徐 珊 黎潔婷

（華南理工大學工商管理學院，廣州 510641）

引 言

近年來，金融業(yè)一片繁榮，投資回報率居高不下；而在生產(chǎn)力快速擴張的背景下，實體企業(yè)主營業(yè)務投資回報率不斷走低。因此，大量實體企業(yè)紛紛試水進入金融領域逐利，企業(yè)的金融資產(chǎn)占比以及金融渠道獲利占比不斷提升[1]，非金融企業(yè)金融化成為普遍現(xiàn)象。一些企業(yè)甚至擠占實業(yè)投資，將原本用于企業(yè)主業(yè)發(fā)展的資金投向金融領域，出現(xiàn)了過度金融化的現(xiàn)象。

值得警惕的是，金融投資并不是創(chuàng)造財富，只是對原有財富進行重新分配，實物投資才是價值創(chuàng)造的基礎，當金融投資擠出實物投資導致產(chǎn)業(yè)空心化時，將削弱新價值形成的基礎，使得經(jīng)濟增長難以為繼[2]。可以說，實業(yè)是經(jīng)濟發(fā)展的源動力，脫離實體經(jīng)濟的金融相當于無源之水、無本之木。在2017年的全國金融工作會議上，習總書記也指出，“做好金融工作要把握好以下重要原則：第一，回歸本源，服從服務于經(jīng)濟社會發(fā)展。金融要把為實體經(jīng)濟服務作為出發(fā)點和落腳點，全面提升服務效率和水平，把更多金融資源配置到經(jīng)濟社會發(fā)展的重點領域和薄弱環(huán)節(jié)，更好滿足人民群眾和實體經(jīng)濟多樣化的金融需求”。

除了影響實業(yè)，非金融企業(yè)金融化也可能對就業(yè)產(chǎn)生深遠影響。泛金融領域的超額利潤催化了企業(yè)的短視動機，企業(yè)將資源更多地用于資本運作而非傳統(tǒng)的生產(chǎn)經(jīng)營活動，這種重金融輕實業(yè)的行為損害了企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動的可持續(xù)性，進而可能導致實業(yè)萎縮，社會失業(yè)率上升，不利于維持社會穩(wěn)定。因此，本文旨在結合我國的現(xiàn)實背景，研究非金融企業(yè)金融化對就業(yè)的影響以及內在的作用機制，并進一步驗證宏觀的貨幣政策能否在其中有效發(fā)揮調控微觀企業(yè)行為的政策效應。

1 理論分析與假設提出

1.1 金融化的動機

我國非金融企業(yè)金融化至少存在兩種不同的動機：投機套利和預防性儲備[3]。若非金融企業(yè)出于投機動機配置金融資產(chǎn)，即以減少主業(yè)投資為代價換取金融投資的高收益，將對實體產(chǎn)業(yè)呈“擠出效應”；若企業(yè)出于儲備動機配置金融資產(chǎn)，即在企業(yè)資金富余時買入金融資產(chǎn)，以預防未來資金出現(xiàn)短缺的情況，則會對實體產(chǎn)業(yè)呈 “蓄水池效應”[4]。

不同的金融化動機也會影響企業(yè)的金融資產(chǎn)配置結構。在投機動機驅動下，企業(yè)將傾向于配置可以獲取暴利的金融資產(chǎn)，如投資性房地產(chǎn)和衍生金融資產(chǎn)等長期金融資產(chǎn)，以分享金融市場的超額收益；在預防性儲備動機驅動下，企業(yè)將傾向于將資金用于配置流動性較強的短期金融資產(chǎn)，如貨幣資金和交易性金融資產(chǎn)，為將來的流動性做儲備[5，6]。

1.2 金融化與就業(yè)

不同動機驅動下的金融化可能對就業(yè)產(chǎn)生異質性影響。根據(jù)行為金融的壓力理論，財務業(yè)績惡化、產(chǎn)出競爭力下滑、資源不足等生存性壓力迫使企業(yè)傾向于做出投機行為[7]。即使是處于績優(yōu)狀態(tài)的企業(yè)，也會迫于向上比較和趕超壓力而青睞于投機性活動[8，9]。而在期望落差的壓力下，企業(yè)首先采取尋租行為，之后才可能考慮研發(fā)創(chuàng)新等進攻性的冒險活動[10]，金融領域的投機交易就是典型的市場尋租行為。因而，當實業(yè)投資收益逐漸下滑而金融投資收益日益攀升時，非金融企業(yè)將迫于各種壓力傾向于進行金融投機活動。此外，由于公司控制權市場的存在，現(xiàn)有的高層管理者始終面臨被接管的威脅，迫使其做出滿足股東訴求的行為?；诠蓶|價值最大化導向，管理者將致力于提高公司績效，在主業(yè)業(yè)績不佳的情況下，享有超額利潤的金融投資自然成為管理者粉飾公司績效的投機工具。為了迎合股東的期待，管理者將原本用于擴大生產(chǎn)、創(chuàng)造就業(yè)機會的資金投入金融領域以獲取高額收益，抑或是用于股利支付和股票回購以提升公司股價[11]。

綜上所述，非金融企業(yè)在投機動機驅動下傾向于進行金融投資而非實物投資。而由于企業(yè)可用的資源有限，增加金融投資必將導致可用于實物投資的資金減少，從而減少了實際生產(chǎn)經(jīng)營活動。隨著主業(yè)規(guī)模的縮減，企業(yè)達不到最優(yōu)生產(chǎn)規(guī)模甚至達不到保本生產(chǎn)規(guī)模，主業(yè)投資回報率更低，此時企業(yè)增加金融投資的動機更強，由此陷入金融投資不斷擠出實物投資的惡性循環(huán)。以固定資產(chǎn)投資為主的實物投資是資本積累在微觀企業(yè)層面的體現(xiàn)[12]，非金融企業(yè)長期投機型金融化擠出實物投資，此時，企業(yè)的剩余價值更多地被轉化為金融資產(chǎn)而非生產(chǎn)資本，亦即減少了用于追加購買生產(chǎn)資料、擴大再生產(chǎn)的資源，企業(yè)的資本積累減緩。

勞動力需求理論認為，勞動力需求是一種派生需求，其需求規(guī)模取決于生產(chǎn)規(guī)模[13]。在技術水平一定的情況下，企業(yè)的固定資本投資決定了企業(yè)的最大生產(chǎn)能力[13]，進而決定了短期內員工的雇傭量。當企業(yè)出于投機目的進行金融投資時，資本積累減緩，生產(chǎn)規(guī)?？s減，必然會導致企業(yè)的勞動力需求規(guī)模下降。因此，本文提出如下假設：

H1：非金融企業(yè)長期投機型金融化通過減緩資本積累，進而抑制就業(yè)。

從另一視角看，非金融企業(yè)金融化也可能促進就業(yè)。由于信息不對稱和信貸配給，企業(yè)面臨著外部融資約束。當融資約束較強時，企業(yè)的現(xiàn)金流會受到制約，進而阻礙了企業(yè)的研發(fā)投入、設備更新、擴大生產(chǎn)等活動，最終對企業(yè)的生產(chǎn)效率和主業(yè)盈利能力產(chǎn)生不良影響[14]。在這種情況下，企業(yè)往往通過縮減雇傭規(guī)模等舉措來應對危機。而儲備動機驅動下的金融化能通過以下3條途徑有效緩解企業(yè)面臨的融資約束：（1）基于預防性儲蓄理論，非金融企業(yè)將閑置資金用于流動性較強且變現(xiàn)較快的短期金融投資可以盤活資金，實現(xiàn)資產(chǎn)的保值增值，同時有效增強了企業(yè)的即時融資能力，在資金緊張時可通過出售金融資產(chǎn)避免陷入財務困境[15，16]；（2） 金融渠道獲利增多帶來充沛的內生性現(xiàn)金流，提高了企業(yè)的內部融資能力，可以有效降低外部融資約束的影響[17]；（3）金融資產(chǎn)公允價值上升和金融渠道獲利增多可以改善財務狀況，修飾財務報表，良好的財報表現(xiàn)有助于企業(yè)再融資，有助于緩解外部融資約束[18]。融資約束的緩解釋放了企業(yè)的產(chǎn)能，提高了企業(yè)對勞動力的需求。因此，本文提出如下假設：

H2：非金融企業(yè)短期儲備型金融化通過緩解融資約束，進而促進就業(yè)。

1.3 貨幣政策的調節(jié)作用

貨幣政策作為宏觀經(jīng)濟政策之一，在調控宏觀經(jīng)濟走勢和影響微觀企業(yè)行為上發(fā)揮著重要作用[19]。當實行寬松的貨幣政策時，政府通過降準降息等一系列舉措增加了市場上的信貸投放，此時貸款利率下浮、可貸金額增加，可以促進個人消費和企業(yè)投資，刺激經(jīng)濟更快發(fā)展。因此在貨幣政策寬松時期，管理者對市場預期較好、投機心理增強[20]。同時，當實施寬松貨幣政策時，大量資金涌向金融市場，助推了資產(chǎn)價格上升甚至出現(xiàn)資產(chǎn)泡沫[21]。資產(chǎn)泡沫的存在使泛金融市場呈現(xiàn)非理性繁榮，實體投資與金融投資收益率的差距進一步擴大，在巨額利潤的誘惑下，企業(yè)管理者更有可能產(chǎn)生投機心理，忽視資產(chǎn)泡沫蘊含的巨大風險[22]。這種投機心理強化了管理者的短視行為，在可獲得的資金增加的情況下，企業(yè)將更加青睞于可以獲得超額收益的金融投資而非實物投資，甚至不惜大量舉債并將債務資金投向金融領域[23]，背離了金融服務實體經(jīng)濟的初衷。因此，寬松貨幣政策強化了非金融企業(yè)的投機套利動機，此時企業(yè)金融化對資本積累的擠出效應更強?；谝陨戏治觯疚奶岢鋈缦录僭O：

H3：寬松貨幣政策強化了非金融企業(yè)長期投機型金融化對資本積累的擠出效應，從而影響企業(yè)就業(yè)。

從另一角度看，寬松的貨幣政策往往伴隨國內經(jīng)濟低迷、宏觀經(jīng)濟環(huán)境不景氣等狀況[20]，未來經(jīng)濟發(fā)展的不確定性增強。盡管寬松貨幣政策旨在增加貨幣供給量，但由于在經(jīng)濟不景氣時期，投資回報率高的項目減少，項目失敗風險增大，銀行難以找到理想的優(yōu)質項目，以致于中央銀行創(chuàng)造的貨幣增量很可能滯留在銀行體系內而較少流向實體經(jīng)濟[24]，只能為市場注入有限的流動性。此外，寬松貨幣政策增加的這部分流動性很可能被企業(yè)用作預防性儲蓄用途。在正常的生產(chǎn)經(jīng)營活動中，企業(yè)未來的收入和現(xiàn)金流具有一定的不確定性，因此企業(yè)會持有部分現(xiàn)金和其他短期資產(chǎn)以應對未來可能的流動性短缺[25]。而低迷的經(jīng)濟加劇了企業(yè)未來主業(yè)盈利能力的不確定性，若未來經(jīng)濟持續(xù)下行，企業(yè)陷入財務困境的風險則會增大。因此，在儲備動機下，企業(yè)很可能將增加的可貸資金用于配置易于變現(xiàn)、可保值增值的短期金融資產(chǎn)，以預防未來現(xiàn)金流斷裂的風險，維持企業(yè)的正常生產(chǎn)經(jīng)營活動。此時，企業(yè)金融化對融資約束的緩解作用更強?；谝陨戏治?，本文提出如下假設：

H4：寬松貨幣政策強化了非金融企業(yè)短期儲備型金融化對融資約束的緩解作用，從而影響企業(yè)就業(yè)。

2 研究設計

2.1 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取2008～2019年度我國A股非金融上市公司作為研究樣本，剔除ST、主要數(shù)據(jù)缺失的樣本，并剔除了2008年后上市的企業(yè)，以保證樣本企業(yè)在樣本期間可以獲得連續(xù)數(shù)據(jù)。為了消除極端值的影響，對所有連續(xù)變量進行了上下1%的縮尾處理，最終共獲得13632個公司年度觀測值，將其作為面板數(shù)據(jù)處理。由于部分變量為t＋1期觀測值，因此本文實際選用的樣本期間為2008～2020年。所有數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫和國家統(tǒng)計局官網(wǎng)，并使用Stata15軟件進行數(shù)據(jù)分析。

2.2 主要變量定義

（1）金融化水平（Fin）。本文參考杜勇等（2017）[26]的做法，以總量的方式衡量企業(yè)金融化水平，并用總資產(chǎn)進行標準化。根據(jù) Demir（2008）[27]、張成思和張步曇（2016）[18]的研究，并結合我國會計準則，金融資產(chǎn)包括貨幣資金、交易性金融資產(chǎn)、衍生金融資產(chǎn)、應收利息和應收股利、可供出售金融資產(chǎn)、持有至到期投資以及投資性房地產(chǎn)。其中，貨幣資金、交易性金融資產(chǎn)、應收利息和應收股利屬于短期金融資產(chǎn)（Fin＿s），其余屬于長期金融資產(chǎn)（Fin＿l）。

（2） 就業(yè)規(guī)模（lnEmpt＋1）。 就業(yè)規(guī)模指企業(yè)期末的就業(yè)人數(shù)，并取自然對數(shù)。

（3） 資本積累（Capt＋1）。 資本積累是擴大再生產(chǎn)的重要源泉，企業(yè)的固定資本投資決定了企業(yè)的最大生產(chǎn)能力，因此，本文將資本積累定義為：Capt＋1＝（固定資產(chǎn)＋在建工程＋工程物資）／總資產(chǎn)。

（4）融資約束程度（FC）。以經(jīng)營凈現(xiàn)金流與總資產(chǎn)之比來衡量企業(yè)所面臨的融資約束，是融資約束程度的反向指標。

（5）貨幣政策寬松度（MP）。以M2增長率和GDP與CPI增長率的差值來衡量貨幣政策寬松度。

（6）控制變量。本文參考已有的相關文獻，控制了其他可能影響企業(yè)就業(yè)規(guī)模的變量，具體包括：資本結構、利潤水平、投資機會、勞動力成本、企業(yè)規(guī)模以及企業(yè)年齡。此外，Ind和Year分別代表行業(yè)固定效應和年度固定效應，以控制行業(yè)和年度差異的影響。上述變量的具體定義見表1。

表1 主要變量定義

2.3 實證模型設計

本文構建了模型（1）以檢驗非金融企業(yè)金融化對就業(yè)的整體影響。本文選用最小二乘虛擬變量法進行固定效應模型估計，并用異方差穩(wěn)健標準誤對模型進行修正。

為了驗證H1和H2，本文采用逐步法來進一步研究非金融企業(yè)金融化影響就業(yè)的內在機制。如模型（1）～（3）所示，當檢驗H1時，Med代指Capt＋1，F(xiàn)in替換為Fin＿l； 當檢驗 H2 時，Med代指FC，F(xiàn)in替換為Fin＿s。

為了驗證H3和H4，本文采用調節(jié)效應模型，分別構建了如下實證模型（4）和（5）以考察貨幣政策寬松度對上述中介效應過程前半路徑的調節(jié)作用。

3 實證分析

3.1 描述性統(tǒng)計

表2為本文主要變量的描述性統(tǒng)計結果，其中Fin的均值和中位數(shù)分別為0.200和0.165，最大值為0.667，表明實體企業(yè) “脫實向虛”情況普遍存在且個體企業(yè)問題較為嚴峻，金融資產(chǎn)占比甚至達到總資產(chǎn)的66.7%，存在過度金融化現(xiàn)象。其他變量與已有文獻的描述基本一致。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

3.2 基準模型回歸

表3為本文基準模型的回歸結果。由表可見，F(xiàn)in對就業(yè)的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負，由列（2），F(xiàn)in每增加1個標準差，企業(yè)就業(yè)規(guī)模將大約減少3.56（－0.260×0.137）個百分點，表明非金融企業(yè)金融化整體上抑制了企業(yè)就業(yè)，這與王懷明和王成?。?019）[28]的結論一致。非金融企業(yè)傾向于配置金融資產(chǎn)以分享超額利潤，甚至擠占了生產(chǎn)資本，從而導致企業(yè)主業(yè)規(guī)?？s減，企業(yè)的雇傭需求降低。

表3 基準模型回歸

3.3 內在機制分析

表4為非金融企業(yè)長期投機型金融化影響就業(yè)的內在機制分析結果。由列（1），F(xiàn)in＿l對就業(yè)的回歸系數(shù)為負且顯著，表明長期投機型金融化同樣抑制了就業(yè)。由列（2），F(xiàn)in＿l對資本積累的回歸系數(shù)為負且顯著，表明長期投機型金融化顯著減少了資本積累。出于資本的逐利天性，管理層優(yōu)先將資金投入金融領域，金融投資的增加意味著可用于擴大再生產(chǎn)的資源減少，企業(yè)的資本積累減緩。由列（3），資本積累的系數(shù)顯著為正，F(xiàn)in＿l的系數(shù)顯著為負，且其絕對值1.392小于列（1）中Fin＿l系數(shù)絕對值1.540。綜上，資本積累在非金融企業(yè)長期投機型金融化與企業(yè)就業(yè)規(guī)模之間存在部分中介效應，H1得證。非金融長期投機型金融化減緩了資本積累，由于企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營過程中生產(chǎn)資本和勞動力資本同增同減，長期投機型金融化對資本積累的影響會傳導到就業(yè)，導致企業(yè)所需勞動力的數(shù)量下降。

此外，本文還進行了Sobel檢驗以確保中介效應的穩(wěn)健性，得到中介效應占比為9.6%。

表4 非金融企業(yè)長期投機型金融化、資本積累與就業(yè)

續(xù) 表

表5為非金融企業(yè)短期儲備型金融化影響就業(yè)的內在機制分析結果。由列（1），F(xiàn)in＿s對就業(yè)的回歸系數(shù)顯著為正，表明短期儲備型金融化促進了就業(yè)，這與長期投機型金融化的相關結論不一致，由此可見，企業(yè)出于不同動機持有金融資產(chǎn)將對就業(yè)產(chǎn)生不同影響。由列（2），F(xiàn)in＿s對融資約束的回歸系數(shù)為正且顯著，表明短期儲備型金融化緩解了融資約束。當企業(yè)出于儲備動機配置短期金融資產(chǎn)，可以發(fā)揮金融化的 “蓄水池效應”，有效緩解企業(yè)所面臨的融資約束。由列（3），融資約束的系數(shù)顯著為正，而Fin＿s的系數(shù)為正但在統(tǒng)計上不顯著。此時部分學者可能將其視為完全中介效應，但溫忠麟和葉寶娟（2014）[29]指出，完全中介的說法是有問題的。因此，本文借鑒Zhao等（2010）[30]的做法， 用Bootstrap法直接檢驗間接效應和直接效應的顯著性。根據(jù)檢驗結果，置信區(qū)間不包含0，表明間接效應和直接效應均顯著。

表5 非金融企業(yè)短期儲備型金融化、融資約束與就業(yè)

綜上，非金融企業(yè)短期儲備型金融化通過緩解融資約束進而增加就業(yè)，H2得證。出于資金儲備動機配置短期金融資產(chǎn)可以緩解企業(yè)融資約束，平滑企業(yè)資金需求，在一定程度上能夠避免企業(yè)出現(xiàn)財務困境，有利于釋放產(chǎn)能、增加就業(yè)。

3.4 貨幣政策寬松度對中介效應過程的調節(jié)

表6為貨幣政策寬松度對長期投機型金融化中介效應過程的調節(jié)作用的實證結果，列（1）、（2）分別為中介效應過程前、后半路徑是否受到調節(jié)的檢驗結果?？梢钥吹?，兩個交乘項的回歸系數(shù)均不顯著，表明長期投機型金融化通過減緩資本積累影響就業(yè)的前后路徑均沒有受到貨幣政策寬松度的調節(jié)，H3沒有被證實。這可能是因為企業(yè)通過銀行信貸獲得的資金一般都有限定用途，而貸款流入股市和房地產(chǎn)一直是監(jiān)管的高壓紅線。盡管寬松貨幣政策增強了非金融企業(yè)的投機動機，但銀監(jiān)會和銀行合規(guī)部門的監(jiān)管使得企業(yè)無法將投機心理付諸行動，難以實際挪用資金。因此，貨幣政策寬松與否對非金融企業(yè)長期投機型金融資產(chǎn)配置影響不大。

表6 貨幣政策寬松度對長期投機型金融化中介效應過程的調節(jié)

表7為貨幣政策寬松度對短期儲備型金融化中介效應過程的調節(jié)作用的實證結果，由列（1），交乘項Fin＿s?MP的系數(shù)顯著為正，表明貨幣政策寬松度強化了短期儲備型金融化對融資約束的緩解作用，H4得證。因此，對于貨幣政策越寬松的年份，非金融企業(yè)短期儲備型金融化對融資約束的緩解作用越顯著。為了穩(wěn)健起見，本文還檢驗了中介效應過程后半路徑是否受到調節(jié)，結果如列（2）所示，交乘項FC?MP的系數(shù)在統(tǒng)計上并不顯著，表明貨幣政策寬松度的調節(jié)效應并沒有體現(xiàn)在短期儲備型金融化中介效應過程的后半路徑。

表7 貨幣政策寬松度對短期儲備型金融化中介效應過程的調節(jié)

3.5 穩(wěn)健性檢驗

3.5.1 內生性問題

為了解決可能存在的內生性問題，本文分別選取Fin＿l和Fin＿s的滯后 1 期（Fin＿lt－1、Fin＿st－1）、滯后 2 期（Fin＿lt－2、Fin＿st－2） 作為工具變量，利用兩階段最小二乘法對模型進行估計。實證結果如表8所示，與前文結論一致。

表8 非金融企業(yè)金融化與就業(yè)（2SLS）

3.5.2 考慮2008年金融危機的影響

考慮到2008年金融危機可能的影響，本文進一步剔除2008年與2009年的樣本數(shù)據(jù)并重新回歸，結果表略，與前文結論一致。

3.6 考慮企業(yè)資本密集度的異質性

表9報告了資本密集度的異質性分析。本文采用固定資產(chǎn)凈值與總資產(chǎn)之比來衡量資本密集度，將資本密集度高于當年中位數(shù)的歸為資本密集型企業(yè)，其余則為勞動密集型企業(yè)。由表可知，F(xiàn)in＿l的系數(shù)均顯著為負，且列（2）系數(shù)的絕對值1.257大于列（1）系數(shù)的絕對值0.732，表明勞動密集型企業(yè)長期投機型金融化對就業(yè)的抑制效應更強。Fin＿s的系數(shù)均顯著為正，且列（1）系數(shù)的絕對值0.397大于列（2）系數(shù)的絕對值0.326，表明資本密集型企業(yè)短期儲備型金融化對就業(yè)的促進效應更強。

表9 企業(yè)資本密集度的異質性分析

4 研究結論與政策啟示

本文選取2008～2019年度我國A股非金融上市公司作為研究樣本，從微觀視角研究了非金融企業(yè)金融化對就業(yè)的影響，研究發(fā)現(xiàn)：（1）整體而言，非金融企業(yè)金融化抑制了企業(yè)就業(yè)；（2）進一步的內在機制研究表明，出于異質性動機配置金融資產(chǎn)對就業(yè)的影響及作用路徑均不同，長期投機型金融化通過減緩資本積累進而抑制就業(yè)；短期儲備型金融化則通過緩解融資約束進而促進就業(yè)，且該過程的前半路徑受到貨幣政策寬松度的正向調節(jié)；（3）長期投機型金融化對就業(yè)的抑制效應在勞動密集型企業(yè)中更強，而短期儲備型金融化對就業(yè)的促進效應在資本密集型企業(yè)中更強。

基于研究結論，本文提出以下幾點建議：（1）加快經(jīng)濟結構轉型升級，提升實體經(jīng)濟附加值。目前我國經(jīng)濟發(fā)展面臨投資結構不合理、產(chǎn)能過剩等問題，并直接導致實體企業(yè)主營業(yè)務盈利能力不斷下滑，進而驅動實體企業(yè) “脫實向虛”。加快經(jīng)濟結構轉型升級，從供給側改革入手提升實體經(jīng)濟附加值，并輔以減稅降費等政策多舉措提升實業(yè)投資回報率，將有助于非金融企業(yè) “脫虛返實”；（2）加大金融監(jiān)管力度，規(guī)范企業(yè)所募資金的用途。在投機套利動機驅動下，非金融企業(yè)可能會改變所募資金的用途，將其用于金融投資而非實際生產(chǎn)活動，導致資金在金融領域空轉。因此，政府應完善相關法律法規(guī)，加大金融監(jiān)管力度以防范企業(yè)的這一行為；（3）發(fā)揮貨幣政策的調控作用，解決企業(yè)融資難問題。企業(yè)的外部融資約束制約了企業(yè)的研發(fā)投入及生產(chǎn)擴張，而寬松貨幣政策可以在一定程度上緩解企業(yè)的信貸約束。政府應充分發(fā)揮貨幣政策對微觀企業(yè)行為的調控作用，通過貨幣政策調整促進實體企業(yè)充分投資，從而創(chuàng)造就業(yè)機會，增加企業(yè)的勞動力雇傭需求。