高管股權激勵、金融背景與企業(yè)金融化

謝羅奇 劉佳豪

(湘潭大學 商學院，湖南 湘潭 411105)

一、引言

目前，我國經濟走向新常態(tài)，發(fā)展速度逐漸放緩、經濟發(fā)展結構也處于轉變過程中。在此背景下，實體經濟發(fā)展速度不斷走低，其收益率也不斷下降，導致我國實業(yè)發(fā)展呈萎靡狀態(tài)。而相反的是，金融行業(yè)和房地產行業(yè)卻憑借著政策優(yōu)勢保持著高額的回報率在近些年的發(fā)展中迅速擴張，在逐利動機的驅使下，越來越多的資金開始流入金融領域，經濟出現(xiàn)了明顯的“脫實向虛”的趨勢。根據Wind數據顯示，我國非金融上市公司持有金融資產平均份額呈快速上升的趨勢，其金融資產持有規(guī)模從2007年2547億元增加到2016年15006億元，僅在2016年上市公司購買的銀行理財產品、證券公司理財產品、信托貸款、私募等金融產品等總金額就達到了7268.76億元(王國剛，2017)[1]。然而形成強烈反差的是，實體企業(yè)對經營資產上的投資卻保持持續(xù)的低迷，反而將大量的資金投入到金融領域，使得金融資產在實體企業(yè)的資產負債表所占的比例越來越大，金融收益所占的收入比越來越多，這類微觀層面上的“脫實向虛”現(xiàn)象也被相關學者們稱為企業(yè)金融化(Epstein，2005)[2]。實體經濟一直是我國經濟發(fā)展的支撐力量，其金融化的現(xiàn)象不僅不利于財富的積累和創(chuàng)造，還會加強實體經濟與虛擬經濟之間的風險聯(lián)動性以及系統(tǒng)性風險的積聚，這種虛擬經濟的膨脹帶來的金融風險甚至可能引發(fā)嚴重的經濟危機。政府曾多次提出要將經濟發(fā)展的重心放到實體經濟上來，增強金融服務實體經濟能力，防止經濟的脫實向虛。因此，探討如何采取有效措施來抑制企業(yè)金融化、防止經濟的“脫實向虛”對于企業(yè)金融化的研究和政策實施都具有重要意義。

如今關于企業(yè)金融化問題方面的學術研究主要集中于企業(yè)金融化的影響和動機兩個方面：在企業(yè)金融化的影響方面，大多文獻都論證了金融部門擴張對經濟體系、收入分配以及社會需求都有著不同程度的負面影響(Epstein，2015；Karsten等，2016)[2][3]。從企業(yè)投資上來看，Orhangazi(2008)[4]和Demir(2009)[5]發(fā)現(xiàn)，在美國以及其他發(fā)展中國家中，企業(yè)金融化對實體經濟投資具有明顯的“擠出效應”，隨后Tori等(2017)[6]以歐洲國家的上市公司為研究樣本，結果也同樣證實了企業(yè)對金融資產配置增加會減少實體資產的投資，不利于企業(yè)長期資本的積累。國內學者們也發(fā)現(xiàn)非金融企業(yè)的金融化會嚴重影響企業(yè)的實體投資和企業(yè)的長遠發(fā)展，減少了企業(yè)對研發(fā)的投入、抑制了企業(yè)的技術創(chuàng)新能力(謝家智等，2014；張成思和張步曇，2016；劉貫春等，2018)[7][8][9]，而且還增加了企業(yè)股價崩盤風險以及系統(tǒng)性的金融風險(彭俞超等，2018)[10]；關于企業(yè)金融化的動機方面，胡奕明等(2017)[11]和杜勇等(2017)[12]認為企業(yè)進行金融資產配置能夠在享受投資收益的同時更能為將來的流動性做儲備，具有資金的“蓄水池”效應；但越來越多的學者認為企業(yè)配置金融資產是以“投資替代”為主，即企業(yè)為了追逐金融資產的短期高額收益率實現(xiàn)利潤最大化，不惜減少經營活動的投入去更多地配置金融資產，當金融資產收益率大于實業(yè)投資時，企業(yè)會加大對金融資產的投資比重(朱映惠，2017；王紅建等，2017；彭俞超，2018)[13][14][15]。

關于企業(yè)金融化的研究雖然近幾年得到了較多關注，但是鮮有文獻從公司內部治理的角度來探索企業(yè)金融化行為。作為企業(yè)投資活動決策的重要組成部分，企業(yè)高管往往能夠深刻影響企業(yè)的決策，但是企業(yè)高管的行為目的大多是以追求自身利益最大化為主，這會讓高管更加注重企業(yè)短期業(yè)績的提升(連玉君和蘇治，2009)[16]。由于金融資產的短期回報率較高，高管更容易在實體經濟收益率低迷時，為追求短期利益、侵占股東權益而進行房地產及金融領域的投資，提高了企業(yè)金融化程度。長遠來看，企業(yè)增加對金融資產的配置會擠占企業(yè)的實業(yè)投入和研發(fā)投入，嚴重威脅了企業(yè)的長遠發(fā)展和企業(yè)的價值(Orhangazi，2008；戚聿東和張任之，2018)[4][17]。而股東作為企業(yè)的所有者，自然希望企業(yè)能夠實現(xiàn)長期價值的增值來得到自身的利益最大化，但這種金融投機行為恰好會使企業(yè)錯失未來發(fā)展的機會導致股東的利益受損，由此引發(fā)了企業(yè)所有者與管理者之間的長短期利益沖突，形成了較為嚴重的代理問題。現(xiàn)有圍繞對高管股權激勵的研究表明，股權激勵是一種長期性的激勵手段，在解決公司治理問題和代理問題方面具有重要作用，學者們認為高管股權激勵能夠減少高管和股東之間的利益沖突從而讓兩者之間的目標趨近一致來降低企業(yè)的代理成本(呂長江，2009；宗文龍，2013)[18][19]，以讓高管能夠更多的關注企業(yè)的長期發(fā)展，減少短期的套利行為。企業(yè)金融化從本質上來看，是企業(yè)在短期利益和長期價值之間的取舍，短期來看企業(yè)金融化能夠提升當期的業(yè)績增長，但是從長期來看過度金融化勢必會擠出企業(yè)的實業(yè)投資和研發(fā)投入從而威脅到企業(yè)的長遠發(fā)展和企業(yè)的價值。那么對高管進行有效的股權激勵是否能夠讓高管更加注重于企業(yè)的長期發(fā)展而減少對金融資產的投資呢？由此看來，對高管的股權激勵是否影響以及如何影響到企業(yè)的金融化行為值得我們進一步探討和研究。

鑒于此，本文利用2007年到2017年滬深兩市A股非金融上市公司的面板數據，基于公司治理的視角，對高管股權激勵與企業(yè)金融化之間的關系進行實證研究，同時檢驗高管的金融背景對股權激勵與企業(yè)金融化之間關系所產生的調節(jié)效應。隨后，考察了高管股權激勵對企業(yè)金融化的影響在不同融資約束條件下、不同產權下可能出現(xiàn)的異質性問題，并且進一步分析高管股權激勵對企業(yè)金融化的影響機制。與已有研究相比，本文的邊際貢獻在于：第一，彌補了以往文獻從公司治理方面來研究企業(yè)金融化的不足，分析了高管股權激勵對企業(yè)金融化行為的影響，同時也擴充了關于企業(yè)金融化和股權激勵的相關研究；第二，進一步分析了因不同融資約束和產權性質方面的差異而出現(xiàn)的股權激勵與企業(yè)金融化之間的異質性影響，并用傾向得分匹配(PSM)等方法對結果進行了穩(wěn)健性檢驗；第三，除了理論分析，本文還論證了股權激勵影響企業(yè)金融化的作用機制。

二、理論分析與研究假設

1. 高管股權激勵與企業(yè)金融化

現(xiàn)代企業(yè)的管理將企業(yè)所有權與經營權進行分離，引發(fā)了企業(yè)所有者和經營者之間的信息不對稱和利益不一致，委托-代理問題也由此產生。在逐利動機的驅動下，企業(yè)的高管會因為過度注重企業(yè)的短期效應而忽略企業(yè)的長期發(fā)展，為了實現(xiàn)自身利益最大化而違背企業(yè)所有者的利益目標。委托代理理論認為，企業(yè)所有者可以通過制定激勵契約的方式，將企業(yè)利益與經營者的個人利益相聯(lián)系，從而較大程度緩解委托-代理問題。而股權激勵被認為是現(xiàn)代企業(yè)激勵的一種重要方式，能夠很好的協(xié)調所有者和管理者之間的利益關系，早在1952年，美國的Pfizer公司首次實施股權激勵計劃，發(fā)現(xiàn)該計劃實施有效的降低了企業(yè)的代理成本和代理風險。隨后Jensen和Meckling(1976)[20]就在研究中提到，股權激勵是一種長期的激勵方式，能夠讓高管站在股東的角度進行決策，是實現(xiàn)代理人和委托人之間保持利益一致的重要方式。通過賦予管理層一定的股權有助于降低股東和高管之間的信息不對稱，一定程度上緩解了代理問題，減少了高管和股東的利益沖突。在這種股權激勵下，高管能夠在某種程度上成為企業(yè)的所有者，有利于實現(xiàn)高管與企業(yè)在長期發(fā)展目標上的一致性，減少了高管對短期套利項目的投資(Lundstrum，2002)[21]，從而將更多的資金用于實業(yè)資產投資、研發(fā)創(chuàng)新投入等長期投資中(Fong，2010；田軒和孟清揚，2018)[22][23]。

從以上分析來看，一方面，股權激勵所具有的長期性等激勵特點能夠有效緩解委托-代理問題，減少股東與高管之間的信息不對稱性，讓高管與股東的目標保持一致，使得高管更加注重企業(yè)的長期投資以及研發(fā)投入，來提高企業(yè)長期價值的增值；另一方面，正如前面所提到的，企業(yè)進行金融資產配置的主要目的是以“投資替代”為主來進行短期的金融套利行為，當企業(yè)持有較多的金融資產時，用于企業(yè)實業(yè)投入、固定資產更新以及研發(fā)投入資金就必然減少，長期看，這勢必會擠占企業(yè)的長期投入而降低了企業(yè)的價值。顯然，在企業(yè)資金有限的情況下，企業(yè)的長期投資和短期投資必然存在著此消彼長的替代關系。而企業(yè)對高管的股權激勵能夠讓企業(yè)高管更加注重企業(yè)的研發(fā)投入、固定經營資產等長期投資來提升企業(yè)的價值，以實現(xiàn)股東和自身利益的最大化，就會相應減少對不利于企業(yè)長期發(fā)展的金融資產的配置，從而抑制了企業(yè)金融化行為。由此，提出假設H1：

H1:高管股權激勵能有效抑制企業(yè)金融化的趨勢。

2. 高管金融背景與企業(yè)金融化

自高階梯隊理論提出后，學者開始意識到高管的特質，即自身的價值觀、認知水平以及個人特征等都會對企業(yè)的戰(zhàn)略行為選擇與決策產生一定的影響(Hambrick和Mason，1984)[24]，隨后越來越多的學者開始探討高管的教育水平、任職情況等隱性特征對企業(yè)戰(zhàn)略的影響。Custodio和Metzger(2014)[25]研究發(fā)現(xiàn)，具有金融從業(yè)背景的CEO在財務工作上以及財務政策上有著豐富的經驗，同時也更有辦法去幫助企業(yè)進行外部融資。許罡(2018)[26]基于我國非金融上市公司數據樣本，實證考察了高管投行背景對公司投資行為的影響，研究發(fā)現(xiàn)具有投行背景的高管會偏好于金融資產的投資。一方面，企業(yè)高管任職于金融機構的經歷，能夠增強高管對金融投資領域的信息獲取，有利于企業(yè)形成一定的社會資本和比較信息的優(yōu)勢，從而獲得較多的金融投資收益，其決策也會更偏好于一些金融領域的投資；另一方面，這種金融背景減少了企業(yè)與金融機構之間的信息不對稱，通過增加融資渠道和降低融資成本幫助企業(yè)獲得更多的資金，從而減輕了企業(yè)的融資約束(高增亮等，2019)[27]，降低了企業(yè)管理者增持金融資產所引發(fā)的風險。這樣來看，具有金融背景的高管在一定程度上會增加對金融資產的持有。而在股權激勵作用下，具有金融背景的高管更可能憑借自己豐富的金融知識和操作經驗，去回購大量股票從而推動股價上升，在自己的股權收益短期內大幅提高的同時，也提高了企業(yè)金融資產的持有率。因此，具有金融背景的高管在股權激勵的作用下，其更可能傾向于做出增持金融資產的行為決策，從而削弱了股權激勵對企業(yè)金融化的抑制作用。由此提出假設H2：

H2：具有金融背景的高管會削弱股權激勵對企業(yè)金融化的抑制作用。

3. 融資約束與企業(yè)金融化

目前，我國的金融市場還不完善，企業(yè)的融資主要以間接融資為主，在這種金融抑制的環(huán)境下，金融機構有著較為嚴重的信貸配給行為(Allen，2005)[28]，從而造成不同規(guī)模、行業(yè)、性質的企業(yè)有著不同的融資約束。一般而言，企業(yè)規(guī)模較大的上市公司以及國有企業(yè)能夠憑借著自身的體量和政策優(yōu)勢從金融市場以及金融機構獲得充足的資金貸款甚至會出現(xiàn)資金過剩的情況；而當企業(yè)為規(guī)模較小的民營企業(yè)時，受到的融資約束相對較大，這種情況下很難募集到足夠的資金進行企業(yè)生產等活動。這可能就會造成融資約束不同的企業(yè)進行金融資產配置的行為有著一定程度的異質性。

融資約束較小的企業(yè)資金相對充裕，能夠滿足企業(yè)正常經營所需的投入。一般而言這類公司規(guī)模較大的企業(yè)接受外在的期待也越多，為了滿足于社會公眾以及投資者的期望，它們可能傾向于利用金融資產以增加短期的業(yè)績來充實自己的財務報告，此時的股權激勵作用相對于融資約束較大的企業(yè)，對企業(yè)金融化的抑制作用較小。相反，融資約束較大的企業(yè)資金相對緊張，此時股權的激勵作用會使得高管更加注重實業(yè)投資和企業(yè)的長期投資以滿足企業(yè)的正常發(fā)展，因此對于融資約束較大的企業(yè)來說，高管股權的激勵作用對企業(yè)金融化的抑制程度更大。由此提出假設H3：

H3：高管的股權激勵對企業(yè)金融化的抑制作用在融資約束較大的企業(yè)中效果更加明顯。

4.所有權性質與企業(yè)金融化

在我國，考察不同企業(yè)所有權性質下，股權激勵對企業(yè)金融化的影響是十分有必要的。從國有企業(yè)來看，國家是企業(yè)的實際控制者，由于產權界定較為模糊，國有企業(yè)存在著較為嚴重的“內部人管理”以及更為復雜的兩類代理問題(薄仙慧和吳聯(lián)生，2009；李增福等，2013)[29][30]。相對于民營企業(yè)而言，國有企業(yè)的管理者持股比例低甚至有許多零持股的現(xiàn)象，如若對國有企業(yè)的管理層進行股權激勵則能更有效激發(fā)高管對公司的熱情，這在緩解代理問題的同時，使之更好地為企業(yè)的長期發(fā)展做出有效決策從而減少短期套利行為。張玉娟和湯湘希(2018)[31]發(fā)現(xiàn)相比于民營企業(yè)，在國有企業(yè)中賦予高管股權激勵對企業(yè)的創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產出的積極影響更為顯著。加上國資委發(fā)出的“限薪令”在很大程度上限制了國有企業(yè)高管人員追求貨幣薪酬的動機，對國有企業(yè)高管進行股權激勵能夠增大高管的決策權，使高管與國有企業(yè)形成利益共同體，不僅有效提高國有企業(yè)高管們的收益，還促使他們更加關注于企業(yè)的價值和長期發(fā)展。因此，本文認為相對于民營企業(yè)來講，國有企業(yè)高管的股權激勵對企業(yè)金融化的抑制作用更大。由此提出假設H4：

H4:高管的股權激勵對企業(yè)金融化的抑制作用在國有企業(yè)中效果更加明顯。

三、研究設計

1.數據來源與樣本選擇

我國財政部發(fā)布的《新會計準則》要求上市公司在2007年正式開始按新的統(tǒng)計口徑進行財務指標測算，考慮到前后指標的一致性，本文選取2007—2017年滬深兩市的A股上市公司作為研究樣本，并剔除了金融行業(yè)、房地產行業(yè)、ST企業(yè)以及數據嚴重缺失的上市企業(yè)，企業(yè)財務數據均來源于國泰安(CSMAR)數據庫，研發(fā)投入數據則來源于萬德(Wind)數據庫。為了防止異常值可能對結果造成的偏誤，本文對所有的連續(xù)變量進行了上下1%的Winsorize處理。數據的處理和分析則在stata14中進行。

2.變量的定義與模型設定

借鑒Demir(2009)[4]、彭俞超和黃志剛(2018)[10]以及黃賢環(huán)等(2018)[32]的做法，本文用企業(yè)所持有的金融資產占總資產的比重來衡量金融化的程度，按照我國上市公司的報表格式將交易性金融資產、買入返售金融資產、可供出售金融資產、持有至到期投資、發(fā)放貸款及墊款、金融衍生品、長期股權投資和投資性房地產納入金融資產的范疇以求用較為全面的指標來衡量企業(yè)金融化。因此，本文計算企業(yè)金融化的具體公式為：Fin=(交易性金融資產+買入返售金融資產+可供出售金融資產+持有至到期投資+發(fā)放貸款及墊款+金融衍生品+長期股權投資+投資性房地產)/企業(yè)總資產，以此作為衡量企業(yè)金融化的代理變量。

為了檢驗本文的假設H1，考察股權激勵與企業(yè)融化之間的關系，本文建立如下實證模型：

Finit=α0+α1Holdit+αiCVit+∑Industry+∑Year+εit

(1)

其中，下標i、t分別代表企業(yè)和年份，被解釋變量Fin是企業(yè)金融資產占總資產的比值，用來衡量企業(yè)金融化趨勢；Hold為本文的核心解釋變量代表的是企業(yè)高管的股權激勵，參考李小榮和張瑞軍(2014)[33]的方法，使用高管的持股數量與發(fā)股股數的比值(Hold)來表示高管股權激勵的強度，Hold值越大，表示股權激勵的強度越大。

CV表示的是一系列控制變量，參考相關領域的研究，本文引入的控制變量包含了影響企業(yè)金融化的其他因素，包括企業(yè)財務特征和公司治理兩個方面：企業(yè)規(guī)模(Size)、企業(yè)杠桿率(Lev)、投資機會(Tobitq)、企業(yè)有形資產比率(Fix)、總資產周轉率(Assetsto)、企業(yè)盈利能力(Profit)、領導權結構(Dual)、獨立董事之比(Indr)。本文對回歸標準誤在公司和時間層面上進行了聚類調整，還控制了行業(yè)變量(Industry)和年份變量(Year)，主要變量的具體定義見表1。

表1 主要變量定義

為了檢驗本文的假設H2，考察股權激勵與企業(yè)金融化之間的關系如何受到高管金融背景的影響，建立如下實證模型：

Finit=α0+α1Holdit+α2Hold_Bgdit+α3Bgdit+αiCVit+∑Industry+∑Year+εit

(2)

其中，Bgd是企業(yè)高管金融背景的虛擬變量，Bgd=1表示企業(yè)的董事長或總經理曾任職于金融機構，Bgd =0則表示高管不具有金融背景。同時，在模型(1)的基礎上引入Hold_Bgd作為股權激勵和高管金融的交互項。根據模型設定，因為Bgd為虛擬變量，通過比較系數α1和系數α1+α2就能夠看出金融背景的高管究竟會不會影響股權激勵與企業(yè)金融化之間的關系，以此來驗證假設H2。

為了檢驗假設H3，本文借鑒Hadlock和Pierce(2010)[34]的研究，利用SA指數來測算上市公司的融資約束水平，SA指數的計算公式為-0.737×Size+0.043×Size^2-0.04×Age。其中Size為企業(yè)的資產總額取對數，Age表示上市公司的上市年限，隨后將SA指數取絕對值，絕對值越大說明企業(yè)面臨著較為嚴重的融資約束。因此，本文根據取絕對值后SA指數的中位數進行分組，大于中位數則表示樣本面臨著較高的融資約束，其他則表示樣本的融資約束較低，依此劃為融資約束高、融資約束低兩個子樣本。同時基于兩個子樣本對模型(1)和模型(2)進行估計，比較兩個子樣本核心解釋變量的回歸系數對假設H3進行驗證。同樣，為檢驗假設H4，本文將按照企業(yè)的性質，將研究樣本劃為國有企業(yè)和非國有企業(yè)兩個子樣本分別基于模型(1)和模型(2)進行回歸估計，通過比較兩個子樣本的核心解釋變量系數對假設H4進行驗證。

3.描述性統(tǒng)計

表2是變量的描述性統(tǒng)計結果，結果顯示金融化程度(Fin)在樣本中的均值為8.2%，中位數為3.4%表明樣本中至少有一半以上的上市企業(yè)不同程度的持有著金融資產，最大值達到了61.8%，表明一部分企業(yè)持有的金融資產的比例大，金融化程度較高。其他解釋變量與控制變量均與其他文獻保持基本吻合，處于正常范圍內，各變量之間的觀測個數不完全相同是因為在樣本期間，部分上市公司的財務數據有著少量缺失所致。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

四、實證結果分析

1.基礎回歸

表3報告了本文高管股權激勵對企業(yè)金融化影響的回歸結果。從列(1)結果顯示來看，股權激勵(Hold)的系數為-0.042且在1%的水平上顯著，表明隨著高管股權激勵的強度增加會顯著的抑制企業(yè)金融化行為。不僅如此，在加入控制變量后的列(2)結果與列(1)保持著高度一致性，系數的絕對值不僅更大且同樣在1%的水平上顯著為負，這顯示通過賦予高管一定的股權，能有效的將高管與企業(yè)的長期發(fā)展聯(lián)系起來。因此，對高管的股權激勵能夠對企業(yè)金融化行為產生顯著的抑制作用，回歸結果證實了假設H1的觀點。從控制變量來看，總資產周轉率(Assetsto)的回歸系數在1%的水平下顯著為負，表明企業(yè)銷售能力越強,資產投資的效益越好從而會繼續(xù)以主營業(yè)務為主，而減少企業(yè)金融資產的配置；企業(yè)規(guī)模(Size)與企業(yè)金融化在5%的水平上正相關，說明企業(yè)的規(guī)模越大，企業(yè)越傾向于配置金融資產，其金融化的程度越高；有形資產比率(Fix)在1%的水平上顯著為負，表明企業(yè)在固定資產上投資越多，相應的會擠出對金融資產的投資從而抑制了企業(yè)金融化行為；企業(yè)的杠桿率(Lev)與企業(yè)金融化負相關，說明企業(yè)的負債率越大會減少企業(yè)對金融資產的投資；盈利能力(Profit)與企業(yè)金融化負相關，表明盈利狀況較好的企業(yè)，進行金融套利的動機較弱，從而減少了企業(yè)金融化；領導權結構(Dual)在1%的水平上顯著為負，表明當董事長和總經理為同一人時權力較大，此時會受到股東的有效監(jiān)督，以防止其做出不利于企業(yè)長期發(fā)展的行為；投資機會和獨立董事長的比例的回歸系數未能通過顯著性檢驗。

表3 基礎回歸結果

表3的列(3)和列(4)分別在列(1)和列(2)的基礎上引入了本文的高管金融背景與股權激勵的交叉項，來檢驗高管金融背景對股權激勵與金融化之間關系的調節(jié)效應。從列(3)(4)的回歸結果來看，高管金融背景(Bgr)與企業(yè)金融化具有正相關關系且在1%的水平上顯著，說明高管的金融背景增加了高管對金融資產的投資偏好，正向促進了企業(yè)的金融化行為。本文重點關注高管金融背景與股權激勵的交乘項(Hold_Bgd)，回歸系數均在1%的水平上顯著為正，原因在于具有金融背景的高管會放大高管對金融資產的逐利動機，在股權的激勵下，有著金融背景的高管會通過股票回購等方式在短期內提高自己的股權收益，引發(fā)了一定的道德風險從而削弱股權激勵對企業(yè)金融化的抑制作用，假設H2得證。

2.分樣本回歸

為了進一步檢驗不同融資約束條件下對企業(yè)金融化的異質性影響，本文利用SA指數將上市公司總樣本分為融資約束較小和融資約束較大兩個子樣本，并分別基于兩個子樣本對模型(1)和模型(2)進行有效估計，結果如表4所示。

從表4的結果來看，在融資約束較小的子樣本回歸中，股權激勵的系數為-0.03、-0.0438，均在1%的水平上顯著；而在融資約束較大的子樣本回歸中，股權激勵的系數為-0.0603、-0.0651，同樣在1%的水平上顯著，但其絕對值更大，對企業(yè)金融化的抑制作用更強，同時具有高管金融背景對股權激勵的削弱作用也相對較小。說明高管股權激勵在融資約束較大的企業(yè)中對企業(yè)金融行為的抑制作用更大，驗證了假設H3。融資約束較大的企業(yè)的資金較為緊張，這也決定著它在實業(yè)投資和金融資產投資之間的選擇比融資約束較小的企業(yè)有著更大的“擠出作用”，在此情形下，高管在股權激勵的作用下會將原本較為緊張的資金盡量的滿足企業(yè)的實業(yè)投資和長期投資從而擠出了對金融資產的投資。最終使得股權激勵在融資約束較大的企業(yè)對其金融化水平的抑制作用更大。

表4 融資約束差異下的回歸結果

表5 產權性質差異下的回歸結果

為了檢驗不同產權性質下股權激勵對企業(yè)金融化的異質性影響，根據上市企業(yè)的產權性質，將上市公司總樣本分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)兩個子樣本，并分別基于兩個子樣本對模型(1)和模型(2)進行回歸，結果如表5所示。

可以看到，國有企業(yè)樣本組中股權激勵的系數在1%的水平上顯著為負，且系數的絕對值大于非國有企業(yè)樣本組，不僅如此，高管金融背景對股權激勵的削弱作用在國有企業(yè)樣本回歸中并不顯著。這表明股權激勵對企業(yè)金融化的抑制作用在國有企業(yè)中效果更好，原因在于非國有企業(yè)以盈利為目的的經濟目標增加了高管的逐利動機，一定程度削弱了高管股權激勵對企業(yè)金融資產投資的抑制作用。相較而言，對國有企業(yè)高管的股權激勵能夠更有效的減緩代理問題，增大高管的決策權，從而使他們更加注重企業(yè)的長期發(fā)展。假設H4得證。

3.穩(wěn)健性檢驗

(1)內生性問題

為了解決內生性問題，本文利用傾向得分匹配法(PSM)以匹配得分為基準對處理組和控制組進行有效匹配來克服樣本選擇等內生性問題，以驗證高管股權激勵對企業(yè)金融化的抑制作用。因此本文進一步選用虛擬變量來度量公司高管股權激勵，即以公司是否實施高管股權激勵作為測度依據，當該公司實施股權激勵計劃當年及以后的年份均賦值為1，否則取0，得到變量EI①。進一步利用傾向得分匹配來獲得配對的樣本來選擇與實施股權激勵的企業(yè)最為接近的控制組樣本，以此緩解樣本選擇偏差等一系列內生性問題。

表6 傾向得分匹配平衡性檢驗

表6報告了傾向得分匹配的平衡性檢驗結果。經過匹配后，公司規(guī)模、有形資產比、杠桿率、總資產周轉率、投資機會、領導權結構、獨立董事比的標準化偏差均大幅度下降，且在匹配后所有的t檢驗的結果都沒有拒絕處理組和控制組無系統(tǒng)差異的原假設，這表明匹配后的處理組和對照組之間沒有存在明顯的差異，匹配有效。隨后本文進一步采用最近鄰匹配(1對3)、半徑匹配以及核匹配法共同來核算平均處理效應ATT值，以確保結果的穩(wěn)健性。表7分別列出了三種方法計算后的ATT值，可以發(fā)現(xiàn)經匹配后的ATT值分別為-0.0269、-0.0277、-0.0247，且所有ATT值均在1%的水平上顯著，這些都說明在實施股權激勵的處理組，顯著的減少對金融資產的配置，較好抑制了企業(yè)金融化程度。因此，該穩(wěn)健性檢驗的結論驗證了上文得到的結果。

表7 PSM匹配后對比回歸結果

同時，為了降低雙向因果產生的內生性問題，本文將所有解釋變量和控制變量均滯后一期進行回歸，回歸結果與原文保持高度的一致性。影響企業(yè)金融化的因素很多，為了克服可能存在遺漏變量所引發(fā)的內生性問題，本文借鑒李小榮和張瑞君(2014)[33]的方法，用同一年同行業(yè)其他公司高管持股比例的平均值作為工具變量，采用2SLS方法進行了穩(wěn)健性測試，結果同樣與上述回歸保持高度一致性，并且工具變量通過了F檢驗和過度識別檢驗，說明工具變量以及2SLS回歸結果是有效的。

(2)替換代理變量

本文借鑒杜勇等(2017)[12]的研究，在原有金融資產中剔除了長期股權投資來衡量企業(yè)金融化，重新進行回歸分析，發(fā)現(xiàn)結果與原文保持一致；同時，將核心解釋變量股權激勵的衡量方法替換為用管理層持股與發(fā)股股數的比值，依然得到與上文一致的結果。

(3)特殊事件造成偏誤

考慮到2008年的金融危機以及政府實施的“四萬億投資計劃”事件可能對上文的回歸結果造成一定的偏誤，本文在刪除了2007—2009年數據的基礎上重新進行了回歸檢驗，得到的結果與原文保持一致。

4.作用機制檢驗

根據前文所提到的，股權激勵能有效緩解企業(yè)所有者與管理者之間的代理問題，協(xié)調了股東與高管之間的利益關系，從而使高管能夠更加注重企業(yè)長期投資和企業(yè)的長期發(fā)展。相當多的文獻證明了股權激勵能夠有效提高高管對研發(fā)創(chuàng)新等長期投資的積極性，進一步保持了企業(yè)價值的增值。因此，本文進一步驗證是否對高管的股權激勵能夠使高管更加注重增加企業(yè)的長期投資如研發(fā)投入而相應減少對金融資產的配置，從而有效了抑制了企業(yè)金融化，以股權激勵——研發(fā)投入——企業(yè)金融化之間的機制關系，來驗證研發(fā)投入的中介效應檢驗。本文基于溫忠麟等(2005)[35]的研究，由此構建了以下中介效應模型：

Finit=α0+α1Holdit+αiCVit+∑Industry+∑Year+εit

(3)

lnRDit=α0+α1Holdit+αiCVit+∑Industry+∑Year+εit

(4)

Finit=α0+α1Holdit+α2LnRDit+αiCVit+∑Industry+∑Year+εit

(5)

其中，lnRD為企業(yè)的研發(fā)支出總水平(取對數)，其他的解釋變量與上文保持一致。根據溫忠麟等(2005)[35]的研究，只要模型(3)模型(4)模型(5)都通過了顯著性檢驗，則說明研發(fā)投入在高管股權激勵與企業(yè)金融化之間存在著中介效應。表8報告了機制檢驗結果，第(1)列是模型(3)的回歸結果，股權激勵(Hold)系數在1%的水平上顯著為負，即表明主效應顯著。第(2)列是模型(4)的回歸結果，股權激勵(Hold)系數在1%的水平上顯著為正，表明股權激勵有效的促進了企業(yè)對創(chuàng)新研發(fā)的投入。第(3)列是對模型(5)的回歸結果，此時股權激勵(Hold)與研發(fā)投入(lnRD)均在1%的水平上顯著為負，說明中介效應顯著存在。因此，高管股權激勵對企業(yè)金融化的抑制作用機制在于，對高管的股權激勵有效促進了企業(yè)對研發(fā)的長期投資，從而擠出了對金融資產的套利投資，抑制了企業(yè)金融化。

表8 機制檢驗結果

五、進一步研究

從現(xiàn)有研究來看，“投資替代”以及“資金蓄水池”是如今企業(yè)大量投資于金融資產的兩種主要的動機，關于“投資替代”動機，學者們普遍認為是企業(yè)將大量資金投資于流動性較低的金融資產來獲得較高的回報收益；而“資金蓄水池”動機則是企業(yè)將資金去投資購買一些流動性較高的金融資產來緩解未來出現(xiàn)的融資約束情況。從我國上市企業(yè)的財務報表能夠有效分析出，大量企業(yè)持有或投資的金融資產是具有較低流動性的、回報率較高的金融資產，但也有部分企業(yè)為了資金儲備去購買一些高流動性的金融資產，也可能有部分企業(yè)兩者兼具，從而共同推向了實體企業(yè)金融化的過程。黃賢環(huán)(2019)[36]認為在企業(yè)金融化的過程中，企業(yè)的過度金融化是企業(yè)資本逐利的重要體現(xiàn)，不論是從微觀企業(yè)還是整個宏觀經濟來看，過度金融化都會為兩者帶來嚴重的負面效應，這類過度金融化行為正是企業(yè)追逐短期利潤，利用金融資產進行套機逐利的表現(xiàn)。因此，為了防止企業(yè)金融化行為帶來的不良影響，我們有必要從企業(yè)金融化行為中識別企業(yè)是否出過度金融化行為。高管的股權激勵如能有效的減少企業(yè)的金融資產配置，那么其更應該能有效防止企業(yè)出現(xiàn)過度金融化。

企業(yè)金融化由企業(yè)自身持有的金融資產總量來反映，盡管一定程度受到外部環(huán)境等因素的影響，但其投資金融資產的行為，最終還是由企業(yè)的自身特質，包括企業(yè)規(guī)模、現(xiàn)金流情況、盈利及成長能力等因素所決定的。因此，根據構建非效率投資的思想，本文參考黃賢環(huán)(2019)[36]建立的模型來擬合出非金融企業(yè)的最優(yōu)金融化水平。

Finit=α0+α1Finit-1+α2Growthit-1+α3Levit-1+α4Cfit-1+α5Sizeit-1+α6Ageit-1+α7Profitit-1+∑Industry+∑Year+εit

(6)

其中模型(6)的變量具體包括：企業(yè)成長能力(Growth)、企業(yè)杠桿率(Lev)、企業(yè)現(xiàn)金流情況(Cf)、企業(yè)規(guī)模(Size)、企業(yè)上市年齡(Age)、企業(yè)盈利能力(Profit)，以上變量均滯后一期。然后對模型(6)進行OLS回歸，擬合當期的最優(yōu)金融化水平。用樣本數據中企業(yè)的實際金融化水平與得到的最優(yōu)金融化水平的擬合值作差，最后得到過度金融化指標Exfin。得到的指標其值越大則說明其出現(xiàn)過度金融化的可能性大。

表8報告了本文高管股權激勵對企業(yè)過度金融化影響的回歸結果。回歸中的被解釋變量為過度金融化實變量Exfin，從列(1)(2)可以看出，股權激勵指標(Hold)與過度金融化(Exfin)的回歸系數分別為-0.0718、-0.0491，在1%的水平上顯著，即表明高管股權激勵能夠有效防止企業(yè)出現(xiàn)過度金融化的現(xiàn)象。表9的列(3)和列(4)分別在列(1)和列(2)的基礎上引入了本文的高管金融背景與股權激勵的交叉項，來檢驗高管金融背景對股權激勵與過度金融化之間關系的調節(jié)效應。從列(3)(4)的回歸結果來看，高管金融背景(Bgd)與企業(yè)過度金融化具有正相關關系且在1%的水平上顯著，說明具有金融背景的高管更容易做出投資金融資產的決策，增加企業(yè)過度金融化的可能性，同時也引發(fā)了一定的道德風險從而削弱股權激勵對企業(yè)過度金融化的抑制影響。

表9 高管股權激勵對企業(yè)過度金融化的回歸結果

六、結論與啟示

在我國經濟“脫實向虛”日益明顯的背景下，更多企業(yè)開始將資金投入到收益率較高的金融行業(yè)，加快了其金融化的進程。基于此，本文利用我國2007—2017年滬深兩市A股上市企業(yè)的面板數據，對高管股權激勵與企業(yè)金融化之間的關系進行了實證研究，并且進一步分析了股權激勵與企業(yè)金融化之間的作用機制。研究結果表明：對高管的股權激勵能夠顯著抑制企業(yè)金融化行為，同時研發(fā)投入在股權激勵與企業(yè)金融化之間的關系中發(fā)揮了中介作用，即企業(yè)對高管股權激勵越大，越是激發(fā)高管增加對創(chuàng)新研發(fā)的投入，越能減少高管對金融資產的短期套利行為，從而抑制企業(yè)金融化。本文還發(fā)現(xiàn)，具有金融背景的高管，在股權激勵的作用下會增加其配置金融資產的動機，一定程度削弱了股權激勵對企業(yè)金融化的抑制作用。分樣本后研究發(fā)現(xiàn)，在不同融資約束條件作用下，相較于融資約束較小的企業(yè)，股權激勵對融資約束較大的企業(yè)的金融化行為抑制作用更加明顯；分企業(yè)產權回歸發(fā)現(xiàn)，股權激勵對企業(yè)金融化的抑制作用在國有企業(yè)中效果比非國有企業(yè)效果更加顯著。在對企業(yè)進行過度金融化識別時發(fā)現(xiàn)，高管股權激勵能夠有效地抑制企業(yè)出現(xiàn)過度金融化的現(xiàn)象。

在企業(yè)金融化日益嚴重的情況下，如何讓企業(yè)回歸到以實體經濟為主、主業(yè)為主是當今經濟健康發(fā)展的要點。從本文結論來看，對高管進行股權激勵能夠有效促進企業(yè)的健康發(fā)展、減少企業(yè)的金融投機行為，因此對于企業(yè)來說，要合理建立以股權激勵為核心的激勵機制設計來防止企業(yè)過度的金融化行為。同時，在選擇高管團隊時也需要聘請不同職業(yè)背景的人員，以抵消職業(yè)背景給企業(yè)戰(zhàn)略來帶的負面效應，從而更加科學、合理地做出決策，提高企業(yè)長遠發(fā)展的能力。政府方面也應該進一步完善金融市場和提高資金的配置效率，以提高金融市場和金融資產服務于實體經濟的功能屬性，為企業(yè)營造良好的經營環(huán)境，防止經濟上的“脫實向虛”。

【注 釋】

① 根據國泰安數據庫(CSMAR)股權激勵計劃實施時間來確定變量EI，同時，我們將變量EI替代解釋變量hold進行回歸，結果依然與企業(yè)金融化在1%的水平上保持顯著的負相關關系。