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    連鎖股東對(duì)企業(yè)“脫實(shí)向虛”的影響研究

    2023-01-03 06:50:30王新光盛宇華
    管理學(xué)報(bào) 2022年12期
    關(guān)鍵詞:脫實(shí)向虛金融資產(chǎn)連鎖

    王新光 盛宇華

    (南京師范大學(xué)商學(xué)院)

    1 研究背景

    多年來,重視實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展一直是中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重大戰(zhàn)略和政策導(dǎo)向[1]。然而,“脫實(shí)向虛”的金融化趨勢(shì)使中國實(shí)體企業(yè)在發(fā)展過程中忽視了主營業(yè)務(wù)的拓展與創(chuàng)新,出現(xiàn)了資金在金融體內(nèi)循環(huán)而實(shí)體企業(yè)面臨融資約束的怪象[2]。2022年政府工作報(bào)告中提到,要“深入實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略,鞏固壯大實(shí)體經(jīng)濟(jì)根基”。在此背景下,中國實(shí)體企業(yè)的金融化問題已不容忽視。如何推動(dòng)實(shí)體企業(yè)的良性發(fā)展成為學(xué)術(shù)界關(guān)注的重要話題。

    當(dāng)下,連鎖股東已經(jīng)成為資本市場(chǎng)上的一種普遍現(xiàn)象[3]。既有研究發(fā)現(xiàn),連鎖股東影響企業(yè)之間的市場(chǎng)競(jìng)爭與內(nèi)部治理,但仍未達(dá)成共識(shí)。那么,在鞏固壯大實(shí)體經(jīng)濟(jì)根基的背景下,連鎖股東對(duì)持股企業(yè)的資產(chǎn)配置,尤其是金融資產(chǎn)配置會(huì)產(chǎn)生怎樣的影響?連鎖股東可否發(fā)揮積極作用,促進(jìn)實(shí)體企業(yè)主營業(yè)務(wù)的良性發(fā)展?基于此,本研究試圖從連鎖股東的視角,探究實(shí)體企業(yè)金融化的現(xiàn)象,以期對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化影響因素的研究形成有益補(bǔ)充。

    與現(xiàn)有文獻(xiàn)相比,本研究的邊際貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下3個(gè)方面:①將中國資本市場(chǎng)上的連鎖股東現(xiàn)象與企業(yè)金融資產(chǎn)配置行為聯(lián)系起來,從大股東持股同行業(yè)多家企業(yè)產(chǎn)生的關(guān)聯(lián)效應(yīng)視角,對(duì)實(shí)體企業(yè)資產(chǎn)結(jié)構(gòu)治理提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù);②打開了連鎖股東與企業(yè)金融化之間的機(jī)制“黑箱”,并拓展了邊界研究;③在政策含義上,2022年《政府工作報(bào)告》指出:“要正確認(rèn)識(shí)和把握資本的特性和行為規(guī)律,支持和引導(dǎo)資本規(guī)范健康發(fā)展?!北狙芯拷沂玖诉B鎖股東作為生產(chǎn)要素在企業(yè)“脫虛向?qū)崱钡倪^程中所發(fā)揮出的積極作用。因此,支持和引導(dǎo)資本規(guī)范健康發(fā)展對(duì)于微觀企業(yè)資產(chǎn)結(jié)構(gòu)的合理安排具有重要意義。

    2 文獻(xiàn)綜述、理論機(jī)制和研究假說

    2.1 文獻(xiàn)綜述

    與本研究密切相關(guān)的兩支文獻(xiàn)分析了實(shí)體企業(yè)金融化的影響因素與連鎖股東的經(jīng)濟(jì)后果。金融化主要表現(xiàn)在實(shí)體企業(yè)對(duì)金融投資活動(dòng)的過度參與[4]?,F(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化影響因素的研究主要從宏觀環(huán)境層面、企業(yè)層面和管理者層面展開:①在宏觀環(huán)境層面上,經(jīng)濟(jì)發(fā)展變化與貨幣流動(dòng)性變化[5]、政府審計(jì)[6]等都會(huì)對(duì)企業(yè)金融化造成影響;②在企業(yè)層面上,外部盈利壓力會(huì)促進(jìn)企業(yè)金融資產(chǎn)投資對(duì)實(shí)體投資的擠出效應(yīng),進(jìn)而強(qiáng)化企業(yè)金融化造成的影響[7];③在管理者層面上,當(dāng)高管過度自信[8]或具有金融背景時(shí)[9]均會(huì)促進(jìn)企業(yè)金融化。不難發(fā)現(xiàn),現(xiàn)有研究對(duì)于實(shí)體企業(yè)金融化影響因素的探討雖較為豐富,但是多數(shù)學(xué)者仍然從宏觀視角展開,著眼于微觀視角的研究仍有待補(bǔ)充。

    作為資本市場(chǎng)應(yīng)運(yùn)而生的產(chǎn)物,連鎖股東區(qū)別于非連鎖股東的特征主要有兩個(gè):同行業(yè)企業(yè)在治理上的協(xié)同優(yōu)勢(shì);促使企業(yè)之間在產(chǎn)品市場(chǎng)上進(jìn)行合謀[10]。從協(xié)同優(yōu)勢(shì)的角度出發(fā),連鎖股東提升了上市企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)[11],并且顯著地抑制了企業(yè)的盈余管理[12,13]。從合謀的角度出發(fā),連鎖股東抑制了社會(huì)責(zé)任承擔(dān)[14],并降低了企業(yè)的投資效率[10]。即使理論界對(duì)于連鎖股東的經(jīng)濟(jì)后果早有關(guān)注,但是相關(guān)的實(shí)證研究仍方興未艾。相較于非連鎖股東,連鎖股東更有可能發(fā)揮積極的監(jiān)督作用,建構(gòu)資源網(wǎng)絡(luò)從而降低企業(yè)的交易成本,影響企業(yè)資產(chǎn)配置。

    綜上所述,現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)連鎖股東在實(shí)體企業(yè)資產(chǎn)配置方面的研究很少涉及到金融資產(chǎn)配置?;诖?,本研究擬對(duì)連鎖股東在實(shí)體企業(yè)金融資產(chǎn)配置中所扮演的角色進(jìn)行探究,分析其對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化的影響顯得很有必要。

    2.2 理論機(jī)制與研究假說

    實(shí)體企業(yè)金融化的動(dòng)機(jī)主要有兩個(gè):①企業(yè)出于規(guī)避流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)、應(yīng)對(duì)未來不確定性而產(chǎn)生的預(yù)防性動(dòng)機(jī)[5];②企業(yè)實(shí)體經(jīng)濟(jì)投資收益率下降與金融投資收益率上升產(chǎn)生的鮮明對(duì)比,導(dǎo)致實(shí)體企業(yè)為了分享金融業(yè)高額利潤而產(chǎn)生的逐利性動(dòng)機(jī)[15]。區(qū)別于持股單個(gè)企業(yè)的大股東的是,對(duì)于改善一家企業(yè)治理的邊際成本,連鎖股東更希望達(dá)到規(guī)模效應(yīng)[16]。在當(dāng)前中國實(shí)體經(jīng)濟(jì)利潤率水平較低的情況下,實(shí)體企業(yè)過度參與金融活動(dòng)只會(huì)雪上加霜,擠占生產(chǎn)投資進(jìn)而阻礙企業(yè)的長期發(fā)展[17],降低企業(yè)價(jià)值。由于管理者激勵(lì)契約的業(yè)績衡量標(biāo)準(zhǔn)與當(dāng)期利潤相關(guān),短期收益較高的投資項(xiàng)目縮短了管理者的決策視野,而擁有企業(yè)所有權(quán)的股東則更注重企業(yè)長期價(jià)值的增長。

    綜上分析,連鎖股東有動(dòng)機(jī)和能力通過治理監(jiān)督效應(yīng)與協(xié)同發(fā)展網(wǎng)絡(luò),以削弱實(shí)體企業(yè)過度配置金融資產(chǎn)的動(dòng)機(jī),降低實(shí)體企業(yè)金融化的程度:①連鎖股東可以發(fā)揮治理監(jiān)督效應(yīng),約束管理層的行為,削弱企業(yè)金融化的逐利性動(dòng)機(jī)。一方面,連鎖股東利用其所有權(quán)優(yōu)勢(shì),可以在股東贊助的治理提案上擁有更強(qiáng)的話語權(quán)[18],解聘失職的管理者[19],避免企業(yè)因決策偏差導(dǎo)致資產(chǎn)安排的過度金融化傾向;另一方面,由于同行業(yè)企業(yè)有相似的投資選擇與資產(chǎn)安排,連鎖股東可以在持股企業(yè)的資產(chǎn)配置上實(shí)現(xiàn)邊際監(jiān)督經(jīng)驗(yàn)的累積與遷移,降低信息獲取和處理成本[12],更加有效地降低實(shí)體企業(yè)金融化的逐利性動(dòng)機(jī)。②連鎖股東在關(guān)聯(lián)企業(yè)之間建構(gòu)起規(guī)?;膮f(xié)同發(fā)展網(wǎng)絡(luò),抑制了實(shí)體企業(yè)金融化的預(yù)防性動(dòng)機(jī)。在財(cái)務(wù)資源方面,連鎖股東不僅以股權(quán)入資直接為企業(yè)提供了資金,還為企業(yè)降低了融資成本[3],緩解了企業(yè)外源性融資約束;連鎖股東直接或間接地為企業(yè)提供的財(cái)務(wù)資源削弱了企業(yè)過度配置金融資產(chǎn)的預(yù)防性動(dòng)機(jī),從而降低了企業(yè)金融化的趨勢(shì)。在信息資源方面,連鎖股東作為持股企業(yè)信息交互的節(jié)點(diǎn),可以依托累積的行業(yè)發(fā)展經(jīng)驗(yàn)為持股企業(yè)提供行業(yè)前沿信息;關(guān)聯(lián)企業(yè)依托信息優(yōu)勢(shì)為資源配置制定合理方案,更有信心投入實(shí)體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展,削弱實(shí)體企業(yè)金融化的預(yù)防性動(dòng)機(jī)。在知識(shí)資源方面,知識(shí)作為一種高階組織資源,存在于組織及其人員所擁有的顯性和隱性知識(shí)中[20];連鎖股東可以將獲取的顯性與隱性知識(shí)通過企業(yè)間的協(xié)同發(fā)展網(wǎng)絡(luò)傳遞給關(guān)聯(lián)企業(yè),幫助企業(yè)建立競(jìng)爭優(yōu)勢(shì),削弱預(yù)防性動(dòng)機(jī)?;诖耍岢鋈缦录僭O(shè):

    假設(shè)1連鎖股東抑制了實(shí)體企業(yè)金融化。

    3 計(jì)量模型、指標(biāo)與數(shù)據(jù)

    3.1 計(jì)量模型

    本研究的基準(zhǔn)回歸方程形式如下:

    FIi,t=β0+β1CSi,t-1+β2CVsi,t-1+ωt+μi+εi,t-1,

    (1)

    式中,i表示企業(yè);t表示時(shí)間;FI為實(shí)體企業(yè)金融化,其值越大,表明企業(yè)金融化程度越高;CS表示上市企業(yè)連鎖股東情況;CVs表示控制變量。在主回歸中,將所有解釋變量以及控制變量滯后一期,既是考慮變量影響的滯后性,同時(shí)也是為了排除雙向因果的干擾。β0表示常數(shù)項(xiàng);β1、β2均表示系數(shù);ωt表示時(shí)間效應(yīng);μi表示不隨時(shí)間變化的企業(yè)效應(yīng);εi,t-1為模型隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。除此之外,本研究所有模型均采用異方差穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。根據(jù)假設(shè)1,預(yù)期系數(shù)β1<0。

    3.2 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

    本研究選取的初始研究樣本為2008~2019年中國滬深兩市A股上市企業(yè),并且按以下原則進(jìn)行篩選:①剔除金融行業(yè)上市企業(yè);②剔除ST、*ST和PT類企業(yè);③剔除資產(chǎn)負(fù)債率超過100%和資產(chǎn)負(fù)債率小于0的企業(yè);④剔除有關(guān)數(shù)據(jù)缺失的企業(yè)。為消除極端值的影響,本研究對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行上下1%的縮尾處理。連鎖股東指標(biāo)根據(jù)國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫提供的季度層面數(shù)據(jù)手工收集整理,其他數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫與Wind數(shù)據(jù)庫。最終得到25 642個(gè)觀測(cè)值。

    3.3 變量定義

    本研究各變量定義如下。

    (1)被解釋變量(FI)借鑒杜勇等[9]、DEMIR[15]的研究,本研究利用金融資產(chǎn)與總資產(chǎn)的比值來定義企業(yè)金融化。出于研究需要,測(cè)量指標(biāo)與會(huì)計(jì)準(zhǔn)則對(duì)金融資產(chǎn)規(guī)定不同的是:①企業(yè)現(xiàn)金持有的動(dòng)機(jī)大多是出于交易性動(dòng)機(jī)、預(yù)防性動(dòng)機(jī)、稅收動(dòng)機(jī)與管理層代理動(dòng)機(jī)[21],并未幫助企業(yè)帶來資本增值。因此,本研究在金融資產(chǎn)的測(cè)算中并不包括貨幣資金。②中國房地產(chǎn)的市場(chǎng)化改革致使房地產(chǎn)具有金融資產(chǎn)的特性,成為重要的投資產(chǎn)品[22]。據(jù)此,本研究將投資性房地產(chǎn)納入金融資產(chǎn)的衡量范圍。金融資產(chǎn)的具體計(jì)算方法如下:金融資產(chǎn)=投資性房地產(chǎn)凈額+衍生金融資產(chǎn)+交易性金融資產(chǎn)+持有至到期投資凈額+發(fā)放貸款及墊款凈額+可供出售金融資產(chǎn)凈額。

    (2)解釋變量(CS)借鑒HE等[2]、潘越等[10]的研究,本研究首先在季度層面上計(jì)算每家上市企業(yè)持股比例不低于5%的大股東個(gè)數(shù);其次,計(jì)算每家上市企業(yè)的持股比例不低于5%的股東在同行業(yè)其他企業(yè)仍持股超過5%的個(gè)數(shù);最后,對(duì)上述連鎖股東數(shù)目取年度均值加1后再取自然對(duì)數(shù)得到連鎖股東指標(biāo)。需要說明的是,由于制度背景與研究目的存在區(qū)別,界定大股東的標(biāo)準(zhǔn)在學(xué)術(shù)界有一定的差異。LIN等[23]將持股比例10%以上的股東界定為大股東;而BHARATH等[24]的大股東識(shí)別標(biāo)準(zhǔn)則為持股比例5%以上。中國證券監(jiān)督管理委員會(huì)頒布的《上市公司股東、董監(jiān)高減持股份的若干規(guī)定》,將持股比例5%以上的股東界定為大股東?,F(xiàn)有研究也指出,持股比例5%以上的股東可能對(duì)企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營決策產(chǎn)生重大影響[24]。據(jù)此,本研究將持股比例高于5%的股東界定為大股東。在計(jì)算中,行業(yè)按照證監(jiān)會(huì)2012年的分類標(biāo)準(zhǔn)分類,并且將制造業(yè)企業(yè)細(xì)分到二級(jí)代碼,非制造業(yè)企業(yè)細(xì)分到一級(jí)代碼。

    (3)控制變量(CVs)參考以往學(xué)者的研究,本研究從企業(yè)特征、治理特征和CEO特征分別控制如下變量:在企業(yè)特征層面,選取企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年齡、資產(chǎn)負(fù)債率、成長性、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、資產(chǎn)結(jié)構(gòu)、投資機(jī)會(huì)和管理費(fèi)用率作為控制變量;在治理特征層面,選取董事會(huì)規(guī)模、董事會(huì)獨(dú)立性和管理層持股比例作為控制變量;在CEO特征層面,選取兩職兼任作為控制變量。

    本研究所有變量的測(cè)量方式見表1。

    表1 變量測(cè)量方式

    4 實(shí)證分析

    4.1 描述性統(tǒng)計(jì)

    本研究各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表2。

    表2 描述性統(tǒng)計(jì)(N=25 642)

    由表2可知,實(shí)體企業(yè)金融化(FI)的平均值為0.009,最小值為0.000,最大值為0.225,體現(xiàn)出實(shí)體企業(yè)金融化的趨勢(shì)較為明顯的兩極化特征。連鎖股東(CS)的平均值為0.095,最小值為0.000,表明各企業(yè)所具有的連鎖股東數(shù)有一定差異。此外,控制變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果與其他學(xué)者的研究相似。

    4.2 相關(guān)性分析

    本研究各變量的相關(guān)性分析見表3。由表3可知,連鎖股東(CS)與實(shí)體企業(yè)金融化(FI)負(fù)相關(guān),初步支持了前文提出的假設(shè)。此外,方差膨脹系數(shù)VIF檢驗(yàn)顯示,各變量的因子值(VIF)均值為1.33,且均小于1.80,因此不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

    表3 相關(guān)性分析(N=25 642)

    4.3 基準(zhǔn)分析

    本研究的基準(zhǔn)回歸結(jié)果見表4。表4中,列(1)僅控制了個(gè)體固定效應(yīng)與時(shí)間固定效應(yīng),連鎖股東(CS)的回歸系數(shù)為-0.188,且通過了1%的統(tǒng)計(jì)顯著性檢驗(yàn)。列(2)在列(1)的基礎(chǔ)上添加了控制變量集合,相關(guān)的回歸系數(shù)絕對(duì)值縮小但是顯著性依舊不變。假設(shè)1得到了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)支持。

    表4 基準(zhǔn)回歸結(jié)果(N=21 059)

    5 內(nèi)生性檢驗(yàn)與穩(wěn)健性分析

    5.1 內(nèi)生性檢驗(yàn)

    5.1.1PSM檢驗(yàn)

    由于連鎖股東對(duì)投資目標(biāo)的選擇會(huì)考慮企業(yè)的差異化特征,而非隨機(jī)選擇。為了緩解樣本自選擇問題,本研究采用傾向得分匹配法(PSM),使用一對(duì)一最近鄰匹配進(jìn)行檢驗(yàn)。首先,將擁有連鎖股東的上市企業(yè)作為處理組,選取企業(yè)規(guī)模(SI)、企業(yè)年齡(AG)、資產(chǎn)負(fù)債率(LEV)、盈利能力(ROA)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(SO)、管理層持股比例(MG)、現(xiàn)金流(CF)、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率(TA)、股權(quán)集中度(SC)、投資機(jī)會(huì)(TQ)作為協(xié)變量。其中企業(yè)規(guī)模(SI)、企業(yè)年齡(AG)、資產(chǎn)負(fù)債率(LEV)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(SO)、投資機(jī)會(huì)(TQ)和管理層持股比例(MG)的測(cè)量方式與表1相同。除此之外,盈利能力(ROA)利用凈利潤除以總資產(chǎn)平均余額衡量;現(xiàn)金流(CF)利用經(jīng)營活動(dòng)產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額除以總資產(chǎn)衡量;總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率(TA)利用主營業(yè)務(wù)收入除以總資產(chǎn)衡量;股權(quán)集中度(SC)利用第一大股東持股比例衡量。其次,本研究分別繪制了樣本匹配前后實(shí)驗(yàn)組以及控制組的傾向得分分布密度函數(shù)圖(見圖1)。由圖1可知,處理組與對(duì)照組的核密度曲線在匹配后分布形態(tài)高度接近。另外,PSM匹配均衡性的檢驗(yàn)結(jié)果見表5。由表5可知,匹配后兩組樣本間的傾向得分分布偏差很好地被消除,且匹配之后兩組企業(yè)的特征變量不再具有顯著差異。最后,將匹配后的樣本重新回歸,結(jié)果見表6列(1)??梢?,即使匹配樣本有所改變,CS的估計(jì)系數(shù)仍在1%的水平上顯著為負(fù)。

    圖1 PSM匹配前后連鎖股東(CS)的概率分布密度函數(shù)圖

    表5 PSM匹配均衡性的檢驗(yàn)結(jié)果(N=5 310)

    表6 內(nèi)生性檢驗(yàn)

    5.1.2工具變量法

    借鑒梁上坤[25]的研究,本研究利用連鎖股東持股企業(yè)股權(quán)比例的行業(yè)均值(IV)作為工具變量,使用兩階段最小二乘法(2SLS)進(jìn)行檢驗(yàn)(見表6)。由表6列(2)可知,2SLS的第一階段回歸結(jié)果中,IV的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正。由列(3)可知,第二階段回歸結(jié)果中,CS的系數(shù)仍顯著為負(fù),與基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本一致。

    5.2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

    本研究的穩(wěn)健性檢驗(yàn)如下。

    (1)更換解釋變量的測(cè)量方式借鑒CHENG等[14]的做法,本研究設(shè)置虛擬變量CS1:如果企業(yè)當(dāng)年存在連鎖股東,則CS1賦值為1,反之為0。另外,借鑒HE等[2]的做法,本研究還利用季度層面上對(duì)每個(gè)樣本企業(yè)計(jì)算連鎖股東持有的股份比例之和后取年度均值求出CS2。將替換后的解釋變量CS1和CS2分別與原有被解釋變量和控制變量重新進(jìn)行回歸,結(jié)果見表7。由表7列(1)和列(2)可知,CS1與CS2均在1%的水平上顯著為負(fù),表明在更換解釋變量的測(cè)量方法后,本研究的主要結(jié)論依舊穩(wěn)健。

    (2)改變計(jì)量方法實(shí)體企業(yè)金融化取值整體在一個(gè)非負(fù)數(shù)區(qū)間,并且有一部分樣本企業(yè)的取值集中為0。因此,實(shí)體企業(yè)金融化(FI)是一個(gè)以0為下界的截?cái)嘧兞俊榱司徑饨財(cái)嘧兞繉?duì)估計(jì)結(jié)果的潛在影響,本研究將回歸模型改用Tobit模型重新回歸。回歸結(jié)果見表7列(3)。可見,CS的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù),表明結(jié)果依然具有穩(wěn)健性。

    表7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

    (3)剔除特殊事件影響2008年的全球金融危機(jī)導(dǎo)致金融資產(chǎn)價(jià)格出現(xiàn)劇烈波動(dòng),使得中國實(shí)體企業(yè)金融化水平出現(xiàn)下降趨勢(shì)[26],此時(shí),連鎖股東對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化的作用存在外生原因。因此,本研究在原有樣本的基礎(chǔ)上,剔除2008~2009年的數(shù)據(jù)后重新回歸。回歸結(jié)果見表7列(4)。可見,CS的系數(shù)依舊顯著為負(fù),通過了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

    表8 機(jī)制檢驗(yàn)與異質(zhì)性分析(N=21 059)

    6 拓展性分析

    6.1 機(jī)制分析

    6.1.1資源效應(yīng):融資約束的中介作用

    根據(jù)上文的理論分析,連鎖股東作為資源承載者,可以通過兩條途徑為企業(yè)提供財(cái)務(wù)支持:其一是連鎖股東本身的財(cái)務(wù)資源;其二是連鎖股東為企業(yè)拓寬了外源性融資渠道。連鎖股東通過以上兩種途徑,抑制了實(shí)體企業(yè)出于預(yù)防性動(dòng)機(jī)而進(jìn)行的金融資產(chǎn)過度配置的行為。因此,可以預(yù)期的一條作用機(jī)制是連鎖股東通過緩解企業(yè)的融資約束,進(jìn)而抑制了實(shí)體企業(yè)金融化?,F(xiàn)有研究對(duì)融資約束程度的測(cè)量方式較為豐富,其中WW指數(shù)包含更多方面的企業(yè)特征,可綜合衡量影響企業(yè)融資約束的因素。因此,參考WHITED等[27]的研究,本研究采用WW指數(shù)對(duì)融資約束進(jìn)行測(cè)度,則有

    WWit=-0.09CF-0.06CD+0.02LEV-

    0.04SI+0.1GI-0.04G,

    (2)

    式中,CD表示現(xiàn)金股利支付啞變量(當(dāng)期如果派發(fā)現(xiàn)金股利取值為1,否則為0);GI表示行業(yè)平均營業(yè)收入增長率。

    為了驗(yàn)證以上機(jī)制,本研究構(gòu)建以下兩個(gè)模型:

    WWi,t=γ0+γ1CSi,t-1+γ2CVsi,t-1+

    ωt+μi+εi,t-1;

    (3)

    FIi,t=λ0+λ1CSi,t-1+λ2WWi,t-1+

    λ3CVsi,t-1+ωt+μi+εi,t-1,

    (4)

    式中,γ0、λ0均表示常數(shù)項(xiàng);γ1、γ2、λ1~λ3均表示系數(shù)。式(3)檢驗(yàn)解釋變量(CS)對(duì)中介變量(WW)的影響;若系數(shù)γ1顯著,則用式(4)同時(shí)納入解釋變量(CS)與中介變量(WW)進(jìn)行分析;若系數(shù)λ2顯著且λ1不顯著,則為完全中介效應(yīng);若系數(shù)λ2和系數(shù)λ1均顯著,則為部分中介效應(yīng);若系數(shù)λ2不顯著,則中介效應(yīng)不成立。

    機(jī)制檢驗(yàn)與異質(zhì)性分析結(jié)果見表8。表8中,列(1)考察了連鎖股東(CS)對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化(FI)的影響;列(2)結(jié)果顯示,CS的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù),表明連鎖股東緩解了企業(yè)的融資約束;列(3)結(jié)果顯示,WW的系數(shù)在1%的水平上顯著為正,CS的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù),且通過了Sobel檢驗(yàn),說明融資約束在連鎖股東與實(shí)體企業(yè)金融化之間起到了部分中介的作用。綜上所述,連鎖股東通過緩解融資約束,進(jìn)而抑制實(shí)體企業(yè)金融化的路徑得以驗(yàn)證。

    6.1.2監(jiān)督效應(yīng):代理成本的中介作用

    根據(jù)代理理論,連鎖股東依靠所有權(quán)優(yōu)勢(shì)對(duì)代理沖突具有重要影響。連鎖股東有動(dòng)機(jī)和能力對(duì)企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動(dòng)進(jìn)行監(jiān)督,減少管理層尋求私利的行為,緩解第一類代理沖突。連鎖股東可以通過監(jiān)測(cè)和控制管理團(tuán)隊(duì)做出的戰(zhàn)略決策來幫助企業(yè)降低代理成本,進(jìn)而抑制企業(yè)過度配置金融資產(chǎn)的逐利性動(dòng)機(jī)。因此本研究借鑒沈紅波等[28]的研究,利用總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率測(cè)度代理成本。由于總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率是一個(gè)反向指標(biāo),故最終取總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率的相反數(shù)(CO)來衡量。為了驗(yàn)證上述機(jī)制,構(gòu)建以下模型:

    COi,t=γ0+γ1CSi,t-1+γ2CVsi,t-1+

    ωt+μi+εi,t-1;

    (5)

    FIi,t=λ0+λ1CSi,t-1+λ2COi,t-1+λ3CVsi,t-1+

    ωt+μi+εi,t-1。

    (6)

    表8中,列(4)考察了連鎖股東(CS)對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化(FI)的影響;列(5)結(jié)果顯示,CS的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù),表明連鎖股東降低了代理成本;列(6)結(jié)果顯示,CO的系數(shù)顯著為正,CS的系數(shù)顯著為負(fù),且通過了Sobel檢驗(yàn),說明代理成本在連鎖股東與實(shí)體企業(yè)金融化之間起到了部分中介的作用。綜上所述,連鎖股東降低代理成本,進(jìn)而抑制了實(shí)體企業(yè)金融化的路徑得以驗(yàn)證。

    6.2 人力資源冗余的異質(zhì)性分析

    人力資源被廣泛認(rèn)為是幫助企業(yè)提升核心競(jìng)爭力的寶貴資產(chǎn),其存量對(duì)連鎖股東的作用發(fā)揮有著重要影響。首先,除企業(yè)必須的知識(shí)資源外,連鎖股東為企業(yè)帶來的增量知識(shí)資源需要依附于冗余人力資源進(jìn)行轉(zhuǎn)化。其次,人力資源冗余作為企業(yè)的額外人力資本儲(chǔ)備,可以緩沖企業(yè)人力資本流失為企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營帶來的負(fù)面沖擊,起到平穩(wěn)過渡的作用。人力資源冗余既有利于企業(yè)對(duì)連鎖股東的資源福利平穩(wěn)地消化吸收,也是企業(yè)形成快速反應(yīng)能力的必要條件。因此,在人力資源冗余較高的企業(yè)中,連鎖股東對(duì)企業(yè)金融化的抑制作用更為顯著。

    借鑒VANACKER等[29]的做法,本研究利用經(jīng)行業(yè)均值調(diào)整的企業(yè)員工人數(shù)與總銷售額的比值衡量人力資源冗余(HR)。為了驗(yàn)證上述假說,本研究在原有基準(zhǔn)回歸方程的基礎(chǔ)上加入了人力資源冗余(HR),及其與連鎖股東(CS)的交乘項(xiàng)CS×HR?;貧w結(jié)果見表8列(7)??梢姡珻S×HR的系數(shù)在5%的水平上顯著為負(fù),表明連鎖股東對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化的抑制作用,在人力資源冗余程度更高的情境下更顯著。

    7 結(jié)語

    實(shí)體企業(yè)作為經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的微觀主體,其“脫實(shí)向虛”的現(xiàn)象引發(fā)了學(xué)術(shù)界的普遍關(guān)注,成為當(dāng)前中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展需要解決的重要問題。在此背景下,本研究從連鎖股東視角出發(fā),利用2008~2019年中國滬深兩市A股上市企業(yè)的數(shù)據(jù),基于連鎖股東監(jiān)督治理與協(xié)同發(fā)展的視角,考察了實(shí)體企業(yè)的金融資產(chǎn)過度配置行為。研究發(fā)現(xiàn),連鎖股東抑制了實(shí)體企業(yè)金融化。在進(jìn)行了內(nèi)生性檢驗(yàn)與穩(wěn)健性檢驗(yàn)后,結(jié)論依舊成立。作用機(jī)制分析發(fā)現(xiàn),連鎖股東通過緩解融資約束與降低代理成本進(jìn)而抑制了實(shí)體企業(yè)金融化。在異質(zhì)性分析中,連鎖股東對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化的抑制作用,在人力資源冗余程度較高的企業(yè)中更為明顯。本研究的結(jié)論從微觀視角探索了實(shí)體企業(yè)金融化的影響因素,對(duì)企業(yè)金融化影響因素方面的研究提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù),并對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)進(jìn)行了有益補(bǔ)充。

    基于研究結(jié)論,本研究主要得到以下啟示:①企業(yè)應(yīng)該重視連鎖股東在企業(yè)發(fā)展中的重要作用,合理引入連鎖股東,積極配合連鎖股東的外部監(jiān)督,規(guī)避短視決策;②政府監(jiān)管部門在鼓勵(lì)發(fā)揮連鎖股東作為生產(chǎn)要素的積極作用的同時(shí),仍要堅(jiān)持防止資本無序擴(kuò)張,維護(hù)公平競(jìng)爭。但是,本研究仍然存在一些缺憾,亟待后續(xù)研究的完善補(bǔ)充:①囿于篇幅,本研究在異質(zhì)性分析中僅在企業(yè)層面進(jìn)行了討論,未來可以著眼于宏觀層面或管理者層面進(jìn)一步探討其中的差異;②后續(xù)研究可以選擇連鎖股東相關(guān)案例分析,深入挖掘連鎖股東在生產(chǎn)實(shí)踐中如何提高企業(yè)效率,并對(duì)上市企業(yè)管理提供更多啟示。

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