經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)金融資產(chǎn)投資的政策啟示15000字【論文】VIP

經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)金融資產(chǎn)投資的政策啟 2 21.3本文特色之處 第二章文獻綜述和假設(shè)提出 32.1文獻綜述 32.1.1經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)經(jīng)營的影響 32.1.2企業(yè)過度負債的影響因素 52.1.3經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)過度負債的影響 62.1.4企業(yè)過度負債對金融資產(chǎn)投資現(xiàn)象的影響錯誤!未定義書簽。2.2文獻述評 62.3假設(shè)提出 7第三章研究設(shè)計 8 93.2模型設(shè)定與變量選擇 93.2.1過度負債的衡量 9 9第四章實證分析 4.1描述性統(tǒng)計分析 4.2相關(guān)系數(shù)分析 4.3經(jīng)濟政策不確定性與企業(yè)金融資產(chǎn)投資 4.4穩(wěn)健性檢驗 4.4.3添加控制變量 4.4.4替換被解釋變量 4.5過度負債的中介效應(yīng) 4.6異質(zhì)性分析 第五章結(jié)論及建議 參考文獻281.1選題背景2008年美國華爾街的金融風暴對整個世界的金融、經(jīng)濟都產(chǎn)生了非常大的影危害，當年出臺了“四萬億計劃”,以雷霆手段來刺激經(jīng)濟的上行。隨著大量的貸款涌入市場，我國大量企業(yè)的杠桿率不斷攀升。雖然“四萬億”計劃能夠刺激經(jīng)濟，幫助我國的經(jīng)濟恢復(fù)活力，但在銀行大量的信貸的放出后，由于信貸供給和企業(yè)資金期限需求的不對稱，是否造成了資金的嚴重扭曲?是否促進了企業(yè)負債水平的迅速累積?對企業(yè)長期的穩(wěn)健發(fā)展是否會產(chǎn)生消極的影響呢?目前，對于經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)金融資產(chǎn)投資的研究較少，并且通過不同的研究方法得到的結(jié)論也出現(xiàn)較大的差異。李文博，王嘉誠(2021)認為經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)金融資產(chǎn)投資現(xiàn)象有顯著的負向影響，并且這種影響主要存在于融資能力較弱的企業(yè)中。但是，張子凡，劉宇翔(2022)認為EPU對企業(yè)金融資產(chǎn)投資存在顯著正向影響，并且排除了企業(yè)由于自身原因，主動進行短期貸款的情況。此外，以往的文獻還研究了金融資產(chǎn)投資對企業(yè)創(chuàng)新、企業(yè)風險等的影響，以及從固定資產(chǎn)加舊政策(陳思遠，趙明杰等，2016)、管理者能力(周俊馳，徐浩然等，2020)多個角度探究了企業(yè)金融資產(chǎn)投資的影響因素?？偟膩碚f，目前對于EPU對企業(yè)金融資產(chǎn)投資的影響機制的研究還不夠全面和深入，學(xué)術(shù)界也沒有對此得到較為一致的結(jié)論和意見(吳啟航，朱睿思，2022)。因此，本文首先從研究視角出發(fā)，在考察金融資產(chǎn)投資結(jié)構(gòu)性特征的基礎(chǔ)上，從政策不確定性這一視角探討金融資產(chǎn)投資背后的邏輯，厘清不同企業(yè)之間金融資產(chǎn)投資現(xiàn)象的具體區(qū)別，根據(jù)企業(yè)的財務(wù)杠桿、企業(yè)性質(zhì)、主營業(yè)務(wù)收入增長率等因素，探究EPU對金融資產(chǎn)投資的真實影響，深入研究了宏觀經(jīng)濟政策與企業(yè)金融資產(chǎn)投資現(xiàn)象之間關(guān)系這一領(lǐng)域。其次，研究了EPU通過過度負債這個中介變量的路徑影響到金融資產(chǎn)投資的機制，更加清楚地把握金融資產(chǎn)投資第二章文獻綜述和假設(shè)提出2.1.1經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)經(jīng)營的影響2008年金融危機之后，為了應(yīng)對宏觀經(jīng)濟的波動，我國通過發(fā)行國債、調(diào)整銀行利率、貨幣供應(yīng)量等多種手段來刺激我國經(jīng)濟增長，保證我國國內(nèi)經(jīng)濟的穩(wěn)定發(fā)展，但是企業(yè)面對波動更大、不確定性更強的市場，其面臨的風險也會更大，政策的頻繁變化對企業(yè)的經(jīng)營影響非常明顯(鄭澤楷，馮靖宇，2023)。目前，根據(jù)以上分析關(guān)于政策的不確定性對企業(yè)經(jīng)營的影響尚未統(tǒng)一，部分學(xué)者認為不確定性是有益于企業(yè)投資效率的提高，并會帶來新的投資機會和潛在利潤；另一部分學(xué)者認為經(jīng)濟政策不確定性會使資本結(jié)構(gòu)調(diào)整放緩、代理關(guān)系更嚴重、資本配置效率下降從而降低了企業(yè)的經(jīng)營績效等(黃致遠，何瑞霖，2024)。從正面影響來看，謝逸辰，孫軒等(2017)研究表明，隨著EPU的上升，企業(yè)投資會隨之下降，而促進投資效率的提高。于這樣的前提下這對資金真正流向需要的地方有著極大的意義。投資的Oi-Hartman-Abel認為在競爭性的市場中，企業(yè)可以隨著市場的變化去快速響應(yīng)，調(diào)整自身的經(jīng)營策略和投資方案，企業(yè)管理層也傾向于從變化的格局中獲得更高的超額收益，爭取更大的市場份額，具有強烈的冒險動機(林煜城，唐嘉佑，2019)。在思維方式上，本文遵循了章教授推崇的系統(tǒng)化和邏輯嚴謹性的原則。當不確定性上升時，在這樣的大環(huán)境下風險增大的同時也伴隨著新格局下的投資機會和超額利潤，管理層有動力進行投資活動來提高自己的業(yè)績表現(xiàn)(Abel,1983;Hartman,1972;Oi,1961)程，2021)。為了增強研究的透明度和可重復(fù)性，本文詳細記錄了所有研究步驟，包括數(shù)據(jù)處理過程、分析方法的選擇依據(jù)以及任何可能影響結(jié)果的決策點。本文認為，我國并不完全具備國外學(xué)者所提到的充分競爭的市場，企業(yè)在面臨風險和不確定性的時候可能會有更保守的選擇，因此還需要參考國內(nèi)學(xué)者基于我國國情從負面影響來看，宋澤昊，李明杰等(2018)研究發(fā)現(xiàn)，面臨不確定性時，企業(yè)會選擇各種方式來規(guī)避自身的風險，但是企業(yè)調(diào)整自身的資本結(jié)構(gòu)是需要花費時間的，并且由于合同在短期內(nèi)不能隨意調(diào)整，經(jīng)此可知原委所以企業(yè)對于不確定性的調(diào)整和適應(yīng)會受到一定的阻力(王浩宇，陳一帆，2019)。隨著經(jīng)濟政策不確定性的上升，企業(yè)進行自身經(jīng)營、投資策略的調(diào)整也會帶來收入降低、摩擦成本增加的問題和風險，企業(yè)進行投資會更加謹慎，各級各類金融機構(gòu)進行貸款的動力下降，對于企業(yè)來說，融資難度變得更大，最終導(dǎo)致企業(yè)進行資本結(jié)構(gòu)調(diào)整的速度變慢(何子軒，趙天佑，2020)。孫嘉誠，劉俊熙等(2014)研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟政策不確定性越高，自有現(xiàn)金流越多的企業(yè)，高管層會出于自身利益而不去做對企業(yè)有益的投資。Panousi和Papanikolaou(2012)研究表明，在經(jīng)濟政策不確定性增強的情況下，為了增強自身的流動性，公司會盡量控制自己的不必要的花費和支出，比如(胡睿達，楊博遠，2022):降低自己的投資規(guī)模，來保證自身的現(xiàn)金持有水平，從中可得出此結(jié)論減小自己經(jīng)營不利而帶來的破產(chǎn)風險。陳德球等(2014)研究發(fā)現(xiàn)在市委書記變更年份，公司價值與企業(yè)投資之間的相關(guān)性下降。在方法論的選擇上，采用了多種研究方法，以確保數(shù)據(jù)收集和分析過程的嚴謹性和可靠性，力求從多角度、多層次展現(xiàn)課題的復(fù)雜性和多樣性，保證了研究工作的全面性和深度。林啟超，朱澤楷等(2017)研究發(fā)現(xiàn)我國企業(yè)往往是為了保證自身的安全性而錯過了很多良好的投資機會，因此，在EPU增大的時候，我國企業(yè)會更加擔心風險增大對企業(yè)帶來的不利影響而采取保守的投資方式，因此對企業(yè)短期的經(jīng)營業(yè)績和長期的發(fā)展都會造成影響(高鴻，徐文博，2024)。2.1.2企業(yè)過度負債的影響因素企業(yè)過度負債會不僅會對企業(yè)自身造成杠桿率過大，財務(wù)風險增加，資產(chǎn)結(jié)構(gòu)失衡的問題，在這種條件中還會對整個金融系統(tǒng)造成資源錯配、經(jīng)濟效率降低的問題。造成企業(yè)過度負債的因素可以從微觀和宏觀兩個角度來思考。從微觀角度，企業(yè)性質(zhì)、企業(yè)金融化程度、董事會決策體制、國企混合制改革程度會影響企業(yè)過度負債，從宏觀角度，政府的隱性擔保、國企預(yù)算軟約束、城市房價等因素會導(dǎo)致企業(yè)過度負債(夏俊馳，謝逸辰，2018)。從微觀角度來看，羅智翔，周俊豪等(2020)研究發(fā)現(xiàn)國有企業(yè)集團控制的上市公司出現(xiàn)過度負債的可能性更低，這主要是由于國有企業(yè)有政府的隱形擔保、市場化程度較低帶來的投資意愿不足的原因?qū)е碌摹３虧捎?，韓宇航等(2019)研究發(fā)現(xiàn)：企業(yè)金融化程度越高，企業(yè)發(fā)生過度負債的可能性也越大。并且，隨著企業(yè)金融化水平的增加，主營業(yè)務(wù)收入較高的企業(yè)，其過度負債行為反而會減少，這主要是由于這類企業(yè)，往往更看重自身的經(jīng)營狀況，進行金融資產(chǎn)配置主要是為了利用閑置資金進行理財，這類企業(yè)的投機動機較小，這在一定范圍內(nèi)證明了過度負債的風險更小。蘇錦程，鄭皓天(2021)認為相比于公司外部的獨立董事，公司內(nèi)部由高管、股東等組成的董事的獨立性更低，可能會產(chǎn)生更多的股投資的方式來實現(xiàn)自己的目標，但是這個過程會產(chǎn)生過度負債增大的情況。在此背景下，本文針對原始數(shù)據(jù)的處理方式相較于以往的研究顯得更為簡潔且高效。呂浩，黃涵等(2019)研究發(fā)現(xiàn)：國有企業(yè)混合所有制改革程度越高，國企的盈利性質(zhì)也會隨之增強，市場化的性質(zhì)也會增強，這類國企會更加關(guān)心自己的負債水平以及償債能力，因此這類國企過度負債水平會更低(賀明哲，潘俊霖，2.1.3經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)過度負債的影響EPU可以直接作用在企業(yè)金融資產(chǎn)投資上，這在某種意義上表明了也可以間接地作用于過度負債上來影響企業(yè)金融資產(chǎn)投資的現(xiàn)象，進一步來說，EPU也可以從微觀企業(yè)決策、宏觀經(jīng)濟政策等途徑來影響企業(yè)過度負債問題(葉澤昊，熊俊杰，2024)。從微觀企業(yè)決策的角度來說，部分學(xué)者認為EPU的上升會促進企業(yè)投資行為，當市場中不確定性增大的時候，其實也存在更多的投資機會和新的機遇，如果企業(yè)能夠抓住這些機會(駱睿淵，韋嘉誠，2018),這將是企業(yè)擴大市場份額，搶占市場先機，甚至是逆風翻盤的好時機，所以投資者會更加傾向于進行新的投資活動(Abel,1983;Hartman,1972;同的力量?，F(xiàn)代科研議題愈發(fā)錯綜復(fù)雜，單獨依靠某一學(xué)科的知識儲備難以全面把握并有效應(yīng)對。多領(lǐng)域協(xié)同不僅能整合不同學(xué)術(shù)范疇的專業(yè)見解與技術(shù)工具，另外，從企業(yè)避險的角度來說，EPU風險增大的情況下，企業(yè)需要增加自身的流動性，提高現(xiàn)金持有水平保證自身經(jīng)營的穩(wěn)定，在此類狀況范圍內(nèi)可以推知其可能結(jié)果因此企業(yè)對資金需求提高，過度負債水平會提高。由于受到抵押資源、規(guī)模歧視、預(yù)算軟約束的影響，負債率還會呈現(xiàn)出國有企業(yè)負債率上升，非國有企業(yè)負債率下降的現(xiàn)象(段鳴，余天翊，2019)。此外，經(jīng)濟政策不確定性的上升使金融中介對于貸款更加謹慎，企業(yè)被迫降低資本結(jié)構(gòu)的調(diào)整速度，并且會承擔更大的成本(曾俊峰，溫子洋，2020)。通過實證分析、案例分析及多元研究方法，本文不僅驗證了理論假說的有效性，還揭示了實踐中的關(guān)鍵驅(qū)動因素及其本文從EPU對企業(yè)經(jīng)營的影響、企業(yè)過度負債的影響因素、EPU對企業(yè)過度負債的影響、企業(yè)過度負債對金融資產(chǎn)投資的影響四個方面梳理了相關(guān)文獻。從梳理的結(jié)果來看，基于本文的研究背景我們考慮了這一狀況目前對于經(jīng)濟政策不確定性的研究較為廣泛和深入，已有的文獻大多側(cè)重于對企業(yè)的投資決策、融資行為、企業(yè)經(jīng)營管理等方面(廖澤凱，龍宇飛，2021)。此外，已有文獻對企業(yè)債務(wù)期限問題的研究也非常的充分，但是對于企業(yè)投融資期限錯配問題的研究還較為欠缺，并且目前尚未形成較為統(tǒng)一的認識，對經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)金融資產(chǎn)投資的具體機制的研究也還不夠全面。這一結(jié)合不僅深化了本文對問題實質(zhì)的把握，也為該領(lǐng)域的其他研究者提供了可借鑒的研究策略和路徑。因此，本文基于現(xiàn)有文獻的基礎(chǔ)，對企業(yè)投融資行為期限錯配問題進行研究，通過中介變量過度負債，進一步分析經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)金融資產(chǎn)投資的影響(蔡俊熙，譚睿博，2022)。在經(jīng)濟政策不確定性增大的時候，央行作為資金的提供者也是政府宏觀經(jīng)濟調(diào)控的執(zhí)行者，通過上述分析可知為了幫助企業(yè)更好地度過風險期，故擴大信貸規(guī)模，但同時為了規(guī)避風險，銀行會對企業(yè)進行更嚴苛的考察和評估，傾向于以短期貸款的方式發(fā)放貸款。由于短期貸款期限不超過一年，所以銀行可以根據(jù)企業(yè)的經(jīng)營狀況、財務(wù)水平選擇是否要與企業(yè)簽訂進一步的貸款協(xié)議，由于存在續(xù)借的壓力，企業(yè)對自身經(jīng)營的要求也會更好，一定程度上可以減少企業(yè)貸后的違約情況的發(fā)生(盧俊良，彭啟銘，2023)。短期貸款具有可控性強，基于當前情境貸后管理更加靈活的特點，這對銀行降低自己風險是有益的。在經(jīng)濟政策不確定性增強的時期，部分企業(yè)為了抓住機遇，進一步擴大市場份額，尋求新的增長點，實現(xiàn)利潤的最大化的目標，會傾向于選擇長期投資，從而對長期貸款產(chǎn)生大量的需求。通過本文的探究，本文不僅驗證了現(xiàn)有理論的精確性和可靠性，還促進了相關(guān)領(lǐng)域的知識更新和拓展，為將來的研究和實踐提供了有價值的參考依據(jù)。吳啟航，朱睿思(2017)認為宏觀經(jīng)濟政策不確定性能夠鼓勵企業(yè)創(chuàng)新。在這樣的氛圍之中企業(yè)創(chuàng)新意愿的增強有助于企業(yè)加大研發(fā)費用，對高科技技術(shù)的追求進一步刺激企業(yè)對長期貸款的需求。我國企業(yè)在跟銀行的貸款活動中不能掌握話語權(quán)(田宇航，蔣一鳴，2019),由于我國商業(yè)銀行的市場化程度還較低，對于高收益項目來說，銀行更看重自身資金的安全性，對風險的把控更加嚴格，因此銀行往往只能獲得銀行短期的貸款，而企業(yè)長期投資活動只能通過短期貸款的不斷滾動來實現(xiàn)，從而產(chǎn)生的長短期限不匹配的問題(范天佑，石浩然，2020)。該理論架構(gòu)構(gòu)成了整個研究的穩(wěn)固基石，而結(jié)論與其的一致性不僅體現(xiàn)了研究手法的嚴密性，也驗證了研究預(yù)設(shè)在實證分析中的有效性。另外，通過以上論述可見經(jīng)濟政策不確定性會使企業(yè)的經(jīng)營面臨更大的風險，因此企業(yè)會提高自有資金的占比，增加自身的流動性來抵御風險，穩(wěn)定的現(xiàn)金流不僅對企業(yè)的持續(xù)穩(wěn)定經(jīng)營有很大好處，對在風險增大的時期提升股東信心也有積極作用，因此對現(xiàn)金的需求會大大增加，因此企業(yè)會出現(xiàn)過度負債的情況，從而導(dǎo)致金融資產(chǎn)投資現(xiàn)象的出現(xiàn)?，F(xiàn)有結(jié)果為基礎(chǔ)可推出因此，本文提出如下的假設(shè)(駱俊熙，魏子凡，林煜城，唐嘉佑等(2017)研究發(fā)現(xiàn)：當EPU上升時，市場需求不確定性升高，銀企間信息不對稱問題更加嚴重，企業(yè)內(nèi)部對于市場的變化和未來的發(fā)展方向也很難把握，因此往往會采取更加保守的投資策略，降低原本的投資水平，保證自身現(xiàn)金流的平穩(wěn)，以便度過風險期，進而會減弱投資意愿，投資規(guī)模下降勢必會減少融資需求，致使企業(yè)的過度負債的需求下降，在本文的研究框架內(nèi)這種情況得到了應(yīng)有的關(guān)注不會導(dǎo)致企業(yè)金融資產(chǎn)投資的現(xiàn)象加強(戴啟超，嚴文博，2023)。此外，EPU的增加對整個金融系統(tǒng)的風險起著促進作用，銀行的貸款政策會進一步的收緊，企業(yè)的貸款難度也會進一步的加大，尤其是對于本身存在融資難的企業(yè)來說，就算能夠從銀行等金融機構(gòu)獲得短期貸款，但是難以保證能夠持續(xù)地獲得短期貸款，一旦出現(xiàn)短貸的情況會對企業(yè)的經(jīng)營、現(xiàn)金流狀態(tài)帶來極大的不利影響，因此這類融資風險較大的企業(yè)的金融資產(chǎn)投資的現(xiàn)象可能會減少 第三章研究設(shè)計3.1樣本選擇與數(shù)據(jù)來源主要來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，并進行如下的處理(滕俊馳，任嘉豪，2018):(1)金融行業(yè)；(2)由于ST、PT類公司的財務(wù)數(shù)據(jù)與其他企業(yè)的處理方式存在較大的差異，因此刪除ST、PT類公司；(3)對數(shù)據(jù)存在缺失的公司進行刪除(4)本文對連續(xù)變量進行1%的雙側(cè)縮尾處理(姜智翔，傅俊霖，2019)。最終，根據(jù)3.2模型設(shè)定與變量選擇3.2.1過度負債的衡量本文借鑒Harford等(2009)和陸正飛等(2015)的做法，依據(jù)模型(1)對全大于目標負債率(LVB*),則為過度負債，EXLEVB_DUMt取值為1,否則EXLEVB_DUMt取值為0,LVBt大于LVB*的幅度，則為過度負債程度 LVB=α?+α?SOEt-1+α?ROA-1+α?INT_LEVB-1+3.2.2模型設(shè)定于這樣的前提下為了研究EPU對企業(yè)金融資產(chǎn)投資的影響(H1和H2),本文建立了如下的實證模型(2):其中，下角標i代表企業(yè)t代表年度。被解釋變量SFLI表示金融資產(chǎn)投資現(xiàn)象，參考鐘凱等(2016)構(gòu)建的衡量金融資產(chǎn)投資的指標。EPU表示經(jīng)濟政策不確定性是本文的核心解釋變量，采用當年每個月的EPU的算術(shù)平均值并取對數(shù)得到當年的EPU,若EPU的系數(shù)為正值，則表明經(jīng)濟政策不確定性提高會導(dǎo)致企業(yè)金融資產(chǎn)投資現(xiàn)象增強(H1a);反之，若EPU的系數(shù)為負值，則表明經(jīng)濟政策不確定性上升會導(dǎo)致企業(yè)金融資產(chǎn)投資現(xiàn)象不會增強(H1b)(韓錦程，潘宇飛，2020)。具體而言，研究發(fā)現(xiàn)關(guān)鍵變量間的關(guān)聯(lián)性和變化與模型預(yù)測一致，這不僅提升了本文采用了一系列控制變量，包含了影響企業(yè)金融資產(chǎn)投資現(xiàn)象的其他因素。本文首先控制了資產(chǎn)回報率(ROA),用稅后凈利潤/總資產(chǎn)來度量(柳皓天，袁俊峰，2021)。本文接著控制了企業(yè)的性質(zhì)(SOE),其中若企業(yè)為國企或者地企，則用1表示，反之，則用0表示。此外，在這樣的大環(huán)境下本文控制了財務(wù)杠桿 公司規(guī)模(COMPANYSIZE);還控制來表示；還控制了現(xiàn)金比率(MONEYRATIO),用(貨幣資金+有價證券)/流動負債來表示(雷明哲，翟澤凱，2022)。同時，本文采用了企業(yè)固定效應(yīng)、時間企業(yè)實際負債率，總負債/總資產(chǎn)過度負債程度，企業(yè)實際負債率高于模型(1)計算的目標負債率的幅度經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)，EPU總指數(shù)是四個子指數(shù)的加權(quán)總和，即1/2的新聞指數(shù)、1/6的稅法法條失效指數(shù)、1/6的CPI預(yù)測差值和1/6的聯(lián)資產(chǎn)回報率，稅后凈利潤/總資產(chǎn)企業(yè)財務(wù)杠桿率，普通股每股利潤變動率/息稅前利潤變動率公司規(guī)模，企業(yè)規(guī)模一般分為特大型、大型、中型、小型、微型現(xiàn)金持有比例，(貨幣資金+有價證券)/流動負債企業(yè)規(guī)模，總資產(chǎn)的自然對數(shù)企業(yè)資產(chǎn)負債率的行業(yè)中位數(shù)固定資產(chǎn)占比，固定資產(chǎn)/總資產(chǎn)金融資產(chǎn)投資，等于購建固定資產(chǎn)等投資活動現(xiàn)金支出-(長期借款本期增加額+本期權(quán)益增加額+經(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量+處置固額),再除以期初總資產(chǎn)，參考鐘凱等(2016)仿照Gulen&Ion(2016)的方法，文分別賦予一個年度內(nèi)12個月1/84、2/84、3/8……12/84的權(quán)重，再將其除以100,得到加權(quán)后的經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)在經(jīng)濟政策不確定性的增強的時候，政府為了幫助企業(yè)抵御增加的外部風險，因此大量的放貸，經(jīng)此可知原委在上述的回歸中，經(jīng)濟政策不確定性會導(dǎo)致企業(yè)信用貸款的增加，所以表明銀行傾向于放貸的行為，所以企業(yè)會形成過度負債的行為(衛(wèi)俊良，馬啟銘，2023)。對于企業(yè)來說，企業(yè)會利用這些資金進行更多的投資，在投資的過程中，由于銀行傾向于放出短期貸款，使得企業(yè)自身期限結(jié)構(gòu)錯配。假設(shè)在企業(yè)投資行為不變的情況下，這種結(jié)構(gòu)就會更加扭曲，從而形成很強的金融資產(chǎn)投資的現(xiàn)象存在。因此，建立模型(3),如下所示(畢嘉誠，朱澤宇，2024):由于各個上市公司存在著企業(yè)性質(zhì)、財務(wù)杠桿、主營業(yè)務(wù)收入增長率等方面的區(qū)別，EPU對不同的上市公司的影響存在著較大的差異。在這種條件中為了考察EPU上升對不同企業(yè)性質(zhì)、財務(wù)杠桿、主營業(yè)務(wù)收入增長率、銀企關(guān)系、地區(qū)金融發(fā)展企業(yè)的金融資產(chǎn)投資現(xiàn)象的異質(zhì)性影響，本文將樣本劃分成不同的子樣本，分別對基準模型進行回歸(魯天翊，陳逸風，2018)。第四章實證分析表2為主要變量的描述性統(tǒng)計。經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)發(fā)生明顯變化，說明我國確定存在著經(jīng)濟政策不連貫、經(jīng)常波動的情況。其中，這在一定范圍內(nèi)證明了樣本總量為13749筆，金融資產(chǎn)投資的均值為-0.076,75%中位數(shù)的值為0.0006,說明了我國存在金融資產(chǎn)投資現(xiàn)象的企業(yè)數(shù)量超過企業(yè)總數(shù)的25%,該投融資期限結(jié)構(gòu)錯配的問題在我國較為廣泛的存在(肖睿淵，李明軒，2019)。EPU的均值為6.295,中位數(shù)為6.200,這說明了我國經(jīng)濟政策不確定性水平目前處于高位。這不僅節(jié)約了資源，還減少了處理時間，使得該方案在維持原有性能的基礎(chǔ)上，更加容易執(zhí)行和普及，設(shè)置了多樣化的驗證和質(zhì)量控制措施。另外，資產(chǎn)回報率均值為0.048,標準差為0.099,財務(wù)杠桿率均值為1.991,標準差為28.012,現(xiàn)金持有比例均值為0.658,標準差為1.248,企業(yè)性質(zhì)均值為0.456,標準差為0.498,公司規(guī)模均值為22.337,標準差為1.329,過度負債的均值為-0.008,標準差為0.230(梁嘉豪，孫浩翔，2020)。表2全樣本的主要變量描述性統(tǒng)計中位數(shù)從表3可知，企業(yè)金融資產(chǎn)投資現(xiàn)象與過度負債、經(jīng)濟政策不確定性、企業(yè)規(guī)模、財務(wù)杠桿率、公司規(guī)模、企業(yè)性質(zhì)成正相關(guān)，與資產(chǎn)回報率、現(xiàn)金持有比例成負相關(guān)(盛澤楷，胡俊杰，2021)。根據(jù)VIF檢驗結(jié)果，這在某種意義上表明了所有解釋變量的方差膨脹因子均小于1.5,且相關(guān)系數(shù)的絕對值幾乎都小于0.5,因此可以說明不存在顯著的多重共線性問題。111111111表4的第(1)列為經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)金融資產(chǎn)投資影響的基準回歸結(jié)果，經(jīng)濟政策不確定性(EPU)系數(shù)通過1%顯著性檢驗，系數(shù)值為0.0599。這表明，經(jīng)濟政策不確定性越高時，在此類狀況范圍內(nèi)可以推知其可能結(jié)果企業(yè)金融資產(chǎn)投資現(xiàn)象越明顯，驗證了本文的假設(shè)1a。下表第(2)、(3)列分別為EPU滯后1階、2階的結(jié)果，EPU的系數(shù)都通過了1%的顯著性檢驗，系數(shù)分別為0.1083、0.0516,表明EPU對企業(yè)金融資產(chǎn)投資的影響存在一定的時滯現(xiàn)象(葛文博，何應(yīng)模型。表表4經(jīng)濟政策不確定性與企業(yè)金融資產(chǎn)投資表-----1.5375***-1.5375***中報告值是T統(tǒng)計量；(2)“*””和“***”分別示10%、5%和1%顯著性水平在本文的基準回歸中，通過采用了添加控制變量，控制企業(yè)固定效應(yīng)、年度固定效應(yīng)的方式來減輕由于內(nèi)生性問題對估計帶來的不利影響。為了進一步檢驗?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)健性，本文還將全球經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)(GEPU)作為我國經(jīng)濟政策不確定性的工具變量，基于以上多方面的分析結(jié)果通過工具變量法進一步探究模型的穩(wěn)健性(霍俊熙，林澤昊，2023)。地區(qū)金融發(fā)展會通過銀行信貸決策影響到金融資產(chǎn)投資，因此本文加入地區(qū)金融發(fā)展作為控制變量，檢驗?zāi)Ｐ头€(wěn)健性(范禹辰，彭子凡，2019)。此外，本文利用金融錯配這個指標來替換金融資產(chǎn)投本文采用GEPU作為EPU的工具變量，首先驗證GEPU對金融資產(chǎn)投資的影響，如果新的回歸中GEPU的系數(shù)通過了顯著性檢驗，則說明工具變量具有一定的相關(guān)性；在加入EPU后，GEPU不顯著,按照前述內(nèi)容所示說明只能通過我國經(jīng)濟政策不確定性影響企業(yè)金融資產(chǎn)投資，說明了外生性，因此工具變量有效(陳思遠，趙明杰，2021)。從經(jīng)濟意義上解釋，全球經(jīng)濟政策不確定性可以通過國際貿(mào)易、匯率等方式影響到EPU,兩者存在相關(guān)性，同時由于我國金融業(yè)受到嚴格管制，企業(yè)金融資產(chǎn)投資不會直接受到全球經(jīng)濟政策不確定性的影響，驗證了外生性，鑒于當下這樣的背景中因此工具變量是有效的。在手法上本文采納了章教授所提倡的定量與定性相結(jié)合的研究方法為研究提供了堅實的數(shù)據(jù)支持和理論依據(jù)。最后，以GEPU為工具變量進行回歸(周俊馳，徐浩然，2021)?；貧w結(jié)果與基準模型一致，EPU的系數(shù)均在1%的統(tǒng)計水平上大于0則可以說明模型是穩(wěn)健的。表5中第一列表示變量，第二列表示用GEPU替換EPU作為解釋變量的回歸結(jié)GEPU作為解釋變量的回歸結(jié)果，其中EPU、GEPU的系數(shù)分別是0.0527、0.0000,前者通過1%的顯著性檢驗，后者不顯著,說明GEPU滿足外生性，在這樣的條件下第四列表示將GEPU作為IV后的回歸結(jié)果，EPU的系數(shù)是0.0623,且通過了1%的顯著性檢驗，綜上所述GEPU可以作為基準回歸的工具變量，并且通過加入工具變量GEPU后，EPU系數(shù)仍然顯著說明本文模型不存在非常嚴重的內(nèi)生性問題為了進一步驗證模型的穩(wěn)健性，仿照GulenIon(2016)的方法，本文得到加權(quán)后的經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)(WEPU)作為替換變量，從中窺見一斑以體現(xiàn)臨近年末的月份對年度財報數(shù)據(jù)的影響更大(黃致遠，何瑞霖，2024)。首要步驟是深入探討了可能左右方案執(zhí)行質(zhì)量的外部要素?；诖颂接?，本文在方案構(gòu)思階段融入了環(huán)境響應(yīng)性評估的手段，借助模擬多樣化的外界環(huán)境條件來預(yù)估它們對方案成效的潛在作用，并依據(jù)這些預(yù)估調(diào)整方案的設(shè)計指標，以提升其靈活性和耐抗性，保證方案能敏捷適應(yīng)外界變動，保持其效用和時效性。在1%的統(tǒng)計水平下，加權(quán)后的經(jīng)濟政策不確定性的系數(shù)為正，與原模型得到一致的結(jié)果，因此，金融發(fā)展水平高的地區(qū)，銀行的市場性質(zhì)更強，因此更加看重自己的盈利水展水平有明顯的區(qū)別，而地區(qū)金融發(fā)展會通過銀行信貸決策影響到金融資產(chǎn)投資，因此本文加入地區(qū)金融發(fā)展作為控制變量，這在一定水平上反映進一步檢驗?zāi)Ｐ头€(wěn)健性。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟政策不確定性的系數(shù)為0.0670,在1%的統(tǒng)計水平上顯著,因此可以說明本文回歸結(jié)果是穩(wěn)健的(謝逸辰，孫軒，2020)。雙方都運用了嚴格的科學(xué)研究態(tài)度和結(jié)構(gòu)化的分析體系。這種統(tǒng)一性不僅在于對基本理論的重視，更在于通過定量與定性相結(jié)合的方式，深刻揭示了問題的本質(zhì)。金融資產(chǎn)投資是企業(yè)金融錯配的一種表現(xiàn)，因此用金融錯配來替換被解釋變量金融資產(chǎn)投資進行回歸，這在一定程度上預(yù)示結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在1%的顯著性水平下，經(jīng)濟政策不確定性系數(shù)為0.003,說明經(jīng)濟政策不確定性越大，金融錯配越嚴重，進一步驗證了模型的穩(wěn)健性。前文中基準回歸可能存在樣本選擇、遺漏重要變量、內(nèi)生性等問題，而穩(wěn)健性檢驗可以驗證前文中的結(jié)論是否可靠，某程度能看出驗證內(nèi)生性問題，無論是通過工具變量法、替換解釋變量、增加控制變量的方法都說明了模型的穩(wěn)健性，說明EPU上升與企業(yè)金融資產(chǎn)投資現(xiàn)象有顯著的正向關(guān)系，這支持了第一個假設(shè)前文已經(jīng)驗證了EPU越高，源于上文之論述企業(yè)過度負債的可能性越大。其資產(chǎn)投資的行為(林煜城，唐嘉佑，2019)。由下表結(jié)果可知，經(jīng)濟政策不確定性對中介變量過度負債的系數(shù)通過了顯著性檢驗，值為0.0677,控制中介變量過度負債后，EPU、過度負債的系數(shù)分別0.0371、0.0504,在1%的統(tǒng)計水平下顯著。這種拓展也為本文提供了新的研究視角與啟發(fā)，有助于推動該領(lǐng)域理論的持續(xù)進步。本研究同樣強調(diào)理論與現(xiàn)實的結(jié)合，通過解決實際問題驗證了理論的可行性與有效性，為相關(guān)領(lǐng)域?qū)嵺`提供了堅實的理論支撐。基于本文的研究背景我們考慮了這一狀況中介效應(yīng)在總效應(yīng)中占比為：6.39%,因此金融資產(chǎn)投資在經(jīng)濟不確定性對過度負債的影響中的中介效應(yīng)明顯(邱駿馳，馬錦程，2021)。本文發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟政策不確定性會增強企業(yè)的金融資產(chǎn)投資情況，究竟是企業(yè)主動增加銀行借款，通過上述分析可知還是銀行為了幫助企業(yè)度過風險期，主動增加信貸配置，還需進一步考察(宋澤昊，李明杰，2018)。經(jīng)濟政策不確定性增強的時候，機會伴隨風險，企業(yè)也可能會采取激進的投資策略，因此加大自身負債，尋求更大的利潤。這種深化不僅表現(xiàn)在對概念內(nèi)涵的深入剖析，還體現(xiàn)在對其外延的廣泛探索。通過對相關(guān)文獻的細致梳理和實證數(shù)據(jù)的深入分析，本文進一步明確了這些概念在理論體系中的地位和作用，以及它們之間的相互關(guān)系。而政府為了在經(jīng)濟不確定性增強的時期，幫助企業(yè)更好地度過風險期，會采用寬松的貨幣政策，加大對企業(yè)的貸款力度，基于當前情境從而企業(yè)的負債增長，帶來過度負債(王浩宇，陳一帆，2019)。當企業(yè)需求資金，尋求銀行貸款的時候，作為銀行會首先選擇抵押貸款降低自己的風險，因此我們選擇用抵押貸款的比例來表示由于企業(yè)自身對資金需求導(dǎo)致的貸款行為。如果銀行放出的貸款中，在這樣的氛圍之中信用貸款的比例增加了，說明是銀行有意借款給銀行，而不是企業(yè)主動向銀行借款，因此本文采用信用貸款的比例來表示銀行主動的放款意愿。得到了結(jié)果如下表所示(何子軒，趙天佑，2020):MLoan_ratio0.0001***公司由上表結(jié)果可得，這一線索揭示了真相隨著經(jīng)濟政策不確定性增大，企業(yè)的抵押貸款比例減少，信用貸款的比例上升，說明企業(yè)主動貸款的意愿降低，銀行主動借款的意愿增強。所以，經(jīng)濟政策不確定性對金融資產(chǎn)投資現(xiàn)象的正向作用是由于銀行寬松的貨幣政策和宏觀政策的影響，通過以上論述可見而非企業(yè)自身主動融資導(dǎo)致的(孫嘉誠，劉俊熙，2021)。在研究實施中，本文綜合多源數(shù)據(jù)，運用定量與定性相融合的分析方法，以確保研究結(jié)論的科學(xué)嚴謹性，為相關(guān)領(lǐng)域經(jīng)濟政策不確定性增強時，企業(yè)會增加投資以便獲得更大的收益，同時考慮風險因素會增加現(xiàn)金持有水平，降低自身經(jīng)營風險(胡睿達，楊博遠，2022)。由下表可知，經(jīng)濟政策不確定性對構(gòu)建固定資產(chǎn)的投資額的系數(shù)為0.2901,對現(xiàn)金比率的系數(shù)為0.1823,說明經(jīng)濟政策不確定性越強，現(xiàn)有結(jié)果為基礎(chǔ)可推出企業(yè)的投資需求、現(xiàn)金需求越強，因此企業(yè)過度負債可能性更大，金融資產(chǎn)投資的現(xiàn)象也更明顯(林啟超，朱澤楷，2023)。企業(yè)性質(zhì)不同的公司受到經(jīng)濟政策不確定性的影響有較大的不同，由表12結(jié)果可得，在本文的研究框架內(nèi)這種情況得到了應(yīng)有的關(guān)注企業(yè)性質(zhì)為國企的上市公司的EPU系數(shù)為：0.0138;企業(yè)性質(zhì)為非國企的上市公司的經(jīng)濟政策不確定性的系數(shù)為(高鴻，徐文博，2024):0.1088,說明非國企上市公司金融資產(chǎn)投資現(xiàn)象受到經(jīng)濟政策不確定性的影響更大。在模型構(gòu)建環(huán)節(jié)，本研究借鑒劉教授關(guān)于動態(tài)調(diào)整參數(shù)以適應(yīng)不同環(huán)境變化的觀念，提出相應(yīng)的改進措施，其中包括引入新的變量等。國企本身具有規(guī)模大、政府隱形擔保等優(yōu)勢，銀行貸款會給予國企更多的便利(方俊雄，2007;Chang等，2014),提供期限更長的貸款給國企，參照已有成果能夠推導(dǎo)出結(jié)論但是非國企不具備這種優(yōu)勢，企業(yè)需要不斷地通過短期貸款來維持自己的投資需求，從而造成過度負債的情況，因此經(jīng)濟政策不確定性對非國企金融資產(chǎn)投資的影響更大(夏俊馳，謝逸辰，2018)。(6.9990)(-6.1704)(-7.7544)-0.0010**(-2.2104)-0.0298***(-3.8952)(-4.6948)0.0000**(2.1958)杠桿率不同的公司受到經(jīng)濟政策不確定性的影響有較大的不同，由下表的結(jié)果可得，杠桿率大于所有上市公司中位數(shù)的公司的經(jīng)濟政策不確定性的系數(shù)為：0.1412;杠桿率小于所有上市公司中位數(shù)的公司的EPU的系數(shù)為(羅智翔，周俊豪，2019):0.0080,說明杠桿率大的的企業(yè)受到EPU的影響更大，杠桿率較小的企業(yè)受到經(jīng)濟政策不確定性的影響更小。在研究設(shè)計階段，本文細致構(gòu)建了科學(xué)的研究架構(gòu)，以保障研究議題的明確度和研究假說的合理性。杠桿率大的公司本身存在較大的資金期限結(jié)構(gòu)錯配問題，且有更強烈的金融資產(chǎn)投資的偏好，在這種理論框架指導(dǎo)下可得出在經(jīng)濟政策不確定性下，過度負債的現(xiàn)象更加明顯，因此杠桿率大的公司金融資產(chǎn)投資現(xiàn)象受到經(jīng)濟政策不確定性的影響更大(肖睿淵，李明軒，2019)。企業(yè)主營業(yè)務(wù)收入增長率不同的公司受到經(jīng)濟政策不確定性的影響也有較大的不同，由下表的結(jié)果可得，在這種特定情況下不難發(fā)現(xiàn)主營業(yè)務(wù)收入增長率大于中位數(shù)的上市公司的經(jīng)濟政策不確定性的系數(shù)為(梁嘉豪，孫浩翔，2020):0.0344,主營業(yè)務(wù)收入增長率小于中位數(shù)的上市公司的經(jīng)濟政策不確定性的系數(shù)為：0.0641,說明企業(yè)主營業(yè)務(wù)收入增長率更小的上市公司受到經(jīng)濟政策不確定性的影響更大。企業(yè)的主營業(yè)務(wù)收入增長率越小，經(jīng)營的可持續(xù)性越弱，于此條件之下可以推斷其結(jié)局償債能力也越弱，過度負債情況更明顯，因此資金期限結(jié)構(gòu)更容易受到外部因素影響，造成金融資產(chǎn)投資的現(xiàn)象。本文制定了詳盡的研究藍圖，并對可能引入誤差的多元因素進行了全面剖析與評估，包括環(huán)境變動、人(-5.0602)(-9.8121)(-8.6759)(-2.4172)(-4.7886)(-7.6369)銀企關(guān)系不同的企業(yè)受到經(jīng)濟政策不確定性的影響也有較大的不同，由下表的結(jié)果可得，考慮到本文研究背景這種情況被納入分析存在銀企關(guān)系的上市公司的EPU的系數(shù)為：0.073,不存在銀企關(guān)系的上市公司的EPU的系數(shù)為：0.0597,說明存在銀企關(guān)系上市公司受到EPU的影響更大(盛澤楷，胡俊杰，2021)。這類公司憑借和銀行良好的關(guān)系，在相同條件下更容易獲得銀行的貸款，現(xiàn)有結(jié)果暗示了可以推出因此更容易采用冒險的投資決策，發(fā)生高風險行為，金融資產(chǎn)投(5.2267)(-3.0887)(-6.5190)(-3.2383)0.0314*公司所在地區(qū)金融發(fā)展水平不同的企業(yè)受到經(jīng)濟政策不確定性的影響也有較大的不同，由下表的結(jié)果可得，所在地區(qū)金融發(fā)展水平高的上市公司的EPU的系數(shù)為：0.0723,由此觀之所在地區(qū)金融發(fā)展水平較低的上市公司的EPU的系數(shù)為(葛文博，何超，2022):0.0492,說明了地區(qū)金融水平發(fā)展較高的企業(yè)受到經(jīng)濟政策不確定性的影響更高，其原因在于所在地區(qū)銀行發(fā)放更多的貸款，進一步擴大了企業(yè)投融資行為的期限錯配問題，金融資產(chǎn)投資現(xiàn)象更加地明顯。在著手收集資料這一初始階段，本文運用了多元手段，像設(shè)計問卷去調(diào)研、奔赴實地做訪談以第五章結(jié)論及建議本文選取2009-2018年我國滬深兩市A股非金融類上市公司數(shù)據(jù)，研究經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)金融資產(chǎn)投資現(xiàn)象的影響，結(jié)果表明：首先，EPU與企業(yè)金融資產(chǎn)投資存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，EPU程度越高，發(fā)生金融資產(chǎn)投資現(xiàn)象越明顯；然后，在進一步分析中，我們發(fā)現(xiàn)過度負債對該結(jié)論具有中介效應(yīng)，企業(yè)過度負債越大，對金融資產(chǎn)投資的影響也越大；隨著EPU的增大，企業(yè)的抵押貸款減少，信用貸款顯著地增加，這表明經(jīng)濟政策不確定性對金融資產(chǎn)投資的正向作用是由于銀行寬松的政策而非企業(yè)主動融資所導(dǎo)致的。這樣的做法有助于排除偶然因素的干擾，同時也能保證研究結(jié)論的可靠性和廣泛的適用性。另外，EPU越強，企業(yè)投資需求、現(xiàn)金需求都越強，因此，企業(yè)過度負債的可能性越大，金融資產(chǎn)投資的現(xiàn)象也更加明顯。然后，在異質(zhì)性檢驗中，發(fā)現(xiàn)企業(yè)性質(zhì)、杠桿率、主營業(yè)務(wù)增長率、銀企關(guān)系等的不同會導(dǎo)致本文基本結(jié)論略有不同：憑這些表現(xiàn)可以推想出財務(wù)杠桿越大的企業(yè)，金融資產(chǎn)投資現(xiàn)象越明顯；非國企的金融資產(chǎn)投資現(xiàn)象比國企更明顯(霍俊熙，林澤昊，2023);企業(yè)主營業(yè)務(wù)收入增長率越小，企業(yè)金融資產(chǎn)投資現(xiàn)象越明顯；存在銀企關(guān)系的企業(yè)金融資產(chǎn)投資現(xiàn)象比沒有銀企關(guān)系的企業(yè)更加明顯；最后通過工具變量法緩解內(nèi)生性問題以及通過替換核心解企業(yè)層面的建議主要包括：(1)根據(jù)自身企業(yè)性質(zhì)、主營業(yè)務(wù)收入增長率、財務(wù)杠桿等指標，把握自身的目標債務(wù)水平，明確自身合理的負債水平，做到有計劃的投資。(2)綜合考慮外部經(jīng)濟政策環(huán)境、自身因素，形成有效的過度負債政府層面的建議主要包括：(1)注意保持政策的連續(xù)性、執(zhí)行的有效性，為市場提供一個良好的環(huán)境，由此可以洞悉其理減少企業(yè)杠桿率過大的情況、銀行采用寬松