房地产企业社会责任对企业金融化的影响机制研究※—— 基于代理成本和融资约束的中介效应

内容提要：基于2010-2020年沪深A股上市房地产企业数据，通过对代理成本和融资约束的中介效应进行回归分析，对房地产企业社会责任与企业金融化的关系及其影响机制展开实证检验。研究发现，房地产企业高质量履行社会责任能够抑制其金融化，且过度金融化企业的效果更为显著，其中一个重要原因是履行社会责任能够减小其融资约束，从而降低企业过多配置金融资产的意愿，但履行社会责任并不能通过减少代理成本来显著降低企业金融化程度。从企业社会责任的具体维度来看，员工、供应商、客户、消费者、环境与社会等维度均能显著抑制企业金融化，而股东维度则不能。并且，非国有房地产企业履行社会责任更能抑制其金融化，而经济政策不确定性则会减弱社会责任对遏制企业金融化的主效应。上述发现对房地产企业优化资产配置、防止脱实向虚具有借鉴意义。

一、 引 言

房地产行业作为中国支柱性产业之一，涉及范围广、社会关注度高，这客观上要求房地产企业承担较多的社会责任。《企业社会责任蓝皮书(2021)》显示房地产行业履行社会责任的水平整体较好，在18个重点行业中排名第3位，较2016年在16个行业中排名第11位有较大提升。另一方面，自2008年金融危机以来，受实体经济不景气和国家相关政策等因素影响，非金融企业逐渐将资金投入金融市场，呈现出金融化趋势。企业金融化虽然能降低杠杆率、缓解融资约束和提高短期业绩，但过度金融化会挤占实体投资和创新投资，不利于企业可持续发展。房地产行业的金融化程度是实体行业中最深的，该行业产业链长、体量大，对实体经济贡献也大，房地产企业过度金融化可能增加其金融风险，从而抑制实体经济发展，导致产业结构失衡等危害。为防范金融风险，国家多次强调要着力发展实体经济，金融化必须服务于实体经济，包括房地产企业在内的非金融企业要做好主业，不能让金融业务等副业侵占主业资源。

近年来，一些房地产企业尝试通过履行社会责任来减少企业的融资约束和代理成本，从而降低其过度金融化的风险。目前，国内针对企业社会责任与企业金融化之间关系的研究尚少，而且一些实证研究结果也互相矛盾。大部分相关研究也较少关注某一具体行业，仅探究了信号传递、融资渠道和融资约束在两者关系中的中介作用。为了进一步厘清社会责任履行对于遏制房地产企业过度金融化的影响作用，本文以中国沪深两地A股上市房地产企业为研究样本，探究两者在代理成本和融资约束的中介效应下的关系机制。本文的主要贡献体现在以下三个方面：一是考虑了房地产企业是否过度金融化的异质性，对社会责任与企业金融化之间的负向关系获得了新认识；二是对房地产企业社会责任影响企业金融化的中介机制进行了深入分析，厘清了代理成本和融资约束在两者间发挥中介效应的内在机理；三是发现不仅不同类型的社会责任活动对于企业金融化的影响程度不同，不同产权性质的房地产企业的社会责任履行对其金融化的影响也存在差异，而且经济政策不确定性对于房地产企业社会责任抑制企业金融化也具有负向调节作用。

二、 文献综述和研究假设

1. 房地产企业社会责任

中国标准化研究院出台的《社会责任指南》(GB/T 36000-2015)将社会责任定义为组织通过透明和合乎道德的行为为其决策和活动对社会和环境的影响而担当的责任。房地产行业是以土地和建筑业成果为经营对象，是围绕房地产进行多样经济活动的第三产业(沈建忠，2005)，其与上下游产业如制造业、建筑业和银行业等有较强相关性，且易受国家宏观政策影响。目前，国内学界对房地产企业社会责任的定义暂无统一界定，仅有少数发达省份颁布了相关指引，例如广东省房地产业协会在其于2011年颁布并实施的《广东省房地产企业社会责任指引》中简单阐述了房地产企业对各利益相关者应承担的社会责任。

结合相关文献，根据房地产业务的行业特性和利益相关者理论，本文将房地产企业的社会责任界定为企业为实现其业务发展和社会效益共赢，在房地产开发经营过程中充分考虑企业各项决策和活动对利益相关者的影响，采取相应行为承担对股东、员工、购房者或租房者、政府和环境影响主体等其他利益相关方的经济、法律、道德和慈善责任。较一般企业，房地产企业特有的社会责任主要包括保障工程项目内员工的合理权益；作为供应链核心企业对上下游合作企业的用工、环境保护等负有监督管理责任；保证房地产产品及其服务质量、妥善处理投诉以及保障购房者或租房者的个人信息安全性；建设项目前期准备阶段配合政府依法拆迁，合理补偿征地拆迁户，响应政府号召并积极参与诸如居民保障房建设等民生工程，在规划设计阶段采用绿色设计，选择节能环保型建材和绿色施工工艺，在建设阶段节约资源、减少或避免施工造成的负面影响，保护历史建筑，并在条件允许的情况下参与社会公益事业，例如参与修缮和完善工程项目所在社区的基础设施等。

2. 房地产企业履行社会责任与企业金融化的关系

房地产企业金融化是指房地产企业将一部分资金投入金融市场，在企业资产中配置一定数量的金融资产(王红建等，2017)。房地产行业属于资金密集型产业，这意味着相关业务需要大量资源和资金的投入。基于资源基础理论，企业内部资源在一定时间内是有限的，企业积极承担社会责任会“挤占”内部资源(Dharmapala和Khanna，2018)，而金融资产投资同样需要内部资源支持，房地产企业履行社会责任必然会影响金融资产投资。在碳达峰、碳中和与生态文明建设的时代背景下，房地产企业立足当前、放眼长远，立足于可持续发展。基于可持续发展理论，履行社会责任和推动企业金融化两者的行动目的存在一定程度的冲突。履行社会责任被认为是企业的一种长期发展战略，而配置金融资产本质上是一种短期投机逐利，将过多资金投入金融业务对于企业长远发展不利(Wang等，2016)。房地产企业应尽可能将主要资源用于促进企业长期发展的主业上，金融资产投资不宜过多。特别是房地产企业社会关注度高，更应注重品牌效益。基于信号传递理论和外部监督理论，房地产企业披露和履行社会责任可增加企业信息透明度(李新丽等，2022)，从而降低由信息不对称而导致的经营风险；同时，由利益相关者来进行外部监督，可降低房地产企业由内部代理问题而导致的经营偏差，促使管理者从企业长期发展角度合理配置金融资产，减少出于过分投机目的的投资。基于此，本文提出以下假设。

H1：房地产企业履行社会责任对企业金融化具有负向影响作用。

现有研究普遍认为不能对企业金融化策略一概而论，在合理范围内配置相应的金融资产对企业发展在整体上呈正面影响，而过度金融化则会对企业产生负面影响。Tori和Onaran(2018)实证研究发现企业过度金融化会降低投资效率；王少华等(2020)发现企业非过度金融化能提升企业效率，但过度金融化会导致企业减少实体投资；刘立夫和杜金岷(2021)研究发现企业适度金融化能提升企业价值，而过度金融化会降低企业价值。结合上述研究，本文认为房地产企业社会责任与企业金融化的关系可能会受企业金融化程度高低的影响，而且各个房地产企业之间也千差万别，企业内部条件不同，适应其健康发展的金融化程度也不同。在过度金融化的房地产企业中，企业配置金融资产的逐利性目的更强，容易造成投资结构不合理、投资效益下降等负面影响。此时，社会对房地产企业更多更好履行社会责任的期盼、企业实现可持续发展的内在需求以及外部监督，会在客观上驱使企业将有限的企业资源中的一部分用于社会责任建设，这可能会防止企业过多投资金融资产；而在非过度金融化的房地产企业中，企业在合理范围内配置金融资产有利于企业运营的健康发展，企业履行社会责任并不会挤占企业合理金融化所需的资源，所以在这种情况下，社会责任对企业金融化的负向影响呈现减弱趋势。基于此，本文提出以下假设。

H2：房地产企业是否过度金融化，会使其社会责任与企业金融化的负相关关系存在差异，而且对于过度金融化企业来说，这种负相关关系更为显著。

3. 代理成本在房地产企业社会责任履行与企业金融化关系中的中介效应

在委托代理问题上，现代企业的所有者和经营管理者因利益目标不一致而具有发生冲突的潜在风险，由此产生了代理成本，即委托代理问题造成的损失和为解决该问题所耗费的成本。房地产企业同样存在委托代理问题，而且房地产企业股权相对集中、股权制衡程度较低的特点导致其代理成本整体上较高。而从公司治理角度来看，部分学者认为如果代理成本增多，会促使企业管理层更加偏好推动企业金融化。这是因为代理问题严重意味着股东对管理层的监管难度较大，管理者更易出现自利和短视行为(王瑶和黄贤环，2020)。此时对于房地产企业管理者而言，相比于投资回报周期长、收益率逐渐下降的实体房地产项目，他们更愿意将资金投入到流动性好、收益率较高的金融市场中，以获得短期超额收益；而且即使投资的金融资产有所损失，管理者也会以金融投资风险高、金融市场不稳定为借口推卸自身责任，以让大多数利益相关者被动接受或认可他们的决策失误，这也在客观上鼓励管理者倾向于配置更多金融资产(杜勇等，2021)。因此，若能通过某些方式缓解代理问题，减少代理成本，增加管理者与股东之间的沟通，则能在加强监管的同时于一定程度上促使管理者在选择投资策略时更加着眼于长远，遏制他们的短期金融投机套利行为，避免企业过多配置金融资产。

现有研究多数认为，企业履行社会责任可以降低企业的代理成本。一方面，基于利益相关者理论，房地产企业履行对股东的社会责任，在一定程度上满足了股东的利益需求(杨柏和林川，2016)，而且增加了企业管理者与股东之间的交流，有助于协调两者关系，减小利益冲突。另一方面，基于信息传递和外部监督理论，房地产企业积极履行社会责任往往会提升其社会关注度，在此过程中企业经常会主动披露或经由媒体报道来公开一些与社会责任活动开展有关的企业经营信息，这也便于包括股东在内的利益相关者监督企业管理层的经营投资(Liu和Tian，2021)，这客观上既降低了监督成本，又对管理者利用企业资源谋取私利的行为产生了一定的制约作用。因此在理论上，房地产企业如能将履行社会责任作为例行性、惯习性的经营活动之一，就会为它们在一定程度上减少其代理成本提供有利条件，进而也能对防止企业过度金融化产生积极影响。基于上述分析，本文提出以下假设。

H3：房地产企业履行社会责任对它们的代理成本具有负向影响作用。

H4：房地产企业的代理成本在其履行社会责任对企业金融化的影响作用中具有中介效应。

4. 融资约束在房地产企业社会责任履行与企业金融化关系中的中介效应

融资约束是指由于资本市场不完备，造成企业内外部融资成本存在较大差异，企业投资受到约束的情况(Fazzari等，1988)。房地产企业需要通过融资来筹集大量资金以开展企业经营投资活动，但由于融资渠道受限和政策监管严格等原因，房地产企业往往融资不畅，融资约束较大。尤其是进入后疫情时代，因为业务萎缩和诸如“三道红线、四档管理”等房地产融资新规的推出，使得房地产企业经常难以及时回收资金，其融资渠道也被政府全方位监管。而依据资源依赖和预防性储蓄理论，房地产企业有为缓解融资约束而配置金融资产的动机(孙泽宇和齐保垒，2022)。也就是说，企业受到的融资约束越强，越倾向于配置更多的金融资产，这就导致其所面临的过度金融化风险上升。但如果企业的融资约束能够通过某些途径得到缓解，则能抑制企业过度配置金融资产的冲动。王蓬等(2022)就发现设立自贸试验区可以缓解企业融资约束，进而抑制实体企业金融化；孙泽宇和齐保垒(2022)发现企业大股东的多元化可以降低企业的融资约束，减少企业配置金融资产的需求。

现有研究多认为企业积极履行社会责任是其缓解融资约束的一种有效途径(刘柏和刘畅，2019)。例如，房地产企业可以通过履行社会责任来帮助它们从各利益相关方处获取各种有效信息，拓展融资渠道，提高企业的投资效率，减少融资约束，促进企业专注于实体投资，减少包括过分配置金融资产在内的无效投资行为(杨兴全和张记元，2022)。特别是根据利益相关者和社会资本理论，房地产企业履行社会责任，有利于与投资者、债权人、政府和媒体、公众等利益相关方建立良好的关系，获得资金支持。同时，依据信息不对称和信息传递理论，企业的融资约束受到其与利益相关者及外界的信息不对称程度的影响(Fazzari等，1988)，而房地产企业若能积极履行社会责任并披露相关信息，则能提高媒体关注度，及时向资本市场传递企业财务、发展规划等各类信息，减少信息不对称，建立社会信任，从而降低融资成本。此外，按照声誉理论，房地产企业履行如慈善捐赠等社会责任，还可以形成良好的社会声誉，降低资本市场中包括银行、风投公司等金融机构在内的其他投资者对企业的风险评估，为企业获得更多贷款或降低贷款成本创造条件(高凡雅等，2017)，从而减少融资约束。可见，房地产企业如能积极履行社会责任，有利于其通过减少融资约束来防止过度金融化。基于上述分析，本文提出以下假设。

H5：房地产企业履行社会责任对其融资约束具有负向影响作用。

H6：房地产企业受到的融资约束在其履行社会责任影响其金融化的作用关系中起到中介效应。

根据上述分析和假设，本文提出如图1所示的概念模型。

图1 概念模型

三、研究设计

1. 样本选取与数据来源

本文选取2010-2020年沪深两地A股房地产上市企业作为研究样本。企业社会责任数据来自和讯网，其他数据来自国泰安数据库。和讯网自2010年起每年公布上市公司的社会责任评分，故本文以2010年为实证研究的开始年份；并在甄别样本企业是否过度金融化时选择滞后1年的数据。因此，相关变量数据包含2009年。

本文对于样本进行如下筛选：首先，剔除ST、PT类公司，因为此类公司的财务数据异常且多数并未披露社会责任信息或者披露不完善；其次，剔除主要财务数据缺失和异常的企业的年度样本。最终，本文获得了154家房地产企业的非平衡面板数据。数据处理与分析采用Excel2016和Stata15.0软件。为防止异常值影响，对所有连续变量进行上下幅度1%的缩尾处理。

2. 变量定义

(1) 房地产企业金融化程度(FIN)。目前，多数学者从基于资产负债表科目的金融资产配置和基于利润表科目的金融收益两方面衡量企业的金融化程度(戴赜等，2018)。本文主要从资产配置角度出发，故采用金融资产占总资产的比重来衡量房地产企业的金融化程度。FIN越大，表明房地产企业的金融化程度越高。根据企业会计准则并借鉴周弘等(2020)的界定，本文所指的金融资产包括交易性金融资产、衍生金融资产、可供出售金融资产、持有至到期投资、长期股权投资和投资性房地产等。

为甄别样本企业是否过度金融化，借鉴Richardson残差度量模型(Richardson，2006)和黄贤环等(2019)提出的方法，选取相关控制变量，构建模型(1)来拟合企业的目标金融化水平，利用残差来设置企业过度金融化虚拟变量(EXFIN)。残差大于0表明实际金融化水平大于目标金融化水平，企业存在过度金融化现象，此时EXFIN取1；残差小于0或等于0表明企业金融化在合理范围内，EXFIN则取0。

OPFINit=λ0+λ1FINit-1+λ2SIZEit-1+λ3AGEit-1+λ4GROit-1+λ5LEVit-1+λ6ROAit-1+λ7OCFit-1+λ8TQit-1+λ9CAPit-1+∑YEAR+εit

(1)

其中，i表示企业，t表示年度，OPFINit为目标金融化水平，FINit-1为上一年的实际金融化水平，其余变量的定义见表1，λ0为常数项，λ1-λ9为各变量的回归系数，εit为残差。

(2) 房地产企业社会责任(CSR)。借鉴顾雷雷等(2020)的方法，采用和讯网社会责任总得分来衡量房地产企业的社会责任履行情况。和讯网根据上市公司的社会责任报告，从利益相关者角度构建了包含三级指标的测评体系，实现了对企业社会责任履行情况的综合测评。CSR越高，表明企业履行社会责任越好。为避免因数据匹配度不良而造成的极差影响，本文将该变量除以100作为解释变量。

(3) 代理成本(AC)。借鉴Ang等(2000)和罗进辉等(2017)的方法，采用营业费用率来衡量企业的代理成本。营业费用率是营业费用(包括管理费用和销售费用)与主营业务收入的比值，反映了企业所有者与管理者之间因委托代理关系而产生的代理成本。AC越大，表明企业的代理问题越严重。

(4) 融资约束(FC)。借鉴杜勇等(2019)的方法，采用SA指数来衡量房地产企业的融资约束。SA指数由Hadlock和Pierce所创建，该方法构建指标仅涉及外生性变量且具有相对稳健的特点，被广泛应用于相关研究中。FC越大，表明企业融资约束越紧。

(5) 控制变量。为控制相关变量对房地产企业金融化的影响，参考相关研究(孙泽宇和齐保垒，2022)，选择控制企业的特征变量YEAR和FIRM，治理变量SIZE、AGE、SOE、LEV、ROA、OCF、TQ、CASH和MS，详见表1。

表1 变量定义

3. 回归模型设定

本文数据为非平衡的短面板数据，考虑到房地产企业的自身特征，选用固定效应模型，经过Hausman检验，p值为0.000，表明采用该模型是适当的。

本文构建基本回归模型(2)来检验房地产企业履行社会责任与金融化程度之间的关系。

FINit=α0+α1CSRit+∑Controls+YEAR+FIRM+εit

(2)

其中，α0为常数项，α1为房地产企业社会责任的回归系数，Controls为控制变量集合，εit同模型(1)，其余变量见表1。若α1<0且显著，则H1成立，即房地产企业履行社会责任可抑制企业金融化。

另外，本文构建模型(3)(4)(5)来检验代理成本和融资约束变量在房地产企业履行社会责任与企业金融化关系中的中介效应。

ACit=μ0+μ1CSRit+∑Controls+YEAR+FIRM+εit

(3)

FCit=θ0+θ1CSRit+∑Controls+YEAR+FIRM+εit

(4)

FINit=α0+α1CSRit+α2ACit+α3FCit+∑Controls+YEAR+FIRM+εit

(5)

其中，μ0为常数项，μ1为房地产企业社会责任的回归系数，α2为代理成本的回归系数，α3为融资约束的回归系数，Controls同模型(2)，εit同模型(1)，其余变量见表1。对于代理成本，当μ1<0且显著时，H3成立。当μ1、α1和α2均显著时，表明代理成本起到了部分中介作用；当μ1和α2均显著而α1不显著时，说明代理成本起到了主要中介作用；如果出现以上情况之一，则H4成立。若μ1和α2中至少有一项不显著，则需进行Bootstrap检验，当其置信区间不包含0时，则存在中介效应。与此同时，若μ1α2与α1同号，则中介效应成立；若μ1α2与α1异号，则中介效应不成立。对于融资约束的中介效应验证，同理。

四、 实证检验

1. 描述性统计

变量的描述性统计结果见表2。房地产企业金融化程度(FIN)的最小值为0，最大值为0.4570，标准差为0.0746，均值远大于中位数，表明多数房地产企业配置了一定数量的金融资产，但不同企业的金融化水平却有较大差异。房地产企业过度金融化虚拟变量(EXFIN)的均值为0.3930，中位数为0，标准差为0.4890，表明39.3%的样本企业存在过度金融化现象。房地产企业社会责任表现(CSR)的最小值为-0.0872，最大值为0.7840，标准差为0.1780，均值略大于中位数，表明房地产企业的社会责任履行水平整体较低，而且不同企业差异较大。

表2 变量描述性统计结果

2. 基本回归和过度金融化分组回归

房地产企业的社会责任履行与企业金融化的回归分析结果如表3所示。列(1)显示房地产企业履行社会责任的回归系数在5%水平上显著，表明在统计意义上房地产企业履行社会责任对企业金融化的影响显著；而且房地产企业履行社会责任的回归系数为负，表明在经济意义上房地产企业社会责任的履行成效每提高1个单位，企业的金融化水平就降低0.0528个单位，即房地产企业社会责任得分每提高1分，企业的金融资产配置比例就降低0.0528%。目前大多数房地产企业的总资产在2亿元到5000亿元之间，这意味着该类企业的社会责任履行成效每提高1个单位，就能让它们至少削减10.5 万元到26000万元的金融资产投资，对企业过度金融化的遏制作用十分明显。由此可见，从统计显著性和经济显著性上来看，房地产企业履行社会责任与其金融化之间均呈现显著的负向影响关系，从而支持了假设H1。导致该结果的可能原因在于，房地产企业本身具有可持续发展的行动目标，而且也备受社会各界关注，这使它们比较注重履行社会责任，这客观上在资源配置、发展战略、社会监督等方面抑制了它们进行具有资源消耗多、短期性、高风险等特点的金融资产投资。

表3 房地产企业社会责任与企业金融化的回归结果

列(2)(3)分别是房地产企业过度金融化样本和非过度金融化样本的回归结果。列(2)显示房地产企业履行社会责任的回归系数为负且在5%水平上显著，表明在过度金融化的房地产企业中，履行社会责任与企业金融化之间存在显著的负相关关系；列(3)显示房地产企业履行社会责任的回归系数不显著，表明在非过度金融化的房地产企业中，履行社会责任与其金融化的相关性关系并不显著，支持了假设H2，即房地产企业履行社会责任更能遏制企业配置过多金融资产导致的过度金融化。导致该结果的原因可能在于，存在过度金融化情况的房地产企业如能积极履行社会责任，就会在客观上促使它们在资源配置、发展战略、社会监督等方面更加注重投资合理性，从而规范其金融资产投资行为；非过度金融化的房地产企业在此方面并不显著的原因可能在于，这类企业所配置的金融资产是适度的，而且并未呈现出较强的短期逐利性，企业履行社会责任所需资金配置并未过多挤占其金融资产投资，也未与企业的可持续发展目标产生较大冲突。

3. 中介效应分析

房地产企业的代理成本和融资约束的中介效应检验结果如表4所示。列(1)(3)(5)检验了代理成本在房地产企业履行社会责任影响其金融化过程中的中介效应。列(1)显示房地产企业社会责任的回归系数为负且在5%水平上显著，表明房地产企业履行社会责任与其代理成本呈显著的负相关关系，支持了假设H3；列(3)显示房地产企业履行社会责任的回归系数为负且在5%水平上显著，而代理成本的回归系数不显著，表明代理成本与企业金融化之间的相关性关系不显著，进而需要展开Bootstrap检验。该检验得出的置信区间不涵盖0，但中介效应占比仅有4.44%，经济影响较小，而且列(5)表明在同时加入两个中介变量的情况下，代理成本的回归系数为负，且μ1α2与α1异号，表明代理成本的中介效应不成立，即假设H4不成立。导致该结果的原因可能在于，房地产企业履行社会责任并披露相关信息虽然减小了代理成本，但是社会监督和代理成本的减小并未让多数管理者革新经营观念，推进企业治理制度变革，所以无法对管理者的金融资产投资偏好产生较大影响。

表4 作用机制检验结果

列(2)(4)(5)检验了融资约束在房地产企业履行社会责任对其金融化的影响程度的中介效应。列(2)表明房地产企业履行社会责任与其融资约束呈现显著的负相关关系，支持了假设H5；列(4)(5)表明房地产企业的融资约束大小与其金融化程度呈现显著的正相关关系，而且α1不显著，表明融资约束在此关系中起到了主要中介作用，从而支持了假设H6。导致该结果的原因可能在于，房地产企业履行社会责任能够缓解企业的融资困境，而融资能力和水平是房地产企业经营发展的重要“生命线”，提升融资能力是其采取金融化行为的重要动机之一，故房地产企业履行社会责任能够通过减小融资约束来降低企业的金融化水平。

4. 稳健性检验和内生性问题处理

为考察分析结果的稳健性，本文主要从替换被解释变量和调整研究区间两个方面进行稳健性检验，并采用工具变量法进行内生性检验。

(1) 替换被解释变量。借鉴王红建等(2017)的方法，企业金融化程度FIN2较FIN的金融资产中增加了发放贷款及垫款净额和买入返售金融资产净额指标；借鉴戴赜等(2018)的方法，企业金融化程度FIN3较FIN的金融资产中增加了应收股利和应收利息指标。两种更换企业金融化程度衡量方式的回归结果并没有导致实质性变化，表明前述分析结论具有稳健性。限于篇幅，仅列示FIN3的回归结果，如表5所示。

表5 替换被解释变量的稳健性检验结果

(2) 调整研究区间。2020年初爆发的新冠肺炎疫情给社会各界带来了巨大冲击，在不同程度上影响了各行业的正常运营。房地产企业不论是在短期内的现金流，还是在生产、销售和投融资等活动上均受到不同以往的严重制约，而且疫情期间国家出台的金融政策(吕怀立等，2021)也对房地产企业的金融资产配置活动产生了重要影响。为排除新冠肺炎疫情这一突发事件对分析结果的干扰，本文剔除了2020年样本数据，重新进行回归，如表6所示，结果相较之前并无实质性变化，表明分析结果是稳健的。

表6 调整研究区间的稳健性检验结果

(3) 基于工具变量法的内生性问题处理。考虑到分析结果可能存在测量误差和反向因果等导致的内生性问题，采用工具变量法来予以处理。使用工具变量法的前提是模型中存在内生变量，本文解释变量的DWH检验p值为0.0480，在5%的水平上拒绝不存在内生性的假设，表明解释变量具有内生性。借鉴权小锋和肖红军(2016)的做法，选择同年度其他房地产企业履行社会责任的表现均值(O_CSR)作为工具变量，采用两阶段最小二乘法(2SLS)进行回归分析，结果如表7所示。列(1)为第一阶段分析结果，其工具变量回归系数在1%的统计水平上显著且为负；列(2)为第二阶段分析结果，解释变量回归系数和显著性与基准回归结果一致，表明前述分析结论具有稳健性。同时，第一阶段的Kleibergen-Paap rk Wald F统计量大于临界值，第二阶段Kleibergen-Paap rk LM检验的p值为0.000，表明本文研究结果不存在弱工具变量和工具变量识别不足问题。

表7 工具变量法的回归结果

五、 进一步分析

1. 异质性分析

(1) 基于企业社会责任活动异质性的分组检验。为进一步探究房地产企业所采取的不同类型的社会责任活动对企业金融化的影响程度，根据和讯网的企业社会责任履行测评体系中的5个一级指标以及模型(2)，检验股东责任(CSR1)，员工责任(CSR2)，供应商、客户和消费者权益责任(CSR3)，环境责任(CSR4)与社会责任(CSR5)指标对企业金融化的影响，数据处理同CSR；回归结果如表8的列(1)至(5)所示。房地产企业履行社会责任的5个维度与企业金融化程度之间均呈现出不同程度的负相关关系。其中，员工责任、环境责任与社会责任在5%的水平上显著，供应商、客户和消费者权益责任在10%的水平上显著，股东责任未通过显著性检验。这表明房地产企业履行对员工、供应商、客户、消费者、环境与社会的社会责任有助于抑制其金融化。股东责任结果不显著的原因可能在于，股东责任主要旨在实现股东的经济权益，其在某种程度上与房地产企业进行金融投资的动机相同，都是追求企业利益的最大化，由于金融投资的短期效益显著，相较于履行社会责任所带来效益的间接性和长期性，许多股东可能更倾向于金融化这种见效快的投资行为。

(2) 基于企业产权异质性的分组检验。考虑到产权性质也可能会影响房地产企业对金融资产的配置，本文对此进行了分组检验，回归结果如表8中的列(6)(7)所示。列(6)显示房地产企业履行社会责任的回归系数不显著，表明国有控股房地产企业履行社会责任与其金融化之间的相关性关系不显著；列(7)显示房地产企业社会责任的回归系数为负且在5%水平上显著，表明非国有房地产企业履行社会责任与其金融化之间存在显著的负相关关系。由此可见，房地产企业履行社会责任对其金融化的负向影响主要存在于非国有企业之中，而在国有控股企业中并不明显。导致该结果的原因可能在于，相对于非国有房地产企业，国有控股房地产企业本身就会更多地履行社会责任，而且近年来国家强调脱虚向实，国有控股企业本身所受金融约束也较少，这使它们有条件有能力响应国家号召和政策要求，更加注重主业发展，主动减少非必要的金融资产配置以降低金融化程度。对于非国有房地产企业来说，融资约束仍是其在现实中必须面对的主要瓶颈之一，并且这类房地产企业多数也没有更多的资源可支持其开展具有长期性、潜在性特点的社会责任行动，它们迫切或者说是在不得已的情况下需要采取一些见效快的短期投资行为，以维持生存，故而更加偏向于采取金融化策略，而非更多地履行社会责任。

表8 异质性和调节效应检验结果

2. 经济政策不确定性的调节效应分析

进入后疫情时代之后，为促进经济平稳发展、稳定金融市场，国家频繁颁布或调整一系列经济政策，这使经济政策的不确定性增加。经济政策不确定性所带来的风险是因企业无法预测政府政策以何角度制定、何时颁布和以何力度执行(Gulen和Ion，2016)而引起的，它是影响企业经营和投资决策的重要外部环境因素之一。房地产行业受经济政策影响较大，政府为稳定房价出台如加强金融监管等政策，必然会深刻影响房地产企业的项目开发和销售活动，进而影响企业的金融投资行为。基于此，本文在模型(2)的基础上构建回归模型(6)来检验经济政策不确定性对房地产企业履行社会责任与其金融化之间主效应的影响。

FINit=α0+α1CSRit+α4CEPUt+α5CSRit×CEPUt+∑Controls+YEAR+FIRM+εit

(6)

其中，CEPU是体现经济政策不确定性的指标，运用Baker等(2016)构造的经济政策不确定指数计算中国经济政策不确定指数，并转化为年度数据再除以100，原始数据来自网站Economic Policy Uncertainty；α4是经济政策不确定性的回归系数，α5为交叉项的回归系数，Controls同模型(2)，其余变量同模型(1)(2)。若α5显著，表明经济政策不确定性对主效应发挥了调节作用。

经济政策不确定性对主效应的作用的检验结果如表8列(8)所示。结果显示房地产企业履行社会责任与经济政策不确定性的交互项回归系数为正且在10%水平上显著，表明经济政策不确定性弱化了房地产企业履行社会责任与其金融化之间的负相关关系。导致该结果的原因可能在于，经济政策不确定性上升会导致相关信息的透明度降低，并削弱房地产企业履行社会责任对缓解融资约束的积极作用，从而间接使得履行社会责任对降低企业金融化程度的正面影响被减弱。

六、 结论与启示

根据前文分析，本文得出以下结论：第一，房地产企业履行社会责任与企业金融化之间呈现显著的负相关关系，即房地产企业履行社会责任的水平越高，就越能降低企业的金融化水平，而且这一关系在过度金融化的房地产企业中体现得更为明显；第二，房地产企业履行社会责任主要是通过缓解融资约束而不是降低代理成本来遏制企业金融化，即房地产企业履行社会责任能够提升企业的融资能力和水平，进而通过资源配置转向和削弱金融投资动机来减少企业过度金融化的风险，虽然企业履行社会责任降低了其代理成本，但代理成本的变化却并未显著影响企业的金融化水平；第三，在社会责任活动类型的影响方面，除了股东维度以外，员工、供应商、客户、消费者、环境与社会等维度的社会责任活动均能显著抑制房地产企业的金融化，而且非国有房地产企业履行社会责任更能抑制其金融化，但是非国有房地产企业的多数管理者仍然更偏好见效快的短期金融投资，而对长期性的社会责任投资兴趣不足；第四，经济政策的不确定性削弱了房地产企业履行社会责任与其金融化之间的负向相关关系，即处于经济政策不确定性上升的形势下，房地产企业面临的融资约束往往会增大，这会促使企业倾向于在有限的资源中配置更多的金融资产或投资来缓解融资约束，并减少对其社会责任的投入，从而在客观上减弱企业履行社会责任对抑制其金融化的影响作用。本文的启示有：

第一，企业履行社会责任可作为控制房地产企业金融化水平的重要管理手段，但目前房地产行业社会责任履行水平整体上仍有较大的提升空间。一方面，房地产企业应增强社会责任意识，设置专项部门或专人来负责进行相应管理，更积极主动地践行社会责任，参与到对企业自身发展及社会各界都有益的社会责任活动中。另一方面，政府相关主管部门应不断完善对房地产企业履行社会责任的相关制度、规定、政策和要求，激励企业积极践行社会责任，鼓励其改进社会责任信息披露方式、提高披露质量，并对社会责任履行情况加强监管。

第二，要多管齐下地防范房地产企业过度金融化的风险。一方面，房地产企业特别是非国有企业，应注意避免过度金融化，完善内部控制和风险预警机制，加强对金融资产的优化配置和有效管理，实现对企业金融化水平的高质量控制。另一方面，政府部门应采取相关措施控制企业过度配置金融资产，如设置门槛以限制企业通过配置金融资产获得超额利润、要求企业定期披露包括金融资产在内的重要财务投资信息等。

第三，要多措并举地缓解房地产企业面临的代理成本偏高和融资约束偏紧难题。一方面，房地产企业应完善对管理层的激励和监督机制，如加强对高管薪酬和股权激励、董监事会的监督等，引导管理层从企业长期健康发展的角度采取恰当的投资经营策略；同时房地产企业应尝试寻找多元化融资渠道，充分应用新型融资方式，革新传统融资模式。另一方面，政府部门应采取精准化措施在防范房地产企业金融性风险的同时缓解其面临的融资困境，不能采取“一刀切”的行政手段，从融资约束的形成原因上减小企业的融资难度，尤其是针对履行社会责任积极性较低的非国有房地产企业，政府更要制定针对性的社会责任履行激励措施和融资帮扶政策，缓解其面临的融资约束，为这些企业将更多资源转向社会责任活动、减少非必要金融投资行为创造有利条件。

第四，要减少经济政策不确定性对房地产企业履行社会责任、避免过度金融化的负面影响。经济政策变动往往对房地产企业产生不利影响。一方面，房地产企业应提升对经济政策调整的敏锐度，设置专业部门和专人负责准确把握经济政策调整对企业可能带来的风险，并采取高效的针对性措施，以将经济政策不确定性造成的负面影响控制在合理范围内。另一方面，政府应保持经济政策的透明度和连续性，将经济政策不确定性控制在合理限度内，同时也要在经济政策调整和制定过程中考虑到企业异质性，综合考虑对整个行业不同类型企业的影响差异，比如对非国有房地产企业所面临的融资约束的影响，进而制定具有灵活性、针对性和普遍适应性的实施细则。