產(chǎn)業(yè)政策、營商環(huán)境與企業(yè)脫虛向?qū)?
——基于國家五年規(guī)劃的經(jīng)驗證據(jù)

郭 飛，馬 睿，謝香兵

（1.中南財經(jīng)政法大學 會計學院,湖北 武漢 430073；2.河南財經(jīng)政法大學 會計學院,河南 鄭州 450046）

一、引言

當前中國經(jīng)濟正處于轉(zhuǎn)型升級的關鍵時期，經(jīng)濟發(fā)展在取得重大成就的同時也面臨著諸多挑戰(zhàn)。特別是隨著金融資本市場的快速發(fā)展，虛擬經(jīng)濟越來越脫離實體經(jīng)濟，進行內(nèi)部自我循環(huán)和規(guī)模膨脹，國民經(jīng)濟逐漸呈現(xiàn)出明顯的脫實向虛態(tài)勢。習近平總書記曾多次強調(diào)“無論是大國還是強國，發(fā)展實體經(jīng)濟都是重中之重，任何時候，經(jīng)濟都不能脫實向虛”。黨的十九屆五中全會也明確提出：“要堅持將實體經(jīng)濟作為發(fā)展經(jīng)濟著力點”。一方面，中國現(xiàn)階段正處在轉(zhuǎn)變發(fā)展方式、優(yōu)化經(jīng)濟結構、轉(zhuǎn)換增長動力的攻關期；另一方面，經(jīng)濟脫虛向?qū)嵤谴龠M虛實經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的必要條件，也是推動經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量變革的內(nèi)在要求。在此背景下，挖掘引導企業(yè)脫虛向?qū)嵉尿?qū)動因素對于提振實體經(jīng)濟和推動中國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有重要的現(xiàn)實意義。

現(xiàn)有關于企業(yè)脫實向虛的文獻較為豐富，然而較為遺憾的是，目前關于企業(yè)脫虛向?qū)嵉难芯繀s并不多見。在宏觀層面上，研究者認為脫實向虛的原因有以下幾點：一是實體經(jīng)濟投資環(huán)境的惡化，造成實體經(jīng)濟投資回報率不斷下降（彭俞超等，2018）；二是金融服務的錯配使一些具有資本優(yōu)勢的企業(yè)趁機充當“金融中介”賺取利潤（戴靜等，2020）；三是在“穩(wěn)增長”政績考核和國家環(huán)保規(guī)制的壓力下，部分地區(qū)過度追求“去工業(yè)化”，盲目發(fā)展虛擬經(jīng)濟（魏后凱和王頌吉，2019）。微觀層面上，一些學者認為企業(yè)脫實向虛是出于“資金儲備”動機，即企業(yè)儲備流動性較強的金融資產(chǎn)，待面臨經(jīng)濟不確定性較高或融資約束較強的困境時，再將其釋放于實體經(jīng)濟（胡奕明等，2017）。也有學者認為企業(yè)脫實向虛可能并非完全出于“資金儲備”動機，“投資替代”動機在此過程中也發(fā)揮了作用（張成思和張步曇，2016；彭俞超等，2018），該動機認為企業(yè)脫實向虛的原因在于金融投資的回報率高于實體投資（Davis，2018；劉貫春等，2019）。在脫實向虛的影響方面，研究表明，企業(yè)脫實向虛從短期來看有助于企業(yè)優(yōu)化資源配置、提升短期利潤率（謝富勝和匡曉璐，2020），但從長期來看會加大企業(yè)財務風險、制約企業(yè)創(chuàng)新升級、損害企業(yè)價值（Orhangazi，2008；Xu 和Xin，2017；亞琨等，2018）。而整體經(jīng)濟脫實向虛則會帶來產(chǎn)業(yè)空心化、經(jīng)濟增長穩(wěn)定性下降等問題，甚至會引發(fā)金融危機（Zheng 等，2019）。

自改革開放以來，作為政府干預經(jīng)濟的重要工具，產(chǎn)業(yè)政策①產(chǎn)業(yè)政策的類型包括鼓勵類、限制類、淘汰類和允許類。本文所研究的產(chǎn)業(yè)政策屬于鼓勵類產(chǎn)業(yè)政策。就被廣泛用于協(xié)調(diào)國家產(chǎn)業(yè)結構和實現(xiàn)國民經(jīng)濟健康發(fā)展中。諸多文獻表明，產(chǎn)業(yè)政策能夠引導企業(yè)的投資決策（何熙瓊等，2016；余明桂等，2016）。那么，企業(yè)脫虛向?qū)嵾@一投資結構轉(zhuǎn)變行為是否也會受產(chǎn)業(yè)政策的影響呢？現(xiàn)有少數(shù)文獻試圖通過探究產(chǎn)業(yè)政策與企業(yè)金融化之間的關系來回答這一問題。如步曉寧等（2020）基于十大產(chǎn)業(yè)振興規(guī)劃的研究表明，產(chǎn)業(yè)政策的出臺加劇了企業(yè)的金融化程度。向海凌等（2020）基于地方產(chǎn)業(yè)政策的研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)金融化具有抑制作用。在基于“五年規(guī)劃”產(chǎn)業(yè)政策的研究方面，江三良和趙夢嬋（2021）發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)政策能夠抑制企業(yè)金融化，而于連超等（2021）卻指出產(chǎn)業(yè)政策會促進企業(yè)金融化。上述成果為本文研究奠定了良好的基礎，也為本文提供了研究空間。首先，這些研究普遍將“抑制金融化”視為脫虛向?qū)?，但實際上，這并不能很好地捕捉企業(yè)脫虛向?qū)嵾@一投資結構轉(zhuǎn)變行為。因為降低金融資產(chǎn)投資規(guī)模，并不一定意味著會將資本投向?qū)嶓w領域，而只有將資本從金融投資轉(zhuǎn)向?qū)嶓w投資才符合脫虛向?qū)嵉膬?nèi)在要求。其次，雖然已經(jīng)有研究者關注到產(chǎn)業(yè)政策可能是影響企業(yè)脫虛向?qū)嵉闹匾蛩兀F(xiàn)有文獻對上述關系的探討尚未達成一致，需要后續(xù)研究深入挖掘。最后，鮮有文獻探究“五年規(guī)劃”產(chǎn)業(yè)政策的脫虛向?qū)嵭Ч诓煌?guī)劃時期是否存在差別，而揭示其差異和差異產(chǎn)生的原因能夠為評價產(chǎn)業(yè)政策的實施效果和優(yōu)化產(chǎn)業(yè)政策設計提供決策參考。

鑒于此，本文以2011-2019年中國A股非金融、非房地產(chǎn)上市公司為研究樣本，同時考慮實業(yè)資產(chǎn)與金融資產(chǎn)兩個方面的變動，設計“二維”的企業(yè)脫虛向?qū)嵶兞?，考察了“五年?guī)劃”產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)脫虛向?qū)嵉挠绊懠皞鲗C制。進一步地，從時間維度上探究了不同規(guī)劃時期的產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)脫虛向?qū)嵉挠绊懯欠翊嬖诓町?，以及差異產(chǎn)生的原因。在此基礎上，基于企業(yè)投資實體經(jīng)濟的內(nèi)外部動力因素，分析了產(chǎn)業(yè)政策脫虛向?qū)嵭Ч漠愘|(zhì)性。最后，檢驗了產(chǎn)業(yè)政策的促進效應對哪類金融資產(chǎn)的脫虛向?qū)嵱绊懜鼮轱@著。此外，為了緩解模型可能存在的內(nèi)生性問題、排除其他政策的干擾和避免企業(yè)脫虛向?qū)嵶兞繙y度不合理，本文還進行了一系列穩(wěn)健性測試。

本文的邊際貢獻在于：（1）從企業(yè)“脫虛”和“向?qū)崱眱蓚€角度拓展了對產(chǎn)業(yè)政策與企業(yè)脫虛向?qū)嶊P系的認識。既有文獻大多基于“一維”視角，采用“抑制金融化”的思路度量企業(yè)脫虛向?qū)崳欢种平鹑诨⒉淮磙D(zhuǎn)變投資結構。如果產(chǎn)業(yè)政策只是降低了企業(yè)的金融資產(chǎn)投資規(guī)模，而沒有激勵企業(yè)將資本轉(zhuǎn)向?qū)嶓w領域，即只是降低了企業(yè)脫實向虛的“量”，而沒有最終轉(zhuǎn)變企業(yè)脫實向虛的“質(zhì)”，那么，其在引導企業(yè)脫虛向?qū)嵎矫娴膬r值將會有所降低。因此，本文嘗試同時考慮實業(yè)資產(chǎn)和金融資產(chǎn)兩個方面的變動來設計“二維”的企業(yè)脫虛向?qū)嵶兞?，以探究產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)脫虛向?qū)嵉挠绊?。這不僅給出了產(chǎn)業(yè)政策促進企業(yè)脫虛向?qū)嵉闹苯幼C據(jù)，也在一定程度上填補了現(xiàn)有文獻在度量企業(yè)脫虛向?qū)嵎矫娴牟蛔?。?）豐富了宏觀產(chǎn)業(yè)政策與微觀企業(yè)行為方面的研究文獻。針對中國轉(zhuǎn)型經(jīng)濟背景，本文發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)政策能夠促進相關行業(yè)內(nèi)的企業(yè)脫虛向?qū)?，且能夠通過政府補助和銀行信貸形成傳導路徑；進一步的異質(zhì)性分析表明，當高管創(chuàng)新意識和產(chǎn)品市場競爭程度較低時，產(chǎn)業(yè)政策的脫虛向?qū)嵭Ч@著；并且，產(chǎn)業(yè)政策主要促進了長期金融資產(chǎn)脫虛向?qū)?，說明產(chǎn)業(yè)政策主要是靠降低企業(yè)的“投資替代”動機來發(fā)揮脫虛向?qū)嵶饔?。上述研究發(fā)現(xiàn)有助于深化理解產(chǎn)業(yè)政策的正面效應，也能為優(yōu)化產(chǎn)業(yè)政策設計、推動企業(yè)脫虛向?qū)嵑蛯崿F(xiàn)中國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展提供決策參考。（3）研究結論對后續(xù)的研究具有一定的啟示作用。區(qū)別于現(xiàn)有研究注重考察產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)行為的“整體”影響，本文從時間維度上對比探討了產(chǎn)業(yè)政策的脫虛向?qū)嵭Ч诓煌?guī)劃時期的“差異”情況。發(fā)現(xiàn)與“十二五”相比，“十三五”時期的產(chǎn)業(yè)政策在促進企業(yè)脫虛向?qū)嵎矫娴姆e極效果有所減弱，并進一步結合制度環(huán)境的變化，從營商環(huán)境改善發(fā)揮替代作用的角度對差異產(chǎn)生的原因提供了一個可能的解釋。文章的研究期望能夠為理解政府、市場與企業(yè)三者之間的關系提供理論與實踐參考。

二、理論分析與研究假設

近年來，實體企業(yè)脫實向虛的現(xiàn)象凸顯，而資金脫離實體經(jīng)濟在金融體系內(nèi)部“空轉(zhuǎn)”不利于實體經(jīng)濟發(fā)展。因此，引導企業(yè)脫虛向?qū)崒τ谔嵴駥嶓w經(jīng)濟和促進中國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有重要意義。諸多文獻表明，產(chǎn)業(yè)政策作為國家宏觀調(diào)控的重要工具，能夠影響企業(yè)的投資決策（何熙瓊等，2016；余明桂等，2016）。脫虛向?qū)嵶鳛槠髽I(yè)投資決策的重要內(nèi)容也理應會受到產(chǎn)業(yè)政策的影響。

（一）產(chǎn)業(yè)政策與企業(yè)實體投資。產(chǎn)業(yè)政策可以通過向市場釋放經(jīng)濟信號增強管理者發(fā)展實體經(jīng)濟的信心，還可以通過具體的資源配置手段為企業(yè)實體投資項目提供資源保障，從而促進企業(yè)發(fā)展實體經(jīng)濟。

就信號傳遞效應而言，企業(yè)對自身所處行業(yè)發(fā)展前景的感知是影響其投資方向的關鍵。企業(yè)管理者往往是企業(yè)投資決策的實施者，而企業(yè)管理者的投資信心容易受外部政策環(huán)境的影響（畢曉方等，2015）。產(chǎn)業(yè)政策是國家戰(zhàn)略和國民經(jīng)濟未來發(fā)展方向的綜合體現(xiàn)。產(chǎn)業(yè)政策傳遞出的支持信號能夠影響企業(yè)管理者對市場發(fā)展趨勢的判斷和對行業(yè)未來發(fā)展的信心，有助于增加企業(yè)對未來業(yè)務量的樂觀預期和研發(fā)風險的容忍度，進而提高企業(yè)對投資研發(fā)活動和生產(chǎn)活動收益的預期，增強企業(yè)通過發(fā)展實體經(jīng)濟獲利的信心，從而有效激發(fā)企業(yè)的實體投資熱情（周兵等，2016）。即使這些實體投資活動會在短時期內(nèi)降低企業(yè)利潤率，企業(yè)也會維持現(xiàn)有投資以減少未來經(jīng)營情況改善時的重置成本，甚至可能會持續(xù)加大對研發(fā)活動和生產(chǎn)活動的投入來維持其在未來市場需求激增時的市場競爭優(yōu)勢以獲取更多的利潤（洪葒等，2021）。此外，一些受產(chǎn)業(yè)政策支持的行業(yè)在發(fā)展初期常常存在投資不足的問題，且在信息化時代企業(yè)面臨的信息環(huán)境也比以往更加動態(tài)和復雜，在這種情況下，產(chǎn)業(yè)政策的信號傳遞效應將會發(fā)揮更重要的作用，企業(yè)也更愿意根據(jù)政策指引進行實體投資。

就資源配置效應而言，由于產(chǎn)業(yè)政策明確指出了鼓勵發(fā)展的行業(yè)，因此產(chǎn)業(yè)政策能夠改變外界對相關行業(yè)的信心及認可程度，使相關企業(yè)的資源獲取更為便利（Tian 等，2009）。一方面，在分權治理模式下，地方政府往往會對受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)提供政策優(yōu)惠。原因在于，上級政府更多地以經(jīng)濟指標考核地方政府績效，并將與產(chǎn)業(yè)政策相關的地方產(chǎn)值納入考核范圍（王克敏等，2017）。產(chǎn)業(yè)政策的支持意味著良好的發(fā)展前景和潛在利潤，再加上地方政府在財政分權體制下需要“自負盈虧”，這使其具有向轄區(qū)范圍內(nèi)的企業(yè)（尤其是產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)）提供政策優(yōu)惠，引導企業(yè)進行研發(fā)創(chuàng)新和投資擴張，從而實現(xiàn)經(jīng)濟增長和產(chǎn)業(yè)升級，以獲得政治晉升的強大動力。另一方面，銀行也會為受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)提供更多的信貸資源（Chen 等，2017）。在發(fā)放貸款前，銀行會仔細甄別借款公司的信貸風險，選擇項目風險較小和發(fā)展前景良好的優(yōu)質(zhì)借款對象。而產(chǎn)業(yè)政策釋放出的信號能夠在一定程度上說明受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)發(fā)展前景較好、投資機會較大。再加上地方政府通常也會為這些企業(yè)提供政策優(yōu)惠，使得這些企業(yè)的經(jīng)營風險及違約風險進一步降低。因而產(chǎn)業(yè)政策支持可以作為有利的投資信號，進而降低銀企之間的信息不對稱程度，為銀行識別優(yōu)質(zhì)客戶提供標準，幫助產(chǎn)業(yè)政策支持范圍內(nèi)的企業(yè)獲得更多的信貸資源。此外，產(chǎn)業(yè)政策出臺后，政府也會通過干預銀行的信貸決策，將信貸資源向產(chǎn)業(yè)政策支持的方向傾斜（何熙瓊等，2016）。

產(chǎn)業(yè)政策支持所帶來的政策優(yōu)惠和信貸資源能夠促進企業(yè)擴大實體投資。原因在于，首先，政府和銀行的資源支持能夠直接向企業(yè)讓渡一部分經(jīng)濟利益，降低企業(yè)發(fā)展實體經(jīng)濟的成本和潛在風險，激勵其開展研發(fā)和生產(chǎn)活動，提高其實現(xiàn)創(chuàng)新升級和盈利的可能性，從而有助于企業(yè)形成新的競爭優(yōu)勢和增長動力。其次，隨著研發(fā)投入和創(chuàng)新成果的增加，稅收優(yōu)惠的力度也會加大，有利于形成稅收優(yōu)惠與創(chuàng)新績效的良性循環(huán)，激勵企業(yè)不斷研發(fā)創(chuàng)新。同時，政策優(yōu)惠和銀行信貸的“支持力度”越大，也意味著產(chǎn)業(yè)政策支持該行業(yè)發(fā)展的“信號質(zhì)量”越高（夏清華和黃劍，2019），可以進一步提高企業(yè)管理者對投身實體經(jīng)濟獲利的樂觀預期，引導企業(yè)擴大實體投資。最后，政府和銀行的資源傾斜還可以繼續(xù)發(fā)揮信號傳遞作用，引導更多的資源向該行業(yè)集聚，企業(yè)的實體投資活力也將得到進一步釋放。

（二）產(chǎn)業(yè)政策與企業(yè)脫虛向?qū)?。綜合上述分析，在產(chǎn)業(yè)政策的信號傳遞效應和資源配置效應的影響下，企業(yè)很可能會增加實體投資。然而，這并不意味著產(chǎn)業(yè)政策能夠進一步促使企業(yè)降低金融投資。產(chǎn)業(yè)政策最終能否促進企業(yè)脫虛向?qū)嶏@然與企業(yè)脫實向虛的具體動機有關?；谖覈髽I(yè)投資虛擬經(jīng)濟能夠獲得超額回報率的事實，大部分企業(yè)的脫實向虛都存在“資金儲備”和“投資替代”兩種動機（彭俞超等，2018）。因此，產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)脫虛向?qū)嵉挠绊懸残枰Y合這兩種動機進行分析。

“資金儲備”動機認為，企業(yè)脫實向虛主要是為了儲備流動性較強的金融資產(chǎn)，待企業(yè)面臨融資約束難題或出現(xiàn)良好的投資機會時，再將資金釋放于實體經(jīng)濟。一方面，產(chǎn)業(yè)政策的支持能夠為企業(yè)帶來良好的投資機會和較大的資金需求，使企業(yè)產(chǎn)生釋放資金儲備的需要。同時，產(chǎn)業(yè)政策的支持信號還能夠降低政策不確定性，使企業(yè)進一步減少資金儲備的需求，促進企業(yè)脫虛向?qū)?。另一方面，若是相應的政策?yōu)惠和銀行信貸較為充足，為企業(yè)帶來了大量的現(xiàn)金流入，也可能會刺激企業(yè)將資金投入金融領域，提高企業(yè)資金的流動性，以便未來更好地把握實體投資機會（楊興全等，2016），這可能會使產(chǎn)業(yè)政策的脫虛向?qū)嵭Ч⒉幻黠@。

“投資替代”動機認為，企業(yè)之所以選擇脫實向虛是因為金融投資的回報率高于實體投資。一方面，由于資源的有限性，產(chǎn)業(yè)政策在促進企業(yè)增加實體投資的同時也很可能會使其減少金融投資。特別是當企業(yè)管理者預期實體投資的收益率較高，能夠大幅度縮小金融投資與實體投資之間的利潤差異時，出于長遠發(fā)展的考慮，產(chǎn)業(yè)政策很可能會激勵企業(yè)脫虛向?qū)?。并且，產(chǎn)業(yè)政策在為企業(yè)提供良好投資環(huán)境的同時，還能提高企業(yè)在虛擬經(jīng)濟領域套利的機會成本，從而進一步抑制企業(yè)脫實向虛。另一方面，當企業(yè)跟隨產(chǎn)業(yè)政策的指引發(fā)展實體經(jīng)濟，卻只能獲得較低的回報率甚至產(chǎn)生虧損時，出于彌補利潤損失的動機，企業(yè)很可能會選擇持有更多的金融資產(chǎn)，從而使企業(yè)的脫虛向?qū)嵆潭炔⒉幻黠@，甚至使企業(yè)更加脫實向虛。

基于以上分析，本文提出如下假設：

假設H1a：產(chǎn)業(yè)政策能夠促進相關行業(yè)內(nèi)企業(yè)脫虛向?qū)崱?/p>

假設H1b：產(chǎn)業(yè)政策不能促進相關行業(yè)內(nèi)企業(yè)脫虛向?qū)崱?/p>

三、研究設計與統(tǒng)計分析

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源。本文以2011-2019年我國A 股上市企業(yè)數(shù)據(jù)作為研究樣本，①由于在“十一五”期間發(fā)生了全球金融危機，中國政府隨后實施了“四萬億投資計劃”以促進經(jīng)濟增長，為排除該投資計劃可能對本文實證結果產(chǎn)生的干擾，本文的研究樣本期間從“十二五”時期的第一年，即2011年開始。在數(shù)據(jù)處理過程中，剔除了ST 和PT類企業(yè)、處于金融和房地產(chǎn)行業(yè)的企業(yè)、資產(chǎn)負債率大于1 的企業(yè)以及數(shù)據(jù)存在嚴重缺失的企業(yè)。同時對主要連續(xù)變量在1%和99%分位數(shù)上進行了雙側縮尾處理。產(chǎn)業(yè)政策數(shù)據(jù)來源于《“十二五”規(guī)劃綱要》（以下簡稱“十二五”規(guī)劃）和《“十三五”規(guī)劃綱要》（以下簡稱“十三五”規(guī)劃）；高管創(chuàng)新意識數(shù)據(jù)來源于上市公司年報，由作者通過爬蟲和文本分析獲得；經(jīng)營環(huán)境指數(shù)來自于《中國分省企業(yè)經(jīng)營環(huán)境指數(shù)報告》；其他數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫和萬得數(shù)據(jù)庫。

（二）模型設定與變量定義。為驗證假設H1 產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)脫虛向?qū)嵉挠绊?，本文構建如下模型進行實證檢驗：

其中，i代表企業(yè)，t代表年份，VTR代表企業(yè)脫虛向?qū)嵆潭?，IP代表產(chǎn)業(yè)政策，X代表控制變量，Year代表年度固定效應，Industry代表行業(yè)固定效應。εi,t為擾動項。若核心解釋變量（IP）的系數(shù)α1顯著為正的同時系數(shù)越大表示受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)脫虛向?qū)嵉某潭仍酱?。具體變量的定義如下。

1.企業(yè)脫虛向?qū)嵆潭龋╒TR）。②之所以如此命名是為了方便讀者理解本文的實證檢驗結果。在模型（1）中，若產(chǎn)業(yè)政策（IP）與企業(yè)脫虛向?qū)嵆潭龋╒TR）的回歸系數(shù)顯著為正說明產(chǎn)業(yè)政策能夠促進企業(yè)脫虛向?qū)?；顯著為負說明產(chǎn)業(yè)政策能夠抑制企業(yè)脫虛向?qū)崳创龠M企業(yè)脫實向虛。參考現(xiàn)有文獻對實業(yè)資產(chǎn)和金融資產(chǎn)的定義（張成思和張步曇，2016；馬睿，2020③該研究為本文第二作者的碩士學位論文，本文是在該碩士論文基礎上的進一步研究成果，二者的區(qū)別詳見本文的工作論文。），進一步使用實業(yè)資產(chǎn)投資率和金融資產(chǎn)投資率來定義企業(yè)脫虛向?qū)嵆潭龋╒TR）。④其中，金融資產(chǎn)投資率以交易性金融資產(chǎn)、買入返售金融資產(chǎn)、發(fā)放貸款及墊款、可供出售金融資產(chǎn)、衍生金融工具、投資性房地產(chǎn)和持有至到期投資凈額的總和除以總資產(chǎn)表示；實業(yè)資產(chǎn)投資率以固定資產(chǎn)、在建工程、工程物資、生產(chǎn)性生物資產(chǎn)、油氣資產(chǎn)、無形資產(chǎn)、開發(fā)支出、長期待攤費用的凈額之和除以總資產(chǎn)表示。倘若與上一年度相比，企業(yè)本年的實業(yè)資產(chǎn)投資率上升同時金融資產(chǎn)投資率下降（以下簡稱“實增金減”），則表示企業(yè)脫虛向?qū)?，此時VTR=（實業(yè)資產(chǎn)投資率上升絕對值+金融資產(chǎn)投資率下降絕對值）×100；反之，倘若與上一年度相比，企業(yè)本年的實業(yè)投資率下降同時金融資產(chǎn)投資率上升（以下簡稱“實減金增”），則表示企業(yè)脫實向虛，此時VTR=-（實業(yè)資產(chǎn)投資率下降絕對值+金融資產(chǎn)投資率上升絕對值）×100。因此，VTR既包括正值也包括負值，若取值為正表示企業(yè)脫虛向?qū)崳羧≈禐樨摫硎酒髽I(yè)脫實向虛。并且VTR的絕對值越大，表示企業(yè)脫虛向?qū)崳ɑ蛎搶嵪蛱摚┑某潭仍酱蟆?/p>

需要說明的是，為使VTR的度量更干凈準確，其定義范圍只包括“實增金減”和“實減金增”，而未包括“實增金增”和“實減金減”。但實際上，在后兩種情況下，企業(yè)也可能表現(xiàn)為脫虛向?qū)嵒蚴敲搶嵪蛱摗Ｒ虼?，在穩(wěn)健性檢驗部分，本文進一步考慮后兩種情況，設計廣義企業(yè)脫虛向?qū)嵆潭茸兞孔鳛楹饬科髽I(yè)脫虛向?qū)嵆潭鹊妮o助指標，以減少測量誤差。

2.產(chǎn)業(yè)政策（IP）。借鑒余明桂等（2016）的方法，本文使用“十二五”規(guī)劃和“十三五”規(guī)劃文件中的相關行業(yè)規(guī)劃信息，結合政策發(fā)布期間相應的“產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整指導目錄”和2012年證監(jiān)會修訂的《上市公司行業(yè)分類指引》，綜合判斷企業(yè)所處行業(yè)是否受產(chǎn)業(yè)政策支持。具體方法為，將規(guī)劃文件中提及“發(fā)展”“支持”“鼓勵”等詞匯的行業(yè)認定為產(chǎn)業(yè)政策支持的行業(yè)，IP取值為1，否則為0。①“十二五”規(guī)劃和“十三五”規(guī)劃中產(chǎn)業(yè)政策支持行業(yè)的變化情況詳見本文的工作論文版本。

3.控制變量（X）。參考已有文獻，本文控制了以下變量：資產(chǎn)負債率（LEV），以總負債占總資產(chǎn)的比例表示；企業(yè)規(guī)模（Size），以總資產(chǎn)的自然對數(shù)表示；資產(chǎn)密集度（Tang），以固定資產(chǎn)凈額占總資產(chǎn)的比例表示；企業(yè)年齡（AGE），以企業(yè)成立年數(shù)的自然對數(shù)表示；經(jīng)營凈現(xiàn)金流（OCF），等于經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額除以營業(yè)收入；股權制衡（Share），等于第二到第五大股東的持股比例之和除以第一大股東持股比例；管理層持股比例（Mholder），等于管理層持股數(shù)量除以普通股總股數(shù)；賬面市值比（MB），等于企業(yè)市場價值除以賬面價值；企業(yè)成長性（Growth），以主營業(yè)務收入增長率表示；資產(chǎn)收益率（ROA），以凈利潤占總資產(chǎn)的比例表示；金融與實體相對收益率（Return_diff），等于金融房地產(chǎn)行業(yè)的息稅前利潤凈資產(chǎn)收益率減去制造業(yè)的息稅前利潤凈資產(chǎn)收益率。

（三）統(tǒng)計分析。樣本中的企業(yè)脫虛向?qū)嵆潭龋╒TR）變量的均值為-1.0300，最小值為-42.8545，最大值為28.5444，標準差為9.6786。這說明平均而言，樣本企業(yè)的脫虛向?qū)嵆潭刃∮诿搶嵪蛱摮潭?。產(chǎn)業(yè)政策（IP）的均值為0.5400，說明樣本中有54%的企業(yè)處于產(chǎn)業(yè)政策的支持范圍內(nèi)，產(chǎn)業(yè)政策支持的范圍較廣，因此探究產(chǎn)業(yè)政策支持對企業(yè)脫虛向?qū)嵉挠绊懯直匾?。此外，金融與實體相對收益率（Return_diff）的均值為0.1316，這表明平均而言，金融及房地產(chǎn)行業(yè)的收益率要高于實體制造業(yè)的收益率。整體上，上市公司的相關數(shù)據(jù)為本文關注的產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)脫虛向?qū)嵉挠绊懱峁┝蓑炞C的可能。②限于篇幅，主要變量的描述性統(tǒng)計結果并未展示，詳見本文的工作論文版本。

圖1 列示了樣本期間內(nèi)脫虛向?qū)嵠髽I(yè)數(shù)量占該年企業(yè)數(shù)量的比例變化趨勢圖。由圖1可知，樣本期間內(nèi)脫虛向?qū)嵠髽I(yè)占比發(fā)生了較大幅度變化，其“低谷”基本處于“2015年經(jīng)濟危機”的前一年，說明經(jīng)濟危機的產(chǎn)生可能與企業(yè)脫實向虛有關。從趨勢線的變化情況來看，2014年至2019年間，脫虛向?qū)嵠髽I(yè)占比變化趨勢線的斜率遞增，說明近年來越來越多的企業(yè)選擇脫虛向?qū)?，探究企業(yè)脫虛向?qū)嵉尿?qū)動因素及影響機制具有現(xiàn)實必要性。

圖1 企業(yè)脫虛向?qū)嵄壤兓厔輬D

四、實證檢驗與結果分析

（一）產(chǎn)業(yè)政策與企業(yè)脫虛向?qū)崳褐餍治觥１? 報告了產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)脫虛向?qū)嵱绊懙臋z驗結果。其中，列（1）為控制時間和行業(yè)固定效應下產(chǎn)業(yè)政策（IP）與企業(yè)脫虛向?qū)嵆潭龋╒TR）的回歸結果。結果顯示，產(chǎn)業(yè)政策（IP）對企業(yè)脫虛向?qū)嵆潭龋╒TR）的回歸系數(shù)為0.526 2，并且在5%的水平上顯著。列（2）為在列（1）模型的基礎上加入控制變量的估計結果，可以看出，產(chǎn)業(yè)政策（IP）對企業(yè)脫虛向?qū)嵆潭龋╒TR）的回歸系數(shù)為0.934 9，且在1%的統(tǒng)計水平上顯著。上述結果表明，相對于沒有受產(chǎn)業(yè)政策支持發(fā)展的企業(yè)，那些受產(chǎn)業(yè)政策支持發(fā)展的企業(yè)會更多降低金融資產(chǎn)的投資比例，同時提高實業(yè)資產(chǎn)的投資比例。即產(chǎn)業(yè)政策整體上促進了相關行業(yè)內(nèi)的企業(yè)脫虛向?qū)?，研究假設H1a 得證。

表1 產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)脫虛向?qū)嵉挠绊?/p>

（二）產(chǎn)業(yè)政策與企業(yè)脫虛向?qū)崳河绊憴C制檢驗。由前文理論分析可知，產(chǎn)業(yè)政策能夠通過提升企業(yè)的政策優(yōu)惠和銀行信貸來促進企業(yè)脫虛向?qū)?。為檢驗上述機制，本文借鑒溫忠麟和葉寶娟（2014）提出的中介效應逐步檢驗法，依次檢驗模型（1）、模型（2）和模型（3）中各主要變量的回歸系數(shù)。其中，中介變量（Mediator）包括三個變量：一是稅收優(yōu)惠（ETR），以所得稅費用與息稅前利潤比值的相反數(shù)來表示，該變量取值越大表明企業(yè)享受的稅收優(yōu)惠越多；二是政府補助（SUB），以企業(yè)的政府補助金額除以總資產(chǎn)表示；三是銀行信貸（DLT），以企業(yè)短期貸款和長期貸款的增量之和除以總資產(chǎn)表示。

表2 報告了產(chǎn)業(yè)政策影響企業(yè)脫虛向?qū)嵉膫鲗C制檢驗結果。列（1）和列（2）為“產(chǎn)業(yè)政策-稅收優(yōu)惠-企業(yè)脫虛向?qū)崱眰鲗窂降臋z驗結果。在列（1）中產(chǎn)業(yè)政策（IP）的回歸系數(shù)和列（2）中稅收優(yōu)惠（ETR）的回歸系數(shù)并未通過顯著性檢驗。根據(jù)溫忠麟和葉寶娟（2014）的研究，當β1和δ1至少有一個不顯著時，有必要進行Sobel檢驗。檢驗結果顯示，Z統(tǒng)計量為-0.7165，未通過顯著性檢驗。結果表明，稅收優(yōu)惠的中介效應不成立。這意味著產(chǎn)業(yè)政策并沒有通過增加企業(yè)獲得的稅收優(yōu)惠而對企業(yè)脫虛向?qū)嵁a(chǎn)生促進作用。

表2 產(chǎn)業(yè)政策影響企業(yè)脫虛向?qū)嵉膫鲗C制檢驗

列（3）和列（4）為“產(chǎn)業(yè)政策-政府補助-企業(yè)脫虛向?qū)崱眰鲗窂降臋z驗結果。在列（3）中，產(chǎn)業(yè)政策（IP）的回歸系數(shù)為0.000 4，在1%水平上顯著為正。且在列（4）中，產(chǎn)業(yè)政策（IP）和政府補助（SUB）的回歸系數(shù)分別在1%和5%水平上顯著為正。結果表明，產(chǎn)業(yè)政策能夠通過增加企業(yè)獲得的政府補助促進企業(yè)脫虛向?qū)崱Ｔ摻Y果也較為合理，產(chǎn)業(yè)政策的“資源型”手段不確定性較低，能直接為企業(yè)的研發(fā)和生產(chǎn)活動提供資金，激勵企業(yè)脫虛向?qū)崱?/p>

列（5）和列（6）為“產(chǎn)業(yè)政策-銀行信貸-企業(yè)脫虛向?qū)崱眰鲗窂降臋z驗結果。在列（5）中，產(chǎn)業(yè)政策（IP）的回歸系數(shù)為0.002 4，在5%水平上顯著為正。且在列（6）中，產(chǎn)業(yè)政策（IP）和銀行信貸（DLT）與企業(yè)脫虛向?qū)嵉某潭龋╒TR）均在1%水平上顯著正相關。結果表明，產(chǎn)業(yè)政策能夠通過提高企業(yè)獲得的銀行貸款，對企業(yè)脫虛向?qū)嵁a(chǎn)生促進作用。相比未受到產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)，受到產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)更能向銀行傳遞投資利好信號，以獲得更多的銀行貸款，從而緩解企業(yè)進行實體投資活動的融資約束，促進企業(yè)脫虛向?qū)崱?/p>

五、產(chǎn)業(yè)政策脫虛向?qū)嵭Чf減探討：基于營商環(huán)境優(yōu)化的一個解釋

為進一步了解“十二五”與“十三五”時期，產(chǎn)業(yè)政策的脫虛向?qū)嵭Ч欠翊嬖诓町?。本文在模型?）的基礎上加入產(chǎn)業(yè)政策（IP）與時期虛擬變量（Period）的交乘項（IP×Period）對此問題進行識別。①此處感謝審稿專家的提醒和建議。其中，時期虛擬變量（Period）在“十三五”時期取1，“十二五”時期取0。檢驗結果在表3 中列示。由表3 可以看出，產(chǎn)業(yè)政策與時期虛擬變量的交乘項（IP×Period）的回歸系數(shù)為-0.8879，在10%水平上顯著為負。表明“十三五”時期相比“十二五”時期，產(chǎn)業(yè)政策促進企業(yè)脫虛向?qū)嵉姆e極效果有所減弱。即總體而言，產(chǎn)業(yè)政策的脫虛向?qū)嵭Ч凇笆濉币?guī)劃與“十三五”規(guī)劃之間存在遞減現(xiàn)象。但是，這與圖1 中脫虛向?qū)嵠髽I(yè)占比的變化趨勢線在該時期內(nèi)斜率呈現(xiàn)遞增的現(xiàn)象并不一致。本文認為，可能的原因在于，除了本文關注的產(chǎn)業(yè)政策之外，可能還存在其他驅(qū)動企業(yè)脫虛向?qū)嵉囊蛩亍Ｈ欢?，現(xiàn)有研究表明，實體經(jīng)濟發(fā)展環(huán)境的惡化是企業(yè)脫實向虛的重要宏觀因素（彭俞超等，2018）。那么，企業(yè)生存經(jīng)營環(huán)境的改善是否也會促進企業(yè)脫虛向?qū)嵞兀?/p>

表3 產(chǎn)業(yè)政策脫虛向?qū)嵭淖兓?/p>

從理論上來說，企業(yè)的生存與發(fā)展離不開營商環(huán)境的滲透作用。營商環(huán)境的變化也很可能影響企業(yè)脫虛向?qū)嵉囊庠?。而在“十三五”時期，國家加強了對營商環(huán)境的優(yōu)化力度，實施了一系列減稅降費、深化“放管服”、推動市場進程的改革措施，使我國的營商環(huán)境得到了顯著改善。2016年到2019年，僅國務院辦公廳下發(fā)的優(yōu)化營商環(huán)境的相關政策文件就多達53 項。據(jù)《2019年全球營商環(huán)境報告》數(shù)據(jù)顯示，在2019年的全球營商環(huán)境排名中我國躍升至第31 位，較2015年上升了59 位，連續(xù)兩年入選全球營商環(huán)境改善幅度最大的十個經(jīng)濟體。從圖2 的經(jīng)營環(huán)境指數(shù)變化情況中也不難看出，“十三五”時期相較于“十二五”時期，經(jīng)營環(huán)境指數(shù)的最大值和最小值均有所增加，并且“十三五”時期經(jīng)營環(huán)境指數(shù)的最低值也幾乎接近“十二五”時期的最高值，說明“十三五”時期，營商環(huán)境整體的優(yōu)化效果顯著。

圖2 經(jīng)營環(huán)境指數(shù)年度變化趨勢圖

良好的營商環(huán)境能夠發(fā)揮信號傳遞和資源配置作用。原因在于，良好的營商環(huán)境有助于企業(yè)及時把握有利的實體投資機會，降低制度性交易成本，擴寬融資渠道。①具體的原因分析詳見本文的工作論文版本。企業(yè)脫實向虛的重要宏觀因素是實體投資環(huán)境的惡化，而“十三五”時期以來發(fā)生了營商環(huán)境顯著改善；良好的營商環(huán)境與產(chǎn)業(yè)政策存在功能相似性，而前文的研究發(fā)現(xiàn)了產(chǎn)業(yè)政策能夠促進企業(yè)脫虛向?qū)嵉慕?jīng)驗證據(jù)。據(jù)此，本文猜測，在產(chǎn)業(yè)政策以外能夠促進企業(yè)脫虛向?qū)嵉钠渌蛩刂?，營商環(huán)境的優(yōu)化可能是關鍵因素。為檢驗這一猜測，借鑒江偉等（2018）的研究，使用經(jīng)營環(huán)境指數(shù)來衡量地區(qū)層面的營商環(huán)境，并根據(jù)經(jīng)營環(huán)境指數(shù)的中位數(shù)為臨界點劃分樣本，對模型（1）進行分組回歸，以探究不同規(guī)劃時期和不同營商環(huán)境條件下，產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)脫虛向?qū)嵉挠绊?。檢驗結果在表4 中列示。表4 的前兩列為“十二五”到“十三五”時期的全樣本結果，可以看出，在列（1）中，產(chǎn)業(yè)政策（IP）的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正。而在列（2）中，產(chǎn)業(yè)政策（IP）的回歸系數(shù)在統(tǒng)計上并不顯著。結果表明，當營商環(huán)境較好時，產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)脫虛向?qū)嵉拇龠M作用會消失，這表明營商環(huán)境的改善可能對產(chǎn)業(yè)政策存在替代作用。表4 的后四列為區(qū)分不同規(guī)劃時期的分樣本結果，回歸結果與前兩列一致。結果顯示，無論是在全樣本期間還是分樣本期間，產(chǎn)業(yè)政策脫虛向?qū)嵭Ч南Ф贾饕w現(xiàn)在營商環(huán)境較好組?？赡艿脑蛟谟冢瑺I商環(huán)境越差，企業(yè)越難以從市場中獲得發(fā)展實體經(jīng)濟的信心和資源支持，產(chǎn)業(yè)政策也就越能夠發(fā)揮信號傳遞和資源配置的作用，激勵企業(yè)脫虛向?qū)?。②本文在度量營商環(huán)境時使用的經(jīng)營環(huán)境是地區(qū)層面的數(shù)據(jù)，因而營商環(huán)境的差異除了時間上的變化以外，還存在地區(qū)間的差異。因此，前文發(fā)現(xiàn)的“隨著時間的推移，營商環(huán)境不斷優(yōu)化從而減弱了產(chǎn)業(yè)政策的脫虛向?qū)嵭Ч边@一結果，也可能是由地區(qū)間的差異導致的。為了排除這一替代性解釋，本文進一步控制了省份固定效應進行重新檢驗。未報告的實證檢驗結果表明，考慮了地區(qū)間差異的影響后，前文發(fā)現(xiàn)的結果仍然存在，從而排除了替代性解釋。實證結果備索。感謝審稿專家的提醒和建議。

表4 營商環(huán)境、產(chǎn)業(yè)政策與企業(yè)脫虛向?qū)?/p>

六、進一步研究

（一）產(chǎn)業(yè)政策與企業(yè)脫虛向?qū)崳寒愘|(zhì)性分析。上文發(fā)現(xiàn)，總體上來看，產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)脫虛向?qū)嵕哂酗@著的促進作用，但是這種積極作用在不同情境下是否存在顯著差異則需要進一步檢驗。從理論上來說，企業(yè)沒有將大量資源配置到實體經(jīng)濟，很大一部分原因在于其進行研發(fā)創(chuàng)新和生產(chǎn)投資的動力不足。就內(nèi)部動力而言，企業(yè)的發(fā)展戰(zhàn)略和投資決策在很大程度上會受到高管認知的影響（吳建祖和趙迎，2012）。創(chuàng)新投入是衡量企業(yè)脫虛向?qū)嵉闹匾獌?nèi)容，高管創(chuàng)新意識越強，企業(yè)增加創(chuàng)新投入并產(chǎn)生創(chuàng)新績效的可能性越大（黃珊珊和邵穎紅，2017），發(fā)展實體經(jīng)濟的動力也越強，這可能會影響產(chǎn)業(yè)政策發(fā)揮脫虛向?qū)嵶饔谩＞屯獠縿恿Χ?，企業(yè)的資源配置會受其行業(yè)特征的影響，尤其是與其所處行業(yè)的競爭程度有關。當企業(yè)所處行業(yè)的競爭壓力越大時，其自身投資于研發(fā)創(chuàng)新和產(chǎn)品升級活動的動力也越強，這也可能會影響產(chǎn)業(yè)政策發(fā)揮脫虛向?qū)嵶饔?。因此，本文將從企業(yè)投資實體經(jīng)濟的內(nèi)部動力差異（高管創(chuàng)新意識差異）和外部動力差異（產(chǎn)品市場競爭程度差異）兩個角度進一步探討產(chǎn)業(yè)政策脫虛向?qū)嵭Ч漠愘|(zhì)性。

1.高管創(chuàng)新意識差異。本文的高管創(chuàng)新意識數(shù)據(jù)是通過對企業(yè)年報中的管理層討論與分析部分進行文本分析得到的。①限于篇幅，文中未詳細介紹高管創(chuàng)新意識數(shù)據(jù)的獲取過程，詳見本文的工作論文版本。表5 的列（1）和列（2）報告了基于高管創(chuàng)新意識分組檢驗的回歸結果。如列（1）所示，在高管創(chuàng)新意識較低的企業(yè)中，產(chǎn)業(yè)政策（IP）的回歸系數(shù)為1.365 6，并在1%水平上顯著為正。如列（2）所示，在高管創(chuàng)新意識較高的企業(yè)中，產(chǎn)業(yè)政策（IP）的回歸系數(shù)在統(tǒng)計上并不顯著。結果表明，產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)脫虛向?qū)嵉拇龠M作用在高管創(chuàng)新意識較低的企業(yè)中更明顯。原因可能在于，高管創(chuàng)新意識差異的存在使得不同企業(yè)在看待行業(yè)未來的發(fā)展前景、識別良好的投資機會和產(chǎn)生創(chuàng)新績效等方面也存在較大差異。高管的創(chuàng)新意識越強，接受新事物的速度越快，越有利于及時識別出市場發(fā)展的趨勢并做出前瞻性投資決策。同時，由于創(chuàng)新活動具有投資規(guī)模大、風險高、收益慢的特點（García-Quevedo 等，2018），只有創(chuàng)新意識較強的企業(yè)決策者才會更加積極地發(fā)現(xiàn)并識別出與創(chuàng)新相關的投資機會，并將創(chuàng)新融入企業(yè)發(fā)展，使企業(yè)具有更高的創(chuàng)新性、超前行動性和風險承擔性。從而使這些企業(yè)即使面臨實體經(jīng)濟發(fā)展較為低迷的困境，也愿意將資源更多地用于壯大研發(fā)人才隊伍和發(fā)展實體經(jīng)濟，踏踏實實地“做實業(yè)”而非一味地“玩資本”。此外，這類企業(yè)也更容易研發(fā)出高質(zhì)量的科技創(chuàng)新成果，提升企業(yè)的核心競爭力和盈利能力，進而增強管理層對行業(yè)未來發(fā)展的樂觀預期以及投資實體經(jīng)濟獲利的信心，從而將資金更多地投入到實體經(jīng)濟。在這種情況下，產(chǎn)業(yè)政策依靠信號傳遞和資源配置效應來發(fā)揮脫虛向?qū)嵶饔玫目臻g也較少。

表5 產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)脫虛向?qū)嵱绊懙漠愘|(zhì)性檢驗

2.產(chǎn)品市場競爭程度差異。本文使用赫芬達爾指數(shù)衡量上市公司面臨的產(chǎn)品市場競爭程度，赫芬達爾指數(shù)=某一行業(yè)內(nèi)各上市公司營業(yè)收入/該行業(yè)總營業(yè)收入的平方和。該指數(shù)越小，表示公司所在行業(yè)的產(chǎn)品市場競爭程度越高。表5 的列（3）和列（4）報告了基于產(chǎn)品市場競爭程度分組檢驗的回歸結果。如列（3）所示，在企業(yè)所處產(chǎn)品市場競爭程度較低的樣本中，產(chǎn)業(yè)政策（IP）的回歸系數(shù)為1.563 7，且在1%水平上顯著為正。如列（4）所示，在企業(yè)所處產(chǎn)品市場競爭程度較高的樣本中，產(chǎn)業(yè)政策（IP）的回歸系數(shù)在統(tǒng)計上并不顯著。結果表明，產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)脫虛向?qū)嵉姆e極作用在產(chǎn)品市場競爭程度較低的行業(yè)更顯著。這可能是因為，一方面，激烈的市場競爭環(huán)境能夠驅(qū)使企業(yè)增加創(chuàng)新投資，從而提升企業(yè)實現(xiàn)核心技術轉(zhuǎn)型升級和運用此技術提高企業(yè)利潤的可能性，促使企業(yè)扎根實體經(jīng)濟。另一方面，高強度的市場競爭環(huán)境能夠發(fā)揮一定的外部治理作用，除了可以有效抑制企業(yè)管理層通過投資金融資產(chǎn)獲取短期利益的動機之外，還可以減少大股東通過金融投資活動轉(zhuǎn)移利潤的概率（張春鵬和徐璋勇，2019），使產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)脫虛向?qū)嵉拇龠M作用在高競爭環(huán)境中相對較弱。

（二）產(chǎn)業(yè)政策與企業(yè)脫虛向?qū)崳夯诓煌鹑谫Y產(chǎn)配置期限的考察。既然產(chǎn)業(yè)政策能夠促進企業(yè)脫虛向?qū)?，本文進一步考察產(chǎn)業(yè)政策的促進效應對哪類金融資產(chǎn)的脫虛向?qū)嵱绊懜鼮轱@著。為檢驗這一問題，首先借鑒黃賢環(huán)等（2018）的研究，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)（交易性金融資產(chǎn)）和長期金融資產(chǎn)（可供出售金融資產(chǎn)、發(fā)放貸款及墊款、買入返售金融資產(chǎn)、衍生金融工具、投資性房地產(chǎn)和持有至到期投資）。然后參考上文定義企業(yè)脫虛向?qū)嵆潭龋╒TR）的方法，定義短期金融資產(chǎn)脫虛向?qū)嵆潭龋╒TR_short）和長期金融資產(chǎn)脫虛向?qū)嵆潭龋╒TR_long），①參考對企業(yè)脫虛向?qū)嵶兞浚╒TR）的定義，本文分別以短期金融資產(chǎn)投資率、長期金融資產(chǎn)投資率與實業(yè)資產(chǎn)投資率的相對變化情況定義短期金融資產(chǎn)脫虛向?qū)嵶兞浚╒TR_short）和長期金融資產(chǎn)脫虛向?qū)嵶兞浚╒TR_long）。并代入模型（1）進行回歸。表6 報告了產(chǎn)業(yè)政策對不同期限金融資產(chǎn)脫虛向?qū)嵱绊懙臋z驗結果。②本文也嘗試將樣本范圍限制在只包括企業(yè)脫虛向?qū)嵉臉颖局?，考察在脫虛向?qū)嵉钠髽I(yè)中，產(chǎn)業(yè)政策對不同期限金融資產(chǎn)投資水平的影響。未報告的實證檢驗結果表明，在企業(yè)脫虛向?qū)嵉臉颖局?，產(chǎn)業(yè)政策顯著降低了長期金融資產(chǎn)的投資水平，而未對短期金融資產(chǎn)的投資水平產(chǎn)生顯著影響，與本文的研究結論一致。實證結果備索。可以看出，在列（1）中，產(chǎn)業(yè)政策（IP）的回歸系數(shù)在統(tǒng)計上并不顯著。而在列（2）中，產(chǎn)業(yè)政策（IP）的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正。結果表明，產(chǎn)業(yè)政策能夠顯著促進長期金融資產(chǎn)脫虛向?qū)崳珜Χ唐诮鹑谫Y產(chǎn)脫虛向?qū)嵉挠绊懖伙@著。這可能是因為，短期金融資產(chǎn)持有期限較短、變現(xiàn)能力較強，更有利于發(fā)揮“資金儲備”作用。而長期金融資產(chǎn)，投資期限較長、價值波動頻繁，相對而言，更加符合“投資替代”動機。對于大部分受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)來講，不確定性風險和融資約束并未完全消失，企業(yè)有必要持有一些投資期限短、流動性較強的短期金融資產(chǎn)來降低財務風險。相反，由于長期金融資產(chǎn)的變現(xiàn)能力較弱，且未來收益的不確定性較高，企業(yè)可能更愿意減少長期金融資產(chǎn)配置來實現(xiàn)脫虛向?qū)?。同時，這也說明產(chǎn)業(yè)政策主要是靠降低企業(yè)的“投資替代”動機來發(fā)揮脫虛向?qū)嵶饔谩?/p>

表6 產(chǎn)業(yè)政策與企業(yè)脫虛向?qū)崳夯诓煌鹑谫Y產(chǎn)配置期限的檢驗

七、穩(wěn)健性檢驗

為增強研究結論的可靠性，本文從以下幾個方面進行穩(wěn)健性檢驗：③限于篇幅，本文并未報告穩(wěn)健性檢驗的分析與結果，詳見本文的工作論文版本。1.采用雙重差分法。2.采用傾向得分匹配法。3.采用Heckman兩階段回歸法。4.控制期初和未來固定資產(chǎn)投資率。5.排除十大產(chǎn)業(yè)振興規(guī)劃的影響：（1）控制企業(yè)所在行業(yè)是否受十大產(chǎn)業(yè)振興規(guī)劃支持的虛擬變量；（2）剔除包含十大產(chǎn)業(yè)振興規(guī)劃實施年份的樣本。

6.替換被解釋變量：（1）考慮金融資產(chǎn)投資率與實業(yè)資產(chǎn)投資率同時上升和同時下降的情況，設計廣義企業(yè)脫虛向?qū)嵆潭茸兞浚唬?）使用企業(yè)是否脫虛向?qū)嵉奶摂M變量；（3）使用金融資產(chǎn)與總資產(chǎn)之比；（4）使用購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金之和與總資產(chǎn)之比。

總體而言，上述穩(wěn)健性檢驗的結果仍然支持本文的結論。

八、研究結論與啟示建議

壯大實體經(jīng)濟不僅是加快現(xiàn)代化經(jīng)濟體系建設的關鍵，也是推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的核心驅(qū)動力。而在中國經(jīng)濟發(fā)展的歷程中，產(chǎn)業(yè)政策一直是國家實行宏觀經(jīng)濟治理的重要工具，被廣泛用于推動產(chǎn)業(yè)結構升級和實現(xiàn)國民經(jīng)濟健康發(fā)展。在此背景下，考察產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)脫虛向?qū)嵉挠绊?，對于提振實體經(jīng)濟和推動中國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有重要的現(xiàn)實意義。

本文利用2011-2019年中國上市公司數(shù)據(jù)，同時考慮實業(yè)資產(chǎn)與金融資產(chǎn)兩個方面的變動，設計“二維”的企業(yè)脫虛向?qū)嵶兞?，討論宏觀產(chǎn)業(yè)政策對微觀企業(yè)脫虛向?qū)嵉挠绊?。研究結果發(fā)現(xiàn)：（1）產(chǎn)業(yè)政策整體上促進了相關行業(yè)內(nèi)的企業(yè)脫虛向?qū)?。?）機制分析表明，產(chǎn)業(yè)政策能夠通過提高企業(yè)獲得的政府補助和銀行信貸促進企業(yè)脫虛向?qū)?，但稅收?yōu)惠的中介效應不顯著。（3）從時間維度上來看，與“十二五”相比，“十三五”時期的產(chǎn)業(yè)政策在促進企業(yè)脫虛向?qū)嵎矫娴姆e極效果有所減弱，在此過程中，營商環(huán)境的優(yōu)化可能對產(chǎn)業(yè)政策存在替代作用。（4）異質(zhì)性分析表明，在高管創(chuàng)新意識較低和產(chǎn)品市場競爭程度較低的企業(yè)中，產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)脫虛向?qū)嵉拇龠M作用更顯著。（5）區(qū)分金融資產(chǎn)的配置期限發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)政策能夠顯著促進長期金融資產(chǎn)脫虛向?qū)?，而對企業(yè)短期金融資產(chǎn)脫虛向?qū)嵉挠绊懖伙@著。這說明產(chǎn)業(yè)政策主要是靠降低企業(yè)的“投資替代”動機來發(fā)揮脫虛向?qū)嵉淖饔谩?/p>

結合理論分析與研究結論，本文提出如下政策建議：第一，基于產(chǎn)業(yè)政策主要通過政府補助和銀行信貸路徑促進企業(yè)脫虛向?qū)崳愂諆?yōu)惠路徑則未發(fā)揮相應的作用。建議完善產(chǎn)業(yè)政策實施的配套稅收優(yōu)惠政策，明確稅收優(yōu)惠的激勵目標，并根據(jù)企業(yè)的發(fā)展狀況和脫實向虛情況，采取差異化的財稅激勵方式。同時，還需不斷深化金融體系改革，降低貸款利率，為實體經(jīng)濟發(fā)展提供資金支持。第二，鑒于“十三五”時期產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)脫虛向?qū)嵉姆e極效果有所減弱，并且營商環(huán)境可能在此過程中對產(chǎn)業(yè)政策起到了替代作用。一方面，國家的宏觀政策規(guī)劃是未來經(jīng)濟發(fā)展和政策走向的重要風向標；另一方面，良好的營商環(huán)境有利于理順政府與市場的關系、降低交易成本，為實體經(jīng)濟發(fā)展保駕護航。因此，本文建議在未來實施產(chǎn)業(yè)政策的過程中，應積極探索產(chǎn)業(yè)政策與營商環(huán)境相協(xié)調(diào)的動力機制。通過優(yōu)化產(chǎn)業(yè)政策的制定流程，提高產(chǎn)業(yè)政策的合理性、科學性、清晰性，使產(chǎn)業(yè)政策能在企業(yè)脫虛向?qū)嵎矫娓嗟匕l(fā)揮“信號引導”作用。而具體激勵企業(yè)發(fā)展實體經(jīng)濟的手段則主要通過良好的營商環(huán)境來實現(xiàn)，通過塑造市場化、法治化的營商環(huán)境，讓市場更好地發(fā)揮資源配置作用。第三，在引導企業(yè)脫虛向?qū)嵉倪^程中，應充分考慮企業(yè)發(fā)展實體經(jīng)濟的內(nèi)、外部動力因素以及企業(yè)金融資產(chǎn)配置的期限結構。政府可以使用稅收優(yōu)惠和人才引進等政策激勵手段促進企業(yè)在創(chuàng)新型和高素質(zhì)型人力資本方面的投資，為企業(yè)長期健康發(fā)展注入活力。也可以通過塑造公平競爭的產(chǎn)品市場環(huán)境，降低企業(yè)套利的可能性，從而激勵企業(yè)將更多的資源配置到研發(fā)創(chuàng)新和生產(chǎn)活動中。同時，政府還可以適當放寬對企業(yè)短期金融資產(chǎn)配置的約束，將企業(yè)脫實向虛的糾偏重點放在長期金融資產(chǎn)上。著力引導企業(yè)將長期金融資產(chǎn)配置逐步轉(zhuǎn)向?qū)崢I(yè)資產(chǎn)配置，從而在幫助企業(yè)形成健康合理的資產(chǎn)配置格局的同時，也為實體經(jīng)濟“輸血”，推動我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

* 感謝中南財經(jīng)政法大學研究生科研創(chuàng)新項目（202211103）的支持，同時也感謝審稿專家和編輯提出的寶貴意見。