环境规制、企业金融化与企业绩效.pdf

总 39 卷 第 5 期2023 年 10 月Vol.39 No.5Oct.，2023环境规制、企业金融化与企业绩效*张保帅，杨嘉冰，段俊（重庆师范大学 经济与管理学院，重庆 401331）摘 要：基于环境规制视角，以20082018年A股上市公司数据为样本，实证检验企业金融化对企业绩效的影响。研究结果表明：企业金融化对企业绩效是负相关关系，而环境规制可以削弱企业金融化对绩效带来的不利影响；通过作用机制研究发现，环境规制通过促使企业出于“储蓄”动机选择持有长期金融资产，从而改变了企业金融资产的配置结构；在进一步研究发现，相较于非国有企业，环境规制和企业金融化对国有企业绩效的负面影响作用更强，且提高环境规制强度有利于削弱其对企业绩效的不利影响。研究结论有助于加深理解企业金融化对企业绩效影响的理论逻辑，为相关监管部门政策制定提供经验支持。关键词：环境规制；企业金融化；企业绩效中图分类号：F832.5；F272.5；X321 文献标志码：A 文章编号：1004-5465（2023）05-0071-14一、引言企业金融化是全球经济发展的重要趋势1，中国企业近 20 年来的数据表明实体企业“脱实向虚”发展趋势日益凸显2。究其原因在于相较传统实体业务利润增长慢、资金周转期限长等特点，金融资产投资具有收益高、周转快等优势；加之代理效应的出现，使得企业经理人受限于短期绩效考评而忽视了企业核心竞争力的培养3，导致企业过度追求短期内收益，进一步推动了企业金融化的进程。除去经营者投资偏好的影响，企业金融投资占比整体攀升的趋势还会给非金融类企业造成一种市场假象，企业有可能在从众心理的作用下，当同行企业进行金融投资时模仿跟进，这种模仿行为的盛行或将造成行业内的系统性风险4，并且过度金融化发展除了给企业带来不确定的财务风险外，还有可能挤占核心业务投资，降低企业会计盈余质量5。同时，党的十九大报告中明确提出：“必须把经济发展着力点放在实体经济上，深化金融体制改革，增强金融服务实体经济的能力”。在企业内部金融化趋势不断加强的同时，企业外部经营环境也面临着新的挑战。过去的几十年里，经济的快速增长是以消耗大量环境资源为代价换取的。截止 2021 年我国的第二产业占GDP 比重为 38.9%，相较于美国第二产业占比18.2%，我国拥有更高工业占比的同时，所面临的能源消耗和排放问题也更加严峻。为了有效应对环境与能源消耗问题，习近平总书记在 2020 年提出了“碳达峰、碳中和”的新发展目标，环境规制问题因此受到越来越多学者的关注6。对于企业层面而言，由于环境治理的负外部性，企业等经济个体不会主动进行环境治理。因此环境规制一般是由政府发起，通过增加环境相关问题的监督与管理，督促企业做好自身污染治理、加大环保投资。为此，在政府层面上往往通过立法来完善环境规制问题，例如 2015 年推行实施的 环境保护法7，就是通过提高企业违法成本的方式加强了环境治理工作。但环境问题的改善不仅取决于国家立法监管和政府严格推行，更需要市场中的每 *收稿日期：2022-11-08 基金项目：重庆市教委科技项目“绿色发展背景下重庆能源效率评估及影响因素”（KJQN202000506）。作者简介：张保帅，博士，教授、硕士生导师，研究方向：金融经济及管理。兰州财经大学学报Journal of Lanzhou University of Finance and Economics 71兰 州 财 经 大 学 学 报2023 年 第 5 期个经济个体的参与，落实到企业自身行为中去，毕竟企业对于政策的理解和实施是推动绿色发展的重要一环。与企业金融化行为类似，企业进行环保投资也会加大自身经营风险，并削弱了生产性投资。在委托代理问题的影响下，企业绩效被定义为衡量经理人薪酬水平的标杆，扭曲了企业长期投资行为，不利于企业环保意识的提高。在现如今环境规制背景下，企业金融化行为是否与环境规制存在关联？环境规制政策又是否会影响到企业绩效？其作用机制是什么？作用特点如何？这都需要进行深入的研究。相较于已有文献观点，本文的边际贡献主要体现在三个方面。首先，从环境规制视角研究企业金融化与绩效的关系。在环境规制的指标选取中，选用城市污染源监管公开信息指数（PITI）来衡量，该指标根据各地区环境规制整体情况评分得来，以此衡量环境规制对企业绩效的影响更具全面性。其次，研究发现环境规制在企业金融化对企业绩效的负面影响中起到调节作用，可以削弱企业金融化对绩效造成的负面影响，研究结果表明一定程度上加强环境规制有利于企业发展。最后，在异质性和作用机制分析中，按企业性质和环境规制强度分组研究，并通过机制分析发现，环境规制有助于抑制企业短视行为，促使企业转而投资具有保值性的长期金融资产，更有利于企业长期发展。二、理论分析与研究假设（一）环境规制对企业的影响环境规制是以保护环境为目的，对污染公共环境的行为进行规制，是经济与社会可持续发展的必要选择，在建设环境绿色发展过程中，难免会影响到企业的自身利益8。关于解释环境规制对企业绩效影响的假说大致分为两类，分别是波特假说和污染天堂假说24-26。波特假说提出适当的环境规制可能会促进技术革新，企业在环境规制的约束下，通过加强科研创新、提高成本管理水平，从而提高企业绩效。与之相反，污染天堂假说则认为环境规制会增加企业经营成本，使得企业绩效下降，企业为了规避费用和惩罚，倾向于迁移至环境规制强度较低的国家或地区。基于以上两种理论，以往文献对于研究环境规制对企业绩效的影响效果并未取得一致结论，其影响效果是促进或是抑制还取决于其他因素。蒋为认为环境规制可能对企业绩效起到促进作用。研究发现，实施环境规制可能会促进企业扩大研发创新投入9，并且可以促进制造型企业的产品创新和生产工艺流程改进。杨蓉和彭安祺也在重污染企业绩效研究中发现类似现象，环境规制通过促进技术创新进而正向影响企业绩效10。2015 年 环境保护法 的颁布，更是促进了企业的环保投资11，验证了波特假说。环境规制除了通过影响企业技术创新，张小可和葛晶从企业资产配置情况进行研究，经营者通过重塑企业资产结构，优化行业间的资源配置来提高企业绩效水平12。蔡海静等认为环境规制可能对企业绩效带来负面影响。环境规制通过对企业金融化行为的促进作用，造成了对企业绩效的负面影响结果13。环境规制问题还会导致企业流动比率降低，从而使得企业短期偿债能力大幅下降，从增大财务风险的角度降低了企业财务绩效水平14。除了上述两种观点，还有研究认为应按照一定标准来划分环境规制，不同类别的环境规制对企业绩效的影响效果不同。从环境规制强度考虑，张娟等发现环境规制对绿色创新产出影响呈“倒 U型”关系15，在一定限度内，环境规制对企业绩效具有促进作用，超过最适值后将会抑制企业发展。按环境规制形式区分可将其划分为正式和非正式两个层面，正式层面的环境规制可能阻碍企业运营能力，非正式层面的环境规制有利于提高企业综合绩效16。由上所述，环境规制通过不同传导机制对企业绩效造成的影响效果未有统一结论。部分学者认为环境规制可能通过提高企业技术水平或管理能力来促进企业绩效；但与此同时企业在面临环境规制问题时，环境治理工作需要大量的资金投入于升级排污系统和改造生产设备，这样的变革可能会增加企业运营成本、挤占主营业务投资等问题，从而对企业绩效产生负面影响。由此，提出假设 1：H1：环境规制可能降低企业绩效水平。（二）金融化对企业的影响微观层面的金融化是指企业出于一定动机，将资金投入金融资产而非主营业务的经营决策。关于解释企业出于何种动机选择金融化的假说大致分为两类，分别是“逐利动机”和“储蓄动机”。72环境规制、企业金融化与企业绩效张保帅，杨嘉冰，段俊 逐利动机认为企业是出于追逐金融投资高收益的特点进行定向投资。在此动机下，企业为了获得更高的利润率，选择挤占主营业务资源进行金融资产配置，不利于企业核心竞争力的提升和长远发展。储蓄动机则认为企业是在资金充裕情况下，为降低经营风险，选择将部分资本转入金融市场作为储备。在此动机影响下，企业金融化更倾向于调整自身的资产类型配比，不仅不会造成对核心绩效的负面影响，还有可能提高企业资产收益率。关于金融化对企业绩效的影响效果，王红建等研究发现金融投资可以显著提升短期内的业绩指标17，但从企业长期绩效18和宏观经济市场发展角度看则会产生负面效应19。具体表现为金融化在短期内通过逐利动机正向影响企业绩效，在长期发展中通过挤占实业投资对企业绩效产生负面影响。金融化对实体企业业绩损害主要体现在主营业务方面20。在作用机制的研究中，郭丽丽和徐珊发现金融化通过挤出实体投资影响企业绩效21，并且在较高融资约束下会强化企业实体投资转出行为。代理成本问题又将加剧经营者的短视现象，过分追逐短期收益，扩大企业金融化3。王红建等认为金融化会抑制企业技术创新从而降低自身核心竞争力22，不利于企业长期发展。对制造行业来说其金融化水平越高，企业的财务绩效表现越差23。此外，实体企业的金融资产配置还会加剧经营风险，降低企业盈余信息质量，造成资本市场信息效率损失5。综上所述，当企业出于储蓄动机采取金融化行为时，企业偏向于长期持有较为稳健的金融产品，从而有利于企业绩效的长远发展。但现今企业在信息不对称问题和代理问题的影响下，大多出于逐利动机盲目跟进金融投资，短期金融产品的收益波动性较高、风险较大，在此基础上的金融投资还可能会挤占主营业务投资和研发创新投入，不利于公司的经营与发展，从而对企业绩效带来负面影响。由此，提出假设 2：H2：企业出于逐利动机进行金融投资，其金融化行为可能降低企业绩效。根据上述理论分析和文献梳理，环境规制也可能影响企业的金融投资决策。当企业为应对外部环境约束问题时，管理者可能会更加谨慎选择资金的用途，在资源一定的情况下通过消耗金融资产或调整资产结构的方式将资金转移到环境规制治理项目中去，一方面缓解了企业环境规制问题，另一方面促使管理者为企业绩效长远发展而努力。由于文献较少涉及环境规制在金融化与企业绩效关系中起到的调节作用。为探究其影响方向，提出假设 3：H3：环境规制可以削弱金融化对企业绩效的不利影响。三、研究设计（一）样本筛选与数据来源鉴于数据的可得性和完整性，选取 20082018 年沪深两市 A 股上市公司作为研究对象。参照同类文献的方法对初始样本进行以下筛选：首先，剔除了经营方式特殊的金融类企业；其次，为排除经营情况异常企业带来的影响，剔除了ST、*ST 企业；最后剔除时间区间内年份不连贯、数据缺失及异常的样本企业。最终得到 7 501 条观测数据，为排除极端值对回归结果的影响，文章对所有连续型变量在 1%和 99%分位数上进行缩尾处理。企业指标和环境规制数据均来源于国泰安（CSMAR）数据库。（二）变量定义1.被解释变量企业绩效（ROA）。参考杨蓉等采用的衡量方法，选取总资产收益率来表示企业绩效水平10。相较于净资产收益率，总资产收益率可以更好体现企业总体资产盈利状况，剔除了公司规模和财务杠杆对指标的影响，因此选取总资产收益率为衡量被解释变量的指标。2.解释变量企业金融化（Fin）。借鉴杜勇等采用的衡量方法，选择以金融投资资产占总资产比重来衡量20。其中金融资产投资计算科目包括：交易性金融资产、衍生金融资产、发放贷款及垫款净额、可供出售金融资产净额、持有至到期投资净额、长期股权投资净额和投资性房地产净额。环境规制（ER）。参考蔡海静等选取的城市污染源监管信息公开指数（PITI）13，该指数针对城市污染源监管，污染处理工作，向公众公开信息等内容进行评价，信息公开程度越高的城市得分越高，以此指标衡量可以更全面地反映地区环境规制强度。考虑到被解释变量 ROA 是相对值，而 73兰 州 财 经 大 学 学 报2023 年 第 5 期PITI 为百分制数值，为消除指标间的等量级差异，对 PITI 采取标准化处理，记为 ER。3.控制变量选取企业规模、融资约束、财务杠杆、成长性、现金流、股权集中度、董事会规模、年份和所属行业作为控制变量。具体衡量标准如表 1 所示。（三）模型设定综合现有文献研究，采用个体固定效应模型对上文中提出的假设进行实证分析，具体模型如下：为验证环境规制对企业绩效的影响情况，提出模型（1）：ROAit=0+1ERit+Controls+1（1）为验证企业金融化对企业绩效的影响情况，提出模型（2）：ROAit=0+1Finit+Controls+2（2）为验证环境规制如何调节金融化对企业绩效的影响情况，提出模型（3）：ROAit=0+1ERit+2Finit+3ERitFinit+Controls+3（3）其中ROAit表示第 i 家企业第 t 年的企业绩效；ERit表示第 i 家企业第 t 年环境规制指标；Finit表示第 i 家企业第 t 年的企业金融化指标；Controls表示控制变量的集合；0、i（i=1,2,3）分别为常数项和回归系数；i（i=1,2,3）为随机扰动项。四、实证分析（一）描述性统计数据的描述性统计结果如表 2 所示，企业绩效指标平均值为 0.041，最大值与最小值间的极差为 0.293；环境规制指标均值为 0.540，极差为0.677，说明全国范围内不同城市的环境规制强度存在较大差异；企业金融化指标均值为 0.094，最小值为 0，代表企业未进行金融资产投资，最大为0.624，表明企业样本金融化水平存在明显差异。表1变量定义变量类别被解释变量解释变量控制变量变量名称企业绩效企业金融化环境规制企业规模融资约束财务杠杆成长性现金流股权集中度董事会规模年份行业变量符号ROAFinERSizeFCLevGrowthCashLHRBoardYearIndustry变量定义资产收益率金融投资资产/总资产城市污染源监管公开信息指数（PITI）标准化处理总资产自然对数（流动负债-流动资产）/总资产总负债/总资产营业收入增长率经营活动产生的现金流量净额/总资产第一大股东持股比例董事会总人数的自然对数企业存续年份企业所属行业表2主要变量的描述性统计变量名称ROAERFinSizeFCLevGrowthCashLHRBoard样本数7502750275027502750275027502750275027502均值0.0410.5400.09422.5600.3780.4960.1460.05236.2302.197标准差0.0450.1650.1251.3520.2460.1880.3220.07215.0300.204最小值-0.0910.156020.0500.0050.085-0.493-0.1518.7201.609最大值0.2020.8330.62426.4700.8710.8701.7900.25074.8702.708极差0.2930.6770.6246.4260.8660.7852.2830.40166.1501.099 74环境规制、企业金融化与企业绩效张保帅，杨嘉冰，段俊（二）基准回归结果表 3 报告了模型（1）（2）（3）的回归结果。根据列（1）的结果显示，环境规制的估计系数显著为负，表明环境规制可能会由于增加企业运营成本、挤占主营业务投资等问题对企业绩效产生负面影响，支持了 H1。该结果同时表明环境规制的负外部性，企业在受到环境规制约束情况下的利益损失可能影响企业对环保政策的执行程度。列（2）结果显示，金融化指标的估计系数显著为负，表明企业金融化行为会降低企业绩效水平，支持了H2，说明企业主要出于逐利动机进行金融化行为，可能会挤占主业投资和研发创新投入，不利于企业可持续发展。列（3）结果显示，环境规制与金融化指标估计系数均显著为负，两者交叉项估计系数显著为正，与金融化指标系数符号相异，该结果不仅印证了模型（1）和（2）的结论，同时表明环境规制可以削弱企业金融化对企业绩效带来的不利影响。环境规制指标的系数绝对值小于金融化指标系数，说明二者之间企业金融化对企业绩效的负面影响程度大于环境规制带来的影响。造成该结果的原因可能是企业金融化建立在企业主观决策上，会直接影响绩效结果，而环境规制则属于宏观调控问题，间接影响企业绩效的表现。该结果意味着宏观层面上应该更加重视“脱实向虚”问题对企业带来的不利影响。交叉项系数为正表明环境规制约束显著削弱了金融化对企业造成的负面作用，且交叉项系数绝对值大于环境规制系数，表明在其他条件不变的情况下，该地区环境规制水平在一定程度内越高，越能削弱企业金融化行为对企业绩效的不良影响，企业绩效水平越高。表3基准回归变量ERFinFinERSizeFCLevGrowthCashLHRBoardInd_consNR2ROA（1）-0.0133*(-4.1284)0.0034*(3.6736)0.0345*(8.5476)-0.0917*(-20.0137)0.0244*(21.7364)0.1180*(19.4291)0.0004*(5.6285)0.0081*(2.3258)0.0001*(4.4198)-0.0448*(-1.8455)75010.2151（2）-0.0329*(-5.0420)0.0022*(2.5275)0.0334*(8.2895)-0.0938*(-20.3164)0.0242*(21.5541)0.1175*(19.3655)0.0004*(5.5812)0.0077*(2.2106)0.0001*(4.8028)-0.0199(-0.8337)75010.2160（3）-0.0164*(-4.3174)-0.0630*(-3.8842)0.0532*(2.1627)0.0033*(3.5618)0.0342*(8.4859)-0.0948*(-20.5096)0.0241*(21.4302)0.1173*(19.3440)0.0003*(5.2563)0.0071*(2.0234)0.0001*(4.5842)-0.0330(-1.3557)75010.2182注：*、*、*分别代表在1%、5%、10%水平上显著，括号内为t值；下同。75兰 州 财 经 大 学 学 报2023 年 第 5 期（三）内生性检验1.两阶段最小二乘法为避免回归过程中可能存在的变量遗漏和衡量偏误问题，文章借鉴董盈厚等、蔡海静等的处理方法5,13，选择以行业金融资产配置均值和年度城市 PITI 中位数作为工具变量，运用两阶段最小二乘法分别对模型（2）（3）和模型（1）（3）进行重新回归。回归结果如表 4 所示，由（1）（3）列结果显示来看，环境规制与金融化指标数系数符号与基准回归结果保持一致，且均在 1%水平上显著。由（2）（4）列结果显示，无论是替换环境规制工具变量还是金融化工具变量，模型（3）均在 1%水平上显著，与基准回归结果一致。此外，对该两阶段最小二乘法结果进行了识别不足和弱工具变量检验，结果表明不存在识别不足和弱工具变量问题。2.双向固定效应模型考虑到模型中变量可能受到时间因素的影响，选用双向固定效应模型对三组模型进行再次检验，在控制企业个体和时间变量情况下，回归结果如表 5 所示，回归结果表明所有指标系数符号均与主检验结果保持一致，除模型（1）中环境规制系数不显著外其余指标均显著。造成该结果的原因可能是 PITI 指数来源于主观评分，受时间因素影响较小，因此加入时间控制变量后不显著。（四）稳健性检验1.替换金融化指标借鉴阳旸等所采用的狭义口径金融资产计算方法18，将基准回归中金融资产核算科目剔除长期股权投资，并用总资产进行标准化代表企业金融化，记为 Fin1。重新回归后结果如表 6 所示，结果与基准回归保持一致，研究结论仍然成立。表4内生性检验工具变量法结果变量ERFinFinERSizeFCLevGrowthCashLHRBoardInd_consNR2ROA（1）-0.0596*(-6.6382)0.0045*(7.3536)-0.0030(-0.7652)-0.1139*(-31.3942)0.0270*(19.9976)0.1840*(28.0200)0.0001*(3.2560)-0.0055*(-2.4678)0.0001*(7.9834)-0.0105(-0.6450)75010.3207（2）-0.1093*(-5.3426)-0.9179*(-5.4505)1.4367*(5.4192)0.0051*(6.6199)0.0015(0.3224)-0.1138*(-25.3959)0.0264*(15.6667)0.1819*(22.0548)0.0001(1.5842)-0.0088*(-2.9613)0.0001*(6.7079)0.0437*(1.8014)7501（3）-0.0674*(-10.5521)0.0066*(10.0892)0.0051(1.2893)-0.1081*(-33.7156)0.0276*(20.0980)0.1928*(30.1984)0.0001*(3.4694)-0.0072*(-3.1359)0.0000*(7.7877)-0.0286*(-1.7619)75010.2836（4）-0.1018*(-10.2841)-0.2246*(-8.4814)0.3941*(8.6223)0.0069*(10.1850)0.0076*(1.8623)-0.1062*(-31.6757)0.0276*(19.6255)0.1945*(29.4997)0.0001*(3.1704)-0.0077*(-3.2763)0.0000*(7.1305)-0.0179(-1.0643)75010.2486 76环境规制、企业金融化与企业绩效张保帅，杨嘉冰，段俊 表6替换金融化指标结果ERFin1Fin1ERSizeFCLevGrowth-0.0133*(-4.1284)0.0034*(3.6736)0.0345*(8.5476)-0.0917*(-20.0137)0.0244*(21.7364)-0.0447*(-5.7759)0.0029*(3.2321)0.0344*(8.5364)-0.0934*(-20.3161)0.0243*(21.6560)-0.0154*(-4.4722)-0.1085*(-4.3601)0.1047*(2.7861)0.0039*(4.1982)0.0350*(8.6889)-0.0944*(-20.5293)0.0242*(21.5339)变量ROA（1）（2）（3）表5双向固定效应模型结果变量ERFinFinERSizeFCLevGrowthCashLHRBoardInd_consYear EffectNR2ROA（1）-0.0051(-1.2924)0.0122*(9.8069)0.0438*(10.6513)-0.0982*(-21.4105)0.0214*(18.6728)0.1261*(20.8584)0.0003*(4.1398)0.0034(0.9945)0.0000(1.4268)-0.2254*(-7.7277)YES75010.2418（2）-0.0209*(-3.1989)0.0117*(9.3272)0.0433*(10.5153)-0.0999*(-21.6418)0.0212*(18.5642)0.1256*(20.7928)0.0003*(4.0115)0.0030(0.8690)0.0000*(1.7190)-0.2128*(-7.2209)YES75010.2427（3）-0.0084*(-1.9147)-0.0477*(-2.9765)0.0447*(1.8406)0.0116*(9.2934)0.0434*(10.5365)-0.0998*(-21.6424)0.0212*(18.5308)0.1255*(20.7661)0.0003*(3.9712)0.0030(0.8530)0.0000(1.6153)-0.2074*(-7.0148)YES75010.2433 77兰 州 财 经 大 学 学 报2023 年 第 5 期CashLHRBoardInd_consNR20.1180*(19.4291)0.0004*(5.6285)0.0081*(2.3258)0.0001*(4.4198)-0.0448*(-1.8455)75010.21510.1179*(19.4364)0.0004*(5.6793)0.0081*(2.3203)0.0001*(4.8324)-0.0373(-1.5589)75010.21690.1174*(19.3832)0.0003*(5.2940)0.0074*(2.1130)0.0001*(4.5903)-0.0495*(-2.0385)75010.2194（续）变量ROA（1）（2）（3）2.滞后一期考虑到环境规制与金融化对企业绩效的影响可能存在滞后性，为解决这一问题，文章对模型（1）和模型（2）进行滞后一期的检验回归。结果如表 7 所示，滞后一期的环境规制与金融化对企业 绩效的影响效果不变，研究结论仍然成立。3.重新筛选样本为重点分析环境规制对金融化和企业绩效的影响，因此本文选择剔除未进行金融投资的公司的样本，进一步研究其相关性，回归结果如表 8 所表7滞后一期结果变量L.ERL.FinSizeFCLevGrowthCashLHRBoardInd_consNR2ROA（1）-0.0110*(-3.2971)0.0018*(1.8509)0.0339*(8.2039)-0.0846*(-17.1944)0.0229*(19.8542)0.1131*(17.9262)0.0003*(3.7759)0.0118*(3.2175)0.0001*(6.0079)-0.0195(-0.7632)68200.2015（2）-0.0170*(-2.4543)0.0011(1.0987)0.0343*(8.3016)-0.0842*(-17.1128)0.0230*(19.8792)0.1127*(17.8511)0.0003*(3.8673)0.0116*(3.1561)0.0001*(6.2710)-0.0068(-0.2671)68200.2009 78环境规制、企业金融化与企业绩效张保帅，杨嘉冰，段俊 示。在剔除 292 条数据后结果与基准回归保持一致。五、进一步分析（一）异质性分析上述研究发现，环境规制和企业金融化均会对企业绩效带来负向影响，且相较于环境规制对企业绩效的间接影响，金融化因素对企业绩效所带来的直接负面影响效果更强。进一步研究发现，环境规制可以削弱调节金融化对企业绩效的负面影响。在此研究基础上，尝试进一步探究产权性质和环境规制强度对上述结论的影响。1.产权性质异质性产权性质不同的企业其经营特点也不尽相同。对于国有企业来说，由于其国家控股的产权性质，该类型企业受环境规制政策约束的力度也就更强，在政府的担保下，企业更容易从银行获得资金且成本较低，因此其面临的融资约束和经营风险也比较低，所以在国有企业中，金融化的“储蓄”动机不足19。对比国有企业，非国有企业间受到环境规制的约束，在代理问题上非国有企业的内部人员控制也更为高效。在此情况下，按照产权性质差异分组回归，结果如表 9 所示。回归结果表明，环境规制和金融化对国有企业绩效的负面影响效应均强于非国有企业，可能是因为国有企业融资压力较小，“蓄水池”效应在国有企业中不明显，即国有企业很可能处于逐利动机配置金融资产。环境规制的约束对国有企业的影响更大，这一点则是国有企业产权性质决定的，在国家控股的情况下，国有企业势必要更为积极响应环境治理政策，为此需要耗费更多资金用于环保投资治理工作。在模型（3）的交互项中，国有企业交互项系数大于非国有企业，且非国有企中环境规制调节作用不显著，表明环境规制的调节作用在表8重新筛选样本结果变量ERFinFinERSizeFCLevGrowthCashLHRBoardInd_consNR2ROA（1）-0.0137*(-4.1089)0.0035*(3.6127)0.0341*(8.2727)-0.0938*(-19.8742)0.0238*(20.8261)0.1152*(18.6464)0.0004*(5.2974)0.0081*(2.2672)0.0001*(4.2239)-0.0429*(-1.7308)72090.2115（2）-0.0321*(-4.8625)0.0022*(2.4330)0.0331*(8.0342)-0.0960*(-20.1616)0.0237*(20.6563)0.1146*(18.5621)0.0004*(5.3745)0.0079*(2.2058)0.0001*(4.5529)-0.0173(-0.7106)72090.2124（3）-0.0172*(-4.3565)-0.0642*(-3.9084)0.0568*(2.2751)0.0033*(3.4859)0.0339*(8.2207)-0.0970*(-20.3570)0.0235*(20.5295)0.1144*(18.5483)0.0003*(4.9843)0.0071*(1.9832)0.0001*(4.3787)-0.0305(-1.2282)72090.2146 79兰 州 财 经 大 学 学 报2023 年 第 5 期国有企业中更显著，也从侧面应证了非国有企业环境规制动机不足的问题。环境治理行为本身就是管理者对企业长远发展的投资，这一行为的实施恰好与国有企业“逐利”金融化的趋势背道而驰，因此也更加能削弱国有企业这一短视行为；而非国有企业参与环境规制的动机不足，且在人员内部控制上更为高效，金融化的逐利趋势可能弱于非国有企业，致使该指标的调节作用不明显。2.环境规制强度异质性文章借鉴蔡海静等按照年度 PITI 指数平均值为界13，把样本划分为环境规制强度高低两组，进一步研究环境规制强度不同地区各变量对企业绩效的影响情况。分组回归结果如表 10 所示，就环境规制指标而言，在环境规制强度较低时，该指标对企业绩效的负向影响更高，表明在合理范围内较高的环境规制强度更有利于减小环境规制对企业绩效的损害，促进企业长期可持续性发展。这可能是因为 PITI 指数评分越高，意味着政府信息公开水平以及治理环境更好，进而有利于削弱环境规制对企业绩效的负面影响。对金融化指标而言，环境规制强度较高的地区其金融化对企业绩效的负面影响效果更大，低强度地区金融化对企业绩效的负向作用效果不显著，说明高环境规制强度下，企业金融化对企业绩效的损害更大。这可能是因为当企业面对较高的环境规制约束，原本就会挤占一定企业主营业务，而企业金融化则会导致企业资金进一步转移，不利于企业绩效发展。（二）作用机制分析按照金融资产的投资期限可将企业的金融化行为分为两类，短期金融投资和长期金融投资。当企业基于“逐利”动机进行金融化时，企业更倾表9产权异质性结果变量ERFinFinERSizeFCLevGrowthCashLHRBoardInd_consNR2ROA（1）国有企业-0.0195*(-4.3754)-0.0611*(-3.2127)0.0697*(2.4354)0.0032*(2.7591)0.0318*(6.5183)-0.0930*(-17.2289)0.0218*(16.7689)0.1087*(15.5646)0.0001(1.5013)0.0123*(2.9715)0.0000*(2.8788)-0.0333(-1.1141)50540.2146（2）非国有企业-0.0167*(-2.2459)-0.0589*(-1.8482)0.0298(0.6114)0.0048*(2.8544)0.0422*(5.7849)-0.0907*(-9.9289)0.0274*(12.4979)0.1342*(11.1825)0.0007*(5.6806)-0.0018(-0.2707)0.0001*(3.8608)-0.0596(-1.3601)23510.2274 80环境规制、企业金融化与企业绩效张保帅，杨嘉冰，段俊 向于通过投资短期金融资产从中获利，该动机不仅体现了管理层的短视行为，同时会加大企业的经营风险。而出于“储蓄”动机的企业则偏向于长期金融资产的投资，长期金融资产的投资可能给企业带来更稳健的多元化收入，有利于分散企业经营风险。环境规制约束可能会影响企业对金融资产的投资偏好，通过检验环境规制下企业金融资产结构配置情况，进一步识别企业的金融化动机。将企业金融资产配置分为短期金融资产（SFin）和长期金融资产（LFin）后，回归结果如表11 所示，环境规制对短期金融资产的影响作用不明显，但对长期金融资产投资有显著的促进作用。可能因为随着环境规制的加强，企业资金流紧缩，致使企业放弃部分短期投机行为，更加注重企业长远稳健发展。该结果表明环境规制会改变企业原先出于“逐利”动机的金融化行为，转而促使企业出于“储蓄”动机进行金融投资，有利于企业稳健持续发展，减小企业投资和经营风险，环境规制在一定程度上抑制了管理层的短视行为。六、结论与展望文章从环境规制视角切入，基于 20082018年 A 股上市公司的数据经验，研究环境规制下企业金融化对企业绩效的影响。经过实证研究发现：环境规制和企业金融化会对企业绩效带来负面影响；环境规制对金融化作用于企业绩效的负面影响具有反向调节作用，即环境规制可以削弱企业金融化对绩效的不利影响。在稳健性检验后，该结论依然成立。在进一步研究中发现，相较于非国有企业，环境规制和金融化对国有企业绩效的负面影响效应更强，且在国有企业中环境规制的调节作用更强；在按照环境规制强度分组后，研究发现在一定程度上加强环境规制强度有利于削弱环境规制对企业绩效的负面影响。通过作用机制分析发现，环境规制主要是通过促使企业出于“储蓄”动机增加企业长期金融资产配置，相较表10环境规制强度结果变量ERFinSizeFCLevGrowthCashLHRBoardInd_consNR2ROA（1）Low-0.0217(-1.2310)0.0023(1.1915)0.0323*(3.9766)-0.0906*(-9.3084)0.0247*(11.1281)0.1223*(9.3297)0.0006*(4.5046)0.0075(1.1050)0.0000*(1.8062)-0.0346(-0.6770)18550.2412（2）High-0.0295*(-4.0553)0.0021*(2.0568)0.0352*(7.4723)-0.0893*(-16.2710)0.0231*(17.5083)0.1118*(16.0619)0.0002*(2.8290)0.0096*(2.2753)0.0001*(4.1882)-0.0184(-0.6548)56460.1972（3）Low-0.0259*(-3.0182)0.0058*(2.6020)0.0359*(4.3927)-0.0928*(-9.5283)0.0242*(10.9415)0.1257*(9.6211)0.0006*(4.0355)0.0058(0.8450)0.0000*(1.6819)-0.0993*(-1.8349)18550.2450（4）High-0.0107*(-2.6077)0.0029*(2.6591)0.0359*(7.6236)-0.0867*(-15.9559)0.0234*(17.7145)0.1115*(16.0040)0.0002*(2.9179)0.0106*(2.5183)0.0001*(3.9667)-0.0361(-1.2663)56460.1957 81兰 州 财 经 大 学 学 报2023 年 第 5 期于投资短期金融资产，投资具有保值性的长期金融资产更有利于企业长期稳健发展。总之，在“脱实向虚”的市场背景下，企业金融化可能会提高企业短期收益，但不利于企业长远发展。企业在“逐利”动机的驱使下越来越多的实体企业将有限的资源投入具有周期短、回报高的金融行业中去，但环境规制的出台却促使企业从“储蓄”动机出发，通过调整企业投资金融资产结构的方式获得更加稳健的收益，