胡 妍，向海凌，吳 非

(1.廣東金融學(xué)院金融與投資學(xué)院，廣東 廣州 510521；2.暨南大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，廣東 廣州 510632；3.廣東金融學(xué)院行為金融與區(qū)域?qū)嶒?yàn)室，廣東 廣州 510521)

一、引 言

隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，金融業(yè)在整個(gè)經(jīng)濟(jì)體系內(nèi)部的占比越來越大，學(xué)者們[1][2]歸結(jié)了相關(guān)典型事實(shí)，將這種現(xiàn)象提煉為“金融化(Financialization)”。宏觀層面上，金融化表現(xiàn)為更多的資源被注入金融領(lǐng)域，金融部門的占比不斷攀升；微觀層面上，則體現(xiàn)在非金融類企業(yè)對金融投融資業(yè)務(wù)的偏好加強(qiáng)。尤其在經(jīng)濟(jì)降速轉(zhuǎn)型的背景下，許多企業(yè)難以抗拒金融資產(chǎn)的豐厚收益，繼而逐漸偏廢主業(yè)轉(zhuǎn)而加大金融投資力度，脫實(shí)向虛已成為中國經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的重大結(jié)構(gòu)性失衡特征之一。深刻理解企業(yè)金融化行為的具體影響和作用機(jī)制，并在當(dāng)前脫實(shí)向虛的整體經(jīng)濟(jì)環(huán)境下尋求一個(gè)合意的治理路徑，引導(dǎo)金融回歸服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)本源，對于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)健康可持續(xù)發(fā)展尤為重要。微觀層面討論的缺失不僅無益于問題的解決，甚至可能引致新的問題，基于微觀視角對企業(yè)金融化的影響與機(jī)制進(jìn)行深入分析正是本研究的目的所在。

股票流動(dòng)性作為資本市場的生命線[3]，在企業(yè)的金融投資活動(dòng)中扮演著重要的角色。股票流動(dòng)性不僅借助信息(結(jié)構(gòu))傳遞來影響企業(yè)內(nèi)部的投融資決策行為，也可通過施加市場壓力對企業(yè)的投資偏好產(chǎn)生影響。然而，對于股票流動(dòng)性如何影響企業(yè)的金融投資行為這一重大問題，現(xiàn)有研究文獻(xiàn)鮮有涉獵。更為重要的是，資本市場的股票流動(dòng)性本身就折射出市場投資者的心態(tài)、理念和思維等，這種不易觀測的特質(zhì)往往和本地文化有密切的關(guān)聯(lián)。有鑒于此，本文在“股票流動(dòng)性—企業(yè)金融化”的框架中進(jìn)一步嵌入文化因素，并考察在特定文化因素影響下股票流動(dòng)性作用于企業(yè)金融投資活動(dòng)的具體機(jī)制，嘗試為緩解企業(yè)脫實(shí)向虛偏向提供一個(gè)具有實(shí)證經(jīng)驗(yàn)支撐的治理方案。

本文的邊際貢獻(xiàn)在于：第一，本文著重從資本市場的生命線——股票流動(dòng)性出發(fā)，研究其對企業(yè)金融化的影響；第二，本文將地方文化的典型代表——博彩文化納入“股票流動(dòng)性—企業(yè)金融化”的分析框架，考慮在特殊文化背景下股票流動(dòng)性對企業(yè)金融化的作用機(jī)理，從而給出了一個(gè)理解股票流動(dòng)性影響企業(yè)行為的新邏輯和新證據(jù)；第三，本文從內(nèi)部(內(nèi)部控制指數(shù))和外部(機(jī)構(gòu)投資者)兩個(gè)角度出發(fā)，探討降低市場投機(jī)傾向，抑制企業(yè)金融化的可能路徑。

二、理論分析與假說提出

股票流動(dòng)性作為資本市場的重要特征之一，對企業(yè)經(jīng)營投資行為有著重要影響。Fang et al.(2014)[4]的開創(chuàng)性研究揭示出較高的股票流動(dòng)性不利于企業(yè)發(fā)展的特征事實(shí)。一方面，較高的股票流動(dòng)性會(huì)降低投資者的交易成本，助長投資者追求短期高額報(bào)酬的投機(jī)心理，并加劇了股價(jià)的波動(dòng)幅度。當(dāng)外部沖擊導(dǎo)致股票流動(dòng)性增加時(shí)，企業(yè)只能更注重短期業(yè)績，從而放棄那些周期長、不確定性大的創(chuàng)新投資，以換取短期股價(jià)的穩(wěn)中有升[5]。確實(shí)，股票流動(dòng)性較高使得“快進(jìn)快出”大額交易的成本較低，為以短期投機(jī)甚至超短線操作為主的投資者買賣股票提供了便利，而這些投資者往往熱衷于題材炒作、不關(guān)注企業(yè)基本面信息，更沒有動(dòng)機(jī)去監(jiān)督企業(yè)管理層的長期決策[6]，這會(huì)在一定程度上激勵(lì)企業(yè)從事短平快的金融投資項(xiàng)目。另一方面，資本市場中的非理性行為盛行，投資者難以有效挖掘股票流動(dòng)性中的信息，高股票流動(dòng)性反而會(huì)讓投資者無所適從，只能盲目投資乃至形成“羊群效應(yīng)”，這不利于企業(yè)的決策和市場參與者的監(jiān)督。更為嚴(yán)重的是，為了迎合市場的短期偏好，企業(yè)只能強(qiáng)化金融投資，以求換取較好的短期業(yè)績來避免那些缺乏耐心的投資者“用腳投票”[7]。企業(yè)將自身資源投入到金融市場中進(jìn)行套利，對金融資產(chǎn)配置的偏好顯著增強(qiáng)，最終提升了企業(yè)的金融化程度。進(jìn)一步地，盡管高股票流動(dòng)性有利于企業(yè)以較低的成本籌集資金，但在當(dāng)前經(jīng)濟(jì)降速換擋、技術(shù)轉(zhuǎn)型升級的背景下，企業(yè)并沒有較好的實(shí)業(yè)投資機(jī)會(huì)。為避免企業(yè)內(nèi)部資金過度冗余，只能將其注入金融市場中進(jìn)行套利，從而加劇了企業(yè)的金融化傾向[8]?；谏鲜鲇懻?，本文提出假說1。

假說1：股票流動(dòng)性越高，企業(yè)的金融化行為越嚴(yán)重。

行為金融學(xué)認(rèn)為市場主體難以作出合理的經(jīng)濟(jì)決策與當(dāng)?shù)氐木裎幕刭|(zhì)密切相關(guān)[9]。為了深入扎根地方經(jīng)濟(jì)環(huán)境，企業(yè)管理者會(huì)主動(dòng)適應(yīng)當(dāng)?shù)匚幕?。從這個(gè)角度來看，企業(yè)的金融投資行為乃至資本市場的運(yùn)行，都會(huì)在一定程度上體現(xiàn)當(dāng)?shù)匚幕厣Ｔ诒姸嗟胤轿幕?，博彩文化是十分常見且與市場主體金融投資活動(dòng)密切關(guān)聯(lián)的一種特殊文化[10]。博彩文化包括賭博、賽馬和彩票等，具有一定的賭博性質(zhì)(在程度上有所不同)，本質(zhì)上是當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)主體對小概率事件下可能的高收益給予了較高的主觀評價(jià)，這種非對稱的權(quán)重賦予會(huì)在很大程度上影響企業(yè)的投融資行為[11]。

具體來看，如果一個(gè)地區(qū)的博彩消費(fèi)處在一個(gè)較高的水平，往往意味著該地區(qū)具有較為濃厚的博彩文化積淀。本文認(rèn)為，第一，博彩偏好表現(xiàn)為典型的賭徒投機(jī)(以小博大)心理，為了快速獲取高昂收益，經(jīng)濟(jì)主體有強(qiáng)烈的動(dòng)機(jī)實(shí)施機(jī)會(huì)主義行為。在這種文化的影響下，市場投資者的判斷出現(xiàn)扭曲，更偏好于投資那些短期績效超預(yù)期的企業(yè)，對于那些短期價(jià)值不明顯但是具有長期發(fā)展?jié)摿Φ钠髽I(yè)則避而遠(yuǎn)之。在此情景下，市場投資者可以借助高股票流動(dòng)性持有更多“短期利益型”企業(yè)的股票，而對于那些“長期潛力型”企業(yè)，市場投資者則可以借助高股票流動(dòng)性迅速退出。如此一來，那些短期績效好的企業(yè)往往為市場所重視，而注重長期發(fā)展的企業(yè)則面臨壓力。這種“劣幣驅(qū)逐良幣”的市場導(dǎo)向必然會(huì)驅(qū)動(dòng)更多企業(yè)更加關(guān)注如何積累短期經(jīng)濟(jì)績效。因而，通過金融資產(chǎn)配置進(jìn)行套利成為企業(yè)提升績效的核心手段，由此進(jìn)一步加劇了企業(yè)的金融化偏向。第二，為了迎合市場中缺乏耐心的投資者，企業(yè)往往會(huì)更加關(guān)注短期利益，投資于擁有較高短期超額收益的以房地產(chǎn)業(yè)和金融業(yè)為主的行業(yè)[12]。在此情境下，股票流動(dòng)性會(huì)成為市場投資者“鞭策”企業(yè)投資短平快項(xiàng)目的的一種途徑，金融類投資項(xiàng)目可能更為契合企業(yè)需求。從這個(gè)角度來看，資本市場的高股票流動(dòng)性，成為地方博彩文化的放大器，驅(qū)動(dòng)企業(yè)將更多的資源和努力傾注在金融投資活動(dòng)中。綜上分析，本文提出假說2。

假說2：在較強(qiáng)的博彩文化氛圍中，股票流動(dòng)性對企業(yè)金融化具有顯著的助推作用。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)來源

本文使用滬深兩市A股上市公司2007～2017年的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，并對原始數(shù)據(jù)進(jìn)行了如下處理：第一，剔除金融類企業(yè)；第二，剔除ST和期間退市的樣本；第三，剔除IPO效應(yīng)。為了進(jìn)一步提高本項(xiàng)研究的數(shù)據(jù)質(zhì)量，本文僅保留至少連續(xù)五年不存在數(shù)據(jù)缺失的樣本，得到17004個(gè)企業(yè)-年度樣本點(diǎn)。在此基礎(chǔ)上，本文還對所有微觀層面的連續(xù)變量進(jìn)行1%和99%的縮尾處理，以減輕奇異值的干擾。企業(yè)的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來自Wind數(shù)據(jù)庫。中國各地區(qū)彩票銷售額來自中國財(cái)政部網(wǎng)站。

(二)變量設(shè)定

1.被解釋變量

本文以企業(yè)金融化(FIN)作為被解釋變量。借鑒鄧超等(2019)[13]學(xué)者采用企業(yè)特定時(shí)期內(nèi)金融資產(chǎn)持有份額的方法來刻畫企業(yè)金融化(金融資產(chǎn)配置)。

(1)

2.核心解釋變量

(1)股票流動(dòng)性(Liquidity)。本文借鑒Fang et al.(2014)[4]的研究，采用非流動(dòng)性指標(biāo)Illiquidity來衡量股票流動(dòng)性：

(2)

上式中，|Ri,t,d|表示股票i在t年第d個(gè)交易日的收益率絕對值，Volumei,t,d表示股票i在t年第d個(gè)交易日的交易金額，Daysi,t為股票i在t年的交易日天數(shù)。Illiquidity數(shù)值越大，股票流動(dòng)性就越低。鑒于Illiquidity指標(biāo)具有較高的偏度與峰度，本文的股票流動(dòng)性指標(biāo)Liquidity計(jì)算方式如下：

Liquidity=-ln(Illiquidity)

(3)

(2)博彩文化(Lottery)。借鑒趙奇峰等(2018)[9]的研究，使用地區(qū)總彩票銷售額占當(dāng)?shù)谿DP的比重作為地區(qū)博彩文化的代理測度指標(biāo)。該指標(biāo)越大，表示當(dāng)?shù)氐牟┎饰幕諊綕夂瘛?/p>

3.控制變量

為提高研究精確程度，本文加入了一系列相關(guān)控制變量，以盡可能緩解內(nèi)生性問題?？刂谱兞烤唧w包括企業(yè)年齡(Age)及其平方項(xiàng)(Age2)、企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率(LEV，負(fù)債總額/資產(chǎn)總額)、股權(quán)集中度(Equity，第一大股東集中度)、企業(yè)總資產(chǎn)(Lnasset)、企業(yè)總收入(Lnincome)、資本密集度(Capital，總資產(chǎn)與主營業(yè)務(wù)之比)、凈利潤增長率(NPG)、兩職合一(Mega，董事長與總經(jīng)理兼任時(shí)取1，否則為0)與審計(jì)意見(Opin，審計(jì)單位出具標(biāo)準(zhǔn)無保留意見取0，否則為1)。

(三)模型設(shè)定

為驗(yàn)證股票流動(dòng)性對企業(yè)金融化的影響，本文構(gòu)造如下實(shí)證研究模型：

FINit=α+β1Liquidityit-1+∑ΦCV+∑Year+∑Ind+εit

(4)

其中，企業(yè)金融化(FIN)作為被解釋變量，核心解釋變量為股票流動(dòng)性(Liquidity)；控制變量組CV包含了前述的所有控制變量；ε為模型隨機(jī)誤差項(xiàng)。在回歸檢驗(yàn)之前，本文還進(jìn)行了如下技術(shù)處理：第一，考慮到變量之間的影響存在時(shí)滯效應(yīng)，對股票流動(dòng)性變量進(jìn)行了滯后項(xiàng)處理，以緩解互為因果的干擾；第二，在所有回歸程序中均采用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤以克服異方差問題，并控制了時(shí)間-行業(yè)雙向固定效應(yīng)；第三，對于所有的連續(xù)型非比值變量，均進(jìn)行了對數(shù)化處理。

四、股票流動(dòng)性對企業(yè)金融化影響的實(shí)證分析

(一)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表1報(bào)告的是基準(zhǔn)回歸的檢驗(yàn)結(jié)果。本文遵循遞進(jìn)的研究思路，首先在模型M(1)中僅控制時(shí)間和行業(yè)固定效應(yīng)，進(jìn)而在模型M(2)中納入控制變量集。研究發(fā)現(xiàn)，股票流動(dòng)性指標(biāo)(L.Liquidity)對企業(yè)金融化的影響系數(shù)為正且高度顯著(均通過了1%的統(tǒng)計(jì)顯著性檢驗(yàn))。這表明，企業(yè)的股票流動(dòng)性對企業(yè)的金融化行為起到了推波助瀾的作用。基于此，本文的假說1得到了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)的支持。

此外，為了確保本項(xiàng)研究核心結(jié)論的穩(wěn)健性，本文還在模型M(3)和M(4)中進(jìn)行了一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)：(1)考慮到企業(yè)的金融化行為會(huì)受到世界范圍內(nèi)重大金融影響因素的沖擊，本文剔除了國際金融危機(jī)(2008年)期間的樣本，考慮到國際金融危機(jī)的時(shí)間后效，本文進(jìn)一步剔除了2009年(含)之前的年份進(jìn)行檢驗(yàn)；(2)為了更全面地吸收外部環(huán)境的沖擊，本文還納入了經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)；(3)采用了更加嚴(yán)格的固定效應(yīng)形式——時(shí)間-行業(yè)聯(lián)合固定效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，以控制行業(yè)中某些要素變化的時(shí)間趨勢；(4)本文的企業(yè)金融化指標(biāo)(FIN)為典型的左側(cè)截?cái)鄶?shù)據(jù)(yi≥0)，在樣本數(shù)據(jù)截?cái)鄺l件下進(jìn)行OLS回歸可能面臨系數(shù)估計(jì)不一致的問題，對此，采用Tobit回歸模型加以檢驗(yàn)。由表1模型M(3)至M(6)可見，在本文的穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，無論是增刪重要影響因素，抑或是改變回歸檢驗(yàn)的計(jì)量模型，都沒有對本文的基準(zhǔn)回歸結(jié)果造成沖擊，股票流動(dòng)性對企業(yè)金融化的回歸系數(shù)均高度顯著為正(t值最小的為3.24)。由此可以基本確證本項(xiàng)研究的核心結(jié)論是確當(dāng)?shù)摹?/p>

表1 股票流動(dòng)性對企業(yè)金融化的影響

(二)動(dòng)態(tài)效應(yīng)檢驗(yàn)

進(jìn)一步地，在表2的回歸中，本文在一個(gè)較長的時(shí)間序列中考察股票流動(dòng)性對企業(yè)金融化行為的影響。從結(jié)果來看，股票流動(dòng)性對企業(yè)金融化行為的推波助瀾作用能夠在較長的時(shí)期中保持穩(wěn)健，從股票流動(dòng)性變量的滯后2期(L2.Liquidity)到滯后4期(L4.Liquidity)，系數(shù)均為正值且呈現(xiàn)高度顯著狀態(tài)，展現(xiàn)出了明顯的動(dòng)態(tài)疊加特征。一方面，股票流動(dòng)性和企業(yè)金融化在較長時(shí)間序列上的穩(wěn)定表現(xiàn)，也可以作為基準(zhǔn)檢驗(yàn)(表1)的側(cè)面佐證；另一方面，這也意味著股票流動(dòng)性驅(qū)動(dòng)企業(yè)金融化的特征不會(huì)隨著時(shí)間推移而逐步弱化(Liquidity的系數(shù)值反而有逐步加強(qiáng)的趨勢)，想要有效治理企業(yè)的脫實(shí)向虛行為，需要更系統(tǒng)的制度設(shè)計(jì)。

表2 股票流動(dòng)性對企業(yè)金融化的影響：動(dòng)態(tài)效應(yīng)檢驗(yàn)

(三)分位數(shù)檢驗(yàn)

隨著金融市場的不斷發(fā)展，中國企業(yè)的金融化行為發(fā)生了顯著變化，不同程度金融化水平的影響因素可能存在較大的差異。對此，本文進(jìn)一步就企業(yè)金融化水平進(jìn)行分位數(shù)層面的剖析，有助于理解不同金融化水平企業(yè)的特點(diǎn)。

從分位數(shù)實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果來看(表3)，企業(yè)的股票流動(dòng)性在條件分布的不同位置，對自身金融化程度展現(xiàn)出不同的作用強(qiáng)度。具體來看，在金融化水平的10%分位點(diǎn)上，股票流動(dòng)性的影響并不顯著(系數(shù)為0.002，但t值僅為0.82)；在之后的分位點(diǎn)上，股票流動(dòng)性對企業(yè)金融化均呈現(xiàn)出顯著的促進(jìn)作用(系數(shù)均為正值，且至少通過了5%的統(tǒng)計(jì)顯著性檢驗(yàn))。表3的實(shí)證結(jié)果，基本也可以為前述檢驗(yàn)中“股票流動(dòng)性促進(jìn)企業(yè)金融化”的研究結(jié)論提供更詳細(xì)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。從變化趨勢來看，股票流動(dòng)性對金融化的正向影響，隨著企業(yè)金融化水平的提升而逐步增強(qiáng)，在企業(yè)金融化水平較低的層次，股票流動(dòng)性的促進(jìn)作用較小，隨著企業(yè)金融化水平的不斷提高，股票流動(dòng)性推波助瀾的效力逐漸增強(qiáng)(具體變化趨勢參見圖1)。這說明，當(dāng)企業(yè)金融化程度較高時(shí)，股票流動(dòng)性帶來的短視壓力等會(huì)進(jìn)一步強(qiáng)化企業(yè)的金融資產(chǎn)配置偏好，為了更好地迎合市場投資者，企業(yè)只能進(jìn)一步提升金融化水平以盡可能打開短期獲利空間，此時(shí)的股票流動(dòng)性對企業(yè)金融化起到助推作用。

表3 股票流動(dòng)性對企業(yè)金融化的影響：分位數(shù)檢驗(yàn)

圖1 不同分位數(shù)區(qū)間股票流動(dòng)性對企業(yè)金融化的影響

五、股票流動(dòng)性、博彩文化對企業(yè)金融化的影響與機(jī)制

股票流動(dòng)性測度市場內(nèi)股票的流轉(zhuǎn)速度，與市場情緒、投資者技能乃至地方文化密不可分。與此同時(shí)，以非正式制度為代表的文化也會(huì)對經(jīng)濟(jì)主體產(chǎn)生重要影響。金融投資行為具有以小博大的投機(jī)特征，與博彩行為(文化)類似。因此，資本市場中的高股票流動(dòng)性可能成為博彩文化影響市場參與者的放大器。對此，本文根據(jù)地區(qū)的博彩文化強(qiáng)度進(jìn)行高低分組(以25%、75%分位數(shù)為界)檢驗(yàn)。表4回歸結(jié)果表明，在博彩文化較強(qiáng)的組別中，股票流動(dòng)性指標(biāo)(L.Liquidity)的回歸系數(shù)顯著為正，而在博彩文化較弱的組別中無法通過統(tǒng)計(jì)顯著性檢驗(yàn)。本文假說2得證。

表4 股票流動(dòng)性、博彩文化與企業(yè)金融化

在前述研究中，本文考察了股票流動(dòng)性—企業(yè)金融化的典型特征，并嵌入了地方文化(博彩文化)這一重要因素進(jìn)行檢驗(yàn)，得到了較為豐富的實(shí)證分析結(jié)果和研究結(jié)論。值得注意的是，上述檢驗(yàn)尚無法解讀其中的機(jī)制路徑。探討博彩文化影響下的股票流動(dòng)性作用機(jī)制，是本部分的重點(diǎn)研究內(nèi)容。本文認(rèn)為，文化的影響是潛移默化的，市場投資者往往會(huì)浸染在某種特定的文化氛圍中，進(jìn)而改變微觀主體的特定經(jīng)濟(jì)行為(在本文中，體現(xiàn)為高股票流動(dòng)性加劇了博彩文化中個(gè)體的冒進(jìn)偏向)。對此，本文引入股票流動(dòng)性(Liquidity)與博彩文化(Lottery)的交互項(xiàng)(Liquidity×Lottery)，并借鑒溫忠麟等(2004)[14]、楊亞平和吳祝紅(2019)[15]的中介效應(yīng)模型設(shè)定了如下遞歸方程，來識(shí)別在博彩文化的影響下股票流動(dòng)性如何改變企業(yè)金融化水平。

FINit+1=φ0+φ1(Liquidityit-1×Lotteryit-1)+∑ΦCV+ω

(5)

Mediatorit=θ0+θ1(Liquidityit-1×Lotteryit-1)+∑ΦCV+τ

(6)

(7)

鑒于股票流動(dòng)性同博彩文化的交疊容易衍生出短視壓力，使企業(yè)的投資活動(dòng)偏離正軌，降低資產(chǎn)配置效率，造成自身資源的緊缺，在此選擇企業(yè)融資約束、金融套利驅(qū)動(dòng)程度、企業(yè)短期壓力、股價(jià)信息含量作為相應(yīng)的中介變量。關(guān)于中介變量的指標(biāo)構(gòu)建，企業(yè)融資約束(SA)借鑒Hadlock & Pierce(2010)[16]的SA指數(shù)測度方法加以衡量；金融套利驅(qū)動(dòng)程度(Driven)參照戚聿東和張任之(2018)[17]的技術(shù)思想，通過金融配置所獲收益與一般性業(yè)務(wù)收益的比值進(jìn)行刻畫；企業(yè)短期壓力(Negative)參考楊道廣等(2017)[18]，采用負(fù)面媒體新聞?wù)伎倛?bào)道比重加以衡量；股價(jià)信息含量(Inform)則沿用蘇冬蔚和熊家財(cái)(2013)[19]的方法進(jìn)行測算。

表5 股票流動(dòng)性、博彩文化與企業(yè)金融化：渠道機(jī)制的識(shí)別檢驗(yàn)

股票流動(dòng)性對企業(yè)金融化的影響機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果表明(表5)：首先，在以融資約束為中介變量的回歸中，即模型M(1)至M(3)，股票流動(dòng)性同博彩文化的交互項(xiàng)(L.Liquidity×L.Lottery)系數(shù)為正且高度顯著。這意味著，在濃厚博彩投機(jī)氛圍下的股票流動(dòng)性提升了企業(yè)的融資約束水平。這是因?yàn)?，在投機(jī)文化盛行的市場環(huán)境中，企業(yè)往往有著過度投資的傾向，以求最大化自身短期利益。在有限的條件下，企業(yè)過度消耗了自身資源，由此加劇了自身的資源邊界限制(融資約束強(qiáng)化)。為了緩解融資困境，企業(yè)有著更為強(qiáng)烈的動(dòng)機(jī)進(jìn)行金融資產(chǎn)配置，以求獲得超額的利潤和資源，模型M(3)中，SA指數(shù)系數(shù)為正且高度顯著便是明證。

其次，在以企業(yè)套利驅(qū)動(dòng)程度為中介變量的回歸中，即模型M(4)和M(5)，回歸結(jié)果顯示，L.Liquidity×L.Lottery顯著提升了企業(yè)的金融套利動(dòng)機(jī)(其系數(shù)顯著為正)。在博彩文化的驅(qū)動(dòng)下，市場投資者會(huì)借助股票流動(dòng)性向企業(yè)施壓，迫使企業(yè)更加關(guān)注短期獲利，逐步提升了企業(yè)在金融市場上進(jìn)行套利的主觀能動(dòng)性；資本市場中的投機(jī)氛圍強(qiáng)烈，也會(huì)使得金融投資活動(dòng)更加活躍并富有利潤空間，從而強(qiáng)化了對企業(yè)的吸引力度。依循上述邏輯可以推測，具有較高金融套利動(dòng)機(jī)的企業(yè)，其自身的金融化水平也會(huì)更高(Driven系數(shù)顯著為正)。

另外，在以企業(yè)短期壓力為中介變量的回歸中，即模型M(6)和M(7)，研究表明，博彩氛圍濃厚條件下的股票流動(dòng)性導(dǎo)致了媒體的負(fù)面態(tài)度，L.Liquidity×L.Lottery顯著提升了媒體的負(fù)面評價(jià)水平。這符合中國資本市場的客觀現(xiàn)實(shí)，在強(qiáng)烈投機(jī)氛圍下的股票流動(dòng)性，扭曲了企業(yè)正常的投融資路徑，帶來了一系列有偏的決策行為，脫離了正常軌道的企業(yè)自然會(huì)引致媒體的批判和壓力。一方面，企業(yè)為了更好地扭轉(zhuǎn)形象，有著強(qiáng)烈的動(dòng)機(jī)在短期內(nèi)獲取高額利潤，金融化投資作為一個(gè)有效的獲取收益的路徑，更為企業(yè)所偏愛；另一方面，企業(yè)在面臨市場的負(fù)面情緒壓力時(shí)，往往需要持有更多的可用資源以平滑未來的不確定性，這種出于“預(yù)防性動(dòng)機(jī)”的投融資決策，必然會(huì)更加偏向于金融投資，由此提升了企業(yè)的金融化程度。

最后，在以股價(jià)信息含量為中介變量的回歸中，即模型M(8)和M(9)，回歸結(jié)果顯示，L.Liquidity×L.Lottery對企業(yè)股價(jià)信息含量的影響系數(shù)盡管為正值(0.042)，但系數(shù)t值偏小(僅為0.53)，無法通過任何慣常的統(tǒng)計(jì)顯著性檢驗(yàn)。股票的流轉(zhuǎn)能夠在一定程度上傳遞企業(yè)的有效信息，但在博彩氛圍濃厚的情境下，上述傳遞機(jī)制可能會(huì)打折扣。投機(jī)氛圍下的股票流動(dòng)性有帶來非理性羊群效應(yīng)的可能，股票流轉(zhuǎn)中夾雜著過多的非理性(投機(jī))噪音，降低了交易過程中潛藏的有效信息(或是投資者識(shí)別這類信息的成本增加)，不利于信息不對稱的改善。盡管股價(jià)信息含量的提升有助于加強(qiáng)市場監(jiān)督，降低企業(yè)的金融化水平(Inform系數(shù)為負(fù)且高度顯著)，但L.Liquidity×L.Lottery對股價(jià)信息含量的影響路徑發(fā)生了中斷，導(dǎo)致整個(gè)傳導(dǎo)機(jī)制的無效，從而無法驅(qū)動(dòng)企業(yè)“去金融化”，這為理解股價(jià)信息含量發(fā)生作用的基礎(chǔ)條件提供了更深層次的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

六、拓展性研究：股票流動(dòng)性—博彩文化—企業(yè)金融化的校正機(jī)制

就前文的實(shí)證檢驗(yàn)而言，本文針對股票流動(dòng)性—博彩文化—企業(yè)金融化的特征和機(jī)制進(jìn)行了詳細(xì)解讀，發(fā)現(xiàn)股票流動(dòng)性會(huì)提升企業(yè)的金融化水平，而博彩文化的存在又進(jìn)一步起到了推波助瀾的效果。對于上述的特征事實(shí)，一個(gè)自然而然的問題是，如何減緩乃至校正股票流動(dòng)性和博彩文化中內(nèi)生的不利特質(zhì)？這是應(yīng)當(dāng)重點(diǎn)關(guān)注的問題。本文從外部(機(jī)構(gòu)投資者持股)和內(nèi)部(內(nèi)部控制指數(shù))兩個(gè)視角來探討校正股票流動(dòng)性和博彩文化中不利影響的可能路徑。

從企業(yè)的外部視角來看，表6中模型M(3)的L.Liquidity系數(shù)顯著為正，說明在無機(jī)構(gòu)持股情況下，博彩文化氛圍較強(qiáng)地區(qū)的企業(yè)，股票流動(dòng)性會(huì)帶來企業(yè)金融化程度的加深。在缺乏機(jī)構(gòu)持股的校正下，股票流動(dòng)性同博彩文化的疊加確實(shí)會(huì)帶來顯著的脫實(shí)向虛偏向。與之呈鮮明對比的是模型M(1)中L.Liquidity系數(shù)為-0.070，t值僅為-0.45，說明在有機(jī)構(gòu)持股的情況下，即便企業(yè)所處地的博彩文化氛圍較強(qiáng)，但股票流動(dòng)性對企業(yè)金融化推波助瀾的影響也在一定程度上被中和。確實(shí)，機(jī)構(gòu)投資者相比于市場個(gè)體投資者而言，具有更加豐富的經(jīng)驗(yàn)積淀和專業(yè)分析技能，且有著直接介入公司治理的路徑，能夠影響管理層的生產(chǎn)經(jīng)營決策。具體來看，機(jī)構(gòu)投資者的投資視野偏向長期，能夠在一定程度上抑制企業(yè)管理層的短視偏向，有效提升了企業(yè)的治理水平。如此一來，在機(jī)構(gòu)投資者的干預(yù)下，能夠在很大程度上校正強(qiáng)博彩文化所形成的投機(jī)氛圍，進(jìn)而改善“股票流動(dòng)性—企業(yè)金融化”之間的關(guān)系。進(jìn)一步地，本文考慮股票流動(dòng)性與機(jī)構(gòu)持股的交互項(xiàng)的檢驗(yàn)結(jié)果，在博彩文化較強(qiáng)的組別中，L.Liquidity的回歸系數(shù)為0.097，L.QFII的回歸系數(shù)為-0.013，而交互項(xiàng)(L.Liquidity×L.QFII)的回歸系數(shù)為-0.160，上述回歸系數(shù)均至少通過了5%的統(tǒng)計(jì)顯著性檢驗(yàn)?；诖耍跈C(jī)構(gòu)持股的影響下，股票流動(dòng)性對企業(yè)金融化的整體影響為-0.076(0.097-0.160-0.013)；而在博彩文化較弱的組別中，股票流動(dòng)性并沒有對企業(yè)金融化產(chǎn)生具有統(tǒng)計(jì)顯著性差異的影響。上述檢驗(yàn)，同前文實(shí)證中的邏輯脈絡(luò)是一致的。

表6 股票流動(dòng)性、博彩文化與企業(yè)金融化：基于機(jī)構(gòu)持股的治理機(jī)制

進(jìn)一步地，本文將研究轉(zhuǎn)向企業(yè)的內(nèi)部治理因素的研究中來。表7結(jié)果表明，博彩文化在企業(yè)內(nèi)部控制強(qiáng)弱組別中展現(xiàn)出了較大差異，在博彩文化氛圍強(qiáng)的地區(qū)，企業(yè)的內(nèi)部控制程度越弱，股票流動(dòng)性對企業(yè)金融化的加劇作用越明顯(系數(shù)為0.108，且通過了5%的統(tǒng)計(jì)顯著性檢驗(yàn))；若企業(yè)的內(nèi)部控制程度較強(qiáng)，則博彩文化不再扮演“股票流動(dòng)性—企業(yè)金融化”關(guān)系的加速器角色(系數(shù)為0.126，t值僅為1.58)。本文認(rèn)為，企業(yè)內(nèi)部控制程度越高，意味著企業(yè)內(nèi)部的信息流轉(zhuǎn)渠道更加通暢，能夠提高信息溝通效率，從而降低企業(yè)內(nèi)部主體之間、內(nèi)部與外部之間的信息不對稱程度，為企業(yè)管理層提供更多有效的市場信息和監(jiān)督，并作出合理的決策。內(nèi)部控制質(zhì)量更高的企業(yè)，有能力通過一系列合理的制度安排來整合企業(yè)各方面的資源，實(shí)現(xiàn)長短期利益、各方利益的平衡，從而提高企業(yè)投資決策的科學(xué)性。因此，內(nèi)部控制質(zhì)量較好的企業(yè)能夠有效扭轉(zhuǎn)股票流動(dòng)性與博彩文化(疊加)中存在的短視偏向，降低企業(yè)的金融化水平。在此基礎(chǔ)上，本文考慮股票流動(dòng)性與內(nèi)部控制指數(shù)的交互項(xiàng)的檢驗(yàn)結(jié)果。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在內(nèi)部控制指數(shù)(ICI)的影響下，股票流動(dòng)性對企業(yè)金融化的總影響，在博彩文化較強(qiáng)的組別中都顯著為負(fù)(-1.960=-2.396+0.380+0.056，系數(shù)值均至少通過10%的統(tǒng)計(jì)顯著性檢驗(yàn))。這表明，企業(yè)在較好的內(nèi)部控制影響下，能夠有效降低股票流動(dòng)性對企業(yè)金融化的推波助瀾效果，這同前述分組實(shí)證檢驗(yàn)的邏輯是一致的。

表7 股票流動(dòng)性、博彩文化與企業(yè)金融化：基于內(nèi)部控制的治理機(jī)制

七、結(jié)論性述評

隨著中國企業(yè)脫實(shí)向虛特征的不斷強(qiáng)化，如何更好地治理企業(yè)金融化正逐步為政學(xué)業(yè)三界所重視。本文從博彩文化的角度研究股票流動(dòng)性—企業(yè)金融化的關(guān)系。本文發(fā)現(xiàn)，股票流動(dòng)性是推高企業(yè)金融化水平的重要因素，這種關(guān)系在經(jīng)歷多重穩(wěn)健性檢驗(yàn)之后依舊成立。這種推波助瀾的作用在較長時(shí)期內(nèi)都穩(wěn)健成立。企業(yè)金融化水平越高，股票流動(dòng)性越能夠驅(qū)動(dòng)企業(yè)進(jìn)一步提升金融化水平。

本文在股票流動(dòng)性—企業(yè)金融化范式中嵌入了地方文化因素，考察博彩文化在其中扮演的調(diào)節(jié)作用，試圖為深入理解股票流動(dòng)性作用于企業(yè)金融化的影響提供文化層面的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。具體來看，地方博彩文化氛圍越濃厚，越能夠加劇市場中的短視偏向，從而強(qiáng)化了股票流動(dòng)性推高企業(yè)金融化水平的關(guān)系；而地方博彩文化氛圍越薄弱，則股票流動(dòng)性越不會(huì)對企業(yè)金融化產(chǎn)生具有統(tǒng)計(jì)顯著性差異的影響。進(jìn)一步地，本文重點(diǎn)檢驗(yàn)識(shí)別在博彩文化影響下的股票流動(dòng)性如何影響企業(yè)金融化。股票流動(dòng)性與博彩文化的交互項(xiàng)主要通過提高融資約束水平、強(qiáng)化金融套利偏向、提升信息不對稱程度、引致市場負(fù)面情緒四條路徑來提升企業(yè)金融化水平。最后，本文就如何治理上述不利影響進(jìn)行了初步討論，發(fā)現(xiàn)良好的外部(機(jī)構(gòu)投資者持股)和內(nèi)部(內(nèi)部控制指數(shù))條件，能夠有效中和上述不利影響，校正企業(yè)的脫實(shí)向虛偏向。

本項(xiàng)研究為理解資本市場中文化與脫實(shí)向虛的關(guān)系提供了最新的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)?；诒疚牡难芯拷Y(jié)論，中國在治理企業(yè)脫實(shí)向虛的過程中，不僅要注重從資本市場層面對企業(yè)的有偏行為進(jìn)行校正，更重要的是要營造良好的文化氛圍，抑制投機(jī)傾向，提高資本市場要素的流動(dòng)效率，提高金融資源的使用效率。