傅 頎，胡港夏

(浙江財經(jīng)大學會計學院，浙江 杭州 310018)

一、引 言

近年來，許多非金融企業(yè)摒棄對主業(yè)的堅守，將資本投入到高報酬率的金融和房地產(chǎn)領(lǐng)域，基于金融渠道的利潤積累日漸成為企業(yè)盈利的主導(dǎo)模式[1]，實體企業(yè)有了明顯的金融化趨向。然而，企業(yè)過度配置金融資產(chǎn)可能引發(fā)實體經(jīng)濟與虛擬經(jīng)濟之間的結(jié)構(gòu)性失衡問題，甚至削弱金融市場的穩(wěn)定性。有效識別影響實體企業(yè)金融化的關(guān)鍵因素，針對性地制定政策促使金融回歸服務(wù)實體經(jīng)濟的本源，對于防范化解金融系統(tǒng)性風險，引領(lǐng)我國經(jīng)濟航船乘風破浪、行穩(wěn)致遠具有深遠意義。

現(xiàn)有研究證實制度環(huán)境[2]、企業(yè)社會責任履行[3]、客戶集中度[4]以及股票流動性[5]等諸多因素均能顯著影響實體企業(yè)金融化程度，但較少有學者關(guān)注文化這一非正式制度及其隱性價值規(guī)范與實體企業(yè)金融化之間的聯(lián)系。事實上，文化在經(jīng)濟生活中扮演著隱性角色，它深刻地影響著企業(yè)的決策和行動。一方面，文化具有塑造個體思維、改變個體偏好以及規(guī)范個體行為的作用[6]；另一方面，企業(yè)管理層為了快速扎根地方以謀求良好發(fā)展，會選擇主動適應(yīng)和融入當?shù)氐奈幕痆7]。文化的影響是深微遠大的，特別是對于中國這樣一個制度建設(shè)尚不完善而文化傳統(tǒng)卻博大精深的新興經(jīng)濟體，理解復(fù)雜的經(jīng)濟問題，尤需重視其背后的文化力量。

基于文化的角度，博彩與賭博具有同質(zhì)性，兩者均體現(xiàn)了人們的賭徒心態(tài)和冒險傾向，這種投機偏好經(jīng)過特定群體共享、傳承與發(fā)展，便形成了獨具一格的地域投機文化。投機文化的冒險屬性能夠幫助企業(yè)克服對創(chuàng)新失敗的膽怯心理，積極推動企業(yè)創(chuàng)新[8]。同樣地，投機文化所刻畫的人的短視主義和風險偏好，在一定程度上也會影響企業(yè)的投資決策?；诖?，本文聚焦地域文化這一獨特維度，探究投機文化與實體企業(yè)金融化程度之間的關(guān)系，旨在為治理當前我國實體企業(yè)“脫實向虛”提供新思路。

本文的研究結(jié)果顯示，企業(yè)經(jīng)營所在地的投機文化加劇了實體企業(yè)金融化，并且在引入工具變量、更換變量衡量方式以及改變回歸樣本等一系列穩(wěn)健性檢驗后，該結(jié)論依然成立。機制檢驗表明，投機文化主要通過增加代理成本和提升管理者過度自信水平這兩條路徑加劇企業(yè)金融化。此外，本文還發(fā)現(xiàn)投機文化對企業(yè)金融化的影響在經(jīng)營所在地法制環(huán)境較差、外部監(jiān)督水平較低以及內(nèi)部控制質(zhì)量較弱的企業(yè)樣本中更為顯著。

本文的主要貢獻有：(1)拓寬了企業(yè)金融化的研究視角。現(xiàn)有研究大多關(guān)注正式制度對實體企業(yè)金融化的影響，忽視了非正式制度在投資決策中的重要作用。本文從非正式制度視角探討了地域文化因素對實體企業(yè)金融資產(chǎn)配置決策的影響和作用路徑，填補了這一研究領(lǐng)域的空白，并為剖析我國實體企業(yè)“脫實向虛”問題提供了新的視角。(2)深化了對投機文化經(jīng)濟后果的認識。投機文化能夠發(fā)揮積極作用，推動企業(yè)創(chuàng)新，但也會給企業(yè)造成一些負面經(jīng)濟后果，如加劇上市企業(yè)控股股東股權(quán)質(zhì)押后的股價崩盤風險[9]、增加企業(yè)費用粘性[10]等，本文的研究結(jié)論為投機文化的負面作用提供了新證據(jù)，也從側(cè)面揭示了營造良好的非正式制度環(huán)境對企業(yè)資源配置決策的重要性。

二、文獻回顧與研究假設(shè)

(一)文獻回顧

企業(yè)金融化是經(jīng)濟“脫實向虛”的微觀體現(xiàn)，其動機可以歸結(jié)為兩方面：一是預(yù)防性動機，即企業(yè)配置金融資產(chǎn)的目的是緩解融資約束，降低財務(wù)困境成本，服務(wù)實體經(jīng)濟[3]；二是投機性動機，即管理層受到企業(yè)內(nèi)部代理問題的驅(qū)動，優(yōu)先選擇配置高收益的金融資產(chǎn)，追求利潤最大化和短期內(nèi)企業(yè)財務(wù)狀況的改善[1]?，F(xiàn)階段我國企業(yè)金融化的主要動因是投機套利，追逐金融資產(chǎn)短期的高回報率[11]。

企業(yè)的金融資產(chǎn)配置程度因外部宏觀環(huán)境和微觀企業(yè)特征的不同而有所差異?，F(xiàn)有研究表明，放松利率管制[2]、降低實體稅負[12]等正式制度能抑制實體企業(yè)金融化，而客戶集中度[4]、股票流動性[5]以及控股股東股權(quán)質(zhì)押[13]等微觀主體特征會顯著提升實體企業(yè)的金融化程度。同時，學者們還發(fā)現(xiàn)提高內(nèi)部控制質(zhì)量[14]能起到降低實體企業(yè)金融化程度的作用。此外，顧雷雷等(2020)發(fā)現(xiàn)社會責任通過緩解融資約束提高了企業(yè)的金融資產(chǎn)配置水平，這體現(xiàn)了金融化的投機性動機[3]。然而，現(xiàn)階段有關(guān)非正式制度對實體企業(yè)金融化影響的討論相對較少，僅有少數(shù)學者考察了社會資本與實體企業(yè)金融化之間的關(guān)系。楊興全等(2021)認為，地區(qū)社會資本通過優(yōu)化融資渠道和減少代理成本緩解了實體企業(yè)的“脫實向虛”[15]。同樣地，信任作為一種重要的社會資本形式也能發(fā)揮治理效應(yīng)，抑制非金融企業(yè)的金融化趨勢[16]。

通過文獻梳理可知，鮮有學者探究文化這一非正式制度與實體企業(yè)金融化之間的關(guān)系。事實上，文化作為一個群體或社會所共享的基本假設(shè)、價值觀、行為規(guī)范和習俗，能夠?qū)€體和企業(yè)行為產(chǎn)生潛移默化的影響[17]，具體到中國這樣一個制度建設(shè)尚不完善而文化傳統(tǒng)卻悠久燦爛的發(fā)展中國家，文化的作用更是不容小覷。已有研究表明，宗教傳統(tǒng)可以提高企業(yè)治理水平，顯著減輕企業(yè)的股價崩盤風險[18]；儒家文化能夠降低代理成本，促進企業(yè)創(chuàng)新[19]。而本文所關(guān)注的地域投機文化也會對微觀企業(yè)行為產(chǎn)生影響，如增強企業(yè)創(chuàng)新意愿[8]、增加控股股東股權(quán)質(zhì)押概率和規(guī)模[9]、增加企業(yè)費用粘性[10]等，但針對投機文化對實體企業(yè)金融化程度影響的研究還較為少見。

(二)研究假設(shè)

通常，企業(yè)高管為了扎根地方經(jīng)濟會主動適應(yīng)和融入企業(yè)經(jīng)營地的文化，即使其個人文化特征不一定能全面主導(dǎo)企業(yè)文化，但能行使自身決策權(quán)，選擇符合本土文化和價值觀的投資項目。同時，方言、社會信任等地方文化均已被證實會對企業(yè)的投融資決策產(chǎn)生重要影響。基于此，本文認為地域投機文化會從以下兩方面影響實體企業(yè)的金融資產(chǎn)配置決策。

一方面，投機文化加重了人的賭徒心態(tài)，這種心態(tài)會驅(qū)使人們的行為決策更加短期化，渴望以最低成本迅速獲得高額報酬，有強烈的實施機會主義行為的動機[20]。具體到企業(yè)層面，企業(yè)經(jīng)營所在地投機文化氛圍容易引發(fā)代理人的機會主義行為，使得委托人不得不加強對代理人的監(jiān)督與約束，導(dǎo)致委托代理合同中的薪酬契約被弱化[21]，進而提高道德風險，加劇企業(yè)內(nèi)部的代理沖突。上述代理問題的存在使企業(yè)產(chǎn)生強烈的實施金融化的短視動機。首先，在第一類代理問題中，高管薪酬與企業(yè)業(yè)績密切關(guān)聯(lián)，而企業(yè)的資源配置決策主要由管理者作出[10]，因此他們有動機與能力利用自身地位、權(quán)力和影響力實施機會主義行為，謀取私有收益，這也是高管短視動機的體現(xiàn)。這種短視行為能夠強化管理者的投機套利偏好，使他們放棄實業(yè)投資，而將資金配置到短期高回報的金融資產(chǎn)上，以期提升企業(yè)業(yè)績。其次，在第二類代理問題中，我國企業(yè)存在控股股東侵占中小股東利益的行為，并且控股股東擁有轉(zhuǎn)移利潤的能力，而金融資產(chǎn)具備流動性強、變現(xiàn)迅速的特征，使其可能成為控股股東進行利潤操縱的工具。因此，在投機文化的影響下，大股東有更強烈的動機利用實際控制權(quán)選擇配置更多的金融資產(chǎn)進行投機套利，進而加劇實體企業(yè)金融化。

另一方面，投機文化提高了人的冒險傾向，經(jīng)常參與博彩消費的人們在面臨不確定性時會持有更樂觀的態(tài)度，也會表現(xiàn)出更強的冒險意愿[22]，不僅容易高估自身能力水平，還容易相信自己擁有足夠多的好運氣獲得成功，這是過度自信的一種表現(xiàn)。過度自信的管理者往往會高估自身能力和項目收益，低估投資失敗的風險，在進行投資決策時，傾向于選擇激進的策略，將更多的企業(yè)資源配置于金融資產(chǎn)。因此，本文認為企業(yè)所在地的投機文化氛圍會導(dǎo)致管理層產(chǎn)生過度自信心理偏差，在這種心理的驅(qū)使下，企業(yè)管理層在進行投資決策時，會更偏好于風險和收益雙高的金融資產(chǎn)，更多關(guān)注金融投資所帶來的高額收益，而低估潛在的風險。

基于此，本文提出研究假設(shè)：

H1：投機文化氛圍越濃厚，該地區(qū)的實體企業(yè)金融化程度越深。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以2008—2020年中國滬深兩市A股主板上市企業(yè)為研究樣本，選擇2008年作為研究起點是因為我國財政部于2008年開始完整披露各省份彩票銷售額的具體情況。各省份彩票銷售額數(shù)據(jù)來自財政部網(wǎng)站，GDP增長率和人口增長率數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局網(wǎng)站，企業(yè)基本財務(wù)數(shù)據(jù)及治理數(shù)據(jù)均來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫。同時，本文對初始樣本進行了如下篩選：(1)剔除金融類和房地產(chǎn)類企業(yè)樣本；(2)剔除ST企業(yè)樣本；(3)剔除資不抵債企業(yè)樣本；(4)剔除上市不滿一年的企業(yè)樣本；(5)剔除相關(guān)變量數(shù)據(jù)缺失的樣本。此外，為消除極端值對研究結(jié)果的影響，對所有連續(xù)變量在1%和99%分位上做了縮尾處理，最終得到28413個企業(yè)-年度有效觀測值。

(二)變量選取

1.被解釋變量：金融化程度(Fin)。本文借鑒李馨子等(2019)的研究，以金融資產(chǎn)占期末總資產(chǎn)的比例衡量[4]。其中，金融資產(chǎn)包括貨幣資金、持有至到期投資、交易性金融資產(chǎn)、衍生金融資產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)、長期股權(quán)投資、應(yīng)收股利和應(yīng)收利息。由于我國2018年開始實施新金融工具準則，規(guī)定不再使用“持有至到期投資”“可供出售金融資產(chǎn)”等科目，新增“債權(quán)投資”“其他債權(quán)投資”“其他權(quán)益工具投資”“其他非流動性金融資產(chǎn)”等科目，因此，對于2018年及之后的數(shù)據(jù)，參考張成思和鄭寧(2020)的做法，將金融化程度定義為包括貨幣資金、交易性金融資產(chǎn)、衍生金融資產(chǎn)、長期股權(quán)投資、應(yīng)收股利、應(yīng)收利息、債權(quán)投資、其他債權(quán)投資、其他權(quán)益工具投資和其他非流動性金融資產(chǎn)等金融資產(chǎn)與企業(yè)期末總資產(chǎn)的比值[23]。

2.解釋變量：投機文化(Gamble)。博彩消費能反映人的投機偏好，若一個地區(qū)的博彩消費水平較高，該地區(qū)往往具有較為濃厚的投機文化氛圍。因此，本文參考陳欣和陳德球(2021)的做法，采用各省份人均彩票銷售額的自然對數(shù)作為投機文化的代理變量[8]。

3.控制變量。為了提高研究結(jié)論的準確性，本文還在模型中加入了一系列會對實體企業(yè)金融化程度產(chǎn)生影響的重要因素，包括資產(chǎn)負債率(Lev)、企業(yè)規(guī)模(Size)、營業(yè)收入增長率(Growth)、稅負(Tax)、企業(yè)年齡(Age)、賬面市值比(Bm)、股權(quán)集中度(Top1)、獨立董事比例(Indr)、管理層持股比例(Msr)、兩職合一(Dual)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(Soe)、GDP增長率(GDP_growth)以及人口增長率(Population_growth)。此外，本文還控制了行業(yè)固定效應(yīng)(Ind)和年份固定效應(yīng)(Year)。

主要變量定義見表1。

表1 主要變量定義

(三)模型構(gòu)建

為驗證地域投機文化與實體企業(yè)金融化程度之間的關(guān)系，本文構(gòu)建多元線性回歸模型(1)進行分析：

Finit=β0+β1Gambleit+∑Controls+∑Ind+ ∑Year+εit

(1)

其中，F(xiàn)in為金融化程度，Gamble為投機文化的代理變量，Controls為控制變量，Ind、Year分別為行業(yè)、年份固定效應(yīng)，ε為誤差項。若投機文化(Gamble)的回歸系數(shù)β1顯著為正，說明投機文化提高了實體企業(yè)金融化程度，本文的假設(shè)H1得到驗證。

四、實證結(jié)果分析

(一)描述性統(tǒng)計

表2列示了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。金融化程度(Fin)的均值為0.244，說明企業(yè)期末金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重接近24.40%，這與李馨子等(2019)[4]的數(shù)據(jù)結(jié)果類似。投機文化(Gamble)的均值為5.591，標準差為0.518，說明不同地區(qū)的投機文化氛圍存在明顯差異，這與陳欣和陳德球(2021)[8]的結(jié)果基本一致。其余控制變量均處于正常范圍。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計

(二)基本回歸分析

表3列示了投機文化對實體企業(yè)金融化影響的回歸結(jié)果。第(1)列單變量回歸結(jié)果顯示，投機文化(Gamble)對金融化程度(Fin)的回歸系數(shù)為0.036，且在1%水平上顯著為正，表明投機文化提高了實體企業(yè)金融化程度，假設(shè)H1得到驗證。第(2)、(3)列逐步控制企業(yè)層面和省份層面的變量，Gamble的回歸系數(shù)仍在1%水平上顯著為正，符號和顯著性均未發(fā)生實質(zhì)性變化，說明本文的研究結(jié)果較為穩(wěn)健。

表3 基準回歸結(jié)果

(三)內(nèi)生性問題

為了緩解內(nèi)生性問題，本文進行了如下檢驗：(1)工具變量法。以各地區(qū)中國足球超級聯(lián)賽(下文簡稱中超)球隊和中國男子籃球職業(yè)聯(lián)賽(下文簡稱CBA)球隊數(shù)量(Ballteam)作為工具變量，在模型(1)基礎(chǔ)上進行兩階段回歸。競猜型彩票是體育彩票的一種類型，在世界范圍內(nèi)備受彩民青睞，我國競猜型彩票以競彩足球和競彩籃球為主。中超和CBA是國內(nèi)影響力較大的體育賽事，如果一個地區(qū)參賽球隊數(shù)量較多，該地區(qū)的人們往往會更關(guān)注賽事情況，購買彩票的積極性也更高，投機性更強[20]。因此，本文預(yù)期企業(yè)所在地中超球隊和CBA球隊數(shù)量與投機文化正相關(guān)，而各地區(qū)參賽球隊數(shù)量與企業(yè)的金融資產(chǎn)配置行為之間并不存在必然聯(lián)系，符合外生性的要求。(2)控制省份固定效應(yīng)。為了緩解潛在的遺漏變量問題，本文在模型(1)的基礎(chǔ)上進一步控制了省份固定效應(yīng)。(3)雙重聚類調(diào)整。為控制異方差和序列相關(guān)的影響，本文借鑒Petersen(2009)的做法，在企業(yè)和省份層面對標準誤進行了雙重聚類調(diào)整[24]。由表4結(jié)果可知，在控制了內(nèi)生性問題之后，本文的研究結(jié)論依然不變。

表4 內(nèi)生性問題的處理

(四)穩(wěn)健性檢驗

(1)更換解釋變量的衡量方式。本文重新構(gòu)建Gamble_D作為投機文化的代理指標，若當年該地區(qū)人均彩票銷售額高于全國各地區(qū)的中位數(shù)，則Gamble_D取1，否則為0。同時，僅保留投機文化持續(xù)較高和持續(xù)較低的樣本，即選擇企業(yè)所在省份人均彩票銷售額在樣本區(qū)間內(nèi)所有年度中均高于中位數(shù)或低于中位數(shù)的樣本進行回歸。(2)改變被解釋變量的衡量方式。首先，基于顧雷雷等(2020)的研究，重新劃分金融資產(chǎn)，定義Fin1為包括交易性金融資產(chǎn)、衍生金融資產(chǎn)、其他應(yīng)收款、買入返售金融資產(chǎn)、一年內(nèi)到期的非流動資產(chǎn)、其他流動資產(chǎn)、發(fā)放貸款及墊款、可供出售金融資產(chǎn)、持有至到期投資、長期股權(quán)投資、投資性房地產(chǎn)以及其他非流動資產(chǎn)在內(nèi)的金融資產(chǎn)與期末總資產(chǎn)的比值[3]；其次，以金融資產(chǎn)總規(guī)模的自然對數(shù)(Fin2)衡量實體企業(yè)金融化程度。(3)子樣本回歸檢驗。制造業(yè)是實體經(jīng)濟的命脈，本文僅保留制造業(yè)企業(yè)樣本進行分析檢驗。此外，2008年爆發(fā)的全球金融危機和2015年我國A股市場的異常波動均會對金融資產(chǎn)定價產(chǎn)生巨大影響，為了盡可能減小這些外生事件的影響，本文剔除2008年和2015年這兩個年份的觀測值重新進行回歸。由表5結(jié)果可知，本文的結(jié)論依然穩(wěn)健。

表5 其他穩(wěn)健性檢驗

五、作用機制檢驗

實證研究結(jié)果表明，地域投機文化加劇了實體企業(yè)“脫實向虛”。根據(jù)前文的分析，地域投機文化對實體企業(yè)金融化程度的提高作用可能存在“投機文化—代理成本—金融化程度”和“投機文化—過度自信—金融化程度”兩條路徑。為此，本文構(gòu)建如下模型，分別檢驗代理成本和過度自信的中介作用。

Agencyit=β0+β1Gambleit+∑Controls+∑Ind+∑Year+εit

(2)

Finit=γ0+γ1Gambleit+γ2Agencyit+∑Controls+∑Ind+∑Year+εit

(3)

Overconfidenceit=β0+β1Gambleit+∑Controls+∑Ind+∑Year+εit

(4)

Finit=γ0+γ1Gambleit+γ2Overconfidenceit+∑Controls+∑Ind+∑Year+εit

(5)

(一)投機文化、代理成本與企業(yè)金融化

本文使用管理費用率(管理費用/主營業(yè)務(wù)收入)作為代理成本(Agency)的衡量指標，利用模型(2)和(3)進行回歸分析。表6第(1)列為投機文化(Gamble)對代理成本(Agency)的回歸結(jié)果，Gamble的估計系數(shù)在10%水平上顯著為正，說明企業(yè)所在地的投機文化氛圍越濃厚，企業(yè)內(nèi)部代理成本越高。第(2)列同時納入解釋變量和中介變量進行回歸，Gamble和Agency的回歸系數(shù)均在1%水平上顯著為正，與基準回歸結(jié)果比較，投機文化(Gamble)的回歸系數(shù)略有下降。同時，本文還進行了Sobel檢驗，Z統(tǒng)計量的值為4.396，在1%水平上顯著，表明代理成本起到部分中介作用，即投機文化通過增加代理成本提高了實體企業(yè)金融化程度，支持“投機文化—代理成本—金融化程度”這一路徑。

(二)投機文化、過度自信與企業(yè)金融化

參考姜付秀等(2009)的研究，本文使用薪酬最高的前三名高管薪酬之和/所有高管的薪酬之和作為管理層過度自信(Overconfidence)的衡量指標[25]。表6第(3)列結(jié)果顯示，投機文化(Gamble)的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，表明企業(yè)所在地投機文化容易導(dǎo)致管理層過度自信。第(4)列Gamble和Overconfidence的回歸系數(shù)均在1%水平上顯著為正，且Gamble的回歸系數(shù)相較基準回歸結(jié)果有所下降。此外，Sobel檢驗的Z統(tǒng)計量的值為6.097，在1%水平上顯著，表明過度自信起到部分中介作用，即投機文化通過提高管理層過度自信水平加劇了實體企業(yè)金融化，支持“投機文化—過度自信—金融化程度”這一路徑。

表6 作用機制檢驗結(jié)果

六、異質(zhì)性分析

(一)基于地區(qū)法制環(huán)境的異質(zhì)性分析

在法制環(huán)境較好的地區(qū)，司法和執(zhí)法更為嚴格，當?shù)仄髽I(yè)面臨的訴訟風險和潛在法律成本較高[26]，這在一定程度上限制了管理層的機會主義行為，緩解了股東與管理層之間的代理沖突。另外，法制環(huán)境良好的地區(qū)其投資者保護力度較強，能夠降低控股股東實施利益侵占獲取私有收益的可能性，遏制大股東的資金占用行為，減緩第二類代理沖突問題?；诖耍疚念A(yù)期在法制環(huán)境較差的地區(qū)，投機文化對實體企業(yè)金融化程度的影響更為顯著。為此，本文采用《中國分省份市場化進程報告(2016)》中的市場中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境評分指數(shù)(1)由于該報告僅提供了2008—2014年的數(shù)據(jù)，本文以歷年該指數(shù)的平均增長率預(yù)測其余年份的數(shù)值。衡量地區(qū)法制環(huán)境[27]，并按年度中位數(shù)將樣本劃分為法制環(huán)境差和法制環(huán)境好兩組，分別利用模型(1)進行回歸分析。表7結(jié)果顯示，在法制環(huán)境差的樣本組中，投機文化(Gamble)的回歸系數(shù)在5%水平上顯著為正，而在法制環(huán)境好的樣本組中，Gamble的回歸系數(shù)為負且不顯著。同時，組間系數(shù)差異性檢驗的P值為0.0821，在10%水平上顯著，表明投機文化對實體企業(yè)金融化程度的顯著影響主要存在于經(jīng)營所在地法制環(huán)境較差的企業(yè)中。

(二)基于企業(yè)外部監(jiān)督水平的異質(zhì)性分析

較高的外部監(jiān)督水平有助于降低信息不對稱，緩解管理層與治理層之間的代理問題，制約管理層的短期投機性行為。證券分析師作為一種外部監(jiān)督力量，能夠長期跟蹤持續(xù)關(guān)注企業(yè)動態(tài)，發(fā)布特質(zhì)性信息幫助投資者了解企業(yè)決策情況，實現(xiàn)對企業(yè)更嚴格的監(jiān)督，從而減輕管理者的短視主義和過度自信，抑制其通過金融化實現(xiàn)經(jīng)營業(yè)績提高的投機性資源配置傾向[28]。因此，本文預(yù)期投機文化對實體企業(yè)金融化程度的負面效應(yīng)在外部監(jiān)督水平較低的企業(yè)中更為顯著。為此，本文以分析師跟蹤人數(shù)衡量外部監(jiān)督水平，并按年度中位數(shù)將樣本劃分為外部監(jiān)督弱和外部監(jiān)督強兩組，利用模型(1)進行回歸分析。表7結(jié)果顯示，在外部監(jiān)督弱的樣本組中，投機文化(Gamble)的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，而在外部監(jiān)督強的樣本組中，Gamble的回歸系數(shù)并不顯著。同時，組間差異性檢驗的P值為0.0121，在5%水平上顯著。由此可知，當企業(yè)面臨較強的外部監(jiān)督時，投機文化對實體企業(yè)金融化程度的負面影響被削弱。

(三)基于內(nèi)部控制質(zhì)量的異質(zhì)性分析

內(nèi)部控制在企業(yè)投資行為中發(fā)揮著重要的作用。高質(zhì)量的內(nèi)部控制能夠幫助投資者清楚地了解企業(yè)投資決策情況，有效地約束管理者的利己行為，促使管理層從長遠發(fā)展的角度出發(fā)，適度配置金融資產(chǎn)，而將更多資源投入到實業(yè)發(fā)展之中[29]。因此，本文預(yù)期投機文化對實體企業(yè)金融化程度的影響在內(nèi)部控制質(zhì)量較低的企業(yè)中更為顯著。為此，本文參考周美華等(2016)[30]的做法，采用深圳迪博內(nèi)部控制信息披露指數(shù)(2)內(nèi)部控制數(shù)據(jù)來自迪博(DIB)內(nèi)部控制與風險管理數(shù)據(jù)庫。衡量內(nèi)部控制強度，并根據(jù)年度中位數(shù)將樣本劃分為內(nèi)部控制質(zhì)量低和內(nèi)部控制質(zhì)量高兩組進行回歸分析。表7結(jié)果顯示，在內(nèi)部控制質(zhì)量低的樣本組中，投機文化(Gamble)的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，而在內(nèi)部控制質(zhì)量高的樣本組中，Gamble的回歸系數(shù)不顯著。另外，組間差異性檢驗的P值為0.0069，在1%水平上顯著?？梢?，高質(zhì)量的內(nèi)部控制能夠弱化投機文化對實體企業(yè)金融化程度的負面效應(yīng)。

表7 分組回歸結(jié)果

七、研究結(jié)論與啟示

文化對企業(yè)行為的影響是近年學術(shù)界關(guān)注的熱點之一，本文實證檢驗了地域投機文化與實體企業(yè)金融化程度之間的關(guān)系。研究結(jié)果顯示，企業(yè)經(jīng)營所在地的投機文化與實體企業(yè)金融化程度呈正相關(guān)關(guān)系。機制分析發(fā)現(xiàn)，投機文化所催生的短視主義和冒險傾向通過加劇企業(yè)內(nèi)部代理沖突和提高管理層過度自信水平，強化了代理人通過投資金融資產(chǎn)獲取高額收益以謀取私利的動機，進而提高了實體企業(yè)金融化程度。異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，投機文化對金融化程度的提高作用在地區(qū)法制環(huán)境較差、分析師跟蹤人數(shù)較少和內(nèi)部控制質(zhì)量較低的企業(yè)樣本中更為顯著。依據(jù)研究結(jié)論，培育良好的法制環(huán)境、提升企業(yè)外部監(jiān)督水平以及強化內(nèi)部控制，能夠弱化投機文化對實體企業(yè)金融化程度產(chǎn)生的負面效應(yīng)。這為理解地方文化與實體企業(yè)“脫實向虛”的關(guān)系提供了新的經(jīng)驗證據(jù)。

本文結(jié)論有以下兩點啟示：第一，我國政府在防止企業(yè)“脫實向虛”、壯大實體經(jīng)濟的過程中，應(yīng)注重培育良好的非正式制度環(huán)境和法制環(huán)境，辨析地方文化在經(jīng)濟發(fā)展中的正反兩方面作用，爭取讓文化的優(yōu)秀內(nèi)涵為實體經(jīng)濟發(fā)展添磚加瓦;第二，企業(yè)要完善內(nèi)外部治理機制，約束內(nèi)部人的各種投機主義行為，還要積極倡導(dǎo)優(yōu)秀企業(yè)文化建設(shè)，努力提高員工素養(yǎng)，實現(xiàn)企業(yè)可持續(xù)高質(zhì)量發(fā)展。