非金融企業(yè)金融化水平受管理者影響論文

　　摘要：演從行為財務(wù)的角度，以?xún)?yōu)化資本配置為目的，研究管理者過(guò)度自信對企業(yè)金融化水平的影響。以2007～2015年間所有非金融類(lèi)滬深A股上市公司為樣本，發(fā)現過(guò)度自信的管理者更偏好投資金融資產(chǎn)，較強的公司治理會(huì )制約管理者對金融資產(chǎn)的投資，國有企業(yè)以及企業(yè)所在地區市場(chǎng)化程度對二者關(guān)系有正向調節作用。

　　關(guān)鍵詞：演管理者過(guò)度自信；金融化水平；公司治理

　　一、引言

　　在2008年次貸危機爆發(fā)后，國內經(jīng)濟受到?jīng)_擊，實(shí)體投資的收益率大幅下降，而金融業(yè)利潤率卻居高不下，資本投資實(shí)業(yè)的意愿下降。隨著(zhù)金融行業(yè)利潤的不斷增長(cháng)與傳統行業(yè)持續走低，虛擬經(jīng)濟與實(shí)體經(jīng)濟的投資利潤差距逐步加大，截止2014年底，工業(yè)企業(yè)主營(yíng)業(yè)務(wù)收入利潤率不到6%①。這使得企業(yè)將大量資金投資在金融領(lǐng)域及其他準金融領(lǐng)域，中國經(jīng)濟開(kāi)始出現“脫實(shí)向虛”的局面�！敖鹑诨�”的概念由此提出。非金融企業(yè)金融化指的是非金融企業(yè)將大量資源投入在日常生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)以外的金融領(lǐng)域，越來(lái)越依賴(lài)從金融領(lǐng)域獲取資金收益，進(jìn)而瓜分金融業(yè)利潤。企業(yè)將經(jīng)濟中心轉向金融領(lǐng)域，一定程度上會(huì )“擠占”企業(yè)在主營(yíng)業(yè)務(wù)的投資。張成思（2016）研究發(fā)現這種“擠占”效應在中國明顯存在，企業(yè)金融化水平的提高會(huì )導致實(shí)業(yè)投資率的下降[1]�？傮w而言，微觀(guān)定量研究非金融企業(yè)金融化水平的文獻較少。除受宏觀(guān)環(huán)境的影響外，非金融企業(yè)金融化水平很大程度是由企業(yè)自身追求的理念決定的（鄧超等，2017）[2]，因此有必要從企業(yè)高管層面研究金融化產(chǎn)生的原因。

　　Haywardetal.（1997）發(fā)現人類(lèi)的心理、偏好以及認知差異會(huì )影響到?jīng)Q策，其中過(guò)度自信也是一種心理認知，它是指：人們高估自己的能力，使預期與實(shí)際發(fā)生了偏離[3]。先前文獻表明管理者過(guò)度自信容易擴大投資規模，而本文是對過(guò)度自信管理者在投資資產(chǎn)類(lèi)別上進(jìn)行進(jìn)一步細分，過(guò)度自信的管理者更偏好在資本市場(chǎng)上投資金融資產(chǎn)。企業(yè)將資金配置在金融領(lǐng)域的數量是企業(yè)投資決策的結果，企業(yè)的投資決策是由股東大會(huì )一致討論通過(guò)的，但現代企業(yè)中所有權與經(jīng)營(yíng)權的分離，所有者對管理者的約束往往是有限的（Fama&Jensen，1983）[4]，管理者擁有對資源的支配權，管理者的個(gè)人行為對投資決策產(chǎn)生重大影響，其中就包括投資金融資產(chǎn)方面。

　　本文研究金融化是從企業(yè)微觀(guān)層面，出于優(yōu)化資本配置（實(shí)業(yè)資本與虛擬資本比例的安排）的目的，基于管理者的角度，來(lái)探究過(guò)度自信對企業(yè)金融化水平的影響，同時(shí)考察公司治理水平、企業(yè)產(chǎn)權、企業(yè)所在地區市場(chǎng)化程度對二者之間關(guān)系產(chǎn)生的影響。該研究從新的角度解釋了企業(yè)金融化水平理論，為企業(yè)金融化理論研究提供了實(shí)證參考。

　　二、文獻回顧與研究假設

　　先前文獻表明過(guò)度自信的管理者會(huì )對企業(yè)投資決策產(chǎn)生影響，具體表現為：會(huì )增加企業(yè)總投資水平，增加企業(yè)投資風(fēng)險（馬潤平，2012；陳夙等，2014）[5-6]，但是還沒(méi)有文獻探究管理者過(guò)度自信是否影響企業(yè)金融化水平，企業(yè)投資金融領(lǐng)域的行為體現了對企業(yè)不擅長(cháng)領(lǐng)域的“隔行取利”，屬于高風(fēng)險行為。

　　本文認為管理者過(guò)度自信會(huì )對非金融企業(yè)金融化水平帶來(lái)影響，主要出于以下原因：首先，管理者過(guò)度自信會(huì )低估投資收益的風(fēng)險，認為自己能夠很好把控風(fēng)險（Shefrinh，2001）[7]。Hirshleiferetal.（2012）也發(fā)現過(guò)度自信的管理者更偏好在風(fēng)險類(lèi)具有創(chuàng )新的項目上投資[8]。金融資產(chǎn)的投資收益波動(dòng)大，不具有持續性，因此金融投資是高風(fēng)險高收益的投資（胡聰慧等，2015）[9]。過(guò)度自信的管理者偏好高風(fēng)險，更容易采取激進(jìn)的投資策略，更多關(guān)注到金融投資帶來(lái)的收益，而低估金融投資帶來(lái)的風(fēng)險。其次，管理者過(guò)度自信會(huì )更易采取多元化戰略（Malmendleretal.，2015）[10]。面對金融行業(yè)利潤高漲，過(guò)度自信的管理者可能突破主業(yè)，涉足金融行業(yè)，以期獲得更高收益。即使面對從未涉足過(guò)的金融領(lǐng)域，過(guò)度自信的管理者仍會(huì )高估自身能力，認為自己同樣能在金融業(yè)獲得成功，從而低估了多元化投資帶來(lái)的風(fēng)險。第三，過(guò)度自信的管理者會(huì )高估企業(yè)價(jià)值，總認為公司股價(jià)被低估了（Heaton，2002）[11]。因此當主營(yíng)業(yè)務(wù)的利潤空間縮小時(shí)，管理者會(huì )企圖短期在金融市場(chǎng)上獲得收益來(lái)提高企業(yè)整體經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jì)，以期在資本市場(chǎng)上獲得公眾認可，股價(jià)有良好的表現，同時(shí)可以滿(mǎn)足自身業(yè)績(jì)考核要求，獲得更多個(gè)人利益，因此過(guò)度自信的管理者更易采取激進(jìn)的投資策略，加大對于金融資產(chǎn)的投資�；�于如上分析，本文提出以下假設：

　　H1：管理者過(guò)度自信的企業(yè)，其金融化水平更高。

　　現代企業(yè)制度所有權與控制權分離，形成代理成本。公司治理的核心目的就是降低代理成本，解決委托人與代理人之間矛盾（Fama&Jensen，1983）[4]。企業(yè)進(jìn)行金融化資產(chǎn)投資的物質(zhì)基礎是自由現金流量囤積于企業(yè)閑置的資金，如果低效配置在公司不擅長(cháng)的領(lǐng)域會(huì )帶來(lái)較低的效率，則帶來(lái)了較高的代理成本。若公司治理水平高，董事會(huì )、所有者、高層管理者之間利益形成制衡關(guān)系，公司的治理主體在決策過(guò)程中對管理層強有力的監督，會(huì )削弱管理者決策獨立性，約束管理者非理性行為對公司決策的影響，在一定程度上會(huì )限制管理者將大量資金投資到金融領(lǐng)域，提高公司投資決策效率。所有者通過(guò)公司治理機制對管理者有效的監督使管理者更著(zhù)眼于企業(yè)核心業(yè)務(wù)長(cháng)遠發(fā)展，而不是通過(guò)加大金融市場(chǎng)的投資，在不擅長(cháng)的金融領(lǐng)域獲得不穩定的投資收益。因此，提出以下假設：

　　H2：公司治理水平負向調節管理者過(guò)度自信與金融化水平的關(guān)系。

　　企業(yè)產(chǎn)權性質(zhì)對企業(yè)經(jīng)營(yíng)決策產(chǎn)生影響，由于國有企業(yè)股權集中度高，所有者缺位現象嚴重，未對管理者形成實(shí)質(zhì)監督（干勝道，2008）[12]。國有企業(yè)在經(jīng)營(yíng)效率治理水平上落后于非國有企業(yè)。研究發(fā)現國有企業(yè)管理者的權利更大，公司的投資決策往往陷入“內部人控制”的局面。管理者利用信息不對稱(chēng)，將多余資金配置在金融資產(chǎn)上（干勝道等，2016）[13]。所有者對管理者的約束力度不夠，公司決策更易受到管理者個(gè)人非理性行為影響。因此，提出以下假設：

　　H3：相對非國有企業(yè)，國有企業(yè)中管理者過(guò)度自信對金融化水平的正向作用越明顯。

　　根據區域經(jīng)濟理論，國民經(jīng)濟高速發(fā)展的同時(shí)，區域之間的經(jīng)濟差距會(huì )加大，不同地區的金融資源稟賦有差異，區域“趨異”是經(jīng)濟金融化發(fā)展的必然現象（張秀生等，2008）[14]。市場(chǎng)化程度體現在要素市場(chǎng)以及市場(chǎng)中介組織發(fā)育程度等方面。如果地區的市場(chǎng)化程度越高，金融中介機構的發(fā)育程度越高，金融創(chuàng )新能力高，那么企業(yè)可選擇的金融產(chǎn)品就越豐富，企業(yè)就有更多機會(huì )進(jìn)行金融產(chǎn)品投資，地區金融化水平一定程度可能影響企業(yè)金融化水平。

　　H4：相對市場(chǎng)化較低的地區，市場(chǎng)化水平越高，管理者過(guò)度自信對金融化水平的正向作用越明顯。

　　三、研究設計

　�。ㄒ唬�樣本選擇、數據來(lái)源

　　本文選取2007～2015年間所有滬深A股上市公司作為研究樣本，剔除金融保險類(lèi)上市公司、ST財務(wù)異常、以及財務(wù)數據缺失的上市公司樣本，由于房地產(chǎn)企業(yè)屬于準金融企業(yè)，因此也將其剔除，最終獲得16066個(gè)公司-年度截面數據。數據分析運用stata12.0，為消除數據極端值對整體結果的影響，回歸中對變量前后進(jìn)行0.5%縮尾，。相關(guān)財務(wù)指標數據主要來(lái)源于同花順金融數據庫（IFinD）和國泰安數據庫（CSMAR），部分財務(wù)數據來(lái)源于巨潮資訊網(wǎng)整理取得。

　�。ǘ�）變量定義、模型設計

　　1.主要變量說(shuō)明

　　金融化水平：本文運用金融化資產(chǎn)比重法：金融化資產(chǎn)與總資產(chǎn)之比衡量企業(yè)金融化水平，該方法有利于反映財務(wù)資源在虛擬資本中的配置比重（干勝道，2016）[13]。與企業(yè)會(huì )計準則中對金融資產(chǎn)的規定有所區別，金融化資產(chǎn)不包括金融資產(chǎn)中貨幣資金項目，因為貨幣資金項目的持有目的大多用于企業(yè)日常生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)，并未帶來(lái)資本增值。金融化資產(chǎn)是為追求資本增值而持有的，其主要包括：交易性金融資產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)、長(cháng)期股權投資、投資性房地產(chǎn)、持有至到期投資、應收股利、應收利息。

　　管理者自信程度度量：高管薪酬比例來(lái)衡量管理者過(guò)度自信，大于中位數取1，反之為0（Hayward，1997；姜付秀2009）[3，15]。Hayward（1997）研究得出管理者過(guò)度自信程度與其所獲得的薪金有高度正相關(guān)，薪酬越高說(shuō)明其地位越重要，越容易產(chǎn)生夸大自我的心態(tài)[3]。管理者薪酬越高說(shuō)明其控制影響力越強。本文用薪酬最高的前三名高管的薪酬之和與高管薪酬總額的比來(lái)衡量管理者在企業(yè)中的重要性，若高于中位數，說(shuō)明高管在管理團隊中的重要性高，掌控資源的能力強，管理者個(gè)人行為對企業(yè)決策的影響更大。

　　公司治理度量：公司治理指數借鑒（李明輝2013）[16]衡量公司治理水平的做法，該指數越大說(shuō)明公司治理水平越高。將六個(gè)公司治理的特征用虛擬變量表示：{1}董事會(huì )規模：董事會(huì )人數大于當年非金融類(lèi)上市公司的董事會(huì )人數的中位數，取1，反之取0。{2}董事會(huì )獨立性：獨立董事比例大于當年非金融類(lèi)上市公司獨立董事比例的中位數，取1，反之取0。{3}董事會(huì )勤勉程度：年度召開(kāi)董事會(huì )會(huì )議次數大于當年非金融類(lèi)上市公司召開(kāi)董事會(huì )會(huì )議次數的中位數，取1，反之取0。{4}專(zhuān)業(yè)委員會(huì )設置情況：同時(shí)設立審計、薪酬、提名、戰略與業(yè)績(jì)考核四個(gè)委員會(huì )，取1，不齊全取0。{5}股東大會(huì )出席率：年度股東大會(huì )出席率大于本年度非金融類(lèi)上市公司中位數，取1，反之取0。{6}兩職分離：董事長(cháng)與總經(jīng)理不是同一人，取1，是同一人，取0（見(jiàn)表1）。

　　2.模型設計

　　為驗證假設1，構建檢驗模型（1）：

　　Far=β0+β1Overcon+β2Soe+β3Size+β4Index+β5Lev+β6Roe+β7Big1+β8Z_score+β9Market+β10Yeardum+β11Industrydum+εi，t（1）

　　為驗證假設2，生成交互項Index*Overcon，構建檢驗模型（2）：

　　Far=β0+β1Overcon+β2Index*Overcon+β3Soe+β4Size+β5Index+β6Lev+β7Roe+β8Big1+β9Z_score+β10Market+β11Yeardum+β12Industrydum+ε（2）

　　為驗證假設3，生成交互項Soe*Overcon，構建檢驗模型（3）：

　　Far=β0+β1Overcon+β2Soe*Overcon+β3Soe+β4Size+β5Index+β6Lev+β7Roe+β8Big1+β9Z_score+β10Market+β11Yeardum+β12Industrydum+ε（3）

　　為驗證假設4，生成交互項Market*Overcon，構建檢驗模型（4）：

　　Far=β0+β1Overcon+β2Market*Overcon+β3Soe+β4Size+β5Index+β6Lev+β7Roe+β8Big1+β9Z_score+β10Market+β11Yeardum+β12Industrydum+ε（4）

　　四、實(shí)證結果及分析

　�。ㄒ唬┟枋鲂越y計與相關(guān)性分析

　　表2是各變量的描述性統計。從樣本觀(guān)察值來(lái)看，Far均值為0.063，中位數為0.022，說(shuō)明我國不同上市公司金融化水平有較大差異；Index均值為3.215，標準差為1.113，說(shuō)明上市公司治理水平參差不齊。通過(guò)表3的皮爾遜系數表可初步斷定管理者自信程度與企業(yè)金融化水平具有正向關(guān)系，公司治理水平與企業(yè)金融化水平具有負向關(guān)系，這為后文的回歸分析提供了良好的預測，為防止各變量之間存在多重共線(xiàn)性影響估計結果的干擾，用方差膨脹因子（VIF）來(lái)反映變量之間多重共線(xiàn)性程度，方差膨脹因子最大值為1.51，小于10，因此可得出變量間不存在多重共線(xiàn)性關(guān)系。

　�。ǘ�）回歸分析（見(jiàn)表4）

　　為驗證假設1，對全樣本進(jìn)行OLS回歸，控制了上市公司所在行業(yè)和年度，模型1顯示管理者過(guò)度自信在1%（t=5.61）的水平上和企業(yè)金融化水平顯著(zhù)正相關(guān)，說(shuō)明過(guò)度自信的管理者更偏好投資高風(fēng)險的金融領(lǐng)域的項目，以期獲得更高的投資收益，因此配置在金融領(lǐng)域的資金越多。因此管理者越自信，企業(yè)的金融化水平越高，驗證了假設1。

　　第2列可以看出，公司治理指數系數為

　　-0.001，在10%水平上顯著(zhù)，交互項Index*Overcon系數為-0.003，在5%（t=-2.19）水平上顯著(zhù)，與預期相符，說(shuō)明高的公司治理水平對管理者行為形成了制約和監督，降低管理者決策自由性，削弱了管理者個(gè)人非理性行為對公司投資決策的影響，因此，公司治理水平越高，管理者過(guò)度自信對企業(yè)金融化水平作用越小。第3列看出，交互項Soe*Overcon系數為0.009，在1%（t=2.82）水平上顯著(zhù)正相關(guān)，同時(shí)高管自信程度（Overcon）在5%的水平上顯著(zhù)，因此可以認為在國有企業(yè)里，管理者過(guò)度自信對金融化水平的正向作用會(huì )加強。第4列看出Market*Overcon系數為0.006，在10%（t=1.94）水平上顯著(zhù)正相關(guān)，說(shuō)明市場(chǎng)化程度越高，管理者借助市場(chǎng)的優(yōu)勢更容易投資金融資產(chǎn)，管理者過(guò)度自信對金融化水平的正向作用會(huì )加強。

　　五、穩健性檢驗

　�。ㄒ唬﹥壬�性問(wèn)題

　　管理者過(guò)度自信與企業(yè)的金融化水平之間很可能受到多種其它因素的共同作用，由于這些因素不可觀(guān)測且相互交錯，導致管理者過(guò)度自信存在很高的自我選擇。如企業(yè)規模較大，負債程度低，企業(yè)的抗風(fēng)險能力強，管理者因為企業(yè)自身因素產(chǎn)生過(guò)度自信，同時(shí)也影響企業(yè)的金融化水平，從而導致管理者過(guò)度自信的內生性問(wèn)題。這一問(wèn)題的直接忽視很可能導致估計的回歸結果產(chǎn)生偏誤。因此本文運用傾向匹配得分法（PropensityScoreMatching，PSM）來(lái)解決這一問(wèn)題。首先，運用基于模型（1）的Logit回歸模型，即模型（5），采用逐步回歸分析法確定影響管理者過(guò)度自信的公司層面特征。

　　Logit（Povercom）=β0+β1Soe+β2Size+β3Index+β4Lev+β5Roe+β6Big1+β7Z_score+β8Market+εi，t（5）

　　其次，根據PSM法的假設平行與共同支撐假設，采用最常見(jiàn)的最近鄰匹配、半徑匹配和核匹配三種方法，通過(guò)影響管理者過(guò)度自信的企業(yè)層面因素進(jìn)行配對。最終形成了管理者過(guò)度自信組（處理組）與管理者非過(guò)度自信組（控制組）。從圖1可以看出在匹配后處理組和控制組的差異性相比較于匹配前顯著(zhù)減少，并且匹配后的[%bias]都小于5%，匹配的平行效果較好。

　　表5基于三種匹配方法檢驗證明，經(jīng)過(guò)多種因素綜合匹配之后，企業(yè)的金融化水平在管理者過(guò)度自信時(shí)與非自信時(shí)在1%的水平上顯著(zhù)不同。證明了管理者過(guò)度自信對于企業(yè)金融化有一個(gè)顯著(zhù)的正相關(guān)關(guān)系，從而使得假設1得到再次驗證，本文結果更加穩健。

　�。ǘ�）其他穩健性測試

　　為使得本文的結論更加穩健，我們做了如下測試（由于篇幅問(wèn)題，以下檢驗結果省略）。

　　◇管理者過(guò)度自信指標替代：將Haywardetal對管理者過(guò)度自信衡量方法替換原文方法：若企業(yè)當年度盈利預測超過(guò)實(shí)際盈利水平，即可認定管理者過(guò)度自信。由于部分上市公司未對盈利預測進(jìn)行披露，最終得到10193個(gè)樣本觀(guān)察值�；貧w發(fā)現管理者過(guò)度自信與企業(yè)金融化水平有顯著(zhù)的正相關(guān)關(guān)系，結果依然是穩健的。

　　◇考慮企業(yè)內部控制質(zhì)量的影響：方紅星等（2013）提出內部控制與公司治理都會(huì )影響企業(yè)投資決策，并發(fā)揮著(zhù)不同效應[18]。加入“迪博·中國上市公司內部控制指數”后，自變量仍在1%（t=4.78）水平上顯著(zhù)與企業(yè)金融化水平正相關(guān)，最終結論保持不變。

　　六、研究結論

　　以滬深A股非金融企業(yè)為樣本，研究管理者過(guò)度自信對企業(yè)金融化水平的影響，發(fā)現過(guò)度自信的管理者因為低估金融市場(chǎng)風(fēng)險，高估企業(yè)自身價(jià)值，導致企業(yè)金融化水平的上升。合理的公司治理制度安排可以約束管理者過(guò)度投資金融資產(chǎn)的激進(jìn)行為，同時(shí)國有企業(yè)與市場(chǎng)化水平對于管理者與企業(yè)過(guò)度自信有正向調節效應。

　　以往文獻多是對企業(yè)金融化現象進(jìn)行描述，而本文研究管理者過(guò)度自信對企業(yè)金融化水平的影響。實(shí)證發(fā)現過(guò)度自信的管理者更偏好投資金融資產(chǎn)，而金融資產(chǎn)的盈虧受外部環(huán)境影響較大，過(guò)多投資金融資產(chǎn)會(huì )無(wú)形加大非金融企業(yè)的投資風(fēng)險。研究還發(fā)現公司治理制度可以約束管理者對金融資產(chǎn)的過(guò)度投資，促使企業(yè)回歸主業(yè)。研究結論對企業(yè)管理具有實(shí)際意義：上市公司應不斷完善公司治理制度，約束管理者大量投資金融資產(chǎn)的行為，不斷培育與主營(yíng)業(yè)務(wù)相關(guān)的核心能力。尤其在國有企業(yè)與市場(chǎng)化水平較高的地方，更應加強對管理者的監管，對企業(yè)資金在金融活動(dòng)與經(jīng)營(yíng)活動(dòng)配置比例進(jìn)行有效監督，使企業(yè)整體風(fēng)險控制在合理范圍內。

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