王彥勇，王海剛

（山東建筑大學 商學院，山東 濟南 250000）

一、引言

風險承擔是企業(yè)在投資決策時的行為取向。風險承擔水平越高，意味著企業(yè)更偏好投資高風險但預期凈現(xiàn)值為正的項目（余明桂等，2013）[1]。微觀層面上，風險承擔水平高的企業(yè)更可能尋求實體投資機會，開展創(chuàng)新研發(fā)活動，從而推動主業(yè)業(yè)績的不斷提升，幫助企業(yè)獲得長期競爭力（許志勇等，2020）[2]。宏觀層面上，由于高風險項目的預期回報高，風險承擔有助于加快積聚社會資本并推進技術進步（蘇坤，2015）[3]，是國家經(jīng)濟持續(xù)增長的根本動力。因此，提高企業(yè)的風險承擔水平對于我國經(jīng)濟實現(xiàn)高質量發(fā)展尤為重要。然而，近年來，受原材料成本上漲、產(chǎn)能過剩等因素的影響，實體產(chǎn)業(yè)利潤率持續(xù)下降。實體企業(yè)通過商品市場無法獲取期望的報酬率，承擔風險的意愿明顯不足。與此同時，金融行業(yè)卻迎來了黃金發(fā)展期，層出不窮的衍生金融資產(chǎn)創(chuàng)新使得金融行業(yè)的利潤率遠超實體產(chǎn)業(yè)。金融行業(yè)超額收益的事實引起了企業(yè)投資決策的轉變，在資本逐利的驅使下，實體企業(yè)紛紛將產(chǎn)業(yè)資本中大量資金投向金融市場，逐漸形成了企業(yè)金融化現(xiàn)象。企業(yè)將有限的資源過多地配置到金融領域，導致短期內本該流向實體的投資減少，對風險承擔表現(xiàn)為“擠出效應”。但另一方面，企業(yè)金融化增強了資產(chǎn)的流動性，有助于預防企業(yè)潛在的資金短缺風險，對風險承擔表現(xiàn)為“蓄水池效應”。那么，在我國非金融上市公司中，企業(yè)金融化對風險承擔是“擠出效應”還是“蓄水池效應”？

高管在現(xiàn)代企業(yè)的投資決策中往往扮演著主導者角色。高管的薪酬、職位晉升往往與企業(yè)短期經(jīng)營績效相掛鉤，與實體投資相比，金融投資短期回報高的特點有助于美化企業(yè)當期經(jīng)營績效、粉飾財務報表。因此，出于提高個人業(yè)績的動機，高管更熱衷于通過金融資產(chǎn)投資進行套利。同時，由于其人力資本和個人財富高度集中于任職企業(yè)，一旦高風險的投資項目失敗，高管會蒙受巨大損失（李小榮和張瑞君，2014）[4]。出于保全職位和穩(wěn)定收益的考慮，高管在投資決策時也往往表現(xiàn)出低于所有者期望的風險承擔水平，甚至會放棄高風險但預期凈現(xiàn)值大于零的項目，違背股東利益最大化目標（張瑞君等，2013）[5]。股權激勵被認為是緩解代理沖突的一項長效機制。合理的股權激勵通過賦予高管對剩余收益的要求權，將高管與股東二者的利益緊緊地捆綁起來，有助于克服高管的風險規(guī)避傾向，提高企業(yè)風險承擔。但隨著持股比例的增加，高管對企業(yè)的控制權不斷擴張。權利的增加會弱化股東對高管的監(jiān)管，并進一步加劇高管規(guī)避風險的短視行為，降低企業(yè)風險承擔。目前學術界鮮有研究關注到高管股權激勵對企業(yè)金融化與風險承擔關系的調節(jié)效應。鑒于此，本文對企業(yè)金融化和風險承擔的關系以及高管股權激勵對二者關系是否具有調節(jié)效應進行實證檢驗。

二、理論分析與研究假設

（一）企業(yè)金融化與風險承擔

理論上，企業(yè)金融化對風險承擔存在正反兩方面的影響。一方面，企業(yè)金融化對風險承擔表現(xiàn)為“蓄水池效應”。相較于固定資產(chǎn)和無形資產(chǎn)等長期資產(chǎn)不易變現(xiàn)的特性，金融資產(chǎn)具備流動性強、變現(xiàn)速度快等優(yōu)點，企業(yè)配置金融資產(chǎn)能夠更好應對不時之需。當未來出現(xiàn)好的投資機會或者面對市場環(huán)境變化時，企業(yè)可以通過變賣金融資產(chǎn)獲得資金，這緩解了外部融資約束而造成的投資不足問題，從而提高企業(yè)風險承擔。除此之外，金融資產(chǎn)還具有改善業(yè)績的功能。金融資產(chǎn)的價格上升可以美化資產(chǎn)負債表，這間接提高了企業(yè)信用進而增強了企業(yè)融資能力。金融投資獲得的超額收益還能改善企業(yè)經(jīng)營績效，通過收入效應促進企業(yè)風險承擔（王紅建等，2017）[6]。但另一方面，企業(yè)金融化對風險承擔表現(xiàn)為“擠出效應”。由于資本具有逐利性，金融投資收益率高于實體投資的事實會推動實體企業(yè)將更多資金投向金融領域?；诮鹑谇赖睦麧櫪鄯e逐漸變成企業(yè)獲利的主要模式（張成思和張步曇，2016）[7]。此時，企業(yè)金融投資不再是為了流動性儲備，而是基于市場套利動機，這一套利行為會降低風險承擔。在融資約束條件下，企業(yè)資金總量畢竟是有限的。資源定量會使金融投資與實體投資表現(xiàn)為替代關系，當大量資金用于金融化投資時必然會擠占生產(chǎn)、研發(fā)等實業(yè)投資資金，企業(yè)的設備升級和創(chuàng)新研發(fā)活動會因此受到限制。當前，我國企業(yè)金融化與風險承擔之間的關系還沒有確定的結論，由此，本文提出如下假設：

H1a：基于“蓄水池效應”，企業(yè)金融化會提高風險承擔；

H1b：基于“擠出效應”，企業(yè)金融化會降低風險承擔。

（二）高管股權激勵的調節(jié)作用

利益趨同假說和塹壕防御假說是股權激勵雙重效應的研究成果。利益趨同假說認為，企業(yè)通過股權激勵賦予高管部分剩余所有權，能夠將高管個人利益與股東利益捆綁起來，最大程度減少信息不對稱帶來的代理成本（呂長江等，2009）[8]，促使高管與股東利益趨同。股權激勵強化了高管的“所有權”意識，既能使高管在投資決策時從股東利益出發(fā)，選擇長期回報率高的風險項目，從而提升企業(yè)核心競爭力和長期價值，又有助于克服高管為追求短期利益而盲目配置金融資產(chǎn)的行為，提高企業(yè)的風險承擔。但塹壕防御假說認為，高管持股比例的增加在一定程度上削弱了股東對于高管的監(jiān)督管理（Fama和Jensen，1983）[9]，提高了高管應對內外部監(jiān)管壓力的能力，減少了高管追逐自身利益道路上的阻礙進而使高管更容易開展自利行為。同時，隨著持股比例的提高，高管跟股東討價還價的權力也不斷膨脹，權力的提高降低了高管被解雇的風險，提升了高管的工作安全感。當高管掌握的權力大到足以對企業(yè)施加控制時，可能還會以損害企業(yè)價值為代價換取私人收益的最大化。即股權激勵不能解決代理問題，反而會成為高管尋租的途徑（趙世芳等，2020）[10]，致使高管在投資決策時更可能為了個人利益而盲目進行金融投資套利，降低企業(yè)的風險承擔。無論是發(fā)揮利益趨同效應還是塹壕防御效應，高管股權激勵均會影響企業(yè)金融化與風險承擔之間的關系。對此，本文提出如下假設：

H2：高管股權激勵對企業(yè)金融化與風險承擔關系具有調節(jié)作用。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文從CSMAR 數(shù)據(jù)庫中選取2012—2019 年我國非金融上市公司的數(shù)據(jù)開展實證研究。在獲得原始數(shù)據(jù)后，本文剔除了研究時間段內所有處于非正常經(jīng)營狀態(tài)的ST 和*ST 標識類樣本公司以及關鍵數(shù)據(jù)缺失、異常的樣本公司。最終得到可用于實證研究的3 322 家非金融上市公司的20 544 個觀測值。本文對所有連續(xù)型變量進行了上下1%的縮尾調整以降低極端值可能對結論的影響。數(shù)據(jù)的處理分析利用Stata/SE 15.1 操作完成。

（二）變量定義與說明

1.被解釋變量。企業(yè)風險承擔：本文借鑒蘇坤（2015）[3]研究的做法，采取股票年化日收益率波動性的自然對數(shù)（Risk1）和股票年化月收益率波動性的自然對數(shù)（Risk2）兩種方法對企業(yè)風險承擔進行衡量，其具體的計算公式為：

其中，Risk表示企業(yè)風險承擔，ri，j，t為公司i在第j年t日（月）的收益率，T為每個會計年度的總日（月）數(shù)。

2.解釋變量。企業(yè)金融化水平：用期末資產(chǎn)負債表中金融資產(chǎn)在總資產(chǎn)中的占比進行衡量。其具體計算公式如下：

Fin=（交易性金融資產(chǎn)+衍生金融資產(chǎn)+持有至到期投資凈額+可供出售金融資產(chǎn)+長期股權投資凈額+投資性房地產(chǎn)凈額）/總資產(chǎn)。

3.調節(jié)變量。高管股權激勵：本文使用公司年報中披露的高級管理人員合計持有的公司股份數(shù)在期末公司總股份數(shù)中的占比來衡量高管股權激勵程度。

4.控制變量?？紤]到其他因素對企業(yè)風險承擔的影響，本文參考徐雋翊等（2020）[11]的研究，選取企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負債率、凈資產(chǎn)收益率、總資產(chǎn)周轉率、股權集中度、獨立董事比例和企業(yè)成立年限作為控制變量。具體變量定義如表1 所示。

表1 變量定義

（三）回歸模型構建

為了探討企業(yè)金融化對風險承擔的影響，根據(jù)研究假設H1a 和H1b，本文構建了模型（1）。

為了檢驗高管股權激勵對企業(yè)金融化與風險承擔關系的調節(jié)作用，根據(jù)研究假設H2，本文構建了模型（2）。

在模型（2）中，下標i表示企業(yè)，下標t表示年份。滋i為個體固定效應，γt為時間固定效應，εit為隨機擾動項。

四、實證檢驗結果及分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2 給出了樣本相關變量的描述性統(tǒng)計結果。企業(yè)風險承擔Risk1 和Risk2 的均值（標準差）依次為-3.559（0.347）、-2.125（0.468），由此可知，我國非金融上市公司的風險承擔水平普遍偏低，并且企業(yè)間風險承擔的差異性較大；企業(yè)金融化程度Fin的中位數(shù)為0.027，均值為0.065，表明當前我國非金融企業(yè)的金融化程度整體上不高，其最大值為0.522，最小值為0，說明樣本企業(yè)間金融化差異明顯；高管持股比例Equity的均值為0.079，表明高管股權激勵在當前我國非金融上市公司中的整體水平已不低。其他變量結果如表2 所示。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計結果

（二）相關性分析

表3 給出了變量間的Pearson 相關系數(shù)。企業(yè)金融化Fin與風險承擔Risk1、Risk2 的相關系數(shù)均在1%的水平上顯著為負，表明不考慮其他因素時，企業(yè)金融化水平的提高會削弱風險承擔能力，與H1b的理論分析相符。高管股權激勵Equity與風險承擔Risk1、Risk2 的相關系數(shù)也均在1%水平上顯著，這為進一步驗證H2 提供了證據(jù)。所有控制變量均與企業(yè)風險承擔存在顯著相關性。解釋變量之間相關系數(shù)的絕對值基本都低于0.5，且各變量的VIF 值均小于5，說明不存在嚴重的多重共線性。

表3 相關性分析

（三）回歸分析

1.企業(yè)金融化與風險承擔。表4 是非金融企業(yè)金融化對風險承擔影響的回歸結果。無論用Risk1 還是Risk2 衡量企業(yè)風險承擔，F(xiàn)in的系數(shù)均在1%的水平上顯著為負。結果表明，在我國非金融上市公司中，企業(yè)金融化對風險承擔表現(xiàn)為“擠出效應”而非“蓄水池效應”，實證結果支持H1b。當企業(yè)把有限的資本過多的配置到金融領域時，企業(yè)用于主業(yè)投資的資源會被過度擠占，風險承擔能力因此受到限制。

表4 企業(yè)金融化影響風險承擔的回歸結果

2.基于產(chǎn)權異質性的進一步分析。由于不同所有制性質的企業(yè)在金融資源和公司治理等方面存在著差異性，企業(yè)金融化對風險承擔的影響預期會有所區(qū)別。本文在研究全樣本企業(yè)的基礎上，從產(chǎn)權異質性的角度進行分組檢驗，結果如表5 所示。從結果來看，無論用Risk1 還是Risk2 衡量企業(yè)風險承擔，非國有企業(yè)樣本組的Fin系數(shù)都在1%的水平上顯著為負，國有企業(yè)樣本組的Fin系系數(shù)盡管也都為負但卻不顯著。上述結果表明，非國有企業(yè)金融化對風險承擔表現(xiàn)為“擠出效應”，國有企業(yè)金融化與風險承擔無顯著關系。一方面，國有企業(yè)往往承擔著政策性負擔，既要考慮企業(yè)盈利性又要兼顧國家公共性，尤其在政府振興實體經(jīng)濟的壓力下，國有企業(yè)會在政府干預下積極開展實體投資和經(jīng)營活動，表現(xiàn)為“提高風險承擔”；另一方面，國有企業(yè)往往與政府部門存在關聯(lián)，更容易從銀行獲取生產(chǎn)創(chuàng)新活動所需要的資金，即便在陷入困境時也能得到政府的救助，因此較少受到融資約束的影響，企業(yè)金融化對風險承擔的資源擠占效應并不明顯。

表5 基于產(chǎn)權性質的分組檢驗結果

3.企業(yè)金融化、高管股權激勵與風險承擔。為了檢驗高管股權激勵的調節(jié)作用，本文將交乘項Fin*Equity放入模型中進行回歸檢驗。表6 結果顯示，風險承擔用Risk1 衡量時，F(xiàn)in*Equity的系數(shù)為-1.272 7，在1%的水平上顯著；用Risk2 衡量時，F(xiàn)in*Equity的系數(shù)為-0.885 6，在5%的水平上顯著；上述結果說明高管股權激勵能夠調節(jié)企業(yè)金融化對風險承擔的影響，假設H2 得到驗證。同時，由于交乘項系數(shù)為負值，說明高管股權激勵強化企業(yè)金融化對風險承擔的負向影響。結果支持“管理防御”假說，即企業(yè)對高管的股權激勵程度越高，企業(yè)金融化對風險承擔的擠出效果越明顯。股權激勵使高管的個人財富暴露在劇烈波動的外部市場下，有可能會削弱高管承擔風險的意愿進而降低企業(yè)風險承擔。其次，考慮到當前我國公司治理和監(jiān)督機制尚不健全，股權激勵更多表現(xiàn)出福利的特征，很難真正發(fā)揮出激勵效果。

表6 高管股權激勵對企業(yè)金融化與風險承擔的調節(jié)作用結果

（四）穩(wěn)健性檢驗

本文通過更改金融資產(chǎn)范圍的方式對主回歸結果的穩(wěn)健性進行檢驗。借鑒謝家智等（2014）[12]的做法，使用Fin=（交易性金融資產(chǎn)+衍生金融資產(chǎn)+持有至到期投資凈額+可供出售金融資產(chǎn)+發(fā)放貸款及墊款凈額+投資性房地產(chǎn)凈額）/總資產(chǎn)作為企業(yè)金融化的替代變量。結果如表7 所示，結果與正文一致，說明研究結論基本穩(wěn)健。

表7 替換解釋變量的穩(wěn)健性檢驗結果

五、研究結論與建議

本文以2012—2019 年我國非金融上市公司的數(shù)據(jù)為研究樣本，對企業(yè)金融化與風險承擔的關系進行了實證檢驗，并進一步探究了高管股權激勵對于二者關系的調節(jié)效應。研究結果表明：在我國非金融上市公司中，企業(yè)金融化對風險承擔是“擠出效應”而非“蓄水池效應”?；诋a(chǎn)權異質性的角度分析，“擠出效應”只在非國有企業(yè)中顯著，而在國有企業(yè)中不顯著。此外，高管股權激勵同向強化企業(yè)金融化對風險承擔的負向影響。

針對目前我國企業(yè)金融化現(xiàn)象，結合上述結論，本文建議如下：（1）企業(yè)應適度配置金融資產(chǎn)，以保證風險承擔項目上的資源不被過度擠出。同時，為了避免套利動機下配置金融資產(chǎn)的盲目性，企業(yè)可以通過設置金融監(jiān)管系統(tǒng)來監(jiān)控自身的金融投資行為，使金融資源真正服務于實體而不是替代實體。（2）政府部門應著力改善實體投資環(huán)境，促進企業(yè)積極承擔風險。政府應采取措施減輕實體企業(yè)的經(jīng)營負擔，如通過減稅降費和財政補貼等方式降低實體企業(yè)的經(jīng)營成本，同時加快對實體企業(yè)進行轉型升級的步伐，多路徑縮小實體投資與金融投資的利潤差異，從而吸引實體企業(yè)專注主業(yè)，積極承擔風險。同時，政府要加強對非國有企業(yè)金融投資的監(jiān)管力度。（3）在緩解企業(yè)金融化對風險承擔的負向影響上，不建議企業(yè)采用對高管實施股權激勵的手段，甚至企業(yè)可以在一定程度上通過減少高管的持股比例而變相加強對高管的監(jiān)管力度，以抑制高管金融投資套利的短期行為。