方面，銀行等金融機構(gòu)進行放貸時，會考慮企業(yè)資金流向，嚴格審核企業(yè)投資項目。如果資金流向于高風險領(lǐng)域，銀行很可能不愿意放貸，而對金融和房地產(chǎn)等虛擬行業(yè)的投資具有高風險性，因此，貸款利率市場化之后，銀行等金融機構(gòu)很可能不愿意為企業(yè)提供金融資產(chǎn)投資所需要的資金。綜上，本文提出以下兩個競爭性假設(shè)：

假設(shè)1：貸款利率市場化改革促進了企業(yè)金融資產(chǎn)投資行為。

假設(shè)2：貸款利率市場化改革抑制了企業(yè)金融資產(chǎn)投資行為。

四、研究設(shè)計

(一)樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本文選擇2007—2017年我國滬深上市公司的樣本數(shù)據(jù)，剔除金融業(yè)和房地產(chǎn)業(yè)樣本，刪除ST類樣本以及數(shù)據(jù)缺失、存在異常值和資產(chǎn)負債率大于1的樣本，同時，對連續(xù)變量進行上下1%的縮尾處理以避免極端值的影響。經(jīng)過以上處理，本文得到15232個樣本觀測值。樣本數(shù)據(jù)主要來源于國泰安數(shù)據(jù)庫，貸款利率市場化數(shù)據(jù)則從中國人民銀行官方網(wǎng)站調(diào)查統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫和中宏數(shù)據(jù)庫獲得。

(二)變量定義

1.被解釋變量：金融資產(chǎn)投資。當前學術(shù)界并沒有對金融資產(chǎn)的構(gòu)成達成統(tǒng)一的見解。借鑒Demir以及張成思等的研究[23-24]，本文對金融資產(chǎn)進行如下定義：金融資產(chǎn)包括交易性金融資產(chǎn)、衍生金融資產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)、持有至到期投資、發(fā)放貸款及墊款、長期股權(quán)投資、應(yīng)收股利和應(yīng)收利息以及投資性房地產(chǎn)。考慮到2007—2017年衍生金融資產(chǎn)、發(fā)放貸款及墊款、應(yīng)收股利和應(yīng)收利息這部分數(shù)據(jù)缺失嚴重，因此不考慮這幾項金融資產(chǎn)。企業(yè)金融資產(chǎn)投資(Fin)用交易性金融資產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)、持有至到期投資、長期股權(quán)投資、投資性房地產(chǎn)之和占資產(chǎn)總額的比例來表示。

2.解釋變量：貸款利率市場化。借鑒楊箏等的研究[25]，本文將2013年放開貸款利率這一事件作為臨界點，設(shè)置貸款利率市場化事件變量Post，若處于貸款利率市場化事件當年及以后年份，取值為1，否則取值為0。針對處理組和控制組的確定，本文借鑒李維安和馬超的研究[26]，將國企作為對照組，非國企作為處理組。這主要是因為與國企相比，非國企在貸款利率市場化之前存在信貸歧視。國企依托于其政治背景、資產(chǎn)規(guī)模和政府扶持等優(yōu)勢，相較于非國企能夠更好地獲得金融機構(gòu)的信賴，因此比非國企具有融資優(yōu)勢；而一旦放開貸款利率，非國企能夠與國企享受同等的貸款政策。本文認為非國企是貸款利率市場化的處理組，受到政策的沖擊，國企則作為控制組。鑒于此，本文設(shè)置變量Soe，取值為1時表示非國企，受到政策沖擊；而取值為0時表示國企，為對照組。

3.控制變量：依據(jù)已有文獻[21，27]，本文控制了上市公司特征等因素。其中，企業(yè)規(guī)模(Size)以企業(yè)期末資產(chǎn)總額的自然對數(shù)表示；盈利能力(Roe)以凈利潤占期末凈資產(chǎn)比例表示；財務(wù)杠桿(Lev)以期末負債總額與資產(chǎn)總額的比值表示；成長能力(Growth)以營業(yè)收入增長率表示；自由現(xiàn)金流量(Cf)以經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金凈流量與資產(chǎn)總額比值表示；資本性支出(Fa)以固定資產(chǎn)占資產(chǎn)總額比例表示；代理問題嚴重程度(Dlwt)以管理費用和銷售費用之和與主營業(yè)務(wù)收入的比值表示；內(nèi)部積累水平(Cash)以未分配利潤占資產(chǎn)總額比例表示；獨董比例(Indirect)以獨立董事在董事會中的比例表示；股權(quán)集中度(Top1)以第一大股東持股比例表示；二職合一(Dual)則按董事長與總經(jīng)理二者合一，賦值為1，否則賦值為0。本文還控制了年度效應(yīng)(Year)和行業(yè)效應(yīng)(Industry)。

(三)模型設(shè)定

考慮到貸款利率市場化之前國企和非國企本身存在投融資方面的差異，僅對國企和非國企金融資產(chǎn)投資或縱向貸款利率市場化前后進行對比，會忽略事前差異，從而導(dǎo)致對貸款利率市場化效果估計出現(xiàn)偏差，很難分辨出是否是貸款利率市場化的政策效應(yīng)。因此，本文采用雙重差分模型考察貸款利率市場化對實體企業(yè)金融資產(chǎn)投資的影響。本文構(gòu)建了模型(1)實證檢驗貸款利率市場化對企業(yè)金融資產(chǎn)投資行為的影響。

Fin=β0+β1Post+β2Soe+β3Post×Soe+∑βnControls+Year+Industry+ε

(1)

其中，F(xiàn)in為被解釋變量金融資產(chǎn)投資；Post為解釋變量貸款利率市場化；Soe為產(chǎn)權(quán)性質(zhì)；Controls為控制變量集合，包括企業(yè)規(guī)模、盈利能力、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、償債能力、成長能力、自由現(xiàn)金流量、資本性支出、代理問題嚴重程度、內(nèi)部積累水平、獨董比例、股權(quán)集中度與二職合一；ε為模型擾動項。本文主要關(guān)注Post×Soe的系數(shù)，若為正則說明貸款利率市場化對企業(yè)金融資產(chǎn)投資具有助推作用，若為負則說明貸款利率市場化對企業(yè)金融資產(chǎn)投資具有抑制作用。

五、實證分析

(一)描述性統(tǒng)計

如表1所示，被解釋變量Fin的最小值趨于0，最大值為0.929，均值為0.204，說明樣本公司的金融資產(chǎn)投資行為差異較大。解釋變量Post的均值為0.460，說明在我國的上市公司中貸款利率市場化有46%的影響力，即貸款利率市場化政策的實施對上市公司的影響較大。從產(chǎn)權(quán)性質(zhì)看，Soe的均值為0.566，說明在選取的樣本中，有56.6%的上市公司為非國有企業(yè)；Post×Soe的均值為0.288，說明非國有企業(yè)中有28.8%的企業(yè)受到了貸款利率市場化的影響。此外，樣本公司其他控制變量也存在較大差異，可能影響企業(yè)的金融資產(chǎn)投資行為。

表1 描述性統(tǒng)計結(jié)果

(二)基本回歸分析

表2列示了2013年貸款利率市場化對企業(yè)金融資產(chǎn)投資行為影響的實證結(jié)果。從表中可知，交乘項Post×Soe的回歸系數(shù)為0.012，在10%的水平上顯著，這表明2013年貸款利率市場化促進了企業(yè)金融資產(chǎn)投資行為，假設(shè)1得到支持。這也與徐亞琴和陳嬌嬌的貸款利率市場化降低了融資成本，提升了長期貸款的研究發(fā)現(xiàn)[28]相一致。一方面，貸款利率市場化使得實體企業(yè)擁有更加多元和便捷的融資渠道，在充沛的資金資源支持下，有更大的動機將資金投向高風險、高收益的金融領(lǐng)域，以獲取更高的投資收益，導(dǎo)致實體企業(yè)“脫實向虛”效應(yīng)更加明顯。再者，根據(jù)資源有限理論，在資源一定的條件下，企業(yè)為預(yù)防未來可能存在的財務(wù)困境和未來不確定性所帶來的財務(wù)沖擊，會減少實業(yè)投資進而增加金融資產(chǎn)投資。另一方面，貸款利率市場化使得資金資源的配置更加依賴于市場資金供給和需求的平衡，資金的提供方由原來的的賣方市場變成了買方市場。此時，銀行等金融機構(gòu)作為資金的提供方，在貸款利率市場化之后對資金需求方資金投向的監(jiān)督被弱化，它們甚至通過尋租的方式提供信貸資金。因此，貸款利率市場化并沒有有效抑制實體企業(yè)金融投資，假設(shè)2并沒有得到支持。此外，交乘項Post×Soe的回歸系數(shù)也表明貸款利率的高低反映的是企業(yè)從市場上獲取資金的成本，而貸款利率市場化則反映出企業(yè)獲取資金成本的決定因素由原來的利率管制到利率放開的過程。貸款利率市場化使資金成本由市場資金供給和需求雙方?jīng)Q定，這就打破了原來利率管制下信貸歧視和高額信貸成本的局面。貸款利率市場化促進了企業(yè)金融資產(chǎn)投資行為，在一定程度上反映出貸款利率市場化能夠更好地滿足金融資產(chǎn)投資的資金需求。其余控制變量的回歸結(jié)果，此處不再一一贅述。

表2 基準回歸結(jié)果

使用雙重差分法進行政策效應(yīng)評估時需要滿足平衡性假設(shè)，因此，有必要對數(shù)據(jù)進行平衡性假設(shè)檢驗。針對基準回歸結(jié)果，對DID估計的有效性進行平行趨勢檢驗和安慰劑檢驗。

1.平行趨勢檢驗

考慮到企業(yè)對行業(yè)政策的敏感性，本文選擇前后三年數(shù)據(jù)進行檢驗。以2013年為分界點，該政策實施之前三年Before3、Before2、Before1各自回歸系數(shù)都不顯著，而政策當年Current回歸系數(shù)在10%的水平上顯著，其之后的三年After1、After2、After3的回歸系數(shù)則都在1%的水平上顯著。這說明2013年貸款利率市場化政策的出臺是影響企業(yè)金融投資行為的一個重要分界點，樣本數(shù)據(jù)基本符合平衡性假設(shè)的要求，可以進行DID分析。

2.安慰劑檢驗

考慮到企業(yè)金融資產(chǎn)投資會受到某些潛在的不可觀察因素的影響，而不僅僅是因為貸款利率市場化這一政策實施帶來的效應(yīng)，因此，本文采用安慰劑檢驗。假設(shè)貸款利率市場化政策發(fā)生在2013年之前的某個時期，且樣本期依然設(shè)定在2007—2017年。為了確保實證結(jié)果的穩(wěn)健性，分別將政策沖擊時間設(shè)定為2011年和2012年，相應(yīng)的估計結(jié)果分別見表3的第(1)列和第(2)列。根據(jù)表3，可以發(fā)現(xiàn)Post×Soe的估計系數(shù)并不顯著，因此可以排除其他潛在的不可觀測因素對本文企業(yè)金融資產(chǎn)投資行為的影響。

表3 安慰劑檢驗結(jié)果

(三)穩(wěn)健性檢驗

1.替換被解釋變量衡量方法

按照會計準則中對投資性房地產(chǎn)的規(guī)定，它并不屬于金融資產(chǎn)，只是在現(xiàn)實生活中因為追逐高收益，投資者大規(guī)模投資于投資性房地產(chǎn)，使其具有了金融資產(chǎn)的特征。因此，借鑒黃賢環(huán)和王瑤的研究[18]，本部分在計算實體企業(yè)金融資產(chǎn)投資水平Fin時，不考慮投資性房地產(chǎn)，而是用交易性金融資產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)、持有至到期投資和長期股權(quán)投資總額占資產(chǎn)總額的比例來表示。如表4所示，列(1)、列(2)為替換金融資產(chǎn)投資Fin測度方法后的回歸結(jié)果。當控制相關(guān)因素檢驗貸款利率市場化對實體企業(yè)金融資產(chǎn)投資行為的影響時，交乘項Post×Soe的回歸系數(shù)為0.013，在5%的水平上顯著。這表明2013年貸款利率市場化促進了企業(yè)金融資產(chǎn)的投資行為，得到了與主檢驗一致的結(jié)論，說明本文研究結(jié)論具有穩(wěn)健性。

表4 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

2.子樣本回歸

實體企業(yè)對金融資產(chǎn)的投資受到來自外部宏觀環(huán)境的影響，其中我國政府在2008年推出的“四萬億投資計劃”就很可能影響到企業(yè)投資決策。2008年這一政策使社會流通資金增加，為國家宏觀經(jīng)濟發(fā)展提供了新動力，在一定程度上為社會投資提供了新活力，但也出現(xiàn)通貨膨脹、產(chǎn)能過剩加重及商品價格上漲等副作用。鑒于此，本部分剔除2007—2009年的數(shù)據(jù)，將樣本選擇區(qū)間縮小為2010—2017年，重新進行回歸。表4列(3)、列(4)中Post×Soe的回歸系數(shù)分別為0.013和0.015，且都在10%的水平上顯著，這表明貸款利率市場化促進了企業(yè)金融資產(chǎn)的投資行為，得到了與主檢驗一致的研究結(jié)論。

六、進一步分析

(一)機制檢驗

前文研究結(jié)論已表明，貸款利率市場化會助推實體企業(yè)金融資產(chǎn)的投資。那么貸款利率市場化是如何影響實體企業(yè)金融資產(chǎn)投資行為的呢？金融市場和資本市場存在信息不對稱的現(xiàn)象，導(dǎo)致企業(yè)從銀行等金融機構(gòu)獲取信貸資金的成本較高、難度較大。尤其非國企，由于自身較少具備政治關(guān)聯(lián)和政府的扶持，加之公司治理水平和資產(chǎn)質(zhì)量較差，市場占有率較低等劣勢，難以從銀行獲取信貸資金滿足投資需求[27]。利率市場化使得原來利率管制下的資金需求被無限放大，且國企和非國企之間的信貸差異逐步縮小。此外，在逐利動機下，貸款利率市場化使得企業(yè)更加傾向于從金融機構(gòu)進行長期融資，以滿足長期性、高收益項目的投資。相對于實業(yè)投資，對金融資產(chǎn)的投資具有更高收益，尤其對長期金融資產(chǎn)的投資，那么企業(yè)很可能選擇從銀行獲取長期信貸資金后投資于具有更高收益的金融資產(chǎn)。鑒于此，本部分構(gòu)建貸款利率市場化通過影響企業(yè)長期融資，進而影響企業(yè)金融資產(chǎn)投資行為的中介效應(yīng)模型：

Fin=β0+β1Post+β2Soe+β3Post×Soe+∑βnControls+Year+Industry+ε

(2)

Debt=β0+β1Post+β2Soe+β3Post×Soe+∑βnControls+Year+Industry+ε

(3)

Fin=β0+β1Post+β2Soe+β3Post×Soe+β4Debt+∑βnControls+Year+Industry+ε

(4)

式中，Debt表示長期融資，等于長期借款除以負債總額。控制變量與上文一致，如表5中列(1)至列(3)所示，第(2)列中Post×Soe的回歸系數(shù)為0.016，且在1%的水平上是顯著的，說明貸款利率市場化增加了非國企的長期借款比例。第(3)列中Post×Soe的回歸系數(shù)為0.015，顯著水平為5%。綜上可以看出，貸款利率市場化提升了企業(yè)長期借款，緩解了企業(yè)融資約束，進而在逐利動機下選擇偏離主業(yè)的金融資產(chǎn)投資。

表5 機制檢驗結(jié)果

(二)考慮企業(yè)金融資產(chǎn)投資行為差異

在對各變量進行描述性統(tǒng)計分析后發(fā)現(xiàn)，上市公司的金融資產(chǎn)投資水平最小值接近0，最大值為0.929，均值為0.204，差異較明顯。為了更好地研究我國貸款利率市場化對企業(yè)金融資產(chǎn)投資行為的影響，本文進一步以金融資產(chǎn)投資水平的均值為標準分兩組進行回歸。表6列示了貸款利率市場化對企業(yè)金融資產(chǎn)投資行為的分組回歸結(jié)果。列(1)和列(2)回歸結(jié)果顯示，當企業(yè)金融資產(chǎn)投資行為小于或等于平均值時，Post×Soe的回歸系數(shù)為0.010，在1%的水平上顯著；當企業(yè)金融資產(chǎn)投資行為大于平均值時，Post×Soe的回歸系數(shù)為0.010，但并不顯著。這表明，相較于金融資產(chǎn)投資水平大于均值的企業(yè)，當企業(yè)金融資產(chǎn)投資行為小于或等于平均值時，貸款利率市場化對企業(yè)金融資產(chǎn)投資行為具有正向的效應(yīng)。本文認為，這主要是因為企業(yè)金融資產(chǎn)投資行為小于等于平均值，表明該上市公司的金融資產(chǎn)投資行為在當前上市公司中處于劣勢地位，貸款利率市場化的行為給非國有企業(yè)提供了機會，進而更加顯著地促進了非國有企業(yè)金融資產(chǎn)投資。

(三)按金融資產(chǎn)期限分組回歸

交易性金融資產(chǎn)這類短期金融資產(chǎn)，持有期限較短、流動性強、變現(xiàn)快，企業(yè)持有短期金融資產(chǎn)可能表現(xiàn)出“蓄水池效應(yīng)”，而可供出售金融資產(chǎn)、持有至到期投資、長期股權(quán)投資以及投資性房地產(chǎn)這類長期金融資產(chǎn)，持有期限較長、流動性差、變現(xiàn)速度慢，企業(yè)持有長期金融資產(chǎn)很可能主要表現(xiàn)為對主業(yè)投資的“擠出效應(yīng)”[21，27]。因此，貸款利率市場化之后，實體企業(yè)對不同期限金融資產(chǎn)的投資行為很可能存在差異?；诖?，本部分根據(jù)金融資產(chǎn)的流動性將金融資產(chǎn)劃分為短期金融資產(chǎn)和長期金融資產(chǎn)。如表6所示，列(3)貸款利率市場化與短期金融資產(chǎn)的回歸系數(shù)趨近于0.000，未通過顯著性檢驗，而列(4)與長期金融資產(chǎn)的回歸系數(shù)為0.012，且在10%水平上顯著。這表明，貸款利率市場化促進了實體企業(yè)對長期金融資產(chǎn)的投資，也印證了前文貸款利率市場化通過提升長期融資，進而助推企業(yè)對長期金融資產(chǎn)的投資。

(四)按宏觀經(jīng)濟景氣程度分組回歸

為考察宏觀經(jīng)濟景氣程度對貸款利率市場化與金融資產(chǎn)投資行為關(guān)系的影響，本部分從中國人民銀行調(diào)查統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫中手工搜集企業(yè)家信心指數(shù)反映宏觀經(jīng)濟景氣度。因收集到的數(shù)據(jù)是各季度數(shù)據(jù)，本部分將各季度企業(yè)家信心指數(shù)求和取平均值。2007—2017年各自對應(yīng)的企業(yè)家信心指數(shù)分別為76.5、65.275、62.25、77.975、72.675、64.325、65.125、64.125、53.5、49.525和66.85。據(jù)此，將2009、2012、2014、2015和2016年劃分為宏觀經(jīng)濟不景氣組，將2007、2008、2010、2011、2013和2017年劃分為宏觀經(jīng)濟景氣組。如表6所列示，列(5)中Post×Soe回歸系數(shù)為0.027，且在1%水平上顯著，而列(6)中Post×Soe的回歸系數(shù)為-0.011，未通過顯著性檢驗。這表明，當宏觀經(jīng)濟不景氣時，貸款利率市場化更容易助推實體企業(yè)金融資產(chǎn)投資行為。這可能是因為，宏觀經(jīng)濟不景氣反映出實體企業(yè)主業(yè)獲利比較困難，而對金融領(lǐng)域的投資很可能是反哺實業(yè)的重要手段；相反，在宏觀經(jīng)濟比較景氣時，實體企業(yè)有更高的意愿進行實業(yè)投資，而不去從事自己本身并不熟悉的金融領(lǐng)域投資。

表6 多種分組回歸結(jié)果

(五)考慮企業(yè)所處行業(yè)特征差異

考慮到制造業(yè)企業(yè)固定資產(chǎn)多，資金回報率低，而非制造企業(yè)固定資產(chǎn)較少，經(jīng)營靈活，為了更好地研究我國貸款利率市場化對企業(yè)金融資產(chǎn)投資行為的影響，本文進一步將企業(yè)分為制造業(yè)企業(yè)與非制造業(yè)企業(yè)。表6列示了貸款利率市場化對兩類行業(yè)企業(yè)金融資產(chǎn)投資行為的影響。列(7)和列(8)回歸結(jié)果顯示，當企業(yè)所屬行業(yè)為制造業(yè)時，Post×Soe的回歸系數(shù)為0.024，在1%的水平上顯著；當企業(yè)所屬行業(yè)為非制造業(yè)時，Post×Soe的回歸系數(shù)為0.006，但并不顯著。這表明，相較于非制造企業(yè)，當企業(yè)所屬行業(yè)為制造業(yè)時，貸款利率市場化對企業(yè)金融資產(chǎn)投資行為具有正向的效應(yīng)。這可能是因為制造業(yè)企業(yè)面臨著低回報率、高風險的困境，它們受到資本逐利動機的驅(qū)使，將資金投資于高收益的金融資產(chǎn)，從而追求更高的收益。

(六)按貨幣政策分組回歸

貨幣政策的寬松程度會影響到金融市場和資本市場資金的流通，其中，寬松的貨幣政策能夠增加市場上流通中的貨幣，導(dǎo)致企業(yè)融資約束降低，為企業(yè)投資行為提供便利；相反，緊縮的貨幣政策會導(dǎo)致市場上流通中的貨幣減少，企業(yè)融資約束加劇，進而抑制了企業(yè)投資行為。因此，貨幣政策的寬松程度很可能會影響到貸款利率市場化和企業(yè)金融資產(chǎn)投資水平的關(guān)系?；诖?，本文依據(jù)陸正飛和楊德明的研究[29]，貨幣政策寬松程度MP由“廣義貨幣M2增長率-CPI增長率-GDP增長率”計算所得，若指標偏大表示貨幣政策寬松，反之表示貨幣政策緊縮。本部分廣義貨幣M2增長率、GDP增長率和CPI增長率都是從中國人民銀行調(diào)查統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫中手工獲取，因收集的數(shù)據(jù)是各個季度的，本文對各季度數(shù)據(jù)求和取平均值。經(jīng)計算，2007—2017年MP值分別為2.325%、-0.475%、21.225%、6.2%、-0.075%、3.225%、4.25%、3.45%、4.1%、3.325%和0.975%。本文設(shè)置貨幣政策變量(Hbzc)，將2007、2008、2011、2012、2016和2017年作為貨幣政策緊縮年，取值為1；將2009、2010、2013、2014和2015年作為貨幣政策寬松年，取值為0?？紤]貨幣政策的回歸結(jié)果如表7所示，列(2)中，在控制變量情況下，Post×Soe×Hbzc交乘項的回歸系數(shù)為0.044，未通過顯著性檢驗，這很有可能是因為貸款利率市場化之后，貨幣政策對于實體企業(yè)融資的影響減弱。

表7 考慮貨幣政策的回歸結(jié)果

七、結(jié)論性評述

本文基于我國2013年貸款利率全面放開的準自然實驗，實證檢驗了貸款利率市場化對企業(yè)金融資產(chǎn)投資行為的影響。研究結(jié)果表明，貸款利率市場化顯著提升了企業(yè)金融資產(chǎn)投資行為，且主要是長期金融資產(chǎn)投資。同時，宏觀經(jīng)濟景氣度、貨幣政策寬松度、行業(yè)類型等對二者關(guān)系的影響存在差異。據(jù)此，本文提出以下政策建議：(1)從銀行金融機構(gòu)層面看，由于貸款利率市場化的推進，銀行由賣方變?yōu)橘I方，銀行競爭加大，而實體企業(yè)從銀行獲取長期借款后，從事偏離主業(yè)的金融資產(chǎn)投資，存在“脫實向虛”風險。因此，貸款利率市場化后，雖然銀行之間競爭加劇，但是也仍需嚴格審核企業(yè)信貸資金的使用去向，合理評估風險，并強化對資金需求方的約束和監(jiān)督。(2)從實體企業(yè)層面看，貸款利率市場化能夠有效緩解企業(yè)融資約束，提升企業(yè)融資的便捷性，但是值得注意的是偏離主業(yè)進行金融資產(chǎn)的投資會加劇企業(yè)風險和降低企業(yè)主業(yè)未來業(yè)績，不利于企業(yè)長遠發(fā)展。因此，實體企業(yè)應(yīng)該積極回歸主業(yè)，加大對主業(yè)的投資，例如增加固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)等的投資，提升研發(fā)創(chuàng)新投資、新產(chǎn)品開發(fā)等的投入，促進主業(yè)發(fā)展，提升企業(yè)核心競爭力。(3)從政府層面看，應(yīng)該重視貸款利率市場化對企業(yè)金融資產(chǎn)投資行為的助推效果，有效規(guī)避實體企業(yè)金融資產(chǎn)投資可能帶來的金融領(lǐng)域重大風險，合理評估貸款利率市場化之后企業(yè)投資行為決策的方向，引導(dǎo)實體企業(yè)強化主業(yè)投資，并考慮繼續(xù)實施更大力度的“減稅降費”政策，促進實體企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

本文研究的是貸款利率市場化這一金融政策對企業(yè)金融資產(chǎn)投資的影響，然而這僅僅是政府宏觀調(diào)控政策的一種形式，未來還可以進一步探討產(chǎn)業(yè)政策、財政政策等對企業(yè)金融化的影響。