吳永鋼 蔣銘磊 卜 林

一、引 言

我國經(jīng)濟(jì)自步入新常態(tài)以來，普遍面臨著實(shí)體經(jīng)濟(jì)投資回報率下滑和虛擬經(jīng)濟(jì)過度膨脹的結(jié)構(gòu)性失衡問題(黃群慧，2017)，大量非金融企業(yè)涉足金融和房地產(chǎn)行業(yè)，企業(yè)金融化程度嚴(yán)重。隨著技術(shù)變革加快、消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級、國際市場增長放緩，相當(dāng)部分生產(chǎn)能力達(dá)到峰值，許多生產(chǎn)能力無法在市場實(shí)現(xiàn)，加上社會生產(chǎn)成本上升，導(dǎo)致實(shí)體經(jīng)濟(jì)邊際利潤率和平均利潤率下滑……正是由于這個原因，大量資金流向虛擬經(jīng)濟(jì)，使資產(chǎn)泡沫膨脹，金融風(fēng)險逐步顯現(xiàn)。非金融企業(yè)將資金更多用以配置高收益高風(fēng)險的金融資產(chǎn)，一方面將會通過現(xiàn)金流競爭效應(yīng)擠占企業(yè)實(shí)物資本投資和創(chuàng)新研發(fā)投入(杜勇等，2017；解維敏，2018)，進(jìn)而不利于企業(yè)全要素生產(chǎn)率和企業(yè)價值的提升(戚聿東和張任之，2018；陳赤平和孔莉霞，2020)，破壞經(jīng)濟(jì)長期增長的微觀基礎(chǔ)；另一方面，大量資金涌入金融市場將會加劇金融資產(chǎn)泡沫化，金融風(fēng)險積聚。并且，企業(yè)從金融市場賺取高額投資收益以暫時掩飾其主營業(yè)績不佳的事實(shí)，將會加劇投融資雙方的信息不對稱，從而導(dǎo)致壞消息隱藏，提升股價崩盤的發(fā)生概率，引致金融體系不穩(wěn)定(彭俞超等，2018b；孫洪鋒和劉嫦，2020)。因此，黨的十九屆五中全會在《中共中央關(guān)于制定國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和二 〇三五年遠(yuǎn)景目標(biāo)的建議》中提出要“推動金融、房地產(chǎn)同實(shí)體經(jīng)濟(jì)均衡發(fā)展”。引導(dǎo)非金融企業(yè)回歸實(shí)體經(jīng)濟(jì)，更好地發(fā)揮金融為實(shí)體經(jīng)濟(jì)服務(wù)的功能，對于我國經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展和防范系統(tǒng)性金融風(fēng)險具有重要的理論與實(shí)踐意義。

與此同時，百年未有之大變局下全球政治經(jīng)濟(jì)環(huán)境出現(xiàn)深刻調(diào)整，我國面臨國內(nèi)國際兩個市場雙重不確定性。對內(nèi)而言，我國為配合經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變和供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的實(shí)施，相繼出臺一系列政策，間接導(dǎo)致微觀主體無法對政策出臺時間、立場變更指向和強(qiáng)度、執(zhí)行效果等形成精準(zhǔn)預(yù)期，中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性不斷攀升。而在國際市場上，全球金融危機(jī)、歐債危機(jī)、中美貿(mào)易摩擦等地緣風(fēng)險事件頻發(fā)，使得全球經(jīng)濟(jì)增速放緩，各國經(jīng)濟(jì)前景充滿高度不確定性。Carney(2016)將地緣風(fēng)險連同經(jīng)濟(jì)和政策的不確定性納入可能對經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生重大不利影響的“不確定性三位一體”中。隨著我國在世界政治經(jīng)濟(jì)格局中的重要性與影響力日益提高，地緣風(fēng)險對我國經(jīng)濟(jì)基本面的影響不容忽視。外部宏觀環(huán)境是企業(yè)進(jìn)行投資決策的基礎(chǔ)與前提(饒品貴等，2017)，現(xiàn)有大量文獻(xiàn)探討了經(jīng)濟(jì)政策不確定性下企業(yè)投資行為決策的改變，包括經(jīng)濟(jì)政策不確定性對企業(yè)資本性投資(李鳳羽和楊墨竹，2015)、創(chuàng)新研發(fā)活動(顧夏銘等，2018)以及企業(yè)金融化(彭俞超等，2018a；陸婷，2018)等的影響。其中，對于經(jīng)濟(jì)政策不確定性對企業(yè)金融化的影響，研究結(jié)論尚存爭議。陸婷(2018)研究發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)政策不確定性顯著促進(jìn)了非金融企業(yè)短期金融資產(chǎn)配置，在持有動機(jī)上偏向預(yù)防性儲蓄，且在融資約束越低的企業(yè)中表現(xiàn)越明顯。彭俞超等(2018a)則認(rèn)為經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升將會導(dǎo)致企業(yè)融資成本上升、金融資產(chǎn)價格產(chǎn)生波動以及金融監(jiān)管政策出現(xiàn)不確定性，從而抑制金融投資增長率。相比之下，學(xué)界研究地緣風(fēng)險對企業(yè)行為的影響文獻(xiàn)較少，主要研究發(fā)現(xiàn)地緣風(fēng)險會延遲企業(yè)實(shí)體投資并抑制總產(chǎn)出(Cheng 和Chiu，2018)，以及激發(fā)企業(yè)預(yù)防性儲蓄動機(jī)而提高現(xiàn)金持有水平(Lee 和Wang，2021)，還未有文獻(xiàn)從地緣風(fēng)險角度解釋我國企業(yè)金融化的成因。

地緣風(fēng)險本質(zhì)上同樣表現(xiàn)為一種不確定性(熊琛然等，2020)，是否和經(jīng)濟(jì)政策不確定性共同影響企業(yè)金融化行為呢？同時，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對企業(yè)金融化程度的影響，是否會進(jìn)一步受到地緣風(fēng)險的調(diào)節(jié)？鑒于此，本文以2008 年第一季度至2020 年第三季度A 股非金融類上市企業(yè)作為研究樣本，分別采用Huang 和Luk(2020)編制的EPU 指數(shù)、Caldara 和Iacoviello(2022)編制的GPR 指數(shù)度量中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性與全球地緣風(fēng)險，實(shí)證檢驗(yàn)了中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性和全球地緣風(fēng)險對企業(yè)金融化程度的影響，并進(jìn)一步考察了全球地緣風(fēng)險的調(diào)節(jié)作用。研究發(fā)現(xiàn)，全球地緣風(fēng)險和中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升加劇了企業(yè)金融化程度。同時，在全球地緣風(fēng)險的調(diào)節(jié)下，中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性對企業(yè)金融資產(chǎn)配置占比的促進(jìn)作用將進(jìn)一步加強(qiáng)。在區(qū)分金融資產(chǎn)期限結(jié)構(gòu)后，發(fā)現(xiàn)全球地緣風(fēng)險對企業(yè)金融資產(chǎn)配置的促進(jìn)作用更偏向長期，而中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性對長短期的金融資產(chǎn)配置不存在明顯差異。此外，本文還考察了兩者對企業(yè)金融化程度的影響在企業(yè)層面的異質(zhì)性，并進(jìn)一步通過中介機(jī)制檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)全球地緣風(fēng)險通過加強(qiáng)企業(yè)面臨的融資約束程度，從而導(dǎo)致企業(yè)增加金融資產(chǎn)投資。最后，在進(jìn)行替換企業(yè)金融化的度量指標(biāo)、替換核心解釋變量構(gòu)建方式等一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后關(guān)鍵結(jié)論依舊穩(wěn)健。

相較于前人研究，本文的邊際貢獻(xiàn)在于從全球視角考察了地緣風(fēng)險對我國非金融企業(yè)金融化的影響，并在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步考察了傳導(dǎo)路徑，給出新的研究視角，拓寬了外部環(huán)境不確定性對企業(yè)金融化的相關(guān)研究。并且，根據(jù)本文的研究結(jié)論，政府在保持經(jīng)濟(jì)政策穩(wěn)定性的同時，也應(yīng)重視全球地緣風(fēng)險事件對微觀企業(yè)主體相關(guān)決策的扭曲，對治理當(dāng)下中國經(jīng)濟(jì)所面臨的實(shí)體經(jīng)濟(jì)與虛擬經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)性失衡問題具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

二、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

（一）經(jīng)濟(jì)政策不確定性與企業(yè)投資行為

政府通過制定和調(diào)整經(jīng)濟(jì)政策以引導(dǎo)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的方向。隨著經(jīng)濟(jì)形勢趨于復(fù)雜，政府對于經(jīng)濟(jì)政策的調(diào)整力度加大，使得微觀主體無法對政策的出臺時間、立場變更指向和強(qiáng)度、執(zhí)行效果等形成精準(zhǔn)預(yù)期，推高中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性?，F(xiàn)有文獻(xiàn)主要從金融摩擦理論和實(shí)物期權(quán)理論角度考察經(jīng)濟(jì)政策不確定性對企業(yè)實(shí)體投資的影響。首先，根據(jù)金融摩擦理論，經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升會導(dǎo)致投融資雙方信息不對稱程度升高，金融摩擦加劇，推高企業(yè)的融資成本(陳國進(jìn)和王少謙，2016)。樊霞等(2020)研究發(fā)現(xiàn)隨著經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升，企業(yè)將面臨更為嚴(yán)重的融資約束，進(jìn)而抑制企業(yè)創(chuàng)新的持續(xù)性。其次，從實(shí)物期權(quán)理論角度，在企業(yè)資本不可逆的前提下，外部環(huán)境不確定性上升也會導(dǎo)致企業(yè)投資項(xiàng)目的預(yù)期收益產(chǎn)生波動，沉沒成本增加，等待投資的期權(quán)價值上升，從而會促使企業(yè)延緩當(dāng)期投資直到不確定性消失(Bernanke，1983；譚小芬和張文婧，2017；劉貫春等，2019)。然而，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對企業(yè)的影響并不完全是負(fù)面的，在不確定性中同樣蘊(yùn)含著機(jī)遇(劉志遠(yuǎn)等，2017)。例如，顧夏銘等(2018)、梁權(quán)熙和謝宏基(2019)通過研究發(fā)現(xiàn)，我國經(jīng)濟(jì)政策不確定性反而在一定程度上激勵了上市企業(yè)開展創(chuàng)新活動。經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升加劇了行業(yè)洗牌，能力強(qiáng)的企業(yè)通過創(chuàng)新投資實(shí)現(xiàn)長期增長，提高市場占有率。

企業(yè)將現(xiàn)金流用于實(shí)體投資、創(chuàng)新研發(fā)還是金融資產(chǎn)配置，存在一定的替代效應(yīng)。當(dāng)外部經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升促使企業(yè)延遲投資時，企業(yè)是否會將剩余現(xiàn)金流投向金融資產(chǎn)從而加深企業(yè)金融化程度，學(xué)界對此進(jìn)行了深入研究。陸婷(2018)研究發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)政策不確定性促使融資約束低的企業(yè)成為信貸資金的輸送中介，提高了企業(yè)金融化程度。劉貫春等(2020)研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)出于流動性管理的目的，在經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升時會將更多現(xiàn)金流用于配置金融資產(chǎn)。隨著經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升，企業(yè)陷入財務(wù)困境的概率增加，此時企業(yè)將資金投向流動性更強(qiáng)的金融資產(chǎn)，以應(yīng)對未來可能發(fā)生的大量現(xiàn)金流流出。郭胤含和朱葉(2020)也發(fā)現(xiàn)整體上經(jīng)濟(jì)政策不確定性的上升顯著提高了企業(yè)“脫實(shí)向虛”程度，并且該決策是為了提高資金利用效率的無奈之舉。張成思和鄭寧(2020)還發(fā)現(xiàn)為了規(guī)避實(shí)體投資的風(fēng)險而進(jìn)行金融資產(chǎn)配置是企業(yè)金融化的驅(qū)動因素之一。然而，部分學(xué)者對此持有不同看法。許罡和伍文中(2018)基于市場套利動機(jī)的視角，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)政策不確定性會加劇金融市場波動，降低市場套利空間，從而抑制企業(yè)金融化投資。并且，經(jīng)濟(jì)政策不確定性也會引起企業(yè)主營業(yè)績波動，使得企業(yè)資產(chǎn)質(zhì)量下降，融資約束加強(qiáng)，導(dǎo)致企業(yè)金融投資增長率下降(彭俞超等，2018a)。根據(jù)上述研究，我們發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)政策不確定性對企業(yè)金融化的影響存在不同邏輯，研究結(jié)論也大相徑庭。據(jù)此，本文提出下面兩個具有競爭關(guān)系的假設(shè)。

研究假設(shè)H1a：中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性越高，企業(yè)金融化程度越低。

研究假設(shè)H1b：中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性越高，企業(yè)金融化程度越高。

（二）地緣風(fēng)險與企業(yè)投資行為

地緣風(fēng)險同樣會引起企業(yè)外部環(huán)境的不確定性，現(xiàn)有研究也多從實(shí)物期權(quán)理論予以解釋，認(rèn)為地緣風(fēng)險通過抬高投資的沉沒成本、增強(qiáng)企業(yè)預(yù)防性儲蓄動機(jī)等方式導(dǎo)致實(shí)體投資的改變或推遲(Bloom，2009；Gulen 和Ion，2016；Cheng 和Chiu，2018)。除此以外，地緣風(fēng)險也會通過影響金融資產(chǎn)價格，導(dǎo)致國際資本流動和股市波動。Caldara 和Iacoviello(2022)采用最新構(gòu)建的地緣風(fēng)險指數(shù)，研究發(fā)現(xiàn)地緣風(fēng)險上升會導(dǎo)致股票預(yù)期回報降低，引發(fā)資本從新興經(jīng)濟(jì)體流向發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體。Al Mamun 等(2020)通過考察地緣風(fēng)險在包括比特幣、黃金及其他金融資產(chǎn)所構(gòu)成的投資組合中的影響，發(fā)現(xiàn)地緣風(fēng)險上升時高風(fēng)險資產(chǎn)會相應(yīng)產(chǎn)生風(fēng)險溢價，價格下降。周方召等(2020)進(jìn)一步研究地緣風(fēng)險對我國股票市場的影響，發(fā)現(xiàn)地緣風(fēng)險通過資產(chǎn)價格傳導(dǎo)至股票市場，引發(fā)股票價格劇烈波動和股價崩盤。

因此，根據(jù)上述文獻(xiàn)，地緣風(fēng)險可能通過投資替代、資產(chǎn)價格等渠道影響企業(yè)金融資產(chǎn)配置。一方面，地緣風(fēng)險會通過抑制企業(yè)當(dāng)期實(shí)體投資導(dǎo)致企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流閑置，企業(yè)可能出于投資替代或者預(yù)防性儲蓄而增持金融資產(chǎn)，從而導(dǎo)致企業(yè)金融化程度加深；另一方面，地緣風(fēng)險也可能通過引發(fā)資產(chǎn)價格波動、增加金融投資風(fēng)險、增加融資成本等渠道抑制企業(yè)金融化。

此外，地緣風(fēng)險還可能通過能源價格作用于企業(yè)成本端和需求端，引起企業(yè)主營業(yè)績的波動。例如，近年來美國、俄羅斯和歐佩克國家之間關(guān)于原油價格的摩擦日益激烈，多方力量博弈使得國際原油價格走勢具有不確定性，暴漲暴跌風(fēng)險加劇(張禮卿，2019)。原油作為國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要戰(zhàn)略資源，其價格波動直接導(dǎo)致相關(guān)產(chǎn)業(yè)成本和需求的變化。錢浩祺等(2014)考察了油價沖擊對不同產(chǎn)業(yè)鏈上企業(yè)的影響，研究發(fā)現(xiàn)油價沖擊主要通過成本端傳導(dǎo)至上游產(chǎn)業(yè)，導(dǎo)致企業(yè)產(chǎn)出下降，而產(chǎn)出下降則進(jìn)一步影響國內(nèi)和國外兩個市場的產(chǎn)品需求，通過需求端逆向影響我國中下游產(chǎn)業(yè)。因此，當(dāng)?shù)鼐夛L(fēng)險通過能源價格這條路徑導(dǎo)致企業(yè)現(xiàn)金流波動時，一方面企業(yè)可能通過投資金融衍生品降低經(jīng)營現(xiàn)金流波動風(fēng)險(劉井建等，2021)，進(jìn)而推高企業(yè)金融化程度；另一方面，現(xiàn)金流波動風(fēng)險所引起的溢價可能反映在債務(wù)融資成本上，加深企業(yè)的外部融資約束，進(jìn)而導(dǎo)致企業(yè)金融化程度增強(qiáng)。由此，本文提出下面兩個具有競爭關(guān)系的假設(shè)。

研究假設(shè)H2a：隨著全球地緣風(fēng)險上升，企業(yè)金融化程度將會下降。

研究假設(shè)H2b：隨著全球地緣風(fēng)險上升，企業(yè)金融化程度將會上升。

（三）地緣風(fēng)險與經(jīng)濟(jì)政策不確定性

為應(yīng)對地緣風(fēng)險事件對本國經(jīng)濟(jì)基本面的沖擊，本國政府可能會適當(dāng)調(diào)整經(jīng)濟(jì)政策，從而加劇本國經(jīng)濟(jì)政策不確定性。而東道國經(jīng)濟(jì)政策改變又可能會激發(fā)相關(guān)國家的地緣政治博弈，形成地緣風(fēng)險事件。近年來學(xué)術(shù)界逐漸關(guān)注地緣風(fēng)險和經(jīng)濟(jì)政策不確定性之間的聯(lián)動關(guān)系。Caldara 和Iacoviello(2022)研究發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)政策不確定性和地緣風(fēng)險在諸如國際貿(mào)易、國際安全等一些特定領(lǐng)域具有相互影響作用。劉文革和黃玉(2020)在研究地緣風(fēng)險與貿(mào)易流動關(guān)系時發(fā)現(xiàn)地緣風(fēng)險事件的發(fā)生將會導(dǎo)致國內(nèi)財政、貨幣和貿(mào)易政策等經(jīng)濟(jì)政策發(fā)生調(diào)整，從而引發(fā)經(jīng)濟(jì)政策不確定性。卜林等(2020)在研究地緣風(fēng)險、經(jīng)濟(jì)政策不確定性和股票市場波動三者聯(lián)動關(guān)系時發(fā)現(xiàn)全球地緣風(fēng)險的沖擊會導(dǎo)致中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)在短期內(nèi)升高。周方召等(2020)在研究地緣風(fēng)險和經(jīng)濟(jì)政策不確定性兩者對股價暴跌風(fēng)險的影響時發(fā)現(xiàn)，在地緣風(fēng)險的調(diào)節(jié)下，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對股價暴跌風(fēng)險的促進(jìn)效應(yīng)進(jìn)一步加劇。

當(dāng)?shù)鼐夛L(fēng)險持續(xù)高企時，可能會引發(fā)我國宏觀經(jīng)濟(jì)政策加速調(diào)整，導(dǎo)致企業(yè)對未來形勢判斷難度增加，無法準(zhǔn)確把握未來經(jīng)濟(jì)發(fā)展走勢，經(jīng)濟(jì)政策不確定性暴露增加。與此同時，地緣風(fēng)險或可能直接影響企業(yè)的跨國貿(mào)易與投資行為，導(dǎo)致企業(yè)對外部環(huán)境和經(jīng)濟(jì)政策調(diào)整的感知程度上升。出于預(yù)防性儲蓄動機(jī)，企業(yè)可能會增加對流動性較強(qiáng)的資產(chǎn)的持有(Lee 和Wang，2021)。由此，本文提出以下假設(shè)。

研究假設(shè)H3：在全球地緣風(fēng)險的調(diào)節(jié)下，中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性對企業(yè)金融化程度的促進(jìn)作用將進(jìn)一步加強(qiáng)。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本文選擇2008 年第一季度至2020 年第三季度的A 股全部上市企業(yè)作為研究樣本，并依據(jù)如下條件進(jìn)行篩選：(1)參照證監(jiān)會2012 年版上市公司分類指引，剔除金融業(yè)和房地產(chǎn)業(yè)的上市企業(yè)；(2)剔除ST 以及資不抵債的上市企業(yè)；(3)剔除數(shù)據(jù)缺失及數(shù)據(jù)明顯有誤的企業(yè)；(4)剔除近五年上市的企業(yè)；(5)為了消除離群值的影響，對所有企業(yè)層面的連續(xù)變量進(jìn)行上下1%的縮尾處理。最終篩選得到的初始樣本包括2398 家上市企業(yè)，共103045 個觀測值。其中，企業(yè)層面的數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫，宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局；與卜林等(2021)、李政等(2021a)研究一致，全球地緣風(fēng)險數(shù)據(jù)取自Caldara 和Iacoviello(2022)編制的全球地緣風(fēng)險指數(shù)，中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性數(shù)據(jù)取自Huang 和Luk(2020)編制的中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)。

（二）變量選擇

1. 被解釋變量：企業(yè)金融化程度

企業(yè)金融化通常是指非金融企業(yè)將資金更多地配置于金融資產(chǎn)，且企業(yè)利潤取得更多偏向于金融投資渠道(蔡明榮和任世馳，2014)。由此，本文借鑒張成思和張步曇(2016)、黃賢環(huán)等(2018)、張成思和鄭寧(2020)對企業(yè)金融化的度量方式，分別從金融資產(chǎn)配置占比(Fin1)和金融渠道收益占比(Fin2)兩個維度度量企業(yè)金融化程度。此外，考慮到2018 年新會計(jì)準(zhǔn)則對企業(yè)金融資產(chǎn)進(jìn)行了全新的劃分，本文根據(jù)新舊會計(jì)準(zhǔn)則分別進(jìn)行了度量，具體公式如下。

(1) 金融資產(chǎn)配置占比(Fin1)

舊會計(jì)準(zhǔn)則：Fin1＝金融資產(chǎn)總額/期末總資產(chǎn)。其中，金融資產(chǎn)＝交易性金融資產(chǎn)+衍生金融資產(chǎn)+可供出售金融資產(chǎn)+持有至到期投資+發(fā)放貸款及墊款+應(yīng)收股利+應(yīng)收利息+買入返售金融資產(chǎn)+投資性房地產(chǎn)。

新會計(jì)準(zhǔn)則：Fin1＝金融資產(chǎn)總額/期末總資產(chǎn)。其中，金融資產(chǎn)＝交易性金融資產(chǎn)+債權(quán)投資+其他債權(quán)投資+其他權(quán)益工具投資+其他非流動金融資產(chǎn)+應(yīng)收股利+應(yīng)收利息+投資性房地產(chǎn)。

(2) 金融渠道收益占比(Fin2)

Fin2＝(金融渠道收益-營業(yè)利潤)/|營業(yè)利潤|。其中，金融渠道收益＝投資凈收益+公允價值變動損益+匯兌凈損益+其他綜合收益-對聯(lián)營和合營企業(yè)的投資凈收益+利息凈收入。之所以采用上述的公式度量而非直接用當(dāng)期營業(yè)利潤進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化，是為了區(qū)分金融渠道收益為正而當(dāng)期營業(yè)利潤為負(fù)、金融渠道收益為負(fù)而當(dāng)期營業(yè)利潤為正這兩種含義明顯不同但最終得數(shù)完全相同的情況。根據(jù)本文對金融渠道收益占比的度量，若企業(yè)未從金融渠道獲取收益，則Fin2 應(yīng)為-1。

對上述度量口徑做以下幾點(diǎn)說明：第一，貨幣資金在廣義上雖也屬于企業(yè)金融資產(chǎn)的計(jì)量范疇，但考慮到企業(yè)在日常經(jīng)營活動中同樣涉及貨幣資金的增減，故不將其納入。第二，本文假設(shè)不考慮企業(yè)內(nèi)部的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)重組問題，因此在公式中不將企業(yè)對金融機(jī)構(gòu)的長期股權(quán)投資納入其中，同時也將企業(yè)對聯(lián)營和合營企業(yè)的投資凈收益從金融渠道收益中剔除。第三，考慮到房地產(chǎn)日益具備金融資產(chǎn)屬性，往往被認(rèn)為是企業(yè)持有的一項(xiàng)類金融資產(chǎn)，因此在度量時考慮企業(yè)持有的投資性房地產(chǎn)數(shù)額。第四，雖然以上兩種計(jì)量方式均反映了企業(yè)金融化行為，但是從嚴(yán)格意義上來講，金融資產(chǎn)配置占比反映的是企業(yè)投資選擇的傾向，而金融渠道收益占比則反映企業(yè)投資選擇的結(jié)果(張成思和鄭寧，2020)。綜合考慮這兩類指標(biāo)有助于反映非金融企業(yè)的金融化程度。

2. 解釋變量：中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性與全球地緣風(fēng)險

(1) 中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)(EPU)

現(xiàn)有大量文獻(xiàn)研究經(jīng)濟(jì)政策不確定性時采用Baker 等(2016)構(gòu)建的經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)，并將其廣泛用于中國問題的實(shí)證研究當(dāng)中(彭俞超等，2018a；顧夏銘等，2018；陸婷，2018)。但是，Baker 等(2016)采用文本數(shù)據(jù)挖掘方法構(gòu)建指數(shù)時僅參照《南華早報》這一份報紙，存在單一性和覆蓋不全面等缺陷(李政等，2020；李政等，2021b)；本文采用Huang 和Luk(2020)編制的中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)，其編制標(biāo)準(zhǔn)參考中國內(nèi)地10 份權(quán)威報紙，相對而言更為全面。

(2) 全球地緣風(fēng)險指數(shù)(GPR)

本文采用Caldara 和Iacoviello(2022)構(gòu)建的地緣風(fēng)險指數(shù)度量全球地緣風(fēng)險。他們通過計(jì)算與地緣風(fēng)險事件和風(fēng)險有關(guān)的文章在11 份主要國際報紙中每月出現(xiàn)的頻次，再對其進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，進(jìn)而得到全球地緣風(fēng)險指數(shù)。該指數(shù)近年來波動頻繁，達(dá)到階段性峰值時都有重大的地緣風(fēng)險事件與之對應(yīng)，二者擬合程度較高(周方召等，2020)。因此，本文采用其構(gòu)建的全球GPR 指數(shù)度量全球地緣風(fēng)險。

此外，由于EPU 和GPR 均為月度數(shù)據(jù)，為了實(shí)現(xiàn)時間匹配及考慮到時間點(diǎn)上越接近的不確定性可能對企業(yè)的金融化行為影響程度越高，故本文在基準(zhǔn)回歸中采用以下加權(quán)平均方式進(jìn)行轉(zhuǎn)換，并且對其取自然對數(shù)，即

其中，x 表示月份為t 時的EPU 或GPR 指數(shù)。同時，為了得到穩(wěn)健結(jié)論，本文還在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中采用簡單算數(shù)平均的方式進(jìn)行處理。

3. 控制變量

參照彭俞超等(2018a)研究，本文在模型中引入以下一系列控制變量，以緩解因遺漏變量所帶來的內(nèi)生性問題?？刂谱兞堪ǎ?1)企業(yè)規(guī)模(Size)，企業(yè)當(dāng)期期末總資產(chǎn)取自然對數(shù)；(2)托賓Q(Tobin_Q)，計(jì)算公式為(股票總市值+債務(wù)賬面價值)/總資產(chǎn)的賬面價值，其反映企業(yè)的成長性；(3)凈資產(chǎn)報酬率(ROE)，用企業(yè)凈利潤/當(dāng)期期末凈資產(chǎn)予以度量，反映企業(yè)的盈利能力；(4)營業(yè)收入增長率(Growth)，用(本期營業(yè)收入-上期營業(yè)收入)/上期營業(yè)收入表示；(5)杠桿率水平(Lev)，用企業(yè)當(dāng)期期末總資產(chǎn)/總負(fù)債表示；(6)自由現(xiàn)金流(CFC)，以企業(yè)經(jīng)營活動中取得的現(xiàn)金流量與總資產(chǎn)之比度量；(7)資本密集度(Cinten)，用企業(yè)固定資產(chǎn)凈額占期末資產(chǎn)總額的比重度量；(8)金融與實(shí)體相對收益率(Return_Gap)，為金融收益率與實(shí)體收益率之差，其中金融收益率＝金融渠道收益/金融資產(chǎn)總額，實(shí)體收益率＝(營業(yè)收入-營業(yè)成本-營業(yè)稅金及附加-期間費(fèi)用-資產(chǎn)減值損失)/經(jīng)營資產(chǎn)總額；(9)金融與實(shí)體相對收益率風(fēng)險(Risk_Gap)，采用金融收益率三個季度滾動標(biāo)準(zhǔn)差和實(shí)體收益率三個季度滾動標(biāo)準(zhǔn)差之比衡量。此外，本文還進(jìn)一步控制了實(shí)際GDP 環(huán)比增速(GDP_growth)、貸款利率水平(Loanrate)和M2 增長率(M2_growth)等宏觀經(jīng)濟(jì)變量。綜上所述，所有變量名稱、符號及具體定義如表1 所示。

表1 變量名稱、符號及具體定義

（三）模型設(shè)定

為檢驗(yàn)研究假設(shè)，本文借鑒饒品貴等(2017)、許罡和伍文中(2018)等的研究，經(jīng)Hausman 檢驗(yàn)后構(gòu)建以下兩個回歸模型，具體設(shè)定形式如下。

其中，模型(2)是為了檢驗(yàn)假設(shè)1 和假設(shè)2，模型(3)中進(jìn)一步引入交互項(xiàng)以檢驗(yàn)假設(shè)3。為了緩解內(nèi)生性問題，本文在回歸中采用EPU 和GPR 的滯后一期作為解釋變量。此外，為了防止在模型中引入時間固定效應(yīng)后導(dǎo)致解釋變量的回歸估計(jì)系數(shù)被其吸收，故本文在模型中不引入時間固定效應(yīng)。為個體固定效應(yīng)，為不可觀測的擾動項(xiàng)。模型(2)中的和分別表示中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性和全球地緣風(fēng)險對企業(yè)金融化影響程度，若假設(shè)成立，則和系數(shù)為正，即表明中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性越高(全球地緣風(fēng)險越高)時，企業(yè)金融化程度進(jìn)一步加劇。

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）多重共線性檢驗(yàn)和相關(guān)性分析

表2 匯報了各變量的方差膨脹因子。從中可發(fā)現(xiàn)，各變量的VIF 值均小于10，說明模型中不存在嚴(yán)重的多重共線性。相關(guān)性分析顯示，中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性的滯后一期值(L.EPU)和金融資產(chǎn)配置占比(Fin1)的Pearson 相關(guān)系數(shù)顯著為負(fù)，和金融渠道收益占比(Fin2)的相關(guān)系數(shù)為正但不顯著；全球地緣風(fēng)險的滯后一期值(L.GPR)和金融資產(chǎn)配置占比(Fin1)的Pearson 相關(guān)系數(shù)顯著為正，和金融渠道收益占比(Fin2)的相關(guān)系數(shù)也為正但不顯著。初步表明，全球地緣風(fēng)險同企業(yè)金融資產(chǎn)配置占比呈正相關(guān)關(guān)系，而中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)與企業(yè)金融化程度可能不存在顯著的相關(guān)性。

表2 方差膨脹因子表

表3 相關(guān)性分析

（二）描述性統(tǒng)計(jì)

根據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，企業(yè)金融資產(chǎn)配置占比(Fin1)均值為0.0354，標(biāo)準(zhǔn)差為0.0683，最大值為0.3896，表明非金融類企業(yè)金融資產(chǎn)配置占比存在較大差異，少數(shù)企業(yè)金融資產(chǎn)配置程度較高。金融渠道收益占比(Fin2)均值為-0.5282，高于-1，標(biāo)準(zhǔn)差為1.0307，最大值為4.9284，說明大部分企業(yè)從金融渠道獲取的收益為正，并且企業(yè)之間金融投資收益存在差異，極端企業(yè)的金融渠道收益遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過營業(yè)利潤。中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性的滯后一期值(L.EPU)均值為4.9398，標(biāo)準(zhǔn)差為0.1409，最大值為5.2655。全球地緣風(fēng)險的滯后一期值(L.GPR)均值為4.6060，標(biāo)準(zhǔn)差為0.4389，最大值為5.3618。這說明全球地緣風(fēng)險和中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性均處于高位，且全球地緣風(fēng)險波動高于中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性。

表4 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

（三）基準(zhǔn)回歸分析

表5 報告了式(2)的假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果。其中，第(1)列僅控制了企業(yè)層面的控制變量，第(2)列控制了所有的控制變量。從回歸結(jié)果中，我們可以發(fā)現(xiàn)，在控制了所有控制變量之后，中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性滯后一期值(L.EPU)對金融資產(chǎn)配置占比(Fin1)的回歸系數(shù)為0.0139，對金融渠道收益占比(Fin2)的回歸系數(shù)為0.1252，且均在1%的顯著性水平上顯著。這說明不管是哪種度量方式度量企業(yè)金融化程度，均得出中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性的增加會導(dǎo)致非金融企業(yè)的金融化程度提升的結(jié)論，支持了研究假設(shè)H1b。全球地緣風(fēng)險滯后一期值(L.GPR)對金融資產(chǎn)配置占比(Fin1)的回歸系數(shù)為0.0166，對金融渠道收益占比(Fin2)的回歸系數(shù)為0.0316，分別在1%和5%的顯著性水平上顯著為正。這表明研究假設(shè)H2b 成立，即認(rèn)為全球地緣風(fēng)險增加同樣也加劇了企業(yè)的金融化程度。此外，從控制變量的系數(shù)來看，金融與實(shí)體相對收益率(Return_Gap)越高，企業(yè)金融資產(chǎn)配置占比越低；而金融與實(shí)體相對收益率風(fēng)險(Risk_Gap)對金融資產(chǎn)配置占比(Fin1)、金融渠道收益占比(Fin2)的回歸系數(shù)均在1%的顯著性水平上為負(fù)，初步認(rèn)為企業(yè)金融化傾向更偏于風(fēng)險規(guī)避動機(jī)，當(dāng)金融收益率風(fēng)險加大時，企業(yè)的金融化程度受到了一定程度的抑制。實(shí)際GDP 環(huán)比增速(GDP_growth)、貸款利率(Loanrate)和貨幣供給增長(M2_growth)均與企業(yè)金融化程度呈現(xiàn)顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。這說明當(dāng)經(jīng)濟(jì)形勢惡化或貸款利率上行時，企業(yè)出于預(yù)防性儲蓄和流動性管理目的，會增加金融資產(chǎn)持有以備不時之需，支持了企業(yè)金融化的預(yù)防性儲蓄動機(jī)，而當(dāng)廣義貨幣供給增加時，企業(yè)金融化程度反而受到抑制。這與張成思和鄭寧(2020)的研究結(jié)果一致，即貨幣增發(fā)并非加劇了實(shí)體企業(yè)脫實(shí)向虛，而是顯著抑制了企業(yè)金融化程度。

表5 基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果

全球地緣風(fēng)險和中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性分別表示企業(yè)所面臨的國際和國內(nèi)兩個市場的不確定性，是否存在當(dāng)全球地緣風(fēng)險處于高位時，中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性對企業(yè)金融化的促進(jìn)作用進(jìn)一步加強(qiáng)？為了考察中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性對企業(yè)金融化的影響是否受全球地緣風(fēng)險的調(diào)節(jié)，本文對式(3)進(jìn)行了個體固定效應(yīng)回歸，回歸結(jié)果如表6 所示。結(jié)果顯示，交互項(xiàng)(L.EPU×L.GPR)對企業(yè)金融資產(chǎn)配置占比(Fin1)的系數(shù)為0.0218，在1%的顯著性水平上顯著。在代入GPR 均值后，中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性滯后一期值(L.EPU)對企業(yè)金融資產(chǎn)配置占比(Fin1)的效應(yīng)為(+×L.GPR)，符號為正。這說明在全球地緣風(fēng)險的調(diào)節(jié)下，中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性對企業(yè)金融資產(chǎn)配置占比的促進(jìn)作用將進(jìn)一步增強(qiáng)，而結(jié)合Fin2 的實(shí)證結(jié)果來看，其對金融渠道收益占比并沒有顯著影響。結(jié)合近年來中國的發(fā)展現(xiàn)狀來看，隨著中國對外開放的步伐進(jìn)一步加快，國際復(fù)雜局勢和地緣風(fēng)險事件對中國的影響愈加強(qiáng)烈。而為了應(yīng)對地緣風(fēng)險事件對本國的沖擊，政府在改變現(xiàn)行政策積極應(yīng)對的同時，也間接引致中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升，扭曲微觀企業(yè)的投資決策，非金融企業(yè)對金融資產(chǎn)的持有偏好加強(qiáng)，企業(yè)金融化程度進(jìn)一步升高。

表6 引入交互項(xiàng)后模型回歸結(jié)果

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1. 替換企業(yè)金融化程度度量指標(biāo)

考慮到前文對金融資產(chǎn)定義可能存在范圍過大的問題，本文重新計(jì)算了金融資產(chǎn)的度量口徑，具體計(jì)算方法為：(1)剔除買入返售金融資產(chǎn)和發(fā)放貸款及墊款，得到企業(yè)金融資產(chǎn)配置占比變量Fin1_a；(2)考慮到投資性房地產(chǎn)的類金融屬性及作為金融資產(chǎn)的特殊性，在金融資產(chǎn)度量中進(jìn)一步剔除投資性房地產(chǎn)，得到企業(yè)金融資產(chǎn)配置占比變量Fin1_b，檢驗(yàn)結(jié)果見表7。關(guān)鍵變量的符號和顯著性并未發(fā)生改變。

2. 替換EPU 和GPR 構(gòu)建方式

在前文回歸中EPU 和GPR 采用加權(quán)平均的方法構(gòu)建，可能會存在一定的測量誤差。因此，本文借鑒已有研究的替換方式，采用簡單算數(shù)平均的方式將EPU 月度數(shù)據(jù)和GPR 月度數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換為季度數(shù)據(jù)，分別記為EPU_a 和GPR_a，檢驗(yàn)結(jié)果如表7 所示。關(guān)鍵變量不管是估計(jì)系數(shù)符號方向還是顯著性水平，所得結(jié)果與前文回歸所得結(jié)論并無差異，認(rèn)為上述結(jié)論穩(wěn)健。

表7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

五、進(jìn)一步研究

（一）區(qū)分長短期金融資產(chǎn)

作為現(xiàn)金的替代，短期金融資產(chǎn)具有期限短、變現(xiàn)能力強(qiáng)等特點(diǎn)，企業(yè)通過配置短期金融資產(chǎn)，可以緩解融資約束和未來的大額現(xiàn)金流支出，平滑經(jīng)營風(fēng)險引致的主營業(yè)務(wù)波動，降低財務(wù)風(fēng)險(黃賢環(huán)等，2018)。同時，利用短期金融資產(chǎn)也可以捕捉金融市場短期價格波動，進(jìn)行短期投機(jī)。相較而言，長期金融資產(chǎn)更偏向于長期持有與資產(chǎn)保值增值。彭俞超等(2018a)研究發(fā)現(xiàn)當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升時，企業(yè)的金融資產(chǎn)配置結(jié)構(gòu)將會從短期投機(jī)性向長期保值性轉(zhuǎn)移。因此，本文進(jìn)一步考察全球地緣風(fēng)險和中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性對金融資產(chǎn)配置期限結(jié)構(gòu)的影響。其中，短期金融資產(chǎn)配置占比用交易性金融資產(chǎn)數(shù)額/期末資產(chǎn)總額表示，記為SFin1，長期金融資產(chǎn)記為LFin1，回歸結(jié)果見表8。根據(jù)實(shí)證結(jié)果可見，中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性滯后一期值(L.EPU)對企業(yè)金融資產(chǎn)配置占比的促進(jìn)效應(yīng)更偏向于短期(0.0047＞0.0040)，但差異并不明顯。而L.GPR 對SFin1 的系數(shù)為0.0040，對LFin1 的系數(shù)為0.0078，均在1%的顯著性水平上顯著。這表明隨著全球地緣風(fēng)險升高，企業(yè)對金融資產(chǎn)的持有偏好從短期投機(jī)性向長期保值性金融資產(chǎn)轉(zhuǎn)移，而中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性對金融資產(chǎn)配置期限結(jié)構(gòu)沒有明顯影響。

表8 進(jìn)一步區(qū)分長短期金融資產(chǎn)后的模型回歸結(jié)果

（二）企業(yè)層面分組回歸

前文研究結(jié)果已證實(shí)中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性和全球地緣風(fēng)險均會導(dǎo)致企業(yè)金融化程度加劇，為進(jìn)一步研究兩者對不同企業(yè)的金融資產(chǎn)配置是否存在顯著差異，本文按照是否為制造業(yè)、企業(yè)規(guī)模大小、盈利狀況強(qiáng)弱等條件對樣本企業(yè)進(jìn)行分組，分組回歸結(jié)果見表9。其中，制造業(yè)和非制造業(yè)的分類參照證監(jiān)會2012 年版上市公司分類指引，引入虛擬變量，若企業(yè)歸屬于制造業(yè)，則記為1，否則記為0。企業(yè)規(guī)模和盈利狀況層面分組按照Size 和ROE 是否高于分年度樣本企業(yè)中位數(shù)為標(biāo)準(zhǔn)。從表9 回歸結(jié)果可以看出，中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性和全球地緣風(fēng)險對企業(yè)金融資產(chǎn)配置占比的促進(jìn)效應(yīng)在非制造業(yè)、企業(yè)規(guī)模較小的企業(yè)樣本中更為明顯。而按照盈利狀況分組后，全球地緣風(fēng)險對盈利狀況較弱的企業(yè)的金融資產(chǎn)配置促進(jìn)作用相對來說更強(qiáng)(0.0148＜0.0181)，但差異并不明顯。但是，中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性對企業(yè)金融化程度的促進(jìn)作用明顯更偏向于盈利狀況更強(qiáng)的樣本企業(yè)。

表9 企業(yè)層面分組回歸結(jié)果

（三）中介機(jī)制檢驗(yàn)：地緣風(fēng)險與企業(yè)金融資產(chǎn)配置

已有文獻(xiàn)對中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性如何影響企業(yè)金融化行為的路徑研究較為成熟，而鮮有文獻(xiàn)考察全球地緣風(fēng)險對微觀企業(yè)金融化行為的傳導(dǎo)機(jī)制。根據(jù)前文研究發(fā)現(xiàn)，全球地緣風(fēng)險對企業(yè)金融資產(chǎn)配置的促進(jìn)效應(yīng)在非制造業(yè)、小規(guī)模和弱盈利的企業(yè)樣本中更為明顯，而企業(yè)規(guī)模較小、盈利狀況較弱的企業(yè)往往面臨著更強(qiáng)的外部融資約束(Lee 和Wang，2021)。鑒于此，本文進(jìn)一步從融資約束角度，探究全球地緣風(fēng)險對企業(yè)金融資產(chǎn)配置的影響路徑。其中，企業(yè)融資約束指標(biāo)采用SA 指數(shù)進(jìn)行度量。由于其數(shù)值為負(fù)，其絕對值越大代表企業(yè)面臨的融資約束程度越強(qiáng)，為了更好地解釋研究結(jié)論，本文取其相反數(shù)放入模型中，即若變量SA 數(shù)值越大，說明企業(yè)面臨的融資約束越強(qiáng)。中介效應(yīng)檢驗(yàn)參考溫忠麟等(2005)的逐步回歸法，構(gòu)建以下三個模型分步檢驗(yàn)，并結(jié)合Sobel 檢驗(yàn)予以驗(yàn)證。具體檢驗(yàn)結(jié)果匯報于表10。

從表10 檢驗(yàn)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，L.GPR 對SA 的回歸系數(shù)為0.1009，SA 對Fin1 的回歸系數(shù)為0.0685，符號為正且在1%的顯著性水平上顯著。這表明，隨著全球地緣風(fēng)險的上升，非金融企業(yè)面臨的融資約束程度將會增強(qiáng)。并且，當(dāng)其面臨的融資約束程度增強(qiáng)時，企業(yè)將會增加對金融資產(chǎn)的投資。結(jié)合Sobel 檢驗(yàn)，進(jìn)一步明確融資約束在傳導(dǎo)過程中起部分中介機(jī)制作用，并且中介效應(yīng)占比為45.36%。全球地緣風(fēng)險對企業(yè)金融資產(chǎn)占比的影響有45.36%是通過加強(qiáng)企業(yè)面臨的外部融資約束程度予以實(shí)現(xiàn)的。

表10 中介機(jī)制檢驗(yàn)：融資約束渠道

六、結(jié)論與政策建議

本文以2008 年第一季度至2020 年第三季度A 股非金融類上市企業(yè)作為研究樣本，實(shí)證檢驗(yàn)了全球地緣風(fēng)險和中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性對企業(yè)金融化程度的影響。研究發(fā)現(xiàn)，隨著全球地緣風(fēng)險和中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升，企業(yè)金融資產(chǎn)配置占比和金融渠道收益占比將會顯著增加，金融化程度加劇。其中，全球地緣風(fēng)險通過加強(qiáng)融資約束路徑促使企業(yè)進(jìn)行金融資產(chǎn)配置。并且，在全球地緣風(fēng)險的調(diào)節(jié)下，中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性對企業(yè)金融資產(chǎn)配置占比的促進(jìn)作用將進(jìn)一步增強(qiáng)。在區(qū)分金融資產(chǎn)期限結(jié)構(gòu)后，研究發(fā)現(xiàn)全球地緣風(fēng)險更偏向于促進(jìn)企業(yè)長期金融資產(chǎn)持有，而中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性對金融資產(chǎn)配置期限結(jié)構(gòu)不存在明顯影響。此外，全球地緣風(fēng)險對企業(yè)金融化的促進(jìn)效應(yīng)在非制造業(yè)、小規(guī)模和盈利狀況較弱的企業(yè)樣本中更為顯著，中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性對企業(yè)金融化的促進(jìn)效應(yīng)在非制造業(yè)、小規(guī)模和盈利狀況較強(qiáng)的企業(yè)樣本中更為顯著。

本文的研究啟示包括：第一，全球地緣風(fēng)險和中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升將會加劇企業(yè)金融化程度。同時，全球地緣風(fēng)險事件的發(fā)生將會間接導(dǎo)致我國經(jīng)濟(jì)政策相應(yīng)調(diào)整，推高我國經(jīng)濟(jì)政策不確定性，造成企業(yè)金融化程度進(jìn)一步加深。因此，我國政府一方面應(yīng)加強(qiáng)對全球地緣風(fēng)險事件的實(shí)時監(jiān)控，建立相關(guān)預(yù)警機(jī)制和應(yīng)急備案，科學(xué)防范地緣風(fēng)險事件沖擊。另一方面，政府應(yīng)建立完善的宏觀調(diào)控工具體系與實(shí)施機(jī)制，提高經(jīng)濟(jì)政策運(yùn)行的穩(wěn)定性。第二，融資約束是外部環(huán)境不確定性傳導(dǎo)至企業(yè)金融化行為的重要中介因子。全球地緣風(fēng)險和中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升均會影響企業(yè)外部融資約束，促使企業(yè)通過配置金融資產(chǎn)進(jìn)行預(yù)防性儲蓄和風(fēng)險規(guī)避。因此，政府應(yīng)加快完善多層次資本市場體系構(gòu)建，提高企業(yè)直接融資比重，改善企業(yè)融資方式過度依賴間接融資這一現(xiàn)狀。