豐瓊英,黃子玲

(1.廣東石油化工學(xué)院 經(jīng)濟管理學(xué)院，廣東 茂名 525000； 2.澳門城市大學(xué) 金融學(xué)院，澳門 999078)

當(dāng)前全球?qū)嶓w經(jīng)濟下行趨勢明顯，我國實體經(jīng)濟轉(zhuǎn)型升級壓力較大。伴隨著我國經(jīng)濟體制改革不斷推進，金融產(chǎn)品如雨后春筍般涌現(xiàn)。張思成等[1]認(rèn)為伴隨著逐利資本蜂擁而來，金融資產(chǎn)在社會經(jīng)濟體中的占比日漸壯大。越來越多實體企業(yè)通過配置金融資產(chǎn)分散投資，令整個經(jīng)濟金融化趨勢加速形成。金融部門數(shù)量與規(guī)模無序擴張，使得其與實體部門結(jié)構(gòu)性失衡的社會亂象暗潮涌動。事實上，實體經(jīng)濟從來都是我國社會經(jīng)濟發(fā)展的重要根基，實體企業(yè)應(yīng)圍繞自身主業(yè)發(fā)展需要，科學(xué)布局對金融機構(gòu)的投資，避免盲目擴張和脫實向虛。因此，深入研究企業(yè)金融化問題顯得尤為重要。

已有文獻從企業(yè)內(nèi)外部環(huán)境兩方面對企業(yè)金融化的影響因素進行了具體闡述。在外部環(huán)境方面，學(xué)者們主要從產(chǎn)品市場競爭[2]、融資融券[3]等視角對企業(yè)金融化的顯性影響因素進行了分析。張春鵬和徐璋勇[2]利用我國制造業(yè)上市公司數(shù)據(jù)實證檢驗，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)品市場競爭促進了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入，降低了企業(yè)金融化程度。有研究認(rèn)為[3]，融資融券制度通過降低股票價格信息含量的方式，令投資者對股價判斷更加模糊，阻礙了企業(yè)進一步參與實體經(jīng)濟的信心，從而讓更多的企業(yè)參與到企業(yè)金融化行為中，提高了企業(yè)金融化程度。在內(nèi)部環(huán)境方面，學(xué)者們主要從股東價值最大化觀念、蓄水池動機、逐利動機、風(fēng)險規(guī)避、高管特征、企業(yè)社會責(zé)任、內(nèi)部控制等視角對企業(yè)金融化進行了分析。胡奕明和王雪婷[4]將金融資產(chǎn)分為兩類，認(rèn)為企業(yè)持有現(xiàn)金類金融資產(chǎn)的主要動機在于“蓄水池”動機，而持有其他金融資產(chǎn)的主要動機在于“逐利”動機。許罡和伍文中[5]證實了我國實體企業(yè)持有金融資產(chǎn)的主要動機是逐利性。

管理層作為企業(yè)決策的掌舵者，其能力的強弱勢必會影響企業(yè)經(jīng)營績效的好壞。但現(xiàn)有文獻從管理層能力視角展開對企業(yè)金融化研究不多，有鑒于此，本研究運用2010—2019年非金融上市公司樣本數(shù)據(jù)，從管理層能力的角度研究其對企業(yè)金融化的影響。本文的主要貢獻在于： (1)分析了管理層能力對企業(yè)金融化的影響。(2)分析了在產(chǎn)品市場競爭的調(diào)節(jié)作用下，管理層能力對企業(yè)金融化的影響程度。

1 理論分析與研究假設(shè)

管理層能力對企業(yè)金融化的影響主要基于兩種理論。

首先，高層梯隊理論。高層梯度理論認(rèn)為，管理者的背景、經(jīng)歷和異質(zhì)性能夠?qū)ζ髽I(yè)決策造成一定影響。管理層能力指的是企業(yè)實際經(jīng)營人對各種資源的整合配置，以及在處理具體事務(wù)過程中所表現(xiàn)出來的綜合認(rèn)知能力，是一種能為企業(yè)帶來持續(xù)競爭優(yōu)勢的內(nèi)部資源。管理層能力越強，其深入理解并運用企業(yè)資源效率越強，對企業(yè)各項目的實施更有經(jīng)驗。一般認(rèn)為管理層能力的提升對企業(yè)創(chuàng)新投入和創(chuàng)新效率方面能起到積極影響。管理層的能力越強，其在實體經(jīng)營中的表現(xiàn)越突出，從而會進一步加大對實體投資的水平，進而減少對金融產(chǎn)品的投資。

其次，風(fēng)險回避理論。Booner[6]發(fā)現(xiàn)高管越具有高度的情緒穩(wěn)定性，越傾向于追求研發(fā)創(chuàng)新。何威風(fēng)等[7]提出的風(fēng)險回避假說認(rèn)為，基于委托代理關(guān)系，管理層并不總是全心全意為股東價值最大化的目標(biāo)努力，管理層并不總是從獲取總財富的角度進行思考，而會在權(quán)衡收益、風(fēng)險后以自我效用最大化為目標(biāo)進行決策。雖然金融投資可能會帶來豐厚的收益，但金融投資風(fēng)險高，基于自利性動機，管理層會在投資決策中減少風(fēng)險投資，管理層投資金融產(chǎn)品還可能會面臨重大損失，從而給其聲譽造成不良影響，因此，能力越突出的管理層，越容易在回避風(fēng)險中收獲利益，從而降低對金融產(chǎn)品的投資。

基于此，本文提出假設(shè)1。

假設(shè)1：管理層能力會顯著抑制企業(yè)金融化程度。

制度經(jīng)濟學(xué)理論認(rèn)為，個人和組織行為會受到社會制度、社會認(rèn)知等因素的影響。管理層處于各種制度、壓力的中心地位，其投資決策不可避免地受制于外界環(huán)境的影響。產(chǎn)品市場競爭作為調(diào)節(jié)效應(yīng)，對管理層能力影響企業(yè)金融化主要基于以下兩種假設(shè)理論。

(1)信息假設(shè)理論。在激烈的市場競爭環(huán)境下，進入該行業(yè)的企業(yè)數(shù)量越多，企業(yè)的信息透明度顯著提升，管理層能力的高低也就能得到更好的識別，內(nèi)部代理成本降低，企業(yè)治理效率提升，所以市場競爭降低了企業(yè)的監(jiān)督成本，能力突出的管理層將獲得更高的報酬，管理層將更有動力制定出有利于企業(yè)長期發(fā)展的實體投資經(jīng)營決策，此時企業(yè)更傾向于投資有利于企業(yè)發(fā)展的實體投資，管理層通過投資金融資產(chǎn)以獲取高額回報的動機有所減弱，進而影響企業(yè)金融資產(chǎn)投入。

(2)清算威脅假設(shè)。市場競爭越激烈，企業(yè)破產(chǎn)清算的風(fēng)險越大，破產(chǎn)清算的風(fēng)險壓力促使管理層投資決策時更加謹(jǐn)慎。能力越突出的管理層其收集信息和處理信息的能力相對更強，因此在激烈的市場競爭中能更精準(zhǔn)把握投資機會，從而避免企業(yè)受到破產(chǎn)清算的威脅。企業(yè)通過技術(shù)的提升和產(chǎn)品的更新?lián)Q代，才能保證其在強手如林的競爭中搶占先機，獲得競爭優(yōu)勢，而企業(yè)提升自身能力離不開長期穩(wěn)定的固定資產(chǎn)投入以及創(chuàng)新技術(shù)投入，如此勢必會影響企業(yè)對金融資產(chǎn)的投資規(guī)模。

基于此，本文提出假設(shè)2。

假設(shè)2：產(chǎn)品市場競爭越激烈，越能加強管理層能力對企業(yè)金融化的抑制效應(yīng)。

2 研究設(shè)計

2.1 樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本文通過選取我國A股上市公司2010—2019年的數(shù)據(jù)作為研究樣本，并對樣本進行以下處理：(1)剔除了ST的樣本數(shù)據(jù)；(2)剔除了金融業(yè)的樣本數(shù)據(jù)；(3)剔除了異常值的樣本數(shù)據(jù)。共獲得16274個觀測值。數(shù)據(jù)主要來源于WIND和CSMAR數(shù)據(jù)庫。

2.2 變量定義

2.2.1 管理層能力

管理層能力體現(xiàn)了管理層對日常事務(wù)的認(rèn)知與處理水平。參考Demerjian等[8]使用的數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法(DEA)和Tobit兩階段測算方法。首先，利用DEA軟件中的CCR-I模型分行業(yè)分年度測算企業(yè)的產(chǎn)出與投入比，即模型(1)中的效率值。其次，鑒于效率值的取值范圍介于0～1，利用Tobit回歸模型對第一步驟中的效率 進行標(biāo)準(zhǔn)化處理以測算殘差，將殘差作為進行四分位數(shù)的劃分，如此得到本文的核心解釋變量Ma，以表征企業(yè)的管理層能力。其中，經(jīng)營效率θ主要歸因于企業(yè)自身和管理層因素兩個方面，Tobit截斷回歸旨在消除前者的不利影響。具體地，

模型(1)

模型(1)中，θ為效率值；Sales為營業(yè)收入；COGS為營業(yè)成本；SG&A為銷售、管理費用之和；PPE為固定資產(chǎn)凈值；Intangible為無形資產(chǎn)凈值；Goodwill為商譽；R&D為研發(fā)支出。

θ=α0+α1SIZE+α2MS+α3FCF+α4AGE+α5FC+α6BSC+YEAR+ε

模型(2)

模型(2)中，SIZE為企業(yè)規(guī)模(總資產(chǎn)自然對數(shù))；MS為市場份額(營業(yè)收入/行業(yè)營收)；FCF為公司自由現(xiàn)金流(正數(shù)取1，否則為0)；AGE為企業(yè)成立年限(自然對數(shù))； FC為國際化程度(存在海外子公司正數(shù)取1，否則為0)；BSC為多元化程度(1-(主營業(yè)務(wù)收入/行業(yè)主營業(yè)務(wù)總收入)2)；YEAR為年度虛擬變量。

2.2.2 企業(yè)金融化

借鑒彭俞超等[9]處理方式，本文將非金融企業(yè)持有的金融資產(chǎn)(包括貨幣資金、應(yīng)收利息、應(yīng)收股息、交易性、衍生性、買入返售、可供出售金融資產(chǎn)，持有至到期投資、長期股權(quán)投資和投資性房地產(chǎn))與總資產(chǎn)的比值記作企業(yè)金融化指標(biāo)(Fin)。

2.2.3 產(chǎn)品市場競爭

參考賈婧等[10]的處理以赫芬達爾指數(shù)的倒數(shù)作為衡量產(chǎn)品市場競爭的指標(biāo)，該指標(biāo)通過行業(yè)內(nèi)主要市場競爭主體的市場份額，能夠較準(zhǔn)確反映市場競爭程度，該指標(biāo)越大，說明市場競爭程度越小；否則，該指標(biāo)越小，說明市場競爭程度越大。因此，進行回歸分析時，一般使用該指標(biāo)的倒數(shù)進行測量。

市場競爭程度Rhhi的測度方式如下：

模型(3)

式中，N為行業(yè)企業(yè)數(shù)量，xi為行業(yè)企業(yè)當(dāng)年營業(yè)收入，X為全行業(yè)當(dāng)年營收總額。

2.2.4 控制變量

由于影響企業(yè)金融化的宏觀、微觀因素較多，為排除其他因素對實證分析的結(jié)果，本文引入控制變量。借鑒已有學(xué)者的做法，選取以下控制變量包括：企業(yè)規(guī)模(Size)、董事會規(guī)模(Boar)、獨立董事比例(Inbo)、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率(Tur)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、第一大股東持股比例(Own1)、管理層持股比例(Mo)，相關(guān)變量的具體說明及出處詳見表1。此外，本文還對行業(yè)和年度進行了控制。

表1 變量定義

2.2.5 模型設(shè)定

首先，構(gòu)建模型(4)用來驗證假設(shè)1，即管理層能力對企業(yè)金融化的影響；

模型(4)

其次，驗證假設(shè)2，將管理層能力與市場競爭程度交叉相乘，構(gòu)建模型(5)用來驗證假設(shè)2，分析市場競爭程度(Rhhi)管理層能力對企業(yè)金融化調(diào)節(jié)效應(yīng)；

模型(5)

3 實證分析結(jié)果

3.1 描述性統(tǒng)計

表2為主要變量的描述性統(tǒng)計的結(jié)果，全部樣本量為16274個，其中，企業(yè)金融化的均值為0.059，最小值為0.000，最大值為0.485，中位數(shù)為0.027。通過對比均值以及中位數(shù)，說明我國上市公司的金融化程度并不高；從標(biāo)準(zhǔn)差可以看出不同企業(yè)之間的金融化程度差異較大。管理層能力介于1～4，最小值為1，最大值為4，平均值為2.474，中位數(shù)為2，這說明我國上市公司管理層能力相對偏低。產(chǎn)品市場競爭程度均值為2083.340，最小值為1.259，最大值為333 333.333，中位數(shù)為25.939，可以看出，不同企業(yè)所面臨的市場競爭程度區(qū)別較大。

表2 描述性統(tǒng)計變量觀測數(shù)均值標(biāo)準(zhǔn)差最小值中位數(shù)最大值Fin162740.0590.081-0.0000.0270.485Ma162742.4741.1021.0002.0004.000Rhhi162742083.34011850.0571.25925.939333333.333Size1627422.1751.24618.38422.02427.784Boar162748.5611.7170.0009.00018.000Inbo162740.3740.0580.0000.3330.800Tur162740.6580.5780.0000.54611.416Lev162740.4250.2060.0080.4180.998Own1162740.3430.1480.0030.3230.900Mo162740.1330.2010.0000.0010.897

3.2 相關(guān)性分析

管理層能力與企業(yè)金融化之間的相關(guān)系數(shù)為-0.027，且在1%水平上顯著，見表3。初步驗證了假設(shè)1。其他變量之間的相關(guān)性系數(shù)都較好，基本不超過0.6，說明它們不存在多重共線性問題，為本文的研究提供了較好的穩(wěn)健性。

表3 相關(guān)性分析

3.3 回歸分析

(1)管理層能力與企業(yè)金融化。從表4中可看出，管理能力(Ma)和企業(yè)金融化(Fin)呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，系數(shù)為-0.036，且在1%水平上顯著。表明管理層能力的提升能顯著抑制企業(yè)金融化程度，驗證了假設(shè)1。原因是企業(yè)進行金融投資風(fēng)險較大，而能力越突出的管理層，越能憑借其自身能力在其熟悉的主業(yè)領(lǐng)域中獲得報酬，而不愿意在金融風(fēng)險投資中冒險。

表4 主效應(yīng)回歸分析FinMa-0.036***(-3.919)Size-0.169***(-10.044)Boar0.004(0.495)Inbo-0.003(-0.408)Tur-0.059***(-4.822)Lev0.020*(1.813)Finown1-0.038***(-2.874)Mo-0.107***(-7.848)_cons-0.228***(-10.275)YearYesIndustryYesN16274 注:*、**、***分別代表在10%、5%和1%水平上顯著 表5 調(diào)節(jié)變量回歸分析FinMa-0.035***(-3.819)Rhhi-0.044***(-6.679)Ma*Rhhi-0.023**(-2.378)Size-0.170***(-10.121)Boar0.004(0.469)FinInbo-0.003(-0.374)Tur-0.058***(-4.812)Lev0.015(1.371)Own1-0.034***(-2.593)FinMo-0.104***(-7.655)_cons-0.218***(-9.826)YearYesIndustryYesN16274 注:*、**、***分別代表在10%、5%和1%水平上顯著

(2)產(chǎn)品市場競爭的調(diào)節(jié)作用。表5中加入了市場競爭以及管理層能力與市場競爭的交叉項后，檢驗市場競爭程度對管理層能力與企業(yè)金融化負(fù)向關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，管理層能力(Ma)與企業(yè)金融化(Fin)顯著為負(fù)，市場競爭程度(Rhhi)與企業(yè)金融化(Fin)顯著為負(fù)，負(fù)向關(guān)系未發(fā)生改變。市場競爭程度與管理層能力的交叉項系數(shù)顯著為負(fù)，系數(shù)為-0.023，說明市場競爭程度在管理層能力與企業(yè)金融化的負(fù)向關(guān)系中起到促進作用，即當(dāng)管理層能力提高時，市場競爭程度越激烈的環(huán)境下的企業(yè)金融化程度越低，市場競爭程度能夠發(fā)揮正向調(diào)節(jié)效應(yīng)。

3.4 穩(wěn)健性檢驗

為檢驗管理層能力與企業(yè)金融化及產(chǎn)品市場競爭作為調(diào)節(jié)變量的回歸結(jié)果，本文進行了穩(wěn)健性檢驗。

首先，由于金融資產(chǎn)投資行為可能影響當(dāng)期的企業(yè)規(guī)模、自由現(xiàn)金流量等變量，從而影響到管理層能力指標(biāo)的計算，為盡量減少管理層能力與企業(yè)金融化的內(nèi)生性問題，本文將自變量管理層能力滯后一期進行檢驗，結(jié)果依然顯著。

其次，參考胡奕明等[4]的做法，以金融資產(chǎn)的絕對規(guī)模，即金融資產(chǎn)的對數(shù)作為Fin2，重新進行回歸，進行驗證；結(jié)果與前文基本相同，表明本文結(jié)論較穩(wěn)定。

4 結(jié)論

本文以2010—2019年我國非金融上市公司作為研究樣本，探究了管理層能力與企業(yè)金融化之間的關(guān)系。實證結(jié)果表明，管理層能力的提高能有效抑制企業(yè)金融化；產(chǎn)品市場競爭作為調(diào)節(jié)變量，產(chǎn)品市場競爭程度會進一步強化管理層能力對企業(yè)金融化的抑制作用。