劉錦英 徐海偉

(1.河南大學(xué)管理科學(xué)與工程研究所，河南 開封 475004；2.河南大學(xué)商學(xué)院，河南 開封 475004)

一、引言

企業(yè)金融化是我國當(dāng)前非金融企業(yè)頻繁出現(xiàn)而又亟須解決的重要問題。據(jù)Wind統(tǒng)計，2019年有1000多家A股上市公司購買各類理財產(chǎn)品達(dá)20000多只，規(guī)模合計高達(dá)1.36萬億元，在經(jīng)濟下行壓力的影響下上市公司理財雖有所降溫，但非金融類企業(yè)金融資產(chǎn)的平均持有量總體上仍呈上升趨勢，我國非金融企業(yè)金融化問題較為突出。實體經(jīng)濟與虛擬經(jīng)濟之間的結(jié)構(gòu)性失衡，為我國經(jīng)濟的平穩(wěn)健康發(fā)展埋下隱患。因此，近些年來，識別企業(yè)金融化的影響因素，進(jìn)而探討如何才能抑制企業(yè)“脫實向虛”、振興實體經(jīng)濟的研究引起了眾多學(xué)者的關(guān)注?，F(xiàn)有關(guān)于企業(yè)金融化影響因素的研究已經(jīng)從宏觀和微觀兩個層面展開，譬如經(jīng)濟政策不確定性(許罡、伍文中，2018)[1]、貨幣流動性(胡奕明等，2017)[2]、金融系統(tǒng)穩(wěn)定(彭俞超等，2018)[3]、股東價值最大化(鄧超等，2017)[4]、企業(yè)投資(張成思、張步曇，2016)[5]、高管團(tuán)隊特征(干勝道等，2018)[6]等，其中高管團(tuán)隊特征備受關(guān)注。高管團(tuán)隊特征包括團(tuán)隊穩(wěn)定性、任期、年齡和專業(yè)背景等。然而，已有文獻(xiàn)分別是從高管貧困經(jīng)歷(牛煜皓、盧闖，2020)[7]、高管學(xué)術(shù)背景(杜勇、周麗，2019)[8]、高管金融經(jīng)歷(戴澤偉、潘松劍，2019)[9]、高管從軍經(jīng)歷(于連超等，2019)[10]、高管海外背景(龔光明、肖冰瑜，2020)[11]等高管個體特征的角度研究其對企業(yè)金融化的影響，鮮有文獻(xiàn)涉及高管團(tuán)隊穩(wěn)定性的研究。

高管團(tuán)隊穩(wěn)定性反映了一段時期內(nèi)高管團(tuán)隊人員的變更情況，是利益各方多次博弈達(dá)到均衡的體現(xiàn)，也是團(tuán)隊凝聚力的重要表現(xiàn)形式。面對日益復(fù)雜的國內(nèi)外競爭，大多數(shù)企業(yè)僅憑個體領(lǐng)導(dǎo)者不足以應(yīng)對面臨的各種挑戰(zhàn)，繼而可能無法實現(xiàn)企業(yè)的長遠(yuǎn)發(fā)展(Simons等，1999)[12]。在此背景下，構(gòu)建和諧穩(wěn)定的高管團(tuán)隊的重要性就愈加凸顯。高管團(tuán)隊是承擔(dān)企業(yè)戰(zhàn)略決策的核心群體，其穩(wěn)定性表現(xiàn)出了高管團(tuán)隊內(nèi)部和諧的一種良好狀態(tài)，無疑會對企業(yè)經(jīng)營決策產(chǎn)生至關(guān)重要的影響。目前已有文獻(xiàn)研究了高管團(tuán)隊穩(wěn)定性與企業(yè)創(chuàng)新(張兆國等，2018)[13]、企業(yè)投資效率(張鐵鑄等，2020)[14]、企業(yè)績效(張建君、張閆龍，2016)[15]等之間的關(guān)系，但還缺少從高管團(tuán)隊穩(wěn)定性視角為企業(yè)的金融化行為提供的解釋。

基于以上分析，本文以2010-2019年中國A股上市公司為研究樣本，實證考察高管團(tuán)隊穩(wěn)定性對企業(yè)金融化的影響以及相應(yīng)的影響機制，并探討企業(yè)異質(zhì)性特征在高管團(tuán)隊穩(wěn)定性與企業(yè)金融化關(guān)系中的作用。本文的主要貢獻(xiàn)體現(xiàn)在以下幾個方面：第一，以高管團(tuán)隊穩(wěn)定性作為切入點，拓展和深化了企業(yè)金融化影響因素的研究。目前有關(guān)企業(yè)金融化的影響因素研究雖然很多，但尚缺乏基于高管團(tuán)隊穩(wěn)定性的研究，而這正是本文研究的重點所在。因此，本研究能夠為企業(yè)金融化的影響因素提供新的經(jīng)驗證據(jù)。第二，以企業(yè)金融化作為落腳點，豐富了高管團(tuán)隊穩(wěn)定性的經(jīng)濟后果的相關(guān)研究。如前所述，目前還缺少文獻(xiàn)關(guān)注高管團(tuán)隊穩(wěn)定性對企業(yè)金融化的影響。本文則深入分析高管團(tuán)隊穩(wěn)定性對企業(yè)金融化的影響以及高管團(tuán)隊穩(wěn)定性對企業(yè)不同類型的金融化所產(chǎn)生的異質(zhì)性影響，從而豐富了高管團(tuán)隊穩(wěn)定性之經(jīng)濟后果的相關(guān)研究。第三，從企業(yè)異質(zhì)性特征的視角，開拓了高管團(tuán)隊穩(wěn)定性對企業(yè)金融化產(chǎn)生影響的作用條件的研究。目前缺乏對影響高管團(tuán)隊穩(wěn)定性與企業(yè)金融化二者之間關(guān)系的作用條件的研究。本文從企業(yè)異質(zhì)性特征出發(fā)，構(gòu)建了包含產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、高管持股比例和所在城市區(qū)位在內(nèi)的多層次分析框架，有助于探明高管團(tuán)隊穩(wěn)定性對企業(yè)金融化產(chǎn)生影響的作用條件，深化高管團(tuán)隊穩(wěn)定性對企業(yè)金融化影響因素的研究內(nèi)容。第四，本文在分析高管團(tuán)隊穩(wěn)定性對企業(yè)金融化影響的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步探討高管團(tuán)隊穩(wěn)定性影響企業(yè)金融化的作用機制，剖析研發(fā)創(chuàng)新、代理成本和戰(zhàn)略激進(jìn)度的中介作用，為揭開高管團(tuán)隊穩(wěn)定性影響企業(yè)金融化的“黑匣子”提供證據(jù)。

二、理論分析與研究假設(shè)

(一)高管團(tuán)隊穩(wěn)定性與企業(yè)金融化

高階梯隊理論指出，高管團(tuán)隊特征影響企業(yè)的投資決策(Hambrick和Mason,1984)[16]，而企業(yè)是否將資金配置在金融領(lǐng)域正是企業(yè)投資決策行為的一種體現(xiàn)。高管團(tuán)隊作為決定企業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略的核心決策群體，其穩(wěn)定性程度必然會對企業(yè)的投融資決策產(chǎn)生重要影響，從而會影響到企業(yè)的金融化水平。具體來說，穩(wěn)定的高管團(tuán)隊成員之間具有高度的信任感和默契感，高管團(tuán)隊成員會更加關(guān)注企業(yè)的長遠(yuǎn)發(fā)展以及自身的長遠(yuǎn)利益，促使其在追求自身利益最大化的同時兼顧股東利益最大化，進(jìn)而能夠較為合理地制定和實施企業(yè)的戰(zhàn)略決策，繼而會降低企業(yè)的金融化水平，抑制企業(yè)金融化的趨勢，最終會有助于企業(yè)的長遠(yuǎn)發(fā)展。反之，如果高管團(tuán)隊頻繁更換成員，新晉高管團(tuán)隊成員急于表現(xiàn)個人能力，會更加的熱衷于將企業(yè)資金投資于短期收益高的金融和房地產(chǎn)領(lǐng)域，此時短期的金融投資行為就極有可能成為新晉高管成員獲取控制權(quán)私利的強有效工具，這勢必會加劇企業(yè)金融化的趨勢。據(jù)此，提出假設(shè)H1。

H1:高管團(tuán)隊穩(wěn)定性能顯著抑制企業(yè)金融化。

(二)高管團(tuán)隊穩(wěn)定性影響企業(yè)金融化的作用機制

高管團(tuán)隊穩(wěn)定性的重要表現(xiàn)在于團(tuán)隊成員之間具有高度的凝聚力，團(tuán)隊成員自身的利益也與企業(yè)的長遠(yuǎn)發(fā)展利益聯(lián)系得更加緊密。從經(jīng)濟人假說的角度來看，高管層的創(chuàng)新行為是從私人收益和私人成本的角度進(jìn)行權(quán)衡的。也就是說，由于企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新需要投入大量的資金而收益卻具有一定的滯后性，當(dāng)高管團(tuán)隊在滯后期內(nèi)保持相對的穩(wěn)定性時，就可能會從創(chuàng)新收益中獲得一定的好處，進(jìn)而也會更加傾向于進(jìn)行研發(fā)創(chuàng)新。如果高管團(tuán)隊不穩(wěn)定，很多團(tuán)隊成員可能就無法分享創(chuàng)新收益，這時高管出于私人利益考慮，可能就不會把工作的重點放在企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新上。而現(xiàn)有的一系列研究表明企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新對企業(yè)金融化具有“擠出效應(yīng)”(Seo等，2012[17]；謝家智等，2014[18])，即在資源總量一定時，如果穩(wěn)定性的高管團(tuán)隊將企業(yè)有限資源用于企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新，那么用于配置金融資產(chǎn)的資源就會減少，由此可以抑制實體企業(yè)的金融化。張兆國等(2018)的研究表明高管團(tuán)隊穩(wěn)定性與企業(yè)創(chuàng)新績效具有顯著的正相關(guān)關(guān)系[13]，這也進(jìn)一步說明高管團(tuán)隊保持相對的穩(wěn)定性將會提高高管團(tuán)隊的決策質(zhì)量，減少企業(yè)的投資短視行為，使其更加關(guān)注企業(yè)未來主業(yè)的發(fā)展，進(jìn)而有助于增加企業(yè)的研發(fā)投入，降低企業(yè)金融資產(chǎn)的持有比例，從而降低企業(yè)的金融化水平。據(jù)此，提出假設(shè)H2。

H2：高管團(tuán)隊穩(wěn)定性通過促進(jìn)企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新來抑制企業(yè)金融化。

實體企業(yè)的金融化行為暗藏著嚴(yán)重的代理成本，因為金融資產(chǎn)投資行為本身涉及高管層對企業(yè)長期價值與短期利益之間的權(quán)衡(安磊等，2018)[19]。在現(xiàn)代企業(yè)制度下，與股東追求利潤最大化的目標(biāo)不同，公司高管層則更注重對自身短期利益的訴求，這就為代理問題的產(chǎn)生提供了“機會主義”的空間。根據(jù)委托代理理論，穩(wěn)定的高管團(tuán)隊是團(tuán)隊成員作為代理方與委托方之間處于利益均衡的狀態(tài)，是降低企業(yè)代理成本的重要途徑。博弈均衡理論認(rèn)為，高管團(tuán)隊成員能夠保持一定的穩(wěn)定性是利益各方重復(fù)博弈的結(jié)果，也就是說利益各方經(jīng)過多次的博弈，機會主義行為逐漸消失，博弈雙方之間的信任程度逐漸加強，進(jìn)而能夠緩解因信息不對稱而導(dǎo)致的道德風(fēng)險問題。結(jié)合金融投資行為來說，穩(wěn)定的高管團(tuán)隊在減少代理沖突后，實體企業(yè)的金融化水平自然也會降低(孫潔、殷方圓，2020)[20]。反之，當(dāng)一個企業(yè)的高管團(tuán)隊變更較為頻繁時就極易引發(fā)較為嚴(yán)重的委托代理問題，因為經(jīng)常發(fā)生變更的高管團(tuán)隊以自身的短期利益為主導(dǎo)，其利用企業(yè)金融資產(chǎn)進(jìn)行短期投機套利的動機更強，進(jìn)而會加劇實體企業(yè)的“空心化”。據(jù)此，提出假設(shè)H3。

H3：高管團(tuán)隊穩(wěn)定性通過降低企業(yè)委托代理成本來抑制企業(yè)金融化。

一般而言，戰(zhàn)略激進(jìn)的企業(yè)更傾向于持有大量的金融資產(chǎn)(楚有為，2019)[21]，這是由于：一方面，戰(zhàn)略激進(jìn)型的企業(yè)致力于開拓新產(chǎn)品和新市場，需要充足的資金來平滑研發(fā)創(chuàng)新和實體投資，而金融資產(chǎn)具有“蓄水池”效應(yīng)，因而可以緩解企業(yè)面臨的融資約束困境。另一方面，考慮到戰(zhàn)略激進(jìn)型的企業(yè)在開拓新產(chǎn)品和新市場時，研發(fā)投入和實體投資的回報周期長，未來收益面臨的風(fēng)險較大，因此高管層基于“替代”動機而投資于金融資產(chǎn)來平衡短期利益的可能性也逐漸增大。管理層職業(yè)生涯理論認(rèn)為，任期較長的管理者的經(jīng)營決策會更加的穩(wěn)健、謹(jǐn)慎，選擇激進(jìn)、冒險型的投資策略的可能性也比較小(Finkelstein和Hambrick，1996)[22]，因而相對穩(wěn)定的高管團(tuán)隊能夠降低企業(yè)的戰(zhàn)略激進(jìn)度。再者，穩(wěn)定的高管團(tuán)隊是經(jīng)過長時間的磨合形成的一個有默契度、信任度和歸屬感的群體、分工不同且又相互配合的整體，是大局意識、集體意識和協(xié)作精神的集中體現(xiàn)，那么團(tuán)隊中各成員從企業(yè)長遠(yuǎn)的發(fā)展考慮也會及時調(diào)整企業(yè)的戰(zhàn)略類型，降低企業(yè)的戰(zhàn)略激進(jìn)度，關(guān)注主營業(yè)務(wù)的經(jīng)營(孟慶斌等，2019)[23]，從而有助于降低企業(yè)金融化水平。據(jù)此，提出假設(shè)H4。

H4：高管團(tuán)隊穩(wěn)定性通過降低公司戰(zhàn)略激進(jìn)度來抑制企業(yè)金融化。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2010-2019年中國A股上市公司為研究樣本，并進(jìn)行了如下處理：(1)剔除金融保險類以及房地產(chǎn)類上市公司樣本；(2)剔除ST、PT類上市公司樣本；(3)剔除相關(guān)變量缺失的上市公司樣本。經(jīng)過篩選，最終得到20499個樣本觀測值。高管團(tuán)隊穩(wěn)定性數(shù)據(jù)源于上市公司年報并經(jīng)手工整理而成，其他數(shù)據(jù)均來源于國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)?？紤]到極端值的影響，本文對所有連續(xù)變量前后1%和99%分位進(jìn)行Winsorize處理，并利用Stata16.0軟件進(jìn)行統(tǒng)計分析。

(二)變量設(shè)計

1.被解釋變量：企業(yè)金融化(Fin)

借鑒Demir(2009)[24]、杜勇等(2017)[25]的研究，采用金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比例來衡量企業(yè)金融化水平，其中金融資產(chǎn)包括交易性金融資產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)、持有至到期投資凈額、發(fā)放貸款和墊款凈額、衍生金融工具、長期股權(quán)投資和投資性房地產(chǎn)凈額。同時，根據(jù)期限長短和流動性的不同，本文將企業(yè)金融資產(chǎn)劃分為長期金融資產(chǎn)和短期金融資產(chǎn)兩類，其中長期金融資產(chǎn)(Fin_l)用可供出售金融資產(chǎn)、持有至到期投資凈額、發(fā)放貸款和墊款凈額、衍生金融工具、長期股權(quán)投資和投資性房地產(chǎn)凈額之和與總資產(chǎn)的比值衡量；短期金融資產(chǎn)(Fin_s)用交易性金融資產(chǎn)與總資產(chǎn)的比值衡量。

2.解釋變量：高管團(tuán)隊穩(wěn)定性(Stmt)

借鑒Crutchley等(2002)[26]的研究，通過構(gòu)建模型(1)來計算高管團(tuán)隊穩(wěn)定性：

(1)

模型(1)中，Stmt代表高管團(tuán)隊穩(wěn)定性，取值范圍是[0,1]，值越大表示穩(wěn)定性越強；St,t+1代表t年離職高管人數(shù)；St+1,t代表t年新增高管人數(shù)；Mt代表t年高管總?cè)藬?shù)。本文所指的高管人員包括董事長、董事、總經(jīng)理、總裁和財務(wù)總監(jiān)等，但排除了獨立董事和外部董事。

3.中介變量

(1)研發(fā)創(chuàng)新(Rd)。借鑒劉運國和劉雯(2007)[27]的研究，用企業(yè)研發(fā)投入與總資產(chǎn)的比值衡量。(2)代理成本(Adm)。借鑒Ang 等(2000)[28]的研究，用管理費用與營業(yè)收入的比值衡量。(3)戰(zhàn)略激進(jìn)度(Strategy)。借鑒Bentley等(2013)[29]、孫健等(2016)[30]的研究，從以下六個方面來度量：研發(fā)支出/營業(yè)收入、員工人數(shù)/營業(yè)收入、營業(yè)收入增長率、(銷售費用+管理費用)/營業(yè)收入、員工波動程度、固定資產(chǎn)/總資產(chǎn)，上述指標(biāo)均取過去5年的移動平均值，將均值按年份-行業(yè)從小到大分5組，最小組賦值為1，最大組賦值為5，而最后一個指標(biāo)的賦值則相反，最大組賦值為1，最小組賦值為5，其余類推，然后將各變量的賦值加總，其值越大，表示企業(yè)戰(zhàn)略越激進(jìn)。

4.控制變量

根據(jù)現(xiàn)有的文獻(xiàn)，本文選取企業(yè)規(guī)模(Size)、公司資本結(jié)構(gòu)(Lev)、主營業(yè)務(wù)增長率(Growth)、現(xiàn)金持有水平(Cash)、兩職合一(Dual)、獨立董事比例(Indep)、機構(gòu)投資者持股比例(Ins)、兩權(quán)分離率(Sep)和資本密集度(Fa)作為控制變量，此外本文也加入了行業(yè)固定效應(yīng)及年份固定效應(yīng)。各變量具體說明如表1所示。

表1 變量定義

(三)模型設(shè)計

為檢驗高管團(tuán)隊穩(wěn)定性對企業(yè)金融化的影響以及相應(yīng)的影響機制，本文構(gòu)建如下模型：

Fint=β0+β1Stmtt+∑Controlt+∑Year+∑Ind+εt

(2)

Medt=β0+β1Stmtt+∑Controlt+∑Year+∑Ind+εt

(3)

Fint=β0+β1Stmtt+β2Medt+∑Controlt+∑Year+∑Ind+εt

(4)

其中，F(xiàn)in為企業(yè)金融化，Stmt為高管團(tuán)隊穩(wěn)定性，Med為中介變量(研發(fā)創(chuàng)新、代理成本和戰(zhàn)略激進(jìn)度)，Control為控制變量，ε為隨機擾動項。具體的分析步驟如下：首先，根據(jù)模型(2)來檢驗高管團(tuán)隊穩(wěn)定性與企業(yè)金融化之間的關(guān)系，如果β1顯著為負(fù)則表明高管團(tuán)隊穩(wěn)定性可以抑制企業(yè)金融化；其次，根據(jù)模型(3)來檢驗高管團(tuán)隊穩(wěn)定性與中介變量之間的關(guān)系；最后，根據(jù)模型(4)將高管團(tuán)隊穩(wěn)定性與中介變量同時納入方程中進(jìn)行回歸。如果模型(2)中的系數(shù)β1、模型(3)中的系數(shù)β1和模型(4)中的系數(shù)β2均顯著，則說明存在中介效應(yīng)。

四、實證結(jié)果分析

(一)描述性統(tǒng)計

表2是變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。由表2可知，企業(yè)金融化(Fin)的最小值為0，最大值為0.5069，均值為0.0589，說明樣本中不同企業(yè)之間持有金融資產(chǎn)的比例存在一定的差異。短期金融資產(chǎn)(Fin_s)的均值為0.0017，,最大值為0.0633，而與之相對應(yīng)的長期金融資產(chǎn)(Fin_l)的均值為0.0565，最大值為0.4917，說明樣本中的企業(yè)更傾向于配置長期性的金融資產(chǎn)。高管團(tuán)隊穩(wěn)定性(Stmt)的最小值為0，均值為0.8244，最大值為1,標(biāo)準(zhǔn)差為0.1846，說明樣本企業(yè)中高管團(tuán)隊的穩(wěn)定性程度較高，但也不乏存在著高管團(tuán)隊變更較為頻繁的企業(yè)。研發(fā)創(chuàng)新(Rd)的均值僅為0.0168，說明樣本企業(yè)的研發(fā)投資水平普遍不高。代理成本(Adm)的最小值為0.0091，均值為0.0976，最大值為0.4528,標(biāo)準(zhǔn)差為0.0746，說明不同企業(yè)之間管理效用的差異較大。戰(zhàn)略激進(jìn)度(Strategy)的最小值為6，均值為17.5052，最大值為30，標(biāo)準(zhǔn)差為4.0390，說明樣本企業(yè)戰(zhàn)略激進(jìn)程度存在一定的差異。

表2 變量描述性統(tǒng)計

(二)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表3中第(1)-(3)列報告了高管團(tuán)隊穩(wěn)定性(Stmt)對企業(yè)金融化(Fin)影響的回歸結(jié)果。列(1)是沒有加入控制變量以及年份、行業(yè)固定效應(yīng)的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)高管團(tuán)隊穩(wěn)定性與企業(yè)金融化在1%的水平上顯著負(fù)相關(guān)，表明高管團(tuán)隊穩(wěn)定性可以顯著抑制企業(yè)金融化。列(2)是加入控制變量而未加行業(yè)、年份固定效應(yīng)的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)高管團(tuán)隊穩(wěn)定性與企業(yè)金融化依然具有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。列(3)是加入控制變量和行業(yè)、年份固定效應(yīng)的回歸結(jié)果，可以看出高管團(tuán)隊穩(wěn)定性的估計系數(shù)為-0.0091，且在1%的水平上顯著，表明高管團(tuán)隊穩(wěn)定性可以降低企業(yè)金融化水平。綜上所述，高管團(tuán)隊穩(wěn)定性能夠顯著抑制企業(yè)金融化，從而驗證了本文的假設(shè)H1。

表3中列(4)(5)分別報告了高管團(tuán)隊穩(wěn)定性對不同類型企業(yè)金融資產(chǎn)影響的回歸結(jié)果。當(dāng)被解釋變量為短期金融資產(chǎn)(Fin_s)時，高管團(tuán)隊穩(wěn)定性的估計系數(shù)為-0.0002，雖不顯著，但在一定程度上也可以說明穩(wěn)定的高管團(tuán)隊能夠降低企業(yè)的短期金融資產(chǎn)配置。而當(dāng)被解釋變量為長期金融資產(chǎn)(Fin_l)時，高管團(tuán)隊穩(wěn)定性的估計系數(shù)為-0.0089，且在1%的水平上顯著，這表明穩(wěn)定的高管團(tuán)隊能夠顯著降低企業(yè)的長期金融資產(chǎn)配置。綜上所述，無論是企業(yè)的短期金融資產(chǎn)還是長期金融資產(chǎn)，穩(wěn)定的高管團(tuán)隊均沒有持有的意愿，這也進(jìn)一步驗證了本文的假設(shè)H1。

表3 高管團(tuán)隊穩(wěn)定性與企業(yè)金融化

(三)作用機制研究

表4是中介機制檢驗的結(jié)果。由表4列(1)可知，高管團(tuán)隊穩(wěn)定性與研發(fā)創(chuàng)新具有顯著的正相關(guān)關(guān)系，說明穩(wěn)定的高管團(tuán)隊會更加注重企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新。從列(2)可以發(fā)現(xiàn)，在主檢驗的基礎(chǔ)上加入研發(fā)創(chuàng)新這一中介變量后，高管團(tuán)隊穩(wěn)定性的估計系數(shù)依然顯著為負(fù)，研發(fā)投入與企業(yè)金融化的相關(guān)系數(shù)為-0.2522，且在1%的水平上顯著，說明研發(fā)創(chuàng)新可以降低企業(yè)金融化。據(jù)此可以說明，研發(fā)創(chuàng)新是高管團(tuán)隊穩(wěn)定性影響企業(yè)金融化的部分中介因子，假設(shè)H2得到驗證。

表4 中介機制檢驗

由表4列(3)可知，高管團(tuán)隊穩(wěn)定性與代理成本之間具有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，說明穩(wěn)定的高管團(tuán)隊可以降低企業(yè)的委托代理成本。從列(4)可以發(fā)現(xiàn)，在主檢驗的基礎(chǔ)上加入代理成本這一中介變量后，高管團(tuán)隊穩(wěn)定性的估計系數(shù)依然顯著為負(fù)，代理成本與企業(yè)金融化的相關(guān)系數(shù)為0.2099，且在1%的水平上顯著，說明委托代理成本的存在會加劇企業(yè)的金融化。據(jù)此可以說明，代理成本是高管團(tuán)隊穩(wěn)定性影響企業(yè)金融化的部分中介因子，假設(shè)H3得到驗證。

由表4列(5)可知，高管團(tuán)隊穩(wěn)定性與戰(zhàn)略激進(jìn)度之間具有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，說明穩(wěn)定性的高管團(tuán)隊會降低企業(yè)的戰(zhàn)略激進(jìn)度。從列(6)可以發(fā)現(xiàn)，在主檢驗的基礎(chǔ)上加入公司戰(zhàn)略激進(jìn)度這一中介變量后，高管團(tuán)隊穩(wěn)定性的估計系數(shù)依然顯著為負(fù)，戰(zhàn)略激進(jìn)度與企業(yè)金融化的相關(guān)系數(shù)為0.0004，且在5%的水平上顯著，說明戰(zhàn)略激進(jìn)度會加速企業(yè)金融化。據(jù)此可以說明，戰(zhàn)略激進(jìn)度是高管團(tuán)隊穩(wěn)定性影響企業(yè)金融化的部分中介因子，假設(shè)H4得到驗證。

五、穩(wěn)健性檢驗

(一)工具變量法

考慮到高管團(tuán)隊穩(wěn)定性與企業(yè)金融化之間可能存在著潛在的內(nèi)生性問題，因此本文選用分行業(yè)分年度的高管團(tuán)隊穩(wěn)定性均值(Averstmt)作為工具變量進(jìn)行兩階段工具變量法回歸。結(jié)果如表5所示。從表5第一階段的回歸結(jié)果可知，高管團(tuán)隊穩(wěn)定性與分行業(yè)分年度的高管團(tuán)隊穩(wěn)定性均值具有顯著的正相關(guān)關(guān)系，且F統(tǒng)計量為17.18，大于臨界值10。在第二階段回歸中，基于工具變量估計得到的高管團(tuán)隊穩(wěn)定性與企業(yè)金融化在5%的水平上顯著為負(fù)，即高管團(tuán)隊穩(wěn)定性能夠顯著抑制企業(yè)金融化，這說明在解決內(nèi)生性問題之后本文的假設(shè)H1依然成立。

表5 兩階段工具變量

(二)變量替換

前文關(guān)于企業(yè)金融化的測量使用的是金融資產(chǎn)與總資產(chǎn)之比這一相對指標(biāo)，為了更全面的刻畫企業(yè)金融化，本文使用企業(yè)是否持有金融資產(chǎn)這一虛擬變量以及金融資產(chǎn)的自然對數(shù)這一絕對指標(biāo)進(jìn)行再次檢驗，回歸結(jié)果如表6列(1)(2)所示，檢驗結(jié)果與前文結(jié)論保持一致。

(三)雙重聚類調(diào)整

考慮到異方差和序列相關(guān)的影響，本文在企業(yè)和年度兩個層面對標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行雙重聚類調(diào)整，回歸結(jié)果如表6列(3)所示，與前文結(jié)論保持一致。

表6 穩(wěn)健性檢驗

(四)Heckman兩步法

考慮到樣本選擇偏差對實證結(jié)果的影響，本文利用Heckman兩步法來解決這一問題。在第一階段模型中，按照高管團(tuán)隊穩(wěn)定性的中位數(shù)構(gòu)造虛擬變量，即高于中位數(shù)時取1，否則取0，然后選取資產(chǎn)負(fù)債率、企業(yè)規(guī)模、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、現(xiàn)金流水平、銷售收入增長率、高管持股比例、托賓Q值和第一大股東持股比例作為解釋變量，用Probit模型進(jìn)行估計，隨后根據(jù)回歸結(jié)果構(gòu)造選擇校正項逆米爾斯比率(Imr)，并將其作為控制變量帶入第二階段進(jìn)行回歸。第二階段回歸結(jié)果如表6列(4)所示，與前文研究結(jié)論保持一致,這說明在解決了樣本選擇偏差問題后本文結(jié)論依然可靠。

(五)子樣本回歸

考慮到制造業(yè)是實體經(jīng)濟的主體，是立國之本，強國之基。因此，本文嘗試?yán)弥圃鞓I(yè)企業(yè)子樣本重新檢驗高管團(tuán)隊穩(wěn)定性與企業(yè)金融化之間的關(guān)系?；貧w結(jié)果如表6列(5)所示，與前文研究結(jié)論保持一致。

六、進(jìn)一步分析

目前研究對高管團(tuán)隊穩(wěn)定性與企業(yè)金融化之間的關(guān)系缺乏關(guān)注，更缺乏對可能影響二者之間關(guān)系的企業(yè)異質(zhì)性特征的探討。企業(yè)的異質(zhì)性特征有很多，包括企業(yè)規(guī)模、企業(yè)文化、組織結(jié)構(gòu)、高管激勵機制、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和地理位置等，本研究嘗試從產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、高管持股比例和企業(yè)所在城市區(qū)位這三個方面探討其在高管團(tuán)隊穩(wěn)定性與企業(yè)金融化關(guān)系中的作用。具體的分析如下：

(一)基于企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)的考察

產(chǎn)權(quán)性質(zhì)不同的企業(yè)在高管人員選拔機制以及績效考核體系方面存在著很大的差異，譬如國有企業(yè)在高管聘任上會受到行政干預(yù)、在高管晉升上也不以經(jīng)營業(yè)績作為唯一的考核標(biāo)準(zhǔn)，加之國有企業(yè)的高管薪酬受到政府“限薪令”的約束，難以對國有企業(yè)高管人員形成有效的激勵，這勢必會弱化高管晉升與企業(yè)長遠(yuǎn)利益之間的關(guān)系。同時，由于國有企業(yè)特殊的管理體制，使得國有企業(yè)存在著較為嚴(yán)重的代理問題和利益沖突，以致會加劇國有企業(yè)高管出于自身政治使命和私人利益的考慮而進(jìn)行短期金融套利的行為。因此本文預(yù)期，相對于國有企業(yè)，高管團(tuán)隊穩(wěn)定性對企業(yè)金融化的影響在非國有企業(yè)中表現(xiàn)得更加明顯。為此，本文按照企業(yè)所有制屬性的不同，將其劃分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)兩類，若為國有控股賦值為1，否則賦值為0?；貧w結(jié)果如表7列(1)(2)所示，在國有企業(yè)中高管團(tuán)隊穩(wěn)定性與企業(yè)金融化呈負(fù)相關(guān)關(guān)系但不顯著，而在非國有企業(yè)中高管團(tuán)隊穩(wěn)定性與企業(yè)金融化在5%水平上顯著負(fù)相關(guān)，說明高管穩(wěn)定性對企業(yè)金融化的抑制作用在非國有企業(yè)中表現(xiàn)更加明顯，這與本文的預(yù)期吻合。

(二)基于企業(yè)高管持股比例的考察

賦予高管一定的持股權(quán)是解決代理沖突的最直接的方法，因為股權(quán)激勵具有利益趨同效應(yīng)，即促使高管將自己的利益與企業(yè)的長遠(yuǎn)發(fā)展利益緊密地結(jié)合在一起。也就是說，賦予高管持股權(quán)不僅可以達(dá)到留任高管以增強高管團(tuán)隊的穩(wěn)定性的作用，還能夠有效遏制高管團(tuán)隊的短視行為，使高管團(tuán)隊的決策行為更偏向于長期性的實體投資和研發(fā)創(chuàng)新項目，進(jìn)而會減少高管的短期金融套利行為。因此本文預(yù)期，相對于高管持股比例較低的企業(yè)，高管團(tuán)隊穩(wěn)定性對企業(yè)金融化的影響在高管持股比例較高的企業(yè)中表現(xiàn)更加明顯。為此，本文按照高管持股比例的中位數(shù)將其分為高持股組和低持股組兩組，即大于中位數(shù)時取1，否則取0?；貧w結(jié)果如表7列(3)(4)所示，高管團(tuán)隊穩(wěn)定性與企業(yè)金融化的負(fù)相關(guān)關(guān)系在高管持股比例較高的一組顯著，而在高管持股比例較低的一組不顯著，這說明當(dāng)高管的持股比例較大時，高管團(tuán)隊穩(wěn)定性對企業(yè)金融化的抑制作用更加明顯，這與本文的預(yù)期吻合。

(三)基于企業(yè)所在區(qū)位的考察

地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的不同為人才的流動提供了外部動力。根據(jù)馬太效應(yīng)，人才越是匱乏的地方，人才流失問題越嚴(yán)重，而人才越是豐富的地方，越是能留住人才。一般來說，東部地區(qū)在基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、經(jīng)濟發(fā)展機遇和福利待遇等方面占據(jù)著較大的優(yōu)勢，這就使得東部地區(qū)任職的高管人員對晉升的前景抱有很大的期望，再加之東部地區(qū)在薪酬水平和股權(quán)激勵方面要遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于中西部地區(qū)，這都在一定程度上會降低高管離職的傾向，進(jìn)而增強了高管團(tuán)隊的穩(wěn)定性，從而會有助于降低企業(yè)的金融化水平。因此本文預(yù)期，相對于中西部地區(qū)，高管團(tuán)隊穩(wěn)定性對企業(yè)金融化的影響在東部地區(qū)表現(xiàn)更加明顯。為此，本文根據(jù)企業(yè)所在位置的不同，將其劃分為東部、中部和西部三組?；貧w結(jié)果如表7列(5)-(7)所示，在東部地區(qū)高管團(tuán)隊穩(wěn)定性對企業(yè)金融化的影響在5%的水平上顯著，而在中部、西部地區(qū)則不顯著，這與本文的預(yù)期吻合。

表7 截面分析

七、研究結(jié)論與啟示

(一)研究結(jié)論

本文以2010-2019年中國A股上市公司為研究樣本，實證考察了高管團(tuán)隊穩(wěn)定性對企業(yè)金融化的影響以及相應(yīng)的影響機制，并探討了企業(yè)異質(zhì)性特征在高管團(tuán)隊穩(wěn)定性與企業(yè)金融化關(guān)系中的作用。研究發(fā)現(xiàn)：(1)高管團(tuán)隊穩(wěn)定性可以抑制企業(yè)金融化；(2)無論是企業(yè)的短期金融資產(chǎn)還是長期金融資產(chǎn)，穩(wěn)定的高管團(tuán)隊均沒有持有的意愿；(3)作用機制分析表明，高管團(tuán)隊穩(wěn)定性可以通過促進(jìn)企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新、降低企業(yè)代理成本和降低公司戰(zhàn)略激進(jìn)度這三條路徑來抑制企業(yè)金融化；(4)進(jìn)一步分析表明，高管團(tuán)隊穩(wěn)定性對企業(yè)金融化的抑制作用在非國有企業(yè)、高持股比例和東部地區(qū)較為顯著。

(二)研究啟示

根據(jù)研究得出以下啟示：第一，為了抑制企業(yè)金融化，企業(yè)應(yīng)當(dāng)保持高管團(tuán)體的穩(wěn)定性。在我國實體企業(yè)出現(xiàn)“脫實向虛”的背景下，如何才能抑制非金融企業(yè)的金融化趨勢、進(jìn)而重返實體經(jīng)濟就顯得尤為迫切。本文從高管團(tuán)隊穩(wěn)定性的視角探討其對企業(yè)金融化的影響，這對企業(yè)的人力資源管理實踐具有一定的指導(dǎo)意義，即企業(yè)要充分意識到高管團(tuán)隊穩(wěn)定性的重要性，樹立“和而不同，美美與共”的理念，將高管個人利益與企業(yè)長遠(yuǎn)發(fā)展利益緊密結(jié)合起來，構(gòu)建責(zé)任共擔(dān)、利益共享、休戚與共的命運共同體，發(fā)揮好高管團(tuán)隊穩(wěn)定性對企業(yè)金融化的抑制作用。第二，高管團(tuán)隊穩(wěn)定性對企業(yè)金融化的抑制作用因企業(yè)的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、高管持股比例和所在區(qū)位不同而表現(xiàn)出差異化的影響?；诖?，為了發(fā)揮高管團(tuán)隊穩(wěn)定性對國有企業(yè)金融化的抑制作用，應(yīng)加快國有企業(yè)改革的步伐，在提高高管團(tuán)隊的穩(wěn)定性的同時，使國有企業(yè)高管的自身利益與國有企業(yè)的長遠(yuǎn)發(fā)展結(jié)合起來，以充分調(diào)動國企高管人員為企業(yè)長期利益工作的積極性。同時，企業(yè)要建立有效的股權(quán)激勵機制，讓高管人員收益與企業(yè)股價掛鉤，而非用金融套利行為來滿足其個人發(fā)展的需要。對于中西部地區(qū)，企業(yè)要給予高管人員更好的薪酬待遇，以吸引并留住人才、保持高管團(tuán)隊的穩(wěn)定性。