吴永钢 蒋铭磊 卜 林

一、引 言

我国经济自步入新常态以来，普遍面临着实体经济投资回报率下滑和虚拟经济过度膨胀的结构性失衡问题(黄群慧，2017)，大量非金融企业涉足金融和房地产行业，企业金融化程度严重。随着技术变革加快、消费结构升级、国际市场增长放缓，相当部分生产能力达到峰值，许多生产能力无法在市场实现，加上社会生产成本上升，导致实体经济边际利润率和平均利润率下滑……正是由于这个原因，大量资金流向虚拟经济，使资产泡沫膨胀，金融风险逐步显现。非金融企业将资金更多用以配置高收益高风险的金融资产，一方面将会通过现金流竞争效应挤占企业实物资本投资和创新研发投入(杜勇等，2017；解维敏，2018)，进而不利于企业全要素生产率和企业价值的提升(戚聿东和张任之，2018；陈赤平和孔莉霞，2020)，破坏经济长期增长的微观基础；另一方面，大量资金涌入金融市场将会加剧金融资产泡沫化，金融风险积聚。并且，企业从金融市场赚取高额投资收益以暂时掩饰其主营业绩不佳的事实，将会加剧投融资双方的信息不对称，从而导致坏消息隐藏，提升股价崩盘的发生概率，引致金融体系不稳定(彭俞超等，2018b；孙洪锋和刘嫦，2020)。因此，党的十九届五中全会在《中共中央关于制定国民经济和社会发展第十四个五年规划和二 〇三五年远景目标的建议》中提出要“推动金融、房地产同实体经济均衡发展”。引导非金融企业回归实体经济，更好地发挥金融为实体经济服务的功能，对于我国经济实现高质量发展和防范系统性金融风险具有重要的理论与实践意义。

与此同时，百年未有之大变局下全球政治经济环境出现深刻调整，我国面临国内国际两个市场双重不确定性。对内而言，我国为配合经济新常态下经济发展方式转变和供给侧结构性改革的实施，相继出台一系列政策，间接导致微观主体无法对政策出台时间、立场变更指向和强度、执行效果等形成精准预期，中国经济政策不确定性不断攀升。而在国际市场上，全球金融危机、欧债危机、中美贸易摩擦等地缘风险事件频发，使得全球经济增速放缓，各国经济前景充满高度不确定性。Carney(2016)将地缘风险连同经济和政策的不确定性纳入可能对经济产生重大不利影响的“不确定性三位一体”中。随着我国在世界政治经济格局中的重要性与影响力日益提高，地缘风险对我国经济基本面的影响不容忽视。外部宏观环境是企业进行投资决策的基础与前提(饶品贵等，2017)，现有大量文献探讨了经济政策不确定性下企业投资行为决策的改变，包括经济政策不确定性对企业资本性投资(李凤羽和杨墨竹，2015)、创新研发活动(顾夏铭等，2018)以及企业金融化(彭俞超等，2018a；陆婷，2018)等的影响。其中，对于经济政策不确定性对企业金融化的影响，研究结论尚存争议。陆婷(2018)研究发现经济政策不确定性显著促进了非金融企业短期金融资产配置，在持有动机上偏向预防性储蓄，且在融资约束越低的企业中表现越明显。彭俞超等(2018a)则认为经济政策不确定性上升将会导致企业融资成本上升、金融资产价格产生波动以及金融监管政策出现不确定性，从而抑制金融投资增长率。相比之下，学界研究地缘风险对企业行为的影响文献较少，主要研究发现地缘风险会延迟企业实体投资并抑制总产出(Cheng 和Chiu，2018)，以及激发企业预防性储蓄动机而提高现金持有水平(Lee 和Wang，2021)，还未有文献从地缘风险角度解释我国企业金融化的成因。

地缘风险本质上同样表现为一种不确定性(熊琛然等，2020)，是否和经济政策不确定性共同影响企业金融化行为呢？同时，经济政策不确定性对企业金融化程度的影响，是否会进一步受到地缘风险的调节？鉴于此，本文以2008 年第一季度至2020 年第三季度A 股非金融类上市企业作为研究样本，分别采用Huang 和Luk(2020)编制的EPU 指数、Caldara 和Iacoviello(2022)编制的GPR 指数度量中国经济政策不确定性与全球地缘风险，实证检验了中国经济政策不确定性和全球地缘风险对企业金融化程度的影响，并进一步考察了全球地缘风险的调节作用。研究发现，全球地缘风险和中国经济政策不确定性上升加剧了企业金融化程度。同时，在全球地缘风险的调节下，中国经济政策不确定性对企业金融资产配置占比的促进作用将进一步加强。在区分金融资产期限结构后，发现全球地缘风险对企业金融资产配置的促进作用更偏向长期，而中国经济政策不确定性对长短期的金融资产配置不存在明显差异。此外，本文还考察了两者对企业金融化程度的影响在企业层面的异质性，并进一步通过中介机制检验发现全球地缘风险通过加强企业面临的融资约束程度，从而导致企业增加金融资产投资。最后，在进行替换企业金融化的度量指标、替换核心解释变量构建方式等一系列稳健性检验后关键结论依旧稳健。

相较于前人研究，本文的边际贡献在于从全球视角考察了地缘风险对我国非金融企业金融化的影响，并在此基础上进一步考察了传导路径，给出新的研究视角，拓宽了外部环境不确定性对企业金融化的相关研究。并且，根据本文的研究结论，政府在保持经济政策稳定性的同时，也应重视全球地缘风险事件对微观企业主体相关决策的扭曲，对治理当下中国经济所面临的实体经济与虚拟经济结构性失衡问题具有重要的现实意义。

二、文献综述与研究假设

（一）经济政策不确定性与企业投资行为

政府通过制定和调整经济政策以引导经济运行的方向。随着经济形势趋于复杂，政府对于经济政策的调整力度加大，使得微观主体无法对政策的出台时间、立场变更指向和强度、执行效果等形成精准预期，推高中国经济政策不确定性。现有文献主要从金融摩擦理论和实物期权理论角度考察经济政策不确定性对企业实体投资的影响。首先，根据金融摩擦理论，经济政策不确定性上升会导致投融资双方信息不对称程度升高，金融摩擦加剧，推高企业的融资成本(陈国进和王少谦，2016)。樊霞等(2020)研究发现随着经济政策不确定性上升，企业将面临更为严重的融资约束，进而抑制企业创新的持续性。其次，从实物期权理论角度，在企业资本不可逆的前提下，外部环境不确定性上升也会导致企业投资项目的预期收益产生波动，沉没成本增加，等待投资的期权价值上升，从而会促使企业延缓当期投资直到不确定性消失(Bernanke，1983；谭小芬和张文婧，2017；刘贯春等，2019)。然而，经济政策不确定性对企业的影响并不完全是负面的，在不确定性中同样蕴含着机遇(刘志远等，2017)。例如，顾夏铭等(2018)、梁权熙和谢宏基(2019)通过研究发现，我国经济政策不确定性反而在一定程度上激励了上市企业开展创新活动。经济政策不确定性上升加剧了行业洗牌，能力强的企业通过创新投资实现长期增长，提高市场占有率。

企业将现金流用于实体投资、创新研发还是金融资产配置，存在一定的替代效应。当外部经济政策不确定性上升促使企业延迟投资时，企业是否会将剩余现金流投向金融资产从而加深企业金融化程度，学界对此进行了深入研究。陆婷(2018)研究发现经济政策不确定性促使融资约束低的企业成为信贷资金的输送中介，提高了企业金融化程度。刘贯春等(2020)研究发现，企业出于流动性管理的目的，在经济政策不确定性上升时会将更多现金流用于配置金融资产。随着经济政策不确定性上升，企业陷入财务困境的概率增加，此时企业将资金投向流动性更强的金融资产，以应对未来可能发生的大量现金流流出。郭胤含和朱叶(2020)也发现整体上经济政策不确定性的上升显著提高了企业“脱实向虚”程度，并且该决策是为了提高资金利用效率的无奈之举。张成思和郑宁(2020)还发现为了规避实体投资的风险而进行金融资产配置是企业金融化的驱动因素之一。然而，部分学者对此持有不同看法。许罡和伍文中(2018)基于市场套利动机的视角，发现经济政策不确定性会加剧金融市场波动，降低市场套利空间，从而抑制企业金融化投资。并且，经济政策不确定性也会引起企业主营业绩波动，使得企业资产质量下降，融资约束加强，导致企业金融投资增长率下降(彭俞超等，2018a)。根据上述研究，我们发现经济政策不确定性对企业金融化的影响存在不同逻辑，研究结论也大相径庭。据此，本文提出下面两个具有竞争关系的假设。

研究假设H1a：中国经济政策不确定性越高，企业金融化程度越低。

研究假设H1b：中国经济政策不确定性越高，企业金融化程度越高。

（二）地缘风险与企业投资行为

地缘风险同样会引起企业外部环境的不确定性，现有研究也多从实物期权理论予以解释，认为地缘风险通过抬高投资的沉没成本、增强企业预防性储蓄动机等方式导致实体投资的改变或推迟(Bloom，2009；Gulen 和Ion，2016；Cheng 和Chiu，2018)。除此以外，地缘风险也会通过影响金融资产价格，导致国际资本流动和股市波动。Caldara 和Iacoviello(2022)采用最新构建的地缘风险指数，研究发现地缘风险上升会导致股票预期回报降低，引发资本从新兴经济体流向发达经济体。Al Mamun 等(2020)通过考察地缘风险在包括比特币、黄金及其他金融资产所构成的投资组合中的影响，发现地缘风险上升时高风险资产会相应产生风险溢价，价格下降。周方召等(2020)进一步研究地缘风险对我国股票市场的影响，发现地缘风险通过资产价格传导至股票市场，引发股票价格剧烈波动和股价崩盘。

因此，根据上述文献，地缘风险可能通过投资替代、资产价格等渠道影响企业金融资产配置。一方面，地缘风险会通过抑制企业当期实体投资导致企业内部现金流闲置，企业可能出于投资替代或者预防性储蓄而增持金融资产，从而导致企业金融化程度加深；另一方面，地缘风险也可能通过引发资产价格波动、增加金融投资风险、增加融资成本等渠道抑制企业金融化。

此外，地缘风险还可能通过能源价格作用于企业成本端和需求端，引起企业主营业绩的波动。例如，近年来美国、俄罗斯和欧佩克国家之间关于原油价格的摩擦日益激烈，多方力量博弈使得国际原油价格走势具有不确定性，暴涨暴跌风险加剧(张礼卿，2019)。原油作为国家经济发展的重要战略资源，其价格波动直接导致相关产业成本和需求的变化。钱浩祺等(2014)考察了油价冲击对不同产业链上企业的影响，研究发现油价冲击主要通过成本端传导至上游产业，导致企业产出下降，而产出下降则进一步影响国内和国外两个市场的产品需求，通过需求端逆向影响我国中下游产业。因此，当地缘风险通过能源价格这条路径导致企业现金流波动时，一方面企业可能通过投资金融衍生品降低经营现金流波动风险(刘井建等，2021)，进而推高企业金融化程度；另一方面，现金流波动风险所引起的溢价可能反映在债务融资成本上，加深企业的外部融资约束，进而导致企业金融化程度增强。由此，本文提出下面两个具有竞争关系的假设。

研究假设H2a：随着全球地缘风险上升，企业金融化程度将会下降。

研究假设H2b：随着全球地缘风险上升，企业金融化程度将会上升。

（三）地缘风险与经济政策不确定性

为应对地缘风险事件对本国经济基本面的冲击，本国政府可能会适当调整经济政策，从而加剧本国经济政策不确定性。而东道国经济政策改变又可能会激发相关国家的地缘政治博弈，形成地缘风险事件。近年来学术界逐渐关注地缘风险和经济政策不确定性之间的联动关系。Caldara 和Iacoviello(2022)研究发现经济政策不确定性和地缘风险在诸如国际贸易、国际安全等一些特定领域具有相互影响作用。刘文革和黄玉(2020)在研究地缘风险与贸易流动关系时发现地缘风险事件的发生将会导致国内财政、货币和贸易政策等经济政策发生调整，从而引发经济政策不确定性。卜林等(2020)在研究地缘风险、经济政策不确定性和股票市场波动三者联动关系时发现全球地缘风险的冲击会导致中国经济政策不确定性指数在短期内升高。周方召等(2020)在研究地缘风险和经济政策不确定性两者对股价暴跌风险的影响时发现，在地缘风险的调节下，经济政策不确定性对股价暴跌风险的促进效应进一步加剧。

当地缘风险持续高企时，可能会引发我国宏观经济政策加速调整，导致企业对未来形势判断难度增加，无法准确把握未来经济发展走势，经济政策不确定性暴露增加。与此同时，地缘风险或可能直接影响企业的跨国贸易与投资行为，导致企业对外部环境和经济政策调整的感知程度上升。出于预防性储蓄动机，企业可能会增加对流动性较强的资产的持有(Lee 和Wang，2021)。由此，本文提出以下假设。

研究假设H3：在全球地缘风险的调节下，中国经济政策不确定性对企业金融化程度的促进作用将进一步加强。

三、研究设计

（一）样本选择和数据来源

本文选择2008 年第一季度至2020 年第三季度的A 股全部上市企业作为研究样本，并依据如下条件进行筛选：(1)参照证监会2012 年版上市公司分类指引，剔除金融业和房地产业的上市企业；(2)剔除ST 以及资不抵债的上市企业；(3)剔除数据缺失及数据明显有误的企业；(4)剔除近五年上市的企业；(5)为了消除离群值的影响，对所有企业层面的连续变量进行上下1%的缩尾处理。最终筛选得到的初始样本包括2398 家上市企业，共103045 个观测值。其中，企业层面的数据来源于国泰安数据库，宏观经济数据来源于国家统计局；与卜林等(2021)、李政等(2021a)研究一致，全球地缘风险数据取自Caldara 和Iacoviello(2022)编制的全球地缘风险指数，中国经济政策不确定性数据取自Huang 和Luk(2020)编制的中国经济政策不确定性指数。

（二）变量选择

1. 被解释变量：企业金融化程度

企业金融化通常是指非金融企业将资金更多地配置于金融资产，且企业利润取得更多偏向于金融投资渠道(蔡明荣和任世驰，2014)。由此，本文借鉴张成思和张步昙(2016)、黄贤环等(2018)、张成思和郑宁(2020)对企业金融化的度量方式，分别从金融资产配置占比(Fin1)和金融渠道收益占比(Fin2)两个维度度量企业金融化程度。此外，考虑到2018 年新会计准则对企业金融资产进行了全新的划分，本文根据新旧会计准则分别进行了度量，具体公式如下。

(1) 金融资产配置占比(Fin1)

旧会计准则：Fin1＝金融资产总额/期末总资产。其中，金融资产＝交易性金融资产+衍生金融资产+可供出售金融资产+持有至到期投资+发放贷款及垫款+应收股利+应收利息+买入返售金融资产+投资性房地产。

新会计准则：Fin1＝金融资产总额/期末总资产。其中，金融资产＝交易性金融资产+债权投资+其他债权投资+其他权益工具投资+其他非流动金融资产+应收股利+应收利息+投资性房地产。

(2) 金融渠道收益占比(Fin2)

Fin2＝(金融渠道收益-营业利润)/|营业利润|。其中，金融渠道收益＝投资净收益+公允价值变动损益+汇兑净损益+其他综合收益-对联营和合营企业的投资净收益+利息净收入。之所以采用上述的公式度量而非直接用当期营业利润进行标准化，是为了区分金融渠道收益为正而当期营业利润为负、金融渠道收益为负而当期营业利润为正这两种含义明显不同但最终得数完全相同的情况。根据本文对金融渠道收益占比的度量，若企业未从金融渠道获取收益，则Fin2 应为-1。

对上述度量口径做以下几点说明：第一，货币资金在广义上虽也属于企业金融资产的计量范畴，但考虑到企业在日常经营活动中同样涉及货币资金的增减，故不将其纳入。第二，本文假设不考虑企业内部的产业结构重组问题，因此在公式中不将企业对金融机构的长期股权投资纳入其中，同时也将企业对联营和合营企业的投资净收益从金融渠道收益中剔除。第三，考虑到房地产日益具备金融资产属性，往往被认为是企业持有的一项类金融资产，因此在度量时考虑企业持有的投资性房地产数额。第四，虽然以上两种计量方式均反映了企业金融化行为，但是从严格意义上来讲，金融资产配置占比反映的是企业投资选择的倾向，而金融渠道收益占比则反映企业投资选择的结果(张成思和郑宁，2020)。综合考虑这两类指标有助于反映非金融企业的金融化程度。

2. 解释变量：中国经济政策不确定性与全球地缘风险

(1) 中国经济政策不确定性指数(EPU)

现有大量文献研究经济政策不确定性时采用Baker 等(2016)构建的经济政策不确定性指数，并将其广泛用于中国问题的实证研究当中(彭俞超等，2018a；顾夏铭等，2018；陆婷，2018)。但是，Baker 等(2016)采用文本数据挖掘方法构建指数时仅参照《南华早报》这一份报纸，存在单一性和覆盖不全面等缺陷(李政等，2020；李政等，2021b)；本文采用Huang 和Luk(2020)编制的中国经济政策不确定性指数，其编制标准参考中国内地10 份权威报纸，相对而言更为全面。

(2) 全球地缘风险指数(GPR)

本文采用Caldara 和Iacoviello(2022)构建的地缘风险指数度量全球地缘风险。他们通过计算与地缘风险事件和风险有关的文章在11 份主要国际报纸中每月出现的频次，再对其进行标准化处理，进而得到全球地缘风险指数。该指数近年来波动频繁，达到阶段性峰值时都有重大的地缘风险事件与之对应，二者拟合程度较高(周方召等，2020)。因此，本文采用其构建的全球GPR 指数度量全球地缘风险。

此外，由于EPU 和GPR 均为月度数据，为了实现时间匹配及考虑到时间点上越接近的不确定性可能对企业的金融化行为影响程度越高，故本文在基准回归中采用以下加权平均方式进行转换，并且对其取自然对数，即

其中，x 表示月份为t 时的EPU 或GPR 指数。同时，为了得到稳健结论，本文还在稳健性检验中采用简单算数平均的方式进行处理。

3. 控制变量

参照彭俞超等(2018a)研究，本文在模型中引入以下一系列控制变量，以缓解因遗漏变量所带来的内生性问题。控制变量包括：(1)企业规模(Size)，企业当期期末总资产取自然对数；(2)托宾Q(Tobin_Q)，计算公式为(股票总市值+债务账面价值)/总资产的账面价值，其反映企业的成长性；(3)净资产报酬率(ROE)，用企业净利润/当期期末净资产予以度量，反映企业的盈利能力；(4)营业收入增长率(Growth)，用(本期营业收入-上期营业收入)/上期营业收入表示；(5)杠杆率水平(Lev)，用企业当期期末总资产/总负债表示；(6)自由现金流(CFC)，以企业经营活动中取得的现金流量与总资产之比度量；(7)资本密集度(Cinten)，用企业固定资产净额占期末资产总额的比重度量；(8)金融与实体相对收益率(Return_Gap)，为金融收益率与实体收益率之差，其中金融收益率＝金融渠道收益/金融资产总额，实体收益率＝(营业收入-营业成本-营业税金及附加-期间费用-资产减值损失)/经营资产总额；(9)金融与实体相对收益率风险(Risk_Gap)，采用金融收益率三个季度滚动标准差和实体收益率三个季度滚动标准差之比衡量。此外，本文还进一步控制了实际GDP 环比增速(GDP_growth)、贷款利率水平(Loanrate)和M2 增长率(M2_growth)等宏观经济变量。综上所述，所有变量名称、符号及具体定义如表1 所示。

表1 变量名称、符号及具体定义

（三）模型设定

为检验研究假设，本文借鉴饶品贵等(2017)、许罡和伍文中(2018)等的研究，经Hausman 检验后构建以下两个回归模型，具体设定形式如下。

其中，模型(2)是为了检验假设1 和假设2，模型(3)中进一步引入交互项以检验假设3。为了缓解内生性问题，本文在回归中采用EPU 和GPR 的滞后一期作为解释变量。此外，为了防止在模型中引入时间固定效应后导致解释变量的回归估计系数被其吸收，故本文在模型中不引入时间固定效应。为个体固定效应，为不可观测的扰动项。模型(2)中的和分别表示中国经济政策不确定性和全球地缘风险对企业金融化影响程度，若假设成立，则和系数为正，即表明中国经济政策不确定性越高(全球地缘风险越高)时，企业金融化程度进一步加剧。

四、实证结果分析

（一）多重共线性检验和相关性分析

表2 汇报了各变量的方差膨胀因子。从中可发现，各变量的VIF 值均小于10，说明模型中不存在严重的多重共线性。相关性分析显示，中国经济政策不确定性的滞后一期值(L.EPU)和金融资产配置占比(Fin1)的Pearson 相关系数显著为负，和金融渠道收益占比(Fin2)的相关系数为正但不显著；全球地缘风险的滞后一期值(L.GPR)和金融资产配置占比(Fin1)的Pearson 相关系数显著为正，和金融渠道收益占比(Fin2)的相关系数也为正但不显著。初步表明，全球地缘风险同企业金融资产配置占比呈正相关关系，而中国经济政策不确定性指数与企业金融化程度可能不存在显著的相关性。

表2 方差膨胀因子表

表3 相关性分析

（二）描述性统计

根据描述性统计结果显示，企业金融资产配置占比(Fin1)均值为0.0354，标准差为0.0683，最大值为0.3896，表明非金融类企业金融资产配置占比存在较大差异，少数企业金融资产配置程度较高。金融渠道收益占比(Fin2)均值为-0.5282，高于-1，标准差为1.0307，最大值为4.9284，说明大部分企业从金融渠道获取的收益为正，并且企业之间金融投资收益存在差异，极端企业的金融渠道收益远远超过营业利润。中国经济政策不确定性的滞后一期值(L.EPU)均值为4.9398，标准差为0.1409，最大值为5.2655。全球地缘风险的滞后一期值(L.GPR)均值为4.6060，标准差为0.4389，最大值为5.3618。这说明全球地缘风险和中国经济政策不确定性均处于高位，且全球地缘风险波动高于中国经济政策不确定性。

表4 变量的描述性统计

（三）基准回归分析

表5 报告了式(2)的假设检验结果。其中，第(1)列仅控制了企业层面的控制变量，第(2)列控制了所有的控制变量。从回归结果中，我们可以发现，在控制了所有控制变量之后，中国经济政策不确定性滞后一期值(L.EPU)对金融资产配置占比(Fin1)的回归系数为0.0139，对金融渠道收益占比(Fin2)的回归系数为0.1252，且均在1%的显著性水平上显著。这说明不管是哪种度量方式度量企业金融化程度，均得出中国经济政策不确定性的增加会导致非金融企业的金融化程度提升的结论，支持了研究假设H1b。全球地缘风险滞后一期值(L.GPR)对金融资产配置占比(Fin1)的回归系数为0.0166，对金融渠道收益占比(Fin2)的回归系数为0.0316，分别在1%和5%的显著性水平上显著为正。这表明研究假设H2b 成立，即认为全球地缘风险增加同样也加剧了企业的金融化程度。此外，从控制变量的系数来看，金融与实体相对收益率(Return_Gap)越高，企业金融资产配置占比越低；而金融与实体相对收益率风险(Risk_Gap)对金融资产配置占比(Fin1)、金融渠道收益占比(Fin2)的回归系数均在1%的显著性水平上为负，初步认为企业金融化倾向更偏于风险规避动机，当金融收益率风险加大时，企业的金融化程度受到了一定程度的抑制。实际GDP 环比增速(GDP_growth)、贷款利率(Loanrate)和货币供给增长(M2_growth)均与企业金融化程度呈现显著的负相关关系。这说明当经济形势恶化或贷款利率上行时，企业出于预防性储蓄和流动性管理目的，会增加金融资产持有以备不时之需，支持了企业金融化的预防性储蓄动机，而当广义货币供给增加时，企业金融化程度反而受到抑制。这与张成思和郑宁(2020)的研究结果一致，即货币增发并非加剧了实体企业脱实向虚，而是显著抑制了企业金融化程度。

表5 基准模型回归结果

全球地缘风险和中国经济政策不确定性分别表示企业所面临的国际和国内两个市场的不确定性，是否存在当全球地缘风险处于高位时，中国经济政策不确定性对企业金融化的促进作用进一步加强？为了考察中国经济政策不确定性对企业金融化的影响是否受全球地缘风险的调节，本文对式(3)进行了个体固定效应回归，回归结果如表6 所示。结果显示，交互项(L.EPU×L.GPR)对企业金融资产配置占比(Fin1)的系数为0.0218，在1%的显著性水平上显著。在代入GPR 均值后，中国经济政策不确定性滞后一期值(L.EPU)对企业金融资产配置占比(Fin1)的效应为(+×L.GPR)，符号为正。这说明在全球地缘风险的调节下，中国经济政策不确定性对企业金融资产配置占比的促进作用将进一步增强，而结合Fin2 的实证结果来看，其对金融渠道收益占比并没有显著影响。结合近年来中国的发展现状来看，随着中国对外开放的步伐进一步加快，国际复杂局势和地缘风险事件对中国的影响愈加强烈。而为了应对地缘风险事件对本国的冲击，政府在改变现行政策积极应对的同时，也间接引致中国经济政策不确定性上升，扭曲微观企业的投资决策，非金融企业对金融资产的持有偏好加强，企业金融化程度进一步升高。

表6 引入交互项后模型回归结果

（四）稳健性检验

1. 替换企业金融化程度度量指标

考虑到前文对金融资产定义可能存在范围过大的问题，本文重新计算了金融资产的度量口径，具体计算方法为：(1)剔除买入返售金融资产和发放贷款及垫款，得到企业金融资产配置占比变量Fin1_a；(2)考虑到投资性房地产的类金融属性及作为金融资产的特殊性，在金融资产度量中进一步剔除投资性房地产，得到企业金融资产配置占比变量Fin1_b，检验结果见表7。关键变量的符号和显著性并未发生改变。

2. 替换EPU 和GPR 构建方式

在前文回归中EPU 和GPR 采用加权平均的方法构建，可能会存在一定的测量误差。因此，本文借鉴已有研究的替换方式，采用简单算数平均的方式将EPU 月度数据和GPR 月度数据转换为季度数据，分别记为EPU_a 和GPR_a，检验结果如表7 所示。关键变量不管是估计系数符号方向还是显著性水平，所得结果与前文回归所得结论并无差异，认为上述结论稳健。

表7 稳健性检验结果

五、进一步研究

（一）区分长短期金融资产

作为现金的替代，短期金融资产具有期限短、变现能力强等特点，企业通过配置短期金融资产，可以缓解融资约束和未来的大额现金流支出，平滑经营风险引致的主营业务波动，降低财务风险(黄贤环等，2018)。同时，利用短期金融资产也可以捕捉金融市场短期价格波动，进行短期投机。相较而言，长期金融资产更偏向于长期持有与资产保值增值。彭俞超等(2018a)研究发现当经济政策不确定性上升时，企业的金融资产配置结构将会从短期投机性向长期保值性转移。因此，本文进一步考察全球地缘风险和中国经济政策不确定性对金融资产配置期限结构的影响。其中，短期金融资产配置占比用交易性金融资产数额/期末资产总额表示，记为SFin1，长期金融资产记为LFin1，回归结果见表8。根据实证结果可见，中国经济政策不确定性滞后一期值(L.EPU)对企业金融资产配置占比的促进效应更偏向于短期(0.0047＞0.0040)，但差异并不明显。而L.GPR 对SFin1 的系数为0.0040，对LFin1 的系数为0.0078，均在1%的显著性水平上显著。这表明随着全球地缘风险升高，企业对金融资产的持有偏好从短期投机性向长期保值性金融资产转移，而中国经济政策不确定性对金融资产配置期限结构没有明显影响。

表8 进一步区分长短期金融资产后的模型回归结果

（二）企业层面分组回归

前文研究结果已证实中国经济政策不确定性和全球地缘风险均会导致企业金融化程度加剧，为进一步研究两者对不同企业的金融资产配置是否存在显著差异，本文按照是否为制造业、企业规模大小、盈利状况强弱等条件对样本企业进行分组，分组回归结果见表9。其中，制造业和非制造业的分类参照证监会2012 年版上市公司分类指引，引入虚拟变量，若企业归属于制造业，则记为1，否则记为0。企业规模和盈利状况层面分组按照Size 和ROE 是否高于分年度样本企业中位数为标准。从表9 回归结果可以看出，中国经济政策不确定性和全球地缘风险对企业金融资产配置占比的促进效应在非制造业、企业规模较小的企业样本中更为明显。而按照盈利状况分组后，全球地缘风险对盈利状况较弱的企业的金融资产配置促进作用相对来说更强(0.0148＜0.0181)，但差异并不明显。但是，中国经济政策不确定性对企业金融化程度的促进作用明显更偏向于盈利状况更强的样本企业。

表9 企业层面分组回归结果

（三）中介机制检验：地缘风险与企业金融资产配置

已有文献对中国经济政策不确定性如何影响企业金融化行为的路径研究较为成熟，而鲜有文献考察全球地缘风险对微观企业金融化行为的传导机制。根据前文研究发现，全球地缘风险对企业金融资产配置的促进效应在非制造业、小规模和弱盈利的企业样本中更为明显，而企业规模较小、盈利状况较弱的企业往往面临着更强的外部融资约束(Lee 和Wang，2021)。鉴于此，本文进一步从融资约束角度，探究全球地缘风险对企业金融资产配置的影响路径。其中，企业融资约束指标采用SA 指数进行度量。由于其数值为负，其绝对值越大代表企业面临的融资约束程度越强，为了更好地解释研究结论，本文取其相反数放入模型中，即若变量SA 数值越大，说明企业面临的融资约束越强。中介效应检验参考温忠麟等(2005)的逐步回归法，构建以下三个模型分步检验，并结合Sobel 检验予以验证。具体检验结果汇报于表10。

从表10 检验结果可以发现，L.GPR 对SA 的回归系数为0.1009，SA 对Fin1 的回归系数为0.0685，符号为正且在1%的显著性水平上显著。这表明，随着全球地缘风险的上升，非金融企业面临的融资约束程度将会增强。并且，当其面临的融资约束程度增强时，企业将会增加对金融资产的投资。结合Sobel 检验，进一步明确融资约束在传导过程中起部分中介机制作用，并且中介效应占比为45.36%。全球地缘风险对企业金融资产占比的影响有45.36%是通过加强企业面临的外部融资约束程度予以实现的。

表10 中介机制检验：融资约束渠道

六、结论与政策建议

本文以2008 年第一季度至2020 年第三季度A 股非金融类上市企业作为研究样本，实证检验了全球地缘风险和中国经济政策不确定性对企业金融化程度的影响。研究发现，随着全球地缘风险和中国经济政策不确定性上升，企业金融资产配置占比和金融渠道收益占比将会显著增加，金融化程度加剧。其中，全球地缘风险通过加强融资约束路径促使企业进行金融资产配置。并且，在全球地缘风险的调节下，中国经济政策不确定性对企业金融资产配置占比的促进作用将进一步增强。在区分金融资产期限结构后，研究发现全球地缘风险更偏向于促进企业长期金融资产持有，而中国经济政策不确定性对金融资产配置期限结构不存在明显影响。此外，全球地缘风险对企业金融化的促进效应在非制造业、小规模和盈利状况较弱的企业样本中更为显著，中国经济政策不确定性对企业金融化的促进效应在非制造业、小规模和盈利状况较强的企业样本中更为显著。

本文的研究启示包括：第一，全球地缘风险和中国经济政策不确定性上升将会加剧企业金融化程度。同时，全球地缘风险事件的发生将会间接导致我国经济政策相应调整，推高我国经济政策不确定性，造成企业金融化程度进一步加深。因此，我国政府一方面应加强对全球地缘风险事件的实时监控，建立相关预警机制和应急备案，科学防范地缘风险事件冲击。另一方面，政府应建立完善的宏观调控工具体系与实施机制，提高经济政策运行的稳定性。第二，融资约束是外部环境不确定性传导至企业金融化行为的重要中介因子。全球地缘风险和中国经济政策不确定性上升均会影响企业外部融资约束，促使企业通过配置金融资产进行预防性储蓄和风险规避。因此，政府应加快完善多层次资本市场体系构建，提高企业直接融资比重，改善企业融资方式过度依赖间接融资这一现状。