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        戰(zhàn)略定位影響企業(yè)金融化水平嗎?

        2020-12-24 09:18:44盧曼倩
        商業(yè)會計(jì) 2020年23期
        關(guān)鍵詞:金融資產(chǎn)戰(zhàn)略金融

        盧曼倩

        (長沙理工大學(xué) 湖南長沙 410000)

        一、引言

        近年來,我國實(shí)體經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)了較為明顯的“脫實(shí)向虛”現(xiàn)象,實(shí)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(jì)形勢下,實(shí)體企業(yè)增長放緩,實(shí)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(shí)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(shí)體經(jīng)濟(jì)“脫實(shí)向虛”,引導(dǎo)金融更好地為實(shí)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(qiáng)非金融企業(yè)投資金融機(jī)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(jī)構(gòu)投資,避免盲目擴(kuò)張和脫實(shí)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(qiáng)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(xiàn)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(jì)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(xiàn)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(jī)進(jìn)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(yuǎn)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(jìn)而影響財(cái)務(wù)決策。Dichev等證明了企業(yè)戰(zhàn)略是財(cái)務(wù)信息質(zhì)量的重要影響因素[14],劉行等認(rèn)為企業(yè)戰(zhàn)略通過影響會計(jì)穩(wěn)健性來影響盈余管理行為[15],王百強(qiáng)等證實(shí)了激進(jìn)型企業(yè)盈利能力較強(qiáng)、市場價值較高、運(yùn)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(cái)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(rèn)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(jì)政策不確定性。實(shí)證結(jié)果表明,采用激進(jìn)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(fù)向調(diào)節(jié)的作用,國有企業(yè)能夠削弱激進(jìn)型戰(zhàn)略對金融化水平提高的影響;經(jīng)濟(jì)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(xiàn)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(shí)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(jì)后果的研究。(2)進(jìn)一步探討了企業(yè)戰(zhàn)略對金融投資行為的影響機(jī)制,有助于進(jìn)一步理解企業(yè)戰(zhàn)略對企業(yè)財(cái)務(wù)決策行為的影響。(3)本文的結(jié)論表明采用激進(jìn)型戰(zhàn)略的企業(yè)金融化水平較高,這為抑制實(shí)體經(jīng)濟(jì)脫實(shí)向虛、促進(jìn)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(jī)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(jī)和基于投機(jī)的“替代”動機(jī)受到廣泛關(guān)注[17-18],蓄水池動機(jī)是指,當(dāng)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(jī)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(shí)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(jī)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(jìn)型、分析型和防御型三類,戰(zhàn)略激進(jìn)程度依次下降[19]。激進(jìn)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?yàn)樗馨萜渌髁鲬?zhàn)略分類,還能利用財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)進(jìn)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(jìn)型企業(yè)可能出于蓄水池動機(jī)而提高金融化水平。首先,激進(jìn)型企業(yè)熱衷于研發(fā)新產(chǎn)品,尋找新的市場機(jī)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(jìn)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(shí)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(jī)來儲備金融資產(chǎn)。其次,已有研究表明,激進(jìn)型戰(zhàn)略會降低企業(yè)的會計(jì)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(jìn)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(cái)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(jìn)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(jìn)型企業(yè)更可能出于融資約束而投資流動性強(qiáng)的金融資產(chǎn)。

        同時,激進(jìn)型企業(yè)也可能出于替代動機(jī)而進(jìn)行金融資產(chǎn)配置。一方面,激進(jìn)型企業(yè)往往缺乏詳細(xì)規(guī)劃,組織結(jié)構(gòu)分散,內(nèi)控機(jī)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(shí)體投資盈利預(yù)期固化、金融投機(jī)收益虛高的情況下,管理者更容易短視,出于投機(jī)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(jìn)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(jī)性動機(jī)進(jìn)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(jī)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?biāo)準(zhǔn),這些特征削弱了國有企業(yè)追逐經(jīng)濟(jì)利益而配置金融資產(chǎn)的投機(jī)動機(jī)。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(jī)較弱[26]。綜上,在采用激進(jìn)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(jī)和蓄水池動機(jī),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(jìn)度對金融化行為的影響更顯著。

        (三)經(jīng)濟(jì)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(jìn)一步探究經(jīng)濟(jì)政策不確定性是否會影響戰(zhàn)略定位不同的企業(yè)進(jìn)行金融投資的行為。已有研究表明,經(jīng)濟(jì)政策不確定性提高不僅會影響企業(yè)的實(shí)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(jì)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(jìn)型企業(yè)為了保證研發(fā)活動與市場營銷的正常推進(jìn),為了面對融資約束進(jìn)一步擴(kuò)大的融資困境,出于蓄水池動機(jī),通常會配置更多的金融資產(chǎn)。

        但是,經(jīng)濟(jì)政策的不確定性提高,也可能抑制激進(jìn)型企業(yè)的金融化趨勢。當(dāng)經(jīng)濟(jì)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(jìn)型企業(yè)持有金融資產(chǎn)的替代動機(jī)下降。因此,本文提出假設(shè)3a和3b:

        H3a:企業(yè)戰(zhàn)略越激進(jìn),在經(jīng)濟(jì)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(jìn),在經(jīng)濟(jì)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(jì)

        (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(jìn)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(jìn)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(fèi)用與管理費(fèi)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(jìn)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(fèi)用與管理費(fèi)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(jìn),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(biāo)如下:

        企業(yè)金融化指標(biāo)(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(jì)政策不確定性(EPU):采用Baker等[30]構(gòu)建的經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)(EPU)來衡量經(jīng)濟(jì)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(jì)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(xiàn),引入企業(yè)基本特征變量、公司治理變量以及宏觀經(jīng)濟(jì)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(jī)構(gòu)投資者持股比例(Ins);宏觀經(jīng)濟(jì)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(jì)

        為檢驗(yàn)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(jì)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(jī)誤差項(xiàng)。

        為檢驗(yàn)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(fù),說明國有企業(yè)會削弱激進(jìn)型戰(zhàn)略與金融化水平的正向顯著關(guān)系。

        為檢驗(yàn)假設(shè)3經(jīng)濟(jì)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(jī)的驅(qū)動下,經(jīng)濟(jì)政策不確定性提高會促進(jìn)激進(jìn)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(fù),表明在替代動機(jī)的驅(qū)動下,經(jīng)濟(jì)政策不確定性提高會抑制激進(jìn)型企業(yè)的金融化趨勢。

        四、實(shí)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(dá)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(jìn),也不過分保守。

        (二)相關(guān)性分析

        對主要變量進(jìn)行Pearson相關(guān)性檢驗(yàn),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(jìn),企業(yè)金融化水平越高。對變量進(jìn)行方差膨脹因子VIF檢驗(yàn),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(jìn)行多元回歸時,采用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)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(bào)告了不加入任何控制變量條件下企業(yè)金融化水平指標(biāo)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(jìn),越傾向于提高金融化水平,驗(yàn)證了假設(shè)1。

        表2 描述性統(tǒng)計(jì)

        表3 相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)

        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(jìn)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(jìn)行回歸分析,結(jié)果見上頁表4第(4)列?;貧w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(xiàng)SOE×Strategy的系數(shù)為-0.0007,在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù),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(fù)向調(diào)節(jié)作用,當(dāng)企業(yè)為國有企業(yè)時,一定程度上削減了激進(jìn)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(yàn)證。

        3.經(jīng)濟(jì)政策不確定性的調(diào)節(jié)效應(yīng)。為分析經(jīng)濟(jì)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(jìn)行回歸分析,結(jié)果見上頁表4第(5)列?;貧w結(jié)果表明,企業(yè)戰(zhàn)略(Strategy)與經(jīng)濟(jì)政策不確定性(EPU)的交乘項(xiàng)EPU×Strategy的系數(shù)為0.0002,在10%的水平上顯著為正,說明當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策不確定性較高時,戰(zhàn)略激進(jìn)的企業(yè)更多的是出于蓄水池動機(jī)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(yàn)

        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(jìn)行多元回歸檢驗(yàn)。

        (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(cái)?shù)冉鹑诋a(chǎn)品盛行,通常被計(jì)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(jì)。

        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(jìn)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(jìn)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(jìn)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(jìn)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(fù),系數(shù)為-0.0052,回歸結(jié)果仍然支持采用激進(jìn)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(jìn)行金融投資活動的決策,因此考慮到金融危機(jī)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(jìn)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(yàn)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(shí)證檢驗(yàn)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(jì)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(jìn),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(jìn)行子樣本回歸后,結(jié)論仍然成立。(2)激進(jìn)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(jì)政策不確定性較高的情況下,激進(jìn)型企業(yè)在蓄水池動機(jī)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(cái)務(wù)決策的研究。在實(shí)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(jì)“脫實(shí)向虛”的背景下,本文的研究具有一定的現(xiàn)實(shí)意義。激進(jìn)型企業(yè)在蓄水池與替代動機(jī)的共同作用下,有著較高的金融化水平,而在經(jīng)濟(jì)政策不確定性提高的情境下,激進(jìn)型企業(yè)更多地是出于蓄水池動機(jī),而非替代動機(jī)持有金融資產(chǎn)。因此對于激進(jìn)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(jī)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(cái)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)。

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