環(huán)境不確定性對企業(yè)金融化的影響

王之穎 趙汝想

摘? ?要：本文基于2012—2019年A股上市公司數(shù)據(jù)，運用回歸分析和中介效應檢驗方法，實證檢驗了環(huán)境不確定性對企業(yè)金融化的影響，以及融資約束、風險承擔和代理成本的中介作用。結(jié)果表明：環(huán)境不確定性會加劇企業(yè)的金融化程度。進一步的機制性研究表明，環(huán)境不確定性會通過提高企業(yè)的風險承擔、融資約束和代理成本加劇企業(yè)金融化。研究結(jié)論對于企業(yè)有效管理其金融化行為具有積極的現(xiàn)實意義，同時對于政府防范金融風險、促進金融資本服務實體經(jīng)濟具有一定的政策啟示。

關鍵詞：企業(yè)金融化;環(huán)境不確定性;融資約束;風險承擔;代理成本

中圖分類號：F830.91? 文獻標識碼：A? 文章編號：1674-2265（2021）07-0046-08

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2021.07.007

一、引言

隨著我國經(jīng)濟進入新常態(tài)，由物質(zhì)資本投入產(chǎn)生的經(jīng)濟效益呈邊際遞減趨勢，傳統(tǒng)的生產(chǎn)要素驅(qū)動所帶來的高增長福利日漸消弭，產(chǎn)能過剩、人力成本上升、有效需求不足等現(xiàn)實問題，致使企業(yè)主營業(yè)務的利潤空間不斷收窄（王紅建等，2017）[1]。然而，金融部門憑借壟斷地位和政策優(yōu)勢持續(xù)膨脹，為尋找新的利潤增長點，大量實體企業(yè)將經(jīng)營性資金投至金融領域以進行資本套利，逐步形成企業(yè)金融化趨勢（肖忠意和林琳，2019）[2]。過度金融化可能會給企業(yè)發(fā)展帶來不利影響。企業(yè)為擴大金融投資規(guī)模，不斷將產(chǎn)業(yè)資本抽離實體業(yè)務，在一定的資源約束條件下，勢必造成主營業(yè)務投資不足，進而阻礙自身經(jīng)營業(yè)務的擴張和持續(xù)競爭優(yōu)勢的獲?。ㄍ跫t建等，2017;Orhangazi，2008;王少華等，2020）[1，3，4]。因此，深入了解企業(yè)金融化的影響因素、有效管控企業(yè)金融化行為具有積極的現(xiàn)實意義。

目前，已有文獻檢驗了企業(yè)內(nèi)外部因素對企業(yè)金融化的影響，包括高管背景、盈利能力、負債狀況、金融監(jiān)管、政府補貼以及社會責任承擔等（龔光明和肖冰瑜，2020;王懷明和王成琛，2020;黃海濤等，2020;陳冉等，2020;顧雷雷等，2020）[5-9]。然而，鮮有研究從企業(yè)所處的環(huán)境特點進行探討。由于外部環(huán)境會對企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營形成制約，因此，管理層需要及時制定合理的策略以適應環(huán)境變化（簡兆權等，2015）[10]。而當今世界正處于政治、經(jīng)濟、技術的巨大變革期，企業(yè)發(fā)展過程中面臨的外部不穩(wěn)定因素不斷增多，致使環(huán)境不確定性日趨增強，極大地沖擊著企業(yè)的投資決策。

一方面，復雜多變的環(huán)境加劇了企業(yè)內(nèi)外部的信息不對稱，導致管理層難以及時捕捉外部信息進行決策，增加了企業(yè)經(jīng)營風險（Pastor和Veronesi，2012）[11];與此同時，弱化了股東和債權人對投資項目的把控能力，限制了項目的外部資金投入（周曉蘇等，2016;王懷明和陳雪，2016）[12，13]。因此，基于風險規(guī)避動機和融資約束事實，企業(yè)自然會調(diào)整投資項目的順序，將有限資源優(yōu)先投入到低風險、低成本項目。另一方面，環(huán)境不確定性加劇了代理問題，為管理者的機會主義行為提供了機會和借口（Ghosh和Olsen，2009）[14]。當項目投資回報與職業(yè)利益相關時，可能會誘發(fā)管理層的自利心理和短視行為，導致管理層放棄或減少對企業(yè)績效增長起關鍵作用的技術創(chuàng)新等實體投資，而將資金投向風險低、收益穩(wěn)定的金融領域。因此，環(huán)境不確定性可能會導致企業(yè)金融化程度加深。

本文以2012—2019年A股上市公司數(shù)據(jù)為樣本，探究了在不確定環(huán)境下，企業(yè)的金融投資決策傾向，同時檢驗了融資約束、風險承擔和代理成本的中介作用。本文的貢獻可能在于：（1）從企業(yè)所處的外部環(huán)境特點出發(fā)，探究了在不穩(wěn)定的環(huán)境中，企業(yè)金融投資決策的變化，豐富了企業(yè)金融化影響因素的研究，對于引導金融資本服務實體經(jīng)濟具有一定的指導意義;（2）進一步探討環(huán)境不確定性對企業(yè)金融化的傳導機制，提供了環(huán)境不確定性通過作用于企業(yè)融資約束、風險承擔和代理成本影響企業(yè)金融投資行為的證據(jù)，為有效管控企業(yè)金融化提供參考。

二、理論分析與假設提出

（一）環(huán)境不確定性和企業(yè)金融化的含義

環(huán)境不確定性是指環(huán)境中信息的變動性與復雜性所導致的不可預測性（Duncan，1972）[15]。Kohli和Jaworski（1990）[16]將環(huán)境不確定性分為技術不確定性和市場不確定性。其中，技術不確定性是指產(chǎn)品和技術更新?lián)Q代的周期日益縮短導致技術的難以預測;市場不確定性是指消費需求、競爭強度、供應商發(fā)展等快速變化導致市場的難以預測。朱德勝（2019）[17]認為環(huán)境不確定性還包括政策的不確定性以及管理者對于企業(yè)內(nèi)部環(huán)境感知的不確定性。根據(jù)資源依賴和權變理論，企業(yè)組織并不是環(huán)境的被動接受者，而是會主動調(diào)整自己的投資決策以應對環(huán)境變化（簡兆權等，2015）[10]。當環(huán)境動態(tài)性較高時，宏觀政策、市場需求和技術發(fā)展等快速變化加劇了企業(yè)內(nèi)外部的信息不對稱，一方面，增加了管理層搜尋、識別、判斷和應用相關信息進行投資決策的難度。另一方面，增加了股東對管理層行為的監(jiān)管以及評估投資項目風險和回報的難度（周曉蘇等，2016）[12]，從而對企業(yè)的投資決策造成深刻的影響。目前，現(xiàn)有文獻已經(jīng)檢驗了環(huán)境不確定性對實體投資的影響，主要有兩種觀點：一種觀點認為，高度不確定的環(huán)境所導致的信息不對稱，會增加企業(yè)經(jīng)營風險和融資約束，從而降低了高風險的項目投資（王懷明和陳雪，2016;楊旭東（2019）[13，18];另一種觀點認為，復雜多變的環(huán)境會迫使企業(yè)通過更多的產(chǎn)品和技術投資，快速攫取競爭優(yōu)勢以應對環(huán)境變化帶來的潛在威脅。

企業(yè)金融化是指企業(yè)在資本逐利動機的驅(qū)使下越來越多地配置金融資產(chǎn)的現(xiàn)象。關于企業(yè)金融化對實體投資產(chǎn)生的影響，現(xiàn)有文獻主要有擠出效應和蓄水池效應兩種觀點。擠出效應認為企業(yè)基于資本逐利、風險規(guī)避等動機不斷擴大金融資產(chǎn)投資規(guī)模、延長金融資產(chǎn)投資期限，會擠出企業(yè)的實體投資（Orhangazi，2008）[3];蓄水池效應認為企業(yè)持有金融資產(chǎn)可以提高資產(chǎn)流動性、增強財務穩(wěn)健性、平滑企業(yè)的經(jīng)營風險（Davis，2018）[19]，同時能夠獲取超額收益，拓展融資渠道，進而增加實體投資（王少華等，2020）[4]。

（二）環(huán)境不確定性對企業(yè)金融化的影響

根據(jù)信息不對稱理論，環(huán)境不確定程度較高時，技術和市場的急劇變化增加了管理層利用外部信息制定、調(diào)整和優(yōu)化生產(chǎn)經(jīng)營策略的難度，加劇了企業(yè)實體投資風險和收益的不確定性。楊旭東（2019）[18]認為環(huán)境不確定性會導致投資項目收益和成本的動態(tài)變化及不可預測性，限制了企業(yè)事前規(guī)劃以及選擇行動方案的能力，大大增加了企業(yè)決策失敗的風險?；T濤和徐飛（2018）[20]的研究表明環(huán)境不確定性會導致現(xiàn)金流波動上升及會計信息質(zhì)量下降，進而增加了公司的特質(zhì)風險。因此，為了規(guī)避風險和穩(wěn)定收益，企業(yè)自然會調(diào)整投資項目的順序，將有限資源投入到風險低、收益穩(wěn)定的金融領域。與此同時，環(huán)境不確定性的提高會降低企業(yè)信息透明度，向資本市場傳遞不利信號，加劇企業(yè)的融資約束。周曉蘇等（2016）[12]的研究發(fā)現(xiàn)高度動態(tài)的環(huán)境會削弱外部投資者對企業(yè)內(nèi)部投資項目風險和回報的判斷能力，導致其在面對技術創(chuàng)新等高風險項目時更加持保守和觀望態(tài)度，進而減少資金投入;王懷明和陳雪（2016）[13]認為在不確定環(huán)境中，股東和債權人可能會花費更多的成本去搜集企業(yè)經(jīng)營狀況的相關信息，以降低信息不對稱帶來的投資風險，進而會向企業(yè)收取更高的風險溢價，導致企業(yè)融資成本的增加。因此，在不確定環(huán)境中，較強的融資約束可能會導致企業(yè)放棄或減少技術創(chuàng)新等調(diào)整成本較高的投資，而將視角轉(zhuǎn)向資本成本較低的金融資產(chǎn)，以促進企業(yè)資金流動，拓展融資渠道（王少華等，2020）[4]，進而緩解融資困境。

根據(jù)委托代理理論，環(huán)境不確定性會使管理層產(chǎn)生自利心理從而誘發(fā)逆向選擇，也會引發(fā)金融投資對實體投資的替代。一方面，環(huán)境波動較大時，管理層難以對企業(yè)戰(zhàn)略的未來走向作出準確的預判，出于職業(yè)安全考慮可能會拒絕風險較高但凈現(xiàn)值為正的投資項目（王東清和劉靜靜，2018）[21]。同時，為達到股東預期業(yè)績要求，管理層可能會從金融市場尋求新的利潤增長點。另一方面，環(huán)境不確定性會引起盈余波動，這會對管理層薪酬最大化及其職業(yè)形象造成不利影響，在這種情況下，管理層傾向于利用金融資產(chǎn)平滑企業(yè)盈余波動，以維護自身職業(yè)利益。綜上所述，環(huán)境不確定性較高時，管理層為了規(guī)避和平滑風險、維護職業(yè)利益以及緩解融資約束，可能會將資金投至金融市場，從而正向推動企業(yè)金融化。據(jù)此提出假設1：

假設1：環(huán)境不確定性會促進企業(yè)金融化。

（三）風險承擔的中介作用

環(huán)境不確定性會對企業(yè)的經(jīng)營風險產(chǎn)生重大的影響。一方面，較高的環(huán)境不確定性將加劇信息不對稱，增加管理層從環(huán)境中汲取有利信息進行決策的難度，提高了企業(yè)決策失敗的概率。另一方面，高度動態(tài)的環(huán)境下消費者需求和股票市場的快速變動加劇了企業(yè)盈余收益的波動，增加了企業(yè)財務風險。因此，環(huán)境的高度不確定會導致企業(yè)總體風險水平的提高。已有的經(jīng)驗研究也證實了上述判斷。周曉蘇等（2016）[12]探究了環(huán)境不確定性對股價暴跌風險的影響，發(fā)現(xiàn)環(huán)境不確定性提高了管理層隱藏“壞消息”的能力，增加了其盈余管理的空間，進而加大了公司股價暴跌的風險;張靖等（2018）[22]基于環(huán)境不確定性與企業(yè)債務違約風險之間關系的研究表明，較高的環(huán)境不確定性將導致貸款成本、經(jīng)營決策風險的增加，進一步降低投資效率和企業(yè)價值，增加了企業(yè)債務違約風險;劉彬彬等（2020）[23]認為環(huán)境不確定性降低了企業(yè)的現(xiàn)金持有水平，從而加劇了企業(yè)現(xiàn)金流風險。根據(jù)風險規(guī)避假說，相比于股東投資所表現(xiàn)出的風險中性，經(jīng)理人在面對高風險的項目時更加持風險規(guī)避態(tài)度，從而降低了企業(yè)風險承擔水平。當外部環(huán)境的不確定性增加時，企業(yè)成本和收益的不確定性使得企業(yè)的持續(xù)經(jīng)營受到挑戰(zhàn)，導致高管的風險規(guī)避程度增加，進一步降低了企業(yè)的風險承擔。在這種情況下，理性的管理層會不斷地調(diào)整、改善和優(yōu)化企業(yè)的投資策略，放棄或減少高風險項目的資金投入，以降低企業(yè)的經(jīng)營風險。同時，為彌補放棄高風險項目所損失的收益，管理層可能將資源投向風險較低、收益確定的金融資產(chǎn)，以從金融市場獲取更高的利潤，降低企業(yè)的盈余波動。反過來看，企業(yè)合理配置金融資產(chǎn)，一方面可以促進資源流動，拓寬融資渠道，平滑企業(yè)的經(jīng)營風險;另一方面通過與金融機構相互持股，在一定程度上推動產(chǎn)能升級和設備改造，提升企業(yè)風險承擔水平。因此，本文認為環(huán)境不確定性會降低企業(yè)的風險承擔，促進企業(yè)金融化，故提出假設2：

假設2：風險承擔在環(huán)境不確定性影響企業(yè)金融化的過程中發(fā)揮中介作用。

（四）融資約束的中介作用

環(huán)境不確定性所導致的信息不對稱問題不僅削弱了管理層利用外部信息進行決策的能力，也會對外部投資者的投資決策造成沖擊，進而影響企業(yè)的外部融資約束水平。一方面，環(huán)境不確定性會增加企業(yè)盈余波動、提升經(jīng)營風險，進一步可能導致較高的審計風險評估水平，并向資本市場傳遞不利信號。為彌補自身承擔的投資風險，投資者向企業(yè)收取較高的風險溢價，增加了企業(yè)融資成本（王懷明和陳雪，2016）[13]。另一方面，環(huán)境不確定性增加了外部投資者預測和監(jiān)督管理層行為、判斷和評估投資項目風險和收益的難度，從而使其在面對高風險投資項目時更加謹小慎微、裹足不前，進而限制了企業(yè)的外部資金投入（周曉蘇等，2016）[12]。因此，環(huán)境不確定性可能會加劇企業(yè)的融資約束。為破解融資困境，企業(yè)可能會通過持有金融資產(chǎn)以發(fā)揮其蓄水池效應，進而緩解企業(yè)的融資約束。因此，本文認為環(huán)境不確定性會加劇企業(yè)的融資約束，進而促進企業(yè)金融化，故提出下列假設3：

假設3：融資約束在環(huán)境不確定性影響企業(yè)金融化的過程中發(fā)揮中介作用。

（五）代理成本的中介作用

環(huán)境不確定性會加劇企業(yè)的第一類代理問題（Kaplan和Minton，2012）[25]。在高度不確定的環(huán)境中，企業(yè)經(jīng)營風險不斷增加，競爭優(yōu)勢的維持受到挑戰(zhàn)。此時，以財富最大化為目標的股東通常期望環(huán)境威脅能夠激發(fā)管理層主動變革求新，通過加大對產(chǎn)品和技術創(chuàng)新等風險和收益高度并存項目的投資，快速攫取競爭優(yōu)勢以應對環(huán)境變化所帶來的風險。然而，一方面，管理層在劇烈波動的環(huán)境中難以像過去一樣依賴穩(wěn)定的外部環(huán)境信息做出合理的決策，不能準確的預測和評估企業(yè)未來的成本和利潤水平。出于職業(yè)安全考慮，管理層可能會滋生出較強的金融投資心理而誘發(fā)逆向選擇，拒絕風險較高但凈現(xiàn)值為正的投資項目（Armstrong等，2010）[26]，選擇風險較低的金融投資項目。另一方面，管理層總是傾向于提高在職消費、降低工作強度，并不期望總是承擔過多的壓力，積極主動地投身于企業(yè)的主業(yè)經(jīng)營當中，而是希望能夠直接將資本投至金融市場以獲取較高的收益。而環(huán)境不確定性的提升增加了股東對管理層監(jiān)管的難度，進一步為管理層的自利和短視行為提供了機會和借口，導致企業(yè)金融投資替代實體投資的可能性增加。因此，本文認為環(huán)境不確定性會增加企業(yè)的代理成本進而促進企業(yè)金融化，故提出假設4：

假設4：代理成本在環(huán)境不確定性影響企業(yè)金融化的過程中發(fā)揮中介作用。

三、研究設計

（一）樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本文選取2012—2019年A股上市公司作為樣本，數(shù)據(jù)來源于國泰安、萬得數(shù)據(jù)庫。由于相關變量的計算需要滯后五年的數(shù)據(jù)，因此，實際研究窗口為2008—2019年，這是由于我國上市公司于2007年執(zhí)行新會計準則，為保證前后數(shù)據(jù)可比，故將數(shù)據(jù)起始年份設為2008年。樣本整理篩選過程如下：（1）剔除ST、PT樣本;（2）剔除金融保險類上市公司;（3）剔除數(shù)據(jù)缺失、明顯有誤的樣本。最后得到1445家非金融上市公司樣本。此外，為消除極端值的影響，本文對連續(xù)性變量在1%和99%分位上進行了縮尾處理。

（二）變量定義和度量

1. 企業(yè)金融化（Fin）。本文根據(jù)楊松令等（2019）[27]的做法，采用金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重作為企業(yè)金融化的度量指標，金融資產(chǎn)具體包含交易性金融資產(chǎn)、衍生金融工具、可供出售金融資產(chǎn)、持有至到期投資、發(fā)放貸款及墊款、長期股權投資和投資性房地產(chǎn)凈額。

2. 環(huán)境不確定性（Eu）。本文借鑒申慧慧等（2012）[28]運用過去五年營業(yè)收入的標準差并經(jīng)行業(yè)調(diào)整后的值來衡量企業(yè)環(huán)境不確定性，即將銷售收入與年份進行回歸，用模型殘差計算銷售收入波動率，作為環(huán)境不確定性的衡量指標，具體公式如下：

[Sale=α0+α1×Year+ε]? ? （1）

3. 風險承擔（Risk）?，F(xiàn)有文獻一般使用股價波動性（張敏等，2015）[29]和盈利波動率（余明桂等，2013）[30]衡量企業(yè)風險承擔，由于我國資本市場尚不成熟，股票市場波動較大，故本文借鑒余明桂等（2013）[30]的研究選擇經(jīng)行業(yè)調(diào)整的盈余波動率衡量企業(yè)風險承擔。

4. 融資約束（Fc）。本文借鑒魏志華等（2014）[31]的研究，采用KZ指數(shù)衡量企業(yè)的融資約束水平。

5. 代理成本（Ac）。根據(jù)楊玉鳳等（2010）[32]的研究，本文選擇管理費用率衡量代理成本，其計算公式為管理費用與營業(yè)收入之比。

6. 控制變量。在企業(yè)層面，控制企業(yè)規(guī)模（Size）、資本結(jié)構（Lev）、盈利能力（Roa）、成長能力（Gro）、股權集中度（Top1）、董事長是否兼任總經(jīng)理（Concur）、管理層持股比例（Mo）、托賓Q值（Tobing）的影響。此外，本文還控制了行業(yè)（Ind）和年份（Year）的影響。具體變量定義如表1所示。

（三）模型設計

為驗證環(huán)境不確定性對企業(yè)金融化的影響，本文構建如下模型（1）：

[Fini，t=β0+β1Eui，t+Controlsi，t+Ind+∑Year+εi，t] （1）

若[β1]顯著為正，則假設1成立。為進一步探究環(huán)境不確定性影響企業(yè)金融化的中介效應，本文根據(jù)溫忠麟等（2004）[33]的中介效應檢驗三步法構建核心模型（2）—（4）：

[Yi，t=ρ0+ρ1Xi，t+∑Controlsi，t+∑Ind+∑Year+εi，t ] （2）

[Mi，t=φ0+φ1Xi，t+∑Controlsi，t+∑Ind+∑Year+εi，t ] （3）

[Yi，t=ω0+ω1Xi，t+ω2Mi，t+∑Controlsi，t+∑Ind+∑Year+εi，t ]? （4）

其中，[Y]為因變量，[X]為自變量，[M]為中介變量。如果系數(shù)[ρ1]、[φ1]和[ω2]顯著，則變量[M]中介效應成立。

四、實證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

表2是各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。企業(yè)金融化的最小值為0，最大值為0.9807，均值為0.0882，標準差為0.1221，說明不同企業(yè)金融資產(chǎn)的配置程度差異明顯。環(huán)境不確定性最小值為0.0089，最大值為23.1066，均值為1.4050，標準差為1.5740，即企業(yè)間的環(huán)境不確定性程度存在較大差距。風險承擔、融資約束和代理成本方面，不同的公司顯示出一定的差異。

（二）回歸結(jié)果分析

為驗證上述假設，用環(huán)境不確定性對企業(yè)金融化進行多元回歸，結(jié)果如表3所示。環(huán)境不確定性的回歸系數(shù)為0.0019，且在5%的水平上顯著，即環(huán)境不確定性與企業(yè)金融化顯著正相關，假設1成立。

（三）中介效應分析

1. 風險承擔的中介效應。本文將企業(yè)金融化作為被解釋變量，風險承擔作為中介變量，環(huán)境不確定性作為解釋變量，利用中介效應三步法進行檢驗，回歸結(jié)果如表4所示。列1報告了環(huán)境不確定性對企業(yè)金融化的結(jié)果，可見環(huán)境不確定性與企業(yè)金融化顯著正相關。列2報告了環(huán)境不確定性對風險承擔的回歸結(jié)果，顯示環(huán)境不確定性的回歸系數(shù)為0.0060，且在1%的水平上顯著，即風險承擔與環(huán)境不確定性顯著正相關，這與理論分析部分相悖?？赡艿脑蛟谟冢簭碗s多變的環(huán)境給企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營帶來了挑戰(zhàn)，迫使或激勵企業(yè)通過技術創(chuàng)新等高風險投資獲取競爭優(yōu)勢以維持企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展，故提高了企業(yè)的風險承擔水平。列3報告了環(huán)境不確定性、風險承擔對企業(yè)金融化的回歸結(jié)果，可見風險承擔的回歸系數(shù)為0.2622，且在1%的水平上顯著，即風險承擔水平的提高會促進企業(yè)金融化，這與理論分析部分也存在差異。原因可能在于：一方面，企業(yè)風險承擔水平的提高，意味著可能進行更多的高風險實體投資，此時需要利用金融資產(chǎn)以發(fā)揮其蓄水池效應，為實體投資提供資金支持。另一方面，企業(yè)風險承擔水平的提高，也代表企業(yè)可能從事更復雜的金融工具投資，用較高的風險承擔換取金融市場高額回報。綜上所述，風險承擔的中介效應成立，但與理論分析結(jié)果有所差異，即環(huán)境不確定性會通過提高企業(yè)的風險承擔水平進而促進企業(yè)金融化。為了進一步驗證結(jié)論的可靠性，本文還進行了Sobel檢驗，結(jié)果顯示Z值為2.987，大于臨界值0.96，且三個模型的相關變量系數(shù)的方向、顯著性與表4 結(jié)果一致，結(jié)論較為可信。

2. 融資約束的中介效應?；貧w結(jié)果如表5所示。列1報告了環(huán)境不確定性對企業(yè)金融化的結(jié)果，即環(huán)境不確定性與企業(yè)金融化顯著正相關;列2報告了環(huán)境不確定性對融資約束的回歸結(jié)果，顯示環(huán)境不確定性的回歸系數(shù)為0.0148，且在10%的水平上顯著，即融資約束與環(huán)境不確定性顯著正相關。列3報告了環(huán)境不確定性、融資約束對企業(yè)金融化的回歸結(jié)果，可見融資約束的回歸系數(shù)為0.0137，且在1%的水平上顯著，即融資約束的加劇會提高企業(yè)金融化水平。綜上所述，融資約束的中介效應成立，假設3成立，即環(huán)境不確定性會通過加劇企業(yè)的融資約束進而促進企業(yè)金融化。同時，Sobel檢驗的Z值為2.099，相關變量系數(shù)的方向、顯著性與表5 結(jié)果一致，結(jié)論較為可靠。

3. 代理成本的中介效應。回歸結(jié)果如表6所示。列1報告了環(huán)境不確定性對企業(yè)金融化的結(jié)果，即環(huán)境不確定性與企業(yè)金融化顯著正相關;列2報告了環(huán)境不確定性對代理成本的回歸結(jié)果，顯示環(huán)境不確定性的回歸系數(shù)為0.0071，且在1%的水平上顯著，即融資約束與環(huán)境不確定性顯著正相關;列3報告了環(huán)境不確定性、代理成本對企業(yè)金融化的回歸結(jié)果，可見代理成本的回歸系數(shù)為0.2598，且在1%的水平上顯著，即企業(yè)代理成本的增加會提高企業(yè)金融化水平。綜上所述，代理成本的中介效應成立，即環(huán)境不確定性會通過提高企業(yè)的代理成本進而促進企業(yè)金融化，驗證了假設4。同時，Sobel檢驗的Z值為8.096，相關變量系數(shù)的方向、顯著性與表6結(jié)果一致，結(jié)論較為可靠。

（四）穩(wěn)健性檢驗和內(nèi)生性檢驗

1. 穩(wěn)健性檢驗。本文對被解釋變量進行了替換：由于長期股權投資更偏向于經(jīng)營性投資，多數(shù)文獻并不將其歸于金融化范疇，故本文剔除長期股權投資的影響，即用交易性金融資產(chǎn)、衍生金融工具、可供出售金融資產(chǎn)、持有至到期投資、發(fā)放貸款及墊款和投資性房地產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重度量企業(yè)金融化并進行三步法回歸，結(jié)果與前文一致，表明結(jié)論較為穩(wěn)健。限于文章篇幅，此處未作報告，作者備索。

此外，本文還對中介變量進行了替換，即用股價波動性衡量風險承擔水平，用SA指數(shù)衡量企業(yè)融資約束，用資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率衡量代理成本，結(jié)果均與前文結(jié)論一致，限于文章篇幅，此處未作報告，作者備索。

2. 內(nèi)生性檢驗。由風險承擔與企業(yè)金融化之間的關系可知，二者可能存在互為因果導致的內(nèi)生性，融資約束與企業(yè)金融化之間的關系同樣如此，豪斯曼檢驗結(jié)果也證實了上述判斷。為控制內(nèi)生性問題，將風險承擔和融資約束分別滯后一期（Risk1、Fc1）、滯后兩期（Risk2、Fc2）作為工具變量，分別對模型（4）進行兩階段最小二乘回歸，結(jié)果如表7所示。其中，弱工具變量檢驗和過度識別檢驗結(jié)果表明工具變量的選取是合適的，二階段結(jié)果顯示風險承擔和融資約束均與企業(yè)金融化在1%的水平上顯著正相關，結(jié)論較為穩(wěn)健。

五、結(jié)論和啟示

企業(yè)金融化是經(jīng)濟新常態(tài)下催生出新的投資趨勢，如果不加調(diào)控，則可能會損害企業(yè)核心經(jīng)營模式，不利于企業(yè)長遠發(fā)展。同時，隨著經(jīng)濟社會的發(fā)展，企業(yè)面臨的外部不穩(wěn)定因素日益增多，導致環(huán)境不確定性日趨增強，進一步對企業(yè)的金融化趨勢產(chǎn)生深刻影響。本文為驗證環(huán)境不確定性與企業(yè)金融化之間的關系，以及風險承擔、融資約束和代理成本的中介作用，利用2012—2019年A股上市公司數(shù)據(jù)，建立實證模型對上述關系進行檢驗。結(jié)果表明：（1）環(huán)境不確定性會加劇企業(yè)的金融化程度;（2）環(huán)境不確定性會通過提高企業(yè)的風險承擔、融資約束和代理成本，進而加劇企業(yè)金融化。

本文的研究結(jié)論對于企業(yè)管理者和政策制定者具有如下啟示：

對企業(yè)管理者而言，面對高度動態(tài)的環(huán)境，經(jīng)理層一方面要對市場、技術以及政策等環(huán)境信息變化保持敏銳的嗅覺，提高自己的經(jīng)營決策能力，靈活的調(diào)整投資策略，積極發(fā)展經(jīng)營性業(yè)務，適度配置金融資產(chǎn)以發(fā)揮其“蓄水池”效應，促進金融資本反哺主業(yè)經(jīng)營。另一方面要加強與外部投資者的信息交流，向資本市場釋放有利信號，以緩解信息不對稱、降低企業(yè)創(chuàng)新融資約束水平。與此同時，股東應積極促進與經(jīng)理層的信息交換，對其面對環(huán)境威脅滋生的金融投機行為進行有效抑制，同時采取適當?shù)募钍侄?，鼓勵?jīng)理層多進行價值投資。

對于政府而言，首先，應全面落實金融監(jiān)管政策，抑制金融部門過度膨脹，鼓勵企業(yè)多進行實體投資，避免陷入對金融市場高額收益的盲目追求之中;其次，應繼續(xù)深化金融體制改革，完善多層次資本市場，不斷創(chuàng)新金融工具，進一步拓展融資渠道，以緩解高頻劇烈變化的環(huán)境對企業(yè)融資約束的加劇作用，為實體投資提供融資支持，增強金融資本服務實體經(jīng)濟的能力;最后，應當為企業(yè)發(fā)展營造更加公平、透明和穩(wěn)定的外部環(huán)境，尤其在當前經(jīng)濟轉(zhuǎn)型階段，相關的經(jīng)濟政策改革應當以穩(wěn)健為主，以減輕環(huán)境不確定性對企業(yè)金融化的加劇。

參考文獻：

[1]王紅建，曹瑜強，楊慶，楊箏.實體企業(yè)金融化促進還是抑制了企業(yè)創(chuàng)新——基于中國制造業(yè)上市公司的經(jīng)驗研究 [J].南開管理評論，2017，20（01）.

[2]肖忠意，林琳.企業(yè)金融化、生命周期與持續(xù)性創(chuàng)新——基于行業(yè)分類的實證研究 [J].財經(jīng)研究，2019，45（8）.

[3]Orhangazi O. 2008. Financialisation and Capital Accumulation in the Non-Financial Corporate Sector：a Theoretical and Empirical Investigation on the Us Economy：1973—2003[J].Cambridge Journal of Economics，32（6）.

[4]王少華，上官澤明，吳秋生.高質(zhì)量發(fā)展背景下實體企業(yè)金融化如何助力企業(yè)創(chuàng)新——基于金融化適度性的視角 [J]. 上海財經(jīng)大學學報，2020，22（3）.

[5]龔光明，肖冰瑜.海外背景董事與實體企業(yè)金融化 [J].工業(yè)技術經(jīng)濟，2020，39（9）.

[6]王懷明，王成琛.主業(yè)盈利能力、高管激勵與企業(yè)金融化 [J].商業(yè)研究，2020，（8）.

[7]黃海濤，余志君，楊賢宏.金融監(jiān)管對企業(yè)金融化的影響及監(jiān)管角色構建——基于期限結(jié)構異質(zhì)性視角下的經(jīng)驗證據(jù) [J].金融經(jīng)濟學研究，2020，35（3）.

[8]陳冉，黃送欽，干勝道.政府補貼、地方經(jīng)濟波動與實體企業(yè)金融化 [J].重慶大學學報（社會科學版），2020，26（5）.

[9]顧雷雷，郭建鸞，王鴻宇.企業(yè)社會責任、融資約束與企業(yè)金融化 [J].金融研究，2020，（2）.

[10]簡兆權，王晨，陳鍵宏.戰(zhàn)略導向、動態(tài)能力與技術創(chuàng)新：環(huán)境不確定性的調(diào)節(jié)作用 [J].研究與發(fā)展管理，2015，27（2）.

[11]Pastor L，Veronesi P. 2012. Uncertainty About Government Policy and Stock Prices [J].Journal of Finance，67（4）.

[12]周曉蘇，王磊，陳沉. 環(huán)境不確定性、財務報告透明度和股價暴跌風險 [J].審計與經(jīng)濟研究，2016，31（6）.

[13]王懷明，陳雪.公司治理、環(huán)境不確定性與債務資本成本 [J].南京審計大學學報，2016，13（5）.

[14]Ghosh D，Olsen L. 2009. Environmental Uncertainty and Managers' Use of Discretionary Accruals [J].Accounting Organizations and Society，34（2）.

[15]Duncan R B. 1972. Characteristics of Organizational Environments and Perceived Environmental Uncertainty[J].Administrative Science Quarterly，17（3）.

[16]Kohli A，Jaworski B. 1990. Market Orientation：the Construct Research Proposition and Managerial Implications [J].Journal of Marketing，54（2）.

[17]朱德勝.不確定環(huán)境下股權激勵對企業(yè)創(chuàng)新活動的影響 [J].經(jīng)濟管理，2019，41（2）.

[18]楊旭東. 環(huán)境不確定性、財政補貼與技術創(chuàng)新 [J].中國注冊會計師，2019，（10）.

[19]Davis Leila E. 2018. Financialization and the Non-financial Corporation：An Investigation of Firm-Level Investment Behavior in the United States [J].Metroeconomica International Review of? Economics，69（1）.

[20]花馮濤，徐飛.環(huán)境不確定性如何影響公司特質(zhì)風險——基于現(xiàn)金流波動和會計信息質(zhì)量的中介效應檢驗 [J].南開管理評論，2018，21（4）.

[21]王東清，劉靜靜.環(huán)境不確定性、會計穩(wěn)健性與非效率投資——基于民營上市公司的經(jīng)驗證據(jù) [J].經(jīng)濟問題，2018，（3）.

[22]張靖，肖翔，李曉月.環(huán)境不確定性、企業(yè)社會責任與債務違約風險——基于中國A股上市公司的經(jīng)驗研究 [J].經(jīng)濟經(jīng)緯，2018，35（5）.

[23]劉彬彬，樊燕萍，趙帥.環(huán)境不確定性、會計穩(wěn)健性與企業(yè)現(xiàn)金流風險 [J].財會通訊，2020，（3）.

[24]李小榮，張瑞君.股權激勵影響風險承擔：代理成本還是風險規(guī)避？ [J].會計研究，2014，（1）.

[25]Kaplan S N，Minton B A. 2012. How has CEO Turnover Changed？ [J].International Review of Finance，12（1）.

[26]Armstrong C S，Guay W R，Weber J P. 2010. The Role of Information and Financial Reporting in Corporate Governance and Debt Contracting [J].Journal of Accounting and Economics，50（2-3）.

[27]楊松令，牛登云，劉亭立，王志華.實體企業(yè)金融化、分析師關注與內(nèi)部創(chuàng)新驅(qū)動力 [J].管理科學，2019，32（2）.

[28]申慧慧，于鵬，吳聯(lián)生.國有股權、環(huán)境不確定性與投資效率 [J].經(jīng)濟研究，2012，47（7）.

[29]張敏，童麗靜，許浩然.社會網(wǎng)絡與企業(yè)風險承擔——基于我國上市公司的經(jīng)驗證據(jù) [J].管理世界，2015，（11）.

[30]余明桂，李文貴，潘紅波.管理者過度自信與企業(yè)風險承擔 [J].金融研究，2013，（1）.

[31]魏志華，曾愛民，李博.金融生態(tài)環(huán)境與企業(yè)融資約束——基于中國上市公司的實證研究 [J].會計研究，2014，（5）.

[32]楊玉鳳，王火欣，曹瓊.內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量與代理成本相關性研究——基于滬市2007年上市公司的經(jīng)驗數(shù)據(jù) [J].審計研究，2010，（1）.

[33]溫忠麟.張雷，侯杰泰，劉紅云.中介效應檢驗程序及其應用 [J].心理學報，2004，（5）.