趙彥鋒

(河南財經(jīng)政法大學(xué) 電子商務(wù)與物流管理學(xué)院，河南 鄭州 450046)

一、引言

全球化背景下，我國高凈值人群移民海外呈增長態(tài)勢，民營企業(yè)家占中國移民總數(shù)的相當一部分，或通過投資移民，或借助海外婚姻關(guān)系等途徑獲得境外居留權(quán)。境外居留權(quán)賦予持有人居留該國的權(quán)利，給相關(guān)人員及其控制的企業(yè)在出現(xiàn)違規(guī)等問題后移居國外，規(guī)避本國法律的制裁提供了便利[1]，境外居留權(quán)某種程度上成為違規(guī)行為的“護身符”。比如，2017年樂視前實際控制人賈躍亭由于無法清償債務(wù)而移居美國，至今未歸，給投資者帶來重大損失?，F(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，實際控制人擁有境外居留權(quán)對企業(yè)的影響主要表現(xiàn)為負面，例如，更多違規(guī)行為[1]、更高的企業(yè)避稅傾向[2]、更高審計費用[3][4]、更高的融資成本[5]，進而損害公司價值。

近年來，我國部分實體行業(yè)投資回報下滑，不少企業(yè)轉(zhuǎn)而投資金融資產(chǎn)套利，出現(xiàn)實體企業(yè)“金融化”趨勢[6]。根據(jù)CSMAR統(tǒng)計，上市公司中持有金融資產(chǎn)公司占比最低年份也達79.98%，最高年份更是高達90.54%，且持有金融資產(chǎn)均值逐年攀升。現(xiàn)有實體企業(yè)金融化研究聚焦于宏微觀影響，宏觀方面多表現(xiàn)為消極影響，而微觀影響則有“蓄水池”[7]與“擠出效應(yīng)”兩面性[8]。蓄水池效應(yīng)意味著緩沖了主營業(yè)務(wù)利潤的劇烈下降、提高實體投資率[9]和資源配置效率[10]；而擠出效應(yīng)表明，金融資產(chǎn)“擠出”實業(yè)投資與技術(shù)創(chuàng)新投資[11]、削弱主業(yè)競爭力、負向影響股票回報[12]、破壞金融市場穩(wěn)定[13]。自十九大報告明確“增強金融服務(wù)實體經(jīng)濟能力”以來，國家層面多次強調(diào)“金融支持實體經(jīng)濟”的方向，在金融化加劇的背景下，關(guān)鍵是防止“脫實向虛”。為此，探尋促進金融化的因素以制定針對性方案成為重中之重?，F(xiàn)有金融化影響因素研究集中于宏觀環(huán)境、經(jīng)濟政策不確定性[14][15]及融資融券等，結(jié)論尚不統(tǒng)一,雖有研究關(guān)注了管理層特征、經(jīng)歷等對金融化的影響[6][16][17]，而對實際控制人相關(guān)研究不足，但是董事會、管理層更多依附實際控制人，民營企業(yè)決策主要取決于掌握企業(yè)資源支配權(quán)的實際控制人，因此，實際控制人特征會對企業(yè)金融化產(chǎn)生重要影響?；诖耍疚难芯繉嶋H控制人境外居留權(quán)是否以及如何影響金融化？內(nèi)外部治理環(huán)境影響有何異質(zhì)性？這些問題的探討將有利于促進金融資產(chǎn)更好服務(wù)于實體經(jīng)濟。

二、文獻回顧與研究假設(shè)

(一)文獻回顧

1.實體企業(yè)金融化影響因素及后果

影響金融化的因素包括企業(yè)內(nèi)部及外部環(huán)境因素。內(nèi)部影響因素包括：企業(yè)業(yè)績[18]、融資約束[19]、管理層經(jīng)歷及特征[12][20][21]、企業(yè)稅負[21]、客戶集中度[23][24]、企業(yè)社會責(zé)任[25]等，這些因素主要表現(xiàn)為加劇金融化。在外部環(huán)境方面，經(jīng)濟政策不確定性[14][15]、市場競爭[26]、融資融券[27]、利率管制[28]、金融監(jiān)管[29]都會影響企業(yè)金融資產(chǎn)投資，其中市場競爭、制度環(huán)境、融資融券助推企業(yè)“脫實向虛”；而利率管制的放松、加強地區(qū)金融監(jiān)管則能夠遏制企業(yè)的“脫實向虛”;經(jīng)濟政策不確定性的影響有正向、負向兩種相反的結(jié)論。

2.境外居留權(quán)對企業(yè)行為的影響

公司有不當甚至違規(guī)行為后，擁有境外居留權(quán)的實際控制人更容易離境以規(guī)避本國法律的制裁。實際控制人在企業(yè)決策中的控制性地位決定了其擁有的境外居留權(quán)會對企業(yè)內(nèi)部戰(zhàn)略決策和外部利益相關(guān)者產(chǎn)生重要影響。已有研究表明，實際控制人擁有境外居留權(quán)的企業(yè)更容易違規(guī)[1]、加劇避稅行為[2]、審計費用增加[30]，但李四海等則發(fā)現(xiàn)境外居留權(quán)能促進企業(yè)承擔社會責(zé)任[31]。

3.高管特征與實體企業(yè)金融化

現(xiàn)有研究關(guān)注了高管背景、經(jīng)歷對實體企業(yè)金融化的影響。杜勇等發(fā)現(xiàn)，CEO基于金融從業(yè)形成的烙印，會提高企業(yè)金融化水平，且在非銀行背景的 CEO 企業(yè)更顯著；軍隊經(jīng)歷會使高管傾向激進戰(zhàn)略，投資決策上表現(xiàn)為提高金融資產(chǎn)水平以提升企業(yè)利潤[32]；具有貧困經(jīng)歷的高管傾向于投資流動性強、易變現(xiàn)的金融資產(chǎn)[16]，管理者金融危機經(jīng)歷促進企業(yè)金融化水平提升[17]。

現(xiàn)有研究關(guān)注了內(nèi)外部因素對企業(yè)金融化的影響，從企業(yè)行為、審計決策等方面考察實際控制人境外居留權(quán)的影響，但是仍然存在以下不足：(1)影響金融化的高管因素研究聚焦于顯性的CEO、董事長或管理層整體，尚未涉及可能隱身于民營企業(yè)背后而具有絕對話語權(quán)的實際控制人對金融化的影響；(2)實際控制人境外居留權(quán)影響內(nèi)部投資決策研究較為少見，僅關(guān)注對創(chuàng)新的影響，并且結(jié)論尚不一致，境外居留權(quán)是否以及如何影響金融化研究尚不深入；(3)境外居留權(quán)影響企業(yè)決策機制探討不足，現(xiàn)有研究主要關(guān)注了境外居留權(quán)潛藏的出境便利引發(fā)的負面效應(yīng)，對其他可能影響企業(yè)行為的機制關(guān)注不夠，比如短視行為、過度自信等，而這是導(dǎo)致企業(yè)差異化決策的重要機制。

比較上述文獻，本文可能的貢獻如下：(1)拓展實際控制人境外居留權(quán)經(jīng)濟后果相關(guān)研究?，F(xiàn)有研究關(guān)注了境外居留權(quán)對企業(yè)的內(nèi)、外部負面影響，投資行為的影響限于企業(yè)創(chuàng)新，本文從金融化切入，研究實際控制人境外居留權(quán)對金融資產(chǎn)投資的影響，拓展了境外居留權(quán)對企業(yè)內(nèi)部投資影響的研究。(2)為治理實體企業(yè)“金融化”提供思路。識別境外居留權(quán)這一背景特征影響企業(yè)金融化的路徑，為經(jīng)濟“新常態(tài)”下政府提振實體經(jīng)濟提供參考。

(二)理論分析與研究假設(shè)

不同于西方資本市場，股權(quán)結(jié)構(gòu)集中甚至“一股獨大”是我國公司的重要特征，民營企業(yè)尤為突出，受此影響實際控制人能夠控制董事會及管理層，因此，影響企業(yè)發(fā)展前景的投資決策完全被實際控制人掌控。具有高收益、強流動性，更便于盈余管理的金融資產(chǎn)可能成為實際控制人謀利的工具，特別是境外居留權(quán)賦予實際控制人違規(guī)時出境便利強化了其對金融資產(chǎn)的偏好，外化為境外居留權(quán)的“金融化”效應(yīng)。

1.境外居留權(quán)加劇了代理沖突

代理理論指出，公司制企業(yè)存在大股東與管理層之間、大股東與中小股東之間的代理問題，產(chǎn)生原因在于信息不對稱。與西方國家代理問題不同，我國資本市場中民營企業(yè)實際控制人的股權(quán)優(yōu)勢以及對董事會及管理層的強勢掌控，導(dǎo)致第二類代理問題突出。實際控制人不僅決定公司的運營方式和戰(zhàn)略決策，而且通過金字塔、交叉持股、多重持股等復(fù)雜股權(quán)結(jié)構(gòu)安排控制控股股東或大股東[2]，方便運用控制權(quán)實施“隧道挖掘”的資金占用、貸款擔保等，侵害中小股東權(quán)益。對我國的民營企業(yè)實際控制人而言，一方面由于法制環(huán)境相對不成熟，國內(nèi)違規(guī)成本較低[33]；另一方面境外居留權(quán)賦予實際控制人違規(guī)時居留他國的便利，進一步降低違規(guī)成本，導(dǎo)致?lián)碛芯惩饩恿魴?quán)企業(yè)第二類代理成本更高[5]，其實際控制人利益侵占動機更大[34]，而金融資產(chǎn)高流動性、高收益的特點更容易被轉(zhuǎn)移，并且“蓄水池”功能使其具有較強的隱蔽性，淪為實際控制人謀取私利的便利工具，因此，第二類代理問題會誘發(fā)實際控制人跨行業(yè)投機套利偏好，從而增持金融資產(chǎn)[20]。

2.境外居留權(quán)加劇了短視行為

短視表現(xiàn)為偏好期限短、風(fēng)險低的投資。就實體投資與金融資產(chǎn)而言，實體投資的不可逆程度更高，而金融資產(chǎn)具有易變現(xiàn)、短期盈利能力較強的特征，短視的企業(yè)表現(xiàn)出投資更多的金融資產(chǎn)，擠出實體投資。一方面，實際控制人擁有境外居留權(quán)企業(yè)，投資移民的初始資金及后續(xù)穩(wěn)定現(xiàn)金流需求壓力，促使實際控制人在取得境外居留權(quán)后在企業(yè)管理中變得更加短視[35]；另一方面，近年來，實體投資利潤下滑與金融投資利潤增長的對比，強化了擁有境外居留權(quán)企業(yè)的短視行為，不愿意投資回報率低的實體投資、甚至縮減研發(fā)支出，轉(zhuǎn)向短期收益高的金融資產(chǎn)投資，從而獲取控制權(quán)私利，加劇“擠出”效應(yīng)。

3.境外居留權(quán)促使實際控制人更加過度自信

已有研究發(fā)現(xiàn)，心理因素會對管理層決策產(chǎn)生重要影響，而過度自信普遍存在于管理者的決策行為中，表現(xiàn)為對風(fēng)險與收益的非對稱認知，即基于對自身能力高于平均的直覺高估收益，低估風(fēng)險。實證研究表明，管理層過度自信還可能會增加企業(yè)總投資與內(nèi)部擴張，促進研發(fā)投資，董事會群體性過度自信會導(dǎo)致過度投資，并購中的過度自信會提高商譽；管理層過度自信還可能會提高金融資產(chǎn)比例[12]和提升基于公允價值計量的金融資產(chǎn)規(guī)模[36]。民營企業(yè)實際控制人在企業(yè)決策中的“一言堂”地位，加上境外居留權(quán)對其違規(guī)行為的保護，實際控制人更容易滋生過度自信，高估金融資產(chǎn)收益而忽視市場波動潛藏的風(fēng)險，投資更多金融資產(chǎn)。因此，實際控制人過度自信是境外居留權(quán)加劇金融化的路徑之一。

綜上所述，實際控制人的境外居留權(quán)具有“金融化”效應(yīng)，促使企業(yè)配置更多金融資產(chǎn)，據(jù)此，提出以下假設(shè)：在控制其他影響因素的情況下，相比實際控制人沒有境外居留權(quán)的企業(yè)，實際控制人擁有境外居留權(quán)的企業(yè)金融化程度更高。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

實際控制人的境外居留權(quán)信息披露僅適用于自然人，因此，本文以我國民營上市公司為研究對象，以2011～2018年為初始樣本，始于2011年是避免金融危機對研究結(jié)果的影響，按研究慣例刪除以下樣本：(1)金融行業(yè)；(2)數(shù)據(jù)缺失。為消除異常值的影響，對連續(xù)變量進行 1%、99%縮尾處理，最終獲得9538個觀測值。通過對上市公司的年報手工整理獲得實際控制人境外居留權(quán)數(shù)據(jù)，實際控制人的境外居留權(quán)包含永久境外居留權(quán)、外國國籍和臨時境外居留權(quán)，并且當實際控制人擁有我國香港、澳門、臺灣地區(qū)居留權(quán)時，考慮到研究方便和數(shù)據(jù)口徑一致性，也認為其具有境外居留權(quán)。其他財務(wù)數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)。

(二)變量定義

1.實際控制人境外居留權(quán)

借鑒張勝等、Chen等對境外居留權(quán)的定義[1][2]，如果實際控制人擁有境外居留權(quán)，F(xiàn)resid取值為1，否則為0；并且當一家公司有多個控制人時，只要其中一位控制人擁有境外居留權(quán)， Fresid就取值1。

2.金融化程度

借鑒宋軍和陸旸等金融資產(chǎn)的定義[18]，金融資產(chǎn)包括交易性金融資產(chǎn)、衍生金融資產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)、持有至到期投資和投資性房地產(chǎn)以及長期股權(quán)投資等。穩(wěn)健性檢驗中采用了其他方法衡量。

3.控制變量

借鑒郭胤含、朱葉、杜勇等的研究[15][20]，控制企業(yè)財務(wù)特征變量及治理變量，同時控制了行業(yè)和年份。具體變量定義見表1。

表1 變量定義表

(三)模型設(shè)計

為檢驗境外居留權(quán)對金融化程度的影響，構(gòu)建基準模型(1)：

Finit=β0+β1×Fresidit+β2×Xit+∑Year+∑Ind+εit

(1)

式(1)中，F(xiàn)in表示金融化程度，F(xiàn)resid表示實際控制人境外居留權(quán)，Xit代表控制變量，預(yù)期境外居留權(quán)對金融化程度是正向影響，所以系數(shù)β1為正。

四、境外居留權(quán)與實體企業(yè)金融化實證分析

(一)描述性統(tǒng)計及單變量分析

表2的Panel A部分為變量描述性統(tǒng)計：金融資產(chǎn)Fin最小值為0，最大值為0.578，平均值為0.051，表明樣本之間的金融化程度存在較大差異。實際控制人擁有境外居留權(quán)的樣本比例約為12.3%，與同類研究結(jié)果一致。為初步檢驗境外居留權(quán)對金融化程度的影響，按照是否擁有境外居留權(quán)分組進行均值t檢驗、中位數(shù)秩和檢驗，結(jié)果如表2的Panel B部分，與不具有境外居留權(quán)的樣本相比，具有境外居留權(quán)的樣本金融資產(chǎn)的均值與中位數(shù)顯著更高，初步驗證了境外居留權(quán)會加劇實體企業(yè)金融化。

(二)相關(guān)性分析

表3上三角、下三角分別列示了主要變量的Pearson和Spearman相關(guān)系數(shù)，顯示境外居留權(quán)(Fresid)與金融化水平(Fin)相關(guān)系數(shù)分別為0.020和0.029，且均在10%及以上水平上顯著正相關(guān)，初步驗證了實際控制人境外居留權(quán)與實體企業(yè)金融化水平之間呈正相關(guān)關(guān)系。其他控制變量相關(guān)系數(shù)絕對值均小于0.5，說明回歸模型存在多重共線性的可能性較低。

表2 描述性統(tǒng)計及單變量分析

表3 變量相關(guān)系數(shù)矩陣

(三)境外居留權(quán)與實體企業(yè)金融化回歸分析

表2的單變量分析、表3的相關(guān)系數(shù)分析提供了實際控制人境外居留權(quán)加劇金融化的初步證據(jù)，接著運用多變量回歸模型(1)進行檢驗，表4列示了模型(1)的結(jié)果，第(1)～(4)列分別報告了單變量、依次進一步控制主要財務(wù)變量、公司治理變量以及行業(yè)與年度的回歸結(jié)果，實際控制人境外居留權(quán)(Fresid)與金融化水平(Fin)的相關(guān)系數(shù)分別為0.0069、0.0077、0.0113和0.0075，且均在1%的水平上顯著為正，表明境外居留權(quán)加劇了實體企業(yè)金融化，主假設(shè)得到檢驗。此外，主要控制變量回歸系數(shù)與大多數(shù)同類研究一致，規(guī)模與金融化水平顯著正相關(guān)，而負債率、成長性、業(yè)績、股權(quán)制衡度與金融化水平負相關(guān)。

(四)穩(wěn)健性檢驗

1.更換主要變量衡量方法

為了避免變量衡量方法造成的偏差，本文更換境外居留權(quán)及金融化程度衡量方法再次進行檢驗。首先改變境外居留權(quán)的衡量方法：(1)嚴格限定是否擁有境外居留權(quán)的條件，只有所有實際控制人都擁有境外居留權(quán)時，才將其界定為境外居留權(quán)樣本，將該變量定義為Fresid2；(2)由于港澳臺的主權(quán)屬于中國，本文定義境外居留權(quán)(Fresid3)為實際控制人擁有中國境內(nèi)以外的居留權(quán)為1，否則為0，此時港澳臺的境外居留權(quán)為0?；貧w結(jié)果見表5第(1)～(2)列，實際控制人境外居留權(quán)(Fresid2、Fresid3)與金融化程度Fin的系數(shù)分別為0.0111、0.0086，且均在1%的水平上顯著，與主檢驗結(jié)果一致。其次，運用以下方式改變金融化程度衡量方式：(1)借鑒杜勇等[20]，將金融資產(chǎn)Fin2定義為交易性金融資產(chǎn)、衍生金融資產(chǎn)、可出售金融資產(chǎn)凈額、持有至到期投資凈額、投資性房地產(chǎn)凈額及發(fā)放貸款及墊款凈額之和占總資產(chǎn)的比例；(2)借鑒郭胤含等[15]，將金融化程度Fin3定義為交易性金融資產(chǎn)、衍生金融資產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)凈額、持有至到期投資凈額、投資性房地產(chǎn)凈額、應(yīng)收利息凈額、買入返售金融資產(chǎn)凈額及長期應(yīng)收款凈額之和占總資產(chǎn)的比率；(3)借鑒徐光偉等[37]，將金融化程度Fin4定義為交易性金融資產(chǎn)、衍生金融資產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)凈額、持有至到期投資凈額、長期股權(quán)投資凈額、短期投資凈額、應(yīng)收利息凈額及應(yīng)收股利凈額之和占總資產(chǎn)的比例；(4)借鑒張成思等[38]，將金融化程度Fin5定義為交易性金融資產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)凈額、持有至到期投資凈額、投資性房地產(chǎn)凈額、長期股權(quán)投資凈額、貨幣資金、應(yīng)收利息凈額及應(yīng)收股利凈額之和占總資產(chǎn)的比例。上述四種變更金融化程度衡量方法后的回歸結(jié)果見表5第(3)～(6)列，實際控制人境外居留權(quán)與金融化程度回歸系數(shù)分別為0.0034、0.0033、0.0037、0.0126，均至少在10%水平上顯著，與主檢驗結(jié)果一致，表明結(jié)果穩(wěn)健。

表4 境外居留權(quán)與實體企業(yè)金融化

2.增加上期金融化程度作為控制變量

考慮到上一期金融資產(chǎn)可能影響本期，進一步控制上一期金融資產(chǎn)Lfin，結(jié)果見表6，無論是否控制其他因素影響，境外居留權(quán)(Fresid)與金融化水平(Fin)的回歸系數(shù)分別為0.0037、0.0037、0.0040和0.0034，且均在5%的水平上顯著為正，這表明,在控制上一期金融資產(chǎn)對本期金融資產(chǎn)影響后，境外居留權(quán)與金融化水平的回歸系數(shù)有所降低，但是境外居留權(quán)對金融化水平之間的顯著正向關(guān)系的結(jié)果依然不變，說明境外居留權(quán)加劇企業(yè)金融化水平的結(jié)論是穩(wěn)健的。

(五)內(nèi)生性檢驗

1.PSM回歸

實際控制人是否具有境外居留權(quán)會受到不可觀測控制變量的影響，不考慮決定實際控制人境外居留權(quán)身份的所有因素情況下進行回歸，可能存在自我選擇偏誤。為了緩解這一影響，本文分別采用近鄰匹配、卡尺匹配和半徑匹配樣本，然后再重新對模型(1)進行回歸，結(jié)果見表7。三種匹配樣本方法回歸結(jié)果表明，實際控制人境外居留權(quán)與金融化程度的回歸系數(shù)分別為0.0106、0.0089、0.0077，且均在1%的水平上顯著。雖然用匹配樣本回歸不能完全消除潛在的自我選擇偏差，但不同匹配樣本回歸結(jié)果一致，一定程度上保證了兩者關(guān)系不太可能受樣本自我選擇偏差的影響，結(jié)果較為穩(wěn)健。

表5 穩(wěn)健性檢驗1:更換主要變量測度方法

2.Granger因果檢驗

本文關(guān)注實際控制人境外居留權(quán)是否會加劇金融化程度，而企業(yè)金融化程度可能會誘發(fā)實際控制人申領(lǐng)境外居留權(quán)，因此兩者可能存在反向因果關(guān)系。為緩解該因素對結(jié)論的影響，本文采用Granger方法檢驗實際控制人境外居留權(quán)與金融化程度是否存在反向因果關(guān)系，回歸結(jié)果見表8，第(1)列的滯后一期境外居留權(quán)(Lfresid)的回歸系數(shù)、符號均與主假設(shè)一致，而第(2)列滯后一期的金融化水平(Lfin)的回歸系數(shù)不顯著，該結(jié)果表明，當期實際控制人境外居留權(quán)可以預(yù)測公司未來金融化程度，而上期金融化程度并不能預(yù)測實際控制人未來是否會取得境外居留權(quán)，表明兩者不存在反向因果關(guān)系。

3.工具變量回歸

下面進一步運用工具變量緩解可能存在的內(nèi)生性問題，本文分別用第六次人口普查各地區(qū)境外人員的數(shù)量(Cen6RegForeigners)和中國公民出入境次數(shù)(Tease)作為工具變量。各地區(qū)境外人員數(shù)量、中國公民出入境次數(shù)與實際控制人境外居留權(quán)數(shù)量高度相關(guān)但與企業(yè)金融化程度無關(guān)。檢驗結(jié)果見表9，在(1)和(3)列中，第一階段回歸中兩個工具變量均與實際控制人的境外居留權(quán)的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，第(2)和(4)列的第二階段回歸顯示，境外居留權(quán)與金融資產(chǎn)的回歸系數(shù)仍在1%水平上顯著為正，運用工具變量法緩解內(nèi)生性后，結(jié)果仍然穩(wěn)健。Cragg-Donald Wald F值分別為99.101和17.379，拒絕了弱工具變量的假設(shè)。

表6 穩(wěn)健性檢驗2：增加上期金融化程度作為控制變量

表7 內(nèi)生性檢驗1：PSM回歸

五、實際控制人境外居留權(quán)與企業(yè)金融化的機制檢驗

理論分析表明，代理沖突、短視投資、過度自信是實際控制人境外居留權(quán)影響金融化程度的可能路徑，下文運用中介效應(yīng)模型分別檢驗這些路徑，以深化實際控制人境外居留權(quán)加劇實體企業(yè)金融化機制的認識。

(一)境外居留權(quán)、代理沖突與金融化

實際控制人擁有的境外居留權(quán)使得他們更有謀取私利的動機，增加第二類代理沖突，增強實際控制人利益侵占動機，而金融資產(chǎn)高流動性、高收益的特點更容易被轉(zhuǎn)移；并且“蓄水池”功能使其具有較強的隱蔽性，從而成為實際控制人謀取私利的便利工具。因此，第二類代理問題會誘發(fā)實際控制人投機套利偏好，從而增持金融資產(chǎn)。為檢驗第二類代理問題是否為境外居留權(quán)與金融資產(chǎn)配置的中介路徑，以控制權(quán)為中介變量Cp，用實際控制人的持股比例衡量，運用模型(2)、(3)進行中介效應(yīng)檢驗。

Cpit=β0+β1×Fresidit+β2Xit+∑Year+∑Ind+εit

(2)

Finit=β0+β1×Fresidit+β2×Cpit+β3×Xit+∑Year+β5×∑Ind+εit

(3)

表8 內(nèi)生性檢驗2:Granger因果檢驗

表9 內(nèi)生性檢驗3:工具變量法

具體回歸結(jié)果見表10第(1)～(2)列，第(1)列為境外居留權(quán)對控制權(quán)的影響，可以看到境外居留權(quán)與控制權(quán)的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說明境外居留權(quán)加劇了企業(yè)的代理沖突；第(2)列同時加入解釋變量Fresid與中介變量Cp，F(xiàn)resid、Cp回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，且Fresid的系數(shù)與主回歸相比有所下降。同時為保持穩(wěn)健性，還進行了 Sobel 檢驗，Z 統(tǒng)計量是2.353且在5%的水平上顯著，說明第二類代理沖突在境外居留權(quán)與公司金融化之間起著部分中介作用。

(二)境外居留權(quán)、短視投資與金融化

境外居留權(quán)賦予實際控制人出境便利，強化短視行為，而金融資產(chǎn)高收益、強流動性更符合其利益訴求，使其增加金融資產(chǎn)[20]，進一步增強對“實體投資”的擠出效應(yīng)。預(yù)期實際控制人的境外居留權(quán)會誘發(fā)企業(yè)短視行為，從而通過減少實體投資而加深金融化程度。因此，本文以實體投資為中介變量，運用模型(4)、(5)的中介效應(yīng)檢驗短期投資路徑之一。

Investit=β0+β1×Fresidit+β2Xit+∑Year+∑Ind+εit

(4)

Finit=β0+β1×Fresidit+β2×Investit+β3×Xit+∑Year+∑Ind+εit

(5)

表10 境外居留權(quán)與金融化的中介機制檢驗

模型(4)和(5)中Invest為實體投資，借鑒徐光偉等、劉津宇等做法[37][39]，定義實體投資Invest為存貨凈額、固定資產(chǎn)凈額、在建工程凈額、工程物資之和占總資產(chǎn)的比例?；貧w結(jié)果見表10第(3)～(4)列，第(3)列為境外居留權(quán)對實體投資的影響，可以看到境外居留權(quán)與實體投資的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負，說明境外居留權(quán)傾向降低實體投資；第(4)列為同時加入解釋變量Fresid和中介變量Invest，F(xiàn)resid的回歸系數(shù)在5%的顯著水平上為正，Invest的回歸系數(shù)在1%的顯著性水平上為負，且與主回歸相比，F(xiàn)resid的回歸系數(shù)有所下降。同時為保證穩(wěn)健性，還進行了Sobel 檢驗，Z 統(tǒng)計量為1.925且在10%的水平上顯著，說明實體投資在境外居留權(quán)與金融化之間起到了部分中介作用。

(三)境外居留權(quán)、過度自信與金融化

實際控制人擁有的境外居留權(quán)會使其產(chǎn)生過度自信心理，從而增加金融資產(chǎn)[6]。民營企業(yè)實際控制人往往擔任公司的董事長等職位并控制著公司管理層，在企業(yè)決策中表現(xiàn)出“一言堂”。境外居留權(quán)形成的保護傘，使實際控制人更容易滋生過度自信，投資更多金融資產(chǎn)。為了驗證過度自信這一路徑，運用模型(6)和(7)進行中介效應(yīng)檢驗。

Confidenceit=β0+β1×Fresidit+β2Xit+∑Year+∑Ind+εit

(6)

Finit=β0+β1×Fresidit+β2×Confidenceit+β3×Xit+∑Year+∑Ind+εit

(7)

模型(6)、(7)中Confidence表示過度自信，用“高管前三名薪酬總額占高管薪酬總額的比例”衡量，該值越大表明過度自信程度越高?；貧w結(jié)果見表10第(5)～(6)列，第(5)列考察了境外居留權(quán)對過度自信的影響，境外居留權(quán)回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說明擁有境外居留權(quán)的企業(yè)更容易產(chǎn)生過度自信；第(6)列同時加入解釋變量Fresid和中介變量Confidence，F(xiàn)resid和Confidence的回歸系數(shù)均在1%水平上顯著為正，且與主回歸相比，F(xiàn)resid的回歸系數(shù)有所下降，表明過度自信具有部分中介效應(yīng)；同時還進行了 Sobel 檢驗，Z 統(tǒng)計量為5.911,且在1%的水平上顯著。

六、境外居留權(quán)與金融化的內(nèi)外部環(huán)境異質(zhì)性檢驗

(一)內(nèi)部環(huán)境異質(zhì)性檢驗

內(nèi)部環(huán)境是影響企業(yè)投資決策的重要因素，下文從內(nèi)部控制質(zhì)量、獨立董事占比、股權(quán)制衡度考察異質(zhì)性影響。

1.內(nèi)部控制質(zhì)量

高質(zhì)量的內(nèi)部控制能有效管控企業(yè)風(fēng)險、抑制管理層機會主義，降低套利動機，因而對金融化具有治理效應(yīng)。因此，預(yù)期內(nèi)部控制會緩解境外居留權(quán)對金融化的正向影響。對此，按內(nèi)部控制質(zhì)量指數(shù)將樣本區(qū)分為高或低質(zhì)量內(nèi)部控制組，結(jié)果見表11第(1)～(2)列，高質(zhì)量內(nèi)部控制組，回歸關(guān)系不

表11 境外居留權(quán)與金融化的異質(zhì)性分析：內(nèi)部治理

顯著，而低質(zhì)量內(nèi)部控制組，回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，說明高質(zhì)量內(nèi)部控制緩解了境外居留權(quán)對金融化程度的正向影響。

2.獨立董事占比

民營企業(yè)控股股東與中小股東之間存在嚴重的代理沖突，降低企業(yè)的運營效率，有損股東價值，實際控制人的境外居留權(quán)具有潛在的“跑路”風(fēng)險，進一步加重了實際控制人與中小股東的代理沖突。獨立董事是解決代理問題的機制之一，有助于監(jiān)督和約束控股股東的機會主義行為，抑制實際控制人的利益輸送。獨立董事的專業(yè)能力保證其能對投資決策進行合理化分析，監(jiān)督公司的投資決策實施與運行。過多的金融資產(chǎn)投資具有一定的套利動機，預(yù)期獨立董事監(jiān)督能夠緩解境外居留權(quán)的金融資產(chǎn)套利動機。實證結(jié)果見表11第(3)～(4)列，回歸系數(shù)在獨立董事比例較高組不顯著，而獨立董事比例較低組在1%水平上顯著為正，表明獨立董事能夠緩解境外居留權(quán)對金融化程度的正向影響。

3.股權(quán)制衡度

股權(quán)制衡能夠有效制約控股股東及管理層的機會主義，從而提升企業(yè)價值，保護中小股東權(quán)益。本文預(yù)期，股權(quán)制衡能夠緩解境外居留權(quán)的金融資產(chǎn)套利動機，從而緩解境外居留權(quán)對金融化的正向影響。實證結(jié)果見表11第(5)～(6)列，表明當公司股權(quán)制衡度較高時，回歸系數(shù)不顯著，而當公司股權(quán)制衡度較低時，回歸系數(shù)為0.0088，且在5%水平上顯著，說明股權(quán)制衡能夠緩解境外居留權(quán)對金融化的正向影響。

(二)外部環(huán)境的調(diào)節(jié)影響

外部環(huán)境是影響企業(yè)行為及決策的重要因素，下文擬從市場化程度、外部審計質(zhì)量分析外部因素對境外居留權(quán)與金融化的異質(zhì)性影響。

1.市場化程度

市場化程度作為基礎(chǔ)性制度環(huán)境，在轉(zhuǎn)型國家對改善資源配置效率、提升全要素生產(chǎn)率至關(guān)重要。影響路徑包括：產(chǎn)權(quán)保護機制、公共服務(wù)體系不斷完善、減少壟斷、提高產(chǎn)品市場與要素市場競爭程度。就市場化程度對實際控制人境外居留權(quán)企業(yè)的影響來看，較高市場化程度能夠緩解境外居留權(quán)企業(yè)的代理沖突，良好的市場化環(huán)境能夠抑制擁有境外居留權(quán)的實際控制人“掏空”行為，并緩解實際控制人境外居留權(quán)對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的不利影響。中國幅員遼闊，各地區(qū)發(fā)展差異較大，市場化改革進程各異，形成了較大差異的地區(qū)制度環(huán)境。市場化水平較高地區(qū)的制度比較完善，投資機會更多，能夠抑制金融資產(chǎn)投資。本文采用樊綱市場化總指數(shù)(2017)刻畫市場化程度，依據(jù)年度中位數(shù)將樣本分為市場化程度較高、較低兩組樣本，運用模型(1)回歸，結(jié)果見表12第(1)～(2)列，實際控制人境外居留權(quán)與金融化程度的回歸系數(shù)在市場化程度高組不顯著，而在市場化程度低組，系數(shù)為0.0089且在5%水平上顯著，表明高市場化程度削弱了實際控制人境外居留權(quán)的“金融化”效應(yīng)。

2.外部審計質(zhì)量

良好的外部審計有助于降低信息不對稱，具有較好的公司治理效應(yīng)，高質(zhì)量外部審計能夠抑制金融化企業(yè)的市場套利行為。事務(wù)所規(guī)模越大，其獨立性就越強，監(jiān)督治理效應(yīng)更明顯。代理問題越嚴重以及受到越多監(jiān)管的境外居留權(quán)公司會通過雇用高質(zhì)量的審計機構(gòu)向市場傳達其擁有良好公司治理積極信號，以緩解外部公眾對境外居留權(quán)的質(zhì)疑。境外居留權(quán)公司聘請高質(zhì)量審計師審計能夠提高公司的財務(wù)績效。大多研究支持，被“國際四大”審計的企業(yè)財務(wù)信息更可信，更容易被市場投資者認同。因此，預(yù)期高質(zhì)量審計能夠緩解境外居留權(quán)對金融化的正向影響，以事務(wù)所規(guī)模作為審計質(zhì)量的代理變量，具體依據(jù)是否聘請“國際四大”將樣本分為高、低審計質(zhì)量兩組對模型(1)進行回歸，結(jié)果見表12第(3)～(4)列，境外居留權(quán)與金融化程度的回歸系數(shù)在高質(zhì)量審計組不顯著，而在低質(zhì)量審計組則在5%的水平上顯著，說明高質(zhì)量審計能夠更好發(fā)揮外部治理作用，緩解實際控制人境外居留權(quán)對金融化程度的正向影響。

表12 境外居留權(quán)與金融化的異質(zhì)性分析：外部治理

七、研究結(jié)論及啟示

本文運用我國2011～2018年民營上市公司數(shù)據(jù)，研究了實際控制人擁有境外居留權(quán)對實體企業(yè)金融化的影響及其作用機制。研究發(fā)現(xiàn)，與實際控制人沒有境外居留權(quán)的企業(yè)相比，實際控制人擁有境外居留權(quán)的企業(yè)金融化程度更高。進一步采用更換主要變量衡量方法、增加上期金融化程度控制變量及緩解內(nèi)生性影響的穩(wěn)健性檢驗后，結(jié)論仍然成立。機制檢驗表明，第二類代理沖突、短視行為及過度自信是境外居留權(quán)加劇金融化的路徑。作用環(huán)境分析顯示，良好的內(nèi)外部治理能夠緩解境外居留權(quán)的“金融化”效應(yīng)，抑制“脫實向虛”。

本文的研究結(jié)論具有以下政策啟示：第一，監(jiān)管層應(yīng)加強實際控制人境外居留權(quán)企業(yè)監(jiān)管。民營企業(yè)具有股權(quán)高度集中的特點，并且實際控制人與管理層重合現(xiàn)象嚴重，境外居留權(quán)成為加劇該類企業(yè)金融化的“保護傘”，監(jiān)管層應(yīng)加大該類企業(yè)的監(jiān)管，并聯(lián)合公安部門加強對實際控制人的出入境管理，防止資本外流；同時強化金融資產(chǎn)配置等信息披露，使信息使用者全面了解其金融資產(chǎn)變動趨勢、業(yè)績影響以及與實體投資的關(guān)系。第二，投資者應(yīng)關(guān)注實際控制人境外居留權(quán)對企業(yè)的負面影響。實際控制人境外居留權(quán)企業(yè)增多與該類企業(yè)負面影響多元化并存值得投資者關(guān)注，本文從金融化視角提供了境外居留權(quán)負面影響的證據(jù)，提示投資者應(yīng)關(guān)注境外居留權(quán)對企業(yè)投融資行為，尤其是金融資產(chǎn)投資的潛在影響，金融化對實體經(jīng)濟的“擠出效應(yīng)”日益引起關(guān)注，而境外居留權(quán)加劇金融化程度，投資者應(yīng)深入分析企業(yè)金融化動因及其潛在影響，做出合理決策，避免投資損失。第三，完善內(nèi)外部治理環(huán)境是抑制境外居留權(quán)實體企業(yè)金融化的有效措施。本文提供了良好內(nèi)外部治理環(huán)境能夠緩解境外居留權(quán)對金融化促進效應(yīng)的證據(jù)，為治理實體企業(yè)金融化提供了思路。就企業(yè)內(nèi)部治理而言，提高內(nèi)部控制質(zhì)量、增強獨立董事監(jiān)督、加強股權(quán)制衡是有效路徑；從外部治理來看，加快市場化進程、提高外部審計質(zhì)量能抑制過度金融化，防止“脫實向虛”，讓金融資產(chǎn)回歸服務(wù)實體經(jīng)濟的本源，提高經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量。