滕劍侖 蒲炳官 邱書欽 馬興銳

【摘 要】 為了揭示企業(yè)金融投資行為對企業(yè)戰(zhàn)略變革的影響，尋找企業(yè)金融資產(chǎn)和實體資產(chǎn)融洽的平衡點，以資源基礎(chǔ)觀、預(yù)防儲備理論和信號傳遞理論為基礎(chǔ)，以2010—2018年中國A股上市公司為樣本，建立了戰(zhàn)略變革度為因變量、企業(yè)金融投資行為為核心自變量的多元模型，同時引入中介變量融資約束和調(diào)節(jié)變量投資收益率，以保障模型的完整性。為進(jìn)一步驗證模型的合理性，進(jìn)行了替代變量、傾向性匹配和工具變量的穩(wěn)健性檢驗。通過對投資行為流動性的分期，發(fā)現(xiàn)企業(yè)短期金融投資行為對企業(yè)戰(zhàn)略變革的影響更為顯著。研究表明企業(yè)金融投資行為和企業(yè)戰(zhàn)略變革之間存在顯著正相關(guān)關(guān)系，企業(yè)金融投資行為能夠減緩融資約束的不利影響，而企業(yè)金融投資行為帶來的投資收益率對企業(yè)戰(zhàn)略變革具有調(diào)節(jié)作用。

【關(guān)鍵詞】 企業(yè)金融投資行為； 融資約束； 企業(yè)戰(zhàn)略變革

【中圖分類號】 F272；F275? 【文獻(xiàn)標(biāo)識碼】 A? 【文章編號】 1004-5937（2023）10-0046-09

一、引言

企業(yè)金融投資行為能夠傳導(dǎo)企業(yè)戰(zhàn)略信號已在學(xué)術(shù)界達(dá)成共識。研究認(rèn)為，企業(yè)實施金融投資行為顯示了企業(yè)脫實向虛的發(fā)展趨勢，企業(yè)過度金融投資行為雖然有實現(xiàn)高收益的可能性，但是帶來的高風(fēng)險也不容忽視[ 1 ]。企業(yè)金融投資行為還會傳遞負(fù)面信號，降低投資者的信心，造成公司股價的不穩(wěn)定[ 2 ]。非金融實體企業(yè)的金融投資行為被視作對實體產(chǎn)業(yè)的擠占，是企業(yè)過分追求短期收益的重要表現(xiàn)形式[ 3 ]，過度投資會造成企業(yè)實體投資效率下降等經(jīng)濟后果[ 4 ]。然而，金融投資行為在短期內(nèi)帶來更加豐裕的現(xiàn)金流，積累了企業(yè)開展研發(fā)活動的資金，緩解了企業(yè)資金緊張的局面，提升了企業(yè)創(chuàng)新績效。金融投資行為亦是企業(yè)彌補實體投資效率低、增加多元融資渠道的重要手段[ 5 ]?，F(xiàn)有的研究成果表明，企業(yè)戰(zhàn)略變革依循外界環(huán)境變化和企業(yè)自身持續(xù)發(fā)展的目標(biāo)加以謀劃[ 6 ]。其中企業(yè)貨幣資金數(shù)量、質(zhì)量和流動性作為企業(yè)開展經(jīng)濟活動的重要依仗性基礎(chǔ)資源，在企業(yè)戰(zhàn)略變革中的地位無法忽視[ 7 ]。為此，企業(yè)金融投資行為成為左右企業(yè)戰(zhàn)略變革的主要力量。

企業(yè)實施金融投資行為主要取決于企業(yè)外部環(huán)境和內(nèi)部環(huán)境的共同影響，其動因是維持企業(yè)持續(xù)的利潤回報和現(xiàn)有的行業(yè)地位。外部環(huán)境包括國家宏觀環(huán)境，即稅收政策和融資約束程度，能加劇或削弱企業(yè)金融投資行為，從而影響企業(yè)戰(zhàn)略變革的決策[ 8 ]。內(nèi)部環(huán)境包括公司自身資本結(jié)構(gòu)、現(xiàn)金持有水平等[ 9 ]。此外，公司行業(yè)特征與創(chuàng)新能力等也決定了公司金融投資行為的實施程度[ 10 ]，影響企業(yè)戰(zhàn)略變革的頻度和深度。企業(yè)的金融投資行為和企業(yè)戰(zhàn)略變革決策具有一定的相關(guān)性，其實施依據(jù)是適應(yīng)企業(yè)發(fā)展目標(biāo)采取現(xiàn)階段有限理性最優(yōu)決策；但企業(yè)金融投資行為是戰(zhàn)略變革的先發(fā)行為，戰(zhàn)略變革是后知結(jié)果，即企業(yè)金融投資行為會對戰(zhàn)略變革產(chǎn)生顯著的經(jīng)濟后果。企業(yè)金融投資行為在企業(yè)資源交換和配置中具有顯著地位，由企業(yè)金融投資行為形成的網(wǎng)絡(luò)關(guān)系決定了企業(yè)戰(zhàn)略變革的效果。由此，企業(yè)金融投資行為以利潤追求為基礎(chǔ)目標(biāo)與企業(yè)戰(zhàn)略變革達(dá)成一致，并通過現(xiàn)金流動性、資源交換有效性和網(wǎng)絡(luò)關(guān)系拓展性等形成了對企業(yè)戰(zhàn)略變革的綜合影響。

為了深入探究企業(yè)金融投資行為和企業(yè)戰(zhàn)略變革之間的關(guān)系，資源基礎(chǔ)觀、預(yù)防儲備動機理論和信號傳遞理論的應(yīng)用顯得尤為重要。資源基礎(chǔ)觀分析了企業(yè)為獲得資源交換的主動性及資源配置的有效性采取的增加企業(yè)現(xiàn)金資源、拓展企業(yè)資源生成能力等措施，形成了企業(yè)戰(zhàn)略變革的基礎(chǔ)。為了獲得諸如現(xiàn)金等資源，增加企業(yè)投資回報水平，金融投資行為會依據(jù)企業(yè)現(xiàn)有情況和面臨的內(nèi)外部環(huán)境加以強化或者削弱。上述行為變化對企業(yè)戰(zhàn)略變革的影響值得關(guān)注。預(yù)防儲備動機理論分析企業(yè)資金流偏緊、盈利能力受限情況下通過加強金融投資力度防止企業(yè)出現(xiàn)財務(wù)危機[ 11 ]所采取的措施，揭示了金融投資行為和企業(yè)戰(zhàn)略變革的內(nèi)在動因。信號傳遞理論則從企業(yè)充足的現(xiàn)金資源和符合投資者預(yù)期收益率傳遞出企業(yè)經(jīng)營狀況良好信息的角度，突出了金融投資行為的積極影響，推導(dǎo)出金融投資行為在企業(yè)戰(zhàn)略變革中的正向作用。

企業(yè)金融投資行為被詬病的原因在于給企業(yè)帶來高額回報的同時亦會產(chǎn)生高風(fēng)險。但是，上述理論框架顯示企業(yè)金融投資行為既有風(fēng)險也能對企業(yè)戰(zhàn)略變革帶來積極影響。為了印證上述理論的真實性，本文建立以戰(zhàn)略變革度為因變量、以企業(yè)金融投資行為為核心自變量、以企業(yè)融資約束為中介變量、以企業(yè)投資收益率為調(diào)節(jié)變量、以托賓Q值和企業(yè)規(guī)模等為控制變量的多元回歸模型，驗證兩者之間關(guān)系，豐富了企業(yè)戰(zhàn)略影響的相關(guān)文獻(xiàn)。

本文可能的貢獻(xiàn)在于：其一，從金融投資行為效率和風(fēng)險入手，揭示了金融資產(chǎn)在企業(yè)資源配置中的重要作用，有利于解釋企業(yè)戰(zhàn)略脫實向虛現(xiàn)象的根本原因，為企業(yè)戰(zhàn)略變革的深入研究提供有益思路。其二，以預(yù)防儲備動機理論為依據(jù)，闡明了企業(yè)金融投資行為是擺脫融資約束的重要舉措，通過融資約束程度改善與否說明企業(yè)金融投資行為的適度合理性，為實體經(jīng)濟和金融投資之間形成富有成效的協(xié)調(diào)關(guān)系提供有力證據(jù)。其三，以投資收益率作為企業(yè)實施金融投資行為的調(diào)節(jié)變量，揭示金融投資行為應(yīng)以符合企業(yè)利潤持續(xù)增長目標(biāo)為依據(jù)，并影響企業(yè)戰(zhàn)略變革，由此為企業(yè)金融投資行為的強度提供重要參考方向。其四，以流動性特征區(qū)分了企業(yè)短期金融投資行為和長期金融投資行為對企業(yè)戰(zhàn)略變革的影響，為指導(dǎo)企業(yè)合理、有效開展金融投資提供有益參考。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）資源基礎(chǔ)觀下的企業(yè)金融投資行為對企業(yè)戰(zhàn)略變革的影響分析

作為諸多利益相關(guān)者的契約體，企業(yè)和外部經(jīng)濟體在資源交換、優(yōu)化和配置的過程中，總會憑借自身對人力資源、物質(zhì)資源和社會資源的掌控獲取繼續(xù)成長的關(guān)鍵性資源與回報。資源基礎(chǔ)觀指出，企業(yè)進(jìn)行戰(zhàn)略變革的基礎(chǔ)不僅在于自身資源在交易中交換的優(yōu)勢，還在于企業(yè)依賴自身資源的稀缺性、價值獨特性，通過企業(yè)自身戰(zhàn)略活動及經(jīng)營活動擴展和形成的網(wǎng)絡(luò)關(guān)系實現(xiàn)企業(yè)既定的戰(zhàn)略目標(biāo)；企業(yè)通過與行業(yè)內(nèi)或者跨行業(yè)不同企業(yè)之間形成具有資源優(yōu)化配置內(nèi)蘊的資源組合和資源匹配價值網(wǎng)絡(luò)，將導(dǎo)致企業(yè)開啟戰(zhàn)略變革的抉擇；企業(yè)在新技術(shù)、新經(jīng)濟環(huán)境的沖擊下，不再僅依靠自身資本積累，而是充分利用企業(yè)自身與外在資源組合，創(chuàng)造更加持續(xù)的利潤增長模式[ 12-13 ]。

基于上述理論，企業(yè)金融投資行為對企業(yè)戰(zhàn)略變革的影響表現(xiàn)在如下方面：其一，企業(yè)金融投資行為是企業(yè)利用自身稀缺資源提升企業(yè)戰(zhàn)略變革資源整合能力和優(yōu)化能力的基礎(chǔ)。即企業(yè)憑借金融投資行為增加企業(yè)資金保障能力，集聚企業(yè)開展經(jīng)營活動和創(chuàng)新活動的變現(xiàn)資源，為企業(yè)平穩(wěn)開展戰(zhàn)略變革積蓄力量。其二，企業(yè)金融投資行為是企業(yè)緩沖戰(zhàn)略變革風(fēng)險的重要手段。適度的金融投資行為不僅提升了企業(yè)資金的使用效率，而且擺脫了戰(zhàn)略變革面臨的資不抵債的財務(wù)困境，為企業(yè)戰(zhàn)略變革保駕護(hù)航。其三，企業(yè)金融投資行為是構(gòu)建企業(yè)戰(zhàn)略變革價值增值網(wǎng)絡(luò)的有效環(huán)節(jié)。合理的金融投資行為不僅解決了企業(yè)短期內(nèi)資金閑置的問題，而且為企業(yè)構(gòu)建與戰(zhàn)略變革相關(guān)的價值網(wǎng)絡(luò)提供了資金保障，豐富了企業(yè)戰(zhàn)略變革的資金來源。因此，本文提出以下假設(shè)：

H1：企業(yè)金融投資行為對企業(yè)戰(zhàn)略變革有顯著的正向影響。

（二）預(yù)防儲備動機下企業(yè)金融投資行為降低融資約束的作用分析

在新經(jīng)濟時代，企業(yè)面臨的內(nèi)外部環(huán)境更加不確定，如何掃清企業(yè)戰(zhàn)略變革的障礙、降低戰(zhàn)略變革的財務(wù)危機風(fēng)險、儲備必要的現(xiàn)金等價物至關(guān)重要[ 14 ]。預(yù)防儲備動機理論認(rèn)為，企業(yè)在經(jīng)營活動中應(yīng)加強自我保護(hù)機制的構(gòu)建和塑造。在企業(yè)戰(zhàn)略變革中，如何預(yù)防新戰(zhàn)略模式因與企業(yè)內(nèi)外部環(huán)境不相匹配帶來的經(jīng)營風(fēng)險和財務(wù)風(fēng)險激增，成為企業(yè)實施金融投資行為的重要動因。鑒于企業(yè)外部投資者在信息不對稱加劇的情況下，采取提升風(fēng)險溢價的補償措施[ 15 ]進(jìn)一步加劇了企業(yè)融資約束，所以企業(yè)通過金融投資行為擴展企業(yè)資金來源，形成與銀行等債權(quán)人之間的社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系，對紓解企業(yè)融資約束具有正向影響。

基于上述分析，企業(yè)金融投資行為在降低企業(yè)融資約束方面的作用如下：其一，增加企業(yè)現(xiàn)金資源，提升了資源的流動性。從預(yù)防儲備的動機分析，企業(yè)金融投資行為能拓展資金來源，降低企業(yè)的籌資壓力，有利于減緩融資約束，助力企業(yè)戰(zhàn)略變革。其二，建立資金頭寸網(wǎng)絡(luò)，實現(xiàn)資金的有效調(diào)度。通過和銀行等債權(quán)人的交往，逐步形成有助于擺脫融資約束限制的資金融通體系，減輕企業(yè)戰(zhàn)略變革的資金壓力，也為企業(yè)戰(zhàn)略變革的價值網(wǎng)絡(luò)建立提供有力的頭寸支持。其三，建立信用網(wǎng)絡(luò)體系，增強資金鏈條韌性。通過與金融機構(gòu)達(dá)成的無風(fēng)險和低風(fēng)險投資組合條約，一方面能夠降低金融資產(chǎn)投資風(fēng)險，另一方面為降低企業(yè)融資約束奠定基礎(chǔ)，進(jìn)一步掃清了企業(yè)戰(zhàn)略變革的阻礙。因此，本文提出以下假設(shè)：

H2：企業(yè)金融投資行為借助融資約束的中介效應(yīng)提升企業(yè)戰(zhàn)略變革效率。

（三）信號傳遞理論下的金融投資行為、投資收益率與企業(yè)戰(zhàn)略變革關(guān)系分析

信號傳遞理論認(rèn)為，行為主體對其他客體的引導(dǎo)來自于實施行為后傳遞信息帶來的影響效果。企業(yè)利用金融資源獲得豐厚的回報，向企業(yè)現(xiàn)有投資者和潛在投資者傳遞了利好的消息，有利于維護(hù)企業(yè)戰(zhàn)略變革的成果（張衛(wèi)國，2019）。反之，當(dāng)企業(yè)金融資產(chǎn)投資面臨較大風(fēng)險時，企業(yè)利益相關(guān)者會主動提高投資風(fēng)險溢價率，阻礙企業(yè)開展戰(zhàn)略變革。

由此可見，企業(yè)金融投資行為通過投資收益率的穩(wěn)定性和收益程度影響企業(yè)戰(zhàn)略變革，具體如下：其一，金融投資行為通過投資收益率的穩(wěn)定性決定了企業(yè)戰(zhàn)略變革的效果，即金融投資行為帶來的長期穩(wěn)定的投資收益率和企業(yè)戰(zhàn)略變革的開展具有密切的正向關(guān)系。其二，金融投資行為投資風(fēng)險通過其收益率會影響企業(yè)戰(zhàn)略變革決策。主要表現(xiàn)在，當(dāng)企業(yè)金融投資風(fēng)險預(yù)期較高時，企業(yè)利益相關(guān)者會收緊向企業(yè)投入更多資源的意愿，如果收益率存在較大方差時，為了規(guī)避風(fēng)險，利益相關(guān)者更趨于保守的決策，不支持企業(yè)開展戰(zhàn)略變革。其三，金融投資行為產(chǎn)生的收益率信號會左右企業(yè)戰(zhàn)略變革的成敗。依據(jù)行為經(jīng)濟學(xué)經(jīng)驗并結(jié)合信號傳遞理論，金融投資行為正向收益率帶來的積極影響程度遠(yuǎn)低于負(fù)向收益率帶來損失的消極影響，即利益相關(guān)者在收益率出現(xiàn)虧損時恐慌帶來的負(fù)面影響會阻礙企業(yè)戰(zhàn)略變革決策?；谏鲜龇治觯疚奶岢鲆韵录僭O(shè)：

H3：投資收益率在企業(yè)金融投資行為與企業(yè)戰(zhàn)略變革之間起調(diào)節(jié)作用。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2010—2018年中國A股上市公司為初始樣本。企業(yè)會計準(zhǔn)則規(guī)定，2019年開始企業(yè)持有的金融投資產(chǎn)品不再按照持有至到期投資和可供出售金融資產(chǎn)項目進(jìn)行金融資產(chǎn)分類，為保證研究的前后一致性，本文在考慮企業(yè)金融投資行為可計量的基礎(chǔ)上選用上市公司2010—2018年數(shù)據(jù)作為研究樣本，意圖使研究結(jié)果更加可靠、可信。同時剔除了金融類、ST/PT類公司以及數(shù)據(jù)缺失的樣本，還刪除了凈資產(chǎn)為負(fù)的公司樣本，最終獲得911個公司的8 199個樣本觀測值。本文研究涉及的相關(guān)變量數(shù)據(jù)均來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，并經(jīng)手工整理而成。此外，為了消除異常值的影響，對所有連續(xù)變量進(jìn)行1%和99%的Winsor2縮尾處理。數(shù)據(jù)處理和分析所用的軟件是STATA15.0。

（二）變量選取與說明

1.因變量——戰(zhàn)略變革度（CES）

戰(zhàn)略變革主要表現(xiàn)為企業(yè)在關(guān)鍵資源配置上的變化與調(diào)整。參考Tang等[ 16 ]的做法，本文選取以下六個維度指標(biāo)來衡量企業(yè)戰(zhàn)略變革度：（1）廣告費用支出=廣告費用/營業(yè)收入；（2）研發(fā)投入=研發(fā)費用/營業(yè)收入；（3）固定資產(chǎn)更新程度=期末固定資產(chǎn)凈值/期末固定資產(chǎn)原值；（4）資本密集度=固定資產(chǎn)凈值/公司員工人數(shù)；（5）財務(wù)杠桿=期末負(fù)債總額/期末所有者權(quán)益總額；（6）管理費用支出=管理費用/營業(yè)收入。由于無法準(zhǔn)確獲取上市公司的廣告費用和研發(fā)費用，本文依據(jù)中外學(xué)者的普遍做法，采取銷售費用和無形資產(chǎn)凈額指標(biāo)替代。戰(zhàn)略變革度具體測度方法為：首先，按年度計算各指標(biāo)的行業(yè)均值與標(biāo)準(zhǔn)差；其次，將每個企業(yè)的六個指標(biāo)分別減去行業(yè)均值再除以標(biāo)準(zhǔn)差，得到每個企業(yè)標(biāo)準(zhǔn)化后的六個戰(zhàn)略指標(biāo)維度；最后，對每個企業(yè)的六個戰(zhàn)略指標(biāo)維度取平均值，再進(jìn)行絕對化處理，由此得到企業(yè)戰(zhàn)略變革程度。該數(shù)值越大，說明企業(yè)戰(zhàn)略變革程度越大。

2.自變量——金融投資行為（FIN）

現(xiàn)有研究主要從利潤來源和資產(chǎn)配置兩個維度來衡量企業(yè)的金融投資行為，而戰(zhàn)略變革是企業(yè)在關(guān)鍵資源配置方面的變化和調(diào)整，因此本文將金融投資行為界定為企業(yè)的金融資產(chǎn)配置。借鑒張成思和鄭寧[ 17 ]的研究方法，選取企業(yè)金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比值作為自變量的衡量依據(jù)。企業(yè)金融資產(chǎn)具體包括：貨幣資金、交易性金融資產(chǎn)、持有至到期投資、可供出售金融資產(chǎn)、投資性房地產(chǎn)、長期股權(quán)投資。其中，短期金融資產(chǎn)（Finshort）為貨幣資金和交易性金融資產(chǎn)，長期金融資產(chǎn)（Finlong）包括持有至到期投資、可供出售金融資產(chǎn)、投資性房地產(chǎn)、長期股權(quán)投資。

3.中介變量——融資約束（KZ）

根據(jù)Kaplan和Zingales[ 18 ]、魏志華等[ 19 ]的研究，本文選用KZ指數(shù)衡量企業(yè)融資約束。具體而言，以各年度的經(jīng)營性現(xiàn)金流/期初總資產(chǎn)、現(xiàn)金股利/期初總資產(chǎn)、現(xiàn)金持有/期初總資產(chǎn)、資產(chǎn)負(fù)債率和托賓Q值五項指標(biāo)進(jìn)行度量。如果企業(yè)前三項指標(biāo)各低于其中位數(shù)，則kz值取1，否則取0；如果后兩項指標(biāo)各高于其中位數(shù)，則kz值取1，否則取0。隨后，令KZ=kz1+kz2+kz3+kz4+kz5，采用排序邏輯回歸，將KZ指數(shù)作為因變量對上述五個指標(biāo)進(jìn)行回歸，估算各變量的回歸系數(shù)，并以此計算出融資約束KZ指數(shù)，該指數(shù)越大，意味著上市公司面臨的融資約束程度越高。

4.調(diào)節(jié)變量——投資收益率（ADJUST）

參考王紅建等[ 20 ]的方法，本文采用投資收益占利潤總額的比值來衡量投資收益率，該比值越大說明企業(yè)利用金融資源獲取了豐厚的回報，向外界傳遞利好的信息。

5.控制變量

參考當(dāng)前研究成果，本文選擇企業(yè)規(guī)模（Size）、托賓Q值（TobinQ）、盈利能力（Roe）、負(fù)債水平（Lev）、董事會結(jié)構(gòu)（Boards）、企業(yè)成長性（Growth）、股權(quán)制衡度（Eb）、高管薪酬（Salary）、資產(chǎn)流動性（Cfo）、資本性支出（Invest）、審計意見（Opin）作為控制變量，同時控制時間（Year）和個體（Id）效應(yīng)。

具體變量定義如表1所示。

（三）研究模型

為了驗證前文提出的三個假設(shè)，分析企業(yè)金融投資行為對企業(yè)戰(zhàn)略變革的影響，本文參考企業(yè)戰(zhàn)略變革的相關(guān)研究文獻(xiàn)，構(gòu)建以下回歸模型進(jìn)行檢驗。

模型（1）為基礎(chǔ)模型，用于檢驗企業(yè)金融投資行為是否會對企業(yè)戰(zhàn)略變革產(chǎn)生顯著的正向影響；模型（2）檢驗融資約束是否在企業(yè)金融投資行為與企業(yè)戰(zhàn)略變革之間產(chǎn)生中介作用；模型（3）檢驗投資收益率是否在企業(yè)金融投資行為與企業(yè)戰(zhàn)略變革的關(guān)系中起調(diào)節(jié)作用。本文對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行相關(guān)檢驗后，采用雙向固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸，并使用聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤方法保證模型回歸的有效性。固定效應(yīng)模型無法檢驗不隨時間變化的企業(yè)股權(quán)性質(zhì)產(chǎn)生的影響，因此本文采用分組回歸來檢驗股權(quán)性質(zhì)對企業(yè)金融投資行為與戰(zhàn)略變革的異質(zhì)性影響。

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2報告了變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。企業(yè)戰(zhàn)略變革度（CES）的均值為0.6057，最小值和最大值分別為0.1863和1.7132，表明樣本企業(yè)采取戰(zhàn)略變革的程度差異較大。企業(yè)金融投資行為（FIN）的均值為0.2467，最小值和最大值分別為0.0315和0.7546，表明樣本企業(yè)金融投資行為的實施程度存在一定的差異。融資約束（KZ）的均值為1.0805，最小值和最大值分別為-4.4134和4.8577，表明由于資源稟賦和自身實力的不同，樣本企業(yè)面臨的融資約束程度也不同。投資收益率（ADJUST）的均值為0.2606，中位數(shù)為0.0373，最小值和最大值分別為-0.6348和5.0934，表明樣本企業(yè)在金融投資中存在盈利和虧損的現(xiàn)象，獲利程度差異顯著。限于篇幅，其他控制變量不再贅述。

（二）相關(guān)性分析

限于篇幅，表3只展示主要變量的相關(guān)性分析結(jié)果。可以看出，企業(yè)金融投資行為（FIN）與戰(zhàn)略變革度（CES）在1%的水平上呈顯著正相關(guān)關(guān)系，初步判斷企業(yè)的金融投資行為可能會促進(jìn)企業(yè)的戰(zhàn)略變革。但相關(guān)性分析只能初步證明兩個變量之間存在相關(guān)關(guān)系，并未控制其他變量的影響。此外，融資約束、投資收益率均與企業(yè)戰(zhàn)略變革和金融投資行為存在顯著的相關(guān)性。具體結(jié)果有待進(jìn)一步驗證。

（三）主效應(yīng)檢驗與中介/調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

表4是主效應(yīng)檢驗與中介/調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗結(jié)果。列（1）的結(jié)果顯示，金融投資行為（FIN）的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，表明非金融企業(yè)通過金融投資行為可實現(xiàn)“資金蓄水池效應(yīng)”，增加企業(yè)資金保障能力，平滑戰(zhàn)略變革過程中的風(fēng)險，為企業(yè)戰(zhàn)略變革保駕護(hù)航，假設(shè)1得到驗證。

本文采用依次檢驗回歸系數(shù)法來檢驗融資約束的中介效應(yīng)是否顯著[ 21 ]。表4列（1）的結(jié)果顯示，企業(yè)金融投資行為（FIN）與企業(yè)戰(zhàn)略變革度（CES）之間的回歸系數(shù)為0.1500，在1%的水平上顯著；列（2）中，企業(yè)金融投資行為（FIN）與融資約束（KZ）的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，表明企業(yè)金融投資行為可以緩解企業(yè)的融資約束；列（3）的結(jié)果顯示，企業(yè)金融投資行為（FIN）和融資約束（KZ）與戰(zhàn)略變革度（CES）的回歸系數(shù)分別為0.0998和-0.0142，且分別在5%和1%的水平上顯著。上述回歸結(jié)果表明，融資約束在企業(yè)金融投資行為和戰(zhàn)略變革之間起部分中介作用，假設(shè)2得到部分驗證。以上結(jié)果表明，企業(yè)通過金融投資行為緩解了企業(yè)的融資約束，有利于企業(yè)開展戰(zhàn)略變革。此外，為了驗證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文還采用Sobel模型對融資約束的中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗，統(tǒng)計結(jié)果依然支持上述結(jié)論。

表4列（4）結(jié)果顯示，企業(yè)金融投資行為（FIN）與戰(zhàn)略變革度（CES）的回歸系數(shù)為0.1326，在1%的水平上顯著為正，且企業(yè)金融投資行為與投資收益率交互項（FIN_ADJUST）的回歸系數(shù)為0.0507，在10%的水平上顯著為正，說明投資收益率的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著，假設(shè)3成立。研究表明，企業(yè)金融投資行為帶來的良好穩(wěn)定的投資收益率向外界傳遞企業(yè)經(jīng)營向好的積極信號，正向調(diào)節(jié)了企業(yè)金融投資行為與戰(zhàn)略變革的關(guān)系。

（四）穩(wěn)健性檢驗

1.替代變量估計

為了結(jié)果的穩(wěn)健性，本文分別對因變量和自變量進(jìn)行了替代。首先，對戰(zhàn)略變革度（CES）進(jìn)行替代，剔除廣告費用支出和研發(fā)投入兩個維度，用剩下的四個維度重新衡量企業(yè)的戰(zhàn)略變革度（CEST）。其次，對金融投資行為（FIN）進(jìn)行替代，借鑒張成思和張步曇[ 4 ]的研究方法，采用金融收益率替代金融資產(chǎn)與總資產(chǎn)的比值。具體而言，金融收益率用投資收益、公允價值變動損益、匯兌凈收益、利息凈收入之和除以金融資產(chǎn)總額來衡量，生成新的金融投資行為（FIN1）；將新的因變量和自變量加入模型（1）進(jìn)行回歸檢驗，其估計結(jié)果與前文一致。

2.傾向得分匹配法（PSM）

企業(yè)的金融投資行為可能不是隨機的，而是有選擇性的，為了驗證研究的合理性，本文利用傾向得分匹配法來降低可能存在的遺漏變量問題。首先，以金融投資行為（FIN）的年度行業(yè)中位數(shù)將樣本分為兩組，金融投資行為程度較高組為實驗組，較低組為對照組。其次，將兩組樣本在企業(yè)規(guī)模、托賓Q值、盈利能力、股權(quán)性質(zhì)、負(fù)債水平、董事會結(jié)構(gòu)、企業(yè)成長性、高管薪酬、資本性支出、審計意見類型、是否兩職合一、第一大股東持股比例等方面進(jìn)行匹配。平衡性檢驗結(jié)果顯示，匹配后樣本變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差均小于5%，且大多數(shù)變量的T檢驗結(jié)果不拒絕實驗組與對照組無系統(tǒng)差異的原假設(shè)，匹配效果良好。最后，將匹配后的樣本重新加入模型（1）進(jìn)行回歸，金融投資行為（FIN）的回歸系數(shù)依然在1%的水平上顯著為正，本文的研究結(jié)果依然穩(wěn)健。

3.工具變量法

為了緩解內(nèi)生性問題帶來的影響，本文選用工具變量法（兩階段最小二乘法）進(jìn)行檢驗。因為企業(yè)金融投資行為必定會引起企業(yè)投資、籌資活動現(xiàn)金流量的變動，但這種變動與企業(yè)戰(zhàn)略變革決策關(guān)系不大，具備了工具變量的特征。因此，選擇企業(yè)的投資活動和籌資活動凈現(xiàn)金流量之和（扣除資本性支出）占總現(xiàn)金流量凈額的比值（Tool）作為工具變量進(jìn)行兩階段模型估計有利于有效識別遺漏變量。由工具變量回歸結(jié)果可知，在第一階段模型估計結(jié)果中，工具變量（Tool）的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正；在第二階段模型估計結(jié)果中，基于工具變量估計得到的企業(yè)金融投資行為（FIN）對戰(zhàn)略變革度（CES）的回歸系數(shù)為0.3008，且在5%的水平上顯著為正，與前文結(jié)果一致。此外，本文對工具變量（Tool）進(jìn)行識別不足檢驗、弱工具檢驗，相關(guān)檢驗值也遠(yuǎn)大于10，驗證了工具變量不存在識別不足和弱工具變量問題，表明工具變量選擇合理。

（五）異質(zhì)性分析

本文按照企業(yè)性質(zhì)將樣本企業(yè)劃分為國有企業(yè)樣本和非國有企業(yè)樣本進(jìn)行分組回歸。表5列（1）、列（2）回歸結(jié)果顯示，在國有企業(yè)樣本中，金融投資行為（FIN）與戰(zhàn)略變革（CES）的回歸系數(shù)為0.1502，在5%的水平上顯著，非國有企業(yè)樣本依然在5%的水平上顯著為正。表明無論是國有企業(yè)還是非國有企業(yè)，企業(yè)金融投資行為對戰(zhàn)略變革都有正向作用。

按照融資約束的年度行業(yè)中位數(shù)將樣本企業(yè)劃分為高融資約束樣本和低融資約束樣本進(jìn)行分組回歸。表5列（3）、列（4）回歸結(jié)果顯示，在高融資約束樣本中，金融投資行為（FIN）與戰(zhàn)略變革（CES）的回歸系數(shù)為負(fù)但不顯著，而低融資約束樣本中在1%的水平上顯著為正。研究結(jié)果表明，高融資約束企業(yè)面臨較大融資約束壓力，獲取外部資源的能力偏弱，在戰(zhàn)略選擇上較為謹(jǐn)慎；而低融資約束企業(yè)因具備資源獲取和交換優(yōu)勢，具有高風(fēng)險承受能力，更偏好開展戰(zhàn)略變革，以獲取行業(yè)競爭優(yōu)勢。

為了進(jìn)一步凸顯金融投資行為流動性對企業(yè)戰(zhàn)略變革帶來的不同影響，本文將企業(yè)金融投資行為（FIN）以流動性特征細(xì)分為短期金融投資行為（Finshort）和長期金融投資行為（Finlong）分別進(jìn)行回歸。表5列（5）、列（6）回歸結(jié)果顯示，短期金融投資行為（Finshort）與戰(zhàn)略變革的回歸系數(shù)為0.1683，在1%的水平上顯著，而長期金融投資行為（Finlong）的系數(shù)為正但不顯著。這表明短期金融投資行為在增進(jìn)企業(yè)可變現(xiàn)能力方面優(yōu)勢明顯，而長期金融投資行為雖然也能對企業(yè)戰(zhàn)略變革產(chǎn)生積極影響，但是效果并不顯著。其原因在于，短期投資行為相對長期投資行為而言，風(fēng)險更易控制，收益的穩(wěn)定性更強，其多元化投資更為靈活，為企業(yè)積累資金、增強收益能力提供有力保障，為企業(yè)戰(zhàn)略變革實施積蓄了可靠的資金支持。

五、研究結(jié)論與啟示

（一）研究結(jié)論

隨著現(xiàn)代文明步入快速發(fā)展通道，企業(yè)成為融合科技進(jìn)步和社會文明發(fā)展的重要力量。因此，企業(yè)適時有序地開展戰(zhàn)略變革不僅符合企業(yè)利益不斷獲取的訴求，而且有利于實現(xiàn)資源合理流動和有效配置。企業(yè)金融投資行為是否可以通過降低企業(yè)融資約束、提升企業(yè)投資收益率等方式累積企業(yè)資源優(yōu)勢，為實現(xiàn)企業(yè)戰(zhàn)略變革存續(xù)力量？本文通過資源基礎(chǔ)觀理論、預(yù)防儲備動機理論和信號傳遞理論揭示了企業(yè)金融投資行為的合理性和有效性，提出相關(guān)假設(shè)，以2010—2018年中國A股非金融類上市公司為研究樣本，通過基礎(chǔ)回歸模型、中介效應(yīng)回歸模型和調(diào)節(jié)效應(yīng)模型，并經(jīng)過穩(wěn)健性檢驗、內(nèi)生性檢驗得出以下結(jié)論。

第一，企業(yè)金融投資行為對戰(zhàn)略變革有顯著的正向影響，企業(yè)金融投資行為不僅增加了企業(yè)資金的流動性和企業(yè)資源價值，改善了企業(yè)外部資源交換能力，而且積累了企業(yè)戰(zhàn)略變革所需資金，有助于提升企業(yè)戰(zhàn)略變革質(zhì)量。

第二，通過模型檢驗，企業(yè)融資約束具有部分中介效應(yīng)。企業(yè)金融投資行為通過發(fā)揮預(yù)防儲蓄功能，降低了企業(yè)融資約束水平，進(jìn)而為企業(yè)戰(zhàn)略變革打下堅實基礎(chǔ)。

第三，企業(yè)金融投資行為通過投資收益率正向調(diào)節(jié)了戰(zhàn)略變革的效果。企業(yè)金融投資行為提高了企業(yè)投資收益率，由此傳遞了企業(yè)經(jīng)營情況向好的積極信號，有力支持了企業(yè)開展戰(zhàn)略變革。

為了更全面論證企業(yè)金融投資行為的作用，本文進(jìn)行了異質(zhì)性分析和細(xì)分金融投資行為檢驗，結(jié)果表明：其一，企業(yè)金融投資行為與戰(zhàn)略變革的顯著正相關(guān)關(guān)系在國有企業(yè)和非國有企業(yè)均成立。其二，低融資約束企業(yè)更傾向開展企業(yè)戰(zhàn)略變革，高融資約束企業(yè)在戰(zhàn)略變革方面趨于保守。其三，通過細(xì)分金融投資行為可發(fā)現(xiàn)，短期金融投資行為更有利于企業(yè)開展戰(zhàn)略變革。

（二）管理啟示

企業(yè)金融投資行為猶如一把雙刃劍，既能夠儲備流動性強的貨幣資金等資源，為企業(yè)開展戰(zhàn)略變革提供保障，又可能因風(fēng)險把控不當(dāng)，非但無法支持企業(yè)戰(zhàn)略變革，反而可能成為企業(yè)遭遇滅頂之災(zāi)的致命根源。基于上述研究結(jié)論，本文認(rèn)為應(yīng)從以下方面規(guī)范非金融企業(yè)的金融投資行為。

其一，企業(yè)的金融投資行為目標(biāo)要充分契合戰(zhàn)略變革要求。通過前述研究過程可知，企業(yè)金融投資行為和企業(yè)戰(zhàn)略變革具有顯著正向影響關(guān)系。因此，在企業(yè)進(jìn)行金融投資時，應(yīng)著重考慮企業(yè)戰(zhàn)略變革的要求，以戰(zhàn)略變革的需求進(jìn)行投資組合安排。必須明確企業(yè)金融投資行為的目標(biāo)不以牟取利潤為目的，而是以平滑戰(zhàn)略變革風(fēng)險為依據(jù)。

其二，企業(yè)的金融投資行為要符合企業(yè)經(jīng)營安全、風(fēng)險管控的目標(biāo)。企業(yè)金融投資行為不能損害企業(yè)經(jīng)營安全，加大財務(wù)風(fēng)險和經(jīng)營風(fēng)險。通過前述研究結(jié)論可知，企業(yè)金融投資行為可以部分緩解融資約束，積累企業(yè)資源優(yōu)勢。因此，企業(yè)金融投資行為要為開拓企業(yè)外部網(wǎng)絡(luò)關(guān)系資源，以擴展多元化融資手段為目的，在加強同銀行等金融機構(gòu)關(guān)系的同時實現(xiàn)企業(yè)經(jīng)營安全和風(fēng)險管控的目標(biāo)。

其三，企業(yè)金融投資行為要樹立為實體產(chǎn)業(yè)服務(wù)的理念。企業(yè)金融投資行為的表象結(jié)果是增加企業(yè)投資收益率，深層后果是為企業(yè)開展戰(zhàn)略變革和戰(zhàn)略規(guī)劃提供積極信號，力爭在利益相關(guān)者支持的基礎(chǔ)上，全面支持實體產(chǎn)業(yè)持續(xù)、有效地進(jìn)行包括技術(shù)創(chuàng)新、商業(yè)模式變革在內(nèi)的從結(jié)構(gòu)到質(zhì)量的全方位升級。因此，要摒棄純粹以金融投資利益為終極目標(biāo)的金融投資行為，建立服務(wù)實體產(chǎn)業(yè)的金融投資理念，促進(jìn)企業(yè)健康、有序地發(fā)展壯大，形成實體產(chǎn)業(yè)和金融資產(chǎn)交換、增值的合理對接體系。

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