王新光

(南京師范大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 南京 210023)

一、引言

實體經(jīng)濟(jì)是現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)體系的基礎(chǔ)。黨的十九屆五中全會提出：“堅持把發(fā)展經(jīng)濟(jì)著力點放在實體經(jīng)濟(jì)上，堅定不移建設(shè)制造強國、質(zhì)量強國、網(wǎng)絡(luò)強國、數(shù)字中國，推進(jìn)產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)高級化、產(chǎn)業(yè)鏈現(xiàn)代化，提高經(jīng)濟(jì)質(zhì)量效益和核心競爭力?！苯陙恚瑢嶓w經(jīng)濟(jì)的發(fā)展空間受到虛擬經(jīng)濟(jì)的擠壓呈現(xiàn)出經(jīng)營困難、利潤率低、資本流失的情況，使得企業(yè)在套利動機(jī)的驅(qū)使下，將資金投向金融領(lǐng)域，脫離主營業(yè)務(wù)，從虛擬經(jīng)濟(jì)中攫取利益。在此背景下，作為構(gòu)建新發(fā)展格局的微觀主體，實體企業(yè)扭曲的資產(chǎn)配置行為已不容忽視。另一方面，企業(yè)的投資與融資決策差異在很大程度上具有“管理者效應(yīng)”，且已有證據(jù)表明管理者很容易產(chǎn)生短視行為。那么，短視的管理者是否會扭曲企業(yè)資產(chǎn)配置、加劇虛擬經(jīng)濟(jì)過熱與實體經(jīng)濟(jì)遇冷的程度？這對有效治理實體企業(yè)金融資產(chǎn)過度配置和防范金融風(fēng)險具有重要的現(xiàn)實意義與理論價值，成為學(xué)術(shù)界關(guān)注的重要話題。

不同于以往調(diào)查問卷評級的方法，為了更好地刻畫管理者跨期選擇的決策短視行為，本文基于上市企業(yè)的年度財務(wù)報告利用文本分析與機(jī)器學(xué)習(xí)的方法進(jìn)行測量。研究結(jié)果表明：管理者短視行為對實體企業(yè)金融資產(chǎn)過度配置具有顯著的促進(jìn)作用。在考慮內(nèi)生性問題和一系列穩(wěn)健性檢驗基礎(chǔ)上該結(jié)論依舊成立。作用機(jī)制檢驗發(fā)現(xiàn)管理者短視行為通過降低企業(yè)治理水平進(jìn)而加劇了實體企業(yè)金融資產(chǎn)過度配置。此外，考慮到企業(yè)之間的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、資源稟賦差異以及管理層人力資本特征，本文進(jìn)一步探討了產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、冗余資源與管理層金融背景的邊界條件。結(jié)果表明，管理者短視行為對實體企業(yè)金融資產(chǎn)過度配置的促進(jìn)作用在民營企業(yè)、高冗余資源與具有金融背景的管理層的情境下更為顯著。

與現(xiàn)有文獻(xiàn)相比，本文的邊際貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下兩個方面。第一，本文從管理者跨期決策的短視行為角度厘清了微觀層面上管理者行為對實體企業(yè)金融資產(chǎn)過度配置的作用機(jī)理，并且基于“基準(zhǔn)分析—機(jī)制分析—異質(zhì)性分析”的研究范式，打開了管理者短視行為與企業(yè)金融資產(chǎn)過度配置之間的機(jī)制“黑箱”，豐富和拓展了邊界機(jī)制研究。第二，本文的研究結(jié)論具備一定的政策含義。2022年《政府工作報告》指出要“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(jì)根基”。從本文的研究結(jié)論看，在微觀層面上近年來實體企業(yè)脫實向虛的趨勢并不利于實體經(jīng)濟(jì)根基的鞏固與壯大。在發(fā)展實體經(jīng)濟(jì)的過程中必須充分考慮并有效發(fā)揮微觀層面上企業(yè)管理者的積極作用，利用政策去引導(dǎo)企業(yè)管理者樹立長遠(yuǎn)發(fā)展理念，推動經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量增長。

二、理論機(jī)制和研究假說

企業(yè)的投資結(jié)果具有時滯性與不確定性，因此管理者的投資視野影響著企業(yè)的資產(chǎn)配置方向。管理者視野范圍內(nèi)投資收益的實現(xiàn)是管理者進(jìn)行資產(chǎn)配置的首要目標(biāo)。盡管一定的金融資產(chǎn)配置具有提升企業(yè)融資能力的作用，但過度的金融資產(chǎn)配置會通過擠占企業(yè)的主營業(yè)務(wù)投入對企業(yè)造成不利影響。短視的管理者由于短期業(yè)績壓力與聲譽市場名利而追求過度的金融資產(chǎn)配置，損害企業(yè)長遠(yuǎn)發(fā)展。

短期投資者、金融分析師等多種利益相關(guān)者為企業(yè)帶來了實現(xiàn)短期盈利目標(biāo)的壓力。在利益相關(guān)者施加的內(nèi)外部壓力下，短視的管理者會以犧牲長期投資為代價屈服于短期季度性披露財務(wù)報告業(yè)績的壓力。根據(jù)資源基礎(chǔ)理論，在資源邊界界定明晰的前提下，企業(yè)內(nèi)部實體資產(chǎn)和金融資產(chǎn)兩者之間存在非此即彼的“替代效應(yīng)”。相比于實體資產(chǎn)，金融資產(chǎn)既可以套期保值，又具有較強的流動性與較低的交易成本。因此金融資產(chǎn)短期可能產(chǎn)生的高回報為短視的管理者解決短期財務(wù)壓力提供了配置方案。在實體經(jīng)濟(jì)持續(xù)低迷的大環(huán)境下,管理者在職位保留與晉升的內(nèi)部壓力下會傾向于在短期內(nèi)過度配置金融資產(chǎn)。

此外，聲譽作為一種無形資產(chǎn)，可以為管理者的職業(yè)生涯提升稟賦價值。差的聲譽會嚴(yán)重影響管理者的職業(yè)生涯，而好的職業(yè)聲譽則可以增強管理者的市場議價能力。在聲譽機(jī)制的隱性激勵下，短視的管理者可能沒有耐心去等待企業(yè)長期發(fā)展為其帶來的聲譽福利，因為風(fēng)險與不確定性也會隨著時間而變得不可確定。反之，短視的管理者可能會在資產(chǎn)配置上選擇短期收益率更高的金融資產(chǎn)，在有限期間內(nèi)粉飾財務(wù)數(shù)據(jù)，向外界釋放出積極的企業(yè)發(fā)展信號，以此彰顯個人實力，進(jìn)而提升短期個人聲譽水平。

綜合以上分析，本文提出如下待檢驗假說：

假說1：管理者短視行為促進(jìn)了實體企業(yè)金融資產(chǎn)過度配置。

三、計量模型、指標(biāo)與數(shù)據(jù)

(一)樣本選擇、數(shù)據(jù)來源

本文以2006—2020年中國滬深A(yù)股上市企業(yè)作為研究對象，并參考以往研究，按以下原則進(jìn)行篩選：①剔除金融行業(yè)樣本。②剔除ST和PT的樣本。③剔除資產(chǎn)負(fù)債率大于1和小于0的樣本。④剔除數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重的樣本。⑤對本文所涉及的主要連續(xù)變量，在1%和99%的水平進(jìn)行Winsorize處理。本文年報數(shù)據(jù)主要來源于上海證券交易所網(wǎng)站、深圳證券交易所網(wǎng)站以及巨潮資訊網(wǎng)。其他數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫和Wind數(shù)據(jù)庫。

(二)計量模型

本文的基準(zhǔn)回歸模型如下：

=++

+∑+∑+

(1)

其中，各變量下標(biāo)表示企業(yè)，表示時間。為實體企業(yè)金融資產(chǎn)過度配置的程度，的值越大，表明實體企業(yè)過度配置金融資產(chǎn)的程度越大。為管理者短視行為。為本文的控制變量。另外，為盡可能地吸收固定效應(yīng)，本文同時控制了時間虛擬變量()和行業(yè)虛擬變量()，并采用異方差穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。為隨機(jī)擾動項。

(三)變量定義

1.被解釋變量

借鑒杜勇等、余明桂和王空的研究，本文利用金融資產(chǎn)與總資產(chǎn)的比值來定義企業(yè)金融資產(chǎn)過度配置。其中金融資產(chǎn)的具體計算方法如下：金融資產(chǎn)=交易性金融資產(chǎn)+持有至到期投資凈額+投資性房地產(chǎn)凈額+衍生金融資產(chǎn)+發(fā)放貸款及墊款凈額+可供出售金融資產(chǎn)凈額。

2.解釋變量

管理層討論與分析(Management Discussion and Analysis，下文簡稱MD&A)是上市企業(yè)定期財務(wù)報告中最重要的內(nèi)容之一，詳細(xì)闡述了管理者對于本企業(yè)過去經(jīng)營狀況的評價分析以及對企業(yè)未來發(fā)展趨勢的前瞻性判斷，具有增量價值。

參考胡楠等的研究，首先，確定出MD&A中有關(guān)“短期視野”的直接與間接種子詞集，其中直接大類包含“盡快”“立刻”“馬上”“天內(nèi)”“數(shù)月”“年內(nèi)”；間接大類包含“壓力”“考驗”“契機(jī)”“之際”。其次，利用Word2Vec機(jī)器學(xué)習(xí)技術(shù)，采用CBOW模型(Continuous Bag-of-words Model)對中文年度財務(wù)報告語料進(jìn)行訓(xùn)練。最后，基于詞典法，本文利用式(2)最終得到管理者短視行為指標(biāo)。在式(2)中，_為表征管理者短視行為的詞匯總詞頻，_表示MD&A總詞頻。該指標(biāo)取值越大，表明管理者短視行為越嚴(yán)重。

(2)

3.控制變量

參考彭俞超等、杜勇等的研究，為提高研究精度，本文從企業(yè)特征與治理特征分別控制了一系列影響企業(yè)金融資產(chǎn)過度配置的因素。在企業(yè)特征層面選取企業(yè)規(guī)模()、企業(yè)年齡()、資產(chǎn)負(fù)債率()、成長性()、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)()、有形資產(chǎn)占比()和投資機(jī)會()作為控制變量。在治理特征層面本文選取董事會規(guī)模()、股權(quán)值()和董事會獨立性()作為控制變量。本文所有變量的測量方式如表1所示。

表1 變量定義與說明

四、實證分析

(一)描述性統(tǒng)計

表2給出了所有變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。金融資產(chǎn)過度配置()的最大值為0.222，最小值為0.000，說明樣本中金融資產(chǎn)配置水平存在較大差異。管理者短視行為()的平均值是0.094，標(biāo)準(zhǔn)差為0.083，表明管理層短視行為指標(biāo)具有充分的變異性。此外，控制變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果與現(xiàn)有研究基本保持一致。

表2 描述性統(tǒng)計

(二)相關(guān)性分析

表3給出了相關(guān)性分析的結(jié)果。從相關(guān)系數(shù)來看，管理者短視行為()與金融資產(chǎn)過度配置()在1%的水平上顯著正相關(guān)，初步支持了前文提出的假設(shè)。

表3 相關(guān)性分析

(三)基準(zhǔn)回歸

表4報告了“管理者短視行為-企業(yè)金融資產(chǎn)過度配置”關(guān)系的核心檢驗結(jié)果。模型(1)是僅包含控制變量的估計結(jié)果。模型(2)在原有基礎(chǔ)上納入了核心解釋變量，的系數(shù)為0.008，在1%的水平上顯著為正。這意味著，管理者短視程度越高，越會加劇企業(yè)金融資產(chǎn)過度配置程度，二者之間呈現(xiàn)出顯著正向相關(guān)關(guān)系。由此，本文的假說1得到了經(jīng)驗證據(jù)支持。

表4 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

五、內(nèi)生性檢驗與穩(wěn)健性分析

(一)內(nèi)生性檢驗

1.PSM檢驗

為了排除樣本自選擇問題，借鑒王新光的做法，本文采用傾向得分匹配法(Propensity Score Matching，PSM)，使用一對一最近鄰匹配進(jìn)行檢驗。

首先，本文設(shè)置虛擬變量_：若高于樣本中位數(shù)，則_取1，否則取0。將_=1的樣本界定為實驗組。本文選取如下協(xié)變量：企業(yè)規(guī)模()、企業(yè)年齡()、資產(chǎn)負(fù)債率()、成長性()、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)()、董事會規(guī)模()、股權(quán)值()、董事會獨立性()、股權(quán)集中度(_10)、機(jī)構(gòu)投資者持股比例()、管理層持股比例()、管理層平均年齡()、管理層薪酬總額()、管理層男性占比()、兩權(quán)分離率()、管理層金融背景()和管理層海外背景()。上文未說明衡量方式的協(xié)變量定義如表5所示。

表5 PSM檢驗協(xié)變量補充定義與說明

其次，圖1展示了樣本匹配前后處理組與控制組的傾向得分分布密度函數(shù)。觀察可知在匹配前處理組與控制組的核密度曲線在形狀與位置上均有較大差異，而在匹配后兩曲線分布形態(tài)高度接近。表6給出了樣本匹配前后統(tǒng)計量和標(biāo)準(zhǔn)偏差的變化。在樣本匹配后兩組企業(yè)的特征變量不再具有顯著差異，各特征變量標(biāo)準(zhǔn)偏差的絕對值均不高于2.0%，且與匹配前的結(jié)果相比標(biāo)準(zhǔn)化偏差均大幅縮小。

圖1 PSM匹配前后管理者短視行為(Myopia)的概率分布密度函數(shù)

表6 PSM匹配均衡性的檢驗結(jié)果

最后，本文將匹配后的樣本重新利用式(1)進(jìn)行回歸，結(jié)果如表7第(1)列所示。根據(jù)結(jié)果可知，的估計系數(shù)仍在5%的水平上顯著為正，檢驗結(jié)果與前文基本一致。

表7 內(nèi)生性檢驗

2.Heckman兩階段檢驗

借鑒潘越等的做法，首先，利用前述控制變量集合的一階滯后項作為排除性約束變量與_利用Probit模型進(jìn)行一階段回歸，計算得到逆米爾斯比率()，用以檢驗上一期的上市企業(yè)特征變量與其下一期是否有管理者短視行為(_)之間的相關(guān)性。其次，將第一階段計算得到的作為控制變量，加入式(1)后重新回歸，結(jié)果見表7第(2)列。數(shù)據(jù)顯示，的系數(shù)顯著，說明存在顯著的自選擇效應(yīng)，且主要解釋變量依舊顯著為正(=2.69)，本文的結(jié)論保持不變。

3.兩階段殘差介入法

為進(jìn)一步控制內(nèi)生性，借鑒CHEN等的做法，本文利用兩階段殘差介入法進(jìn)行驗證。首先，本文利用式(3)將解釋變量與其可能的影響因素進(jìn)行回歸。式(3)在式(1)的基礎(chǔ)上增加了可能驅(qū)使管理者短視的變量集合Δ，其中包括企業(yè)虧損狀態(tài)(，當(dāng)企業(yè)凈利潤為負(fù)時取1，否則取0)、股權(quán)集中度(_10)、管理層持股比例()、機(jī)構(gòu)投資者持股比例()、管理層平均年齡()、管理層薪酬總額()、管理層男性占比()、兩權(quán)分離率()、管理層金融背景()與管理層海外背景()。然后，本文將式(3)得到的殘差值作為增量的管理者短視行為(Δ)，利用式(4)進(jìn)行回歸，結(jié)果如表7第(3)列所示。增量的管理者短視行為(Δ)仍然與企業(yè)金融資產(chǎn)過度配置()呈顯著正相關(guān)關(guān)系，表明管理者短視行為對企業(yè)金融資產(chǎn)過度配置的影響在控制了潛在的內(nèi)生性問題后依然成立。

=+Δ+

+∑+∑+

(3)

=++Δ

++∑+∑+

(4)

(二)穩(wěn)健性分析

1.更換因變量的測量方式

參考杜勇等的方法，本文根據(jù)實體企業(yè)是否進(jìn)行了金融資產(chǎn)配置設(shè)置變量_。若實體企業(yè)配置了金融資產(chǎn)，則_取值為1，否則取值為0。需要說明的是，由于_為分類變量，故本文采用Logit模型進(jìn)行回歸。結(jié)果如表8的第(1)列所示，結(jié)果顯示的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，表明在更換因變量的測量方法后本文的主要結(jié)論依舊穩(wěn)健。

表8 穩(wěn)健性檢驗

2.安慰劑檢驗

借鑒CORNAGGIA和LI的做法，本文首先提取所有“企業(yè)-年度”觀測值中變量，然后無放回地隨機(jī)分配到所有觀測值中，最后利用式(1)重新回歸?；貧w結(jié)果如表8第(2)列所示，的系數(shù)為-0.001且不顯著(值為-0.64)，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果存在實質(zhì)差異。因此安慰劑效應(yīng)不存在。

3.剔除特殊事件影響

在2006年，財政部頒布了包括1項基本準(zhǔn)則和38項具體準(zhǔn)則在內(nèi)的新企業(yè)會計準(zhǔn)則，實現(xiàn)了與國際財務(wù)報告準(zhǔn)則的實質(zhì)趨同。此外，2008年的全球金融危機(jī)導(dǎo)致金融資產(chǎn)價格出現(xiàn)劇烈波動。因此，借鑒段軍山和莊旭東的研究，本文在原有樣本年份的基礎(chǔ)上剔除2006—2009年的數(shù)據(jù)后利用式(1)重新回歸，結(jié)果如表8第(3)列所示。的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，通過了穩(wěn)健性檢驗。

4.改變計量方法

由于實體企業(yè)持有的金融資產(chǎn)總額一般不取負(fù)值，因此的取值整體在一個非負(fù)數(shù)區(qū)間，并且有一部分樣本企業(yè)的取值集中為0。本文將回歸模型改用面板Tobit模型重新回歸，結(jié)果如表8第(4)列所示。的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，表明結(jié)果依然具有穩(wěn)健性。

六、進(jìn)一步分析

(一)機(jī)制檢驗

企業(yè)治理主要通過內(nèi)外部兩類解決機(jī)制來規(guī)范企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營，提高管理水平，對企業(yè)績效有著重要影響。在利益相關(guān)者的壓力下，短視的管理者為了提升職業(yè)生涯的稟賦價值與個人聲譽，會通過個人影響力降低治理水平，弱化內(nèi)外部監(jiān)督，進(jìn)而通過分享金融資產(chǎn)的高回報達(dá)到個人目的。因此，管理者短視行為可以通過降低企業(yè)治理水平進(jìn)而促進(jìn)金融資產(chǎn)過度配置。

本文借鑒周茜等的做法，選取管理層薪酬、管理層持股比例、獨立董事比例、董事會規(guī)模、機(jī)構(gòu)投資者持股比例、第二至五大股東持股比例之和與控股股東持股比例之比、董事長與總經(jīng)理是否兩職合一7個指標(biāo)運用主成分分析法構(gòu)建企業(yè)治理變量?？紤]到結(jié)果的可讀性，本文利用主成分分析法中得到的第一主成分的相反數(shù)衡量企業(yè)治理水平()。的值越大，表明企業(yè)治理水平越低。

為了驗證以上機(jī)制，本文構(gòu)建以下3個模型：

=++

+∑+∑+

(5)

=++

+∑+∑+

(6)

=+++

+∑+∑+

(7)

回歸結(jié)果如表9所示。第(1)列考察了管理者短視行為()對金融資產(chǎn)過度配置()的影響。第(2)列考察了管理者短視行為()對企業(yè)治理水平()的影響，結(jié)果顯示的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，表明管理者短視行為降低了企業(yè)治理水平。第(3)列結(jié)果顯示的系數(shù)在1%的水平下顯著為正，的系數(shù)在5%的水平下顯著為正，且該結(jié)果通過了Sobel檢驗。以上結(jié)果表明企業(yè)治理水平在管理者短視行為與金融資產(chǎn)過度配置之間起到了部分中介作用，驗證了“管理者短視行為→企業(yè)治理水平→金融資產(chǎn)過度配置”這一傳導(dǎo)路徑。

(二)異質(zhì)性分析

1.產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的影響

不同于民營企業(yè)，中國國有企業(yè)面臨著來自政府和市場的雙重約束，并且承擔(dān)著政治性和經(jīng)濟(jì)性的雙重責(zé)任，是實行宏觀調(diào)控、參與國際競爭以及保證黨的執(zhí)政地位、國家的長治久安、人民共同富裕的重要力量。因此，經(jīng)營活動的可持續(xù)性是國有企業(yè)區(qū)別于民營企業(yè)更加注重的問題，其金融資產(chǎn)過度配置行為并不明顯。此外，由于國有企業(yè)受到的金融約束小，較少需要通過投資金融資產(chǎn)來儲備流動性，從而出于預(yù)防性動機(jī)的金融資產(chǎn)過度配置行為也并不明顯。綜合以上分析，管理者短視行為促進(jìn)實體企業(yè)金融資產(chǎn)過度配置的作用在民營企業(yè)中效果更顯著。

表9 治理水平的機(jī)制檢驗

為了檢驗上述假說，本文根據(jù)企業(yè)的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分組，分別對國有企業(yè)樣本和民營企業(yè)樣本進(jìn)行回歸考察。表10第(1)、(2)列給出了分組回歸的結(jié)果。第(1)列為民營企業(yè)組，的系數(shù)為0.015，在1%的水平上顯著為正。第(2)列為國有企業(yè)組，的系數(shù)為-0.003，并不具有顯著性。因此，管理者短視行為促進(jìn)實體企業(yè)金融資產(chǎn)過度配置的作用在民營企業(yè)中效果更顯著的猜想得以驗證。

表10 異質(zhì)性分析

2.冗余資源的影響

冗余資源是指企業(yè)的資源池超過企業(yè)維持基本運營的最小需求資源，是企業(yè)的“富余資源”，對企業(yè)的成功起到重要作用。冗余資源的存在為短視的管理者在金融資產(chǎn)過度配置上提供了資源動力。即使資產(chǎn)配置出現(xiàn)偏差與失敗，冗余資源也可以為管理者的短視行為提供資源補償。因此，管理者短視行為促進(jìn)實體企業(yè)金融資產(chǎn)過度配置的作用在高冗余資源的企業(yè)中效果更顯著。

為了檢驗上述假說，借鑒肖紅軍和李井林的研究，本文利用流動比率來測量冗余資源()，并采用分組回歸。按照冗余資源的年度-行業(yè)中位數(shù)對冗余資源程度進(jìn)行分組，將高于冗余資源年度-行業(yè)中位數(shù)的設(shè)置為高冗余資源組，其余為低冗余資源組。表10第(3)、(4)列給出了分組回歸的結(jié)果。第(3)列為低冗余資源組，的系數(shù)為0.004，系數(shù)為正并不具有顯著性。第(4)列為高冗余資源組，的系數(shù)為0.011，在1%的水平上顯著為正。因此，管理者短視行為促進(jìn)實體企業(yè)金融資產(chǎn)過度配置的作用在高冗余資源的企業(yè)中效果更顯著的猜想得以驗證。

3.管理層金融背景的影響

短視的管理者若要進(jìn)行金融資產(chǎn)配置，既需要具有金融專業(yè)背景的管理團(tuán)隊成員把握配置方向，也需要更多可以利用的資金進(jìn)行周轉(zhuǎn)。具有金融背景的管理團(tuán)隊成員對金融行業(yè)的資本運作方式、行業(yè)操作慣例等有著清晰的認(rèn)知，金融資產(chǎn)配置是他們的“舒適圈”，因而具有金融背景的管理團(tuán)隊成員對金融資產(chǎn)投資會有一定的偏向。此外，具有金融背景的管理團(tuán)隊成員可以降低不良績效風(fēng)險與審計風(fēng)險，為企業(yè)金融資產(chǎn)配置提供一定保障。因此，當(dāng)管理團(tuán)隊具有金融背景的成員時，管理者短視行為對金融資產(chǎn)過度配置的影響更顯著。

為了檢驗上述假說，本文根據(jù)企業(yè)管理層金融背景()進(jìn)行分組回歸。表10第(5)、(6)列給出了分組回歸的結(jié)果。第(5)列為不具有金融背景的管理層組，的系數(shù)為0.005，不具有顯著性。第(6)列為具有金融背景的管理層組，的系數(shù)為0.009，在1%的水平上顯著為正。因此，管理者短視行為促進(jìn)實體企業(yè)金融資產(chǎn)過度配置的作用在管理層具有金融背景的企業(yè)中效果更顯著的猜想得以驗證。

七、結(jié)論與啟示

(一)研究結(jié)論

優(yōu)化要素配置，尤其是降低實體企業(yè)過度配置金融資產(chǎn)的趨勢是促進(jìn)中國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要支撐。本文聚焦于微觀層面，以2006—2020年中國滬深A(yù)股上市企業(yè)為樣本，實證檢驗了管理者短視行為對實體企業(yè)金融資產(chǎn)過度配置的影響機(jī)理。研究結(jié)果表明，管理者短視行為對實體企業(yè)金融資產(chǎn)過度配置具有顯著的促進(jìn)作用，并且該結(jié)論通過了PSM檢驗、Heckman兩階段檢驗與兩階段殘差介入法的內(nèi)生性檢驗，在替換因變量、安慰劑檢驗、剔除特殊事件影響、更改計量方法等一系列穩(wěn)健性檢驗后依舊成立。機(jī)制分析驗證了企業(yè)治理水平在管理者短視行為與企業(yè)金融資產(chǎn)過度配置中起到的部分中介作用。異質(zhì)性分析結(jié)果表明，管理者短視行為對實體企業(yè)金融資產(chǎn)過度配置的促進(jìn)作用在民營企業(yè)、冗余資源高與管理層具有金融背景的情境下更為明顯。

(二)啟示與建議

結(jié)合本研究的結(jié)果，主要有以下兩點啟示與建議。

第一，從本文的研究結(jié)論看，金融資產(chǎn)符合短視管理者投資的價值取向。因此，要正確引導(dǎo)實體企業(yè)的資產(chǎn)配置行為，則需要關(guān)注微觀層面上管理者的短視決策行為。高水平的企業(yè)治理體系是約束管理者短視行為的一個有效途徑。因此，董事會應(yīng)該建立內(nèi)外部協(xié)同有效的監(jiān)督體制，積極引導(dǎo)管理者為企業(yè)長遠(yuǎn)發(fā)展謀福利，不做有損企業(yè)長遠(yuǎn)發(fā)展的短視行為決策。

第二，企業(yè)在遴選管理者時，應(yīng)該對其職業(yè)生涯發(fā)展給予柔性考核機(jī)制，不能唯業(yè)績至上實施“一刀切”政策。管理者短視行為的產(chǎn)生不完全歸因于其自身，利益相關(guān)者的多種訴求、企業(yè)的考核評價體系也會制約管理者長久決策的制定，導(dǎo)致資產(chǎn)配置扭曲。因此，柔性的考核機(jī)制可以幫助管理者建立業(yè)績緩沖帶，使得管理者有機(jī)會與時間為企業(yè)長期福利做出努力。