鄧九生，張 悅，王琳瑤

（中國地質(zhì)大學（武漢） 經(jīng)濟管理學院，湖北 武漢 430074）

近年來全球政治經(jīng)濟事件層出不窮，這導致政府經(jīng)濟政策的不確定性。國際上，歐洲債務危機、英國脫歐、美國總統(tǒng)選舉等，使得各國政府經(jīng)濟政策不確定性顯著增加[1]。對于國內(nèi)正受中美貿(mào)易戰(zhàn)和全球新冠肺炎疫情的影響，實體經(jīng)濟因消費減少、出口受阻而遭受嚴重打擊，經(jīng)濟政策不確定性也在持續(xù)上升[2]。經(jīng)濟政策不確定性影響了企業(yè)投融資決策，進而作用于企業(yè)的金融資產(chǎn)配置水平。企業(yè)金融資產(chǎn)配置程度實質(zhì)上反映了國家經(jīng)濟“脫實入虛”趨勢，配置程度越高，則表明企業(yè)實體投資日益金融化，國家經(jīng)濟“脫實入虛”現(xiàn)象越嚴重。企業(yè)實體投資日益金融化會削弱企業(yè)的長期發(fā)展能力，并且隨著系統(tǒng)性金融風險的累聚，最終會阻礙宏觀經(jīng)濟的健康發(fā)展[3]。由此，研究經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)金融資產(chǎn)配置的影響機理以及如何引導企業(yè)避免“脫實入虛”，將具有重要意義。

關于這方面的研究，學者大多數(shù)聚焦于經(jīng)濟政策不確定性單獨對企業(yè)投資效率[4]、研發(fā)投資[5]以及對機構(gòu)投資者持股比例等方面的影響。雖也有對企業(yè)金融化影響的研究，但主要側(cè)重于從實物期權(quán)、融資約束、“蓄水池”理論視角去研究企業(yè)金融化的動機，忽視了機構(gòu)投資者在其中的作用。實際上，隨著近年來我國機構(gòu)投資者持股比例的增加，機構(gòu)投資者憑借信息獲取、信息處理、專業(yè)管理、資金雄厚等優(yōu)勢，在資本市場上占據(jù)一席之地，在引導企業(yè)避免“脫實入虛”的影響機制中可以發(fā)揮積極作用。雖有研究認為機構(gòu)投資者的短期逐利特征會加劇企業(yè)的金融化[6]；但也有觀點認為因具有監(jiān)督治理功能，機構(gòu)投資者也會發(fā)揮抑制企業(yè)金融化作用[7]。因此，在研究我國經(jīng)濟政策的不確定性對企業(yè)金融資產(chǎn)配置影響時，有必要將機構(gòu)投資者的影響納入同一框架分析，這對于探索在經(jīng)濟政策不確定性情況下如何引導企業(yè)避免“脫實入虛”非常必要，同時也將會促進我國宏觀經(jīng)濟的健康發(fā)展。

基于此，本文以金融資產(chǎn)配置水平衡量企業(yè)的金融化程度，并在實物期權(quán)和金融摩擦視角下重新厘清經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)金融化的影響機理，再納入機構(gòu)投資者持股變量以詳細研究其對兩者關系的中介作用。具體地，本文首先將機構(gòu)投資者區(qū)分為壓力抵制型和壓力敏感型，剖析不同類型機構(gòu)投資者的作用機理；然后又進一步將其分為私有產(chǎn)權(quán)屬性和公有產(chǎn)權(quán)屬性的機構(gòu)投資者進行研究，以探索異質(zhì)性機構(gòu)投資者是否同樣發(fā)揮中介作用；最終依此為構(gòu)建引導企業(yè)避免“脫實入虛”的影響機制提出針對性的建議。

一 研究綜述

（一）經(jīng)濟政策不確定性

1921年，芝加哥學派創(chuàng)始人奈特首次提出不確定性的概念，認為不確定性與風險不同，不確定性無法用概率衡量[8]。進一步學者針對經(jīng)濟政策不確定性的問題展開討論，Gulen和Ion[9]指出經(jīng)濟主體無法對于政府是否、何時、會通過何種方式針對現(xiàn)行的經(jīng)濟政策進行更改作出準確的預判。饒品貴等[10]將其定義為政府出臺的與經(jīng)濟社會發(fā)展以及企業(yè)生產(chǎn)運作聯(lián)系緊密的經(jīng)濟類政策，在未來指向以及實施強度等方面的不明確所引發(fā)的不確定性。國內(nèi)外文獻針對經(jīng)濟政策不確定性的定義實質(zhì)相同，都是指經(jīng)濟主體對政府的經(jīng)濟政策調(diào)整難以準確預測，是一種影響宏微觀經(jīng)濟發(fā)展的隱性因素。同時學者針對經(jīng)濟政策不確定性的衡量方式展開研究，部分學者使用波動率指數(shù)法，以股票、期權(quán)等金融市場的波動為基礎構(gòu)建指標，如Bloom采用股市波動、公司股利收益分散度、債券收益率波動和匯率波動作為不確定性的衡量指標[11]。也有學者選用代理變量法，楊海生將市長和市委書記的換屆作為代理變量來衡量[12]。運用最為廣泛的是Baker提出的選取報紙新聞中有關經(jīng)濟政策不確定性關鍵詞的文章，通過標準化處理得到各國經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)數(shù)據(jù)，本文也將采用此種衡量方式。

（二）企業(yè)金融化

隨著我國金融市場的不斷完善，實體企業(yè)越來越傾向于投資金融領域，隨著企業(yè)金融資產(chǎn)的增加，企業(yè)出現(xiàn)“脫實向虛”的現(xiàn)象。國內(nèi)外文獻對企業(yè)金融化的描述各異，但實質(zhì)相通。國外學者Krippner[13]和Palley[14]對企業(yè)金融化的定義受到廣泛認可。他們認為，企業(yè)金融化是指實體企業(yè)從金融領域相比實體生產(chǎn)貿(mào)易領域獲取了更多的利潤增長，即經(jīng)濟活動重心從實體領域轉(zhuǎn)入金融領域。2007年來中國實體企業(yè)也呈現(xiàn)出顯著的金融化行為[15]，我國學者張成思[16]認為金融化體現(xiàn)在經(jīng)濟體中金融行業(yè)利潤占各行業(yè)總利潤比例的提升，更體現(xiàn)在非金融企業(yè)越來越依賴金融渠道獲利?？偟膩碚f，企業(yè)金融化是非金融企業(yè)在投資方向和獲利來源方面的金融化偏移。在企業(yè)金融化的衡量方式上，部分學者基于金融資產(chǎn)科目來衡量，如胡奕明等[17]選用金融資產(chǎn)投資的自然對數(shù)，彭俞超等[18]采用金融資產(chǎn)增長率。也有學者基于利潤來源采用金融資產(chǎn)投資收益來衡量，如劉貫春等學者使用公允價值變動損益、投資收益等利潤表指標來量化金融化收益，并除以營業(yè)利潤。本文借鑒陳旭東做法選用金融資產(chǎn)配置即金融資產(chǎn)占所持有總資產(chǎn)比值來衡量企業(yè)金融化水平。

（三）異質(zhì)性機構(gòu)投資者

隨著資本市場的逐步完善，機構(gòu)投資者數(shù)量和種類逐漸增多，機構(gòu)投資者的投資行為對市場的影響至關重要。由于投資目的和風險承受能力等的不同，機構(gòu)投資者的投資方式不同，出現(xiàn)了機構(gòu)投資者的異質(zhì)性。國內(nèi)外學者針對異質(zhì)性機構(gòu)投資者進行多種方式劃分：根據(jù)持有股票的時間長短不同，Bushee[19]將機構(gòu)投資者劃分為“長線持有型”“短線持有型”“擬指數(shù)持有型”；根據(jù)機構(gòu)投資者是否愿意參與企業(yè)監(jiān)督，李爭光[20]將其劃分為積極型和消極型機構(gòu)投資者；根據(jù)機構(gòu)投資者是否與企業(yè)存在商業(yè)關系，Brickley[21]將其劃分為壓力抵制型和壓力敏感型機構(gòu)投資者。結(jié)合中國國情，本文借鑒Brickley的方式對機構(gòu)投資者進行劃分。其中壓力敏感型機構(gòu)投資者包含券商、保險、信托和財務公司等，因與企業(yè)保持利益關系而缺少獨立性無法發(fā)揮監(jiān)管作用，而壓力抵制型機構(gòu)投資者與之相反。

（四）經(jīng)濟政策不確定性與企業(yè)金融化

相關文獻針對經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)實物和金融資產(chǎn)投資影響的研究存在不同的觀點。有的學者認為經(jīng)濟政策不確定性上升減少了企業(yè)的金融資產(chǎn)投資。因為經(jīng)濟政策不確定性會引起股票市場的價格波動[22]，特別是在經(jīng)濟蕭條期和政策變更期，這種作用更加明顯，由此風險厭惡型的企業(yè)為了規(guī)避風險會降低持有金融資產(chǎn)的意愿[23]。從金融監(jiān)管角度，經(jīng)濟政策不確定性包含金融監(jiān)管政策的不確定性。金融監(jiān)管會抑制投機行為，從而使得企業(yè)減少投資風險較大的金融資產(chǎn)，增加投資穩(wěn)定的長期資產(chǎn)。另一部分學者則認為經(jīng)濟政策不確定性加速了企業(yè)金融化[24]。在實物期權(quán)框架下，企業(yè)資產(chǎn)的不可逆性將會加大經(jīng)濟政策不確定性帶來的風險，抑制企業(yè)的實物投資[25]。從預防性儲蓄效應來看，企業(yè)為了抵御風險選擇持有大量現(xiàn)金流，放棄回報期較長的長期價值資產(chǎn)增加企業(yè)短期金融資產(chǎn)投資，既保證了現(xiàn)金流又擁有了持續(xù)的投資收益[3]。經(jīng)濟政策不確定性引發(fā)金融市場的波動，既增加了企業(yè)的風險，又伴隨著可觀的利潤回報。郭胤含[3]重新審視了實體投資和金融資產(chǎn)投資的關系，實證研究發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟政策不確定性對“脫實入虛”的促進作用是因為其對實體投資的抑制，進而導致企業(yè)對金融資產(chǎn)的被動持有。已有文獻主要基于實物期權(quán)理論和預防性儲蓄理論單獨研究企業(yè)金融化的動機，鮮有文獻基于融資約束理論、信息不對稱理論、盈余管理視角來研究，且尚未達成一致結(jié)論。

（五）經(jīng)濟政策不確定性與機構(gòu)投資者持股

當經(jīng)濟政策不確定性增加時，金融市場的模糊程度和風險隨之增加，進而降低了投資者的積極性[26]。近年來機構(gòu)投資者逐步發(fā)展為資本市場的主力軍?；谥袊馁Y本市場，陳卓思等[27]研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)過去的表現(xiàn)會影響機構(gòu)投資者的持股，進而傾向于長期且有價值的投資。從企業(yè)微觀視角出發(fā)，殷紅等[28]人發(fā)現(xiàn)機構(gòu)投資者持股與企業(yè)社會責任的相關披露具有替代性。黎文靖等[29]利用重污染行業(yè)的經(jīng)濟數(shù)據(jù)研究得出環(huán)境績效對于機構(gòu)投資者持股比例具有正向影響。以上文獻主要研究公司層面的特征如何影響機構(gòu)投資者持股，梁權(quán)熙等[30]從宏觀層面考慮了經(jīng)濟政策不確定性對機構(gòu)投資者持股比例的影響，發(fā)現(xiàn)較高的經(jīng)濟政策不確定性會通過提高折現(xiàn)率來降低股票回報率進而降低了機構(gòu)投資者的持股比例。少有學者從宏觀角度深入研究經(jīng)濟政策不確定性對異質(zhì)性機構(gòu)投資者的影響。

（六）異質(zhì)性機構(gòu)投資者持股與企業(yè)金融化

機構(gòu)投資者的異質(zhì)性對企業(yè)金融化產(chǎn)生不同的影響。管理層關心股價，股價與企業(yè)聲譽息息相關，而追求短期利潤的壓力敏感型機構(gòu)投資者伴隨羊群效應增加未來股價崩盤的風險[31]。所以管理者為了避免機構(gòu)投資者拋售股票影響企業(yè)聲譽，就會選擇短視化的投資策略來維持短期業(yè)績，例如減少創(chuàng)新投入，促進企業(yè)金融化[6]。壓力抵制型機構(gòu)投資者作為價值型的長期機構(gòu)投資者，更關注企業(yè)的長遠利益，對企業(yè)的治理起到監(jiān)督作用，從而減少企業(yè)的短視化投資行為，削弱企業(yè)金融化[7]。另外，壓力抵制型機構(gòu)投資者遏制企業(yè)金融化的另一個渠道是監(jiān)督管理層的盈余管理行為。盈余管理是企業(yè)金融化的驅(qū)動因素之一，企業(yè)金融化是一種真實的盈余管理[32]，因此長期機構(gòu)投資者減少了企業(yè)金融化趨勢。

多數(shù)學者從實物期權(quán)角度和預防性儲蓄理論出發(fā)，單獨研究經(jīng)濟政策不確定性與企業(yè)金融化的關系，少有學者考慮到機構(gòu)投資者持股在兩者關系中發(fā)揮的作用。本文將基于融資約束理論、信息不對稱理論和盈余管理視角來研究異質(zhì)性機構(gòu)投資者在經(jīng)濟政策不確定性與企業(yè)金融化中發(fā)揮的中介作用。

二 理論分析與研究假設

（一）經(jīng)濟政策不確定性與企業(yè)的金融化

郭胤含等[3]考慮到實物投資和金融資產(chǎn)配置的替代效應，從實物期權(quán)角度出發(fā)，研究得出經(jīng)濟政策不確定性帶來的等待期權(quán)價值減少了企業(yè)的實物投資，從而更多的資金流向金融資產(chǎn)投資。本文根據(jù)委托代理理論認為，經(jīng)濟政策不確定性加劇了信息的不對稱性，滋生了管理層的自利行為?；谧陨砝妫芾韺觾A向于短視化的投資行為，很可能選擇投資收益較高、流動性較強的金融資產(chǎn)，而不是長期持有資金需求量大的實物投資?；谟喙芾硪暯牵鹑诨顿Y產(chǎn)生的超額回報促使管理者產(chǎn)生投機套利行為，為了對沖經(jīng)濟政策不確定性帶來的經(jīng)營風險，企業(yè)可能選擇投資金融資產(chǎn)，利用風險溢價獲得補償。其次，依據(jù)融資約束理論，從債權(quán)人的角度考慮，經(jīng)濟政策不確定性加劇了金融行業(yè)的系統(tǒng)性風險，銀行無法準確判斷企業(yè)的借貸能力因而降低借貸范圍提高信貸利率。而企業(yè)可以通過增加金融資產(chǎn)投資發(fā)揮“蓄水池”效應，有利于緩解外部融資的壓力。

基于以上分析，本文提出第一個假設：

H1：經(jīng)濟政策不確定性促進了企業(yè)的金融化。

（二）經(jīng)濟政策不確定性與機構(gòu)投資者持股

受制度環(huán)境和資本市場發(fā)展程度的影響，機構(gòu)投資者持股對企業(yè)治理的影響具有異質(zhì)性。本文借鑒Brickley的研究將機構(gòu)投資者劃分為壓力抵制型和壓力敏感型機構(gòu)投資者。壓力抵制型機構(gòu)投資者包括證券投資基金、社保基金、合格境外投資者。他們僅投資于企業(yè)，因而更加看重企業(yè)的長期回報，監(jiān)督企業(yè)的投資行為。壓力敏感型機構(gòu)投資者包括券商、保險、信托和財務公司。他們既投資于企業(yè)又與企業(yè)保持多方面的商業(yè)往來，可能存在利益沖突，所以無法發(fā)揮監(jiān)督治理功能。基于實物期權(quán)理論，企業(yè)未來的投資機會相當于看漲期權(quán)。企業(yè)出于市場擇時動機，選擇放棄當期投資機會，等待未來投資。機構(gòu)投資者也需要承擔決策失誤帶來的巨額損失。從風險規(guī)避角度來說，壓力敏感型機構(gòu)投資者對于金融資產(chǎn)投資回報率更具有敏感性，短視化的投資心理降低了其風險承擔能力。所以在經(jīng)濟政策不確定性的影響下，套利空間縮小，壓力敏感型機構(gòu)投資者持股比例可能會下降。又基于預防性儲蓄理論，經(jīng)濟政策不確定性會影響機構(gòu)投資者對于未來投資回報的預測。壓力抵制型機構(gòu)投資者作為看重企業(yè)長遠價值的投資者，也因為外部環(huán)境的不確定性對企業(yè)長遠利益的沖擊，而可能選擇減少持股比例。

基于以上分析，本文提出第二個假設：

H2：經(jīng)濟政策不確定性降低了壓力抵制型和壓力敏感型機構(gòu)投資者的持股。

（三）經(jīng)濟政策不確定性、機構(gòu)投資者持股與企業(yè)的金融化

基于前文的梳理分析，盈余管理、融資約束、信息不對稱是驅(qū)動企業(yè)金融化的重要因素，在研究經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)金融化的影響路徑時，還應考慮異質(zhì)性機構(gòu)投資者持股的中介作用。首先，壓力抵制型機構(gòu)投資者更愿意主動監(jiān)督管理企業(yè)，加強了對管理層的制約，規(guī)范了管理層的行為。例如其能夠通過股東大會進行投票提高管理層薪酬激勵，抑制了企業(yè)的盈余管理行為[33]。而壓力敏感型機構(gòu)投資者更關注如何快速獲利，傾向于“用腳投票”，因此無法發(fā)揮治理作用。另外，兩權(quán)分離導致內(nèi)外部利益相關者的信息不對稱，機構(gòu)投資者能通過較強的信息挖掘能力和分析能力，降低未來的不確定性，緩解了代理沖突[34]?；谛盘杺鬟f理論，壓力抵制型機構(gòu)投資者提高會計信息透明度，改善信息不對稱性，減小了企業(yè)的融資約束[35]；壓力敏感型機構(gòu)投資者對于提高信息披露質(zhì)量作用不明顯[36]。而融資約束是經(jīng)濟政策不確定性促進企業(yè)金融化的渠道之一，所以壓力抵制型機構(gòu)投資者持股將會弱化兩者之間的關系。經(jīng)濟政策不確定性會影響機構(gòu)投資者對未來投資機會、盈利能力和現(xiàn)金流的預期，價值型的壓力抵制型機構(gòu)投資者會看中長期投資的未來現(xiàn)金流，進而抑制企業(yè)短視化的金融投資行為。相反， 壓力敏感型機構(gòu)投資者追求收益的短視化行為促進了企業(yè)的金融化。與此同時，基于預防性儲蓄理論，經(jīng)濟政策不確定性的上升會降低機構(gòu)投資者的持股比例，進而削弱了壓力抵制型機構(gòu)投資的治理作用，減弱了其對企業(yè)金融化投資的抑制作用，促進了企業(yè)的金融化。綜合來看，經(jīng)濟政策不確定性能夠通過減少壓力抵制型機構(gòu)投資者的持股比例，抑制其發(fā)揮治理作用，促進企業(yè)金融化，中介效應傳導機制如下圖1所示。雖然經(jīng)濟政策的不確定性同樣會降低壓力敏感型機構(gòu)投資者持股比例，但是壓力敏感型機構(gòu)投資者促進了企業(yè)的金融化投資，所以不能發(fā)揮中介作用。由此提出本文第三個假設：

圖1 中介效應傳導機制

H3：經(jīng)濟政策不確定性通過降低壓力抵制型機構(gòu)投資者的持股比例促進了企業(yè)的金融化。

三 研究設計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文的公司樣本數(shù)據(jù)選自2011—2019年全部A股上市公司的季度數(shù)據(jù)。財務數(shù)據(jù)和機構(gòu)投資者持股數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫中每季度末的數(shù)值。經(jīng)濟政策不確定指數(shù)參考Baker[1]等開發(fā)的中國經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)。并對數(shù)據(jù)進行了以下處理：（1）剔除財務數(shù)據(jù)缺失和異常的公司；（2）剔除金融保險行業(yè)上市公司；（3）剔除被ST和PT類上市公司；（4）對本文的連續(xù)變量進行了1%和99%的Winsorize處理，減少極端值對實證研究的影響。

（二）變量定義

1.經(jīng)濟政策不確定性

本文中的自變量借鑒Baker等[1]開發(fā)的經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)。該指數(shù)是月度數(shù)據(jù)，為了與其他季度變量相匹配，將月度數(shù)據(jù)構(gòu)建季度指標。該指標是通過分析香港最大的英文報紙《南華早報》中與中國經(jīng)濟政策不確定性相關的文章月度占比數(shù)測算得出。本文借鑒Gulen和Ion[9]的做法將每個季度的三個月度指標算術(shù)平均得出季度指標Epu1。在穩(wěn)健性檢驗時，利用月度指標的加權(quán)平均數(shù)得出季度指標Epu2，并將Epu除以100以保證數(shù)量級的一致。具體公式為：

2.金融資產(chǎn)配置

本文中的因變量企業(yè)的金融化用金融資產(chǎn)配置水平來衡量。借鑒陳旭東[7]的做法，金融資產(chǎn)配置水平（Fin）＝（交易性金融資產(chǎn)＋可供出售金融資產(chǎn)＋衍生金融資產(chǎn)＋發(fā)放貸款及墊款凈額＋持有至到期投資＋投資性房地產(chǎn)凈額）/總資產(chǎn)。企業(yè)的金融資產(chǎn)配置水平越高，金融化程度越嚴重。

3.異質(zhì)性機構(gòu)投資者持股比例

本文的中介變量選自國泰安數(shù)據(jù)庫“機構(gòu)投資者持股比率”。參考Brickley[21]的研究將機構(gòu)投資者劃分為壓力抵制型和壓力敏感型。在進一步分析中依據(jù)政府干預程度劃分私有產(chǎn)權(quán)屬性和公有產(chǎn)權(quán)屬性機構(gòu)投資者。壓力抵制型機構(gòu)投資者持股包括證券投資基金、社?；稹⒑细窬惩馔顿Y者持股。壓力敏感型機構(gòu)投資者持股是券商、保險、信托和財務公司持股比例之和。私有產(chǎn)權(quán)屬性機構(gòu)投資者持股比例是證券投資基金持股比例，公有產(chǎn)權(quán)屬性機構(gòu)投資者持股比例為社保基金持股比例。

4.控制變量

為了提高計量的可靠性，本文將影響企業(yè)金融投資的主要變量作為模型1和模型3的控制變量。本文選用企業(yè)規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負債率（Lev）、管理費用率（Adm）、總資產(chǎn)收益率（Roa）、托賓Q值（Growth）作為企業(yè)層面控制變量。企業(yè)規(guī)模體現(xiàn)了企業(yè)的投資機會，企業(yè)規(guī)模越大投資機會越多越具有多樣性；資產(chǎn)負債率表示企業(yè)的杠桿程度，杠桿會約束企業(yè)的融資能力，進而影響企業(yè)的投資決策；管理費用率越高越會削弱企業(yè)的盈利能力，滋生管理層的投機行為，影響管理層的投資決策；企業(yè)的盈利能力可以用總資產(chǎn)收益率衡量；托賓Q值反映了企業(yè)的成長能力，盈利能力和成長能力越強，抵抗投資風險的能力越強。在宏觀層面，參考郭胤含[3]的做法本文控制了GDP環(huán)比增速以及M2增長率。參考國內(nèi)外文獻，在模型2中選用企業(yè)規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負債率（Lev）、管理費用率（Adm）、總資產(chǎn)收益率（Roa）、托賓Q值（Growth）作為控制變量。另外將企業(yè)所屬行業(yè)按照證監(jiān)會行業(yè)分類2012版劃分，在回歸中以行業(yè)虛擬變量的形式來控制行業(yè)固定效應的影響（表1）。

表1 變量定義

（三）模型設計

參照徐光偉[37]的研究，本文構(gòu)建如下面板回歸模型來驗證假設H1：

模型（3）中被解釋變量用金融資產(chǎn)配置水平（Fin）來衡量企業(yè)的金融化，核心解釋變量EPU1,t衡量了t季度經(jīng)濟政策不確定性的大小。若實證結(jié)果表明顯著為正，則假設H1得到驗證。

本文參考溫忠麟[38]的逐步回歸方法，進一步研究了機構(gòu)投資者持股的中介作用。對經(jīng)濟政策不確定性、異質(zhì)性機構(gòu)投資者持股、金融資產(chǎn)配置的關系進行檢驗。

模型（4）中被解釋變量Instit代表異質(zhì)性機構(gòu)投資者，分別用壓力抵制型機構(gòu)投資者持股（證券投資基金、社?；?、合格境外投資者持股比例總和）Instit1和壓力敏感型機構(gòu)投資者持股（券商、保險、信托和財務公司持股比例總和）Instit2進行回歸。如果結(jié)果β1顯著為負，則假設H2得到驗證。

將經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)Epu和機構(gòu)投資者持股比例Instit同時納入模型（5），如果實證結(jié)果γ2顯著為負，γ1顯著為正，則表明機構(gòu)投資者持股在經(jīng)濟政策不確定性和企業(yè)金融化之間起到不完全中介效應。如果顯著為負，不顯著則表明機構(gòu)投資者持股發(fā)揮了完全中介作用。如果γ2不顯著，則機構(gòu)投資者持股不具有中介效應。

模型（3）～（5）中的α0、β0和γ0是模型的常數(shù)項，α、β、γ是模型的回歸系數(shù)，ε、μ、θ是隨機誤差項，Control代表控制變量。其中，i代表企業(yè)，t代表季度。此外，使用用以控制行業(yè)層面的差異。因為EPU是時間序列變量，可能會與季度變量出現(xiàn)共線性，因而，模型中沒有控制時間固定效應。

四 實證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2為描述性統(tǒng)計的結(jié)果，對連續(xù)變量縮尾處理后，得到83 215個觀測值。在這些樣本中，金融資產(chǎn)配置水平最大值為0.031，最小值為0，說明樣本間金融化情況差距較大。Epu1的最大值為8.641，最小值為0.729，標準差為2.392，說明研究樣本的期間政策不確定性較大。壓力抵制性機構(gòu)投資者持股比例最小為0，最大為0.357，不同樣本之間也存在顯著差異，平均值為0.037，說明我國的機構(gòu)投資者持股水平普遍較低，對企業(yè)的監(jiān)督能力不足。其他控制變量的相關統(tǒng)計值與相關研究中的結(jié)果比較接近，不再贅述。所有變量的VIF均值為1.5，不存在嚴重的多重共線性。

表2 變量描述性統(tǒng)計

（二）相關性分析

表3中Pearson相關性分析顯示，Epu1在1%的水平上與金融資產(chǎn)配置水平（Fin）正相關，壓力抵制型機構(gòu)投資者持股比例（Instit1）與金融資產(chǎn)配置水平在1%水平上負相關，壓力敏感型機構(gòu)投資者（Instit2）與金融資產(chǎn)配置水平在1%的水平上正相關，初步驗證了經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)的金融資產(chǎn)投資有促進作用，壓力抵制型機構(gòu)投資者的監(jiān)督對金融資產(chǎn)配置有抑制作用，壓力敏感型機構(gòu)投資者促進了企業(yè)的金融化投資。總體來說相關性分析初步驗證了假設H1，但是仍然需要進一步的經(jīng)驗證據(jù)。

表3 變量相關性統(tǒng)計

（三）回歸結(jié)果

回歸分析前用Hausman檢驗對模型（3）～（5）進行檢驗,拒絕了隨機效應假設，所以選擇固定效應模型進行回歸。在控制了企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負債率、總資產(chǎn)回報率、成長能力、管理費用以及宏觀環(huán)境M2增速和GDP環(huán)比增速對企業(yè)金融化的影響后，表4得出了非平衡面板數(shù)據(jù)固定效應模型的回歸結(jié)果。模型（3）的回歸結(jié)果顯示，Epu1與Fin在1%的水平上正相關，驗證了假設H1經(jīng)濟政策不確定性促進了企業(yè)的金融化?？紤]經(jīng)濟政策不確定性對異質(zhì)性機構(gòu)投資者持股比例的影響，模型（4a）中，Epu1與Instit1在1%的水平上負相關，說明經(jīng)濟政策不確定性抑制了壓力抵制型機構(gòu)投資者的持股比例；模型（4b）中，Epu1與Instit2在1%的水平上顯著負相關，說明經(jīng)濟政策不確定性同樣降低了壓力敏感型機構(gòu)投資者的持股比例。以上結(jié)果均驗證了假設H2，經(jīng)濟政策不確定性降低了壓力抵制型和壓力敏感型機構(gòu)投資者的持股比例。模型（5a）中同時加入經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)Epu1和壓力抵制型機構(gòu)投資者持股比例Instit1進行回歸，研究壓力抵制型機構(gòu)投資者的中介作用。其中，Epu1與Fin在1%的水平上顯著正相關且Instit1與Fin在1%的水平上顯著負相關，結(jié)合模型（3）和模型（4a）的回歸結(jié)果可以得出，壓力抵制型機構(gòu)投資者持股在經(jīng)濟政策不確定性與企業(yè)金融化中起到了不完全中介作用。模型（5b）中同時加入經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)Epu1和壓力敏感型機構(gòu)投資者持股比例Instit2進行回歸，研究壓力敏感型機構(gòu)投資者的中介作用。其中，Epu1與Fin在1%的水平上顯著正相關但Instit2與Fin不顯著相關，結(jié)合模型（3）和模型（4b）的回歸結(jié)果可以得出，壓力敏感型機構(gòu)投資者持股在經(jīng)濟政策不確定性與企業(yè)金融化中沒有中介作用。以上結(jié)果驗證了假設H3。

表4 基準回歸與中介效應檢驗

（四）進一步研究

結(jié)合我國的制度背景和機構(gòu)投資者的發(fā)展情況，本文進一步將機構(gòu)投資者區(qū)分為公有產(chǎn)權(quán)屬性的機構(gòu)投資者（社?；穑┖退接挟a(chǎn)權(quán)屬性的機構(gòu)投資者（證券投資基金），研究受政府干預影響的機構(gòu)投資者對經(jīng)濟政策不確定性影響企業(yè)金融化的中介作用。社?；鹗莻€人或單位繳存專業(yè)機構(gòu)的投資基金，在確?；鹳Y產(chǎn)安全性和流動性的情況下實現(xiàn)價值增長。雖然其屬性為長期持有的價值型機構(gòu)投資者，但是本身仍然受到政府的主導和監(jiān)管，不是獨立的機構(gòu)投資者，具有明顯的公有產(chǎn)權(quán)屬性。政府干預約束了機構(gòu)投資者對公司管理層的監(jiān)管能力，提高了治理成本[39]。證券投資基金規(guī)模大、技術(shù)成熟、獨立性強、政府干預較少，通過公開發(fā)行的方式募集資金，具有私有產(chǎn)權(quán)屬性。其資金的流動受到投資者的監(jiān)督，從而產(chǎn)生對公司治理的動機。獨立的機構(gòu)投資者主動對公司決策做出快速反應，降低市場信息不對稱，充分發(fā)揮了公司治理功能。由此，本文進一步研究私有產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的證券投資基金（Fund）和公有產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的社?；穑⊿ecurity）的中介作用。

在進一步研究中將私有產(chǎn)權(quán)屬性和公有產(chǎn)權(quán)屬性的機構(gòu)投資者持股比例作為中介變量納入模型（3）～（5）進行回歸，實證結(jié)果如表5所示。模型（4a）中，Epu1與Fund在1%的水平上負相關，說明經(jīng)濟政策不確定性抑制了私有產(chǎn)權(quán)屬性機構(gòu)投資者的持股比例；模型（4b）中，Epu1與Security在1%的水平上顯著負相關，說明經(jīng)濟政策不確定性同樣降低了公有產(chǎn)權(quán)屬性機構(gòu)投資者的持股比例。模型（5a）中同時加入經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)Epu1和私有產(chǎn)權(quán)屬性機構(gòu)投資者持股比例Fund進行回歸，研究私有產(chǎn)權(quán)屬性機構(gòu)投資者的中介作用。其中，Epu1與Fin在1%的水平上顯著正相關且Fund與Fin在1%的水平上顯著負相關，結(jié)合模型（3）和模型（4a）的回歸結(jié)果可以得出，私有產(chǎn)權(quán)屬性機構(gòu)投資者持股在經(jīng)濟政策不確定性與企業(yè)金融化中起到了不完全中介作用。模型（5b）中同時加入經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)Epu1和公有產(chǎn)權(quán)屬性機構(gòu)投資者持股比例Security進行回歸，研究公有產(chǎn)權(quán)屬性機構(gòu)投資者的中介作用。其中，Epu1與Fin在1%的水平上顯著正相關但Security與Fin不顯著相關，結(jié)合模型（3）和模型（4b）的回歸結(jié)果可以得出，公有產(chǎn)權(quán)屬性機構(gòu)投資者持股在經(jīng)濟政策不確定性與企業(yè)金融化中沒有中介作用。

表5 進一步研究的基準回歸和中介效應檢驗

（五）穩(wěn)健性檢驗

1.重構(gòu)中國經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)

本文借鑒Gulen和Ion[9]的做法，重構(gòu)中國經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)。將月度數(shù)據(jù)加權(quán)平均處理成季度經(jīng)濟政策不確定性指標，如下公式。重新回歸模型（3）～（5）結(jié)果顯示，運用算術(shù)平均數(shù)處理的季度指標和加權(quán)平均處理的季度指標回歸結(jié)果沒有明顯差異。

2.控制內(nèi)生性問題

Gulen和Ion[9]認為，有關經(jīng)濟政策不確定性與企業(yè)投資的實證研究主要存在遺漏變量所引發(fā)的內(nèi)生性問題。為了克服這一估計偏差，考慮到中美宏觀的經(jīng)濟政策尤其是貨幣政策具有聯(lián)動性，本文借鑒劉貫春[25]的做法，將美國經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)Epu3作為工具變量，運用兩階段最小二乘法來控制內(nèi)生性問題，估計結(jié)果與前文保持一致。

五 結(jié)論與建議

當前我國企業(yè)經(jīng)濟出現(xiàn)金融化的趨勢，經(jīng)濟政策不確定性的增加更會加速這種趨勢。本文利用2010—2019年中國滬深A股上市公司的季度數(shù)據(jù)首先實證研究了經(jīng)濟政策不確定性與企業(yè)金融化的關系，然后又檢驗了機構(gòu)投資者持股的中介作用。研究發(fā)現(xiàn)：（1）經(jīng)濟政策不確定性上升加速了企業(yè)的金融資產(chǎn)投資，促進企業(yè)金融化；（2）經(jīng)濟政策不確定性上升降低了壓力抵制型和壓力敏感型機構(gòu)投資者的持股比例；（3）壓力抵制型機構(gòu)投資者在經(jīng)濟政策不確定性和企業(yè)金融化間發(fā)揮部分中介作用，壓力敏感型機構(gòu)投資者無法發(fā)揮中介作用；（4）進一步研究還發(fā)現(xiàn)，相對獨立的私有產(chǎn)權(quán)屬性機構(gòu)投資者持股能夠在經(jīng)濟政策不確定性和企業(yè)金融化之間發(fā)揮部分中介作用，但受政府干預較多的公有屬性機構(gòu)投資者持股不能發(fā)揮中介作用。

根據(jù)以上研究結(jié)論，得出以下啟示：（1）保持政策的穩(wěn)定性和連續(xù)性。政府在主動頒布政策刺激經(jīng)濟發(fā)展的同時，也要保持政策的穩(wěn)定性和連續(xù)性。相關部門在防范和化解金融風險時要注意經(jīng)濟政策的頒布對資本市場的沖擊。加大政策的解讀力度，使得市場參與者充分了解政策動向，穩(wěn)定市場預期。（2）提高信息透明度，減小融資約束?！疤摂M經(jīng)濟”是把雙刃劍，如果缺乏正確的管制，就會滋生企業(yè)的機會主義行為，發(fā)展過度會造成“泡沫經(jīng)濟”。政府應當加強金融監(jiān)管，完善金融監(jiān)管制度框架，減少對企業(yè)的直接的政府干預，提高市場信息透明度，進而減少市場的投機套利行為。另外，融資約束是企業(yè)金融化的主要動機。在經(jīng)濟政策不確定性的影響下政府應當降低企業(yè)杠桿，減少投融資成本，減輕企業(yè)負擔，提振企業(yè)的投資信心。（3）發(fā)揮壓力抵制型機構(gòu)投資者的監(jiān)督作用。機構(gòu)投資者持股比例越高，治理效應越好[40]，所以政府要加大機構(gòu)投資者的持股的鼓勵，如督促企業(yè)提高分紅比例。只有那些獨立性強，對公司長期投資的機構(gòu)投資者才能起到監(jiān)管作用。監(jiān)管部門要積極引導機構(gòu)投資者的長期投資，避免其短視化的投機行為。具體可以減免長期投資者的印花稅交易費用，而對短期投資者征收高額交易稅。另外，可以通過強制要求機構(gòu)投資者定期與企業(yè)進行溝通，減少機構(gòu)投資者與企業(yè)間的信息不對稱，充分發(fā)揮機構(gòu)投資者的治理作用。