劉錦英 徐海偉

(1.河南大學管理科學與工程研究所，河南 開封 475004；2.河南大學商學院，河南 開封 475004)

一、引言

企業(yè)金融化是我國當前非金融企業(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20000多只，規(guī)模合計高達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)濟之間的結構性失衡，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者的關注?，F(xiàn)有關于企業(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]、高管團隊特征(干勝道等，2018)[6]等，其中高管團隊特征備受關注。高管團隊特征包括團隊穩(wěn)定性、任期、年齡和專業(yè)背景等。然而，已有文獻分別是從高管貧困經(jīng)歷(牛煜皓、盧闖，2020)[7]、高管學術背景(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，鮮有文獻涉及高管團隊穩(wěn)定性的研究。

高管團隊穩(wěn)定性反映了一段時期內(nèi)高管團隊人員的變更情況，是利益各方多次博弈達到均衡的體現(xiàn)，也是團隊凝聚力的重要表現(xiàn)形式。面對日益復雜的國內(nèi)外競爭，大多數(shù)企業(yè)僅憑個體領導者不足以應對面臨的各種挑戰(zhàn)，繼而可能無法實現(xiàn)企業(yè)的長遠發(fā)展(Simons等，1999)[12]。在此背景下，構建和諧穩(wěn)定的高管團隊的重要性就愈加凸顯。高管團隊是承擔企業(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)生至關重要的影響。目前已有文獻研究了高管團隊穩(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]等之間的關系，但還缺少從高管團隊穩(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，實證考察高管團隊穩(wěn)定性對企業(yè)金融化的影響以及相應的影響機制，并探討企業(yè)異質(zhì)性特征在高管團隊穩(wěn)定性與企業(yè)金融化關系中的作用。本文的主要貢獻體現(xiàn)在以下幾個方面：第一，以高管團隊穩(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，豐富了高管團隊穩(wěn)定性的經(jīng)濟后果的相關研究。如前所述，目前還缺少文獻關注高管團隊穩(wěn)定性對企業(yè)金融化的影響。本文則深入分析高管團隊穩(wěn)定性對企業(yè)金融化的影響以及高管團隊穩(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，從而豐富了高管團隊穩(wěn)定性之經(jīng)濟后果的相關研究。第三，從企業(yè)異質(zhì)性特征的視角，開拓了高管團隊穩(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隊穩(wěn)定性與企業(yè)金融化二者之間關系的作用條件的研究。本文從企業(yè)異質(zhì)性特征出發(fā)，構建了包含產(chǎn)權性質(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，本文在分析高管團隊穩(wěn)定性對企業(yè)金融化影響的基礎上，進一步探討高管團隊穩(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)略激進度的中介作用，為揭開高管團隊穩(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

(一)高管團隊穩(wěn)定性與企業(yè)金融化

高階梯隊理論指出，高管團隊特征影響企業(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域正是企業(yè)投資決策行為的一種體現(xiàn)。高管團隊作為決定企業(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)定的高管團隊成員之間具有高度的信任感和默契感，高管團隊成員會更加關注企業(yè)的長遠發(fā)展以及自身的長遠利益，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)的長遠發(fā)展。反之，如果高管團隊頻繁更換成員，新晉高管團隊成員急于表現(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H1。

H1:高管團隊穩(wěn)定性能顯著抑制企業(yè)金融化。

(二)高管團隊穩(wěn)定性影響企業(yè)金融化的作用機制

高管團隊穩(wěn)定性的重要表現(xiàn)在于團隊成員之間具有高度的凝聚力，團隊成員自身的利益也與企業(yè)的長遠發(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行權衡的。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，當高管團隊在滯后期內(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，進而也會更加傾向于進行研發(fā)創(chuàng)新。如果高管團隊不穩(wěn)定，很多團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”(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)的研究表明高管團隊穩(wěn)定性與企業(yè)創(chuàng)新績效具有顯著的正相關關系[13]，這也進一步說明高管團隊保持相對的穩(wěn)定性將會提高高管團隊的決策質(zhì)量，減少企業(yè)的投資短視行為，使其更加關注企業(yè)未來主業(yè)的發(fā)展，進而有助于增加企業(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H2。

H2：高管團隊穩(wěn)定性通過促進企業(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)定的高管團隊是團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。博弈均衡理論認為，高管團隊成員能夠保持一定的穩(wěn)定性是利益各方重復博弈的結果，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，進而能夠緩解因信息不對稱而導致的道德風險問題。結合金融投資行為來說，穩(wěn)定的高管團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，當一個企業(yè)的高管團隊變更較為頻繁時就極易引發(fā)較為嚴重的委托代理問題，因為經(jīng)常發(fā)生變更的高管團隊以自身的短期利益為主導，其利用企業(yè)金融資產(chǎn)進行短期投機套利的動機更強，進而會加劇實體企業(yè)的“空心化”。據(jù)此，提出假設H3。

H3：高管團隊穩(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，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)生涯理論認為，任期較長的管理者的經(jīng)營決策會更加的穩(wěn)健、謹慎，選擇激進、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)定的高管團隊能夠降低企業(yè)的戰(zhàn)略激進度。再者，穩(wěn)定的高管團隊是經(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)，那么團隊中各成員從企業(yè)長遠的發(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)略激進度，關注主營業(yè)務的經(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H4。

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

三、研究設計

(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%分位進行Winsorize處理，并利用Stata16.0軟件進行統(tǒng)計分析。

(二)變量設計

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：高管團隊穩(wěn)定性(Stmt)

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

(1)

模型(1)中，Stmt代表高管團隊穩(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年高管總人數(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。

4.控制變量

根據(jù)現(xiàn)有的文獻，本文選取企業(yè)規(guī)模(Size)、公司資本結構(Lev)、主營業(yè)務增長率(Growth)、現(xiàn)金持有水平(Cash)、兩職合一(Dual)、獨立董事比例(Indep)、機構投資者持股比例(Ins)、兩權分離率(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)固定效應及年份固定效應。各變量具體說明如表1所示。

表1 變量定義

(三)模型設計

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

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)來檢驗高管團隊穩(wěn)定性與企業(yè)金融化之間的關系，如果β1顯著為負則表明高管團隊穩(wěn)定性可以抑制企業(yè)金融化；其次，根據(jù)模型(3)來檢驗高管團隊穩(wěn)定性與中介變量之間的關系；最后，根據(jù)模型(4)將高管團隊穩(wěn)定性與中介變量同時納入方程中進行回歸。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。

四、實證結果分析

(一)描述性統(tǒng)計

表2是變量的描述性統(tǒng)計結果。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)。高管團隊穩(wěn)定性(Stmt)的最小值為0，均值為0.8244，最大值為1,標準差為0.1846，說明樣本企業(yè)中高管團隊的穩(wěn)定性程度較高，但也不乏存在著高管團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,標準差為0.0746，說明不同企業(yè)之間管理效用的差異較大。戰(zhàn)略激進度(Strategy)的最小值為6，均值為17.5052，最大值為30，標準差為4.0390，說明樣本企業(yè)戰(zhàn)略激進程度存在一定的差異。

表2 變量描述性統(tǒng)計

(二)基準回歸結果

表3中第(1)-(3)列報告了高管團隊穩(wěn)定性(Stmt)對企業(yè)金融化(Fin)影響的回歸結果。列(1)是沒有加入控制變量以及年份、行業(yè)固定效應的回歸結果，可以發(fā)現(xiàn)高管團隊穩(wěn)定性與企業(yè)金融化在1%的水平上顯著負相關，表明高管團隊穩(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)、年份固定效應的回歸結果，可以發(fā)現(xiàn)高管團隊穩(wěn)定性與企業(yè)金融化依然具有顯著的負相關關系。列(3)是加入控制變量和行業(yè)、年份固定效應的回歸結果，可以看出高管團隊穩(wěn)定性的估計系數(shù)為-0.0091，且在1%的水平上顯著，表明高管團隊穩(wěn)定性可以降低企業(yè)金融化水平。綜上所述，高管團隊穩(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H1。

表3中列(4)(5)分別報告了高管團隊穩(wěn)定性對不同類型企業(yè)金融資產(chǎn)影響的回歸結果。當被解釋變量為短期金融資產(chǎn)(Fin_s)時，高管團隊穩(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)定的高管團隊能夠降低企業(yè)的短期金融資產(chǎn)配置。而當被解釋變量為長期金融資產(chǎn)(Fin_l)時，高管團隊穩(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)定的高管團隊均沒有持有的意愿，這也進一步驗證了本文的假設H1。

表3 高管團隊穩(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果。由表4列(1)可知，高管團隊穩(wěn)定性與研發(fā)創(chuàng)新具有顯著的正相關關系，說明穩(wěn)定的高管團隊會更加注重企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新。從列(2)可以發(fā)現(xiàn)，在主檢驗的基礎上加入研發(fā)創(chuàng)新這一中介變量后，高管團隊穩(wěn)定性的估計系數(shù)依然顯著為負，研發(fā)投入與企業(yè)金融化的相關系數(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)新是高管團隊穩(wěn)定性影響企業(yè)金融化的部分中介因子，假設H2得到驗證。

表4 中介機制檢驗

由表4列(3)可知，高管團隊穩(wěn)定性與代理成本之間具有顯著的負相關關系，說明穩(wěn)定的高管團隊可以降低企業(yè)的委托代理成本。從列(4)可以發(fā)現(xiàn)，在主檢驗的基礎上加入代理成本這一中介變量后，高管團隊穩(wěn)定性的估計系數(shù)依然顯著為負，代理成本與企業(yè)金融化的相關系數(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，代理成本是高管團隊穩(wěn)定性影響企業(yè)金融化的部分中介因子，假設H3得到驗證。

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

五、穩(wěn)健性檢驗

(一)工具變量法

考慮到高管團隊穩(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)分年度的高管團隊穩(wěn)定性均值(Averstmt)作為工具變量進行兩階段工具變量法回歸。結果如表5所示。從表5第一階段的回歸結果可知，高管團隊穩(wěn)定性與分行業(yè)分年度的高管團隊穩(wěn)定性均值具有顯著的正相關關系，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隊穩(wěn)定性與企業(yè)金融化在5%的水平上顯著為負，即高管團隊穩(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H1依然成立。

表5 兩階段工具變量

(二)變量替換

前文關于企業(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，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)這一絕對指標進行再次檢驗，回歸結果如表6列(1)(2)所示，檢驗結果與前文結論保持一致。

(三)雙重聚類調(diào)整

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

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，按照高管團隊穩(wěn)定性的中位數(shù)構造虛擬變量，即高于中位數(shù)時取1，否則取0，然后選取資產(chǎn)負債率、企業(yè)規(guī)模、產(chǎn)權性質(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模型進行估計，隨后根據(jù)回歸結果構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行回歸。第二階段回歸結果如表6列(4)所示，與前文研究結論保持一致,這說明在解決了樣本選擇偏差問題后本文結論依然可靠。

(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，本文嘗試利用制造業(yè)企業(yè)子樣本重新檢驗高管團隊穩(wěn)定性與企業(yè)金融化之間的關系?；貧w結果如表6列(5)所示，與前文研究結論保持一致。

六、進一步分析

目前研究對高管團隊穩(wěn)定性與企業(yè)金融化之間的關系缺乏關注，更缺乏對可能影響二者之間關系的企業(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、組織結構、高管激勵機制、產(chǎn)權性質(zhì)和地理位置等，本研究嘗試從產(chǎn)權性質(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隊穩(wěn)定性與企業(yè)金融化關系中的作用。具體的分析如下：

(一)基于企業(yè)所有權性質(zhì)的考察

產(chǎn)權性質(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、在高管晉升上也不以經(jīng)營業(yè)績作為唯一的考核標準，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)長遠利益之間的關系。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行短期金融套利的行為。因此本文預期，相對于國有企業(yè)，高管團隊穩(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結果如表7列(1)(2)所示，在國有企業(yè)中高管團隊穩(wěn)定性與企業(yè)金融化呈負相關關系但不顯著，而在非國有企業(yè)中高管團隊穩(wěn)定性與企業(yè)金融化在5%水平上顯著負相關，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是解決代理沖突的最直接的方法，因為股權激勵具有利益趨同效應，即促使高管將自己的利益與企業(yè)的長遠發(fā)展利益緊密地結合在一起。也就是說，賦予高管持股權不僅可以達到留任高管以增強高管團隊的穩(wěn)定性的作用，還能夠有效遏制高管團隊的短視行為，使高管團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，進而會減少高管的短期金融套利行為。因此本文預期，相對于高管持股比例較低的企業(yè)，高管團隊穩(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結果如表7列(3)(4)所示，高管團隊穩(wěn)定性與企業(yè)金融化的負相關關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，這說明當高管的持股比例較大時，高管團隊穩(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，人才越是匱乏的地方，人才流失問題越嚴重，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)在基礎設施建設、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)在薪酬水平和股權激勵方面要遠遠高于中西部地區(qū)，這都在一定程度上會降低高管離職的傾向，進而增強了高管團隊的穩(wěn)定性，從而會有助于降低企業(yè)的金融化水平。因此本文預期，相對于中西部地區(qū)，高管團隊穩(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結果如表7列(5)-(7)所示，在東部地區(qū)高管團隊穩(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，這與本文的預期吻合。

表7 截面分析

七、研究結論與啟示

(一)研究結論

本文以2010-2019年中國A股上市公司為研究樣本，實證考察了高管團隊穩(wěn)定性對企業(yè)金融化的影響以及相應的影響機制，并探討了企業(yè)異質(zhì)性特征在高管團隊穩(wěn)定性與企業(yè)金融化關系中的作用。研究發(fā)現(xiàn)：(1)高管團隊穩(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)定的高管團隊均沒有持有的意愿；(3)作用機制分析表明，高管團隊穩(wěn)定性可以通過促進企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新、降低企業(yè)代理成本和降低公司戰(zhàn)略激進度這三條路徑來抑制企業(yè)金融化；(4)進一步分析表明，高管團隊穩(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)應當保持高管團體的穩(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、進而重返實體經(jīng)濟就顯得尤為迫切。本文從高管團隊穩(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意義，即企業(yè)要充分意識到高管團隊穩(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)長遠發(fā)展利益緊密結合起來，構建責任共擔、利益共享、休戚與共的命運共同體，發(fā)揮好高管團隊穩(wěn)定性對企業(yè)金融化的抑制作用。第二，高管團隊穩(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。基于此，為了發(fā)揮高管團隊穩(wěn)定性對國有企業(yè)金融化的抑制作用，應加快國有企業(yè)改革的步伐，在提高高管團隊的穩(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)的長遠發(fā)展結合起來，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、保持高管團隊的穩(wěn)定性。