目 次 CONTENTS

03 心理賬戶視角下互聯(lián)網(wǎng)平臺消費者金融信息保護行為演化博弈

易加斌 張偉婕

16 金融機構(gòu)環(huán)境信息披露的發(fā)展現(xiàn)狀與國際比較

萬劍韜 曹國俊 王祺星

25 就業(yè)目標(biāo)納入貨幣政策框架的討論和實踐

張懷清 徐瑞慧 趙亞琪

33 國有資本參股對民營企業(yè)人力資本升級的影響

周 旭 云 鋒

43 社保基金持股與企業(yè)現(xiàn)金持有

丁澤平 陶 圓 張記元

金融研究

專題：股權(quán)結(jié)構(gòu)影響

《 》編 委 會

學(xué)術(shù)顧問：吳曉求 陸 磊 肖 耿

主任委員：張瑞懷

委 員：

高建武 韓偉明 胡貴生 胡躍輝

花榮斌 黃旭東 黎 朝 李 瑋

李 獻 李明波 凌興國 劉承亞

劉 勇 牛喜軍 潘 淦 潘 明

彭 凱 彭 明 彭華峰 皮 唐

秦曉晶 石鵬飛 唐一鳴 田萬霞

王德剛 王東升 文 弢 肖 峻

肖連斌 徐 輒 徐海濤 許紅輝

姚家斌 姚江濤 尹繼君 余紅永

俞 堅 岳 磊 張 菁 張 蓉

張 翔 曾 暉 曾劍輝

主 編：杜正琦

副 主 編：曾省暉

責(zé)任編輯：劉樹德 徐宇明

法律顧問：馬 靜

出 版：《金融與經(jīng)濟》編輯部

地 址：江西省南昌市鐵街25號

投稿平臺：jryjj.org.cn

電子郵箱：jryjj@vip.163.com

編輯部電話：（0791）86613977

發(fā)行部電話：（0791）86201015

廣告代理：上海宣洪文化傳播有限公司

（021）66359121

郵 編：330008

國際標(biāo)準(zhǔn)連續(xù)出版物號：ISSN 1006-169X

國內(nèi)統(tǒng)一連續(xù)出版物號：CN 36-1005/F

國內(nèi)郵發(fā)代號：44-67

開戶銀行：工行南昌沿江支行

匯款戶名：金融與經(jīng)濟編輯部

賬 號：1502001719000014504

印 刷：南昌三聯(lián)印務(wù)有限公司

每月下旬出版

定價：15.00元/本

主 管：中 國 人 民 銀 行

南 昌 中 心 支 行

主 辦：江西省金融學(xué)會

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

1980 年創(chuàng)刊

月刊·2022 年第 12 期（總第 545 期）

53 中國成品油價格的非對稱波動及其市場勢力檢驗

蘇 鵬 郭 暢

67 數(shù)字經(jīng)濟、市場化與城鄉(xiāng)居民收入差距

彭繼增 鐘 浩

77 資本市場開放、分析師關(guān)注與股票流動性

——基于滬深港通機制的準(zhǔn)自然實驗

李沁洋 陳 婷

88 供應(yīng)鏈金融與科技型中小企業(yè)融資效率

王 波 郭宏丹 鄭 姣 蔣玉娟

經(jīng)濟縱橫

本刊不以任何形式收取版面費

金融論壇 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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心理賬戶視角下互聯(lián)網(wǎng)平臺消費者金融信息

保護行為演化博弈

[摘 要] 隨著互聯(lián)網(wǎng)平臺過度收集、違規(guī)使用消費者金融信息等事件頻繁發(fā)生，加強金

融監(jiān)管及保護消費者金融信息安全成為亟待解決的熱點問題。將前景理論和心理賬戶結(jié)

合引入互聯(lián)網(wǎng)平臺和監(jiān)管部門的博弈決策過程，構(gòu)建雙方演化博弈模型，并對相關(guān)影響因

素進行仿真分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，影響金融信息安全系統(tǒng)達到理想狀態(tài)的關(guān)鍵在于互聯(lián)網(wǎng)平臺

和監(jiān)管部門的價值感知；強化第三方監(jiān)督有助于促進監(jiān)管部門強化監(jiān)管以及改善互聯(lián)網(wǎng)平

臺金融信息安全治理；成本參照點、風(fēng)險偏好系數(shù)、損失規(guī)避系數(shù)會影響博弈雙方的策略選

擇；降低監(jiān)管成本、加大對平臺的處罰力度、提高監(jiān)管能力具有良好的政策引導(dǎo)效果，對互

聯(lián)網(wǎng)平臺消費者金融信息保護有積極影響。

[關(guān)鍵詞] 前景理論；心理賬戶；互聯(lián)網(wǎng)平臺；金融信息；行為監(jiān)管；演化博弈

[中圖分類號] F832 [文獻標(biāo)識碼]A [文章編號]1006-169X（2022）12-0003-13

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

[基金項目] 黑龍江省教育科學(xué)規(guī)劃重點課題“數(shù)字經(jīng)濟背景下融入課程思政建設(shè)的高

校本科市場營銷專業(yè)人才培養(yǎng)模式創(chuàng)新研究”（GJB1422409）。

[作者簡介] 易加斌（1978—），四川閬中人，哈爾濱商業(yè)大學(xué)商務(wù)學(xué)院，博士（后），教授，

研究生導(dǎo)師，研究方向為協(xié)同治理與創(chuàng)新；張偉婕（1997—），山東臨沂人，哈爾濱商業(yè)大學(xué)

商務(wù)學(xué)院，碩士研究生，研究方向為協(xié)同創(chuàng)新網(wǎng)絡(luò)。

■ 易加斌，張偉婕

一、引言

數(shù)字經(jīng)濟時代，信息和數(shù)據(jù)已成為一種新

的生產(chǎn)要素。互聯(lián)網(wǎng)平臺（企業(yè)）作為重要的市

場主體，憑借技術(shù)和商業(yè)服務(wù)底層架構(gòu)以推動

資源調(diào)動和交易完成（胡凌，2019），帶動金融業(yè)

務(wù)介入市場，并基于對消費者數(shù)據(jù)的收集，形成

了多場景、多維度的金融信息數(shù)據(jù)池，既包含消

費者身份、賬戶、交易、財產(chǎn)、信用、喜好等基本

原始信息，又包括對其分析運算得來的二次信

息（鄭巖，2021）。這些重要的信息數(shù)據(jù)作為互

聯(lián)網(wǎng)平臺金融創(chuàng)新的重要資源，其價值性愈發(fā)

凸顯。現(xiàn)實情況表明，互聯(lián)網(wǎng)平臺通過利用大

數(shù)據(jù)、云計算、人工智能等技術(shù)，收集、分析消費

者金融信息，提升了對消費者需求的識別能力，

從而為消費者匹配更高質(zhì)量、更高效率的金融

產(chǎn)品和服務(wù)，卻由于金融信息的“易獲得性”“可

識別性”增強而弱化了金融信息的私密性。此

外，消費者金融信息還存在被強制授權(quán)、過度收

集、濫用甚至泄露等問題，不但會對消費者最基

本的隱私權(quán)造成侵害，而且可能會沖擊互聯(lián)網(wǎng)

平臺（企業(yè)）、金融機構(gòu)甚至整個金融行業(yè)的發(fā)

展，進而影響金融穩(wěn)定和安全。2021 年 4 月 12

日，螞蟻集團被監(jiān)管約談，金融管理部門對螞蟻

集團金融業(yè)務(wù)活動中存在的支付業(yè)務(wù)不當(dāng)競爭

ournal of Finance and Economics J 金融與經(jīng)濟 2022.12

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行為、信息壟斷等問題提出整改方案①。2021年

5 月 10 日，中國 48 款網(wǎng)絡(luò)借貸類 App 因違反必

要原則，收集與其提供服務(wù)無關(guān)的個人信息等

被國家網(wǎng)信辦通報②。上述事件無不體現(xiàn)了國家

對金融信息安全的重視，也反映了加強消費者金

融信息保護的重要性和必要性。

頻發(fā)的消費者金融信息安全問題引發(fā)了消

費者對互聯(lián)網(wǎng)平臺金融科技創(chuàng)新的顧慮。實際

上，在金融科技起步階段，中國金融管理部門通

過打造審慎包容的監(jiān)管環(huán)境來助推金融科技發(fā)

展，但也逐漸暴露出壟斷、數(shù)據(jù)安全等問題。在

此背景下，監(jiān)管部門致力于平衡鼓勵金融科技

發(fā)展與防范金融風(fēng)險的關(guān)系，努力把握創(chuàng)新與

監(jiān)管的動態(tài)平衡。近年來，《個人金融信息（數(shù)

據(jù)）保護試行辦法》《中國人民銀行金融消費者

權(quán)益保護實施辦法》等條例的頒布，進一步強調(diào)

將防范和化解金融風(fēng)險放在更加重要的位置，

同時通過加快完善監(jiān)管體系、健全金融消費者

權(quán)益保護機制和制度規(guī)范、重拳整治侵害消費

者合法權(quán)益的源頭性問題等，切實保護金融消

費者的長遠(yuǎn)和根本利益。因此，在金融信息安

全保護過程中，政策的設(shè)計與實施會在較大程

度上影響互聯(lián)網(wǎng)平臺的策略選擇。在不同的監(jiān)

管政策與策略指導(dǎo)下，決策主體的成本和收益

會有明顯差異，進而影響其對自身策略的調(diào)

整。一方面，監(jiān)管決策和政策導(dǎo)向會影響互聯(lián)

網(wǎng)平臺對決策成本與效價的感知，進而采取保

護信息或不保護信息的行為；另一方面，監(jiān)管部

門會根據(jù)法律政策執(zhí)行情況來預(yù)測金融信息安

全走勢，作出強監(jiān)管或弱監(jiān)管的決策。因此，金

融信息安全保護過程可視為互聯(lián)網(wǎng)平臺與監(jiān)管

部門的動態(tài)博弈過程。

雖然目前金融信息數(shù)據(jù)安全問題已引起監(jiān)

管部門高度重視，但該問題仍未得到根本性解

決。事實上，互聯(lián)網(wǎng)平臺只有合規(guī)收集和使用

金融信息，才能降低信息安全風(fēng)險；監(jiān)管部門也

只有強化行為監(jiān)管，才能提高金融信息安全程

度。而互聯(lián)網(wǎng)平臺過度逐利、監(jiān)管部門監(jiān)管滯

后等現(xiàn)實情況的存在，使得金融數(shù)據(jù)安全難以

得到有效保障。對此，在國家進一步加強數(shù)字

經(jīng)濟治理的新形勢下，如何有效規(guī)范平臺（企

業(yè)）行為并推動金融信息安全監(jiān)管，實現(xiàn)金融信

息安全保護的目標(biāo)，就成為當(dāng)前金融監(jiān)管領(lǐng)域

的重要課題。

二、文獻回顧

目前有關(guān)平臺消費者金融信息保護的文獻

多集中于理論研究層面，研究內(nèi)容聚焦于平臺

消費者金融信息的安全隱患來源、保護困境以

及如何改善該狀況。在安全隱患方面，胡文濤

（2018）認(rèn)為，數(shù)字交易平臺依賴信息技術(shù)創(chuàng)新

來低成本收集、傳遞和分析消費者高敏感度的

金融信息，使之通過價值升級為平臺提供商業(yè)

決策，這無疑會增加信息主體被侵害的風(fēng)險。

而互聯(lián)網(wǎng)平臺將不知情消費者的金融信息用于

網(wǎng)絡(luò)貸款業(yè)務(wù)，在平臺方、貸款機構(gòu)和出資方間

流轉(zhuǎn)，將會進一步擴大信息安全隱患。Valverde

& Fernndez（2020）指出，隨著金融機構(gòu)對第三方

數(shù)據(jù)服務(wù)提供商（如數(shù)據(jù)提供、云存儲和分析）

在風(fēng)險控制、客戶管理等方面的依賴關(guān)系增強，

一旦有操作故障或網(wǎng)絡(luò)事件發(fā)生，將會對金融

機構(gòu)活動造成擾亂。此外，互聯(lián)網(wǎng)平臺利用大

數(shù)據(jù)進行網(wǎng)絡(luò)貸款營銷，不但會提高隱私泄露

的風(fēng)險，而且容易誘導(dǎo)超前消費和負(fù)債消費，引

發(fā)消費者的違約風(fēng)險和信用風(fēng)險。在保護困境

①中國人民銀行副行長潘功勝就金融管理部門再次約談螞蟻集團情況答記者問，表示人民銀

行、銀保監(jiān)會、證監(jiān)會、外匯局等與螞蟻集團進行了深入溝通，提出糾正支付業(yè)務(wù)不正當(dāng)競爭行為、打

破信息壟斷等五個方面的整改方案。

②2021年5月，國家互聯(lián)網(wǎng)信息辦公室依據(jù)《中華人民共和國網(wǎng)絡(luò)安全法》《App違法違規(guī)收集使

用個人信息行為認(rèn)定方法》《常見類型移動互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用程序必要個人信息范圍規(guī)定》等法律和有關(guān)規(guī)

定，對網(wǎng)絡(luò)借貸等常見類型公眾大量使用的App個人信息收集使用情況進行檢測，并發(fā)布《關(guān)于騰訊

手機管家等84款A(yù)pp違法違規(guī)收集使用個人信息情況的通報》。

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和改善措施方面，程雪軍和尹振濤（2022）提出，

面對金融創(chuàng)新發(fā)展，中國通常采用“試點改革”

的監(jiān)管模式更注重審慎經(jīng)營和框定業(yè)務(wù)邊界，

而對消費者權(quán)益保護重視不足。劉斌（2015）指

出，對金融信息保護缺乏完善的保護規(guī)范依據(jù)

和有效的監(jiān)管措施，而金融信息受害人舉證困

難也是其難以維權(quán)的主要障礙。曾遠(yuǎn)（2022）通

過分析個人金融信息安全標(biāo)準(zhǔn)對樣本企業(yè)類型

的約束程度發(fā)現(xiàn)，相較商業(yè)銀行系統(tǒng)和金融科

技應(yīng)用類公司，安全標(biāo)準(zhǔn)對金融科技技術(shù)類公

司的約束效應(yīng)最弱，部分金融科技企業(yè)為尋求

利益會采取隱性損害行為來侵害金融消費者的

合法權(quán)益。胡凌（2017）認(rèn)為，把消費者個人信

息數(shù)據(jù)視為獲取免費服務(wù)的對價，將會為互聯(lián)

網(wǎng)平臺規(guī)避責(zé)任提供可乘之機。楊東（2018）指

出，金融消費者通過互聯(lián)網(wǎng)平臺進行投資，弱化

了其與金融機構(gòu)的隸屬關(guān)系，由于不直接對接

金融機構(gòu)，對消費者的保護也變得更加復(fù)雜。

對此，陳剩勇和盧志朋（2018）提出通過國家立

法和市場監(jiān)管來應(yīng)對互聯(lián)網(wǎng)時代公民隱私權(quán)保

護的難題。此外，張繼紅（2016）從法律視角考

量，認(rèn)為大數(shù)據(jù)背景下平衡金融信息保護與利

用的沖突是急需解決的價值判斷難題，對此應(yīng)

加快構(gòu)建信息權(quán)保護的法律框架，進一步明確

金融信息保護優(yōu)先原則。周之田（2020）指出，

個人金融信息保護中對信息利用與權(quán)利保護的

權(quán)衡應(yīng)以不同社會發(fā)展階段的目標(biāo)為依據(jù)。

也有學(xué)者采用經(jīng)典博弈方法開展有關(guān)平臺

行為、信息數(shù)據(jù)保護的研究，為互聯(lián)網(wǎng)平臺金融

信息保護的監(jiān)管實施、監(jiān)管效果評價提供了寶

貴借鑒。曲薪池和侯貴生（2020）構(gòu)建三方（平

臺、用戶、政府）微分博弈模型，指出加大對泄露

用戶隱私信息平臺的懲罰力度，對降低用戶維

權(quán)成本、減少平臺投機動機有重要作用。豐米

寧等（2017）采用經(jīng)典博弈方法，研究用戶與社

交平臺兩方策略選擇對網(wǎng)絡(luò)安全維護的影響，

證實第三方監(jiān)管力度是影響雙方隱私策略演化

的關(guān)鍵因素。劉偉等（2017）運用演化博弈理

論，對互聯(lián)網(wǎng)金融平臺行為和監(jiān)管策略的演化

過程進行研究，提出互聯(lián)網(wǎng)金融行業(yè)的風(fēng)險控

制依賴金融監(jiān)管機構(gòu)的監(jiān)管力度。危懷安和李

松濤（2018）構(gòu)建了第三方支付市場的多關(guān)系分

析模型，論證監(jiān)管部門對第三方支付機構(gòu)嚴(yán)格

監(jiān)管的必要性。魏益華等（2019）建立信息主體

和數(shù)據(jù)業(yè)者兩方演化博弈模型，指出利用數(shù)據(jù)

政策工具有助于實現(xiàn)數(shù)據(jù)共享與信息保護的最

優(yōu)解。針對平臺行為和信息保護的博弈問題，

以上文獻均基于期望效用理論來構(gòu)建博弈決策

函數(shù)，忽略了行為主體的非理性決策，這可能會

導(dǎo)致研究結(jié)果與實際偏離。

近年來，有學(xué)者引入行為經(jīng)濟學(xué)理論來研

究決策主體的行為。前景理論（Prospect Theory）

是學(xué)者 Kahneman & Tversky（1979）從認(rèn)知心理

學(xué)角度提出。該理論認(rèn)為行為決策在不確定條

件下會背離期望效用理論的偏好一致性與效用

最大化原則。該理論的貢獻在于將行為主體的

價值感知、風(fēng)險偏好等因素納入決策過程，實現(xiàn)

了對早期行為經(jīng)濟學(xué)“理性經(jīng)濟人”假設(shè)的突

破。此外，為更好地了解人們的消費決策，

Thaler（1985）提出了心理賬戶（Mental Accounts）

概念。此概念以前景理論的價值函數(shù)為計量依

據(jù)，表示從心理上人們對結(jié)果的編碼、分類及估

價。考慮到心理賬戶對引發(fā)非理性行為的影

響，引入心理賬戶概念將更有助于研究真實的

決策行為。目前，已有學(xué)者單獨或聯(lián)合應(yīng)用前

景理論和心理賬戶開展有關(guān)平臺行為的研究。

例如，劉大為（2020）探討了持續(xù)消費產(chǎn)生的心

理成本變動對平臺收費策略的影響，彌補了平

臺定價研究領(lǐng)域存在的不足。在運用演化博弈

方法來研究平臺行為方面。張金華等（2018）引

入前景理論到網(wǎng)絡(luò)謠言監(jiān)管博弈問題中，指出

違法行為成本的增加有助于規(guī)范平臺運營商行

為。韓菁等（2019）針對C2C平臺好評返現(xiàn)行為

構(gòu)建收益感知矩陣，研究獎懲條件下買賣雙方

決策行為的演化機制。吳斌等（2020）結(jié)合前景

理論和心理賬戶，探討價格歧視現(xiàn)象中電商平

臺和政府部門的決策行為機理，豐富了將前景

理論和心理賬戶結(jié)合引入演化博弈的研究。

回顧和梳理已有文獻發(fā)現(xiàn)，目前對于互聯(lián)

網(wǎng)平臺消費者金融信息保護取得了一定的研究

心理賬戶視角下互聯(lián)網(wǎng)平臺消費者金融信息保護行為演化博弈

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成果與實踐經(jīng)驗，但還存在以下不足。第一，當(dāng)

前對消費者金融信息保護的研究多集中于理論

推導(dǎo)和定性研究，采用定量方法揭示其內(nèi)在機

理的研究相對較少。第二，少部分學(xué)者運用博

弈論工具對信息數(shù)據(jù)保護問題展開研究，但多

聚焦期望效用理論，忽略了信息安全主體的損

失規(guī)避、風(fēng)險偏好等非理性因素對金融信息保

護與監(jiān)管的影響。而現(xiàn)實情況是，由于決策主

體的有限理性，在面臨信息滯后和不確定環(huán)境

時，很可能作出背離完全理性的非理性決策。

第三，在現(xiàn)有基于前景理論和心理賬戶的文獻

中，大部分學(xué)者將上述理論和概念單獨用于有

關(guān)平臺行為的研究，卻很少將二者結(jié)合并用于

平臺信息保護的博弈研究。在實際的金融信息

安全博弈系統(tǒng)中，由于有限理性的互聯(lián)網(wǎng)平臺

和監(jiān)管部門難以掌握全部決策信息，同時廣泛

應(yīng)用的信息技術(shù)提高了金融信息保護的復(fù)雜性

等，使得博弈雙方通常難以精確測度策略價值，

在實際決策中存在認(rèn)知偏差、風(fēng)險偏好和參照

依賴等。對此，引入前景理論到消費者金融信

息保護過程，將互聯(lián)網(wǎng)平臺是否保護金融信息

與監(jiān)管部門是否選擇強監(jiān)管視為一種風(fēng)險決

策，從而能夠解釋為何決策主體在面對金融信

息保護與監(jiān)管問題時難以作出最優(yōu)決策，也將

有助于進一步探討互聯(lián)網(wǎng)平臺和監(jiān)管部門如何

基于預(yù)設(shè)的參照點作出相應(yīng)的策略選擇。

綜上，將前景理論和心理賬戶結(jié)合引入互

聯(lián)網(wǎng)平臺和監(jiān)管部門的博弈決策過程，構(gòu)建心

理賬戶視角下消費者金融信息保護群體（互聯(lián)

網(wǎng)平臺群體和監(jiān)管群體）的假設(shè)模型，從風(fēng)險感

知、損失規(guī)避、參照依賴的角度分析決策主體的

策略選擇動機；并通過數(shù)值仿真模擬探討第三

方監(jiān)督、成本參照點、風(fēng)險偏好系數(shù)、損失規(guī)避

系數(shù)以及政策引導(dǎo)措施對信息保護與監(jiān)管演化

的作用；在此基礎(chǔ)上，提出保護平臺消費者金融

信息安全的對策建議。由此，可能貢獻在于，從

行為決策與演化博弈的兼容性視角，豐富消費

者金融信息保護研究的理論成果，更好地明晰

金融信息保護過程中金融監(jiān)管部門與互聯(lián)網(wǎng)平

臺之間博弈演化的內(nèi)在機理和決策條件，并進

一步為心理賬戶與消費者金融信息保護的融合

研究提供新的理論模型和研究變量；在實踐中，

為數(shù)字經(jīng)濟治理環(huán)境下金融監(jiān)管部門如何對互

聯(lián)網(wǎng)平臺進行有效監(jiān)管從而更好地保護消費者

金融信息提供有效的對策機制、操作性框架和

實施路徑。

三、模型構(gòu)建與求解

（一）理論及模型適用性分析

在金融信息安全監(jiān)管過程中，既要考慮發(fā)

揮平臺的自律管理作用，降低信息安全監(jiān)管成

本，同時要做好強化平臺監(jiān)管的準(zhǔn)備，以防范信

息安全風(fēng)險，減少信息安全事故的發(fā)生。另外，

在當(dāng)前金融科技生態(tài)下，互聯(lián)網(wǎng)平臺是基于經(jīng)

濟利益最大化來開展經(jīng)營活動的，會進行不同

策略選擇的成本間、收益間的權(quán)衡。此時，有限

理性的監(jiān)管方與平臺方的決策行為具有較大不

確定性，同時還會彼此影響、相互制約。依據(jù)演

化博弈理論的觀點，在金融信息安全保護系統(tǒng)

中，雖然有限理性的互聯(lián)網(wǎng)平臺和監(jiān)管部門難

以準(zhǔn)確把握自身得失情況，但可以通過不斷獲

取信息來持續(xù)調(diào)整策略，并通過不斷總結(jié)和模

仿，最終達到一種均衡狀態(tài)。

此外，在實際的金融信息安全博弈系統(tǒng)中，

由于決策主體的有限理性以及系統(tǒng)的復(fù)雜性，

使得平臺方和監(jiān)管方在面臨不確定的決策環(huán)境

時，通常難以精確測度策略價值，并存在主觀認(rèn)

知偏差、風(fēng)險偏好和參照依賴。因此，將前景理

論引入消費者金融信息保護過程，并將互聯(lián)網(wǎng)

平臺是否保護金融信息與監(jiān)管部門是否選擇強

監(jiān)管視為一種風(fēng)險決策，探討金融信息保護與

監(jiān)管主體面對損失和收益表現(xiàn)出的不同風(fēng)險態(tài)

度，即面對收益時表現(xiàn)為風(fēng)險厭惡，面對損失時

表現(xiàn)為風(fēng)險追求，從而進一步解釋為何決策主

體在金融信息保護與監(jiān)管問題上難以作出最優(yōu)

決策。

行為經(jīng)濟學(xué)家Thaler（1985）認(rèn)為，人們在消

費決策過程中存在“心理賬戶系統(tǒng)”，會將過去

的投入與現(xiàn)在的付出加總作為總成本來衡量決

策后果。不同賬戶的記賬方式和運算規(guī)則不

同，進而導(dǎo)致非理性決策行為的發(fā)生（Koch &

金融與經(jīng)濟 2022.12

6

JRYJJ

Nafziger，2016）。依據(jù)金融信息安全博弈系統(tǒng)中

互聯(lián)網(wǎng)平臺和監(jiān)管部門對不同策略得到及失去

感知的不同，將心理賬戶分為效價賬戶和成本

賬戶。用心理賬戶理論解釋消費者金融信息安

全保護問題，強調(diào)互聯(lián)網(wǎng)平臺和監(jiān)管部門將不

同策略列入不同賬戶中，并獨立核算不同賬戶

的成本和效價，其關(guān)鍵點在于博弈雙方采取保

護策略和強監(jiān)管策略時的價值感知最大。此

外，《個人金融信息（數(shù)據(jù)）保護試行辦法》《中國

人民銀行金融消費者權(quán)益保護實施辦法》等條

例的頒布，進一步強調(diào)將防范和化解金融風(fēng)險

放在更加重要的位置，也將進一步提高互聯(lián)網(wǎng)

平臺和監(jiān)管部門對金融信息安全的風(fēng)險意識與

責(zé)任意識。《金融科技發(fā)展規(guī)劃（2022—2025

年）》（以下稱規(guī)劃）提出健全多方參與、協(xié)同共

治的金融科技倫理規(guī)范體系，構(gòu)建互促共進的

數(shù)字生態(tài)，這將有助于形成多元協(xié)同的數(shù)據(jù)治

理環(huán)境，打造嚴(yán)格的數(shù)據(jù)安全監(jiān)管生態(tài)?！兑?guī)劃》

還提出加快監(jiān)管科技全方位應(yīng)用，加強數(shù)字監(jiān)

管能力建設(shè)，創(chuàng)新監(jiān)管工具和完善金融科技創(chuàng)

新監(jiān)管機制，這必將進一步降低監(jiān)管成本同時

提升監(jiān)管效能?！吨腥A人民共和國數(shù)據(jù)安全法》

的施行對企業(yè)數(shù)據(jù)合規(guī)提出了更高要求，對違

法行為處罰力度的增加相當(dāng)于提高了企業(yè)數(shù)據(jù)

違規(guī)行為的處罰成本。部分城市（如北京、上

海、杭州）出臺了金融科技發(fā)展支持政策，通過

項目支持、產(chǎn)業(yè)建設(shè)等手段培育金融科技領(lǐng)軍

企業(yè)，引導(dǎo)金融科技規(guī)范創(chuàng)新，這對激勵平臺堅

守數(shù)據(jù)合規(guī)和數(shù)據(jù)安全，不斷提升企業(yè)價值與

核心競爭力起重要作用。由此可見，在消費者

金融信息保護問題上，政策的設(shè)計與實施為互

聯(lián)網(wǎng)平臺和監(jiān)管部門各自的成本與效價賬戶預(yù)

設(shè)了參照點。

綜上，將前景價值感知函數(shù)和心理賬戶引

入演化博弈的收益矩陣，在成本賬戶與效價賬

戶設(shè)置相應(yīng)的感知參照點以及前景價值感知函

數(shù)，實現(xiàn)讓有限理性假設(shè)始終貫穿平臺方和監(jiān)

管方的整個金融信息安全保護過程，也使得研

究結(jié)論更加貼近現(xiàn)實。

（二）模型假設(shè)與參數(shù)設(shè)定

1.模型基本假設(shè)

基于上述分析，可將互聯(lián)網(wǎng)平臺是否選擇

保護消費者金融信息視為與監(jiān)管部門動態(tài)博弈

的復(fù)雜過程，博弈的結(jié)果將影響雙方的策略選

擇。同時，考慮到博弈存在風(fēng)險決策，提出如下

假設(shè)。

假設(shè)1：互聯(lián)網(wǎng)平臺和監(jiān)管部門為金融信息

安全系統(tǒng)的兩方博弈主體，且均為有限理性。

博弈雙方的策略選擇以各自對策略得失的主觀

價值感知為依據(jù)，是一種心理感受，而非策略的

直接利得損失。依據(jù)前景理論和心理賬戶構(gòu)建

的判斷價值函數(shù)T（△ x）表示如下：

v(x)=

ì

í

?

(x - U0)

θ

,x ≥ U0

-λ(U0 - x)

β

,x＜U0

（1）

c(x)=

ì

í

?

δ(x - U1)

φ

,x ≥ U1

-(U1 - x)

σ

,x＜U1

（2）

根據(jù)心理賬戶對判斷價值函數(shù) v(x) 和 c(x)

進行分類，其中 v(x) 代表博弈雙方效價賬戶（得

到回報）的判斷價值函數(shù)，c(x) 代表博弈雙方成

本賬戶（付出代價）的判斷價值函數(shù)。當(dāng)回報值

大于回報參照點，獲得相對收益感知，反之獲得

相對損失感知；當(dāng)付出值小于付出參照點，獲得

相對收益感知，反之獲得相對損失感知。λ代表

對效價損失規(guī)避的敏感度，δ代表對成本損失規(guī)

避的敏感度。θ和β代表效價相對收益與損失的

風(fēng)險偏好系數(shù)，φ和σ代表成本相對損失與收益

的風(fēng)險偏好系數(shù)。U0代表效價參照點，U1代表成

本參照點。 x 代表價值變量。對于決策函數(shù)：

π（ε）= εr

[ε ] r

+(1 + ε)

r 1

r

（3）

其中，π（ε）為決策權(quán)重函數(shù)，指互聯(lián)網(wǎng)平臺

和監(jiān)管部門對事件發(fā)生概率的主觀判斷或?qū)Q

策的傾向程度。ε代表事件（如金融信息安全事

件、舉報事件）發(fā)生的概率，有π（0）=0，π（1）=1。

r為決策影響系數(shù)。

假設(shè) 2：作為博弈主體，互聯(lián)網(wǎng)平臺和監(jiān)管

部門均存在兩種策略。其中，互聯(lián)網(wǎng)平臺存在

保護與不保護兩種策略。不保護策略是指平臺

的趨利特征使其忽視金融數(shù)據(jù)安全，超范圍索

心理賬戶視角下互聯(lián)網(wǎng)平臺消費者金融信息保護行為演化博弈

7

JRYJJ

取、違規(guī)使用，甚至泄漏金融信息數(shù)據(jù)等，并在

短期內(nèi)獲取高額收益。保護策略是指平臺積極

履行信息保護職責(zé)，合規(guī)收集、使用消費者金融

信息。作為代表社會公眾和政府利益的重要監(jiān)

督主體，監(jiān)管部門存在強監(jiān)管與弱監(jiān)管兩種策

略。金融科技在起步階段面臨較為寬松的監(jiān)管

環(huán)境和相對被動的監(jiān)管執(zhí)行，但隨著互聯(lián)網(wǎng)平

臺金融領(lǐng)域業(yè)務(wù)擴張，逐漸暴露出數(shù)據(jù)安全等

問題，這一過程定義為弱監(jiān)管。近年來，數(shù)據(jù)壟

斷、數(shù)據(jù)泄露等負(fù)面事件頻發(fā)，在此背景下，金

融監(jiān)管部門整合人財物資源，通過健全監(jiān)管制

度、創(chuàng)新監(jiān)管手段等打造高壓的監(jiān)管環(huán)境，推動

金融科技公司不斷走向合規(guī)，這一過程定義為

強監(jiān)管。

假設(shè) 3：考慮到信息安全事件帶來的損失，

互聯(lián)網(wǎng)平臺和監(jiān)管部門均需承擔(dān)相應(yīng)的信息安

全風(fēng)險，且風(fēng)險越大，給責(zé)任主體帶來的損失就

越大。只有互聯(lián)網(wǎng)平臺和監(jiān)管部門同時履行信

息保護義務(wù)與強監(jiān)管職責(zé)，才能確保信息安全

系統(tǒng)整體達到安全狀態(tài)，否則會產(chǎn)生風(fēng)險，并在

互聯(lián)網(wǎng)平臺和監(jiān)管部門之間傳遞，風(fēng)險傳遞系

數(shù)不為0。

2.模型參數(shù)設(shè)定

認(rèn)為互聯(lián)網(wǎng)平臺不保護金融信息以及監(jiān)管

部門實施弱監(jiān)管均會承擔(dān)一定事故安全風(fēng)險。

設(shè)置風(fēng)險成本為L，金融信息安全事件發(fā)生的概

率為P。此外，認(rèn)為風(fēng)險損失應(yīng)由互聯(lián)網(wǎng)平臺和

監(jiān)管部門共同承擔(dān)，因此設(shè)置風(fēng)險傳遞系數(shù)α為

1。互聯(lián)網(wǎng)平臺選擇保護策略，監(jiān)管部門實施弱

監(jiān)管時的風(fēng)險系數(shù)為g1；互聯(lián)網(wǎng)平臺選擇不保護

策略，監(jiān)管部門實施強監(jiān)管時的風(fēng)險系數(shù)為g2。

第三方監(jiān)督主體舉報概率為μ，0＜μ＜1，互聯(lián)網(wǎng)

平臺選擇不保護策略被舉報承擔(dān)的聲譽損失為

L0，此時監(jiān)管部門實施弱監(jiān)管將損失公信力L1。

在互聯(lián)網(wǎng)平臺選擇保護策略且監(jiān)管部門選

擇強監(jiān)管策略的情形下，互聯(lián)網(wǎng)平臺的保護行

為會為自身帶來收益 R1，包括經(jīng)濟效益和社會

效益，同時也會付出保護成本W(wǎng)1，R1＞W(wǎng)1＜0，如

技術(shù)成本、管理成本。監(jiān)管部門實施強監(jiān)管會

付出監(jiān)管成本 G1，如政策制定成本、人力成本、

協(xié)調(diào)成本。

在互聯(lián)網(wǎng)平臺選擇保護策略且監(jiān)管部門選

擇弱監(jiān)管策略的情形下，監(jiān)管部門實施弱監(jiān)管

會承擔(dān)事故安全風(fēng)險成本，用 LPg1表示?；ヂ?lián)

網(wǎng)平臺受監(jiān)管部門監(jiān)管策略的影響，需承擔(dān)額

外的事故安全風(fēng)險成本，用LPg1α表示。

在互聯(lián)網(wǎng)平臺選擇不保護策略且監(jiān)管部門

選擇強監(jiān)管策略的情形下，互聯(lián)網(wǎng)平臺可獲得

超額收益R*，同時會承擔(dān)事故安全風(fēng)險成本并

受到監(jiān)管部門的行政處罰P1，實際處罰程度受名

義處罰力度 P1和監(jiān)管能力 b 的影響，用 bP1表

示。此時監(jiān)管部門實施強監(jiān)管，不但要付出監(jiān)管

成本G1，而且需承擔(dān)一定的事故安全風(fēng)險成本。

在互聯(lián)網(wǎng)平臺選擇不保護策略且監(jiān)管部門

選擇弱監(jiān)管策略的情形下，互聯(lián)網(wǎng)平臺可獲得

超額收益R*，并承擔(dān)事故安全風(fēng)險成本和舉報

損失。此時，監(jiān)管部門需承擔(dān)事故安全風(fēng)險成

本和公信力損失。

（三）收益矩陣構(gòu)建

基于上述假設(shè)和參數(shù)設(shè)置，同時設(shè)定互聯(lián)網(wǎng)

平臺選擇保護策略的概率為x（0≤x≤1），監(jiān)管部

門實施強監(jiān)管的概率為y（0≤y≤1）?；ヂ?lián)網(wǎng)平臺

和監(jiān)管部門傳統(tǒng)博弈矩陣的構(gòu)建，如表1所示。

表1 傳統(tǒng)博弈矩陣

表2 基于前景理論-心理賬戶的博弈矩陣

將效價賬戶函數(shù) v(x) 與成本賬戶函數(shù) c(x)

帶入上述傳統(tǒng)博弈矩陣，構(gòu)建基于前景理論-心

理賬戶的演化博弈矩陣，得到兩博弈主體的效

互聯(lián)網(wǎng)

平臺

保護（x）

不保護

（1-x）

監(jiān)管部門

強監(jiān)管

R1-W1-G1

R*-LPg2-bP1-G1-

LPg2α

弱監(jiān)管（1-y）

R1-W1-LPg1α-LPg1

R*-LP-L0μ-LPL1μ

互聯(lián)網(wǎng)

平臺

保護（x）

不保護

（1-x）

監(jiān)管部門

強監(jiān)管

v（R1）-c（W1）

-c（G1）

v（R*）-c（Lg2π

（P）+bP1）-c（G1+

Lg2απ（P））

弱監(jiān)管（1-y）

v（R1）-c（W1+Lg1απ

（P））-c（Lg1π（P））

v（R*）-c（Lπ（P）+L0π

（μ））-c（Lπ（P）+L1π

（μ））

金融與經(jīng)濟 2022.12

8

JRYJJ

價賬戶與成本賬戶以及對應(yīng)的決策函數(shù)，如表2

所示。

（四）博弈模型均衡結(jié)果分析

1.復(fù)制動態(tài)方程

根據(jù)表2，得到互聯(lián)網(wǎng)平臺保護策略的價值

感知EPY、不保護策略的價值感知EPN和平均價值

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，得到監(jiān)管部門強監(jiān)管策略的價值感

知EGY、弱監(jiān)管策略的價值感知EGN和平均價值感

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）

根據(jù)非對稱復(fù)制動態(tài)演化方式，可得到互

聯(lián)網(wǎng)平臺的復(fù)制動態(tài)方程：

F（x）= dx

dt =x（EPY-EP

）=x（1-x）[π（y）J+π（1-y）K]

（10）

其中，J 表示監(jiān)管部門實施強監(jiān)管時，互聯(lián)

網(wǎng)平臺策略選擇的價值函數(shù)；K表示監(jiān)管部門實

施弱監(jiān)管時，互聯(lián)網(wǎng)平臺策略選擇的價值函數(shù)。

同理，可得到監(jiān)管部門的復(fù)制動態(tài)方程：

F（y）= dy

dt =y（EGY-EG）=y（1-y）[π（x）S+π（1-x）T]

（11）

其中，S 表示互聯(lián)網(wǎng)平臺選擇保護策略時，

監(jiān)管部門策略選擇的價值函數(shù)；T表示互聯(lián)網(wǎng)平

臺選擇不保護策略時，監(jiān)管部門策略選擇的價

值函數(shù)。

2.均衡點與穩(wěn)定性分析

根據(jù)復(fù)制動態(tài)方程，可得到一個由互聯(lián)網(wǎng)

平臺和監(jiān)管部門構(gòu)成的二維動力系統(tǒng)：

ì

í

?

??

??

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）

對于上述方程組，令 dx

dt =0、dy

dt =0，得到互

聯(lián)網(wǎng)平臺和監(jiān)管部門博弈系統(tǒng)的五個局部均衡

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

?

è

? ?

?

÷ K

K - J

1

r

，y0= ?

è ?

?

T

T - S

1

r

。動態(tài)方程組求得的均衡

點不一定是系統(tǒng)的演化穩(wěn)定策略（ESS）。根據(jù)

Friedman（1991）的方法，可通過系統(tǒng)雅可比矩陣

的局部穩(wěn)定性分析得到該系統(tǒng)的演化穩(wěn)定策

略。由式（3）、式（4）得到系統(tǒng)的雅克比矩陣為：

J=

é

?

ê

ê

ê

ê

ê

ê

ù

?

ú

ú

ú

ú

ú

ú

?F(x)

?x

?F(x)

?y

?F(y)

?x

?F(y)

?y

=

é

?

ê

ê

ê

ê

ê

ê

ù

?

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）

通過系統(tǒng)的雅克比矩陣可得到矩陣的行列

式和矩陣的跡分別為：

det J= ?F(x)

?x

?F(y)

?y - ?F(x)

?y

?F(y)

?x （14）

tr J= ?F(x)

?x +

?F(y)

?y

（15）

當(dāng)矩陣滿足tr J＜0且det J＞0，動態(tài)方程組

求得的局部均衡點就是演化均衡點，此時得到

系統(tǒng)的演化穩(wěn)定策略。演化博弈的均衡判斷

表，如表3所示。

特別地，在（x0，y0）處，雅克比矩陣判斷法失

效，采用微分分析法進行穩(wěn)定性判斷（吳斌等，

2020），令F（x）、F（y）分別對y、x求偏導(dǎo)，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 ，則

心理賬戶視角下互聯(lián)網(wǎng)平臺消費者金融信息保護行為演化博弈

9

JRYJJ

?F(x)

?y 、?F(y)

?x均大于零，因此該點為不穩(wěn)定點。

由 表 3 可 知 ，當(dāng) S＜0、K＞0，滿 足 條 件 c

（G1）＞c（Lg1π（P））、v（R1）＞v（R*）、c（Lπ（P）+

L0π（μ））＞c（W1+Lg1απ（P）），（1，0）為演化博弈

的均衡點。即當(dāng)監(jiān)管部門對強監(jiān)管成本的價值

感知大于采取弱監(jiān)管策略感知到的風(fēng)險成本，

互聯(lián)網(wǎng)平臺對采取保護策略獲得收益（包括經(jīng)

濟效益和社會效益）的價值感知大于不保護策

略獲得超額收益的價值感知，對保護成本的價

值感知小于采取不保護策略感知到的成本損失

時，（保護，弱監(jiān)管）為系統(tǒng)的穩(wěn)定狀態(tài)。這意味

當(dāng)平臺具有較高信息安全責(zé)任感與風(fēng)險意識，

即使在弱監(jiān)管環(huán)境中也能主動保護消費者金融

信息，實現(xiàn)了“無為而治”。但（1，0）并非金融信

息安全系統(tǒng)的理想狀態(tài)，還需監(jiān)管部門進一步

提高金融信息安全風(fēng)險意識，降低安全監(jiān)管成

本并提升監(jiān)管效能。

同理，當(dāng)J＜0、T＞0，滿足條件c（Lπ（P）+L0π

（μ））＞c（G1+Lg2απ（P））、v（R1）＜v（R*）、cLg2π

（P）+ bP1）＜c（W1），（0，1）為演化博弈的均衡

點。即當(dāng)監(jiān)管部門對強監(jiān)管成本的價值感知小

于采取弱監(jiān)管策略感知到的成本損失；互聯(lián)網(wǎng)

平臺對采取保護策略獲得收益的價值感知小于

不保護策略獲得超額收益的價值感知，對保護

成本的價值感知大于采取不保護策略感知到的

成本損失時，（不保護，強監(jiān)管）為系統(tǒng)的穩(wěn)定狀

態(tài)。一方面，當(dāng)互聯(lián)網(wǎng)平臺對保護成本感知較

大，少量成本的增加也會大幅降低平臺保護意

愿，為降低成本并獲取超額收益，逐利的互聯(lián)網(wǎng)

平臺更傾向選擇不保護策略。另一方面，信息

技術(shù)的廣泛應(yīng)用提高了金融信息安全監(jiān)管的復(fù)

雜性，相較于對傳統(tǒng)金融機構(gòu)的監(jiān)管，金融監(jiān)管

部門對金融科技公司的監(jiān)管更加受到信息不對

稱與監(jiān)管能力的約束，加之當(dāng)前還沒有完善的

金融監(jiān)管體制和執(zhí)法機制，以及缺乏健全的金融

信息保護制度，進一步提高了平臺利用監(jiān)管空白

和漏洞來侵害消費者金融信息安全的風(fēng)險。因

此，監(jiān)管部門應(yīng)提升對信息安全風(fēng)險的感知與

識別能力，加大對違規(guī)行為的處罰力度，形成對

平臺積極履行金融信息保護義務(wù)的“威懾力”。

當(dāng) J＞0、S＞0、K＞0、T＞0，滿 足 條 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

均衡點

（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）

符號

不確定

不確定

-

不確定

-

不確定

不確定

+

不確定

-

不確定

不確定

+

不確定

不確定

-

det J

KT

-JT

-SK

JS

KT

-JT

-SK

JS

KT

-JT

-SK

JS

KT

-JT

-SK

JS

符號

不確定

不確定

+

不確定

+

-

-

+

不確定

+

不確定

不確定

+

-

-

+

局部穩(wěn)定性

鞍點

鞍點

ESS

鞍點

ESS

鞍點

鞍點

不穩(wěn)定點

鞍點

ESS

鞍點

鞍點

不穩(wěn)定點

鞍點

鞍點

ESS

表3 演化博弈的均衡判斷表

金融與經(jīng)濟 2022.12

10

JRYJJ

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

（μ））＞c（G1+Lg2απ（P））、c（G1）＜c（Lg1π（P）），

（1，1）為演化博弈的均衡點。即當(dāng)互聯(lián)網(wǎng)平臺

對保護策略獲得收益的價值感知大于采取不保

護策略獲得超額收益的價值感知，對保護成本

的價值感知小于不保護策略感知到的成本損

失；監(jiān)管部門對強監(jiān)管成本的價值感知小于采

取弱監(jiān)管策略感知到的成本損失時，（保護，強

監(jiān)管）為系統(tǒng)的穩(wěn)定狀態(tài)，此時金融信息安全系

統(tǒng)達到理想狀態(tài)。根據(jù)前景理論，當(dāng)互聯(lián)網(wǎng)平

臺感知到的事故風(fēng)險成本、舉報損失、公信力損

失過大，為了規(guī)避損失，其會積極維護金融信息

安全，監(jiān)管部門也會積極履行強監(jiān)管職責(zé)。近

年來，互聯(lián)網(wǎng)平臺在格式條款、信息收集使用以

及營銷手段等方面引發(fā)的爭議，表明當(dāng)前消費

者金融信息保護狀況不容樂觀。監(jiān)管當(dāng)局對此

提出要強化平臺企業(yè)金融活動監(jiān)管，同時重拳

整治侵害消費者合法權(quán)益的源頭性問題。在此

背景下，互聯(lián)網(wǎng)平臺的信息安全意識會進一步

提高，并出于對高額違規(guī)罰款損失、聲譽損失的

厭惡，積極履行信息保護義務(wù)將成為平臺的首

要選擇。

事實上，博弈主體在金融信息安全保護與

監(jiān)管決策過程中，往往存在認(rèn)知偏差、僥幸心理

和投機心理，最終導(dǎo)致群體行為演化難以達到

理想狀態(tài)。首先，由于較高心理期望值的存在，

互聯(lián)網(wǎng)平臺和監(jiān)管部門容易形成低成本參照

點。對于成本賬戶，信息安全事故概率的存在

使得監(jiān)管部門對強監(jiān)管成本的價值感知大于采

取弱監(jiān)管策略感知到的成本損失，互聯(lián)網(wǎng)平臺

對保護成本的價值感知大于采取不保護策略感

知到的成本損失，舉報概率的存在使得平臺對

保護成本的價值感知大于采取不保護策略感知

到的舉報損失。成本參照點越低，對成本△x的

感知越強烈，從而減少博弈雙方對保護行為和

強監(jiān)管行為的選擇。其次，行為主體在信息安

全監(jiān)管中存在風(fēng)險決策。相較于確定性的保護

付出和強監(jiān)管付出，互聯(lián)網(wǎng)平臺忽視金融信息

安全僅有一定概率會造成信息安全事故發(fā)生以

及被舉報，此時偏好風(fēng)險的互聯(lián)網(wǎng)平臺和監(jiān)管

部門更傾向于選擇不保護策略與弱監(jiān)管策略。

最后，由于存在認(rèn)知偏差，互聯(lián)網(wǎng)平臺和監(jiān)管部

門會低估信息安全事故發(fā)生的概率，即π（P）＜

P，造成對事故損失的感知值小于實際值。而僥

幸心理的存在，使得互聯(lián)網(wǎng)平臺認(rèn)為金融消費

者難以發(fā)現(xiàn)并舉報自身違規(guī)行為，從而低估違

規(guī)行為被舉報的概率，即π（μ）＜μ。

基于上述分析可知，相較于效價感知，成本

感知對博弈主體策略選擇的影響更大。監(jiān)管部

門在監(jiān)管過程中會受到信息劣勢和監(jiān)管能力的

約束，同時出于監(jiān)管成本的考慮，導(dǎo)致對互聯(lián)網(wǎng)

平臺信息安全監(jiān)管不足。對此，提高監(jiān)管部門

對金融科技公司信息安全的風(fēng)險意識，降低監(jiān)

管成本并提升監(jiān)管能力，加大對平臺侵害消費

者金融信息安全行為的處罰力度，將對保護金

融信息安全發(fā)揮積極作用。而互聯(lián)網(wǎng)平臺為追

求利益最大化，寧愿承擔(dān)安全事故損失、舉報損

失以及處罰損失，因此提高平臺的信息安全意

識，提升其對保護行為的價值感知，充分發(fā)揮監(jiān)

管部門和第三方監(jiān)督的共同監(jiān)督作用，將有助

于培育互聯(lián)網(wǎng)平臺保護金融信息的責(zé)任意識，

更好地保護消費者金融信息安全。

四、數(shù)值模擬

為更加準(zhǔn)確、直觀地反映不同參數(shù)對互聯(lián)

網(wǎng)平臺和監(jiān)管部門決策行為的影響，運用Matlab

軟件進行數(shù)值仿真模擬。根據(jù) Van（2010）的參

數(shù)設(shè)定，設(shè)置風(fēng)險偏好系數(shù)θ、β為 0.88，φ、σ為

0.98，設(shè)置δ、λ為 2；根據(jù)海因里希理論 1?300 原

則（Marshall P et al.，2018），設(shè)置 P 為 0.03；決策

影 響 系 數(shù) r 為 0.75（Senbil M & Kitamura R，

2018）。具體的參數(shù)設(shè)置及描述如表4所示。

（一）第三方監(jiān)督力度對演化結(jié)果的影響

調(diào)整第三方監(jiān)督力度μ，設(shè)置循環(huán)函數(shù) for

μ=0?0.2?1，第三方監(jiān)督力度μ變化對博弈主體

策略選擇的影響如圖1所示。圖中實線代表μ對

互聯(lián)網(wǎng)平臺x值的影響，點畫線代表對監(jiān)管部門

y值的影響。隨著μ的增大，互聯(lián)網(wǎng)平臺選擇保

護信息安全的演化速度加快，監(jiān)管部門選擇強

監(jiān)管的演化速度加快。說明當(dāng)?shù)谌奖O(jiān)督力度

較大時，博弈雙方對舉報損失和公信力下降帶

＜

心理賬戶視角下互聯(lián)網(wǎng)平臺消費者金融信息保護行為演化博弈

11

JRYJJ

來的成本感知較大。為了規(guī)避損失，互聯(lián)網(wǎng)平

臺越來越傾向保護金融信息安全，監(jiān)管部門越

來越傾向強化行為監(jiān)管。

圖1 μ值變動的演化狀態(tài)

（二）成本參照點對演化結(jié)果的影響

調(diào)整成本參照點U1，設(shè)置循環(huán)函數(shù)for U1=0?

0.5?2，成本參照點U1變化對博弈主體策略選擇

的影響如圖2所示。圖中實線代表U1對互聯(lián)網(wǎng)

平臺值的影響，點畫線代表對監(jiān)管部門y值的影

響。隨著 U1的增大，互聯(lián)網(wǎng)平臺選擇保護信息

安全的演化速度加快，監(jiān)管部門選擇強監(jiān)管的

演化速度加快。說明當(dāng)成本參照點較高時，互

聯(lián)網(wǎng)平臺對采取不保護行為面臨的不確定損失

有較大壓力，如信息泄露事件發(fā)生給平臺帶來

的聲譽損失，為了規(guī)避這種不確定損失，會越來

越傾向選擇保護策略。同時，監(jiān)管部門對實施

弱監(jiān)管可能造成的信息安全事故和公信力下降

有較大壓力，為了規(guī)避損失，會越來越傾向選擇

強監(jiān)管策略。

模型參數(shù)

保護成本W(wǎng)1

保護收益R1

監(jiān)管成本G1

監(jiān)管能力b

行政處罰P1

聲譽損失L0

超額收益R*

公信力損失L1

第三方監(jiān)督力度μ

風(fēng)險成本L

風(fēng)險系數(shù)g1

風(fēng)險系數(shù)g2

風(fēng)險傳遞系數(shù)α

風(fēng)險概率P

風(fēng)險偏好系數(shù)θ、β

風(fēng)險偏好系數(shù)φ、σ

損失規(guī)避系數(shù)δ、λ

決策影響系數(shù)r

參數(shù)含義說明

互聯(lián)網(wǎng)平臺保護金融信息付出的人力、技術(shù)、管理等成本

互聯(lián)網(wǎng)平臺保護金融信息獲得的經(jīng)濟收益與社會效益

監(jiān)管部門實施強監(jiān)管付出的政策制定、人力、協(xié)調(diào)等成本

監(jiān)管部門的監(jiān)管協(xié)調(diào)、數(shù)據(jù)分析等能力

互聯(lián)網(wǎng)平臺不保護金融信息被監(jiān)管發(fā)現(xiàn)時，給予的行政處罰

互聯(lián)網(wǎng)平臺不保護金融信息的聲譽損失

互聯(lián)網(wǎng)平臺不保護金融信息獲得的超額收益

互聯(lián)網(wǎng)平臺不保護金融信息，監(jiān)管部門實施弱監(jiān)管損失的公信力

互聯(lián)網(wǎng)平臺不保護金融信息且監(jiān)管部門實施弱監(jiān)管，被第三方舉報的概率

互聯(lián)網(wǎng)平臺不保護金融信息或監(jiān)管部門實施弱監(jiān)管需承擔(dān)的事故安全風(fēng)險成本

互聯(lián)網(wǎng)平臺保護金融信息，監(jiān)管部門實施弱監(jiān)管時的風(fēng)險系數(shù)

互聯(lián)網(wǎng)平臺不保護金融信息，監(jiān)管部門實施強監(jiān)管時的風(fēng)險系數(shù)

金融信息安全事故風(fēng)險會在互聯(lián)網(wǎng)平臺與監(jiān)管部門之間傳遞，同時風(fēng)險損失由互

聯(lián)網(wǎng)平臺和監(jiān)管部門共同承擔(dān)

發(fā)生金融信息安全事故的風(fēng)險概率

θ代表效價相對收益的風(fēng)險偏好系數(shù)

β代表效價相對損失的風(fēng)險偏好系數(shù)

φ代表成本相對損失的風(fēng)險偏好系數(shù)

σ代表成本相對收益的風(fēng)險偏好系數(shù)

δ代表成本損失規(guī)避系數(shù)

λ代表效價損失規(guī)避系數(shù)

決策影響系數(shù)r越大，決策權(quán)重函數(shù)越彎曲

參數(shù)賦值

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 參數(shù)設(shè)置及描述

金融與經(jīng)濟 2022.12

12

JRYJJ

圖2 U1值變動的演化狀態(tài)

（三）風(fēng)險偏好系數(shù)和損失規(guī)避系數(shù)對演化

結(jié)果的影響

調(diào)整風(fēng)險偏好系數(shù)φ和損失規(guī)避系數(shù)δ，設(shè)

置循環(huán)函數(shù)for φ=0?0.2?1，for δ=1?0.2?2，風(fēng)險偏

好系數(shù)φ和損失規(guī)避系數(shù)δ變化對博弈主體策略

選擇的影響如圖3所示。圖中實線代表φ對互聯(lián)

網(wǎng)平臺x值的影響，點畫線代表對監(jiān)管部門y值

的影響，點線代表δ對互聯(lián)網(wǎng)平臺x值的影響，虛

線代表對監(jiān)管部門y值的影響。首先，隨著φ的

增大，y趨向于1的速度減緩，x趨向于1的速度

加快，說明風(fēng)險偏好系數(shù)越大，監(jiān)管部門選擇強

監(jiān)管策略的演化進程越緩慢，更傾向于冒險，而

互聯(lián)網(wǎng)平臺對損失和處罰的感知價值隨冒險程

度增大而增大，風(fēng)險偏好系數(shù)的增大加快了互

聯(lián)網(wǎng)平臺向保護策略的演化。其次，隨著δ的增

大，x、y趨向于1的速度加快，說明損失規(guī)避系數(shù)

越大，博弈雙方對忽視金融信息保護行為與實

施弱監(jiān)管行為帶來的信息安全事故發(fā)生、聲譽

降低、公信力降低等損失的敏感度越高，雙方會

越來越傾向選擇保護策略和強監(jiān)管策略。

圖3 φ、δ值變動的演化狀態(tài)

（四）監(jiān)管成本對演化結(jié)果的影響

調(diào)整監(jiān)管成本G1，設(shè)置循環(huán)函數(shù)for G1=0?1?

4，監(jiān)管成本G1變化對博弈主體策略選擇的影響

如圖 4 所示。圖中點畫線代表 G1對監(jiān)管部門 y

值的影響。監(jiān)管成本存在一個臨界值（約為3），

當(dāng)G1＞3時，隨著G1的增大，y逐漸趨向于0，說明

金融監(jiān)管成本的增加會提高監(jiān)管部門對實施強

監(jiān)管的成本感知，出于對高額監(jiān)管成本的考慮，

監(jiān)管部門選擇強監(jiān)管策略的意愿會不斷降低。

圖4 G1值變動的演化狀態(tài)

（五）處罰力度、監(jiān)管能力對演化結(jié)果的影響

調(diào)整處罰力度P1和監(jiān)管能力b，設(shè)置循環(huán)函

數(shù)for P1=0?1?4，for b=0?0.2?1，處罰力度P1和監(jiān)

管能力b變化對博弈主體策略選擇的影響如圖5

所示。圖中實線代表P1對互聯(lián)網(wǎng)平臺x值的影

響，點畫線代表b對互聯(lián)網(wǎng)平臺x值的影響。首

先，處罰力度存在一個臨界值（約為3），當(dāng)P1＞3

互聯(lián)網(wǎng)平臺的處罰力度會提高平臺對采取不保

圖5 P1、b值變動的演化狀態(tài)

心理賬戶視角下互聯(lián)網(wǎng)平臺消費者金融信息保護行為演化博弈

13

JRYJJ

時，隨著P1的增大，x逐漸趨向于1，說明加大對

護策略的成本感知，當(dāng)處罰數(shù)額甚至高于付出

的保護成本，平臺越來越傾向選擇保護策略。

其次，隨著b的增大，互聯(lián)網(wǎng)平臺選擇保護策略

的演化速度加快，說明監(jiān)管部門監(jiān)管能力的提

高會加大平臺對監(jiān)管處罰的成本感知，為了規(guī)

避處罰，平臺會加快向保護消費者金融信息行

為方向演化。

五、主要結(jié)論與對策建議

（一）研究結(jié)論

第一，互聯(lián)網(wǎng)平臺和監(jiān)管部門的價值感知

是影響金融信息安全系統(tǒng)達到理想狀態(tài)的關(guān)

鍵。提高互聯(lián)網(wǎng)平臺對保護行為的價值感知和

監(jiān)管部門對強監(jiān)管行為的價值感知，有助于雙

方向保護策略和強監(jiān)管策略演化。第二，強化

包括金融消費者、行業(yè)協(xié)會、社會媒體在內(nèi)的第

三方監(jiān)督，有助于通過形成贊譽和壓力影響平

臺方和監(jiān)管方的決策。第三方監(jiān)督力度越大，

博弈雙方對舉報和公信力下降帶來的成本感知

越大，有利于促進監(jiān)管部門強化監(jiān)管以及改善

互聯(lián)網(wǎng)平臺金融信息安全治理。第三，成本參

照點、風(fēng)險偏好系數(shù)、損失規(guī)避系數(shù)是影響互聯(lián)

網(wǎng)平臺和監(jiān)管部門價值感知和策略選擇的重要

因素。成本參照點越高，博弈雙方損失規(guī)避程

度越高，有利于加快雙方向保護策略和強監(jiān)管

策略演化；不同的風(fēng)險偏好系數(shù)會影響策略演

化的速度，但不會影響演化的方向，風(fēng)險偏好系

數(shù)越大，監(jiān)管部門越傾向于冒險，向強監(jiān)管策略

演化的速度越慢，而互聯(lián)網(wǎng)平臺會因冒險程度

增大而提高成本感知，加快向保護策略演化；損

失規(guī)避系數(shù)越大，對損失的敏感度越高，有利于

加快雙方向保護策略和強監(jiān)管策略演化。第

四，降低監(jiān)管成本、加大對平臺的處罰力度、提

高監(jiān)管能力具有良好的政策引導(dǎo)效果。降低監(jiān)

管部門對實施強監(jiān)管的成本感知，提高互聯(lián)網(wǎng)

平臺對不保護策略的成本感知，對實現(xiàn)消費者

金融信息保護有積極影響。

（二）對策建議

第一，強化信息保護與金融監(jiān)管理念，提高

互聯(lián)網(wǎng)平臺和金融監(jiān)管機構(gòu)等行為主體對金融

信息安全保護與監(jiān)管的價值感知。互聯(lián)網(wǎng)平臺

應(yīng)樹立“負(fù)責(zé)任金融”理念，提高對金融信息安

全的“敬畏心”。

第二，充分發(fā)揮第三方監(jiān)督的平臺治理作

用。政府應(yīng)確保金融消費者維權(quán)渠道暢通，降

低消費者維權(quán)成本，鼓勵包括政府咨詢部門、律

師事務(wù)所在內(nèi)的第三方輔助力量為消費者提供

法律咨詢。同時，對有效舉報行為給予鼓勵和

適當(dāng)獎勵，充分發(fā)揮金融消費者、行業(yè)協(xié)會、社

會媒體的多方監(jiān)督作用，實現(xiàn)“協(xié)同共治”。

第三，建立互聯(lián)網(wǎng)平臺對消費者金融信息

安全保護和監(jiān)督主體對消費者金融信息安全有

效監(jiān)管的責(zé)任監(jiān)督與約束體系。通過強化監(jiān)管

考核管理、監(jiān)管失職后的行政問責(zé)等手段形成

對監(jiān)管部門的約束，督促監(jiān)管部門切實履行監(jiān)

管職責(zé)。健全平臺內(nèi)控合規(guī)與問責(zé)機制，補齊

監(jiān)管短板，督促其切實履行消費者保護主體的

責(zé)任。建立科學(xué)的金融信息安全風(fēng)險評估與應(yīng)

急響應(yīng)機制，運用云計算、人工智能等技術(shù)構(gòu)建

信息風(fēng)險評估模型，對信息安全風(fēng)險發(fā)生的可

能性及其對經(jīng)濟社會造成的影響進行預(yù)測。

第四，強化政策引導(dǎo)，構(gòu)建有效的信息安全

監(jiān)管機制。監(jiān)管部門應(yīng)加快完善監(jiān)管技術(shù)，將

大數(shù)據(jù)、云計算、人工智能、區(qū)塊鏈等技術(shù)應(yīng)用

于監(jiān)管領(lǐng)域，利用安全預(yù)警系統(tǒng)等監(jiān)管技術(shù)創(chuàng)

新進一步降低監(jiān)管成本。監(jiān)管部門應(yīng)建立完善

的約束與懲罰機制，明確各方監(jiān)管職責(zé)。政府

應(yīng)進一步健全和完善金融信息保護、金融消費

者權(quán)益保護相關(guān)法律法規(guī)，確保監(jiān)管部門在履

行監(jiān)管職責(zé)時有法可依，提升監(jiān)管的權(quán)威性。

監(jiān)管部門應(yīng)不斷提高監(jiān)管協(xié)調(diào)能力，建立跨地

區(qū)、跨層級、跨部門的信息共享與協(xié)同機制，搭

建監(jiān)管大數(shù)據(jù)平臺完善平臺協(xié)同治理，構(gòu)建金

融管理部門、工信部門、公安部門等多部門在內(nèi)

的多方連接的生態(tài)圈。

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15

JRYJJ

金融機構(gòu)環(huán)境信息披露的發(fā)展現(xiàn)狀與國際比較*

[摘 要] 2021年11月第26屆聯(lián)合國氣候大會通過了《巴黎協(xié)定》實施細(xì)則，對氣候相

關(guān)信息透明度提出了新要求。新形勢下改進環(huán)境信息披露、為應(yīng)對氣候變化提供基礎(chǔ)性信

息，已成為全球面臨的共同任務(wù)。環(huán)境信息披露是綠色金融體系的“五大支柱”之一，是防

范“洗綠”行為和道德風(fēng)險的關(guān)鍵舉措。隨著中國在2020年9月提出“雙碳”目標(biāo)，研究加強

金融機構(gòu)環(huán)境信息披露，對推動經(jīng)濟社會綠色低碳轉(zhuǎn)型具有重要意義。以下闡述了國內(nèi)外

環(huán)境信息披露的發(fā)展歷程，對中國主要金融機構(gòu)和國外全球系統(tǒng)重要性銀行的2021年度相

關(guān)環(huán)境信息披露情況進行了整理，比較分析了國內(nèi)外金融環(huán)境信息披露標(biāo)準(zhǔn)應(yīng)用、披露內(nèi)

容及披露質(zhì)量，并結(jié)合當(dāng)前形勢從環(huán)境信息披露標(biāo)準(zhǔn)建設(shè)、環(huán)境信息與財務(wù)信息的銜接、信

息披露監(jiān)督、金融機構(gòu)內(nèi)部治理、信息披露國際合作等角度提出相關(guān)對策建議。

[關(guān)鍵詞] 環(huán)境信息披露；金融機構(gòu)；綠色金融；可持續(xù)發(fā)展；國際比較

[中圖分類號] F832 [文獻標(biāo)識碼]A [文章編號]1006-169X（2022）12-0016-09

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

[作者簡介] 萬劍韜（1979—），河北衡水人，中國人民銀行廣州分行，碩士，研究方向為金

融會計理論與實踐、可持續(xù)發(fā)展信息披露；曹國?。?980—），廣東廣州人，中國人民銀行廣

州分行，碩士，研究方向為金融會計理論與實踐、可持續(xù)發(fā)展信息披露；王祺星（1994—），河

南信陽人，中國人民銀行廣州分行，碩士，研究方向為可持續(xù)發(fā)展信息披露。

■ 萬劍韜，曹國俊，王祺星

一、研究背景及文獻綜述

金融機構(gòu)環(huán)境信息是金融業(yè)綠色投資、綠

色信貸、綠色運營等經(jīng)營活動中涉及環(huán)境行為

的基礎(chǔ)信息。強化金融機構(gòu)環(huán)境信息披露是中

國綠色金融發(fā)展的五大支柱之一，是金融機構(gòu)

加強自身風(fēng)險管理、有效識別與防范氣候變化

相關(guān)風(fēng)險的重要基礎(chǔ)，也是外部了解金融機構(gòu)

相關(guān)氣候風(fēng)險的重要渠道。為減少環(huán)境信息不

對稱問題，國外機構(gòu)在環(huán)境信息披露標(biāo)準(zhǔn)建設(shè)

方面積極實踐，形成了“全球報告倡議組織

（GRI）可持續(xù)發(fā)展報告框架”“國際標(biāo)準(zhǔn)化組織

ISO2600標(biāo)準(zhǔn)”“國際綜合報告委員會IIRC 報告

框架”等主要環(huán)境信息披露倡議。中國也出臺

了《上市公司社會責(zé)任指引》《上市公司環(huán)境信

息披露指引》《中國企業(yè)社會責(zé)任報告編制指

引》等環(huán)境信息披露相關(guān)制度規(guī)范。國內(nèi)外眾

多金融機構(gòu)結(jié)合實際應(yīng)用有關(guān)編制標(biāo)準(zhǔn)，并對

外披露環(huán)境信息。

以往關(guān)于環(huán)境信息披露的研究更多體現(xiàn)在

企業(yè)社會責(zé)任信息披露相關(guān)文獻中，且較少專

門研究金融業(yè)環(huán)境信息披露。近年來，隨著氣

候風(fēng)險逐漸成為全球議題以及可持續(xù)金融加快

ournal of Finance and Economics J 金融與經(jīng)濟 2022.12

*本文為作者研究觀點，不代表所在單位意見。

16

JRYJJ

發(fā)展，有關(guān)金融機構(gòu)環(huán)境信息披露的研究逐漸

增多，相關(guān)文獻主要研究環(huán)境信息披露標(biāo)準(zhǔn)，環(huán)

境信息披露對綠色金融發(fā)展、金融機構(gòu)經(jīng)營管

理和價值評估的影響等。雷曜（2021）認(rèn)為金融

機構(gòu)應(yīng)通過環(huán)境信息披露，強化對綠色實體經(jīng)

濟的金融支持。錢立華等（2021）指出，對于銀

行保險業(yè)金融機構(gòu)而言，氣候信息披露不僅是

其識別與防范環(huán)境和氣候相關(guān)風(fēng)險的基礎(chǔ)，也

是順應(yīng)監(jiān)管趨勢、避免監(jiān)管風(fēng)險的需要，還將直

接影響到其自身的價值評估。中國工商銀行與

清華大學(xué)“綠色帶路”項目聯(lián)合課題組（2019）的

研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境信息的缺乏會導(dǎo)致金融機構(gòu)對

環(huán)境風(fēng)險的低估及對風(fēng)險定價和管理的缺失，

可能造成決策失誤。整體而言，現(xiàn)有文獻較少

從披露標(biāo)準(zhǔn)、披露載體、披露內(nèi)容、鑒證與監(jiān)督

等多維度進行國內(nèi)外比較分析，且普遍未提及

環(huán)境信息與財務(wù)信息的關(guān)系。

2021 年以來，國內(nèi)外環(huán)境信息披露的監(jiān)管

環(huán)境和制度建設(shè)出現(xiàn)了新變化。隨著全球災(zāi)難

性氣候事件持續(xù)多發(fā)，新冠肺炎疫情等公共衛(wèi)

生事件對全球經(jīng)濟金融產(chǎn)生較大沖擊，利益相

關(guān)者對可持續(xù)發(fā)展信息特別是高質(zhì)量的氣候及

環(huán)境信息的需求日趨增加。2021年11月，第26

屆聯(lián)合國氣候大會發(fā)布《2021 年全球氣候狀

況》，通過了《巴黎協(xié)定》實施細(xì)則，對氣候相關(guān)

信息的透明度提出了要求。新形勢下加強和改

進環(huán)境信息披露、為應(yīng)對氣候變化提供基礎(chǔ)性

信息，已成為全球面臨的共同任務(wù)。金融是現(xiàn)

代經(jīng)濟核心，金融機構(gòu)環(huán)境信息披露將發(fā)揮信

號媒介作用，引領(lǐng)社會經(jīng)濟向綠色低碳轉(zhuǎn)型。

新形勢下研究和加強金融機構(gòu)環(huán)境信息披露具

有重要的理論價值與現(xiàn)實意義。

創(chuàng)新之處主要包括以下四點：一是研究對

象上將國內(nèi)外金融機構(gòu)環(huán)境信息披露進行比較

分析，歸納異同點并分析原因；二是研究范圍上

涵蓋環(huán)境信息披露的標(biāo)準(zhǔn)、載體、內(nèi)容及鑒證情

況，較全面反映披露現(xiàn)狀及存在問題；三是政策

建議上涉及環(huán)境信息披露的標(biāo)準(zhǔn)制定、內(nèi)部治

理、外部監(jiān)督、國際協(xié)調(diào)等全過程管理體系，并

考慮環(huán)境信息與財務(wù)信息的協(xié)同效應(yīng)；四是分

析樣本包括98家國內(nèi)外主要金融機構(gòu)，為研究

提供了有力支撐。

二、國內(nèi)外環(huán)境信息披露發(fā)展概述

（一）中國環(huán)境信息披露的發(fā)展

針對經(jīng)濟粗放型發(fā)展帶來的一系列環(huán)境問

題，中國在21世紀(jì)初期探索建立環(huán)境信息披露

機制。2003 年國家環(huán)保總局發(fā)布的《關(guān)于企業(yè)

環(huán)境信息公開的公告》是中國第一部環(huán)境信息披

露政策，要求被列入名單的重污染企業(yè)公開披露

污染物排放總量、污染治理等環(huán)境信息。深交所

和上交所分別于2006年、2008年發(fā)布《上市公司

社會責(zé)任指引》《上市公司環(huán)境信息披露指引》，

鼓勵上市公司根據(jù)自身需要披露環(huán)境信息。

2009 年 1 月 12 日起實施的《中國銀行業(yè)金融機

構(gòu)企業(yè)社會責(zé)任指引》提出，銀行業(yè)金融機構(gòu)應(yīng)

積極建立企業(yè)社會責(zé)任披露制度。但由于中國

的傳統(tǒng)信息披露制度只強調(diào)了上市公司的財務(wù)

信息，尚未對社會責(zé)任信息給予充分關(guān)注，導(dǎo)致

社會責(zé)任信息披露制度在宏觀強制性效力和微

觀披露指標(biāo)上均沒有統(tǒng)一標(biāo)準(zhǔn)，加之程序性規(guī)則

缺失，使上市公司所披露的社會責(zé)任信息難以回

應(yīng)投資者日益增長的信息需求（鄭丁灝，2021）。

隨著“雙碳”目標(biāo)發(fā)布，中國環(huán)境信息披露

機制建設(shè)快速推進。生態(tài)環(huán)境部、國家發(fā)展改

革委和“一行兩會”于2020年10月發(fā)布《關(guān)于促

進應(yīng)對氣候變化投融資的指導(dǎo)意見》，這是中國

發(fā)布“雙碳”目標(biāo)后的首個落實文件。生態(tài)環(huán)境

部還在 2021 年 5 月發(fā)布《環(huán)境信息依法披露制

度改革方案》，提出到2025年基本形成強制性環(huán)

境信息披露制度。證監(jiān)會在2021年發(fā)布新修訂

的《公開發(fā)行證券的公司信息披露內(nèi)容與格式

準(zhǔn)則第2號—年度報告的內(nèi)容與格式》，其中新

增環(huán)境和社會責(zé)任章節(jié)，要求披露因環(huán)境問題

受到的行政處罰情況，并鼓勵上市公司自愿披

露為減少碳排放所采取的措施及效果。上海證

券交易所于2022年發(fā)布《上海證券交易所上市

公司自律監(jiān)管指引第1號——規(guī)范運作》，同時

廢止《上海證券交易所上市公司環(huán)境信息披露

指引》。一些地區(qū)已將環(huán)境信息披露納入地方

法規(guī)。例如，《深圳經(jīng)濟特區(qū)綠色金融條例》

金融機構(gòu)環(huán)境信息披露的發(fā)展現(xiàn)狀與國際比較

17

JRYJJ

（2021 年 3 月 1 日起實施）強制要求部分金融機

構(gòu)披露環(huán)境信息，規(guī)定了在特區(qū)內(nèi)注冊的金融

行業(yè)上市公司、綠色金融債券發(fā)行人、已經(jīng)享受

綠色金融優(yōu)惠政策的金融機構(gòu)的環(huán)境信息披露

責(zé)任，還明確了未按要求披露環(huán)境信息企業(yè)的

法律責(zé)任?！渡虾Ｊ衅謻|新區(qū)綠色金融發(fā)展若干

規(guī)定》（2022年7月1日起實施）也對環(huán)境信息披

露提出要求。

金融管理部門在通用的企業(yè)環(huán)境信息披露

要求基礎(chǔ)上，結(jié)合金融業(yè)實際提出金融機構(gòu)環(huán)

境信息披露相關(guān)要求。2016 年，中國人民銀行

等7部委印發(fā)《關(guān)于構(gòu)建綠色金融體系的指導(dǎo)意

見》，提出逐步建立和完善上市公司和發(fā)債企業(yè)

強制性環(huán)境信息披露制度。2021 年，中國人民

銀行發(fā)布《金融機構(gòu)環(huán)境信息披露指南（試

行）》，要求金融機構(gòu)披露環(huán)境相關(guān)治理結(jié)構(gòu)、產(chǎn)

品服務(wù)、風(fēng)險管理等內(nèi)容，并對商業(yè)銀行、資管

機構(gòu)等不同細(xì)分行業(yè)投融資產(chǎn)生的環(huán)境影響指

標(biāo)進行詳細(xì)規(guī)定，形成中國金融機構(gòu)環(huán)境信息

披露的指導(dǎo)性框架。2021 年，中國人民銀行編

制下發(fā)《推動綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)金融機

構(gòu)環(huán)境信息披露工作方案》，強化金融機構(gòu)環(huán)境

信息披露能力建設(shè)。其中，粵港澳大灣區(qū)共有

13 家金融機構(gòu)參與環(huán)境信息披露試點，參照相

關(guān)標(biāo)準(zhǔn)編制和發(fā)布《環(huán)境信息披露報告》，涵蓋

年度概況、環(huán)境相關(guān)治理結(jié)構(gòu)、環(huán)境相關(guān)政策制

度、環(huán)境風(fēng)險機遇分析與管理、經(jīng)營活動的環(huán)境

影響、投融資活動的環(huán)境影響、綠色金融創(chuàng)新等

基礎(chǔ)內(nèi)容。

（二）國際環(huán)境信息披露的演變

20 世紀(jì)八九十年代，全球氣候變暖問題日

益嚴(yán)峻，傳統(tǒng)財務(wù)信息難以滿足利益相關(guān)者需

求，環(huán)境信息受到關(guān)注。其后許多國際組織和

民間機構(gòu)致力于開發(fā)環(huán)境信息披露框架，規(guī)范

環(huán)境信息披露行為。1997年12月聯(lián)合國氣候大

會（COP3）通過了《京都議定書》，開啟了環(huán)境信

息披露的規(guī)范化、標(biāo)準(zhǔn)化發(fā)展進程。2000年，全

球報告倡議組織（GRI）制定第一版《可持續(xù)發(fā)展

報告指南》，至今已歷經(jīng)五版，成為企業(yè)披露經(jīng)

濟、環(huán)境與社會等綜合信息的規(guī)范性指南。許

多國際組織從不同角度開發(fā)環(huán)境信息披露標(biāo)

準(zhǔn)，如碳排放信息披露項目（CDP）于 2000 年成

立，致力于制定企業(yè)碳排放信息披露標(biāo)準(zhǔn)。

《巴黎協(xié)定》簽署后，氣候相關(guān)財務(wù)信息披

露體系逐步健全。2016年12月的聯(lián)合國氣候大

會（COP26）簽署了《巴黎協(xié)定》，促進了環(huán)境信息

披露的新一輪發(fā)展。金融穩(wěn)定理事會（FSB）下

設(shè)的氣候相關(guān)財務(wù)信息披露工作組發(fā)布的《氣

候相關(guān)財務(wù)信息工作組建議報告》（2017，簡稱

TCFD 框架），指引金融機構(gòu)對氣候的相關(guān)風(fēng)險

和機遇進行評估，反映氣候變化對金融機構(gòu)收

入、支出、資產(chǎn)和負(fù)債以及資本和投融資的財務(wù)

影響。TCFD標(biāo)準(zhǔn)發(fā)布后受到廣泛認(rèn)可，逐漸成

為適用于各行業(yè)的氣候相關(guān)財務(wù)信息披露通用

國際標(biāo)準(zhǔn)?？偛课挥诿绹目沙掷m(xù)發(fā)展會計準(zhǔn)

則委員會（SASB）在 2018 年發(fā)布了 77 個細(xì)分行

業(yè)（含金融業(yè)）的特定披露指標(biāo)體系。

近年來，環(huán)境信息披露標(biāo)準(zhǔn)進入融合創(chuàng)新

的新階段。GRI 與 SASB 于 2021 年聯(lián)合發(fā)布了

《使用GRI和SASB標(biāo)準(zhǔn)披露可持續(xù)發(fā)展報告的

實用指南》；氣候披露標(biāo)準(zhǔn)委員會（CDSB）、國際

綜合報告委員會（IIRC）、SASB、GRI和CDP五家

標(biāo)準(zhǔn)制定機構(gòu)于2020年9月聲明將整合構(gòu)建全

球統(tǒng)一的公司報告體系。2021年11月聯(lián)合國氣

候大會（COP26）就制定《巴黎協(xié)定》實施細(xì)則達

成共識。同年，為解決目前國際上多個披露標(biāo)

準(zhǔn)并存造成信息缺乏可比性，環(huán)境信息與財務(wù)

信息脫節(jié)等問題，國際財務(wù)報告準(zhǔn)則基金會

（IFRSF）宣布成立國際可持續(xù)發(fā)展準(zhǔn)則理事會

（ISSB），由后者在整合現(xiàn)有氣候相關(guān)信息披露標(biāo)

準(zhǔn)基礎(chǔ)上，制定國際財務(wù)報告可持續(xù)披露準(zhǔn)則

（ISDS），為投資者債權(quán)人提供更加全面和有用

的信息。美國證券交易委員會（SEC）也在2022

年3月發(fā)布了證券發(fā)行人氣候風(fēng)險信息披露草

案，目的是增強氣候相關(guān)信息披露的強制性、規(guī)

范性和完整性。

三、中國金融機構(gòu)環(huán)境信息披露現(xiàn)狀分析

（一）中國金融機構(gòu)環(huán)境信息披露現(xiàn)狀

為了解中國金融機構(gòu)環(huán)境信息披露現(xiàn)狀，

對最近一個財報年度（主要是2021年度）國內(nèi)84

金融與經(jīng)濟 2022.12

18

JRYJJ

家主要銀行、保險、證券業(yè)金融機構(gòu)①的環(huán)境信

息披露情況進行分析。

1.披露載體

國內(nèi)上市金融機構(gòu)一般在年度報告的“環(huán)

境和社會責(zé)任”部分披露環(huán)境和社會責(zé)任相關(guān)

進展，內(nèi)容涉及綠色戰(zhàn)略、環(huán)境風(fēng)險管理、綠色

金融、綠色運營等。部分金融機構(gòu)還在年報中

披露少量環(huán)境績效、綠色信貸余額等數(shù)據(jù)，并注

明詳情可參閱專題報告；有的金融機構(gòu)在年報

中以專欄形式介紹碳減排的措施及效果。環(huán)境

信息的主要披露載體是各類單獨發(fā)布的專題報

告。據(jù)統(tǒng)計，84家金融機構(gòu)中有82家發(fā)布了共

92份環(huán)境信息報告。披露形式方面，共有51份

“社會責(zé)任報告”、14份“社會責(zé)任暨環(huán)境、社會

及治理報告”、10份“環(huán)境、社會及治理（ESG）報

告”和7份“可持續(xù)發(fā)展報告”。此外，有的國有

大型銀行、股份制銀行還單獨發(fā)布“可持續(xù)發(fā)展

類債券年度報告”或“綠色金融專題報告”。整

體而言，金融機構(gòu)環(huán)境信息披露的載體主要是

社會責(zé)任報告或 ESG 報告，單獨披露環(huán)境信息

報告的金融機構(gòu)較少。

2.披露標(biāo)準(zhǔn)

92 份報告有 85 份注明了編制標(biāo)準(zhǔn)（見圖

1）。其中，64份報告應(yīng)用《上海證券交易所上市

公司環(huán)境信息披露指引》《上海證券交易所上市

公司自律監(jiān)管指引第1號——規(guī)范運作》，56份

報告應(yīng)用全球報告倡議組織（GRI）《可持續(xù)發(fā)展

報告指南》，48 份報告應(yīng)用香港聯(lián)合交易所《環(huán)

境、社會及管治報告指引》。此外，分別有超過1/3

的報告應(yīng)用了中國銀保監(jiān)會《關(guān)于加強銀行業(yè)

金融機構(gòu)社會責(zé)任的意見》、中國銀行業(yè)協(xié)會

《中國銀行業(yè)金融機構(gòu)企業(yè)社會責(zé)任指引》。另

有11份披露報告應(yīng)用了中國人民銀行2021年7

月發(fā)布的《金融機構(gòu)環(huán)境信息披露指南》。也有

少數(shù)報告應(yīng)用了國際標(biāo)準(zhǔn)化組織（ISO）《社會責(zé)

任指南》、中國社會科學(xué)院《中國企業(yè)社會責(zé)任

報告編制指南》等標(biāo)準(zhǔn)?？v向看，應(yīng)用全球報告

倡議組織（GRI）《可持續(xù)發(fā)展報告標(biāo)準(zhǔn)》的報告

環(huán)比上年度增加11份，使用香港聯(lián)合交易所《環(huán)

境、社會及管治報告指引》的披露報告增加8份，

使用氣候相關(guān)財務(wù)信息披露工作組（TCFD）建議

的披露報告增加6份。整體而言，金融機構(gòu)環(huán)境

信息披露標(biāo)準(zhǔn)繁多，主要采用證券交易所、金融

管理部門發(fā)布的披露要求（或指引）以及國際主

流披露標(biāo)準(zhǔn)，且應(yīng)用國際標(biāo)準(zhǔn)呈增長趨勢。

圖1 中國主要金融機構(gòu)環(huán)境信息披露報告

編制標(biāo)準(zhǔn)使用情況

數(shù)據(jù)來源：根據(jù)金融機構(gòu)官方網(wǎng)站發(fā)布的

環(huán)境信息披露報告統(tǒng)計。

3.披露內(nèi)容

金融機構(gòu)披露的環(huán)境信息主要包括以下方

面：一是約九成的金融機構(gòu)披露了綠色辦公、綠

色運營相關(guān)內(nèi)容，涉及綠色建筑情況、辦公用紙

量、直接及間接污染物排放量、車輛設(shè)施耗油耗

氣量、用水用電量等。二是約七成的金融機構(gòu)

披露了綠色信貸、綠色項目投融資等內(nèi)容，涉及

綠色信貸戶數(shù)、余額及其變動情況，過剩產(chǎn)能行

業(yè)貸款余額、占比及變動情況等。三是約五成

的金融機構(gòu)披露了綠色債券情況，涉及債券只

數(shù)、募集資金總量、主承銷規(guī)模等。四是約三成

的金融機構(gòu)披露了綠色治理制度流程相關(guān)內(nèi)

容，包括公司綠色戰(zhàn)略與實施路徑。五是約三

成的金融機構(gòu)披露了綠色金融服務(wù)情況，包括

電子銀行業(yè)務(wù)替代率、網(wǎng)銀交易規(guī)模等。少數(shù)

金融機構(gòu)還介紹了綠色金融研究與數(shù)據(jù)監(jiān)測情

①包括40家上市銀行、3家非上市股份制銀行、5家上市保險公司、34家上市證券公司、2家非上

市主要基金公司。資料來源為各金融機構(gòu)官方網(wǎng)站。本章節(jié)統(tǒng)計數(shù)據(jù)由作者手工整理得出。

金融機構(gòu)環(huán)境信息披露的發(fā)展現(xiàn)狀與國際比較

19

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況。與上年度相比，樣本金融機構(gòu)的2021年度

環(huán)境信息披露內(nèi)容有所增加。

4.鑒證情況

近四成報告經(jīng)第三方機構(gòu)鑒證。其中，29

份（占比 31.9%）報告由會計師事務(wù)所實施有限

保證鑒證，鑒證對象為報告中披露的部分關(guān)鍵

數(shù)據(jù)，并非針對報告整體發(fā)表鑒證意見；6份（占

比6.6%）報告由環(huán)境專業(yè)機構(gòu)實施審驗，審驗對

象為報告中披露的有關(guān)資料及數(shù)據(jù)；57份（占比

62.6%）報告未經(jīng)第三方機構(gòu)鑒證。與上年相

比，環(huán)境信息報告份數(shù)增加8份，8家機構(gòu)發(fā)布多

份報告完善環(huán)境信息披露；新增6份報告經(jīng)會計

師事務(wù)所鑒證，占比提高4.5個百分點。環(huán)境信

息接受鑒證的比例較上年有所提升，但仍處于

較低水平。

（二）中國金融機構(gòu)環(huán)境信息披露存在的主

要問題

根據(jù)上述分析，中國金融機構(gòu)環(huán)境信息披

露能力和披露質(zhì)量持續(xù)改善，但披露標(biāo)準(zhǔn)一致

性有待加強、信息披露方法和數(shù)據(jù)有待完善、披

露能力有待提升、披露信息的決策有用性有待

增強。

1.環(huán)境信息披露標(biāo)準(zhǔn)不統(tǒng)一，信息可比性有

待提升

樣本金融機構(gòu)共使用各類披露標(biāo)準(zhǔn)多達30

種，標(biāo)準(zhǔn)制定者涵蓋證券交易所、行業(yè)協(xié)會、國

際組織、研究機構(gòu)等單位。多數(shù)金融機構(gòu)綜合

采用多項編制標(biāo)準(zhǔn)，平均每份報告應(yīng)用 4 個標(biāo)

準(zhǔn)，近一半報告應(yīng)用4個以上標(biāo)準(zhǔn)，最多超過10

個標(biāo)準(zhǔn)。由于多個環(huán)境信息標(biāo)準(zhǔn)的指標(biāo)體系各

有側(cè)重但又有所交叉，影響了信息可比性和決

策有用性。財務(wù)信息與環(huán)境信息均為企業(yè)對外

信息披露的重要構(gòu)成，其中財務(wù)信息披露執(zhí)行

統(tǒng)一的企業(yè)會計準(zhǔn)則體系和證監(jiān)會相關(guān)披露要

求，而環(huán)境信息披露尚缺乏類似會計準(zhǔn)則的統(tǒng)

一披露規(guī)范。

2.存在選擇性披露現(xiàn)象，較少披露風(fēng)險信息

不少金融機構(gòu)披露了綠色債券發(fā)行情況，

但未披露資金投向的具體綠色行業(yè)或領(lǐng)域情

況；披露了綠色貸款發(fā)放總額，但未披露貸款支

持項目的環(huán)境風(fēng)險和碳排放情況；只披露了綠

色發(fā)展總體規(guī)劃，但未披露如何將可持續(xù)發(fā)展

戰(zhàn)略融入內(nèi)部控制和風(fēng)險管理流程情況。部分

金融機構(gòu)應(yīng)用 TCFD 框架編報綠色金融專題報

告，但只披露了部分 TCFD 指標(biāo)，較少披露氣候

變化的財務(wù)影響及潛在金融風(fēng)險。根據(jù)《關(guān)于

構(gòu)建綠色金融體系的指導(dǎo)意見》等相關(guān)規(guī)定，金

融機構(gòu)為企業(yè)或項目提供融資，可能要承擔(dān)環(huán)

境污染事故承擔(dān)連帶責(zé)任，相關(guān)金融資產(chǎn)需計

提減值準(zhǔn)備。但金融機構(gòu)在環(huán)境信息披露中普

遍規(guī)避風(fēng)險信息的做法，導(dǎo)致相關(guān)氣候風(fēng)險難

以得到全面有效反映。

3.第三方鑒證比例較低且保證程度較弱，信

息可靠性不足

金融機構(gòu)環(huán)境信息的第三方鑒證呈現(xiàn)三個

特點：一是鑒證覆蓋面狹窄。不足4成的環(huán)境信

息報告由第三方機構(gòu)實施獨立鑒證。二是鑒證

機構(gòu)類別不盡相同。會計師事務(wù)所是環(huán)境信息

鑒證的重要機構(gòu)，也有部分鑒證工作由專業(yè)環(huán)

境機構(gòu)實施，兩類機構(gòu)在鑒證目的、鑒證標(biāo)準(zhǔn)、

質(zhì)量控制等方面存在不少差別，影響了鑒證結(jié)

論的可比性。三是鑒證保證程度低。由于環(huán)境

信息難以直接通過會計核算數(shù)據(jù)進行驗證，鑒

證機構(gòu)通常只對部分容易驗證的數(shù)據(jù)或指標(biāo)實

施一定程度的審核，屬于有限保證鑒證，而年報

審計則屬于合理保證鑒證。鑒證程度較弱影響

了環(huán)境信息報告的可信度。

4.環(huán)境信息含量不高，決策有用性有限

一是定量信息較少。有的金融機構(gòu)將環(huán)境

信息報告作為企業(yè)形象宣傳的重要載體，甚少

或完全不披露風(fēng)險信息或負(fù)面信息，披露的少

量環(huán)境績效指標(biāo)也存在計算口徑不統(tǒng)一等問

題。二是部分?jǐn)?shù)據(jù)非全口徑。大多數(shù)金融機構(gòu)

綠色辦公的披露口徑僅包括總行辦公樓或總部

所在省市，碳排放核算能力亟待提升。值得注

意的是，在綠色金融改革創(chuàng)新試驗區(qū)的帶動下，

一些地方性中小銀行發(fā)揮自身特點，在環(huán)境信

息披露方面作出了有益嘗試。對粵港澳大灣區(qū)

參與環(huán)境信息披露試點銀行《環(huán)境信息披露報

告》的分析發(fā)現(xiàn)，不少銀行對公信貸客戶開展壓

金融與經(jīng)濟 2022.12

20

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力測試；有的銀行披露了范圍1、范圍2溫室氣體

排放，并探索披露對公貸款產(chǎn)生的溫室氣體排

放量；有的銀行披露了發(fā)行綠色金融債券所募

集資金支持項目的碳減排效應(yīng)。

四、金融機構(gòu)環(huán)境信息披露的國際比較

國外全球系統(tǒng)重要性銀行①

（以下簡稱 GSIBs）環(huán)境信息披露發(fā)展歷程較長，比較分析其

披露情況對完善中國金融機構(gòu)環(huán)境信息披露具

有參考價值。以下選取歐盟、美國、英國、日本

的 14 家 G-SIBs 最新發(fā)布的環(huán)境信息披露報告

進行分析。

（一）全球系統(tǒng)重要性銀行環(huán)境信息披露基

本情況

1.同時利用年報和專題報告披露環(huán)境信息

14家國外G-SIBs同時通過年報和專題報告

披露環(huán)境信息。眾多國外G-SIBs在年報中設(shè)立

“社會責(zé)任”或“綠色銀行”章節(jié)進行披露氣候及

環(huán)境風(fēng)險治理體系、綠色投融資活動、內(nèi)部綠色

運營等信息。年報中披露的環(huán)境信息具有三項

特征：一是披露精細(xì)度不足。年報中環(huán)境信息

的內(nèi)容較少，有的G-SIBs年報中環(huán)境信息內(nèi)容

占比不足1%。二是定量分析較少。以定性披露

為主，定量指標(biāo)相對不足，特別是以貨幣方式計

量的定量指標(biāo)極少。樣本G-SIBs的環(huán)境風(fēng)險治

理體系、氣候變化應(yīng)對戰(zhàn)略等眾多內(nèi)容以定性

信息為主，應(yīng)用較為普遍的定量指標(biāo)是綠色投

融資金額，部分還披露了內(nèi)部運營溫室氣體排

放數(shù)據(jù)。三是分地區(qū)比較看，整體而言歐洲GSIBs的披露廣度、深度和精度整體優(yōu)于美國、日

本的G-SIBs，表明歐洲G-SIBs的環(huán)境信息披露

在全球銀行業(yè)中位居前列。

年報信息披露須遵循金融監(jiān)管部門、證券

交易所的信息披露規(guī)定，不少環(huán)境信息難以滿

足年報信息質(zhì)量要求。為滿足利益相關(guān)者的需

求，樣本G-SIBs普遍通過發(fā)布專題報告披露更

加詳細(xì)的環(huán)境信息。2021年，樣本G-SIBs共發(fā)

布33份專題報告，披露載體包括環(huán)境、社會及治

理報告（ESG）或ESG數(shù)據(jù)手冊、氣候相關(guān)財務(wù)信

息披露工作組（TCFD）報告、非財務(wù)報告、可持續(xù)

發(fā)展報告、綠色金融工具報告或綠色債券報告

等。此外，近年來專題報告形式逐步豐富，有的

銀行在每年發(fā)布可持續(xù)發(fā)展報告的基礎(chǔ)上，另

行披露ESG數(shù)據(jù)包、碳排放得分報告、綠色金融

工具報告。四家英國G-SIBs至少連續(xù)兩年披露

了TCFD報告。部分G-SIBs通過另行補充披露

了GRI指數(shù)框架和可持續(xù)發(fā)展會計準(zhǔn)則委員會

指數(shù)（SASB）框架。與2020年相比，樣本G-SIBs

環(huán)境信息披露的載體基本一致。

2.編制標(biāo)準(zhǔn)不一

33份專題報告中有22份報告注明了編制標(biāo)

準(zhǔn)（見圖2），多數(shù)銀行同一份專題報告應(yīng)用了兩

個或以上的披露標(biāo)準(zhǔn)。在22份標(biāo)注編制標(biāo)準(zhǔn)的

報告中，15 份應(yīng)用了 TCFD 框架，11 份應(yīng)用了

GRI《可持續(xù)發(fā)展報告指南》，8 份應(yīng)用了 SASB

《可持續(xù)會計準(zhǔn)則》。還有少數(shù)專題報告應(yīng)用了

聯(lián)合國全球契約指數(shù)（UNGC）、聯(lián)合國可持續(xù)發(fā)

展目標(biāo)企業(yè)行動指南（SDG）、國際綜合報告理事

會（IIRC）披露框架，內(nèi)部運營碳排放數(shù)據(jù)披露普

遍應(yīng)用《溫室氣體議定書：企業(yè)核算與報告標(biāo)

準(zhǔn)》。整體而言，樣本銀行主要應(yīng)用國際性的環(huán)

境相關(guān)信息編制標(biāo)準(zhǔn)。由于目前環(huán)境信息披露

相關(guān)的國際性標(biāo)準(zhǔn)較多，樣本G-SIBs同樣存在

披露標(biāo)準(zhǔn)不一影響信息可比性的問題。氣候相

關(guān)財務(wù)信息披露報告主要使用TCFD標(biāo)準(zhǔn)，而可

持續(xù)發(fā)展報告則主要依照《可持續(xù)發(fā)展報告指

南》《可持續(xù)會計準(zhǔn)則》等。與2020年度相比，樣

本G-SIBs使用的披露標(biāo)準(zhǔn)種類變化較小，但結(jié)

構(gòu)上更向主流披露標(biāo)準(zhǔn)集中，使用 TCFD 標(biāo)準(zhǔn)、

①根據(jù)全球系統(tǒng)重要性評分、地區(qū)或國別代表性，選取了歐盟、美國、英國、日本的14家全球系統(tǒng)

重要性銀行作為樣本。具體包括英國的匯豐銀行、巴克萊銀行、渣打銀行，歐盟的德意志銀行、意大

利聯(lián)合信貸集團、荷蘭國際集團、蘇格蘭皇家銀行，日本的三菱銀行、瑞穗銀行、三井住友銀行，美國

的摩根大通、花旗銀行、美國銀行、富國銀行。資料來源為各金融機構(gòu)官網(wǎng)。本章節(jié)統(tǒng)計數(shù)據(jù)由作者

手工整理得出。

金融機構(gòu)環(huán)境信息披露的發(fā)展現(xiàn)狀與國際比較

21

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GRI《可持續(xù)發(fā)展報告指南》以及《可持續(xù)會計準(zhǔn)

則》的比例明顯上升，有利于增強不同金融機構(gòu)

之間環(huán)境信息的可比性。

圖2 全球系統(tǒng)重要性銀行環(huán)境信息披露

報告編制標(biāo)準(zhǔn)使用情況

數(shù)據(jù)來源：根據(jù)金融機構(gòu)官方網(wǎng)站發(fā)布的

環(huán)境信息披露報告統(tǒng)計。

3.鑒證情況差異較大

環(huán)境信息鑒證方面，僅三成報告經(jīng)第三方

鑒證且鑒證方式不一。14家銀行所發(fā)布的33份

環(huán)境信息披露專題報告或數(shù)據(jù)手冊中，14份（占

比42.4%）經(jīng)第三方機構(gòu)鑒證。其中，9份（占比

27.3%）由會計師事務(wù)所實施有限保證鑒證，鑒

證對象為報告中披露的部分關(guān)鍵數(shù)據(jù)，較少針

對報告整體發(fā)表鑒證意見；5份（占比15.2%）由

環(huán)境專業(yè)機構(gòu)實施審驗，審驗對象為報告中披

露的有關(guān)資料及數(shù)據(jù)。另外19份（占比57.6%）

未經(jīng)第三方機構(gòu)實施獨立鑒證。從報告類別

看，經(jīng)鑒證的專題報告主要為綠色債券報告、非

財務(wù)報告等，而 TCFD 報告、可持續(xù)發(fā)展報告等

較少經(jīng)獨立第三方鑒證。與2020年相比，經(jīng)第

三方機構(gòu)鑒證的報告增加4份，其中3份經(jīng)會計

師事務(wù)所鑒證，1 份經(jīng)其他機構(gòu)審驗，大體呈現(xiàn)

出鑒證比例逐步上升、所選鑒證機構(gòu)更加傾向

于會計師事務(wù)所的特點。

（二）國內(nèi)外金融機構(gòu)環(huán)境信息披露對比分析

將國外全球系統(tǒng)重要性銀行與中國四大國

有銀行（均為全球系統(tǒng)重要性銀行）的環(huán)境信息

披露進行對比分析，主要存在以下異同點：

1.國內(nèi)外機構(gòu)環(huán)境信息披露均存在標(biāo)準(zhǔn)不

統(tǒng)一等問題，但國外全球系統(tǒng)重要性銀行環(huán)境

信息披露質(zhì)量整體稍微占優(yōu)。

國內(nèi)外G-SIBs依照多項披露標(biāo)準(zhǔn)，以年報、

非財務(wù)綜合報告、ESG報告、TCFD報告等多種形

式，從綠色治理機制、綠色投融資、綠色運營等

方面開展環(huán)境信息披露。但披露內(nèi)容各有側(cè)

重，信息分布較為分散，不同金融機構(gòu)環(huán)境信息

可比性不足。相比而言，國外G-SIBs環(huán)境信息

披露信息含量相對稍高，在綜合運用定性信息

與定量信息、非財務(wù)信息和財務(wù)信息方面更為

成熟。如國外G-SIBs使用專題報告形式披露氣

候風(fēng)險監(jiān)控、評估、分類、測算等方面的實操措

施，對氣候風(fēng)險管理戰(zhàn)略和溫室氣體排放數(shù)據(jù)

的披露更加全面和具體。不少國外G-SIBs單獨

披露了ESG數(shù)據(jù)包或SASB指數(shù)，定量信息披露

更加豐富詳盡。

2.國外全球系統(tǒng)重要性銀行主要應(yīng)用國際

組織和民間機構(gòu)制定的披露倡議，中國則主要

執(zhí)行證券交易所及監(jiān)管部門制定的披露標(biāo)準(zhǔn)。

國外G-SIBs主要采用國際主流可持續(xù)發(fā)展

信息披露標(biāo)準(zhǔn)，其中包括環(huán)境信息披露標(biāo)準(zhǔn)，制

定方多為國際組織或民間機構(gòu)，大多以倡議形

式發(fā)布。這些組織或機構(gòu)基于不同角度及目標(biāo)

群體制定可持續(xù)發(fā)展的相關(guān)披露標(biāo)準(zhǔn)。如GRI

標(biāo)準(zhǔn)旨在披露公司活動對環(huán)境、社會等方面的

影響及貢獻，便于廣泛的利益相關(guān)者評估目標(biāo)

公司的可持續(xù)發(fā)展績效；SASB標(biāo)準(zhǔn)則側(cè)重于可

持續(xù)發(fā)展因素對公司的影響，旨在幫助投資者

識別有價值并影響財務(wù)業(yè)績的可持續(xù)發(fā)展因

素。從國內(nèi)看，僅GRI一項國際標(biāo)準(zhǔn)得到超過一

半的金融機構(gòu)應(yīng)用，其他國際標(biāo)準(zhǔn)的應(yīng)用率較

低。這與發(fā)達經(jīng)濟體普遍已完成或接近完成碳

達峰，社會公眾對環(huán)境信息的關(guān)注和需求高于

國內(nèi)群體有關(guān)。但國外全球系統(tǒng)重要性銀行的

環(huán)境信息披露標(biāo)準(zhǔn)均呈現(xiàn)向頭部幾項披露標(biāo)準(zhǔn)

集中的趨勢。

3.國內(nèi)外全球系統(tǒng)重要性銀行環(huán)境信息披

露均以自愿披露為主、強制性披露為輔，但側(cè)重

點不同。

目前國際上主流的披露標(biāo)準(zhǔn)以資本市場自

愿披露為主（有的實行半強制性披露，即“不披

金融與經(jīng)濟 2022.12

22

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露就解釋”），強制性實施仍面臨不少阻力或挑

戰(zhàn)。如 2017 年 6 月發(fā)布的 TCFD 框架已成為國

外G-SIBs應(yīng)用頻率最高的披露標(biāo)準(zhǔn)，但在各國

或地區(qū)的強制性應(yīng)用仍有待落地。其中，英國

進展較快，計劃2023年實施部分強制性披露要

求，2025年對各行業(yè)實施強制性的TCFD一致性

披露。但從全球而言，TCFD的強制實施仍處于

起步階段。其他環(huán)境信息披露相關(guān)國際標(biāo)準(zhǔn)的

推廣應(yīng)用同樣面臨類似問題。中國仍屬于發(fā)展

中國家，環(huán)境信息強制性披露主要在重點污染

企業(yè)等主體應(yīng)用，在個別地區(qū)已上升至法律法

規(guī)層面，但對一般企業(yè)（含金融機構(gòu)）而言仍以

自主披露為主。展望未來，隨著“雙碳”目標(biāo)下

各項配套措施陸續(xù)落地，中國環(huán)境信息強制性

披露的要求可能相應(yīng)增加，金融機構(gòu)環(huán)境信息

披露的約束機制逐步健全。

4.國內(nèi)外全球系統(tǒng)重要性銀行環(huán)境信息披

露均重視加強財務(wù)信息與環(huán)境信息的銜接，增

強信息披露的綜合性。

如國外G-SIBs 在開展環(huán)境信息披露時，較

多采取環(huán)境風(fēng)險壓力測試、特定風(fēng)險分類評分

等方式，將潛在環(huán)境風(fēng)險及其可能對業(yè)務(wù)產(chǎn)生

的影響，通過財務(wù)數(shù)據(jù)的形式予以表達，反映企

業(yè)未來因氣候變化可能影響企業(yè)價值和現(xiàn)金流

量的風(fēng)險情況，增強環(huán)境信息和財務(wù)信息的銜

接性。國內(nèi)不少G-SIBs也在年度財務(wù)報告中嵌

入環(huán)境相關(guān)信息。國際會計準(zhǔn)則及中國企業(yè)會

計準(zhǔn)則以原則為導(dǎo)向，要求企業(yè)在進行會計確

認(rèn)與計量以及信息披露時應(yīng)充分考慮環(huán)境影

響。隨著環(huán)境信息披露趨向精細(xì)化和標(biāo)準(zhǔn)化，

以及氣候相關(guān)風(fēng)險會計核算規(guī)則的逐步健全，

財務(wù)信息與環(huán)境信息融合的趨勢將加強，未來

兩類信息可能難以嚴(yán)格區(qū)分。

五、對策建議

（一）完善金融機構(gòu)環(huán)境信息披露標(biāo)準(zhǔn)體

系，提升環(huán)境風(fēng)險信息含量

通用環(huán)境信息披露標(biāo)準(zhǔn)在準(zhǔn)確反映特定行

業(yè)面臨的環(huán)境風(fēng)險上具有明顯的局限性。2021

年國際證監(jiān)會組織（IOSCO）董事會強調(diào)，強化行

業(yè)特定信息以及量化指標(biāo)披露有助于改善可持

續(xù)信息披露標(biāo)準(zhǔn)的一致性、可比性和可靠性。

國際清算銀行（2021）研究報告指出，分類法可

以支持可持續(xù)發(fā)展相關(guān)數(shù)據(jù)的統(tǒng)一強制性披

露，確保整個金融市場綠色標(biāo)簽的完整性。建

議結(jié)合中國實際統(tǒng)籌制定企業(yè)通用環(huán)境信息披

露標(biāo)準(zhǔn)體系，增強環(huán)境信息披露的一致性和可

比性。在通用企業(yè)可持續(xù)發(fā)展披露標(biāo)準(zhǔn)的基礎(chǔ)

上，根據(jù)金融業(yè)特征并結(jié)合金融機構(gòu)類型制定

環(huán)境信息披露的細(xì)化要求，有助于更加系統(tǒng)全

面地反映金融機構(gòu)氣候相關(guān)風(fēng)險和機遇。鼓勵

金融機構(gòu)借助氣候壓力測試反映氣候風(fēng)險的潛

在影響，科學(xué)計算和披露投融資活動碳足跡，披

露持有的棕色或高碳行業(yè)資產(chǎn)風(fēng)險敞口，以及

環(huán)境風(fēng)險對信貸資產(chǎn)質(zhì)量和或有負(fù)債的影響

等，提升金融機構(gòu)環(huán)境信息的風(fēng)險提示和資源

配置作用。

（二）從企業(yè)報告整體入手規(guī)劃環(huán)境信息披

露體系，推動環(huán)境信息與財務(wù)信息的融合

財務(wù)信息側(cè)重于反映過去業(yè)績成果，環(huán)境

信息則與企業(yè)長期價值相關(guān)，二者結(jié)合可使利

益相關(guān)者更加全面評價企業(yè)所面臨的各類風(fēng)險

和機遇。2020 年 11 月，IFRS 基金會發(fā)布《氣候

相關(guān)事項對應(yīng)用國際財務(wù)報告準(zhǔn)則編制財務(wù)報

表的影響》，指出公司應(yīng)用國際會計準(zhǔn)則應(yīng)基于

重要性原則披露氣候相關(guān)事項。除國際財務(wù)報

告準(zhǔn)則（IFRS）基金會成立 ISSB 外，歐盟委員會

擬制定并實施《歐盟可持續(xù)發(fā)展報告準(zhǔn)則》

（ESRS）。由會計準(zhǔn)則制定機構(gòu)組織或參與制定

環(huán)境信息披露標(biāo)準(zhǔn)在國際上愈發(fā)受到認(rèn)同，體

現(xiàn)財務(wù)信息與環(huán)境信息銜接的新趨勢。開展碳

核算有助于精準(zhǔn)反映金融機構(gòu)經(jīng)營活動的碳排

放量，是環(huán)境信息與財務(wù)信息銜接、環(huán)境財務(wù)會

計與管理會計融合的重要節(jié)點。建議以碳排放

和碳排放權(quán)核算為著力點，加快出臺氣候相關(guān)

風(fēng)險的會計準(zhǔn)則和核算規(guī)則，完善金融機構(gòu)碳

核算技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)，把更多環(huán)境信息納入財務(wù)報告，

實現(xiàn)財務(wù)目標(biāo)和環(huán)境社會影響的協(xié)調(diào)平衡，支

持綠色金融發(fā)展。

（三）構(gòu)建政府監(jiān)管、行業(yè)自律、中介鑒證相

結(jié)合的環(huán)境信息披露監(jiān)督體系

金融機構(gòu)環(huán)境信息披露的發(fā)展現(xiàn)狀與國際比較

23

JRYJJ

缺乏強有力的執(zhí)行監(jiān)督和監(jiān)管保障是造成

環(huán)境信息各類披露問題的重要原因。近年來各

國對環(huán)境信息強制披露監(jiān)管趨嚴(yán)，中國香港、歐

盟等實現(xiàn)從“建議披露”到“不遵守就解釋”原

則，中國則計劃于2025年基本形成強制性環(huán)境

信息披露制度。未來，環(huán)境信息的披露有望通

過“市場+監(jiān)管”齊發(fā)力提升披露質(zhì)量，構(gòu)建以監(jiān)

管部門強制執(zhí)行為保障、行業(yè)協(xié)會一般性制度

為約束、第三方鑒證機構(gòu)專業(yè)服務(wù)為保證的環(huán)

境信息監(jiān)督體系?？山⒔鹑跈C構(gòu)強制性披露

為主、自愿性披露為輔的機制，實現(xiàn)“應(yīng)披盡披”

“不披露就解釋”。健全環(huán)境信息披露激勵機

制，完善金融機構(gòu)環(huán)境信息披露監(jiān)管體系，加強

各部門間監(jiān)管資源和信息共享。統(tǒng)一環(huán)境信息

鑒證資質(zhì)要求，制定環(huán)境信息審計鑒證準(zhǔn)則，穩(wěn)

步推進從有限鑒證提升至合理鑒證，逐步提高

鑒證報告的保證程度。

（四）健全環(huán)境信息披露從頂層治理到內(nèi)部

管理的長效落實機制

氣候問題帶來的風(fēng)險和機遇將影響企業(yè)價

值及財務(wù)績效，外部利益相關(guān)者對環(huán)境信息的

需求將倒逼金融機構(gòu)加強環(huán)境信息披露能力建

設(shè)，推動實現(xiàn)金融機構(gòu)長期價值與短期業(yè)績的

平衡發(fā)展。一是健全環(huán)境治理機制。將環(huán)境氣

候風(fēng)險納入金融機構(gòu)業(yè)務(wù)和客戶服務(wù)的全流

程，與金融機構(gòu)管理會計體系有機融合，加強對

環(huán)境相關(guān)風(fēng)險的識別、應(yīng)對與披露，構(gòu)建環(huán)境信

息披露管理的全鏈條機制。二是健全環(huán)境信息

系統(tǒng)。環(huán)境信息直接影響綠色金融的資源配

置、風(fēng)險管理和市場定價，系統(tǒng)化采集并獲取真

實可比的基礎(chǔ)環(huán)境信息，有利于促進環(huán)境信息

有效利用。三是推動環(huán)境信息互聯(lián)互通。研究

建設(shè)跨地區(qū)的環(huán)境信息基礎(chǔ)數(shù)據(jù)庫，利用大數(shù)

據(jù)、人工智能、云計算等新技術(shù)降低環(huán)境信息不

對稱，促進金融機構(gòu)更加精準(zhǔn)對接綠色投融資

需求，有效管控氣候風(fēng)險對金融資產(chǎn)質(zhì)量的影

響，同時降低環(huán)境信息披露成本。

（五）深度參與環(huán)境信息披露的國際治理與

國際合作

信息披露是防范氣候問題相關(guān)金融風(fēng)險的

基礎(chǔ)，加強全球協(xié)作是加快解決環(huán)境信息披露

問題的重要途徑。建議積極參與金融穩(wěn)定理事

會、巴塞爾委員會等國際金融組織的氣候治理、

氣候相關(guān)信息披露、氣候相關(guān)金融風(fēng)險防控等

工作，增強環(huán)境信息披露規(guī)則的包容性和廣泛

性，促使國際標(biāo)準(zhǔn)制定更多考慮發(fā)展中國家實

際。與一般企業(yè)不同，金融機構(gòu)的間接碳排放

普遍大于直接碳排放，科學(xué)制定金融機構(gòu)碳排

放（尤其是范圍3排放）的核算標(biāo)準(zhǔn)，需要加強國

際合作與協(xié)調(diào)。深化國內(nèi)綠色金融分類標(biāo)準(zhǔn)的

對外開放與國際協(xié)作，為參與金融業(yè)環(huán)境信息

披露國際標(biāo)準(zhǔn)制定奠定基礎(chǔ)，在參與國際綠色

標(biāo)準(zhǔn)制定中維護中國經(jīng)濟金融安全。建議深度

參與各類主要的國際可持續(xù)發(fā)展相關(guān)披露標(biāo)準(zhǔn)

制定，結(jié)合實際積極反饋金融業(yè)訴求，以高質(zhì)量

的環(huán)境信息披露促進綠色金融和轉(zhuǎn)型金融發(fā)

展，助力“雙碳”戰(zhàn)略實施。

[參考文獻]

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金融與經(jīng)濟 2022.12

24

JRYJJ

就業(yè)目標(biāo)納入貨幣政策框架的討論和實踐

[摘 要] 2008年國際金融危機之后，國際社會對貨幣政策框架進行了一系列反思和研

究，其中包括將就業(yè)目標(biāo)納入貨幣政策框架的諸多討論。概述了經(jīng)濟學(xué)家支持將就業(yè)目標(biāo)

納入貨幣政策框架的理由，并系統(tǒng)梳理了部分發(fā)達國家和發(fā)展中國家央行的相關(guān)實踐及面

臨的約束。

[關(guān)鍵詞] 就業(yè)目標(biāo)；貨幣政策框架；高質(zhì)量發(fā)展；貨幣政策規(guī)則

[中圖分類號] F831.0 [文獻標(biāo)識碼]A [文章編號]1006-169X（2022）12-0025-08

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

[作者簡介] 張懷清（1971—），山東聊城人，中國人民銀行金融研究所，博士，研究方向為

宏觀經(jīng)濟與貨幣政策；徐瑞慧（1988—），福建寧德人，中國人民銀行金融研究所，博士，研究

方向為宏觀經(jīng)濟、金融市場和金融科技；趙亞琪（1989—），河北石家莊人，中國人民銀行金

融研究所，博士，研究方向為宏觀經(jīng)濟與國際金融。

■ 張懷清，徐瑞慧，趙亞琪

一、引言

2008 年國際金融危機后，全球經(jīng)濟長期呈

低物價、低增長、低利率態(tài)勢。國際社會對貨幣

政策目標(biāo)、職能、框架等進行了一系列反思和研

究，其中包括將就業(yè)目標(biāo)納入貨幣政策框架的

討論，即貨幣政策應(yīng)該在多大程度上關(guān)注就業(yè)

目標(biāo)。不過，現(xiàn)有研究缺乏對將就業(yè)目標(biāo)納入

貨幣政策框架相關(guān)理論、實踐和面臨約束的系

統(tǒng)梳理。

鑒于此，按照從理論到實踐的邏輯，首先梳

理了支持將就業(yè)目標(biāo)納入貨幣政策框架的理論

基礎(chǔ)，然后系統(tǒng)考察了發(fā)達國家和發(fā)展中國家

央行的具體實踐。對在貨幣政策框架中納入就

業(yè)目標(biāo)問題的全面、系統(tǒng)綜述和分析，具有現(xiàn)實

意義和政策價值，同時也為后續(xù)理論研究奠定

了框架基礎(chǔ)。

將就業(yè)目標(biāo)納入貨幣政策框架主要是指通

過貨幣政策操作，以穩(wěn)定就業(yè)總量、熨平周期性

失業(yè)、緩解結(jié)構(gòu)性失業(yè)?；仡櫹嚓P(guān)研究，支持將

就業(yè)目標(biāo)納入貨幣政策框架的理由主要有三個

方面。一是貨幣政策能夠通過對沖勞動力市場

的短期不利因素，應(yīng)對周期性失業(yè)，并防止短期

失業(yè)固化為長期失業(yè)。二是由于勞動力市場摩

擦、通脹對經(jīng)濟景氣的敏感度降低、就業(yè)形式發(fā)

生改變等，就業(yè)目標(biāo)和通脹目標(biāo)不一致。三是

結(jié)構(gòu)性失業(yè)問題突出，出現(xiàn)經(jīng)濟增長與就業(yè)狀

況不一致的現(xiàn)象。

二、支持將就業(yè)目標(biāo)納入貨幣政策框架的

研究

將就業(yè)目標(biāo)納入貨幣政策框架，意味著央

行不僅關(guān)注就業(yè)狀況，而且要通過貨幣政策操

作來穩(wěn)定就業(yè)總量、熨平周期性失業(yè)、緩解結(jié)構(gòu)

性失業(yè)壓力等。分析表明，貨幣政策能夠影響

失業(yè)率。

（一）貨幣政策非中性，能夠影響失業(yè)率

一是對沖短期不利因素，降低失業(yè)率。經(jīng)

ournal of Finance and Economics J 金融與經(jīng)濟 2022.12

25

JRYJJ

濟 學(xué) 家 在 考 察 就 業(yè) 問 題 時 ，引 入 遲 滯 效 應(yīng)

（hysteresis effects）概念，即短期失業(yè)持續(xù)時間較

長，可能會固化為長期失業(yè)，主要原因是失業(yè)和

非熟練工人重新訓(xùn)練的成本很高，失業(yè)期間工

人 技 能 貶 值 等（Blanchard & Summers，1986；

Galí，2015）。采取貨幣政策應(yīng)對周期性失業(yè)，可

緩解自然失業(yè)率上升壓力，避免落入“失業(yè)陷

阱”（Acharya et al.，2018）。一些經(jīng)驗證據(jù)表明，

遲 滯 效 應(yīng) 影 響 很 大 。 Jump & Stockhammer

（2018）基于 1960—2016 年歐盟 15 個經(jīng)濟體的

數(shù)據(jù)研究顯示，周期性失業(yè)率每增加 1 個百分

點，將推高下一年自然失業(yè)率0.8個百分點。

二是貨幣政策通過下調(diào)利率，緩解企業(yè)融

資約束，促進資本積累和產(chǎn)生回升，將增加勞動

力需求。貨幣政策通過下調(diào)實際利率降低資金

成本，緩解企業(yè)因債務(wù)約束、發(fā)展前景不確定而

減少投資的問題，促進資本積累，企業(yè)按生產(chǎn)要

素組合比例增加勞動需求（Blanchard，2003）。

在經(jīng)濟衰退情況下，資本積累和研發(fā)減少，勞動

力參與率降低，貨幣政策有助于提升產(chǎn)出水平，

甚至提升潛在產(chǎn)出水平，間接增加就業(yè)（Ball，

2014；Blanchard，2018）。

（二）就業(yè)狀況和通脹走勢不一致

在20世紀(jì)70年代石油危機沖擊下，通脹和

失業(yè)率上升并存，違背了傳統(tǒng)的菲利普斯曲

線。當(dāng)時主流的解釋是通脹預(yù)期提升、菲利普

斯曲線向右平移。近年來，關(guān)于就業(yè)狀況與通

脹不一致的解釋主要有以下幾點。一是勞動力

市場摩擦。主要是源于工資剛性，或者找工作

過程中“搜索-匹配”帶來的就業(yè)市場摩擦等

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

二是通脹對經(jīng)濟景氣的敏感度降低。受技術(shù)進

步、人口老齡化、全球化加深等影響，菲利普斯

曲線扁平化，在經(jīng)濟衰退、失業(yè)率上升時期，物

價 保 持 穩(wěn) 定 ，甚 至 持 續(xù) 維 持 低 位（Galí &

Gambetti，2018）。三是就業(yè)方式改變。2018 年

美國失業(yè)率已回落至2008年以前水平，甚至達

到充分就業(yè)，但工資增速不及預(yù)期。主要是兼

職、工時短的就業(yè)形式占比增加（Hong et al，

2018）。

（三）就業(yè)狀況與經(jīng)濟增長不一致

2008年12月至2013年11月，美國經(jīng)濟逐步

復(fù)蘇，但失業(yè)率一直保持在 7%以上，2009 年 10

月達到峰值10%，就業(yè)狀況與經(jīng)濟增長呈現(xiàn)不一

致。一是結(jié)構(gòu)性失業(yè)更加突出。Zagler（2009）

提出，經(jīng)濟在由制造業(yè)為主轉(zhuǎn)向服務(wù)業(yè)為主的

過程中，將產(chǎn)生結(jié)構(gòu)性失業(yè)；在創(chuàng)新驅(qū)動的新經(jīng)

濟中，勞動者受教育程度高、就業(yè)靈活，議價能

力增強，也會推升失業(yè)率。Farber & Valletta

（2013）、Hobijn & ?ahin（2013）認(rèn)為，金融和房地

產(chǎn)沖擊導(dǎo)致勞動力市場高度錯配，體現(xiàn)為美國、

英 國 、葡 萄 牙 、西 班 牙 的 貝 弗 里 奇 曲 線 ①

（Beveridge curve）顯著右移。二是勞動力市場變

革引發(fā)勞動參與率波動，改變經(jīng)濟增長和就業(yè)

的關(guān)系。Sahin et al.（2014）、Chen et al.（2016）認(rèn)

為，隨著勞動力規(guī)模和就業(yè)規(guī)模的增加以及失

業(yè)保障改善，失業(yè)者找工作積極性降低，失業(yè)率

變化存在不確定性。三是低通脹影響經(jīng)濟增長

拉動就業(yè)的效果。Tesfaselassie & Wolters（2018）

認(rèn)為，存在一個通脹率閾值水平，當(dāng)通脹率高于

閾值時，經(jīng)濟增長會帶來就業(yè)增長；當(dāng)通脹率低

于閾值時，經(jīng)濟增長不會促進就業(yè)增加。該閾

值取決于勞動力市場的特征。

總之，考慮到勞動力市場摩擦因素，一些經(jīng)

濟學(xué)家支持將就業(yè)目標(biāo)納入貨幣政策框架。

Acharya et al.（2018）提出，經(jīng)濟中失業(yè)率存在多

個穩(wěn)態(tài)，若貨幣政策不在經(jīng)濟衰退初期立即應(yīng)

對，經(jīng)濟將可能陷入高失業(yè)率穩(wěn)態(tài)，即“失業(yè)陷

阱”。在經(jīng)濟衰退期間，失業(yè)風(fēng)險上升，將就業(yè)

目標(biāo)納入貨幣政策框架，會影響社會預(yù)期，降

①貝弗里奇曲線是反映勞動力市場中失業(yè)率與職位空缺率之間負(fù)相關(guān)關(guān)系的曲線，最早由英國

經(jīng)濟學(xué)家William Beveridge于1944年提出，主要用于分析失業(yè)的結(jié)構(gòu)和勞動力市場運作效率，不同于

菲利普斯曲線的總量分析。

金融與經(jīng)濟 2022.12

26

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低就業(yè)和收入的不確定性，提高貨幣政策擴大

內(nèi)需的作用。Galí（2016）認(rèn)為，在貨幣政策框

架中，就業(yè)目標(biāo)的權(quán)重應(yīng)隨著遲滯效應(yīng)增強而

加大。

三、就業(yè)目標(biāo)納入貨幣政策框架的實踐與

爭論

目前，已有美聯(lián)儲等發(fā)達國家央行將就業(yè)

目標(biāo)納入貨幣政策框架。在發(fā)展中國家，央行

十分重視就業(yè)目標(biāo)，但由于勞動力市場的種種

特征，極少明確將其納入貨幣政策框架。

（一）發(fā)達國家央行的實踐和爭論

1.美聯(lián)儲是央行貨幣政策多目標(biāo)制的典型

代表

美聯(lián)儲未設(shè)定固定的就業(yè)目標(biāo)（失業(yè)率）。

1977 年《聯(lián)邦儲備法案修正案》規(guī)定，美聯(lián)儲貨

幣政策目標(biāo)是“實現(xiàn)最大化就業(yè)、物價穩(wěn)定和長

期利率的適度”。美聯(lián)儲在2012年《長期目標(biāo)和

貨幣政策戰(zhàn)略》聲明中表示，采取 2%的通脹目

標(biāo)，努力減少就業(yè)偏離聯(lián)邦公開市場委員會

（Federal Open Market Committee，F(xiàn)OMC）對充分

就業(yè)水平的評估。美聯(lián)儲認(rèn)為，充分就業(yè)水平

在很大程度上不是由貨幣政策決定的，而是由

勞動力市場結(jié)構(gòu)和動態(tài)的非貨幣因素決定的。

美聯(lián)儲主要參考失業(yè)率數(shù)據(jù)來實現(xiàn)就業(yè)目

標(biāo)。美國勞工統(tǒng)計局編制了包括失業(yè)率、勞動

參與率、職位空缺數(shù)、離職率、平均薪資水平在

內(nèi)的一系列就業(yè)指標(biāo)，用以描述勞動力市場狀

況。美聯(lián)儲在衡量充分就業(yè)水平時主要參考失

業(yè)率數(shù)據(jù)，在具體操作層面綜合考慮其他指

標(biāo)?；趶V泛的勞動力市場指標(biāo)，F(xiàn)OMC每年發(fā)

布四次對長期自然失業(yè)率的估計值，以此作為

貨幣政策框架中就業(yè)目標(biāo)的參考。美聯(lián)儲曾于

2014 年推出反映勞動力市場狀況的綜合指標(biāo)，

用勞動力市場狀況指數(shù)刻畫19項勞動力指標(biāo)的

綜合走勢，具有覆蓋面廣、重點突出的優(yōu)勢。

在操作層面上，美聯(lián)儲強調(diào)通脹目標(biāo)和就

業(yè)目標(biāo)同等重要（FOMC，2019），努力實現(xiàn)兩者

的動態(tài)平衡。當(dāng)二者走勢不協(xié)調(diào)時，美聯(lián)儲綜

合考慮通脹和就業(yè)（可能）偏離目標(biāo)的程度及恢

復(fù)至目標(biāo)水平所需時間長短，使得整體偏離程

度最小。美國通脹和就業(yè)走勢不一致在近年的

主要體現(xiàn)是，2008年國際金融危機爆發(fā)后，經(jīng)濟

復(fù)蘇快于就業(yè)復(fù)蘇，以持續(xù)、大規(guī)模的量化寬松

政策支持勞動力市場復(fù)蘇，可能面臨推高通脹

的風(fēng)險。2015—2018 年，隨著勞動力市場持續(xù)

改善，退出量化寬松政策又受通脹持續(xù)低迷制

約。2012年12月FOMC計劃保持短期利率接近

于零，直至失業(yè)率降到6.5%以下，意味著容忍通

脹率暫時高于其長期目標(biāo)。

表1 美聯(lián)儲的貨幣政策規(guī)則

資料來源：美聯(lián)儲 2020 年 2 月份貨幣政策

報告。

就通脹目標(biāo)和就業(yè)目標(biāo)權(quán)衡而言，美聯(lián)儲

采取一定的貨幣政策規(guī)則，但強調(diào)不能機械地

遵循任何具體規(guī)則。美聯(lián)儲在2020年2月份貨

幣政策報告中，列示了經(jīng)濟學(xué)家研究的一些政

策規(guī)則（表1），其中泰勒規(guī)則的指導(dǎo)意義獲得兩

任美聯(lián)儲主席格林斯潘和伯南克的肯定。此

外，美聯(lián)儲前主席耶倫提出最優(yōu)控制方法，其核

心思想是利用預(yù)測模型（如美聯(lián)儲的FRB/US模

型）得到失業(yè)率和通脹率的基準(zhǔn)預(yù)測，通過模擬

不同的聯(lián)邦基金利率對應(yīng)的失業(yè)率和通脹率走

勢，與基準(zhǔn)線進行比較，得到失業(yè)率和通脹率與

目 標(biāo) 值 偏 離 程 度 最 小 的 利 率 路 徑（Yellen，

2012）。

2.澳大利亞最早把就業(yè)納入中央銀行法定

目標(biāo)

按照 1959 年《儲備銀行法案》，澳大利亞儲

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)

就業(yè)目標(biāo)納入貨幣政策框架的討論和實踐

27

JRYJJ

備銀行的目標(biāo)是“實現(xiàn)澳元穩(wěn)定性，保持澳大利

亞充分就業(yè)，以及實現(xiàn)澳大利亞經(jīng)濟繁榮和為

人民謀求福祉”。在實踐中，澳大利亞儲備銀行

將控制通貨膨脹率作為實現(xiàn)其政策目標(biāo)的主要

途徑，未設(shè)定明確的就業(yè)目標(biāo)，也未定期發(fā)布對

自然失業(yè)率的預(yù)測。該行認(rèn)為，價格穩(wěn)定是實

現(xiàn)長期經(jīng)濟增長和就業(yè)的重要先決條件，保持

穩(wěn)定的低通脹率是創(chuàng)造就業(yè)的基礎(chǔ)。澳大利亞

儲備銀行于1993年首次公布通脹目標(biāo)，1996年

與財政部簽署協(xié)議，明確將中期消費價格指數(shù)

增長維持在2%~3%的目標(biāo)范圍。此后，儲備銀

行不斷對通脹目標(biāo)及相關(guān)內(nèi)容進行補充，強化

通脹目標(biāo)制的權(quán)威性。引入通脹目標(biāo)制之后，

澳大利亞通脹率明顯下降，經(jīng)濟增速穩(wěn)步上升，

失業(yè)率也從20世紀(jì)80年代的8%以上降至2019

年底的5.1%。

3.新西蘭2018年正式將就業(yè)目標(biāo)納入貨幣

政策框架

新西蘭儲備銀行于 1990 年開始采用“通脹

目標(biāo)制”?！?989年新西蘭儲備銀行法》第9條規(guī)

定，儲備銀行行長在獲得任命或再次任命時，需

與財政部長簽署政策目標(biāo)協(xié)議（Policy Target

Agreements）。通脹目標(biāo)制在1990年3月第一份

政策目標(biāo)協(xié)議中得到明確。20世紀(jì)90年代中期

以來，隨著物價穩(wěn)定目標(biāo)的實現(xiàn)和持續(xù)低通脹

預(yù)期的形成，新西蘭儲備銀行貨幣政策逐漸轉(zhuǎn)

向“靈活的通貨膨脹目標(biāo)”，表現(xiàn)為逐步放寬通

脹目標(biāo)區(qū)間，且更為關(guān)注其他政策目標(biāo)。1999

年提出要“避免產(chǎn)出、利率、匯率出現(xiàn)非必要的

不穩(wěn)定性”；2012 年提出“注重金融體系的效率

和穩(wěn)健性，監(jiān)測包括資產(chǎn)價格在內(nèi)的各類價

格”。作為“靈活的通貨膨脹目標(biāo)”框架的一部

分，新西蘭儲備銀行一直密切監(jiān)測勞動力市場

變化。金融危機之后，新西蘭就業(yè)狀況逐步改

善，失業(yè)率從2012年的6%以上降至2018年3月

的4.4%。2017年新西蘭工黨在贏得議會選舉之

指標(biāo)名稱

就業(yè)水平

就業(yè)率

勞動參與率

失業(yè)率

自然失業(yè)率（NAIRU）

就業(yè)不足率

潛在勞動力

勞動力利用不足率

就業(yè)缺口

定義

進入勞動力市場的總?cè)藬?shù)

就業(yè)人數(shù)占工作年齡人口的比例

工作年齡人口中正在工作或積極

尋找工作的人口比例

滿足就業(yè)條件的人口中暫時失業(yè)

且積極尋找工作的人口比例

通過模型估計與穩(wěn)定的工資增長

和通脹相一致的失業(yè)率趨勢

就業(yè)人口非自愿的工作時間少于正

常工時，希望工作時間更長的人口

占勞動力人口比例

正在找工作但暫時不具備工作條件

的人；或具備工作條件但暫時未找

工作的人

失業(yè)率+就業(yè)不足率+潛在勞動力

占比

就業(yè)率偏離最大化可持續(xù)就業(yè)水平

的程度

優(yōu)點

相對直觀

相對就業(yè)水平更為穩(wěn)定且

與工資增速關(guān)聯(lián)性更高

勞動參與率的提升增加了

潛在勞動力供給

清晰反映勞動力市場周期性

需求壓力且與工資增速關(guān)聯(lián)

度更高，是衡量最大化可持

續(xù)就業(yè)水平的較好指標(biāo)

將工作時長納入充分就業(yè)

的考慮因素

廣義的勞動力剩余

利用多種技術(shù)手段構(gòu)造

整體趨勢

缺點

同時受到勞動力市場供需雙方

的影響，與工資增速聯(lián)系較弱

可能被供給因素扭曲，如勞動

參與率改變

強勁的勞動力市場吸引更多勞

動力進入，提高勞動參與率

不反映結(jié)構(gòu)性失業(yè)情況，結(jié)構(gòu)

性失業(yè)在不同時期和不同國家

的差異較大

估計的誤差范圍較大

與工資增速的關(guān)聯(lián)較弱

與工資增速的關(guān)聯(lián)較弱

不確定區(qū)間較大

表2 新西蘭央行最大化就業(yè)水平的主要觀測指標(biāo)

資料來源：新西蘭儲備銀行貨幣政策聲明（2018年5月）。

金融與經(jīng)濟 2022.12

28

JRYJJ

前，就提出賦予新西蘭儲備銀行“雙重使命”。

2018 年 3 月 26 日，新西蘭財長與新任儲備

銀行行長簽署了新的政策目標(biāo)協(xié)議，正式將就

業(yè)目標(biāo)納入貨幣政策框架。根據(jù)修訂后的《儲

備銀行法案》，新西蘭儲備銀行的貨幣政策目標(biāo)

是“保持中期物價水平總體穩(wěn)定，支持最大化可

持續(xù)就業(yè)”。新西蘭儲備銀行認(rèn)為，貨幣政策主

要作用于影響就業(yè)的周期性因素，而非結(jié)構(gòu)性

因素，所以將政策目標(biāo)定義為“支持最大化可持

續(xù)就業(yè)”，而非“實現(xiàn)最大化可持續(xù)就業(yè)”。

新西蘭儲備銀行未設(shè)定固定的就業(yè)目標(biāo)

值。考慮到最大化可持續(xù)就業(yè)水平存在時變

性，無法直接觀測，而且長期內(nèi)受貨幣政策影響

有限，新西蘭儲備銀行基于40多種勞動力市場

指標(biāo)來評估最大化可持續(xù)就業(yè)水平（表2），尤其

注重能夠準(zhǔn)確反映勞動力供給和需求變化，且

和工資的周期性波動緊密相關(guān)的指標(biāo)。由于引

入就業(yè)目標(biāo)的時間尚短，相關(guān)的評估技術(shù)仍有

待進一步發(fā)展。

4.其他主要發(fā)達經(jīng)濟體對就業(yè)目標(biāo)的考慮

歐洲央行以物價穩(wěn)定為首要目標(biāo)，在不損

害價格穩(wěn)定目標(biāo)的前提下，支持歐共體的一般

經(jīng)濟政策，包括“高水平的就業(yè)”和“可持續(xù)的、

非通脹性的增長”。歐洲央行理事會提出，將在

2020 年底前完成對現(xiàn)行貨幣政策的全面評估，

并考慮是否需要進行調(diào)整，評估內(nèi)容涉及金融

穩(wěn)定、就業(yè)和環(huán)境可持續(xù)性等。根據(jù)《1998年英

格蘭銀行法案》，英格蘭銀行的目標(biāo)是在維持物

價穩(wěn)定的前提下，支持政府的經(jīng)濟增長和就業(yè)

目標(biāo)。加拿大央行通過穩(wěn)定通脹和通脹預(yù)期，

鼓勵消費和投資，有助于持續(xù)創(chuàng)造就業(yè)機會和

提高產(chǎn)出。

5.部分學(xué)者質(zhì)疑將就業(yè)目標(biāo)納入貨幣政策

框架

一是質(zhì)疑央行對就業(yè)目標(biāo)的施策能力。

2008年下半年至2013年，美國失業(yè)率持續(xù)、嚴(yán)重

偏離聯(lián)邦公開市場委員會對充分就業(yè)水平的預(yù)

判（圖1），引發(fā)各界對央行預(yù)判能力及貨幣政策

效果的質(zhì)疑。Taylor（2011）認(rèn)為，2008年國際金

融危機以來，美聯(lián)儲以雙重目標(biāo)為幌子，采取隨

意性較大的政策，尤其是量化寬松政策，目標(biāo)太

多模糊了央行的責(zé)任。

二是在貨幣政策框架中引入就業(yè)目標(biāo)，增

加通脹目標(biāo)和就業(yè)目標(biāo)都無法實現(xiàn)的風(fēng)險。

Goldberg（2013）回顧20世紀(jì)70年代美聯(lián)儲關(guān)于

就業(yè)目標(biāo)的討論認(rèn)為，就業(yè)目標(biāo)納入貨幣政策

框架的最大問題是會加劇通脹風(fēng)險，就業(yè)目標(biāo)

相關(guān)的政治壓力和勞動力市場不確定性，也會

影響貨幣政策達到預(yù)期效果。圣路易斯聯(lián)儲前

任主席Thornton（2011，2012）認(rèn)為貨幣政策不會

影響長期就業(yè)水平，采取通脹目標(biāo)制央行不應(yīng)

改為雙重目標(biāo)制，這種改革不太可能產(chǎn)生積極

效益，反而可能危及通脹目標(biāo)制的有效性。

圖1 美國失業(yè)率和美聯(lián)儲對長期失業(yè)率的估計

數(shù)據(jù)來源：美聯(lián)儲。

三是央行對就業(yè)目標(biāo)的重視程度不會顯著

提升。把就業(yè)目標(biāo)納入貨幣政策框架的央行，

不一定比其他央行更重視就業(yè)目標(biāo)?；谔├?/p>

規(guī)則和內(nèi)生政策目標(biāo)權(quán)重的研究表明，美聯(lián)儲

通脹目標(biāo)的優(yōu)先級遠(yuǎn)高于就業(yè)目標(biāo)（Lalonde &

Parent，2006）。Rosengren（2013）①認(rèn)為，雖然各

① 參 見 Eric S.Rosengren 在 波 士 頓 聯(lián) 邦 儲 備 銀 行 第 57 屆 經(jīng) 濟 會 議 上 的 講 話“Should Full

Employment Be a Mandate for Central Banks?”。

就業(yè)目標(biāo)納入貨幣政策框架的討論和實踐

29

JRYJJ

國央行的法定目標(biāo)有所不同，但政策舉措大體

一致，都會以務(wù)實的政策促進經(jīng)濟增長和就

業(yè)。Miles（2014）發(fā)現(xiàn)，法定目標(biāo)不同的美聯(lián)儲

和英格蘭銀行采取相似方式制定貨幣政策，主

要因為實際變量（產(chǎn)出和就業(yè)）的權(quán)重在較寬的

取值范圍內(nèi)，可能對應(yīng)類似的最優(yōu)貨幣政策。

Jacob & Wadsworth（2018）研究顯示，新西蘭（通

脹目標(biāo)制時期）和美國的貨幣政策對經(jīng)濟活動

與通貨膨脹的反應(yīng)相似。

四是貨幣政策促進就業(yè)的效果受非貨幣因

素的制約，存在不確定性。通常認(rèn)為，充分就業(yè)

水平主要由勞動力市場結(jié)構(gòu)等非貨幣因素決

定，且隨時間變化（FOMC，2019）。因此，貨幣政

策促進就業(yè)的效果也受非貨幣因素制約。例

如 ，工 資 剛 性 導(dǎo) 致 貨 幣 政 策 效 果 非 對 稱 性

（Dupraz et al.，2017），高杠桿企業(yè)的用工情況受

貨 幣 政 策 影 響 更 大（Bahaj et al.，2019）。

Rosengren（2013）對比1993年1月至2013年1月

美國、英國和瑞典的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，美國失業(yè)率波動

范圍更大。

（二）發(fā)展中國家極少將就業(yè)目標(biāo)納入貨幣

政策框架

1.部分發(fā)展中國家的貨幣政策框架

20世紀(jì)90年代以來，印尼、菲律賓、泰國等

國家為獲得國際機構(gòu)貸款，在IMF協(xié)助下采用了

通脹目標(biāo)制。部分國家則采用多目標(biāo)的貨幣政

策框架（表3），在物價穩(wěn)定之外更為關(guān)注經(jīng)濟增

長和支持政府政策，如印度、老撾、孟加拉國等。

部分發(fā)展中國家央行把就業(yè)作為目標(biāo)，但

未將就業(yè)目標(biāo)明確納入貨幣政策框架。發(fā)展中

國家通常側(cè)重于以經(jīng)濟增長拉動就業(yè)，同時使

用多種政策工具促進就業(yè)。例如，通過加強對

金融機構(gòu)的監(jiān)管和監(jiān)督，促進對中小企業(yè)和初

創(chuàng)企業(yè)的信貸支持；采用一致透明的標(biāo)準(zhǔn)，促進

信貸資源配置向創(chuàng)造就業(yè)和推動經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型

的關(guān)鍵部門及行業(yè)傾斜；增強金融服務(wù)的普惠

性等。

印度儲備銀行通過窗口指導(dǎo)，要求商業(yè)銀

行將一定比例的貸款投向農(nóng)業(yè)、小微企業(yè)等就

業(yè)密集型領(lǐng)域，并用于支持經(jīng)濟適用住房和教

育。柬埔寨、越南央行為特定就業(yè)密集型部門

設(shè)定了商業(yè)銀行貸款目標(biāo)。巴西、阿根廷央行

重點為弱勢群體（如殘疾人或赤貧者）提供金融

普及教育。孟加拉國銀行自1970年開始推行農(nóng)

村小額信貸，實施針對中小企業(yè)和佃農(nóng)的再貸

款方案，支持銀行優(yōu)先向中小企業(yè)和女性企業(yè)

家提供貸款，拓寬金融服務(wù)范圍，促進經(jīng)濟發(fā)展

和金融普惠，間接支持政府的就業(yè)目標(biāo)。

2.發(fā)展中國家將就業(yè)目標(biāo)納入貨幣政策框

架面臨約束

發(fā)展中國家缺乏詳細(xì)、時效性強的就業(yè)數(shù)

據(jù)，沒有適當(dāng)?shù)?、可量化的就業(yè)目標(biāo)。相比發(fā)達

國家而言，發(fā)展中國家的失業(yè)率不能準(zhǔn)確反映

勞動力市場狀況。發(fā)展中國家勞動力市場中非

正規(guī)就業(yè)占比高、隱性失業(yè)等問題突出，就業(yè)統(tǒng)

計數(shù)據(jù)不完善，貨幣政策決策和評估缺乏堅實

國家

巴西

俄羅斯

印度

南非

貨幣政策框架

通脹目標(biāo)制（1999年至今）

通脹目標(biāo)制

多目標(biāo)制

通脹目標(biāo)制（2000年至今）

主要貨幣政策工具

政策利率（Selic rate）-銀行

間隔夜國債抵押貸款利率

再融資利率、準(zhǔn)備金要求

流動性調(diào)節(jié)便利（LAF）、商

業(yè)銀行現(xiàn)金儲備率（CRR）

回購利率

貨幣政策中介目標(biāo)

無

貨幣供應(yīng)量

無

無

貨幣政策最終目標(biāo)

維持通脹水平為4.5%，可上下浮

動2個百分點

中期內(nèi)維持通脹水平在4%以內(nèi)

保持物價穩(wěn)定、促進經(jīng)濟增長

保持幣值穩(wěn)定以推動經(jīng)濟平衡

持續(xù)增長

表3 主要發(fā)展中國家的貨幣政策框架

資料來源：相應(yīng)國家央行網(wǎng)站。

金融與經(jīng)濟 2022.12

30

JRYJJ

基礎(chǔ)。統(tǒng)計顯示，大部分亞洲發(fā)展中國家從事

非正式工作（如家庭小作坊等）的勞動力占就業(yè)

總 數(shù) 的 50% 以 上 。 鑒 于 勞 動 力 市 場 問 題 ，

Bhattacharyya（2012）認(rèn)為，包括中國在內(nèi)的亞洲

發(fā)展中國家央行不具備將充分就業(yè)目標(biāo)納入貨

幣政策框架的條件。Fernandez & Meza（2015）、

Junankar（2019）認(rèn)為，發(fā)展中國家的非正規(guī)就業(yè)

占比較大，逆周期特征明顯，且波動性大于正規(guī)

就業(yè)，會增加貨幣政策效果的不確定性。

把就業(yè)目標(biāo)納入貨幣政策框架將增加貨幣

政策在多目標(biāo)中尋求動態(tài)平衡的難度。與發(fā)達

經(jīng)濟體相比，新興市場經(jīng)濟體的央行職能往往

更廣泛，如匯率管理、經(jīng)濟金融發(fā)展職能等（BIS，

2009）。發(fā)展中國家央行通常兼顧經(jīng)濟增長、促

進就業(yè)、金融穩(wěn)定、配合政府政策等多種法定或

衍生職責(zé)，明確納入就業(yè)目標(biāo)使得貨幣政策目

標(biāo)更加復(fù)雜和多元，當(dāng)多目標(biāo)不一致時，平衡難

度將加大，政策效果不明顯。

總體而言，部分發(fā)達國家央行明確將就業(yè)

納入貨幣政策目標(biāo)，且近年來美聯(lián)儲等發(fā)達國

家央行對就業(yè)目標(biāo)的重視明顯增強，在維持物

價穩(wěn)定目標(biāo)的基礎(chǔ)上，支持政府經(jīng)濟增長和就

業(yè)目標(biāo)。發(fā)展中國家央行普遍重視就業(yè)目標(biāo)，

但由于面臨的就業(yè)數(shù)據(jù)質(zhì)量、央行職能多元化

等約束，通常側(cè)重于以經(jīng)濟增長拉動就業(yè)，同時

使用多種政策工具促進就業(yè)。

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[32]Zagler M.Economic growth， structural

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金融與經(jīng)濟 2022.12

32

JRYJJ

國有資本參股對民營企業(yè)人力資本升級的影響

[摘 要] 以國有資本參股為切入點，探究了混合所有制改革過程中國有資本參股對民

營企業(yè)人力資本升級的影響。研究發(fā)現(xiàn)，國有資本參股促進了民營企業(yè)人力資本升級。作

用機制檢驗表明，國有資本參股影響民營企業(yè)人力資本升級的核心機制在于資源效應(yīng)。一

方面，國有資本帶來的稅收優(yōu)惠、政府補貼和信貸融資能夠緩解企業(yè)融資約束，使企業(yè)有更

充裕的資金來優(yōu)化人力資本配置；另一方面，企業(yè)融資約束的緩解能夠促進企業(yè)固定資產(chǎn)

投資，但由于固定資產(chǎn)投資的高技能性，企業(yè)需進行人力資本升級予以匹配。異質(zhì)性檢驗

發(fā)現(xiàn)，國有資本參股對民營企業(yè)人力資本升級的促進作用在成長性較高的企業(yè)、雇傭成本

較高的企業(yè)、資本密集型企業(yè)以及市場化程度較低地區(qū)的企業(yè)中更為凸顯。進一步研究表

明，國有資本參股增加了民營企業(yè)的研發(fā)投入以及顯著提升了民營企業(yè)的經(jīng)營績效。

[關(guān)鍵詞] 混合所有制改革；國有資本參股；人力資本；資源效應(yīng)；民營企業(yè)

[中圖分類號] F830.93 [文獻標(biāo)識碼]A [文章編號]1006-169X（2022）12-0033-10

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

[基金項目] 廣東省教育廳質(zhì)量工程項目“人力資源管理特色專業(yè)”（2019SZL01）；廣州

市哲學(xué)社會科學(xué)發(fā)展“十四五”規(guī)劃 2022 年度共建課題“廣州積極應(yīng)對人口老齡化研究”

（2022GZGJ82）。

[作者簡介] 周旭（1976—），湖南東安人，廣州理工學(xué)院工商管理學(xué)院，碩士，講師，研究

方向為人力資源管理、社會保障；云鋒（1994—），內(nèi)蒙古烏蘭察布人，華南師范大學(xué)經(jīng)濟與

管理學(xué)院，博士研究生，研究方向為財務(wù)會計與公司治理。

■ 周 旭，云 鋒

一、引言

黨的“二十大”勝利召開，科技自立自強能

力的顯著提升、經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展取得突破、構(gòu)

建新的發(fā)展格局和建設(shè)現(xiàn)代化的經(jīng)濟體系是當(dāng)

前經(jīng)濟發(fā)展的主要目標(biāo)任務(wù)。在這一背景下，

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和轉(zhuǎn)型升級是當(dāng)前經(jīng)濟發(fā)展的核

心動力之一。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的過程中，技術(shù)進

步是關(guān)鍵所在，而人力資本則是推動技術(shù)創(chuàng)新

的根本動力（何小鋼等，2020）。由此可見，在中

美貿(mào)易摩擦、新冠肺炎疫情等不確定因素的沖

擊下，為實現(xiàn)中國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，重構(gòu)中國經(jīng)

濟增長的核心動力，人力資本升級刻不容緩。

《中國民營經(jīng)濟報告：2019》顯示，民營企業(yè)

發(fā)明專利占比超 75%，是中國科技創(chuàng)新的主力

軍 。但信貸歧視、融資成本等問題的存在制約

了民營企業(yè)進一步擴大雇用規(guī)模及提高雇用質(zhì)

量，最終抑制了民營企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新和轉(zhuǎn)型升

級。顯然，解決民營企業(yè)“融資難、融資貴”的問

題有助于促進民營企業(yè)人力資本升級，進而為

企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新和高質(zhì)量發(fā)展提供內(nèi)生動力?；?/p>

合所有制改革作為國家經(jīng)濟體制改革的重要部

分，在釋放國有企業(yè)經(jīng)濟活力，促進國有資本和

民營資本相互融合，實現(xiàn)“國民共進”方面起到

了至關(guān)重要的作用。

ournal of Finance and Economics J 金融與經(jīng)濟 2022.12

33

JRYJJ

理論上，民營企業(yè)由于缺乏足夠擔(dān)保物和

政府背書，存在較為嚴(yán)重的所有制歧視，從而導(dǎo)

致了民營企業(yè)的融資約束（申廣軍等，2020），而

國有資本的“政治屬性”可以幫助民營企業(yè)彌補

這方面劣勢（郝陽和龔六堂，2017），進而在經(jīng)濟

轉(zhuǎn)型階段為企業(yè)雇用高學(xué)歷勞動力提供資金支

持。國有資本參股為民營企業(yè)所帶來的資源效

應(yīng)還會為企業(yè)新增固定資產(chǎn)投資提供富余資金

支持。而新增固定資產(chǎn)與高學(xué)歷勞動者存在互

補性，即新增固定資產(chǎn)與高學(xué)歷勞動者的匹配

性更高（劉啟仁和趙燦，2020）。因此，為最大化

新增固定資產(chǎn)所帶來的產(chǎn)出，企業(yè)會調(diào)整自身

人力資本配置并雇用更多高學(xué)歷勞動者。

研究貢獻在于：第一，豐富了混合所有制改

革經(jīng)濟后果的相關(guān)文獻。前期混合所有制改革

相關(guān)文獻多聚焦于民營資本參股國有企業(yè)的治

理效應(yīng)（楊興全和尹興強，2018），而筆者重點關(guān)

注國有資本參股民營企業(yè)的資源效應(yīng)，揭示了

混合所有制改革中國有資本參股民營企業(yè)的人

力資本升級效應(yīng)，豐富了相關(guān)領(lǐng)域的文獻。第

二，豐富了企業(yè)人力資本升級影響因素的相關(guān)

文獻。相關(guān)文獻多立足于勞動需求的融資約束

理論，考察了融資約束對企業(yè)雇用規(guī)模的影響

（張三峰和張偉，2016）。在當(dāng)前經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的背

景下，產(chǎn)業(yè)升級對企業(yè)人力資本升級提出了更

高要求，但目前針對影響企業(yè)人力資本升級因

素的相關(guān)文獻較少。本文考察了國家大力推動

的混合所有制改革如何以及通過何種機制影響

民營企業(yè)人力資本升級，豐富了人力資本升級

影響因素的相關(guān)文獻。

二、理論分析和研究假說

既有研究表明，混合所有制改革能為民營

企業(yè)帶來稅收優(yōu)惠、政府補貼和信貸融資，緩解

民營企業(yè)的外部融資約束（郝陽和龔六堂，

2017；李世剛和鐘檸锘，2022）。作為企業(yè)雇用

決策的重要決定因素（張三峰和張偉，2016），融

資約束的緩解，一方面有利于企業(yè)獲得充裕的

資金來對自身人力資本配置進行優(yōu)化，雇用更

多高學(xué)歷勞動者以適應(yīng)經(jīng)濟轉(zhuǎn)型期對高適應(yīng)

性、高技能勞動者的需求；另一方面資金壓力的

緩解為企業(yè)提供了固定資產(chǎn)投資所需的富余資

金，依據(jù)資本與技能互補性，企業(yè)會雇用更多高

學(xué)歷勞動者以最大化新增固定資產(chǎn)的產(chǎn)出（劉

啟仁和趙燦，2020）。基于此，本文認(rèn)為國有資

本參股對民營企業(yè)人力資本升級的影響機制在

于其資源效應(yīng)。

已有研究發(fā)現(xiàn)，由于民營企業(yè)規(guī)模普遍較

小、處于較為低端的行業(yè)，與地方政府的聯(lián)系不

夠緊密，因而民營企業(yè)在所得稅稅率方面受到

了歧視（李元旭和宋淵洋，2011）。相較而言，國

有企業(yè)承擔(dān)了保障就業(yè)和地區(qū)經(jīng)濟增長的政策

性負(fù)擔(dān)，因而國有企業(yè)往往與地方政府有密切

聯(lián)系，不僅能夠享受地方政府寬松的稅收監(jiān)管

及獲得更多的政府補貼，還能在信貸市場中獲

得政府背書。因此，民營企業(yè)面臨嚴(yán)重的所有

制歧視問題（Pan et al.，2017；申廣軍等，2020），

這抑制了民營企業(yè)的進一步發(fā)展和升級轉(zhuǎn)型。

然而，這種情況在混合所有制改革過程中將會

得到改善。混合所有制改革為民營企業(yè)引入的

國有資本可以幫助民營企業(yè)與政府建立聯(lián)系，

從而幫助民營企業(yè)彌補由所有制歧視帶來的融

資劣勢（郝陽和龔六堂，2017），增加民營企業(yè)獲

得的稅收優(yōu)惠和政府補貼，降低民營企業(yè)融資

約束。而內(nèi)部資金約束和外部融資約束的改善

能夠極大的左右企業(yè)的雇用決策（張三峰和張

偉，2016），所以國有資本參股帶來的資源效應(yīng)

理應(yīng)對企業(yè)雇用決策產(chǎn)生影響。在當(dāng)前謀求經(jīng)

濟高質(zhì)量發(fā)展新突破的關(guān)鍵期，作為企業(yè)高質(zhì)

量發(fā)展的內(nèi)生動力，科技創(chuàng)新對于人力資本的

需求達到了一個新高度。因此，資源效應(yīng)引致企

業(yè)融資約束的緩解將會促進企業(yè)雇用更多高學(xué)

歷勞動力，為企業(yè)人力資本升級提供資金保障。

此外，由于民營企業(yè)面臨的融資約束較為

嚴(yán)重，新增部分投資所需的資金需求難以滿足，

導(dǎo)致民營企業(yè)新增固定資產(chǎn)投資增長較為緩

慢。國有資本參股為民營企業(yè)所帶來的資源效

應(yīng)，還會為企業(yè)新增固定資產(chǎn)投資提供富余資

金支持，從而緩解民營企業(yè)投資固定資產(chǎn)的資

金壓力，增加民營企業(yè)購買固定資產(chǎn)的意愿和

積極性。既有研究表明，盡管企業(yè)固定資產(chǎn)、高

金融與經(jīng)濟 2022.12

34

JRYJJ

學(xué)歷勞動者和低學(xué)歷勞動者作為投入要素均會

對企業(yè)經(jīng)濟增加值產(chǎn)生貢獻，但是新增固定資

產(chǎn)與高學(xué)歷勞動者存在互補性，即新增固定資

產(chǎn)與高學(xué)歷勞動者的匹配性更高（劉啟仁和趙

燦，2020）。因此，國有資本參股為民營企業(yè)帶

來的資源效應(yīng)，不僅能夠增加固定資產(chǎn)投資，而

且能夠推動企業(yè)調(diào)整自身人力資本配置，雇用

更多高學(xué)歷勞動者。基于此，提出假說1。

假說1：國有資本參股能夠顯著促進民營企

業(yè)人力資本升級。

民營企業(yè)之間存在著顯著差異，這些差異

會導(dǎo)致其受到資源效應(yīng)的強弱存在異質(zhì)性，進

而對企業(yè)人力資本升級產(chǎn)生影響。

首先，企業(yè)的生命周期理論認(rèn)為，處于不同

階段的企業(yè)對于創(chuàng)新和發(fā)展的需求是不同的。

不難理解，處于成長期的企業(yè)往往需要通過加

大固定資產(chǎn)投資、增加高學(xué)歷勞動力來擴大產(chǎn)

出，以創(chuàng)新?lián)屨际袌龇蓊~（劉詩源等，2020）。而

不同于處于成長期的企業(yè)，處于成熟期的企業(yè)

往往已經(jīng)在市場站穩(wěn)腳跟，其擴張需求和創(chuàng)新

需求都趨于停滯，更傾向于進行穩(wěn)健的投資。

基于此，理論上國有資本參股所帶來的資源效

應(yīng)引致民營企業(yè)的融資約束得以緩解時，高成

長性的民營企業(yè)會雇用更多的高學(xué)歷勞動者，

即國有資本參股帶來的人力資本升級在高成長

性的民營企業(yè)中更為明顯。

其次，企業(yè)雇用成本會對國有資本參股與

民營企業(yè)人力資本升級之間的關(guān)系產(chǎn)生影響。

由于民營企業(yè)大多面臨“融資難、融資貴”問

題。相較于較低雇用成本的民營企業(yè)，較高雇

用成本的民營企業(yè)雇用高學(xué)歷勞動者的成本更

高，在同樣的融資約束背景下通過雇用更多高

學(xué)歷勞動者來優(yōu)化自身人力資本配置的意愿更

低。國有資本參股所帶來的資源效應(yīng)能夠為因

雇用成本較高而長期難以進行人力資本升級的

民營企業(yè)提供資金支持，大大提升高雇用成本

企業(yè)進行人力資本升級的意愿和能力?；?/p>

此，理論上國有資本參股帶來的人力資本升級

在高雇用成本的民營企業(yè)中更為凸顯。

再次，既有研究證實，勞動力的雇用和配置

是勞動密集型企業(yè)保證產(chǎn)出的重要因素（曲玥，

2020）。顯然，由于不依賴技術(shù)創(chuàng)新和設(shè)備支

持，勞動密集型企業(yè)的特點是需要大量雇用一

般勞動力來擴大產(chǎn)出，因此這類企業(yè)對于高學(xué)

歷勞動力的需求并不高。與勞動密集型企業(yè)不

同，資本密集型企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的擴大則依賴于

技術(shù)升級和資本累積，能充分釋放資本和技術(shù)

產(chǎn)出的是高學(xué)歷勞動力。因此，當(dāng)企業(yè)擁有充

裕資金時，技術(shù)密集型企業(yè)往往會傾向于進行

人力資本升級。

最后，企業(yè)所處地區(qū)的市場化程度會導(dǎo)致

國有資本參股與民營企業(yè)人力資本升級之間的

關(guān)系呈現(xiàn)差異性。市場化程度較高的地區(qū)，資

源配置主要依靠競爭機制、價格機制等市場機

制，因而民營企業(yè)受到的所有制歧視并不嚴(yán)

重。但在市場化程度較低的地區(qū)，較低的市場

化導(dǎo)致資源配置效率低下，缺乏擔(dān)保物和政府

背書的民營企業(yè)更難獲得融資，其面臨的所有

制歧視更為嚴(yán)峻。事實上，既有研究證實非國

有上市中小企業(yè)所在地區(qū)的金融市場化程度對

其獲得銀行信貸資金具有積極影響（羅正英等，

2010）。不僅如此，當(dāng)所處地區(qū)的市場化程度較

高時，企業(yè)所獲得的資源更能按照市場規(guī)則進

行匹配，融資約束和信貸歧視等問題也相較于

市場化程度較低地區(qū)的企業(yè)有所緩解。顯然，

國有資本參股為民營企業(yè)所帶來的資源效應(yīng)在

市場化程度較低的地區(qū)更為凸顯，即市場化程

度較低地區(qū)的民營企業(yè)因所有制歧視引致的融

資約束程度得到更大緩解。因此，市場化程度

較低地區(qū)的企業(yè)將獲得更多富余資金以優(yōu)化自

身人力資本配置，即國有資本帶來的人力資本

升級效應(yīng)在市場化程度較低地區(qū)的民營企業(yè)中

更為顯著?；诖耍岢鲅芯考僬f2。

假說2：在高成長性、高雇用成本、高要素密

集度的民營企業(yè)中以及在低市場化程度的地

區(qū)，國有資本參股對民營企業(yè)人力資本升級的

促進作用更為明顯。

三、研究設(shè)計

（一）模型設(shè)定

借 鑒 李 增 福 等（2021）、劉 啟 仁 和 趙 燦

國有資本參股對民營企業(yè)人力資本升級的影響

35

JRYJJ

（2020）的研究，構(gòu)建了如下雙向固定效應(yīng)模型：

High_Lowit=β1StateTSit+β2Saleit+β3Levit

+β4Roait+β5Growthit+β6Cashit

+β7Top10it+β8Lageit+β9Salaryit+μi

+γt+εit （1）

其中，下標(biāo)i、t分別代表企業(yè)和年份；被解釋

變量High_Low 為企業(yè)的人力資本結(jié)構(gòu)，以高學(xué)

歷勞動力相對雇用比表示。StateTS為核心解釋

變量國有資本參股。μi表示行業(yè)固定效應(yīng)，γt表

示時間固定效應(yīng)。在模型中加入了一系列企業(yè)

層面的控制變量以控制企業(yè)層面的異質(zhì)性特

征。重點關(guān)注系數(shù)β1，預(yù)期β1顯著為正，即國有

資本參股促進了民營企業(yè)人力資本升級。

（二）變量定義

表1 變量的定義及說明

首先，借鑒劉啟仁和趙燦（2020）的研究，以

高學(xué)歷勞動者相對低學(xué)歷勞動者雇用比例來度

量企業(yè)的人力資本結(jié)構(gòu)（High_Low），并將人力

資本結(jié)構(gòu)的優(yōu)化視為企業(yè)進行了人力資本升

級。具體地，依據(jù)受教育程度區(qū)分人力資本，將

受教育程度為大專及以上學(xué)歷的勞動者歸類為

高學(xué)歷勞動者，中專及以下的勞動者歸類為低

學(xué)歷勞動者。其次，借鑒姜付秀等（2017）和蔡

貴龍等（2018）的研究，以國有資本參股總和來

衡量國有資本參股情況。進一步，在穩(wěn)健性檢

驗中以國有資本參股超過10%作為啞變量和國

有資本參股占比作為國有資本參股情況的替代

指標(biāo)。最后，借鑒姜付秀等（2017）、蔡貴龍等

（2018）、劉啟仁和趙燦（2020）、李增福等（2021）

的研究選取了相應(yīng)的控制變量。

（三）樣本選取及變量的描述性統(tǒng)計

以2007—2020年中國非金融類民營A股上

市公司為研究樣本。其中，上市公司前十大股

東性質(zhì)及持股比例的數(shù)據(jù)是通過手工整理獲

得。企業(yè)財務(wù)數(shù)據(jù)等主要來源于銳思數(shù)據(jù)庫

（RESSET）和國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR）。為保證

回歸結(jié)果的準(zhǔn)確性，對原始數(shù)據(jù)進行了如下處

理：剔除了金融類（包括銀行、證券、保險及房地

產(chǎn)）上市公司的樣本；剔除了ST、ST*類上市公司

的樣本；剔除了財務(wù)數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重的上市公司

樣本；為避免極端值對回歸結(jié)果的干擾，對所有

連 續(xù) 變 量 進 行 了 前 后 各 1% 水 平 的 縮 尾

（Winsorize）處理。

人力資本結(jié)構(gòu)的均值為 2.935，標(biāo)準(zhǔn)差為

8.289，說明不同民營企業(yè)之間高學(xué)歷勞動力相

對雇用比存在較大差異。國有資本參股的均值

為0.016，表明在樣本期內(nèi)國有資本在民營企業(yè)

中的平均參股比例為 1.6%，這一結(jié)果與前期文

獻保持一致（郝陽和龔六堂，2016）。具體地，全

樣本中存在國有資本參股的樣本數(shù)為 5989，占

樣本總數(shù)的31.66%。樣本期間內(nèi)存在國有資本

參股的企業(yè)有 1513 家，占總企業(yè)數(shù)的 52.30%。

其中，國有資本參股比例超過 5%的企業(yè)有 553

家，占企業(yè)總數(shù)的 19.12%。國有資本始終未參

股的企業(yè)有1380家，占總企業(yè)數(shù)的47.70%?？?/p>

見，盡管國有資本參股民營企業(yè)較為普遍，但其

持股比例偏低。

四、實證結(jié)果分析

（一）基準(zhǔn)回歸分析

為考察國有資本參股對民營企業(yè)人力資本

結(jié)構(gòu)的影響，筆者采用模型（1）對樣本數(shù)據(jù)進行

回歸。表 2 報告了基準(zhǔn)回歸結(jié)果。第 1 列報告

了僅控制了年度和行業(yè)固定效應(yīng)時模型（1）的

回歸結(jié)果。可以發(fā)現(xiàn)，國有資本參股 StateTS 的

系數(shù)為正，且在1%的水平上顯著。這表明國有

資本參股能夠促進民營企業(yè)人力資本升級。第

變量

人力資本結(jié)構(gòu)

國有資本參股

企業(yè)規(guī)模

資產(chǎn)負(fù)債率

資產(chǎn)收益率

企業(yè)成長性

企業(yè)盈利能力

現(xiàn)金持有

企業(yè)年齡

股權(quán)集中度

高管薪酬

變量符號

High_Low

StateTS

Sale

Lev

Roa

Growth

Prof

Cash

Lage

Top10

Salary

變量定義與計算

高學(xué)歷勞動者與低學(xué)歷勞動者

的比值

國有股東持股總和

營業(yè)收入的自然對數(shù)值

企業(yè)負(fù)債總額除以總資產(chǎn)

凈利潤除以總資產(chǎn)

營業(yè)收入增長率

營業(yè)利潤與營業(yè)總收入的比值

企業(yè)現(xiàn)金持有量除以總資產(chǎn)

企業(yè)成立年限的自然對數(shù)值

前十大股東持股比例

高管薪酬總額的自然對數(shù)值

金融與經(jīng)濟 2022.12

36

JRYJJ

2—3列分別展示了納入了控制變量與個體固定

效應(yīng)的回歸結(jié)果，不難看出，國有資本參股的估

計系數(shù)仍然顯著為正，上述結(jié)論依舊成立，研究

假說1得證。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

注：（1）***、**和*分別代表在1%、5%和10%

的水平上顯著；（2）括號中為經(jīng)過行業(yè)和年份層

面聚類調(diào)整后的標(biāo)準(zhǔn)誤計算而得的t值。下同。

（二）穩(wěn)健性檢驗

為消除潛在內(nèi)生性問題給基準(zhǔn)回歸帶來的

估計偏差，首先將解釋變量滯后一期后重新利

用模型（1）進行回歸，結(jié)果見表3列（1）。可以發(fā)

現(xiàn)，在采用解釋變量滯后一期方法來控制內(nèi)生

性進行重新回歸后，基準(zhǔn)回歸的結(jié)論仍然存

在。其次，采用處理效應(yīng)兩階段模型進行重新

回歸。具體而言，首先構(gòu)建如下模型考察企業(yè)

初始特征與國有資本參股的相關(guān)性：

ProNc=β0+∑

j

βj Xit+μi+γpt+εit （2）

其中，ProNc 表示國有資本參股的程度，當(dāng)

國有資本參股比例位于中位數(shù)以上，ProNc賦值

為1，此時企業(yè)的國有資本參股程度較高；否則，

ProNc 賦值為 0，此時企業(yè)的國有資本參股程度

較低。X代表一系列企業(yè)特征變量，包括前文所

述的所有控制變量。隨后，在模型（2）的基礎(chǔ)上

構(gòu)建逆米爾斯比率IMR，隨后將其納入模型（1）

中重新回歸，以糾正樣本自選擇問題帶來的估

計偏差，結(jié)果如表3列（2）（3）所示。其中，第二

階段回歸的逆米爾斯比率IMR的估計系數(shù)并不

顯著，說明不存在顯著的樣本自選擇問題。國

有資本參股總和StateTS的系數(shù)為正，且在1%的

水平上顯著，說明在采用處理效應(yīng)模型控制內(nèi)

生性問題后，基準(zhǔn)回歸結(jié)論依然存在。最后，采

取工具變量法來控制內(nèi)生性對研究結(jié)論的干

擾。借鑒 Fisman & Svensson（2007）和呂越等

（2020）的研究，構(gòu)建了國有資本參股行業(yè)—省

份均值作為工具變量進行實證檢驗，表3列（4）

展示了工具變量法第二階段的回歸結(jié)果。第一

階段估計結(jié)果顯示，工具變量通過了 t 檢驗，且

回歸方程的F統(tǒng)計量大于10①。因此，不存在弱

工具變量的問題。第二階段估計結(jié)果顯示，國

有資本參股對企業(yè)人力資本結(jié)構(gòu)存在顯著的正

向影響。

其他穩(wěn)健性檢驗②。首先，更換被解釋變量

的度量方法。借鑒劉啟仁和趙燦（2020）的做

法，分別利用技能勞動力相對非技能勞動力雇

用比例和高學(xué)歷勞動者占總員工總數(shù)的比值來

界定人力資本結(jié)構(gòu)。其次，更換解釋變量的度

量方法。借鑒郝陽和龔六堂（2017）的做法，分

別以國有資本參股比例是否超過10%的虛擬變

變量

StateTS

Sale

Lev

Roa

Growth

Prof

Cash

Top10

Lage

Salary

Cons

樣本量

年份和行業(yè)

固定

個體固定

調(diào)整R2

值

（1）

High_low

無控制變量

3.549***

（2.86）

2.878***

（60.53）

18910

是

否

0.361

（2）

High_low

有控制變量

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

是

否

0.369

（3）

High_low

個體固定效應(yīng)

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

是

是

0.777

①限于篇幅，工具變量法第一階段回歸結(jié)果未報告于正文，感興趣可向作者索取。

②限于篇幅，其他穩(wěn)健性檢驗結(jié)果不報告于正文，留存?zhèn)渌鳌?/p>

國有資本參股對民營企業(yè)人力資本升級的影響

37

JRYJJ

量以及國有資本參股量與民營控股股東持股量

的比值來度量國有資本的參股情況。最后，對

樣本期內(nèi)發(fā)布的重大政策可能帶來的影響進行

排除。一方面，2008 年的“四萬億”經(jīng)濟刺激計

劃會極大降低民營企業(yè)的融資約束，從而為民

營企業(yè)進行人力資本升級提供富余資金，因而

可能對回歸結(jié)果造成干擾。為排除這一可能的

影響，通過刪除相關(guān)年份的樣本數(shù)據(jù)來排除這

一政策的干擾。另一方面，“營改增”政策能夠

為民營企業(yè)帶來稅收優(yōu)惠，從而增加民營企業(yè)

用于人力資本升級的富余資金，因而也可能促

使了民營企業(yè)人力資本升級。由于服務(wù)業(yè)受

“營改增”政策的影響最大，因而剔除服務(wù)業(yè)企

業(yè)后重新回歸以排除“營改增”政策的影響?；?/p>

歸結(jié)果表明，在進行了一系列穩(wěn)健性檢驗之后，

基準(zhǔn)回歸結(jié)果依舊成立。

表3 內(nèi)生性檢驗結(jié)果

五、機制檢驗

如果國有資本參股能夠通過資源效應(yīng)為企

業(yè)帶來資金壓力的緩解，那么這一機制的作用

效果應(yīng)當(dāng)在融資約束較強的企業(yè)中更為顯著。

基于此，遵照前期文獻的做法，采用企業(yè)規(guī)模和

SA指數(shù)①對民營企業(yè)面臨的融資約束進行刻畫

（Hadlock & Pierce，2010），隨后進行分組估計。

具體內(nèi)容包括：（1）依據(jù)企業(yè)規(guī)模，將中位數(shù)以

上的企業(yè)分為低融資約束企業(yè)組，中位數(shù)以下

的企業(yè)分為高融資約束組；（2）依據(jù)SA指數(shù)，將

中位數(shù)以下的企業(yè)分為低融資約束組，中位數(shù)

以上的企業(yè)分為高融資約束組。表4報告了分

組估計的結(jié)果，其中在SA指數(shù)較大和規(guī)模較小

的企業(yè)中，國有資本參股總和（StateTS）的系數(shù)分

別為 5.135 和 3.767，并在 1%和 10%的水平上顯

著；在SA指數(shù)較小和規(guī)模較大的企業(yè)中，國有資

本參股總和（StateTS）的系數(shù)分別為 3.375 和

3.667，并在1%和5%水平上顯著。Chowtest檢驗

結(jié)果表明，組間存在顯著差異，即國有資本參股

對民營企業(yè)人力資本升級的促進作用在融資約

束較為嚴(yán)重的企業(yè)內(nèi)更為凸顯。

表4 機制檢驗：資源效應(yīng)

此外，本文還從稅收優(yōu)惠、政府補貼和信貸

融資等視角出發(fā)，間接驗證了國有資本參股的

資源效應(yīng)機制。由前文理論分析可知，國有資

本參股能夠建立政府與民營企業(yè)之間的聯(lián)系，

從而幫助民營企業(yè)獲取稅收優(yōu)惠、政府補貼和

信貸融資。因此，國有資本參股對民營企業(yè)的

稅收、政府補貼和信貸融資都會產(chǎn)生影響。首

先，借鑒劉行和葉康濤（2014）的做法，以（所得

稅費用-遞延所得稅費用）/稅前會計利潤作為企

①SA指數(shù)的計算公式為：SA=-0.737×Size+0.043×Size2

-0.040×Age。SA指數(shù)越大，代表企業(yè)融資

約束越嚴(yán)重。

變量

L.StateTS

StateTS

IMR

Cons

樣本量

控制變量

年份固定

個體固定

調(diào)整R2

值

（1）

High_low

解釋變量

滯后一期

3.198***

（2.80）

-4.247***

（-2.89）

15746

是

是

是

0.359

（2）

ProNc

處理效應(yīng)

一階段

-2.462***

（-3.41）

18916

是

是

是

0.054

（3）

High_low

處理效應(yīng)

二階段

5.011***

（2.79）

-0.061

（-0.65）

-4.278***

（-2.88）

18916

是

是

是

0.358

（4）

High_low

工具變量

8.880**

（2.46）

-4.801

（-1.36）

18916

是

是

是

0.358

變量

StateTS

樣本量

控制變量

年份固定

個體固定

調(diào)整R2

值

（1）

High_low

SA較大

5.135***

（2.67）

9398

是

是

是

0.354

（2）

High_low

SA較小

3.375*

（1.96）

9518

是

是

是

0.365

（3）

High_low

規(guī)模較小

3.767*

（1.90）

9400

是

是

是

0.348

（4）

High_low

規(guī)模較大

3.667**

（2.24）

9516

是

是

是

0.372

金融與經(jīng)濟 2022.12

38

JRYJJ

業(yè)實際稅負(fù)的衡量指標(biāo)，考察國有資本參股對

民營企業(yè)稅收負(fù)擔(dān)的影響。其次，以企業(yè)獲取

補貼金額的自然對數(shù)作為其獲取政府補貼的指

標(biāo)，考察國有資本參股對民營企業(yè)政府補貼的

影響。最后，借鑒王運通和姜付秀（2013）的研

究，分別以100×利息支出/[（年初有息負(fù)債/年末

有息負(fù)債）/2]和總負(fù)債的自然對數(shù)值構(gòu)建企業(yè)

債務(wù)融資成本和信貸規(guī)模指標(biāo)，考察國有資本

參股對企業(yè)信貸融資的影響。檢驗結(jié)果表明①，

隨著國有資本的逐步進入，由所有制歧視引致

民營企業(yè)在稅收、政府補貼和信貸融資等方面

的非公平待遇有所緩解，從而證實了國有資本

參股的資源效應(yīng)機制。

通過上述研究可知，國有資本參股確實通

過資源效應(yīng)緩解了民營企業(yè)融資約束，從而使

得企業(yè)擁有更充裕的資金來優(yōu)化自身人力資本

配置。那么，國有資本參股帶來的資源效應(yīng)能

否促使企業(yè)增加固定資產(chǎn)投資？如果能，新增

的固定資產(chǎn)投資是否通過資本-技能互補性進

一步促進企業(yè)人力資本升級？接下來對這一機

制進行驗證。

首先，檢測國有資本參股對固定資產(chǎn)投資

的影響。具體地，以新增固定資產(chǎn)的自然對數(shù)

值衡量固定資產(chǎn)投資，考察國有資本參股對民

營企業(yè)新增固定資產(chǎn)投資的影響?；貧w結(jié)果如

表5列（1）所示，結(jié)果表明國有資本參股能夠顯

著提高民營企業(yè)固定資產(chǎn)投資。借鑒劉啟仁和

趙燦（2020）的做法，構(gòu)建如下模型檢驗固定資

產(chǎn)與高學(xué)歷勞動者之間的互補性關(guān)系：

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

+α6I/Kit+α7Xit+μi+γpt+εit （3）

其中，eva表示企業(yè)的經(jīng)濟增加值；k表示企

業(yè)固定資產(chǎn)的自然對數(shù)值；h表示企業(yè)高學(xué)歷勞

動者數(shù)量的自然對數(shù)值；l表示企業(yè)低學(xué)歷勞動

者數(shù)量的自然對數(shù)值；I/K表示資本標(biāo)準(zhǔn)化后的

新增固定資產(chǎn)投資；X表示影響企業(yè)增加值的控

制變量，包括企業(yè)規(guī)模（Sale）、企業(yè)盈利能力

（Prof）、企業(yè)的股權(quán)集中度（Top10）和企業(yè)年齡

（Lage），同時控制了基準(zhǔn)回歸中的行業(yè)固定效應(yīng)

和年份固定效應(yīng)。根據(jù)理論預(yù)期，國有資本參

股帶來的資源效應(yīng)增加了企業(yè)的固定資產(chǎn)投

資，而新增固定資產(chǎn)與高學(xué)歷勞動者的互補性

較高，這表示新增固定資產(chǎn)有助于提升高學(xué)歷

勞動力對產(chǎn)出的貢獻，從而促使企業(yè)優(yōu)化人力

資本配置，雇用更多高學(xué)歷勞動者?；诖耍A(yù)

期α4顯著為正。同時，若新增固定資產(chǎn)與低學(xué)歷

勞動者存在互補性，那么系數(shù)α5顯著為正，且α5＜

α4，但如果新增固定資產(chǎn)與低學(xué)歷勞動者存在替

代性，則α5顯著為負(fù)，且α5＜α4。此外，為確保模

型（3）回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，將高學(xué)歷勞動者數(shù)量

的自然對數(shù)值（h）替換為技能勞動力的對數(shù)值

（s），低學(xué)歷勞動者數(shù)量的自然對數(shù)值（1）替換為

非技能勞動力的對數(shù)值（u）后，再次利用模型

（3）進行回歸。

表5 機制檢驗：資本-技能互補性

表 5 列（2）（3）報告了固定資產(chǎn)與高學(xué)歷勞

①限于篇幅機制檢驗（間接證據(jù)）的結(jié)果不報告于正文，留存?zhèn)渌鳌?/p>

變量

StateTS

h

I/K

h×I/K

l×I/K

s

s×I/K

u×I/K

樣本量

控制變量

年份固定

個體固定

調(diào)整R2

值

（1）

Investment

國有參股對固

定資產(chǎn)投資的

影響

0.631***

（2.78）

18896

是

是

是

0.501

（2）

Eva

新增固定資產(chǎn)能否

提升高學(xué)歷勞動者

對EVA的影響

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

是

是

是

0.701

（3）

Eva

新增固定資產(chǎn)能

否提升技術(shù)勞動

力對EVA的影響

2.434*

（1.93）

0.033**

（2.26）

0.550***

（3.23）

0.063***

（3.59）

11057

是

是

是

0.714

國有資本參股對民營企業(yè)人力資本升級的影響

39

JRYJJ

動者互補性的檢驗結(jié)果。其中h×I/K的系數(shù)顯著

為正，說明新增固定資產(chǎn)有助于提升高學(xué)歷勞動

者對經(jīng)濟增加值的貢獻。依據(jù)勞動者的工作性

質(zhì)區(qū)分人力資本后的回歸結(jié)果如表5列（3）所示，

s×I/K的估計系數(shù)顯著為正，說明新增固定資產(chǎn)

有助于提升技能勞動力對經(jīng)濟增加值的貢獻。

綜上結(jié)果可知，國有資本參股一方面能夠

通過資源效應(yīng)緩解民營企業(yè)融資約束，進而促

進企業(yè)優(yōu)化人力資本配置。另一方面，國有資

本參股帶來的資源效應(yīng)能夠增加民營企業(yè)的固

定資產(chǎn)投資，由于新增固定資產(chǎn)投資有助于提

升高學(xué)歷勞動者對經(jīng)濟增加值的貢獻，企業(yè)有

更強的意愿來雇用更多高學(xué)歷勞動者。在這兩

方面因素的影響下，國有資本參股最終促進了

民營企業(yè)人力資本升級。

六、異質(zhì)性檢驗和進一步分析

（一）異質(zhì)性檢驗

首先，從企業(yè)成長性這一企業(yè)內(nèi)部特征差

異入手，探究不同成長性民營企業(yè)中國有資本

參股對其人力資本升級影響的異質(zhì)性。具體

地，按照企業(yè)成長性進行分組回歸。營業(yè)收入

增長率是反映企業(yè)成長性的指標(biāo)變量，因此選

取營業(yè)收入增長率來衡量企業(yè)成長性，將中位

數(shù)以下的企業(yè)劃分為低成長性組，將中位數(shù)以

上的企業(yè)劃分為高成長性組。隨后分別利用模

型（1）進行回歸，回歸結(jié)果匯報于表 6 列（1）

（2）。結(jié)果顯示，在成長性較高的民營企業(yè)中，

國有資本參股總和（StateTS）的估計系數(shù)顯著為

正，而在成長性較低的民營企業(yè)中國有資本參

股總和（StateTS）的系數(shù)并不顯著，Chowtest結(jié)果

顯示組間差異顯著存在。

其次，從企業(yè)雇用成本這一內(nèi)部差異入手，

考察企業(yè)雇用成本如何影響國有資本參股與民

營企業(yè)人力資本升級之間的關(guān)系。具體地，選

取職工平均薪酬作為企業(yè)雇用成本指標(biāo)，將中

位數(shù)以上的企業(yè)歸類為雇用成本較高組，中位

數(shù)以下的企業(yè)歸類為雇用成本較低組。隨后分

別利用模型（1）進行回歸，回歸結(jié)果匯報于表 6

列（3）（4）。結(jié)果顯示，在雇用成本較高的企業(yè)

中，國有資本參股總和（StateTS）的估計系數(shù)顯

著為正，而在雇用成本較低的企業(yè)中，國有資本

參 股 總 和（StateTS）的 估 計 系 數(shù) 并 不 顯 著 ，

Chowtest 結(jié)果顯示組間差異顯著存在。這一結(jié)

果表明，當(dāng)企業(yè)雇用成本較高時國有資本參股對

民營企業(yè)人力資本升級的促進作用更為顯著。

表6 異質(zhì)性檢驗：企業(yè)成長性、雇用成本

再次，從資本密集度這一內(nèi)部差異入手，探

究不同資本密集度民營企業(yè)中國有資本參股影

響其人力資本升級的異質(zhì)性。具體地，借鑒魯

桐和黨印（2014）的研究，按照不同行業(yè)將全樣本

企業(yè)分為資本密集型企業(yè)和勞動密集型企業(yè)①。

隨后分別利用模型（1）進行回歸，回歸結(jié)果匯報

于表7列（1）（2）。結(jié)果顯示，在資本密集型企業(yè)

中國有資本參股總和（StateTS）的估計系數(shù)為正

顯著，而在勞動密集型企業(yè)中國有資本參股總

和（StateTS）的估計系數(shù)并不顯著，Chowtest結(jié)果

顯示組間差異顯著存在。上述回歸結(jié)果表明，

國有資本參股對資本密集型民營企業(yè)人力資本

升級的促進作用更為明顯。

最后，從地區(qū)市場化程度入手，考察了地區(qū)

市場化程度如何影響國有資本參股與民營企業(yè)

變量

StateTS

樣本量

控制變量

年份固定

個體固定

調(diào)整R2

值

（1）

High_low

企業(yè)成長

性較高

5.913**

（2.58）

9400

是

是

是

0.357

（2）

High_low

企業(yè)成長

性較低

1.414

（0.91）

9516

是

是

是

0.377

（3）

High_low

雇用成本

較高

5.661***

（2.67）

9416

是

是

是

0.364

（4）

High_low

雇用成本

較低

1.673

（1.45）

9500

是

是

是

0.374

①勞動密集行業(yè)包括：（1）農(nóng)、林、牧、漁；（2）建筑；（3）采掘；（4）交通運輸；（5）倉儲；（6）食品飲

料；（7）批發(fā)和零售貿(mào)易；（8）紡織、服裝和皮毛；（9）傳播與文化；（10）木材、家具；（11）綜合類；（12）電

力、煤氣及水的生產(chǎn)和供應(yīng)。

金融與經(jīng)濟 2022.12

40

JRYJJ

人力資本升級之間的關(guān)系。借鑒張霖琳等

（2015）的研究，利用企業(yè)所處地區(qū)來區(qū)分其面

臨的市場化程度。具體地，將東部地區(qū)的企業(yè)

劃分為高市場化程度組，中西部地區(qū)的企業(yè)劃

分為低市場化程度組，然后分別進行基準(zhǔn)回

歸?；貧w結(jié)果如表7列（3）（4）所示，在市場化程

度 較 高 地 區(qū) 的 企 業(yè) 中 國 有 資 本 參 股 總 和

（StateTS）的估計系數(shù)并不顯著，在市場化程度

較低地區(qū)的企業(yè)中國有資本參股總和（StateTS）

的估計系數(shù)為正顯著，Chowtest結(jié)果顯示組間差

異顯著存在。上述結(jié)果證實，國有資本參股對

處于低市場化程度地區(qū)民營企業(yè)人力資本升級

的促進作用更為凸顯。

表7 異質(zhì)性檢驗：要素密集度、市場化程度

（二）進一步分析

為考察國有資本參股對民營企業(yè)研發(fā)投入

的影響，借鑒倪驍然和朱玉杰（2016）的研究，采

用企業(yè)下一期研發(fā)投入金額的自然對數(shù)值（RDt+1

）

和研發(fā)投入金額與銷售收入之比（RD_Salet+1）衡

量企業(yè)的研發(fā)投入，將其作為被解釋變量利用

模型（1）進行回歸，回歸結(jié)果如表8列（1）（2）所

示?？梢园l(fā)現(xiàn)，不論以企業(yè)研發(fā)投入金額的自

然對數(shù)值（RDt+1）還是研發(fā)投入金額與銷售收入

之比（RD_Salet+1）作為被解釋變量時，國有資本

參股總和（StateTS）的估計系數(shù)都為正顯著，即

國有資本參股能夠顯著提高民營企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)

新。借鑒張祥建等（2015）和李林木等（2020）的

做法，分別采用營業(yè)利潤率（OPR）和銷售利潤率

（ROS）來度量企業(yè)績效，考察國有資本參股對企

業(yè)績效的影響，回歸結(jié)果如表8列（3）（4）所示。

不論以采用營業(yè)利潤率（OPR）還是銷售利潤率

（ROS）作為被解釋變量，國有資本參股總和

（StateTS）的估計系數(shù)均為正顯著，說明國有資

本參股能夠顯著提升民營企業(yè)的經(jīng)營績效。

表8 進一步討論

七、研究結(jié)論和對策建議

本文研究結(jié)果表明，國有資本參股對民營

企業(yè)的人力資本升級有顯著的促進作用，具體

表現(xiàn)為國有資本參股之后企業(yè)的高學(xué)歷人才占

比顯著增加，并且這一效應(yīng)在高成長性企業(yè)、雇

用成本較高的企業(yè)、資本密集度高的企業(yè)以及

市場化程度較低的地區(qū)更為明顯。其中，國有

資本參股影響民營企業(yè)人力資本升級的核心機

制是資源效應(yīng)，通過國有資本自身的“政治屬

性”為企業(yè)實現(xiàn)人力資本升級提供了富余資

金。進一步研究還發(fā)現(xiàn)，國有資本參股后企業(yè)

顯著增加了創(chuàng)新投入，提高了民營企業(yè)經(jīng)營績

效，促進了民營企業(yè)長遠(yuǎn)發(fā)展。

混合所有制改革有助于引導(dǎo)資金流向民營

企業(yè)，促進企業(yè)人力資本升級，為企業(yè)在當(dāng)前經(jīng)

濟高質(zhì)量發(fā)展的“新時代”階段提供優(yōu)質(zhì)人才保

障。結(jié)合理論分析和研究結(jié)論，提出如下幾個

對策建議：一是應(yīng)在深化混合所有制改革的同

時進一步推進市場化改革，從根本上消除所有

制歧視，助力企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。二是為貫徹落

實“黨的二十大”提出的“科教興國戰(zhàn)略”“人才

強國戰(zhàn)略”和“創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略”，促進民營企

業(yè)人力資本升級，帶動民營企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，在

中國經(jīng)濟步入“新時代”的現(xiàn)階段，“減稅降費”

變量

StateTS

樣本量

控制變量

年份固定

個體固定

調(diào)整R2

值

（1）

High_low

資本密集

度高

3.085**

（2.15）

15017

是

是

是

0.386

（2）

High_low

資本密集

度低

4.285

（1.58）

3899

是

是

是

0.119

（3）

High_low

市場化

程度高

2.204

（1.64）

13921

是

是

是

0.387

（4）

High_low

市場化

程度低

5.779**

（2.21）

4994

是

是

是

0.259

變量

StateTS

樣本量

控制變量

年份固定

個體固定

調(diào)整R2

值

（1）

RDt+1

研發(fā)投入

0.725***

（3.71）

13481

是

是

是

0.495

（2）

RD_Salet+1

2.835***

（3.92）

12997

是

是

是

0.390

（3）

OPR

企業(yè)績效

0.013*

（1.77）

18916

是

是

是

0.942

（4）

ROS

0.014*

（1.67）

18916

是

是

是

0.935

國有資本參股對民營企業(yè)人力資本升級的影響

41

JRYJJ

政策應(yīng)當(dāng)繼續(xù)推行甚至加大政策實施力度。三

是應(yīng)當(dāng)出臺政策引導(dǎo)加大教育投入和人力資本

培訓(xùn)的力度，將人口紅利轉(zhuǎn)變?yōu)槿肆Y本紅利，

為經(jīng)濟轉(zhuǎn)型輸送大量高質(zhì)量人才，從而為提高

科技自立自強能力、實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展、構(gòu)

建新發(fā)展格局和建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟體系提供人

才保障。

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金融與經(jīng)濟 2022.12

42

JRYJJ

社?；鸪止膳c企業(yè)現(xiàn)金持有

[摘 要] 以2004—2020年A股上市公司為樣本，考察了社?；鸪止蓪粳F(xiàn)金持有

水平的影響。研究發(fā)現(xiàn)，社?；鸪止娠@著增加企業(yè)現(xiàn)金持有水平，此效應(yīng)主要通過激發(fā)

企業(yè)現(xiàn)金儲備需要和抑制大股東關(guān)聯(lián)交易兩個渠道來實現(xiàn)，且融資約束和企業(yè)內(nèi)部治理水

平會對兩者間的聯(lián)系起到正向調(diào)節(jié)效果。進一步分析發(fā)現(xiàn)，社?；鸪止煽梢酝ㄟ^優(yōu)化企

業(yè)現(xiàn)金持有決策的方式來增加企業(yè)的未來競爭力。

[關(guān)鍵詞] 社?；?；現(xiàn)金持有；關(guān)聯(lián)交易；主營業(yè)績；市場競爭

[中圖分類號] F832.5 [文獻標(biāo)識碼]A [文章編號]1006-169X（2022）12-0043-10

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

[基金項目] 國家社科基金項目“新疆深度貧困地區(qū)退出的路徑依賴與解鎖策略研究”

（19CGL053）。

[作者簡介] 丁澤平（1997—），山西運城人，石河子大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院，碩士研究生，研

究方向為公司治理與財務(wù)管理；陶圓（1997—），安徽淮北人，石河子大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院，

碩士研究生，研究方向為資本市場與會計行為；張記元（1988—），河南滑縣人，石河子大學(xué)

經(jīng)濟與管理學(xué)院，博士，講師，研究方向為會計與資本市場研究。

■ 丁澤平，陶 圓，張記元

一、引言

現(xiàn)金作為企業(yè)關(guān)鍵的速動資產(chǎn)，不僅是企

業(yè)在常規(guī)經(jīng)營活動中配置資源的重要媒介，還

能從側(cè)面描繪企業(yè)投融資行為的績效結(jié)果，所

以長期以來企業(yè)的持現(xiàn)標(biāo)準(zhǔn)在微觀財務(wù)政策研

究中具有不可忽視的地位。目前主流研究將企

業(yè)持現(xiàn)目的歸結(jié)于預(yù)防動機和代理動機。一方

面，由于多數(shù)企業(yè)難以通過正規(guī)資本市場及時

獲取所需資金，因此適當(dāng)?shù)默F(xiàn)金持有不僅可以

平和企業(yè)因現(xiàn)金流崩裂而引起的財務(wù)風(fēng)險，還

能協(xié)助企業(yè)更好地把握住產(chǎn)品市場意向，緩解

投資不足（Ran et al.，2009），增強企業(yè)的長期市

場競爭能力（楊興全等，2015）；另一方面，現(xiàn)金

作為流動性強、變現(xiàn)成本較低的資源，更有可能

成為決策層謀取內(nèi)部財產(chǎn)、損害相關(guān)者利益的

工具。根據(jù)現(xiàn)金持有理論可知，最佳現(xiàn)金持有

量的評測標(biāo)準(zhǔn)應(yīng)為正好滿足企業(yè)目前運營、投

資競爭所備的資金需求，過高或過低的現(xiàn)金持

有量都可能會造成現(xiàn)金持有價值的下降。由于

現(xiàn)金具有“兩面刃”的特性，眾多學(xué)者陸續(xù)從不

同視角圍繞企業(yè)持有現(xiàn)金的影響因素開展分

析。經(jīng)研究發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)金持有不僅會受貨幣政策、

政治周期等外部市場環(huán)境因素的影響，也受到

企業(yè)內(nèi)部控制、融資約束等企業(yè)內(nèi)部因素的影

響。雖然其中已涌現(xiàn)眾多研究方向，但文獻大多

默認(rèn)企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)基本不變，即便涉獵也更側(cè)重

于關(guān)注終極控制人等控制權(quán)劃分問題，而忽略

了機構(gòu)投資者持股等特殊類股東組成存在動態(tài)

變動的現(xiàn)實背景。

股權(quán)結(jié)構(gòu)既是企業(yè)分配資本報酬之依照，

ournal of Finance and Economics J 金融與經(jīng)濟 2022.12

43

JRYJJ

也是企業(yè)創(chuàng)設(shè)組織結(jié)構(gòu)的基礎(chǔ)，因此不同的股

東持股會為企業(yè)帶來異質(zhì)的市場資源賦能與治

理機制。而由于各機構(gòu)投資者間的壓力感知、

獨立性、投資期等個性特征有著顯著差異，因此

選擇從機構(gòu)投資者中的特殊存在——“國家隊”

背景的社?；鸾嵌?，單獨引入“社?；鸪?/p>

股”這一細(xì)分概念。全國社?；穑ê喎Q“社保

基金”）是由國務(wù)院批準(zhǔn)的資金籌備方式聚集而

成的社會保障戰(zhàn)略儲備基金，資金來源特殊，近

年來也陸續(xù)獲得了政府大量的資金傾斜，市場

組合持倉數(shù)額不斷逼近歷史高點。與其他關(guān)聯(lián)

性機構(gòu)投資者相比，社?；鹱鳛榈湫偷膲毫?/p>

抵制型機構(gòu)投資者，與企業(yè)無直接的商業(yè)聯(lián)系，

更有可能做到監(jiān)督?jīng)Q策層自利行為，參與到企

業(yè)經(jīng)營管理。與其他壓力抵制型機構(gòu)投資者相

比，社?；鹨蚱涑暗男畔⑶?、專業(yè)的管理

人團隊、廣泛的社會資源、獨特的稅收優(yōu)勢、長

期的投資風(fēng)格以及擔(dān)負(fù)的社會責(zé)任，更有機會

成為改善企業(yè)現(xiàn)金持有配置的良性治理機制。

那么，社?；鸪止蓪τ谄髽I(yè)現(xiàn)金持有究竟有

何影響，又是通過什么渠道影響的呢？

社保基金持股對企業(yè)現(xiàn)金持有的影響可大

致分為兩個角度：首先，社?；鹜顿Y風(fēng)格持續(xù)

性較強，搭配其錯綜交叉的管理人持股網(wǎng)絡(luò)，有

助于網(wǎng)絡(luò)內(nèi)企業(yè)的交流與比對，拉動組合內(nèi)企

業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升（王瑤和郭澤光，2021），

引導(dǎo)企業(yè)加強前沿研發(fā)等關(guān)鍵核心項目的攻

關(guān)，從而推動企業(yè)拓展其市場競爭優(yōu)勢地位（朱

德勝等，2022），而這些部署也無疑會激發(fā)企業(yè)

現(xiàn)金儲備的預(yù)防需求。此外，社?；鸪止稍?/p>

緩解決策層關(guān)聯(lián)交易、提升企業(yè)信息披露質(zhì)量、

增加機構(gòu)投資者實地調(diào)研等治理能力上有比較

優(yōu)勢，在企業(yè)代理問題的處理中主要扮演了“監(jiān)

管者”的角色，進而遏制了決策層的掏空行為，

有利于減少易變現(xiàn)資產(chǎn)的惡意流出。因此，從

預(yù)防動機、公司治理的角度看，社?；鸪止煽?/p>

能會增加企業(yè)現(xiàn)金持有水平。

可能的貢獻在于：第一，提出了社?；鸪?/p>

股能促進企業(yè)現(xiàn)金持有水平及后續(xù)配置效率的

假說，拓展了現(xiàn)金持有領(lǐng)域的研究思路。第二，

從現(xiàn)金持有效率的角度論證了社?；鸪止蓪?/p>

企業(yè)的治理效果，為政府制定合理政策、主動引

導(dǎo)社?；疬M入市場、充分發(fā)揮其治理能力以

及“資本市場方向標(biāo)”作用提供了理論支持。第

三，鑒于目前研究關(guān)于社?；鸪止傻臋C制分

析還存在不足，提出了社?；鸪止稍斐涩F(xiàn)金

持有增加可能存在的兩個渠道。

二、理論分析

（一）社?；鹋c現(xiàn)金持有：提升主營業(yè)績

配置于A股市場的社保資金管理特色：一方

面，它是由多個專業(yè)基金管理人共同負(fù)責(zé)運營，

各組合獨自計算盈虧，期末根據(jù)收益結(jié)果實行

末位淘汰，存在極大的“保值增值”公共受托責(zé)

任壓力，所以每個管理人都會對自己所經(jīng)手的

股權(quán)收益率有著較高期望。另一方面，出于稅

收優(yōu)惠和行政機關(guān)制定的資產(chǎn)配置規(guī)定（靳慶

魯?shù)龋?016），管理人又要主動或被動地堅持價

值投資理念，因此社?；鹪谄髽I(yè)治理中更有

可能成為企業(yè)的“積極股東”。但因每個管理人

所投單個公司證券的成本及股權(quán)份額都有嚴(yán)格

的限制要求，所以無論是為了攤低信息收集成

本，還是對增加投資企業(yè)話語權(quán)的需要，都必然

會推動管理人群體間通過資源信息共享和產(chǎn)品

市場相互合作的方式來協(xié)同引導(dǎo)企業(yè)發(fā)展（王

凌等，2021）。

無論是管理者個體還是群體間的交叉投

資，作為資源和信息的有效傳遞渠道，都能讓每

個管理人將其在持股過的企業(yè)中獲得的人脈資

源和前沿經(jīng)驗分享給網(wǎng)絡(luò)中的另一家企業(yè)，從

而共同推動企業(yè)的股權(quán)回報，達到“競合共贏”

的效果（周泰云等，2021）。

據(jù)現(xiàn)金持有的預(yù)防動機以及其衍生的競爭

動機而言，較高的現(xiàn)金持有水平并不意味著企

業(yè)低效的公司治理，更有可能是企業(yè)為更好地

捕捉投資機會，或基于經(jīng)營擴張預(yù)期的有備之

舉，充裕的現(xiàn)金儲備對于企業(yè)的“開疆?dāng)U土”乃

至后續(xù)的“固本培元”都有著非同尋常的戰(zhàn)略意

義（楊興全等，2015）。社?；鸪止勺鳛橄笳?/p>

性的政府宏觀調(diào)控指向及為企業(yè)帶來的信息質(zhì)

量提升，都能有效吸引其他市場參與者注資，降

金融與經(jīng)濟 2022.12

44

JRYJJ

低了企業(yè)增加現(xiàn)金儲備的成本。由此可知，無

論是在持現(xiàn)的需求或成本上，由社保基金持股

助力的業(yè)績水平增加都有可能促進企業(yè)現(xiàn)金持

有水平的上升。

（二）社?；鹋c現(xiàn)金持有：抑制關(guān)聯(lián)交易

現(xiàn)有中國治理體制下的企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)往往

高度集中，大股東與中小股東之間的代理摩擦

更為頻發(fā)，掌握公司控制權(quán)的大股東可利用其

優(yōu)勢地位，通過關(guān)聯(lián)交易的漏洞做出損害小股

東權(quán)益的行為。而社?；鹱鳛橘Y金來源特殊

的參股單位，也更有潛力去扮演“積極股東”的

角色，緩解企業(yè)的代理問題。從能力角度而言，

一方面，在中國大股東主導(dǎo)董事會絕大多數(shù)席

位的情況下，積極的基金投資者可以通過“退

出”威脅的方式，迫使企業(yè)管理層修改錯誤決策

（孔東民等，2015）；另一方面，社保資金的專業(yè)

管理者往往具有更強的信息挖掘與處理能力，

更可能會采取直接溝通或者行使投票權(quán)的方式

去 有 效 監(jiān) 督 和 輔 助 企 業(yè) 決 策（楊 海 燕 等 ，

2012）。從動機角度而言，一方面，社?；疠^

長的持股時間使得其難以從投機中獲得足額收

益，從而消除了“騎乘泡沫”的問題；另一方面，

社保基金的身份相對獨立，與被投資企業(yè)無顯

著的商業(yè)關(guān)系，不受企業(yè)制約，而且主要追求的

收益方式是紅利回報，因此更有動機去參與企

業(yè)的日常經(jīng)營治理。此外，社?；鸾M合配置

易受散戶和其他機構(gòu)投資者的青睞及追捧，而

研究發(fā)現(xiàn)投資者情緒越高漲、機構(gòu)投資者持股

比例越大，企業(yè)股票被分析師關(guān)注的程度就越

高（黃永安和曾小青，2013）。分析師作為資本市

場上重要的信息中介，通過對公司財務(wù)信息的收

集、處理和發(fā)布，也能對公司投融資治理起到監(jiān)

督和信息解讀的作用，降低企業(yè)的代理成本。

代理問題對現(xiàn)金持有的影響研究結(jié)論大致

可分為耗散假說以及柔性假說兩種。國內(nèi)目前

投資者保護機制尚不完善，資本市場成熟水平

較低，耗散假說的效果可能更甚（楊興全等，

2020）。因此，社?；鸬某止赡芡ㄟ^為企業(yè)提

供更加完善的治理機制和監(jiān)督機制，管制大股

東的侵權(quán)現(xiàn)象，進而增加企業(yè)現(xiàn)金持有水平。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇

由于社?；鹩?003年6月才正式進入資

本市場，因此參考已有文獻（靳慶魯?shù)龋?016），

采用 2004—2020 年 A 股上市公司為總樣本，并

按以下原則進行篩選：（1）剔除主要變量缺失樣

本；（2）剔除金融行業(yè)樣本；（3）剔除ST、PT公司

樣本。最終得到 32080個年度觀測值。為控制

極端值的影響，對連續(xù)變量1%以下和99%以上

的分位數(shù)進行了縮尾處理（Winsorize）。社保基

金持股數(shù)據(jù)來自Wind數(shù)據(jù)庫，其余所有數(shù)據(jù)均

采用CSMAR數(shù)據(jù)庫，統(tǒng)計分析軟件為Stata14.0。

（二）模型構(gòu)建與變量定義

為檢驗社?；鸪止蓪ζ髽I(yè)現(xiàn)金持有的影

響，構(gòu)建以下回歸模型：

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

+εi，t （1）

其中，被解釋變量為現(xiàn)金持有水平（cash），

借鑒楊興全和尹興強（2018）的衡量方法，cash=

（貨幣資金+交易性金融資產(chǎn)）（/ 總資產(chǎn)-現(xiàn)金及

現(xiàn)金等價物）。解釋變量為社?；穑⊿F），參考

王春燕等（2020）的做法，以兩種方法衡量社保

基金持股。一是社保基金持股（SSF），若社?；?/p>

金持股則為1，否則為0；二是社?；鸪至鲃庸?/p>

比例（USFP），以年內(nèi)社?；鸺径人至魍ü?/p>

比例均值來衡量其持股水平?？刂谱兞繀⒖枷?/p>

關(guān)研究（楊興全等，2020），并控制了行業(yè)及年份

固定效應(yīng)，變量詳細(xì)定義如表1所示。

四、實證檢驗結(jié)果與分析

（一）描述性分析

表 2 為主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。樣本

公司的現(xiàn)金持有量（cash）的均值為 0.245，最小

值為 0.012，最大值為 1.522，標(biāo)準(zhǔn)差為 0.257，表

明不同條件下公司的現(xiàn)金持有水平差距較大。

SSF 的均值約 30%，即近有 1/3 的非金融上市公

司已被社?；鸪止?。USFP的均值為0.393，最

大值為5.723，說明雖然社保基金在二級證券市

場上的整體持股份額較低，但在部分公司中已

經(jīng)具有了重大影響能力；標(biāo)準(zhǔn)差為0.995，說明市

場中社保基金持股比例的差距較大，有利于對

社?；鸪止膳c企業(yè)現(xiàn)金持有

45

JRYJJ

被持股企業(yè)的經(jīng)濟后果差異性進行辨析。

表 2 主要變量描述性統(tǒng)計

表 3 為社保基金持股與現(xiàn)金持有水平的單

變量檢驗結(jié)果。社保持股企業(yè)的現(xiàn)金持有水平

的均值和中位值均顯著大于非持股企業(yè)的現(xiàn)金

持有水平。結(jié)果初步驗證了社?；鸪止赡苡?/p>

效提高企業(yè)現(xiàn)金持有。

表3 單變量檢驗

（二）主回歸分析

表 4 列（1）—（6）匯報了社?；穑⊿F）對現(xiàn)

金持有水平（cash）的影響，列（1）—（3）是社保基

金持股影響現(xiàn)金持有的檢驗結(jié)果，列（4）—（6）

是社保基金流動持股影響現(xiàn)金持有的檢驗結(jié)

果。由結(jié)果可知，無論是采用簡單的 OLS 回歸

（列（1）SSF 的系數(shù)為 0.012 且在 1%的水平上顯

著；列（4）USFP 的系數(shù)為 0.006 且在 1%的水平

上顯著），還是隨機效應(yīng) RE（列（2）SSF 的系數(shù)為

0.011且在1%的水平上顯著；列（5）USFP 的系數(shù)

為0.005且在1%的水平上顯著）及選用面板的固

定效應(yīng) FE（列（3）SSF 的系數(shù)為0.009且在1%的

變量符號

cash

SSF

USFP

size

lev

Q

lnage

ocfl

nwcl

capex

supratio

roe

first

boardindep

變量名稱

現(xiàn)金持有水平

社保基金持股

社?；鸪至鲃庸杀壤?/p>

公司規(guī)模

資產(chǎn)負(fù)債率

企業(yè)成長性

公司年限

現(xiàn)金流量

凈營運資本

資本投資

超額募集

凈資產(chǎn)收益率

股權(quán)集中度

獨立董事規(guī)模

變量定義

（貨幣資金+短期投資）/非現(xiàn)金資產(chǎn)

公司當(dāng)期是否存在社保基金股東，存在為1，不存在為0

一年內(nèi)社?；鸺径瘸至魍ü伤脊究偭魍ü蓴?shù)的均值

公司總資產(chǎn)的自然對數(shù)

負(fù)債總額/資產(chǎn)總額

托賓Q值

公司成立時間的自然對數(shù)

經(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量/非現(xiàn)金資產(chǎn)

(凈營運資本-現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物)/ 非現(xiàn)金資產(chǎn)

購買固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)及其他長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金/非現(xiàn)金資產(chǎn)

(實際募集資金-計劃募集資金）/計劃募集資金

凈利潤/股東權(quán)益平均余額

第一大股東持股比例

獨立董事人數(shù)加1的自然對數(shù)

表1 變量定義表

變量

cash

SSF

USFP

size

lev

Q

lnage

ocfl

nwcl

capex

supratio

roe

first

boardindep

樣本量

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

標(biāo)準(zhǔn)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

中位數(shù)

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

異檢驗

p-Value

0.000***

中值差

異檢驗

p-Value

0.000***

金融與經(jīng)濟 2022.12

46

JRYJJ

水平上顯著；列（6）USFP 的系數(shù)為 0.003 且在

1%的水平上顯著），結(jié)果都表明社?；鸪止杀?/p>

例越高，被持股企業(yè)的現(xiàn)金持有水平越多。

表4 社?；鸪止膳c現(xiàn)金持有水平

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的

水平上顯著；（）中為t值。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.內(nèi)生性問題。

首先，企業(yè)充裕的現(xiàn)金留存也可能吸引社

保基金的進入，為解決可能存在的反向因果關(guān)

系，使用工具變量法（IV）進行檢驗。一方面，參

考李春濤等（2018）的研究，以換手率（turnover）

作為工具變量。從理論上來說，社?；鸪止?/p>

作為市場重大利好消息，推動了未來價值信息

在股價中的體現(xiàn)，減緩了公司股價同步性（蘭秀

文等，2020），在降低波動幅度方面表現(xiàn)良好，因

此在一定程度上抑制了企業(yè)股票的換手率，且

換手率與企業(yè)現(xiàn)金持有卻沒有直接的現(xiàn)實聯(lián)

系，滿足外生性的條件?；貧w檢驗結(jié)果如表5列

（1）（2）所示，列（1）為第一階段回歸結(jié)果，換手

率（turnover）作為工具變量在 1%的水平上顯著

降低了社?；鸪止桑c前述理論相符。工具

變量檢驗結(jié)果可見，Kleibergen-Paap LM 值在

1% 的 水 平 上 顯 著 ，通 過 了 識 別 不 足 檢 驗 ；

Kleibergen- Paap Wald F 值為 210.833，遠(yuǎn)大于

10%的臨界值 16.38，通過了弱工具檢驗。以上

檢驗再次表明換手率（turnover）作為工具變量是

合格的。列（2）為第二階段回歸結(jié)果，USFP 在

1%的水平上顯著為正，說明在控制內(nèi)生性問題

后主回歸結(jié)論依然成立。另一方面，為保障結(jié)

論的嚴(yán)謹(jǐn)性，參考朱德勝等（2022）的分析方法，

使用社?；鸪止傻臏蠖冢╨2USFP）作為工

具變量，結(jié)果如表5列（3）（4）所示，社?；鸪?/p>

股依然顯著地促進了現(xiàn)金持有水平增加。

其次，社?；鹪谕顿Y決策過程中可能存

在自選擇行為，因此使用 Heckman 兩階段模型

進行樣本偏差檢驗。股價波動性影響社?；?/p>

的持股選擇，且與企業(yè)現(xiàn)金持有無直接聯(lián)系，因

此借鑒王春燕等（2020）的做法，選擇公司股票

日回報率的年度標(biāo)準(zhǔn)差（DretVolatility）作為外生

變量，計算逆米爾斯比率（imr）。并進行兩階段

回歸，回歸結(jié)果如表5列（5）—（8）所示，逆米爾

斯比率（imr）的回歸系數(shù)顯著為正，說明回歸結(jié)

果會受到樣本選擇偏誤的影響，但經(jīng)控制后列

（6）、列（8）中社保基金（SF）的回歸系數(shù)均依然

顯著為正，驗證了主回歸的結(jié)論是穩(wěn)健的。

2.其他敏感性測試。

第一，變換變量。采用經(jīng)年度行業(yè)均值調(diào)

整的公司現(xiàn)金持有來重新定義現(xiàn)金持有水平

（vcash）。表 6 列（1）（2）所示，社保基金持股依

然與公司現(xiàn)金持有水平之間有顯著正相關(guān)的關(guān)

系，驗證了主回歸結(jié)果。第二，變換樣本數(shù)據(jù)。

cash

SSF

USFP

size

lev

Q

lnage

ocfl

nwcl

capex

supratio

roe

first

boardindep

年份/行業(yè)

常數(shù)

樣本量

調(diào)整R2

值

（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）

是

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）

是

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）

是

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）

是

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）

是

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）

是

0.988***

（17.53）

32080

0.208

社?；鸪止膳c企業(yè)現(xiàn)金持有

47

JRYJJ

2009 年財政部等聯(lián)合發(fā)布規(guī)定，凡是含有國有

股、并在境內(nèi)證券市場首次公開上市的股份有

限公司，都需將首次實際發(fā)行股份額的 10% 劃

轉(zhuǎn)給社?；?，但轉(zhuǎn)持股份僅享有收益權(quán)和處

置權(quán)，但無法對企業(yè)的經(jīng)營活動進行直接有效

的監(jiān)管干預(yù)。為驗證此推論，刪除了2009年之

前的年度樣本，并設(shè)置變量ZHSSF（組合社保基

金持股比例）衡量組合社?；鸪止?，LSSSF（理

事會持股比例）衡量理事會負(fù)責(zé)的社保基金持

股，回歸結(jié)果也與前述推斷基本一致，組合模式

下的社?；鸪止梢廊粚l(fā)揮其治理作用，提

升了公司的現(xiàn)金持有水平，而理事會負(fù)責(zé)下的

社保資金反而會抑制公司的現(xiàn)金持有水平，原

因可能是理事會持有的大多為轉(zhuǎn)持的國有股

份，而國企因其超然的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，更易獲得資本

市場的融資優(yōu)待，所以其現(xiàn)金持有規(guī)模更小，具

體結(jié)果如表6列（3）（4）所示。

表6 其他敏感性測試

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的

水平上顯著；（）中為t值。

變量

SSF

USFP

DretVolatility

turnover

l2USFP

imr

控制變量

年份/行業(yè)

常數(shù)

樣本量

Kleibergen-Paap LM 值

Kleibergen-Paap Wald F值

調(diào)整R2

值

（1）

工具變量的檢驗結(jié)果

USFP

-0.000***

（-12.87）

是

是

-2.113***

（-14.78）

30949

205.598***

210.833

0.075

（2）

cash

0.107***

（5.74）

是

是

1.028***

（16.82）

30949

0.167

（3）

USFP

0.304***

（50.68）

是

是

-1.337***

（-9.05）

25075

529.326***

758.189

0.160

（4）

cash

0.010**

（2.34）

是

是

0.401***

（11.07）

25075

0.230

（5）

Heckman兩階段模型檢驗

dumUSFP

-2.409*

（-1.76）

是

是

-13.479

（-0.13）

31323

（6）

cash

0.006***

（4.56）

0.314***

（10.64）

是

是

-2.943***

（-8.46）

31323

0.308

（7）

SSF

-2.417*

（-1.77）

是

是

-13.468

（-0.13）

31323

（8）

cash

0.011***

（3.76）

0.316***

（10.69）

是

是

-2.952***

（-8.48）

31323

0.308

表5 穩(wěn)健性檢驗—內(nèi)生性問題

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著；（）中為t值。

變量

SFF

USFP

ZHSSF

LSSSF

控制變量

年份/行業(yè)

常數(shù)

樣本量

調(diào)整R2

值

（1）

vcash

0.012***

（4.05）

是

是

0.618***

（20.43）

32080

0.266

（2）

vcash

0.005***

（5.11）

是

是

0.607***

（20.42）

32080

0.266

（3）

cash

0.008***

（5.82）

是

是

0.774***

（25.78）

32080

0.309

（4）

cash

-0.032*

（-1.85）

是

是

0.754***

（25.27）

32080

0.308

金融與經(jīng)濟 2022.12

48

JRYJJ

五、機制分析與異質(zhì)檢驗

（一）機制分析

上述回歸結(jié)果表明，社?；鸪止杀壤?/p>

增加會提高企業(yè)現(xiàn)金持有水平，為確定其具體

路徑影響，將基于社保基金持股的兩種后續(xù)效

應(yīng)，構(gòu)建各效應(yīng)分析模型，以檢驗社?；鸪止?/p>

影響公司現(xiàn)金持有的內(nèi)在動因機制。

1.主營績效

由于政策引導(dǎo)和業(yè)績壓力，社?；鸸芾?/p>

人更傾向于通過幫扶企業(yè)尋取優(yōu)質(zhì)項目、提升

主營績效，從而獲取長期的投資收益，而為支撐

產(chǎn)品市場的銳意進取，公司可能會充分發(fā)揮現(xiàn)

金資產(chǎn)“開源活水”的競爭效應(yīng)。為驗證以上推

測，參考周泰云等（2021），采用（營業(yè)利潤-公允

價值變動收益-投資收益-對聯(lián)營企業(yè)和合營企

業(yè)的投資收益）/總資產(chǎn)作為描述企業(yè)年內(nèi)主營

業(yè)績（CP）的變量，并借鑒溫忠麟中介效應(yīng)檢驗

方法，構(gòu)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）報告了主營業(yè)績的中介

效應(yīng)回歸結(jié)果，列（2）（5）的結(jié)果表明社?；?/p>

（SF）都在 1%的水平上促進了企業(yè)的主營業(yè)績

（CP）；列（3）（6）的結(jié)果表明企業(yè)的主營業(yè)績

（CP）在 1%的水平上顯著增加了企業(yè)的現(xiàn)金持

有水平（cash），說明主營業(yè)績在社保基金流動持

股比例對現(xiàn)金持有水平的促進作用中起到了部

分中介效應(yīng)。

2.關(guān)聯(lián)交易

現(xiàn)金易被侵占挪用的特性導(dǎo)致超額的現(xiàn)金

持有很可能被大股東用于關(guān)聯(lián)交易。而社?；?/p>

金的持股可能會完善企業(yè)整體的治理體系和監(jiān)

督體系，約束經(jīng)營者并減少其背離公司利益的

動機。參考馮慧群（2016），構(gòu)建關(guān)聯(lián)交易（isam）

變量來描述控股股東對企業(yè)的“掏空”行為，并

設(shè)立如下模型以檢驗社?；鸪止膳c企業(yè)關(guān)聯(lián)

交易間的關(guān)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對關(guān)聯(lián)交易的治

理途徑，列（1）到列（6）的結(jié)果表明社保基金持

股能夠有效改善由關(guān)聯(lián)交易而導(dǎo)致的現(xiàn)金流失

問題（列（3）isami，t的系數(shù)為-0.013且在1%的水

平上顯著；列（6）isami，t的系數(shù)為-0.012且在1%

的水平上顯著）。

（二）異質(zhì)性檢驗

1.融資約束

由以上分析可知，管理人為滿足理事會組

合收益率標(biāo)準(zhǔn)，不得不將業(yè)績壓力逐級派發(fā)到

組合的企業(yè)中去，但短期市場的快速擴張無疑

表7 社?；鸪止捎绊懝粳F(xiàn)金持有水平的主營業(yè)績路徑

變量

SSF

USFP

CP

控制變量

年份/行業(yè)

常數(shù)

樣本量

調(diào)整R2

值

（1）

cash

0.012***

（4.12）

是

是

0.768***

（24.79）

31082

0.311

（2）

CP

0.007***

（14.93）

是

是

-0.007

（-1.40）

31082

0.681

（3）

cash

0.009***

（3.12）

0.393***

（11.81）

是

是

0.771***

（24.94）

31082

0.314

（4）

cash

0.006***

（5.06）

是

是

0.760***

（24.85）

31082

0.311

（5）

CP

0.003***

（14.93）

是

是

-0.014***

（-2.77）

31082

0.681

（6）

cash

0.005***

（4.06）

0.390***

（11.74）

是

是

0.765***

（25.08）

31082

0.314

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著；（）中為t值。

社?；鸪止膳c企業(yè)現(xiàn)金持有

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