趙彥鋒 王桂禎 胡著偉

(河南財經(jīng)政法大學(xué)會計學(xué)院，河南 鄭州 450046)

一、引言

近年來，我國實體經(jīng)濟下滑，同時，受金融業(yè)高額利潤驅(qū)動，非金融企業(yè)通過投資金融資產(chǎn)進行套利，實體企業(yè)“金融化”趨勢明顯，從微觀表現(xiàn)來看：首先，金融資產(chǎn)持有比例上升，非金融類上市公司金融資產(chǎn)占比從2006年的16%上升至2019年的21%；其次，金融渠道獲利明顯增加，投資性收益占經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額的比例從2010年的7.5%上升至2019年的11.59%[1]；最后，持有金融資產(chǎn)的非金融企業(yè)比例顯著增加，比重最高年份達到90%以上。雖然金融資產(chǎn)有“蓄水池”作用，但是，大多研究支持金融化對實體投資的“擠出”效應(yīng)[2]，抑制創(chuàng)新投入，從而損害未來業(yè)績，甚至引發(fā)系統(tǒng)金融風(fēng)險。黨的十九屆五中全會明確“堅持把發(fā)展經(jīng)濟著力點放在實體經(jīng)濟上”，金融要回歸服務(wù)實體經(jīng)濟的本質(zhì)，避免“脫實向虛”。因此，分析實體企業(yè)金融化的影響因素成為尋求抑制其消極影響的重要路徑。

股權(quán)結(jié)構(gòu)是現(xiàn)代公司治理的邏輯起點，不同股權(quán)結(jié)構(gòu)直接決定相關(guān)股東在企業(yè)的影響力與話語權(quán)，進而影響經(jīng)營決策、企業(yè)價值與績效。隨著多個大股東股權(quán)結(jié)構(gòu)在全球范圍流行，其公司治理效應(yīng)與經(jīng)濟后果成為財務(wù)領(lǐng)域研究熱點。多個大股東股權(quán)結(jié)構(gòu)，是指企業(yè)中存在至少兩個持股超過一定比例(通常是10%或者20%)的股東。根據(jù)《公司法》規(guī)定，大股東擁有召集股東大會，在股東大會上行使表決權(quán)以及向企業(yè)派遣董事、高管等權(quán)利，大股東可以通過這些權(quán)利參與并影響企業(yè)重大決策。大多研究表明，多個大股東具有“監(jiān)督”與“合謀”兩種效應(yīng)。金融資產(chǎn)配置作為企業(yè)重大決策勢必會受到多個大股東股權(quán)結(jié)構(gòu)的影響，但是究竟是其“監(jiān)督”效應(yīng)抑制控股股東與管理層的自利行為，從而降低金融化，還是與控股股東“合謀”而加劇金融化，現(xiàn)有文獻未能回答。因此，本文以股權(quán)結(jié)構(gòu)為切入點，基于2007-2019年我國非金融類上市公司數(shù)據(jù)，聚焦以下問題：多個大股東如何影響企業(yè)金融化？其影響機制有哪些？多個大股東對金融化的影響會否因環(huán)境不同而存在差異？多個大股東影響金融化的經(jīng)濟后果如何？

本文可能的貢獻如下：第一，豐富金融化影響因素的研究?，F(xiàn)有金融化影響因素研究聚焦于宏觀層面的外部制度與環(huán)境以及微觀層面的公司治理與高管特征等，而在微觀股權(quán)結(jié)構(gòu)層面，目前主要關(guān)注混合所有制改革引起的股權(quán)結(jié)構(gòu)與治理效應(yīng)對金融化的影響[3]，而對多個大股東股權(quán)結(jié)構(gòu)研究不足，本文試圖彌補這一缺口。第二，補充多個大股東經(jīng)濟后果的研究?，F(xiàn)有研究雖然關(guān)注了多個大股東對企業(yè)創(chuàng)新投資、投資效率的影響，但是研究結(jié)論并不一致，本文從資產(chǎn)配置的角度，提供了多個大股東促進實體企業(yè)“脫虛向?qū)崱狈e極效應(yīng)的證據(jù)。第三，拓展多個大股東治理機制的研究。以往對多個大股東治理機制集中于退出威脅等對控股股東的監(jiān)督，在此基礎(chǔ)上，本文將多個大股東治理機制拓展至完善企業(yè)外部信息環(huán)境，拓展了多個大股東發(fā)揮治理效應(yīng)路徑的認識。

二、文獻綜述

(一)實體企業(yè)金融化影響因素

現(xiàn)有實體企業(yè)金融化的影響因素研究包括宏觀和微觀兩個層面。首先，宏觀因素主要關(guān)注國家政策[4]與經(jīng)濟環(huán)境兩個方面。就國家政策而言，企業(yè)稅負[5]和十大產(chǎn)業(yè)振興規(guī)劃[6]會通過增加企業(yè)配置金融資產(chǎn)的預(yù)防性需求，提升金融化程度；而數(shù)字金融通過弱化預(yù)防性需求而抑制金融化[7]。從經(jīng)濟環(huán)境來看，經(jīng)濟政策不確定性[8]越高，企業(yè)利用金融資產(chǎn)套利的可能性會減弱，從而抑制金融化。企業(yè)所處地區(qū)社會資本[9]能夠緩解融資約束，弱化預(yù)防性需求，因此能夠抑制企業(yè)金融化。其次，金融化的微觀因素聚焦于公司治理、企業(yè)績效與高管特征等。在公司治理層面,針對股權(quán)結(jié)構(gòu)，現(xiàn)有研究聚焦于國企混改的影響，國企引入民營股東會增強企業(yè)對金融資產(chǎn)的預(yù)防性需求，因此會加劇金融化[3]，而國資持股民營企業(yè)會抑制金融化[10]；員工持股計劃能夠顯著降低金融化[11]。此外，企業(yè)內(nèi)控質(zhì)量越高[12]、主業(yè)盈利能力越強[13]越能夠抑制企業(yè)的短期逐利動機從而降低金融化程度。高管個人的以下特征也是影響金融化的因素：CEO的金融背景和金融危機經(jīng)歷[14]、貧困經(jīng)歷[15]以及實際控制人境外居留權(quán)[2]，機構(gòu)投資者對高管的短期業(yè)績壓力[16]，董事高管責(zé)任險[17]會顯著促進企業(yè)金融化，而海外背景董事則能夠顯著抑制金融化[14]。綜上所述，實體企業(yè)金融化的動機有兩個：一是基于“蓄水池”功能的預(yù)防性動機；二是“投機逐利”動機。預(yù)防性動機主要通過配置流動性更強的交易性金融資產(chǎn)等短期金融資產(chǎn)實現(xiàn)，而投機逐利動機主要通過配置投資性房地產(chǎn)等長期金融資產(chǎn)實現(xiàn)。大多研究發(fā)現(xiàn)，良好的企業(yè)內(nèi)外部治理環(huán)境能夠通過抑制逐利動機而抑制金融化。

(二)多個大股東的經(jīng)濟后果

針對多個大股東的作用，主要形成了“監(jiān)督”與“合謀”兩種效應(yīng)，由此帶來正面、負面截然相反的經(jīng)濟后果。就監(jiān)督效應(yīng)來看，與單一大股東相比，多個大股東可以利用自身的股權(quán)優(yōu)勢監(jiān)督控股股東。國內(nèi)研究提供了相應(yīng)證據(jù)，多個大股東能夠顯著降低企業(yè)股價崩盤風(fēng)險[18]、緩解融資約束[19]、降低高管機會主義減持[20]，顯著提升企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)能力[21]、減少控股股東股權(quán)質(zhì)押后的利益侵占行為[22]，減少關(guān)聯(lián)交易[23]、提高投資效率[24]等。國外也有大量實證研究提供了多個大股東“監(jiān)督效應(yīng)”的證據(jù)，Maury和Pajuste(2005)[25]選擇以芬蘭的上市公司為研究對象，Laeven和Levine(2008)[26]以及Attig(2009)[27]分別選擇西歐、東亞的上市公司為研究對象，均發(fā)現(xiàn)多個大股東能夠提升公司價值。Ben-Nasr(2015)[28]發(fā)現(xiàn)存在多個大股東的企業(yè)債務(wù)期限結(jié)構(gòu)更為合理有效，F(xiàn)accio(2001)[29]發(fā)現(xiàn)存在多個大股東的企業(yè)股利支付率更高等。

同時，多個大股東也可能與控股股東結(jié)成控制聯(lián)盟形成合謀效應(yīng)，損害中小股東的利益。國內(nèi)相關(guān)研究表明，存在多個大股東的企業(yè)可能會投資過度[30]，支付較低股利[29]、提高審計收費[31]，通過員工持股計劃實現(xiàn)自利動機的股份減持[32]。國外研究亦提供了多個大股東合謀的證據(jù)，Maury和Pajuste(2005)[25]與Laeven和Levine(2008)[26]研究表明，在家族企業(yè)中，由于多個大股東與控股股東關(guān)系緊密，兩者更容易通過“合謀”侵占中小股東利益。此外，少數(shù)研究發(fā)現(xiàn)多個大股東也會因過度監(jiān)督而抑制企業(yè)創(chuàng)新[33]。

雖然企業(yè)金融化影響因素以及多個大股東經(jīng)濟后果的現(xiàn)有文獻較為豐富，但是仍然存在以下不足：第一，股權(quán)結(jié)構(gòu)對企業(yè)金融化影響的研究缺乏?，F(xiàn)有研究對股權(quán)結(jié)構(gòu)對金融化的影響聚焦于混合所有制改革國有企業(yè)引入非國有股東、民營企業(yè)引入國有股東對金融化的影響，突出了不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)股東之間治理效應(yīng)對金融資產(chǎn)配置的影響，這為研究多個大股東對金融化影響提供了有力支持。但是，多個大股東與混合所有制存在顯著差異，多個大股東強調(diào)股東關(guān)系影響而混合所有制突出股東性質(zhì)效應(yīng)，而多個大股東如何影響企業(yè)金融化的研究不足。第二，現(xiàn)有研究聚焦多個大股東對實體投資的影響，缺乏對金融投資影響的相關(guān)文獻。企業(yè)投資包括實體投資、金融資產(chǎn)投資兩大領(lǐng)域，投資結(jié)構(gòu)共同影響企業(yè)價值，而兩類投資影響企業(yè)價值的邏輯迥異，忽略多個大股東對金融資產(chǎn)投資的影響，會得出投資影響企業(yè)價值的結(jié)論不夠全面。第三，多個大股東影響投資決策的機制研究不足?，F(xiàn)有研究注意到了多個大股東治理效應(yīng)減少了企業(yè)違規(guī)、緩解了融資約束[19]、提高企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)[21]，進而提高投資效率[24]，但對多個大股東影響投資決策的機制研究匱乏。

三、理論分析與假設(shè)提出

基于其他大股東對控股股東潛在的“監(jiān)督”或“合謀”，下文從這兩種效應(yīng)分析多個大股東對企業(yè)金融化的影響，并提出研究假設(shè)。

(一)多個大股東的“監(jiān)督”假說—抑制金融化

1.多個大股東能夠緩解第二類代理問題

代理理論認為主要存在兩類代理沖突：第一類代理沖突存在于股東與管理層之間，第二類代理沖突存在于大股東與中小股東之間。而我國上市公司“一股獨大”股權(quán)結(jié)構(gòu)使得第二類代理問題凸顯，突出表現(xiàn)為控股股東通過委派高管從事掏空行為等方式侵占中小股東利益?，F(xiàn)有研究表明，在大部分國家的公司治理中亟待解決的是第二類代理問題而非第一類[34]。多個大股東能夠監(jiān)督控股股東，降低其對中小股東的利益侵占[35]。多個大股東能夠通過行使表決權(quán)，向公司派遣董事或高管以及“退出威脅”等監(jiān)督控股股東，從而減少控股股東利益侵占行為，這將緩解第二類代理問題。實證研究為此提供了證據(jù)，多個大股東通過退出威脅能夠降低控股股東的私利行為[22]，包括減少控股股東股權(quán)質(zhì)押后的利益侵占行為?？毓晒蓶|具備轉(zhuǎn)移利潤的動機和能力[33]，而金融資產(chǎn)是一類具有高流動性、強可變現(xiàn)性并容易進行利潤操縱的資產(chǎn)，容易成為控股股東謀取私利的工具。因此，第二類代理問題嚴重的企業(yè)，控股股東更可能會利用金融資產(chǎn)跨行業(yè)套利，即第二類代理問題越嚴重，企業(yè)金融化程度會越高。因此，多個大股東能夠在一定程度上緩解企業(yè)的第二類代理沖突，從而抑制金融化。

2.多個大股東能夠降低兩權(quán)分離度

兩權(quán)分離是指終極控股股東采用金字塔股權(quán)結(jié)構(gòu)、交叉持股等方式獲取高于現(xiàn)金流量權(quán)的控制權(quán)，該結(jié)構(gòu)能夠反映控股股東侵占中小股東利益程度，同時又是第二類代理問題的重要表現(xiàn)。隨著兩權(quán)分離程度的提高，相對高的控制權(quán)代表控股股東能夠掌控企業(yè)的經(jīng)營決策，從而具有獲取私人利益的能力，而相對低的現(xiàn)金流權(quán)代表當(dāng)企業(yè)出現(xiàn)問題破產(chǎn)倒閉時控股股東僅僅承擔(dān)較少的現(xiàn)金損失，并且由于復(fù)雜股權(quán)結(jié)構(gòu)使得控股股東可能退居幕后，增加了侵占的隱蔽性，這會加劇控股股東的掏空動機。從控制權(quán)比例來看，多個大股東意味著企業(yè)有至少兩個持股比例較高的股東，這在一定程度上能夠分散控股股東的控制權(quán)；從現(xiàn)金流權(quán)比例來看，多個大股東形成的監(jiān)督聯(lián)盟能夠抑制控股股東利用交叉持股等方式降低現(xiàn)金流權(quán)的行為，提升對控股股東的監(jiān)督能力。經(jīng)驗證據(jù)表明，多個大股東能夠降低企業(yè)兩權(quán)分離度，進而限制控股股東侵占企業(yè)資源的能力[25]；相反地，隨著兩權(quán)分離度的提高，利用金字塔持股的終極控制人更傾向于運用激進的資本套利策略以獲取高收益，比如投資風(fēng)險較高的房地產(chǎn)、金融資產(chǎn)等[36]。因此，兩權(quán)分離度高的企業(yè)金融化程度更高。綜上，多個大股東能夠降低企業(yè)的兩權(quán)分離度，進而抑制金融化。

3.多個大股東能夠改善信息環(huán)境

企業(yè)信息環(huán)境亦會影響企業(yè)投資決策。研究表明，多個大股東的監(jiān)督效應(yīng)能夠改善企業(yè)信息環(huán)境[18]，提高企業(yè)信息透明度，改善企業(yè)內(nèi)外部信息不對稱程度。同時實證研究證明，企業(yè)內(nèi)外部信息不對稱程度越高，企業(yè)內(nèi)部信息透明度越低，控股股東及高管越容易進行機會主義套利行為[37]，而短期收益高、流動性強的特性，使金融資產(chǎn)容易淪為企業(yè)控股股東、高管進行投機的工具。隨著企業(yè)信息透明度的提高，控股股東增加金融資產(chǎn)的機會主義行為更容易被發(fā)現(xiàn)，引發(fā)外部投資者用腳投票等懲罰，這在一定程度上限制其利用金融資產(chǎn)套利的機會主義行為，進而降低企業(yè)金融資產(chǎn)規(guī)模。因此，信息環(huán)境越好，企業(yè)金融化程度會越低。綜上，多個大股東能夠通過改善企業(yè)的信息環(huán)境進而抑制企業(yè)金融化。

基于多個大股東能夠緩解第二類代理問題、降低兩權(quán)分離度以及完善信息環(huán)境，本文提出以下假設(shè)。

H1a在控制其他影響的情況下，多個大股東的監(jiān)督效應(yīng)能夠抑制企業(yè)金融化。

(二)多個大股東的“合謀”假說—加劇金融化

盡管多個大股東的“監(jiān)督”效應(yīng)得到廣泛支持，然而，多個大股東也存在基于利益與成本權(quán)衡與控股股東“合謀”，即可能通過增加金融資產(chǎn)謀取短期利益，從而加劇企業(yè)金融化。

1.“合謀”會加劇代理沖突與兩權(quán)分離度

多個大股東參與公司治理的方式是成本與收益權(quán)衡的結(jié)果。如果多個大股東認為合謀帶來的收益超過監(jiān)督帶來的收益以及處罰的損失時，他們會選擇與控股股東結(jié)盟，配合控股股東通過交叉持股等方式減少現(xiàn)金流權(quán)進而提高企業(yè)的兩權(quán)分離度，共同謀求私利，侵占中小股東利益，從而惡化第二類代理沖突[35]。特別是，多個大股東之間存在關(guān)聯(lián)關(guān)系時，他們之間的合謀動機增強，表現(xiàn)為掏空行為[30]，而金融資產(chǎn)會計核算的靈活性以及收益實現(xiàn)時機的選擇性，使其成為大股東謀取私利的重要工具[2]。因此，多個大股東與控股股東的“合謀”會加劇金融化。

2.“合謀”會惡化信息環(huán)境

多個大股東與控股股東的合謀使得大股東成為典型“內(nèi)部人”，因共同控制企業(yè)內(nèi)部信息而處于信息優(yōu)勢，為掩蓋其自利行為，會降低對外披露信息的積極性，甚至操縱信息，信息透明度隨之降低，因此，企業(yè)內(nèi)外部信息不對稱程度更高，從而更利于“合謀”集團通過金融資產(chǎn)實現(xiàn)投機套利，進而提高企業(yè)金融化程度。金融資產(chǎn)的公允價值計量、分類的靈活性以及處置時機的選擇性，賦予大股東利用金融資產(chǎn)進行應(yīng)計盈余管理、真實盈余管理的裁量權(quán)，因此，大股東會利用信息優(yōu)勢掩蓋金融資產(chǎn)謀取私利的行為，從而提高企業(yè)金融化程度。

因此，基于“合謀”假說，多個大股東可能提高企業(yè)金融化，提出以下假設(shè)。

H1b在控制其他影響的情況下，多個大股東與控股股東的合謀會加劇企業(yè)金融化。

四、研究設(shè)計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

鑒于2007年我國企業(yè)會計準則修訂對金融資產(chǎn)列報的全面影響，以2007年為樣本起始年份，選擇滬深A(yù)股2007—2019年上市公司為研究對象。在確定大股東比例時需要合并公司的一致行動人股權(quán)比例，該數(shù)據(jù)來源自東方財富choice數(shù)據(jù)庫，其余財務(wù)數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫。在初始樣本的基礎(chǔ)上，按研究慣例剔除以下樣本：(1)金融行業(yè)企業(yè)；(2)ST、PT企業(yè)；(3)資不抵債，即資產(chǎn)負債率>1的企業(yè)；(4)重要變量缺失的企業(yè)；最終獲得25 345個公司-年度觀測值。為消除異常值的影響，本文對連續(xù)變量數(shù)據(jù)進行了1%，99%的縮尾處理。

(二)變量定義

1.多個大股東

根據(jù)《公司法》規(guī)定，單獨或合計持有10%以上的公司股份的股東有權(quán)向董事會請求召開臨時股東大會，借鑒姜付秀等[18]、Maury等(2018)[25]、Laeven(2008)等[26]，將持股比例超過10%的股東(合并一致行動人之后)定義為大股東。如果前十大股東中有兩個及以上持股比例超過10%，則MUL為1，否則為0。

2.企業(yè)金融化

借鑒宋軍等(2015)[38]做法，金融化程度采用資產(chǎn)負債表法，用金融資產(chǎn)占期末總資產(chǎn)的比例衡量，而金融資產(chǎn)包括交易性金融資產(chǎn)、衍生金融資產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)凈額、持有至到期投資凈額、投資性房地產(chǎn)凈額以及長期股權(quán)投資凈額等。

3.控制變量

借鑒彭俞超等(2018)[8]、杜勇等(2019)[14]的研究，控制了可能影響企業(yè)金融化的財務(wù)變量與公司治理變量；同時控制了年度、行業(yè)效應(yīng)。具體變量定義與測量方法見表1。

表1 變量定義及測量方法

(三)模型設(shè)計

為檢驗多個大股東對企業(yè)金融化的影響，借鑒杜勇(2019)[14]等研究，構(gòu)建模型(1)

FINit=α0+α1×MULit+α2×Controlit+ΣYEAR+ΣIND+εit

(1)

模型(1)中，被解釋變量FIN代表金融化程度，而核心變量MUL為多個大股東，其為0-1變量，如果回歸系數(shù)α1為負號，表明多個大股東能夠抑制金融化；如果α1為正號，則表明多個大股東會加劇金融化，Control為控制變量。

五、實證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計及單變量分析

表2為主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。金融化FIN最小值為0，最大值為53.3%，標(biāo)準差為0.1，說明不同企業(yè)之間的金融化程度差異較大；多個大股東MUL的均值為0.307，表明30.7%的樣本存在多個大股東，該類股權(quán)結(jié)構(gòu)在我國上市公司中較為普遍，本研究具有現(xiàn)實意義，其他變量與相關(guān)研究基本一致。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計

表3報告了以是否存在多個大股東進行的均值t檢驗及中位數(shù)秩和檢驗結(jié)果，可以看出，與不存在多個大股東的樣本相比，多個大股東樣本的金融化程度更低，差異均在1%的水平上顯著，單變量分析提供了多個大股東抑制企業(yè)金融化的初步證據(jù)。

表3 單變量分析表

(三)相關(guān)性分析

表4報告了主要變量的相關(guān)系數(shù)，上三角、下三角分別為Pearson與Spearman相關(guān)系數(shù)。結(jié)果顯示，MUL與FIN的相關(guān)系數(shù)分別是-0.086和-0.069，并在1%水平上顯著，表明多個大股東與企業(yè)金融化之間是負相關(guān)關(guān)系。其他變量相關(guān)系數(shù)低于0.3，表明不存在嚴重共線性。

表4 主要變量相關(guān)系數(shù)檢驗

(三)主回歸分析

為檢驗本文假設(shè)，用模型(1)進行OLS回歸。表5為相關(guān)回歸結(jié)果，列(1)報告了僅包括核心解釋變量的單變量回歸結(jié)果，列(2)為進一步控制年度、行業(yè)效應(yīng)的結(jié)果；列(3)為加入所有控制變量的多元回歸結(jié)果，這三列中核心解釋變量多個大股東MUL的回歸系數(shù)分別為-0.014 9，-0.013 1和-0.017 8，均在1%的水平上顯著，驗證了假設(shè)H1a，即多個大股東能夠抑制企業(yè)金融化。此外，其他變量與企業(yè)金融化程度的關(guān)系與大多同類研究一致。

為考察多個大股東對長、短期金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)的影響是否存在差異，參考陳春華等的研究[7]將交易性金融資產(chǎn)以及衍生金融資產(chǎn)分為短期金融資產(chǎn)，將可供出售金融資產(chǎn)、持有至到期投資、投資性房地產(chǎn)以及長期股權(quán)投資劃分為長期金融資產(chǎn)進行分組回歸，結(jié)果見表5的列(4)和(5)，在長期金融資產(chǎn)組，多個大股東的回歸系數(shù)為-0.017 8，顯著性水平為1%，而短期金融資產(chǎn)組，多個大股東的回歸系數(shù)雖然為正，但不顯著。由此可見，多個大股東對金融化的抑制主要通過降低長期金融資產(chǎn)配置實現(xiàn)，表明多個大股東主要抑制企業(yè)將實體投資轉(zhuǎn)向長期金融資產(chǎn)的“套利”動機，而非短期金融資產(chǎn)的預(yù)防性動機，因此不能一刀切地否定金融化，而應(yīng)重視金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)，短期金融資產(chǎn)的“預(yù)防”功能在金融市場活躍的情況下，可能成為助力實體經(jīng)濟發(fā)展的利器。

表5 多個大股東與實體企業(yè)金融化

(四)穩(wěn)健性檢驗

1.更換主要變量的衡量方法

首先，重新界定多個大股東。由于學(xué)術(shù)界對多個大股東的界定標(biāo)準并不統(tǒng)一，為了避免衡量方法不統(tǒng)一造成的偏差，參考Laeven和Levine(2008)[26]的做法，把持股比例超過20%的股東界定為大股東，含有兩個及以上大股東賦值MUL2=1，否則為0，并重新進行回歸檢驗，報告結(jié)果如表6列(1)所示。MUL2的回歸系數(shù)為-0.015 6，并在1%的水平上顯著，結(jié)果穩(wěn)健。

表6 穩(wěn)健性檢驗

其次，改變金融化度量方式。參考杜勇等[14]的研究，企業(yè)金融化程度FIN2=(交易性金融資產(chǎn)+衍生金融資產(chǎn)+發(fā)放貸款及墊款凈額+可供出售金融資產(chǎn)凈額+持有至到期投資凈額+投資性房地產(chǎn)凈額)/總資產(chǎn)；參考徐光偉等[39]的研究，企業(yè)金融化程度FIN3=(交易性金融資產(chǎn)+衍生金融資產(chǎn)+短期投資凈額+應(yīng)收利息凈額+應(yīng)收股利凈額+可供出售金融資產(chǎn)凈額+持有至到期投資凈額+長期股權(quán)投資凈額) /總資產(chǎn)；參考郭胤含等[40]的研究，金融化程度FIN4=(交易性金融資產(chǎn)+衍生金融資產(chǎn)+持有至到期投資凈額+應(yīng)收利息凈額+買入返售金融資產(chǎn)凈額+可供出售金融資產(chǎn)凈額+投資性房地產(chǎn)凈額+長期應(yīng)收款凈額)/總資產(chǎn)。三種變化后的金融化度量回歸結(jié)果見表6列(2)-(4)，回歸系數(shù)分別為-0.009 4，-0.013 5和-0.010 6，顯著性水平均為1%，結(jié)果依然穩(wěn)健。

2.改變樣本選擇區(qū)間

考慮到2008年金融危機會對企業(yè)金融資產(chǎn)投資可能產(chǎn)生較大的影響，重新界定樣本區(qū)間為2009—2019年，新樣本回歸結(jié)果見表6列(5)，金融化FIN的回歸系數(shù)為-0.017 2，顯著性水平為1%，結(jié)論穩(wěn)健。

3.改變樣本：僅保留制造業(yè)樣本

由于非制造業(yè)更易受資本逐利驅(qū)動而配置金融資產(chǎn)[41]，為緩解行業(yè)差異的潛在影響，用制造業(yè)樣本重新回歸，結(jié)果見表6列(6)，多個大股東MUL的回歸系數(shù)為-0.010 9，在1%的水平顯著，結(jié)論穩(wěn)健。

(五)內(nèi)生性檢驗

1.PSM回歸

為了緩解樣本自選擇問題，采用傾向匹配得分法進行重新回歸。本文選擇最近鄰匹配法，并按照1∶1的比例進行樣本匹配。第一階段以公司是否存在多個大股東為因變量，以模型(1)中的控制變量為自變量，樣本配對之后模型(1)重新回歸結(jié)果見表7列(1)，多個大股東MUL的回歸系數(shù)為-0.018 1，依舊在1%的水平上顯著，這表明在控制了可能的內(nèi)生性之后，多個大股東與企業(yè)金融化之間的負相關(guān)關(guān)系仍穩(wěn)健。

2.工具變量法

下面運用工具變量法進一步緩解可能存在的內(nèi)生性問題。參考Ben-Nasr等(2015)[28]的研究，選擇上年度該企業(yè)所在行業(yè)中具有多個大股東的企業(yè)占比作為工具變量，該做法的原因是：單個企業(yè)的股權(quán)結(jié)構(gòu)通常會受到上年度所在行業(yè)的平均股權(quán)結(jié)構(gòu)影響，但是企業(yè)金融化程度通常不會直接受到上一年度整個行業(yè)平均股權(quán)結(jié)構(gòu)影響，符合工具變量的選擇原則。采用兩階段最小二乘法(2sls)對基準模型進行重新回歸。首先，第一階段的回歸結(jié)果如表7列(2)所示，工具變量IV與MUL的相關(guān)系數(shù)為0.490 2，在1%的水平上顯著為正，表明IV與MUL的相關(guān)性比較強。并且弱相關(guān)性檢驗中的最小特征值為39.57，大于臨界值11.59，所以拒絕弱工具變量的假設(shè)，其次，第二階段結(jié)果如表7列(3)所示，在利用工具變量控制了可能存在的內(nèi)生性問題后，多個大股東MUL的系數(shù)依舊在5%的水平上顯著為負(-0.092 3)，說明前述結(jié)論比較穩(wěn)健。

表7 PSM回歸與工具變量法兩階段回歸

3.雙重差分法

為了更加外生地討論多個大股東股權(quán)結(jié)構(gòu)和企業(yè)金融化的關(guān)系，借鑒姜付秀等(2017)[19]的研究，本文采用樣本期內(nèi)發(fā)生股權(quán)結(jié)構(gòu)變動的樣本和從未發(fā)生過股權(quán)結(jié)構(gòu)變動的樣本構(gòu)建雙重差分模型進行檢驗。具體設(shè)計為，首先將樣本期內(nèi)不存在多個大股東且股權(quán)結(jié)構(gòu)一直未發(fā)生變動的樣本定義為控制組，那么處理組為樣本期首次由單一大股東股權(quán)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變?yōu)槎鄠€大股東結(jié)構(gòu)后未更改過的樣本(即“單變多”樣本)，它們構(gòu)成第一個雙重差分模型；其次將樣本期內(nèi)一直為多個大股東股權(quán)結(jié)構(gòu)的樣本定義為控制組，那么處理組為樣本期首次由多個大股東股權(quán)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變?yōu)閱我淮蠊蓶|股權(quán)結(jié)構(gòu)后未更改過的樣本(即“多變單”樣本)，它們?yōu)榈诙€雙重差分模型；最后定義TREAT1和TREAT2兩個變量，在“單變多”樣本與其控制組形成的研究樣本中，TREAT1的定義為在企業(yè)由單一大股東轉(zhuǎn)變?yōu)槎鄠€大股東(即MUL由0變?yōu)?)之后的當(dāng)年以及以后所有年份都取1，其余為0；同理，在“多變單”樣本與其控制組形成的研究樣本中，TREAT2的定義為在企業(yè)由多個大股東轉(zhuǎn)變?yōu)閱我淮蠊蓶|(即MUL由1變?yōu)?)之后的當(dāng)年以及以后所有年份中都取1，其余為0。在這里，TREAT1與TREAT2相當(dāng)于雙重差分模型中的交乘項，需要關(guān)注的是它們的方向以及顯著性。由于企業(yè)的股權(quán)結(jié)構(gòu)變化并非集中于同一時點，故本文構(gòu)建下列多時點DID模型對上述樣本進行分別檢驗

FINit=α0+α1×TREAT1it+α2×Controlit+ΣYEAR+ΣIND+εit

(2)

FINit=β0+β1×TREAT2it+β2×Controlit+ΣYEAR+ΣIND+εit

(3)

雙重差分法回歸結(jié)果見表8。首先，“單變多”樣本與其控制組樣本對模型(2)進行OLS回歸，結(jié)果見表8列(1)。TREAT1的回歸系數(shù)為-0.019 9，顯著性水平為1%，表明當(dāng)企業(yè)由單一大股東股權(quán)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變?yōu)槎鄠€大股東股權(quán)結(jié)構(gòu)時，企業(yè)金融化程度下降。其次，“多變單”樣本與其控制組樣本對模型(2)進行OLS回歸，結(jié)果見表8列(2)，TREAT2的回歸系數(shù)為0.016 6，顯著性水平為1%，表明企業(yè)由多個大股東股權(quán)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)為單一大股東股權(quán)結(jié)構(gòu)后，企業(yè)金融化程度上升，這從反向驗證了多個大股東能夠抑制企業(yè)金融化。這兩個雙重差分模型的設(shè)計有助于緩解內(nèi)生性問題，表明主要結(jié)論是穩(wěn)健的。

表8 雙重差分模型

六、多個大股東影響企業(yè)金融化的機制

根據(jù)理論分析，以下從第二類代理成本、兩權(quán)分離度以及外部信息環(huán)境討論多個大股東抑制金融化的機制。構(gòu)建下列中介效應(yīng)模型，進行機制檢驗

MEDit=α0+α1×MULit+α2×Controlit+ΣYEAR+ΣIND+εit

(4)

FINit=β0+β1×MULit+β2×MEDit+β3Controlit+ΣYEAR+ΣIND+εit

(5)

為了簡練表述，模型中用MED代替下列三個中介變量，分別為第二類代理成本OCUUPY，兩權(quán)分離度SEP以及外部信息環(huán)境ANA。

(一)多個大股東、第二類代理問題與企業(yè)金融化

按理論分析，多個大股東能夠緩解第二類代理問題而抑制企業(yè)金融化。為了檢驗這一路徑，參考朱杰(2020)[42]等做法，用其他應(yīng)收款在總資產(chǎn)中的占比(OCCUPY)衡量第二類代理成本。

回歸結(jié)果見表9列(1)和(2)。列(1)中，多個大股東MUL對第二類代理成本OCCUPY的回歸系數(shù)為-0.001 4，且在1%水平上顯著，表明多個大股東顯著降低第二類代理成本。列(2)中同時加入中介變量變量OCCUPY與核心解釋變量多個大股東MUL，核心解釋變量多個大股東MUL與回歸系數(shù)為-0.017 6，仍在1%水平上顯著，與主回歸系數(shù)-0.017 8相比(表5列3)，有所下降，而中介變量OCCUPY回歸系數(shù)為0.117 9，在1%水平顯著。因此，第二類代理成本在多個大股東與金融化之間具有部分中介作用。即多個大股東能夠緩解第二類代理問題進而抑制企業(yè)金融化。

(二)多個大股東、兩權(quán)分離度與企業(yè)金融化

按理論所述，多個大股東能夠降低企業(yè)兩權(quán)分離度進而抑制企業(yè)金融化。兩權(quán)分離程度為終極控制股東控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)的比值，控制權(quán)及現(xiàn)金流權(quán)的計算方法參考LA Porta(1999)[43]的做法，即：控制權(quán)等于每條控制鏈條上最低的持股比例之和，現(xiàn)金流權(quán)等于每條控制鏈條上持股比例乘積之和。以兩權(quán)分離度為中介變量進行檢驗。

兩權(quán)分離機制檢驗結(jié)果見表9列(3)(4)。列(3)為多個大股東MUL對兩權(quán)分離的回歸結(jié)果，系數(shù)為-0.227 6且在1%水平上顯著，表明多個大股東會顯著降低兩權(quán)分離度；列(4)中核心解釋變量多個大股東MUL的回歸系數(shù)為-0.017 7，顯著性水平為1%，與主回歸系數(shù)-0.017 8相比(表5列(3))，有所下降，中介變量SEP的回歸系數(shù)為0.000 4，顯著性水平為1%，表明兩權(quán)分離度越高，企業(yè)金融化程度越高。因此兩權(quán)分離度在多個大股東與金融化之間起到部分中介作用，即多個大股東能夠通過降低兩權(quán)分離度而抑制金融化。

(三)多個大股東、分析師關(guān)注與企業(yè)金融化

多個大股東能夠改善企業(yè)信息環(huán)境，降低信息不對稱程度，進而抑制企業(yè)金融化。分析師跟蹤人數(shù)是企業(yè)信息環(huán)境的指示器[44]，因此，用其衡量信息環(huán)境，分析師跟蹤人數(shù)越多，企業(yè)的信息環(huán)境越好。該機制邏輯在于“多個大股東-提高分析師關(guān)注-抑制金融化”。

回歸結(jié)果見表9列(5)和(6)。列(5)中核心解釋變量多個大股東MUL的回歸系數(shù)為0.289 8，顯著性水平為1%，表明多個大股東能夠提高分析師關(guān)注，優(yōu)化信息環(huán)境；列(6)中中介變量ANA的回歸系數(shù)為-0.001 3，顯著性水平為1%，表明企業(yè)分析師關(guān)注程度越高，企業(yè)金融化程度越低，核心解釋變量多個大股東MUL的回歸系數(shù)為-0.017 4，依舊在1%的水平上顯著，與主回歸系數(shù)-0.017 8相比(表5列(3))，回歸系數(shù)絕對值有所降低，說明分析師關(guān)注在多個大股東與金融化之間起著部分中介作用，即多個大股東通過提高分析師關(guān)注，改善信息環(huán)境，進而抑制金融化。

表9 作用機制檢驗

七、進一步分析

(一)多個大股東的監(jiān)督能力

多個大股東監(jiān)督效應(yīng)受監(jiān)督能力影響，下文進一步從絕對能力與相對能力分析多個大股東對企業(yè)金融化的影響。

多個大股東的絕對能力主要體現(xiàn)在大股東在股東大會上的投票權(quán)數(shù)量，而企業(yè)內(nèi)存在大股東的數(shù)量越多，表明多個大股東參與公司決策能力越強，進而監(jiān)督效應(yīng)也就越強。參考Attig等[27]的做法，把企業(yè)內(nèi)非控股大股東的數(shù)量定義為LARGE_NUM，用其替換模型(1)中的多個大股東MUL變量，并重新回歸，結(jié)果見表10列(1)。多個大股東數(shù)量LARGE_NUM回歸系數(shù)為-0.012 4，在1%的水平上顯著，表明非控股大股東數(shù)量越多，企業(yè)金融化水平越低，進一步證明了多個大股東的監(jiān)督效應(yīng)。

表10 多個大股東、監(jiān)督能力與金融化

多個大股東的監(jiān)督動力與收益受其相對能力影響，相對于控股股東，非控股股東的持股比例越高，越有能力與控股股東抗衡，其監(jiān)督收益越高，高持股比例會強化其監(jiān)督動機而不是屈服或與控股股東合謀。參考Maury和Pajuste(2005)[25]，Attig(2009)[27]以及Ben-Nasr等(2015)[28]，構(gòu)建變量CONT2衡量企業(yè)內(nèi)第二大股東與第一大股東持股比例的比值，變量CONT5衡量企業(yè)內(nèi)第二至第五大股東的持股比例和與第一大股東持股比例的比值；借鑒姜付秀等(2017)[19]，運用變量DIFF衡量持股比例超過10%的非控股大股東持股比例之和與第一大股東持股比例的比值。利用上述三個變量衡量多個大股東的相對能力，替換模型(1)中的多個大股東，重新回歸，結(jié)果見表10列(2)-(4)，衡量多個大股東監(jiān)督能力變量的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為負，表明多個大股東的相對力量越強，抑制企業(yè)金融化的作用越強，進一步驗證了多個大股東的監(jiān)督效應(yīng)。

(二)多個大股東的監(jiān)督環(huán)境

多個大股東監(jiān)督效應(yīng)的發(fā)揮受外部治理環(huán)境的影響，為此，選取法制環(huán)境進一步分析多個大股東影響企業(yè)金融化的作用環(huán)境。法律環(huán)境的好壞表征了對投資者的保護程度，直接影響股東能否有效行使權(quán)利。企業(yè)所處法律環(huán)境較好時，中小股東利益能夠得到較好保護，降低內(nèi)部其他大股東監(jiān)督控股股東的成本，強化監(jiān)督而非合謀動機，使其能夠更好發(fā)揮制約控股股東私利的作用；而就較差法制環(huán)境而言，一方面低違法成本會誘發(fā)控股股東自利行為，另一方面對外部股東弱保護強化其他大股東的搭便車行為，弱化監(jiān)督效應(yīng)。因此，其他大股東對控股股東的監(jiān)督在較好法制環(huán)境中更有效，具體而言，該環(huán)境中多個大股東抑制企業(yè)金融化作用更顯著。參考姜付秀等(2017)[19]，運用樊綱等編制的市場化總指數(shù)中的分指數(shù)“市場中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境”指數(shù)來衡量法律環(huán)境，并按照該指數(shù)是否大于該年度中位數(shù)進行高低分組回歸，回歸結(jié)果見表11列(1)和(2)，多個大股東回歸系數(shù)僅在法律環(huán)境好的樣本組在1%的水平上顯著為負(-0.020 1)，而法律環(huán)境差的樣本組回歸系數(shù)不顯著，表明在法律環(huán)境好的環(huán)境中，股東權(quán)利受到較好保護，強化了多個大股東的監(jiān)督動力進而具有更強的抑制金融化效果。

表11 多個大股東、監(jiān)督環(huán)境與金融化

(三)多個大股東抑制金融化的經(jīng)濟后果

企業(yè)為了追求短期利益而選擇增加高收益、高流動性的金融資產(chǎn)，而偏離主業(yè)的投資策略會擠占企業(yè)實體投資，不利于長遠發(fā)展。上文理論分析與實證檢驗了多個大股東能夠抑制資產(chǎn)配置中金融化引發(fā)的“脫虛”，那么，多個大股東的監(jiān)督效應(yīng)能否進一步促進企業(yè)“向?qū)崱?，從而?yōu)化投資結(jié)構(gòu)？為檢驗多個大股東在投資決策中“脫虛”與“向?qū)崱钡年P(guān)聯(lián)，運用中介效應(yīng)原理構(gòu)建模型(6)-(8)，模型中的實體投資(INVEST)，借鑒劉海明等(2016)[45]，用“固定資產(chǎn)、在建工程和無形資產(chǎn)凈額的增加額之和占期初總資產(chǎn)比例”衡量，其他變量與上文一致。

INVESTit=α0+α1×MULit+α2×Controlit+ΣYEAR+ΣIND+εit

(6)

FINit=β0+β1×MULit+β2×Controlit+ΣYEAR+ΣIND+εit

(7)

INVESTit=γ0+γ1×MULit+γ2×FINit+γ3×Controlit+ΣYEAR+ΣIND+εit

(8)

“多個大股東-金融化-實體投資”的檢驗結(jié)果見表12，列(1)為多個大股東MUL對實體投資INVEST影響的結(jié)果，多個大股東MUL的回歸系數(shù)為0.010 3，顯著性水平為1%，表明多個大股東促進企業(yè)實體投資；列(2)與表5的列(3)主回歸結(jié)果一致，多個大股東能夠抑制金融化；列(3)是同時加入中介變量金融化FIN的回歸結(jié)果，MUL的回歸系數(shù)變?yōu)?.008 1，在1%的水平上依舊顯著為正，與第一列結(jié)果比較降低，而FIN的回歸系數(shù)為-0.012 2，顯著性水平為1%，表明企業(yè)金融化會抑制實體投資。因此，金融化在多個大股東與實體投資中起到部分中介作用，即多個大股東通過抑制企業(yè)金融化從而促進實體投資，這為微觀企業(yè)內(nèi)部的金融業(yè)務(wù)應(yīng)服務(wù)于實體經(jīng)濟提供了直接證據(jù)，多個大股東有利于優(yōu)化企業(yè)“虛”與“實”的資產(chǎn)配置，實現(xiàn)“脫虛向?qū)崱薄?/p>

表12 多個大股東抑制金融化的經(jīng)濟后果

八、研究結(jié)論與啟示

本文以我國滬深A(yù)股2007—2019年非金融類上市公司為樣本，研究了多個大股東對實體企業(yè)金融化的影響，形成以下結(jié)論：多個大股東具有抑制實體企業(yè)金融化的效應(yīng)，即與不存在多個大股東的樣本相比，擁有多個大股東的樣本金融化程度更低，并且主要表現(xiàn)為多個大股東對長期金融資產(chǎn)的抑制作用。機制檢驗表明，多個大股東主要通過緩解第二類代理成本、降低兩權(quán)分離度以及改善外部信息環(huán)境抑制金融化。進一步分析表明，非控股大股東的數(shù)量越多、相對能力越強，對企業(yè)金融化的抑制作用越強；良好的外部環(huán)境能夠強化多個大股東對金融化的抑制效應(yīng)，具體而言，在好的法律環(huán)境中，多個大股東抑制金融化的效應(yīng)更顯著。從經(jīng)濟后果來看，多個大股東抑制金融化能夠促進實體投資，實現(xiàn)“脫虛向?qū)崱薄?/p>

基于研究結(jié)論，本文政策啟示如下：第一，企業(yè)應(yīng)優(yōu)化股權(quán)結(jié)構(gòu)。受傳統(tǒng)影響，我國企業(yè)更傾向于股權(quán)集中的治理結(jié)構(gòu)以獲取控制權(quán)，更好滿足控股股東自身的利益，但也會加劇第二類代理沖突，不利于長期發(fā)展。因此基于本文結(jié)論，企業(yè)通過引入多個大股東優(yōu)化股權(quán)結(jié)構(gòu)，發(fā)揮多個大股東監(jiān)督效應(yīng)，引導(dǎo)企業(yè)“脫虛向?qū)崱?，實現(xiàn)高質(zhì)量與可持續(xù)發(fā)展。第二，企業(yè)應(yīng)優(yōu)化金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)。短期金融資產(chǎn)的“蓄水池”功能更好滿足預(yù)防動機以增強企業(yè)韌性，但長期金融資產(chǎn)的“投機”套利會擠出實體投資而損害長期發(fā)展。因此，企業(yè)應(yīng)優(yōu)化金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)，比如降低長期金融資產(chǎn)，發(fā)揮適度金融化賦能實體投資的作用。第三，政府應(yīng)加快法制化建設(shè)。由于我國企業(yè)的第二類代理問題突出，而本研究表明法制環(huán)境是保護中小股東利益的重要渠道，并且包括股權(quán)結(jié)構(gòu)在內(nèi)的內(nèi)部治理效應(yīng)發(fā)揮也需要良好的法制環(huán)境，因此，政府應(yīng)大力推進法制建設(shè)、提高上市公司內(nèi)部治理質(zhì)量，從而優(yōu)化企業(yè)投資結(jié)構(gòu)，提高資源配置效率，實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展，近年來我國大力推進法制化建設(shè)的努力也為本文結(jié)論提供了重要現(xiàn)實支撐。