實體企業金融化會提高代理成本嗎

李小玉 劉鑫 任鵬

【摘 要】 以2007—2018年中國滬深A股非金融上市公司為研究樣本，考察實體企業金融化對代理成本的影響。研究結果表明實體企業金融化會顯著提高代理成本，且主要是通過擠占實業投資和加劇企業風險的內在機制實現的。進一步研究表明內部治理要素中，股權集中度對實體企業金融化與代理成本之間的正向關系具有U型調節作用，董事會獨立性的提高能夠有效抑制實體企業金融化帶來的代理成本增加，管理層持股未能對實體企業金融化帶來的代理成本提高形成有效的治理效應。研究有助于理解實體企業金融化背后的代理問題及治理機制，為指導實體企業金融化治理實踐提供了理論依據。

【關鍵詞】 企業金融化； 代理成本； 實業投資； 企業風險； 內部治理

【中圖分類號】 F275? 【文獻標識碼】 A? 【文章編號】 1004-5937（2023）02-0054-08

一、引言

近年來，伴隨資本市場的高速發展，產業與資本的融合成為我國經濟發展的重要趨勢，實體企業金融化程度日益加深。2022年的政府工作報告中提出要“加強金融對實體經濟的有效支持”。黨的二十大報告指出“加強和完善現代金融監管，強化金融穩定保障體系，守住不發生系統性風險底線”，闡明了我國強化金融監管，保障金融穩定的基本政策導向。金融的穩定發展需要實體經濟作為有力依托。在此背景下，讓金融切實服務實體企業發展，避免實體企業過度金融化擠占實業投資，探索實體企業金融化背后的驅動邏輯和治理機制具有重要的現實意義。實際上，實體企業金融化現象在我國上市公司中已經十分常見。根據Wind數據，2021年中報統計我國A股上市公司中共有839家非金融類上市公司參與了證券投資，其中，102家持有證券數量在10只及以上，207家投資證券金額在1億元及以上。那么，上市公司為何熱衷于金融交易？金融化行為的驅動力來源于哪里？

已有研究表明，管理者在企業重大決策制定中具有主導作用，因此，管理層在作為企業重要決策的金融資產配置方面也同樣具有深遠影響。高闖等[ 1 ]認為管理層對金融化投資的偏好本質上是委托代理問題，股東會激勵管理層提高業績，金融投資行為能夠幫助管理層通過資本市場的多元化投資提高短期業績，從而滿足股東考核和激勵條件，更好地實現個人利益。但管理層通過推動實體企業金融化決策滿足個人私利的行為一方面會強化管理層短視投機行為，損害企業長期價值；另一方面會加劇企業經營風險，一旦金融投資失利，股東會承擔巨大損失，加劇了股東與管理層之間的委托代理矛盾。那么，實體企業金融化會提高代理成本嗎？其內在機制是什么？應采用何種治理機制進行有效治理？

為解決上述問題，本文以2007—2018年我國滬深兩市A股非金融上市公司作為研究樣本，從委托代理的角度探究實體企業金融化對代理成本的影響，揭示高管推動企業金融化決策的內在機制，探究核心內部治理要素的治理效應，闡明企業金融化影響代理成本背后的理論邏輯和約束機制，從而規避實體企業過度金融化損害企業長遠價值，并為指導實體企業金融化治理實踐提供經驗證據。

二、文獻回顧與研究假設

（一）文獻回顧

關于實體企業金融化影響的研究聚焦于兩個方面：一是圍繞實體企業金融化的宏觀經濟效應展開，探究實體企業金融化對宏觀經濟發展的負面影響。如企業金融化會抑制實體經濟投資[ 2-3 ]，提高中小企業融資成本和債務負擔，導致社會福利凈損失[ 4 ]，引起影子銀行金融風險集聚，提高宏觀金融風險，削弱金融穩定性[ 5 ]，推動房地產價格泡沫，加劇實體企業投機效應和信貸擠出效應[ 6 ]，降低實體企業成本加成率與利潤分成，抑制勞動收入份額[ 7 ]等。二是圍繞實體企業金融化的微觀價值效應展開，探究實體企業金融化對績效、研發、風險承擔以及社會責任披露等方面的影響。具體而言，已有探究金融化對實體企業績效影響的研究中，部分研究認為實體企業擴大金融活動會擠占實業投資，損害企業利潤[ 8-9 ]，也有研究認為非金融企業金融化與經營業績之間呈非線性關系，如金融化與企業經營業績之間呈現倒U型關系，即企業金融化水平較低或較高均不利于企業業績的提高[ 10 ]。此外，還有研究認為金融化對實體企業的長短期績效具有差異化影響。如陽旸等[ 11 ]基于期限結構異質性視角的研究表明，金融化主要通過短期金融投資逐利的渠道提升企業短期業績，通過擠出實業投資的渠道降低企業長期業績。而對金融化與企業業績關系的進一步研究表明，金融化與實體企業利潤之間的關系會受到企業自身利潤水平、外部審計、融資約束、信息不對稱程度等因素的差異化影響。除探究金融化對企業業績的影響外，部分研究聚焦于金融化對企業創新的影響，但尚未得出一致性結論。如史學智和陽鎮[ 12 ]的研究認為企業金融化行為主要出于“投機性”動機，對企業創新投入與創新產出均存在擠出效應，即實體企業金融化行為抑制了創新活動。而王昱等[ 13 ]的研究則認為金融化對企業創新投入具有倒U型的非線性影響，即適度的金融化水平可以促進企業創新投資，但過度的金融化水平會擠占企業研發投資。也有研究分析了實體企業金融化對研發投入的跨期影響，發現金融化對實體企業當期的研發投入具有抑制作用，但在滯后兩期開始顯現對研發投入的促進作用[ 14 ]。此外，有研究探究企業金融化與風險承擔之間的關系，發現金融化對企業風險承擔存在替代效應，會顯著降低企業的風險承擔意愿和水平[ 15 ]。還有研究考察金融化對企業社會責任信息披露的影響，發現金融化抑制了企業對債權人、職工和消費者權益等社會責任的披露[ 16 ]。

綜上所述，已有微觀層面實體企業金融化影響的相關研究聚焦于金融化對企業業績、研發、風險承擔以及社會責任披露等方面的影響，這些研究對考察實體企業金融化的微觀價值效應具有重要的參考價值。實體企業金融化行為不僅會對企業績效和創新等方面產生影響，而且會引發一定的代理問題，但已有研究忽略了實體企業金融化行為背后的委托代理邏輯及其影響。作為企業重大決策的主導者，管理層對金融化投資的偏好在企業金融化決策中不容忽視，管理層推動企業金融化決策背后的委托代理問題及其帶來的負面影響同樣值得深入研究。基于此，本文探究實體企業金融化對代理成本的影響，并在此基礎上進一步考察公司內部治理要素對二者關系的影響，旨在揭示高管推動實體企業金融化決策的內在邏輯，豐富實體企業金融化影響相關研究的同時，提煉實體企業金融化負面影響的內部治理機制，指導實體企業金融化治理實踐。

（二）理論分析與研究假設

委托代理理論認為，當經理人作為代理人行使董事會的受托責任時可能會出于私利動機，分享或轉移公司剩余索取權，追求個人利益最大化。而公司管理層，尤其是高管對企業金融化決策具有主導性和推動作用。因此，當企業存在自由現金流時，為滿足股東和董事會對管理層的考核及激勵條件，進而更好地實現個人利益，管理層更傾向于將資金投資到可以使企業短期業績得到迅速提升的金融行業中。尤其是自我國經濟進入新常態以來，受人口、資源紅利下降以及供需結構失調等因素影響，導致實體企業利潤空間收窄，而金融領域卻因受到市場發展迅速、金融利率管制開放等因素的影響催生高額利潤[ 17 ]。在實業投資收益下降而金融投資收益上升的背景下，實體企業管理層將企業盈余投資于金融領域的動機被進一步強化。此外，除了滿足考核和激勵條件，管理層還同時受到來自董事會的解聘威脅和資本市場的投資者關注，為提升短期業績，避免解聘以及因短期業績不佳帶來資本市場投資者負面情緒，管理層也會更傾向于通過金融化決策進行資本市場的多元化投資。基于以上分析，由于管理者與股東存在利益沖突，在企業內外部存在信息不對稱的條件下，管理者會更傾向于通過制定或推動金融化決策謀求個人私利。基于私利動機的金融化決策會給企業帶來如下影響。

首先，管理者基于私利動機制定或推動企業金融化決策的行為會強化其短視投機行為，使其更傾向將企業相對有限的盈余投資于能夠使企業短期業績得到迅速提升的股票、基金、房地產等金融屬性的資產中。但在企業資金相對有限的情況下，金融資產的過度投資會擠占企業研發等主業投資，導致實業投資不足，弱化企業核心競爭力，降低企業盈余的可持續性[ 17 ]，損害企業長期價值，進而提高代理成本。

其次，金融屬性的資產往往具有高收益高風險特征，一旦受宏觀環境和資本市場環境沖擊會導致金融投資失利，使股東承擔巨大損失。管理層基于私利動機增加金融資產持有會加大企業盈余的波動性，進而較大幅度地提高企業經營風險和破產風險，損害股東利益，提高代理成本。此外，較高的金融資產持有也會擠占主業投資和其他更優投資，導致企業投資的非效率，提高企業違約風險[ 18 ]。因此，管理層基于私利動機提高企業金融資產持有水平會由于金融資產自身的高風險屬性及擠占主業投資導致的非效率投資加大企業風險，損害企業價值與股東利益，從而提高代理成本。

最后，由于企業內外部存在的信息不對稱，管理者作為薪酬和債務契約的代理人，相對于股東、董事會和債權人具有顯著的信息優勢，而金融資產自身具有信息操縱優勢[ 19 ]，更有利于管理者借助信息不對稱和會計準則賦予的自由裁量權通過操縱金融資產類別進行會計信息操縱，從而滿足個人考核與激勵條件，規避董事會解聘威脅，達到業績激勵條件，避免資本市場投資者負面情緒。但管理層通過信息操縱進行盈余管理的行為虛增了企業利潤，會降低企業實際價值，損害股東利益，提高企業代理成本。

綜上所述，管理層基于私利動機制定或推動企業金融化決策會擠出企業主業投資，弱化企業核心競爭力，降低企業盈余的可持續性，也會提高企業經營風險與破產風險，還會強化管理層信息操縱，加大盈余管理，最終損害企業價值與股東利益，提高企業代理成本。基于此，本文提出研究假設1。

H1：實體企業金融化會顯著提高代理成本。

三、實證研究設計

（一）樣本選取與數據來源

由于上市公司2007年1月1日開始施行新《企業會計準則》并使用新的金融資產類會計科目列報方式，同時考慮到2007年以來因美國次貸危機波及全世界而使得實體企業金融化行為受到廣泛關注，本文選擇2007年作為觀測樣本的起始年份。此外，2017年修訂的《企業會計準則第22號——金融工具確認和計量》等準則修訂了金融資產分類方式，修訂后的相關準則于2019年1月1日開始執行，為確保金融資產分類方式的一致性，參考陽旸等[ 11 ]的樣本觀測周期，本文采用2007—2018年滬深兩市A股上市公司作為研究樣本。同時對樣本進行了如下處理：（1）剔除金融、保險、房地產行業樣本；（2）剔除ST、*ST和PT等公司樣本；（3）剔除缺失值樣本；（4）為避免異常值對實證結果的影響，對所有連續變量進行1%和99%分位的縮尾處理。最終得到10 269個企業—年度觀測值。本文財務和治理相關數據來自CSMAR數據庫和Wind數據庫。

（二）變量定義

1.被解釋變量：代理成本

借鑒馬寧[ 20 ]對代理成本的度量方法，采用管理費用率，即管理費用占營業收入的比例來度量企業的代理成本。

2.解釋變量：企業金融化程度

已有文獻對企業金融化程度的度量方法一般為企業金融資產占總資產的比重，借鑒史學智、陽鎮[ 12 ]和董盈厚等[ 17 ]對企業金融資產的界定方法，本文界定的企業金融資產包括交易性金融資產、投資性房地產、委托貸款等新型金融資產以及長期金融股權投資四類，而企業金融化程度的度量方法為以上四類金融資產占總資產的比重。

3.控制變量

本文參考馬寧[ 20 ]等的研究，控制了企業規模（Size）、資本結構（Debt）、成長性（Growth）、機構投資者持股比例（Insti）、市賬比（TobinQ）以及是否四大審計（Big4）。具體變量定義見表1。

（三）計量模型構建

本文采用雙向固定效應模型同時控制公司個體固定效應和時間固定效應對研究假設進行檢驗。該模型可有效控制公司異質性與宏觀經濟因素等不可觀測的遺漏變量的影響，從而緩解潛在的內生性問題[ 10 ]。

本文構建了模型（1）來驗證研究假設1：

模型（1）中ACi，t為代理成本，Financiali，t為企業金融化程度，Controlsi，t為控制變量組，？琢0為截距，？琢1、？琢2為各變量對代理成本的影響系數，∑Year fe為年份固定效應，？著i，t為隨機擾動項。

四、實證檢驗與結果分析

（一）描述性統計分析

表2是主要變量的描述性統計結果。其中，代理成本樣本的最大值與最小值之差較大，說明不同公司的代理成本之間存在較大差異，而均值大于中位數卻遠小于最大值，說明代理問題在公司中普遍存在，個別公司的代理成本非常高。從樣本公司實體企業金融化程度的均值、最大值和最小值情況來看，均值為0.0480，說明實體企業整體存在一定程度的金融化傾向；金融化程度最高的公司總資產中有42.92%的金融資產，也有部分公司沒有持有金融資產，這說明我國非金融類上市公司的金融資產配置情況存在較大的個體差異。

（二）基本回歸分析

表3列示了對假設1的實證檢驗結果，即實體企業金融化對代理成本的影響。列（1）和列（2）分別為控制變量和OLS回歸結果，列（3）為控制了年份與個體雙向固定效應后的回歸結果。結果表明，在控制了相關因素后，實體企業金融化程度對代理成本的影響在1%的水平上顯著為正，這說明企業金融化程度的提高帶來了企業代理成本的顯著增加，假設1得到驗證。

（三）機制檢驗

前文的基本回歸分析結果表明，企業金融化顯著提高了代理成本。那么其內在影響機制是什么？根據前文研究假設分析，本文分別從擠出實業投資、提高經營風險以及加劇金融資產類別操縱三方面實證檢驗其內在機制。

1.擠出實業投資

本文借鑒陽旸等[ 11 ]的做法，以固定資產投資和研發投資衡量企業實業投資。其中，固定資產投資Real采用固定資產凈值、工程物資和在建工程凈值之和的自然對數計算，研發投資RD采用研發投入總額的自然對數表示。在此基礎上，運用中介效應模型進行機制檢驗，結果見表4列（1）—（4）。列（1）中Financial的系數為-0.3587，并且在1%的水平上顯著，列（2）中Financial和Real的系數均在1%的水平上顯著，結合表3列（3）的回歸結果，固定資產投資在實體企業金融化影響企業代理成本過程中的部分中介效應得到驗證。同理，列（3）中Financial的系數為-1.3015，并且在1%的水平上顯著，列（4）中Financial和RD的系數均在1%的水平上顯著，結合表3列（3）的回歸結果，研發投資在實體企業金融化影響企業代理成本過程中的部分中介效應得到驗證。綜上所述，管理層基于私利動機將企業有限的盈余投資于金融資產會擠占企業固定資產投資和研發投資，導致實業投資不足，弱化企業核心競爭力，損害企業長期價值，從而提高代理成本。

2.提高經營風險

本文借鑒許志勇等[ 15 ]的做法，通過企業盈利的波動性衡量企業整體風險承擔（Risk），具體計算方法為經行業調整后的企業三年內ROA的標準差。在此基礎上，運用中介效應模型進行機制檢驗，結果見表4列（5）、列（6）。列（5）中Financial的系數為0.0036，但并不顯著，列（6）中Risk的回歸系數為0.2220，并且在1%的水平上顯著，以上結果要驗證風險承擔的中介效應需要進一步進行Sobel檢驗。最終Sobel、Goodman1和Goodman2三種檢驗結果均顯著，中介效應比例為5.36%，結合表3列（3）的回歸結果，風險承擔在實體企業金融化影響企業代理成本過程中的部分中介效應得到驗證。這說明管理層基于私利動機增加金融資產持有會提高企業整體風險承擔，損害股東利益與企業價值，提高代理成本。

3.加劇金融資產類別操縱

本文借鑒徐暢[ 21 ]的做法，采用可供出售金融資產凈額/總股本衡量企業金融資產類別操縱水平Manipulation，并在此基礎上，運用中介效應模型進行機制檢驗，結果見表4列（7）、列（8）。列（7）中Financial的系數為-0.6546，并且在1%的水平上顯著，列（8）中Manipulation的回歸系數為0.0030，但并不顯著。以上結果要驗證金融資產類別操縱水平的中介效應還需要進一步進行Soble檢驗，但并未通過該檢驗，說明金融資產類別操縱水平在實體企業金融化影響企業代理成本過程中的中介效應未得到驗證。

綜合以上機制檢驗結果，管理層基于私利動機提高金融資產配置會擠出企業固定資產投資和研發投資等實業投資，提高了企業風險承擔水平，弱化了企業核心競爭力，損害企業長遠價值和股東利益，從而提高了企業代理成本。

（四）穩健性檢驗

1.更換變量和模型

借鑒杜勇等[ 22 ]的研究方法，更換金融化的測度指標，分別采用金融資產占總資產的比例（金融資產為交易性金融資產、衍生金融資產、發放貸款及墊款凈額、可供出售金融資產凈額、持有至到期投資凈額以及投資性房地產凈額六項之和）以及金融資產收益的標準化表示企業金融化程度，研究結論保持不變。考慮到部分企業并未配置金融資產，同時采用Tobit模型進行檢驗，研究結論保持不變。另外，增加了兩職合一、CEO性別、年齡、學歷等高管個人層面的控制變量，重新進行檢驗，研究結論依然保持不變。最后，在所有模型中增加行業固定效應，研究結論保持不變。

2.基于工具變量法和自變量滯后的檢驗

代理成本高的企業，存在更強的管理層私利動機和道德風險，使管理層傾向于持有更多的金融資產，從而導致反向因果關系。為解決潛在的內生性問題，借鑒董盈厚等[ 17 ]的思路，選取企業所在行業的金融化程度均值作為實體企業金融化程度的工具變量，采用2sls兩階段最小二乘法對實體企業金融化與代理成本之間的關系進行回歸檢驗，原研究結論依然成立。需要說明的是，識別不足檢驗的Kleibergen-Paap rk LM statistic對應的P值為0.000，弱工具變量檢驗的Cragg-Donald Wald F statistic大于15%水平的臨界值。因此，可以拒絕識別不足和弱工具變量的原假設，認為該工具變量的選擇是合理的。此外，為控制潛在的內生性，本文還借鑒陽旸等[ 11 ]的做法，選取實體企業金融化程度的一階滯后項和二階滯后項進行實證檢驗。結果表明，無論是一階滯后項還是二階滯后項，原研究結論依然成立。

3.PSM配對檢驗

為解決潛在的樣本選擇偏誤問題，本文采用傾向得分匹配法（PSM）對進行了金融化的企業樣本與其他企業樣本進行1：1卡尺最近鄰匹配，選取總資產收益率（ROA）、機構投資者持股比例（Insti）、投資收益率（Invest）、是否四大審計（Big4）以及CEO性別（Gender）作為協變量進行匹配。匹配檢驗結果顯示匹配效果良好，且在匹配后的回歸中，Financial的系數仍在1%的水平上顯著為正。此外，本文還采用了1：2卡尺最近鄰匹配，結果與以上研究結論一致。綜上所述，本文的研究結論穩健。

4.安慰劑檢驗

對于本文的研究結論潛在的另一個干擾是代理成本的統計顯著可能來自于某些隨機因素。為排除由其他隨機因素造成的影響，得到更加可信的研究結論，本文通過隨機生成實驗組的方式進行安慰劑檢驗。由圖1可知，隨機生成處理組并重復進行500次回歸后的估計系數分布在0附近，且服從正態分布，該結果遠小于真實的回歸估計系數0.0328，因此，可基本排除其他隨機因素的干擾。

（五）進一步分析

前文的研究結論表明，實體企業金融化會顯著提高代理成本。對此，哪些內部治理機制能夠形成有效的治理效應呢？為解決該問題，本文圍繞股權結構、董事會監督和經理層激勵三個方面分別檢驗治理效應的發揮情況。借鑒婁祝坤等[ 23 ]對內部治理機制的度量方法，采用第一大股東持股比例、獨董比例以及管理層持股比例作為內部治理機制的代理變量，考察不同內部治理要素的治理效應。

表5列（1）檢驗了股權集中度的調節效應，結果表明，實體企業金融化和股權集中度平方項的交乘項Financial×CR12與代理成本在1%的水平上顯著正相關，實體企業金融化和股權集中度的交乘項Financial×CR1與代理成本在1%的水平上顯著負相關，表明當第一大股東持股比例增加，實體企業金融化對代理成本的正向影響會被削弱，但隨著第一大股東持股比例的進一步增加（閾值約為40.45%），實體企業金融化對代理成本的正向影響會被進一步強化，即股權集中度對實體企業金融化與代理成本之間的正向關系具有U型調節作用。這說明股權的適度集中可以強化大股東對管理層的有效監督，緩解管理層出于私利動機做出金融化決策而損害股東利益，但大股東持股比例過高，形成“一股獨大”，則會強化自身的私利動機，大股東可能會與管理層“合謀”掏空公司，共同推動私利動機下的企業金融化決策，損害中小股東利益。列（2）檢驗了董事會獨立性的調節效應，結果顯示，實體企業金融化和董事會獨立性的交乘項Financial×Indep與代理成本在1%的水平上顯著負相關，表明隨著獨立董事比例的提高，實體企業金融化對代理成本的正向影響會被抑制。這說明獨立董事能夠通過充分發揮監督與咨詢職能約束大股東和管理層基于私利動機以及非理性的企業金融化決策，從而有效緩解管理層制定的金融化決策所帶來的代理成本提高的問題。列（3）檢驗了管理層持股的調節效應，結果顯示，實體企業金融化和管理層持股比例的交乘項Financial×Mshare與代理成本之間未出現顯著相關關系，表明管理層持股的激勵手段沒有對實體企業金融化帶來的代理成本提高形成有效的治理效應。

五、研究結論與啟示

本文以2007—2018年我國滬深兩市非金融A股上市公司為研究樣本，從委托代理視角探究實體企業金融化與代理成本之間的關系，驗證高管推動實體企業金融化行為背后的內在邏輯。研究發現，實體企業金融化程度的提高會顯著增加代理成本，且實體企業金融化影響代理成本的內在機制主要是擠占實業投資和加劇企業風險。進一步研究表明，內部治理要素中，股權集中度對實體企業金融化與代理成本之間的正向關系具有U型調節作用。具體而言，股權的適度集中（約40.45%）可以緩解實體企業金融化帶來的代理成本增加，但股權過度集中或過度分散則會強化實體企業金融化帶來的代理成本增加。董事會獨立性的提高也能夠有效抑制實體企業金融化帶來的代理成本增加，而管理層持股則沒有對企業金融化帶來的代理成本增加形成有效的治理效應。本文的研究結論契合國家防范實體企業“脫實向虛”的政策導向，為指導實體企業金融化治理實踐帶來了一定的啟示。

管理層出于私利動機制定或推動的實體企業金融化決策會強化短視投機行為，提高經營風險，激化股東與管理層之間的委托代理矛盾，引發代理問題，最終損害企業長遠價值，但有效的內部治理要素能夠對這一行為產生一定的抑制作用。上述研究結論有助于深入理解企業金融化背后的代理問題及其治理機制，對實體企業、投資者以及監管方均具有重要啟示：（1）實體企業應注重主業發展，警惕過度金融化擠占主業投資，同時注意規避管理層基于私利動機制定或推動企業金融化決策，損害股東利益和企業長遠價值。（2）中小投資者應對實體企業金融化決策給予充分關注，并通過有效的治理機制，如充分發揮獨立董事有效性等方式強化對企業金融化決策的監督與約束，防范大股東與管理層“合謀”，通過金融化決策掏空企業，損害中小股東利益。（3）監管方應對實體企業金融化決策強化外部監管，通過完善法律法規對管理層基于私利動機損害股東利益的行為予以追責，并積極推動經理人聲譽市場機制的建立健全，從而形成企業內部治理機制、外部監管機制以及經理人聲譽市場機制的三方聯動，從多個層面防范管理層出于私利動機制定或推動金融化決策損害股東權益，以保障投資者的利益和實體企業自身的長遠發展。

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