張多蕾 趙深圳

摘 要：伴隨著國內外經濟下行的壓力，部分實體企業(yè)偏離主業(yè)進行金融資產配置，流向實體經濟部門的資金不斷減少，在一定程度上擠占了企業(yè)在主營業(yè)務上的投資，可能會導致企業(yè)金融化。同時，我國非金融上市公司金融資產的比重不斷上升，企業(yè)金融化對實體經濟發(fā)展產生了重要的影響。本文將理性假設下的管理者代理行為和非理性假設下的管理者過度自信納入同一分析框架，以2008—2020年滬深兩市A股上市公司為研究對象探討管理者的兩類行為對企業(yè)金融化的影響。同時，考察內部控制和分析師關注的內外部監(jiān)督對管理者代理行為、管理者過度自信與企業(yè)金融化之間關系的調節(jié)效應，以期深化對企業(yè)金融化動因的認知，為實體企業(yè)作出合理的投資決策提供一定的參考和借鑒。

關鍵詞：管理者行為;內外部監(jiān)督;企業(yè)金融化;實體經濟

中圖分類號：F275.5? 文獻標識碼：A

文章編號：1000-176X（2022）04-0121-08

一、引 言

伴隨著國內外經濟下行壓力，實體投資的收益率大幅下降，而金融和房地產行業(yè)的利潤率卻依然高企。在此背景下，部分實體企業(yè)投資主業(yè)的意愿下降，紛紛涉足金融和房地產行業(yè)，試圖通過跨行套利來尋求新的利潤增長點。實體企業(yè)偏離主業(yè)進行金融資產配置，使得大量資金涌入虛擬經濟部門，在金融體系內部空轉，而流向實體經濟部門的資金不斷減少，一定程度上擠占了企業(yè)在主營業(yè)務上的投資，最終導致企業(yè)金融化。在我國非金融上市公司金融資產比重一直不斷上升的趨勢下，企業(yè)金融化對實體經濟的發(fā)展產生了重要的影響[1]。一種觀點認為，實體企業(yè)金融化發(fā)揮“蓄水池效應”，提高了資產的流動性，對企業(yè)主業(yè)的發(fā)展起到了促進作用;另一種觀點認為，實體企業(yè)金融化發(fā)揮“擠出效應”，擠占了主營業(yè)務資金，對企業(yè)主業(yè)的發(fā)展起到了抑制作用[2]。不可否認的是，企業(yè)金融化勢必會加劇金融風險，進而可能會引發(fā)嚴重的經濟危機 [3]。為了推進經濟健康發(fā)展，2017年國務院第五次全國金融工作會議指出，“要加大金融支持實體力度，引領資金‘脫虛向實’”;黨的十九大報告要求，“深化金融體制改革，增強金融服務實體經濟能力”“健全金融監(jiān)管體系，守住不發(fā)生系統(tǒng)性金融風險的底線”;十三屆全國人大五次會議也提出，“堅持實施穩(wěn)健的貨幣政策，引導金融支持實體企業(yè)”。可以看出，中央已經關注到實體經濟發(fā)展過程中存在的金融化問題及其可能導致的風險，這就使得實體企業(yè)金融化成為當前理論界和實務界需要重點關注的問題之一。

現(xiàn)有文獻對企業(yè)金融化的影響因素展開了一定的研究，其中管理者特質備受學者們的關注。企業(yè)配置金融資產屬于投資決策，投資決策須經股東大會討論一致后通過，但在現(xiàn)代企業(yè)中，由于所有權和經營權兩權分離，使得所有者對管理者的約束往往是有限的[4]，管理者擁有對企業(yè)資源的支配權，這就導致管理者的個人行為會對企業(yè)的金融化投資決策產生重大影響，因此，研究管理者行為有助于更好地了解企業(yè)金融化的影響因素。

內部控制作為公司重要的內部治理機制，對公司治理的有效性和公司的財務決策行為產生重要影響。毫無疑問，在公司金融化投資決策中，公司內部控制亦發(fā)揮著至關重要的作用。分析師在資本市場上扮演著信息中介和外部監(jiān)督的雙重角色，分析師關注使管理者行為受到更多的監(jiān)督，是一項有效的公司外部治理措施。那么，內部控制和分析師關注能否抑制管理者行為對企業(yè)金融化帶來的影響？

為回答上述問題，本文將管理者行為區(qū)分為理性人假設下的管理者代理行為和非理性人假設下的管理者過度自信，將兩者納入統(tǒng)一的分析框架，探討其對企業(yè)金融化帶來的影響。同時，本文也考察了內部控制和分析師關注對管理者行為與企業(yè)金融化影響的調節(jié)效應。本文一方面有助于拓展管理者行為的經濟后果研究和企業(yè)金融化影響因素研究，另一方面對內部控制和分析師關注的治理效應有更加充分的認識，為相關機構的決策提供一定的參考和借鑒。

二、理論分析與假設研究

（一）管理者行為與企業(yè)金融化

管理者作為公司組織架構中的重要組成部分，其行為與公司的各種財務決策息息相關，包括企業(yè)金融化決策。對于管理者行為，現(xiàn)有文獻主要從兩個維度展開：一是基于委托代理理論和理性人假設背景下的管理者代理行為[5-6];二是基于行為財務理論和非理性人假設背景下的管理者過度自信[7]。

在現(xiàn)代企業(yè)中，公司所有權和控制權分離，公司所有者因時間和能力等限制，委托具備足夠精力和專業(yè)能力的經理人代替其進行公司資產的管理，由此形成委托代理關系。委托代理雙方關系人致力于追求自身效用的最大化，公司所有者的目標是追求企業(yè)價值最大化，公司管理者的目標則是追求自身效益的最大化，委托人和代理人之間產生利益沖突。在信息不對稱和契約不完備的情況下，代理人的努力程度或自利行為均難以被委托人直接識別出來，為了實現(xiàn)自身效益的最大化，代理人有動機也有機會作出損害委托人利益的一些行為，導致代理問題的產生。Jensen[8]提出了自由現(xiàn)金流假說，認為當管理層可自由支配的現(xiàn)金流充裕時，管理層傾向于過度投資來實現(xiàn)自身利益的最大化，這種行為犧牲了股東利益，降低了企業(yè)價值。Stulz[9]提出了商業(yè)帝國假說，該假說認為管理者會通過擴張企業(yè)規(guī)模來構建自己的商業(yè)帝國，這一動機將導致企業(yè)的過度投資。一方面，企業(yè)規(guī)模擴張后，管理者有更多的升遷機會，能夠掌握更多的資源，得到更高的社會地位;另一方面，企業(yè)規(guī)模的擴大會帶來管理者薪酬的提高，即使薪酬受到約束，管理者也可以通過更多的在職消費來彌補[10]，而較多的投資活動為其獲取在職消費提供了便利。Morck等[11]提出了管理者防御假說，該假說的主要觀點是由于外部環(huán)境的不確定性，管理者的決策行為會受到來自于產品市場競爭和控制權市場等帶來的壓力和威脅，管理者為了降低被他人替代的風險，增加與股東談判的籌碼，會偏好將資源投資到與其自身專長相關的項目中，而不是股東收益最大的項目。從理論分析得出，管理者的代理行為對企業(yè)金融化有正向影響。

過度自信在管理者這一群體中表現(xiàn)得更為突出。管理者過度自信會對企業(yè)金融化水平帶來影響，主要有三方面的原因：第一，過度自信的管理者會高估投資項目的收益，低估投資項目的風險。過度自信的管理者往往認為自己能夠很好地把控風險，更偏好于創(chuàng)新項目上的風險投資[12]。金融化投資的收益波動大且不具有持續(xù)性，屬于高風險、高收益的投資[13]。過度自信的管理者更加樂觀，偏好于激進的投資策略，更多地關注金融化投資未來可能的高收益，而低估其潛在的風險。第二，過度自信的管理者更易采取多元化戰(zhàn)略[14]。面對實體經濟持續(xù)低迷，金融行業(yè)利潤高漲，過度自信的管理者可能會脫離原來的主營業(yè)務，傾向于持有更多的金融資產，以期大量依靠金融渠道獲利。過度自信的管理者會高估自身的能力，即使之前從未涉足過金融行業(yè)，仍會認為自己同樣能取得成功，對多元化投資的估計偏離實際水平。第三，過度自信的管理者會高估企業(yè)價值，認為公司股價被市場低估[15]。一方面，為了公司股價在資本市場上有更好的表現(xiàn);另一方面，為了滿足自身業(yè)績考核的要求，出于公司利益和個人利益的雙重考慮，當公司主業(yè)的利潤空間被壓縮后，過度自信的管理者會加大金融資產的配置，以期在金融市場上短期獲利來提升公司整體的經營業(yè)績。因而，理論分析說明管理者過度自信對企業(yè)金融化有正向影響。由此，筆者提出以下假設：

H1a：其他條件不變，管理者代理行為對企業(yè)金融化有顯著正向影響。

H1b：其他條件不變，管理者過度自信對企業(yè)金融化有顯著正向影響。

（二）管理者行為、內部控制與企業(yè)金融化

內部控制作為公司重要的內部治理機制，對公司治理的有效性和公司的財務決策行為產生重要影響。毫無疑問，在公司金融化投資決策中，公司內部控制亦發(fā)揮著至關重要的作用。已有研究圍繞內部控制對公司治理效果、公司財務行為、公司風險、公司績效、外部審計等的影響進行了比較深入的研究。研究發(fā)現(xiàn)，高質量的內部控制有助于提升公司的會計信息質量，減少公司的盈余管理行為，顯著緩解公司面臨的融資約束問題，降低公司的權益資本成本和債務資本成本;高質量的內部控制通過降低內部代理成本、財務風險和市場風險，給市場傳遞出良好的信號，進而創(chuàng)造更高的市場績效;高質量的內部控制與外部審計的審計費用呈顯著負相關關系，表明內部控制作為公司內部治理機制與獨立的外部審計之間存在一定的替代作用;高質量的內部控制能夠同時降低第一類代理成本和第二類代理成本，緩解公司的代理問題;邢維全和宋常[16]從管理者非理性的行為切入，發(fā)現(xiàn)管理者過度自信與會計穩(wěn)健性呈負相關關系，而內部控制水平的提升能夠有效抑制這種負向關系。因此，強有力的內部監(jiān)督能夠有效地抑制理性管理者的代理行為和非理性管理者的過度自信對企業(yè)金融化水平的促進作用。由此，筆者提出以下假設：

H2a：其他條件不變，內部控制可以抑制管理者代理行為對企業(yè)金融化的正向影響。

H2b：其他條件不變，內部控制可以抑制管理者過度自信對企業(yè)金融化的正向影響。

（三）管理者行為、分析師關注與企業(yè)金融化

作為資本市場上的信息中介，分析師發(fā)揮著外部治理作用。Jenson和Meckling[6]研究發(fā)現(xiàn)分析師在監(jiān)督公司失范行為上有著更為專業(yè)的作為，這為研究分析師的外部治理作用提供了理論支撐。Moyer等[17]首次采用實證研究的方法，證實了分析師的治理角色假說。分析師在會計丑聞的揭露過程中具備信息發(fā)現(xiàn)功能，對公司進行持續(xù)的關注能夠抑制高管的財務舞弊行為[18]。分析師可以利用自身專業(yè)能力揭示更多的公司內幕信息，從而提高信息披露的整體質量，減少信息不對稱[19]。Derrien等[20]研究發(fā)現(xiàn)，對公司進行跟蹤的分析師越少，公司的債務成本越高，表明分析師具有緩解融資約束與監(jiān)督公司行為的作用。李春玲和邵將[21]從管理者行為的角度出發(fā)，研究發(fā)現(xiàn)分析師關注會提高管理層實施機會主義行為的成本，從而抑制其盈余管理的動機。苑澤明等[22]從管理層非理性行為視角出發(fā)，研究發(fā)現(xiàn)管理者過度自信能夠引起公司的非效率投資，而分析師跟蹤負向調節(jié)兩者關系，發(fā)揮了有效的外部監(jiān)管作用。因此，管理者的代理問題和過度自信會受到分析師的監(jiān)督和制約，分析師關注能夠有效抑制管理者代理行為和過度自信引發(fā)的金融化投資。由此，筆者提出以下假設：

H3a：其他條件不變，分析師關注可以抑制管理者代理行為對企業(yè)金融化的正向影響。

H3b：其他條件不變，分析師關注可以抑制管理者過度自信對企業(yè)金融化的正向影響。

三、研究設計

（一）樣本選擇和數(shù)據來源

本文以2008—2020年滬深兩市A股上市公司作為研究對象，數(shù)據主要來自CSMAR數(shù)據庫。本文對初始數(shù)據進行如下處理：剔除金融、保險類公司;剔除關鍵數(shù)據缺失的樣本;剔除ST類公司;為了降低極端值可能造成的影響，對樣本中所有連續(xù)型變量采取1%水平下和99%水平上的縮尾處理。

（二）變量定義和模型設定

1.變量定義

被解釋變量。

借鑒杜勇等[1]的研究方法，本文使用金融資產與總資產的比值衡量企業(yè)金融化水平（Fin）。即企業(yè)金融化水平=（交易性金融資產+衍生金融資產+發(fā)放貸款及墊款凈額+可供出售金融資產凈額+持有至到期投資凈額+投資性房地產凈額）/總資產。即企業(yè)金融化水平=（交易性金融資產+衍生金融資產+發(fā)放貸款及墊款凈額+可供出售金融資產凈額+持有至到期投資凈額+投資性房地產凈額）/總資產。金融資產與總資產的比值越高，表明企業(yè)金融化水平越高。

解釋變量。借鑒侯巧銘等[23]的做法，本文采用管理費用率度量管理者代理行為（Agen）。參考李婉麗等[24]的高管相對薪酬法，本文使用前三名高管薪酬之和與所有高管薪酬之和的比值與其中位數(shù)大小做比較來衡量管理者過度自信（Over），若比值高于中位數(shù)，則定義為管理者過度自信。

調節(jié)變量。借鑒黃政和吳國萍[25]的研究，本文采用迪博公司內部控制指數(shù)衡量公司的內部控制質量（Ic）?？紤]到該指數(shù)的取值范圍，將內部控制指數(shù)除以1 000并加1取自然對數(shù)來進行衡量。該數(shù)值越大，表明樣本公司的內部控制質量越高，反之則越低。借鑒李春濤等[26]的做法，本文采用分析師跟蹤數(shù)量作為分析師關注（Anal）的替代變量，即一段時間內跟蹤某家上市公司的機構數(shù)量。具體地，采用1年內對該公司進行跟蹤的分析師（或團隊）數(shù)量加1取自然對數(shù)來進行衡量。

控制變量。

參考現(xiàn)有文獻的做法，設置以下控制變量：企業(yè)規(guī)模（Size）、財務杠桿（Lev）、資本支出（Cap）、凈資產收益率（Roe）、成長能力（Growth）、現(xiàn)金流比率（Cash）、股權制衡（Hold）、董事會規(guī)模（Board）、產權性質（Soe）。、資本支出（Cap）、凈資產收益率（Roe）、成長能力（Growth）、現(xiàn)金流比率（Cash）、股權制衡（Hold）、兩職合一（Dual）、董事會規(guī)模（Board）、獨立董事比例（Id）、產權性質（Soe），同時引入年度虛擬變量（Year）和行業(yè)虛擬變量（Ind），以控制年度固定效應和行業(yè)固定效應。變量的具體定義和度量方式如表1所示。

2.模型構建

為了驗證H1a和H1b，構建計量模型如式（1）：

Finit=α0+α1Agenit（Overit）+∑12i=2αiControlit+Yeart+Indi+εit（1）

為了驗證H2a和H2b，構建計量模型如式（2）：

Finit=α0+α1Agenit（Overit）+α2Icit×Agenit（Icit×Overit）+∑13i=3αiControlit+Yeart+Indi+εit（2）

為了驗證H3a和H3b，構建計量模型如式（3）：

Finit=α0+α1Agenit（Overit）+α2Analit×Agenit（Analit×Overit）+∑13i=3αiControlit+Yeart+Indi+εit（3）

四、實證結果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

變量的描述性統(tǒng)計結果如表2所示。從表2可以看出：Fin的均值是0.026，中位數(shù)是0.003，標準差是0.060，最大值是0.400，表明企業(yè)存在金融化，有些企業(yè)的金融化水平異常高，這與杜勇等[1]的研究一致;Agen的均值是0.090，最小值是0.009，最大值是0.386，說明上市公司管理者代理行為的水平差異較大;Over的均值是0.423，標準差是0.494，最小值是0，最大值是1，說明上市公司管理者過度自信基本符合實際;Ic的均值是0.517，中位數(shù)是0.521，標準差是0.042，最大值為0.636，最小值為0.279，表明我國上市公司內部控制整體水平較高，但是不同企業(yè)的內部控制水平相差較大;Anal的均值是2.007，中位數(shù)是1.946，表明分析師關注基本符合正態(tài)分布，Anal的最小值是0.693，最大值是3.829，表明不同企業(yè)的分析師關注還存在較大差異;Size和Lev的均值分別為22.270、0.419，中位數(shù)為22.060、0.410，說明上市公司的規(guī)模和財務杠桿總體上都服從正態(tài)分布;Dual的均值為0.251，說明中國25.1%的上市公司董事長兼任總經理，基本符合中國上市公司基本情況;其他控制變量的分布也較為合理，基本符合預期。

（二）回歸分析

1.管理者行為與企業(yè)金融化

表3中的列1列示了管理者代理行為與企業(yè)金融化水平之間的回歸結果，可以看出Agen的回歸系數(shù)為0.035，t值為2.314，在5%的水平上顯著;列2列示了管理者過度自信與企業(yè)金融化水平之間的回歸結果，可以看出Over的回歸系數(shù)為0.083，t值為5.202，可見管理者過度自信對企業(yè)金融化水平的影響在1%的水平上顯著為正，H1a和H1b得以驗證。此外，從表3中列1和列2還可以看出控制變量與企業(yè)金融化水平之間的關系，Lev、Growth的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為負，表明企業(yè)財務杠桿效應發(fā)揮越好、營業(yè)收入增長率越高的企業(yè)金融化水平越低。其他控制變量的回歸結果也比較合理，基本符合預期。

2.管理者行為、內部控制與企業(yè)金融化

表3中的列3和列4為增加調節(jié)變量內部控制之后的管理者行為與企業(yè)金融化水平之間的回歸結果，結果顯示：增添調節(jié)變量Ic后，Agen×Ic的回歸系數(shù)為-0.031，t值為-1.971，在5%的水平上顯著為負;Over×Ic的回歸系數(shù)為-0.023，t值為-2.404，在5%的水平上顯著為負?？梢?，內部控制對管理者代理行為、管理者過度自信與企業(yè)金融化之間的關系有抑制作用，H2a和H2b得到驗證。表3中列3和列4列示的其他控制變量的回歸結果也較合理，基本符合預期。

3.管理者行為、分析師關注與企業(yè)金融化

分析師關注對管理者行為與企業(yè)金融化的影響如表3中列5和列6所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，添加調節(jié)變量Anal后，Agen×Anal與Fin的回歸系數(shù)為-0.034，t值為-1.888，在10%的水平上顯著為負;Over×Anal與Fin的回歸系數(shù)為-0.030，t值為-1.862，在10%的水平上顯著為負。也就是說，分析師關注可以抑制管理者代理行為、管理者過度自信對企業(yè)金融化的正向影響，H3a和H3b得到驗證。表3中列5和列6顯示Anal的回歸系數(shù)為負且在1%的水平上顯著，分析師關注對企業(yè)金融化水平有抑制作用，這也與已有研究相符。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.替換變量

本文參考張成思和張步曇[27]的做法，以收益替代資產來對企業(yè)金融化水平進行衡量，即以非金融企業(yè)投資收益、公允價值變動收益、匯兌收益以及其他綜合收益加總占總營業(yè)利潤的比例（Finr）為因變量，回歸結果如表4所示。其中，列1和列2列示了H1的回歸結果，上市公司管理者代理行為（Agen）和管理者過度自信（Over）與企業(yè)金融化（Finr）的回歸系數(shù)分別為0.9559和0.0355，t值為4.75和1.72，分別在1%和10%的水平上顯著正相關，H1得以驗證。加入調節(jié)變量內部控制質量（Ic）和分析師關注（Anal）之后，交乘項回歸系數(shù)基本為負，從而也驗證了H2和H3。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為保證回歸結果的穩(wěn)健性，本文進行了如下檢驗：

第一，參考張成思和張步曇[27]的做法，以收益替代資產對企業(yè)金融化水平進行衡量，即以非金融企業(yè)投資收益、公允價值變動收益、匯兌收益以及其他綜合收益加總占總營業(yè)利潤的比例（Finr）為因變量進行穩(wěn)健性檢驗。上市公司管理者代理行為（Agen）和管理者過度自信（Over）的回歸系數(shù)分別為0.956和0.036，t值為4.754和1.718，分別在1%和10%的水平上顯著正相關，H1a和H1b得以驗證。加入調節(jié)變量內部控制質量（Ic）和分析師關注（Anal）之后，交乘項回歸系數(shù)為負但不顯著，從而未驗證H3a和H3b。穩(wěn)健性回歸結果表明：上市公司管理者代理行為（Agen）和管理者過度自信（Over）的回歸系數(shù)分別在1%和5%的水平上與企業(yè)金融化水平顯著正相關，加入調節(jié)變量內部控制（Ic）和分析師關注（Anal）之后，交乘項回歸系數(shù)也顯著為負。

第二，管理者過度自信作為核心解釋變量，與企業(yè)金融化水平之間可能存在內生性關系，即管理者過度自信促進企業(yè)金融化，而企業(yè)在金融市場上短期獲益也可能反向增強高管信心，為避免兩者互為因果的影響，本文借鑒蘇麗娟[28]的做法，選取高管性別作為管理者過度自信的工具變量，并采用兩階段最小二乘法進行穩(wěn)健性檢驗。已有研究表明，如果管理者性別為女性，其相對保守的特征會緩解過度自信心理，而高管性別不會對企業(yè)金融化水平產生直接影響。從該工具變量IV-2SLS回歸結果來看，在第一階段，工具變量IV與管理者過度自信（Over）的相關系數(shù)為0.031，t值為8.281，表明選取的工具變量通過1%水平的顯著性檢驗;而在第二階段，變量Over與Fin的相關系數(shù)為0.140，t值為6.424，在 1% 的水平上顯著，表明在控制內生性問題后本文研究結論依然成立。

第三，采用滯后一期的企業(yè)金融化水平進行穩(wěn)健性檢驗。上市公司管理者代理行為（Agen）和管理者過度自信（Over）對滯后一期企業(yè)金融化（Finl）影響的回歸系數(shù)分別為0.026和0.031，t值為2.581和3.254，均在1%的水平上顯著。加入調節(jié)變量之后，交乘項回歸系數(shù)基本為負。檢驗結果與前文保持一致。限于篇幅，本文只列示了替代變量的穩(wěn)健性檢驗結果，如表4所示。

2.企業(yè)金融化水平滯后一期

采用滯后一期的企業(yè)金融化水平（Finl）進行穩(wěn)健性測試，其結果也與上文的研究結論一致。

3.工具變量法

管理者過度自信作為核心解釋變量，與企業(yè)金融化水平之間可能存在內生性關系，即管理者過度自信促進企業(yè)金融化，而企業(yè)在金融市場上短期獲益也可能反向增強高管信心。為避免兩者互為因果的影響，本文采用工具變量法進行進一步檢驗。借鑒蘇麗娟[28]的研究，本文選取高管性別作為管理者過度自信衡量的工具變量（Iv），并采用兩階段最小二乘法進行穩(wěn)健性測試。已有研究表明，如果管理者性別為女性，其相對保守的特征會緩解過度自信心理，而高管性別不會對企業(yè)金融化水平產生直接影響。表5報告了該工具變量IV-2SLS的回歸結果。其中，在第一階段，工具變量Iv與管理者過度自信（Over）的相關系數(shù)為0.0257，t值為7.79，在1%水平上顯著，表明選取的工具變量與管理者過度自信顯著正相關;而在第二階段，變量Over與Fin的相關系數(shù)為0.0473，t值為2.86，在1%的水平上顯著，表明在控制內生性問題后本文研究結論依然成立。

五、結論與啟示

本文以2008—2020年我國A股上市公司為研究對象，探究理性假設下的管理者代理行為和非理性假設下的管理者過度自信對企業(yè)金融化帶來的影響，并進一步考察內部控制和分析師關注對管理者代理行為、管理者過度自信對企業(yè)金融化的調節(jié)作用。結果表明：一是管理者代理行為和管理者過度自信對企業(yè)金融化有顯著正向影響，即管理者的兩類行為都能促進企業(yè)金融化;二是從內部控制角度出發(fā)，內部控制質量好的公司會抑制管理者過度自信對企業(yè)金融化的正向關系;三是從外部監(jiān)督角度出發(fā)，相較于分析師關注較少的公司，分析師關注多的公司會抑制管理者的兩類行為與企業(yè)金融化之間的正向關系。本文研究結論在理論上拓展了管理者行為的經濟后果研究和企業(yè)金融化的影響因素研究，在實踐上深化了對內部控制和分析師關注的治理效應的認知，為實體企業(yè)做出合理的投資決策提供一定參考和借鑒。

本文研究得出以下兩點啟示：一是公司治理層面，針對金融化背后的委托代理等問題，上市公司應當完善內部治理結構，發(fā)揮股東會、董事會、監(jiān)事會對經理層權力的制約與監(jiān)督功能，降低上市公司投資短視行為發(fā)生的可能性，例如通過設計合理的長期激勵機制來引導高管將資源配置到技術創(chuàng)新等能夠推動企業(yè)價值提升的項目中，真正實現(xiàn)企業(yè)的長效發(fā)展;二是外部監(jiān)督層面，監(jiān)管部門應加強分析師行業(yè)制度建設，充分認識到分析師關注對公司會計信息披露的重要影響，完善分析師行業(yè)制度建設，提高分析師獨立性，弱化分析師與關注對象的利益關系，充分發(fā)揮分析師的信息披露和信息傳遞職能。加強事前、事中和事后全方位監(jiān)管，提升過度投機的成本和難度，以幫助機構投資者逐漸樹立起理性的長遠投資觀念，促進其在公司內部的監(jiān)督治理作用，進而保障普通投資者利益，防止企業(yè)過度金融化，防范和化解經濟“脫實向虛”的風險。

參考文獻：

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Managerial Behavior， Internal and External Supervision and Corporate Financialization

ZHANG Duo-lei1，2，ZHAO Shen-zhen2

（1.School of Business，Renmin University of China，Beijing 100872，China;

2. School of Accountancy，Anhui University of Finance and Economics，Bengbu 233030，China）

Abstract：With the downward pressure of the domestic and foreign economies， entity enterprises deviate from the main business for financial asset allocation， so that the flow of funds to the real economic sector continues to decrease， which to a certain extent squeezes out the investment of enterprises in the main business， which may lead to the financialization of enterprises. At the same time， the proportion of financial assets of non-financial listed companies in China is rising， and the financialization of enterprises has had an important impact on the development of the real economy. This paper incorporates managerial agency behavior under rational assumptions and managers' overconfidence under irrational assumptions into the same analytical framework， and explores the impact of managers' two types of behaviors on corporate financialization. At the same time， the role of internal control and internal and external supervision concerned by analysts on the regulatory behavior of managers， the relationship between managers' overconfidence and corporate financialization is examined， in order to deepen the understanding of the driving forces of corporate financialization and provide certain references and references for entity enterprises to make reasonable investment decisions.

Key words：managerial conduct;internal and external supervision;corporate financialization;real economy

（責任編輯：鄧 菁）

收稿日期：2022-01-06

基金項目：國家社會科學基金一般項目“數(shù)字經濟領域反壟斷對企業(yè)創(chuàng)新的影響機制與效應研究”（21BGL120）;安徽省規(guī)劃辦一般項目“基于會計信息的經濟高質量發(fā)展測度體系構建與應用研究”（AHSKY2020D07）

作者簡介：張多蕾（1982-），男，安徽壽縣人，副教授，博士，博士后，主要從事資本市場財務與會計研究。E-mail：zhangduolei@126.com

趙深圳（1992-），男，河南周口人，碩士研究生，主要從事資本市場財務與會計研究。]