貸款利率市場(chǎng)化與企業(yè)金融資產(chǎn)投資：抑制還是促進(jìn)

黃賢環(huán)，姚榮榮

(山西財(cái)經(jīng)大學(xué) 會(huì)計(jì)學(xué)院，山西 太原 030006)

一、引言

實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)社會(huì)高質(zhì)量發(fā)展，需要充分發(fā)揮市場(chǎng)在資源配置中的基礎(chǔ)性作用，而利率市場(chǎng)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(chǎng)利率市場(chǎng)化使得貸款利率逐漸上升以來(lái)，我國(guó)就不斷深化利率市場(chǎng)化改革，至2013年全面放開(kāi)貸款利率管控，2015年已經(jīng)完全實(shí)現(xiàn)利率市場(chǎng)化改革。進(jìn)一步地，2019年8月16日，國(guó)務(wù)院常務(wù)委員會(huì)議提出通過(guò)采取應(yīng)用市場(chǎng)化改革的辦法降低實(shí)際利率水平。鑒于此，中國(guó)人民銀行在2019年8月直接改革L(fēng)PR機(jī)制，以緩解企業(yè)融資難問(wèn)題。與利率管制所造成的融資難、融資貴問(wèn)題不同，貸款利率市場(chǎng)化要做的是轉(zhuǎn)變政府職能，充分發(fā)揮市場(chǎng)在資金供給和需求之間實(shí)現(xiàn)均衡的重要作用，這必然會(huì)影響到企業(yè)投融資行為。與此同時(shí)，由于宏觀經(jīng)濟(jì)下行壓力較大，以及實(shí)體企業(yè)主業(yè)利潤(rùn)普遍下滑、產(chǎn)能過(guò)剩、回報(bào)周期較長(zhǎng)等，我國(guó)實(shí)體企業(yè)走向“脫實(shí)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(guó)爆發(fā)系統(tǒng)性金融風(fēng)險(xiǎn)的重要源頭。實(shí)體企業(yè)金融化有其復(fù)雜根源，而其核心在于實(shí)體企業(yè)出于逐利動(dòng)機(jī)，將資金投資于金融和房地產(chǎn)行業(yè)以獲取高額回報(bào)。貸款利率市場(chǎng)化背景下，市場(chǎng)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(chǎng)化對(duì)企業(yè)金融資產(chǎn)投資行為起到抑制作用還是促進(jìn)作用？回答這一問(wèn)題有助于更好地評(píng)估我國(guó)貸款利率市場(chǎng)化的經(jīng)濟(jì)后果以及更好地應(yīng)對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化問(wèn)題。鑒于此，本文將以2013年我國(guó)全面放開(kāi)貸款利率管制事件為契機(jī)，選取2007—2017年我國(guó)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(chǎng)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(xiàn)在于：(1)與已有文獻(xiàn)研究貨幣政策、經(jīng)濟(jì)不確定性、公司治理等對(duì)實(shí)體企業(yè)金融資產(chǎn)投資行為的影響以及利率市場(chǎng)化對(duì)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(chǎng)化特別是資本市場(chǎng)中的資本價(jià)格形成機(jī)制的演進(jìn)，即貸款利率市場(chǎng)化的推進(jìn)如何影響企業(yè)金融資產(chǎn)投資行為。(2)本文從企業(yè)長(zhǎng)期信貸資金角度考察貸款利率市場(chǎng)化對(duì)企業(yè)金融資產(chǎn)投資行為的影響機(jī)制，能夠?yàn)槲覈?guó)實(shí)體企業(yè)金融化提供新的理論解釋，并有助于理解我國(guó)貸款利率市場(chǎng)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(jī)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(jì)景氣度、行業(yè)差異和貨幣政策差異下貸款利率市場(chǎng)化對(duì)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(chǎng)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?yàn)槲覈?guó)利率市場(chǎng)化，尤其是LPR機(jī)制改革提供微觀層面的理論依據(jù)，并為防范化解實(shí)體企業(yè)金融資產(chǎn)投資所帶來(lái)的“脫實(shí)向虛”風(fēng)險(xiǎn)和金融領(lǐng)域重大風(fēng)險(xiǎn)提供微觀層面的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

二、文獻(xiàn)綜述

(一)利率市場(chǎng)化的經(jīng)濟(jì)后果研究

利率市場(chǎng)化改革是我國(guó)改革的重要組成部分，很多學(xué)者對(duì)其宏觀或微觀經(jīng)濟(jì)后果進(jìn)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(rèn)為應(yīng)該將利率管制取消，因?yàn)槔噬仙軌蛟黾觾?chǔ)蓄、改善資金配置，并促進(jìn)經(jīng)濟(jì)效率的提高[1-2]。利率市場(chǎng)化則通過(guò)加劇銀行間的競(jìng)爭(zhēng)進(jìn)而提高了銀行效率[3]。利率管制之后，中國(guó)股市出現(xiàn)了低收益率、高波動(dòng)性、強(qiáng)投機(jī)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(chǎng)的條件，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)。與此同時(shí)，也有學(xué)者認(rèn)為，取消利率管制能夠加速利率市場(chǎng)化，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)效率的提升[4]。利率市場(chǎng)化進(jìn)一步改革將使利率達(dá)到均衡，消除監(jiān)管套利空間，維護(hù)金融環(huán)境穩(wěn)定。通過(guò)調(diào)節(jié)價(jià)格或利用政府的作用，市場(chǎng)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(chǎng)化改革的目標(biāo)，進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。以上研究分析了利率市場(chǎng)化對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的影響，認(rèn)識(shí)到了放松利率管制的必要性。

在微觀層面，利率市場(chǎng)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(zhǎng)期來(lái)看，企業(yè)存在資金配給低效率問(wèn)題，利率市場(chǎng)化可減少該類問(wèn)題的產(chǎn)生，并促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)。從企業(yè)融資角度看，利率市場(chǎng)化也減少了對(duì)中小企業(yè)融資的限制，并通過(guò)抑制對(duì)資金的過(guò)度需求來(lái)改善企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)[6]；但也有部分學(xué)者對(duì)該結(jié)論提出了質(zhì)疑，認(rèn)為民營(yíng)企業(yè)債務(wù)融資成本會(huì)隨著利率市場(chǎng)化程度的提高而上升[7]。以上文獻(xiàn)研究了利率市場(chǎng)化在降低企業(yè)成本方面的影響，并認(rèn)為利率市場(chǎng)化促進(jìn)了企業(yè)資金配置，同時(shí)緩解了企業(yè)融資約束。

(二)實(shí)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(rèn)為，宏觀經(jīng)濟(jì)狀況、金融市場(chǎng)和資本市場(chǎng)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(yán)重“脫實(shí)向虛”行為[8]。金融領(lǐng)域資源供給的增加，金融市場(chǎng)的滯后，實(shí)體企業(yè)環(huán)境的惡劣，勞動(dòng)力成本的上升，沉重的稅費(fèi)負(fù)擔(dān)等擠壓了實(shí)體經(jīng)濟(jì)的利潤(rùn)空間，使實(shí)體企業(yè)紛紛進(jìn)入金融和房地產(chǎn)領(lǐng)域，以便獲取更多利益[9]。同時(shí)，國(guó)家監(jiān)管環(huán)境、部門和地方監(jiān)管政策的不完善也進(jìn)一步加劇了以上行為[10]。此外，貨幣政策越寬松，越能夠促進(jìn)企業(yè)持有交易性金融資產(chǎn)，尤其對(duì)民營(yíng)企業(yè)的影響更為明顯[11]，而企業(yè)金融化程度會(huì)隨著實(shí)際稅負(fù)的降低而降低。進(jìn)一步地，經(jīng)濟(jì)政策的不確定性不僅對(duì)企業(yè)金融資產(chǎn)投資的總量產(chǎn)生影響，還會(huì)對(duì)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(shì)[12]。

在微觀治理機(jī)制方面，CFO的專業(yè)背景會(huì)對(duì)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(cái)務(wù)會(huì)計(jì)專業(yè)教育背景的CFO更加偏好對(duì)金融資產(chǎn)的投資[13]。機(jī)構(gòu)投資者也會(huì)加大對(duì)實(shí)體企業(yè)金融資產(chǎn)投資，尤其短期機(jī)構(gòu)投資者的持股行為效應(yīng)更加明顯[14]。也有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，出于金融逐利動(dòng)機(jī)，企業(yè)對(duì)高管的薪酬激勵(lì)促進(jìn)了金融資產(chǎn)投資行為，而股權(quán)激勵(lì)則通過(guò)遏制金融逐利行為顯著抑制了金融資產(chǎn)投資行為[15]。進(jìn)一步地，公司治理水平較差、管理層過(guò)度自信和多元化經(jīng)營(yíng)的企業(yè)更傾向于持有更多的風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)[16]，而改善公司治理機(jī)制以及改善投資者保護(hù)機(jī)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(chǎng)價(jià)格會(huì)推動(dòng)企業(yè)走向金融化道路[17]。而集團(tuán)內(nèi)部資本市場(chǎng)越活躍，越可能通過(guò)提升代理問(wèn)題和可用資金水平促進(jìn)實(shí)體企業(yè)金融資產(chǎn)投資行為[18]。此外，還有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，與業(yè)績(jī)下滑企業(yè)相比，業(yè)績(jī)上升企業(yè)更可能出現(xiàn)過(guò)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(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)不同造成的[19]。

綜上，現(xiàn)有文獻(xiàn)已對(duì)金融資產(chǎn)投資的宏觀、微觀層面的影響因素和利率市場(chǎng)化的經(jīng)濟(jì)后果進(jìn)行了比較深入的研究，然而，鮮有文獻(xiàn)涉及貸款利率市場(chǎng)化對(duì)企業(yè)金融資產(chǎn)投資的影響，而事實(shí)上企業(yè)進(jìn)行金融資產(chǎn)投資必然會(huì)受到金融市場(chǎng)上融資成本和融資便捷度的影響。貸款利率市場(chǎng)化改革作為金融市場(chǎng)上利率形成機(jī)制的重要變革，必然對(duì)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(jìn)而影響企業(yè)金融資產(chǎn)投資行為的選擇，然而這并沒(méi)有引起學(xué)術(shù)界的足夠重視。鑒于此，本文借助2013年貸款利率市場(chǎng)化這一事件，著重考察貸款利率市場(chǎng)化對(duì)企業(yè)金融資產(chǎn)投資的影響機(jī)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(cái)政政策等各種宏觀環(huán)境的影響，同時(shí)還會(huì)受到金融市場(chǎng)上利率高低的影響。在進(jìn)行利率市場(chǎng)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(chǎng)均衡水平，且與現(xiàn)實(shí)中的資金供求狀況并不契合。加之我國(guó)信貸配給較嚴(yán)重，存在“信貸歧視”，資金供給方之間的競(jìng)爭(zhēng)不夠激烈，使得資金供給方出現(xiàn)“惜貸”現(xiàn)象，進(jìn)一步提升了企業(yè)以正常利率從外部金融機(jī)構(gòu)獲取資金的難度。然而，伴隨貸款利率市場(chǎng)化進(jìn)程的逐步推進(jìn)，貸款利率也逐步由政府管控向市場(chǎng)主導(dǎo)轉(zhuǎn)變?？少J資金理論認(rèn)為，由于資金的放貸過(guò)程會(huì)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(chǎng)化的進(jìn)程中，市場(chǎng)上資金的價(jià)格即市場(chǎng)化利率由市場(chǎng)資金的供給和需求決定，市場(chǎng)上的金融機(jī)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(chǎng)化水平的提升，企業(yè)作為資金的需求方，處于買方市場(chǎng)，很可能占據(jù)市場(chǎng)的主導(dǎo)地位。利率市場(chǎng)化加劇了銀行間的競(jìng)爭(zhēng)程度，從而也提高了銀行效率[3]。由于銀行從賣方市場(chǎng)變成了買方市場(chǎng)，企業(yè)獲取資金的渠道增加，且外部信貸機(jī)構(gòu)之間的競(jìng)爭(zhēng)也會(huì)使得企業(yè)融資更方便，對(duì)資金滿足程度也會(huì)得到提升，這就很可能促進(jìn)實(shí)體企業(yè)對(duì)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(wú)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(dòng)機(jī)”[20]。貸款利率的市場(chǎng)化，使得實(shí)體企業(yè)擁有更加便捷的融資渠道，有更高的動(dòng)機(jī)將資金投向高風(fēng)險(xiǎn)、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(chǎng)化對(duì)不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)產(chǎn)生不同的影響。相對(duì)于國(guó)有企業(yè)，非國(guó)有企業(yè)在我國(guó)面臨信貸歧視，融資相對(duì)比較困難，而國(guó)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(chǎng)化對(duì)非國(guó)有企業(yè)金融資產(chǎn)投資的驅(qū)動(dòng)作用比對(duì)國(guó)有企業(yè)的更加明顯。國(guó)有企業(yè)能通過(guò)公開(kāi)市場(chǎng)的方式融資，并以銀行基準(zhǔn)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(yíng)企業(yè)沒(méi)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(guó)有企業(yè)昂貴。相比于國(guó)有企業(yè)，民營(yíng)企業(yè)還缺乏政府的支持，在執(zhí)行隱性契約時(shí)，銀行對(duì)待民營(yíng)企業(yè)是不平等的，民營(yíng)企業(yè)在和銀行談判中處于被動(dòng)地位，貸款被留存的可能性更大。我國(guó)這種信貸歧視，使得國(guó)有與非國(guó)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(guó)有企業(yè)面對(duì)的融資約束水平顯著低于非國(guó)有企業(yè)，而非國(guó)有企業(yè)卻困難重重，表現(xiàn)為融資難、融資貴。國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)之間存在的信貸歧視很可能由于貸款利率市場(chǎng)化而消失。因此，可以認(rèn)為非國(guó)有企業(yè)是貸款利率市場(chǎng)化的受益者，受到政策沖擊；而國(guó)有企業(yè)很可能受到的影響不大，可以視為對(duì)照組。

進(jìn)一步地，貸款利率市場(chǎng)化對(duì)企業(yè)金融資產(chǎn)投資可能帶來(lái)兩種不同的結(jié)果。一方面，利率管制導(dǎo)致了資本錯(cuò)配，而貸款利率市場(chǎng)化能夠通過(guò)市場(chǎng)化的機(jī)制優(yōu)化金融資源配置。隨著貸款利率市場(chǎng)化的推進(jìn)，企業(yè)面臨的融資約束更低，金融化行為導(dǎo)致的實(shí)體企業(yè)“脫實(shí)向虛”效應(yīng)更加明顯。當(dāng)企業(yè)管理層有動(dòng)機(jī)通過(guò)金融投資調(diào)節(jié)利潤(rùn)時(shí)，其會(huì)主動(dòng)增加對(duì)金融資產(chǎn)的投資[22]，而貸款利率市場(chǎng)化通過(guò)降低融資成本，拓寬企業(yè)獲得資金的渠道，進(jìn)而促進(jìn)金融資產(chǎn)投資行為。當(dāng)然，利率市場(chǎng)化也可能導(dǎo)致融資成本的增加，為應(yīng)對(duì)融資成本和業(yè)績(jī)需求，企業(yè)更趨向于高收益的投資項(xiàng)目，比如進(jìn)行金融資產(chǎn)投資。貸款利率市場(chǎng)化水平越高，金融機(jī)構(gòu)資金的吸儲(chǔ)和放貸的速度越快。在利率市場(chǎng)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(dòng)機(jī)，在高收益的金融資產(chǎn)與實(shí)體資產(chǎn)面前，企業(yè)會(huì)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(dāng)企業(yè)將資金投資于金融領(lǐng)域以便獲取高于實(shí)業(yè)的收益時(shí)，必然會(huì)減少對(duì)實(shí)業(yè)的投資。同時(shí)，根據(jù)“蓄水池理論”，為了預(yù)防未來(lái)可能存在的財(cái)務(wù)困境和未來(lái)不確定性所帶來(lái)的財(cái)務(wù)沖擊，企業(yè)甚至?xí)p少實(shí)業(yè)投資，而傾向于選擇具有高收益、變現(xiàn)能力較強(qiáng)、轉(zhuǎn)換成本較低的金融投資。另一方面，銀行等金融機(jī)構(gòu)進(jìn)行放貸時(shí)，會(huì)考慮企業(yè)資金流向，嚴(yán)格審核企業(yè)投資項(xiàng)目。如果資金流向于高風(fēng)險(xiǎn)領(lǐng)域，銀行很可能不愿意放貸，而對(duì)金融和房地產(chǎn)等虛擬行業(yè)的投資具有高風(fēng)險(xiǎn)性，因此，貸款利率市場(chǎng)化之后，銀行等金融機(jī)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(gè)競(jìng)爭(zhēng)性假設(shè)：

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

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

四、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇和數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選擇2007—2017年我國(guó)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(fù)債率大于1的樣本，同時(shí)，對(duì)連續(xù)變量進(jìn)行上下1%的縮尾處理以避免極端值的影響。經(jīng)過(guò)以上處理，本文得到15232個(gè)樣本觀測(cè)值。樣本數(shù)據(jù)主要來(lái)源于國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)，貸款利率市場(chǎng)化數(shù)據(jù)則從中國(guó)人民銀行官方網(wǎng)站調(diào)查統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)和中宏數(shù)據(jù)庫(kù)獲得。

(二)變量定義

1.被解釋變量：金融資產(chǎn)投資。當(dāng)前學(xué)術(shù)界并沒(méi)有對(duì)金融資產(chǎn)的構(gòu)成達(dá)成統(tǒng)一的見(jiàn)解。借鑒Demir以及張成思等的研究[23-24]，本文對(duì)金融資產(chǎn)進(jìn)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(zhǎng)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)?？紤]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?jǐn)?shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，因此不考慮這幾項(xiàng)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(zhǎng)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(lái)表示。

2.解釋變量：貸款利率市場(chǎng)化。借鑒楊箏等的研究[25]，本文將2013年放開(kāi)貸款利率這一事件作為臨界點(diǎn)，設(shè)置貸款利率市場(chǎng)化事件變量Post，若處于貸款利率市場(chǎng)化事件當(dāng)年及以后年份，取值為1，否則取值為0。針對(duì)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(guó)企作為對(duì)照組，非國(guó)企作為處理組。這主要是因?yàn)榕c國(guó)企相比，非國(guó)企在貸款利率市場(chǎng)化之前存在信貸歧視。國(guó)企依托于其政治背景、資產(chǎn)規(guī)模和政府扶持等優(yōu)勢(shì)，相較于非國(guó)企能夠更好地獲得金融機(jī)構(gòu)的信賴，因此比非國(guó)企具有融資優(yōu)勢(shì)；而一旦放開(kāi)貸款利率，非國(guó)企能夠與國(guó)企享受同等的貸款政策。本文認(rèn)為非國(guó)企是貸款利率市場(chǎng)化的處理組，受到政策的沖擊，國(guó)企則作為控制組。鑒于此，本文設(shè)置變量Soe，取值為1時(shí)表示非國(guó)企，受到政策沖擊；而取值為0時(shí)表示國(guó)企，為對(duì)照組。

3.控制變量：依據(jù)已有文獻(xiàn)[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(duì)數(shù)表示；盈利能力(Roe)以凈利潤(rùn)占期末凈資產(chǎn)比例表示；財(cái)務(wù)杠桿(Lev)以期末負(fù)債總額與資產(chǎn)總額的比值表示；成長(zhǎng)能力(Growth)以營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率表示；自由現(xiàn)金流量(Cf)以經(jīng)營(yíng)活動(dòng)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(wèn)題嚴(yán)重程度(Dlwt)以管理費(fèi)用和銷售費(fèi)用之和與主營(yíng)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(rùn)占資產(chǎn)總額比例表示；獨(dú)董比例(Indirect)以獨(dú)立董事在董事會(huì)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(zhǎng)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(chǎng)化之前國(guó)企和非國(guó)企本身存在投融資方面的差異，僅對(duì)國(guó)企和非國(guó)企金融資產(chǎn)投資或縱向貸款利率市場(chǎng)化前后進(jìn)行對(duì)比，會(huì)忽略事前差異，從而導(dǎo)致對(duì)貸款利率市場(chǎng)化效果估計(jì)出現(xiàn)偏差，很難分辨出是否是貸款利率市場(chǎng)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(chǎng)化對(duì)實(shí)體企業(yè)金融資產(chǎn)投資的影響。本文構(gòu)建了模型(1)實(shí)證檢驗(yàn)貸款利率市場(chǎng)化對(duì)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(chǎng)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(zhǎng)能力、自由現(xiàn)金流量、資本性支出、代理問(wèn)題嚴(yán)重程度、內(nèi)部積累水平、獨(dú)董比例、股權(quán)集中度與二職合一；ε為模型擾動(dòng)項(xiàng)。本文主要關(guān)注Post×Soe的系數(shù)，若為正則說(shuō)明貸款利率市場(chǎng)化對(duì)企業(yè)金融資產(chǎn)投資具有助推作用，若為負(fù)則說(shuō)明貸款利率市場(chǎng)化對(duì)企業(yè)金融資產(chǎn)投資具有抑制作用。

五、實(shí)證分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

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(shuō)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(shuō)明在我國(guó)的上市公司中貸款利率市場(chǎng)化有46%的影響力，即貸款利率市場(chǎng)化政策的實(shí)施對(duì)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(shuō)明在選取的樣本中，有56.6%的上市公司為非國(guó)有企業(yè)；Post×Soe的均值為0.288，說(shuō)明非國(guó)有企業(yè)中有28.8%的企業(yè)受到了貸款利率市場(chǎng)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(jì)結(jié)果

(二)基本回歸分析

表2列示了2013年貸款利率市場(chǎng)化對(duì)企業(yè)金融資產(chǎn)投資行為影響的實(shí)證結(jié)果。從表中可知，交乘項(xiàng)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(chǎng)化促進(jìn)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(chǎng)化降低了融資成本，提升了長(zhǎng)期貸款的研究發(fā)現(xiàn)[28]相一致。一方面，貸款利率市場(chǎng)化使得實(shí)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(dòng)機(jī)將資金投向高風(fēng)險(xiǎn)、高收益的金融領(lǐng)域，以獲取更高的投資收益，導(dǎo)致實(shí)體企業(yè)“脫實(shí)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(lái)可能存在的財(cái)務(wù)困境和未來(lái)不確定性所帶來(lái)的財(cái)務(wù)沖擊，會(huì)減少實(shí)業(yè)投資進(jìn)而增加金融資產(chǎn)投資。另一方面，貸款利率市場(chǎng)化使得資金資源的配置更加依賴于市場(chǎng)資金供給和需求的平衡，資金的提供方由原來(lái)的的賣方市場(chǎng)變成了買方市場(chǎng)。此時(shí)，銀行等金融機(jī)構(gòu)作為資金的提供方，在貸款利率市場(chǎng)化之后對(duì)資金需求方資金投向的監(jiān)督被弱化，它們甚至通過(guò)尋租的方式提供信貸資金。因此，貸款利率市場(chǎng)化并沒(méi)有有效抑制實(shí)體企業(yè)金融投資，假設(shè)2并沒(méi)有得到支持。此外，交乘項(xiàng)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(chǎng)上獲取資金的成本，而貸款利率市場(chǎng)化則反映出企業(yè)獲取資金成本的決定因素由原來(lái)的利率管制到利率放開(kāi)的過(guò)程。貸款利率市場(chǎng)化使資金成本由市場(chǎng)資金供給和需求雙方?jīng)Q定，這就打破了原來(lái)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(chǎng)化促進(jìn)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(chǎng)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(zhǔn)回歸結(jié)果

使用雙重差分法進(jìn)行政策效應(yīng)評(píng)估時(shí)需要滿足平衡性假設(shè)，因此，有必要對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行平衡性假設(shè)檢驗(yàn)。針對(duì)基準(zhǔn)回歸結(jié)果，對(duì)DID估計(jì)的有效性進(jìn)行平行趨勢(shì)檢驗(yàn)和安慰劑檢驗(yàn)。

1.平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

考慮到企業(yè)對(duì)行業(yè)政策的敏感性，本文選擇前后三年數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)。以2013年為分界點(diǎn)，該政策實(shí)施之前三年Before3、Before2、Before1各自回歸系數(shù)都不顯著，而政策當(dāng)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(shuō)明2013年貸款利率市場(chǎng)化政策的出臺(tái)是影響企業(yè)金融投資行為的一個(gè)重要分界點(diǎn)，樣本數(shù)據(jù)基本符合平衡性假設(shè)的要求，可以進(jìn)行DID分析。

2.安慰劑檢驗(yàn)

考慮到企業(yè)金融資產(chǎn)投資會(huì)受到某些潛在的不可觀察因素的影響，而不僅僅是因?yàn)橘J款利率市場(chǎng)化這一政策實(shí)施帶來(lái)的效應(yīng)，因此，本文采用安慰劑檢驗(yàn)。假設(shè)貸款利率市場(chǎng)化政策發(fā)生在2013年之前的某個(gè)時(shí)期，且樣本期依然設(shè)定在2007—2017年。為了確保實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，分別將政策沖擊時(shí)間設(shè)定為2011年和2012年，相應(yīng)的估計(jì)結(jié)果分別見(jiàn)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(jì)系數(shù)并不顯著，因此可以排除其他潛在的不可觀測(cè)因素對(duì)本文企業(yè)金融資產(chǎn)投資行為的影響。

表3 安慰劑檢驗(yàn)結(jié)果

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.替換被解釋變量衡量方法

按照會(huì)計(jì)準(zhǔn)則中對(duì)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(shí)生活中因?yàn)樽分鸶呤找?，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(jì)算實(shí)體企業(yè)金融資產(chǎn)投資水平Fin時(shí)，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(zhǎng)期股權(quán)投資總額占資產(chǎn)總額的比例來(lái)表示。如表4所示，列(1)、列(2)為替換金融資產(chǎn)投資Fin測(cè)度方法后的回歸結(jié)果。當(dāng)控制相關(guān)因素檢驗(yàn)貸款利率市場(chǎng)化對(duì)實(shí)體企業(yè)金融資產(chǎn)投資行為的影響時(shí)，交乘項(xiàng)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(chǎng)化促進(jìn)了企業(yè)金融資產(chǎn)的投資行為，得到了與主檢驗(yàn)一致的結(jié)論，說(shuō)明本文研究結(jié)論具有穩(wěn)健性。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

2.子樣本回歸

實(shí)體企業(yè)對(duì)金融資產(chǎn)的投資受到來(lái)自外部宏觀環(huán)境的影響，其中我國(guó)政府在2008年推出的“四萬(wàn)億投資計(jì)劃”就很可能影響到企業(yè)投資決策。2008年這一政策使社會(huì)流通資金增加，為國(guó)家宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供了新動(dòng)力，在一定程度上為社會(huì)投資提供了新活力，但也出現(xiàn)通貨膨脹、產(chǎn)能過(guò)剩加重及商品價(jià)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(jìn)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(chǎng)化促進(jìn)了企業(yè)金融資產(chǎn)的投資行為，得到了與主檢驗(yàn)一致的研究結(jié)論。

六、進(jìn)一步分析

(一)機(jī)制檢驗(yàn)

前文研究結(jié)論已表明，貸款利率市場(chǎng)化會(huì)助推實(shí)體企業(yè)金融資產(chǎn)的投資。那么貸款利率市場(chǎng)化是如何影響實(shí)體企業(yè)金融資產(chǎn)投資行為的呢？金融市場(chǎng)和資本市場(chǎng)存在信息不對(duì)稱的現(xiàn)象，導(dǎo)致企業(yè)從銀行等金融機(jī)構(gòu)獲取信貸資金的成本較高、難度較大。尤其非國(guó)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(chǎng)占有率較低等劣勢(shì)，難以從銀行獲取信貸資金滿足投資需求[27]。利率市場(chǎng)化使得原來(lái)利率管制下的資金需求被無(wú)限放大，且國(guó)企和非國(guó)企之間的信貸差異逐步縮小。此外，在逐利動(dòng)機(jī)下，貸款利率市場(chǎng)化使得企業(yè)更加傾向于從金融機(jī)構(gòu)進(jìn)行長(zhǎng)期融資，以滿足長(zhǎng)期性、高收益項(xiàng)目的投資。相對(duì)于實(shí)業(yè)投資，對(duì)金融資產(chǎn)的投資具有更高收益，尤其對(duì)長(zhǎng)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(zhǎng)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(chǎng)化通過(guò)影響企業(yè)長(zhǎng)期融資，進(jìn)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(zhǎng)期融資，等于長(zhǎng)期借款除以負(fù)債總額?？刂谱兞颗c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(shuō)明貸款利率市場(chǎng)化增加了非國(guó)企的長(zhǎng)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(chǎng)化提升了企業(yè)長(zhǎng)期借款，緩解了企業(yè)融資約束，進(jìn)而在逐利動(dòng)機(jī)下選擇偏離主業(yè)的金融資產(chǎn)投資。

表5 機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果

(二)考慮企業(yè)金融資產(chǎn)投資行為差異

在對(duì)各變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)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(guó)貸款利率市場(chǎng)化對(duì)企業(yè)金融資產(chǎn)投資行為的影響，本文進(jìn)一步以金融資產(chǎn)投資水平的均值為標(biāo)準(zhǔn)分兩組進(jìn)行回歸。表6列示了貸款利率市場(chǎng)化對(duì)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(dāng)企業(yè)金融資產(chǎn)投資行為小于或等于平均值時(shí)，Post×Soe的回歸系數(shù)為0.010，在1%的水平上顯著；當(dāng)企業(yè)金融資產(chǎn)投資行為大于平均值時(shí)，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(dāng)企業(yè)金融資產(chǎn)投資行為小于或等于平均值時(shí)，貸款利率市場(chǎng)化對(duì)企業(yè)金融資產(chǎn)投資行為具有正向的效應(yīng)。本文認(rèn)為，這主要是因?yàn)槠髽I(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(dāng)前上市公司中處于劣勢(shì)地位，貸款利率市場(chǎng)化的行為給非國(guó)有企業(yè)提供了機(jī)會(huì)，進(jìn)而更加顯著地促進(jìn)了非國(guó)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(dòng)性強(qiáng)、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(zhǎng)期股權(quán)投資以及投資性房地產(chǎn)這類長(zhǎng)期金融資產(chǎn)，持有期限較長(zhǎng)、流動(dòng)性差、變現(xiàn)速度慢，企業(yè)持有長(zhǎng)期金融資產(chǎn)很可能主要表現(xiàn)為對(duì)主業(yè)投資的“擠出效應(yīng)”[21，27]。因此，貸款利率市場(chǎng)化之后，實(shí)體企業(yè)對(duì)不同期限金融資產(chǎn)的投資行為很可能存在差異。基于此，本部分根據(jù)金融資產(chǎn)的流動(dòng)性將金融資產(chǎn)劃分為短期金融資產(chǎn)和長(zhǎng)期金融資產(chǎn)。如表6所示，列(3)貸款利率市場(chǎng)化與短期金融資產(chǎn)的回歸系數(shù)趨近于0.000，未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，而列(4)與長(zhǎng)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(chǎng)化促進(jìn)了實(shí)體企業(yè)對(duì)長(zhǎng)期金融資產(chǎn)的投資，也印證了前文貸款利率市場(chǎng)化通過(guò)提升長(zhǎng)期融資，進(jìn)而助推企業(yè)對(duì)長(zhǎng)期金融資產(chǎn)的投資。

(四)按宏觀經(jīng)濟(jì)景氣程度分組回歸

為考察宏觀經(jīng)濟(jì)景氣程度對(duì)貸款利率市場(chǎng)化與金融資產(chǎn)投資行為關(guān)系的影響，本部分從中國(guó)人民銀行調(diào)查統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)中手工搜集企業(yè)家信心指數(shù)反映宏觀經(jīng)濟(jì)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(duì)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(jì)不景氣組，將2007、2008、2010、2011、2013和2017年劃分為宏觀經(jīng)濟(jì)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(guò)顯著性檢驗(yàn)。這表明，當(dāng)宏觀經(jīng)濟(jì)不景氣時(shí)，貸款利率市場(chǎng)化更容易助推實(shí)體企業(yè)金融資產(chǎn)投資行為。這可能是因?yàn)?，宏觀經(jīng)濟(jì)不景氣反映出實(shí)體企業(yè)主業(yè)獲利比較困難，而對(duì)金融領(lǐng)域的投資很可能是反哺實(shí)業(yè)的重要手段；相反，在宏觀經(jīng)濟(jì)比較景氣時(shí)，實(shí)體企業(yè)有更高的意愿進(jìn)行實(shí)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(bào)率低，而非制造企業(yè)固定資產(chǎn)較少，經(jīng)營(yíng)靈活，為了更好地研究我國(guó)貸款利率市場(chǎng)化對(duì)企業(yè)金融資產(chǎn)投資行為的影響，本文進(jìn)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(chǎng)化對(duì)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(dāng)企業(yè)所屬行業(yè)為制造業(yè)時(shí)，Post×Soe的回歸系數(shù)為0.024，在1%的水平上顯著；當(dāng)企業(yè)所屬行業(yè)為非制造業(yè)時(shí)，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(dāng)企業(yè)所屬行業(yè)為制造業(yè)時(shí)，貸款利率市場(chǎng)化對(duì)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?yàn)橹圃鞓I(yè)企業(yè)面臨著低回報(bào)率、高風(fēng)險(xiǎn)的困境，它們受到資本逐利動(dòng)機(jī)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(huì)影響到金融市場(chǎng)和資本市場(chǎng)資金的流通，其中，寬松的貨幣政策能夠增加市場(chǎng)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(huì)導(dǎo)致市場(chǎng)上流通中的貨幣減少，企業(yè)融資約束加劇，進(jìn)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(huì)影響到貸款利率市場(chǎng)化和企業(yè)金融資產(chǎn)投資水平的關(guān)系。基于此，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(zhǎng)率-CPI增長(zhǎng)率-GDP增長(zhǎng)率”計(jì)算所得，若指標(biāo)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(zhǎng)率、GDP增長(zhǎng)率和CPI增長(zhǎng)率都是從中國(guó)人民銀行調(diào)查統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)中手工獲取，因收集的數(shù)據(jù)是各個(gè)季度的，本文對(duì)各季度數(shù)據(jù)求和取平均值。經(jīng)計(jì)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(xiàng)的回歸系數(shù)為0.044，未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，這很有可能是因?yàn)橘J款利率市場(chǎng)化之后，貨幣政策對(duì)于實(shí)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(píng)述

本文基于我國(guó)2013年貸款利率全面放開(kāi)的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，實(shí)證檢驗(yàn)了貸款利率市場(chǎng)化對(duì)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(chǎng)化顯著提升了企業(yè)金融資產(chǎn)投資行為，且主要是長(zhǎng)期金融資產(chǎn)投資。同時(shí)，宏觀經(jīng)濟(jì)景氣度、貨幣政策寬松度、行業(yè)類型等對(duì)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(jī)構(gòu)層面看，由于貸款利率市場(chǎng)化的推進(jìn)，銀行由賣方變?yōu)橘I方，銀行競(jìng)爭(zhēng)加大，而實(shí)體企業(yè)從銀行獲取長(zhǎng)期借款后，從事偏離主業(yè)的金融資產(chǎn)投資，存在“脫實(shí)向虛”風(fēng)險(xiǎn)。因此，貸款利率市場(chǎng)化后，雖然銀行之間競(jìng)爭(zhēng)加劇，但是也仍需嚴(yán)格審核企業(yè)信貸資金的使用去向，合理評(píng)估風(fēng)險(xiǎn)，并強(qiáng)化對(duì)資金需求方的約束和監(jiān)督。(2)從實(shí)體企業(yè)層面看，貸款利率市場(chǎng)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(jìn)行金融資產(chǎn)的投資會(huì)加劇企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)和降低企業(yè)主業(yè)未來(lái)業(yè)績(jī)，不利于企業(yè)長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展。因此，實(shí)體企業(yè)應(yīng)該積極回歸主業(yè)，加大對(duì)主業(yè)的投資，例如增加固定資產(chǎn)、無(wú)形資產(chǎn)等的投資，提升研發(fā)創(chuàng)新投資、新產(chǎn)品開(kāi)發(fā)等的投入，促進(jìn)主業(yè)發(fā)展，提升企業(yè)核心競(jìng)爭(zhēng)力。(3)從政府層面看，應(yīng)該重視貸款利率市場(chǎng)化對(duì)企業(yè)金融資產(chǎn)投資行為的助推效果，有效規(guī)避實(shí)體企業(yè)金融資產(chǎn)投資可能帶來(lái)的金融領(lǐng)域重大風(fēng)險(xiǎn)，合理評(píng)估貸款利率市場(chǎng)化之后企業(yè)投資行為決策的方向，引導(dǎo)實(shí)體企業(yè)強(qiáng)化主業(yè)投資，并考慮繼續(xù)實(shí)施更大力度的“減稅降費(fèi)”政策，促進(jìn)實(shí)體企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

本文研究的是貸款利率市場(chǎng)化這一金融政策對(duì)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(lái)還可以進(jìn)一步探討產(chǎn)業(yè)政策、財(cái)政政策等對(duì)企業(yè)金融化的影響。