林鐘高，韋文滔

自2017年全國金融工作會議提出“金融要把為實體經(jīng)濟服務作為出發(fā)點和落腳點”以來，企業(yè)金融化現(xiàn)象成為學術界和實務界關注的熱點話題。金融化趨勢愈演愈烈，非金融類企業(yè)逐步卷入金融市場，實體企業(yè)利潤大部分來源于金融投資(理財)渠道而非傳統(tǒng)商品生產(chǎn)和貿(mào)易，企業(yè)發(fā)展呈現(xiàn)“金融化”態(tài)勢，經(jīng)濟發(fā)展?jié)摬刂^大的系統(tǒng)性風險[1]。2021年，中央經(jīng)濟工作會議強調(diào)“保持經(jīng)濟運行在合理區(qū)間，加強和改善宏觀調(diào)控”。為抵御經(jīng)濟壓力下行和新冠疫情的沖擊，國家先后實施了“供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革”“1.5萬億元減稅讓利” 等政策，以激發(fā)市場主體活力、提振實體經(jīng)濟、增強金融服務實體經(jīng)濟的實力。新制度經(jīng)濟學強調(diào)，政策出臺的目的是有效配置資源，熨平經(jīng)濟周期性波動對市場主體的影響[2]?，F(xiàn)有研究大多基于金融化動因，主要包括“蓄水池”動機和“投資替代”動機，前者以預防儲蓄為目的配置金融資產(chǎn)，后者則是以追逐金融資產(chǎn)的短期收益為目的減少實體投資。而且現(xiàn)有研究主要關注企業(yè)金融化對實體經(jīng)濟的“投資替代”動機，研究金融化對實體經(jīng)濟產(chǎn)生的“擠出”效應[3]，較少關注經(jīng)濟政策不確定性(變動)對企業(yè)金融化的影響及其作用機制。對于在經(jīng)濟政策不確定環(huán)境下如何實現(xiàn)企業(yè)“脫虛向?qū)崱薄⑷绾螌崿F(xiàn)金融發(fā)展為實體經(jīng)濟服務的目標，學界較少關注。經(jīng)濟政策不確定性不僅影響宏觀經(jīng)濟運行、行業(yè)發(fā)展走勢，而且還是微觀企業(yè)經(jīng)營決策、投融資行為的重要依據(jù)[4]。企業(yè)的經(jīng)營戰(zhàn)略受到外部經(jīng)濟政策變化的影響，需要時刻關注政策的調(diào)整和導向。那么，經(jīng)濟政策的不確定性是否以及如何影響企業(yè)的金融化水平？

問題的重要性還在于，在經(jīng)濟政策不確定環(huán)境下，行業(yè)競爭這種外部治理機制是如何調(diào)節(jié)企業(yè)金融資產(chǎn)投資行為的？現(xiàn)階段，中國經(jīng)濟進入“新常態(tài)”，不僅不同行業(yè)的競爭程度存在較大差異，而且不同行業(yè)涉足金融領域的程度也存在很大差異[5]。新制度經(jīng)濟學認為，因資源技術、信息知識、交互關聯(lián)等形成的行業(yè)網(wǎng)絡關系進一步加深了行業(yè)競爭[6]。行業(yè)競爭越激烈，企業(yè)購買理財產(chǎn)品或者投資其他金融資產(chǎn)的偏好越明顯，追逐金融領域利潤的機會主義傾向越容易出現(xiàn)。當經(jīng)濟政策不確定性提高時，不同行業(yè)解讀經(jīng)濟政策和應對經(jīng)濟風險的能力也不盡相同。在面臨經(jīng)濟政策波動時，競爭力不同的企業(yè)對市場風向的判斷存在差異。那么，行業(yè)競爭作為中觀層面的影響因素與公司治理的外部機制，在經(jīng)濟政策不確定性與企業(yè)金融化之間究竟發(fā)揮什么樣的作用？這是我們關注的另一個問題。

基于上述分析，以2009—2020年A股上市公司作為研究樣本，運用HUANG Y等[7]構(gòu)建的中國經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)，檢驗經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)金融化的影響以及行業(yè)競爭差異對兩者的調(diào)節(jié)作用?？赡艿呢暙I在于：提供不同行業(yè)競爭環(huán)境下宏觀經(jīng)濟政策變化影響企業(yè)微觀行為(即本文所指的金融資產(chǎn)投資行為)的證據(jù)，拓寬企業(yè)金融化研究的視角，揭示宏觀經(jīng)濟政策與企業(yè)微觀行為的互動過程及其作用機理，為政府部門制定相應產(chǎn)業(yè)政策，加強金融監(jiān)管，引導企業(yè)“脫虛向?qū)崱碧峁├碚撆c實踐指導。

一、理論分析與研究假設

(一)經(jīng)濟政策不確定性與企業(yè)金融化

1.經(jīng)濟政策不確定性抑制企業(yè)金融化

從市場層面看，經(jīng)濟政策不確定性加劇了外部市場變動和金融市場風險，縮小金融套利空間，進而引發(fā)企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流不穩(wěn)定、股票風險溢價上升和價格波動等不良經(jīng)濟后果[8]。企業(yè)難以預知經(jīng)濟政策的出臺時間和實施方向，且政策的實施效果具有一定的滯后性和復雜性。出于風險規(guī)避的考慮，企業(yè)會實行更為審慎的金融投資策略，金融資產(chǎn)投資意愿下降。

從公司治理層面看，公司治理的不斷完善有助于抑制經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)金融化的負面影響。隨著混合所有制改革的推進，公司治理機制逐步完善，非控股大股東在公司治理中的作用凸顯，其所釋放的“退出威脅”和“用腳投票”可以有效降低代理成本和管理層的機會主義行為[9]。目前，非控股大股東大多為機構(gòu)投資者，具備豐富的公司治理經(jīng)驗與市場敏感性，具有多元的投資信息渠道和敏銳的投資嗅覺。當經(jīng)濟政策不確定性程度提高時，非控股大股東必定高度關注企業(yè)的金融化行為，為防范因過度金融化導致股價波動等經(jīng)濟后果和經(jīng)濟風險，對企業(yè)金融資產(chǎn)的配置規(guī)模、方向、速度等必然進行嚴格的管控與監(jiān)督。作為公司董事會的成員和治理機制，獨立董事大多具有豐富的金融(會計)行業(yè)背景，尤其是隨著新證券法的頒布實施，獨立董事的職業(yè)風險徒增，獨立董事行為更為謹慎。當外部環(huán)境不確定性程度增高時，獨立董事也必然更加關注公司的金融資產(chǎn)配置，對于高風險的金融投資組合大多持保留或者謹慎態(tài)度，傾向于減少金融投資，增加實業(yè)投資。

從債權(quán)人層面看，經(jīng)濟政策不確定性加劇了債權(quán)人和企業(yè)之間的信息不對稱，債權(quán)人難以準確評估企業(yè)真實的信用風險，債權(quán)人權(quán)益保障意識大大增強[10]。譬如，市場上的信息噪聲可能會干擾商業(yè)銀行關于貸款規(guī)模、期限、類型等方面的決策，信貸審批程序趨于嚴格，放貸空間收緊，企業(yè)面臨“融資難、融資貴”困境[11]。從前瞻性和環(huán)境不確定等方面綜合考慮，監(jiān)管機構(gòu)常常要求銀行提高貸款損失準備金計提比例，進而強化了企業(yè)融資約束，企業(yè)信貸可得性降低，企業(yè)投資金融資產(chǎn)的意愿和可能性下降[12]。

從管理者行為看，金融資產(chǎn)高收益與高風險并存的“雙刃劍”屬性，決定了管理者需要掌握資本市場投資風向和未來變動趨勢，提高金融資產(chǎn)投資風險的駕馭能力，這需要經(jīng)年累月的高學習成本、沉沒成本、信息采集和分析能力，現(xiàn)實中幾乎難以做到。尤其當經(jīng)濟政策處于高度不確定性時，管理者出于職位穩(wěn)定、薪酬考核以及經(jīng)理人市場威脅等方面的綜合考量，往往存在風險規(guī)避心理，通常會瞻前顧后或者拖延不決，對未來持悲觀態(tài)度，進而減小金融資產(chǎn)規(guī)模，規(guī)避金融資產(chǎn)投資風險[13]。

2.經(jīng)濟政策不確定性促進企業(yè)金融化

從市場層面看，經(jīng)濟政策不確定性加深了實體投資市場信息的模糊度，影響了市場信息的時效性。市場信息的噪聲阻礙了企業(yè)獲取和辨識與實體投資決策相關的有用信息，企業(yè)在實體投資過程中需要付出高昂的信息搜尋成本、調(diào)查成本與甄別成本。而且實體投資具有變現(xiàn)差、不可逆和風險疊加的性質(zhì)，一旦管理層因判斷失誤而致實體投資失敗，企業(yè)將面臨大規(guī)模的沉沒成本以及投資價值損失，現(xiàn)實中經(jīng)常“暴雷”的企業(yè)多元化投資失敗現(xiàn)象，就是一種典型的表現(xiàn)。因此，經(jīng)濟政策的不確定程度越高，或者經(jīng)濟政策的波動性越大，企業(yè)越有可能放棄收益相對不確定、成本和風險較高的實業(yè)項目投資，增加金融資產(chǎn)投資。

從管理激勵層面看，大多數(shù)企業(yè)的管理者薪酬激勵都與業(yè)績掛鉤，管理者為了能在短時間內(nèi)提升業(yè)績，獲得預期薪酬激勵，必然選擇周期短、回報高的金融資產(chǎn)投資。因為，研發(fā)創(chuàng)新等實體項目一般具有周期長、風險高、不確定性大的特點。在經(jīng)濟政策不確定性的現(xiàn)實環(huán)境下，企業(yè)難以預測收益回報。因此，管理者具有規(guī)避此類實體項目投資的主觀偏好，將管理注意力轉(zhuǎn)移到金融資產(chǎn)投資等非主營業(yè)務上，實業(yè)投資份額收益率下降，企業(yè)利潤構(gòu)成質(zhì)量下降[14]。此外，由于激勵約束不相容，管理者出于自身利益最大化的考量，可能出現(xiàn)逆向選擇等違背企業(yè)經(jīng)營目標的行為，企圖通過較少的努力和較低的風險獲得較高的薪酬收益，從而傾向于選擇金融投資，即使虧損也可以將責任歸咎于經(jīng)濟政策的不確定性和市場風險以逃避責難，這也大大提高了企業(yè)金融化程度[15]?；谝陨戏治觯岢鲆韵赂偁幮约僭O：

H1a：在其他條件不變的情況下，經(jīng)濟政策不確定性會抑制企業(yè)金融化水平。

H1b：在其他條件不變的情況下，經(jīng)濟政策不確定性會促進企業(yè)金融化水平。

(二)行業(yè)競爭程度的調(diào)節(jié)作用

行業(yè)競爭程度作為一種中觀層面的影響因素和重要的外部治理機制，反映企業(yè)在市場上的競爭地位。一般而言，行業(yè)競爭激烈會提高企業(yè)信息透明度，進而獲得利益相關者的信任，有效緩解信息不對稱問題，降低監(jiān)督成本，起到外部治理效應。從這個角度來說，行業(yè)競爭激烈減少了管理層和控股大股東合謀、侵害中小股東利益等不良行為的可能，促使大小股東利益趨于一致，發(fā)揮股東協(xié)同效應，緩解代理沖突。在這種情況下，管理層的機會主義行為更易被察覺和監(jiān)督，于是管理將更多的資金用于實業(yè)項目投資和新產(chǎn)品研發(fā)等非金融資產(chǎn)配置，借此在市場上獲得競爭優(yōu)勢?；诖?，我們從代理成本和商業(yè)信用兩個角度，做如下分析。

1.基于代理成本視角

從公司治理角度看，行業(yè)競爭促進并加深了控股股東與中小股東之間的利益捆綁，減小代理沖突，降低代理成本。

第一，當企業(yè)所處行業(yè)競爭較為激烈時，為阻止新的進入者瓜分市場，在位者傾向披露更多的公開信息，以緩解信息不對稱，降低利益相關者的監(jiān)督成本。在追求利益最大化目標下，利益相關者能夠充分發(fā)揮監(jiān)督管理職能，要求企業(yè)注重長期利益和價值投資，采取更為積極穩(wěn)健的經(jīng)營發(fā)展戰(zhàn)略，在經(jīng)營決策過程中重視企業(yè)的長期業(yè)務發(fā)展和創(chuàng)新意識培育，促進企業(yè)轉(zhuǎn)向?qū)嶓w項目投入[16]。相較于壟斷行業(yè)，競爭激烈的行業(yè)意味著產(chǎn)品的同質(zhì)化程度較高，行業(yè)技術壁壘較低，企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新成果和技術在短時間內(nèi)容易被同行業(yè)競爭對手復制，企業(yè)要想在競爭市場上殺出重圍、占領先機，必須尋求新的技術突破點，而提高研發(fā)創(chuàng)新活動的先行性以及資產(chǎn)專有性和使用價值，便成為企業(yè)獲取競爭優(yōu)勢的不二選擇[17]。當經(jīng)濟政策不確定性提高時，企業(yè)的信息搜尋和內(nèi)部調(diào)整等創(chuàng)新投入成本增加，基于實體投資帶來的中長期資本回報和未來市場價值的考量，企業(yè)會重新調(diào)整資本結(jié)構(gòu)，削減金融資產(chǎn)投資份額，提高實體投資和其他專用性資產(chǎn)的投入比例，專注主營業(yè)務長遠發(fā)展，培育核心競爭優(yōu)勢以應對外部經(jīng)濟政策不確定性的影響，從而限制或者減少企業(yè)實體資金流向金融投資領域。

第二，行業(yè)競爭提高了信息透明度，增加了大股東通過配置金融資產(chǎn)獲取短期利益的信息披露風險，也提高了采取資金占用、關聯(lián)交易等方式實現(xiàn)利潤轉(zhuǎn)移的監(jiān)管成本，降低了大股東的掏空動機[18]。隨著新證券法頒布實施，投資者特別是中小投資者的法律保護意識和法律應用能力增強，代理成本進一步降低。也就是說，當經(jīng)濟政策不確定性提高時，在賣方市場上大股東無法通過出售股票等激進方式“輕松退出”，只能采取與企業(yè)共進退的和平方式，大小股東之間的關系更多地表現(xiàn)為協(xié)同效應而非代理沖突。這些分析表明，經(jīng)濟政策不確定性有利于行業(yè)競爭活躍的企業(yè)優(yōu)化配置資源，對于改善企業(yè)金融化具有一定的促進作用。

第三，大小股東的利益趨同，促使企業(yè)關注同行業(yè)其他競爭對手的投資行為。在“大智移云”的新經(jīng)濟時代，關系網(wǎng)絡與動態(tài)信息成為企業(yè)投資行為的重要特征，管理層可以通過觀察其他競爭對手的決策行為來分析推測出有效信息，以降低經(jīng)濟政策不確定性帶來的沖擊，增強同群效應[19]。當經(jīng)濟政策不確定時，行業(yè)競爭對手密集投資某領域項目，潛在地向外界傳遞該項目前景利好的信號，一定程度上誘使企業(yè)增加同類型項目投資，減少金融資產(chǎn)投資。同時，企業(yè)采用相對業(yè)績評估方式考核管理者的努力程度，其評價標準不僅與自身業(yè)績掛鉤，還與行業(yè)競爭對手的業(yè)績掛鉤。大小股東的協(xié)同效應，促使企業(yè)在業(yè)績評價時更加關注競爭對手的長期項目投入與發(fā)展情況，進而更加注重企業(yè)項目投資視野長遠化。

2.基于商業(yè)信用視角

基于中國企業(yè)傳統(tǒng)的“關系信任”模式，不同企業(yè)往往通過提供商業(yè)信用建立長期的交易關系，以維系經(jīng)營的穩(wěn)健性[20]。在競爭激烈的行業(yè)，基于“關系信任”基礎上的商業(yè)信用越來越多地被企業(yè)用來作為鎖住客戶源和吸引新客戶的核心手段，企業(yè)通過“關系交易”模式擴大自身市場份額[21]。理論上，企業(yè)可能會出于預防性儲蓄動機購買金融資產(chǎn)以增加短期資金流動性。而商業(yè)信用作為企業(yè)交易過程中的短期款項占用，在一定程度上會增加信用供給方的現(xiàn)金流壓力，企業(yè)往往會通過出售金融資產(chǎn)的方式保持充盈的現(xiàn)金流，降低企業(yè)金融資產(chǎn)持有規(guī)?；蛘吲渲帽壤齕22]。

同時，考慮同行業(yè)競爭對手的威脅和制約，處于激烈競爭行業(yè)的企業(yè)往往更傾向采取“現(xiàn)金為王”的戰(zhàn)略，保持高水平的現(xiàn)金持有量，縮減金融資產(chǎn)投資比例，降低企業(yè)金融化程度。就商業(yè)信用獲取角度而言，債權(quán)人提供的商業(yè)信用存在潛在風險和不可預測性，管理層會為抵御此類風險而進行金融資產(chǎn)的優(yōu)化配置，一定程度上限制企業(yè)盲目地將現(xiàn)金流用于逐利性投資。就商業(yè)信用供給角度而言，企業(yè)提供的商業(yè)信用作為一種緩解融資約束的替代性渠道，受到客戶的青睞，客戶傾向于選擇這種低成本的融資方式，進而促使企業(yè)減少非必要的金融投資。另外，商業(yè)信用彰顯企業(yè)良好的聲譽和信用狀況。當經(jīng)濟政策不確定性提高時，企業(yè)提供的商業(yè)信用可以向外界傳遞經(jīng)營狀況良好的信號，吸引上下游企業(yè)交易，穩(wěn)定供應鏈關系，降低經(jīng)營風險，促進企業(yè)長遠發(fā)展。

因此，無論經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)金融化的影響方向如何，處在激烈競爭行業(yè)的企業(yè)都需要將精力集中在實體投資上以保持長久的競爭優(yōu)勢，這在一定程度上抑制了企業(yè)的金融化趨勢?；谝陨戏治?，提出以下競爭性假設：

H2a：當經(jīng)濟政策不確定性抑制企業(yè)金融化時，行業(yè)競爭對兩者關系具有正向調(diào)節(jié)作用。

H2b：當經(jīng)濟政策不確定性促進企業(yè)金融化時，行業(yè)競爭對兩者關系具有負向調(diào)節(jié)作用。

二、研究設計

(一)模型設計與變量定義

為檢驗經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)金融化的影響以及行業(yè)競爭程度的調(diào)節(jié)作用，設置如下模型：

Fini,t=β0+β1EPUt-1+β2HHIi,t-1+β3EPUt-1×HHIi,t-1+β4Condrolsi,t-1+∑Ind+ci,t

(1)

Fin代表企業(yè)金融化水平。借鑒王紅建等[23]的做法，金融資產(chǎn)包括交易性金融資產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)、衍生金融資產(chǎn)、持有至到期投資、長期股權(quán)投資和投資性房地產(chǎn)。企業(yè)擁有的以上各類金融資產(chǎn)之和除以企業(yè)期末資產(chǎn)總額，即企業(yè)金融化水平。2018年新會計準則實施之后，用“債權(quán)投資”代替 “持有到期投資”，用“其他債權(quán)投資”“其他權(quán)益工具”之和代替“可供出售金融資產(chǎn)”。

EPU表示主要解釋變量經(jīng)濟政策不確定性。多數(shù)文獻采用BAKER等[24]構(gòu)建的中國經(jīng)濟政策不確定指數(shù)測度經(jīng)濟政策不確定性。其依據(jù)的是香港《南華早報》，單一的依據(jù)決定了內(nèi)容的全面性、公正性、客觀性存在一定的缺陷。相比較而言，HUANG Y等[7]根據(jù)中國內(nèi)地十家主流權(quán)威報紙構(gòu)建的中國經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)更具公允性，本文主檢驗采納這一方法，并使用BAKER的中國經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)進行穩(wěn)健性測試。

HHI為調(diào)節(jié)變量行業(yè)競爭程度，采用赫芬達爾-赫希曼指數(shù)進行度量。HHI值越大，企業(yè)所處行業(yè)的競爭程度越小。為增強實證結(jié)果的可讀性與可理解性，對HHI取負值，即數(shù)值越大，表示行業(yè)競爭程度越高。

借鑒才國偉等[25]關于金融化影響因素的研究，從公司特征(包括總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負債率、總資產(chǎn)報酬率、經(jīng)營現(xiàn)金流、托賓Q值)、公司治理(包括國際四大、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、股權(quán)集中度、兩職合一、董事會規(guī)模、獨立董事占比)、宏觀經(jīng)濟環(huán)境(包括經(jīng)濟增長率、貨幣政策、宏觀經(jīng)濟景氣指數(shù)、行業(yè)固定效應)等3個方面設置控制變量。由于自變量是時間序列數(shù)據(jù)，一旦控制年份會與自變量產(chǎn)生多重共線性，因此僅控制行業(yè)固定效應。此外，由于經(jīng)濟政策的實施具有滯后性，為克服潛在的內(nèi)生性問題，解釋變量與控制變量均采用滯后一期的數(shù)據(jù)。

(二)樣本選取與數(shù)據(jù)來源

選取2009—2020年中國A股上市公司數(shù)據(jù)為初始樣本。剔除ST、PT公司，金融、保險業(yè)和房地產(chǎn)業(yè)上市公司，數(shù)據(jù)缺失或存在異常的觀測樣本。為了避免極端值對分析結(jié)果的影響，對連續(xù)變量進行上下1%水平的縮尾(winsorize)處理。最終獲得21958個有效樣本。研究數(shù)據(jù)來自CSMAR及WIND數(shù)據(jù)庫，使用STATA 15軟件處理數(shù)據(jù)。

三、實證結(jié)果及分析

(一)描述性統(tǒng)計

主要變量描述性統(tǒng)計結(jié)果表明：多數(shù)企業(yè)存在金融化現(xiàn)象且不同企業(yè)間金融資產(chǎn)配置差異較大，既存在不配置金融資產(chǎn)的企業(yè)，又存在金融資產(chǎn)配置超過總資產(chǎn)半數(shù)的過度金融化的企業(yè)。近十年受到美國主權(quán)信用評級下調(diào)、人民幣匯率固定機制的變化等影響，經(jīng)濟政策波動幅度較大。同時，樣本窗口期內(nèi)至少有一半以上的行業(yè)處于激烈競爭中。

(二)相關性檢驗

主要變量的相關性檢驗結(jié)果顯示：經(jīng)濟政策不確定性(EPU)和企業(yè)金融化(Fin)呈負相關。經(jīng)濟政策不確定性(EPU)和行業(yè)競爭程度(HHI)的交乘項(EPU×HHI)在1%水平顯著負相關，初步得出行業(yè)競爭可以加劇經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)金融化的抑制作用。但是這里只是通過兩兩因素的簡單檢驗，還需要通過更為嚴格的回歸分析檢驗。另外，變量之間的相關性系數(shù)絕大部分都小于0.5，初步判斷模型不存在多重共線性。限于篇幅，相關性檢驗結(jié)果不再列示。

(三)回歸分析

對模型(1)分別進行OLS、基于面板數(shù)據(jù)(混合回歸)、基于面板數(shù)據(jù)(FE)和滯后兩期回歸，回歸結(jié)果(見表1)顯示：普通OLS回歸結(jié)果中EPU系數(shù)為-0.038，在1%水平上顯著為負，說明由于經(jīng)濟政策不確定性的提高，企業(yè)更傾向采用穩(wěn)扎穩(wěn)打的保守策略，發(fā)展實業(yè)而非投資高風險金融資產(chǎn)。其他各種回歸結(jié)果亦證實了這一點。因此，經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)金融化產(chǎn)生抑制作用，驗證了前文的假設H1a，拒絕假設H1b。

表1 經(jīng)濟政策不確定性、行業(yè)競爭度與企業(yè)金融化回歸結(jié)果

進一步從行業(yè)差異的視角出發(fā)，將行業(yè)競爭程度作為調(diào)節(jié)變量，構(gòu)建交乘項(EPU×HHI)，考察其是否會對經(jīng)濟政策不確定性與企業(yè)金融化的關系產(chǎn)生影響。表4報告了交乘項EPU×HHI的回歸結(jié)果，回歸結(jié)果均在1%的水平上顯著為負，說明行業(yè)競爭程度起到正向調(diào)節(jié)作用，即行業(yè)競爭強化了經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)金融化的抑制作用，驗證了前文假設H2a。對處于高競爭行業(yè)的企業(yè)來說，其市場準入門檻和技術壁壘更低，面臨著更高的經(jīng)營風險。因此，為避免被市場淘汰，企業(yè)會將資金用于研發(fā)創(chuàng)新活動以提高核心競爭力。此外，超產(chǎn)權(quán)論(這種理論重在追求企業(yè)治理機制與利益趨同效應)認為，行業(yè)競爭越激烈，企業(yè)利潤激勵機制效用越大。企業(yè)若要在競爭環(huán)境中獲得長期效益，需優(yōu)化資產(chǎn)配置，完善內(nèi)部治理機制，這在一定程度上抑制了企業(yè)金融化水平。而處于低競爭行業(yè)的企業(yè)，大多處于壟斷或寡頭地位。根據(jù)信息不對稱和風險承擔理論，其享有更優(yōu)越的信息資源以及風險應對能力，有動機將閑置資金用于基金、信托等金融資產(chǎn)管理投資，企業(yè)金融化水平也會更高。假設H2b未得到驗證的原因可能在于：雖然經(jīng)濟政策不確定性的上升會增加企業(yè)推遲投資的期權(quán)價值，但考慮行業(yè)的競爭性和等待成本，企業(yè)更傾向提前行使實物期權(quán)，搶占市場先機，提高實業(yè)投資比例。

(四)內(nèi)生性檢驗

由于經(jīng)濟政策屬于國家宏觀層面，而企業(yè)金融化是企業(yè)微觀行為，因此兩者幾乎不存在反向因果關系。為進一步驗證，使用工具變量法和系統(tǒng)GMM回歸進行內(nèi)生性檢驗。首先，借鑒陳勝藍等[26]的研究，選取滯后兩期的美國經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)(UEPU)和全球經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)(GEPU)作為工具變量，進行兩階段最小二乘回歸，計算方法和上文一致。兩種指數(shù)均會影響中國的經(jīng)濟政策不確定性程度，但對于中國的金融化水平并未產(chǎn)生直接影響，因此滿足工具變量的外生性要求且通過檢驗證明是強工具變量?；貧w結(jié)果顯示，交乘項EPU×HHI在1%水平顯著負相關。其次，借鑒彭俞超等[11]的做法，視所有變量為內(nèi)生變量，行業(yè)虛擬變量為外生變量，采用財務杠桿率(Lev)、經(jīng)營現(xiàn)金流(Cf)等控制變量滯后項進行GMM型工具變量回歸，回歸結(jié)果顯示，交乘項EPU×HHI在10%水平顯著負相關，與前文結(jié)論一致。限于篇幅，內(nèi)生性檢驗結(jié)果不再列示。

(五)穩(wěn)健性檢驗

為驗證結(jié)論的穩(wěn)健性，采用以下方式進行穩(wěn)健性檢驗。第一，調(diào)整樣本期間?？紤]新冠疫情的影響，在樣本窗口期內(nèi)剔除2019年和2020年樣本，重新進行回歸。第二，替換解釋變量。借鑒BAKER S R等[24]的中國經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)，計算方法和上文一致。第三，替換調(diào)節(jié)變量。借鑒PERESS J[27]的研究，使用勒納指數(shù)(PCM)衡量企業(yè)競爭地位的高低，其中，勒納指數(shù)(PCM)=(營業(yè)收入-營業(yè)成本-銷售費用-管理費用)/營業(yè)收入。第四，改變計量方法。雖然企業(yè)金融化的總體分布處于一個正數(shù)范圍內(nèi)，但有一部分企業(yè)金融化程度集中為0。因此，樣本適用于截尾回歸模型，即將原來的OLS回歸改為Tobit回歸重新檢驗上述模型。第五，排除行業(yè)間影響?？紤]經(jīng)濟政策不確定性對不同行業(yè)的金融化程度影響可能有所不同，雖然前文回歸中已控制行業(yè)因素，但其影響可能依舊存在，因此本文剔除其他行業(yè)，只保留制造業(yè)上市公司樣本重新進行回歸。第六，剔除“洗大澡”因素?？紤]樣本公司可能存在的“洗大澡”行為對回歸結(jié)果產(chǎn)生影響，剔除Roa<0的樣本?；貧w結(jié)果表明假設1的結(jié)果是穩(wěn)健的。限于篇幅，穩(wěn)健性檢驗結(jié)果不再列示。

四、基于行業(yè)差異作用機制的進一步研究

前文分析指出，行業(yè)競爭不僅促使企業(yè)控股股東和中小股東更好地發(fā)揮協(xié)同效應，減少或者緩解代理沖突，而且通過提高商業(yè)信用供給綁定交易，影響企業(yè)金融化程度。那么，對于競爭程度不同的行業(yè)，代理沖突與商業(yè)信用兩者之間的傳導機制有何差別？公司內(nèi)外部治理是否在其中起到作用？這些問題將在這一部分進行詳細探討。

(一)第二類代理成本的中介效應檢驗

現(xiàn)代企業(yè)所有權(quán)和經(jīng)營權(quán)分離催生出一系列委托代理問題。截至2020年，我國有超過三分之二的上市公司存在持股比例5%以上的非控股大股東。相較于管理者和股東之間的第一類代理問題，我國的第二類代理問題更為嚴重。股權(quán)集中度的提高，加劇了大小股東之間的利益沖突，表現(xiàn)為大股東為自身獲利實施掏空行為，侵害中小股東利益，第二類代理成本提高[28]。然而，當經(jīng)濟政策不確定性提高時，大股東出于企業(yè)長遠考慮會加大研發(fā)投入以提高市場競爭力，放棄侵害中小股東利益的短期金融化行為，追求長期利益和注重主業(yè)發(fā)展，第二類代理成本下降[16]。

借鑒溫忠麟等[29]中介效應模型進行三步回歸：首先，用模型(1)檢驗行業(yè)競爭程度在經(jīng)濟政策不確定性和企業(yè)金融化之間的調(diào)節(jié)作用；然后，用模型(2)檢驗經(jīng)濟政策不確定性對第二類代理成本(AC2)的影響；最后，用模型(3)檢驗第二類代理成本(AC2)在經(jīng)濟不確定性對企業(yè)金融化的影響中是否具有中介效應。

AC2i,t=γ0+γ1EPUt-1+γ2EPUt-1×HHIi,t-1+γ3Controlsi,t-1+∑Ind+i,t

(2)

Fini,t=δ0+δ1EPUt-1+δ2EPUt-1×HHIi,t-1+δ3AC2i,t-1+δ4Controlsi,t-1+∑Ind+i,t

(3)

借鑒馬曙光等[30]的研究，采用其他應收款占總資產(chǎn)的比例來衡量大小股東之間的代理成本(AC2)，該數(shù)值越大，表示第二類代理成本越高。回歸結(jié)果見表2。表2中第四列和第七列分別是競爭度高組和競爭度低組，兩組的經(jīng)濟政策不確定性(EPU)系數(shù)均顯著為負，表明中介效應存在。同時采用似無相關模型的檢驗方法(suest)進行組間系數(shù)差異比較，結(jié)果證明二者在1%水平存在顯著差異。第五列報告了模型(2)的回歸結(jié)果，經(jīng)濟政策不確定性(EPU)對第二類代理成本(AC2)的系數(shù)為-0.004且在5%水平顯著為正，說明經(jīng)濟政策不確定性提高會導致第二類代理成本下降。第六列報告了模型(3)的回歸結(jié)果，第二類代理成本(AC2)對企業(yè)金融化(Fin)的系數(shù)為0.069且在5%水平顯著為正，表明第二類代理成本在其中發(fā)揮了信號傳遞作用，中介效應顯著。對處于激烈競爭行業(yè)中的企業(yè)來說，第二類代理成本在經(jīng)濟政策不確定性影響企業(yè)金融化的過程中發(fā)揮部分中介作用。當經(jīng)濟政策不確定性提高時，由于企業(yè)所處行業(yè)競爭較為激烈，為維持并擴大市場份額，大股東傾向于加大研發(fā)創(chuàng)新投入以提高未來主營業(yè)績和核心競爭力，減少或者緩解大股東侵占中小股東利益的現(xiàn)象，大小股東利益協(xié)同。而對于競爭度低組，第九列AC2的系數(shù)不顯著，尚不能判斷是否存在中介效應，需要進一步進行Bootstrap檢驗，結(jié)果見表3。由于間接效應和直接效應95%的置信區(qū)間均包含0，因此中介效應不顯著，說明在競爭度低的行業(yè)，經(jīng)濟政策不確定性并不是通過第二類代理成本的傳導路徑作用于企業(yè)金融化。當經(jīng)濟政策不確定性提高時，企業(yè)自身的優(yōu)勢地位和相關利益者的固化，并不能促進大小股東之間的利益趨同，大股東仍舊會為短期利益做出不利于企業(yè)長遠發(fā)展的投資決策。

表2 第二類代理成本的中介效應檢驗結(jié)果

表3 第二類代理成本中介效應Bootstrap檢驗結(jié)果

(二)企業(yè)提供商業(yè)信用的中介效應檢驗

當經(jīng)濟政策不確定性提高時，激烈的行業(yè)競爭會促使企業(yè)通過提供商業(yè)信用以維系客戶和供應商的關系，保持業(yè)績平滑，對金融投資產(chǎn)生一定程度的“擠出”效應[22]。

借鑒溫忠麟等[29]中介效應模型進行三步回歸：首先，用模型(1)檢驗行業(yè)競爭程度在經(jīng)濟政策不確定性和企業(yè)金融化之間的調(diào)節(jié)作用；然后，用模型(4)檢驗經(jīng)濟政策不確定性對商業(yè)信用(AR)的影響；最后，用模型(5)檢驗商業(yè)信用(AR)在經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)金融化的影響中是否具有中介效應。

ARi,t=γ0+γ1EPUt-1+γ2EPUt-1×HHIi,t-1+γ3Controlsi,t-1+∑Ind+i,t

(4)

Fini,t=δ0+δ1EPUt-1+δ2EPUt-1×HHIi,t-1+δ3ARi,t-1+δ4Controlsi,t-1+∑Ind+i,t

(5)

借鑒陸正飛等[31]的研究，使用應收賬款、應收票據(jù)以及預付賬款的總和除以總資產(chǎn)，衡量公司提供商業(yè)信用的規(guī)模，用AR表示,該數(shù)值越大，表明企業(yè)提供的商業(yè)信用供給越多。在表4的回歸結(jié)果中，第四列和第七列分別是競爭度高組和競爭度低組的主回歸結(jié)果，均是顯著負相關，中介效應的討論提前成立。第五列報告了模型(4)的回歸結(jié)果，經(jīng)濟政策不確定性(EPU)對商業(yè)信用(AR)的系數(shù)為0.020且在1%水平上顯著為正，說明經(jīng)濟政策不確定性提高，企業(yè)提供的商業(yè)信用也越多。第六列報告了模型(5)的回歸結(jié)果，經(jīng)濟政策不確定性(EPU)對企業(yè)金融化(Fin)的系數(shù)為-0.039且在1%水平上顯著為負，商業(yè)信用(AR)對企業(yè)金融化(Fin)的系數(shù)為-0.173且在1%水平上顯著為負，說明在競爭度高組中，商業(yè)信用的中介效應顯著。對處于激烈競爭行業(yè)中的企業(yè)來說，提供的商業(yè)信用在經(jīng)濟政策不確定性影響金融化的過程中發(fā)揮部分中介作用。當經(jīng)濟政策不確定性提高時，企業(yè)不得不通過信用擴張來吸引和擴大客戶(供應商)資源，以此穩(wěn)固企業(yè)在供應鏈中的地位。由于商業(yè)信用作為契約型社會交易雙方聯(lián)結(jié)的紐帶，商業(yè)信用供給比例的提升有利于維系企業(yè)間長期合作關系，因此更多的現(xiàn)金流被用于企業(yè)間的交易活動而非金融投資。對于競爭度低組，第八列EPU系數(shù)并不顯著，此時尚不能判斷是否存在中介效應，需進行進一步Bootstrap檢驗，結(jié)果見表5。由于間接效應和直接效應95%的置信區(qū)間均包含0，因此中介效應不顯著。這說明在競爭度低的行業(yè)，經(jīng)濟政策不確定性并不是通過企業(yè)提供商業(yè)信用的傳導路徑影響到金融化程度，可能是因為企業(yè)間競爭并不活躍，缺乏“鯰魚效應”的刺激。在此類情境下，即使經(jīng)濟政策不確定性提高，商業(yè)信用供給也并不能發(fā)揮中介效應緩解企業(yè)金融化。

表4 商業(yè)信用的中介效應檢驗結(jié)果

表5 商業(yè)信用中介效應Bootstrap檢驗結(jié)果

五、研究結(jié)論與政策建議

采用Huang Y等[7]編制的中國經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)，以2009—2020年A股上市公司作為研究樣本，從行業(yè)差異的視角，檢驗經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)金融化的影響。實證結(jié)果表明：第一，經(jīng)濟政策不確定性會抑制企業(yè)金融化水平；第二，行業(yè)競爭會強化經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)金融化的抑制作用；第三，機制檢驗發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟政策不確定性會通過第二類代理成本和商業(yè)信用供給的傳導路徑作用于企業(yè)金融化，發(fā)揮中介效應。具體而言，隨著經(jīng)濟政策不確定性的提高，處于激烈競爭中的企業(yè)通過提高商業(yè)信用供給吸引客戶(供應商)，維持交易持久性和企業(yè)經(jīng)營穩(wěn)定性。同時，為應對外部環(huán)境對企業(yè)的沖擊，大小股東利益趨于一致，發(fā)揮協(xié)同效應，鼓勵管理層加大研發(fā)投入和實體資本注入以提高核心競爭力，從而降低第二類代理成本下降，進一步抑制企業(yè)金融化行為。

基于以上結(jié)論，我們發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟政策的波動并非中國經(jīng)濟“脫實向虛”的動因所在。當經(jīng)濟政策不確定性提高時，企業(yè)出于風險規(guī)避會減少投機性投資，增加有利于企業(yè)長遠發(fā)展的生產(chǎn)性投資。所以，我們應從根本上抑制企業(yè)過度金融化的行為，使得金融回歸本原，并嘗試提出如下建議：第一，從內(nèi)部治理角度，企業(yè)可以提高董事、監(jiān)事、高管和獨立董事的持股比例、管理層股權(quán)激勵和核心研發(fā)人員期權(quán)激勵，從而促進企業(yè)技術創(chuàng)新，振興實體經(jīng)濟發(fā)展在國計民生中的底盤和根基作用；第二，從宏觀經(jīng)濟角度，當前中國社會發(fā)展進入“新常態(tài)”階段，經(jīng)濟增長從高速轉(zhuǎn)向中高速，面臨供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革以及經(jīng)濟結(jié)構(gòu)化轉(zhuǎn)型，政府部門出臺相關政策前，應基于行業(yè)差異考慮政策的適用性，鼓勵和扶持競爭激烈行業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新，促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)化轉(zhuǎn)型；第三，從信貸政策視角，鼓勵銀行圍繞實體需求提供精準金融融資業(yè)務，拓寬供應鏈融資渠道，追求金融業(yè)與實業(yè)的共生關系。

本文的局限性表現(xiàn)在：第一，本文分析的是靜態(tài)金融化，未來可以基于行業(yè)差異，嘗試分析動態(tài)金融化的影響因素和作用機理；第二，行業(yè)差異的分類過于寬泛，由于各個行業(yè)受經(jīng)濟政策的影響程度存在顯著差異，未來可以進行更為細致的分類，具體到行業(yè)和企業(yè)不確定性的異質(zhì)性分析上。