防止经济脱实向虚是实现经济高质量发展的关键环节。现有关于企业脱虚向实的研究普遍将“抑制金融化”视为脱虚向实，然而需要注意的是降低金融资产投资水平并不一定意味着投资结构的转变。文章基于2011–2019年中国A股上市公司数据，同时考虑实业资产与金融资产两个方面的变动，设计了“二维”的企业脱虚向实变量，考察产业政策对企业脱虚向实的影响。研究发现，产业政策整体上促进了相关行业内的企业脱虚向实。机制检验表明，产业政策能够通过政府补助和银行信贷两种机制促进企业脱虚向实。从时间维度上看，与“十二五”相比，“十三五”时期的产业政策在促进企业脱虚向实方面的积极效果有所减弱，在此过程中，营商环境的改善可能对产业政策存在替代作用。进一步研究发现，产业政策对企业脱虚向实的促进作用在高管创新意识较低和产品市场竞争程度较低的企业中更显著。然而，区分金融资产的配置期限后发现，产业政策更能够显著促进长期金融资产脱虚向实，说明产业政策主要是靠降低企业的“投资替代”动机来发挥脱虚向实作用。文章的研究既能为优化产业政策设计以引导企业转变投资结构提供经验证据，也能为构建协同有效的宏观经济治理体系提供有益借鉴。 关键词 : 产业政策 企业脱虚向实 营商环境 Industrial Policy, Business Environment, and Enterprises Shifting from Virtual to Real: Empirical Evidence Based on the National “Five-Year Plan” Guo Fei ¹ , Ma Rui ¹ , Xie Xiangbing ² Summary : In recent years, with the rapid development of the financial capital market, the virtual economy has become more and more detached from the real economy for self-circulation. The national economy has gradually shown a clear trend of shifting from real to virtual (SFRTV). Since the reform and opening up, industrial policy has been widely used as an important means of national macro-control to guide the direction of national industrial development and promote the sustained and healthy development of the national economy. Therefore, scientific evaluation of the impact of industrial policy on enterprises shifting from virtual to real (ESFVTR) is of great practical significance for improving the macroeconomic governance system and promoting the high-quality development of China’s economy. In view of this, based on the data of China’s A-share listed companies from 2011 to 2019, and considering both changes in financial assets and industrial assets, this study reconstructs the “two-dimensional” index of ESFVTR, and tests the impact of the “Five-Year Plan” industrial policy on ESFVTR. The empirical evidence suggests that as a whole, industrial policy has promoted ESFVTR in related industries. The mechanism test shows that industrial policy can promote ESFVTR through government subsidies and bank credit. However, the positive effect of industrial policy on ESFVTR has weakened in the “13th Five-Year Plan” period, compared with the “12th Five-Year Plan” period. In this process, the improvement of the business environment may have a substitution effect on industrial policy. Heterogeneity analysis shows that the promoting effect of industrial policy on ESFVTR becomes more significant in enterprises with low executive innovation awareness and low product market competition. Finally, distinguishing the configuration period of financial assets finds that industrial policy plays a more significant role in promoting the long-term financial assets SFVTR, indicating that industrial policy mainly relies on reducing the “investment substitution” motivation of enterprises to play the role of SFVTR. The marginal contributions are as follows: Firstly, this paper provides direct evidence that industrial policy affects ESFVTR, and it fills the deficiency of existing literature in the measurement of ESFVTR. Secondly, new findings provide theoretical and empirical evidence for the existence of the positive effect of industrial policy, and also provide reference for optimizing industrial policy design. Thirdly, this paper explores the difference of industrial policy effect on ESFVTR in different planning periods from the time dimension, and further explains it from the perspective of the substitution effect of business environment improvement, which helps to deepen the understanding of the relationship between government, market and enterprise. 一、引　言

当前中国经济正处于转型升级的关键时期，经济发展在取得重大成就的同时也面临着诸多挑战。特别是随着金融资本市场的快速发展，虚拟经济越来越脱离实体经济，进行内部自我循环和规模膨胀，国民经济逐渐呈现出明显的脱实向虚态势。习近平总书记曾多次强调“无论是大国还是强国，发展实体经济都是重中之重，任何时候，经济都不能脱实向虚”。党的十九届五中全会也明确提出：“要坚持将实体经济作为发展经济着力点”。一方面，中国现阶段正处在转变发展方式、优化经济结构、转换增长动力的攻关期；另一方面，经济脱虚向实是促进虚实经济协调发展的必要条件，也是推动经济发展质量变革的内在要求。在此背景下，挖掘引导企业脱虚向实的驱动因素对于提振实体经济和推动中国经济高质量发展具有重要的现实意义。

现有关于企业脱实向虚的文献较为丰富，然而较为遗憾的是，目前关于企业脱虚向实的研究却并不多见。在宏观层面上，研究者认为脱实向虚的原因有以下几点：一是实体经济投资环境的恶化，造成实体经济投资回报率不断下降（彭俞超等，2018）；二是金融服务的错配使一些具有资本优势的企业趁机充当“金融中介”赚取利润（戴静等，2020）；三是在“稳增长”政绩考核和国家环保规制的压力下，部分地区过度追求“去工业化”，盲目发展虚拟经济（魏后凯和王颂吉，2019）。微观层面上，一些学者认为企业脱实向虚是出于“资金储备”动机，即企业储备流动性较强的金融资产，待面临经济不确定性较高或融资约束较强的困境时，再将其释放于实体经济（胡奕明等，2017）。也有学者认为企业脱实向虚可能并非完全出于“资金储备”动机，“投资替代”动机在此过程中也发挥了作用（张成思和张步昙，2016；彭俞超等，2018），该动机认为企业脱实向虚的原因在于金融投资的回报率高于实体投资（Davis，2018；刘贯春等，2019）。在脱实向虚的影响方面，研究表明，企业脱实向虚从短期来看有助于企业优化资源配置、提升短期利润率（谢富胜和匡晓璐，2020），但从长期来看会加大企业财务风险、制约企业创新升级、损害企业价值（Orhangazi，2008；Xu和Xin，2017；亚琨等，2018）。而整体经济脱实向虚则会带来产业空心化、经济增长稳定性下降等问题，甚至会引发金融危机（Zheng等，2019）。

自改革开放以来，作为政府干预经济的重要工具，产业政策 ^① 就被广泛用于协调国家产业结构和实现国民经济健康发展中。诸多文献表明，产业政策能够引导企业的投资决策（何熙琼等，2016；余明桂等，2016）。那么，企业脱虚向实这一投资结构转变行为是否也会受产业政策的影响呢？现有少数文献试图通过探究产业政策与企业金融化之间的关系来回答这一问题。如步晓宁等（2020）基于十大产业振兴规划的研究表明，产业政策的出台加剧了企业的金融化程度。向海凌等（2020）基于地方产业政策的研究发现，产业政策对企业金融化具有抑制作用。在基于“五年规划”产业政策的研究方面，江三良和赵梦婵（2021）发现产业政策能够抑制企业金融化，而于连超等（2021）却指出产业政策会促进企业金融化。上述成果为本文研究奠定了良好的基础，也为本文提供了研究空间。首先，这些研究普遍将“抑制金融化”视为脱虚向实，但实际上，这并不能很好地捕捉企业脱虚向实这一投资结构转变行为。因为降低金融资产投资规模，并不一定意味着会将资本投向实体领域，而只有将资本从金融投资转向实体投资才符合脱虚向实的内在要求。其次，虽然已经有研究者关注到产业政策可能是影响企业脱虚向实的重要因素，但现有文献对上述关系的探讨尚未达成一致，需要后续研究深入挖掘。最后，鲜有文献探究“五年规划”产业政策的脱虚向实效果在不同规划时期是否存在差别，而揭示其差异和差异产生的原因能够为评价产业政策的实施效果和优化产业政策设计提供决策参考。

鉴于此，本文以2011—2019年中国 A 股非金融、非房地产上市公司为研究样本，同时考虑实业资产与金融资产两个方面的变动，设计“二维”的企业脱虚向实变量，考察了“五年规划”产业政策对企业脱虚向实的影响及传导机制。进一步地，从时间维度上探究了不同规划时期的产业政策对企业脱虚向实的影响是否存在差异，以及差异产生的原因。在此基础上，基于企业投资实体经济的内外部动力因素，分析了产业政策脱虚向实效果的异质性。最后，检验了产业政策的促进效应对哪类金融资产的脱虚向实影响更为显著。此外，为了缓解模型可能存在的内生性问题、排除其他政策的干扰和避免企业脱虚向实变量测度不合理，本文还进行了一系列稳健性测试。

本文的边际贡献在于：（1）从企业“脱虚”和“向实”两个角度拓展了对产业政策与企业脱虚向实关系的认识。既有文献大多基于“一维”视角，采用“抑制金融化”的思路度量企业脱虚向实，然而抑制金融化并不代表转变投资结构。如果产业政策只是降低了企业的金融资产投资规模，而没有激励企业将资本转向实体领域，即只是降低了企业脱实向虚的“量”，而没有最终转变企业脱实向虚的“质”，那么，其在引导企业脱虚向实方面的价值将会有所降低。因此，本文尝试同时考虑实业资产和金融资产两个方面的变动来设计“二维”的企业脱虚向实变量，以探究产业政策对企业脱虚向实的影响。这不仅给出了产业政策促进企业脱虚向实的直接证据，也在一定程度上填补了现有文献在度量企业脱虚向实方面的不足。（2）丰富了宏观产业政策与微观企业行为方面的研究文献。针对中国转型经济背景，本文发现，产业政策能够促进相关行业内的企业脱虚向实，且能够通过政府补助和银行信贷形成传导路径；进一步的异质性分析表明，当高管创新意识和产品市场竞争程度较低时，产业政策的脱虚向实效果更显著；并且，产业政策主要促进了长期金融资产脱虚向实，说明产业政策主要是靠降低企业的“投资替代”动机来发挥脱虚向实作用。上述研究发现有助于深化理解产业政策的正面效应，也能为优化产业政策设计、推动企业脱虚向实和实现中国经济高质量发展提供决策参考。（3）研究结论对后续的研究具有一定的启示作用。区别于现有研究注重考察产业政策对企业行为的“整体”影响，本文从时间维度上对比探讨了产业政策的脱虚向实效果在不同规划时期的“差异”情况。发现与“十二五”相比，“十三五”时期的产业政策在促进企业脱虚向实方面的积极效果有所减弱，并进一步结合制度环境的变化，从营商环境改善发挥替代作用的角度对差异产生的原因提供了一个可能的解释。文章的研究期望能够为理解政府、市场与企业三者之间的关系提供理论与实践参考。

二、理论分析与研究假设

近年来，实体企业脱实向虚的现象凸显，而资金脱离实体经济在金融体系内部“空转”不利于实体经济发展。因此，引导企业脱虚向实对于提振实体经济和促进中国经济高质量发展具有重要意义。诸多文献表明，产业政策作为国家宏观调控的重要工具，能够影响企业的投资决策（何熙琼等，2016；余明桂等，2016）。脱虚向实作为企业投资决策的重要内容也理应会受到产业政策的影响。

（一）产业政策与企业实体投资。产业政策可以通过向市场释放经济信号增强管理者发展实体经济的信心，还可以通过具体的资源配置手段为企业实体投资项目提供资源保障，从而促进企业发展实体经济。

就信号传递效应而言，企业对自身所处行业发展前景的感知是影响其投资方向的关键。企业管理者往往是企业投资决策的实施者，而企业管理者的投资信心容易受外部政策环境的影响（毕晓方等，2015）。产业政策是国家战略和国民经济未来发展方向的综合体现。产业政策传递出的支持信号能够影响企业管理者对市场发展趋势的判断和对行业未来发展的信心，有助于增加企业对未来业务量的乐观预期和研发风险的容忍度，进而提高企业对投资研发活动和生产活动收益的预期，增强企业通过发展实体经济获利的信心，从而有效激发企业的实体投资热情（周兵等，2016）。即使这些实体投资活动会在短时期内降低企业利润率，企业也会维持现有投资以减少未来经营情况改善时的重置成本，甚至可能会持续加大对研发活动和生产活动的投入来维持其在未来市场需求激增时的市场竞争优势以获取更多的利润（洪荭等，2021）。此外，一些受产业政策支持的行业在发展初期常常存在投资不足的问题，且在信息化时代企业面临的信息环境也比以往更加动态和复杂，在这种情况下，产业政策的信号传递效应将会发挥更重要的作用，企业也更愿意根据政策指引进行实体投资。

就资源配置效应而言，由于产业政策明确指出了鼓励发展的行业，因此产业政策能够改变外界对相关行业的信心及认可程度，使相关企业的资源获取更为便利（Tian等，2009）。一方面，在分权治理模式下，地方政府往往会对受产业政策支持的企业提供政策优惠。原因在于，上级政府更多地以经济指标考核地方政府绩效，并将与产业政策相关的地方产值纳入考核范围（王克敏等，2017）。产业政策的支持意味着良好的发展前景和潜在利润，再加上地方政府在财政分权体制下需要“自负盈亏”，这使其具有向辖区范围内的企业（尤其是产业政策支持的企业）提供政策优惠，引导企业进行研发创新和投资扩张，从而实现经济增长和产业升级，以获得政治晋升的强大动力。另一方面，银行也会为受产业政策支持的企业提供更多的信贷资源（Chen等，2017）。在发放贷款前，银行会仔细甄别借款公司的信贷风险，选择项目风险较小和发展前景良好的优质借款对象。而产业政策释放出的信号能够在一定程度上说明受产业政策支持的企业发展前景较好、投资机会较大。再加上地方政府通常也会为这些企业提供政策优惠，使得这些企业的经营风险及违约风险进一步降低。因而产业政策支持可以作为有利的投资信号，进而降低银企之间的信息不对称程度，为银行识别优质客户提供标准，帮助产业政策支持范围内的企业获得更多的信贷资源。此外，产业政策出台后，政府也会通过干预银行的信贷决策，将信贷资源向产业政策支持的方向倾斜（何熙琼等，2016）。

产业政策支持所带来的政策优惠和信贷资源能够促进企业扩大实体投资。原因在于，首先，政府和银行的资源支持能够直接向企业让渡一部分经济利益，降低企业发展实体经济的成本和潜在风险，激励其开展研发和生产活动，提高其实现创新升级和盈利的可能性，从而有助于企业形成新的竞争优势和增长动力。其次，随着研发投入和创新成果的增加，税收优惠的力度也会加大，有利于形成税收优惠与创新绩效的良性循环，激励企业不断研发创新。同时，政策优惠和银行信贷的“支持力度”越大，也意味着产业政策支持该行业发展的“信号质量”越高（夏清华和黄剑，2019），可以进一步提高企业管理者对投身实体经济获利的乐观预期，引导企业扩大实体投资。最后，政府和银行的资源倾斜还可以继续发挥信号传递作用，引导更多的资源向该行业集聚，企业的实体投资活力也将得到进一步释放。

（二）产业政策与企业脱虚向实。综合上述分析，在产业政策的信号传递效应和资源配置效应的影响下，企业很可能会增加实体投资。然而，这并不意味着产业政策能够进一步促使企业降低金融投资。产业政策最终能否促进企业脱虚向实显然与企业脱实向虚的具体动机有关。基于我国企业投资虚拟经济能够获得超额回报率的事实，大部分企业的脱实向虚都存在“资金储备”和“投资替代”两种动机（彭俞超等，2018）。因此，产业政策对企业脱虚向实的影响也需要结合这两种动机进行分析。

“资金储备”动机认为，企业脱实向虚主要是为了储备流动性较强的金融资产，待企业面临融资约束难题或出现良好的投资机会时，再将资金释放于实体经济。一方面，产业政策的支持能够为企业带来良好的投资机会和较大的资金需求，使企业产生释放资金储备的需要。同时，产业政策的支持信号还能够降低政策不确定性，使企业进一步减少资金储备的需求，促进企业脱虚向实。另一方面，若是相应的政策优惠和银行信贷较为充足，为企业带来了大量的现金流入，也可能会刺激企业将资金投入金融领域，提高企业资金的流动性，以便未来更好地把握实体投资机会（杨兴全等，2016），这可能会使产业政策的脱虚向实效果并不明显。

“投资替代”动机认为，企业之所以选择脱实向虚是因为金融投资的回报率高于实体投资。一方面，由于资源的有限性，产业政策在促进企业增加实体投资的同时也很可能会使其减少金融投资。特别是当企业管理者预期实体投资的收益率较高，能够大幅度缩小金融投资与实体投资之间的利润差异时，出于长远发展的考虑，产业政策很可能会激励企业脱虚向实。并且，产业政策在为企业提供良好投资环境的同时，还能提高企业在虚拟经济领域套利的机会成本，从而进一步抑制企业脱实向虚。另一方面，当企业跟随产业政策的指引发展实体经济，却只能获得较低的回报率甚至产生亏损时，出于弥补利润损失的动机，企业很可能会选择持有更多的金融资产，从而使企业的脱虚向实程度并不明显，甚至使企业更加脱实向虚。

基于以上分析，本文提出如下假设：

假设H1a：产业政策能够促进相关行业内企业脱虚向实。

假设H1b：产业政策不能促进相关行业内企业脱虚向实。

三、研究设计与统计分析

（一）样本选取与数据来源。本文以2011–2019年我国A股上市企业数据作为研究样本， ^② 在数据处理过程中，剔除了 ST和 PT 类企业、处于金融和房地产行业的企业、资产负债率大于1的企业以及数据存在严重缺失的企业。同时对主要连续变量在1%和99%分位数上进行了双侧缩尾处理。产业政策数据来源于《“十二五”规划纲要》（以下简称“十二五”规划）和《“十三五”规划纲要》（以下简称“十三五”规划）；高管创新意识数据来源于上市公司年报，由作者通过爬虫和文本分析获得；经营环境指数来自于《中国分省企业经营环境指数报告》；其他数据来源于国泰安数据库和万得数据库。

（二）模型设定与变量定义。为验证假设H1产业政策对企业脱虚向实的影响，本文构建如下模型进行实证检验：

$ VT{R_{i,t}} = {\alpha _{\text{0}}} + {\alpha _{\text{1}}}I{P_{i,t}} + B{X_{i,t}} + \sum {Industry} + \sum {Year} + {\varepsilon _{i,t}} $

其中， i 代表企业， t 代表年份， VTR 代表企业脱虚向实程度， IP 代表产业政策， X 代表控制变量， Year 代表年度固定效应， Industry 代表行业固定效应。 ε _i,t 为扰动项。若核心解释变量（ IP ）的系数 α ₁ 显著为正的同时系数越大表示受产业政策支持的企业脱虚向实的程度越大。具体变量的定义如下。

1. 企业脱虚向实程度（ VTR ）。 ^③ 参考现有文献对实业资产和金融资产的定义（张成思和张步昙，2016；马睿，2020 ^④ ），进一步使用实业资产投资率和金融资产投资率来定义企业脱虚向实程度（ VTR ）。 ^⑤ 倘若与上一年度相比，企业本年的实业资产投资率上升同时金融资产投资率下降（以下简称“实增金减”），则表示企业脱虚向实，此时 VTR =（实业资产投资率上升绝对值+金融资产投资率下降绝对值）×100；反之，倘若与上一年度相比，企业本年的实业投资率下降同时金融资产投资率上升（以下简称“实减金增”），则表示企业脱实向虚，此时 VTR= −（实业资产投资率下降绝对值+金融资产投资率上升绝对值）×100。因此， VTR 既包括正值也包括负值，若取值为正表示企业脱虚向实，若取值为负表示企业脱实向虚。并且 VTR 的绝对值越大，表示企业脱虚向实（或脱实向虚）的程度越大。

需要说明的是，为使 VTR 的度量更干净准确，其定义范围只包括“实增金减”和“实减金增”，而未包括“实增金增”和“实减金减”。但实际上，在后两种情况下，企业也可能表现为脱虚向实或是脱实向虚。因此，在稳健性检验部分，本文进一步考虑后两种情况，设计广义企业脱虚向实程度变量作为衡量企业脱虚向实程度的辅助指标，以减少测量误差。

2. 产业政策（ IP ）。借鉴余明桂等（2016）的方法，本文使用“十二五”规划和“十三五”规划文件中的相关行业规划信息，结合政策发布期间相应的“产业结构调整指导目录”和2012年证监会修订的《上市公司行业分类指引》，综合判断企业所处行业是否受产业政策支持。具体方法为，将规划文件中提及“发展”“支持”“鼓励”等词汇的行业认定为产业政策支持的行业， IP 取值为1，否则为0。 ^⑥

3. 控制变量（ X ）。参考已有文献，本文控制了以下变量：资产负债率（ LEV ），以总负债占总资产的比例表示；企业规模（ Size ），以总资产的自然对数表示；资产密集度（ Tang ），以固定资产净额占总资产的比例表示；企业年龄（ AGE ），以企业成立年数的自然对数表示；经营净现金流（ OCF ），等于经营活动产生的现金流量净额除以营业收入；股权制衡（ Share ），等于第二到第五大股东的持股比例之和除以第一大股东持股比例；管理层持股比例（ Mholder ），等于管理层持股数量除以普通股总股数；账面市值比（ MB ），等于企业市场价值除以账面价值；企业成长性（ Growth ），以主营业务收入增长率表示；资产收益率（ ROA ），以净利润占总资产的比例表示；金融与实体相对收益率（ Return_diff ），等于金融房地产行业的息税前利润净资产收益率减去制造业的息税前利润净资产收益率。

（三）统计分析。样本中的企业脱虚向实程度（ VTR ）变量的均值为–1.0300，最小值为–42.8545，最大值为28.5444，标准差为9.6786。这说明平均而言，样本企业的脱虚向实程度小于脱实向虚程度。产业政策（ IP ）的均值为0.5400，说明样本中有54%的企业处于产业政策的支持范围内，产业政策支持的范围较广，因此探究产业政策支持对企业脱虚向实的影响十分必要。此外，金融与实体相对收益率（ Return_diff ）的均值为0.1316，这表明平均而言，金融及房地产行业的收益率要高于实体制造业的收益率。整体上，上市公司的相关数据为本文关注的产业政策对企业脱虚向实的影响提供了验证的可能。 ^⑦

图1 列示了样本期间内脱虚向实企业数量占该年企业数量的比例变化趋势图。由 图1 可知，样本期间内脱虚向实企业占比发生了较大幅度变化，其“低谷”基本处于“2015年经济危机”的前一年，说明经济危机的产生可能与企业脱实向虚有关。从趋势线的变化情况来看，2014年至2019年间，脱虚向实企业占比变化趋势线的斜率递增，说明近年来越来越多的企业选择脱虚向实，探究企业脱虚向实的驱动因素及影响机制具有现实必要性。

四、实证检验与结果分析

（一）产业政策与企业脱虚向实：主效应分析。 表1 报告了产业政策对企业脱虚向实影响的检验结果。其中，列（1）为控制时间和行业固定效应下产业政策（ IP ）与企业脱虚向实程度（ VTR ）的回归结果。结果显示，产业政策（ IP ）对企业脱虚向实程度（ VTR ）的回归系数为0.5262，并且在5%的水平上显著。列（2）为在列（1）模型的基础上加入控制变量的估计结果，可以看出，产业政策（ IP ）对企业脱虚向实程度（ VTR ）的回归系数为0.9349，且在1%的统计水平上显著。上述结果表明，相对于没有受产业政策支持发展的企业，那些受产业政策支持发展的企业会更多降低金融资产的投资比例，同时提高实业资产的投资比例。即产业政策整体上促进了相关行业内的企业脱虚向实，研究假设H1a得证。

表 1 产业政策对企业脱虚向实的影响 $ Mediato{r_{i,t}} = {\beta _{\text{0}}} + {\beta _{\text{1}}}I{P_{i,t}} + B{X_{i,t}} + \sum {Industry} + \sum {Year} + {\varepsilon _{i,t}} $ $ VT{R_{i,t}} = {\delta _{\text{0}}} + {\delta _{\text{1}}}IP{}_{i,t} + {\delta _{\text{2}}}Mediator{}_{i,t} + B{X_{i,t}} + \sum {Industry} + \sum {Year} + \varepsilon {}_{i,t} $

表2 报告了产业政策影响企业脱虚向实的传导机制检验结果。列（1）和列（2）为“产业政策—税收优惠—企业脱虚向实”传导路径的检验结果。在列（1）中产业政策（ IP ）的回归系数和列（2）中税收优惠（ ETR ）的回归系数并未通过显著性检验。根据温忠麟和叶宝娟（2014）的研究，当 β ₁ 和 δ ₁ 至少有一个不显著时，有必要进行 Sobel 检验。检验结果显示， Z 统计量为–0.7165，未通过显著性检验。结果表明，税收优惠的中介效应不成立。这意味着产业政策并没有通过增加企业获得的税收优惠而对企业脱虚向实产生促进作用。

表 2 产业政策影响企业脱虚向实的传导机制检验

列（3）和列（4）为“产业政策—政府补助—企业脱虚向实”传导路径的检验结果。在列（3）中，产业政策（ IP ）的回归系数为0.0004，在1%水平上显著为正。且在列（4）中，产业政策（ IP ）和政府补助（ SUB ）的回归系数分别在1%和5%水平上显著为正。结果表明，产业政策能够通过增加企业获得的政府补助促进企业脱虚向实。该结果也较为合理，产业政策的“资源型”手段不确定性较低，能直接为企业的研发和生产活动提供资金，激励企业脱虚向实。

列（5）和列（6）为“产业政策—银行信贷—企业脱虚向实”传导路径的检验结果。在列（5）中，产业政策（ IP ）的回归系数为0.0024，在5%水平上显著为正。且在列（6）中，产业政策（ IP ）和银行信贷（ DLT ）与企业脱虚向实的程度（ VTR ）均在1%水平上显著正相关。结果表明，产业政策能够通过提高企业获得的银行贷款，对企业脱虚向实产生促进作用。相比未受到产业政策支持的企业，受到产业政策支持的企业更能向银行传递投资利好信号，以获得更多的银行贷款，从而缓解企业进行实体投资活动的融资约束，促进企业脱虚向实。

五、产业政策脱虚向实效果递减探讨：基于营商环境优化的一个解释

为进一步了解“十二五”与“十三五”时期，产业政策的脱虚向实效果是否存在差异。本文在模型（1）的基础上加入产业政策（ IP ）与时期虚拟变量（ Period ）的交乘项（ IP×Period ）对此问题进行识别。 ^⑧ 其中，时期虚拟变量（ Period ）在“十三五”时期取1，“十二五”时期取0。检验结果在 表3 中列示。由 表3 可以看出，产业政策与时期虚拟变量的交乘项（ IP×Period ）的回归系数为–0.8879，在10%水平上显著为负。表明“十三五”时期相比“十二五”时期，产业政策促进企业脱虚向实的积极效果有所减弱。即总体而言，产业政策的脱虚向实效果在“十二五”规划与“十三五”规划之间存在递减现象。但是，这与 图1 中脱虚向实企业占比的变化趋势线在该时期内斜率呈现递增的现象并不一致。本文认为，可能的原因在于，除了本文关注的产业政策之外，可能还存在其他驱动企业脱虚向实的因素。然而，现有研究表明，实体经济发展环境的恶化是企业脱实向虚的重要宏观因素（彭俞超等，2018）。那么，企业生存经营环境的改善是否也会促进企业脱虚向实呢？

表 3 产业政策脱虚向实效应的变化

从理论上来说，企业的生存与发展离不开营商环境的渗透作用。营商环境的变化也很可能影响企业脱虚向实的意愿。而在“十三五”时期，国家加强了对营商环境的优化力度，实施了一系列减税降费、深化“放管服”、推动市场进程的改革措施，使我国的营商环境得到了显著改善。2016年到2019年，仅国务院办公厅下发的优化营商环境的相关政策文件就多达53项。据《2019年全球营商环境报告》数据显示，在2019年的全球营商环境排名中我国跃升至第31位，较2015年上升了59位，连续两年入选全球营商环境改善幅度最大的十个经济体。从 图2 的经营环境指数变化情况中也不难看出，“十三五”时期相较于“十二五”时期，经营环境指数的最大值和最小值均有所增加，并且“十三五”时期经营环境指数的最低值也几乎接近“十二五”时期的最高值，说明“十三五”时期，营商环境整体的优化效果显著。

良好的营商环境能够发挥信号传递和资源配置作用。原因在于，良好的营商环境有助于企业及时把握有利的实体投资机会，降低制度性交易成本，扩宽融资渠道。 ^⑨ 企业脱实向虚的重要宏观因素是实体投资环境的恶化，而“十三五”时期以来发生了营商环境显著改善；良好的营商环境与产业政策存在功能相似性，而前文的研究发现了产业政策能够促进企业脱虚向实的经验证据。据此，本文猜测，在产业政策以外能够促进企业脱虚向实的其他因素中，营商环境的优化可能是关键因素。为检验这一猜测，借鉴江伟等（2018）的研究，使用经营环境指数来衡量地区层面的营商环境，并根据经营环境指数的中位数为临界点划分样本，对模型（1）进行分组回归，以探究不同规划时期和不同营商环境条件下，产业政策对企业脱虚向实的影响。检验结果在 表4 中列示。 表4 的前两列为“十二五”到“十三五”时期的全样本结果，可以看出，在列（1）中，产业政策（ IP ）的回归系数在1%水平上显著为正。而在列（2）中，产业政策（ IP ）的回归系数在统计上并不显著。结果表明，当营商环境较好时，产业政策对企业脱虚向实的促进作用会消失，这表明营商环境的改善可能对产业政策存在替代作用。 表4 的后四列为区分不同规划时期的分样本结果，回归结果与前两列一致。结果显示，无论是在全样本期间还是分样本期间，产业政策脱虚向实效果的消失都主要体现在营商环境较好组。可能的原因在于，营商环境越差，企业越难以从市场中获得发展实体经济的信心和资源支持，产业政策也就越能够发挥信号传递和资源配置的作用，激励企业脱虚向实。 ^⑩

表 4 营商环境、产业政策与企业脱虚向实 六、进一步研究

（一）产业政策与企业脱虚向实：异质性分析。上文发现，总体上来看，产业政策对企业脱虚向实具有显著的促进作用，但是这种积极作用在不同情境下是否存在显著差异则需要进一步检验。从理论上来说，企业没有将大量资源配置到实体经济，很大一部分原因在于其进行研发创新和生产投资的动力不足。就内部动力而言，企业的发展战略和投资决策在很大程度上会受到高管认知的影响（吴建祖和赵迎，2012）。创新投入是衡量企业脱虚向实的重要内容，高管创新意识越强，企业增加创新投入并产生创新绩效的可能性越大（黄珊珊和邵颖红，2017），发展实体经济的动力也越强，这可能会影响产业政策发挥脱虚向实作用。就外部动力而言，企业的资源配置会受其行业特征的影响，尤其是与其所处行业的竞争程度有关。当企业所处行业的竞争压力越大时，其自身投资于研发创新和产品升级活动的动力也越强，这也可能会影响产业政策发挥脱虚向实作用。因此，本文将从企业投资实体经济的内部动力差异（高管创新意识差异）和外部动力差异（产品市场竞争程度差异）两个角度进一步探讨产业政策脱虚向实效果的异质性。

1. 高管创新意识差异。本文的高管创新意识数据是通过对企业年报中的管理层讨论与分析部分进行文本分析得到的。 ^⑪ 表5 的列（1）和列（2）报告了基于高管创新意识分组检验的回归结果。如列（1）所示，在高管创新意识较低的企业中，产业政策（ IP ）的回归系数为1.3656，并在1%水平上显著为正。如列（2）所示，在高管创新意识较高的企业中，产业政策（ IP ）的回归系数在统计上并不显著。结果表明，产业政策对企业脱虚向实的促进作用在高管创新意识较低的企业中更明显。原因可能在于，高管创新意识差异的存在使得不同企业在看待行业未来的发展前景、识别良好的投资机会和产生创新绩效等方面也存在较大差异。高管的创新意识越强，接受新事物的速度越快，越有利于及时识别出市场发展的趋势并做出前瞻性投资决策。同时，由于创新活动具有投资规模大、风险高、收益慢的特点（García-Quevedo等，2018），只有创新意识较强的企业决策者才会更加积极地发现并识别出与创新相关的投资机会，并将创新融入企业发展，使企业具有更高的创新性、超前行动性和风险承担性。从而使这些企业即使面临实体经济发展较为低迷的困境，也愿意将资源更多地用于壮大研发人才队伍和发展实体经济，踏踏实实地“做实业”而非一味地“玩资本”。此外，这类企业也更容易研发出高质量的科技创新成果，提升企业的核心竞争力和盈利能力，进而增强管理层对行业未来发展的乐观预期以及投资实体经济获利的信心，从而将资金更多地投入到实体经济。在这种情况下，产业政策依靠信号传递和资源配置效应来发挥脱虚向实作用的空间也较少。

表 5 产业政策对企业脱虚向实影响的异质性检验

2. 产品市场竞争程度差异。本文使用赫芬达尔指数衡量上市公司面临的产品市场竞争程度，赫芬达尔指数=某一行业内各上市公司营业收入/该行业总营业收入的平方和。该指数越小，表示公司所在行业的产品市场竞争程度越高。 表5 的列（3）和列（4）报告了基于产品市场竞争程度分组检验的回归结果。如列（3）所示，在企业所处产品市场竞争程度较低的样本中，产业政策（ IP ）的回归系数为1.5637，且在1%水平上显著为正。如列（4）所示，在企业所处产品市场竞争程度较高的样本中，产业政策（ IP ）的回归系数在统计上并不显著。结果表明，产业政策对企业脱虚向实的积极作用在产品市场竞争程度较低的行业更显著。这可能是因为，一方面，激烈的市场竞争环境能够驱使企业增加创新投资，从而提升企业实现核心技术转型升级和运用此技术提高企业利润的可能性，促使企业扎根实体经济。另一方面，高强度的市场竞争环境能够发挥一定的外部治理作用，除了可以有效抑制企业管理层通过投资金融资产获取短期利益的动机之外，还可以减少大股东通过金融投资活动转移利润的概率（张春鹏和徐璋勇，2019），使产业政策对企业脱虚向实的促进作用在高竞争环境中相对较弱。

（二）产业政策与企业脱虚向实：基于不同金融资产配置期限的考察。既然产业政策能够促进企业脱虚向实，本文进一步考察产业政策的促进效应对哪类金融资产的脱虚向实影响更为显著。为检验这一问题，首先借鉴黄贤环等（2018）的研究，根据金融资产的流动性，将金融资产划分为短期金融资产（交易性金融资产）和长期金融资产（可供出售金融资产、发放贷款及垫款、买入返售金融资产、衍生金融工具、投资性房地产和持有至到期投资）。然后参考上文定义企业脱虚向实程度（ VTR ）的方法，定义短期金融资产脱虚向实程度（ VTR_short ）和长期金融资产脱虚向实程度（ VTR_long ）， ^⑫ 并代入模型（1）进行回归。 表6 报告了产业政策对不同期限金融资产脱虚向实影响的检验结果。 ^⑬ 可以看出，在列（1）中，产业政策（ IP ）的回归系数在统计上并不显著。而在列（2）中，产业政策（ IP ）的回归系数在1%水平上显著为正。结果表明，产业政策能够显著促进长期金融资产脱虚向实，但对短期金融资产脱虚向实的影响不显著。这可能是因为，短期金融资产持有期限较短、变现能力较强，更有利于发挥“资金储备”作用。而长期金融资产，投资期限较长、价值波动频繁，相对而言，更加符合“投资替代”动机。对于大部分受产业政策支持的企业来讲，不确定性风险和融资约束并未完全消失，企业有必要持有一些投资期限短、流动性较强的短期金融资产来降低财务风险。相反，由于长期金融资产的变现能力较弱，且未来收益的不确定性较高，企业可能更愿意减少长期金融资产配置来实现脱虚向实。同时，这也说明产业政策主要是靠降低企业的“投资替代”动机来发挥脱虚向实作用。

表 6 产业政策与企业脱虚向实：基于不同金融资产配置期限的检验

3. 采用 Heckman 两阶段回归法。

4. 控制期初和未来固定资产投资率。

5. 排除十大产业振兴规划的影响：（1）控制企业所在行业是否受十大产业振兴规划支持的虚拟变量；（2）剔除包含十大产业振兴规划实施年份的样本。

6. 替换被解释变量：（1）考虑金融资产投资率与实业资产投资率同时上升和同时下降的情况，设计广义企业脱虚向实程度变量；（2）使用企业是否脱虚向实的虚拟变量；（3）使用金融资产与总资产之比；（4）使用购建固定资产、无形资产和其他长期资产支付的现金之和与总资产之比。

总体而言，上述稳健性检验的结果仍然支持本文的结论。

八、研究结论与启示建议

壮大实体经济不仅是加快现代化经济体系建设的关键，也是推动经济高质量发展的核心驱动力。而在中国经济发展的历程中，产业政策一直是国家实行宏观经济治理的重要工具，被广泛用于推动产业结构升级和实现国民经济健康发展。在此背景下，考察产业政策对企业脱虚向实的影响，对于提振实体经济和推动中国经济高质量发展具有重要的现实意义。

本文利用2011–2019年中国上市公司数据，同时考虑实业资产与金融资产两个方面的变动，设计“二维”的企业脱虚向实变量，讨论宏观产业政策对微观企业脱虚向实的影响。研究结果发现：（1）产业政策整体上促进了相关行业内的企业脱虚向实。（2）机制分析表明，产业政策能够通过提高企业获得的政府补助和银行信贷促进企业脱虚向实，但税收优惠的中介效应不显著。（3）从时间维度上来看，与“十二五”相比，“十三五”时期的产业政策在促进企业脱虚向实方面的积极效果有所减弱，在此过程中，营商环境的优化可能对产业政策存在替代作用。（4）异质性分析表明，在高管创新意识较低和产品市场竞争程度较低的企业中，产业政策对企业脱虚向实的促进作用更显著。（5）区分金融资产的配置期限发现，产业政策能够显著促进长期金融资产脱虚向实，而对企业短期金融资产脱虚向实的影响不显著。这说明产业政策主要是靠降低企业的“投资替代”动机来发挥脱虚向实的作用。

结合理论分析与研究结论，本文提出如下政策建议：第一，基于产业政策主要通过政府补助和银行信贷路径促进企业脱虚向实，而税收优惠路径则未发挥相应的作用。建议完善产业政策实施的配套税收优惠政策，明确税收优惠的激励目标，并根据企业的发展状况和脱实向虚情况，采取差异化的财税激励方式。同时，还需不断深化金融体系改革，降低贷款利率，为实体经济发展提供资金支持。第二，鉴于“十三五”时期产业政策对企业脱虚向实的积极效果有所减弱，并且营商环境可能在此过程中对产业政策起到了替代作用。一方面，国家的宏观政策规划是未来经济发展和政策走向的重要风向标；另一方面，良好的营商环境有利于理顺政府与市场的关系、降低交易成本，为实体经济发展保驾护航。因此，本文建议在未来实施产业政策的过程中，应积极探索产业政策与营商环境相协调的动力机制。通过优化产业政策的制定流程，提高产业政策的合理性、科学性、清晰性，使产业政策能在企业脱虚向实方面更多地发挥“信号引导”作用。而具体激励企业发展实体经济的手段则主要通过良好的营商环境来实现，通过塑造市场化、法治化的营商环境，让市场更好地发挥资源配置作用。第三，在引导企业脱虚向实的过程中，应充分考虑企业发展实体经济的内、外部动力因素以及企业金融资产配置的期限结构。政府可以使用税收优惠和人才引进等政策激励手段促进企业在创新型和高素质型人力资本方面的投资，为企业长期健康发展注入活力。也可以通过塑造公平竞争的产品市场环境，降低企业套利的可能性，从而激励企业将更多的资源配置到研发创新和生产活动中。同时，政府还可以适当放宽对企业短期金融资产配置的约束，将企业脱实向虚的纠偏重点放在长期金融资产上。着力引导企业将长期金融资产配置逐步转向实业资产配置，从而在帮助企业形成健康合理的资产配置格局的同时，也为实体经济“输血”，推动我国经济高质量发展。

* 感谢中南财经政法大学研究生科研创新项目（202211103）的支持，同时也感谢审稿专家和编辑提出的宝贵意见。

① 产业政策的类型包括鼓励类、限制类、淘汰类和允许类。本文所研究的产业政策属于鼓励类产业政策。

② 由于在“十一五”期间发生了全球金融危机，中国政府随后实施了“四万亿投资计划”以促进经济增长，为排除该投资计划可能对本文实证结果产生的干扰，本文的研究样本期间从“十二五”时期的第一年，即2011年开始。

③ 之所以如此命名是为了方便读者理解本文的实证检验结果。在模型（1）中，若产业政策（ IP ）与企业脱虚向实程度（ VTR ）的回归系数显著为正说明产业政策能够促进企业脱虚向实；显著为负说明产业政策能够抑制企业脱虚向实，即促进企业脱实向虚。

④ 该研究为本文第二作者的硕士学位论文，本文是在该硕士论文基础上的进一步研究成果，二者的区别详见本文的工作论文。

⑤ 其中，金融资产投资率以交易性金融资产、买入返售金融资产、发放贷款及垫款、可供出售金融资产、衍生金融工具、投资性房地产和持有至到期投资净额的总和除以总资产表示；实业资产投资率以固定资产、在建工程、工程物资、生产性生物资产、油气资产、无形资产、开发支出、长期待摊费用的净额之和除以总资产表示。

⑥ “十二五”规划和“十三五”规划中产业政策支持行业的变化情况详见本文的工作论文版本。

⑦ 限于篇幅，主要变量的描述性统计结果并未展示，详见本文的工作论文版本。

⑧ 此处感谢审稿专家的提醒和建议。

⑨ 具体的原因分析详见本文的工作论文版本。

⑩ 本文在度量营商环境时使用的经营环境是地区层面的数据，因而营商环境的差异除了时间上的变化以外，还存在地区间的差异。因此，前文发现的“随着时间的推移，营商环境不断优化从而减弱了产业政策的脱虚向实效果”这一结果，也可能是由地区间的差异导致的。为了排除这一替代性解释，本文进一步控制了省份固定效应进行重新检验。未报告的实证检验结果表明，考虑了地区间差异的影响后，前文发现的结果仍然存在，从而排除了替代性解释。实证结果备索。感谢审稿专家的提醒和建议。

⑪ 限于篇幅，文中未详细介绍高管创新意识数据的获取过程，详见本文的工作论文版本。

⑫ 参考对企业脱虚向实变量( VTR )的定义，本文分别以短期金融资产投资率、长期金融资产投资率与实业资产投资率的相对变化情况定义短期金融资产脱虚向实变量( VTR_short )和长期金融资产脱虚向实变量( VTR_long )。

⑬ 本文也尝试将样本范围限制在只包括企业脱虚向实的样本中，考察在脱虚向实的企业中，产业政策对不同期限金融资产投资水平的影响。未报告的实证检验结果表明，在企业脱虚向实的样本中，产业政策显著降低了长期金融资产的投资水平，而未对短期金融资产的投资水平产生显著影响，与本文的研究结论一致。实证结果备索。

⑭ 限于篇幅，本文并未报告稳健性检验的分析与结果，详见本文的工作论文版本。

主要参考文献 毕晓方, 张俊民, 李海英. 产业政策、管理者过度自信与企业流动性风险[J]. 会计研究, 2015(3): 57–63. DOI:10.3969/j.issn.1003-2886.2015.03.008 步晓宁, 赵丽华, 刘磊. 产业政策与企业资产金融化[J]. 财经研究, 2020(11): 78–92. 何熙琼, 尹长萍, 毛洪涛. 产业政策对企业投资效率的影响及其作用机制研究——基于银行信贷的中介作用与市场竞争的调节作用[J]. 南开管理评论, 2016(5): 161–170. DOI:10.3969/j.issn.1008-3448.2016.05.015 洪荭, 陈晓芳, 胡华夏, 等. 产业政策与企业成本粘性——基于资源配置视角[J]. 会计研究, 2021(1): 112–131. DOI:10.3969/j.issn.1003-2886.2021.01.009 胡奕明, 王雪婷, 张瑾. 金融资产配置动机: “蓄水池”或“替代”? ——来自中国上市公司的证据[J]. 经济研究, 2017(1): 181–194. Chen D H, Li O Z, Xin F. Five-year plans, China finance and their consequences[J]. China Journal of Accounting Research, 2017, 10(3): 189–230. DOI:10.1016/j.cjar.2017.06.001 Davis L E. Financialization and the non-financial corporation: An investigation of firm-level investment behavior in the United States[J]. Metroeconomica, 2018, 69(1): 270–307. DOI:10.1111/meca.12179 García-Quevedo J, Segarra-Blasco A, Teruel M. Financial constraints and the failure of innovation projects[J]. Technological Forecasting and Social Change, 2018, 127: 127–140. DOI:10.1016/j.techfore.2017.05.029 Orhangazi Ö. Financialisation and capital accumulation in the non-financial corporate sector: A theoretical and empirical investigation on the US economy: 1973–2003[J]. Cambridge Journal of Economics, 2008, 32(6): 863–886. DOI:10.1093/cje/ben009 Tian Z L, Hafsi T, Wu W. Institutional determinism and political strategies: An empirical investigation[J]. Business & Society, 2009, 48(3): 284–325. Xu L P, Xin Y. Thorny roses: The motivations and economic consequences of holding equity stakes in financial institutions for China’s listed nonfinancial firms[J]. China Journal of Accounting Research, 2017, 10(2): 105–125. DOI:10.1016/j.cjar.2016.04.001 Zheng Z L, Gao X, Ruan X L. Does economic financialization lead to the alienation of enterprise investment behavior? Evidence from China[J]. Physica A:Statistical Mechanics and its Applications, 2019, 536: 120858. DOI:10.1016/j.physa.2019.04.094