姜 毅

(江蘇經(jīng)貿(mào)職業(yè)技術學院 會計學院,江蘇 南京 211168)

一、引言

2022 年中國《政府工作報告》提出,要“深入實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略,鞏固壯大實體經(jīng)濟根基”,提升科技創(chuàng)新能力,增強制造業(yè)核心競爭力。2021 年全球創(chuàng)新指數(shù)顯示,中國位列全球第12 位,中國企業(yè)創(chuàng)新已經(jīng)取得了耀眼的成績。然而,近年來隨著全球經(jīng)濟環(huán)境的惡化,實體經(jīng)濟受到了巨大沖擊,能源和原材料價格持續(xù)攀升,實體投資回報率大幅下降,為了獲取超額回報,大量產(chǎn)業(yè)資本開始偏離主業(yè),不斷涌入金融和房地產(chǎn)等領域,企業(yè)經(jīng)濟出現(xiàn)“脫實向虛”的金融化傾向,這勢必會對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生重要影響。

近年來,學者們研究發(fā)現(xiàn),高管層特質(zhì)是影響企業(yè)創(chuàng)新的重要因素,熊艾倫等[1]從高管層性別特征的視角提出,女性高管的風險規(guī)避意識強,投資風格偏向保守,因此企業(yè)的創(chuàng)新投入相對較少,特別是全球經(jīng)濟不景氣的情況下,這種特征更加明顯。權小鋒等[2]基于高管層的從業(yè)經(jīng)歷視角提出,高管層的軍事經(jīng)歷能夠顯著推動企業(yè)創(chuàng)新,且從軍年限越長、軍銜越高,企業(yè)的創(chuàng)新投入越多。孟勇等[3]從高管層海外背景角度提出,具有海外生產(chǎn)研發(fā)背景、理工科背景的高管會促進企業(yè)創(chuàng)新,相反,具有海外財務背景和文科背景的高管會減少企業(yè)創(chuàng)新投入。虞義華等[4]基于高管層的發(fā)明家經(jīng)歷提出,有發(fā)明家經(jīng)歷的高管更加注重企業(yè)研發(fā),他們會增加企業(yè)研發(fā)投入,提高創(chuàng)新績效。豐蓉芳等[5]從高管財務背景的角度提出,財務背景高管更傾向于采取保守性、風險規(guī)避的決策行為,因此會減少高風險的創(chuàng)新投入。周雪峰等[6]從金融背景高管的視角提出,金融背景高管具有較高的風險容忍力,因此會促進企業(yè)的創(chuàng)新投入。而李剛等[7]則提出相反觀點,他們認為金融行業(yè)的工作經(jīng)歷會加劇高管層的短視行為,從而對企業(yè)研發(fā)投資產(chǎn)生擠出效應。

從上述文獻可知,高管層特質(zhì)確實會影響企業(yè)的創(chuàng)新投資,而高管金融背景對創(chuàng)新投資的影響還沒有形成統(tǒng)一觀點,特別是在實體經(jīng)濟偏離主業(yè)轉(zhuǎn)向金融資產(chǎn)投資的背景下,高管金融背景又是如何影響企業(yè)創(chuàng)新? 目前鮮有學者從資產(chǎn)金融化的視角研究高管金融背景對企業(yè)創(chuàng)新的影響。

資產(chǎn)金融化對企業(yè)創(chuàng)新的影響主要通過兩種途徑:一是擠占創(chuàng)新資源。由于創(chuàng)新項目風險高,收益不確定,持續(xù)創(chuàng)新需要不斷投入資金,而實體經(jīng)濟利潤率的下降以及金融資產(chǎn)投資的高回報率,使得高管層傾向于將資金投向虛擬經(jīng)濟,導致“脫實向虛”現(xiàn)象的發(fā)生。二是提供資金儲備。企業(yè)把過剩的資金投向金融資產(chǎn)進行資金儲備,以應對企業(yè)外部融資困難時創(chuàng)新投資的需求。而高管金融背景對金融資產(chǎn)投資具有不可忽視的影響。潘克勤[8]認為,高管的金融背景會為企業(yè)提供融資便利,降低“現(xiàn)金—現(xiàn)金流”敏感性。杜勇等[9]提出,CEO 金融背景會提高企業(yè)資產(chǎn)的金融化程度。

鑒于以上分析,本文建立了高管金融背景-資產(chǎn)金融化-企業(yè)創(chuàng)新的研究框架。首先,從理論上分析高管金融背景對企業(yè)創(chuàng)新的作用原理。其次,從產(chǎn)權性質(zhì)、高管異質(zhì)性以及融資約束的角度,考察資產(chǎn)金融化中介效應的差異。本文的貢獻主要在于以下四個方面:(1)從資產(chǎn)金融化視角研究高管金融背景與企業(yè)創(chuàng)新的關系,有助于理解高管金融背景對企業(yè)創(chuàng)新影響的作用機理;(2)從產(chǎn)權性質(zhì)角度分析資產(chǎn)金融化的中介效應,有利于完善國有企業(yè)改革,改變國有企業(yè)經(jīng)濟“脫實向虛”的局面;(3)考察高管金融背景的異質(zhì)性對資產(chǎn)金融化中介效應的影響,有利于完善高管選聘制度,實現(xiàn)烙印機制的最優(yōu)效應;(4)檢驗融資約束對資產(chǎn)金融化中介效應的影響,有利于檢驗套利動機的作用機理。

二、理論分析與研究假設

(一)高管金融背景與企業(yè)創(chuàng)新

Hambrick et al.[10]的高階梯隊理論認為高管過去的經(jīng)歷、價值觀、認知基礎會影響他們的決策行為。Marquis et al.[11]在高階梯隊理論的基礎上提出了經(jīng)典的“烙印理論”,該理論強調(diào)形成價值觀和認知基礎需要一定的“環(huán)境敏感期。”在“敏感期”中形成的“認知烙印”會對其后續(xù)職業(yè)生涯產(chǎn)生持續(xù)影響。金融行業(yè)是典型的高風險、高收益、多誘惑的行業(yè),高管的金融從業(yè)經(jīng)歷構(gòu)成了 “環(huán)境敏感期”。由于對金融市場的運作方式和投資策略相對熟悉,當金融背景高管進行金融資產(chǎn)投資時,來自對金融行業(yè)的“認知烙印”,容易使高管層對金融資產(chǎn)投資產(chǎn)生過度自信,從而會低估金融投資風險,形成金融投資偏好[7,9]。不斷推高的金融資產(chǎn)份額,在資源有限的條件下勢必會擠出創(chuàng)新投入,導致為企業(yè)提供中長期利潤的實體投資收益率下滑[12]。另外,中國資本市場由于起步晚,監(jiān)管機制還不太完善,市場上從事短線套利的投機者頗多。金融背景高管的“認知烙印”很可能使其形成利用短線投機套利的思維模式,而創(chuàng)新活動的高投入、長周期的特征和金融背景高管的短線投機理念相悖,他們不愿意從事這種長周期、高風險投資活動,因此很可能會削減創(chuàng)新支出。王紅建等[13]的研究證明,套利動機會加劇實體企業(yè)金融化,抑制企業(yè)創(chuàng)新投入。由此,本文提出假說1:金融背景高管會因為金融行業(yè)的“認知烙印”而削減企業(yè)創(chuàng)新投入。

(二)高管金融背景與資產(chǎn)金融化

所謂資產(chǎn)金融化是指企業(yè)資產(chǎn)配置中金融資產(chǎn)的比例愈來愈高,相比經(jīng)營資產(chǎn)過度膨脹,金融投資取代了傳統(tǒng)的實體投資,成為企業(yè)獲取利潤的重要來源。資產(chǎn)金融化意味著企業(yè)經(jīng)濟活動的重心已經(jīng)從實體投資轉(zhuǎn)向金融投資。金融背景高管會在兩個方面影響企業(yè)資產(chǎn)金融化:一方面,由于實體經(jīng)濟的持續(xù)低迷,金融投資的超額收益誘發(fā)高管層投資金融資產(chǎn)的動機[14]。所有權和經(jīng)營權的分離為其自由配置金融資產(chǎn)提供了可能,而金融機構(gòu)的從業(yè)經(jīng)歷,使高管層擁有超強的金融投資能力,他們熟悉金融市場操作規(guī)則,擅于進行資本運作,并能合理控制投資風險[9],因此,金融背景高管對于金融資產(chǎn)投資表現(xiàn)出較強的偏好。另一方面,高管層的職業(yè)風險促使其在企業(yè)經(jīng)營決策中多采取防御性的行為。高管層的薪酬、職業(yè)聲譽往往與其在經(jīng)理人市場的估值相關,為了提高薪酬,維護自身職業(yè)聲譽,他們會對企業(yè)短期業(yè)績格外關注。企業(yè)對于金融投資的“重獎輕罰”行為助長了高管層的機會主義行為,降低了職業(yè)聲譽風險[15],如果金融投資獲益,高管層會獲得豐厚績效,并能在經(jīng)理人市場獲取較高估值;一旦金融投資損失,高管層可以將投資損失歸咎于市場風險等外部因素,避免職業(yè)聲譽受損。企業(yè)對金融投資的“重獎輕罰”在一定程度上刺激了高管層的金融投資行為[14]。由此,本文提出假說2: 高管金融背景會增加企業(yè)的資產(chǎn)金融化。

(三)資產(chǎn)金融化的中介效應

企業(yè)資產(chǎn)金融化存在兩類動機,一類是“儲備”動機,即企業(yè)配置金融資產(chǎn)主要用于增加資金流動性,緩解資金壓力;另一類是“套利”動機,即當金融資產(chǎn)投資收益高于實體投資回報率時,出于“逐利”心理,企業(yè)會配置更多金融資產(chǎn)以獲取高額回報。根據(jù)資源基礎理論,在有限資源約束的條件下,金融投資與實體投資間存在此消彼長的“替代效應”[12,16]。由于中國金融市場的不完備,企業(yè)普遍存在著融資約束。因此,資產(chǎn)金融化的動機更多表現(xiàn)為“套利”動機[9,13],增加金融資產(chǎn)投資勢必會對實體投資產(chǎn)生替代效應。企業(yè)創(chuàng)新的長周期、高投入、高收益不確定性進一步削弱了高管層進行創(chuàng)新的動力,驅(qū)使企業(yè)侵占原本用于創(chuàng)新投入的資源,資產(chǎn)金融化趨勢愈加明顯。隨著創(chuàng)新技術的不斷革新,企業(yè)創(chuàng)新的高技術壁壘特征更加凸顯,高管層對創(chuàng)新技術發(fā)展前景的判斷與認知程度直接影響創(chuàng)新決策的實施[17]。而金融背景高管對企業(yè)創(chuàng)新的相關技術并不熟悉,更無法判斷創(chuàng)新投資的市場潛力,導致金融背景高管投資短期化,更傾向?qū)①Y金投入熟悉的金融領域,從而忽視了能給企業(yè)帶來長遠利益的創(chuàng)新投入[16]?；谝陨戏治?本文提出假設3:金融背景高管通過增加資產(chǎn)金融化程度會進一步抑制企業(yè)創(chuàng)新。

三、研究設計

(一)樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取滬深兩市A 股2015—2019 年上市公司為原始樣本,并對樣本進行了篩選:(1)剔除金融行業(yè)公司;(2)剔除ST、*ST 公司;(3)剔除財務數(shù)據(jù)缺失公司,最終獲得1 048 家上市公司5 240 個樣本數(shù)據(jù)。研究中所需要的財務數(shù)據(jù)、企業(yè)創(chuàng)新數(shù)據(jù)、信息透明度數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫。數(shù)據(jù)預處理使用Excel 和Stata16.0 軟件。

(二)變量定義

1.被解釋變量:企業(yè)創(chuàng)新。對于企業(yè)創(chuàng)新(innovation)的衡量方法主要有兩種:一是創(chuàng)新投入的強度,通常用研發(fā)費用的自然對數(shù),研發(fā)人員的自然對數(shù),研發(fā)費用與員工總?cè)藬?shù)的比值、研發(fā)費用占營業(yè)收入的比重、研發(fā)費用占總資產(chǎn)的比重等指標衡量;二是創(chuàng)新產(chǎn)出的成果,通常用專利申請數(shù)量、專利授權數(shù)量來衡量。本文主要關注高管金融背景對于企業(yè)創(chuàng)新的重視程度,因此,被解釋變量選取企業(yè)創(chuàng)新投入指標,參考曾軍等[18]的做法,使用研發(fā)費用的自然對數(shù)代表企業(yè)創(chuàng)新。穩(wěn)健性檢驗中借鑒黎文靖等[19]的研究,用企業(yè)申請專利總量作為企業(yè)創(chuàng)新的替代變量。

2.解釋變量:高管金融背景。本文所指的高管包括董事、監(jiān)事、高級管理人員,高管金融背景(fin)指的是高管成員在政策性銀行、商業(yè)銀行、保險公司、證券公司、基金管理公司、期貨公司、投資銀行、信托公司、投資管理公司、交易所等金融機構(gòu)的任職經(jīng)歷,一般采用金融背景高管人數(shù)占高管總?cè)藬?shù)的比例來衡量。根據(jù)高管的不同金融機構(gòu)背景,可以進一步把高管金融背景劃分為高管銀行背景(finbank)和高管非銀行金融背景(nfinbank),考察高管金融背景的異質(zhì)性對企業(yè)創(chuàng)新的影響是否存在差異。

3.調(diào)節(jié)變量:資產(chǎn)金融化。資產(chǎn)金融化(finassets)衡量的是企業(yè)金融資產(chǎn)的配置水平,借鑒Demir[20]的研究,使用金融化資產(chǎn)/企業(yè)總資產(chǎn)的比值來衡量。金融化資產(chǎn)包括交易性金融資產(chǎn)、持有至到期投資凈額、可供出售金融資產(chǎn)凈額、發(fā)放貸款及墊款凈額、衍生金融工具、長期股權投資以及投資性房地產(chǎn)。

4.控制變量。根據(jù)以往文獻研究結(jié)果,本文選取了以下變量作為控制變量:產(chǎn)權性質(zhì)(state)、公司規(guī)模(size)、資產(chǎn)收益率(roa)、企業(yè)成長性(growth)、資產(chǎn)負債率(lev)、經(jīng)營活動現(xiàn)金流量(cash)、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率(turnover)、資產(chǎn)支出(capital)、管理費用率(overheadc)、獨立董事比例(indep)、兩職合一(dual)、第一大股東持股比例(top1)、高管持股比例(mstake)和公司年齡(age)。

綜上,本文設定的變量如表1 所示。

表1 變量定義

(三)模型構(gòu)建

本文借鑒溫忠麟等[21]的中介效應檢驗方法,構(gòu)建了如下遞歸模型檢驗高管金融背景是否抑制了企業(yè)創(chuàng)新以及資產(chǎn)金融化在其間所發(fā)揮的中介作用。

其中,innovation是企業(yè)創(chuàng)新指標;fin為高管金融背景指標,control表示控制變量,ε為隨機擾動項。第一步對模型(1)進行回歸,檢驗高管金融背景對企業(yè)創(chuàng)新的影響,若回歸系數(shù)α1顯著為負,則說明高管金融背景顯著降低了企業(yè)創(chuàng)新。第二步對模型(2)進行回歸,檢驗中介變量資產(chǎn)金融化水平與高管金融背景的回歸系數(shù)β1是否顯著為正,若系數(shù)顯著為正,則說明高管金融背景顯著提升了企業(yè)資產(chǎn)金融化水平。第三步對模型(3)進行回歸,若系數(shù)γ2顯著,則說明資產(chǎn)金融化發(fā)揮了中介作用。當模型(3)中γ1也顯著,則說明資產(chǎn)金融化發(fā)揮部分中介效應;如果γ1不顯著,則說明資產(chǎn)金融化發(fā)揮完全中介效應。

四、實證分析

(一)描述性統(tǒng)計及相關分析

主要變量的均值、標準差與相關系數(shù)如表 2所示。企業(yè)創(chuàng)新的均值為18.471,企業(yè)間創(chuàng)新水平差異較大,兩極分化現(xiàn)象突出。高管金融背景均值為7.482,意味著每100 名高管中有7.482 人具有金融背景,說明企業(yè)聘請金融背景高管還是比較少。資產(chǎn)金融化指標均值是3.654,標準差為6.893,說明部分企業(yè)資產(chǎn)金融化程度較高。在相關分析中,高管金融背景對企業(yè)創(chuàng)新顯著負相關,假說1 得到初步驗證。高管金融背景對資產(chǎn)金融化顯著正相關,不同類型的金融背景與資產(chǎn)金融化關系是一致的,假說2 初步得到驗證。資產(chǎn)金融化與企業(yè)創(chuàng)新顯著負相關,說明資產(chǎn)金融化會抑制企業(yè)的創(chuàng)新。另外,本文自變量的相關系數(shù)基本小于0.60,回歸方程的方差膨脹因子(VIF)均小于2,表明本文的自變量間不存在明顯的多重共線性問題。

表2 主要變量的均值、標準差及相關系數(shù)

(二)回歸分析

1.高管金融背景、資產(chǎn)金融化與企業(yè)創(chuàng)新。表3 列示了高管金融背景是如何影響企業(yè)創(chuàng)新的檢驗結(jié)果。第一步,對高管金融背景是否降低企業(yè)創(chuàng)新進行驗證,可以發(fā)現(xiàn)表3(1)列中高管金融背景(fin)的系數(shù)為-0.762,且在1%水平上顯著,說明高管金融背景能夠減少企業(yè)創(chuàng)新,假說1 得到驗證。第二步,對高管金融背景是否增加資產(chǎn)金融化水平進行驗證,表3(2)列中高管金融背景(fin)的系數(shù)為0. 040,且在1%水平上顯著,說明高管金融背景能提升企業(yè)的資產(chǎn)金融化水平,假說2 得到驗證。第三步,模型中同時加入高管金融背景(fin)和資產(chǎn)金融化(finassets)變量,表3(3)列中高管金融背景(fin)和資產(chǎn)金融化(finas-sets)的系數(shù)均在1%水平上顯著為負,并且高管金融背景(fin)的系數(shù)由表3(1)列的-0. 762 提高至-0.675,說明資產(chǎn)金融化在高管金融背景對企業(yè)創(chuàng)新的影響中發(fā)揮了部分中介效應,中介效應占總效應比重為β1γ2/α1=10.49%,假說3 得到驗證。以上結(jié)果表明:高管金融背景一方面通過特殊的職業(yè)認知增加金融資產(chǎn)投資擠占企業(yè)創(chuàng)新資源,抑制企業(yè)創(chuàng)新;另一方面又通過資產(chǎn)金融化的高額回報,造就了投資短期化,忽視了企業(yè)的長期投資收益,減少了企業(yè)創(chuàng)新。

表3 高管金融背景對企業(yè)創(chuàng)新的影響:基于資產(chǎn)金融化中介效應的回歸結(jié)果

2.內(nèi)生性檢驗。前文回歸可能存在樣本選擇偏誤、反向因果等內(nèi)生性問題,這類問題會導致回歸結(jié)果產(chǎn)生偏誤。為保證回歸結(jié)果的可靠性,本文采用以下方法排除可能存在的內(nèi)生性問題。

首先,傾向得分匹配法。為解決樣本選擇偏誤的問題,本文采用傾向得分匹配法進行穩(wěn)健性測試。檢驗步驟如下:第一,以高管是否具備金融背景dumfin為被解釋變量,產(chǎn)權性質(zhì)(state)、公司規(guī)模(size)、資產(chǎn)收益率(roa)、企業(yè)成長性(growth)、資產(chǎn)負債率(lev)、經(jīng)營活動現(xiàn)金流量(cash)、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率(turnover)、資產(chǎn)支出(capital)、管理費用率(overheadr)、獨立董事比例(indep)、兩職合一(dual)、第一大股東持股比例(top1)、高管持股比例(mstake)和公司年齡(age)為匹配變量進行Logit 回歸,并計算傾向得分值。第二,將匹配后的樣本進行多元回歸分析,回歸結(jié)果如表4(1)至(3)列所示,(1)列是高管金融背景與企業(yè)創(chuàng)新的回歸結(jié)果,高管金融背景(fin)的回歸系數(shù)為-0.151,且顯著為負,再次驗證了高管金融背景對企業(yè)創(chuàng)新的抑制作用。表4(2)列的回歸結(jié)果支持了高管金融背景會增加企業(yè)資產(chǎn)金融化程度的檢驗結(jié)論。表4(3)列中高管金融背景和資產(chǎn)金融化指標均顯著為負,說明資產(chǎn)金融化在高管金融背景對企業(yè)創(chuàng)新的影響中發(fā)揮了部分中介效應的結(jié)論具有較強的穩(wěn)健性。

其次,工具變量法。考慮到高管金融背景與企業(yè)創(chuàng)新間可能存在互為因果的問題。也就是說,可能不是高管金融機構(gòu)任職背景影響企業(yè)創(chuàng)新投入,而是那些創(chuàng)新水平低的企業(yè)有意聘請具有金融背景的高管。為減弱變量內(nèi)生性的影響,本文借鑒周雪峰等[6]的做法,采用同年度同行業(yè)其他企業(yè)金融背景高管比例均值作為工具變量,并采用兩階段最小二乘法(2SLS)重新進行檢驗。表 4(4)至(7)列為工具變量法的檢驗結(jié)果,(4)列是第一階段回歸結(jié)果,當期和滯后一期工具變量的回歸系數(shù)均在1%的水平顯著為正,說明工具變量與內(nèi)生變量之間具有高度的相關性,F值為59.32,表明工具變量有效。在第二階段回歸中,利用第一階段回歸得到的高管金融背景擬合值ivfin^ 替代實際的高管金融背景,表 4(5)至(7)列結(jié)果表明,高管金融背景會顯著降低企業(yè)創(chuàng)新,資產(chǎn)金融化在其中發(fā)揮部分中介效應。工具變量法的回歸結(jié)果再次證明本文回歸結(jié)論穩(wěn)健。

表4 內(nèi)生性檢驗

3.替換變量。為了增強研究結(jié)論的穩(wěn)健性,本文運用前述的分析思路和方法,采取替代變量法重新進行實證檢驗。本文用企業(yè)申請的專利總數(shù)作為因變量,用高管金融背景啞變量(dumfin)作為解釋變量檢驗回歸結(jié)論,回歸結(jié)果再次證明資產(chǎn)金融化的中介效應,因為篇幅問題,本部分回歸結(jié)果沒有展示。

(三)進一步分析

1.不同產(chǎn)權性質(zhì)對資產(chǎn)金融化中介效應的影響。表5 是按產(chǎn)權性質(zhì)分組后的回歸結(jié)果。表5(1)至(3)列是國有企業(yè)資產(chǎn)金融化中介效應的檢驗結(jié)果,從回歸系數(shù)看,資產(chǎn)金融化發(fā)揮了部分中介效應,中介效應占總效應比重為β1γ2/α1=7.01%。表5(4)至(6)列是非國有企業(yè)的檢驗結(jié)果,從回歸系數(shù)看,非國有企業(yè)資產(chǎn)金融化的中介效應不顯著。其原因有兩點:一是國有企業(yè)相比非國有企業(yè)在融資上具有獨特的優(yōu)勢,金融機構(gòu)對國有企業(yè)設置的融資條件低,寬松的融資環(huán)境緩解了企業(yè)的融資約束,也為金融資產(chǎn)投資奠定了充足的資金基礎。二是政府對國有企業(yè)投資發(fā)揮了兜底作用,一旦國有企業(yè)出現(xiàn)金融投資損失,政府會對其提供補助,幫助企業(yè)擺脫困境,高管承擔的投資失敗風險小。金融背景高管會由于過度自信高估金融投資收益,忽視風險,所以國有企業(yè)資產(chǎn)金融化的中介效應會更顯著。

表5 不同產(chǎn)權性質(zhì)的資產(chǎn)金融化中介效應回歸結(jié)果

2.高管金融背景的異質(zhì)性對資產(chǎn)金融化中介效應的影響。表6 是按高管金融背景分組的回歸結(jié)果。表6(1)至(3)列是銀行背景高管的中介效應檢驗,從回歸系數(shù)看,高管具有銀行背景時,資產(chǎn)金融化發(fā)揮了部分中介效應,中介效應占總效應比重為β1γ2/α1=12.82%。表6(4)至(6)列是非銀行背景高管的中介效應檢驗,從回歸系數(shù)看,高管具有非銀行背景時,企業(yè)資產(chǎn)金融化的中介效應不顯著。原因主要有兩點:一是,金融工作經(jīng)歷會對高管的認知和價值觀產(chǎn)生極強的塑造作用。銀行業(yè)務主要是風險相對較小的信貸和結(jié)算業(yè)務,非銀行金融機構(gòu)的業(yè)務種類繁多,風險高,兩種不同的從業(yè)經(jīng)歷會使高管形成不同的風險偏好,具有銀行工作背景的高管會相對保守一些,對于企業(yè)創(chuàng)新的風險承受能力相對較低。二是,不同金融機構(gòu)自身的資源屬性也是有差異的,有銀行從業(yè)經(jīng)歷的高管熟悉銀行信貸發(fā)放條件和標準,能夠動用自身的社會資源為企業(yè)爭取滿意的信貸額度,緩解企業(yè)的資金壓力,而充足的資金促進了資產(chǎn)金融化的實現(xiàn)。

表6 高管金融背景的異質(zhì)性對資產(chǎn)金融化中介效應的回歸結(jié)果

3.融資約束對資產(chǎn)金融化中介效應的影響。本文借鑒Hadlock et al.[22]的模型,使用企業(yè)規(guī)模和企業(yè)年齡變量構(gòu)建SA指數(shù),這兩個變量不僅具有很強外生性且隨時間變化不大,側(cè)重于從企業(yè)長期經(jīng)營特征的角度衡量企業(yè)融資約束程度。

SA指數(shù)絕對值越大,表明融資約束程度越高。按照SA的大小,將大于SA指標75%分位的設為高融資約束組,低于SA指標25%分位的設為低融資約束組。表7(1)至(3)列是高融資約束組的回歸結(jié)果,高管金融背景會顯著降低企業(yè)創(chuàng)新,資產(chǎn)金融化在高管金融背景與企業(yè)創(chuàng)新間發(fā)揮部分中介效應,中介效應占總效應比重為β1γ2/α1=5.52%。表7(4)至(6)列是低融資約束組的回歸結(jié)果,資產(chǎn)金融化的中介效應也不顯著。上述實證結(jié)果表明,當企業(yè)面臨高融資約束時,內(nèi)部資金流短缺,強化了管理層持有金融資產(chǎn)的套利動機,金融資產(chǎn)投資增加,擠占了創(chuàng)新投資資源。相比于低融資約束組來說,高融資約束組外部融資渠道單一,過度依賴銀行信貸融資,導致金融背景高管無論是從資金安全性還是短期業(yè)績角度考慮,都會選擇金融資產(chǎn)投資,減少企業(yè)創(chuàng)新投資。

表7 融資約束對資產(chǎn)金融化中介效應回歸結(jié)果

五、結(jié)論及啟示

本文選取2015—2019 年A 股非金融上市公司為樣本,基于烙印理論考察高管金融背景對企業(yè)創(chuàng)新的影響。研究結(jié)果顯示:(1)高管金融背景顯著降低了企業(yè)創(chuàng)新。(2)高管金融背景通過提高企業(yè)資產(chǎn)金融化水平抑制企業(yè)創(chuàng)新,即資產(chǎn)金融化在高管金融背景與企業(yè)創(chuàng)新間發(fā)揮了部分中介作用。(3)相比于非國有企業(yè)來說,國有企業(yè)由于有政府兜底,具有金融背景的高管更傾向于金融資產(chǎn)投資,資產(chǎn)金融化中介效應顯著。進一步按高管金融背景分組檢驗,發(fā)現(xiàn)只有當高管具有銀行背景時,資產(chǎn)金融化中介效應顯著。按融資約束程度分組檢驗則發(fā)現(xiàn),高融資約束企業(yè)資產(chǎn)金融化中介效應顯著。以上基本研究結(jié)論,在穩(wěn)健性檢驗后依然成立。

本文啟示:第一,健全管理層選聘機制,避免同質(zhì)化選聘所帶來的決策偏誤,企業(yè)在甄選高管時,應盡量多元化背景,以達到各種背景取長補短,實現(xiàn)烙印機制的最優(yōu)效應。第二,完善公司治理機制,通過企業(yè)內(nèi)外部治理措施約束管理層的行為,避免管理層短視給企業(yè)帶來的負面效應。第三,放寬準入門檻,打破金融行業(yè)的“暴利”現(xiàn)象,加劇行業(yè)內(nèi)競爭,縮小金融業(yè)與主業(yè)的利差,防止“暴利”行業(yè)對實體經(jīng)濟的過度擠壓。