政策不確定性、企業(yè)金融化與實(shí)體經(jīng)營(yíng)投資

杜偉岸， 李嘉瑤

(武漢理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院 湖北 武漢 430070)

一、引 言

隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展，一種新趨勢(shì)逐漸形成：在宏觀層面，資本從實(shí)體經(jīng)濟(jì)流向金融渠道的投資，二者背離導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)發(fā)展中產(chǎn)生了空心化現(xiàn)象，稱之為經(jīng)濟(jì)金融化趨勢(shì)；在微觀層面，這種趨勢(shì)延伸到企業(yè)行為上，產(chǎn)生了企業(yè)金融化現(xiàn)象，具體表現(xiàn)在企業(yè)的資產(chǎn)配置與投融資行為的選擇上，企業(yè)在進(jìn)行投融資時(shí)越來(lái)越偏向金融類的投資，而在實(shí)體產(chǎn)業(yè)投資的部分越來(lái)越少。在這種情況下，企業(yè)偏向于將更多的資源投資于金融資產(chǎn)[1]，使得金融渠道的利潤(rùn)積累逐步加深，金融部門的地位不斷提高，金融資本及規(guī)模不斷膨脹[2]，非金融類企業(yè)不再受自身主營(yíng)業(yè)務(wù)的局限，通過(guò)增加自身的金融資產(chǎn)來(lái)獲取金融利潤(rùn)。借鑒部分學(xué)者的研究，本文將企業(yè)金融化界定為非金融企業(yè)通過(guò)增加自身的金融資產(chǎn)，進(jìn)行金融投資，從金融渠道獲得利潤(rùn)的行為。

政策的指向往往引導(dǎo)著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，黨的十九大報(bào)告中明確指出，“深化金融改革，增強(qiáng)金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)能力”，同時(shí)指出當(dāng)前的經(jīng)濟(jì)發(fā)展是“不平衡不充分的”，如何使金融可以更好地服務(wù)于實(shí)體經(jīng)濟(jì)是解決我國(guó)當(dāng)前經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中不平衡不充分的關(guān)鍵。在經(jīng)濟(jì)脫實(shí)向虛的環(huán)境下，政策不確定性與企業(yè)金融化程度之間是否存在一定的聯(lián)系，如何影響企業(yè)的資產(chǎn)配置與投資結(jié)構(gòu)？本文以政策的不確定性為切入點(diǎn)，對(duì)這些問(wèn)題進(jìn)行了探討與研究。

二、理論分析與研究假設(shè)

(一)政策不確定性與企業(yè)金融化

政策(本文中主要是指經(jīng)濟(jì)政策)不確定性主要體現(xiàn)在兩個(gè)方面：第一，政府發(fā)布的經(jīng)濟(jì)政策往往具有一定的不可預(yù)知性，對(duì)于企業(yè)而言，經(jīng)濟(jì)政策的內(nèi)容在發(fā)布之前是不確定的；第二，政府部門調(diào)整現(xiàn)行經(jīng)濟(jì)政策，通常是出于政治目的或是從宏觀經(jīng)濟(jì)層面進(jìn)行布局，經(jīng)濟(jì)政策的發(fā)布時(shí)機(jī)隨經(jīng)濟(jì)形勢(shì)變化，對(duì)于企業(yè)而言，相關(guān)政策的發(fā)布時(shí)間也是不確定的。政策的指向往往引導(dǎo)著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，調(diào)整經(jīng)濟(jì)政策的頻率及其所造成的波動(dòng)和對(duì)企業(yè)的影響體現(xiàn)在企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)、投融資決策、資本運(yùn)作、技術(shù)創(chuàng)新等各個(gè)方面。因此，本文定義的政策不確定性指政府對(duì)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中所作出的能夠?qū)?jīng)濟(jì)現(xiàn)狀產(chǎn)生波動(dòng)的決策具有不穩(wěn)定性，且這種不穩(wěn)定性主要體現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)政策修改的頻繁程度上，市場(chǎng)主體在一定程度上無(wú)法預(yù)測(cè)政府何時(shí)改動(dòng)經(jīng)濟(jì)政策[3]。為了對(duì)政策不確定性進(jìn)行量化，國(guó)內(nèi)外學(xué)者提出了眾多模型，我國(guó)大多數(shù)學(xué)者采用是Baker等[4]測(cè)算的全世界各國(guó)經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)，其核心思想是利用大數(shù)據(jù)技術(shù)對(duì)海量報(bào)刊新聞中的經(jīng)濟(jì)政策相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行抓取，進(jìn)而計(jì)算經(jīng)濟(jì)政策的穩(wěn)定性。其中，對(duì)中國(guó)的經(jīng)濟(jì)政策不確定性是基于香港報(bào)紙《南華早報(bào)》中的多項(xiàng)關(guān)鍵詞進(jìn)行量化，以此數(shù)據(jù)來(lái)進(jìn)行相關(guān)的實(shí)證研究。區(qū)別于Baker等[4]1593對(duì)中國(guó)僅僅選取使用了香港報(bào)紙《南華早報(bào)》的數(shù)據(jù)，香港浸會(huì)大學(xué)的陸尚勤等[5]于2018年編制了新版中國(guó)經(jīng)濟(jì)政策不確定性(EPU)指數(shù)，新版數(shù)據(jù)采用了《廣州日?qǐng)?bào)》、《解放日?qǐng)?bào)》、《北京日?qǐng)?bào)》等十家權(quán)威新聞報(bào)紙作為基礎(chǔ)數(shù)據(jù)，通過(guò)Economic、Uncertainty、Policy三方面的多種檢索關(guān)鍵詞來(lái)量化政策不確定性。筆者在網(wǎng)站上提供了三種數(shù)據(jù)，包括中國(guó)月度EPU指數(shù)、每日中國(guó)EPU指數(shù)、政策特定的EPU指數(shù)，該數(shù)據(jù)平均了各個(gè)報(bào)紙的特質(zhì)，并基于內(nèi)地報(bào)紙所展現(xiàn)的社會(huì)經(jīng)濟(jì)動(dòng)態(tài)，一定程度上改善了Baker等的研究數(shù)據(jù)缺陷，能夠更好地衡量當(dāng)今中國(guó)的政策不確定性。

現(xiàn)有研究主要針對(duì)政策不穩(wěn)定性對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)所產(chǎn)生的后果，以及對(duì)企業(yè)一些行為的影響上，比如政策不確定性的提升削弱了貨幣政策的的宏觀效果，抑制了企業(yè)資本投資[3]523，降低企業(yè)的債券融資及投資[6]，提高違約風(fēng)險(xiǎn)發(fā)生的幾率[7]，政策不確定性的下降使得投資對(duì)股價(jià)的敏感性增大等。從當(dāng)前我國(guó)經(jīng)濟(jì)上出現(xiàn)脫實(shí)向虛的現(xiàn)實(shí)情況出發(fā)，本文選擇的角度為政策不確定性對(duì)企業(yè)投資行為選擇的影響，研究其對(duì)當(dāng)前企業(yè)金融化產(chǎn)生何種影響。

企業(yè)金融化的概念最初源自宏觀層面的經(jīng)濟(jì)金融化。二十世紀(jì)八十年代，西方經(jīng)濟(jì)金融化趨勢(shì)逐漸盛行，但當(dāng)時(shí)的研究對(duì)金融化的概念并未嚴(yán)格定義。Arrighi[8]、Krippner[9]等以 financialization一詞描述了經(jīng)濟(jì)發(fā)展中出現(xiàn)金融化的態(tài)勢(shì)，金融市場(chǎng)及其活動(dòng)在社會(huì)上占據(jù)越來(lái)越重要的地位，而企業(yè)金融化是經(jīng)濟(jì)脫實(shí)向虛的微觀表現(xiàn)。金融資產(chǎn)具有一定的流動(dòng)性，企業(yè)在運(yùn)營(yíng)中配置一部分短期金融資產(chǎn)和現(xiàn)金，能夠應(yīng)對(duì)資金鏈斷裂帶來(lái)的一些危機(jī)，出于預(yù)防性儲(chǔ)蓄的動(dòng)機(jī)來(lái)應(yīng)對(duì)外界帶來(lái)的不確定性，通過(guò)增持金融資產(chǎn)來(lái)降低流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)與經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)[10]，因而政策不確定性的上升就有可能影響企業(yè)金融化程度的上升。然而，經(jīng)濟(jì)政策不確定的提高也可以抑制企業(yè)在金融方面的投資，從而減少由于不穩(wěn)定因素帶來(lái)的損失，如在政策調(diào)整金融業(yè)及金融投資等情況下造成不確定性上升時(shí)，企業(yè)會(huì)減少自身持有的投資基金比例而增加持有現(xiàn)金的比例[11]。

綜合上述情況，本文提出以下假設(shè)：

H1a：政策不確定性與企業(yè)金融化程度呈正相關(guān)關(guān)系，即隨著政策不確定性增強(qiáng)，企業(yè)金融化程度加深。

H1b：政策不確定性與企業(yè)金融化程度呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，即隨著政策不確定性增強(qiáng)，企業(yè)金融化程度被抑制。

(二)企業(yè)金融化與實(shí)體經(jīng)營(yíng)投資

企業(yè)金融化對(duì)實(shí)體經(jīng)營(yíng)投資的影響主要有兩個(gè)方面。一方面是正面影響，如蓄水池理論中指出，經(jīng)濟(jì)金融化可以給企業(yè)帶來(lái)擴(kuò)充自身資金的能力，企業(yè)出于預(yù)防儲(chǔ)備目的而增持金融資產(chǎn)[12]。另一方面則主要體現(xiàn)在，企業(yè)金融化所代表的虛擬經(jīng)濟(jì)的發(fā)展使得實(shí)體經(jīng)濟(jì)逐漸出現(xiàn)空心化態(tài)勢(shì)，當(dāng)金融收益高于實(shí)體經(jīng)濟(jì)的收益時(shí)，企業(yè)將會(huì)趨向于以金融資產(chǎn)的投資代替[13]。企業(yè)金融化的一大動(dòng)機(jī)是利潤(rùn)追逐，2008年金融危機(jī)之后，經(jīng)濟(jì)的低迷使我國(guó)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在動(dòng)力不足、收益低迷的情況，那么金融資產(chǎn)的高回報(bào)率會(huì)促使企業(yè)偏向投資短期金融資產(chǎn)，不斷投入的金融資源擠占了實(shí)體資源的投入，并促使資產(chǎn)價(jià)格上升，加劇了實(shí)體經(jīng)濟(jì)的萎靡不振狀況，這種互斥擠出的作用所產(chǎn)生的后果是阻礙實(shí)體經(jīng)營(yíng)發(fā)展。故本文建立了第二個(gè)假設(shè)：

H2a：企業(yè)金融化與實(shí)體經(jīng)營(yíng)投資呈正相關(guān)關(guān)系，即隨著企業(yè)的金融化程度提高，實(shí)體經(jīng)營(yíng)投資水平也隨之提高，二者呈現(xiàn)互補(bǔ)性，金融化產(chǎn)生了蓄水池效果。

H2b：企業(yè)金融化與實(shí)體經(jīng)營(yíng)投資呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，即隨著企業(yè)的金融化程度提高，實(shí)體經(jīng)營(yíng)投資水平的下降，二者呈現(xiàn)互斥性，發(fā)生了擠出效應(yīng)。

(三)政策不確定性、企業(yè)金融化與實(shí)體經(jīng)營(yíng)投資

上述兩個(gè)假設(shè)分別驗(yàn)證政策不確定性、實(shí)體經(jīng)營(yíng)投資與企業(yè)金融化的關(guān)系，那么宏觀經(jīng)濟(jì)角度與微觀實(shí)體企業(yè)經(jīng)營(yíng)投資間的關(guān)系到底如何，三者之間存在何種傳導(dǎo)效應(yīng)，是本文進(jìn)一步的研究問(wèn)題。發(fā)布新的經(jīng)濟(jì)政策主要目的是對(duì)行業(yè)及企業(yè)個(gè)體進(jìn)行指導(dǎo)和約束，由于政策本身的不確定性是必然的，其對(duì)企業(yè)的影響通常是符合經(jīng)濟(jì)政策的指導(dǎo)效應(yīng)。而頻繁發(fā)布的經(jīng)濟(jì)政策往往會(huì)打亂企業(yè)的經(jīng)營(yíng)節(jié)奏，對(duì)企業(yè)造成的影響是附加的，且往往不可控。隨著經(jīng)濟(jì)金融化格局的加速形成，我國(guó)實(shí)業(yè)投資率呈現(xiàn)出持續(xù)下滑的態(tài)勢(shì)[2]32，經(jīng)濟(jì)政策的不確定性也會(huì)影響到二者之間的關(guān)系。一方面，政策的不確定性使得金融化對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響可能存在加劇作用，使得企業(yè)金融化與實(shí)體經(jīng)營(yíng)之間的相互作用增強(qiáng)。另一方面，經(jīng)濟(jì)政策的波動(dòng)也可能弱化其中的效果，企業(yè)更加謹(jǐn)慎選擇金融的投資行為，促使金融投資與實(shí)體經(jīng)營(yíng)更加平穩(wěn)發(fā)展。當(dāng)企業(yè)金融化出于“蓄水池”目的進(jìn)行資金融通時(shí)，會(huì)為實(shí)體經(jīng)營(yíng)的發(fā)展奠定充足的資金基礎(chǔ)，促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，但政策的波動(dòng)會(huì)使這種效果削弱或增強(qiáng)，亦是一種需要研究的情況。故本文提出第三個(gè)假設(shè)：

H3a：政策不確定性會(huì)促進(jìn)企業(yè)金融化與實(shí)體經(jīng)營(yíng)投資之間的相互作用，政策不確定性提高時(shí)，企業(yè)金融化與實(shí)體經(jīng)營(yíng)投資之間的作用效應(yīng)增強(qiáng)。

H3b：政策不確定性會(huì)削弱企業(yè)金融化與實(shí)體經(jīng)營(yíng)投資之間的相互作用，政策不確定性提高時(shí)，企業(yè)金融化與實(shí)體經(jīng)營(yíng)投資之間的作用效應(yīng)減弱。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取2007年第一季度到2018年第三季度期間滬深A(yù)股上市公司的季度報(bào)表數(shù)據(jù)，并剔除金融行業(yè)、ST類、上市小于2年的公司以及數(shù)據(jù)嚴(yán)重缺失或有誤的公司作為微觀企業(yè)層面的數(shù)據(jù)。選取季度數(shù)據(jù)是因?yàn)榭梢愿玫赜^測(cè)與經(jīng)濟(jì)政策不確定性的相關(guān)程度，以及相關(guān)指標(biāo)的時(shí)間序列趨勢(shì)，同時(shí)由于2018年第四季度缺失值太多，故剔除，防止干擾樣本整體估計(jì)結(jié)果。

本文衡量政策不確定性的數(shù)據(jù)采用香港浸會(huì)大學(xué)的陸尚勤等[5]1編制的中國(guó)月度數(shù)據(jù)，同時(shí)選用Baker等[4]1593的EPU指數(shù)做穩(wěn)健性檢驗(yàn)。由于企業(yè)層面數(shù)據(jù)選取的是季度數(shù)據(jù)，所以將經(jīng)濟(jì)不確定性的月度數(shù)據(jù)換算成季度數(shù)據(jù)，采取當(dāng)季三個(gè)月取算數(shù)平均值的方法，同時(shí)以加權(quán)平均法作檢驗(yàn)。

本文運(yùn)用的企業(yè)層面原始數(shù)據(jù)來(lái)源于Choice金融終端，宏觀控制變量數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局。其中涉及到企業(yè)利潤(rùn)表與現(xiàn)金流量表內(nèi)的季度數(shù)據(jù)采取單季度報(bào)表數(shù)據(jù)，部分?jǐn)?shù)據(jù)經(jīng)筆者手工計(jì)算而得，同時(shí)考慮到所選樣本中可能存在部分極端值的樣本影響回歸結(jié)果，本文采用Winsorize的方法，對(duì)企業(yè)層面的變量進(jìn)行了1%的縮尾處理。最終，本文所使用了1 797家A股公司的季度樣本，83 623個(gè)觀測(cè)數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)處理使用Stata.14軟件。

(二)變量定義

本文以企業(yè)持有金融資產(chǎn)的比例(FinA)代表主要企業(yè)金融化程度衡量，同時(shí)以金融渠道投資收益(FinP)代替，以企業(yè)對(duì)實(shí)體經(jīng)營(yíng)投資的現(xiàn)金投入(Inv)衡量企業(yè)實(shí)體經(jīng)營(yíng)投資水平，同時(shí)加入相對(duì)收益率(Rela)作為控制變量，其他具體變量描述及計(jì)算方法如表1所示：

表1 變量定義與說(shuō)明

注：t表示數(shù)據(jù)期數(shù),以季度為單位。

(三)模型設(shè)計(jì)

為了研究政策不確定性(EPU)對(duì)企業(yè)金融化程度的影響，本文建立如下基準(zhǔn)回歸模型：

FinA=α+βEPUt-1+γjXi,t+quarter+ui+εi,t

(1)

其中，F(xiàn)inA為被解釋變量，表示企業(yè)金融資產(chǎn)持有比例，同時(shí)本文用金融渠道投資收益(FinP)代替金融化程度指標(biāo)進(jìn)行檢驗(yàn)。EPU作為解釋變量，代表政策不確定性指數(shù)，考慮到經(jīng)濟(jì)政策對(duì)企業(yè)行為影響的滯后性，本文EPU采用滯后一期，i表示企業(yè)個(gè)體，t表示期數(shù)，j表示控制變量個(gè)數(shù)。若β系數(shù)顯著大于0，則表示政策不確定性與企業(yè)金融化呈正相關(guān)關(guān)系，支持假設(shè)H1a，反之，支持假設(shè)H1b。

Xi,t表示所加入的控制變量，考慮到EPU指數(shù)隨時(shí)間變化可能存在季節(jié)特征，所以加入了quarter表示控制季節(jié)效應(yīng)，ui控制了企業(yè)的個(gè)體固定效應(yīng)，εi,t為殘差項(xiàng)。

為了檢驗(yàn)企業(yè)金融化與實(shí)體經(jīng)營(yíng)投資的關(guān)系，建立如下回歸模型：

Inv=α+βFinA+γjXi,t+quarter+ui+εi,t

(2)

其中，Inv為被解釋變量，F(xiàn)inA為解釋變量，同樣采用FinP做金融化替代指標(biāo)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，其他控制項(xiàng)與式(1)相同。此時(shí)，若β系數(shù)顯著小于0，則表示企業(yè)金融化對(duì)實(shí)體經(jīng)營(yíng)投資產(chǎn)生了互斥相反作用，支持假設(shè)H2b，反之則支持假設(shè)H2a。

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)政策不確定性如何影響企業(yè)金融化對(duì)實(shí)體經(jīng)營(yíng)投資的影響關(guān)系，加入交叉相乘項(xiàng)FinA×EPU，從而構(gòu)建了調(diào)節(jié)效應(yīng)模型：

Inv=α+β1FinA+β2EPUt-1+β3FinA×EPUt-1+γjXi,t+quarter+ui+εi,t

(3)

式(3)中政策不確定性對(duì)企業(yè)金融化與實(shí)體經(jīng)營(yíng)投資之間的調(diào)節(jié)作用，主要體現(xiàn)在交叉相乘項(xiàng)系數(shù)β3，其反映了政策不確定性與金融化對(duì)實(shí)體經(jīng)營(yíng)投資的交叉影響效果。其中，若交叉相乘項(xiàng)系數(shù)β3結(jié)果顯著為正，表示政策不確定性顯著影響了金融化與實(shí)體經(jīng)營(yíng)投資之間的相互作用，支持假設(shè)H3a，反之，支持假設(shè)H3b。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

表2為本文所用變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。由表2可以看出，非金融企業(yè)持有金融資產(chǎn)的比例(FinA)差異較大，最小值近似為0，表示幾乎不會(huì)進(jìn)行金融類投資，而最大值為42.9%(不包括長(zhǎng)期股權(quán)投資)。由于非金融公司存在巨大差異，使得企業(yè)配置金融資產(chǎn)的均值僅為4.4%。但從企業(yè)金融渠道收益(FinP)可以看出均值顯然大于0，表示金融投資收益對(duì)企業(yè)利潤(rùn)的貢獻(xiàn)為正。企業(yè)實(shí)體經(jīng)營(yíng)投資(Inv)均值僅為1.2%，反映出企業(yè)每季度對(duì)實(shí)體固定資產(chǎn)、無(wú)形資產(chǎn)等長(zhǎng)期資產(chǎn)投入的比例較少。相對(duì)收益率(Rela)數(shù)據(jù)的跨度非常大，說(shuō)明企業(yè)金融收益率與實(shí)體收益率的差異較大，一定程度上反映了企業(yè)基于收益率的變化也可能會(huì)影響其實(shí)體經(jīng)營(yíng)的發(fā)展?fàn)顩r。

注：數(shù)據(jù)來(lái)源于Choice金融終端和國(guó)家統(tǒng)計(jì)局，由筆者計(jì)算整理。

(二)回歸分析

經(jīng)Hausman檢驗(yàn)，文本選取固定效應(yīng)進(jìn)行回歸(表中FE即代表固定效應(yīng)模型估計(jì))，同時(shí)控制了季節(jié)效應(yīng)與行業(yè)個(gè)體差異，進(jìn)行了Cluster調(diào)整。經(jīng)單位根檢驗(yàn)，EPU指數(shù)和企業(yè)層面的數(shù)據(jù)在樣本期內(nèi)平穩(wěn)，GDP同比增長(zhǎng)率為一階單整，故采用GDP一階差分處理。

表3顯示了面板模型(1)中政策不確定性(EPU)與企業(yè)金融化的回歸結(jié)果。表3第1列顯示了EPU指數(shù)與企業(yè)金融資產(chǎn)配置在1%水平下顯著呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，表明經(jīng)濟(jì)政策不確定的提升會(huì)抑制企業(yè)金融化程度，結(jié)果支持了假設(shè)H1b。表3中第2列顯示了當(dāng)把企業(yè)金融化程度指標(biāo)由金融資產(chǎn)配置水平(FinA)替換成企業(yè)金融渠道投資收益(FinP)時(shí)的回歸結(jié)果，結(jié)果仍然呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系，且在1%水平下顯著，通過(guò)系數(shù)大小可以看出金融渠道獲益與政策不確定性的相關(guān)性更高。同時(shí)考慮到政策波動(dòng)傳導(dǎo)的時(shí)滯效果，本文將EPU按滯后一期進(jìn)行回歸，并且進(jìn)行2～3期滯后驗(yàn)證，結(jié)果仍然不變。這一結(jié)果顯示了中國(guó)經(jīng)濟(jì)政策不確定性的上升在一定程度上是抑制了企業(yè)金融化程度，但并不能說(shuō)明二者之間是直接的因果關(guān)系。筆者分析，經(jīng)濟(jì)政策的波動(dòng)性會(huì)通過(guò)影響企業(yè)行為及其投融資決策，從而影響企業(yè)對(duì)實(shí)體經(jīng)營(yíng)和金融投資的選擇。同時(shí)，政策的波動(dòng)性也會(huì)造成金融市場(chǎng)的波動(dòng)，從而抑制企業(yè)的金融化水平，削弱企業(yè)金融投資行為，頻繁推動(dòng)政策的變動(dòng)并不利于企業(yè)深化金融化程度。

為了進(jìn)一步克服內(nèi)生性，本文選用了美國(guó)EPU指數(shù)作為政策不確定性的外生工具變量，采用兩階段最小二乘法(2SLS)進(jìn)行回歸估計(jì)，如表3中第3列所示，EPU系數(shù)同樣在1%水平下顯著小于0，結(jié)果仍然穩(wěn)健。選取美國(guó)EPU指數(shù)是因?yàn)槊绹?guó)的政策不確定性會(huì)進(jìn)一步影響全球的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)，進(jìn)而對(duì)中國(guó)的經(jīng)濟(jì)政策的波動(dòng)產(chǎn)生一定的影響。第4列展示了將原本EPU指數(shù)季度平均的算法替換成季度加權(quán)計(jì)算做穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果，第5列展示了將原本采用的陸尚勤等[5]1計(jì)算的EPU指數(shù)替換為Baker等[4]1593計(jì)算的EPU指數(shù)做穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果，二者結(jié)果均穩(wěn)健且在1%水平下顯著。

表3 政策不確定性與企業(yè)金融化回歸結(jié)果

注：數(shù)據(jù)經(jīng)筆者利用Stata.14計(jì)算整理;括號(hào)內(nèi)數(shù)值為t統(tǒng)計(jì)量;***、**和*分別表示在1%、5%、10%的水平下顯著，下同。

對(duì)金融渠道與實(shí)體經(jīng)營(yíng)的投資是企業(yè)投資的兩個(gè)渠道與方向，表4展示了模型(2)中企業(yè)內(nèi)部金融化程度與實(shí)體經(jīng)營(yíng)投資的回歸結(jié)果?？紤]到企業(yè)金融化程度對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的傳導(dǎo)時(shí)滯作用，對(duì)FinA、FinP進(jìn)行了滯后1～3期測(cè)驗(yàn)，結(jié)果顯示，不論是當(dāng)期金融化程度還是滯后1～3期，均對(duì)實(shí)體經(jīng)營(yíng)投資產(chǎn)生了擠出效果。在考察企業(yè)金融資產(chǎn)配置對(duì)于實(shí)體經(jīng)營(yíng)投資的影響時(shí)，由于企業(yè)金融化與實(shí)體經(jīng)營(yíng)均為企業(yè)內(nèi)部活動(dòng)，所以表4中第1列僅先加入了企業(yè)層面的控制變量，結(jié)果呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。第2列在此基礎(chǔ)上加入了M2和GDP這兩個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)層面的控制變量，結(jié)果仍在1%水平下呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，說(shuō)明了企業(yè)金融化程度對(duì)實(shí)體經(jīng)營(yíng)的發(fā)展存在抑制和擠出作用，企業(yè)金融化程度每上升1個(gè)單位會(huì)引起企業(yè)實(shí)體經(jīng)營(yíng)投資下降0.79個(gè)百分點(diǎn)。在第3列中，當(dāng)指標(biāo)替換為金融渠道收益對(duì)實(shí)體經(jīng)營(yíng)投資的影響后，依然呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。第4列穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，把金融渠道投資收益作為工具變量進(jìn)行兩階段最小二乘法的估計(jì)，結(jié)果表明二者依然為負(fù)相關(guān)關(guān)系，顯著性仍然不變，結(jié)果均支持了假設(shè)H2b，企業(yè)金融化程度的提高會(huì)使企業(yè)逐漸依賴于金融渠道的投資收益，資金流向金融渠道，對(duì)實(shí)體經(jīng)營(yíng)形成了一定的擠出作用，二者呈現(xiàn)出互斥相反的作用，企業(yè)金融化的動(dòng)機(jī)更傾向于市場(chǎng)擇時(shí)而非預(yù)防性儲(chǔ)蓄。

表4 企業(yè)金融化與實(shí)體經(jīng)營(yíng)投資回歸結(jié)果

面板模型(3)的回歸結(jié)果如表5所示。為了避免內(nèi)生性問(wèn)題，金融化程度、政策不確定性與交叉項(xiàng)均采用了滯后一期，并使用滯后2～3期驗(yàn)證，無(wú)太大差別。從第1列可以看出，企業(yè)金融化與政策不確定性的交叉相乘項(xiàng)(FinA×EPU)的系數(shù)為正，且在5%水平下顯著，說(shuō)明政策不確定性對(duì)金融化與實(shí)體經(jīng)營(yíng)投資之間的關(guān)系上存在顯著的影響作用，結(jié)果支持了假設(shè)H3a。結(jié)合模型(2)的結(jié)果中FinA系數(shù)為負(fù)值可知，企業(yè)金融化與實(shí)體經(jīng)營(yíng)投資之間是反向作用，政策波動(dòng)性越強(qiáng)，金融化投資與實(shí)體經(jīng)營(yíng)投資的反向作用越明顯。當(dāng)政策不確定性提高時(shí)，企業(yè)通常需要更加頻繁地針對(duì)政策導(dǎo)向作出響應(yīng)，進(jìn)而改變資產(chǎn)配置結(jié)構(gòu)和投資策略，加劇了金融化投資與實(shí)體經(jīng)營(yíng)投資的反向作用。第2列使用了季度加權(quán)法對(duì)EPU指數(shù)和交叉相乘項(xiàng)進(jìn)行計(jì)算，結(jié)果沒(méi)有差異。第3列使用了Baker等[4]1593測(cè)算的EPU指數(shù)進(jìn)行替換，結(jié)果仍然相同。第4列和第5列展現(xiàn)了國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)的分組情況，從中可以看出，政策不確定性的升高帶來(lái)的加劇作用在國(guó)有企業(yè)中的傳導(dǎo)更加明顯，而在非國(guó)有企業(yè)中的影響作用較弱，同時(shí)也說(shuō)明了在政策引導(dǎo)下，國(guó)有企業(yè)發(fā)揮出更積極響應(yīng)的行為，根據(jù)經(jīng)濟(jì)政策的波動(dòng)來(lái)對(duì)自身的投資狀況不斷進(jìn)行調(diào)整與轉(zhuǎn)變。

表5 政策不確定性、企業(yè)金融化與實(shí)體經(jīng)營(yíng)投資回歸結(jié)果

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

首先，本文從模型變量定義出發(fā)，采用變量替換的方式，并加入其他控制變量。在模型(1)中將代表企業(yè)金融化程度的變量企業(yè)金融資產(chǎn)配置(FinA)替換為企業(yè)在金融渠道的投資收益(FinP)，結(jié)果仍然顯著，在逐步加入企業(yè)層面控制變量與宏觀經(jīng)濟(jì)層面控制變量后，結(jié)果仍然不變。

其次，從數(shù)據(jù)出發(fā)，根據(jù)不同的標(biāo)準(zhǔn)對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分類調(diào)整，檢驗(yàn)結(jié)果是否依然顯著。在政策不確定性指數(shù)(EPU)的選擇上，本文分別進(jìn)行了季度平均與季度加權(quán)的算法，并且不僅只檢驗(yàn)來(lái)源于香港浸會(huì)大學(xué)陸尚勤等[5]1通過(guò)內(nèi)地報(bào)紙信息測(cè)算的指數(shù)，同時(shí)以Baker等[4]1593通過(guò)香港報(bào)紙信息測(cè)算的指數(shù)進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果仍然穩(wěn)健。

再次，本文從計(jì)量方法出發(fā)，采取了工具變量檢驗(yàn)。選取了美國(guó)EPU指數(shù)作為外生工具變量進(jìn)行了2SLS估計(jì)，結(jié)果仍然顯著。

五、研究結(jié)論與政策啟示

綜上所述，本文對(duì)政策不確定性、企業(yè)金融化與實(shí)體經(jīng)營(yíng)投資的關(guān)系進(jìn)行了理論分析，構(gòu)建了相關(guān)模型，并基于香港浸會(huì)大學(xué)陸尚勤等[5]1構(gòu)建的經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)及中國(guó)A股市場(chǎng)2007年第一季度到2018年第三季度的非金融上市公司的季度報(bào)表數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。研究結(jié)果表明：政策不確定性上升會(huì)削弱企業(yè)的金融化程度，企業(yè)在經(jīng)濟(jì)政策波動(dòng)大的情況下會(huì)降低自身的金融資產(chǎn)配置水平，金融渠道的投資收益減少；而企業(yè)金融化程度與實(shí)體經(jīng)營(yíng)投資呈現(xiàn)互斥性，金融化程度的上升會(huì)對(duì)實(shí)體經(jīng)營(yíng)投資產(chǎn)生擠出作用，當(dāng)企業(yè)依賴于金融渠道的投資收益時(shí)會(huì)降低自身對(duì)實(shí)體經(jīng)營(yíng)的資金投入；在政策不確定性高的情況下，企業(yè)金融化程度與實(shí)體經(jīng)營(yíng)投資的反向作用效果增強(qiáng)，企業(yè)對(duì)金融投資與實(shí)體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展選擇上會(huì)進(jìn)行更多的權(quán)衡與考慮。

本文的研究結(jié)論有助于促進(jìn)我國(guó)治理企業(yè)過(guò)度金融化，為金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展提供了一定的啟示與借鑒，對(duì)中國(guó)現(xiàn)階段經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展提供一定的參考意義，也有助于其他學(xué)者對(duì)相關(guān)課題進(jìn)行研究。對(duì)于企業(yè)來(lái)說(shuō)，專注于實(shí)體經(jīng)營(yíng)的發(fā)展是自身可持續(xù)發(fā)展的持久之道，而不能過(guò)度依賴于金融渠道收益。對(duì)于政府來(lái)說(shuō)，應(yīng)加強(qiáng)扶持實(shí)體經(jīng)濟(jì)的力度，幫助金融市場(chǎng)改革完善，提高多方位資源配置效率，促使金融服務(wù)于實(shí)體經(jīng)濟(jì)、回歸發(fā)展實(shí)體經(jīng)濟(jì)，促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的平衡發(fā)展，促進(jìn)金融與實(shí)體經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)高質(zhì)量發(fā)展。