杜 勇，王 婷

(西南大學 經濟管理學院，重慶 400715)

一、 引 言

我國非金融上市公司配置金融資產的水平近十年來處于持續(xù)上升的趨勢。越來越多的非金融企業(yè)脫離原來的主營業(yè)務，傾向于持有更多的金融資產且大量依靠金融渠道獲利，這種趨勢即為非金融企業(yè)金融化。[注]金融化主要表現(xiàn)為金融部門在經濟運行中的地位不斷提升，非金融企業(yè)與金融部門之間更加依賴，企業(yè)金融渠道獲利占企業(yè)獲利比重不斷提高等，本文將企業(yè)金融化界定為金融資產在企業(yè)資產配置中的比重不斷提高的趨勢。企業(yè)過度金融化將不僅會使得實體經濟的發(fā)展面臨嚴峻挑戰(zhàn)，同時也加大了經濟運行的風險。面對如此嚴峻的經濟形勢，“十九大”關于建設現(xiàn)代化經濟體系的戰(zhàn)略部署中提出“要著力加快建設實體經濟，防止經濟‘脫實向虛’”。因此研究企業(yè)金融化水平受哪些因素的影響和制約，不僅具有重要的學術價值，對于理解當前企業(yè)過度金融化現(xiàn)象，制定抑制實體企業(yè)過度金融化的相關政策，促進我國經濟健康發(fā)展也具有很強的現(xiàn)實意義。

現(xiàn)有研究多從融資和投資回報視角解釋企業(yè)持有金融資產的動機，有學者發(fā)現(xiàn)企業(yè)持有金融資產是為了克服融資約束的影響，幫助企業(yè)降低調整成本，達到平滑實體投資和研發(fā)創(chuàng)新投資的目的(Opler等,1999)[1]。也有學者從金融資產的高收益率做出了解釋，認為當金融資產與固定資產的收益率之差不斷擴大時，企業(yè)越傾向于投資金融資產(宋軍和陸旸，2015)[2]，從而實現(xiàn)企業(yè)價值最大化。但這些研究均建立在“理性人”假設的基礎上，即假設管理者是同質的，而對于企業(yè)投融資決策起關鍵作用的管理者個人特質差異對企業(yè)金融化水平的影響卻鮮有研究。

在企業(yè)經營中，管理者并非按照概率法則評估不確定事件，有學者研究發(fā)現(xiàn)管理者的經營決策在很大程度上是行為因素作用的結果，而非經濟最優(yōu)化機制作用的結果。Malmendier等(2011)[3]通過對管理者早期個人經歷與企業(yè)財務決策的研究發(fā)現(xiàn)，管理者的參軍經歷和大蕭條經歷對企業(yè)財務決策有顯著影響。Graham等(2013)[4]采用問卷調查的方法研究得出具有財務經歷的管理者其公司的負債水平更高。從中可以看出管理者個人特質和特殊的人生或職業(yè)經歷確實會對其管理決策產生顯著影響。

鑒于此，本文結合烙印理論，從管理者認知烙印和能力烙印兩個維度分析了管理者金融危機經歷對企業(yè)金融化水平的影響，結果表明：管理者的金融危機經歷對其所在企業(yè)的金融化水平具有顯著的正向影響，且該結論通過了相關的穩(wěn)健性檢驗。進一步地，本文從財務困境、融資約束、制度環(huán)境三個方面進行討論，研究發(fā)現(xiàn)該效應在融資約束嚴重的企業(yè)和制度環(huán)境較好地區(qū)的企業(yè)中更加顯著，而在金融危機期間遭受財務困境的企業(yè)中受到明顯抑制。最后，本文試圖驗證擁有金融危機經歷的管理者所在的企業(yè)對金融資產的持有動機及管理者金融危機經歷對企業(yè)金融化影響的作用機理，從而為理解我國實體企業(yè)金融化現(xiàn)象和當前決策者制定抑制實體企業(yè)過度金融化的相關政策提供理論支持和經驗證據(jù)。

本文可能的創(chuàng)新與貢獻在于這幾點：(1)本文豐富了高管個人經歷如何影響企業(yè)金融化的研究。當前對實體企業(yè)金融化的研究文獻多集中在過度金融化對企業(yè)的影響及非金融企業(yè)金融化的動機研究方面，僅有少量研究關注管理者異質性對金融化的影響，本文進一步從管理者異質性視角為有關高管個人經歷與實體企業(yè)金融化的研究提供了新的證據(jù)，本文的研究有助于更深刻理解企業(yè)金融化的動機和影響因素。(2)對于管理者異質性的研究不得不考慮管理者自選擇性而導致的內生性問題，例如無法解釋是性格激進的人傾向于選擇參軍，還是從軍經歷塑造了個人激進的性格。由此無法區(qū)分是管理者自身特質使其選擇了經歷，還是曾經的經歷影響了管理者特征。而本文選擇金融危機經歷這一外生變量進行研究，可以極大地控制其他因素干擾。(3)中國現(xiàn)行的制度背景為本文研究金融危機經歷對企業(yè)金融資產配置的影響提供了一個良好的契機，與發(fā)達國家相比我國制度環(huán)境發(fā)展很不平衡、公司治理機制尚不健全，從而為管理者個人特質影響企業(yè)投融資決策創(chuàng)造了條件。本文拓展的研究表明具有金融危機經歷的管理者對于金融資產的配置并非單一的預防或投機，而是一種最優(yōu)的綜合策略。具有豐富閱歷和管理經驗的管理者對金融資產如此青睞，也印證了企業(yè)金融化或許是非金融企業(yè)在當前金融市場不完善、融資約束嚴重情形下的一個緩沖機制。這對抑制金融化的政策制定者提供了啟示，必須提升實業(yè)投資回報并重視管理者背景特征的影響。此外，對于企業(yè)而言，其在選聘高管時，應更加重視管理者金融危機經歷等背景對企業(yè)投資決策的影響，盡量選擇不同背景的高管，以平衡其因烙印效應將會對企業(yè)經營造成的不利影響。(4)本文結合“烙印理論”研究發(fā)現(xiàn)資本套利動機和管理者自信是其金融危機經歷影響企業(yè)金融化水平的作用路徑，這將進一步幫助本文探索企業(yè)金融化的影響因素，從而為制定相關政策抑制非金融企業(yè)金融化趨勢，防止我國經濟“脫實向虛”提供經驗證據(jù)。

二、 理論分析與研究假說

(一) 烙印理論(Imprinting Theory)與敏感期界定

基于已有研究，Marquis和Tilcsik(2013)[5]、Simsek等(2015)[6]系統(tǒng)界定了烙印機制并且指出烙印機制的本質是一個過程：首先特定階段的環(huán)境形成了一個環(huán)境敏感期，環(huán)境敏感期內焦點主體為適應環(huán)境而培養(yǎng)出相應的特征，個體或組織的這種特征猶如烙印不易磨滅，會持續(xù)影響個體和組織的行為，即使在外部環(huán)境發(fā)生變化后也不會輕易消失。早期的烙印理論主要應用于組織層面的研究，用于解釋組織初創(chuàng)期的環(huán)境對企業(yè)后續(xù)發(fā)展的持續(xù)影響(Han等,2014)[7]并取得了豐富的研究成果，而對于企業(yè)管理者被烙印的過程及其對企業(yè)行為產生的影響研究卻一直較為缺乏。高層梯隊理論的發(fā)展和行為金融學的興起，促使學者開始對烙印理論在管理者層面的應用進行探索，基于烙印理論，戴維奇等(2016)[8]發(fā)現(xiàn)民營企業(yè)家體制內經歷通過烙印效應促進了企業(yè)在成長過程中拓展房地產等業(yè)務來賺快錢，杜勇等(2018)[9]也發(fā)現(xiàn)CEO的海外經歷基于烙印效應顯著抑制了企業(yè)的盈余管理。

對于烙印理論在個體層面的研究，其核心問題是分析個體在“環(huán)境敏感期”的經歷對其某些特質的持續(xù)影響。相對于正常時期，在敏感期內個體面臨較大的不確定性并產生明顯的焦慮感，為了減少環(huán)境變化導致的這種焦慮感，個體將采取行動以盡快適應環(huán)境，因此較容易受到環(huán)境的影響，并發(fā)展出適應該環(huán)境的特征。

總結已有研究，通常能夠被界定為環(huán)境敏感期的期間主要是發(fā)生了外部宏觀事件的期間，如大蕭條時期、三年自然災害時期、大躍進時期等。雖然未直接應用烙印理論，但基于烙印視角，已有學者探討了管理者經歷對企業(yè)決策的影響(Malmendier等，2011；沈維濤和幸曉雨，2014；付超奇，2015)[3,10-11]，此外，Marquis和Tilcsik(2013)[5]特別強調環(huán)境敏感期主要是指焦點主體的狀態(tài)發(fā)生轉換的時期，對于個體而言其在成長和發(fā)展的過程中，可能經歷不止一個環(huán)境敏感期，因而可以認為使得個體從一個階段過渡到另一個階段的轉換期都可以界定為環(huán)境敏感期。因此作為個體成長和發(fā)展的重要階段或造成個體周邊環(huán)境發(fā)生了重大變化的時期，例如工作經歷、從軍經歷、教育經歷、貧困經歷等也可以被認定為“環(huán)境敏感期”，有研究發(fā)現(xiàn)這些特殊的個人經歷確實對管理者的經營策略產生了顯著的影響(杜勇等，2018；賴黎等，2016)[9，12]。

基于本文研究的主題而言，金融危機雖爆發(fā)于美國金融領域，但在2008年已然演變成全球性金融危機，對世界經濟造成了巨大的影響，也對我國經濟產生了劇烈的沖擊。對于管理者而言，其所面對的企業(yè)投融資環(huán)境均發(fā)生了重大改變，因而金融危機顯然成為了管理者所經歷的一個特殊的環(huán)境敏感期。

(二) 管理者金融危機經歷的烙印機制分析

由于金融資產的雙重屬性，基于我國特殊的制度背景，金融危機經歷對管理者的影響可能是不確定的。圖1為管理者金融危機經歷影響企業(yè)金融化的作用機理，本文結合烙印理論從抑制和促進兩個方面進行分析。

圖1 管理者金融危機經歷的烙印機理

1.管理者金融危機經歷抑制企業(yè)金融化。(1)認知烙印方面：金融危機沖擊導致企業(yè)外部環(huán)境不確定性加大，使得管理者的投資行為更加謹慎。受金融危機影響股市資金規(guī)模嚴重萎縮，企業(yè)想要通過股票市場取得權益籌資舉步維艱，加上金融危機爆發(fā)后，銀行等金融機構由于自身流動性緊張以及風險防范等因素減少了向企業(yè)提供貸款的能力和意愿，導致企業(yè)面臨更為嚴重的融資約束環(huán)境。此外，受金融危機影響，企業(yè)的實體資產如存貨、設備等抵押品價格的下跌，進一步惡化了其獲取信貸的能力。金融危機中的大多數(shù)企業(yè)入不敷出，對其正常經營造成了嚴重影響，許多企業(yè)由于無法及時籌措資金而放棄了大量有價值的投資機會(Campello等，2010)[13]，更有企業(yè)因此陷入財務困境甚至破產清算。遭遇了嚴重融資約束和經營風險的管理者，受金融危機影響可能更加傾向于謹慎性的財務策略，因而持有更多的現(xiàn)金和更少的金融資產。

此外，有研究證實經歷過低收益的管理者由于不愿意承擔融資風險而更少地參與股票市場融資(Malmendier等, 2011)[3]，為避免投資失敗所帶來的私人成本，公司經理人可能會放棄凈現(xiàn)值為正但風險較大的投資項目從而規(guī)避風險(楊丹等，2011)[14]。受金融危機影響，2009年美國有89402家企業(yè)申請破產，我國僅浙江省在2008年就有2.2萬家企業(yè)倒閉，我國上市公司面臨著有史以來最嚴峻的考驗。金融危機的沖擊強烈增強了管理者對資本市場風險的恐懼和對預期不確定性的感受，經歷了金融危機的管理者可能深受金融資產價格波動的影響，強化了其風險規(guī)避意識，傾向于采取更加保守的投資策略，從而抑制了企業(yè)金融化行為。

(2)能力烙印方面：對風險較為敏感的管理者，金融危機期間通常采取較為穩(wěn)健的經營策略，因而很少投資金融資產，缺乏在不確定環(huán)境下金融資產的投資經驗。面對當前復雜的外部市場環(huán)境，管理者其在進行投融資決策時更傾向于選擇自己熟悉的領域而放棄持有金融資產。在此情形下，金融危機的沖擊使得管理者對在今后的決策選擇時會高估風險發(fā)生的概率，低估金融資產收益，從而偏向更加謹慎的投資策略，導致其投資金融資產的意愿下降。

基于以上分析，本文認為當金融危機經歷加大了管理者對資本市場風險的恐懼和對預期不確定性的感受，且缺乏金融資產管理經驗時將傾向于持有更少的金融資產以規(guī)避風險，因而本文提出如下假設：

假設1a：管理者金融危機經歷對其所在企業(yè)金融化水平具有顯著的負向影響。

2.管理者金融危機經歷促進企業(yè)金融化。在我國特殊的制度背景下，許多管理者并沒有完全摒棄金融資產的資本獲利優(yōu)勢，金融危機的歷練也可能使管理者風險應對能力得到了很大的提升，因而經歷過金融危機的管理者有信心用好金融資產這把雙刃劍，從而提升了企業(yè)金融化水平。

(1)認知烙印方面：首先，嚴重的融資約束和資金流短缺，使得管理者更加重視財務柔性儲備，強化了管理者持有金融資產的預防儲蓄動機。經歷了金融危機的管理者清晰地認識到企業(yè)持有現(xiàn)金和短期金融資產能夠應對未來經營過程中可能導致的流動性短缺，從而減少其對企業(yè)生產經營的影響(Opler等，1999)[1]，當企業(yè)陷入財務困境時，可以利用金融資產的蓄水池效應使得企業(yè)能夠通過出售金融資產來降低經營風險(劉貫春等，2018)[15]。因而具有金融危機經歷的管理者其預防性儲蓄動機的強化，使其傾向于持有較多金融資產充當流動資金蓄水池，以增強企業(yè)抵御不利沖擊的能力。

其次，金融危機經歷使得管理者更傾向于多元化投資戰(zhàn)略以分散風險謀求生存。受金融危機影響，消費者收入下降、對未來經濟形勢的悲觀預期等因素導致其消費能力和消費意愿大幅下降，國內需求不足，國際出口下滑，都使得實體經濟遭受重大打擊。市場需求下滑以及需求的不確定程度的增加嚴重影響了企業(yè)投融資行為，因而企業(yè)迫切需要尋找新的利潤增長點謀求生存。在實體經濟遭受重創(chuàng)的形勢下，金融業(yè)和房地產業(yè)被認為是擁有超額利潤的兩大暴利行業(yè)(王紅建等，2016)[16]，在這種經濟環(huán)境的影響下，企業(yè)投資實業(yè)的意愿低迷，投資金融資產的動機卻愈發(fā)強烈。金融資產的雙重性質，使其不僅是一種流動性貯藏工具，也是一種投資機會。盡管在成熟的市場經濟體制下，多元化被認為有損企業(yè)績效，但在我國特殊的經濟背景下，多元化可能是企業(yè)最優(yōu)的選擇。金融資產投資這種賺快錢的行為盡管可能無法提升其競爭優(yōu)勢，但卻有可能影響企業(yè)生存，實體企業(yè)希望以“草船借箭”的方式來反哺實業(yè)的發(fā)展。因此金融危機經歷塑造了管理者多元化投資認知，強化了其投機動機，使管理者更加重視對金融資產投資機會的把握。

此外，我國特殊的環(huán)境制度及金融危機之后的政府宏觀政策，弱化了管理者對金融市場的風險感知，強化了其對金融及房地產行業(yè)的前景預期。我國金融領域長期以來實施嚴格的資本管制制度，資本市場波動帶來的影響在我國特殊的制度環(huán)境下有所減緩，因而弱化了管理者對資本市場風險感知的敏感性。Allen等(2014)[17]指出，中國銀行業(yè)在全球金融領域表現(xiàn)很好，其績效總體遠超新興市場和發(fā)達市場。此外，為應對2008年經濟危機沖擊，我國政府實施了一系列經濟刺激政策，經濟政策帶來的市場需求和投資機會使得管理者意識到現(xiàn)有的市場機會仍可持續(xù)，從而不會調整其原有的經營、融資與投資模式(連立帥等，2016)[18]。

(2)能力烙印方面：首先，管理者對政策機會的把握和識別能力增強。區(qū)別于實業(yè)經營，金融資產投資通常被認為是企業(yè)賺快錢的一種行為，而其實質則是企業(yè)利用政策性機會實現(xiàn)發(fā)展新業(yè)務的獨特形式，這種行為不僅需要管理者具備整合相關資源的能力，更需要管理者能夠準確識別政策性機會(戴維奇等，2016)[8]。為應對金融危機對我國經濟的沖擊，我國政府實行了一系列經濟刺激政策，政府“有形的手”為我國經濟創(chuàng)造出大量的市場需求與投資機會。經歷過金融危機的管理者傾向于更加關注國家宏觀經濟政策動向，復雜的外部環(huán)境迫使管理者對政策機會的把握和識別能力也逐步增強，相較于沒有該經歷的管理者而言，其更能在頻繁變化的宏觀政策中敏銳地把握已然存在于外部環(huán)境中由政策引致的機會。

其次，管理者的風險承擔能力與冒險精神得到提高。金融危機的考驗和歷練使得管理者從中學習的應對突發(fā)危機的技能使其更加自信能處理好高風險及不確定政策的影響，表現(xiàn)為更少的風險厭惡，從而提升了管理者的風險承擔能力與冒險精神。有研究發(fā)現(xiàn)具有財務經歷的CEO，由于精通財務且相關職業(yè)經歷豐富，傾向于實施更加積極的財務政策(Custodio和Metzger，2014)[19]，此外有研究還發(fā)現(xiàn)人們在戰(zhàn)爭中學到的技能使他們更加自信能處理好高風險、高壓力的情況，表現(xiàn)出較少的風險規(guī)避(Elder等，1991)[20]。金融危機經歷使得管理者應對此類事件的經驗更加豐富，其危機處理能力與風險承擔能力也得到了提高，從而更加偏好投資金融資產。

在此情況下，對于管理者而言，金融危機經歷使其更加重視應對外部不確定性環(huán)境而偏好多元化投資以分散風險，加之我國特殊的環(huán)境制度弱化了其對資本市場風險感知的敏感性，金融危機之后的政府宏觀政策強化了其對金融及房地產行業(yè)的前景預期，無論是出于預防性動機亦或獲利動機，管理者都傾向于持有更多的金融資產。

因而當金融危機經歷使得管理者基于預防儲蓄和多元化投資的意識更強，并在金融危機中積累了豐富的應對不確定性環(huán)境的經驗時，其風險承擔能力的提升使其更傾向于提高企業(yè)的金融化水平。因而本文提出如下競爭性假設：

假設1b：管理者金融危機經歷對其所在企業(yè)金融化水平具有顯著的正向影響。

Bernile等(2017)[21]研究發(fā)現(xiàn)未產生嚴重后果的自然災害經歷會降低CEO對風險的敏感性，而經歷極端自然災害后果的CEO在企業(yè)經營中對風險更謹慎。Dittmar和Duchin(2016)[22]研究發(fā)現(xiàn)，經歷過困境的CEO所在的企業(yè)保有較高的現(xiàn)金水平、較低的債務融資水平和較為保守的投資策略。借鑒此思路，本文認為管理者在金融危機中遭受影響的程度不同，將會對其未來的投資策略產生不同的影響。金融危機時期經歷了財務危機處境的管理者，對資本市場的風險感受更加深刻，且財務困境的處境表明面對金融危機困境時，其應對并不成功，認知烙印方面加大了對資本市場風險的感受，能力烙印方面失敗的經歷使得其管理自信受到挫傷，行事將更為保守。因此金融危機的沖擊使管理者在今后的決策選擇時會偏向更加謹慎的投資策略，導致其投資金融資產的意愿下降。結合假設1(H1a,H1b)，本文認為管理者的財務困境經歷將加強金融危機經歷對其所在企業(yè)金融化水平負向影響或減弱金融危機經歷對其所在企業(yè)金融化水平正向影響的程度，因而本文提出如下假設：

假設2：財務困境會加強金融危機經歷對企業(yè)金融化水平的負向影響或減弱金融危機經歷對其所在企業(yè)金融化水平正向影響的程度。

三、 研究設計

(一) 數(shù)據(jù)和樣本

本文選取2008—2017年中國滬深兩市A股上市公司為研究樣本，樣本剔除了金融、保險類以及房地產行業(yè)上市公司、ST公司和缺失值，最終包括13683個觀測值。其中管理者金融危機經歷是根據(jù)國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)和色諾芬(CCER)數(shù)據(jù)庫中高管簡歷資料及上市公司公告數(shù)據(jù)手工搜集得到的，外部環(huán)境數(shù)據(jù)來自樊綱等(2016)[23]的市場化指數(shù)，其他數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。為克服極端異常值的影響，本文對模型中所有連續(xù)變量進行了上下1%的Winsorize處理。

(二) 主要變量定義

1.金融化程度(Fin)指標。本文將企業(yè)金融化界定為金融資產在企業(yè)資產配置中的比重不斷提高的趨勢，借鑒宋軍和陸旸(2015)[2]、杜勇等(2017)[24]的做法，以企業(yè)持有的金融資產比例度量金融化程度。因為企業(yè)持有貨幣資金和應收賬款的主要目的還是日常經營并非資本增值，因而本文中的金融資產未包括貨幣資金和應收賬款。此外，由于現(xiàn)代企業(yè)大量進入房地產的資金投資目的并非自用而是投機，本文在企業(yè)金融化的度量過程中包括了投資性房地產凈額項目。綜上，本文企業(yè)金融化程度(Fin)的計算公式為：Fin=(交易性金融資產+衍生金融資產+發(fā)放貸款及墊款凈額+可供出售金融資產凈額+持有至到期投資凈額+投資性房地產凈額)/總資產，本文使用的是企業(yè)持有金融資產的比例這一相對指標進行檢驗，在穩(wěn)健性檢驗中，本文將使用金融資產的實際持有規(guī)模即金融資產的絕對指標進行替代測量。

2.管理者金融危機經歷(Fce)指標。借鑒國內外相關研究，如Graham等(2015)[25]指出在企業(yè)中CEO是最有影響力的決策者，王鐵男等(2017)[26]、杜勇等(2018)[9]分別在研究管理者過度自信與IT投資績效和管理者海外經歷與企業(yè)盈余管理的關系時將管理者界定為CEO。因此本文中將管理者定義為對企業(yè)投融資決策具有重要決定權的總經理、CEO或總裁。[注]結合我國實際情況，雖然企業(yè)副總經理在金融危機中也受到了相應的影響，但由于副總經理與總經理的職權差異，其在金融危機中面臨的沖擊可能與總經理并不相同，副總經理更多的關注其崗位職責內的責任，對于企業(yè)整體資源配置、投融資決策的影響有限。此外，盡管企業(yè)CFO可能會對公司財務行為有更加直接的影響，但受我國傳統(tǒng)集權、等級文化的影響，CFO的決策往往會更多地受總經理的影響，并屈從與總經理的決策，最終企業(yè)投融資決策常常在無形中受企業(yè)總經理的主導。本文認為對于同一家企業(yè)而言，若總經理任職的起始時間早于或等于2008年，則認為其經歷了金融危機，F(xiàn)ce取1，否則為0。

3.調節(jié)變量指標。財務困境(Z_score)，借鑒Edward(1968)[注]紐約大學斯特恩商學院教授Edward Altman在1968年就對美國破產和非破產生產企業(yè)進行觀察,采用了22個財務比率經過數(shù)理統(tǒng)計篩選建立了著名的5變量Z-score模型。該指標越小,企業(yè)風險越大,反之亦然。的研究成果，本文用Z指數(shù)來衡量企業(yè)面臨的財務困境，Z值越大說明企業(yè)財務狀況越好，陷入財務困境的概率越小?，F(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)Z值的判斷標準在不同國家有所差異，但研究證實Z值小于1.8的企業(yè)，更容易陷入困境，因此，如果企業(yè)2008年Z指數(shù)小于1.8，本文將Z值取1，否則取0。本文還使用現(xiàn)金流危機指標、經營業(yè)績危機指標(2008年企業(yè)現(xiàn)金流、經營業(yè)績排名低于中位數(shù)的企業(yè)為1，否則為0，)作為替代變量進行了穩(wěn)健性測試。

4.控制變量指標。考慮除本文研究的金融危機經歷這一管理者特征變量外，管理者的其他個人異質性、企業(yè)財務狀況、公司治理水平等也可能會對企業(yè)金融化水平產生影響，借鑒以往文獻本文分別控制了管理者個人特征、企業(yè)財務特征、公司治理等方面可能對金融化水平產生影響的指標，具體包括：管理者年齡(Age)、性別(Sex)、教育水平(EDU)、金融背景(Finback)、企業(yè)規(guī)模(Size)、營業(yè)利潤率(OPR)、負債率(Lev)、凈資產收益率(Roa)、產權性質(State)、股權集中度(Top1)、管理層持股(Msh)、獨立董事比例(Indep)、董事會規(guī)模(Board)領導權結構(Dual)、機構投資者持股比例(Ins)、投資機會(Growth)，此外本文還控制了行業(yè)、年度等因素對回歸結果可能的影響，ε為隨機誤差項。主要變量定義見表1。

表1 主要變量定義

(三) 模型設計

基于上述理論分析，本文構建了模型(1)對假設1(假設1a,1b)進行檢驗，為了檢驗假設2，本文在基準模型的基礎上增加了金融危機經歷與財務困境交乘項Fce* Zscore構建了模型(2)，模型中各變量的定義見表1。

Finit=α0+α1Fceit+α2Ageit+α3Sexit+α4EDUit+α5Finbackit+α6Sizeit+α7Levit+

α8OPRit+α9Roait+α10Stateit+α11Top1it+α12Mshit+α13Indepit+α14Boardit+

(1)

Finit=β0+β1Fceit+β2Fceit*Zscoreit+β3Zscoreit+β4Ageit+β5Sexit+β6EDUit+

β7Finbackit+β8Sizeit+β9Levit+β10OPRit+β11Roait+β12Stateit+β13Top1it+β14Mshit+

(2)

四、 實證檢驗結果及分析

(一) 描述性統(tǒng)計和相關系數(shù)分析

表2報告了主要變量的描述性統(tǒng)計。由數(shù)據(jù)可得，企業(yè)所持金融資產的均值為2.7%，最高為34%，最低為0，表明各上市公司因投融資政策不同，對金融資產的持有水平存在很大的差異；Fce均值為35.6%，即大約有35.6%的企業(yè)管理者有過金融危機經歷；從管理者性別和年齡的統(tǒng)計數(shù)據(jù)來看，我國企業(yè)總經理中絕大多數(shù)為男性，且平均年齡為49歲，總的來講，企業(yè)總經理年齡偏大，且一般任職時間較長；樣本公司的平均資產負債率為43.1%，負債比例并不低，表明銀行貸款在我國企業(yè)的外部融資中仍占有較高比例。其他變量并無顯著性差異。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計結果

表3是主要變量Pearson相關系數(shù)，從各變量的相關系數(shù)來看，模型中的自變量之間不存在嚴重的共線性問題。此外，本文對樣本按照管理者金融危機經歷進行分組，分樣本檢測中有金融危機經歷的樣本中，其金融資產水平在1%水平上顯著高于無金融危機經歷的樣本，這也初步驗證了本文假設1b的假設。

表3 相關矩陣

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著

(二) 基本回歸結果

表4 基本回歸結果

注:*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著。括號中為采用Robust異方差修正的t值;Controls是模型中的控制變量，限于篇幅，控制變量的結果未報告

在表4中，模型一給出了管理者金融危機經歷對企業(yè)金融化水平影響的基本回歸結果。在回歸(1)中，在未控制其他變量的情況下，管理者金融危機經歷在1%的顯著性水平下與企業(yè)金融化水平正相關，初步印證了假設1b，即擁有金融危機經歷的管理者企業(yè)金融化水平更高。引入相關控制變量后，二者相關關系沒有改變，結果顯示金融危機經歷的回歸系數(shù)為0.0092，且在1%的水平上顯著，支持假設1b。從經濟意義上看，相比于沒有金融危機經歷的管理者(Fce=0)，有金融危機經歷的管理者(Fce=1)所在企業(yè)的金融化水平要高0.0092,由于全樣本的金融化水平為0.0270,因此金融危機經歷對企業(yè)金融化的提升效應約相當于樣本均值的34.07%，表明管理者金融危機經歷確實促進了其所在企業(yè)金融化水平的提升。

為檢驗假設2，進一步研究企業(yè)管理者受金融危機影響程度對企業(yè)金融化水平影響的差異，本文將財務困境作為調節(jié)變量，引入模型二中。前文假設中認為管理者在2008年受金融危機的影響程度的不同將對管理者以后的投融資策略產生不同的影響，在表4回歸(3)中，本文看到Fce* Zscore與Fin顯著負相關(β=-0.0159，P<0.01)，即在2008年受金融危機影響，面臨了極大破產風險的企業(yè)管理者深受金融資產價格波動的影響，在之后的經營中對金融資產持規(guī)避態(tài)度，因而持有較低的金融資產比例。表明在金融危機期間遭受了財務困境的企業(yè)管理者其金融危機經歷對企業(yè)金融化的抑制效應大于促進效應，假設2得到驗證。此外，本文還使用現(xiàn)金流危機指標(Cash)、經營業(yè)績危機指標(Roa)(2008年企業(yè)現(xiàn)金流、企業(yè)經營業(yè)績排名低于中位數(shù)的企業(yè)為1，否則為0)作為替代變量進行了穩(wěn)健性測試，結論一致。實證結果表明在金融危機時期，遭受了嚴重財務困境的管理者在今后的投融資決策選擇時將更加謹慎，財務困境會弱化金融危機經歷對企業(yè)金融化水平的正向影響。

(三) 穩(wěn)健性測試

為了提高研究結果的可靠性，本文進行了以下穩(wěn)健性測試：(1)本文采用傾向得分匹配法(PSM)來控制選擇性偏誤。使用配對后的樣本進行回歸，結論穩(wěn)健。(2)Placebo檢驗，本文為每個企業(yè)隨機分配金融危機經歷變量，將隨機分配的金融危機經歷變量(Random)與相應企業(yè)的金融化水平指標采用模型重復回歸100次?；貧w結果中，系數(shù)顯著為正和顯著為負的占比差異小，表明金融危機經歷確實促進了其所在企業(yè)金融化水平的提升，而不是其他因素所致，驗證了本文的穩(wěn)健性。(3)重新度量金融危機經歷。為緩解金融危機對我國經濟的影響，我國政府在2009-2010年期間實施了四萬億的經濟刺激政策，使得我國經濟在全球范圍內率先實現(xiàn)了經濟復蘇，而全球經濟實際上在2009年底在才逐步回溫。為了排除金融危機經歷度量方式的影響，本文對自變量Fce重新進行度量，即將金融危機經歷的總經理定義為任職時間早于2009年，認為2008年、2009年均遭受了金融危機的影響。將拓展的金融危機經歷數(shù)據(jù)帶入模型重新檢驗，結論保持不變。(4)企業(yè)金融資產水平指標的替換。本文金融資產水平測量使用的是金融資產與企業(yè)總資產的合計之比進行刻畫，該指標為相對比例指標，本文使用金融資產的合計之和的自然對數(shù)及企業(yè)是否持有金融資產的虛擬變量分別進行再次檢驗，檢驗結果與前文結論一致。(5)其他穩(wěn)健性檢測。根據(jù)優(yōu)序融資理論觀點，利潤率越高、規(guī)模越大的公司金融資產比例也越高。因此可能存在一種解釋是具有金融危機經歷的管理者所在的企業(yè)規(guī)模較大，因而持有較多的金融資產，并非管理者本身經歷的影響。對此，本文按照企業(yè)規(guī)模將樣本分組檢驗，原結論穩(wěn)健。此外，為控制異方差和序列相關問題，本文對標準誤在企業(yè)和年度兩個層面進行了雙重聚類調整，結果和前文結論一致。本文采用制造業(yè)子樣本進行檢驗，未改變本文研究的基本結論。受篇幅限制，穩(wěn)健性檢驗結果未予展示。

五、 作用機制探討

(一) 制度環(huán)境及融資約束的調節(jié)效應

與發(fā)達國家相比，我國制度環(huán)境發(fā)展很不平衡，對于不同地區(qū)的上市公司而言，其所處地區(qū)的市場化進程、經濟發(fā)展水平、政府干預程度、法制水平均存在較大的差異。制度環(huán)境是影響人才發(fā)揮作用的重要因素，張三寶和張志學(2012)[27]指出制度環(huán)境越好的地區(qū)，政府干預程度越小，管理者自主決策權越大。因此本文認為在制度環(huán)境較好的地區(qū)，管理者對于投資決策的自主權相對較高，其金融危機經歷作用下的烙印機制能夠得到更好的發(fā)揮。據(jù)此本文預測，其他條件不變的情況下，相對于制度環(huán)境差的地區(qū)，制度環(huán)境越好，管理者金融危機經歷對企業(yè)金融化水平的正向作用越明顯。

為了檢驗制度環(huán)境差異的調節(jié)效應，本文構造了管理者金融危機經歷與制度環(huán)境指數(shù)的乘積項Fce* Market帶入模型(2)中進行實證檢驗，其中制度環(huán)境(Market)指標，本文采用樊綱等(2016)[23]發(fā)布的《中國市場化指數(shù)》來衡量地區(qū)的制度環(huán)境水平。在表4的回歸(4)中報告了實證結果，F(xiàn)ce* Market系數(shù)為0.0080且在1%的水平顯著，表明市場化程度越高的地區(qū)，管理者金融危機經歷對企業(yè)金融化水平的正向作用會得到加強，符合本文的預期，即管理者的金融危機經歷對企業(yè)金融化水平的正向提升效應在制度環(huán)境較好地區(qū)的企業(yè)中更加顯著。

進一步思考，我國正規(guī)金融機構具有嚴重的信貸配給行為,國有企業(yè)、大規(guī)模企業(yè)具有較強的融資優(yōu)勢，而民營企業(yè)、小規(guī)模企業(yè)則很難從銀行獲得信貸融資。受不同融資約束程度的企業(yè)，其對金融資產持有動機的不同可能會使其金融化水平存在顯著差異。結合企業(yè)面臨的融資約束環(huán)境，本文分析若企業(yè)面臨較強的融資約束，管理者金融危機經歷對企業(yè)金融化的正向作用得到了加強，表明金融危機經歷會使得管理者更加重視金融資產的蓄水池作用，以應對外部不確定事件的沖擊。若企業(yè)面臨較輕的融資約束時，管理者金融危機經歷對企業(yè)金融化的正向作用得到了加強，則表明企業(yè)持有金融資產主要是為了投資獲利，當企業(yè)經營良好，有充沛的資金流時，企業(yè)傾向于配置更多的金融資產，從而獲得高額回報。

據(jù)此本文試圖檢驗融資約束環(huán)境下企業(yè)金融化的具體動機：若其他條件不變的情況下，相對于融資約束輕的企業(yè)，融資約束嚴重企業(yè)的管理者金融危機經歷對企業(yè)金融化水平的正向作用越明顯，則表明其持有金融資產為預防性動機。而相對于融資約束重的企業(yè)，融資約束輕的企業(yè)管理者金融危機經歷對企業(yè)金融化水平的正向作用越明顯，則表明其持有金融資產為利潤追逐動機。

對于融資約束(SA)[注]當前研究中對于融資約束指標的度量，被大量研究接受并廣泛采用的包括KZ指數(shù)、WW指數(shù)及SA指數(shù)，但相比較而言，KZ指數(shù)和WW指數(shù)均包含了諸多內生性的金融變量，如財務杠桿、現(xiàn)金流、股利支付情況等，而融資約束與這些金融指標變量之間相互決定。SA指數(shù)法主要依賴的是企業(yè)規(guī)模和企業(yè)年齡，能夠較好的避免變量之間的內生性問題。且已有研究發(fā)現(xiàn)SA指數(shù)對于度量我國企業(yè)的融資約束具有良好的特性。的衡量，本文借鑒Hadlock和Pierce(2010)[28]基于上市公司規(guī)模和上市時間構建的SA指數(shù)，[注]SA指數(shù)=0.043ⅹ(lnSize)2-0.737ⅹlnSize-0.040age,其中，LnSize為公司規(guī)模的自然對數(shù)，age為公司上市時間，即當年年份減去上市年份。該指數(shù)取值越大，則企業(yè)面臨的融資約束程度越高。本文對該指數(shù)進行虛擬化處理，當SA指數(shù)大于行業(yè)年度均值時取1，表示所受融資約束程度嚴重，否則取0。本文構造了金融危機經歷與融資約束的乘積項Fce* SA，帶入模型(2)中進行檢驗。發(fā)現(xiàn)受融資約束嚴重的企業(yè)環(huán)境顯著促進了金融危機經歷對企業(yè)金融化資產的提升作用(β=0.0082，P<0.01),即融資約束嚴重的企業(yè)可能基于預防性儲蓄動機，持有更多的金融資產。為避免該結論受指數(shù)構造方法的影響，本文參考(江靜，2014)[29]的做法，以利息支出(Inte)[注]當企業(yè)利息支出/營業(yè)收入小于年度行業(yè)均值則Inte取1，否則為0。作為融資約束的衡量指標進行穩(wěn)健性測試。貸款金額高的企業(yè)，其利息支出也會越多，因而，當企業(yè)利息支出較高時，可以近似地認為企業(yè)受到的外部融資約束越少。穩(wěn)健性測試的實證結論與上文一致。

(二) 金融資產持有動機

表5 金融資產持有動機檢驗

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著；括號中為采用Robust異方差修正的t值；Controls是模型中的控制變量，限于篇幅，控制變量的結果未報告

按照上文分析預期，如果擁有金融危機經歷的管理者持有金融資產是為了緩解融資約束，那么他將更加關注資產的流動性和風險性，從而傾向于持有期限短、收益低的金融資產，以達到提高流動性的目的。如果管理者持有金融資產的目的是利潤追逐，則其將更傾向于持有收益較高、但流動性差的長期金融資產。本文將企業(yè)持有的金融資產分為兩類，F(xiàn)in_D=交易性金融資產/總資產，衡量短期金融資產水平，F(xiàn)in_C=(可供出售金融資產凈額+衍生金融資產+發(fā)放貸款及墊款凈額+持有至到期投資凈額+投資性房地產凈額)/總資產，衡量長期金融資產水平。

將Fin_D、Fin_C帶入模型一重新檢驗，從表5的回歸結果上看，F(xiàn)ce對短期和長期金融資產的影響系數(shù)分別為0.0009、0.0073均在1%的水平顯著且Fin_C的系數(shù)顯著大于Fin_D，表明經歷過金融危機的管理者對金融資產的持有動機并非單一的預防儲蓄或利潤追逐，而是對企業(yè)資源合理配置的綜合決策，但利潤追逐動機更加強烈。

為了進一步驗證金融危機經歷是否是通過利潤追逐動機影響企業(yè)金融化水平的，本文利用Baron和Kenny(1986)[30]的中介效應檢驗程序進行考察。本文參考王紅建等(2017)[31]的做法，采用投資收益等與凈利潤的占比來刻畫企業(yè)套利動機(Arbitrage)。即利息收入、公允價值變動、投資收益之和與凈利潤的比例表示企業(yè)套利動機的強弱，若該比例大于中位數(shù)則Arbitrage取1，表示企業(yè)套利動機較強，否則取值為0表示企業(yè)套利動機弱。對此本文構造如下模型：

Finit=α0+α1Fceit+αiControlsit+εit

(3)

Arbitrageit=β0+β1Fceit+βjControlsit+εit

(4)

Finit=γ0+γ1Fceit+γ2Arbitrageit+γkControlsit+εit

(5)

模型三-五用于檢驗“金融化——套利動機——企業(yè)金融化水平”的作用路徑，具體檢驗程序如下：(1)檢驗管理者金融危機經歷對企業(yè)金融化的影響，觀察模型(3)中回歸系數(shù)α1；(2)檢驗管理者金融危機經歷對企業(yè)套利動機的影響，觀察模型(4)中的回歸系數(shù)β1；(3)同時檢驗管理者金融危機經歷、套利動機對企業(yè)金融化水平的影響，觀察模型(5)中的回歸系數(shù)γ1、γ2。中介效應需要滿足以下條件：(1)需要滿足α1在統(tǒng)計上顯著，否則中介效應不顯著；(2)在β1、γ2都顯著的情況下，若γ1顯著且滿足管理者金融危機經歷對企業(yè)金融化水平的影響變小，則存在部分中介效應；若γ1不顯著，則表示存在完全中介效應；若β1、γ2至少有一個不顯著，就需要通過Sobel檢驗判斷中介效應(β1*γ2)的顯著性。

表6 作用機制檢驗

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著；括號中為采用Robust異方差修正的t值;Controls是模型中的控制變量，限于篇幅，控制變量的結果未報告

從表6中的回歸結果來看，回歸(8)為不納入中介因子的檢驗結果，回歸(9)的被解釋變量為套利動機，其中Fce的系數(shù)均顯著為正(0.0656)，即管理者有金融危機經歷確實強化了企業(yè)套利動機。回歸(10)為納入中介因子的檢驗結果，Arbitrage顯著為正(0.0200)，F(xiàn)ce的系數(shù)同樣顯著為正(0.0079)，但系數(shù)小于回歸(8)，說明套利動機是管理者金融危機經歷影響企業(yè)金融化水平的部分中介因子，中介效應占比為14.26%。穩(wěn)健起見，本文也進行了Sobel檢驗，Z統(tǒng)計量(3.961)通過1%水平的統(tǒng)計檢驗，這也證實了中介效應是顯著的。

通過烙印理論的分析，管理者金融危機經歷可能是通過管理者自信的提升從而影響企業(yè)金融化水平的。借鑒已有研究思路，本文選取高管相對薪酬來衡量管理者自信程度，同樣通過中介效應檢驗程序考察金融化是否通過提升管理者自信的路徑來影響企業(yè)金融化水平的，從表6中的回歸結果來看，管理者自信是管理者金融危機經歷影響企業(yè)金融化水平的部分中介因子，中介效應占比為2.32%，中介效應較弱。在進一步的Sobel檢驗中，Z統(tǒng)計量僅為0.22，進一步表明管理者自信的中介效應比較弱。

六、 結論、啟示與展望

(一) 研究結論

本文結合烙印理論從管理者特質視角，研究管理者金融危機經歷對企業(yè)財務決策的影響，結果表明：由于認知烙印和能力烙印的作用，管理者金融危機經歷確實提升了其所在企業(yè)的金融化水平，且該效應在市場化進程較快地區(qū)的企業(yè)中更加顯著，而在金融危機期間遭受財務困境的企業(yè)中受到明顯抑制。結合企業(yè)融資約束的環(huán)境，本文發(fā)現(xiàn)面臨較強融資約束的企業(yè)，管理者金融危機經歷對企業(yè)金融化水平的提升作用更加顯著，表明了在此環(huán)境下，金融危機經歷使得管理者持有金融資產是為了緩解企業(yè)資金流約束，防范企業(yè)經營風險的預防儲蓄動機。有拓展的研究表明，經歷過金融危機的管理者所在的企業(yè)不僅持有短期金融資產，還持有較高比例的長期金融資產，說明其能夠充分利用金融資產的雙重優(yōu)勢，發(fā)揮金融資產預防儲蓄和高收益的優(yōu)點，優(yōu)化企業(yè)資源配置。最后利用Baron和Kenny(1986)[30]的中介效應檢驗程序，本文發(fā)現(xiàn)，管理者資本套利動機和管理者自信確實是管理者金融危機經歷影響企業(yè)金融化水平的作用機理，但管理者自信的中介效應較弱。

(二) 啟示與展望

本文從企業(yè)微觀層面拓展了實體企業(yè)金融化水平的影響因素研究，不僅豐富了企業(yè)金融化的相關研究，也為研究企業(yè)金融化的影響因素提供了一個新的視角和思路，即進行實體企業(yè)金融化的深入研究時要更多關注人的因素。本文認為，具有豐富閱歷和管理經驗的管理者對金融資產如此青睞，也正說明企業(yè)金融化或許是非金融企業(yè)在當前金融市場不完善、融資約束嚴重情形下的一個緩沖機制。

本文發(fā)現(xiàn)，面臨較強融資約束的企業(yè)，管理者金融危機經歷對企業(yè)金融化水平的提升作用更加顯著，表明了在此環(huán)境下，金融危機經歷使得管理者持有金融資產是為了緩解企業(yè)資金流約束。因而對于政府而言，從抑制企業(yè)金融化的本質上看，政府應盡快完善資本市場制度，加大對實體企業(yè)的資金支持力度，提高實體企業(yè)收益率，使得實體企業(yè)能夠回歸本業(yè)，保持企業(yè)健康長遠發(fā)展。同時為避免企業(yè)過度金融化，政府應通過出臺相應的政策調控企業(yè)過度配置金融資產，同時政府也應加強對企業(yè)管理者投資行為的監(jiān)督力度，對于持有金融資產的實體企業(yè)應要求其對所持有金融資產的具體情況進行披露，提升公司投資信息的透明度。

此外，本文拓展的研究表明，經歷過金融危機的管理者所在的企業(yè)不僅持有短期金融資產，還持有較高比例的長期金融資產，說明其能夠充分利用金融資產的雙重優(yōu)勢，發(fā)揮金融資產預防儲蓄和高收益的優(yōu)點，優(yōu)化企業(yè)資源配置?？梢钥闯觯m然過度金融化將有損企業(yè)長遠發(fā)展，但金融資產的蓄水池作用可以幫助企業(yè)緩解現(xiàn)金流危機，平衡企業(yè)財務杠桿，平滑企業(yè)創(chuàng)新投資，因而政府在制定抑制實體企業(yè)金融化的政策時，要甄別企業(yè)持有金融資產的動機并區(qū)別對待，引導企業(yè)用好金融資產這把雙刃劍。若一味抑制，將影響企業(yè)正常的投融資活動，不利于企業(yè)發(fā)展。

對于企業(yè)而言，其在選聘高管時，應更加重視管理者政府、金融、海外任職、金融危機經歷等背景對企業(yè)投資決策的影響，盡量選擇不同背景的高管，以平衡其因烙印效應將會對企業(yè)經營造成的不利影響。此外，本文還發(fā)現(xiàn)，制度環(huán)境越好的地區(qū)，政府干預程度越小，管理者自主決策權越大，管理者金融危機經歷對企業(yè)金融化水平的提升作用越顯著，因而從公司治理角度來看，企業(yè)應重視并完善公司內部控制制度，強化企業(yè)公司治理制度的建設，從而約束管理者行為，避免因高管個人動機使企業(yè)偏離主業(yè)發(fā)展。