謝羅奇 劉佳豪

(湘潭大學(xué) 商學(xué)院，湖南 湘潭 411105)

一、引言

目前，我國經(jīng)濟(jì)走向新常態(tài)，發(fā)展速度逐漸放緩、經(jīng)濟(jì)發(fā)展結(jié)構(gòu)也處于轉(zhuǎn)變過程中。在此背景下，實體經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度不斷走低，其收益率也不斷下降，導(dǎo)致我國實業(yè)發(fā)展呈萎靡狀態(tài)。而相反的是，金融行業(yè)和房地產(chǎn)行業(yè)卻憑借著政策優(yōu)勢保持著高額的回報率在近些年的發(fā)展中迅速擴(kuò)張，在逐利動機(jī)的驅(qū)使下，越來越多的資金開始流入金融領(lǐng)域，經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)了明顯的“脫實向虛”的趨勢。根據(jù)Wind數(shù)據(jù)顯示，我國非金融上市公司持有金融資產(chǎn)平均份額呈快速上升的趨勢，其金融資產(chǎn)持有規(guī)模從2007年2547億元增加到2016年15006億元，僅在2016年上市公司購買的銀行理財產(chǎn)品、證券公司理財產(chǎn)品、信托貸款、私募等金融產(chǎn)品等總金額就達(dá)到了7268.76億元(王國剛，2017)[1]。然而形成強(qiáng)烈反差的是，實體企業(yè)對經(jīng)營資產(chǎn)上的投資卻保持持續(xù)的低迷，反而將大量的資金投入到金融領(lǐng)域，使得金融資產(chǎn)在實體企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債表所占的比例越來越大，金融收益所占的收入比越來越多，這類微觀層面上的“脫實向虛”現(xiàn)象也被相關(guān)學(xué)者們稱為企業(yè)金融化(Epstein，2005)[2]。實體經(jīng)濟(jì)一直是我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的支撐力量，其金融化的現(xiàn)象不僅不利于財富的積累和創(chuàng)造，還會加強(qiáng)實體經(jīng)濟(jì)與虛擬經(jīng)濟(jì)之間的風(fēng)險聯(lián)動性以及系統(tǒng)性風(fēng)險的積聚，這種虛擬經(jīng)濟(jì)的膨脹帶來的金融風(fēng)險甚至可能引發(fā)嚴(yán)重的經(jīng)濟(jì)危機(jī)。政府曾多次提出要將經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重心放到實體經(jīng)濟(jì)上來，增強(qiáng)金融服務(wù)實體經(jīng)濟(jì)能力，防止經(jīng)濟(jì)的脫實向虛。因此，探討如何采取有效措施來抑制企業(yè)金融化、防止經(jīng)濟(jì)的“脫實向虛”對于企業(yè)金融化的研究和政策實施都具有重要意義。

如今關(guān)于企業(yè)金融化問題方面的學(xué)術(shù)研究主要集中于企業(yè)金融化的影響和動機(jī)兩個方面：在企業(yè)金融化的影響方面，大多文獻(xiàn)都論證了金融部門擴(kuò)張對經(jīng)濟(jì)體系、收入分配以及社會需求都有著不同程度的負(fù)面影響(Epstein，2015；Karsten等，2016)[2][3]。從企業(yè)投資上來看，Orhangazi(2008)[4]和Demir(2009)[5]發(fā)現(xiàn)，在美國以及其他發(fā)展中國家中，企業(yè)金融化對實體經(jīng)濟(jì)投資具有明顯的“擠出效應(yīng)”，隨后Tori等(2017)[6]以歐洲國家的上市公司為研究樣本，結(jié)果也同樣證實了企業(yè)對金融資產(chǎn)配置增加會減少實體資產(chǎn)的投資，不利于企業(yè)長期資本的積累。國內(nèi)學(xué)者們也發(fā)現(xiàn)非金融企業(yè)的金融化會嚴(yán)重影響企業(yè)的實體投資和企業(yè)的長遠(yuǎn)發(fā)展，減少了企業(yè)對研發(fā)的投入、抑制了企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力(謝家智等，2014；張成思和張步曇，2016；劉貫春等，2018)[7][8][9]，而且還增加了企業(yè)股價崩盤風(fēng)險以及系統(tǒng)性的金融風(fēng)險(彭俞超等，2018)[10]；關(guān)于企業(yè)金融化的動機(jī)方面，胡奕明等(2017)[11]和杜勇等(2017)[12]認(rèn)為企業(yè)進(jìn)行金融資產(chǎn)配置能夠在享受投資收益的同時更能為將來的流動性做儲備，具有資金的“蓄水池”效應(yīng)；但越來越多的學(xué)者認(rèn)為企業(yè)配置金融資產(chǎn)是以“投資替代”為主，即企業(yè)為了追逐金融資產(chǎn)的短期高額收益率實現(xiàn)利潤最大化，不惜減少經(jīng)營活動的投入去更多地配置金融資產(chǎn)，當(dāng)金融資產(chǎn)收益率大于實業(yè)投資時，企業(yè)會加大對金融資產(chǎn)的投資比重(朱映惠，2017；王紅建等，2017；彭俞超，2018)[13][14][15]。

關(guān)于企業(yè)金融化的研究雖然近幾年得到了較多關(guān)注，但是鮮有文獻(xiàn)從公司內(nèi)部治理的角度來探索企業(yè)金融化行為。作為企業(yè)投資活動決策的重要組成部分，企業(yè)高管往往能夠深刻影響企業(yè)的決策，但是企業(yè)高管的行為目的大多是以追求自身利益最大化為主，這會讓高管更加注重企業(yè)短期業(yè)績的提升(連玉君和蘇治，2009)[16]。由于金融資產(chǎn)的短期回報率較高，高管更容易在實體經(jīng)濟(jì)收益率低迷時，為追求短期利益、侵占股東權(quán)益而進(jìn)行房地產(chǎn)及金融領(lǐng)域的投資，提高了企業(yè)金融化程度。長遠(yuǎn)來看，企業(yè)增加對金融資產(chǎn)的配置會擠占企業(yè)的實業(yè)投入和研發(fā)投入，嚴(yán)重威脅了企業(yè)的長遠(yuǎn)發(fā)展和企業(yè)的價值(Orhangazi，2008；戚聿東和張任之，2018)[4][17]。而股東作為企業(yè)的所有者，自然希望企業(yè)能夠?qū)崿F(xiàn)長期價值的增值來得到自身的利益最大化，但這種金融投機(jī)行為恰好會使企業(yè)錯失未來發(fā)展的機(jī)會導(dǎo)致股東的利益受損，由此引發(fā)了企業(yè)所有者與管理者之間的長短期利益沖突，形成了較為嚴(yán)重的代理問題?，F(xiàn)有圍繞對高管股權(quán)激勵的研究表明，股權(quán)激勵是一種長期性的激勵手段，在解決公司治理問題和代理問題方面具有重要作用，學(xué)者們認(rèn)為高管股權(quán)激勵能夠減少高管和股東之間的利益沖突從而讓兩者之間的目標(biāo)趨近一致來降低企業(yè)的代理成本(呂長江，2009；宗文龍，2013)[18][19]，以讓高管能夠更多的關(guān)注企業(yè)的長期發(fā)展，減少短期的套利行為。企業(yè)金融化從本質(zhì)上來看，是企業(yè)在短期利益和長期價值之間的取舍，短期來看企業(yè)金融化能夠提升當(dāng)期的業(yè)績增長，但是從長期來看過度金融化勢必會擠出企業(yè)的實業(yè)投資和研發(fā)投入從而威脅到企業(yè)的長遠(yuǎn)發(fā)展和企業(yè)的價值。那么對高管進(jìn)行有效的股權(quán)激勵是否能夠讓高管更加注重于企業(yè)的長期發(fā)展而減少對金融資產(chǎn)的投資呢？由此看來，對高管的股權(quán)激勵是否影響以及如何影響到企業(yè)的金融化行為值得我們進(jìn)一步探討和研究。

鑒于此，本文利用2007年到2017年滬深兩市A股非金融上市公司的面板數(shù)據(jù)，基于公司治理的視角，對高管股權(quán)激勵與企業(yè)金融化之間的關(guān)系進(jìn)行實證研究，同時檢驗高管的金融背景對股權(quán)激勵與企業(yè)金融化之間關(guān)系所產(chǎn)生的調(diào)節(jié)效應(yīng)。隨后，考察了高管股權(quán)激勵對企業(yè)金融化的影響在不同融資約束條件下、不同產(chǎn)權(quán)下可能出現(xiàn)的異質(zhì)性問題，并且進(jìn)一步分析高管股權(quán)激勵對企業(yè)金融化的影響機(jī)制。與已有研究相比，本文的邊際貢獻(xiàn)在于：第一，彌補(bǔ)了以往文獻(xiàn)從公司治理方面來研究企業(yè)金融化的不足，分析了高管股權(quán)激勵對企業(yè)金融化行為的影響，同時也擴(kuò)充了關(guān)于企業(yè)金融化和股權(quán)激勵的相關(guān)研究；第二，進(jìn)一步分析了因不同融資約束和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)方面的差異而出現(xiàn)的股權(quán)激勵與企業(yè)金融化之間的異質(zhì)性影響，并用傾向得分匹配(PSM)等方法對結(jié)果進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗；第三，除了理論分析，本文還論證了股權(quán)激勵影響企業(yè)金融化的作用機(jī)制。

二、理論分析與研究假設(shè)

1. 高管股權(quán)激勵與企業(yè)金融化

現(xiàn)代企業(yè)的管理將企業(yè)所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)進(jìn)行分離，引發(fā)了企業(yè)所有者和經(jīng)營者之間的信息不對稱和利益不一致，委托-代理問題也由此產(chǎn)生。在逐利動機(jī)的驅(qū)動下，企業(yè)的高管會因為過度注重企業(yè)的短期效應(yīng)而忽略企業(yè)的長期發(fā)展，為了實現(xiàn)自身利益最大化而違背企業(yè)所有者的利益目標(biāo)。委托代理理論認(rèn)為，企業(yè)所有者可以通過制定激勵契約的方式，將企業(yè)利益與經(jīng)營者的個人利益相聯(lián)系，從而較大程度緩解委托-代理問題。而股權(quán)激勵被認(rèn)為是現(xiàn)代企業(yè)激勵的一種重要方式，能夠很好的協(xié)調(diào)所有者和管理者之間的利益關(guān)系，早在1952年，美國的Pfizer公司首次實施股權(quán)激勵計劃，發(fā)現(xiàn)該計劃實施有效的降低了企業(yè)的代理成本和代理風(fēng)險。隨后Jensen和Meckling(1976)[20]就在研究中提到，股權(quán)激勵是一種長期的激勵方式，能夠讓高管站在股東的角度進(jìn)行決策，是實現(xiàn)代理人和委托人之間保持利益一致的重要方式。通過賦予管理層一定的股權(quán)有助于降低股東和高管之間的信息不對稱，一定程度上緩解了代理問題，減少了高管和股東的利益沖突。在這種股權(quán)激勵下，高管能夠在某種程度上成為企業(yè)的所有者，有利于實現(xiàn)高管與企業(yè)在長期發(fā)展目標(biāo)上的一致性，減少了高管對短期套利項目的投資(Lundstrum，2002)[21]，從而將更多的資金用于實業(yè)資產(chǎn)投資、研發(fā)創(chuàng)新投入等長期投資中(Fong，2010；田軒和孟清揚，2018)[22][23]。

從以上分析來看，一方面，股權(quán)激勵所具有的長期性等激勵特點能夠有效緩解委托-代理問題，減少股東與高管之間的信息不對稱性，讓高管與股東的目標(biāo)保持一致，使得高管更加注重企業(yè)的長期投資以及研發(fā)投入，來提高企業(yè)長期價值的增值；另一方面，正如前面所提到的，企業(yè)進(jìn)行金融資產(chǎn)配置的主要目的是以“投資替代”為主來進(jìn)行短期的金融套利行為，當(dāng)企業(yè)持有較多的金融資產(chǎn)時，用于企業(yè)實業(yè)投入、固定資產(chǎn)更新以及研發(fā)投入資金就必然減少，長期看，這勢必會擠占企業(yè)的長期投入而降低了企業(yè)的價值。顯然，在企業(yè)資金有限的情況下，企業(yè)的長期投資和短期投資必然存在著此消彼長的替代關(guān)系。而企業(yè)對高管的股權(quán)激勵能夠讓企業(yè)高管更加注重企業(yè)的研發(fā)投入、固定經(jīng)營資產(chǎn)等長期投資來提升企業(yè)的價值，以實現(xiàn)股東和自身利益的最大化，就會相應(yīng)減少對不利于企業(yè)長期發(fā)展的金融資產(chǎn)的配置，從而抑制了企業(yè)金融化行為。由此，提出假設(shè)H1：

H1:高管股權(quán)激勵能有效抑制企業(yè)金融化的趨勢。

2. 高管金融背景與企業(yè)金融化

自高階梯隊理論提出后，學(xué)者開始意識到高管的特質(zhì)，即自身的價值觀、認(rèn)知水平以及個人特征等都會對企業(yè)的戰(zhàn)略行為選擇與決策產(chǎn)生一定的影響(Hambrick和Mason，1984)[24]，隨后越來越多的學(xué)者開始探討高管的教育水平、任職情況等隱性特征對企業(yè)戰(zhàn)略的影響。Custodio和Metzger(2014)[25]研究發(fā)現(xiàn)，具有金融從業(yè)背景的CEO在財務(wù)工作上以及財務(wù)政策上有著豐富的經(jīng)驗，同時也更有辦法去幫助企業(yè)進(jìn)行外部融資。許罡(2018)[26]基于我國非金融上市公司數(shù)據(jù)樣本，實證考察了高管投行背景對公司投資行為的影響，研究發(fā)現(xiàn)具有投行背景的高管會偏好于金融資產(chǎn)的投資。一方面，企業(yè)高管任職于金融機(jī)構(gòu)的經(jīng)歷，能夠增強(qiáng)高管對金融投資領(lǐng)域的信息獲取，有利于企業(yè)形成一定的社會資本和比較信息的優(yōu)勢，從而獲得較多的金融投資收益，其決策也會更偏好于一些金融領(lǐng)域的投資；另一方面，這種金融背景減少了企業(yè)與金融機(jī)構(gòu)之間的信息不對稱，通過增加融資渠道和降低融資成本幫助企業(yè)獲得更多的資金，從而減輕了企業(yè)的融資約束(高增亮等，2019)[27]，降低了企業(yè)管理者增持金融資產(chǎn)所引發(fā)的風(fēng)險。這樣來看，具有金融背景的高管在一定程度上會增加對金融資產(chǎn)的持有。而在股權(quán)激勵作用下，具有金融背景的高管更可能憑借自己豐富的金融知識和操作經(jīng)驗，去回購大量股票從而推動股價上升，在自己的股權(quán)收益短期內(nèi)大幅提高的同時，也提高了企業(yè)金融資產(chǎn)的持有率。因此，具有金融背景的高管在股權(quán)激勵的作用下，其更可能傾向于做出增持金融資產(chǎn)的行為決策，從而削弱了股權(quán)激勵對企業(yè)金融化的抑制作用。由此提出假設(shè)H2：

H2：具有金融背景的高管會削弱股權(quán)激勵對企業(yè)金融化的抑制作用。

3. 融資約束與企業(yè)金融化

目前，我國的金融市場還不完善，企業(yè)的融資主要以間接融資為主，在這種金融抑制的環(huán)境下，金融機(jī)構(gòu)有著較為嚴(yán)重的信貸配給行為(Allen，2005)[28]，從而造成不同規(guī)模、行業(yè)、性質(zhì)的企業(yè)有著不同的融資約束。一般而言，企業(yè)規(guī)模較大的上市公司以及國有企業(yè)能夠憑借著自身的體量和政策優(yōu)勢從金融市場以及金融機(jī)構(gòu)獲得充足的資金貸款甚至?xí)霈F(xiàn)資金過剩的情況；而當(dāng)企業(yè)為規(guī)模較小的民營企業(yè)時，受到的融資約束相對較大，這種情況下很難募集到足夠的資金進(jìn)行企業(yè)生產(chǎn)等活動。這可能就會造成融資約束不同的企業(yè)進(jìn)行金融資產(chǎn)配置的行為有著一定程度的異質(zhì)性。

融資約束較小的企業(yè)資金相對充裕，能夠滿足企業(yè)正常經(jīng)營所需的投入。一般而言這類公司規(guī)模較大的企業(yè)接受外在的期待也越多，為了滿足于社會公眾以及投資者的期望，它們可能傾向于利用金融資產(chǎn)以增加短期的業(yè)績來充實自己的財務(wù)報告，此時的股權(quán)激勵作用相對于融資約束較大的企業(yè)，對企業(yè)金融化的抑制作用較小。相反，融資約束較大的企業(yè)資金相對緊張，此時股權(quán)的激勵作用會使得高管更加注重實業(yè)投資和企業(yè)的長期投資以滿足企業(yè)的正常發(fā)展，因此對于融資約束較大的企業(yè)來說，高管股權(quán)的激勵作用對企業(yè)金融化的抑制程度更大。由此提出假設(shè)H3：

H3：高管的股權(quán)激勵對企業(yè)金融化的抑制作用在融資約束較大的企業(yè)中效果更加明顯。

4.所有權(quán)性質(zhì)與企業(yè)金融化

在我國，考察不同企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)下，股權(quán)激勵對企業(yè)金融化的影響是十分有必要的。從國有企業(yè)來看，國家是企業(yè)的實際控制者，由于產(chǎn)權(quán)界定較為模糊，國有企業(yè)存在著較為嚴(yán)重的“內(nèi)部人管理”以及更為復(fù)雜的兩類代理問題(薄仙慧和吳聯(lián)生，2009；李增福等，2013)[29][30]。相對于民營企業(yè)而言，國有企業(yè)的管理者持股比例低甚至有許多零持股的現(xiàn)象，如若對國有企業(yè)的管理層進(jìn)行股權(quán)激勵則能更有效激發(fā)高管對公司的熱情，這在緩解代理問題的同時，使之更好地為企業(yè)的長期發(fā)展做出有效決策從而減少短期套利行為。張玉娟和湯湘希(2018)[31]發(fā)現(xiàn)相比于民營企業(yè)，在國有企業(yè)中賦予高管股權(quán)激勵對企業(yè)的創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出的積極影響更為顯著。加上國資委發(fā)出的“限薪令”在很大程度上限制了國有企業(yè)高管人員追求貨幣薪酬的動機(jī)，對國有企業(yè)高管進(jìn)行股權(quán)激勵能夠增大高管的決策權(quán)，使高管與國有企業(yè)形成利益共同體，不僅有效提高國有企業(yè)高管們的收益，還促使他們更加關(guān)注于企業(yè)的價值和長期發(fā)展。因此，本文認(rèn)為相對于民營企業(yè)來講，國有企業(yè)高管的股權(quán)激勵對企業(yè)金融化的抑制作用更大。由此提出假設(shè)H4：

H4:高管的股權(quán)激勵對企業(yè)金融化的抑制作用在國有企業(yè)中效果更加明顯。

三、研究設(shè)計

1.數(shù)據(jù)來源與樣本選擇

我國財政部發(fā)布的《新會計準(zhǔn)則》要求上市公司在2007年正式開始按新的統(tǒng)計口徑進(jìn)行財務(wù)指標(biāo)測算，考慮到前后指標(biāo)的一致性，本文選取2007—2017年滬深兩市的A股上市公司作為研究樣本，并剔除了金融行業(yè)、房地產(chǎn)行業(yè)、ST企業(yè)以及數(shù)據(jù)嚴(yán)重缺失的上市企業(yè)，企業(yè)財務(wù)數(shù)據(jù)均來源于國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫，研發(fā)投入數(shù)據(jù)則來源于萬德(Wind)數(shù)據(jù)庫。為了防止異常值可能對結(jié)果造成的偏誤，本文對所有的連續(xù)變量進(jìn)行了上下1%的Winsorize處理。數(shù)據(jù)的處理和分析則在stata14中進(jìn)行。

2.變量的定義與模型設(shè)定

借鑒Demir(2009)[4]、彭俞超和黃志剛(2018)[10]以及黃賢環(huán)等(2018)[32]的做法，本文用企業(yè)所持有的金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重來衡量金融化的程度，按照我國上市公司的報表格式將交易性金融資產(chǎn)、買入返售金融資產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)、持有至到期投資、發(fā)放貸款及墊款、金融衍生品、長期股權(quán)投資和投資性房地產(chǎn)納入金融資產(chǎn)的范疇以求用較為全面的指標(biāo)來衡量企業(yè)金融化。因此，本文計算企業(yè)金融化的具體公式為：Fin=(交易性金融資產(chǎn)+買入返售金融資產(chǎn)+可供出售金融資產(chǎn)+持有至到期投資+發(fā)放貸款及墊款+金融衍生品+長期股權(quán)投資+投資性房地產(chǎn))/企業(yè)總資產(chǎn)，以此作為衡量企業(yè)金融化的代理變量。

為了檢驗本文的假設(shè)H1，考察股權(quán)激勵與企業(yè)融化之間的關(guān)系，本文建立如下實證模型：

Finit=α0+α1Holdit+αiCVit+∑Industry+∑Year+εit

(1)

其中，下標(biāo)i、t分別代表企業(yè)和年份，被解釋變量Fin是企業(yè)金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比值，用來衡量企業(yè)金融化趨勢；Hold為本文的核心解釋變量代表的是企業(yè)高管的股權(quán)激勵，參考李小榮和張瑞軍(2014)[33]的方法，使用高管的持股數(shù)量與發(fā)股股數(shù)的比值(Hold)來表示高管股權(quán)激勵的強(qiáng)度，Hold值越大，表示股權(quán)激勵的強(qiáng)度越大。

CV表示的是一系列控制變量，參考相關(guān)領(lǐng)域的研究，本文引入的控制變量包含了影響企業(yè)金融化的其他因素，包括企業(yè)財務(wù)特征和公司治理兩個方面：企業(yè)規(guī)模(Size)、企業(yè)杠桿率(Lev)、投資機(jī)會(Tobitq)、企業(yè)有形資產(chǎn)比率(Fix)、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率(Assetsto)、企業(yè)盈利能力(Profit)、領(lǐng)導(dǎo)權(quán)結(jié)構(gòu)(Dual)、獨立董事之比(Indr)。本文對回歸標(biāo)準(zhǔn)誤在公司和時間層面上進(jìn)行了聚類調(diào)整，還控制了行業(yè)變量(Industry)和年份變量(Year)，主要變量的具體定義見表1。

表1 主要變量定義

為了檢驗本文的假設(shè)H2，考察股權(quán)激勵與企業(yè)金融化之間的關(guān)系如何受到高管金融背景的影響，建立如下實證模型：

Finit=α0+α1Holdit+α2Hold_Bgdit+α3Bgdit+αiCVit+∑Industry+∑Year+εit

(2)

其中，Bgd是企業(yè)高管金融背景的虛擬變量，Bgd=1表示企業(yè)的董事長或總經(jīng)理曾任職于金融機(jī)構(gòu)，Bgd =0則表示高管不具有金融背景。同時，在模型(1)的基礎(chǔ)上引入Hold_Bgd作為股權(quán)激勵和高管金融的交互項。根據(jù)模型設(shè)定，因為Bgd為虛擬變量，通過比較系數(shù)α1和系數(shù)α1+α2就能夠看出金融背景的高管究竟會不會影響股權(quán)激勵與企業(yè)金融化之間的關(guān)系，以此來驗證假設(shè)H2。

為了檢驗假設(shè)H3，本文借鑒Hadlock和Pierce(2010)[34]的研究，利用SA指數(shù)來測算上市公司的融資約束水平，SA指數(shù)的計算公式為-0.737×Size+0.043×Size^2-0.04×Age。其中Size為企業(yè)的資產(chǎn)總額取對數(shù)，Age表示上市公司的上市年限，隨后將SA指數(shù)取絕對值，絕對值越大說明企業(yè)面臨著較為嚴(yán)重的融資約束。因此，本文根據(jù)取絕對值后SA指數(shù)的中位數(shù)進(jìn)行分組，大于中位數(shù)則表示樣本面臨著較高的融資約束，其他則表示樣本的融資約束較低，依此劃為融資約束高、融資約束低兩個子樣本。同時基于兩個子樣本對模型(1)和模型(2)進(jìn)行估計，比較兩個子樣本核心解釋變量的回歸系數(shù)對假設(shè)H3進(jìn)行驗證。同樣，為檢驗假設(shè)H4，本文將按照企業(yè)的性質(zhì)，將研究樣本劃為國有企業(yè)和非國有企業(yè)兩個子樣本分別基于模型(1)和模型(2)進(jìn)行回歸估計，通過比較兩個子樣本的核心解釋變量系數(shù)對假設(shè)H4進(jìn)行驗證。

3.描述性統(tǒng)計

表2是變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果，結(jié)果顯示金融化程度(Fin)在樣本中的均值為8.2%，中位數(shù)為3.4%表明樣本中至少有一半以上的上市企業(yè)不同程度的持有著金融資產(chǎn)，最大值達(dá)到了61.8%，表明一部分企業(yè)持有的金融資產(chǎn)的比例大，金融化程度較高。其他解釋變量與控制變量均與其他文獻(xiàn)保持基本吻合，處于正常范圍內(nèi)，各變量之間的觀測個數(shù)不完全相同是因為在樣本期間，部分上市公司的財務(wù)數(shù)據(jù)有著少量缺失所致。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

四、實證結(jié)果分析

1.基礎(chǔ)回歸

表3報告了本文高管股權(quán)激勵對企業(yè)金融化影響的回歸結(jié)果。從列(1)結(jié)果顯示來看，股權(quán)激勵(Hold)的系數(shù)為-0.042且在1%的水平上顯著，表明隨著高管股權(quán)激勵的強(qiáng)度增加會顯著的抑制企業(yè)金融化行為。不僅如此，在加入控制變量后的列(2)結(jié)果與列(1)保持著高度一致性，系數(shù)的絕對值不僅更大且同樣在1%的水平上顯著為負(fù)，這顯示通過賦予高管一定的股權(quán)，能有效的將高管與企業(yè)的長期發(fā)展聯(lián)系起來。因此，對高管的股權(quán)激勵能夠?qū)ζ髽I(yè)金融化行為產(chǎn)生顯著的抑制作用，回歸結(jié)果證實了假設(shè)H1的觀點。從控制變量來看，總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率(Assetsto)的回歸系數(shù)在1%的水平下顯著為負(fù)，表明企業(yè)銷售能力越強(qiáng),資產(chǎn)投資的效益越好從而會繼續(xù)以主營業(yè)務(wù)為主，而減少企業(yè)金融資產(chǎn)的配置；企業(yè)規(guī)模(Size)與企業(yè)金融化在5%的水平上正相關(guān)，說明企業(yè)的規(guī)模越大，企業(yè)越傾向于配置金融資產(chǎn)，其金融化的程度越高；有形資產(chǎn)比率(Fix)在1%的水平上顯著為負(fù)，表明企業(yè)在固定資產(chǎn)上投資越多，相應(yīng)的會擠出對金融資產(chǎn)的投資從而抑制了企業(yè)金融化行為；企業(yè)的杠桿率(Lev)與企業(yè)金融化負(fù)相關(guān)，說明企業(yè)的負(fù)債率越大會減少企業(yè)對金融資產(chǎn)的投資；盈利能力(Profit)與企業(yè)金融化負(fù)相關(guān)，表明盈利狀況較好的企業(yè)，進(jìn)行金融套利的動機(jī)較弱，從而減少了企業(yè)金融化；領(lǐng)導(dǎo)權(quán)結(jié)構(gòu)(Dual)在1%的水平上顯著為負(fù)，表明當(dāng)董事長和總經(jīng)理為同一人時權(quán)力較大，此時會受到股東的有效監(jiān)督，以防止其做出不利于企業(yè)長期發(fā)展的行為；投資機(jī)會和獨立董事長的比例的回歸系數(shù)未能通過顯著性檢驗。

表3 基礎(chǔ)回歸結(jié)果

表3的列(3)和列(4)分別在列(1)和列(2)的基礎(chǔ)上引入了本文的高管金融背景與股權(quán)激勵的交叉項，來檢驗高管金融背景對股權(quán)激勵與金融化之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。從列(3)(4)的回歸結(jié)果來看，高管金融背景(Bgr)與企業(yè)金融化具有正相關(guān)關(guān)系且在1%的水平上顯著，說明高管的金融背景增加了高管對金融資產(chǎn)的投資偏好，正向促進(jìn)了企業(yè)的金融化行為。本文重點關(guān)注高管金融背景與股權(quán)激勵的交乘項(Hold_Bgd)，回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，原因在于具有金融背景的高管會放大高管對金融資產(chǎn)的逐利動機(jī)，在股權(quán)的激勵下，有著金融背景的高管會通過股票回購等方式在短期內(nèi)提高自己的股權(quán)收益，引發(fā)了一定的道德風(fēng)險從而削弱股權(quán)激勵對企業(yè)金融化的抑制作用，假設(shè)H2得證。

2.分樣本回歸

為了進(jìn)一步檢驗不同融資約束條件下對企業(yè)金融化的異質(zhì)性影響，本文利用SA指數(shù)將上市公司總樣本分為融資約束較小和融資約束較大兩個子樣本，并分別基于兩個子樣本對模型(1)和模型(2)進(jìn)行有效估計，結(jié)果如表4所示。

從表4的結(jié)果來看，在融資約束較小的子樣本回歸中，股權(quán)激勵的系數(shù)為-0.03、-0.0438，均在1%的水平上顯著；而在融資約束較大的子樣本回歸中，股權(quán)激勵的系數(shù)為-0.0603、-0.0651，同樣在1%的水平上顯著，但其絕對值更大，對企業(yè)金融化的抑制作用更強(qiáng)，同時具有高管金融背景對股權(quán)激勵的削弱作用也相對較小。說明高管股權(quán)激勵在融資約束較大的企業(yè)中對企業(yè)金融行為的抑制作用更大，驗證了假設(shè)H3。融資約束較大的企業(yè)的資金較為緊張，這也決定著它在實業(yè)投資和金融資產(chǎn)投資之間的選擇比融資約束較小的企業(yè)有著更大的“擠出作用”，在此情形下，高管在股權(quán)激勵的作用下會將原本較為緊張的資金盡量的滿足企業(yè)的實業(yè)投資和長期投資從而擠出了對金融資產(chǎn)的投資。最終使得股權(quán)激勵在融資約束較大的企業(yè)對其金融化水平的抑制作用更大。

表4 融資約束差異下的回歸結(jié)果

表5 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)差異下的回歸結(jié)果

為了檢驗不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下股權(quán)激勵對企業(yè)金融化的異質(zhì)性影響，根據(jù)上市企業(yè)的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，將上市公司總樣本分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)兩個子樣本，并分別基于兩個子樣本對模型(1)和模型(2)進(jìn)行回歸，結(jié)果如表5所示。

可以看到，國有企業(yè)樣本組中股權(quán)激勵的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，且系數(shù)的絕對值大于非國有企業(yè)樣本組，不僅如此，高管金融背景對股權(quán)激勵的削弱作用在國有企業(yè)樣本回歸中并不顯著。這表明股權(quán)激勵對企業(yè)金融化的抑制作用在國有企業(yè)中效果更好，原因在于非國有企業(yè)以盈利為目的的經(jīng)濟(jì)目標(biāo)增加了高管的逐利動機(jī)，一定程度削弱了高管股權(quán)激勵對企業(yè)金融資產(chǎn)投資的抑制作用。相較而言，對國有企業(yè)高管的股權(quán)激勵能夠更有效的減緩代理問題，增大高管的決策權(quán)，從而使他們更加注重企業(yè)的長期發(fā)展。假設(shè)H4得證。

3.穩(wěn)健性檢驗

(1)內(nèi)生性問題

為了解決內(nèi)生性問題，本文利用傾向得分匹配法(PSM)以匹配得分為基準(zhǔn)對處理組和控制組進(jìn)行有效匹配來克服樣本選擇等內(nèi)生性問題，以驗證高管股權(quán)激勵對企業(yè)金融化的抑制作用。因此本文進(jìn)一步選用虛擬變量來度量公司高管股權(quán)激勵，即以公司是否實施高管股權(quán)激勵作為測度依據(jù)，當(dāng)該公司實施股權(quán)激勵計劃當(dāng)年及以后的年份均賦值為1，否則取0，得到變量EI①。進(jìn)一步利用傾向得分匹配來獲得配對的樣本來選擇與實施股權(quán)激勵的企業(yè)最為接近的控制組樣本，以此緩解樣本選擇偏差等一系列內(nèi)生性問題。

表6 傾向得分匹配平衡性檢驗

表6報告了傾向得分匹配的平衡性檢驗結(jié)果。經(jīng)過匹配后，公司規(guī)模、有形資產(chǎn)比、杠桿率、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、投資機(jī)會、領(lǐng)導(dǎo)權(quán)結(jié)構(gòu)、獨立董事比的標(biāo)準(zhǔn)化偏差均大幅度下降，且在匹配后所有的t檢驗的結(jié)果都沒有拒絕處理組和控制組無系統(tǒng)差異的原假設(shè)，這表明匹配后的處理組和對照組之間沒有存在明顯的差異，匹配有效。隨后本文進(jìn)一步采用最近鄰匹配(1對3)、半徑匹配以及核匹配法共同來核算平均處理效應(yīng)ATT值，以確保結(jié)果的穩(wěn)健性。表7分別列出了三種方法計算后的ATT值，可以發(fā)現(xiàn)經(jīng)匹配后的ATT值分別為-0.0269、-0.0277、-0.0247，且所有ATT值均在1%的水平上顯著，這些都說明在實施股權(quán)激勵的處理組，顯著的減少對金融資產(chǎn)的配置，較好抑制了企業(yè)金融化程度。因此，該穩(wěn)健性檢驗的結(jié)論驗證了上文得到的結(jié)果。

表7 PSM匹配后對比回歸結(jié)果

同時，為了降低雙向因果產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，本文將所有解釋變量和控制變量均滯后一期進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果與原文保持高度的一致性。影響企業(yè)金融化的因素很多，為了克服可能存在遺漏變量所引發(fā)的內(nèi)生性問題，本文借鑒李小榮和張瑞君(2014)[33]的方法，用同一年同行業(yè)其他公司高管持股比例的平均值作為工具變量，采用2SLS方法進(jìn)行了穩(wěn)健性測試，結(jié)果同樣與上述回歸保持高度一致性，并且工具變量通過了F檢驗和過度識別檢驗，說明工具變量以及2SLS回歸結(jié)果是有效的。

(2)替換代理變量

本文借鑒杜勇等(2017)[12]的研究，在原有金融資產(chǎn)中剔除了長期股權(quán)投資來衡量企業(yè)金融化，重新進(jìn)行回歸分析，發(fā)現(xiàn)結(jié)果與原文保持一致；同時，將核心解釋變量股權(quán)激勵的衡量方法替換為用管理層持股與發(fā)股股數(shù)的比值，依然得到與上文一致的結(jié)果。

(3)特殊事件造成偏誤

考慮到2008年的金融危機(jī)以及政府實施的“四萬億投資計劃”事件可能對上文的回歸結(jié)果造成一定的偏誤，本文在刪除了2007—2009年數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上重新進(jìn)行了回歸檢驗，得到的結(jié)果與原文保持一致。

4.作用機(jī)制檢驗

根據(jù)前文所提到的，股權(quán)激勵能有效緩解企業(yè)所有者與管理者之間的代理問題，協(xié)調(diào)了股東與高管之間的利益關(guān)系，從而使高管能夠更加注重企業(yè)長期投資和企業(yè)的長期發(fā)展。相當(dāng)多的文獻(xiàn)證明了股權(quán)激勵能夠有效提高高管對研發(fā)創(chuàng)新等長期投資的積極性，進(jìn)一步保持了企業(yè)價值的增值。因此，本文進(jìn)一步驗證是否對高管的股權(quán)激勵能夠使高管更加注重增加企業(yè)的長期投資如研發(fā)投入而相應(yīng)減少對金融資產(chǎn)的配置，從而有效了抑制了企業(yè)金融化，以股權(quán)激勵——研發(fā)投入——企業(yè)金融化之間的機(jī)制關(guān)系，來驗證研發(fā)投入的中介效應(yīng)檢驗。本文基于溫忠麟等(2005)[35]的研究，由此構(gòu)建了以下中介效應(yīng)模型：

Finit=α0+α1Holdit+αiCVit+∑Industry+∑Year+εit

(3)

lnRDit=α0+α1Holdit+αiCVit+∑Industry+∑Year+εit

(4)

Finit=α0+α1Holdit+α2LnRDit+αiCVit+∑Industry+∑Year+εit

(5)

其中，lnRD為企業(yè)的研發(fā)支出總水平(取對數(shù))，其他的解釋變量與上文保持一致。根據(jù)溫忠麟等(2005)[35]的研究，只要模型(3)模型(4)模型(5)都通過了顯著性檢驗，則說明研發(fā)投入在高管股權(quán)激勵與企業(yè)金融化之間存在著中介效應(yīng)。表8報告了機(jī)制檢驗結(jié)果，第(1)列是模型(3)的回歸結(jié)果，股權(quán)激勵(Hold)系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，即表明主效應(yīng)顯著。第(2)列是模型(4)的回歸結(jié)果，股權(quán)激勵(Hold)系數(shù)在1%的水平上顯著為正，表明股權(quán)激勵有效的促進(jìn)了企業(yè)對創(chuàng)新研發(fā)的投入。第(3)列是對模型(5)的回歸結(jié)果，此時股權(quán)激勵(Hold)與研發(fā)投入(lnRD)均在1%的水平上顯著為負(fù)，說明中介效應(yīng)顯著存在。因此，高管股權(quán)激勵對企業(yè)金融化的抑制作用機(jī)制在于，對高管的股權(quán)激勵有效促進(jìn)了企業(yè)對研發(fā)的長期投資，從而擠出了對金融資產(chǎn)的套利投資，抑制了企業(yè)金融化。

表8 機(jī)制檢驗結(jié)果

五、進(jìn)一步研究

從現(xiàn)有研究來看，“投資替代”以及“資金蓄水池”是如今企業(yè)大量投資于金融資產(chǎn)的兩種主要的動機(jī)，關(guān)于“投資替代”動機(jī)，學(xué)者們普遍認(rèn)為是企業(yè)將大量資金投資于流動性較低的金融資產(chǎn)來獲得較高的回報收益；而“資金蓄水池”動機(jī)則是企業(yè)將資金去投資購買一些流動性較高的金融資產(chǎn)來緩解未來出現(xiàn)的融資約束情況。從我國上市企業(yè)的財務(wù)報表能夠有效分析出，大量企業(yè)持有或投資的金融資產(chǎn)是具有較低流動性的、回報率較高的金融資產(chǎn)，但也有部分企業(yè)為了資金儲備去購買一些高流動性的金融資產(chǎn)，也可能有部分企業(yè)兩者兼具，從而共同推向了實體企業(yè)金融化的過程。黃賢環(huán)(2019)[36]認(rèn)為在企業(yè)金融化的過程中，企業(yè)的過度金融化是企業(yè)資本逐利的重要體現(xiàn)，不論是從微觀企業(yè)還是整個宏觀經(jīng)濟(jì)來看，過度金融化都會為兩者帶來嚴(yán)重的負(fù)面效應(yīng)，這類過度金融化行為正是企業(yè)追逐短期利潤，利用金融資產(chǎn)進(jìn)行套機(jī)逐利的表現(xiàn)。因此，為了防止企業(yè)金融化行為帶來的不良影響，我們有必要從企業(yè)金融化行為中識別企業(yè)是否出過度金融化行為。高管的股權(quán)激勵如能有效的減少企業(yè)的金融資產(chǎn)配置，那么其更應(yīng)該能有效防止企業(yè)出現(xiàn)過度金融化。

企業(yè)金融化由企業(yè)自身持有的金融資產(chǎn)總量來反映，盡管一定程度受到外部環(huán)境等因素的影響，但其投資金融資產(chǎn)的行為，最終還是由企業(yè)的自身特質(zhì)，包括企業(yè)規(guī)模、現(xiàn)金流情況、盈利及成長能力等因素所決定的。因此，根據(jù)構(gòu)建非效率投資的思想，本文參考黃賢環(huán)(2019)[36]建立的模型來擬合出非金融企業(yè)的最優(yōu)金融化水平。

Finit=α0+α1Finit-1+α2Growthit-1+α3Levit-1+α4Cfit-1+α5Sizeit-1+α6Ageit-1+α7Profitit-1+∑Industry+∑Year+εit

(6)

其中模型(6)的變量具體包括：企業(yè)成長能力(Growth)、企業(yè)杠桿率(Lev)、企業(yè)現(xiàn)金流情況(Cf)、企業(yè)規(guī)模(Size)、企業(yè)上市年齡(Age)、企業(yè)盈利能力(Profit)，以上變量均滯后一期。然后對模型(6)進(jìn)行OLS回歸，擬合當(dāng)期的最優(yōu)金融化水平。用樣本數(shù)據(jù)中企業(yè)的實際金融化水平與得到的最優(yōu)金融化水平的擬合值作差，最后得到過度金融化指標(biāo)Exfin。得到的指標(biāo)其值越大則說明其出現(xiàn)過度金融化的可能性大。

表8報告了本文高管股權(quán)激勵對企業(yè)過度金融化影響的回歸結(jié)果。回歸中的被解釋變量為過度金融化實變量Exfin，從列(1)(2)可以看出，股權(quán)激勵指標(biāo)(Hold)與過度金融化(Exfin)的回歸系數(shù)分別為-0.0718、-0.0491，在1%的水平上顯著，即表明高管股權(quán)激勵能夠有效防止企業(yè)出現(xiàn)過度金融化的現(xiàn)象。表9的列(3)和列(4)分別在列(1)和列(2)的基礎(chǔ)上引入了本文的高管金融背景與股權(quán)激勵的交叉項，來檢驗高管金融背景對股權(quán)激勵與過度金融化之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。從列(3)(4)的回歸結(jié)果來看，高管金融背景(Bgd)與企業(yè)過度金融化具有正相關(guān)關(guān)系且在1%的水平上顯著，說明具有金融背景的高管更容易做出投資金融資產(chǎn)的決策，增加企業(yè)過度金融化的可能性，同時也引發(fā)了一定的道德風(fēng)險從而削弱股權(quán)激勵對企業(yè)過度金融化的抑制影響。

表9 高管股權(quán)激勵對企業(yè)過度金融化的回歸結(jié)果

六、結(jié)論與啟示

在我國經(jīng)濟(jì)“脫實向虛”日益明顯的背景下，更多企業(yè)開始將資金投入到收益率較高的金融行業(yè)，加快了其金融化的進(jìn)程。基于此，本文利用我國2007—2017年滬深兩市A股上市企業(yè)的面板數(shù)據(jù)，對高管股權(quán)激勵與企業(yè)金融化之間的關(guān)系進(jìn)行了實證研究，并且進(jìn)一步分析了股權(quán)激勵與企業(yè)金融化之間的作用機(jī)制。研究結(jié)果表明：對高管的股權(quán)激勵能夠顯著抑制企業(yè)金融化行為，同時研發(fā)投入在股權(quán)激勵與企業(yè)金融化之間的關(guān)系中發(fā)揮了中介作用，即企業(yè)對高管股權(quán)激勵越大，越是激發(fā)高管增加對創(chuàng)新研發(fā)的投入，越能減少高管對金融資產(chǎn)的短期套利行為，從而抑制企業(yè)金融化。本文還發(fā)現(xiàn)，具有金融背景的高管，在股權(quán)激勵的作用下會增加其配置金融資產(chǎn)的動機(jī)，一定程度削弱了股權(quán)激勵對企業(yè)金融化的抑制作用。分樣本后研究發(fā)現(xiàn)，在不同融資約束條件作用下，相較于融資約束較小的企業(yè)，股權(quán)激勵對融資約束較大的企業(yè)的金融化行為抑制作用更加明顯；分企業(yè)產(chǎn)權(quán)回歸發(fā)現(xiàn)，股權(quán)激勵對企業(yè)金融化的抑制作用在國有企業(yè)中效果比非國有企業(yè)效果更加顯著。在對企業(yè)進(jìn)行過度金融化識別時發(fā)現(xiàn)，高管股權(quán)激勵能夠有效地抑制企業(yè)出現(xiàn)過度金融化的現(xiàn)象。

在企業(yè)金融化日益嚴(yán)重的情況下，如何讓企業(yè)回歸到以實體經(jīng)濟(jì)為主、主業(yè)為主是當(dāng)今經(jīng)濟(jì)健康發(fā)展的要點。從本文結(jié)論來看，對高管進(jìn)行股權(quán)激勵能夠有效促進(jìn)企業(yè)的健康發(fā)展、減少企業(yè)的金融投機(jī)行為，因此對于企業(yè)來說，要合理建立以股權(quán)激勵為核心的激勵機(jī)制設(shè)計來防止企業(yè)過度的金融化行為。同時，在選擇高管團(tuán)隊時也需要聘請不同職業(yè)背景的人員，以抵消職業(yè)背景給企業(yè)戰(zhàn)略來帶的負(fù)面效應(yīng)，從而更加科學(xué)、合理地做出決策，提高企業(yè)長遠(yuǎn)發(fā)展的能力。政府方面也應(yīng)該進(jìn)一步完善金融市場和提高資金的配置效率，以提高金融市場和金融資產(chǎn)服務(wù)于實體經(jīng)濟(jì)的功能屬性，為企業(yè)營造良好的經(jīng)營環(huán)境，防止經(jīng)濟(jì)上的“脫實向虛”。

【注 釋】

① 根據(jù)國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)股權(quán)激勵計劃實施時間來確定變量EI，同時，我們將變量EI替代解釋變量hold進(jìn)行回歸，結(jié)果依然與企業(yè)金融化在1%的水平上保持顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。