李文貴 邵毅平

(浙江財經(jīng)大學(xué) 會計學(xué)院，浙江 杭州 310018)

一、引言

近年來，中國經(jīng)濟(jì)“脫實(shí)向虛”的現(xiàn)象引發(fā)社會各界對企業(yè)金融化的廣泛關(guān)注。許多實(shí)體企業(yè)逐漸脫離主營業(yè)務(wù)，將大量資金投至金融產(chǎn)品等虛擬經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域(Krippner，2005；彭俞超 等，2018)。雖然投資金融產(chǎn)品短期內(nèi)可能會帶來一定收益，但長期來看卻不利于企業(yè)乃至整體經(jīng)濟(jì)的持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展。因此，企業(yè)金融化行為常被媒體標(biāo)簽為“不務(wù)正業(yè)”(戴維奇 等，2016)?，F(xiàn)有文獻(xiàn)廣泛地檢驗(yàn)了這種金融化行為對企業(yè)績效及長期發(fā)展的影響，多數(shù)研究認(rèn)為實(shí)體企業(yè)金融化會抑制企業(yè)創(chuàng)新進(jìn)而阻礙業(yè)績增長(張成思 等，2015；王紅建 等，2016；杜勇 等，2017)。但是，對于哪些企業(yè)或者具有哪些特征的管理者更傾向于將資本配置到金融產(chǎn)品等虛擬經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域，現(xiàn)有研究的分析還不夠深入。

高階理論認(rèn)為，高管的異質(zhì)性特征對企業(yè)決策具有重要影響(Hambrick et al.，1984)。我們感興趣的是，高管的創(chuàng)始人身份是否會對企業(yè)金融化行為產(chǎn)生影響？作為企業(yè)組織結(jié)構(gòu)和發(fā)展戰(zhàn)略的最初架造者，創(chuàng)始人所具備的特殊才能在企業(yè)成長過程中擁有不可替代的作用(Nelson，2003)。與一般的管理者相比，創(chuàng)始人具有更強(qiáng)的企業(yè)家精神，能更有效地識別機(jī)會且更愿意承擔(dān)風(fēng)險(Begley，1995；Johnson et al.，2013)；在決策過程中，創(chuàng)始人往往對市場環(huán)境的反應(yīng)更迅速，目光也更長遠(yuǎn)(Adams et al.，2009；Fahlenbrach，2009；Burgstaller et al.，2015)；而且，創(chuàng)始人在企業(yè)創(chuàng)建和發(fā)展過程中付出的艱辛努力，也將賦予其強(qiáng)烈的使命感和責(zé)任感，促使其更少采取偷懶、怠工等消極自利行為，因此能夠緩解企業(yè)代理問題(夏立軍 等，2012；賀小剛，2013；Wu et al.，2018)。本文認(rèn)為，創(chuàng)始人的上述特征有助于優(yōu)化企業(yè)的資本配置，減少企業(yè)“不務(wù)正業(yè)”的金融化行為。

基于上述分析，本文利用中國非金融行業(yè)民營上市公司2007—2016年的數(shù)據(jù)，考察創(chuàng)始人管理對企業(yè)金融化的影響及其經(jīng)濟(jì)后果。本文的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在：第一，拓展了企業(yè)金融化的相關(guān)研究。當(dāng)前，雖然實(shí)務(wù)界和學(xué)術(shù)界對中國實(shí)體企業(yè)的金融化問題展開了廣泛探討，但相關(guān)內(nèi)容大多局限于金融化的動機(jī)和經(jīng)濟(jì)后果等方面(王紅建 等，2016；張成思 等，2016；杜勇 等，2017；胡奕明 等，2017)，很少有研究基于高管異質(zhì)性的視角來探討企業(yè)金融化的影響因素。本文研究發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)始人擔(dān)任董事長或總經(jīng)理有助于抑制企業(yè)的金融化水平，從而為實(shí)體企業(yè)金融化的影響因素提供了新的證據(jù)。第二，豐富了創(chuàng)始人管理經(jīng)濟(jì)后果的相關(guān)研究。與一般經(jīng)理人相比，創(chuàng)始人擁有的專用性資產(chǎn)，使得他們在企業(yè)價值創(chuàng)造過程中具有難以替代的作用(Begley，1995)。現(xiàn)有文獻(xiàn)大多直接考察創(chuàng)始人管理對企業(yè)業(yè)績的影響(Anderson et al.，2003；Adams et al.，2005；Adams et al.，2009；夏立軍 等，2012；Johnson et al.，2013)，僅有Fahlenbrach(2009)、Wu et al.(2018)等少數(shù)研究從研發(fā)支出、治理結(jié)構(gòu)等視角揭示了創(chuàng)始人管理提升企業(yè)績效的作用機(jī)制。本文緊密結(jié)合中國實(shí)體企業(yè)近年來出現(xiàn)的“脫實(shí)向虛”現(xiàn)象，基于金融化和主業(yè)發(fā)展的視角，為創(chuàng)始人管理如何提升企業(yè)績效提供了新的解釋。

二、理論分析與研究假設(shè)

創(chuàng)始人管理是指由創(chuàng)始人擔(dān)任企業(yè)董事長或總經(jīng)理等關(guān)鍵管理職務(wù)(Fahlenbrach，2009；夏立軍 等，2012)。在企業(yè)發(fā)展壯大的過程中，創(chuàng)始人是否繼續(xù)擔(dān)任關(guān)鍵職務(wù)是一項(xiàng)重要的治理決策，會對企業(yè)的經(jīng)營活動產(chǎn)生至關(guān)重要的影響。

(一)創(chuàng)始人管理與企業(yè)金融化

作為企業(yè)組織結(jié)構(gòu)和發(fā)展戰(zhàn)略的最初架造者，創(chuàng)始人所具備的特殊才能對企業(yè)持續(xù)成長至關(guān)重要(Nelson，2003)。近年來，學(xué)者基于不同的制度環(huán)境圍繞創(chuàng)始人管理的經(jīng)濟(jì)后果進(jìn)行了一系列研究。Fahlenbrach(2009)采用美國1992—2001年間2327家大規(guī)模上市公司的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析后發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)始人擔(dān)任CEO的企業(yè)具有更高的研發(fā)投入和更集中的并購行為。Burgstaller et al.(2015)的研究表明，創(chuàng)始人擔(dān)任CEO的企業(yè)對于資本結(jié)構(gòu)偏離的調(diào)整更為迅速。Wu et al.(2018)基于英國IPO企業(yè)樣本的研究發(fā)現(xiàn)，對于創(chuàng)始人管理的企業(yè)，其董事會擁有更多的執(zhí)行董事，同時非執(zhí)行董事更多由獨(dú)立董事構(gòu)成而非灰色董事。并且，由于市場預(yù)期創(chuàng)始人身份的管理者更不可能被替換，因此利益相關(guān)者關(guān)系更為穩(wěn)固，金融市場的信息不對稱程度更低(Johnson et al.，2003)。無論是在美國等發(fā)達(dá)資本市場還是中國等新興市場，創(chuàng)始人管理的企業(yè)都具有更高的利潤率、托賓Q值，以及更穩(wěn)定的股價與業(yè)績表現(xiàn)(Begley，1995；Anderson et al.，2003；Adams et al.，2005；Adams et al.，2009；夏立軍 等，2012；Johnson et al.，2013)。相應(yīng)地，創(chuàng)始人離任會對企業(yè)成長產(chǎn)生顯著的消極影響(Villalonga et al.，2006；賀小剛，2013；張京心 等，2017)。

管理者將企業(yè)大量資金配置于金融資產(chǎn)主要有三個方面的原因：第一，企業(yè)當(dāng)前確實(shí)缺乏合適的主業(yè)投資機(jī)會，將閑置資金投至短期流動性強(qiáng)的金融資產(chǎn)，不僅有助于盤活資金，還能賺取超額利潤，實(shí)現(xiàn)資本的保值增值，以彌補(bǔ)未來主業(yè)投資可能出現(xiàn)的資金短缺(張成思 等，2016；杜勇 等，2017)；第二，管理者未能識別合適的主業(yè)投資機(jī)會，進(jìn)而將閑置資金投至金融資產(chǎn)；第三，當(dāng)企業(yè)面臨多個可供選擇的投資機(jī)會時，管理者基于個人私利最大化的考慮，放棄投資期限較長、風(fēng)險較高或者對管理者技能要求較高但有利于企業(yè)價值最大化的項(xiàng)目，轉(zhuǎn)而將相應(yīng)資金投至金融資產(chǎn)等備受追捧的虛擬經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域。

創(chuàng)始人身份被視為企業(yè)家精神的重要象征(Begley，1995)。企業(yè)家精神的核心在于企業(yè)家對市場機(jī)會的識別能力，以及在此基礎(chǔ)上的風(fēng)險承擔(dān)意愿和應(yīng)付市場失衡的能力(Krizner，1973)。企業(yè)從籌備、設(shè)立再到發(fā)展壯大，很大程度上得益于創(chuàng)始人在捕捉市場機(jī)會、承擔(dān)風(fēng)險以及整合資源等方面的出色表現(xiàn)。由于創(chuàng)始人更具企業(yè)家精神，其對市場機(jī)會的敏銳性更強(qiáng)，能夠更加快速地感知市場需求的變化(李新春 等，2002；Adams et al.，2009)。因此，相比于非創(chuàng)始人身份的管理者，在同等商業(yè)環(huán)境下，創(chuàng)始人管理者能更為迅速地識別出合適的主業(yè)投資機(jī)會，并實(shí)現(xiàn)資本的精準(zhǔn)配置。

創(chuàng)始人身份還有助于緩解企業(yè)的管理者代理問題。根據(jù)代理理論，聘任自經(jīng)理人市場的管理者與企業(yè)所有者之間存在較為嚴(yán)重的利益沖突。為實(shí)現(xiàn)個人私利最大化，經(jīng)理人在企業(yè)經(jīng)營過程中常會消極怠工甚至偷懶以尋求“更平靜的生活”。同時，基于安穩(wěn)的職業(yè)生涯的考慮，經(jīng)理人在面對凈現(xiàn)值大于零但風(fēng)險較高的項(xiàng)目時，往往較為保守，投資意愿較低(John et al.，2008)。不同于此，創(chuàng)始人對企業(yè)發(fā)展有著高度的責(zé)任感和使命感，這種以情感為基礎(chǔ)的長期關(guān)系合約有助于促使創(chuàng)始人身份的管理者減少對公司利益的侵占，更加努力地工作(賀小剛 等，2013)。并且，創(chuàng)始人一般更加重視企業(yè)的長遠(yuǎn)發(fā)展，在投資決策中更有遠(yuǎn)見，風(fēng)險承擔(dān)意愿更強(qiáng)(Fahlenbrach，2009)，因此更不可能放棄有利于企業(yè)價值最大化的風(fēng)險性投資項(xiàng)目，而將資本更多地配置于金融資產(chǎn)等虛擬領(lǐng)域。

基于上述分析，本文提出：

假設(shè)1：相比于非創(chuàng)始人管理，創(chuàng)始人管理能促使企業(yè)的金融化水平顯著降低。

(二)創(chuàng)始人管理對企業(yè)金融化的異質(zhì)性影響

如果創(chuàng)始人管理確實(shí)有助于降低企業(yè)的金融化水平，那么，這種抑制作用對于不同特征的企業(yè)是否存在顯著差異？為此，本文進(jìn)一步分析了融資約束和兩權(quán)分離兩類企業(yè)特征變量對創(chuàng)始人管理與企業(yè)金融化關(guān)系的影響。

首先，融資約束的影響。由于不存在絕對有效的激勵和監(jiān)督機(jī)制，企業(yè)管理者在經(jīng)營活動中極可能會偷懶，或者在投資決策中呈現(xiàn)短視、風(fēng)險規(guī)避等機(jī)會主義傾向(John et al.，2008)。并且，企業(yè)面臨的融資約束程度不同，管理者采取機(jī)會主義行為的動機(jī)和強(qiáng)度也存在明顯差異。對于受融資約束較強(qiáng)的企業(yè)，由于其很難從外部獲取資金，管理者更可能將企業(yè)持有高比例的金融資產(chǎn)歸因于“預(yù)防性動機(jī)”的考慮。也就是說，融資約束強(qiáng)恰好可以為自利的管理者選擇金融化決策提供更易被市場參與者接受的機(jī)會和借口。然而，相比于非創(chuàng)始人，創(chuàng)始人為企業(yè)的設(shè)立和發(fā)展付出了艱辛的努力，其對于企業(yè)擁有更加強(qiáng)烈的情感歸屬和責(zé)任感(Adams et al.，2009；夏立軍 等，2012)；同時，創(chuàng)始人具有更強(qiáng)的企業(yè)家精神，其機(jī)會識別能力和風(fēng)險承擔(dān)意愿更強(qiáng)(Begley，1995；Fahlenbrach，2009)。上述特質(zhì)會弱化管理者的自利動機(jī)，促使創(chuàng)始人身份的管理者即便在企業(yè)面臨較強(qiáng)的融資約束的情形下，也會基于企業(yè)價值最大化的考慮，積極尋求有效的投資機(jī)會來保證企業(yè)資金的配置效率，而不會輕易地以“預(yù)防性動機(jī)”為理由做出金融化決策。因此，本文提出：

假設(shè)2：其他條件一定的情況下，當(dāng)企業(yè)面臨較強(qiáng)的融資約束時，創(chuàng)始人管理對企業(yè)金融化的緩解效應(yīng)更大。

其次，兩權(quán)分離的影響。這里的兩權(quán)分離是指上市公司控股股東擁有的現(xiàn)金流權(quán)和實(shí)際控制權(quán)之間的分離度。為了獲取更多的控制權(quán)私利，控股股東往往會借助金字塔股權(quán)結(jié)構(gòu)，通過較小的現(xiàn)金流權(quán)獲取較大的控制權(quán)(La Porta et al.，1999)。兩權(quán)分離程度越高，大股東越可能忽視上市公司的長期發(fā)展，對上市公司實(shí)施利益侵占以攫取控制權(quán)利益。文春暉等(2015)深入探討了控股股東終極控制權(quán)對虛擬經(jīng)濟(jì)和實(shí)體經(jīng)濟(jì)分離發(fā)展的影響機(jī)理，發(fā)現(xiàn)上市公司兩權(quán)分離度越高，控股股東越可能通過自身所掌握的資源配置權(quán)將資金投至虛擬經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域以獲取短期套利，進(jìn)而導(dǎo)致公司實(shí)體投資比例大幅降低。但是，創(chuàng)始人管理卻有助于抑制兩權(quán)分離程度較大情形下控股股東出于謀取私利的金融化行為。一方面，創(chuàng)始人擁有的專用性資產(chǎn)的價值依賴于企業(yè)的實(shí)際運(yùn)行情況(Fahlenbrach，2009)，且創(chuàng)始人與企業(yè)之間存在以情感為基礎(chǔ)的長期關(guān)系合約(Begley，1995；賀小剛 等，2013)。無論是出于保證自身專用性資產(chǎn)的價值還是維系與企業(yè)之間情感關(guān)系的考慮，參與管理的創(chuàng)始人為了企業(yè)的持續(xù)發(fā)展都不太可能支持控股股東的金融化決策。另一方面，創(chuàng)始人在企業(yè)內(nèi)部擁有較強(qiáng)的影響力和號召力(Adams et al.，2005；Fahlenbrach，2009)，其能夠有效制衡控股股東的資源配置權(quán)，減少控股股東對企業(yè)的私利攫取行為(Ma et al.，2013)。因此，本文提出：

假設(shè)3：其他條件一定的情況下，當(dāng)企業(yè)的兩權(quán)分離度較大時，創(chuàng)始人管理對企業(yè)金融化的緩解效應(yīng)更大。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以2007—2016年作為樣本期間，選取在滬深證券交易所上市的民營企業(yè)作為初始研究對象。在此基礎(chǔ)上，剔除金融行業(yè)企業(yè)、資產(chǎn)負(fù)債率大于1以及主要變量存在缺失值的樣本，最終得到10142條觀測值。民營企業(yè)數(shù)據(jù)和高管個人特征數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)；企業(yè)其他財務(wù)數(shù)據(jù)來自Wind數(shù)據(jù)庫；創(chuàng)始人數(shù)據(jù)部分來自國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)，并結(jié)合上市公司披露的年報信息和搜索引擎進(jìn)行手工整理完善。

(二)模型設(shè)定和變量定義

為了檢驗(yàn)假設(shè)1，設(shè)定如下模型：

(1)

被解釋變量Finance表示企業(yè)的金融化水平，本文根據(jù)Demir(2009)、杜勇等(2017)以及彭俞超(2018)等的做法，以企業(yè)持有的金融資產(chǎn)比例進(jìn)行度量，等于(交易性金融資產(chǎn)+衍生金融資產(chǎn)+發(fā)放貸款及墊款額+可供出售金融資產(chǎn)額+持有至到期投資額+投資性房地產(chǎn)金額)/總資產(chǎn)。解釋變量Founder表示創(chuàng)始人管理，根據(jù)夏立軍等(2012)和Fahlenbrach(2009)的做法，創(chuàng)始人是指企業(yè)最主要的初始創(chuàng)立者，如果當(dāng)年度企業(yè)董事長或總經(jīng)理由創(chuàng)始人擔(dān)任，則Founder取值為1，否則取值為0。X代表一系列控制變量，具體包括：企業(yè)規(guī)模(Size)，定義為企業(yè)期末總資產(chǎn)的對數(shù)；資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)，定義為企業(yè)當(dāng)期總負(fù)債除以總資產(chǎn)；企業(yè)業(yè)績(Roa)，定義為企業(yè)的總資產(chǎn)利潤率；企業(yè)的成長機(jī)會(Gsales)，定義為企業(yè)同期銷售收入增長率；企業(yè)成立年限(Age)，定義為Ln(企業(yè)成立年限)；第一大股東持股比例(Largest)；董事長年齡(Dage)，定義為Ln(董事長當(dāng)年實(shí)際年齡)；董事長性別(Gender)，如果企業(yè)董事長是女性，則Gender取值為1，否則取值為0。此外，模型還設(shè)置了行業(yè)(IndustryD)和年度(YearD)虛擬變量。

為了檢驗(yàn)假設(shè)2和假設(shè)3，設(shè)定如下模型：

(2)

(3)

(三)描述性統(tǒng)計特征

表1列示了主要變量的描述性統(tǒng)計分析結(jié)果。為避免極端值對檢驗(yàn)結(jié)果造成影響，所有的連續(xù)變量均在1%的水平上進(jìn)行了Winsorize處理。創(chuàng)始人管理變量Founder的均值為0.5942，說明59.42%的樣本企業(yè)由創(chuàng)始人擔(dān)任董事長或總經(jīng)理。企業(yè)金融化水平變量Finance的中位數(shù)和均值分別為0.0009和0.0232，說明超過一半的樣本企業(yè)持有金融資產(chǎn)，而且平均金融化程度達(dá)到總資產(chǎn)的2.32%，這與杜勇等(2017)的計算結(jié)果基本一致(1)杜勇等(2017)基于2008—2014年的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，樣本企業(yè)的平均金融化程度為2.23%。；企業(yè)金融化水平變量Finance的最大值為0.3234，說明部分企業(yè)持有的金融資產(chǎn)大約占總資產(chǎn)的三分之一。樣本企業(yè)資產(chǎn)收益率Roa的均值為7.12%。董事長性別Gender的均值為0.0512，表明約5.12%的樣本企業(yè)董事長或總經(jīng)理為女性。

表1 描述性統(tǒng)計特征

四、檢驗(yàn)結(jié)果與分析

(一)創(chuàng)始人管理與企業(yè)金融化

表2列示了創(chuàng)始人管理與企業(yè)金融化關(guān)系的檢驗(yàn)結(jié)果。列(1)至列(3)中，模型逐步控制了行業(yè)和年度效應(yīng)、企業(yè)財務(wù)特征及董事長個人特征變量，從中可見，創(chuàng)始人管理變量Founder的系數(shù)估計值分別為-0.0209、-0.0167和-0.0157，且均在1%的水平上顯著。這表明，由創(chuàng)始人擔(dān)任董事長或總經(jīng)理的企業(yè)金融化水平更低，假設(shè)1得到驗(yàn)證。

表2 創(chuàng)始人管理與企業(yè)金融化關(guān)系的檢驗(yàn)結(jié)果

控制變量的分析結(jié)果表明：企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率越高，金融化水平越低；企業(yè)的成長機(jī)會越多，金融化水平越低；企業(yè)成立年限越長，金融化水平越高。值得注意的是，董事長年齡越小，企業(yè)金融化水平越高，表明年輕高管更傾向于進(jìn)行金融資產(chǎn)投資。此外，企業(yè)規(guī)模、盈利狀況、第一大股東持股比例以及董事長性別對企業(yè)金融化不存在顯著影響。

(二)創(chuàng)始人管理影響企業(yè)金融化的異質(zhì)性分析

表3報告了創(chuàng)始人管理影響企業(yè)金融化的異質(zhì)性分析結(jié)果。前兩列反映的是融資約束的影響，其中：列(1)中融資約束變量Sad的系數(shù)估計值不顯著；列(2)中進(jìn)一步加入了交互項(xiàng)Sad×Founder，其系數(shù)估計值在10%的水平上顯著為負(fù)，說明對于融資約束程度較強(qiáng)的企業(yè)來說，創(chuàng)始人管理對企業(yè)金融化的抑制作用更大。后兩列反映的是兩權(quán)分離的影響，其中：列(3)中兩權(quán)分離度變量Seperation的系數(shù)估計值在1%的水平上顯著為正；列(4)中進(jìn)一步加入了交互項(xiàng)Seperation×Founder，其系數(shù)估計值在1%的水平上顯著為負(fù)，表明對于兩權(quán)分離度較高的企業(yè)而言，創(chuàng)始人管理對企業(yè)金融化的抑制作用更大。由上述結(jié)果可知，假設(shè)2和假設(shè)3得到驗(yàn)證。

表3 創(chuàng)始人管理影響企業(yè)金融化的異質(zhì)性分析

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.厘清最終控制人的影響

尚在公司擔(dān)任董事長或總經(jīng)理等職務(wù)的創(chuàng)始人很可能也是公司的最終控制人，這意味著，表2所揭示的創(chuàng)始人管理與企業(yè)金融化之間的關(guān)系可能是管理者最終控制人身份所致。為此，本文將董事長恰好也是公司最終控制人的樣本觀測值予以剔除(2)在創(chuàng)始人管理的樣本企業(yè)，如果創(chuàng)始人擔(dān)任的不是董事長而是總經(jīng)理職務(wù)，則刪除總經(jīng)理恰好是最終控制人的樣本企業(yè)。，進(jìn)一步分析董事長非公司最終控制人時，其創(chuàng)始人身份對企業(yè)金融化的影響，相關(guān)結(jié)果列于表4。列(1)至(3)的數(shù)據(jù)分析結(jié)果顯示，剔除董事長具有最終控制人身份的樣本后，在逐步添加控制變量的過程中，創(chuàng)始人管理變量Founder的系數(shù)估計值始終在1%的水平上顯著為負(fù)。這說明即便不是公司的最終控制人，管理者的創(chuàng)始人身份仍然能顯著降低企業(yè)的金融資產(chǎn)配置比例。列(4)和列(5)是對不同融資約束和兩權(quán)分離程度下的檢驗(yàn)結(jié)果。與表3類似，交互項(xiàng)Sad×Founder和Seperation×Founder的系數(shù)估計值分別在10%和1%的水平上顯著為負(fù)，說明對于融資約束較強(qiáng)或兩權(quán)分離度較大的企業(yè)，創(chuàng)始人管理對企業(yè)金融化的抑制作用更大。

表4 厘清最終控制人的影響

2．內(nèi)生性問題

考慮到創(chuàng)始人管理與企業(yè)金融化可能存在雙向因果關(guān)系，進(jìn)而導(dǎo)致內(nèi)性性問題。為此，本文基于創(chuàng)始人離任的事件，采用雙重差分模型(DID)進(jìn)行了檢驗(yàn)。根據(jù)權(quán)小鋒等(2017)的做法，設(shè)定如下模型：

利夫西住在美國佐治亞州費(fèi)耶特維爾市。8月中旬，他在家中叫了一份中餐外賣，總價80.60美元。當(dāng)送餐員歐文把外賣送上門時，利夫西掏出一張銀行儲蓄卡付賬，不料刷卡機(jī)不認(rèn)此卡。利夫西轉(zhuǎn)而掏出支票簿，寫了一張支票遞給歐文。歐文表示，餐館不收支票，只能把外賣帶回餐館。然而，此時利夫西家中的另外兩人已經(jīng)開始吃起外賣，導(dǎo)致這份外賣無法退回餐館。利夫西與歐文發(fā)生爭執(zhí)，升級成肢體沖突。按照歐文的說法，利夫西曾掐住他的喉嚨，推他撞到屋里的冰箱上。

(4)

模型(4)中，變量transform為表示樣本屬性的虛擬變量，如果在樣本期內(nèi)企業(yè)發(fā)生擔(dān)任董事長或總經(jīng)理的創(chuàng)始人離任，則定義為處理組，transform取值為1；如果企業(yè)董事長或總經(jīng)理由創(chuàng)始人擔(dān)任，且在整個樣本期內(nèi)未發(fā)生創(chuàng)始人離任，則定義為控制組，transform取值為0。Post為表示時期的虛擬變量，對于處理組樣本且創(chuàng)始人離任后時期的觀測值，Post取值為1，否則取值為0。需要說明的是，為保證結(jié)果的穩(wěn)健性，在篩選樣本時，我們要求創(chuàng)始人離任的樣本(處理組)應(yīng)存在離任當(dāng)年以及離任后1年等至少2年連續(xù)的離任觀測值；同時，控制組應(yīng)存在至少連續(xù)4年的觀測值。其他變量的定義與模型(1)一致。

表5列(1)報告了模型(4)的檢驗(yàn)結(jié)果。變量transform的系數(shù)估計值不具有統(tǒng)計意義上的顯著性，表明在創(chuàng)始人離任前的時期內(nèi)，處理組和控制組企業(yè)的金融化水平不存在顯著差異。但是，交互項(xiàng)transform×Post的系數(shù)估計值在10%的水平上顯著為正，表明在創(chuàng)始人離任后的時期內(nèi)，相比于創(chuàng)始人沒有離任的公司，那些經(jīng)歷創(chuàng)始人離任的公司在金融領(lǐng)域的資本配置會顯著增加。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

3．重新定義“創(chuàng)始人管理”

上文中，創(chuàng)始人管理被定義為由企業(yè)的主要創(chuàng)始人擔(dān)任董事長或總經(jīng)理。實(shí)際上，在一些民營上市公司中，創(chuàng)始人可能并不擔(dān)任董事長或總經(jīng)理，而僅僅是董事會成員，或者是擔(dān)任其他管理層職務(wù)(諸如營運(yùn)總監(jiān)、研發(fā)總監(jiān)或總工程師等)。為此，本文將創(chuàng)始人管理分別定義為“創(chuàng)始人是否為公司董事會成員(Founder1)”，以及“創(chuàng)始人是否擔(dān)任公司高管(Founder2)”。表5列(2)至列(4)主要報告了以Founder1為解釋變量的情況。從中可見，變量Founder1的系數(shù)估計值為-0.0181，且在1%的水平上顯著為負(fù)，意味著創(chuàng)始人擔(dān)任董事會成員的民營上市公司，金融化水平更低。進(jìn)一步，我們也分析了融資約束和兩權(quán)分離對創(chuàng)始人管理與企業(yè)金融化關(guān)系的影響，結(jié)果表明，交互項(xiàng)Sad×Founder1和Seperation×Founder1的系數(shù)均在1%的水平上顯著為負(fù)。解釋變量Founder2的檢驗(yàn)結(jié)果與Founder1類似，表5中未列示具體結(jié)果，此處也不再贅述。

4．調(diào)整研究樣本

制造業(yè)是實(shí)體經(jīng)濟(jì)的主體(杜勇 等，2017)，由此我們進(jìn)一步刪除了屬于其他行業(yè)的企業(yè)，僅保留制造業(yè)企業(yè)樣本。表5列(5)至列(7)報告了相應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果，此時模型仍然根據(jù)樣本企業(yè)所屬的大類行業(yè)控制行業(yè)效應(yīng)。與表2類似，變量Founder的系數(shù)估計值仍然在1%的水平上顯著為負(fù)，說明在僅保留制造業(yè)企業(yè)樣本的情況下，相比于非創(chuàng)始人管理的企業(yè)，創(chuàng)始人管理的企業(yè)金融化水平顯著更低。同時，交互項(xiàng)Sad×Founder和Seperation×Founder的系數(shù)估計值也分別在10%和1%的水平上顯著。

五、創(chuàng)始人管理影響企業(yè)金融化的經(jīng)濟(jì)后果

杜勇等(2017)指出，實(shí)體企業(yè)金融化既可能存在“蓄水池”效應(yīng)，也可能存在“擠出”效應(yīng)。一方面，在缺乏合適的投資機(jī)會時，企業(yè)用部分閑置資金購置金融資產(chǎn)，有助于實(shí)現(xiàn)資本的保值增值，為未來的主業(yè)投資提供充足的資金保障；另一方面，企業(yè)將資本過多地配置于金融領(lǐng)域，也可能會擠占用于主業(yè)投資的資金，進(jìn)而抑制主業(yè)發(fā)展。王紅建等(2016)、張成思等(2016)以及杜勇等(2017)的分析均發(fā)現(xiàn)，實(shí)體企業(yè)金融化會顯著降低企業(yè)的創(chuàng)新水平，進(jìn)而損害企業(yè)未來的主業(yè)業(yè)績。因此，實(shí)體企業(yè)金融化更多被視為“不務(wù)正業(yè)”。那么，創(chuàng)始人管理對企業(yè)金融化的抑制作用究竟如何影響企業(yè)的主業(yè)發(fā)展呢？本文從主業(yè)投資和主業(yè)業(yè)績兩方面進(jìn)行分析。主業(yè)投資用企業(yè)的資本投資和研發(fā)投入衡量，資本投資(Invest)用“(購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金-處置固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)收回的現(xiàn)金凈額)/總資產(chǎn)”衡量，研發(fā)投入(R&D)用“企業(yè)的年度研發(fā)費(fèi)用/總資產(chǎn)”衡量；主業(yè)業(yè)績用主業(yè)收益率衡量，包括CorePerf1和CorePerf2，分別等于(營業(yè)利潤-投資收益-公允價值變動收益+對聯(lián)營企業(yè)和合營企業(yè)的投資收益)/總資產(chǎn)，以及(利潤總額-投資收益-公允價值變動收益+對聯(lián)營企業(yè)和合營企業(yè)的投資收益)/總資產(chǎn)。 表6報告了創(chuàng)始人管理與企業(yè)主業(yè)發(fā)展的檢驗(yàn)結(jié)果。

表6 創(chuàng)始人管理與企業(yè)主業(yè)發(fā)展

表6列(1)和列(2)中，被解釋變量為資本投資；表6列(3)和列(4)中，被解釋變量為研發(fā)投入。無論是否在模型中加入反映企業(yè)財務(wù)特征和董事長個人特征的控制變量，創(chuàng)始人管理變量Founder的系數(shù)估計值始終在1%的水平上顯著為正，說明由創(chuàng)始人擔(dān)任董事長或總經(jīng)理的企業(yè)擁有顯著更高的資本投資和研發(fā)投入，資本被更多地配置于主業(yè)領(lǐng)域。列(5)和列(6)的被解釋變量為以主業(yè)收益率(CorePerf1和CorePerf2)衡量的主業(yè)業(yè)績。類似地，在加入所有控制變量后，創(chuàng)始人管理變量Founder的系數(shù)估計值始終在1%的水平上顯著為正，表明創(chuàng)始人管理的企業(yè)擁有更高的主業(yè)業(yè)績。

如前所述，由于金融資產(chǎn)變現(xiàn)能力較強(qiáng)、調(diào)整成本較低，企業(yè)將更多資本配置于金融資產(chǎn)，也可能是出于獲取更高的投資收益，以增加資金供應(yīng)，滿足實(shí)體投資的需要(Theurillat et al.，2010；杜勇 等，2017)。如果非創(chuàng)始人管理的企業(yè)在當(dāng)期將更多資本配置于金融資產(chǎn)主要是基于補(bǔ)充實(shí)體投資資金的考慮，那么，在未來一段時期，非創(chuàng)始人管理的企業(yè)在主業(yè)投資領(lǐng)域不應(yīng)與創(chuàng)始人管理的企業(yè)存在顯著差異。為驗(yàn)證上述推斷，本文以企業(yè)未來一期至未來三期的資本投資、研發(fā)投入作為被解釋變量，采用模型(1)重新進(jìn)行回歸，檢驗(yàn)結(jié)果見表7。列(1)至列(6)中，創(chuàng)始人管理變量Founder的系數(shù)估計值均在1%的水平上顯著為正，說明即便是擴(kuò)展至未來三期，創(chuàng)始人管理的企業(yè)仍然比非創(chuàng)始人管理的企業(yè)擁有顯著更多的資本投資和研發(fā)投入，這意味著非創(chuàng)始人管理的企業(yè)在當(dāng)前時期的金融資產(chǎn)投資，并不僅僅是為了賺取投資收益以補(bǔ)充實(shí)體投資。上述結(jié)果與現(xiàn)有文獻(xiàn)的結(jié)論是一致的，比如杜勇等(2017)和彭俞超等(2018)均發(fā)現(xiàn)，當(dāng)前中國企業(yè)金融化的主要動機(jī)是追逐利潤，因此金融化對企業(yè)的資本投資存在顯著的“擠出”效應(yīng)。

表7 以未來期間的主業(yè)投資為被解釋變量

六、結(jié)論與啟示

(一)研究結(jié)論

本文基于2007—2016年滬深兩市非金融行業(yè)民營上市公司的數(shù)據(jù)，實(shí)證分析了董事長或總經(jīng)理的創(chuàng)始人身份對企業(yè)金融化的影響及其經(jīng)濟(jì)后果。結(jié)果表明，創(chuàng)始人擔(dān)任企業(yè)董事長或總經(jīng)理等職務(wù)能夠顯著降低企業(yè)金融化水平，而且這一效應(yīng)在融資約束強(qiáng)和兩權(quán)分離度高的企業(yè)中表現(xiàn)得更加明顯。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，相比于非創(chuàng)始人管理的企業(yè)，創(chuàng)始人管理的企業(yè)資本投資、研發(fā)投入和主業(yè)收益率水平更高。

(二)管理啟示

上述研究結(jié)論具有重要的現(xiàn)實(shí)啟示。近年來，傳統(tǒng)工業(yè)企業(yè)的實(shí)體投資回報率呈現(xiàn)出明顯的下降趨勢，與此同時，金融產(chǎn)品等虛擬領(lǐng)域的收益率則大幅走高。在資本趨利的本性下，越來越多的實(shí)體企業(yè)將大量資金配置于金融資產(chǎn)，導(dǎo)致虛擬經(jīng)濟(jì)加速膨脹，資金“脫實(shí)向虛”的現(xiàn)象愈發(fā)嚴(yán)重。為有效抑制“脫實(shí)向虛”，促進(jìn)企業(yè)發(fā)展主業(yè)，中國政府在宏觀層面采取了一系列監(jiān)管措施，例如加強(qiáng)金融監(jiān)管、通過貨幣政策刺激實(shí)體投資以及動態(tài)持續(xù)監(jiān)控金融風(fēng)險等。然而，作為市場運(yùn)行的微觀參與主體，企業(yè)的資本配置歸根到底取決于管理者的經(jīng)營決策。本研究揭示出具有創(chuàng)始人身份的管理者能夠有效抑制企業(yè)金融化，為此，一方面，市場監(jiān)管機(jī)構(gòu)有必要更加清晰地認(rèn)識到管理者個體特征在抑制企業(yè)金融化方面的重要作用，并通過進(jìn)一步保護(hù)和激發(fā)管理者的企業(yè)家精神以引導(dǎo)企業(yè)優(yōu)化資本配置；另一方面，企業(yè)有必要針對不同特質(zhì)的管理者設(shè)計更為有效的內(nèi)部治理機(jī)制，以嚴(yán)格約束管理者實(shí)施金融化等自利行為，激勵管理者更加專注于有利于企業(yè)長期發(fā)展的投資決策。