戰(zhàn)略定位影響企業(yè)金融化水平嗎？

盧曼倩

（長沙理工大學(xué) 湖南長沙 410000）

一、引言

近年來，我國實體經(jīng)濟出現(xiàn)了較為明顯的“脫實向虛”現(xiàn)象，實體企業(yè)金融化成為一種趨勢，在全球產(chǎn)能過剩、需求不足的經(jīng)濟形勢下，實體企業(yè)增長放緩，實體投資利潤率不斷下降，與此同時金融行業(yè)蓬勃發(fā)展，企業(yè)通過金融投資往往能獲得豐厚的利潤。研究表明，適度金融化可以提高企業(yè)資源配置效率、投資收益率并且緩解融資壓力，但是過度金融化會對實業(yè)投資[1]、創(chuàng)新研發(fā)產(chǎn)生擠出效應(yīng)[2]，并且損害主業(yè)業(yè)績[3-4]。

國家高度重視防范金融風(fēng)險，抑制實體經(jīng)濟“脫實向虛”，引導(dǎo)金融更好地為實體企業(yè)服務(wù)。2018年，中國人民銀行、中國銀保監(jiān)會以及證監(jiān)會聯(lián)合發(fā)布的《關(guān)于加強非金融企業(yè)投資金融機構(gòu)監(jiān)管的指導(dǎo)意見》明確指出，“非金融企業(yè)應(yīng)圍繞自身主業(yè)發(fā)展需要，科學(xué)布局對金融機構(gòu)投資，避免盲目擴張和脫實向虛”。因此，探究企業(yè)金融化的驅(qū)動邏輯，可以為制定宏觀政策提供依據(jù)。更重要的是，關(guān)注企業(yè)的異質(zhì)性帶來的金融化程度差異可以增強政策的針對性[5]。

企業(yè)金融化是指非金融企業(yè)通過更多地從事金融投資活動而非傳統(tǒng)的生產(chǎn)經(jīng)營活動來獲得更多的企業(yè)利潤[6]，主要表現(xiàn)為金融投資與金融渠道獲利占比日益上升[7]。在研究企業(yè)金融化影響因素的文獻中，許多學(xué)者關(guān)注導(dǎo)致企業(yè)金融化的宏觀原因，分析經(jīng)濟政策不確定性[8]、貨幣政策寬松度[9]以及政府控制[10]等宏觀因素對企業(yè)金融化的影響。同時還有大量研究為企業(yè)金融化提供了微觀證據(jù)，從金融套利[11]、內(nèi)部控制[12]、高管特征[13]等微觀角度分析金融化的成因。少有文獻從整個企業(yè)戰(zhàn)略的高度來分析驅(qū)動企業(yè)金融化的因素，并且對于戰(zhàn)略定位不同的企業(yè)出于何種動機進行金融投資，也還沒有深入的探討。

企業(yè)戰(zhàn)略作為全局性的長遠規(guī)劃，是企業(yè)為獲得競爭優(yōu)勢所采取的一系列約定與行動，其對商業(yè)競爭模式和資源配置方式都產(chǎn)生了重要影響，進而影響財務(wù)決策。Dichev等證明了企業(yè)戰(zhàn)略是財務(wù)信息質(zhì)量的重要影響因素[14]，劉行等認為企業(yè)戰(zhàn)略通過影響會計穩(wěn)健性來影響盈余管理行為[15]，王百強等證實了激進型企業(yè)盈利能力較強、市場價值較高、運營效率較差[16]。但鮮有學(xué)者研究企業(yè)戰(zhàn)略與金融資產(chǎn)配置這一財務(wù)決策行為之間的關(guān)聯(lián)。

那么企業(yè)戰(zhàn)略定位是否會影響企業(yè)金融化水平呢？本文以2007—2018年滬深A(yù)股非金融類上市公司為樣本，考察企業(yè)戰(zhàn)略定位對企業(yè)金融化水平的影響。本文認為，企業(yè)戰(zhàn)略對金融化的影響情境依賴于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與經(jīng)濟政策不確定性。實證結(jié)果表明，采用激進戰(zhàn)略的企業(yè)傾向于提高企業(yè)金融化水平，同時，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對二者的關(guān)系具有負向調(diào)節(jié)的作用，國有企業(yè)能夠削弱激進型戰(zhàn)略對金融化水平提高的影響；經(jīng)濟政策不確定性對二者的關(guān)系具有正向調(diào)節(jié)作用，政策不確定性越高，企業(yè)戰(zhàn)略與金融化的正相關(guān)關(guān)系越顯著。

本文可能的貢獻是：（1）從企業(yè)戰(zhàn)略的角度研究企業(yè)金融資產(chǎn)配置的決策，為實體企業(yè)金融化的影響因素提供了新的證據(jù)，也拓展了戰(zhàn)略定位不同導(dǎo)致的經(jīng)濟后果的研究。（2）進一步探討了企業(yè)戰(zhàn)略對金融投資行為的影響機制，有助于進一步理解企業(yè)戰(zhàn)略對企業(yè)財務(wù)決策行為的影響。（3）本文的結(jié)論表明采用激進型戰(zhàn)略的企業(yè)金融化水平較高，這為抑制實體經(jīng)濟脫實向虛、促進企業(yè)長期高質(zhì)量發(fā)展提供了政策依據(jù)。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）公司戰(zhàn)略與企業(yè)金融化

大量的研究從企業(yè)配置金融資產(chǎn)的動機出發(fā)，研究導(dǎo)致企業(yè)金融化產(chǎn)生的原因，其中基于預(yù)防性的“蓄水池”動機和基于投機的“替代”動機受到廣泛關(guān)注[17-18]，蓄水池動機是指，當企業(yè)資金較充裕時買入金融資產(chǎn)，待未來資金短缺時，快速變現(xiàn)金融資產(chǎn)以減輕融資壓力并滿足主業(yè)經(jīng)營需要，對主業(yè)有“反哺”作用。替代動機是指，企業(yè)可能追逐金融投資活動帶來的豐厚收益，而“替代”對實體經(jīng)營的投資，對主業(yè)造成“擠出”效應(yīng)。

企業(yè)戰(zhàn)略不同，其經(jīng)營特征、資源配置、治理水平不同，會導(dǎo)致企業(yè)配置金融資產(chǎn)的動機不同，從而影響金融投資的決策。在現(xiàn)有企業(yè)戰(zhàn)略定位的研究中，存在多種分類方式，其中Miles和Snow將企業(yè)戰(zhàn)略分為激進型、分析型和防御型三類，戰(zhàn)略激進程度依次下降[19]。激進型企業(yè)定義為熱衷于開發(fā)新產(chǎn)品、開拓新市場的創(chuàng)新型企業(yè)，因而其增長迅速并伴隨較大的經(jīng)營風(fēng)險；防御型企業(yè)則致力于提供成熟穩(wěn)定的產(chǎn)品與服務(wù)，因而其業(yè)績穩(wěn)定、增長緩慢，組織更為集中高效；分析型企業(yè)介于二者之間。這一分類方法被廣泛引用，主要是因為它能包容其他主流戰(zhàn)略分類，還能利用財務(wù)數(shù)據(jù)進行度量。因此本文選取該分類方法，考察不同戰(zhàn)略定位與金融化水平之間的關(guān)系。

激進型企業(yè)可能出于蓄水池動機而提高金融化水平。首先，激進型企業(yè)熱衷于研發(fā)新產(chǎn)品，尋找新的市場機會，因而其會產(chǎn)生高昂的研發(fā)支出與市場營銷成本，同時研發(fā)活動與市場推廣活動需要持續(xù)不斷的資金投入，因此激進型企業(yè)面臨著更大的資金需求。由于金融資產(chǎn)可以迅速變現(xiàn)，在資金短缺時可以避免研發(fā)與市場拓展活動中斷而帶來更大的損失，降低企業(yè)的調(diào)整成本，平滑研發(fā)創(chuàng)新活動與實體投資[17][20]，因此，防御型企業(yè)很少開拓新產(chǎn)品與市場，其現(xiàn)金流穩(wěn)定，資金需求較小，缺乏基于預(yù)防性的動機來儲備金融資產(chǎn)。其次，已有研究表明，激進型戰(zhàn)略會降低企業(yè)的會計穩(wěn)健性[15]，提高盈余管理程度[21]，因此企業(yè)信息不對稱程度提高，此外，激進型企業(yè)是市場的先行者，市場反饋的不確定性高，收入波動大，更容易陷入財務(wù)困境，這些都增加了企業(yè)的信用風(fēng)險。信息不對稱程度較高、信用風(fēng)險較大導(dǎo)致激進型企業(yè)在信貸市場與資本市場受到的融資約束變大，融資成本變高[22]，而持有金融資產(chǎn)可以發(fā)揮蓄水池功能，替代外部融資，緩解融資壓力，降低融資成本，因此激進型企業(yè)更可能出于融資約束而投資流動性強的金融資產(chǎn)。

同時，激進型企業(yè)也可能出于替代動機而進行金融資產(chǎn)配置。一方面，激進型企業(yè)往往缺乏詳細規(guī)劃，組織結(jié)構(gòu)分散，內(nèi)控機制較不穩(wěn)定[19][23]，這些特征弱化了對管理者的監(jiān)督和約束，在實體投資盈利預(yù)期固化、金融投機收益虛高的情況下，管理者更容易短視，出于投機目的而投資金融資產(chǎn)。另一方面，防御型企業(yè)組織集中高效，薪酬中固定薪酬占比高，而激進型企業(yè)出于激勵管理層風(fēng)險承擔(dān)與研發(fā)投資的目的，權(quán)益性薪酬占比較高[24]，這一薪酬結(jié)構(gòu)使得管理層更可能基于投機性動機進行金融投資，以提高自身的業(yè)績。根據(jù)上述分析，本文提出假設(shè)1：

H1：在蓄水池和替代動機的共同作用下，企業(yè)戰(zhàn)略越激近，金融化水平越高。

（二）產(chǎn)權(quán)性質(zhì)在企業(yè)戰(zhàn)略與企業(yè)金融化水平中的影響研究

產(chǎn)權(quán)性質(zhì)一直是備受關(guān)注的問題。由于國有企業(yè)存在的目的不僅是獲取利益，還要承擔(dān)部分社會責(zé)任和公共職能，因此其長期面臨預(yù)算軟約束[25]，同時國有企業(yè)高管的選拔和晉升不以業(yè)績?yōu)槲ㄒ粯藴剩@些特征削弱了國有企業(yè)追逐經(jīng)濟利益而配置金融資產(chǎn)的投機動機。此外，韓珣等的研究發(fā)現(xiàn)，國有企業(yè)在資本和信貸市場上可以非常容易獲得所需的融資金額。因此由于融資約束很小，國有企業(yè)配置金融資產(chǎn)的蓄水池動機較弱[26]。綜上，在采用激進型戰(zhàn)略的企業(yè)中，由于國有企業(yè)的上述特征，一定程度上削減了管理者的替代動機和蓄水池動機，從而降低企業(yè)的金融化水平。因此本文提出假設(shè)2：

H2：相較于國有企業(yè)，非國有企業(yè)的戰(zhàn)略激進度對金融化行為的影響更顯著。

（三）經(jīng)濟政策不確定性在企業(yè)戰(zhàn)略與企業(yè)金融化水平中的影響研究

本文進一步探究經(jīng)濟政策不確定性是否會影響戰(zhàn)略定位不同的企業(yè)進行金融投資的行為。已有研究表明，經(jīng)濟政策不確定性提高不僅會影響企業(yè)的實體投資和創(chuàng)新研發(fā)行為，還會提高金融市場的系統(tǒng)性風(fēng)險，最終對企業(yè)投資金融資產(chǎn)的行為產(chǎn)生影響[8]。

經(jīng)濟政策不確定性較高，會增加企業(yè)的收入與現(xiàn)金流的不確定，提高經(jīng)營風(fēng)險[27]，同時還會提高金融市場的系統(tǒng)性風(fēng)險，使得信貸市場趨于緊縮，因此激進型企業(yè)為了保證研發(fā)活動與市場營銷的正常推進，為了面對融資約束進一步擴大的融資困境，出于蓄水池動機，通常會配置更多的金融資產(chǎn)。

但是，經(jīng)濟政策的不確定性提高，也可能抑制激進型企業(yè)的金融化趨勢。當經(jīng)濟政策不確定性較高時，金融產(chǎn)品價格波動增大，企業(yè)持有金融資產(chǎn)的風(fēng)險水平較高[28]，管理層通過金融資產(chǎn)來獲得短期收益的不確定性增大，因此激進型企業(yè)持有金融資產(chǎn)的替代動機下降。因此，本文提出假設(shè)3a和3b：

H3a：企業(yè)戰(zhàn)略越激進，在經(jīng)濟政策不確定性越大時，對金融投資行為的正向影響越大。

H3b：企業(yè)戰(zhàn)略越激進，在經(jīng)濟政策不確定性越大時，對金融投資行為的正向影響越小。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選擇2007—2018年我國A股上市公司作為研究樣本，在此基礎(chǔ)上，對樣本數(shù)據(jù)進行以下處理：（1）剔除金融企業(yè)；（2）剔除*ST和ST企業(yè)；（3）剔除數(shù)據(jù)存在缺失值的樣本；（4）對所有連續(xù)變量進行上下1%分位數(shù)的縮尾處理，最后得到了16 685條觀測值。本文研究數(shù)據(jù)主要來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫與WIND數(shù)據(jù)庫。

（二）變量定義

1.解釋變量：企業(yè)戰(zhàn)略。本文借鑒Bentley[23]與孫健等[21]的研究，從以下六個維度來構(gòu)建企業(yè)戰(zhàn)略（Strategy）變量：（1）研發(fā)支出占營業(yè)收入的比重，由于我國上市公司對研發(fā)支出的披露不足，參考劉行[15]的做法，用無形資產(chǎn)凈額代替研發(fā)支出。（2）員工人數(shù)與營業(yè)收入的比例。（3）營業(yè)收入增長率。（4）銷售費用與管理費用占營業(yè)收入的比重。（5）員工波動程度。（6）固定資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重。已有研究表明，激進型企業(yè)的研發(fā)支出比重、員工比重、營業(yè)收入增長率、銷售費用與管理費用占營業(yè)收入的比重更高，人員波動率更大，固定資產(chǎn)比重更低，將上述6個變量取過去五年的平均值，在每一個“年度—行業(yè)”的樣本中將上述6個變量的值從小到大等分成5組，對于前5個變量，最小組賦值為1分，以此類推，最大組賦值為5分；第六個變量，最大組賦值為1分，最小組賦值為5分。對于每一個“公司—年度”樣本，將6個變量的分組得分相加，得到一個6—30分的度量變量Strategy，Strategy值越高說明戰(zhàn)略越激進，反之，Strategy值越低說明企業(yè)戰(zhàn)略越保守。

2.被解釋變量：企業(yè)金融化水平。本文參考杜勇等[4]以及宋軍等[29]的做法，以企業(yè)持有的金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重表示企業(yè)金融化水平，金融資產(chǎn)包括衍生金融資產(chǎn)、交易性金融資產(chǎn)、買入返售金融資產(chǎn)、發(fā)放貸款及墊款、可供出售金融資產(chǎn)、持有至到期投資以及投資性房地產(chǎn)。由于貨幣資金可能是由經(jīng)營活動創(chuàng)造的，因此本文未將其納入金融資產(chǎn)范疇。此外，由于投資性房地產(chǎn)是企業(yè)為了賺取租金或者資本增值而持有的資產(chǎn)，因此將其納入本文的金融化水平的度量中。綜上，本文構(gòu)建的金融化指標如下：

企業(yè)金融化指標（Fin）=（衍生金融資產(chǎn)+交易性金融資產(chǎn)+可供出售金融資產(chǎn)+買入返售金融資產(chǎn)+發(fā)放貸款及墊款+持有至到期投資+投資性房地產(chǎn)）/總資產(chǎn)

3.調(diào)節(jié)變量。（1）產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（SOE）：國有企業(yè)SOE賦值為1，非國有企業(yè)SOE賦值為0。（2）經(jīng)濟政策不確定性（EPU）：采用Baker等[30]構(gòu)建的經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)（EPU）來衡量經(jīng)濟政策不確定。將月度數(shù)據(jù)取均值除以100得到年度經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)，指數(shù)越大，不確定性程度越高。

4.控制變量。參考與企業(yè)金融化與戰(zhàn)略定位相關(guān)的文獻，引入企業(yè)基本特征變量、公司治理變量以及宏觀經(jīng)濟變量作為控制變量。企業(yè)基本特征變量包括企業(yè)規(guī)模（Size）、企業(yè)績效（Roa）、企業(yè)年限（Age）、企業(yè)成長性（Growth）和現(xiàn)金持有水平（Cash）；公司治理變量包括第一大股東持股比例（Top1）、股權(quán)分散度（Disp）以及機構(gòu)投資者持股比例（Ins）；宏觀經(jīng)濟變量包括廣義貨幣增長率（M2G）和GDP增長率（GDPG），具體定義見表1。

表1 變量定義表

（三）模型設(shè)計

為檢驗假設(shè)1，建立回歸模型（1）考察戰(zhàn)略定位對企業(yè)金融化的影響。若假設(shè)1成立，預(yù)計Fin回歸系數(shù)α1顯著大于0，即表明戰(zhàn)略越激近，企業(yè)金融化水平越高。∑controli，t表示全部控制變量，∑industry、∑year表示控制行業(yè)固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)，εi，t為隨機誤差項。

為檢驗假設(shè)2產(chǎn)權(quán)性質(zhì)是否影響企業(yè)戰(zhàn)略與企業(yè)金融化之間的關(guān)系，建立交互模型（2）。若假設(shè)2成立，預(yù)期α3顯著為負，說明國有企業(yè)會削弱激進型戰(zhàn)略與金融化水平的正向顯著關(guān)系。

為檢驗假設(shè)3經(jīng)濟政策不確定性在企業(yè)戰(zhàn)略與企業(yè)金融化中的影響，建立交互模型（3）。若假設(shè)3a成立，預(yù)期α3顯著為正，表明在蓄水池動機的驅(qū)動下，經(jīng)濟政策不確定性提高會促進激進型企業(yè)金融化的趨勢；若假設(shè)3b成立，預(yù)期α3顯著為負，表明在替代動機的驅(qū)動下，經(jīng)濟政策不確定性提高會抑制激進型企業(yè)的金融化趨勢。

四、實證分析

（一）描述性分析

從表2可以看出，企業(yè)金融化水平（Fin）的均值為4%，中位數(shù)為1%，說明樣本中有一半以上的企業(yè)持有金融資產(chǎn)；金融化水平最大值達到了43%，說明部分企業(yè)的金融化程度是明顯偏高的；樣本觀測值中，企業(yè)戰(zhàn)略（Strategy）的取值范圍在9—27分之間，企業(yè)戰(zhàn)略的均值與中位數(shù)均為18，說明數(shù)據(jù)分布比較均勻，大部分企業(yè)的戰(zhàn)略是比較穩(wěn)健的，既不過分激進，也不過分保守。

（二）相關(guān)性分析

對主要變量進行Pearson相關(guān)性檢驗，結(jié)果如表3所示。從表3可以看出，企業(yè)戰(zhàn)略與金融化水平呈顯著正相關(guān)關(guān)系，初步說明戰(zhàn)略越激進，企業(yè)金融化水平越高。對變量進行方差膨脹因子VIF檢驗，均值為1.46，說明解釋變量與控制變量之間不存在明顯的多重共線性問題。

（三）多元回歸分析

1.公司戰(zhàn)略對企業(yè)金融化程度的影響。本文在進行多元回歸時，采用穩(wěn)健標準誤消除異方差的影響。模型（1）的回歸結(jié)果見表4，第（1）列報告了不加入任何控制變量條件下企業(yè)金融化水平指標Fin的回歸結(jié)果，企業(yè)戰(zhàn)略（Strategy）的回歸系數(shù)為0.0003，在5%水平上顯著；第（2）列表示加入了控制變量后的回歸結(jié)果，企業(yè)戰(zhàn)略（Strategy）的回歸系數(shù)為0.0007，在1%水平上顯著；第（3）列表示加入控制變量并控制行業(yè)和年份固定效應(yīng)后的回歸結(jié)果，企業(yè)戰(zhàn)略（Strategy）的回歸系數(shù)為0.0010，在1%水平上顯著。因此，企業(yè)戰(zhàn)略越激進，越傾向于提高金融化水平，驗證了假設(shè)1。

表2 描述性統(tǒng)計

表3 相關(guān)系數(shù)檢驗

表4 多元回歸分析結(jié)果

2.產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的調(diào)節(jié)效應(yīng)。為進一步考察產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對戰(zhàn)略定位與企業(yè)金融化水平之間的影響差異，對模型（2）進行回歸分析，結(jié)果見上頁表4第（4）列。回歸結(jié)果表明，企業(yè)戰(zhàn)略（Strategy）與產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（SOE）的交乘項SOE×Strategy的系數(shù)為-0.0007，在1%的統(tǒng)計水平上顯著為負，說明企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對企業(yè)戰(zhàn)略與金融化水平之間的正相關(guān)關(guān)系起到了顯著的負向調(diào)節(jié)作用，當企業(yè)為國有企業(yè)時，一定程度上削減了激進的戰(zhàn)略對企業(yè)金融化水平的提升作用，假設(shè)2得到了驗證。

3.經(jīng)濟政策不確定性的調(diào)節(jié)效應(yīng)。為分析經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)戰(zhàn)略與金融化水平之間的影響差異，對模型（3）進行回歸分析，結(jié)果見上頁表4第（5）列。回歸結(jié)果表明，企業(yè)戰(zhàn)略（Strategy）與經(jīng)濟政策不確定性（EPU）的交乘項EPU×Strategy的系數(shù)為0.0002，在10%的水平上顯著為正，說明當經(jīng)濟政策不確定性較高時，戰(zhàn)略激進的企業(yè)更多的是出于蓄水池動機而配置金融資產(chǎn)，回歸結(jié)果支持了假設(shè)3a，拒絕了假設(shè)3b。

五、穩(wěn)健性檢驗

為確保前文論證結(jié)果的穩(wěn)健性，采用替換變量的度量方式與子樣本回歸的方法重新進行多元回歸檢驗。

（一）替換企業(yè)金融化水平的度量方法

考慮到近年來信托貸款、銀行理財?shù)冉鹑诋a(chǎn)品盛行，通常被計入其他應(yīng)收款和其他流動性資產(chǎn)，因此本文借鑒吳軍等[31]的方法，重新定義企業(yè)金融化水平（Fin1）=（交易性金融資產(chǎn)+衍生金融資產(chǎn)+短期投資+應(yīng)收利息+應(yīng)收股利+可供出售金融資產(chǎn)+持有至到期投資+買入返售金融資產(chǎn)+其他流動資產(chǎn)+投資性房地產(chǎn)）/資產(chǎn)總計。

將企業(yè)金融化水平（Fin1）代入模型（1）重新回歸，結(jié)果見表5第（1）列。結(jié)果表明，企業(yè)金融化水平（Fin1）在1%的水平上顯著為正，系數(shù)為0.0013，因此替換企業(yè)金融化水平變量不影響本文的結(jié)論。

（二）調(diào)整企業(yè)戰(zhàn)略的衡量方法

參照孫健等[21]的方法，對企業(yè)戰(zhàn)略進行分類，企業(yè)戰(zhàn)略（Strategy）的值在6—12之間為防御型，13—23為分析型，24—30為激進型。據(jù)此，本文定義企業(yè)戰(zhàn)略虛擬變量Pros和Defe：企業(yè)采取激進型戰(zhàn)略時，Pros=1，否則為0；企業(yè)采取防御型戰(zhàn)略時，Defe=1，否則為0。將這兩個虛擬變量重新進行回歸，結(jié)果見表5第（2）列。結(jié)果表明，Pros在1%的水平上顯著為正，系數(shù)為0.0092，Defe在5%的水平上顯著為負，系數(shù)為-0.0052，回歸結(jié)果仍然支持采用激進型戰(zhàn)略的企業(yè)，金融化水平較高的結(jié)論。

（三）排除特殊事件的影響

金融市場的劇烈動蕩，一定程度上會影響企業(yè)進行金融投資活動的決策，因此考慮到金融危機以及2015年股市的影響，本文剔除2008—2009年以及2015年的觀測值重新進行回歸，結(jié)果見表5第（3）列。結(jié)果表明，企業(yè)戰(zhàn)略（Strategy）在1%的水平上顯著，系數(shù)為0.0009，仍符合本文的基本結(jié)論。

表5 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

六、研究結(jié)論

本文選取2007—2018年A股非金融上市公司的年度數(shù)據(jù)作為樣本，實證檢驗了企業(yè)戰(zhàn)略與企業(yè)金融化水平之間的關(guān)系，并深入探討了產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、經(jīng)濟政策不確定性對二者關(guān)系的影響，得到以下研究結(jié)論：（1）企業(yè)戰(zhàn)略定位越激進，企業(yè)金融化水平越高，且在調(diào)整研究變量的度量方法和進行子樣本回歸后，結(jié)論仍然成立。（2）激進的戰(zhàn)略與企業(yè)金融化水平的正向顯著關(guān)系在非國有企業(yè)中表現(xiàn)得更為明顯。（3）在經(jīng)濟政策不確定性較高的情況下，激進型企業(yè)在蓄水池動機的驅(qū)使下，提高金融化水平。

本文的研究證明了企業(yè)戰(zhàn)略是影響企業(yè)金融化水平的重要因素，豐富了企業(yè)戰(zhàn)略影響財務(wù)決策的研究。在實體企業(yè)金融化趨勢越來越明顯、國家高度重視防控金融風(fēng)險、抑制經(jīng)濟“脫實向虛”的背景下，本文的研究具有一定的現(xiàn)實意義。激進型企業(yè)在蓄水池與替代動機的共同作用下，有著較高的金融化水平，而在經(jīng)濟政策不確定性提高的情境下，激進型企業(yè)更多地是出于蓄水池動機，而非替代動機持有金融資產(chǎn)。因此對于激進型企業(yè)而言，要注重提高自身的內(nèi)部控制質(zhì)量，避免出于替代動機的過度金融化。戰(zhàn)略定位不同的企業(yè)尤其要注意其戰(zhàn)略特征對財務(wù)決策的影響，提高風(fēng)險防范意識。同時本文結(jié)論為政策制定者與監(jiān)管者在治理企業(yè)過度金融化的過程中，提供了更具針對性的政策依據(jù)。