牛煜皓 盧 闖

(中央財經(jīng)大學 會計學院，北京 100081)

一、引言

自2008年金融危機以來，實體企業(yè)面臨利潤下滑的困境，大量實體企業(yè)涉足金融活動，資金涌入利潤豐厚的金融行業(yè)，具體表現(xiàn)為在資產(chǎn)負債表中配置金融資產(chǎn)，致使金融收益在實體企業(yè)經(jīng)營利潤中的占比逐漸上升[1][2]。WIND數(shù)據(jù)統(tǒng)計顯示，2018年上半年購買理財產(chǎn)品的A股公司數(shù)量首次突破1000家，較2017年同比增長約18%，合計認購金額接近7500億元，同比增長約25%。從這些統(tǒng)計數(shù)據(jù)可見，在當前勞動力成本提升、外部需求不足、實業(yè)收益率下降的情況下，企業(yè)配置金融資產(chǎn)以增強資產(chǎn)流動性、實現(xiàn)資本增值已成為實體經(jīng)濟發(fā)展的重要特征之一[3]。

與企業(yè)金融資產(chǎn)配置后果方面較為豐富的文獻相比，有關企業(yè)金融資產(chǎn)配置動因的研究略顯不足。并且，現(xiàn)有學者更多的是從宏觀角度，包括固定投資與實體投資收益率的差異[4]、經(jīng)濟增長放緩[5]、貨幣流動性[6]和經(jīng)濟政策不確定性[7]等方面進行考察，而鮮有文獻從管理者特征這一角度展開。Dirk指出，高管作為企業(yè)中最有影響力的個體，其自身特征和經(jīng)歷會深刻地影響公司決策[8]。并且在個人特征中，不同于后天經(jīng)歷，先天特征特別是自然災害對個人的影響具有隨機性和持久性[9][10]。那么，高管作為企業(yè)財務決策的重要制定者，源自性格形成重要時期的貧困經(jīng)歷是否會影響其所在企業(yè)的行為，比如金融資產(chǎn)配置？如果會，影響的機理是什么？不同條件下，表現(xiàn)又有何差別？

本文針對以上問題進行了探索。具體而言，本文以2008～2016年我國A股上市公司為樣本，借助1959～1961年“三年困難時期”對高管貧困經(jīng)歷進行識別，從微觀層面考察高管貧困經(jīng)歷是否會影響企業(yè)的金融資產(chǎn)配置。研究發(fā)現(xiàn)：有過貧困經(jīng)歷的高管所在企業(yè)的金融資產(chǎn)配置水平更高，但配置的金融資產(chǎn)僅是流動性強、易于變現(xiàn)的金融資產(chǎn)，而非追逐相較實業(yè)投資的超額利潤。異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，上述現(xiàn)象在受災程度嚴重、公司風險水平高和管理者權(quán)力大時更為突出。此外，進一步的研究顯示，有過貧困經(jīng)歷的高管其所在企業(yè)現(xiàn)金持有更多、研發(fā)投入更少，與本文的研究假設一致；高管受教育水平的提高會弱化貧困經(jīng)歷與企業(yè)金融資產(chǎn)配置之間的關系；考慮地區(qū)環(huán)境的影響，地區(qū)金融發(fā)展水平越低，貧困經(jīng)歷對企業(yè)金融資產(chǎn)配置的影響越大。

本文可能的貢獻主要體現(xiàn)在以下三個方面：第一，現(xiàn)有學者更多從宏觀視角探討了金融資產(chǎn)配置的影響因素，而對于高管在企業(yè)金融化中的重要角色卻很少涉及。本文借助“三年困難時期”對高管貧困經(jīng)歷進行識別，研究這一高管特質(zhì)對上市公司金融資產(chǎn)配置的影響。本文的研究拓寬了金融資產(chǎn)配置動因的研究范疇，是對以往研究的補充。第二，本文不同于以往文獻，從企業(yè)行為決策者這一視角探究高管對企業(yè)金融資產(chǎn)配置的影響，顯示企業(yè)配置金融資產(chǎn)的動因至少一部分來源于風險規(guī)避而非風險擴張。這有助于理論界和實務界全面客觀地認識企業(yè)金融化的形成機理，為監(jiān)管機構(gòu)制定金融改革政策、優(yōu)化產(chǎn)融結(jié)合提供一個公允的視角。第三，我國上市公司中有較多高管具有貧困經(jīng)歷，這是我國經(jīng)濟社會發(fā)展歷史中的獨特現(xiàn)象。本文聚焦高管早期的生活經(jīng)歷，結(jié)合行為學和心理學理論，分析和考察具有貧困經(jīng)歷的高管的行為特征，進一步拓展高管異質(zhì)性特征影響公司行為的研究領域。

二、文獻回顧、理論分析與假設提出

(一)文獻回顧

1.金融資產(chǎn)配置的經(jīng)濟后果與影響因素。金融資產(chǎn)配置是20世紀80年代以來發(fā)達國家經(jīng)濟發(fā)展的一個明顯趨勢，也是學術(shù)界研究的熱點之一。已有研究主要從金融資產(chǎn)配置的經(jīng)濟后果和影響因素兩方面展開探討。關于實體企業(yè)配置金融資產(chǎn)的經(jīng)濟后果，現(xiàn)有文獻大多關注對企業(yè)投資行為的影響。Orhangazi分析了美國非金融企業(yè)的實業(yè)投資率與金融資產(chǎn)配置之間的關系，發(fā)現(xiàn)配置金融資產(chǎn)對實體投資具有顯著的負向影響[11]。Orhangazi將此解讀為金融化的“擠出效應”，即得益于從金融渠道投資中獲得的超額收益，管理層會調(diào)整投資活動中的優(yōu)先順序[11]。類似地，國內(nèi)學者研究表明實體企業(yè)配置金融資產(chǎn)會對企業(yè)研發(fā)投入造成擠出[12][13]，降低實體投資率[3]。

關于金融資產(chǎn)配置的影響因素，現(xiàn)有學者大多集中于“套利動機”和“蓄水池動機”的識別與鑒定。套利動機是指實體企業(yè)通過投資流動性低但具有超額回報的金融資產(chǎn)以分享金融業(yè)的超額利潤；蓄水池動機是指實體企業(yè)將閑置資金配置到金融資產(chǎn)進行資金儲備，以減輕資金斷裂對生產(chǎn)經(jīng)營活動的負面沖擊?，F(xiàn)有文獻大多支持套利動機。比如，Demir采用阿根廷、墨西哥和土耳其3個國家的數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)固定投資與金融投資收益率差距越大，宏觀匯率不確定性越高，企業(yè)越傾向于投資金融資產(chǎn)[4]。韓珣等研究表明，經(jīng)濟增長放緩、社會固定資產(chǎn)投資減少帶來的宏觀經(jīng)濟環(huán)境變化加劇了非金融企業(yè)影子銀行化趨勢[5]。彭俞超等從政策不確定性出發(fā)，研究發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟政策不確定性的上升顯著抑制了企業(yè)金融化趨勢，表明企業(yè)配置金融資產(chǎn)是以追逐利潤為目的[7]。在為數(shù)不多的支持蓄水池動機的文獻中，胡奕明等結(jié)合宏觀數(shù)據(jù)分析，發(fā)現(xiàn)企業(yè)金融資產(chǎn)配置與GDP周期變量顯著負相關，與廣義貨幣M2周期變量和法定準備金率顯著正相關，與股票指數(shù)增長率顯著負相關，表明企業(yè)配置金融資產(chǎn)以“蓄水池”動機為主[6]。

2.高管特征對企業(yè)行為的影響。傳統(tǒng)財務理論強調(diào)公司特征、行業(yè)特征和市場參與者對企業(yè)財務決策的影響，包括經(jīng)典的權(quán)衡理論、優(yōu)序融資理論和信息不對稱理論。但近年來，越來越多的學者開始關注高管特征對企業(yè)行為的重大影響。高層梯隊理論認為，管理者早期經(jīng)歷的異質(zhì)性會導致他們在行為選擇上存在較大差異，從而影響公司財務決策。沿此思路，已有文獻分別從高管財務經(jīng)歷、海外經(jīng)歷、從軍經(jīng)歷等方面展開研究。具有財務經(jīng)歷的高管可以充分利用公司融資能力，降低財務成本，與銀行等金融中介的良好關系也能夠緩解企業(yè)融資約束[14]。具有海外工作經(jīng)歷或教育經(jīng)驗的高管往往具有遠見卓識，能夠幫助企業(yè)建立業(yè)務網(wǎng)絡，改善公司治理水平、提升盈余質(zhì)量、提高投資效率[15]和企業(yè)績效。從軍經(jīng)歷有助于形成特有的價值觀和行為模式，有從軍經(jīng)歷的管理者更偏好風險，所在企業(yè)負債率更高、債務期限結(jié)構(gòu)更短、現(xiàn)金持有更低、更偏好并購[16]。

梳理以上文獻可以看出，現(xiàn)有文獻對實體企業(yè)金融資產(chǎn)配置的動因研究主要著重于宏觀因素，而鮮有文獻對企業(yè)高管在金融資產(chǎn)配置中的作用進行探討。本文將結(jié)合心理學和行為學相關理論，論述高管貧困經(jīng)歷對企業(yè)配置金融資產(chǎn)可能產(chǎn)生的影響。

(二)研究假設

高管往往試圖將自己的早期經(jīng)歷在領導崗位上展現(xiàn)，高管個人經(jīng)歷的異質(zhì)性會深刻影響企業(yè)財務行為[17][18]。從時間維度上來看，特定的自然歷史事件往往會給人帶來較大的記憶沖擊。行為學和心理學的研究表明，個體幼年時期遭受到的災害事件會導致大腦發(fā)育和生理功能的改變，影響個體今后的心理感知和經(jīng)濟決策，這種影響具有持久性和不可磨滅性。幼年經(jīng)歷過大蕭條沖擊或自然災害的高管，風險規(guī)避動機更強、財務政策更穩(wěn)健。Malmendier和Nagel研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)歷過大蕭條的高管有更強烈的風險厭惡傾向，其所在企業(yè)的負債水平更低[9]。1958～1961年發(fā)生的自然災害是新中國成立后最嚴重的一次自然災害。程令國和張曄研究表明，早年經(jīng)歷過“三年困難時期”的戶主家庭表現(xiàn)出更高的儲蓄傾向，個體在性格形成時期的記憶對其成年后經(jīng)濟決策的影響甚至長達幾十年[19]。Schoar和Zuo研究表明，在大蕭條時期開始工作的高管，其所在企業(yè)的研發(fā)投入更少[20]。Feng和Johansson研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)歷“三年困難時期”的高管會有更低的風險偏好，其所在企業(yè)的財務策略更為穩(wěn)健[21]。

高管貧困經(jīng)歷對企業(yè)配置金融資產(chǎn)可能會產(chǎn)生正反兩方面影響。一方面，金融資產(chǎn)能夠發(fā)揮“蓄水池”功能，降低企業(yè)風險，具有貧困經(jīng)歷的高管傾向于進行金融投資?；诂F(xiàn)金持有理論，相較于固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)等運營周期長、流動性低、投資不可逆的長期資產(chǎn)而言，現(xiàn)金等金融資產(chǎn)具有較強的流動性、較低的調(diào)整成本和較高的回報率[22]。當企業(yè)未來缺乏資金進行周轉(zhuǎn)時可以出售金融資產(chǎn)，降低對外部融資的依賴。因此，配置金融資產(chǎn)能夠分散企業(yè)經(jīng)營風險，提高企業(yè)的資源配置效率，有效緩沖企業(yè)遭受的風險沖擊。與此同時，實體企業(yè)將資金用于金融投資能夠分享金融業(yè)的超額利潤，降低與銀行等金融機構(gòu)之間的信息不對稱。當企業(yè)與金融中介建立起密切聯(lián)系時，企業(yè)就更容易獲得外部融資的支持，增強融資能力，避免企業(yè)陷入流動性不足的困境。

另一方面，金融資產(chǎn)會增加企業(yè)風險，有著貧困經(jīng)歷的高管更不愿意進行金融投資。在企業(yè)日常經(jīng)營活動方面，金融資產(chǎn)的價格與收益容易受到宏觀經(jīng)濟政策波動的影響，實體企業(yè)配置金融資產(chǎn)導致實體經(jīng)濟與虛擬經(jīng)濟之間的風險聯(lián)動性上升，放大企業(yè)經(jīng)營風險[23]。同時配置金融資產(chǎn)會影響企業(yè)的日常經(jīng)營，對企業(yè)價值產(chǎn)生負面影響[2]。在流動性方面，根據(jù)資源配置理論，金融資產(chǎn)配置數(shù)量越多，固定資產(chǎn)投資數(shù)量就越少，此時抵押品減少有可能降低企業(yè)的償債與籌資能力，導致銀行等金融機構(gòu)減少對企業(yè)的信貸，甚至出現(xiàn)斷貸等現(xiàn)象。這無疑增加了企業(yè)現(xiàn)金流的不確定性，提高了企業(yè)的財務風險[24]。

綜上所述，本文提出如下競爭性研究假設：

H1a：具有貧困經(jīng)歷的高管，其所在企業(yè)的金融資產(chǎn)配置水平更高；

H1b：具有貧困經(jīng)歷的高管，其所在企業(yè)的金融資產(chǎn)配置水平更低。

三、研究設計與描述性統(tǒng)計

(一)模型構(gòu)建與變量定義

本文構(gòu)建模型(1)來檢驗高管貧困經(jīng)歷對企業(yè)金融資產(chǎn)配置的影響。其中，被解釋變量為企業(yè)金融資產(chǎn)配置(Fin)，解釋變量為高管貧困經(jīng)歷(Poverty)，控制變量(Control)為一系列可能影響企業(yè)金融資產(chǎn)配置的高管特征變量、企業(yè)特征變量和宏觀特征變量。若假設H1a成立，β1應顯著為正；若假設H1b成立，β1應顯著為負。

Fint= β0+β1Povertyt+∑Controlt+∑Year+∑Industry+εt

(1)

具體的變量定義如下：

1.被解釋變量Fin：金融資產(chǎn)配置水平。參考張成思和張步曇、胡奕明等的研究[3][6]，本文采用金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)比例(Fin)度量金融資產(chǎn)配置水平，其中金融資產(chǎn)包括交易性金融資產(chǎn)、發(fā)放貸款及墊款凈額、可供出售金融資產(chǎn)、衍生金融資產(chǎn)、持有至到期投資凈額和投資性房地產(chǎn)凈額。同時，參考彭俞超等的研究[7]，將交易性金融資產(chǎn)、發(fā)放貸款及墊款凈額和可供出售金融資產(chǎn)等流動性強的金融資產(chǎn)歸為短期金融資產(chǎn)(Fin_s)，將衍生金融資產(chǎn)、持有至到期投資凈額和投資性房地產(chǎn)凈額等能夠獲取超額收益的金融資產(chǎn)歸為長期金融資產(chǎn)(Fin_l)。在穩(wěn)健性測試部分，本文使用其他變量度量金融資產(chǎn)配置水平。

2.解釋變量Poverty：高管貧困經(jīng)歷。參考許年行和李哲、Feng和Johansson的研究[10][21]，本文將高管(CEO)出生年份和我國“三年困難時期”進行對比。如果1959～1961年間恰為高管童年時期，則認為高管童年曾有過貧困經(jīng)歷。關于童年時期的界定，心理學家認為無論是采用年齡指標、大腦發(fā)育指標，還是采用心理成熟指標，均應把兒童時期的上限大致定在少年期(14～15歲)。由此，考慮到個體心理發(fā)展的連續(xù)性，本研究選取0～14歲作為童年的時間范圍。若高管的出生年份在1947～1961年之間，則Poverty取1，否則取0。在穩(wěn)健性檢驗部分，本文使用其他變量度量高管貧困經(jīng)歷。

3.其他控制變量Control。參考Demir、胡奕明等的研究[4][6]，本文在模型中設置了如下控制變量：高管年齡(Age)、高管性別(Gender)、公司規(guī)模(Size)、盈利能力(ROA)、資產(chǎn)負債率(Lev)、資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率(Turnover)、托賓Q(Tq)、成長能力(Growth)、注冊地區(qū)(East)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(Soe)、公司所在地經(jīng)濟水平(Gdp_p)。此外，還加入年度虛擬變量(Year)和行業(yè)虛擬變量(Industry)，以控制年度和行業(yè)固定效應。表1報告了本文主要變量的定義和說明。為減輕極端值的影響，本文對所有連續(xù)變量進行上下1%的Winsorize處理。

表1 變量定義

(二)樣本選取與數(shù)據(jù)來源

由于2007年前后中國會計準則中金融資產(chǎn)相關的會計科目發(fā)生改變，因此本文選取2008～2016年作為研究區(qū)間。本文以A股上市公司作為初始樣本，并做如下篩選：(1)剔除控制變量有缺失值以及數(shù)據(jù)異常的公司(如資產(chǎn)負債率大于1)；(2)剔除ST、*ST公司；(3)剔除金融行業(yè)、房地產(chǎn)行業(yè)公司。最終得到16522個公司-年度觀測值。本文手工收集和整理公司高管的相關信息，企業(yè)財務數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。本文數(shù)據(jù)處理與分析均使用Stata15.0完成，回歸方法是最小二乘法(OLS)。

(三)描述性統(tǒng)計與相關性分析

表2 Panel A報告了本文主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。結(jié)果顯示，金融資產(chǎn)配置水平(Fin)的均值和中位數(shù)分別為2.71%和0.29%，與已有文獻接近[1][2]。短期金融資產(chǎn)(Fin_s)的均值和最大值均大于長期金融資產(chǎn)(Fin_l)的對應值，表明企業(yè)配置的金融資產(chǎn)更多的是流動性強、易于變現(xiàn)的金融資產(chǎn)。高管貧困經(jīng)歷(Poverty)的均值為29.47%，即29.47%的高管經(jīng)歷過“三年困難時期”，與許年行和李哲的結(jié)論基本一致[10]。同時，高管貧困經(jīng)歷(Poverty)的25%分位數(shù)為0.0000，75%分位數(shù)為1.0000，標準差為0.4559，表明不同公司間高管是否具有貧困經(jīng)歷存在較大差異。其他描述性統(tǒng)計結(jié)果與已有文獻相比均在合理區(qū)間。

表2 Panel B報告了分年度的金融資產(chǎn)配置水平(Fin)以及高管貧困經(jīng)歷(Poverty)的描述性統(tǒng)計結(jié)果。結(jié)合Panel A，可以發(fā)現(xiàn)我國上市公司的金融資產(chǎn)配置呈現(xiàn)出兩方面特點：一方面，相較于美國等西方發(fā)達國家，我國企業(yè)金融化程度處于較低水平。Kripper和Orhangazi等研究顯示，美國非金融企業(yè)金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重在20%～30%[11][25]，而我國上市公司金融資產(chǎn)不足其1/10，表明從絕對金額上而言我國未出現(xiàn)過度金融化。另一方面，我國上市公司的金融資產(chǎn)配置水平呈現(xiàn)上升態(tài)勢，特別是2013～2016年間從1.93%迅速上升到3.61%。金融資產(chǎn)配置水平的高速增長以及進一步的增長空間，顯示了金融資產(chǎn)配置動因與后果研究的重要性。Panel B同時顯示，具有貧困經(jīng)歷的高管(Poverty)從40%呈逐年下降趨勢，但占比仍高達20%。因此，研究貧困經(jīng)歷對高管決策的影響對于理解我國上市公司行為具有重要意義。

未報告的主要變量相關性分析顯示：貧困經(jīng)歷(Poverty)與企業(yè)金融資產(chǎn)配置水平(Fin)的相關系數(shù)為正，但不顯著；除貧困經(jīng)歷(Poverty)與年齡(Age)的相關系數(shù)為0.649，公司所在地經(jīng)濟水平(Gdp_p)與注冊地區(qū)(East)的相關系數(shù)為0.664之外，其余變量之間的相關系數(shù)均在0.5以內(nèi)，多重共線性問題對本文的干擾不大。

表2 變量描述性統(tǒng)計

四、實證分析與結(jié)果

(一)研究假設檢驗

表3報告了研究假設H1的檢驗結(jié)果，第(1)列是全樣本回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，對于控制變量，公司規(guī)模(Size)、資產(chǎn)負債率(Lev)、資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率(Turnover)、成長能力(Growth)的系數(shù)均為負且顯著。公司規(guī)模越大，融資能力越強，風險規(guī)避傾向越低，越不需要配置金融資產(chǎn)以應對防范未來的經(jīng)營風險。高負債率通常表示企業(yè)資金匱乏，因而不會對金融資產(chǎn)大量投資，但有可能出于獲取超額回報動機配置長期金融資產(chǎn)。資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率和成長能力越高的企業(yè)，預示未來實體經(jīng)濟中的投資機會多，風險規(guī)避傾向低，因而會抑制對金融資產(chǎn)的投資。而是否東部地區(qū)(East)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(Soe)的系數(shù)均為正且顯著。企業(yè)所在地為東部或經(jīng)濟水平較高地區(qū)，公司可能發(fā)展較好，資金較為充裕，對金融資產(chǎn)配置較多，這與胡奕明等的研究結(jié)果保持一致[6]；國有企業(yè)經(jīng)理人的風險厭惡程度高，更有動機配置金融資產(chǎn)。

表3 高管貧困經(jīng)歷與金融資產(chǎn)配置

注：括號內(nèi)為t值；*、**、***分別表示10%、5%和1%的顯著性水平，下表同。

在考慮以上控制變量的基礎上，高管貧困經(jīng)歷(Poverty)的系數(shù)為正，且在1%的水平上顯著，即相較于不具有貧困經(jīng)歷的高管，具有貧困經(jīng)歷的高管更傾向于配置金融資產(chǎn)。同時從經(jīng)濟意義上來看，相比于不具有貧困經(jīng)歷的高管(Poverty=0)，具有貧困經(jīng)歷的高管(Poverty=1)任職企業(yè)的金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)比重(Fin)高出3.09%個標準差，具有一定的經(jīng)濟意義。第(2)列和第(3)列分別報告了高管貧困經(jīng)歷對不同類型金融資產(chǎn)的影響。被解釋變量為短期金融資產(chǎn)(Fin_s)時，高管貧困經(jīng)歷(Poverty)的系數(shù)為正，且在1%的水平上顯著；被解釋變量為長期金融資產(chǎn)(Fin_l)時，高管貧困經(jīng)歷(Poverty)的系數(shù)為正，但不顯著①。這一結(jié)果表明具有貧困經(jīng)歷的高管，更傾向于配置流動性強、易于變現(xiàn)的金融資產(chǎn)，而非追逐金融資產(chǎn)相較實業(yè)投資的超額利潤，與研究假設H1a一致。高管在其心智成長最為關鍵的童年時期和青少年時期經(jīng)歷貧困，使得其具有更強的風險規(guī)避傾向，財務行為更穩(wěn)健。相較于研發(fā)投入等實體投資，短期金融資產(chǎn)的流動性更強，投資周期更短，能夠起到應對未來不確定性的作用，發(fā)揮“蓄水池”功能。這一結(jié)論也與胡奕明等的發(fā)現(xiàn)一致，即部分金融資產(chǎn)可以防范經(jīng)營風險[6]。

(二)不同條件下的異質(zhì)性分析

1.基于受災嚴重程度的異質(zhì)性分析。在同一個時期，由于各地的農(nóng)業(yè)條件、自然環(huán)境、經(jīng)濟基礎、人口特征等并不完全相同，使得各地受災程度存在差異，因此對經(jīng)歷者的情感沖擊可能也存在差異[26]。上文分析已表明，具有貧困經(jīng)歷的高管有更強的風險規(guī)避動機。因此，從理論上而言，在早年有過貧困經(jīng)歷的高管中，籍貫地受災程度越嚴重，其可能表現(xiàn)出更強的風險規(guī)避傾向，企業(yè)金融資產(chǎn)配置的程度更高。本文借鑒Feng和Johansson的研究[21]，采用Lin和Yang計算得到的人口縮減指標(EDR)[27]度量受災嚴重程度。設置虛擬變量高受災程度(Hcal)，EDR高于中位數(shù)時Hcal取值為1，否則取0。表4第(1)列的檢驗結(jié)果表明，貧困經(jīng)歷與受災程度交乘項(Poverty*Hcal)的系數(shù)為0.019，在1%的水平上顯著，這說明當幼年受災程度越嚴重時，高管貧困經(jīng)歷對金融資產(chǎn)配置的促進作用越大。

2.基于公司風險水平的異質(zhì)性分析。本文的理論分析指出，童年和青少年時期有過貧困經(jīng)歷的高管具有更強的風險規(guī)避傾向是促進企業(yè)配置金融資產(chǎn)的重要原因。那么在不同的公司風險水平下，具有貧困經(jīng)歷的高管其謹慎程度會隨之改變，對企業(yè)金融資產(chǎn)配置的促進作用也會有所不同。借鑒劉志遠等的研究，本文以公司前三年盈利水平的標準差衡量公司的風險水平[28]，記為Risk。根據(jù)Risk的年度-行業(yè)中位數(shù)，將樣本公司分為高風險組(Risk高于中位數(shù))和低風險組(Risk低于中位數(shù))。同時，設置虛擬變量高風險水平(Hrisk)，Risk高于中位數(shù)時取值為1，否則取0。表4第(2)列的檢驗結(jié)果表明，貧困經(jīng)歷與風險水平交乘項(Poverty*Hrisk)的系數(shù)為0.004，在10%的水平上顯著，這說明當公司風險水平越高時，高管貧困經(jīng)歷對金融資產(chǎn)配置的促進作用越大。

表4 不同條件下的異質(zhì)性分析

3.基于高管權(quán)力水平的異質(zhì)性分析。上文的結(jié)果顯示，具有貧困經(jīng)歷的高管，其所在企業(yè)金融資產(chǎn)配置的水平越高。然而，不同管理者在企業(yè)中的權(quán)力不同。管理層權(quán)力越大，受到股東和外部投資者的制約越少，制定符合自身風險偏好決策的能力越強，公司行為越有鮮明的管理層自身特征。因此，高管貧困經(jīng)歷對企業(yè)金融資產(chǎn)配置水平的影響隨著高管自身權(quán)力的高低也會有所不同。借鑒楊興全等、周美華等的研究，本文用以下3個指標對管理層權(quán)力的大小進行度量[29][30]：(1)兩職兼任情況(Power1)。董事長和CEO兩職合一時，管理層權(quán)力較為集中，其權(quán)力也越大。若公司CEO與董事長由一人兼任，則Power1取值為1，否則取0。(2)CEO任職時間(Power2)。CEO任職時間越長，對公司及行業(yè)的經(jīng)營情況越熟悉，越有能力指導本公司的經(jīng)營。若CEO任期超過行業(yè)當年樣本中位數(shù)時，則Power2取值為1，否則取0。(3)股權(quán)分散程度(Power3)。在股權(quán)分散的企業(yè)中，大股東對管理層的權(quán)力制約較弱，管理層對公司的控制權(quán)更大。若第一大股東持股比例除以第二至十大股東持股比例之和小于1，則Power3取值為1，否則取0。本文設置虛擬變量高權(quán)力水平(Hpower)，如果Power1+Power2+Power3≥2則取值為1，否則取0。表4第(3)列的檢驗結(jié)果表明，貧困經(jīng)歷與權(quán)力水平交乘項(Poverty*Hpower)的系數(shù)為0.004，在5%的水平上顯著，這說明當高管權(quán)力越大時，高管貧困經(jīng)歷對金融資產(chǎn)配置的促進作用越大。

基于受災嚴重程度、公司風險水平和高管權(quán)力水平的分組檢驗進一步支持了本文的主要觀點，即幼年遭受過自然災害的高管具有更強的風險規(guī)避傾向，公司的財務決策會更加穩(wěn)健。具體到金融投資活動來說，金融資產(chǎn)相較于實體投資而言流動性強、投資周期短，因此，有過貧困經(jīng)歷的高管會傾向于進行金融投資，配置更多的金融資產(chǎn)。

五、穩(wěn)健性測試

為了驗證本文結(jié)論的穩(wěn)健性，本文進行了如下穩(wěn)健性檢驗②：第一，安慰劑(Placebo)測試；第二，采用上一期貧困經(jīng)歷的高管檢驗；第三，以地區(qū)高管貧困經(jīng)歷的均值作為工具變量進行檢驗；第四，PSM檢驗；第五，采用Heckman兩階段模型檢驗；第六，改變核心解釋變量高管貧困經(jīng)歷(Poverty)和金融資產(chǎn)配置水平(Fin)的度量方式；第七，加入高管其他特征控制變量和宏觀控制變量；第八，在公司和時間層面對標準誤進行雙重聚類調(diào)整。通過以上測試，本文的結(jié)論依然保持穩(wěn)健。限于篇幅，未報告上述檢驗結(jié)果。

六、進一步分析

(一)高管貧困經(jīng)歷對現(xiàn)金持有和研發(fā)投入的影響

表3的結(jié)果顯示，具有貧困經(jīng)歷的高管其所在企業(yè)的金融資產(chǎn)配置水平較高。表4分別從受災程度、公司風險和高管權(quán)力異質(zhì)性3個方面對其進行了實證檢驗。那么，沿此思路，對于企業(yè)其他投資活動，具有貧困經(jīng)歷的高管是否表現(xiàn)出類似的風險規(guī)避傾向呢？本文選取現(xiàn)金持有和研發(fā)投入這兩類同樣廣受關注的投資決策展開研究，以進一步增強本文邏輯的一致性。

現(xiàn)金是企業(yè)賴以維持生命的“血液”。現(xiàn)有學者研究認為，現(xiàn)金持有能夠幫助企業(yè)應對環(huán)境不確定性[31]，即當面臨的外部環(huán)境存在不確定性時，企業(yè)能夠運用預防性的現(xiàn)金持有緩沖和應對企業(yè)面臨的經(jīng)營風險。創(chuàng)新活動是一種特殊的投資行為，創(chuàng)新意味著新產(chǎn)品的開發(fā)、新技術(shù)的采用和新市場的拓展，其產(chǎn)出具有不確定性和不及時性[32]。創(chuàng)新項目的實施相比其他投資而言風險更大、更具挑戰(zhàn)性，具有風險規(guī)避傾向的高管更不愿意進行創(chuàng)新活動[33]。因此，對于具有貧困經(jīng)歷的高管而言，自身風險規(guī)避動機較強，有動機持有更多現(xiàn)金以更好地處理將來可能出現(xiàn)的突發(fā)事件對企業(yè)帶來的不利影響；同時，也有動機減少企業(yè)研發(fā)投入，以規(guī)避創(chuàng)新失敗所造成的企業(yè)風險。

本文在檢驗高管貧困經(jīng)歷與現(xiàn)金持有的關系時，參考王福勝和宋海旭的研究，用現(xiàn)金與非現(xiàn)金資產(chǎn)的比值(Cash)度量現(xiàn)金持有[31]。其中，現(xiàn)金包括貨幣資金與短期投資，非現(xiàn)金資產(chǎn)指總資產(chǎn)減去現(xiàn)金。在檢驗高管貧困經(jīng)歷與研發(fā)投入的關系時，參考易靖韜等、倪驍然和朱玉杰的研究，采用研發(fā)投入占總資產(chǎn)的比例度量企業(yè)研發(fā)投入(RD)[32][33]。表5報告了檢驗結(jié)果。第(1)列的被解釋變量為現(xiàn)金持有(Cash)，第(2)列的被解釋變量為研發(fā)投入(RD)。第(1)列中，高管貧困經(jīng)歷(Poverty)的系數(shù)為正，且在5%水平上顯著，表明具有貧困經(jīng)歷的高管會持有更多現(xiàn)金；第(2)列中，高管貧困經(jīng)歷(Poverty)的系數(shù)為負，且在1%水平上顯著，表明具有貧困經(jīng)歷的高管其所在企業(yè)的研發(fā)投入更低。這些發(fā)現(xiàn)進一步表明具有貧困經(jīng)歷的高管有更強的風險規(guī)避傾向，與本文研究假設的邏輯一致。

表5 高管貧困經(jīng)歷與現(xiàn)金持有、研發(fā)投入

(二)高管教育經(jīng)歷的影響

受教育水平是衡量管理者能力的重要標準之一，反映了管理者的知識儲備、認知和學習能力。更高的受教育水平會使得管理者具備更好的信息搜集能力、更強的環(huán)境適應能力以及更快的事件反應能力。受教育水平越高時，管理者對風險的識別和應對更準確，更容易接受創(chuàng)新。因此我們推測，高管受教育水平較高時可能會抑制早期貧困經(jīng)歷帶來的風險規(guī)避傾向。

參考何瑛和張大偉的研究，設置虛擬變量Hedu度量高管學歷[34]。當高管學歷高于本科時，Hedu取值為1，否則取0。隨后依次進行分組檢驗和加入交乘項的全樣本檢驗?；貧w結(jié)果如表6第(1)～(3)列?？梢园l(fā)現(xiàn)，第(1)列高教育水平組中，貧困經(jīng)歷(Poverty)的系數(shù)為0.002，但不顯著；第(2)列低教育水平組中，貧困經(jīng)歷(Poverty)的系數(shù)為0.005，且在1%的水平上顯著③。第(3)列全樣本檢驗中，貧困經(jīng)歷與受教育水平交乘項(Poverty*Hedu)的系數(shù)為-0.002，但不顯著。由此，有微弱的證據(jù)支持高管的受教育水平會抑制貧困經(jīng)歷帶來的風險規(guī)避傾向。

(三)地區(qū)金融發(fā)展水平的影響

由于資源稟賦和政策力度的差異，中國經(jīng)濟發(fā)展長期存在著區(qū)域失衡的問題，尤其是在銀行業(yè)向市場經(jīng)濟轉(zhuǎn)軌的過程中，各地區(qū)在金融發(fā)展水平方面呈現(xiàn)出較大差異。當?shù)貐^(qū)金融發(fā)展水平較高時，激烈的市場競爭環(huán)境和對盈利目標的追求能夠迫使地區(qū)銀行注重金融創(chuàng)新，提升資金配置效率，增強企業(yè)的流動性。因此我們推測，地區(qū)金融發(fā)展水平較低時可能會強化貧困經(jīng)歷對企業(yè)金融資產(chǎn)配置水平的促進作用。

參考江偉等的研究，選用樊綱等編制的地區(qū)金融市場化指數(shù)(Finindex)來定義我國各地區(qū)的金融發(fā)展水平[35]。根據(jù)地區(qū)金融發(fā)展水平的中位數(shù)，將樣本分為高金融發(fā)展組(Finindex高于中位數(shù))和低金融發(fā)展組(Finindex低于中位數(shù))。同時，設置虛擬變量地區(qū)金融發(fā)展水平(Lfin)，F(xiàn)inindex低于中位數(shù)時取值為1，否則取0。隨后，依次進行分組檢驗和加入交乘項的全樣本檢驗。回歸結(jié)果如表6第(4)～(6)列?？梢园l(fā)現(xiàn)，第(4)列高金融發(fā)展組中，貧困經(jīng)歷(Poverty)的系數(shù)為-0.003，但不顯著；第(5)列低金融發(fā)展組中，貧困經(jīng)歷(Poverty)的系數(shù)為0.011，且在1%的水平上顯著④。第(6)列全樣本檢驗中，貧困經(jīng)歷與金融發(fā)展水平交乘項(Poverty*Lfin)的系數(shù)為0.008，在1%的水平上顯著。由此表明，較低的地區(qū)金融發(fā)展水平，會強化貧困經(jīng)歷對企業(yè)金融資產(chǎn)配置水平的促進作用。

表6 高管教育背景以及地區(qū)金融發(fā)展水平的影響

七、結(jié)論與啟示

(一)研究結(jié)論

探究實體企業(yè)配置金融資產(chǎn)的影響因素對引導實體經(jīng)濟與金融業(yè)共同發(fā)展、發(fā)揮金融服務實體經(jīng)濟職能具有重要意義。不同于以往研究更多關注宏觀因素對企業(yè)金融資產(chǎn)配置的影響，本文從高管特征入手，以2008～2016年中國上市公司為樣本，考察了高管貧困經(jīng)歷對企業(yè)金融資產(chǎn)配置的影響。研究發(fā)現(xiàn)：具有貧困經(jīng)歷的高管所在企業(yè)的金融資產(chǎn)配置水平更高；但配置的金融資產(chǎn)僅是流動性強、易于變現(xiàn)的金融資產(chǎn)，而非追逐相較實業(yè)投資的超額利潤?？紤]受災程度、公司風險與高管權(quán)力的異質(zhì)性，這一促進作用在高管籍貫地受災程度嚴重、公司風險水平高以及高管權(quán)力大時更為突出。在進行安慰劑檢驗、工具變量檢驗、傾向得分匹配法(PSM)檢驗、Heckman兩階段檢驗、替換核心變量度量方式等一系列穩(wěn)健性測試后，該結(jié)果依然穩(wěn)健。進一步研究表明，有貧困經(jīng)歷的高管會持有更多現(xiàn)金、所在企業(yè)研發(fā)投入更少，具有貧困經(jīng)歷且受教育水平較低的高管會進行更多的金融資產(chǎn)配置。此外，地區(qū)金融發(fā)展水平越低，高管貧困經(jīng)歷對企業(yè)金融資產(chǎn)配置的促進作用越大。本文的研究結(jié)論表明，高管特征對企業(yè)金融化有著重要影響，早期的貧困經(jīng)歷會使得高管有較強的風險規(guī)避傾向。

(二)理論啟示和政策建議

本文的研究結(jié)論具有一定的理論價值和政策意義。從理論角度來看，本文從高管特征這一獨特角度研究貧困經(jīng)歷對企業(yè)金融化的影響，有助于理論界和實務界更好地從微觀層面理解企業(yè)金融化的影響因素，擴展了企業(yè)金融化研究領域的文獻。同時本文也豐富了高管貧困經(jīng)歷對企業(yè)財務決策影響的研究，為投資者更好地理解高管個人特征的重要作用提供一些啟示。從現(xiàn)實意義來說，實體企業(yè)金融化是我國近年來的熱點問題，如何更好地認識企業(yè)金融化的影響因素至關重要?；诖耍疚牡难芯烤哂腥缦聠⑹荆?/p>

首先，現(xiàn)有研究大多認為實體企業(yè)配置金融資產(chǎn)是出于短期套利的目的，會對企業(yè)價值產(chǎn)生不利影響。然而本文的研究表明，實體企業(yè)配置金融資產(chǎn)也可能是出于規(guī)避風險的目的，在宏觀環(huán)境和產(chǎn)品市場不確定性高的情況下，配置部分金融資產(chǎn)有助于企業(yè)防范未來經(jīng)營風險，特別是流動性強、易于變現(xiàn)的金融資產(chǎn)能夠在一定程度上分散企業(yè)風險。因此，相關監(jiān)管部門應基于金融資產(chǎn)特征對企業(yè)金融化進行全面考察。

其次，本文的研究發(fā)現(xiàn)高管自身特征會對企業(yè)金融化產(chǎn)生影響，而且在不同條件下兩者關系存在顯著性差異。這表明企業(yè)經(jīng)營者的后天經(jīng)歷以及企業(yè)自身經(jīng)營情況是實體企業(yè)進行金融投資的重要影響因素。因此，投資者在理解實體企業(yè)金融化時，應當充分考慮企業(yè)基本情況。

最后，高管貧困經(jīng)歷與企業(yè)金融化的關系在公司風險水平較高時更顯著。這表明，風險水平較高的企業(yè)承擔和應對風險的能力較差，增強了對流動性的偏好。因此，高管應當結(jié)合企業(yè)自身特征和宏觀經(jīng)濟政策，有效發(fā)揮金融資產(chǎn)的風險防范功能，借助金融市場提升企業(yè)價值，實現(xiàn)金融與實體經(jīng)濟的協(xié)同發(fā)展，為我國實現(xiàn)經(jīng)濟轉(zhuǎn)型助力。

注釋：

① SUE-test顯示，短期金融資產(chǎn)組與長期金融資產(chǎn)組Poverty差異的Chi(2)值為7.68，p值為0.00。

② 作者感謝匿名審稿人對本問題的寶貴建議。

③ SUE-test顯示，低教育水平組與高教育水平組Poverty差異的Chi(2)值為1.57，p值為0.21。

④ SUE-test顯示，高金融發(fā)展水平組與低金融發(fā)展水平組Poverty差異的Chi(2)值為14.67，p值為0.00。