《金融与经济》2022年第12期

发布时间:2023-1-03 | 杂志分类:其他
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《金融与经济》2022年第12期

目 次 CONTENTS03 心理账户视角下互联网平台消费者金融信息保护行为演化博弈易加斌 张伟婕16 金融机构环境信息披露的发展现状与国际比较万剑韬 曹国俊 王祺星25 就业目标纳入货币政策框架的讨论和实践张怀清 徐瑞慧 赵亚琪33 国有资本参股对民营企业人力资本升级的影响周 旭 云 锋43 社保基金持股与企业现金持有丁泽平 陶 圆 张记元金融研究专题:股权结构影响《 》编 委 会学术顾问:吴晓求 陆 磊 肖 耿主任委员:张瑞怀委 员:高建武 韩伟明 胡贵生 胡跃辉花荣斌 黄旭东 黎 朝 李 玮李 献 李明波 凌兴国 刘承亚刘 勇 牛喜军 潘 淦 潘 明彭 凯 彭 明 彭华峰 皮 唐秦晓晶 石鹏飞 唐一鸣 田万霞王德刚 王东升 文 弢 肖 峻肖连斌 徐 辄 徐海涛 许红辉姚家斌 姚江涛 尹继君 余红永俞 坚 岳 磊 张 菁 张 蓉张 翔 曾 晖 曾剑辉主 编:杜正琦副 主 编:曾省晖责任编辑:刘树德 徐宇明法律顾问:马 静出 版:《金融与经济》编辑部地 址:江西省南昌市铁街25号投稿平台:jryjj.org.cn电子邮箱:jryjj@vip.163.com编辑部电话:(0791)86... [收起]
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《金融与经济》2022年第12期
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目 次 CONTENTS

03 心理账户视角下互联网平台消费者金融信息保护行为演化博弈

易加斌 张伟婕

16 金融机构环境信息披露的发展现状与国际比较

万剑韬 曹国俊 王祺星

25 就业目标纳入货币政策框架的讨论和实践

张怀清 徐瑞慧 赵亚琪

33 国有资本参股对民营企业人力资本升级的影响

周 旭 云 锋

43 社保基金持股与企业现金持有

丁泽平 陶 圆 张记元

金融研究

专题:股权结构影响

《 》编 委 会

学术顾问:吴晓求 陆 磊 肖 耿

主任委员:张瑞怀

委 员:

高建武 韩伟明 胡贵生 胡跃辉

花荣斌 黄旭东 黎 朝 李 玮

李 献 李明波 凌兴国 刘承亚

刘 勇 牛喜军 潘 淦 潘 明

彭 凯 彭 明 彭华峰 皮 唐

秦晓晶 石鹏飞 唐一鸣 田万霞

王德刚 王东升 文 弢 肖 峻

肖连斌 徐 辄 徐海涛 许红辉

姚家斌 姚江涛 尹继君 余红永

俞 坚 岳 磊 张 菁 张 蓉

张 翔 曾 晖 曾剑辉

主 编:杜正琦

副 主 编:曾省晖

责任编辑:刘树德 徐宇明

法律顾问:马 静

出 版:《金融与经济》编辑部

地 址:江西省南昌市铁街25号

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国际标准连续出版物号:ISSN 1006-169X

国内统一连续出版物号:CN 36-1005/F

国内邮发代号:44-67

开户银行:工行南昌沿江支行

汇款户名:金融与经济编辑部

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印 刷:南昌三联印务有限公司

每月下旬出版

定价:15.00元/本

主 管:中 国 人 民 银 行

南 昌 中 心 支 行

主 办:江西省金融学会

J I N R O N G Y U J I N G J I

1980 年创刊

第3页

月刊·2022 年第 12 期(总第 545 期)

53 中国成品油价格的非对称波动及其市场势力检验

苏 鹏 郭 畅

67 数字经济、市场化与城乡居民收入差距

彭继增 钟 浩

77 资本市场开放、分析师关注与股票流动性

——基于沪深港通机制的准自然实验

李沁洋 陈 婷

88 供应链金融与科技型中小企业融资效率

王 波 郭宏丹 郑 姣 蒋玉娟

经济纵横

本刊不以任何形式收取版面费

金融论坛 Evolutionary Game of Consumers' Financial

Information Protection Behavior on Internet

Platform from the Perspective of Psychological

Account

——Yi Jiabin, Zhang Weijie

The Present Situation and International

Comparison of Environmental Information

Disclosure in Financial Institutions

—— Wan Jiantao, Cao Guojun,

Wang Qixing

Discussion and Practice of Integrating

Employment Objectives into Monetary Policy

Framework

———Zhang Huaiqing, Xu Ruihui,

Zhao Yaqi

Asymmetric Fluctuation of Oil Products Price

in China and its Market Power Test

————Su Peng, Guo Chang

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心理账户视角下互联网平台消费者金融信息

保护行为演化博弈

[摘 要] 随着互联网平台过度收集、违规使用消费者金融信息等事件频繁发生,加强金

融监管及保护消费者金融信息安全成为亟待解决的热点问题。将前景理论和心理账户结

合引入互联网平台和监管部门的博弈决策过程,构建双方演化博弈模型,并对相关影响因

素进行仿真分析。结果发现,影响金融信息安全系统达到理想状态的关键在于互联网平台

和监管部门的价值感知;强化第三方监督有助于促进监管部门强化监管以及改善互联网平

台金融信息安全治理;成本参照点、风险偏好系数、损失规避系数会影响博弈双方的策略选

择;降低监管成本、加大对平台的处罚力度、提高监管能力具有良好的政策引导效果,对互

联网平台消费者金融信息保护有积极影响。

[关键词] 前景理论;心理账户;互联网平台;金融信息;行为监管;演化博弈

[中图分类号] F832 [文献标识码]A [文章编号]1006-169X(2022)12-0003-13

DOI:10.19622/j.cnki.cn36-1005/f.2022.12.001

[基金项目] 黑龙江省教育科学规划重点课题“数字经济背景下融入课程思政建设的高

校本科市场营销专业人才培养模式创新研究”(GJB1422409)。

[作者简介] 易加斌(1978—),四川阆中人,哈尔滨商业大学商务学院,博士(后),教授,

研究生导师,研究方向为协同治理与创新;张伟婕(1997—),山东临沂人,哈尔滨商业大学

商务学院,硕士研究生,研究方向为协同创新网络。

■ 易加斌,张伟婕

一、引言

数字经济时代,信息和数据已成为一种新

的生产要素。互联网平台(企业)作为重要的市

场主体,凭借技术和商业服务底层架构以推动

资源调动和交易完成(胡凌,2019),带动金融业

务介入市场,并基于对消费者数据的收集,形成

了多场景、多维度的金融信息数据池,既包含消

费者身份、账户、交易、财产、信用、喜好等基本

原始信息,又包括对其分析运算得来的二次信

息(郑岩,2021)。这些重要的信息数据作为互

联网平台金融创新的重要资源,其价值性愈发

凸显。现实情况表明,互联网平台通过利用大

数据、云计算、人工智能等技术,收集、分析消费

者金融信息,提升了对消费者需求的识别能力,

从而为消费者匹配更高质量、更高效率的金融

产品和服务,却由于金融信息的“易获得性”“可

识别性”增强而弱化了金融信息的私密性。此

外,消费者金融信息还存在被强制授权、过度收

集、滥用甚至泄露等问题,不但会对消费者最基

本的隐私权造成侵害,而且可能会冲击互联网

平台(企业)、金融机构甚至整个金融行业的发

展,进而影响金融稳定和安全。2021 年 4 月 12

日,蚂蚁集团被监管约谈,金融管理部门对蚂蚁

集团金融业务活动中存在的支付业务不当竞争

ournal of Finance and Economics J 金融与经济 2022.12

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行为、信息垄断等问题提出整改方案①。2021年

5 月 10 日,中国 48 款网络借贷类 App 因违反必

要原则,收集与其提供服务无关的个人信息等

被国家网信办通报②。上述事件无不体现了国家

对金融信息安全的重视,也反映了加强消费者金

融信息保护的重要性和必要性。

频发的消费者金融信息安全问题引发了消

费者对互联网平台金融科技创新的顾虑。实际

上,在金融科技起步阶段,中国金融管理部门通

过打造审慎包容的监管环境来助推金融科技发

展,但也逐渐暴露出垄断、数据安全等问题。在

此背景下,监管部门致力于平衡鼓励金融科技

发展与防范金融风险的关系,努力把握创新与

监管的动态平衡。近年来,《个人金融信息(数

据)保护试行办法》《中国人民银行金融消费者

权益保护实施办法》等条例的颁布,进一步强调

将防范和化解金融风险放在更加重要的位置,

同时通过加快完善监管体系、健全金融消费者

权益保护机制和制度规范、重拳整治侵害消费

者合法权益的源头性问题等,切实保护金融消

费者的长远和根本利益。因此,在金融信息安

全保护过程中,政策的设计与实施会在较大程

度上影响互联网平台的策略选择。在不同的监

管政策与策略指导下,决策主体的成本和收益

会有明显差异,进而影响其对自身策略的调

整。一方面,监管决策和政策导向会影响互联

网平台对决策成本与效价的感知,进而采取保

护信息或不保护信息的行为;另一方面,监管部

门会根据法律政策执行情况来预测金融信息安

全走势,作出强监管或弱监管的决策。因此,金

融信息安全保护过程可视为互联网平台与监管

部门的动态博弈过程。

虽然目前金融信息数据安全问题已引起监

管部门高度重视,但该问题仍未得到根本性解

决。事实上,互联网平台只有合规收集和使用

金融信息,才能降低信息安全风险;监管部门也

只有强化行为监管,才能提高金融信息安全程

度。而互联网平台过度逐利、监管部门监管滞

后等现实情况的存在,使得金融数据安全难以

得到有效保障。对此,在国家进一步加强数字

经济治理的新形势下,如何有效规范平台(企

业)行为并推动金融信息安全监管,实现金融信

息安全保护的目标,就成为当前金融监管领域

的重要课题。

二、文献回顾

目前有关平台消费者金融信息保护的文献

多集中于理论研究层面,研究内容聚焦于平台

消费者金融信息的安全隐患来源、保护困境以

及如何改善该状况。在安全隐患方面,胡文涛

(2018)认为,数字交易平台依赖信息技术创新

来低成本收集、传递和分析消费者高敏感度的

金融信息,使之通过价值升级为平台提供商业

决策,这无疑会增加信息主体被侵害的风险。

而互联网平台将不知情消费者的金融信息用于

网络贷款业务,在平台方、贷款机构和出资方间

流转,将会进一步扩大信息安全隐患。Valverde

& Fernndez(2020)指出,随着金融机构对第三方

数据服务提供商(如数据提供、云存储和分析)

在风险控制、客户管理等方面的依赖关系增强,

一旦有操作故障或网络事件发生,将会对金融

机构活动造成扰乱。此外,互联网平台利用大

数据进行网络贷款营销,不但会提高隐私泄露

的风险,而且容易诱导超前消费和负债消费,引

发消费者的违约风险和信用风险。在保护困境

①中国人民银行副行长潘功胜就金融管理部门再次约谈蚂蚁集团情况答记者问,表示人民银

行、银保监会、证监会、外汇局等与蚂蚁集团进行了深入沟通,提出纠正支付业务不正当竞争行为、打

破信息垄断等五个方面的整改方案。

②2021年5月,国家互联网信息办公室依据《中华人民共和国网络安全法》《App违法违规收集使

用个人信息行为认定方法》《常见类型移动互联网应用程序必要个人信息范围规定》等法律和有关规

定,对网络借贷等常见类型公众大量使用的App个人信息收集使用情况进行检测,并发布《关于腾讯

手机管家等84款App违法违规收集使用个人信息情况的通报》。

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和改善措施方面,程雪军和尹振涛(2022)提出,

面对金融创新发展,中国通常采用“试点改革”

的监管模式更注重审慎经营和框定业务边界,

而对消费者权益保护重视不足。刘斌(2015)指

出,对金融信息保护缺乏完善的保护规范依据

和有效的监管措施,而金融信息受害人举证困

难也是其难以维权的主要障碍。曾远(2022)通

过分析个人金融信息安全标准对样本企业类型

的约束程度发现,相较商业银行系统和金融科

技应用类公司,安全标准对金融科技技术类公

司的约束效应最弱,部分金融科技企业为寻求

利益会采取隐性损害行为来侵害金融消费者的

合法权益。胡凌(2017)认为,把消费者个人信

息数据视为获取免费服务的对价,将会为互联

网平台规避责任提供可乘之机。杨东(2018)指

出,金融消费者通过互联网平台进行投资,弱化

了其与金融机构的隶属关系,由于不直接对接

金融机构,对消费者的保护也变得更加复杂。

对此,陈剩勇和卢志朋(2018)提出通过国家立

法和市场监管来应对互联网时代公民隐私权保

护的难题。此外,张继红(2016)从法律视角考

量,认为大数据背景下平衡金融信息保护与利

用的冲突是急需解决的价值判断难题,对此应

加快构建信息权保护的法律框架,进一步明确

金融信息保护优先原则。周之田(2020)指出,

个人金融信息保护中对信息利用与权利保护的

权衡应以不同社会发展阶段的目标为依据。

也有学者采用经典博弈方法开展有关平台

行为、信息数据保护的研究,为互联网平台金融

信息保护的监管实施、监管效果评价提供了宝

贵借鉴。曲薪池和侯贵生(2020)构建三方(平

台、用户、政府)微分博弈模型,指出加大对泄露

用户隐私信息平台的惩罚力度,对降低用户维

权成本、减少平台投机动机有重要作用。丰米

宁等(2017)采用经典博弈方法,研究用户与社

交平台两方策略选择对网络安全维护的影响,

证实第三方监管力度是影响双方隐私策略演化

的关键因素。刘伟等(2017)运用演化博弈理

论,对互联网金融平台行为和监管策略的演化

过程进行研究,提出互联网金融行业的风险控

制依赖金融监管机构的监管力度。危怀安和李

松涛(2018)构建了第三方支付市场的多关系分

析模型,论证监管部门对第三方支付机构严格

监管的必要性。魏益华等(2019)建立信息主体

和数据业者两方演化博弈模型,指出利用数据

政策工具有助于实现数据共享与信息保护的最

优解。针对平台行为和信息保护的博弈问题,

以上文献均基于期望效用理论来构建博弈决策

函数,忽略了行为主体的非理性决策,这可能会

导致研究结果与实际偏离。

近年来,有学者引入行为经济学理论来研

究决策主体的行为。前景理论(Prospect Theory)

是学者 Kahneman & Tversky(1979)从认知心理

学角度提出。该理论认为行为决策在不确定条

件下会背离期望效用理论的偏好一致性与效用

最大化原则。该理论的贡献在于将行为主体的

价值感知、风险偏好等因素纳入决策过程,实现

了对早期行为经济学“理性经济人”假设的突

破。此外,为更好地了解人们的消费决策,

Thaler(1985)提出了心理账户(Mental Accounts)

概念。此概念以前景理论的价值函数为计量依

据,表示从心理上人们对结果的编码、分类及估

价。考虑到心理账户对引发非理性行为的影

响,引入心理账户概念将更有助于研究真实的

决策行为。目前,已有学者单独或联合应用前

景理论和心理账户开展有关平台行为的研究。

例如,刘大为(2020)探讨了持续消费产生的心

理成本变动对平台收费策略的影响,弥补了平

台定价研究领域存在的不足。在运用演化博弈

方法来研究平台行为方面。张金华等(2018)引

入前景理论到网络谣言监管博弈问题中,指出

违法行为成本的增加有助于规范平台运营商行

为。韩菁等(2019)针对C2C平台好评返现行为

构建收益感知矩阵,研究奖惩条件下买卖双方

决策行为的演化机制。吴斌等(2020)结合前景

理论和心理账户,探讨价格歧视现象中电商平

台和政府部门的决策行为机理,丰富了将前景

理论和心理账户结合引入演化博弈的研究。

回顾和梳理已有文献发现,目前对于互联

网平台消费者金融信息保护取得了一定的研究

心理账户视角下互联网平台消费者金融信息保护行为演化博弈

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成果与实践经验,但还存在以下不足。第一,当

前对消费者金融信息保护的研究多集中于理论

推导和定性研究,采用定量方法揭示其内在机

理的研究相对较少。第二,少部分学者运用博

弈论工具对信息数据保护问题展开研究,但多

聚焦期望效用理论,忽略了信息安全主体的损

失规避、风险偏好等非理性因素对金融信息保

护与监管的影响。而现实情况是,由于决策主

体的有限理性,在面临信息滞后和不确定环境

时,很可能作出背离完全理性的非理性决策。

第三,在现有基于前景理论和心理账户的文献

中,大部分学者将上述理论和概念单独用于有

关平台行为的研究,却很少将二者结合并用于

平台信息保护的博弈研究。在实际的金融信息

安全博弈系统中,由于有限理性的互联网平台

和监管部门难以掌握全部决策信息,同时广泛

应用的信息技术提高了金融信息保护的复杂性

等,使得博弈双方通常难以精确测度策略价值,

在实际决策中存在认知偏差、风险偏好和参照

依赖等。对此,引入前景理论到消费者金融信

息保护过程,将互联网平台是否保护金融信息

与监管部门是否选择强监管视为一种风险决

策,从而能够解释为何决策主体在面对金融信

息保护与监管问题时难以作出最优决策,也将

有助于进一步探讨互联网平台和监管部门如何

基于预设的参照点作出相应的策略选择。

综上,将前景理论和心理账户结合引入互

联网平台和监管部门的博弈决策过程,构建心

理账户视角下消费者金融信息保护群体(互联

网平台群体和监管群体)的假设模型,从风险感

知、损失规避、参照依赖的角度分析决策主体的

策略选择动机;并通过数值仿真模拟探讨第三

方监督、成本参照点、风险偏好系数、损失规避

系数以及政策引导措施对信息保护与监管演化

的作用;在此基础上,提出保护平台消费者金融

信息安全的对策建议。由此,可能贡献在于,从

行为决策与演化博弈的兼容性视角,丰富消费

者金融信息保护研究的理论成果,更好地明晰

金融信息保护过程中金融监管部门与互联网平

台之间博弈演化的内在机理和决策条件,并进

一步为心理账户与消费者金融信息保护的融合

研究提供新的理论模型和研究变量;在实践中,

为数字经济治理环境下金融监管部门如何对互

联网平台进行有效监管从而更好地保护消费者

金融信息提供有效的对策机制、操作性框架和

实施路径。

三、模型构建与求解

(一)理论及模型适用性分析

在金融信息安全监管过程中,既要考虑发

挥平台的自律管理作用,降低信息安全监管成

本,同时要做好强化平台监管的准备,以防范信

息安全风险,减少信息安全事故的发生。另外,

在当前金融科技生态下,互联网平台是基于经

济利益最大化来开展经营活动的,会进行不同

策略选择的成本间、收益间的权衡。此时,有限

理性的监管方与平台方的决策行为具有较大不

确定性,同时还会彼此影响、相互制约。依据演

化博弈理论的观点,在金融信息安全保护系统

中,虽然有限理性的互联网平台和监管部门难

以准确把握自身得失情况,但可以通过不断获

取信息来持续调整策略,并通过不断总结和模

仿,最终达到一种均衡状态。

此外,在实际的金融信息安全博弈系统中,

由于决策主体的有限理性以及系统的复杂性,

使得平台方和监管方在面临不确定的决策环境

时,通常难以精确测度策略价值,并存在主观认

知偏差、风险偏好和参照依赖。因此,将前景理

论引入消费者金融信息保护过程,并将互联网

平台是否保护金融信息与监管部门是否选择强

监管视为一种风险决策,探讨金融信息保护与

监管主体面对损失和收益表现出的不同风险态

度,即面对收益时表现为风险厌恶,面对损失时

表现为风险追求,从而进一步解释为何决策主

体在金融信息保护与监管问题上难以作出最优

决策。

行为经济学家Thaler(1985)认为,人们在消

费决策过程中存在“心理账户系统”,会将过去

的投入与现在的付出加总作为总成本来衡量决

策后果。不同账户的记账方式和运算规则不

同,进而导致非理性决策行为的发生(Koch &

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Nafziger,2016)。依据金融信息安全博弈系统中

互联网平台和监管部门对不同策略得到及失去

感知的不同,将心理账户分为效价账户和成本

账户。用心理账户理论解释消费者金融信息安

全保护问题,强调互联网平台和监管部门将不

同策略列入不同账户中,并独立核算不同账户

的成本和效价,其关键点在于博弈双方采取保

护策略和强监管策略时的价值感知最大。此

外,《个人金融信息(数据)保护试行办法》《中国

人民银行金融消费者权益保护实施办法》等条

例的颁布,进一步强调将防范和化解金融风险

放在更加重要的位置,也将进一步提高互联网

平台和监管部门对金融信息安全的风险意识与

责任意识。《金融科技发展规划(2022—2025

年)》(以下称规划)提出健全多方参与、协同共

治的金融科技伦理规范体系,构建互促共进的

数字生态,这将有助于形成多元协同的数据治

理环境,打造严格的数据安全监管生态。《规划》

还提出加快监管科技全方位应用,加强数字监

管能力建设,创新监管工具和完善金融科技创

新监管机制,这必将进一步降低监管成本同时

提升监管效能。《中华人民共和国数据安全法》

的施行对企业数据合规提出了更高要求,对违

法行为处罚力度的增加相当于提高了企业数据

违规行为的处罚成本。部分城市(如北京、上

海、杭州)出台了金融科技发展支持政策,通过

项目支持、产业建设等手段培育金融科技领军

企业,引导金融科技规范创新,这对激励平台坚

守数据合规和数据安全,不断提升企业价值与

核心竞争力起重要作用。由此可见,在消费者

金融信息保护问题上,政策的设计与实施为互

联网平台和监管部门各自的成本与效价账户预

设了参照点。

综上,将前景价值感知函数和心理账户引

入演化博弈的收益矩阵,在成本账户与效价账

户设置相应的感知参照点以及前景价值感知函

数,实现让有限理性假设始终贯穿平台方和监

管方的整个金融信息安全保护过程,也使得研

究结论更加贴近现实。

(二)模型假设与参数设定

1.模型基本假设

基于上述分析,可将互联网平台是否选择

保护消费者金融信息视为与监管部门动态博弈

的复杂过程,博弈的结果将影响双方的策略选

择。同时,考虑到博弈存在风险决策,提出如下

假设。

假设1:互联网平台和监管部门为金融信息

安全系统的两方博弈主体,且均为有限理性。

博弈双方的策略选择以各自对策略得失的主观

价值感知为依据,是一种心理感受,而非策略的

直接利得损失。依据前景理论和心理账户构建

的判断价值函数T(△ x)表示如下:

v(x)=

ì

í

î

(x - U0)

θ

,x ≥ U0

-λ(U0 - x)

β

,x<U0

(1)

c(x)=

ì

í

î

δ(x - U1)

φ

,x ≥ U1

-(U1 - x)

σ

,x<U1

(2)

根据心理账户对判断价值函数 v(x) 和 c(x)

进行分类,其中 v(x) 代表博弈双方效价账户(得

到回报)的判断价值函数,c(x) 代表博弈双方成

本账户(付出代价)的判断价值函数。当回报值

大于回报参照点,获得相对收益感知,反之获得

相对损失感知;当付出值小于付出参照点,获得

相对收益感知,反之获得相对损失感知。λ代表

对效价损失规避的敏感度,δ代表对成本损失规

避的敏感度。θ和β代表效价相对收益与损失的

风险偏好系数,φ和σ代表成本相对损失与收益

的风险偏好系数。U0代表效价参照点,U1代表成

本参照点。 x 代表价值变量。对于决策函数:

π(ε)= εr

[ε ] r

+(1 + ε)

r 1

r

(3)

其中,π(ε)为决策权重函数,指互联网平台

和监管部门对事件发生概率的主观判断或对决

策的倾向程度。ε代表事件(如金融信息安全事

件、举报事件)发生的概率,有π(0)=0,π(1)=1。

r为决策影响系数。

假设 2:作为博弈主体,互联网平台和监管

部门均存在两种策略。其中,互联网平台存在

保护与不保护两种策略。不保护策略是指平台

的趋利特征使其忽视金融数据安全,超范围索

心理账户视角下互联网平台消费者金融信息保护行为演化博弈

7

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取、违规使用,甚至泄漏金融信息数据等,并在

短期内获取高额收益。保护策略是指平台积极

履行信息保护职责,合规收集、使用消费者金融

信息。作为代表社会公众和政府利益的重要监

督主体,监管部门存在强监管与弱监管两种策

略。金融科技在起步阶段面临较为宽松的监管

环境和相对被动的监管执行,但随着互联网平

台金融领域业务扩张,逐渐暴露出数据安全等

问题,这一过程定义为弱监管。近年来,数据垄

断、数据泄露等负面事件频发,在此背景下,金

融监管部门整合人财物资源,通过健全监管制

度、创新监管手段等打造高压的监管环境,推动

金融科技公司不断走向合规,这一过程定义为

强监管。

假设 3:考虑到信息安全事件带来的损失,

互联网平台和监管部门均需承担相应的信息安

全风险,且风险越大,给责任主体带来的损失就

越大。只有互联网平台和监管部门同时履行信

息保护义务与强监管职责,才能确保信息安全

系统整体达到安全状态,否则会产生风险,并在

互联网平台和监管部门之间传递,风险传递系

数不为0。

2.模型参数设定

认为互联网平台不保护金融信息以及监管

部门实施弱监管均会承担一定事故安全风险。

设置风险成本为L,金融信息安全事件发生的概

率为P。此外,认为风险损失应由互联网平台和

监管部门共同承担,因此设置风险传递系数α为

1。互联网平台选择保护策略,监管部门实施弱

监管时的风险系数为g1;互联网平台选择不保护

策略,监管部门实施强监管时的风险系数为g2。

第三方监督主体举报概率为μ,0<μ<1,互联网

平台选择不保护策略被举报承担的声誉损失为

L0,此时监管部门实施弱监管将损失公信力L1。

在互联网平台选择保护策略且监管部门选

择强监管策略的情形下,互联网平台的保护行

为会为自身带来收益 R1,包括经济效益和社会

效益,同时也会付出保护成本W1,R1>W1<0,如

技术成本、管理成本。监管部门实施强监管会

付出监管成本 G1,如政策制定成本、人力成本、

协调成本。

在互联网平台选择保护策略且监管部门选

择弱监管策略的情形下,监管部门实施弱监管

会承担事故安全风险成本,用 LPg1表示。互联

网平台受监管部门监管策略的影响,需承担额

外的事故安全风险成本,用LPg1α表示。

在互联网平台选择不保护策略且监管部门

选择强监管策略的情形下,互联网平台可获得

超额收益R*,同时会承担事故安全风险成本并

受到监管部门的行政处罚P1,实际处罚程度受名

义处罚力度 P1和监管能力 b 的影响,用 bP1表

示。此时监管部门实施强监管,不但要付出监管

成本G1,而且需承担一定的事故安全风险成本。

在互联网平台选择不保护策略且监管部门

选择弱监管策略的情形下,互联网平台可获得

超额收益R*,并承担事故安全风险成本和举报

损失。此时,监管部门需承担事故安全风险成

本和公信力损失。

(三)收益矩阵构建

基于上述假设和参数设置,同时设定互联网

平台选择保护策略的概率为x(0≤x≤1),监管部

门实施强监管的概率为y(0≤y≤1)。互联网平台

和监管部门传统博弈矩阵的构建,如表1所示。

表1 传统博弈矩阵

表2 基于前景理论-心理账户的博弈矩阵

将效价账户函数 v(x) 与成本账户函数 c(x)

带入上述传统博弈矩阵,构建基于前景理论-心

理账户的演化博弈矩阵,得到两博弈主体的效

互联网

平台

保护(x)

不保护

(1-x)

监管部门

强监管

R1-W1-G1

R*-LPg2-bP1-G1-

LPg2α

弱监管(1-y)

R1-W1-LPg1α-LPg1

R*-LP-L0μ-LPL1μ

互联网

平台

保护(x)

不保护

(1-x)

监管部门

强监管

v(R1)-c(W1)

-c(G1)

v(R*)-c(Lg2π

(P)+bP1)-c(G1+

Lg2απ(P))

弱监管(1-y)

v(R1)-c(W1+Lg1απ

(P))-c(Lg1π(P))

v(R*)-c(Lπ(P)+L0π

(μ))-c(Lπ(P)+L1π

(μ))

金融与经济 2022.12

8

第10页

JRYJJ

价账户与成本账户以及对应的决策函数,如表2

所示。

(四)博弈模型均衡结果分析

1.复制动态方程

根据表2,得到互联网平台保护策略的价值

感知EPY、不保护策略的价值感知EPN和平均价值

感知EP:

EPY=π(y)[v(R1)-c(W1)]+π(1-y)[v(R1)

-c(W1+Lg1απ(P))] (4)

EPG=π(y)[v(R*)-c(Lg2π(P)+bP1)]+π(1-y)

[v(R*)-c(Lπ(P)+L0π(μ))] (5)

EP=xEPY+(1-x)EPN (6)

同理,得到监管部门强监管策略的价值感

知EGY、弱监管策略的价值感知EGN和平均价值感

知EG:

EGY=π(x)[- c(G1)] +π(1- x)[- c(G1+ Lg2απ

(P))] (7)

EGN=π(x)[- c(Lg1π(P))] +π(1- x)[- c(Lπ

(P)+L1π(μ))] (8)

EG=yEGY+(1-y)EGN (9)

根据非对称复制动态演化方式,可得到互

联网平台的复制动态方程:

F(x)= dx

dt =x(EPY-EP

)=x(1-x)[π(y)J+π(1-y)K]

(10)

其中,J 表示监管部门实施强监管时,互联

网平台策略选择的价值函数;K表示监管部门实

施弱监管时,互联网平台策略选择的价值函数。

同理,可得到监管部门的复制动态方程:

F(y)= dy

dt =y(EGY-EG)=y(1-y)[π(x)S+π(1-x)T]

(11)

其中,S 表示互联网平台选择保护策略时,

监管部门策略选择的价值函数;T表示互联网平

台选择不保护策略时,监管部门策略选择的价

值函数。

2.均衡点与稳定性分析

根据复制动态方程,可得到一个由互联网

平台和监管部门构成的二维动力系统:

ì

í

î

ïï

ïï

dx

dt = x(1 - x)[π(y)J + π(1 - y)K]

dy

dt = y(1 - y)[π(x)S +π(1 - x)T]

(12)

对于上述方程组,令 dx

dt =0、dy

dt =0,得到互

联网平台和监管部门博弈系统的五个局部均衡

点:(0,0)、(0,1)、(1,0)、(1,1)、(x0,y0),其中x0=

æ

è

ç ö

ø

÷ K

K - J

1

r

,y0= æ

è ö

ø

T

T - S

1

r

。动态方程组求得的均衡

点不一定是系统的演化稳定策略(ESS)。根据

Friedman(1991)的方法,可通过系统雅可比矩阵

的局部稳定性分析得到该系统的演化稳定策

略。由式(3)、式(4)得到系统的雅克比矩阵为:

J=

é

ë

ê

ê

ê

ê

ê

ê

ù

û

ú

ú

ú

ú

ú

ú

∂F(x)

∂x

∂F(x)

∂y

∂F(y)

∂x

∂F(y)

∂y

=

é

ë

ê

ê

ê

ê

ê

ê

ù

û

ú

ú

ú

ú

ú

ú (1 - 2x)[π(y)J + π(1 - y)K](x - x

2

)[

dπ(y)

dy

J - dπ(y)

dy

K]

(y - y2

)[

dπ(x)

dx S - dπ(x)

dx T](1 - 2y)[π(x)S + π(1 - x)T]

(13)

通过系统的雅克比矩阵可得到矩阵的行列

式和矩阵的迹分别为:

det J= ∂F(x)

∂x

∂F(y)

∂y - ∂F(x)

∂y

∂F(y)

∂x (14)

tr J= ∂F(x)

∂x +

∂F(y)

∂y

(15)

当矩阵满足tr J<0且det J>0,动态方程组

求得的局部均衡点就是演化均衡点,此时得到

系统的演化稳定策略。演化博弈的均衡判断

表,如表3所示。

特别地,在(x0,y0)处,雅克比矩阵判断法失

效,采用微分分析法进行稳定性判断(吴斌等,

2020),令F(x)、F(y)分别对y、x求偏导,可得到:

∂F(x)

∂y = ( JK

J - K)

1

r

[

dπ(y)

dy

J - dπ(y)

dy

K] (16)

∂F(y)

∂x = ( ST

S - T)

1

r

[

dπ(x)

dx S - dπ(x)

dx T] (17)

由 于 x0=( K

K - J

1

r

>0 ,y0=( T

T - S

1

r

>0 ,则

心理账户视角下互联网平台消费者金融信息保护行为演化博弈

9

第11页

JRYJJ

∂F(x)

∂y 、∂F(y)

∂x均大于零,因此该点为不稳定点。

由 表 3 可 知 ,当 S<0、K>0,满 足 条 件 c

(G1)>c(Lg1π(P))、v(R1)>v(R*)、c(Lπ(P)+

L0π(μ))>c(W1+Lg1απ(P)),(1,0)为演化博弈

的均衡点。即当监管部门对强监管成本的价值

感知大于采取弱监管策略感知到的风险成本,

互联网平台对采取保护策略获得收益(包括经

济效益和社会效益)的价值感知大于不保护策

略获得超额收益的价值感知,对保护成本的价

值感知小于采取不保护策略感知到的成本损失

时,(保护,弱监管)为系统的稳定状态。这意味

当平台具有较高信息安全责任感与风险意识,

即使在弱监管环境中也能主动保护消费者金融

信息,实现了“无为而治”。但(1,0)并非金融信

息安全系统的理想状态,还需监管部门进一步

提高金融信息安全风险意识,降低安全监管成

本并提升监管效能。

同理,当J<0、T>0,满足条件c(Lπ(P)+L0π

(μ))>c(G1+Lg2απ(P))、v(R1)<v(R*)、cLg2π

(P)+ bP1)<c(W1),(0,1)为演化博弈的均衡

点。即当监管部门对强监管成本的价值感知小

于采取弱监管策略感知到的成本损失;互联网

平台对采取保护策略获得收益的价值感知小于

不保护策略获得超额收益的价值感知,对保护

成本的价值感知大于采取不保护策略感知到的

成本损失时,(不保护,强监管)为系统的稳定状

态。一方面,当互联网平台对保护成本感知较

大,少量成本的增加也会大幅降低平台保护意

愿,为降低成本并获取超额收益,逐利的互联网

平台更倾向选择不保护策略。另一方面,信息

技术的广泛应用提高了金融信息安全监管的复

杂性,相较于对传统金融机构的监管,金融监管

部门对金融科技公司的监管更加受到信息不对

称与监管能力的约束,加之当前还没有完善的

金融监管体制和执法机制,以及缺乏健全的金融

信息保护制度,进一步提高了平台利用监管空白

和漏洞来侵害消费者金融信息安全的风险。因

此,监管部门应提升对信息安全风险的感知与

识别能力,加大对违规行为的处罚力度,形成对

平台积极履行金融信息保护义务的“威慑力”。

当 J>0、S>0、K>0、T>0,满 足 条 件 v

(R1)>v(R*)、c(Lg2π(P)+ bP1)>c(W1)、c(Lπ

S<0,K>0

J<0,S<0,且K<0,T<0

J<0,T>0

J>0,S>0,且K>0,T>0

均衡点

(0,0)

(0,1)

(1,0)

(1,1)

(0,0)

(0,1)

(1,0)

(1,1)

(0,0)

(0,1)

(1,0)

(1,1)

(0,0)

(0,1)

(1,0)

(1,1)

tr J

K+T

J-T

S-K

-(J+S)

K+T

J-T

S-K

-(J+S)

K+T

J-T

S-K

-(J+S)

K+T

J-T

S-K

-(J+S)

符号

不确定

不确定

-

不确定

-

不确定

不确定

+

不确定

-

不确定

不确定

+

不确定

不确定

-

det J

KT

-JT

-SK

JS

KT

-JT

-SK

JS

KT

-JT

-SK

JS

KT

-JT

-SK

JS

符号

不确定

不确定

+

不确定

+

-

-

+

不确定

+

不确定

不确定

+

-

-

+

局部稳定性

鞍点

鞍点

ESS

鞍点

ESS

鞍点

鞍点

不稳定点

鞍点

ESS

鞍点

鞍点

不稳定点

鞍点

鞍点

ESS

表3 演化博弈的均衡判断表

金融与经济 2022.12

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(P)+L0π(μ))>c(W1+Lg1απ(P))、c(Lπ(P)+L0π

(μ))>c(G1+Lg2απ(P))、c(G1)<c(Lg1π(P)),

(1,1)为演化博弈的均衡点。即当互联网平台

对保护策略获得收益的价值感知大于采取不保

护策略获得超额收益的价值感知,对保护成本

的价值感知小于不保护策略感知到的成本损

失;监管部门对强监管成本的价值感知小于采

取弱监管策略感知到的成本损失时,(保护,强

监管)为系统的稳定状态,此时金融信息安全系

统达到理想状态。根据前景理论,当互联网平

台感知到的事故风险成本、举报损失、公信力损

失过大,为了规避损失,其会积极维护金融信息

安全,监管部门也会积极履行强监管职责。近

年来,互联网平台在格式条款、信息收集使用以

及营销手段等方面引发的争议,表明当前消费

者金融信息保护状况不容乐观。监管当局对此

提出要强化平台企业金融活动监管,同时重拳

整治侵害消费者合法权益的源头性问题。在此

背景下,互联网平台的信息安全意识会进一步

提高,并出于对高额违规罚款损失、声誉损失的

厌恶,积极履行信息保护义务将成为平台的首

要选择。

事实上,博弈主体在金融信息安全保护与

监管决策过程中,往往存在认知偏差、侥幸心理

和投机心理,最终导致群体行为演化难以达到

理想状态。首先,由于较高心理期望值的存在,

互联网平台和监管部门容易形成低成本参照

点。对于成本账户,信息安全事故概率的存在

使得监管部门对强监管成本的价值感知大于采

取弱监管策略感知到的成本损失,互联网平台

对保护成本的价值感知大于采取不保护策略感

知到的成本损失,举报概率的存在使得平台对

保护成本的价值感知大于采取不保护策略感知

到的举报损失。成本参照点越低,对成本△x的

感知越强烈,从而减少博弈双方对保护行为和

强监管行为的选择。其次,行为主体在信息安

全监管中存在风险决策。相较于确定性的保护

付出和强监管付出,互联网平台忽视金融信息

安全仅有一定概率会造成信息安全事故发生以

及被举报,此时偏好风险的互联网平台和监管

部门更倾向于选择不保护策略与弱监管策略。

最后,由于存在认知偏差,互联网平台和监管部

门会低估信息安全事故发生的概率,即π(P)<

P,造成对事故损失的感知值小于实际值。而侥

幸心理的存在,使得互联网平台认为金融消费

者难以发现并举报自身违规行为,从而低估违

规行为被举报的概率,即π(μ)<μ。

基于上述分析可知,相较于效价感知,成本

感知对博弈主体策略选择的影响更大。监管部

门在监管过程中会受到信息劣势和监管能力的

约束,同时出于监管成本的考虑,导致对互联网

平台信息安全监管不足。对此,提高监管部门

对金融科技公司信息安全的风险意识,降低监

管成本并提升监管能力,加大对平台侵害消费

者金融信息安全行为的处罚力度,将对保护金

融信息安全发挥积极作用。而互联网平台为追

求利益最大化,宁愿承担安全事故损失、举报损

失以及处罚损失,因此提高平台的信息安全意

识,提升其对保护行为的价值感知,充分发挥监

管部门和第三方监督的共同监督作用,将有助

于培育互联网平台保护金融信息的责任意识,

更好地保护消费者金融信息安全。

四、数值模拟

为更加准确、直观地反映不同参数对互联

网平台和监管部门决策行为的影响,运用Matlab

软件进行数值仿真模拟。根据 Van(2010)的参

数设定,设置风险偏好系数θ、β为 0.88,φ、σ为

0.98,设置δ、λ为 2;根据海因里希理论 1?300 原

则(Marshall P et al.,2018),设置 P 为 0.03;决策

影 响 系 数 r 为 0.75(Senbil M & Kitamura R,

2018)。具体的参数设置及描述如表4所示。

(一)第三方监督力度对演化结果的影响

调整第三方监督力度μ,设置循环函数 for

μ=0?0.2?1,第三方监督力度μ变化对博弈主体

策略选择的影响如图1所示。图中实线代表μ对

互联网平台x值的影响,点画线代表对监管部门

y值的影响。随着μ的增大,互联网平台选择保

护信息安全的演化速度加快,监管部门选择强

监管的演化速度加快。说明当第三方监督力度

较大时,博弈双方对举报损失和公信力下降带

心理账户视角下互联网平台消费者金融信息保护行为演化博弈

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第13页

JRYJJ

来的成本感知较大。为了规避损失,互联网平

台越来越倾向保护金融信息安全,监管部门越

来越倾向强化行为监管。

图1 μ值变动的演化状态

(二)成本参照点对演化结果的影响

调整成本参照点U1,设置循环函数for U1=0?

0.5?2,成本参照点U1变化对博弈主体策略选择

的影响如图2所示。图中实线代表U1对互联网

平台值的影响,点画线代表对监管部门y值的影

响。随着 U1的增大,互联网平台选择保护信息

安全的演化速度加快,监管部门选择强监管的

演化速度加快。说明当成本参照点较高时,互

联网平台对采取不保护行为面临的不确定损失

有较大压力,如信息泄露事件发生给平台带来

的声誉损失,为了规避这种不确定损失,会越来

越倾向选择保护策略。同时,监管部门对实施

弱监管可能造成的信息安全事故和公信力下降

有较大压力,为了规避损失,会越来越倾向选择

强监管策略。

模型参数

保护成本W1

保护收益R1

监管成本G1

监管能力b

行政处罚P1

声誉损失L0

超额收益R*

公信力损失L1

第三方监督力度μ

风险成本L

风险系数g1

风险系数g2

风险传递系数α

风险概率P

风险偏好系数θ、β

风险偏好系数φ、σ

损失规避系数δ、λ

决策影响系数r

参数含义说明

互联网平台保护金融信息付出的人力、技术、管理等成本

互联网平台保护金融信息获得的经济收益与社会效益

监管部门实施强监管付出的政策制定、人力、协调等成本

监管部门的监管协调、数据分析等能力

互联网平台不保护金融信息被监管发现时,给予的行政处罚

互联网平台不保护金融信息的声誉损失

互联网平台不保护金融信息获得的超额收益

互联网平台不保护金融信息,监管部门实施弱监管损失的公信力

互联网平台不保护金融信息且监管部门实施弱监管,被第三方举报的概率

互联网平台不保护金融信息或监管部门实施弱监管需承担的事故安全风险成本

互联网平台保护金融信息,监管部门实施弱监管时的风险系数

互联网平台不保护金融信息,监管部门实施强监管时的风险系数

金融信息安全事故风险会在互联网平台与监管部门之间传递,同时风险损失由互

联网平台和监管部门共同承担

发生金融信息安全事故的风险概率

θ代表效价相对收益的风险偏好系数

β代表效价相对损失的风险偏好系数

φ代表成本相对损失的风险偏好系数

σ代表成本相对收益的风险偏好系数

δ代表成本损失规避系数

λ代表效价损失规避系数

决策影响系数r越大,决策权重函数越弯曲

参数赋值

1

3

1

0.6

3

3

4

3

0.6

80

0.4

0.6

1

0.03

0.88

0.98

2

0.75

表4 参数设置及描述

金融与经济 2022.12

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第14页

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图2 U1值变动的演化状态

(三)风险偏好系数和损失规避系数对演化

结果的影响

调整风险偏好系数φ和损失规避系数δ,设

置循环函数for φ=0?0.2?1,for δ=1?0.2?2,风险偏

好系数φ和损失规避系数δ变化对博弈主体策略

选择的影响如图3所示。图中实线代表φ对互联

网平台x值的影响,点画线代表对监管部门y值

的影响,点线代表δ对互联网平台x值的影响,虚

线代表对监管部门y值的影响。首先,随着φ的

增大,y趋向于1的速度减缓,x趋向于1的速度

加快,说明风险偏好系数越大,监管部门选择强

监管策略的演化进程越缓慢,更倾向于冒险,而

互联网平台对损失和处罚的感知价值随冒险程

度增大而增大,风险偏好系数的增大加快了互

联网平台向保护策略的演化。其次,随着δ的增

大,x、y趋向于1的速度加快,说明损失规避系数

越大,博弈双方对忽视金融信息保护行为与实

施弱监管行为带来的信息安全事故发生、声誉

降低、公信力降低等损失的敏感度越高,双方会

越来越倾向选择保护策略和强监管策略。

图3 φ、δ值变动的演化状态

(四)监管成本对演化结果的影响

调整监管成本G1,设置循环函数for G1=0?1?

4,监管成本G1变化对博弈主体策略选择的影响

如图 4 所示。图中点画线代表 G1对监管部门 y

值的影响。监管成本存在一个临界值(约为3),

当G1>3时,随着G1的增大,y逐渐趋向于0,说明

金融监管成本的增加会提高监管部门对实施强

监管的成本感知,出于对高额监管成本的考虑,

监管部门选择强监管策略的意愿会不断降低。

图4 G1值变动的演化状态

(五)处罚力度、监管能力对演化结果的影响

调整处罚力度P1和监管能力b,设置循环函

数for P1=0?1?4,for b=0?0.2?1,处罚力度P1和监

管能力b变化对博弈主体策略选择的影响如图5

所示。图中实线代表P1对互联网平台x值的影

响,点画线代表b对互联网平台x值的影响。首

先,处罚力度存在一个临界值(约为3),当P1>3

互联网平台的处罚力度会提高平台对采取不保

图5 P1、b值变动的演化状态

心理账户视角下互联网平台消费者金融信息保护行为演化博弈

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JRYJJ

时,随着P1的增大,x逐渐趋向于1,说明加大对

护策略的成本感知,当处罚数额甚至高于付出

的保护成本,平台越来越倾向选择保护策略。

其次,随着b的增大,互联网平台选择保护策略

的演化速度加快,说明监管部门监管能力的提

高会加大平台对监管处罚的成本感知,为了规

避处罚,平台会加快向保护消费者金融信息行

为方向演化。

五、主要结论与对策建议

(一)研究结论

第一,互联网平台和监管部门的价值感知

是影响金融信息安全系统达到理想状态的关

键。提高互联网平台对保护行为的价值感知和

监管部门对强监管行为的价值感知,有助于双

方向保护策略和强监管策略演化。第二,强化

包括金融消费者、行业协会、社会媒体在内的第

三方监督,有助于通过形成赞誉和压力影响平

台方和监管方的决策。第三方监督力度越大,

博弈双方对举报和公信力下降带来的成本感知

越大,有利于促进监管部门强化监管以及改善

互联网平台金融信息安全治理。第三,成本参

照点、风险偏好系数、损失规避系数是影响互联

网平台和监管部门价值感知和策略选择的重要

因素。成本参照点越高,博弈双方损失规避程

度越高,有利于加快双方向保护策略和强监管

策略演化;不同的风险偏好系数会影响策略演

化的速度,但不会影响演化的方向,风险偏好系

数越大,监管部门越倾向于冒险,向强监管策略

演化的速度越慢,而互联网平台会因冒险程度

增大而提高成本感知,加快向保护策略演化;损

失规避系数越大,对损失的敏感度越高,有利于

加快双方向保护策略和强监管策略演化。第

四,降低监管成本、加大对平台的处罚力度、提

高监管能力具有良好的政策引导效果。降低监

管部门对实施强监管的成本感知,提高互联网

平台对不保护策略的成本感知,对实现消费者

金融信息保护有积极影响。

(二)对策建议

第一,强化信息保护与金融监管理念,提高

互联网平台和金融监管机构等行为主体对金融

信息安全保护与监管的价值感知。互联网平台

应树立“负责任金融”理念,提高对金融信息安

全的“敬畏心”。

第二,充分发挥第三方监督的平台治理作

用。政府应确保金融消费者维权渠道畅通,降

低消费者维权成本,鼓励包括政府咨询部门、律

师事务所在内的第三方辅助力量为消费者提供

法律咨询。同时,对有效举报行为给予鼓励和

适当奖励,充分发挥金融消费者、行业协会、社

会媒体的多方监督作用,实现“协同共治”。

第三,建立互联网平台对消费者金融信息

安全保护和监督主体对消费者金融信息安全有

效监管的责任监督与约束体系。通过强化监管

考核管理、监管失职后的行政问责等手段形成

对监管部门的约束,督促监管部门切实履行监

管职责。健全平台内控合规与问责机制,补齐

监管短板,督促其切实履行消费者保护主体的

责任。建立科学的金融信息安全风险评估与应

急响应机制,运用云计算、人工智能等技术构建

信息风险评估模型,对信息安全风险发生的可

能性及其对经济社会造成的影响进行预测。

第四,强化政策引导,构建有效的信息安全

监管机制。监管部门应加快完善监管技术,将

大数据、云计算、人工智能、区块链等技术应用

于监管领域,利用安全预警系统等监管技术创

新进一步降低监管成本。监管部门应建立完善

的约束与惩罚机制,明确各方监管职责。政府

应进一步健全和完善金融信息保护、金融消费

者权益保护相关法律法规,确保监管部门在履

行监管职责时有法可依,提升监管的权威性。

监管部门应不断提高监管协调能力,建立跨地

区、跨层级、跨部门的信息共享与协同机制,搭

建监管大数据平台完善平台协同治理,构建金

融管理部门、工信部门、公安部门等多部门在内

的多方连接的生态圈。

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心理账户视角下互联网平台消费者金融信息保护行为演化博弈

15

第17页

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金融机构环境信息披露的发展现状与国际比较*

[摘 要] 2021年11月第26届联合国气候大会通过了《巴黎协定》实施细则,对气候相

关信息透明度提出了新要求。新形势下改进环境信息披露、为应对气候变化提供基础性信

息,已成为全球面临的共同任务。环境信息披露是绿色金融体系的“五大支柱”之一,是防

范“洗绿”行为和道德风险的关键举措。随着中国在2020年9月提出“双碳”目标,研究加强

金融机构环境信息披露,对推动经济社会绿色低碳转型具有重要意义。以下阐述了国内外

环境信息披露的发展历程,对中国主要金融机构和国外全球系统重要性银行的2021年度相

关环境信息披露情况进行了整理,比较分析了国内外金融环境信息披露标准应用、披露内

容及披露质量,并结合当前形势从环境信息披露标准建设、环境信息与财务信息的衔接、信

息披露监督、金融机构内部治理、信息披露国际合作等角度提出相关对策建议。

[关键词] 环境信息披露;金融机构;绿色金融;可持续发展;国际比较

[中图分类号] F832 [文献标识码]A [文章编号]1006-169X(2022)12-0016-09

DOI:10.19622/j.cnki.cn36-1005/f.2022.12.002

[作者简介] 万剑韬(1979—),河北衡水人,中国人民银行广州分行,硕士,研究方向为金

融会计理论与实践、可持续发展信息披露;曹国俊(1980—),广东广州人,中国人民银行广

州分行,硕士,研究方向为金融会计理论与实践、可持续发展信息披露;王祺星(1994—),河

南信阳人,中国人民银行广州分行,硕士,研究方向为可持续发展信息披露。

■ 万剑韬,曹国俊,王祺星

一、研究背景及文献综述

金融机构环境信息是金融业绿色投资、绿

色信贷、绿色运营等经营活动中涉及环境行为

的基础信息。强化金融机构环境信息披露是中

国绿色金融发展的五大支柱之一,是金融机构

加强自身风险管理、有效识别与防范气候变化

相关风险的重要基础,也是外部了解金融机构

相关气候风险的重要渠道。为减少环境信息不

对称问题,国外机构在环境信息披露标准建设

方面积极实践,形成了“全球报告倡议组织

(GRI)可持续发展报告框架”“国际标准化组织

ISO2600标准”“国际综合报告委员会IIRC 报告

框架”等主要环境信息披露倡议。中国也出台

了《上市公司社会责任指引》《上市公司环境信

息披露指引》《中国企业社会责任报告编制指

引》等环境信息披露相关制度规范。国内外众

多金融机构结合实际应用有关编制标准,并对

外披露环境信息。

以往关于环境信息披露的研究更多体现在

企业社会责任信息披露相关文献中,且较少专

门研究金融业环境信息披露。近年来,随着气

候风险逐渐成为全球议题以及可持续金融加快

ournal of Finance and Economics J 金融与经济 2022.12

*本文为作者研究观点,不代表所在单位意见。

16

第18页

JRYJJ

发展,有关金融机构环境信息披露的研究逐渐

增多,相关文献主要研究环境信息披露标准,环

境信息披露对绿色金融发展、金融机构经营管

理和价值评估的影响等。雷曜(2021)认为金融

机构应通过环境信息披露,强化对绿色实体经

济的金融支持。钱立华等(2021)指出,对于银

行保险业金融机构而言,气候信息披露不仅是

其识别与防范环境和气候相关风险的基础,也

是顺应监管趋势、避免监管风险的需要,还将直

接影响到其自身的价值评估。中国工商银行与

清华大学“绿色带路”项目联合课题组(2019)的

研究发现,环境信息的缺乏会导致金融机构对

环境风险的低估及对风险定价和管理的缺失,

可能造成决策失误。整体而言,现有文献较少

从披露标准、披露载体、披露内容、鉴证与监督

等多维度进行国内外比较分析,且普遍未提及

环境信息与财务信息的关系。

2021 年以来,国内外环境信息披露的监管

环境和制度建设出现了新变化。随着全球灾难

性气候事件持续多发,新冠肺炎疫情等公共卫

生事件对全球经济金融产生较大冲击,利益相

关者对可持续发展信息特别是高质量的气候及

环境信息的需求日趋增加。2021年11月,第26

届联合国气候大会发布《2021 年全球气候状

况》,通过了《巴黎协定》实施细则,对气候相关

信息的透明度提出了要求。新形势下加强和改

进环境信息披露、为应对气候变化提供基础性

信息,已成为全球面临的共同任务。金融是现

代经济核心,金融机构环境信息披露将发挥信

号媒介作用,引领社会经济向绿色低碳转型。

新形势下研究和加强金融机构环境信息披露具

有重要的理论价值与现实意义。

创新之处主要包括以下四点:一是研究对

象上将国内外金融机构环境信息披露进行比较

分析,归纳异同点并分析原因;二是研究范围上

涵盖环境信息披露的标准、载体、内容及鉴证情

况,较全面反映披露现状及存在问题;三是政策

建议上涉及环境信息披露的标准制定、内部治

理、外部监督、国际协调等全过程管理体系,并

考虑环境信息与财务信息的协同效应;四是分

析样本包括98家国内外主要金融机构,为研究

提供了有力支撑。

二、国内外环境信息披露发展概述

(一)中国环境信息披露的发展

针对经济粗放型发展带来的一系列环境问

题,中国在21世纪初期探索建立环境信息披露

机制。2003 年国家环保总局发布的《关于企业

环境信息公开的公告》是中国第一部环境信息披

露政策,要求被列入名单的重污染企业公开披露

污染物排放总量、污染治理等环境信息。深交所

和上交所分别于2006年、2008年发布《上市公司

社会责任指引》《上市公司环境信息披露指引》,

鼓励上市公司根据自身需要披露环境信息。

2009 年 1 月 12 日起实施的《中国银行业金融机

构企业社会责任指引》提出,银行业金融机构应

积极建立企业社会责任披露制度。但由于中国

的传统信息披露制度只强调了上市公司的财务

信息,尚未对社会责任信息给予充分关注,导致

社会责任信息披露制度在宏观强制性效力和微

观披露指标上均没有统一标准,加之程序性规则

缺失,使上市公司所披露的社会责任信息难以回

应投资者日益增长的信息需求(郑丁灏,2021)。

随着“双碳”目标发布,中国环境信息披露

机制建设快速推进。生态环境部、国家发展改

革委和“一行两会”于2020年10月发布《关于促

进应对气候变化投融资的指导意见》,这是中国

发布“双碳”目标后的首个落实文件。生态环境

部还在 2021 年 5 月发布《环境信息依法披露制

度改革方案》,提出到2025年基本形成强制性环

境信息披露制度。证监会在2021年发布新修订

的《公开发行证券的公司信息披露内容与格式

准则第2号—年度报告的内容与格式》,其中新

增环境和社会责任章节,要求披露因环境问题

受到的行政处罚情况,并鼓励上市公司自愿披

露为减少碳排放所采取的措施及效果。上海证

券交易所于2022年发布《上海证券交易所上市

公司自律监管指引第1号——规范运作》,同时

废止《上海证券交易所上市公司环境信息披露

指引》。一些地区已将环境信息披露纳入地方

法规。例如,《深圳经济特区绿色金融条例》

金融机构环境信息披露的发展现状与国际比较

17

第19页

JRYJJ

(2021 年 3 月 1 日起实施)强制要求部分金融机

构披露环境信息,规定了在特区内注册的金融

行业上市公司、绿色金融债券发行人、已经享受

绿色金融优惠政策的金融机构的环境信息披露

责任,还明确了未按要求披露环境信息企业的

法律责任。《上海市浦东新区绿色金融发展若干

规定》(2022年7月1日起实施)也对环境信息披

露提出要求。

金融管理部门在通用的企业环境信息披露

要求基础上,结合金融业实际提出金融机构环

境信息披露相关要求。2016 年,中国人民银行

等7部委印发《关于构建绿色金融体系的指导意

见》,提出逐步建立和完善上市公司和发债企业

强制性环境信息披露制度。2021 年,中国人民

银行发布《金融机构环境信息披露指南(试

行)》,要求金融机构披露环境相关治理结构、产

品服务、风险管理等内容,并对商业银行、资管

机构等不同细分行业投融资产生的环境影响指

标进行详细规定,形成中国金融机构环境信息

披露的指导性框架。2021 年,中国人民银行编

制下发《推动绿色金融改革创新试验区金融机

构环境信息披露工作方案》,强化金融机构环境

信息披露能力建设。其中,粤港澳大湾区共有

13 家金融机构参与环境信息披露试点,参照相

关标准编制和发布《环境信息披露报告》,涵盖

年度概况、环境相关治理结构、环境相关政策制

度、环境风险机遇分析与管理、经营活动的环境

影响、投融资活动的环境影响、绿色金融创新等

基础内容。

(二)国际环境信息披露的演变

20 世纪八九十年代,全球气候变暖问题日

益严峻,传统财务信息难以满足利益相关者需

求,环境信息受到关注。其后许多国际组织和

民间机构致力于开发环境信息披露框架,规范

环境信息披露行为。1997年12月联合国气候大

会(COP3)通过了《京都议定书》,开启了环境信

息披露的规范化、标准化发展进程。2000年,全

球报告倡议组织(GRI)制定第一版《可持续发展

报告指南》,至今已历经五版,成为企业披露经

济、环境与社会等综合信息的规范性指南。许

多国际组织从不同角度开发环境信息披露标

准,如碳排放信息披露项目(CDP)于 2000 年成

立,致力于制定企业碳排放信息披露标准。

《巴黎协定》签署后,气候相关财务信息披

露体系逐步健全。2016年12月的联合国气候大

会(COP26)签署了《巴黎协定》,促进了环境信息

披露的新一轮发展。金融稳定理事会(FSB)下

设的气候相关财务信息披露工作组发布的《气

候相关财务信息工作组建议报告》(2017,简称

TCFD 框架),指引金融机构对气候的相关风险

和机遇进行评估,反映气候变化对金融机构收

入、支出、资产和负债以及资本和投融资的财务

影响。TCFD标准发布后受到广泛认可,逐渐成

为适用于各行业的气候相关财务信息披露通用

国际标准。总部位于美国的可持续发展会计准

则委员会(SASB)在 2018 年发布了 77 个细分行

业(含金融业)的特定披露指标体系。

近年来,环境信息披露标准进入融合创新

的新阶段。GRI 与 SASB 于 2021 年联合发布了

《使用GRI和SASB标准披露可持续发展报告的

实用指南》;气候披露标准委员会(CDSB)、国际

综合报告委员会(IIRC)、SASB、GRI和CDP五家

标准制定机构于2020年9月声明将整合构建全

球统一的公司报告体系。2021年11月联合国气

候大会(COP26)就制定《巴黎协定》实施细则达

成共识。同年,为解决目前国际上多个披露标

准并存造成信息缺乏可比性,环境信息与财务

信息脱节等问题,国际财务报告准则基金会

(IFRSF)宣布成立国际可持续发展准则理事会

(ISSB),由后者在整合现有气候相关信息披露标

准基础上,制定国际财务报告可持续披露准则

(ISDS),为投资者债权人提供更加全面和有用

的信息。美国证券交易委员会(SEC)也在2022

年3月发布了证券发行人气候风险信息披露草

案,目的是增强气候相关信息披露的强制性、规

范性和完整性。

三、中国金融机构环境信息披露现状分析

(一)中国金融机构环境信息披露现状

为了解中国金融机构环境信息披露现状,

对最近一个财报年度(主要是2021年度)国内84

金融与经济 2022.12

18

第20页

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家主要银行、保险、证券业金融机构①的环境信

息披露情况进行分析。

1.披露载体

国内上市金融机构一般在年度报告的“环

境和社会责任”部分披露环境和社会责任相关

进展,内容涉及绿色战略、环境风险管理、绿色

金融、绿色运营等。部分金融机构还在年报中

披露少量环境绩效、绿色信贷余额等数据,并注

明详情可参阅专题报告;有的金融机构在年报

中以专栏形式介绍碳减排的措施及效果。环境

信息的主要披露载体是各类单独发布的专题报

告。据统计,84家金融机构中有82家发布了共

92份环境信息报告。披露形式方面,共有51份

“社会责任报告”、14份“社会责任暨环境、社会

及治理报告”、10份“环境、社会及治理(ESG)报

告”和7份“可持续发展报告”。此外,有的国有

大型银行、股份制银行还单独发布“可持续发展

类债券年度报告”或“绿色金融专题报告”。整

体而言,金融机构环境信息披露的载体主要是

社会责任报告或 ESG 报告,单独披露环境信息

报告的金融机构较少。

2.披露标准

92 份报告有 85 份注明了编制标准(见图

1)。其中,64份报告应用《上海证券交易所上市

公司环境信息披露指引》《上海证券交易所上市

公司自律监管指引第1号——规范运作》,56份

报告应用全球报告倡议组织(GRI)《可持续发展

报告指南》,48 份报告应用香港联合交易所《环

境、社会及管治报告指引》。此外,分别有超过1/3

的报告应用了中国银保监会《关于加强银行业

金融机构社会责任的意见》、中国银行业协会

《中国银行业金融机构企业社会责任指引》。另

有11份披露报告应用了中国人民银行2021年7

月发布的《金融机构环境信息披露指南》。也有

少数报告应用了国际标准化组织(ISO)《社会责

任指南》、中国社会科学院《中国企业社会责任

报告编制指南》等标准。纵向看,应用全球报告

倡议组织(GRI)《可持续发展报告标准》的报告

环比上年度增加11份,使用香港联合交易所《环

境、社会及管治报告指引》的披露报告增加8份,

使用气候相关财务信息披露工作组(TCFD)建议

的披露报告增加6份。整体而言,金融机构环境

信息披露标准繁多,主要采用证券交易所、金融

管理部门发布的披露要求(或指引)以及国际主

流披露标准,且应用国际标准呈增长趋势。

图1 中国主要金融机构环境信息披露报告

编制标准使用情况

数据来源:根据金融机构官方网站发布的

环境信息披露报告统计。

3.披露内容

金融机构披露的环境信息主要包括以下方

面:一是约九成的金融机构披露了绿色办公、绿

色运营相关内容,涉及绿色建筑情况、办公用纸

量、直接及间接污染物排放量、车辆设施耗油耗

气量、用水用电量等。二是约七成的金融机构

披露了绿色信贷、绿色项目投融资等内容,涉及

绿色信贷户数、余额及其变动情况,过剩产能行

业贷款余额、占比及变动情况等。三是约五成

的金融机构披露了绿色债券情况,涉及债券只

数、募集资金总量、主承销规模等。四是约三成

的金融机构披露了绿色治理制度流程相关内

容,包括公司绿色战略与实施路径。五是约三

成的金融机构披露了绿色金融服务情况,包括

电子银行业务替代率、网银交易规模等。少数

金融机构还介绍了绿色金融研究与数据监测情

①包括40家上市银行、3家非上市股份制银行、5家上市保险公司、34家上市证券公司、2家非上

市主要基金公司。资料来源为各金融机构官方网站。本章节统计数据由作者手工整理得出。

金融机构环境信息披露的发展现状与国际比较

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第21页

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况。与上年度相比,样本金融机构的2021年度

环境信息披露内容有所增加。

4.鉴证情况

近四成报告经第三方机构鉴证。其中,29

份(占比 31.9%)报告由会计师事务所实施有限

保证鉴证,鉴证对象为报告中披露的部分关键

数据,并非针对报告整体发表鉴证意见;6份(占

比6.6%)报告由环境专业机构实施审验,审验对

象为报告中披露的有关资料及数据;57份(占比

62.6%)报告未经第三方机构鉴证。与上年相

比,环境信息报告份数增加8份,8家机构发布多

份报告完善环境信息披露;新增6份报告经会计

师事务所鉴证,占比提高4.5个百分点。环境信

息接受鉴证的比例较上年有所提升,但仍处于

较低水平。

(二)中国金融机构环境信息披露存在的主

要问题

根据上述分析,中国金融机构环境信息披

露能力和披露质量持续改善,但披露标准一致

性有待加强、信息披露方法和数据有待完善、披

露能力有待提升、披露信息的决策有用性有待

增强。

1.环境信息披露标准不统一,信息可比性有

待提升

样本金融机构共使用各类披露标准多达30

种,标准制定者涵盖证券交易所、行业协会、国

际组织、研究机构等单位。多数金融机构综合

采用多项编制标准,平均每份报告应用 4 个标

准,近一半报告应用4个以上标准,最多超过10

个标准。由于多个环境信息标准的指标体系各

有侧重但又有所交叉,影响了信息可比性和决

策有用性。财务信息与环境信息均为企业对外

信息披露的重要构成,其中财务信息披露执行

统一的企业会计准则体系和证监会相关披露要

求,而环境信息披露尚缺乏类似会计准则的统

一披露规范。

2.存在选择性披露现象,较少披露风险信息

不少金融机构披露了绿色债券发行情况,

但未披露资金投向的具体绿色行业或领域情

况;披露了绿色贷款发放总额,但未披露贷款支

持项目的环境风险和碳排放情况;只披露了绿

色发展总体规划,但未披露如何将可持续发展

战略融入内部控制和风险管理流程情况。部分

金融机构应用 TCFD 框架编报绿色金融专题报

告,但只披露了部分 TCFD 指标,较少披露气候

变化的财务影响及潜在金融风险。根据《关于

构建绿色金融体系的指导意见》等相关规定,金

融机构为企业或项目提供融资,可能要承担环

境污染事故承担连带责任,相关金融资产需计

提减值准备。但金融机构在环境信息披露中普

遍规避风险信息的做法,导致相关气候风险难

以得到全面有效反映。

3.第三方鉴证比例较低且保证程度较弱,信

息可靠性不足

金融机构环境信息的第三方鉴证呈现三个

特点:一是鉴证覆盖面狭窄。不足4成的环境信

息报告由第三方机构实施独立鉴证。二是鉴证

机构类别不尽相同。会计师事务所是环境信息

鉴证的重要机构,也有部分鉴证工作由专业环

境机构实施,两类机构在鉴证目的、鉴证标准、

质量控制等方面存在不少差别,影响了鉴证结

论的可比性。三是鉴证保证程度低。由于环境

信息难以直接通过会计核算数据进行验证,鉴

证机构通常只对部分容易验证的数据或指标实

施一定程度的审核,属于有限保证鉴证,而年报

审计则属于合理保证鉴证。鉴证程度较弱影响

了环境信息报告的可信度。

4.环境信息含量不高,决策有用性有限

一是定量信息较少。有的金融机构将环境

信息报告作为企业形象宣传的重要载体,甚少

或完全不披露风险信息或负面信息,披露的少

量环境绩效指标也存在计算口径不统一等问

题。二是部分数据非全口径。大多数金融机构

绿色办公的披露口径仅包括总行办公楼或总部

所在省市,碳排放核算能力亟待提升。值得注

意的是,在绿色金融改革创新试验区的带动下,

一些地方性中小银行发挥自身特点,在环境信

息披露方面作出了有益尝试。对粤港澳大湾区

参与环境信息披露试点银行《环境信息披露报

告》的分析发现,不少银行对公信贷客户开展压

金融与经济 2022.12

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第22页

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力测试;有的银行披露了范围1、范围2温室气体

排放,并探索披露对公贷款产生的温室气体排

放量;有的银行披露了发行绿色金融债券所募

集资金支持项目的碳减排效应。

四、金融机构环境信息披露的国际比较

国外全球系统重要性银行①

(以下简称 GSIBs)环境信息披露发展历程较长,比较分析其

披露情况对完善中国金融机构环境信息披露具

有参考价值。以下选取欧盟、美国、英国、日本

的 14 家 G-SIBs 最新发布的环境信息披露报告

进行分析。

(一)全球系统重要性银行环境信息披露基

本情况

1.同时利用年报和专题报告披露环境信息

14家国外G-SIBs同时通过年报和专题报告

披露环境信息。众多国外G-SIBs在年报中设立

“社会责任”或“绿色银行”章节进行披露气候及

环境风险治理体系、绿色投融资活动、内部绿色

运营等信息。年报中披露的环境信息具有三项

特征:一是披露精细度不足。年报中环境信息

的内容较少,有的G-SIBs年报中环境信息内容

占比不足1%。二是定量分析较少。以定性披露

为主,定量指标相对不足,特别是以货币方式计

量的定量指标极少。样本G-SIBs的环境风险治

理体系、气候变化应对战略等众多内容以定性

信息为主,应用较为普遍的定量指标是绿色投

融资金额,部分还披露了内部运营温室气体排

放数据。三是分地区比较看,整体而言欧洲GSIBs的披露广度、深度和精度整体优于美国、日

本的G-SIBs,表明欧洲G-SIBs的环境信息披露

在全球银行业中位居前列。

年报信息披露须遵循金融监管部门、证券

交易所的信息披露规定,不少环境信息难以满

足年报信息质量要求。为满足利益相关者的需

求,样本G-SIBs普遍通过发布专题报告披露更

加详细的环境信息。2021年,样本G-SIBs共发

布33份专题报告,披露载体包括环境、社会及治

理报告(ESG)或ESG数据手册、气候相关财务信

息披露工作组(TCFD)报告、非财务报告、可持续

发展报告、绿色金融工具报告或绿色债券报告

等。此外,近年来专题报告形式逐步丰富,有的

银行在每年发布可持续发展报告的基础上,另

行披露ESG数据包、碳排放得分报告、绿色金融

工具报告。四家英国G-SIBs至少连续两年披露

了TCFD报告。部分G-SIBs通过另行补充披露

了GRI指数框架和可持续发展会计准则委员会

指数(SASB)框架。与2020年相比,样本G-SIBs

环境信息披露的载体基本一致。

2.编制标准不一

33份专题报告中有22份报告注明了编制标

准(见图2),多数银行同一份专题报告应用了两

个或以上的披露标准。在22份标注编制标准的

报告中,15 份应用了 TCFD 框架,11 份应用了

GRI《可持续发展报告指南》,8 份应用了 SASB

《可持续会计准则》。还有少数专题报告应用了

联合国全球契约指数(UNGC)、联合国可持续发

展目标企业行动指南(SDG)、国际综合报告理事

会(IIRC)披露框架,内部运营碳排放数据披露普

遍应用《温室气体议定书:企业核算与报告标

准》。整体而言,样本银行主要应用国际性的环

境相关信息编制标准。由于目前环境信息披露

相关的国际性标准较多,样本G-SIBs同样存在

披露标准不一影响信息可比性的问题。气候相

关财务信息披露报告主要使用TCFD标准,而可

持续发展报告则主要依照《可持续发展报告指

南》《可持续会计准则》等。与2020年度相比,样

本G-SIBs使用的披露标准种类变化较小,但结

构上更向主流披露标准集中,使用 TCFD 标准、

①根据全球系统重要性评分、地区或国别代表性,选取了欧盟、美国、英国、日本的14家全球系统

重要性银行作为样本。具体包括英国的汇丰银行、巴克莱银行、渣打银行,欧盟的德意志银行、意大

利联合信贷集团、荷兰国际集团、苏格兰皇家银行,日本的三菱银行、瑞穗银行、三井住友银行,美国

的摩根大通、花旗银行、美国银行、富国银行。资料来源为各金融机构官网。本章节统计数据由作者

手工整理得出。

金融机构环境信息披露的发展现状与国际比较

21

第23页

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GRI《可持续发展报告指南》以及《可持续会计准

则》的比例明显上升,有利于增强不同金融机构

之间环境信息的可比性。

图2 全球系统重要性银行环境信息披露

报告编制标准使用情况

数据来源:根据金融机构官方网站发布的

环境信息披露报告统计。

3.鉴证情况差异较大

环境信息鉴证方面,仅三成报告经第三方

鉴证且鉴证方式不一。14家银行所发布的33份

环境信息披露专题报告或数据手册中,14份(占

比42.4%)经第三方机构鉴证。其中,9份(占比

27.3%)由会计师事务所实施有限保证鉴证,鉴

证对象为报告中披露的部分关键数据,较少针

对报告整体发表鉴证意见;5份(占比15.2%)由

环境专业机构实施审验,审验对象为报告中披

露的有关资料及数据。另外19份(占比57.6%)

未经第三方机构实施独立鉴证。从报告类别

看,经鉴证的专题报告主要为绿色债券报告、非

财务报告等,而 TCFD 报告、可持续发展报告等

较少经独立第三方鉴证。与2020年相比,经第

三方机构鉴证的报告增加4份,其中3份经会计

师事务所鉴证,1 份经其他机构审验,大体呈现

出鉴证比例逐步上升、所选鉴证机构更加倾向

于会计师事务所的特点。

(二)国内外金融机构环境信息披露对比分析

将国外全球系统重要性银行与中国四大国

有银行(均为全球系统重要性银行)的环境信息

披露进行对比分析,主要存在以下异同点:

1.国内外机构环境信息披露均存在标准不

统一等问题,但国外全球系统重要性银行环境

信息披露质量整体稍微占优。

国内外G-SIBs依照多项披露标准,以年报、

非财务综合报告、ESG报告、TCFD报告等多种形

式,从绿色治理机制、绿色投融资、绿色运营等

方面开展环境信息披露。但披露内容各有侧

重,信息分布较为分散,不同金融机构环境信息

可比性不足。相比而言,国外G-SIBs环境信息

披露信息含量相对稍高,在综合运用定性信息

与定量信息、非财务信息和财务信息方面更为

成熟。如国外G-SIBs使用专题报告形式披露气

候风险监控、评估、分类、测算等方面的实操措

施,对气候风险管理战略和温室气体排放数据

的披露更加全面和具体。不少国外G-SIBs单独

披露了ESG数据包或SASB指数,定量信息披露

更加丰富详尽。

2.国外全球系统重要性银行主要应用国际

组织和民间机构制定的披露倡议,中国则主要

执行证券交易所及监管部门制定的披露标准。

国外G-SIBs主要采用国际主流可持续发展

信息披露标准,其中包括环境信息披露标准,制

定方多为国际组织或民间机构,大多以倡议形

式发布。这些组织或机构基于不同角度及目标

群体制定可持续发展的相关披露标准。如GRI

标准旨在披露公司活动对环境、社会等方面的

影响及贡献,便于广泛的利益相关者评估目标

公司的可持续发展绩效;SASB标准则侧重于可

持续发展因素对公司的影响,旨在帮助投资者

识别有价值并影响财务业绩的可持续发展因

素。从国内看,仅GRI一项国际标准得到超过一

半的金融机构应用,其他国际标准的应用率较

低。这与发达经济体普遍已完成或接近完成碳

达峰,社会公众对环境信息的关注和需求高于

国内群体有关。但国外全球系统重要性银行的

环境信息披露标准均呈现向头部几项披露标准

集中的趋势。

3.国内外全球系统重要性银行环境信息披

露均以自愿披露为主、强制性披露为辅,但侧重

点不同。

目前国际上主流的披露标准以资本市场自

愿披露为主(有的实行半强制性披露,即“不披

金融与经济 2022.12

22

第24页

JRYJJ

露就解释”),强制性实施仍面临不少阻力或挑

战。如 2017 年 6 月发布的 TCFD 框架已成为国

外G-SIBs应用频率最高的披露标准,但在各国

或地区的强制性应用仍有待落地。其中,英国

进展较快,计划2023年实施部分强制性披露要

求,2025年对各行业实施强制性的TCFD一致性

披露。但从全球而言,TCFD的强制实施仍处于

起步阶段。其他环境信息披露相关国际标准的

推广应用同样面临类似问题。中国仍属于发展

中国家,环境信息强制性披露主要在重点污染

企业等主体应用,在个别地区已上升至法律法

规层面,但对一般企业(含金融机构)而言仍以

自主披露为主。展望未来,随着“双碳”目标下

各项配套措施陆续落地,中国环境信息强制性

披露的要求可能相应增加,金融机构环境信息

披露的约束机制逐步健全。

4.国内外全球系统重要性银行环境信息披

露均重视加强财务信息与环境信息的衔接,增

强信息披露的综合性。

如国外G-SIBs 在开展环境信息披露时,较

多采取环境风险压力测试、特定风险分类评分

等方式,将潜在环境风险及其可能对业务产生

的影响,通过财务数据的形式予以表达,反映企

业未来因气候变化可能影响企业价值和现金流

量的风险情况,增强环境信息和财务信息的衔

接性。国内不少G-SIBs也在年度财务报告中嵌

入环境相关信息。国际会计准则及中国企业会

计准则以原则为导向,要求企业在进行会计确

认与计量以及信息披露时应充分考虑环境影

响。随着环境信息披露趋向精细化和标准化,

以及气候相关风险会计核算规则的逐步健全,

财务信息与环境信息融合的趋势将加强,未来

两类信息可能难以严格区分。

五、对策建议

(一)完善金融机构环境信息披露标准体

系,提升环境风险信息含量

通用环境信息披露标准在准确反映特定行

业面临的环境风险上具有明显的局限性。2021

年国际证监会组织(IOSCO)董事会强调,强化行

业特定信息以及量化指标披露有助于改善可持

续信息披露标准的一致性、可比性和可靠性。

国际清算银行(2021)研究报告指出,分类法可

以支持可持续发展相关数据的统一强制性披

露,确保整个金融市场绿色标签的完整性。建

议结合中国实际统筹制定企业通用环境信息披

露标准体系,增强环境信息披露的一致性和可

比性。在通用企业可持续发展披露标准的基础

上,根据金融业特征并结合金融机构类型制定

环境信息披露的细化要求,有助于更加系统全

面地反映金融机构气候相关风险和机遇。鼓励

金融机构借助气候压力测试反映气候风险的潜

在影响,科学计算和披露投融资活动碳足迹,披

露持有的棕色或高碳行业资产风险敞口,以及

环境风险对信贷资产质量和或有负债的影响

等,提升金融机构环境信息的风险提示和资源

配置作用。

(二)从企业报告整体入手规划环境信息披

露体系,推动环境信息与财务信息的融合

财务信息侧重于反映过去业绩成果,环境

信息则与企业长期价值相关,二者结合可使利

益相关者更加全面评价企业所面临的各类风险

和机遇。2020 年 11 月,IFRS 基金会发布《气候

相关事项对应用国际财务报告准则编制财务报

表的影响》,指出公司应用国际会计准则应基于

重要性原则披露气候相关事项。除国际财务报

告准则(IFRS)基金会成立 ISSB 外,欧盟委员会

拟制定并实施《欧盟可持续发展报告准则》

(ESRS)。由会计准则制定机构组织或参与制定

环境信息披露标准在国际上愈发受到认同,体

现财务信息与环境信息衔接的新趋势。开展碳

核算有助于精准反映金融机构经营活动的碳排

放量,是环境信息与财务信息衔接、环境财务会

计与管理会计融合的重要节点。建议以碳排放

和碳排放权核算为着力点,加快出台气候相关

风险的会计准则和核算规则,完善金融机构碳

核算技术标准,把更多环境信息纳入财务报告,

实现财务目标和环境社会影响的协调平衡,支

持绿色金融发展。

(三)构建政府监管、行业自律、中介鉴证相

结合的环境信息披露监督体系

金融机构环境信息披露的发展现状与国际比较

23

第25页

JRYJJ

缺乏强有力的执行监督和监管保障是造成

环境信息各类披露问题的重要原因。近年来各

国对环境信息强制披露监管趋严,中国香港、欧

盟等实现从“建议披露”到“不遵守就解释”原

则,中国则计划于2025年基本形成强制性环境

信息披露制度。未来,环境信息的披露有望通

过“市场+监管”齐发力提升披露质量,构建以监

管部门强制执行为保障、行业协会一般性制度

为约束、第三方鉴证机构专业服务为保证的环

境信息监督体系。可建立金融机构强制性披露

为主、自愿性披露为辅的机制,实现“应披尽披”

“不披露就解释”。健全环境信息披露激励机

制,完善金融机构环境信息披露监管体系,加强

各部门间监管资源和信息共享。统一环境信息

鉴证资质要求,制定环境信息审计鉴证准则,稳

步推进从有限鉴证提升至合理鉴证,逐步提高

鉴证报告的保证程度。

(四)健全环境信息披露从顶层治理到内部

管理的长效落实机制

气候问题带来的风险和机遇将影响企业价

值及财务绩效,外部利益相关者对环境信息的

需求将倒逼金融机构加强环境信息披露能力建

设,推动实现金融机构长期价值与短期业绩的

平衡发展。一是健全环境治理机制。将环境气

候风险纳入金融机构业务和客户服务的全流

程,与金融机构管理会计体系有机融合,加强对

环境相关风险的识别、应对与披露,构建环境信

息披露管理的全链条机制。二是健全环境信息

系统。环境信息直接影响绿色金融的资源配

置、风险管理和市场定价,系统化采集并获取真

实可比的基础环境信息,有利于促进环境信息

有效利用。三是推动环境信息互联互通。研究

建设跨地区的环境信息基础数据库,利用大数

据、人工智能、云计算等新技术降低环境信息不

对称,促进金融机构更加精准对接绿色投融资

需求,有效管控气候风险对金融资产质量的影

响,同时降低环境信息披露成本。

(五)深度参与环境信息披露的国际治理与

国际合作

信息披露是防范气候问题相关金融风险的

基础,加强全球协作是加快解决环境信息披露

问题的重要途径。建议积极参与金融稳定理事

会、巴塞尔委员会等国际金融组织的气候治理、

气候相关信息披露、气候相关金融风险防控等

工作,增强环境信息披露规则的包容性和广泛

性,促使国际标准制定更多考虑发展中国家实

际。与一般企业不同,金融机构的间接碳排放

普遍大于直接碳排放,科学制定金融机构碳排

放(尤其是范围3排放)的核算标准,需要加强国

际合作与协调。深化国内绿色金融分类标准的

对外开放与国际协作,为参与金融业环境信息

披露国际标准制定奠定基础,在参与国际绿色

标准制定中维护中国经济金融安全。建议深度

参与各类主要的国际可持续发展相关披露标准

制定,结合实际积极反馈金融业诉求,以高质量

的环境信息披露促进绿色金融和转型金融发

展,助力“双碳”战略实施。

[参考文献]

[1]钱立华,方琦,鲁政委. 碳中和下的银行

保险业气候信息披露制度研究[J]. 西南金融,

2021(4):3-14.

[2]雷曜. 提升金融机构环境信息披露能力

[J].中国金融,2022(9):46-47.

[3]中国工商银行与清华大学“绿色带路”项

目联合课题组. 推动绿色“一带一路”发展的绿

色金融政策研究[J]. 金融论坛,2019(6):3-17+

53.

[4]郑丁灏. 上市公司社会责任信息披露制

度之审思与重构[J]. 金融与经济,2021(5):52-

58+76.

金融与经济 2022.12

24

第26页

JRYJJ

就业目标纳入货币政策框架的讨论和实践

[摘 要] 2008年国际金融危机之后,国际社会对货币政策框架进行了一系列反思和研

究,其中包括将就业目标纳入货币政策框架的诸多讨论。概述了经济学家支持将就业目标

纳入货币政策框架的理由,并系统梳理了部分发达国家和发展中国家央行的相关实践及面

临的约束。

[关键词] 就业目标;货币政策框架;高质量发展;货币政策规则

[中图分类号] F831.0 [文献标识码]A [文章编号]1006-169X(2022)12-0025-08

DOI:10.19622/j.cnki.cn36-1005/f.2022.12.003

[作者简介] 张怀清(1971—),山东聊城人,中国人民银行金融研究所,博士,研究方向为

宏观经济与货币政策;徐瑞慧(1988—),福建宁德人,中国人民银行金融研究所,博士,研究

方向为宏观经济、金融市场和金融科技;赵亚琪(1989—),河北石家庄人,中国人民银行金

融研究所,博士,研究方向为宏观经济与国际金融。

■ 张怀清,徐瑞慧,赵亚琪

一、引言

2008 年国际金融危机后,全球经济长期呈

低物价、低增长、低利率态势。国际社会对货币

政策目标、职能、框架等进行了一系列反思和研

究,其中包括将就业目标纳入货币政策框架的

讨论,即货币政策应该在多大程度上关注就业

目标。不过,现有研究缺乏对将就业目标纳入

货币政策框架相关理论、实践和面临约束的系

统梳理。

鉴于此,按照从理论到实践的逻辑,首先梳

理了支持将就业目标纳入货币政策框架的理论

基础,然后系统考察了发达国家和发展中国家

央行的具体实践。对在货币政策框架中纳入就

业目标问题的全面、系统综述和分析,具有现实

意义和政策价值,同时也为后续理论研究奠定

了框架基础。

将就业目标纳入货币政策框架主要是指通

过货币政策操作,以稳定就业总量、熨平周期性

失业、缓解结构性失业。回顾相关研究,支持将

就业目标纳入货币政策框架的理由主要有三个

方面。一是货币政策能够通过对冲劳动力市场

的短期不利因素,应对周期性失业,并防止短期

失业固化为长期失业。二是由于劳动力市场摩

擦、通胀对经济景气的敏感度降低、就业形式发

生改变等,就业目标和通胀目标不一致。三是

结构性失业问题突出,出现经济增长与就业状

况不一致的现象。

二、支持将就业目标纳入货币政策框架的

研究

将就业目标纳入货币政策框架,意味着央

行不仅关注就业状况,而且要通过货币政策操

作来稳定就业总量、熨平周期性失业、缓解结构

性失业压力等。分析表明,货币政策能够影响

失业率。

(一)货币政策非中性,能够影响失业率

一是对冲短期不利因素,降低失业率。经

ournal of Finance and Economics J 金融与经济 2022.12

25

第27页

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济 学 家 在 考 察 就 业 问 题 时 ,引 入 迟 滞 效 应

(hysteresis effects)概念,即短期失业持续时间较

长,可能会固化为长期失业,主要原因是失业和

非熟练工人重新训练的成本很高,失业期间工

人 技 能 贬 值 等(Blanchard & Summers,1986;

Galí,2015)。采取货币政策应对周期性失业,可

缓解自然失业率上升压力,避免落入“失业陷

阱”(Acharya et al.,2018)。一些经验证据表明,

迟 滞 效 应 影 响 很 大 。 Jump & Stockhammer

(2018)基于 1960—2016 年欧盟 15 个经济体的

数据研究显示,周期性失业率每增加 1 个百分

点,将推高下一年自然失业率0.8个百分点。

二是货币政策通过下调利率,缓解企业融

资约束,促进资本积累和产生回升,将增加劳动

力需求。货币政策通过下调实际利率降低资金

成本,缓解企业因债务约束、发展前景不确定而

减少投资的问题,促进资本积累,企业按生产要

素组合比例增加劳动需求(Blanchard,2003)。

在经济衰退情况下,资本积累和研发减少,劳动

力参与率降低,货币政策有助于提升产出水平,

甚至提升潜在产出水平,间接增加就业(Ball,

2014;Blanchard,2018)。

(二)就业状况和通胀走势不一致

在20世纪70年代石油危机冲击下,通胀和

失业率上升并存,违背了传统的菲利普斯曲

线。当时主流的解释是通胀预期提升、菲利普

斯曲线向右平移。近年来,关于就业状况与通

胀不一致的解释主要有以下几点。一是劳动力

市场摩擦。主要是源于工资刚性,或者找工作

过程中“搜索-匹配”带来的就业市场摩擦等

(Blanchard & Galí,2010;Dossche et al.,2014)。

二是通胀对经济景气的敏感度降低。受技术进

步、人口老龄化、全球化加深等影响,菲利普斯

曲线扁平化,在经济衰退、失业率上升时期,物

价 保 持 稳 定 ,甚 至 持 续 维 持 低 位(Galí &

Gambetti,2018)。三是就业方式改变。2018 年

美国失业率已回落至2008年以前水平,甚至达

到充分就业,但工资增速不及预期。主要是兼

职、工时短的就业形式占比增加(Hong et al,

2018)。

(三)就业状况与经济增长不一致

2008年12月至2013年11月,美国经济逐步

复苏,但失业率一直保持在 7%以上,2009 年 10

月达到峰值10%,就业状况与经济增长呈现不一

致。一是结构性失业更加突出。Zagler(2009)

提出,经济在由制造业为主转向服务业为主的

过程中,将产生结构性失业;在创新驱动的新经

济中,劳动者受教育程度高、就业灵活,议价能

力增强,也会推升失业率。Farber & Valletta

(2013)、Hobijn & Şahin(2013)认为,金融和房地

产冲击导致劳动力市场高度错配,体现为美国、

英 国 、葡 萄 牙 、西 班 牙 的 贝 弗 里 奇 曲 线 ①

(Beveridge curve)显著右移。二是劳动力市场变

革引发劳动参与率波动,改变经济增长和就业

的关系。Sahin et al.(2014)、Chen et al.(2016)认

为,随着劳动力规模和就业规模的增加以及失

业保障改善,失业者找工作积极性降低,失业率

变化存在不确定性。三是低通胀影响经济增长

拉动就业的效果。Tesfaselassie & Wolters(2018)

认为,存在一个通胀率阈值水平,当通胀率高于

阈值时,经济增长会带来就业增长;当通胀率低

于阈值时,经济增长不会促进就业增加。该阈

值取决于劳动力市场的特征。

总之,考虑到劳动力市场摩擦因素,一些经

济学家支持将就业目标纳入货币政策框架。

Acharya et al.(2018)提出,经济中失业率存在多

个稳态,若货币政策不在经济衰退初期立即应

对,经济将可能陷入高失业率稳态,即“失业陷

阱”。在经济衰退期间,失业风险上升,将就业

目标纳入货币政策框架,会影响社会预期,降

①贝弗里奇曲线是反映劳动力市场中失业率与职位空缺率之间负相关关系的曲线,最早由英国

经济学家William Beveridge于1944年提出,主要用于分析失业的结构和劳动力市场运作效率,不同于

菲利普斯曲线的总量分析。

金融与经济 2022.12

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低就业和收入的不确定性,提高货币政策扩大

内需的作用。Galí(2016)认为,在货币政策框

架中,就业目标的权重应随着迟滞效应增强而

加大。

三、就业目标纳入货币政策框架的实践与

争论

目前,已有美联储等发达国家央行将就业

目标纳入货币政策框架。在发展中国家,央行

十分重视就业目标,但由于劳动力市场的种种

特征,极少明确将其纳入货币政策框架。

(一)发达国家央行的实践和争论

1.美联储是央行货币政策多目标制的典型

代表

美联储未设定固定的就业目标(失业率)。

1977 年《联邦储备法案修正案》规定,美联储货

币政策目标是“实现最大化就业、物价稳定和长

期利率的适度”。美联储在2012年《长期目标和

货币政策战略》声明中表示,采取 2%的通胀目

标,努力减少就业偏离联邦公开市场委员会

(Federal Open Market Committee,FOMC)对充分

就业水平的评估。美联储认为,充分就业水平

在很大程度上不是由货币政策决定的,而是由

劳动力市场结构和动态的非货币因素决定的。

美联储主要参考失业率数据来实现就业目

标。美国劳工统计局编制了包括失业率、劳动

参与率、职位空缺数、离职率、平均薪资水平在

内的一系列就业指标,用以描述劳动力市场状

况。美联储在衡量充分就业水平时主要参考失

业率数据,在具体操作层面综合考虑其他指

标。基于广泛的劳动力市场指标,FOMC每年发

布四次对长期自然失业率的估计值,以此作为

货币政策框架中就业目标的参考。美联储曾于

2014 年推出反映劳动力市场状况的综合指标,

用劳动力市场状况指数刻画19项劳动力指标的

综合走势,具有覆盖面广、重点突出的优势。

在操作层面上,美联储强调通胀目标和就

业目标同等重要(FOMC,2019),努力实现两者

的动态平衡。当二者走势不协调时,美联储综

合考虑通胀和就业(可能)偏离目标的程度及恢

复至目标水平所需时间长短,使得整体偏离程

度最小。美国通胀和就业走势不一致在近年的

主要体现是,2008年国际金融危机爆发后,经济

复苏快于就业复苏,以持续、大规模的量化宽松

政策支持劳动力市场复苏,可能面临推高通胀

的风险。2015—2018 年,随着劳动力市场持续

改善,退出量化宽松政策又受通胀持续低迷制

约。2012年12月FOMC计划保持短期利率接近

于零,直至失业率降到6.5%以下,意味着容忍通

胀率暂时高于其长期目标。

表1 美联储的货币政策规则

资料来源:美联储 2020 年 2 月份货币政策

报告。

就通胀目标和就业目标权衡而言,美联储

采取一定的货币政策规则,但强调不能机械地

遵循任何具体规则。美联储在2020年2月份货

币政策报告中,列示了经济学家研究的一些政

策规则(表1),其中泰勒规则的指导意义获得两

任美联储主席格林斯潘和伯南克的肯定。此

外,美联储前主席耶伦提出最优控制方法,其核

心思想是利用预测模型(如美联储的FRB/US模

型)得到失业率和通胀率的基准预测,通过模拟

不同的联邦基金利率对应的失业率和通胀率走

势,与基准线进行比较,得到失业率和通胀率与

目 标 值 偏 离 程 度 最 小 的 利 率 路 径(Yellen,

2012)。

2.澳大利亚最早把就业纳入中央银行法定

目标

按照 1959 年《储备银行法案》,澳大利亚储

Taylor(1993)rule

Balanced-approach rule

Adjusted Taylor(1993)rule

Price-level rule

First-difference rule

RT93

t = r

LR

t + πt + 0.5(πt - πLR

)

+(uLR

t - ut

)

RBA

t = r

LR

t + πt + 0.5(πt - πLR

)

+2(uLR

t - ut

)

RT93adj

t = max imum{RT93

t - Zt,0}

RPL

t = max imum{r

LR

t + πt +

(uLR

t - ut

)+ 0.5(PLgapt

),0}

RFD

t = Rt - 1 + 0.5(πt - πLR

)+(uLR

t

-ut

)-(uLR

t - 4 - ut - 4)

就业目标纳入货币政策框架的讨论和实践

27

第29页

JRYJJ

备银行的目标是“实现澳元稳定性,保持澳大利

亚充分就业,以及实现澳大利亚经济繁荣和为

人民谋求福祉”。在实践中,澳大利亚储备银行

将控制通货膨胀率作为实现其政策目标的主要

途径,未设定明确的就业目标,也未定期发布对

自然失业率的预测。该行认为,价格稳定是实

现长期经济增长和就业的重要先决条件,保持

稳定的低通胀率是创造就业的基础。澳大利亚

储备银行于1993年首次公布通胀目标,1996年

与财政部签署协议,明确将中期消费价格指数

增长维持在2%~3%的目标范围。此后,储备银

行不断对通胀目标及相关内容进行补充,强化

通胀目标制的权威性。引入通胀目标制之后,

澳大利亚通胀率明显下降,经济增速稳步上升,

失业率也从20世纪80年代的8%以上降至2019

年底的5.1%。

3.新西兰2018年正式将就业目标纳入货币

政策框架

新西兰储备银行于 1990 年开始采用“通胀

目标制”。《1989年新西兰储备银行法》第9条规

定,储备银行行长在获得任命或再次任命时,需

与财政部长签署政策目标协议(Policy Target

Agreements)。通胀目标制在1990年3月第一份

政策目标协议中得到明确。20世纪90年代中期

以来,随着物价稳定目标的实现和持续低通胀

预期的形成,新西兰储备银行货币政策逐渐转

向“灵活的通货膨胀目标”,表现为逐步放宽通

胀目标区间,且更为关注其他政策目标。1999

年提出要“避免产出、利率、汇率出现非必要的

不稳定性”;2012 年提出“注重金融体系的效率

和稳健性,监测包括资产价格在内的各类价

格”。作为“灵活的通货膨胀目标”框架的一部

分,新西兰储备银行一直密切监测劳动力市场

变化。金融危机之后,新西兰就业状况逐步改

善,失业率从2012年的6%以上降至2018年3月

的4.4%。2017年新西兰工党在赢得议会选举之

指标名称

就业水平

就业率

劳动参与率

失业率

自然失业率(NAIRU)

就业不足率

潜在劳动力

劳动力利用不足率

就业缺口

定义

进入劳动力市场的总人数

就业人数占工作年龄人口的比例

工作年龄人口中正在工作或积极

寻找工作的人口比例

满足就业条件的人口中暂时失业

且积极寻找工作的人口比例

通过模型估计与稳定的工资增长

和通胀相一致的失业率趋势

就业人口非自愿的工作时间少于正

常工时,希望工作时间更长的人口

占劳动力人口比例

正在找工作但暂时不具备工作条件

的人;或具备工作条件但暂时未找

工作的人

失业率+就业不足率+潜在劳动力

占比

就业率偏离最大化可持续就业水平

的程度

优点

相对直观

相对就业水平更为稳定且

与工资增速关联性更高

劳动参与率的提升增加了

潜在劳动力供给

清晰反映劳动力市场周期性

需求压力且与工资增速关联

度更高,是衡量最大化可持

续就业水平的较好指标

将工作时长纳入充分就业

的考虑因素

广义的劳动力剩余

利用多种技术手段构造

整体趋势

缺点

同时受到劳动力市场供需双方

的影响,与工资增速联系较弱

可能被供给因素扭曲,如劳动

参与率改变

强劲的劳动力市场吸引更多劳

动力进入,提高劳动参与率

不反映结构性失业情况,结构

性失业在不同时期和不同国家

的差异较大

估计的误差范围较大

与工资增速的关联较弱

与工资增速的关联较弱

不确定区间较大

表2 新西兰央行最大化就业水平的主要观测指标

资料来源:新西兰储备银行货币政策声明(2018年5月)。

金融与经济 2022.12

28

第30页

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前,就提出赋予新西兰储备银行“双重使命”。

2018 年 3 月 26 日,新西兰财长与新任储备

银行行长签署了新的政策目标协议,正式将就

业目标纳入货币政策框架。根据修订后的《储

备银行法案》,新西兰储备银行的货币政策目标

是“保持中期物价水平总体稳定,支持最大化可

持续就业”。新西兰储备银行认为,货币政策主

要作用于影响就业的周期性因素,而非结构性

因素,所以将政策目标定义为“支持最大化可持

续就业”,而非“实现最大化可持续就业”。

新西兰储备银行未设定固定的就业目标

值。考虑到最大化可持续就业水平存在时变

性,无法直接观测,而且长期内受货币政策影响

有限,新西兰储备银行基于40多种劳动力市场

指标来评估最大化可持续就业水平(表2),尤其

注重能够准确反映劳动力供给和需求变化,且

和工资的周期性波动紧密相关的指标。由于引

入就业目标的时间尚短,相关的评估技术仍有

待进一步发展。

4.其他主要发达经济体对就业目标的考虑

欧洲央行以物价稳定为首要目标,在不损

害价格稳定目标的前提下,支持欧共体的一般

经济政策,包括“高水平的就业”和“可持续的、

非通胀性的增长”。欧洲央行理事会提出,将在

2020 年底前完成对现行货币政策的全面评估,

并考虑是否需要进行调整,评估内容涉及金融

稳定、就业和环境可持续性等。根据《1998年英

格兰银行法案》,英格兰银行的目标是在维持物

价稳定的前提下,支持政府的经济增长和就业

目标。加拿大央行通过稳定通胀和通胀预期,

鼓励消费和投资,有助于持续创造就业机会和

提高产出。

5.部分学者质疑将就业目标纳入货币政策

框架

一是质疑央行对就业目标的施策能力。

2008年下半年至2013年,美国失业率持续、严重

偏离联邦公开市场委员会对充分就业水平的预

判(图1),引发各界对央行预判能力及货币政策

效果的质疑。Taylor(2011)认为,2008年国际金

融危机以来,美联储以双重目标为幌子,采取随

意性较大的政策,尤其是量化宽松政策,目标太

多模糊了央行的责任。

二是在货币政策框架中引入就业目标,增

加通胀目标和就业目标都无法实现的风险。

Goldberg(2013)回顾20世纪70年代美联储关于

就业目标的讨论认为,就业目标纳入货币政策

框架的最大问题是会加剧通胀风险,就业目标

相关的政治压力和劳动力市场不确定性,也会

影响货币政策达到预期效果。圣路易斯联储前

任主席Thornton(2011,2012)认为货币政策不会

影响长期就业水平,采取通胀目标制央行不应

改为双重目标制,这种改革不太可能产生积极

效益,反而可能危及通胀目标制的有效性。

图1 美国失业率和美联储对长期失业率的估计

数据来源:美联储。

三是央行对就业目标的重视程度不会显著

提升。把就业目标纳入货币政策框架的央行,

不一定比其他央行更重视就业目标。基于泰勒

规则和内生政策目标权重的研究表明,美联储

通胀目标的优先级远高于就业目标(Lalonde &

Parent,2006)。Rosengren(2013)①认为,虽然各

① 参 见 Eric S.Rosengren 在 波 士 顿 联 邦 储 备 银 行 第 57 届 经 济 会 议 上 的 讲 话“Should Full

Employment Be a Mandate for Central Banks?”。

就业目标纳入货币政策框架的讨论和实践

29

第31页

JRYJJ

国央行的法定目标有所不同,但政策举措大体

一致,都会以务实的政策促进经济增长和就

业。Miles(2014)发现,法定目标不同的美联储

和英格兰银行采取相似方式制定货币政策,主

要因为实际变量(产出和就业)的权重在较宽的

取值范围内,可能对应类似的最优货币政策。

Jacob & Wadsworth(2018)研究显示,新西兰(通

胀目标制时期)和美国的货币政策对经济活动

与通货膨胀的反应相似。

四是货币政策促进就业的效果受非货币因

素的制约,存在不确定性。通常认为,充分就业

水平主要由劳动力市场结构等非货币因素决

定,且随时间变化(FOMC,2019)。因此,货币政

策促进就业的效果也受非货币因素制约。例

如 ,工 资 刚 性 导 致 货 币 政 策 效 果 非 对 称 性

(Dupraz et al.,2017),高杠杆企业的用工情况受

货 币 政 策 影 响 更 大(Bahaj et al.,2019)。

Rosengren(2013)对比1993年1月至2013年1月

美国、英国和瑞典的数据发现,美国失业率波动

范围更大。

(二)发展中国家极少将就业目标纳入货币

政策框架

1.部分发展中国家的货币政策框架

20世纪90年代以来,印尼、菲律宾、泰国等

国家为获得国际机构贷款,在IMF协助下采用了

通胀目标制。部分国家则采用多目标的货币政

策框架(表3),在物价稳定之外更为关注经济增

长和支持政府政策,如印度、老挝、孟加拉国等。

部分发展中国家央行把就业作为目标,但

未将就业目标明确纳入货币政策框架。发展中

国家通常侧重于以经济增长拉动就业,同时使

用多种政策工具促进就业。例如,通过加强对

金融机构的监管和监督,促进对中小企业和初

创企业的信贷支持;采用一致透明的标准,促进

信贷资源配置向创造就业和推动经济结构转型

的关键部门及行业倾斜;增强金融服务的普惠

性等。

印度储备银行通过窗口指导,要求商业银

行将一定比例的贷款投向农业、小微企业等就

业密集型领域,并用于支持经济适用住房和教

育。柬埔寨、越南央行为特定就业密集型部门

设定了商业银行贷款目标。巴西、阿根廷央行

重点为弱势群体(如残疾人或赤贫者)提供金融

普及教育。孟加拉国银行自1970年开始推行农

村小额信贷,实施针对中小企业和佃农的再贷

款方案,支持银行优先向中小企业和女性企业

家提供贷款,拓宽金融服务范围,促进经济发展

和金融普惠,间接支持政府的就业目标。

2.发展中国家将就业目标纳入货币政策框

架面临约束

发展中国家缺乏详细、时效性强的就业数

据,没有适当的、可量化的就业目标。相比发达

国家而言,发展中国家的失业率不能准确反映

劳动力市场状况。发展中国家劳动力市场中非

正规就业占比高、隐性失业等问题突出,就业统

计数据不完善,货币政策决策和评估缺乏坚实

国家

巴西

俄罗斯

印度

南非

货币政策框架

通胀目标制(1999年至今)

通胀目标制

多目标制

通胀目标制(2000年至今)

主要货币政策工具

政策利率(Selic rate)-银行

间隔夜国债抵押贷款利率

再融资利率、准备金要求

流动性调节便利(LAF)、商

业银行现金储备率(CRR)

回购利率

货币政策中介目标

货币供应量

货币政策最终目标

维持通胀水平为4.5%,可上下浮

动2个百分点

中期内维持通胀水平在4%以内

保持物价稳定、促进经济增长

保持币值稳定以推动经济平衡

持续增长

表3 主要发展中国家的货币政策框架

资料来源:相应国家央行网站。

金融与经济 2022.12

30

第32页

JRYJJ

基础。统计显示,大部分亚洲发展中国家从事

非正式工作(如家庭小作坊等)的劳动力占就业

总 数 的 50% 以 上 。 鉴 于 劳 动 力 市 场 问 题 ,

Bhattacharyya(2012)认为,包括中国在内的亚洲

发展中国家央行不具备将充分就业目标纳入货

币政策框架的条件。Fernandez & Meza(2015)、

Junankar(2019)认为,发展中国家的非正规就业

占比较大,逆周期特征明显,且波动性大于正规

就业,会增加货币政策效果的不确定性。

把就业目标纳入货币政策框架将增加货币

政策在多目标中寻求动态平衡的难度。与发达

经济体相比,新兴市场经济体的央行职能往往

更广泛,如汇率管理、经济金融发展职能等(BIS,

2009)。发展中国家央行通常兼顾经济增长、促

进就业、金融稳定、配合政府政策等多种法定或

衍生职责,明确纳入就业目标使得货币政策目

标更加复杂和多元,当多目标不一致时,平衡难

度将加大,政策效果不明显。

总体而言,部分发达国家央行明确将就业

纳入货币政策目标,且近年来美联储等发达国

家央行对就业目标的重视明显增强,在维持物

价稳定目标的基础上,支持政府经济增长和就

业目标。发展中国家央行普遍重视就业目标,

但由于面临的就业数据质量、央行职能多元化

等约束,通常侧重于以经济增长拉动就业,同时

使用多种政策工具促进就业。

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金融与经济 2022.12

32

第34页

JRYJJ

国有资本参股对民营企业人力资本升级的影响

[摘 要] 以国有资本参股为切入点,探究了混合所有制改革过程中国有资本参股对民

营企业人力资本升级的影响。研究发现,国有资本参股促进了民营企业人力资本升级。作

用机制检验表明,国有资本参股影响民营企业人力资本升级的核心机制在于资源效应。一

方面,国有资本带来的税收优惠、政府补贴和信贷融资能够缓解企业融资约束,使企业有更

充裕的资金来优化人力资本配置;另一方面,企业融资约束的缓解能够促进企业固定资产

投资,但由于固定资产投资的高技能性,企业需进行人力资本升级予以匹配。异质性检验

发现,国有资本参股对民营企业人力资本升级的促进作用在成长性较高的企业、雇佣成本

较高的企业、资本密集型企业以及市场化程度较低地区的企业中更为凸显。进一步研究表

明,国有资本参股增加了民营企业的研发投入以及显著提升了民营企业的经营绩效。

[关键词] 混合所有制改革;国有资本参股;人力资本;资源效应;民营企业

[中图分类号] F830.93 [文献标识码]A [文章编号]1006-169X(2022)12-0033-10

DOI:10.19622/j.cnki.cn36-1005/f.2022.12.004

[基金项目] 广东省教育厅质量工程项目“人力资源管理特色专业”(2019SZL01);广州

市哲学社会科学发展“十四五”规划 2022 年度共建课题“广州积极应对人口老龄化研究”

(2022GZGJ82)。

[作者简介] 周旭(1976—),湖南东安人,广州理工学院工商管理学院,硕士,讲师,研究

方向为人力资源管理、社会保障;云锋(1994—),内蒙古乌兰察布人,华南师范大学经济与

管理学院,博士研究生,研究方向为财务会计与公司治理。

■ 周 旭,云 锋

一、引言

党的“二十大”胜利召开,科技自立自强能

力的显著提升、经济的高质量发展取得突破、构

建新的发展格局和建设现代化的经济体系是当

前经济发展的主要目标任务。在这一背景下,

产业结构调整和转型升级是当前经济发展的核

心动力之一。产业结构升级的过程中,技术进

步是关键所在,而人力资本则是推动技术创新

的根本动力(何小钢等,2020)。由此可见,在中

美贸易摩擦、新冠肺炎疫情等不确定因素的冲

击下,为实现中国经济高质量发展,重构中国经

济增长的核心动力,人力资本升级刻不容缓。

《中国民营经济报告:2019》显示,民营企业

发明专利占比超 75%,是中国科技创新的主力

军 。但信贷歧视、融资成本等问题的存在制约

了民营企业进一步扩大雇用规模及提高雇用质

量,最终抑制了民营企业的技术创新和转型升

级。显然,解决民营企业“融资难、融资贵”的问

题有助于促进民营企业人力资本升级,进而为

企业技术创新和高质量发展提供内生动力。混

合所有制改革作为国家经济体制改革的重要部

分,在释放国有企业经济活力,促进国有资本和

民营资本相互融合,实现“国民共进”方面起到

了至关重要的作用。

ournal of Finance and Economics J 金融与经济 2022.12

33

第35页

JRYJJ

理论上,民营企业由于缺乏足够担保物和

政府背书,存在较为严重的所有制歧视,从而导

致了民营企业的融资约束(申广军等,2020),而

国有资本的“政治属性”可以帮助民营企业弥补

这方面劣势(郝阳和龚六堂,2017),进而在经济

转型阶段为企业雇用高学历劳动力提供资金支

持。国有资本参股为民营企业所带来的资源效

应还会为企业新增固定资产投资提供富余资金

支持。而新增固定资产与高学历劳动者存在互

补性,即新增固定资产与高学历劳动者的匹配

性更高(刘啟仁和赵灿,2020)。因此,为最大化

新增固定资产所带来的产出,企业会调整自身

人力资本配置并雇用更多高学历劳动者。

研究贡献在于:第一,丰富了混合所有制改

革经济后果的相关文献。前期混合所有制改革

相关文献多聚焦于民营资本参股国有企业的治

理效应(杨兴全和尹兴强,2018),而笔者重点关

注国有资本参股民营企业的资源效应,揭示了

混合所有制改革中国有资本参股民营企业的人

力资本升级效应,丰富了相关领域的文献。第

二,丰富了企业人力资本升级影响因素的相关

文献。相关文献多立足于劳动需求的融资约束

理论,考察了融资约束对企业雇用规模的影响

(张三峰和张伟,2016)。在当前经济转型的背

景下,产业升级对企业人力资本升级提出了更

高要求,但目前针对影响企业人力资本升级因

素的相关文献较少。本文考察了国家大力推动

的混合所有制改革如何以及通过何种机制影响

民营企业人力资本升级,丰富了人力资本升级

影响因素的相关文献。

二、理论分析和研究假说

既有研究表明,混合所有制改革能为民营

企业带来税收优惠、政府补贴和信贷融资,缓解

民营企业的外部融资约束(郝阳和龚六堂,

2017;李世刚和钟柠锘,2022)。作为企业雇用

决策的重要决定因素(张三峰和张伟,2016),融

资约束的缓解,一方面有利于企业获得充裕的

资金来对自身人力资本配置进行优化,雇用更

多高学历劳动者以适应经济转型期对高适应

性、高技能劳动者的需求;另一方面资金压力的

缓解为企业提供了固定资产投资所需的富余资

金,依据资本与技能互补性,企业会雇用更多高

学历劳动者以最大化新增固定资产的产出(刘

啟仁和赵灿,2020)。基于此,本文认为国有资

本参股对民营企业人力资本升级的影响机制在

于其资源效应。

已有研究发现,由于民营企业规模普遍较

小、处于较为低端的行业,与地方政府的联系不

够紧密,因而民营企业在所得税税率方面受到

了歧视(李元旭和宋渊洋,2011)。相较而言,国

有企业承担了保障就业和地区经济增长的政策

性负担,因而国有企业往往与地方政府有密切

联系,不仅能够享受地方政府宽松的税收监管

及获得更多的政府补贴,还能在信贷市场中获

得政府背书。因此,民营企业面临严重的所有

制歧视问题(Pan et al.,2017;申广军等,2020),

这抑制了民营企业的进一步发展和升级转型。

然而,这种情况在混合所有制改革过程中将会

得到改善。混合所有制改革为民营企业引入的

国有资本可以帮助民营企业与政府建立联系,

从而帮助民营企业弥补由所有制歧视带来的融

资劣势(郝阳和龚六堂,2017),增加民营企业获

得的税收优惠和政府补贴,降低民营企业融资

约束。而内部资金约束和外部融资约束的改善

能够极大的左右企业的雇用决策(张三峰和张

伟,2016),所以国有资本参股带来的资源效应

理应对企业雇用决策产生影响。在当前谋求经

济高质量发展新突破的关键期,作为企业高质

量发展的内生动力,科技创新对于人力资本的

需求达到了一个新高度。因此,资源效应引致企

业融资约束的缓解将会促进企业雇用更多高学

历劳动力,为企业人力资本升级提供资金保障。

此外,由于民营企业面临的融资约束较为

严重,新增部分投资所需的资金需求难以满足,

导致民营企业新增固定资产投资增长较为缓

慢。国有资本参股为民营企业所带来的资源效

应,还会为企业新增固定资产投资提供富余资

金支持,从而缓解民营企业投资固定资产的资

金压力,增加民营企业购买固定资产的意愿和

积极性。既有研究表明,尽管企业固定资产、高

金融与经济 2022.12

34

第36页

JRYJJ

学历劳动者和低学历劳动者作为投入要素均会

对企业经济增加值产生贡献,但是新增固定资

产与高学历劳动者存在互补性,即新增固定资

产与高学历劳动者的匹配性更高(刘啟仁和赵

灿,2020)。因此,国有资本参股为民营企业带

来的资源效应,不仅能够增加固定资产投资,而

且能够推动企业调整自身人力资本配置,雇用

更多高学历劳动者。基于此,提出假说1。

假说1:国有资本参股能够显著促进民营企

业人力资本升级。

民营企业之间存在着显著差异,这些差异

会导致其受到资源效应的强弱存在异质性,进

而对企业人力资本升级产生影响。

首先,企业的生命周期理论认为,处于不同

阶段的企业对于创新和发展的需求是不同的。

不难理解,处于成长期的企业往往需要通过加

大固定资产投资、增加高学历劳动力来扩大产

出,以创新抢占市场份额(刘诗源等,2020)。而

不同于处于成长期的企业,处于成熟期的企业

往往已经在市场站稳脚跟,其扩张需求和创新

需求都趋于停滞,更倾向于进行稳健的投资。

基于此,理论上国有资本参股所带来的资源效

应引致民营企业的融资约束得以缓解时,高成

长性的民营企业会雇用更多的高学历劳动者,

即国有资本参股带来的人力资本升级在高成长

性的民营企业中更为明显。

其次,企业雇用成本会对国有资本参股与

民营企业人力资本升级之间的关系产生影响。

由于民营企业大多面临“融资难、融资贵”问

题。相较于较低雇用成本的民营企业,较高雇

用成本的民营企业雇用高学历劳动者的成本更

高,在同样的融资约束背景下通过雇用更多高

学历劳动者来优化自身人力资本配置的意愿更

低。国有资本参股所带来的资源效应能够为因

雇用成本较高而长期难以进行人力资本升级的

民营企业提供资金支持,大大提升高雇用成本

企业进行人力资本升级的意愿和能力。基于

此,理论上国有资本参股带来的人力资本升级

在高雇用成本的民营企业中更为凸显。

再次,既有研究证实,劳动力的雇用和配置

是劳动密集型企业保证产出的重要因素(曲玥,

2020)。显然,由于不依赖技术创新和设备支

持,劳动密集型企业的特点是需要大量雇用一

般劳动力来扩大产出,因此这类企业对于高学

历劳动力的需求并不高。与劳动密集型企业不

同,资本密集型企业生产经营的扩大则依赖于

技术升级和资本累积,能充分释放资本和技术

产出的是高学历劳动力。因此,当企业拥有充

裕资金时,技术密集型企业往往会倾向于进行

人力资本升级。

最后,企业所处地区的市场化程度会导致

国有资本参股与民营企业人力资本升级之间的

关系呈现差异性。市场化程度较高的地区,资

源配置主要依靠竞争机制、价格机制等市场机

制,因而民营企业受到的所有制歧视并不严

重。但在市场化程度较低的地区,较低的市场

化导致资源配置效率低下,缺乏担保物和政府

背书的民营企业更难获得融资,其面临的所有

制歧视更为严峻。事实上,既有研究证实非国

有上市中小企业所在地区的金融市场化程度对

其获得银行信贷资金具有积极影响(罗正英等,

2010)。不仅如此,当所处地区的市场化程度较

高时,企业所获得的资源更能按照市场规则进

行匹配,融资约束和信贷歧视等问题也相较于

市场化程度较低地区的企业有所缓解。显然,

国有资本参股为民营企业所带来的资源效应在

市场化程度较低的地区更为凸显,即市场化程

度较低地区的民营企业因所有制歧视引致的融

资约束程度得到更大缓解。因此,市场化程度

较低地区的企业将获得更多富余资金以优化自

身人力资本配置,即国有资本带来的人力资本

升级效应在市场化程度较低地区的民营企业中

更为显著。基于此,提出研究假说2。

假说2:在高成长性、高雇用成本、高要素密

集度的民营企业中以及在低市场化程度的地

区,国有资本参股对民营企业人力资本升级的

促进作用更为明显。

三、研究设计

(一)模型设定

借 鉴 李 增 福 等(2021)、刘 啟 仁 和 赵 灿

国有资本参股对民营企业人力资本升级的影响

35

第37页

JRYJJ

(2020)的研究,构建了如下双向固定效应模型:

High_Lowit=β1StateTSit+β2Saleit+β3Levit

+β4Roait+β5Growthit+β6Cashit

+β7Top10it+β8Lageit+β9Salaryit+μi

+γt+εit (1)

其中,下标i、t分别代表企业和年份;被解释

变量High_Low 为企业的人力资本结构,以高学

历劳动力相对雇用比表示。StateTS为核心解释

变量国有资本参股。μi表示行业固定效应,γt表

示时间固定效应。在模型中加入了一系列企业

层面的控制变量以控制企业层面的异质性特

征。重点关注系数β1,预期β1显著为正,即国有

资本参股促进了民营企业人力资本升级。

(二)变量定义

表1 变量的定义及说明

首先,借鉴刘啟仁和赵灿(2020)的研究,以

高学历劳动者相对低学历劳动者雇用比例来度

量企业的人力资本结构(High_Low),并将人力

资本结构的优化视为企业进行了人力资本升

级。具体地,依据受教育程度区分人力资本,将

受教育程度为大专及以上学历的劳动者归类为

高学历劳动者,中专及以下的劳动者归类为低

学历劳动者。其次,借鉴姜付秀等(2017)和蔡

贵龙等(2018)的研究,以国有资本参股总和来

衡量国有资本参股情况。进一步,在稳健性检

验中以国有资本参股超过10%作为哑变量和国

有资本参股占比作为国有资本参股情况的替代

指标。最后,借鉴姜付秀等(2017)、蔡贵龙等

(2018)、刘啟仁和赵灿(2020)、李增福等(2021)

的研究选取了相应的控制变量。

(三)样本选取及变量的描述性统计

以2007—2020年中国非金融类民营A股上

市公司为研究样本。其中,上市公司前十大股

东性质及持股比例的数据是通过手工整理获

得。企业财务数据等主要来源于锐思数据库

(RESSET)和国泰安数据库(CSMAR)。为保证

回归结果的准确性,对原始数据进行了如下处

理:剔除了金融类(包括银行、证券、保险及房地

产)上市公司的样本;剔除了ST、ST*类上市公司

的样本;剔除了财务数据缺失严重的上市公司

样本;为避免极端值对回归结果的干扰,对所有

连 续 变 量 进 行 了 前 后 各 1% 水 平 的 缩 尾

(Winsorize)处理。

人力资本结构的均值为 2.935,标准差为

8.289,说明不同民营企业之间高学历劳动力相

对雇用比存在较大差异。国有资本参股的均值

为0.016,表明在样本期内国有资本在民营企业

中的平均参股比例为 1.6%,这一结果与前期文

献保持一致(郝阳和龚六堂,2016)。具体地,全

样本中存在国有资本参股的样本数为 5989,占

样本总数的31.66%。样本期间内存在国有资本

参股的企业有 1513 家,占总企业数的 52.30%。

其中,国有资本参股比例超过 5%的企业有 553

家,占企业总数的 19.12%。国有资本始终未参

股的企业有1380家,占总企业数的47.70%。可

见,尽管国有资本参股民营企业较为普遍,但其

持股比例偏低。

四、实证结果分析

(一)基准回归分析

为考察国有资本参股对民营企业人力资本

结构的影响,笔者采用模型(1)对样本数据进行

回归。表 2 报告了基准回归结果。第 1 列报告

了仅控制了年度和行业固定效应时模型(1)的

回归结果。可以发现,国有资本参股 StateTS 的

系数为正,且在1%的水平上显著。这表明国有

资本参股能够促进民营企业人力资本升级。第

变量

人力资本结构

国有资本参股

企业规模

资产负债率

资产收益率

企业成长性

企业盈利能力

现金持有

企业年龄

股权集中度

高管薪酬

变量符号

High_Low

StateTS

Sale

Lev

Roa

Growth

Prof

Cash

Lage

Top10

Salary

变量定义与计算

高学历劳动者与低学历劳动者

的比值

国有股东持股总和

营业收入的自然对数值

企业负债总额除以总资产

净利润除以总资产

营业收入增长率

营业利润与营业总收入的比值

企业现金持有量除以总资产

企业成立年限的自然对数值

前十大股东持股比例

高管薪酬总额的自然对数值

金融与经济 2022.12

36

第38页

JRYJJ

2—3列分别展示了纳入了控制变量与个体固定

效应的回归结果,不难看出,国有资本参股的估

计系数仍然显著为正,上述结论依旧成立,研究

假说1得证。

表2 基准回归结果

注:(1)***、**和*分别代表在1%、5%和10%

的水平上显著;(2)括号中为经过行业和年份层

面聚类调整后的标准误计算而得的t值。下同。

(二)稳健性检验

为消除潜在内生性问题给基准回归带来的

估计偏差,首先将解释变量滞后一期后重新利

用模型(1)进行回归,结果见表3列(1)。可以发

现,在采用解释变量滞后一期方法来控制内生

性进行重新回归后,基准回归的结论仍然存

在。其次,采用处理效应两阶段模型进行重新

回归。具体而言,首先构建如下模型考察企业

初始特征与国有资本参股的相关性:

ProNc=β0+∑

j

βj Xit+μi+γpt+εit (2)

其中,ProNc 表示国有资本参股的程度,当

国有资本参股比例位于中位数以上,ProNc赋值

为1,此时企业的国有资本参股程度较高;否则,

ProNc 赋值为 0,此时企业的国有资本参股程度

较低。X代表一系列企业特征变量,包括前文所

述的所有控制变量。随后,在模型(2)的基础上

构建逆米尔斯比率IMR,随后将其纳入模型(1)

中重新回归,以纠正样本自选择问题带来的估

计偏差,结果如表3列(2)(3)所示。其中,第二

阶段回归的逆米尔斯比率IMR的估计系数并不

显著,说明不存在显著的样本自选择问题。国

有资本参股总和StateTS的系数为正,且在1%的

水平上显著,说明在采用处理效应模型控制内

生性问题后,基准回归结论依然存在。最后,采

取工具变量法来控制内生性对研究结论的干

扰。借鉴 Fisman & Svensson(2007)和吕越等

(2020)的研究,构建了国有资本参股行业—省

份均值作为工具变量进行实证检验,表3列(4)

展示了工具变量法第二阶段的回归结果。第一

阶段估计结果显示,工具变量通过了 t 检验,且

回归方程的F统计量大于10①。因此,不存在弱

工具变量的问题。第二阶段估计结果显示,国

有资本参股对企业人力资本结构存在显著的正

向影响。

其他稳健性检验②。首先,更换被解释变量

的度量方法。借鉴刘啟仁和赵灿(2020)的做

法,分别利用技能劳动力相对非技能劳动力雇

用比例和高学历劳动者占总员工总数的比值来

界定人力资本结构。其次,更换解释变量的度

量方法。借鉴郝阳和龚六堂(2017)的做法,分

别以国有资本参股比例是否超过10%的虚拟变

变量

StateTS

Sale

Lev

Roa

Growth

Prof

Cash

Top10

Lage

Salary

Cons

样本量

年份和行业

固定

个体固定

调整R2

(1)

High_low

无控制变量

3.549***

(2.86)

2.878***

(60.53)

18910

0.361

(2)

High_low

有控制变量

3.717***

(2.85)

-0.143**

(-2.36)

-0.656*

(-1.73)

6.801***

(3.72)

-0.099

(-0.44)

-1.126**

(-2.15)

3.374***

(5.05)

-0.021***

(-3.62)

-0.088

(-1.08)

0.633***

(6.48)

-2.952**

(-2.29)

18910

0.369

(3)

High_low

个体固定效应

4.518*

(1.67)

-0.062

(-0.48)

-0.209

(-0.40)

0.072

(0.05)

0.033

(0.23)

-0.043

(-0.09)

0.896*

(1.82)

-0.005

(-1.07)

-0.009

(-0.07)

0.105

(0.79)

2.787

(1.07)

18585

0.777

①限于篇幅,工具变量法第一阶段回归结果未报告于正文,感兴趣可向作者索取。

②限于篇幅,其他稳健性检验结果不报告于正文,留存备索。

国有资本参股对民营企业人力资本升级的影响

37

第39页

JRYJJ

量以及国有资本参股量与民营控股股东持股量

的比值来度量国有资本的参股情况。最后,对

样本期内发布的重大政策可能带来的影响进行

排除。一方面,2008 年的“四万亿”经济刺激计

划会极大降低民营企业的融资约束,从而为民

营企业进行人力资本升级提供富余资金,因而

可能对回归结果造成干扰。为排除这一可能的

影响,通过删除相关年份的样本数据来排除这

一政策的干扰。另一方面,“营改增”政策能够

为民营企业带来税收优惠,从而增加民营企业

用于人力资本升级的富余资金,因而也可能促

使了民营企业人力资本升级。由于服务业受

“营改增”政策的影响最大,因而剔除服务业企

业后重新回归以排除“营改增”政策的影响。回

归结果表明,在进行了一系列稳健性检验之后,

基准回归结果依旧成立。

表3 内生性检验结果

五、机制检验

如果国有资本参股能够通过资源效应为企

业带来资金压力的缓解,那么这一机制的作用

效果应当在融资约束较强的企业中更为显著。

基于此,遵照前期文献的做法,采用企业规模和

SA指数①对民营企业面临的融资约束进行刻画

(Hadlock & Pierce,2010),随后进行分组估计。

具体内容包括:(1)依据企业规模,将中位数以

上的企业分为低融资约束企业组,中位数以下

的企业分为高融资约束组;(2)依据SA指数,将

中位数以下的企业分为低融资约束组,中位数

以上的企业分为高融资约束组。表4报告了分

组估计的结果,其中在SA指数较大和规模较小

的企业中,国有资本参股总和(StateTS)的系数分

别为 5.135 和 3.767,并在 1%和 10%的水平上显

著;在SA指数较小和规模较大的企业中,国有资

本参股总和(StateTS)的系数分别为 3.375 和

3.667,并在1%和5%水平上显著。Chowtest检验

结果表明,组间存在显著差异,即国有资本参股

对民营企业人力资本升级的促进作用在融资约

束较为严重的企业内更为凸显。

表4 机制检验:资源效应

此外,本文还从税收优惠、政府补贴和信贷

融资等视角出发,间接验证了国有资本参股的

资源效应机制。由前文理论分析可知,国有资

本参股能够建立政府与民营企业之间的联系,

从而帮助民营企业获取税收优惠、政府补贴和

信贷融资。因此,国有资本参股对民营企业的

税收、政府补贴和信贷融资都会产生影响。首

先,借鉴刘行和叶康涛(2014)的做法,以(所得

税费用-递延所得税费用)/税前会计利润作为企

①SA指数的计算公式为:SA=-0.737×Size+0.043×Size2

-0.040×Age。SA指数越大,代表企业融资

约束越严重。

变量

L.StateTS

StateTS

IMR

Cons

样本量

控制变量

年份固定

个体固定

调整R2

(1)

High_low

解释变量

滞后一期

3.198***

(2.80)

-4.247***

(-2.89)

15746

0.359

(2)

ProNc

处理效应

一阶段

-2.462***

(-3.41)

18916

0.054

(3)

High_low

处理效应

二阶段

5.011***

(2.79)

-0.061

(-0.65)

-4.278***

(-2.88)

18916

0.358

(4)

High_low

工具变量

8.880**

(2.46)

-4.801

(-1.36)

18916

0.358

变量

StateTS

样本量

控制变量

年份固定

个体固定

调整R2

(1)

High_low

SA较大

5.135***

(2.67)

9398

0.354

(2)

High_low

SA较小

3.375*

(1.96)

9518

0.365

(3)

High_low

规模较小

3.767*

(1.90)

9400

0.348

(4)

High_low

规模较大

3.667**

(2.24)

9516

0.372

金融与经济 2022.12

38

第40页

JRYJJ

业实际税负的衡量指标,考察国有资本参股对

民营企业税收负担的影响。其次,以企业获取

补贴金额的自然对数作为其获取政府补贴的指

标,考察国有资本参股对民营企业政府补贴的

影响。最后,借鉴王运通和姜付秀(2013)的研

究,分别以100×利息支出/[(年初有息负债/年末

有息负债)/2]和总负债的自然对数值构建企业

债务融资成本和信贷规模指标,考察国有资本

参股对企业信贷融资的影响。检验结果表明①,

随着国有资本的逐步进入,由所有制歧视引致

民营企业在税收、政府补贴和信贷融资等方面

的非公平待遇有所缓解,从而证实了国有资本

参股的资源效应机制。

通过上述研究可知,国有资本参股确实通

过资源效应缓解了民营企业融资约束,从而使

得企业拥有更充裕的资金来优化自身人力资本

配置。那么,国有资本参股带来的资源效应能

否促使企业增加固定资产投资?如果能,新增

的固定资产投资是否通过资本-技能互补性进

一步促进企业人力资本升级?接下来对这一机

制进行验证。

首先,检测国有资本参股对固定资产投资

的影响。具体地,以新增固定资产的自然对数

值衡量固定资产投资,考察国有资本参股对民

营企业新增固定资产投资的影响。回归结果如

表5列(1)所示,结果表明国有资本参股能够显

著提高民营企业固定资产投资。借鉴刘啟仁和

赵灿(2020)的做法,构建如下模型检验固定资

产与高学历劳动者之间的互补性关系:

evait=α1kit+α2hit+α3lit+α4hit×I/Kit+α5lit×I/Kit

+α6I/Kit+α7Xit+μi+γpt+εit (3)

其中,eva表示企业的经济增加值;k表示企

业固定资产的自然对数值;h表示企业高学历劳

动者数量的自然对数值;l表示企业低学历劳动

者数量的自然对数值;I/K表示资本标准化后的

新增固定资产投资;X表示影响企业增加值的控

制变量,包括企业规模(Sale)、企业盈利能力

(Prof)、企业的股权集中度(Top10)和企业年龄

(Lage),同时控制了基准回归中的行业固定效应

和年份固定效应。根据理论预期,国有资本参

股带来的资源效应增加了企业的固定资产投

资,而新增固定资产与高学历劳动者的互补性

较高,这表示新增固定资产有助于提升高学历

劳动力对产出的贡献,从而促使企业优化人力

资本配置,雇用更多高学历劳动者。基于此,预

期α4显著为正。同时,若新增固定资产与低学历

劳动者存在互补性,那么系数α5显著为正,且α5<

α4,但如果新增固定资产与低学历劳动者存在替

代性,则α5显著为负,且α5<α4。此外,为确保模

型(3)回归结果的稳健性,将高学历劳动者数量

的自然对数值(h)替换为技能劳动力的对数值

(s),低学历劳动者数量的自然对数值(1)替换为

非技能劳动力的对数值(u)后,再次利用模型

(3)进行回归。

表5 机制检验:资本-技能互补性

表 5 列(2)(3)报告了固定资产与高学历劳

①限于篇幅机制检验(间接证据)的结果不报告于正文,留存备索。

变量

StateTS

h

I/K

h×I/K

l×I/K

s

s×I/K

u×I/K

样本量

控制变量

年份固定

个体固定

调整R2

(1)

Investment

国有参股对固

定资产投资的

影响

0.631***

(2.78)

18896

0.501

(2)

Eva

新增固定资产能否

提升高学历劳动者

对EVA的影响

0.041***

(2.98)

1.004

(0.77)

0.286**

(2.52)

0.022*

(1.68)

-0.124

(-0.95)

-0.036*

(-1.83)

10974

0.701

(3)

Eva

新增固定资产能

否提升技术劳动

力对EVA的影响

2.434*

(1.93)

0.033**

(2.26)

0.550***

(3.23)

0.063***

(3.59)

11057

0.714

国有资本参股对民营企业人力资本升级的影响

39

第41页

JRYJJ

动者互补性的检验结果。其中h×I/K的系数显著

为正,说明新增固定资产有助于提升高学历劳动

者对经济增加值的贡献。依据劳动者的工作性

质区分人力资本后的回归结果如表5列(3)所示,

s×I/K的估计系数显著为正,说明新增固定资产

有助于提升技能劳动力对经济增加值的贡献。

综上结果可知,国有资本参股一方面能够

通过资源效应缓解民营企业融资约束,进而促

进企业优化人力资本配置。另一方面,国有资

本参股带来的资源效应能够增加民营企业的固

定资产投资,由于新增固定资产投资有助于提

升高学历劳动者对经济增加值的贡献,企业有

更强的意愿来雇用更多高学历劳动者。在这两

方面因素的影响下,国有资本参股最终促进了

民营企业人力资本升级。

六、异质性检验和进一步分析

(一)异质性检验

首先,从企业成长性这一企业内部特征差

异入手,探究不同成长性民营企业中国有资本

参股对其人力资本升级影响的异质性。具体

地,按照企业成长性进行分组回归。营业收入

增长率是反映企业成长性的指标变量,因此选

取营业收入增长率来衡量企业成长性,将中位

数以下的企业划分为低成长性组,将中位数以

上的企业划分为高成长性组。随后分别利用模

型(1)进行回归,回归结果汇报于表 6 列(1)

(2)。结果显示,在成长性较高的民营企业中,

国有资本参股总和(StateTS)的估计系数显著为

正,而在成长性较低的民营企业中国有资本参

股总和(StateTS)的系数并不显著,Chowtest结果

显示组间差异显著存在。

其次,从企业雇用成本这一内部差异入手,

考察企业雇用成本如何影响国有资本参股与民

营企业人力资本升级之间的关系。具体地,选

取职工平均薪酬作为企业雇用成本指标,将中

位数以上的企业归类为雇用成本较高组,中位

数以下的企业归类为雇用成本较低组。随后分

别利用模型(1)进行回归,回归结果汇报于表 6

列(3)(4)。结果显示,在雇用成本较高的企业

中,国有资本参股总和(StateTS)的估计系数显

著为正,而在雇用成本较低的企业中,国有资本

参 股 总 和(StateTS)的 估 计 系 数 并 不 显 著 ,

Chowtest 结果显示组间差异显著存在。这一结

果表明,当企业雇用成本较高时国有资本参股对

民营企业人力资本升级的促进作用更为显著。

表6 异质性检验:企业成长性、雇用成本

再次,从资本密集度这一内部差异入手,探

究不同资本密集度民营企业中国有资本参股影

响其人力资本升级的异质性。具体地,借鉴鲁

桐和党印(2014)的研究,按照不同行业将全样本

企业分为资本密集型企业和劳动密集型企业①。

随后分别利用模型(1)进行回归,回归结果汇报

于表7列(1)(2)。结果显示,在资本密集型企业

中国有资本参股总和(StateTS)的估计系数为正

显著,而在劳动密集型企业中国有资本参股总

和(StateTS)的估计系数并不显著,Chowtest结果

显示组间差异显著存在。上述回归结果表明,

国有资本参股对资本密集型民营企业人力资本

升级的促进作用更为明显。

最后,从地区市场化程度入手,考察了地区

市场化程度如何影响国有资本参股与民营企业

变量

StateTS

样本量

控制变量

年份固定

个体固定

调整R2

(1)

High_low

企业成长

性较高

5.913**

(2.58)

9400

0.357

(2)

High_low

企业成长

性较低

1.414

(0.91)

9516

0.377

(3)

High_low

雇用成本

较高

5.661***

(2.67)

9416

0.364

(4)

High_low

雇用成本

较低

1.673

(1.45)

9500

0.374

①劳动密集行业包括:(1)农、林、牧、渔;(2)建筑;(3)采掘;(4)交通运输;(5)仓储;(6)食品饮

料;(7)批发和零售贸易;(8)纺织、服装和皮毛;(9)传播与文化;(10)木材、家具;(11)综合类;(12)电

力、煤气及水的生产和供应。

金融与经济 2022.12

40

第42页

JRYJJ

人力资本升级之间的关系。借鉴张霖琳等

(2015)的研究,利用企业所处地区来区分其面

临的市场化程度。具体地,将东部地区的企业

划分为高市场化程度组,中西部地区的企业划

分为低市场化程度组,然后分别进行基准回

归。回归结果如表7列(3)(4)所示,在市场化程

度 较 高 地 区 的 企 业 中 国 有 资 本 参 股 总 和

(StateTS)的估计系数并不显著,在市场化程度

较低地区的企业中国有资本参股总和(StateTS)

的估计系数为正显著,Chowtest结果显示组间差

异显著存在。上述结果证实,国有资本参股对

处于低市场化程度地区民营企业人力资本升级

的促进作用更为凸显。

表7 异质性检验:要素密集度、市场化程度

(二)进一步分析

为考察国有资本参股对民营企业研发投入

的影响,借鉴倪骁然和朱玉杰(2016)的研究,采

用企业下一期研发投入金额的自然对数值(RDt+1

和研发投入金额与销售收入之比(RD_Salet+1)衡

量企业的研发投入,将其作为被解释变量利用

模型(1)进行回归,回归结果如表8列(1)(2)所

示。可以发现,不论以企业研发投入金额的自

然对数值(RDt+1)还是研发投入金额与销售收入

之比(RD_Salet+1)作为被解释变量时,国有资本

参股总和(StateTS)的估计系数都为正显著,即

国有资本参股能够显著提高民营企业的技术创

新。借鉴张祥建等(2015)和李林木等(2020)的

做法,分别采用营业利润率(OPR)和销售利润率

(ROS)来度量企业绩效,考察国有资本参股对企

业绩效的影响,回归结果如表8列(3)(4)所示。

不论以采用营业利润率(OPR)还是销售利润率

(ROS)作为被解释变量,国有资本参股总和

(StateTS)的估计系数均为正显著,说明国有资

本参股能够显著提升民营企业的经营绩效。

表8 进一步讨论

七、研究结论和对策建议

本文研究结果表明,国有资本参股对民营

企业的人力资本升级有显著的促进作用,具体

表现为国有资本参股之后企业的高学历人才占

比显著增加,并且这一效应在高成长性企业、雇

用成本较高的企业、资本密集度高的企业以及

市场化程度较低的地区更为明显。其中,国有

资本参股影响民营企业人力资本升级的核心机

制是资源效应,通过国有资本自身的“政治属

性”为企业实现人力资本升级提供了富余资

金。进一步研究还发现,国有资本参股后企业

显著增加了创新投入,提高了民营企业经营绩

效,促进了民营企业长远发展。

混合所有制改革有助于引导资金流向民营

企业,促进企业人力资本升级,为企业在当前经

济高质量发展的“新时代”阶段提供优质人才保

障。结合理论分析和研究结论,提出如下几个

对策建议:一是应在深化混合所有制改革的同

时进一步推进市场化改革,从根本上消除所有

制歧视,助力企业高质量发展。二是为贯彻落

实“党的二十大”提出的“科教兴国战略”“人才

强国战略”和“创新驱动发展战略”,促进民营企

业人力资本升级,带动民营企业高质量发展,在

中国经济步入“新时代”的现阶段,“减税降费”

变量

StateTS

样本量

控制变量

年份固定

个体固定

调整R2

(1)

High_low

资本密集

度高

3.085**

(2.15)

15017

0.386

(2)

High_low

资本密集

度低

4.285

(1.58)

3899

0.119

(3)

High_low

市场化

程度高

2.204

(1.64)

13921

0.387

(4)

High_low

市场化

程度低

5.779**

(2.21)

4994

0.259

变量

StateTS

样本量

控制变量

年份固定

个体固定

调整R2

(1)

RDt+1

研发投入

0.725***

(3.71)

13481

0.495

(2)

RD_Salet+1

2.835***

(3.92)

12997

0.390

(3)

OPR

企业绩效

0.013*

(1.77)

18916

0.942

(4)

ROS

0.014*

(1.67)

18916

0.935

国有资本参股对民营企业人力资本升级的影响

41

第43页

JRYJJ

政策应当继续推行甚至加大政策实施力度。三

是应当出台政策引导加大教育投入和人力资本

培训的力度,将人口红利转变为人力资本红利,

为经济转型输送大量高质量人才,从而为提高

科技自立自强能力、实现经济高质量发展、构

建新发展格局和建设现代化经济体系提供人

才保障。

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金融与经济 2022.12

42

第44页

JRYJJ

社保基金持股与企业现金持有

[摘 要] 以2004—2020年A股上市公司为样本,考察了社保基金持股对公司现金持有

水平的影响。研究发现,社保基金持股显著增加企业现金持有水平,此效应主要通过激发

企业现金储备需要和抑制大股东关联交易两个渠道来实现,且融资约束和企业内部治理水

平会对两者间的联系起到正向调节效果。进一步分析发现,社保基金持股可以通过优化企

业现金持有决策的方式来增加企业的未来竞争力。

[关键词] 社保基金;现金持有;关联交易;主营业绩;市场竞争

[中图分类号] F832.5 [文献标识码]A [文章编号]1006-169X(2022)12-0043-10

DOI:10.19622/j.cnki.cn36-1005/f.2022.12.005

[基金项目] 国家社科基金项目“新疆深度贫困地区退出的路径依赖与解锁策略研究”

(19CGL053)。

[作者简介] 丁泽平(1997—),山西运城人,石河子大学经济与管理学院,硕士研究生,研

究方向为公司治理与财务管理;陶圆(1997—),安徽淮北人,石河子大学经济与管理学院,

硕士研究生,研究方向为资本市场与会计行为;张记元(1988—),河南滑县人,石河子大学

经济与管理学院,博士,讲师,研究方向为会计与资本市场研究。

■ 丁泽平,陶 圆,张记元

一、引言

现金作为企业关键的速动资产,不仅是企

业在常规经营活动中配置资源的重要媒介,还

能从侧面描绘企业投融资行为的绩效结果,所

以长期以来企业的持现标准在微观财务政策研

究中具有不可忽视的地位。目前主流研究将企

业持现目的归结于预防动机和代理动机。一方

面,由于多数企业难以通过正规资本市场及时

获取所需资金,因此适当的现金持有不仅可以

平和企业因现金流崩裂而引起的财务风险,还

能协助企业更好地把握住产品市场意向,缓解

投资不足(Ran et al.,2009),增强企业的长期市

场竞争能力(杨兴全等,2015);另一方面,现金

作为流动性强、变现成本较低的资源,更有可能

成为决策层谋取内部财产、损害相关者利益的

工具。根据现金持有理论可知,最佳现金持有

量的评测标准应为正好满足企业目前运营、投

资竞争所备的资金需求,过高或过低的现金持

有量都可能会造成现金持有价值的下降。由于

现金具有“两面刃”的特性,众多学者陆续从不

同视角围绕企业持有现金的影响因素开展分

析。经研究发现,现金持有不仅会受货币政策、

政治周期等外部市场环境因素的影响,也受到

企业内部控制、融资约束等企业内部因素的影

响。虽然其中已涌现众多研究方向,但文献大多

默认企业股权结构基本不变,即便涉猎也更侧重

于关注终极控制人等控制权划分问题,而忽略

了机构投资者持股等特殊类股东组成存在动态

变动的现实背景。

股权结构既是企业分配资本报酬之依照,

ournal of Finance and Economics J 金融与经济 2022.12

43

第45页

JRYJJ

也是企业创设组织结构的基础,因此不同的股

东持股会为企业带来异质的市场资源赋能与治

理机制。而由于各机构投资者间的压力感知、

独立性、投资期等个性特征有着显著差异,因此

选择从机构投资者中的特殊存在——“国家队”

背景的社保基金角度,单独引入“社保基金持

股”这一细分概念。全国社保基金(简称“社保

基金”)是由国务院批准的资金筹备方式聚集而

成的社会保障战略储备基金,资金来源特殊,近

年来也陆续获得了政府大量的资金倾斜,市场

组合持仓数额不断逼近历史高点。与其他关联

性机构投资者相比,社保基金作为典型的压力

抵制型机构投资者,与企业无直接的商业联系,

更有可能做到监督决策层自利行为,参与到企

业经营管理。与其他压力抵制型机构投资者相

比,社保基金因其超前的信息渠道、专业的管理

人团队、广泛的社会资源、独特的税收优势、长

期的投资风格以及担负的社会责任,更有机会

成为改善企业现金持有配置的良性治理机制。

那么,社保基金持股对于企业现金持有究竟有

何影响,又是通过什么渠道影响的呢?

社保基金持股对企业现金持有的影响可大

致分为两个角度:首先,社保基金投资风格持续

性较强,搭配其错综交叉的管理人持股网络,有

助于网络内企业的交流与比对,拉动组合内企

业全要素生产率的提升(王瑶和郭泽光,2021),

引导企业加强前沿研发等关键核心项目的攻

关,从而推动企业拓展其市场竞争优势地位(朱

德胜等,2022),而这些部署也无疑会激发企业

现金储备的预防需求。此外,社保基金持股在

缓解决策层关联交易、提升企业信息披露质量、

增加机构投资者实地调研等治理能力上有比较

优势,在企业代理问题的处理中主要扮演了“监

管者”的角色,进而遏制了决策层的掏空行为,

有利于减少易变现资产的恶意流出。因此,从

预防动机、公司治理的角度看,社保基金持股可

能会增加企业现金持有水平。

可能的贡献在于:第一,提出了社保基金持

股能促进企业现金持有水平及后续配置效率的

假说,拓展了现金持有领域的研究思路。第二,

从现金持有效率的角度论证了社保基金持股对

企业的治理效果,为政府制定合理政策、主动引

导社保基金进入市场、充分发挥其治理能力以

及“资本市场方向标”作用提供了理论支持。第

三,鉴于目前研究关于社保基金持股的机制分

析还存在不足,提出了社保基金持股造成现金

持有增加可能存在的两个渠道。

二、理论分析

(一)社保基金与现金持有:提升主营业绩

配置于A股市场的社保资金管理特色:一方

面,它是由多个专业基金管理人共同负责运营,

各组合独自计算盈亏,期末根据收益结果实行

末位淘汰,存在极大的“保值增值”公共受托责

任压力,所以每个管理人都会对自己所经手的

股权收益率有着较高期望。另一方面,出于税

收优惠和行政机关制定的资产配置规定(靳庆

鲁等,2016),管理人又要主动或被动地坚持价

值投资理念,因此社保基金在企业治理中更有

可能成为企业的“积极股东”。但因每个管理人

所投单个公司证券的成本及股权份额都有严格

的限制要求,所以无论是为了摊低信息收集成

本,还是对增加投资企业话语权的需要,都必然

会推动管理人群体间通过资源信息共享和产品

市场相互合作的方式来协同引导企业发展(王

凌等,2021)。

无论是管理者个体还是群体间的交叉投

资,作为资源和信息的有效传递渠道,都能让每

个管理人将其在持股过的企业中获得的人脉资

源和前沿经验分享给网络中的另一家企业,从

而共同推动企业的股权回报,达到“竞合共赢”

的效果(周泰云等,2021)。

据现金持有的预防动机以及其衍生的竞争

动机而言,较高的现金持有水平并不意味着企

业低效的公司治理,更有可能是企业为更好地

捕捉投资机会,或基于经营扩张预期的有备之

举,充裕的现金储备对于企业的“开疆扩土”乃

至后续的“固本培元”都有着非同寻常的战略意

义(杨兴全等,2015)。社保基金持股作为象征

性的政府宏观调控指向及为企业带来的信息质

量提升,都能有效吸引其他市场参与者注资,降

金融与经济 2022.12

44

第46页

JRYJJ

低了企业增加现金储备的成本。由此可知,无

论是在持现的需求或成本上,由社保基金持股

助力的业绩水平增加都有可能促进企业现金持

有水平的上升。

(二)社保基金与现金持有:抑制关联交易

现有中国治理体制下的企业股权结构往往

高度集中,大股东与中小股东之间的代理摩擦

更为频发,掌握公司控制权的大股东可利用其

优势地位,通过关联交易的漏洞做出损害小股

东权益的行为。而社保基金作为资金来源特殊

的参股单位,也更有潜力去扮演“积极股东”的

角色,缓解企业的代理问题。从能力角度而言,

一方面,在中国大股东主导董事会绝大多数席

位的情况下,积极的基金投资者可以通过“退

出”威胁的方式,迫使企业管理层修改错误决策

(孔东民等,2015);另一方面,社保资金的专业

管理者往往具有更强的信息挖掘与处理能力,

更可能会采取直接沟通或者行使投票权的方式

去 有 效 监 督 和 辅 助 企 业 决 策(杨 海 燕 等 ,

2012)。从动机角度而言,一方面,社保基金较

长的持股时间使得其难以从投机中获得足额收

益,从而消除了“骑乘泡沫”的问题;另一方面,

社保基金的身份相对独立,与被投资企业无显

著的商业关系,不受企业制约,而且主要追求的

收益方式是红利回报,因此更有动机去参与企

业的日常经营治理。此外,社保基金组合配置

易受散户和其他机构投资者的青睐及追捧,而

研究发现投资者情绪越高涨、机构投资者持股

比例越大,企业股票被分析师关注的程度就越

高(黄永安和曾小青,2013)。分析师作为资本市

场上重要的信息中介,通过对公司财务信息的收

集、处理和发布,也能对公司投融资治理起到监

督和信息解读的作用,降低企业的代理成本。

代理问题对现金持有的影响研究结论大致

可分为耗散假说以及柔性假说两种。国内目前

投资者保护机制尚不完善,资本市场成熟水平

较低,耗散假说的效果可能更甚(杨兴全等,

2020)。因此,社保基金的持股能通过为企业提

供更加完善的治理机制和监督机制,管制大股

东的侵权现象,进而增加企业现金持有水平。

三、研究设计

(一)样本选择

由于社保基金于2003年6月才正式进入资

本市场,因此参考已有文献(靳庆鲁等,2016),

采用 2004—2020 年 A 股上市公司为总样本,并

按以下原则进行筛选:(1)剔除主要变量缺失样

本;(2)剔除金融行业样本;(3)剔除ST、PT公司

样本。最终得到 32080个年度观测值。为控制

极端值的影响,对连续变量1%以下和99%以上

的分位数进行了缩尾处理(Winsorize)。社保基

金持股数据来自Wind数据库,其余所有数据均

采用CSMAR数据库,统计分析软件为Stata14.0。

(二)模型构建与变量定义

为检验社保基金持股对企业现金持有的影

响,构建以下回归模型:

cashi,t=β0+β1SFi,t+∑Controli,t+∑Year+∑Ind

+εi,t (1)

其中,被解释变量为现金持有水平(cash),

借鉴杨兴全和尹兴强(2018)的衡量方法,cash=

(货币资金+交易性金融资产)(/ 总资产-现金及

现金等价物)。解释变量为社保基金(SF),参考

王春燕等(2020)的做法,以两种方法衡量社保

基金持股。一是社保基金持股(SSF),若社保基

金持股则为1,否则为0;二是社保基金持流动股

比例(USFP),以年内社保基金季度所持流通股

比例均值来衡量其持股水平。控制变量参考相

关研究(杨兴全等,2020),并控制了行业及年份

固定效应,变量详细定义如表1所示。

四、实证检验结果与分析

(一)描述性分析

表 2 为主要变量的描述性统计结果。样本

公司的现金持有量(cash)的均值为 0.245,最小

值为 0.012,最大值为 1.522,标准差为 0.257,表

明不同条件下公司的现金持有水平差距较大。

SSF 的均值约 30%,即近有 1/3 的非金融上市公

司已被社保基金持股。USFP的均值为0.393,最

大值为5.723,说明虽然社保基金在二级证券市

场上的整体持股份额较低,但在部分公司中已

经具有了重大影响能力;标准差为0.995,说明市

场中社保基金持股比例的差距较大,有利于对

社保基金持股与企业现金持有

45

第47页

JRYJJ

被持股企业的经济后果差异性进行辨析。

表 2 主要变量描述性统计

表 3 为社保基金持股与现金持有水平的单

变量检验结果。社保持股企业的现金持有水平

的均值和中位值均显著大于非持股企业的现金

持有水平。结果初步验证了社保基金持股能有

效提高企业现金持有。

表3 单变量检验

(二)主回归分析

表 4 列(1)—(6)汇报了社保基金(SF)对现

金持有水平(cash)的影响,列(1)—(3)是社保基

金持股影响现金持有的检验结果,列(4)—(6)

是社保基金流动持股影响现金持有的检验结

果。由结果可知,无论是采用简单的 OLS 回归

(列(1)SSF 的系数为 0.012 且在 1%的水平上显

著;列(4)USFP 的系数为 0.006 且在 1%的水平

上显著),还是随机效应 RE(列(2)SSF 的系数为

0.011且在1%的水平上显著;列(5)USFP 的系数

为0.005且在1%的水平上显著)及选用面板的固

定效应 FE(列(3)SSF 的系数为0.009且在1%的

变量符号

cash

SSF

USFP

size

lev

Q

lnage

ocfl

nwcl

capex

supratio

roe

first

boardindep

变量名称

现金持有水平

社保基金持股

社保基金持流动股比例

公司规模

资产负债率

企业成长性

公司年限

现金流量

净营运资本

资本投资

超额募集

净资产收益率

股权集中度

独立董事规模

变量定义

(货币资金+短期投资)/非现金资产

公司当期是否存在社保基金股东,存在为1,不存在为0

一年内社保基金季度持流通股所占公司总流通股数的均值

公司总资产的自然对数

负债总额/资产总额

托宾Q值

公司成立时间的自然对数

经营活动现金净流量/非现金资产

(净营运资本-现金及现金等价物)/ 非现金资产

购买固定资产、无形资产及其他长期资产支付的现金/非现金资产

(实际募集资金-计划募集资金)/计划募集资金

净利润/股东权益平均余额

第一大股东持股比例

独立董事人数加1的自然对数

表1 变量定义表

变量

cash

SSF

USFP

size

lev

Q

lnage

ocfl

nwcl

capex

supratio

roe

first

boardindep

样本量

32080

32080

32080

32080

32080

32080

32080

32080

32080

32080

32080

32080

32080

32080

平均值

0.245

0.281

0.393

22.013

0.445

2.031

2.634

0.061

0.049

-0.077

0.139

0.061

36.532

0.369

标准差

0.257

0.449

0.995

1.293

0.205

1.266

0.463

0.095

0.250

0.106

0.433

0.133

15.306

0.053

最小值

0.012

0.000

0.000

19.626

0.055

0.916

1.147

-0.208

-0.572

-0.449

0.000

-0.765

9.230

0.273

中位数

0.162

0.000

0.000

21.830

0.446

1.602

2.711

0.056

0.042

-0.059

0.000

0.070

34.680

0.333

最大值

1.522

1.000

5.723

26.038

0.891

8.300

3.415

0.379

0.650

0.226

2.291

0.324

75.250

0.571

被持股

均值

0.260

中值

0.171

未被持股

均值

0.237

中值

0.157

均值差

异检验

p-Value

0.000***

中值差

异检验

p-Value

0.000***

金融与经济 2022.12

46

第48页

JRYJJ

水平上显著;列(6)USFP 的系数为 0.003 且在

1%的水平上显著),结果都表明社保基金持股比

例越高,被持股企业的现金持有水平越多。

表4 社保基金持股与现金持有水平

注:***、**和*分别表示在1%、5%和10%的

水平上显著;()中为t值。

(三)稳健性检验

1.内生性问题。

首先,企业充裕的现金留存也可能吸引社

保基金的进入,为解决可能存在的反向因果关

系,使用工具变量法(IV)进行检验。一方面,参

考李春涛等(2018)的研究,以换手率(turnover)

作为工具变量。从理论上来说,社保基金持股

作为市场重大利好消息,推动了未来价值信息

在股价中的体现,减缓了公司股价同步性(兰秀

文等,2020),在降低波动幅度方面表现良好,因

此在一定程度上抑制了企业股票的换手率,且

换手率与企业现金持有却没有直接的现实联

系,满足外生性的条件。回归检验结果如表5列

(1)(2)所示,列(1)为第一阶段回归结果,换手

率(turnover)作为工具变量在 1%的水平上显著

降低了社保基金持股,与前述理论相符。工具

变量检验结果可见,Kleibergen-Paap LM 值在

1% 的 水 平 上 显 著 ,通 过 了 识 别 不 足 检 验 ;

Kleibergen- Paap Wald F 值为 210.833,远大于

10%的临界值 16.38,通过了弱工具检验。以上

检验再次表明换手率(turnover)作为工具变量是

合格的。列(2)为第二阶段回归结果,USFP 在

1%的水平上显著为正,说明在控制内生性问题

后主回归结论依然成立。另一方面,为保障结

论的严谨性,参考朱德胜等(2022)的分析方法,

使用社保基金持股的滞后二期(l2USFP)作为工

具变量,结果如表5列(3)(4)所示,社保基金持

股依然显著地促进了现金持有水平增加。

其次,社保基金在投资决策过程中可能存

在自选择行为,因此使用 Heckman 两阶段模型

进行样本偏差检验。股价波动性影响社保基金

的持股选择,且与企业现金持有无直接联系,因

此借鉴王春燕等(2020)的做法,选择公司股票

日回报率的年度标准差(DretVolatility)作为外生

变量,计算逆米尔斯比率(imr)。并进行两阶段

回归,回归结果如表5列(5)—(8)所示,逆米尔

斯比率(imr)的回归系数显著为正,说明回归结

果会受到样本选择偏误的影响,但经控制后列

(6)、列(8)中社保基金(SF)的回归系数均依然

显著为正,验证了主回归的结论是稳健的。

2.其他敏感性测试。

第一,变换变量。采用经年度行业均值调

整的公司现金持有来重新定义现金持有水平

(vcash)。表 6 列(1)(2)所示,社保基金持股依

然与公司现金持有水平之间有显著正相关的关

系,验证了主回归结果。第二,变换样本数据。

cash

SSF

USFP

size

lev

Q

lnage

ocfl

nwcl

capex

supratio

roe

first

boardindep

年份/行业

常数

样本量

调整R2

(1)

ols

0.012***

(4.28)

-0.015***

(-11.56)

-0.437***

(-46.83)

-0.011***

(-9.35)

-0.047***

(-13.46)

0.670***

(46.08)

-0.132***

(-18.47)

0.178***

(14.65)

0.114***

(36.75)

0.026***

(2.69)

0.000***

(4.87)

0.014

(0.60)

0.781***

(25.62)

32080

0.308

(2)

re

0.011***

(4.08)

-0.013***

(-6.97)

-0.548***

(-51.19)

-0.024***

(-20.51)

-0.125***

(-20.90)

0.528***

(40.30)

-0.226***

(-28.01)

0.153***

(14.10)

0.114***

(28.95)

0.018**

(2.16)

0.000***

(4.02)

-0.018

(-0.68)

0.953***

(21.82)

32080

(3)

fe

0.009***

(3.35)

-0.002

(-0.79)

-0.563***

(-48.66)

-0.024***

(-20.33)

-0.274***

(-28.90)

0.491***

(36.83)

-0.254***

(-29.04)

0.165***

(14.89)

0.112***

(24.95)

0.013

(1.51)

0.000***

(2.87)

-0.026

(-0.93)

0.999***

(17.64)

32080

0.208

(4)

ols

0.006***

(5.17)

-0.015***

(-11.42)

-0.438***

(-46.96)

-0.011***

(-9.35)

-0.047***

(-13.47)

0.669***

(46.03)

-0.132***

(-18.51)

0.179***

(14.76)

0.114***

(36.67)

0.025***

(2.63)

0.000***

(4.91)

0.014

(0.59)

0.771***

(25.70)

32080

0.308

(5)

re

0.005***

(4.01)

-0.013***

(-6.75)

-0.549***

(-51.29)

-0.024***

(-20.46)

-0.125***

(-20.89)

0.528***

(40.28)

-0.226***

(-28.02)

0.153***

(14.15)

0.114***

(28.94)

0.018**

(2.16)

0.000***

(3.98)

-0.018

(-0.69)

0.943***

(21.72)

32080

(6)

fe

0.003***

(2.81)

-0.001

(-0.57)

-0.564***

(-48.76)

-0.024***

(-20.26)

-0.274***

(-28.88)

0.491***

(36.82)

-0.255***

(-29.05)

0.166***

(14.91)

0.112***

(24.97)

0.013

(1.53)

0.000***

(2.82)

-0.026

(-0.94)

0.988***

(17.53)

32080

0.208

社保基金持股与企业现金持有

47

第49页

JRYJJ

2009 年财政部等联合发布规定,凡是含有国有

股、并在境内证券市场首次公开上市的股份有

限公司,都需将首次实际发行股份额的 10% 划

转给社保基金,但转持股份仅享有收益权和处

置权,但无法对企业的经营活动进行直接有效

的监管干预。为验证此推论,删除了2009年之

前的年度样本,并设置变量ZHSSF(组合社保基

金持股比例)衡量组合社保基金持股,LSSSF(理

事会持股比例)衡量理事会负责的社保基金持

股,回归结果也与前述推断基本一致,组合模式

下的社保基金持股依然将发挥其治理作用,提

升了公司的现金持有水平,而理事会负责下的

社保资金反而会抑制公司的现金持有水平,原

因可能是理事会持有的大多为转持的国有股

份,而国企因其超然的产权性质,更易获得资本

市场的融资优待,所以其现金持有规模更小,具

体结果如表6列(3)(4)所示。

表6 其他敏感性测试

注:***、**和*分别表示在1%、5%和10%的

水平上显著;()中为t值。

变量

SSF

USFP

DretVolatility

turnover

l2USFP

imr

控制变量

年份/行业

常数

样本量

Kleibergen-Paap LM 值

Kleibergen-Paap Wald F值

调整R2

(1)

工具变量的检验结果

USFP

-0.000***

(-12.87)

-2.113***

(-14.78)

30949

205.598***

210.833

0.075

(2)

cash

0.107***

(5.74)

1.028***

(16.82)

30949

0.167

(3)

USFP

0.304***

(50.68)

-1.337***

(-9.05)

25075

529.326***

758.189

0.160

(4)

cash

0.010**

(2.34)

0.401***

(11.07)

25075

0.230

(5)

Heckman两阶段模型检验

dumUSFP

-2.409*

(-1.76)

-13.479

(-0.13)

31323

(6)

cash

0.006***

(4.56)

0.314***

(10.64)

-2.943***

(-8.46)

31323

0.308

(7)

SSF

-2.417*

(-1.77)

-13.468

(-0.13)

31323

(8)

cash

0.011***

(3.76)

0.316***

(10.69)

-2.952***

(-8.48)

31323

0.308

表5 稳健性检验—内生性问题

注:***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著;()中为t值。

变量

SFF

USFP

ZHSSF

LSSSF

控制变量

年份/行业

常数

样本量

调整R2

(1)

vcash

0.012***

(4.05)

0.618***

(20.43)

32080

0.266

(2)

vcash

0.005***

(5.11)

0.607***

(20.42)

32080

0.266

(3)

cash

0.008***

(5.82)

0.774***

(25.78)

32080

0.309

(4)

cash

-0.032*

(-1.85)

0.754***

(25.27)

32080

0.308

金融与经济 2022.12

48

第50页

JRYJJ

五、机制分析与异质检验

(一)机制分析

上述回归结果表明,社保基金持股比例的

增加会提高企业现金持有水平,为确定其具体

路径影响,将基于社保基金持股的两种后续效

应,构建各效应分析模型,以检验社保基金持股

影响公司现金持有的内在动因机制。

1.主营绩效

由于政策引导和业绩压力,社保基金管理

人更倾向于通过帮扶企业寻取优质项目、提升

主营绩效,从而获取长期的投资收益,而为支撑

产品市场的锐意进取,公司可能会充分发挥现

金资产“开源活水”的竞争效应。为验证以上推

测,参考周泰云等(2021),采用(营业利润-公允

价值变动收益-投资收益-对联营企业和合营企

业的投资收益)/总资产作为描述企业年内主营

业绩(CP)的变量,并借鉴温忠麟中介效应检验

方法,构建如下模型。

cashi,t=β0+β1SFi,t+∑Controli,t+εi,t

CPi,t=α0+α1SFi,t+∑Controli,t+εi,t

cashi,t=v0+v1SFi,t+v2CPi,t+∑Controli,t+εi,t (2)

表 7 列(1)到列(6)报告了主营业绩的中介

效应回归结果,列(2)(5)的结果表明社保基金

(SF)都在 1%的水平上促进了企业的主营业绩

(CP);列(3)(6)的结果表明企业的主营业绩

(CP)在 1%的水平上显著增加了企业的现金持

有水平(cash),说明主营业绩在社保基金流动持

股比例对现金持有水平的促进作用中起到了部

分中介效应。

2.关联交易

现金易被侵占挪用的特性导致超额的现金

持有很可能被大股东用于关联交易。而社保基

金的持股可能会完善企业整体的治理体系和监

督体系,约束经营者并减少其背离公司利益的

动机。参考冯慧群(2016),构建关联交易(isam)

变量来描述控股股东对企业的“掏空”行为,并

设立如下模型以检验社保基金持股与企业关联

交易间的关系。

cashi,t=β0+β1SFi,t+∑Controli,t+εi,t

isami,t=α0+α1SFi,t+∑Controli,t+εi,t

cashi,t=v0+v1SFi,t+v2isami,t+∑Controli,t+εi,t(3)

表 8 揭示了社保基金持股对关联交易的治

理途径,列(1)到列(6)的结果表明社保基金持

股能够有效改善由关联交易而导致的现金流失

问题(列(3)isami,t的系数为-0.013且在1%的水

平上显著;列(6)isami,t的系数为-0.012且在1%

的水平上显著)。

(二)异质性检验

1.融资约束

由以上分析可知,管理人为满足理事会组

合收益率标准,不得不将业绩压力逐级派发到

组合的企业中去,但短期市场的快速扩张无疑

表7 社保基金持股影响公司现金持有水平的主营业绩路径

变量

SSF

USFP

CP

控制变量

年份/行业

常数

样本量

调整R2

(1)

cash

0.012***

(4.12)

0.768***

(24.79)

31082

0.311

(2)

CP

0.007***

(14.93)

-0.007

(-1.40)

31082

0.681

(3)

cash

0.009***

(3.12)

0.393***

(11.81)

0.771***

(24.94)

31082

0.314

(4)

cash

0.006***

(5.06)

0.760***

(24.85)

31082

0.311

(5)

CP

0.003***

(14.93)

-0.014***

(-2.77)

31082

0.681

(6)

cash

0.005***

(4.06)

0.390***

(11.74)

0.765***

(25.08)

31082

0.314

注:***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著;()中为t值。

社保基金持股与企业现金持有

49

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