企業金融投資行為會促進企業戰略變革嗎

滕劍侖 蒲炳官 邱書欽 馬興銳

【摘 要】 為了揭示企業金融投資行為對企業戰略變革的影響，尋找企業金融資產和實體資產融洽的平衡點，以資源基礎觀、預防儲備理論和信號傳遞理論為基礎，以2010—2018年中國A股上市公司為樣本，建立了戰略變革度為因變量、企業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節變量投資收益率，以保障模型的完整性。為進一步驗證模型的合理性，進行了替代變量、傾向性匹配和工具變量的穩健性檢驗。通過對投資行為流動性的分期，發現企業短期金融投資行為對企業戰略變革的影響更為顯著。研究表明企業金融投資行為和企業戰略變革之間存在顯著正相關關系，企業金融投資行為能夠減緩融資約束的不利影響，而企業金融投資行為帶來的投資收益率對企業戰略變革具有調節作用。

【關鍵詞】 企業金融投資行為； 融資約束； 企業戰略變革

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

一、引言

企業金融投資行為能夠傳導企業戰略信號已在學術界達成共識。研究認為，企業實施金融投資行為顯示了企業脫實向虛的發展趨勢，企業過度金融投資行為雖然有實現高收益的可能性，但是帶來的高風險也不容忽視[ 1 ]。企業金融投資行為還會傳遞負面信號，降低投資者的信心，造成公司股價的不穩定[ 2 ]。非金融實體企業的金融投資行為被視作對實體產業的擠占，是企業過分追求短期收益的重要表現形式[ 3 ]，過度投資會造成企業實體投資效率下降等經濟后果[ 4 ]。然而，金融投資行為在短期內帶來更加豐裕的現金流，積累了企業開展研發活動的資金，緩解了企業資金緊張的局面，提升了企業創新績效。金融投資行為亦是企業彌補實體投資效率低、增加多元融資渠道的重要手段[ 5 ]?，F有的研究成果表明，企業戰略變革依循外界環境變化和企業自身持續發展的目標加以謀劃[ 6 ]。其中企業貨幣資金數量、質量和流動性作為企業開展經濟活動的重要依仗性基礎資源，在企業戰略變革中的地位無法忽視[ 7 ]。為此，企業金融投資行為成為左右企業戰略變革的主要力量。

企業實施金融投資行為主要取決于企業外部環境和內部環境的共同影響，其動因是維持企業持續的利潤回報和現有的行業地位。外部環境包括國家宏觀環境，即稅收政策和融資約束程度，能加劇或削弱企業金融投資行為，從而影響企業戰略變革的決策[ 8 ]。內部環境包括公司自身資本結構、現金持有水平等[ 9 ]。此外，公司行業特征與創新能力等也決定了公司金融投資行為的實施程度[ 10 ]，影響企業戰略變革的頻度和深度。企業的金融投資行為和企業戰略變革決策具有一定的相關性，其實施依據是適應企業發展目標采取現階段有限理性最優決策；但企業金融投資行為是戰略變革的先發行為，戰略變革是后知結果，即企業金融投資行為會對戰略變革產生顯著的經濟后果。企業金融投資行為在企業資源交換和配置中具有顯著地位，由企業金融投資行為形成的網絡關系決定了企業戰略變革的效果。由此，企業金融投資行為以利潤追求為基礎目標與企業戰略變革達成一致，并通過現金流動性、資源交換有效性和網絡關系拓展性等形成了對企業戰略變革的綜合影響。

為了深入探究企業金融投資行為和企業戰略變革之間的關系，資源基礎觀、預防儲備動機理論和信號傳遞理論的應用顯得尤為重要。資源基礎觀分析了企業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現金資源、拓展企業資源生成能力等措施，形成了企業戰略變革的基礎。為了獲得諸如現金等資源，增加企業投資回報水平，金融投資行為會依據企業現有情況和面臨的內外部環境加以強化或者削弱。上述行為變化對企業戰略變革的影響值得關注。預防儲備動機理論分析企業資金流偏緊、盈利能力受限情況下通過加強金融投資力度防止企業出現財務危機[ 11 ]所采取的措施，揭示了金融投資行為和企業戰略變革的內在動因。信號傳遞理論則從企業充足的現金資源和符合投資者預期收益率傳遞出企業經營狀況良好信息的角度，突出了金融投資行為的積極影響，推導出金融投資行為在企業戰略變革中的正向作用。

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

本文可能的貢獻在于：其一，從金融投資行為效率和風險入手，揭示了金融資產在企業資源配置中的重要作用，有利于解釋企業戰略脫實向虛現象的根本原因，為企業戰略變革的深入研究提供有益思路。其二，以預防儲備動機理論為依據，闡明了企業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金融投資行為的適度合理性，為實體經濟和金融投資之間形成富有成效的協調關系提供有力證據。其三，以投資收益率作為企業實施金融投資行為的調節變量，揭示金融投資行為應以符合企業利潤持續增長目標為依據，并影響企業戰略變革，由此為企業金融投資行為的強度提供重要參考方向。其四，以流動性特征區分了企業短期金融投資行為和長期金融投資行為對企業戰略變革的影響，為指導企業合理、有效開展金融投資提供有益參考。

二、理論分析與研究假設

（一）資源基礎觀下的企業金融投資行為對企業戰略變革的影響分析

作為諸多利益相關者的契約體，企業和外部經濟體在資源交換、優化和配置的過程中，總會憑借自身對人力資源、物質資源和社會資源的掌控獲取繼續成長的關鍵性資源與回報。資源基礎觀指出，企業進行戰略變革的基礎不僅在于自身資源在交易中交換的優勢，還在于企業依賴自身資源的稀缺性、價值獨特性，通過企業自身戰略活動及經營活動擴展和形成的網絡關系實現企業既定的戰略目標；企業通過與行業內或者跨行業不同企業之間形成具有資源優化配置內蘊的資源組合和資源匹配價值網絡，將導致企業開啟戰略變革的抉擇；企業在新技術、新經濟環境的沖擊下，不再僅依靠自身資本積累，而是充分利用企業自身與外在資源組合，創造更加持續的利潤增長模式[ 12-13 ]。

基于上述理論，企業金融投資行為對企業戰略變革的影響表現在如下方面：其一，企業金融投資行為是企業利用自身稀缺資源提升企業戰略變革資源整合能力和優化能力的基礎。即企業憑借金融投資行為增加企業資金保障能力，集聚企業開展經營活動和創新活動的變現資源，為企業平穩開展戰略變革積蓄力量。其二，企業金融投資行為是企業緩沖戰略變革風險的重要手段。適度的金融投資行為不僅提升了企業資金的使用效率，而且擺脫了戰略變革面臨的資不抵債的財務困境，為企業戰略變革保駕護航。其三，企業金融投資行為是構建企業戰略變革價值增值網絡的有效環節。合理的金融投資行為不僅解決了企業短期內資金閑置的問題，而且為企業構建與戰略變革相關的價值網絡提供了資金保障，豐富了企業戰略變革的資金來源。因此，本文提出以下假設：

H1：企業金融投資行為對企業戰略變革有顯著的正向影響。

（二）預防儲備動機下企業金融投資行為降低融資約束的作用分析

在新經濟時代，企業面臨的內外部環境更加不確定，如何掃清企業戰略變革的障礙、降低戰略變革的財務危機風險、儲備必要的現金等價物至關重要[ 14 ]。預防儲備動機理論認為，企業在經營活動中應加強自我保護機制的構建和塑造。在企業戰略變革中，如何預防新戰略模式因與企業內外部環境不相匹配帶來的經營風險和財務風險激增，成為企業實施金融投資行為的重要動因。鑒于企業外部投資者在信息不對稱加劇的情況下，采取提升風險溢價的補償措施[ 15 ]進一步加劇了企業融資約束，所以企業通過金融投資行為擴展企業資金來源，形成與銀行等債權人之間的社會網絡關系，對紓解企業融資約束具有正向影響。

基于上述分析，企業金融投資行為在降低企業融資約束方面的作用如下：其一，增加企業現金資源，提升了資源的流動性。從預防儲備的動機分析，企業金融投資行為能拓展資金來源，降低企業的籌資壓力，有利于減緩融資約束，助力企業戰略變革。其二，建立資金頭寸網絡，實現資金的有效調度。通過和銀行等債權人的交往，逐步形成有助于擺脫融資約束限制的資金融通體系，減輕企業戰略變革的資金壓力，也為企業戰略變革的價值網絡建立提供有力的頭寸支持。其三，建立信用網絡體系，增強資金鏈條韌性。通過與金融機構達成的無風險和低風險投資組合條約，一方面能夠降低金融資產投資風險，另一方面為降低企業融資約束奠定基礎，進一步掃清了企業戰略變革的阻礙。因此，本文提出以下假設：

H2：企業金融投資行為借助融資約束的中介效應提升企業戰略變革效率。

（三）信號傳遞理論下的金融投資行為、投資收益率與企業戰略變革關系分析

信號傳遞理論認為，行為主體對其他客體的引導來自于實施行為后傳遞信息帶來的影響效果。企業利用金融資源獲得豐厚的回報，向企業現有投資者和潛在投資者傳遞了利好的消息，有利于維護企業戰略變革的成果（張衛國，2019）。反之，當企業金融資產投資面臨較大風險時，企業利益相關者會主動提高投資風險溢價率，阻礙企業開展戰略變革。

由此可見，企業金融投資行為通過投資收益率的穩定性和收益程度影響企業戰略變革，具體如下：其一，金融投資行為通過投資收益率的穩定性決定了企業戰略變革的效果，即金融投資行為帶來的長期穩定的投資收益率和企業戰略變革的開展具有密切的正向關系。其二，金融投資行為投資風險通過其收益率會影響企業戰略變革決策。主要表現在，當企業金融投資風險預期較高時，企業利益相關者會收緊向企業投入更多資源的意愿，如果收益率存在較大方差時，為了規避風險，利益相關者更趨于保守的決策，不支持企業開展戰略變革。其三，金融投資行為產生的收益率信號會左右企業戰略變革的成敗。依據行為經濟學經驗并結合信號傳遞理論，金融投資行為正向收益率帶來的積極影響程度遠低于負向收益率帶來損失的消極影響，即利益相關者在收益率出現虧損時恐慌帶來的負面影響會阻礙企業戰略變革決策。基于上述分析，本文提出以下假設：

H3：投資收益率在企業金融投資行為與企業戰略變革之間起調節作用。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文選取2010—2018年中國A股上市公司為初始樣本。企業會計準則規定，2019年開始企業持有的金融投資產品不再按照持有至到期投資和可供出售金融資產項目進行金融資產分類，為保證研究的前后一致性，本文在考慮企業金融投資行為可計量的基礎上選用上市公司2010—2018年數據作為研究樣本，意圖使研究結果更加可靠、可信。同時剔除了金融類、ST/PT類公司以及數據缺失的樣本，還刪除了凈資產為負的公司樣本，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變量數據均來源于CSMAR數據庫，并經手工整理而成。此外，為了消除異常值的影響，對所有連續變量進行1%和99%的Winsor2縮尾處理。數據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——戰略變革度（CES）

戰略變革主要表現為企業在關鍵資源配置上的變化與調整。參考Tang等[ 16 ]的做法，本文選取以下六個維度指標來衡量企業戰略變革度：（1）廣告費用支出=廣告費用/營業收入；（2）研發投入=研發費用/營業收入；（3）固定資產更新程度=期末固定資產凈值/期末固定資產原值；（4）資本密集度=固定資產凈值/公司員工人數；（5）財務杠桿=期末負債總額/期末所有者權益總額；（6）管理費用支出=管理費用/營業收入。由于無法準確獲取上市公司的廣告費用和研發費用，本文依據中外學者的普遍做法，采取銷售費用和無形資產凈額指標替代。戰略變革度具體測度方法為：首先，按年度計算各指標的行業均值與標準差；其次，將每個企業的六個指標分別減去行業均值再除以標準差，得到每個企業標準化后的六個戰略指標維度；最后，對每個企業的六個戰略指標維度取平均值，再進行絕對化處理，由此得到企業戰略變革程度。該數值越大，說明企業戰略變革程度越大。

2.自變量——金融投資行為（FIN）

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

3.中介變量——融資約束（KZ）

根據Kaplan和Zingales[ 18 ]、魏志華等[ 19 ]的研究，本文選用KZ指數衡量企業融資約束。具體而言，以各年度的經營性現金流/期初總資產、現金股利/期初總資產、現金持有/期初總資產、資產負債率和托賓Q值五項指標進行度量。如果企業前三項指標各低于其中位數，則kz值取1，否則取0；如果后兩項指標各高于其中位數，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指數作為因變量對上述五個指標進行回歸，估算各變量的回歸系數，并以此計算出融資約束KZ指數，該指數越大，意味著上市公司面臨的融資約束程度越高。

4.調節變量——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

參考當前研究成果，本文選擇企業規模（Size）、托賓Q值（TobinQ）、盈利能力（Roe）、負債水平（Lev）、董事會結構（Boards）、企業成長性（Growth）、股權制衡度（Eb）、高管薪酬（Salary）、資產流動性（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。

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，分析企業金融投資行為對企業戰略變革的影響，本文參考企業戰略變革的相關研究文獻，構建以下回歸模型進行檢驗。

模型（1）為基礎模型，用于檢驗企業金融投資行為是否會對企業戰略變革產生顯著的正向影響；模型（2）檢驗融資約束是否在企業金融投資行為與企業戰略變革之間產生中介作用；模型（3）檢驗投資收益率是否在企業金融投資行為與企業戰略變革的關系中起調節作用。本文對樣本數據進行相關檢驗后，采用雙向固定效應模型進行回歸，并使用聚類穩健標準誤方法保證模型回歸的有效性。固定效應模型無法檢驗不隨時間變化的企業股權性質產生的影響，因此本文采用分組回歸來檢驗股權性質對企業金融投資行為與戰略變革的異質性影響。

四、實證分析

（一）描述性統計

表2報告了變量的描述性統計結果。企業戰略變革度（CES）的均值為0.6057，最小值和最大值分別為0.1863和1.7132，表明樣本企業采取戰略變革的程度差異較大。企業金融投資行為（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，中位數為0.0373，最小值和最大值分別為-0.6348和5.0934，表明樣本企業在金融投資中存在盈利和虧損的現象，獲利程度差異顯著。限于篇幅，其他控制變量不再贅述。

（二）相關性分析

限于篇幅，表3只展示主要變量的相關性分析結果。可以看出，企業金融投資行為（FIN）與戰略變革度（CES）在1%的水平上呈顯著正相關關系，初步判斷企業的金融投資行為可能會促進企業的戰略變革。但相關性分析只能初步證明兩個變量之間存在相關關系，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戰略變革和金融投資行為存在顯著的相關性。具體結果有待進一步驗證。

（三）主效應檢驗與中介/調節效應檢驗

表4是主效應檢驗與中介/調節效應的檢驗結果。列（1）的結果顯示，金融投資行為（FIN）的系數在1%的水平上顯著為正，表明非金融企業通過金融投資行為可實現“資金蓄水池效應”，增加企業資金保障能力，平滑戰略變革過程中的風險，為企業戰略變革保駕護航，假設1得到驗證。

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

表4列（4）結果顯示，企業金融投資行為（FIN）與戰略變革度（CES）的回歸系數為0.1326，在1%的水平上顯著為正，且企業金融投資行為與投資收益率交互項（FIN_ADJUST）的回歸系數為0.0507，在10%的水平上顯著為正，說明投資收益率的調節效應顯著，假設3成立。研究表明，企業金融投資行為帶來的良好穩定的投資收益率向外界傳遞企業經營向好的積極信號，正向調節了企業金融投資行為與戰略變革的關系。

（四）穩健性檢驗

1.替代變量估計

為了結果的穩健性，本文分別對因變量和自變量進行了替代。首先，對戰略變革度（CES）進行替代，剔除廣告費用支出和研發投入兩個維度，用剩下的四個維度重新衡量企業的戰略變革度（CEST）。其次，對金融投資行為（FIN）進行替代，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與總資產的比值。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）進行回歸檢驗，其估計結果與前文一致。

2.傾向得分匹配法（PSM）

企業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）的年度行業中位數將樣本分為兩組，金融投資行為程度較高組為實驗組，較低組為對照組。其次，將兩組樣本在企業規模、托賓Q值、盈利能力、股權性質、負債水平、董事會結構、企業成長性、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行匹配。平衡性檢驗結果顯示，匹配后樣本變量的標準化偏差均小于5%，且大多數變量的T檢驗結果不拒絕實驗組與對照組無系統差異的原假設，匹配效果良好。最后，將匹配后的樣本重新加入模型（1）進行回歸，金融投資行為（FIN）的回歸系數依然在1%的水平上顯著為正，本文的研究結果依然穩健。

3.工具變量法

為了緩解內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）進行檢驗。因為企業金融投資行為必定會引起企業投資、籌資活動現金流量的變動，但這種變動與企業戰略變革決策關系不大，具備了工具變量的特征。因此，選擇企業的投資活動和籌資活動凈現金流量之和（扣除資本性支出）占總現金流量凈額的比值（Tool）作為工具變量進行兩階段模型估計有利于有效識別遺漏變量。由工具變量回歸結果可知，在第一階段模型估計結果中，工具變量（Tool）的回歸系數在1%的水平上顯著為正；在第二階段模型估計結果中，基于工具變量估計得到的企業金融投資行為（FIN）對戰略變革度（CES）的回歸系數為0.3008，且在5%的水平上顯著為正，與前文結果一致。此外，本文對工具變量（Tool）進行識別不足檢驗、弱工具檢驗，相關檢驗值也遠大于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）異質性分析

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

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

為了進一步凸顯金融投資行為流動性對企業戰略變革帶來的不同影響，本文將企業金融投資行為（FIN）以流動性特征細分為短期金融投資行為（Finshort）和長期金融投資行為（Finlong）分別進行回歸。表5列（5）、列（6）回歸結果顯示，短期金融投資行為（Finshort）與戰略變革的回歸系數為0.1683，在1%的水平上顯著，而長期金融投資行為（Finlong）的系數為正但不顯著。這表明短期金融投資行為在增進企業可變現能力方面優勢明顯，而長期金融投資行為雖然也能對企業戰略變革產生積極影響，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，風險更易控制，收益的穩定性更強，其多元化投資更為靈活，為企業積累資金、增強收益能力提供有力保障，為企業戰略變革實施積蓄了可靠的資金支持。

五、研究結論與啟示

（一）研究結論

隨著現代文明步入快速發展通道，企業成為融合科技進步和社會文明發展的重要力量。因此，企業適時有序地開展戰略變革不僅符合企業利益不斷獲取的訴求，而且有利于實現資源合理流動和有效配置。企業金融投資行為是否可以通過降低企業融資約束、提升企業投資收益率等方式累積企業資源優勢，為實現企業戰略變革存續力量？本文通過資源基礎觀理論、預防儲備動機理論和信號傳遞理論揭示了企業金融投資行為的合理性和有效性，提出相關假設，以2010—2018年中國A股非金融類上市公司為研究樣本，通過基礎回歸模型、中介效應回歸模型和調節效應模型，并經過穩健性檢驗、內生性檢驗得出以下結論。

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

第二，通過模型檢驗，企業融資約束具有部分中介效應。企業金融投資行為通過發揮預防儲蓄功能，降低了企業融資約束水平，進而為企業戰略變革打下堅實基礎。

第三，企業金融投資行為通過投資收益率正向調節了戰略變革的效果。企業金融投資行為提高了企業投資收益率，由此傳遞了企業經營情況向好的積極信號，有力支持了企業開展戰略變革。

為了更全面論證企業金融投資行為的作用，本文進行了異質性分析和細分金融投資行為檢驗，結果表明：其一，企業金融投資行為與戰略變革的顯著正相關關系在國有企業和非國有企業均成立。其二，低融資約束企業更傾向開展企業戰略變革，高融資約束企業在戰略變革方面趨于保守。其三，通過細分金融投資行為可發現，短期金融投資行為更有利于企業開展戰略變革。

（二）管理啟示

企業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，為企業開展戰略變革提供保障，又可能因風險把控不當，非但無法支持企業戰略變革，反而可能成為企業遭遇滅頂之災的致命根源。基于上述研究結論，本文認為應從以下方面規范非金融企業的金融投資行為。

其一，企業的金融投資行為目標要充分契合戰略變革要求。通過前述研究過程可知，企業金融投資行為和企業戰略變革具有顯著正向影響關系。因此，在企業進行金融投資時，應著重考慮企業戰略變革的要求，以戰略變革的需求進行投資組合安排。必須明確企業金融投資行為的目標不以牟取利潤為目的，而是以平滑戰略變革風險為依據。

其二，企業的金融投資行為要符合企業經營安全、風險管控的目標。企業金融投資行為不能損害企業經營安全，加大財務風險和經營風險。通過前述研究結論可知，企業金融投資行為可以部分緩解融資約束，積累企業資源優勢。因此，企業金融投資行為要為開拓企業外部網絡關系資源，以擴展多元化融資手段為目的，在加強同銀行等金融機構關系的同時實現企業經營安全和風險管控的目標。

其三，企業金融投資行為要樹立為實體產業服務的理念。企業金融投資行為的表象結果是增加企業投資收益率，深層后果是為企業開展戰略變革和戰略規劃提供積極信號，力爭在利益相關者支持的基礎上，全面支持實體產業持續、有效地進行包括技術創新、商業模式變革在內的從結構到質量的全方位升級。因此，要摒棄純粹以金融投資利益為終極目標的金融投資行為，建立服務實體產業的金融投資理念，促進企業健康、有序地發展壯大，形成實體產業和金融資產交換、增值的合理對接體系。

【參考文獻】

［1］ 趙芮，曹廷貴.實體企業金融化與企業風險：對沖效應抑或擴大效應［J］.當代財經，2021（6）：64-77.

［2］ 陳海東，許桂華，吳志軍.實體企業金融化對股市穩定性的影響效應與傳導路徑分析［J］.江西社會科學，2021（9）：82-93.

［3］ ORHANGZI O.Financialization and capital accumulation in the nonfinancial corporate sector：a theoretical and empirical investigation on the US economy，1973-2004［J］.Cambridge Journal of Economics，2008，32（6）：863-886.

［4］ 張成思，張步曇.中國實業投資率下降之謎：經濟金融化視角［J］.經濟研究，2016（12）：32-46.

［5］ 郭麗麗，徐珊.金融化、融資約束與企業經營績效：基于中國非金融企業的實證研究［J］.管理評論，2021（6）：53-64.

［6］ 傅皓天，于斌，王凱.環境不確定性、冗余資源與公司戰略變革［J］.科學學與科學技術管理，2018（3）：92-105.

［7］ CHATERJEE S，WERNEFELT B.The link between resources and type of diversifcation：theory and evidence［J］.Strategic Management Journal，1991，12（1）：33-48.

［8］ 張焰朝，孫光國，陳思陽.產業政策、資源配置與企業戰略激進度［J］.宏觀經濟研究，2021（6）：17-33.

［9］ 楊興全，張兆慧.戰略差異如何影響公司現金持有 ［J］.貴州財經大學學報，2018（3）：41-53.

［10］ 孫潔，殷方圓.行業競爭、戰略差異度與企業金融化［J］.當代財經，2020（12）：137-148.

［11］ 李泉，肖紅梅.實體企業金融化對公司績效的影響研究［J］.蘭州學刊，2022（2）：74-87.

［12］ 馬寧，靳光輝.經濟政策不確定性對公司戰略差異的影響［J］.中南財經政法大學學報，2021（1）：14-22.

［13］ 劉瓊，鄧亞中.基于資源基礎觀的企業多元化理論現狀與展望［J］.云南財經大學學報，2015（2）：82-89.

［14］ 孫潔，殷方圓.戰略差異度對企業技術創新的影響：代理成本的中介作用［J］.科技進步與對策，2021（6）：75-84.

［15］ 趙選民，李瑾瑾.戰略變革對企業融資約束的影響：基于管理層能力的調節作用［J］.會計之友，2021（6）：47-55.

［16］ TANG J，CROSSAN M M，ROWE W G.Dominant CEO，deviant strategy，and extreme performance：the moderating role of a powerful board［J］.Journal of Management Studies，2011，48（7）：1479-1503.

［17］ 張成思，鄭寧.中國非金融企業的金融投資行為影響機制研究［J］.世界經濟，2018（12）：3-24.

［18］ KAPLAN S N，ZINGALES L.Do investment-cash flow sensitivities provide useful measures of financing constraints？［J］.Quarterly Journal of Economics，1997，112（1）：169-215.

［19］ 魏志華，曾愛民，李博.金融生態環境與企業融資約束：基于中國上市公司的實證研究［J］.會計研究，2014 （5）：73-80.

［20］ 王紅建，曹瑜強，楊慶，等.實體企業金融化促進還是抑制了企業創新：基于中國制造業上市公司的經驗研究［J］.南開管理評論，2017（1）：155-166.

［21］ 溫忠麟，葉寶娟.中介效應分析：方法和模型發展［J］.心理科學進展，2014（5）：731-745.