鄭麗雅 易憲容

摘要：本文結(jié)合我國(guó)非金融企業(yè)脫實(shí)向虛行為的形成機(jī)制及微觀(guān)層面企業(yè)發(fā)展的特征事實(shí)，基于“管理層監(jiān)督機(jī)制”和“信息質(zhì)量”雙重視角探究抑制企業(yè)脫實(shí)向虛行為的內(nèi)在機(jī)制，并以2007-2019年我國(guó)滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù)為樣本，回歸擬合出企業(yè)最優(yōu)的金融化水平。研究發(fā)現(xiàn)：管理層持股比例的增加顯著抑制企業(yè)脫實(shí)向虛行為，可能的內(nèi)在機(jī)制是管理層持股比例增加通過(guò)弱化企業(yè)管理層與股東信息不對(duì)稱(chēng)及弱化管理層自利動(dòng)機(jī)、強(qiáng)化信息質(zhì)量等維度降低管理層自利動(dòng)機(jī)，進(jìn)而抑制企業(yè)脫實(shí)向虛的行為。因此，企業(yè)應(yīng)當(dāng)重視管理層監(jiān)督及管理層激勵(lì)機(jī)制，培育良好的公司內(nèi)部治理環(huán)境抑制企業(yè)脫實(shí)向虛，以推進(jìn)微觀(guān)層面實(shí)體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

關(guān)鍵詞：脫實(shí)向虛行為；?金融化；?信息不對(duì)稱(chēng)；?激勵(lì)機(jī)制

中圖分類(lèi)號(hào)：F271；F842.69文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文章編號(hào)：1001-148X（2023）03-0146-07

收稿日期：2022-10-20

作者簡(jiǎn)介：鄭麗雅（1990-），女，山東青島人，講師，博士，研究方向：數(shù)字經(jīng)濟(jì)、公司金融；易憲容（1958-），本文通訊作者，男，北京人，教授，博士，研究方向：中國(guó)金融、國(guó)際金融、金融科技；Safi?Adnan（1989-），男，巴基斯坦人，特聘副教授，博士，研究方向：環(huán)境金融、公司金融。

一、引言

近幾年，伴隨著我國(guó)宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)下行，實(shí)體企業(yè)利潤(rùn)率下降，出現(xiàn)了大量非金融企業(yè)產(chǎn)業(yè)空心化的現(xiàn)象，企業(yè)脫實(shí)向虛日益凸顯。二十大報(bào)告中針對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)“脫實(shí)向虛”現(xiàn)象明確指出，要堅(jiān)持把發(fā)展經(jīng)濟(jì)的著力點(diǎn)放在實(shí)體經(jīng)濟(jì)上，推進(jìn)新型工業(yè)化，加快建設(shè)制造強(qiáng)國(guó)、質(zhì)量強(qiáng)國(guó)、航天強(qiáng)國(guó)、交通強(qiáng)國(guó)、網(wǎng)絡(luò)強(qiáng)國(guó)、數(shù)字中國(guó)，助力中國(guó)實(shí)體經(jīng)濟(jì)扎扎實(shí)實(shí)攀登高峰。

理論上，隨著金融市場(chǎng)的繁榮發(fā)展，非金融企業(yè)應(yīng)該適當(dāng)持有一定比例的金融資產(chǎn)，確實(shí)可以緩解企業(yè)的融資約束，為企業(yè)的研發(fā)及主業(yè)的發(fā)展提供更充足的現(xiàn)金流。因此，企業(yè)適度投資金融產(chǎn)品并非脫實(shí)向虛，是無(wú)需要過(guò)度擔(dān)心的。然而，如果企業(yè)大量的資金涉足于金融行業(yè)或金融產(chǎn)品，那么必將會(huì)引起實(shí)體企業(yè)產(chǎn)業(yè)空心化，從而出現(xiàn)實(shí)體企業(yè)脫實(shí)向虛的行為［1］。那就意味著實(shí)體企業(yè)偏離生產(chǎn)，淪為“游資炒作”的融資平臺(tái)，嚴(yán)重拖累實(shí)體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，甚至?xí)鹞⒂^(guān)層面股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)的發(fā)生。此外，非金融企業(yè)脫實(shí)向虛的行為還會(huì)吹大金融市場(chǎng)的泡沫，使得虛擬經(jīng)濟(jì)過(guò)度膨脹，引發(fā)嚴(yán)重的經(jīng)濟(jì)危機(jī)甚至?xí)绊懡鹑谙到y(tǒng)的穩(wěn)定。因此，探究如何抑制實(shí)體企業(yè)脫實(shí)向虛的行為具有重要理論價(jià)值和現(xiàn)實(shí)意義。

本文的邊際貢獻(xiàn)如下：第一，本文通過(guò)動(dòng)態(tài)模型分離出企業(yè)是否存在脫實(shí)向虛的行為試圖從根源上探討企業(yè)脫實(shí)向虛行為產(chǎn)生的根本原因。同時(shí)，考慮到管理層在企業(yè)決策中的關(guān)鍵地位，試圖從管理層的視角尋求可能抑制企業(yè)脫實(shí)向虛行為的因素。第二，本文基于Logit模型從動(dòng)態(tài)角度考察管理層持股對(duì)企業(yè)脫實(shí)向虛行為選擇的影響，并運(yùn)用傾向得分匹配法實(shí)證分析了管理層持股較高的企業(yè)和管理層持股較低的企業(yè)對(duì)企業(yè)脫實(shí)向虛行為的差異，從動(dòng)態(tài)角度實(shí)證分析了企業(yè)脫實(shí)向虛的現(xiàn)象，從微觀(guān)角度進(jìn)一步豐富了企業(yè)脫實(shí)向虛研究的相關(guān)理論。第三，本文在現(xiàn)有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上闡釋了企業(yè)脫實(shí)向虛行為是管理層短視的結(jié)果，同時(shí)進(jìn)一步研究指出管理層持股能夠通過(guò)提升管理層監(jiān)督機(jī)制、提升企業(yè)信息質(zhì)量等渠道降低管理層短視行為，從而有效地降低企業(yè)脫實(shí)向虛的行為。

二、理論分析與研究假設(shè)

關(guān)于企業(yè)脫實(shí)向虛現(xiàn)有研究主要圍繞其背后的動(dòng)因和產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)后果兩個(gè)方面。關(guān)于企業(yè)脫實(shí)向虛的動(dòng)因，學(xué)術(shù)界基本一致認(rèn)為實(shí)體經(jīng)濟(jì)的停滯及利潤(rùn)率的下降是引起企業(yè)脫實(shí)向虛行為的根本原因。一方面，傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)利潤(rùn)率的下降導(dǎo)致企業(yè)尋求其他獲得更高利潤(rùn)率的渠道，進(jìn)而使得經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的中心從傳統(tǒng)的生產(chǎn)活動(dòng)轉(zhuǎn)移到金融行業(yè)［2］。Orhangazi（2008）指出企業(yè)的脫實(shí)向虛行為會(huì)降低企業(yè)的投資效率，尤其是當(dāng)企業(yè)投資不足時(shí)，企業(yè)脫實(shí)向虛行為的擠出效應(yīng)尤其明顯，從而使得企業(yè)的投資效率進(jìn)一步偏離最優(yōu)投資水平，從而增加企業(yè)的非效率投資［3］。Jiang?et?al.（2010）以中國(guó)市場(chǎng)為例從市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的角度對(duì)其進(jìn)行了進(jìn)一步的闡釋?zhuān)赋鼋鼛啄曛袊?guó)激烈的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)降低了實(shí)體企業(yè)的利潤(rùn)率，惡化了企業(yè)對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的投資意愿，為了追逐更高的利潤(rùn)，企業(yè)更傾向于投資周期短、回報(bào)高的金融產(chǎn)品［4］。另一方面，基于資本的逐利性及金融和房地產(chǎn)的暴利驅(qū)使，大量非金融企業(yè)涉足房地產(chǎn)和金融領(lǐng)域。尤其是近幾年，房地產(chǎn)價(jià)格攀升及買(mǎi)漲不買(mǎi)跌的心理推升了資本市場(chǎng)的上漲預(yù)期，基于樂(lè)觀(guān)的預(yù)期下資本市場(chǎng)顯著增加對(duì)房地產(chǎn)的購(gòu)買(mǎi)量和投入進(jìn)而減少了實(shí)體企業(yè)的投資，從而對(duì)實(shí)體企業(yè)產(chǎn)生“擠出”效應(yīng)。穆林娟以中國(guó)雅戈?duì)柟?013-2018年公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)對(duì)雅戈?duì)柍钟猩鲜泄究晒┏鍪劢鹑谫Y產(chǎn)數(shù)據(jù)與雅戈?duì)栔鳡I(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)關(guān)系進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)伴隨著企業(yè)投資金融資產(chǎn)收益的增加，其主營(yíng)服裝板塊的利潤(rùn)率出現(xiàn)了下降的趨勢(shì)，說(shuō)明該公司金融資產(chǎn)投資擠占了其主營(yíng)業(yè)務(wù)的發(fā)展，抑制了其實(shí)體經(jīng)濟(jì)的收益［5］。2011年后我國(guó)宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)下行，生產(chǎn)要素成本提高及過(guò)剩的產(chǎn)能都進(jìn)一步壓榨了實(shí)體企業(yè)的利潤(rùn)空間，進(jìn)一步迫使實(shí)體企業(yè)投資于金融和房地產(chǎn)等行業(yè)，導(dǎo)致了實(shí)體企業(yè)產(chǎn)業(yè)空心化嚴(yán)重。此外，經(jīng)濟(jì)政策不確定性減弱會(huì)抑制企業(yè)投資金融資產(chǎn)配置，如果宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)上行，企業(yè)融資約束降低，這會(huì)使得企業(yè)更容易進(jìn)行擴(kuò)張和投資，增加企業(yè)的項(xiàng)目投資機(jī)會(huì)，從而一定程度減緩企業(yè)金融資產(chǎn)配置的程度［6］。

關(guān)于企業(yè)脫實(shí)向虛的經(jīng)濟(jì)后果，現(xiàn)有研究主要從蓄水池效應(yīng)和金融穩(wěn)定兩個(gè)方面進(jìn)行研究。一方面，在企業(yè)面臨融資約束緊張時(shí)，配置金融資產(chǎn)的實(shí)體企業(yè)可以通過(guò)出售其金融資產(chǎn)緩解融資約束和財(cái)務(wù)困境，改善企業(yè)的現(xiàn)金流，進(jìn)而有利于企業(yè)擴(kuò)大經(jīng)營(yíng)及再投資［7-8］。鄧超等以我國(guó)2007-2017年A股上市的非金融企業(yè)為研究對(duì)象，運(yùn)用面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸得出結(jié)論認(rèn)為企業(yè)金融資產(chǎn)持有比例與主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)率并非線(xiàn)性關(guān)系，在一定閾值之前企業(yè)持有金融資產(chǎn)會(huì)顯著增加企業(yè)的主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)率，而超過(guò)一定閾值以后企業(yè)過(guò)度持有金融資產(chǎn)反而會(huì)抑制企業(yè)主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)率，二者呈U型關(guān)系且其金融化程度伴隨著股東利益最大化的概念增強(qiáng)而加深。在市場(chǎng)需求低迷及外部環(huán)境不確定性較強(qiáng)時(shí)，企業(yè)更傾向于持有金融性資產(chǎn)作為風(fēng)險(xiǎn)對(duì)沖的工具。因?yàn)橄啾容^于其他資產(chǎn)而言，金融資產(chǎn)本身具有周期短、回報(bào)高、流動(dòng)性強(qiáng)等特點(diǎn)，持有一定比例的金融資產(chǎn)既可以增強(qiáng)企業(yè)的流動(dòng)性，也可以為企業(yè)運(yùn)營(yíng)等提供一定的現(xiàn)金流，緩解其融資約束，短期內(nèi)改善企業(yè)的盈利水平［9］。對(duì)于我國(guó)中小企業(yè)而言，中小企業(yè)規(guī)模相對(duì)較小，信息披露程度不完善，相比較于國(guó)有企業(yè)，中小企業(yè)普遍面臨融資難及融資成本相對(duì)較高的問(wèn)題。當(dāng)宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)不確定性增加時(shí)，中小企業(yè)為了緩解融資約束更傾向于進(jìn)行金融資產(chǎn)配置緩解公司的流動(dòng)性、降低企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)等問(wèn)題［10］。吳軍和陳麗萍（2018）基于我國(guó)2007-2015年上市公司平衡樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)在風(fēng)險(xiǎn)可控的前提下，企業(yè)適度比例配置金融資產(chǎn)不僅可以改善企業(yè)的現(xiàn)金流，增加現(xiàn)金的利用率，還可以提升企業(yè)的利潤(rùn)率，對(duì)降低非金融企業(yè)的杠桿率也能夠起到積極的作用［11］。當(dāng)然，也有學(xué)者提出不同觀(guān)點(diǎn)，劉景卿和李璐（2021）研究發(fā)現(xiàn)我國(guó)企業(yè)金融化具有顯著的同族傳染效應(yīng)，進(jìn)一步利用部門(mén)間投入產(chǎn)出關(guān)聯(lián)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)實(shí)體企業(yè)金融化顯著負(fù)向影響金融穩(wěn)定［12］。彭俞超等（2018）基于股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)角度研究也給予同樣的結(jié)論，即非金融企業(yè)的金融投資每增加1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，未來(lái)一期的股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)約增加5.5%的標(biāo)準(zhǔn)差。進(jìn)一步研究表明伴隨企業(yè)較高的破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)及較高的股價(jià)波動(dòng)時(shí)，企業(yè)金融投資水平與股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)之間關(guān)系更加顯著，而有效的內(nèi)部控制及較高的信息透明度可以抑制企業(yè)脫實(shí)向虛與股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)之間的關(guān)系［13］。

綜上所述，現(xiàn)有研究還存在以下拓展空間：第一，現(xiàn)有研究詳盡地考察了企業(yè)脫實(shí)向虛行為的動(dòng)因和經(jīng)濟(jì)后果，但是現(xiàn)有文獻(xiàn)都將金融化視為同質(zhì)行為，事實(shí)上，企業(yè)金融化應(yīng)該可以劃分為金融化不足、最優(yōu)金融化及過(guò)度金融化，且三種不同情況對(duì)企業(yè)的影響存在差異，僅有過(guò)度金融化才會(huì)對(duì)企業(yè)投資產(chǎn)生擠出效應(yīng)及對(duì)股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)產(chǎn)生顯著影響。因此，不能將企業(yè)金融化完全負(fù)面化，而應(yīng)該從中將企業(yè)金融化不足與過(guò)度金融化分離出來(lái)進(jìn)行分別探討，才能夠更有利于制定具有針對(duì)性地抑制企業(yè)脫實(shí)向虛的政策和方針。第二，現(xiàn)有研究著重探討了外部政策的不確定性、分析師追蹤人數(shù)、企業(yè)的融資約束與企業(yè)脫實(shí)向虛的關(guān)系，忽視了企業(yè)管理層的作用。管理層作為企業(yè)的核心，在企業(yè)扮演著至關(guān)重要的位置，本文試圖基于管理層持股比例這一微觀(guān)角度探索管理層持股比例高低是否會(huì)影響企業(yè)脫實(shí)向虛行為的選擇。理論上講，一方面管理層持股能夠降低管理層自利的動(dòng)機(jī)，有效地避免管理層通過(guò)配置較多的金融資產(chǎn)掩蓋不良資產(chǎn)負(fù)債表獲取短期利益的行為。另一方面，現(xiàn)有研究中證實(shí)管理層持股是一種較為有效的監(jiān)督機(jī)制，可以有效地降低管理層與股東之間利益不一致的問(wèn)題，從而緩解委托代理問(wèn)題，優(yōu)化企業(yè)的投資決策，從而有效地避免企業(yè)在管理過(guò)程中出現(xiàn)脫實(shí)向虛的行為。綜上所述，本文提出如下假設(shè)：管理層持股比例的增加降低企業(yè)脫實(shí)向虛行為選擇的概率。

三、樣本選擇與研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

考慮到我國(guó)企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則于2006年修訂，因此本文的樣本區(qū)間為2007-2019年。根據(jù)研究慣例，本文剔除了金融業(yè)的樣本、主要變量存在缺失值的樣本，以及處于特殊狀態(tài)（ST、*ST、暫停上市、退市）的樣本，并且為了排除極端值的影響對(duì)所有連續(xù)變量在前后1%的水平上進(jìn)行了縮尾處理。最終，本文所使用的樣本中包含12668個(gè)企業(yè)－年份觀(guān)測(cè)值。

（二）變量定義

1.企業(yè)過(guò)度金融化

本文借鑒前人的研究［14］，采用金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比值來(lái)定義企業(yè)金融化。借鑒宋軍等學(xué)者的做法，將交易性金融資產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)、衍生金融資產(chǎn)、發(fā)放貸款及墊款、買(mǎi)入返售金融資產(chǎn)、持有至到期投資和投資性房地產(chǎn)七類(lèi)資產(chǎn)界定為金融資產(chǎn)，由于房地產(chǎn)具有金融屬性，因此本文將房地產(chǎn)投資化作金融資產(chǎn)，而由于貨幣資金大多用于企業(yè)生產(chǎn)運(yùn)營(yíng)及日常經(jīng)營(yíng)，因此本文將貨幣資金剔除。

綜上，設(shè)定金融化程度（Finance）計(jì)算公式如下：

Financei，t=將交易性金融資產(chǎn)+衍生金融資產(chǎn)+買(mǎi)入返售金融資產(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+投資性房地產(chǎn)總資產(chǎn)

（1）

在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步構(gòu)建金融化適度性甄別模型（2）并且對(duì)企業(yè)的目標(biāo)金融化水平進(jìn)行擬合得出企業(yè)實(shí)際金融化水平與目標(biāo)金融化水平的差距。如果企業(yè)實(shí)際金融化水平大于模型預(yù)測(cè)的企業(yè)目標(biāo)金融化水平時(shí)，說(shuō)明企業(yè)存在脫實(shí)向虛行為，該指標(biāo)偏離越多，說(shuō)明企業(yè)脫實(shí)向虛行為的概率越高。

Financei，t=0+1Financei，t－1+2Growthi，t－1+3Levi，t－1+4CFOi，t－1+5Sizei，t－1+6Agei，t－1+7ROAi，t－1+φt+τt+ε（2）

其中Financei，t表示實(shí)體企業(yè)當(dāng)期金融化程度，F(xiàn)inancei，t-1表示實(shí)體企業(yè)上期金融化程度；ROAi，t-1表示企業(yè)資產(chǎn)報(bào)酬率，以上期營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率表示；Levi，t-1表示企業(yè)財(cái)務(wù)杠桿，以上期資產(chǎn)負(fù)債率表示；CFOi，t-1表示企業(yè)現(xiàn)金流狀況，以上期經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金凈流量表示；Sizei，t-1表示企業(yè)規(guī)模，以上期資產(chǎn)總額取自然對(duì)數(shù)表示；ROEi，t-1表示企業(yè)上市年限，以ln［（上期年份-上市年份）+1］計(jì)算所得；Industry、Year分別表示行業(yè)和年度虛擬變量。本文對(duì)模型（2）采用最小二乘法回歸擬合出實(shí)體企業(yè)最優(yōu)金融化水平，然后以實(shí)際金融化水平減去最優(yōu)金融化水平得到實(shí)體企業(yè)過(guò)度金融化程度指標(biāo)，其值越大表明過(guò)度金融化的可能性越大；同時(shí)，借鑒Richardson（2006）構(gòu)建的非效率投資模型的思想，設(shè)置實(shí)體企業(yè)過(guò)度金融化虛擬變量FRTV反映是否存在企業(yè)脫實(shí)向虛行為，當(dāng)回歸結(jié)果殘差大于0時(shí)表示存在脫實(shí)向虛行為，F(xiàn)RTV取值為1，否則取值為0。

2.管理層持股比例

本文沿用前人的研究［15］，本文使用管理層持股數(shù)量/股本衡量管理層持股情況。

（三）模型設(shè)定

基于上文的理論分析，本文認(rèn)為管理層持股會(huì)通過(guò)強(qiáng)化管理層監(jiān)督機(jī)制及增強(qiáng)企業(yè)信息質(zhì)量渠道降低管理層自利動(dòng)機(jī)，從而抑制企業(yè)出現(xiàn)脫實(shí)向虛的行為。為了驗(yàn)證本文的推論，本文以管理層持股比例作為本文的被解釋變量，以企業(yè)是否存在脫實(shí)向虛行為作為核心的解釋變量，構(gòu)建基準(zhǔn)模型如下：

FRTVi，t=β0+β1MSharei，t－1+∑CV+∑Industry+∑Year+εi，t（3）

其中，i，t代表企業(yè)i在t年的變量，MShare、FRTV為企業(yè)管理層持股的比例及企業(yè)是否存在脫實(shí)向虛的行為，CV為本文的控制變量。具體而言：控制變量層面參考了現(xiàn)有的研究，選取如下變量：（1）上一期企業(yè)金融化程度（L.Fin）；（2）企業(yè)規(guī)模（Size）；（3）企業(yè)資產(chǎn)收益率（ROE）;（4）企業(yè)資產(chǎn)報(bào)酬率（ROA）；（5）企業(yè)杠桿率（Lever）;（6）獨(dú)立董事比例（ID）；（7）董事長(zhǎng)與總經(jīng)理二職合一（DUAL）；（8）產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（SOE）機(jī)構(gòu)投資者持股比例（IHold）;（9）企業(yè)現(xiàn)金持有量（CASH）。模型中還控制了企業(yè)固定效應(yīng)和年度固定效應(yīng)，并對(duì)回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤在企業(yè)層面進(jìn)行了聚類(lèi)處理。模型中為了盡量避免內(nèi)生性，解釋變量和控制變量全部采用滯后一期的數(shù)據(jù)。本文主要變量定義及描述性統(tǒng)計(jì)詳見(jiàn)表1。

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）基準(zhǔn)模型

由于回歸結(jié)果中被解釋變量為企業(yè)是否存在脫實(shí)向虛行為是虛擬變量，因此本文采用Logit二分類(lèi)變量回歸模型，從表2第（1）列回歸結(jié)果中可以看出，管理層持股比例與企業(yè)脫實(shí)向虛行為的回歸系數(shù)為-0.2952，結(jié)果在5%水平上顯著。模型中考慮到異方差所引起的研究偏誤的影響，表2第（2）列回歸中采用了穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)，表2第（3）列采用cluster聚類(lèi)穩(wěn)健的標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行估計(jì)，其中列（2）和列（3）結(jié)果與列（1）基本保持一致。這意味著管理層持股比例的增加可以抑制企業(yè)脫實(shí)向虛的行為的結(jié)果較為穩(wěn)健。從經(jīng)濟(jì)學(xué)意義上講，管理層持股比例每增加1單位的標(biāo)準(zhǔn)差，企業(yè)脫實(shí)向虛行為選擇的概率降低相當(dāng)于樣本標(biāo)準(zhǔn)差的10.59%（0.2952×0.179/0.499）。假設(shè)得到驗(yàn)證。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為保證研究結(jié)論的可靠性和穩(wěn)健性，本文選取以下四種方法：（1）替換變量，重新測(cè)度管理層持股對(duì)企業(yè)脫實(shí)向虛行為選擇的影響；（2）為了避免模型的內(nèi)生性問(wèn)題，采用probit對(duì)模型進(jìn)行重新回歸；（3）運(yùn)用傾向得分匹配法（PSM）檢驗(yàn)是否存在處理效應(yīng)。

1.替換關(guān)鍵變量

誠(chéng)如上文所言，微觀(guān)層面企業(yè)脫實(shí)向虛行為既包括企業(yè)過(guò)度金融化，同時(shí)也涵蓋企業(yè)通過(guò)委托貸款、委托理財(cái)?shù)刃问匠霈F(xiàn)的類(lèi)金融化行為。基于此，本文借鑒前人研究，用委托貸款、委?托理財(cái)和民間借貸三者之和的自然對(duì)數(shù)作為企業(yè)是否存在脫實(shí)向虛行為的替代變量對(duì)結(jié)果進(jìn)行重新檢驗(yàn)。表3回歸結(jié)果表明：經(jīng)過(guò)替換核心解釋變量后，管理層持股比例增加仍然顯著抑制企業(yè)脫實(shí)向虛行為。與本文基準(zhǔn)回歸結(jié)果保持一致。

2.內(nèi)生性問(wèn)題

（1）Probit模型?？紤]到模型中可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題，表4采用probit模型、穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤及聚類(lèi)標(biāo)準(zhǔn)誤等方法對(duì)管理層持股比例與企業(yè)脫實(shí)向虛行為之間的關(guān)系進(jìn)行重新估計(jì)。表4回歸結(jié)果表明：替換核心估計(jì)方法后，本文的研究結(jié)論管理層持股比例的增加能夠顯著降低企業(yè)脫實(shí)向虛行為選擇依然穩(wěn)健。

（2）基于PSM法檢驗(yàn)平均處理效應(yīng)。為了更好地控制其他因素對(duì)管理層持股與企業(yè)脫實(shí)向虛行為之間的影響，本文檢驗(yàn)了是否存在處理效應(yīng)。本文參考王少華等（2020）的做法［16］將管理層持股比例進(jìn)行動(dòng)態(tài)化研究，具體做法如下：在考察期內(nèi)如果當(dāng)年管理層持股比例大于上一年企業(yè)管理層持股的比例，則MShare取值為1，作為實(shí)驗(yàn)組；否則，MShare取值為0，作為控制組。在滿(mǎn)足平行性假設(shè)和共同支撐假設(shè)前提條件下，選擇企業(yè)實(shí)體規(guī)模（Size）、資產(chǎn)收益率（ROE）、董事長(zhǎng)與CEO是否二職合一（DUAL）、企業(yè)資產(chǎn)報(bào)酬率（ROA）及機(jī)構(gòu)投資者持股比例（IHold）作為匹配指標(biāo)進(jìn)行Logit回歸。表5匯報(bào)了Logit回歸結(jié)果，董事長(zhǎng)與CEO二職合一、企業(yè)業(yè)績(jī)?cè)胶?，企業(yè)管理層持股比例越高。根據(jù)Logit回歸得到傾向得分，并按照傾向得分匹配法進(jìn)行一對(duì)一鄰近匹配，使得處理組和對(duì)照組特征基本一致。最后，根據(jù)匹配后的樣本計(jì)算得出實(shí)體企業(yè)脫實(shí)向虛行為選擇的平均處理效應(yīng)（ATT值），從而進(jìn)一步判斷企業(yè)管理層持股比例上升能否有效抑制企業(yè)脫實(shí)向虛行為。

五、影響機(jī)制分析

（一）管理層監(jiān)督機(jī)制檢驗(yàn)

上文已經(jīng)證實(shí)管理層持股比例的增加可以抑制企業(yè)脫實(shí)向虛的行為，但是其具體的影響機(jī)制尚不清晰。眾所周知，金融資產(chǎn)的收益不是穩(wěn)賺不賠的，風(fēng)險(xiǎn)與收益是成正比的，投資金融資產(chǎn)意味著企業(yè)的未來(lái)會(huì)面臨更多的不確定性。而管理層持股比例可以有效地降低管理層與股東利益不一致的問(wèn)題，隨著持股比例的增加，管理層與股東利益實(shí)現(xiàn)捆綁，有效降低企業(yè)委托代理問(wèn)題，從而作為一種有效的監(jiān)督機(jī)制，降低管理層自利行為，從而降低管理層脫實(shí)向虛的行為選擇的概率。因此，本文認(rèn)為存在管理層持股—降低公司治理成本—降低企業(yè)脫實(shí)向虛的行為選擇的機(jī)制。為了驗(yàn)證上述觀(guān)點(diǎn)，本文用企業(yè)銷(xiāo)售費(fèi)用與管理費(fèi)用之和與主營(yíng)業(yè)務(wù)收入的比作為公司治理成本的代理變量，該數(shù)值越大，表明股東與管理層之間的代理成本越高，公司治理效率越低。表6報(bào)告了中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果，該結(jié)果表明：管理層持股可以成為有效的監(jiān)督機(jī)制，降低公司治理成本，且結(jié)果在1%水平上顯著為負(fù)。在加入公司治理成本中介效應(yīng)后，管理層持股對(duì)企業(yè)脫實(shí)向虛行為選擇影響的解釋力度變低，說(shuō)明公司治理成本是管理層持股降低企業(yè)脫實(shí)向虛行為選擇的重要路徑之一。

為了佐證上述觀(guān)點(diǎn)，本文進(jìn)一步對(duì)管理層持股能否降低管理層隱藏資產(chǎn)負(fù)債表動(dòng)機(jī)進(jìn)行進(jìn)一步檢驗(yàn)。本文借鑒Khan?et?al.（2009）的計(jì)算方法采用會(huì)計(jì)穩(wěn)健性指標(biāo)Cscore和Gscore作為被解釋變量。其中，Cscore指標(biāo)越高，說(shuō)明企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性越強(qiáng)，借鑒彭俞超等學(xué)者的研究用Cscore表示企業(yè)處理負(fù)面消息的及時(shí)性，該指標(biāo)數(shù)值越大，說(shuō)明企業(yè)處理負(fù)面消息越及時(shí)。Gscore在前人研究中用作衡量企業(yè)會(huì)計(jì)盈余對(duì)好消息的靈敏度越高，該指標(biāo)越大，說(shuō)明企業(yè)披露好消息越及時(shí)。表7回歸結(jié)果表明管理層持股對(duì)Cscore和Gscore的系數(shù)顯著為正，說(shuō)明數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展使得企業(yè)在會(huì)計(jì)處理上既能夠及時(shí)披露好消息，也能夠及時(shí)披露負(fù)面消息，降低企業(yè)與外界的信息不對(duì)稱(chēng)。表7列（3）被解釋變量為KV指數(shù)，該指標(biāo)越高，說(shuō)明企業(yè)信息披露質(zhì)量越低。表7列（3）回歸結(jié)果表明，管理層持股可以顯著提升企業(yè)信息披露質(zhì)量。也間接地證明了管理層持有一定比例的股份可以改善企業(yè)信息不對(duì)稱(chēng)程度，降低管理層隱藏負(fù)面消息的動(dòng)機(jī)和管理層自利動(dòng)機(jī)，從而降低企業(yè)脫實(shí)向虛行為的選擇。

（二）信息質(zhì)量機(jī)制

誠(chéng)如上文所言，管理層過(guò)度投資金融產(chǎn)品會(huì)造成企業(yè)脫實(shí)向虛，從而擠出實(shí)體企業(yè)主業(yè)投資，從而造成其主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)率的降低。那么為什么管理層還是要選擇脫實(shí)向虛的行為呢？背后的原因和動(dòng)機(jī)是什么呢？誠(chéng)如上文所提到過(guò)的，本文認(rèn)為這是管理層短視行為的結(jié)果。背后可能原因是由于管理層通過(guò)金融產(chǎn)品的投資粉飾企業(yè)業(yè)績(jī)，進(jìn)一步迎合短期投資者的利益，弱化企業(yè)之間潛在的利益沖突。為了驗(yàn)證本文邏輯的正確性，借鑒前人的研究，將投資者分為長(zhǎng)期投資者和短期機(jī)會(huì)主義投資者。?表8第（1）、（2）列?可以發(fā)現(xiàn)，當(dāng)現(xiàn)有股東為長(zhǎng)期投資者時(shí)，管理層持股對(duì)企業(yè)脫實(shí)向虛行為的影響不顯著，而在短期機(jī)會(huì)主義投資者的子樣本中則顯著。此外，當(dāng)行業(yè)面臨較為激烈的競(jìng)爭(zhēng)時(shí)，經(jīng)營(yíng)績(jī)效較差的企業(yè)管理層面對(duì)的壓力相對(duì)較大，管理層掩蓋主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)下降的不良信息的動(dòng)機(jī)更為強(qiáng)烈，且該效應(yīng)高于競(jìng)爭(zhēng)不激烈行業(yè)的樣本，這一推斷在表8第（3）、（4）列的估計(jì)結(jié)果中得到印證。?上述結(jié)果表明，管理層為了追求較高的利潤(rùn)，掩蓋企業(yè)不良信息從而進(jìn)行較多的金融投資，誘發(fā)了管理層自利的動(dòng)機(jī)，出現(xiàn)了企業(yè)脫實(shí)向虛的行為。而實(shí)證研究結(jié)果表明：管理層持股比例的增加能夠顯著降低管理層自利動(dòng)機(jī)，進(jìn)而降低企業(yè)脫實(shí)向虛的行為。

六、結(jié)論與啟示

本文從“管理層監(jiān)督機(jī)制”和“企業(yè)信息質(zhì)量”雙重視角探究管理層持股對(duì)實(shí)體企業(yè)脫實(shí)向虛行為選擇的影響。研究結(jié)論如下：（1）管理層持股比例的增加能夠顯著降低實(shí)體企業(yè)出現(xiàn)脫實(shí)向虛行為選擇的概率，這說(shuō)明充分發(fā)揮管理層激勵(lì)機(jī)制能夠?qū)ζ髽I(yè)脫實(shí)向虛行為選擇起到一定的遏制作用。就經(jīng)濟(jì)學(xué)意義而言，管理層持股比例每增加１單位的標(biāo)準(zhǔn)差，企業(yè)脫實(shí)向虛行為選擇的概率降低相當(dāng)于樣本標(biāo)準(zhǔn)差的10.59%。（2）管理層持股比例降低企業(yè)脫實(shí)向虛行為選擇的概率的作用機(jī)制主要表現(xiàn)在兩個(gè)方面，即管理層持股比例能夠通過(guò)強(qiáng)化管理層監(jiān)督機(jī)制且改善企業(yè)信息不對(duì)稱(chēng)降低實(shí)體企業(yè)脫實(shí)向虛的行為選擇，這說(shuō)明企業(yè)的監(jiān)督機(jī)制及信息質(zhì)量的提高對(duì)于遏制實(shí)體企業(yè)脫實(shí)向虛至關(guān)重要。

本文的政策啟示如下：首先，管理層持股比例的增加有利于提升企業(yè)的監(jiān)督機(jī)制及改善信息質(zhì)量，這對(duì)于引導(dǎo)經(jīng)濟(jì)發(fā)展回歸實(shí)體經(jīng)濟(jì)具有重要的作用。因此，持續(xù)深化管理層激勵(lì)機(jī)制，在促進(jìn)發(fā)展實(shí)體經(jīng)濟(jì)的基礎(chǔ)上關(guān)注企業(yè)的委托代理問(wèn)題引發(fā)的利益沖突，完善企業(yè)管理層激勵(lì)計(jì)劃?rùn)C(jī)制，優(yōu)化管理層的投資決策，進(jìn)而促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。其次，由于管理層持股比例增加在弱化企業(yè)脫實(shí)向虛行為選擇路徑中另一個(gè)重要的隱含路徑是降低企業(yè)之間的信息不對(duì)稱(chēng)性，由此可以降低管理層自利的動(dòng)機(jī)來(lái)改善企業(yè)脫實(shí)向虛的行為選擇。因此，政府和企業(yè)層面可以考慮提高信息披露質(zhì)量，降低企業(yè)、投資者及利益相關(guān)者之間的信息不對(duì)稱(chēng)性。

參考文獻(xiàn)：

［1］鄭麗雅，易憲容.企業(yè)杠桿率偏離對(duì)金融穩(wěn)定的影響研究——基于股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)的視角［J］.學(xué)習(xí)與實(shí)踐，2022（2）：64-72.

［2］韓珣，李建軍.金融錯(cuò)配、非金融企業(yè)影子銀行化與經(jīng)濟(jì)“脫實(shí)向虛”［J］.金融研究，2020，482（8）：93-111.

［3］Orhangazi?O.?Financialization?and?Capital?Accumulation?in?the?Non?Financial?Corporate?Sector：?A?Theoretical?and?Empirical?Investigation?on?the?US?Economy，1973-2004［J］.?MPRA?Paper，?2007，?32（6）：863-886.

［4］Jiang?G，Lee?C，Yue?H.?Tunneling?Through?Inter?Corporate?Loans：?The?China?Experience［J］.?Journal?of?Financial?Economics，2010，98（1）：1-20.

［5］穆林娟，佟欣.實(shí)體企業(yè)金融化及其經(jīng)濟(jì)后果研究——以雅戈?duì)柤瘓F(tuán)股份有限公司為例［J］.財(cái)務(wù)管理研究，2020（1）：51-58.

［6］鄧江花，郭永芹.經(jīng)濟(jì)政策不確定性背景下實(shí)體企業(yè)金融資產(chǎn)配置動(dòng)機(jī)研究——金融資產(chǎn)異質(zhì)性視角［J］．工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2021（6）：43-51.

［7］Stulz?R.，?Johnson?H.?An?Analysis?of?Secured?Debt［J］.?Journal?of?Financial?Economics，1985，14（4）：501-521.

［8］胡金焱，張曉帆.高管金融背景、外部監(jiān)督與非金融企業(yè)影子銀行化［J］．濟(jì)南大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2022，32（1）：101-116.

［9］鄧超，夏文珂，陳升萌.非金融企業(yè)金融化：“股價(jià)穩(wěn)定器”還是“崩盤(pán)助推器”［J］.金融經(jīng)濟(jì)學(xué)研究，2019（3）：120-136.

［10］朱冠平，熊家財(cái)，彭濤.企業(yè)金融化、風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平與商業(yè)信用融資［J］.商業(yè)研究，2022（6）：125-133.

［11］吳軍，陳麗萍.非金融企業(yè)金融化程度與杠桿率變動(dòng)的關(guān)系——來(lái)自A股上市公司和發(fā)債非上市公司的證據(jù)［J］.金融論壇，2018（1）：3-15+51.

［12］劉景卿，李璐.實(shí)體企業(yè)金融化對(duì)金融穩(wěn)定的影響研究［J］.經(jīng)濟(jì)學(xué)家，2021（3）：82-90.

［13］彭俞超，彭丹丹.金融業(yè)相對(duì)盈利性與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)——來(lái)自121個(gè)國(guó)家的國(guó)際經(jīng)驗(yàn)［J］.國(guó)際金融研究，2018（8）：23-32.

［14］張成思，張步曇.中國(guó)實(shí)業(yè)投資率下降之謎：經(jīng)濟(jì)金融化視角［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2016（12）：32-46.

［15］王化成，曹豐，葉康濤.監(jiān)督還是掏空：大股東持股比例與股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)［J］.管理世界，2015（2）：45-57，187.

［16］王少華，郭偉，黃賢環(huán).中國(guó)實(shí)體企業(yè)金融化適度性的甄別模型構(gòu)建與運(yùn)用［J］.江西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2020（4）：3-14.

The?Role?of?Management?Shareholding?in?Driving?the?Shift?from?Real?to

Virtual?Business?Models

ZHENG?Li-ya1，YI?Xian-rong2a，Safi?Adnan2b

（1.School?of?International?Economics?and?Trade，?Ningbo?University?of?Finance?and?Economics，

Ningbo?315175，?China;?2.Qingdao?University，?a.Scohool?of?Wealth?Management?Institute;

b.School?of?Economics，Qingdao?266071，?China）

Abstract：?Abstract：?The?present?study?focuses?on?understanding?the?formation?mechanism?of?Chinas?non-financial?enterprises，?particularly?their?transition?from?the?real?to?the?virtual?model，?and?the?characteristics?of?firm?development?at?the?micro-level.?To?achieve?this，?the?study?investigates?the?behavior?of?enterprises?considering?management?supervision?mechanisms?and?information?quality?as?key?factors.?Using?data?from?Chinas?Shanghai?and?ShenZhen?A-share?listed?companies?between?2007?and?2019，?the?study?employs?a?fitted?regression?model?to?determine?the?optimal?level?of?finalization?for?these?enterprises.?The?results?of?the?study?indicate?a?significant?constraint?on?enterprises?shift?from?the?real?to?the?virtual?model?due?to?an?increase?in?the?management?shareholding?ratio.?Furthermore，?through?empirical?tests?aimed?at?identifying?possible?internal?mechanisms，?the?study?reveals?that?an?increase?in?management?shareholding?reduces?self-interest?motivation?by?minimizing?information?asymmetry?between?management?and?shareholders.?As?a?result，?this?reduction?in?information?asymmetry?enhances?the?firms?information?quality?and?prevents?deviation?from?the?real?to?the?virtual?model.?Therefore，?enterprises?should?prioritize?management?supervision，?incentive?mechanisms，?and?foster?an?excellent?internal?governance?environment?to?prevent?the?transition?from?real?to?virtual?models?and?promote?the?development?of?the?real?economy?at?the?micro-level.

Key?words：from?the?real?to?the?virtual?model;?financialization;?information?asymmetry;?incentive?mechanism

（責(zé)任編輯：周正）