管理層短視對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響研究

張 勇 張春蕾

(南京林業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院)

1 研究背景

黨的二十大報(bào)告提出著力提高全要素生產(chǎn)率,并將其作為推動(dòng)高質(zhì)量發(fā)展這一重大主題內(nèi)涵的任務(wù)之一。在經(jīng)濟(jì)學(xué)中,上述全要素生產(chǎn)率被定義為,總產(chǎn)出中不能由要素投入所解釋的“剩余”,也就是生產(chǎn)過程中各種投入要素的單位平均產(chǎn)出水平[1],其從本質(zhì)上來說是反映經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的綜合指標(biāo)。理論與實(shí)務(wù)界普遍認(rèn)為,宏觀經(jīng)濟(jì)的實(shí)際增長(zhǎng)方式取決于企業(yè)行為。那么,作為整個(gè)國(guó)家宏觀經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的微觀基礎(chǔ),企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高,在促進(jìn)國(guó)家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式由“粗放型”轉(zhuǎn)向“集約型”的過程中發(fā)揮著極其重要的作用。有鑒于此,學(xué)術(shù)界圍繞如何提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率展開了大量的研究[2～4]。其中,管理層作為微觀經(jīng)濟(jì)實(shí)體的經(jīng)營(yíng)者和管理者,其自身的某種特質(zhì)勢(shì)必會(huì)對(duì)企業(yè)的目標(biāo)、行為和結(jié)果產(chǎn)生影響[5]。概括來說,既有研究主要從年齡[6]、企業(yè)家精神[7]等管理層特質(zhì)這一微觀視角,考察了企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響因素。但是,作為反映個(gè)體對(duì)時(shí)間認(rèn)知的重要人格特質(zhì),管理層短視能否影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率這一問題鮮有文獻(xiàn)涉及。

本研究可能的邊際貢獻(xiàn)主要有:①拓展了既有管理層特質(zhì)視角下企業(yè)全要素生產(chǎn)率影響因素的研究。近年來,部分學(xué)者考察了年齡、企業(yè)家精神等管理層特質(zhì)對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響[6,7],與之不同,本研究是基于管理層短視這一反映個(gè)體“時(shí)間導(dǎo)向”特質(zhì)視角展開研究,這不僅對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率驅(qū)動(dòng)因素的相關(guān)研究進(jìn)行了實(shí)質(zhì)性的拓展,而且為企業(yè)乃至國(guó)家實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展提供了一種可能的路徑。②豐富了管理層短視的經(jīng)濟(jì)后果研究。既有文獻(xiàn)主要利用調(diào)查問卷和財(cái)務(wù)指標(biāo)分析方法對(duì)管理層短視程度進(jìn)行了量化研究[11],但是調(diào)查問卷的主觀性和財(cái)務(wù)指標(biāo)的事后性,均不能較好地描述管理層的真實(shí)認(rèn)知,而語言作為個(gè)體表達(dá)情感和傳遞信息的工具,能夠反映人的認(rèn)知和思維[12]。因此,文本分析方法的出現(xiàn)使得構(gòu)建反映管理層短視程度的文本指標(biāo)成為可能,比如胡楠等[12]從長(zhǎng)期投資視角考察了管理層短視的經(jīng)濟(jì)后果。本研究則基于企業(yè)全要素生產(chǎn)率視角,探討管理層短視是否會(huì)影響企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展,并探索二者之間的作用機(jī)制,從而在打開管理層短視影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的機(jī)制“黑箱”同時(shí),對(duì)高層梯隊(duì)理論在實(shí)務(wù)界的應(yīng)用進(jìn)行了有益的補(bǔ)充。

2 理論分析與研究假設(shè)

作為公司中最重要且最具影響力的群體,高層管理團(tuán)隊(duì)在控制著公司戰(zhàn)略方向的同時(shí)也影響著公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效[13]。鑒于其在公司中的重要地位,HAMBRICK等[5]提出高階梯隊(duì)理論,認(rèn)為在戰(zhàn)略決策復(fù)雜和管理者有限理性的前提下,管理層是無法客觀、全面地對(duì)復(fù)雜的企業(yè)內(nèi)外部環(huán)境進(jìn)行識(shí)別和了解的,此時(shí)管理層自身具有人口學(xué)背景的客觀因素(年齡、資歷、專業(yè)及教育等)和心理因素(價(jià)值觀、認(rèn)知基礎(chǔ)及人格等)的特征差異,勢(shì)必會(huì)引起在情感、行為等方面的不同,并作用于其對(duì)環(huán)境的分析、評(píng)價(jià)和判斷能力,最終對(duì)決策的目標(biāo)、執(zhí)行和結(jié)果產(chǎn)生影響。因此,企業(yè)戰(zhàn)略決策的差異除了因信息、企業(yè)客觀情況等不同之外,還源于決策制定者特征的差異。汪金愛等[13]研究表明,公司戰(zhàn)略是高管團(tuán)隊(duì)特征的一種反映。管理者選擇和追逐社會(huì)目標(biāo)的方式由不同的時(shí)間導(dǎo)向所決定[14]。那么,具有“現(xiàn)在導(dǎo)向”特征的管理層短視作為反映個(gè)體對(duì)時(shí)間認(rèn)知的心理因素,理應(yīng)通過改變管理者的認(rèn)知、情感和行為動(dòng)機(jī)影響其戰(zhàn)略選擇,從而對(duì)企業(yè)發(fā)展的水平和質(zhì)量產(chǎn)生影響。前文已述,短視會(huì)使管理層具有較短的決策視域,即享受即時(shí)的滿足和關(guān)注短期的收益,傾向于將資金投向“短平快”的金融資產(chǎn),而拒絕在研發(fā)投入、資本支出這類長(zhǎng)期資產(chǎn)上進(jìn)行投資。諸多學(xué)者研究表明,企業(yè)的金融化程度、研發(fā)投入和資本支出水平的高低與否是影響全要素生產(chǎn)率的重要因素[1,10]。因而,本研究擬從減少研發(fā)投入、降低資本支出、加劇企業(yè)金融化程度3條經(jīng)濟(jì)決策路徑,分析管理層短視影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用機(jī)理。

首先,管理層短視會(huì)減少企業(yè)研發(fā)投入,從而降低全要素生產(chǎn)率。研發(fā)投入作為企業(yè)開展技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)的重要保障,在實(shí)現(xiàn)企業(yè)可持續(xù)發(fā)展和深入推動(dòng)國(guó)家創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略方面發(fā)揮著重要的作用。但是,我國(guó)企業(yè)普遍存在著研發(fā)投入不足的問題。原因在于,創(chuàng)新是一個(gè)需要長(zhǎng)期持續(xù)投入資金和人力的過程,且較難產(chǎn)生即時(shí)的經(jīng)濟(jì)收益,甚至短期內(nèi)一定程度上會(huì)負(fù)面影響企業(yè)的業(yè)績(jī),一旦研發(fā)失敗或中斷,不但前期投入無法挽回,給企業(yè)帶來巨大的經(jīng)濟(jì)損失,而且會(huì)降低企業(yè)在行業(yè)中的競(jìng)爭(zhēng)力。對(duì)于具有短視特質(zhì)的管理層來說,研發(fā)投入這種具有高投入、高風(fēng)險(xiǎn)、高不確定性、長(zhǎng)周期等特征的資產(chǎn),是其在制定經(jīng)濟(jì)決策時(shí)會(huì)考慮減少投入規(guī)模的資產(chǎn)之一。根據(jù)內(nèi)生增長(zhǎng)理論,技術(shù)進(jìn)步是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的決定性因素。蔡昉[15]基于中國(guó)背景提出,全要素生產(chǎn)率的提高應(yīng)以與技術(shù)研發(fā)有關(guān)的要素投入為基礎(chǔ)。那么,研發(fā)投入作為企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新和進(jìn)步的內(nèi)驅(qū)力,在提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率方面勢(shì)必發(fā)揮著不可或缺的作用。因此,在“現(xiàn)在導(dǎo)向”驅(qū)使下,管理層所做出的減少研發(fā)投入的經(jīng)濟(jì)決策,將不利于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高。換言之,管理層短視越嚴(yán)重,企業(yè)研發(fā)投入規(guī)模和強(qiáng)度就越小,從而導(dǎo)致該企業(yè)的全要素生產(chǎn)率越低。

其次,管理層短視會(huì)降低企業(yè)資本支出,從而降低其全要素生產(chǎn)率。資本支出有廣義和狹義之分,前者是指企業(yè)為從事經(jīng)營(yíng)性長(zhǎng)期資產(chǎn)的投資,在除金融資產(chǎn)以外的生產(chǎn)設(shè)備購置或更新、并購、經(jīng)營(yíng)多元化等方面發(fā)生的支出;后者是指企業(yè)在固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長(zhǎng)期資產(chǎn)上投資而產(chǎn)生的支出金額。不論從何種角度看,資本支出作為企業(yè)的一項(xiàng)長(zhǎng)期投資,具有投入在前收益在后、占用資金多、回收期限長(zhǎng)等特點(diǎn)[12];同時(shí),資本支出因折舊、攤銷等費(fèi)用的存在,而無法在短期內(nèi)提高企業(yè)的盈利水平。那么,具有短視特質(zhì)的管理層由于較短的決策視域,較少關(guān)注企業(yè)長(zhǎng)遠(yuǎn)利益,從而在制定投資決策時(shí),往往會(huì)通過減少資本支出來換取短期績(jī)效的最大化。雖然資本支出的減少也許能為企業(yè)帶來短暫的業(yè)績(jī)?cè)鲩L(zhǎng),但長(zhǎng)期來看會(huì)不利于企業(yè)價(jià)值的提高。魯曉東等[1]指出,較大的資本存量有利于企業(yè)在面對(duì)低效率沖擊時(shí)仍能維持正常的生產(chǎn)運(yùn)營(yíng),不輕易退出產(chǎn)品市場(chǎng)。在估計(jì)全要素生產(chǎn)率時(shí),資本存量的測(cè)算是必不可少的,其彈性系數(shù)在與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的回歸中顯著為正[1]。因此,當(dāng)短視的管理層為了在短期內(nèi)讓企業(yè)經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)達(dá)到目標(biāo),而拒絕在資本支出這一有利于企業(yè)長(zhǎng)期發(fā)展的資產(chǎn)上進(jìn)行投資時(shí),企業(yè)全要素生產(chǎn)率會(huì)下降。

最后,管理層短視會(huì)加劇企業(yè)金融化程度,從而降低全要素生產(chǎn)率。企業(yè)金融化是指實(shí)體企業(yè)向具有較高虛擬程度的金融資產(chǎn)進(jìn)行投資的行為[16]。與實(shí)物資產(chǎn)相比,金融資產(chǎn)以股票、債券及期貨等形態(tài)存在,具有回收期限短、變現(xiàn)能力強(qiáng)和流動(dòng)性高等特點(diǎn)。前文已述,管理層短視是指在較短的決策視域下,企業(yè)管理層更關(guān)注企業(yè)的短期業(yè)績(jī)。那么,金融資產(chǎn)的各項(xiàng)特征天然符合短視管理層的投資標(biāo)準(zhǔn)[17],具體表現(xiàn)為除了可以在較短的時(shí)間內(nèi)為企業(yè)帶來超額利潤(rùn),還能夠成為企業(yè)調(diào)節(jié)盈余、提升短期賬面績(jī)效的新工具。因此,短視程度較高的管理層更愿意進(jìn)行金融資產(chǎn)投資。我國(guó)上市公司的金融資產(chǎn)配置普遍存在“脫實(shí)向虛”問題,即企業(yè)在“投機(jī)套利”動(dòng)機(jī)的驅(qū)使下忽略實(shí)體投資的重要性,陷入炒錢循環(huán)。已有大量文獻(xiàn)研究證實(shí),金融化會(huì)“擠出”固定資產(chǎn)等實(shí)物資本支出或研發(fā)投入[18],從而損害企業(yè)價(jià)值,對(duì)企業(yè)未來主業(yè)發(fā)展造成負(fù)面影響。已有研究表明,作為衡量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的指標(biāo),全要素生產(chǎn)率會(huì)隨著實(shí)體企業(yè)金融化程度的提高而降低[10]。那么,一旦管理層具有較強(qiáng)的短視特質(zhì),其對(duì)金融資產(chǎn)的偏好無疑會(huì)加劇該企業(yè)的金融化程度,從而降低其全要素生產(chǎn)率。由此,提出如下假設(shè):

假設(shè)1在其他條件相同的情況下,管理層短視程度越高,企業(yè)的全要素生產(chǎn)率越低。

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 變量定義

3.1.1管理層短視程度的度量

作為上市公司年報(bào)的重要組成部分,“管理層討論與分析”(MD&A)是從管理層視角對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)現(xiàn)狀的分析和未來發(fā)展趨勢(shì)的預(yù)估,一定程度上能夠反映管理層的人格特質(zhì)。本研究參考胡楠等[12]的做法,用企業(yè)年度“管理層討論與分析”中出現(xiàn)與“短期視域”有關(guān)的詞匯頻率,并乘以100來刻畫企業(yè)管理層的短視程度(MP)。MP值越大,說明管理層短視程度越高?！岸唐谝曈颉痹~匯頻率來自于WinGO財(cái)經(jīng)文本數(shù)據(jù)平臺(tái),其具體構(gòu)建方法如下:首先,通過閱讀MD&A語料確定反映管理層短視的種子詞集,包括“天內(nèi)”“盡快”“馬上”“之際”“考驗(yàn)”等10個(gè)詞匯;其次,采用Word2Vec機(jī)器學(xué)習(xí)技術(shù),并結(jié)合人工篩選確定擴(kuò)充詞集,包括“隨即”“最遲”“適逢”“雙重壓力”“盡早”等33個(gè)詞匯;最后,鑒于每家上市公司的MD&A文本長(zhǎng)度各不相同,用MD&A文本總詞匯對(duì)43個(gè)詞匯在其中出現(xiàn)的頻數(shù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。

3.1.2企業(yè)全要素生產(chǎn)率的度量

參考魯曉東等[1]的做法,本研究結(jié)合OP半?yún)?shù)3步估計(jì)法,通過構(gòu)建模型(1)對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率FPO進(jìn)行估計(jì)。

lnYit=β0+β1lnKit+β2lnLit+β3lnIit+

β4AGit+β5SOit+β6EXit+∑βmYEm+

∑βnINDn+∑βkPRk+εit,

(1)

式中,i、t分別表示企業(yè)、年份;lnY為營(yíng)業(yè)收入的自然對(duì)數(shù);狀態(tài)變量設(shè)為lnK(固定資產(chǎn)凈額的自然對(duì)數(shù))和AG(公司年齡);代理變量設(shè)為lnI(購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長(zhǎng)期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金的自然對(duì)數(shù));自由變量設(shè)為lnL(員工人數(shù)的自然對(duì)數(shù))、YE(年度啞變量)、IND(行業(yè)啞變量)和PR(省份啞變量);控制變量設(shè)為SO(控制人類型)和EX(企業(yè)年度有海外業(yè)務(wù)收入時(shí)取1,否則取0);β0為常數(shù)項(xiàng);β1～β6、βm、βn、βk均為系數(shù);ε為隨機(jī)干擾項(xiàng)。此外,本研究還進(jìn)一步設(shè)定退出變量EXI(企業(yè)的簡(jiǎn)稱、所處行業(yè)同時(shí)變更時(shí)取1,否則取0)來控制樣本選擇性偏誤。

同時(shí),考慮到單一的估計(jì)方法可能會(huì)導(dǎo)致研究結(jié)論出現(xiàn)偏誤,于是本研究還采取LP法并構(gòu)建模型(2)計(jì)算全要素生產(chǎn)率FPL。

lnYit=β0+β1lnKit+β2lnLit+β3lnMit+

∑βmYEm+∑βnIDn+εit,

(2)

式中,代理變量設(shè)為lnM(購買商品、接受勞務(wù)支付的現(xiàn)金的自然對(duì)數(shù));同時(shí)控制年度和公司效應(yīng)。

3.2 模型設(shè)定

本研究利用模型(3)檢驗(yàn)管理層短視程度是否不利于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高這一研究命題。根據(jù)前文分析,預(yù)期MP的回歸系數(shù)顯著為負(fù)。

FPL/FPO=β0+β1MP+∑βiCV+

∑YE+∑IND+ε,

(3)

式中,βi為系數(shù);CV表示影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的控制變量,選取依據(jù)參照宋敏等[19]的研究設(shè)計(jì),具體見表1。

表1 控制變量定義

3.3 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本研究以2015～2020年剔除金融保險(xiǎn)業(yè)后的滬深兩市A股上市公司為研究樣本。之所以選擇2015年作為研究區(qū)間的起始點(diǎn),是因?yàn)檠邪l(fā)人員數(shù)量從2015年開始統(tǒng)一披露。與既有文獻(xiàn)做法一致,本研究剔除了變量出現(xiàn)缺失值的企業(yè)樣本,并且通過對(duì)連續(xù)變量進(jìn)行上下1%的縮尾處理來消除極端值對(duì)結(jié)果的影響,最終獲得18 141個(gè)公司-年度觀測(cè)值。在數(shù)據(jù)來源方面,管理層短視指標(biāo)源于WinGO財(cái)經(jīng)文本數(shù)據(jù)平臺(tái),企業(yè)海外業(yè)務(wù)收入數(shù)據(jù)來源于WIND資訊金融終端,判斷企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的最終控制人類型數(shù)據(jù)取自CCER經(jīng)濟(jì)金融數(shù)據(jù)庫,余下指標(biāo)計(jì)算所需數(shù)據(jù)均來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫。

4 實(shí)證結(jié)果與分析

4.1 描述性統(tǒng)計(jì)

主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表2。由表2可知,FPL、FPO的均值分別為15.140、14.528,中值分別為15.048、14.426,表明基于LP法、OP法估算得到的全要素生產(chǎn)率數(shù)據(jù)無明顯偏態(tài),與宋敏等[19]的研究基本相符。管理層短視(MP)下四分位數(shù)、中值、上四分位數(shù)分別為0.030、0.065、0.113,說明企業(yè)管理層普遍具有短視特質(zhì)?？刂谱兞颗c以往文獻(xiàn)的描述統(tǒng)計(jì)值基本相符[10,19]。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)(N=18 141)

4.2 基準(zhǔn)回歸分析

管理層短視對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果見表3。由表3可知,當(dāng)模型(3)中的因變量為FPL時(shí),管理層短視(MP)的回歸系數(shù)為-0.368,且在1%的水平上顯著;同樣地,管理層短視(MP)對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率(FPO)的回歸系數(shù)為-0.261,且在5%的水平上顯著。上述回歸結(jié)果表明,短視的管理層會(huì)因“現(xiàn)在導(dǎo)向”的驅(qū)使而具有較短的決策視域,從而對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高產(chǎn)生負(fù)面影響,即管理層短視程度越高,企業(yè)的全要素生產(chǎn)率越低。假設(shè)1得到了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)的支持。

表3 管理層短視與企業(yè)全要素生產(chǎn)率(N=18 141)

4.3 作用機(jī)制檢驗(yàn)

根據(jù)前文分析,本研究認(rèn)為,減少企業(yè)研發(fā)投入、降低企業(yè)資本支出和加劇企業(yè)金融化程度,是管理層短視負(fù)面影響全要素生產(chǎn)率的3條可能作用路徑。江艇[20]提出,在檢驗(yàn)因果關(guān)系的作用渠道時(shí),應(yīng)提出若干個(gè)直接且顯然影響因變量Y的中介變量Mi,且僅需考察自變量X對(duì)Mi的影響,無需研究Mi到Y(jié)的因果關(guān)系。因此,本研究構(gòu)造模型(4)～模型(6),檢驗(yàn)管理層短視(X)對(duì)企業(yè)研發(fā)投入(M1)、企業(yè)資本支出(M2)、企業(yè)金融化程度(M3)的影響,從而驗(yàn)證上述關(guān)于管理層短視影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用路徑是否成立。當(dāng)模型(4)和模型(5)中MP的回歸系數(shù)顯著為負(fù),模型(6)中MP的回歸系數(shù)顯著為正時(shí),說明上述作用機(jī)制均成立。

RD=β0+β1MP+∑βiCV+∑YE+

∑IND+ε;

(4)

CAP=β0+β1MP+∑βiCV+∑YE+

∑IND+ε;

(5)

FI/FI2=β0+β1MP+∑βiCV+

∑YE+∑IND+ε。

(6)

在模型(4)中,RD表示企業(yè)研發(fā)投入水平,參考李文貴等[21]的研究,從研發(fā)費(fèi)用和研發(fā)人員兩個(gè)維度進(jìn)行衡量。前者包括是否有研發(fā)費(fèi)用投入(RD1,企業(yè)年度有研發(fā)費(fèi)用投入時(shí)取1,否則取0)、研發(fā)費(fèi)用投入規(guī)模(RD2,研發(fā)費(fèi)用除以總資產(chǎn))和研發(fā)費(fèi)用投入強(qiáng)度(RD3,研發(fā)費(fèi)用除以營(yíng)業(yè)收入);后者包括是否有研發(fā)人員投入(RD4,企業(yè)年度有研發(fā)人員投入時(shí)取1,否則取0)和研發(fā)人員投入規(guī)模(RD5,研發(fā)人員數(shù)量除以員工人數(shù))?？刂谱兞?CV)參考李文貴等[21]的研究進(jìn)行設(shè)置,包括SI、LE、RO、CA、PE、TQ、AG、SO、SH1、MH、BD、INP、AN、INS。

在模型(5)中,借鑒胡楠等[12]的做法,度量資本支出(CAP)的具體計(jì)算公式為:(購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長(zhǎng)期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金-處置固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長(zhǎng)期資產(chǎn)收回的現(xiàn)金凈額+取得子公司及其他營(yíng)業(yè)單位支付的現(xiàn)金凈額-處置子公司及其他營(yíng)業(yè)單位收到的現(xiàn)金凈額-固定資產(chǎn)折舊-無形資產(chǎn)攤銷-長(zhǎng)期待攤費(fèi)用攤銷)/總資產(chǎn)。CAP值越小,表明企業(yè)資本支出金額越低?？刂谱兞?CV)依據(jù)胡楠等[12]的研究進(jìn)行設(shè)置,包括SI、LE、RO、CA、GR、LO、SO、SH1、MH、DU、AN、INS。

在模型(6)中,參考俞鴻琳[17]的研究,用企業(yè)持有的金融資產(chǎn)與總資產(chǎn)的比值度量企業(yè)金融化程度(FI),其中金融資產(chǎn)具體包括交易性金融資產(chǎn)、持有至到期投資、衍生金融資產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)、債權(quán)投資、其他債權(quán)投資、其他權(quán)益工具投資。此外,考慮到現(xiàn)代房地產(chǎn)的虛擬化特征日趨明顯,且越來越多流入房地產(chǎn)資金的用途以投機(jī)炒作為主,本研究將“投資性房地產(chǎn)”納入上述金融資產(chǎn)的范疇,對(duì)企業(yè)金融化程度重新度量,并用符號(hào)FI2表示。FI、FI2值越大,說明企業(yè)金融化程度越高。控制變量(CV)借鑒俞鴻琳[17]的研究設(shè)置,包括SI、LE、RO、GR、PE、SA、AG、SO、SH1、MH、DU、BA。

上述控制變量中:資產(chǎn)有形性(PE)等于固定資產(chǎn)凈額除以總資產(chǎn);TQ為托賓Q值,用市值與總資產(chǎn)的比值表示;SH1為企業(yè)第一大股東持股比例;管理層持股(MH)用企業(yè)高管人員持股比例衡量;BD為董事會(huì)規(guī)模,等于企業(yè)董事會(huì)總?cè)藬?shù);分析師關(guān)注度(AN)用ln(分析師跟蹤數(shù)量+1)表示;INS是機(jī)構(gòu)投資者持股比例;是否發(fā)生虧損(LO)是虛擬變量,企業(yè)凈利潤(rùn)為負(fù)取1,否則取0;SA表示企業(yè)融資約束,等于SA指數(shù),具體計(jì)算公式為-0.737×SI+0.043×SI2-0.040×AG;股權(quán)制衡度(BA)等于第二至第五大股東持股比例與第一大股東持股比例的比值。

在上述指標(biāo)中,除研發(fā)投入相關(guān)指標(biāo)的數(shù)據(jù)、資本支出中固定資產(chǎn)折舊和無形資產(chǎn)攤銷數(shù)據(jù),以及機(jī)構(gòu)投資者持股比例來源于WIND資訊金融終端外,其余變量計(jì)算所需數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫。余下變量的定義和數(shù)據(jù)來源與前文一致。同時(shí),上述模型均控制了年度(YE)和行業(yè)(IND)。

基于模型(4)～模型(6)的作用機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果見表4。表4列(1)～列(5)是減少企業(yè)研發(fā)投入機(jī)制檢驗(yàn),在研發(fā)費(fèi)用投入方面,管理層短視(MP)對(duì)RD1、RD2、RD3的回歸系數(shù)均顯著為負(fù),說明管理層短視在抑制企業(yè)研發(fā)費(fèi)用投入動(dòng)機(jī)的同時(shí),也削減了投入的規(guī)模和強(qiáng)度,從而不利于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高;在研發(fā)人員投入方面,MP對(duì)是否有研發(fā)人員投入(RD4)、研發(fā)人員投入規(guī)模(RD5)的回歸系數(shù)分別為-2.544、-0.127,且均在1%的水平上顯著,這表明企業(yè)是否進(jìn)行研發(fā)人員投入及其投入規(guī)模均會(huì)受到管理層短視的影響,即管理層短視程度越高,企業(yè)越不愿意投入和增加研發(fā)人員數(shù)量,從而降低了企業(yè)全要素生產(chǎn)率。列(6)是降低企業(yè)資本支出機(jī)制檢驗(yàn),MP的回歸系數(shù)為-0.160,且在1%的水平上顯著,說明管理層短視能顯著降低企業(yè)的資本支出,對(duì)全要素生產(chǎn)率造成負(fù)面影響。列(7)和列(8)是加劇企業(yè)金融化程度機(jī)制檢驗(yàn),MP對(duì)企業(yè)金融化程度(FI、FI2)的回歸系數(shù)分別為0.026、0.023,且都達(dá)到了顯著性水平,證明管理層短視可以通過加劇企業(yè)金融化程度這一作用路徑降低全要素生產(chǎn)率。綜上所述,在進(jìn)行經(jīng)濟(jì)決策時(shí),相比于研發(fā)投入、資本支出這類長(zhǎng)期資產(chǎn),短視的管理層確實(shí)更傾向于投資“短平快”的金融資產(chǎn),從而導(dǎo)致企業(yè)全要素生產(chǎn)率的降低。因此,本研究有關(guān)管理層短視降低企業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用機(jī)制分析成立。

表4 管理層短視影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用機(jī)制檢驗(yàn)

4.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為保證研究結(jié)論的穩(wěn)健性,本研究進(jìn)行了如下檢驗(yàn):①采用Heckman兩階段回歸緩解樣本自選擇導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。②采用傾向得分匹配方法(PSM)緩解模型形式設(shè)定偏誤引起的內(nèi)生性問題。③改變因變量的衡量方式。本研究采用經(jīng)ACF修正的OP法對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率重新度量,記為FPA,并代入原模型中進(jìn)行回歸。④改變作用機(jī)制變量的衡量方式。本研究分別用研發(fā)費(fèi)用金額和研發(fā)人員數(shù)量加1的自然對(duì)數(shù)作為企業(yè)研發(fā)投入水平的替代變量,符號(hào)依次為RDF、RDP;借鑒既有研究,重新度量資本支出(CAP2),其計(jì)算公式為:(購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長(zhǎng)期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金-處置固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長(zhǎng)期資產(chǎn)收回的現(xiàn)金凈額+取得子公司及其他營(yíng)業(yè)單位支付的現(xiàn)金凈額-處置子公司及其他營(yíng)業(yè)單位收到的現(xiàn)金凈額+投資支付的現(xiàn)金-收回投資收到的現(xiàn)金)/總資產(chǎn);本研究參照既有文獻(xiàn)的做法,用(交易性金融資產(chǎn)+持有至到期投資+發(fā)放貸款及墊款+可供出售金融資產(chǎn)+買入返售金融資產(chǎn))/總資產(chǎn)衡量企業(yè)金融化程度(FI3)。本研究將上述作用機(jī)制變量代入原模型中重新進(jìn)行回歸。

檢驗(yàn)結(jié)果表明,前文研究結(jié)論保持不變。限于篇幅,上述穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果不再予以列示。

5 進(jìn)一步分析

接下來,本研究將進(jìn)一步從管理層權(quán)力配置、管理層性別特征、管理層與大股東合謀等3個(gè)角度,探討管理層短視對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的負(fù)面影響在不同情境下是否具有異質(zhì)性,從而為企業(yè)優(yōu)化管理層結(jié)構(gòu)、提高決策質(zhì)量提供現(xiàn)實(shí)依據(jù)。

5.1 基于管理層權(quán)力的異質(zhì)性分析

在企業(yè)制定戰(zhàn)略決策時(shí),管理層實(shí)施自身意愿的能力被定義為管理層權(quán)力[22],即管理層意愿被轉(zhuǎn)化為企業(yè)具體戰(zhàn)略目標(biāo)和行為的能力越大,管理層擁有的權(quán)力就越大。因此,正如控制權(quán)理論所言,企業(yè)的決策和行為會(huì)受到權(quán)力配置結(jié)構(gòu)的影響。本研究認(rèn)為,權(quán)力大的管理層在企業(yè)戰(zhàn)略決策過程中,能更容易地執(zhí)行具有短視特征的經(jīng)濟(jì)決策。

具體理由如下:一方面,擁有較大權(quán)力的管理層往往能夠支配企業(yè)內(nèi)部絕大部分的資源,從而在決策時(shí)擁有更高的號(hào)召力和可信賴度。在此情形下,企業(yè)會(huì)更多地服從管理層的意愿和傾向去開展生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)。即使企業(yè)內(nèi)部的群體決策出現(xiàn)分歧,擁有較高權(quán)力水平的管理層也能夠通過行使自由裁量權(quán)提高自身意愿的實(shí)現(xiàn)程度,促成其順利“落地”,成為合法化的群體決策。因此,權(quán)力大的管理層在資源配置權(quán)力的支持下,能較為順利地將反映短視特質(zhì)的決策轉(zhuǎn)化成企業(yè)實(shí)際的具體措施。另一方面,擁有較高權(quán)力水平的管理層受到的制約和監(jiān)督力量較為薄弱,從而容易制定出損害企業(yè)價(jià)值的極端決策。淦未宇等[23]研究表明,管理層權(quán)力水平越高,越容易獨(dú)斷專行,使得企業(yè)內(nèi)部形成“一言堂”,導(dǎo)致其他群體的“發(fā)聲”空間被削減,不得不與管理層的意志相妥協(xié)。因此,一旦短視的管理層擁有較大的權(quán)力,各種監(jiān)督、制約機(jī)制將難以對(duì)其決策行為進(jìn)行有效地約束和制衡,這會(huì)大大降低管理層短視決策的執(zhí)行難度。此外,受中國(guó)傳統(tǒng)文化中等級(jí)觀念的影響,企業(yè)的組織結(jié)構(gòu)往往是上下等級(jí)分明的,即等級(jí)低的成員會(huì)對(duì)等級(jí)高的成員產(chǎn)生崇敬、仰慕之情或屈服于他們的權(quán)威,所以不論參與決策的其他群體是自愿還是被迫,高權(quán)力水平的管理層都能夠較為順利地推行具有自身意愿的經(jīng)濟(jì)決策。

綜上所述,在管理層權(quán)力較大的企業(yè)中,管理層所做出的具有短視特征的經(jīng)濟(jì)決策會(huì)更順利且更容易被通過和實(shí)行,從而不利于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高;而在管理層權(quán)力較小的企業(yè)中,管理層能夠支配的資源較少,會(huì)受到更多的監(jiān)督和制約,并且在組織中自身等級(jí)不夠高,從而其短視的經(jīng)濟(jì)決策被企業(yè)采納的可能性較低,進(jìn)而管理層短視對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響較小。

為檢驗(yàn)上述分析的準(zhǔn)確性,本研究參考張鐵鑄等[24]的做法,運(yùn)用主成分分析法構(gòu)造反映管理層權(quán)力的綜合指標(biāo)。具體做法如下:首先,確定參與主成分分析的基礎(chǔ)指標(biāo)。主要從描述管理層權(quán)力的3個(gè)維度進(jìn)行選取:①組織結(jié)構(gòu)權(quán)力,包括兩職合一(DU)、董事會(huì)規(guī)模(BD)、內(nèi)部董事比例(INI,企業(yè)內(nèi)部董事人數(shù)/董事會(huì)總?cè)藬?shù));②專家權(quán)力,包括管理層任職年限(TE),用企業(yè)總經(jīng)理的任職時(shí)間表示;③所有權(quán)權(quán)力,以管理層持股(MH)作為替代變量。其次,進(jìn)行KMO和Bartlett檢驗(yàn)。結(jié)果顯示,KMO值為0.553,且Bartlett檢驗(yàn)的p值為0.000,說明數(shù)據(jù)適合進(jìn)行主成分分析。最后,計(jì)算管理層權(quán)力(PO)的綜合得分。本研究提取出3個(gè)主成分F1、F2、F3,累計(jì)方差貢獻(xiàn)率為79.84%,并以各成分的方差貢獻(xiàn)率與累計(jì)貢獻(xiàn)率的比值作為權(quán)重,計(jì)算得到PO,公式為PO=(0.361×F1+0.241×F2+0.196×F3)/0.798。PO值越大,企業(yè)管理層權(quán)力就越大。

本研究按管理層權(quán)力(PO)與其年度中位數(shù)的相對(duì)大小將樣本企業(yè)進(jìn)行分組,如果PO大于年度中位數(shù),則分為管理層權(quán)力大組,反之則分為管理層權(quán)力小組。具體分組回歸結(jié)果見表5。由表5可知,無論因變量為FPL還是FPO,MP的回歸系數(shù)均在管理層權(quán)力大組中顯著為負(fù),而在管理層權(quán)力小組中不顯著。該結(jié)果表明,管理層短視對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的負(fù)面影響,在管理層權(quán)力大的企業(yè)中更能顯著地發(fā)揮出來。

表5 管理層權(quán)力、管理層短視與企業(yè)全要素生產(chǎn)率

5.2 基于管理層性別特征的異質(zhì)性分析

近年來,隨著思想解放、社會(huì)進(jìn)步以及女性相關(guān)權(quán)益保護(hù)政策的完善,越來越多的女性加入到企業(yè)高管團(tuán)隊(duì)中,為以男性為主的管理層注入新的活力,從而對(duì)企業(yè)的決策行為產(chǎn)生影響。兩性在性格和做事風(fēng)格上通常是存在區(qū)別的:男性高管的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格因其自信、獨(dú)立、抗壓能力強(qiáng)等“剛性”特質(zhì)偏向于“獨(dú)裁命令型”;而女性高管的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格因溫柔、謹(jǐn)慎、替他人著想等“柔性”特質(zhì)偏向于“民主參與型”[25]。領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格的差異勢(shì)必會(huì)影響企業(yè)決策的制定過程和效果,當(dāng)管理層中的男性高管數(shù)量大于女性高管時(shí),具有短視特征的經(jīng)濟(jì)決策能更容易被推行。原因是,在企業(yè)戰(zhàn)略決策制定的過程中,較高的男性比例是不利于群體有效決策的,因?yàn)槟行酝孕?、武斷且具有?jìng)爭(zhēng)性,在強(qiáng)烈的成就動(dòng)機(jī)下會(huì)認(rèn)為個(gè)人決策質(zhì)量高于群體決策,從而拒絕合作[26];與此相反,女性的耐心、善良、細(xì)心等特質(zhì)使得其在參與決策時(shí)有利于群體之間的和諧相處,讓每個(gè)人都有機(jī)會(huì)發(fā)表自己的想法和意見,從而可以促進(jìn)群體有效溝通,提高決策質(zhì)量。比如,機(jī)構(gòu)投資者發(fā)揮治理作用的重要途徑之一就是參與企業(yè)決策,那么在群體決策時(shí),女性高管較多的管理層由于善于傾聽、理解和溝通,在機(jī)構(gòu)投資者的監(jiān)督和建議下愿意對(duì)具有短視傾向的經(jīng)濟(jì)決策進(jìn)行修正;而男性高管較多的管理層由于獨(dú)立、爭(zhēng)強(qiáng)好勝等特點(diǎn),容易忽略或排斥機(jī)構(gòu)投資者等其他決策群體的意見,從而加劇管理層的短視程度。SRINIDHI等[27]的研究也表明,與強(qiáng)勢(shì)、權(quán)威的男性高管相比,女性高管更加注重合作、民主和溝通。因此,在管理層男性比例較低的企業(yè)中,決策群體之間的氛圍因女性的參與會(huì)變得更加民主、和諧,彼此之間充分地溝通有利于降低制定短視決策的可能性;而在管理層男性比例較高的企業(yè)中,不但其他群體的“不同的聲音”會(huì)被壓制,而且企業(yè)內(nèi)部交流溝通的難度會(huì)加大,從而使得短視決策的制定和實(shí)施更加容易。綜上,本研究認(rèn)為,管理層短視對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的負(fù)面影響在管理層男性比例高的企業(yè)中更大。

為驗(yàn)證上述分析,本研究按管理層男性占比(MA)的年度中位數(shù)劃分出管理層男性比例高組和低組,具體回歸結(jié)果見表6。無論因變量是FPL還是FPO,MP的回歸系數(shù)在管理層男性比例高組中均顯著為負(fù),且達(dá)到了1%的顯著性水平,而在管理層男性比例低組中不顯著?；貧w結(jié)果證實(shí)了上述分析結(jié)論。

表6 管理層性別特征、管理層短視與企業(yè)全要素生產(chǎn)率

5.3 基于管理層與大股東合謀程度的異質(zhì)性分析

合謀是指管理層和大股東利用法律漏洞或罔顧法律規(guī)定,通過私下結(jié)盟的方式實(shí)現(xiàn)財(cái)富的“非生產(chǎn)性轉(zhuǎn)移”[28],在滿足大股東追求自身利益需求的同時(shí),也為參與合謀的高管帶來隱形收益,如超額貨幣薪酬、奢侈的在職消費(fèi)等。大股東之所以必須在高管的配合和支持下才能達(dá)到掏空的目的,是因?yàn)樵趦蓹?quán)分離的現(xiàn)代企業(yè)制度下,公司日常的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)完全由職業(yè)經(jīng)理人管理和控制,大股東無法直接參與。BURKART等[29]也研究證實(shí),控股股東侵占中小股東利益的行為是其與管理層合謀的結(jié)果。出于逐利的本性,高管往往愿意與大股東通過簽訂特別協(xié)議或契約的方式來獲取非法經(jīng)濟(jì)利益,從而二者之間形成“利益捆綁、風(fēng)險(xiǎn)共擔(dān)”的依存關(guān)系,進(jìn)而大股東在一定程度上與高管“權(quán)力共享”,且以愿意支持高管決策作為合謀的“隱形回報(bào)”。盧銳[30]認(rèn)為,當(dāng)管理層與大股東合謀時(shí),管理層權(quán)力最大,即體現(xiàn)為大股東權(quán)力。因此,本研究認(rèn)為當(dāng)管理層與大股東合謀程度高時(shí),兩者的依存關(guān)系會(huì)更加牢固和緊密,管理層不但能從大股東處索要到更多可支配的資源,而且也能間接地行使大股東權(quán)力,此時(shí)其所制定出的具有短視特征的經(jīng)濟(jì)決策,在大股東的支持和幫助下能順利被企業(yè)執(zhí)行,從而降低企業(yè)全要素生產(chǎn)率。相反,當(dāng)管理層與大股東合謀程度低時(shí),大股東更多地是以提高企業(yè)長(zhǎng)期價(jià)值為目標(biāo),對(duì)管理層的行為進(jìn)行監(jiān)督和制約,此時(shí)管理層以大股東的意愿為導(dǎo)向,會(huì)減少短視決策的制定,且即使有短視傾向,也會(huì)受到大股東的遏制。綜上所述,本研究認(rèn)為管理層與大股東合謀程度越高,管理層短視對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的負(fù)面影響越大。

為檢驗(yàn)上述分析的準(zhǔn)確性,本研究借鑒既有文獻(xiàn)的普遍做法,用其他應(yīng)收款凈額除以總資產(chǎn)度量管理層與大股東的合謀程度(CO),CO值越大,說明合謀程度越高,并按年度中位數(shù)進(jìn)行分組,回歸結(jié)果見表7。表7列(1)和列(2)是因變量為FPL的回歸結(jié)果,MP的回歸系數(shù)分別為-0.458、-0.151,且僅在列(1),即管理層與大股東合謀程度高組中顯著;列(3)和列(4)是因變量為FPO的回歸結(jié)果,MP的回歸系數(shù)同樣也僅在列(3)(管理層與大股東合謀程度高組)中顯著為負(fù)。上述分析得以驗(yàn)證。

表7 管理層和大股東合謀程度、管理層短視與企業(yè)全要素生產(chǎn)率

6 結(jié)語

本研究基于管理層短視這一反映個(gè)體“時(shí)間導(dǎo)向”特質(zhì)的角度,考察了企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響因素。檢驗(yàn)結(jié)果表明,管理層短視會(huì)顯著降低企業(yè)全要素生產(chǎn)率,且通過減少企業(yè)研發(fā)投入、降低企業(yè)資本支出、加劇企業(yè)金融化程度等3條路徑發(fā)揮作用。在進(jìn)一步分析中,本研究從管理層的特質(zhì)和行為兩個(gè)維度,探討了管理層短視對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的異質(zhì)性影響,發(fā)現(xiàn)在管理層權(quán)力大組、管理層男性比例高組和管理層與大股東合謀程度高組中,管理層短視對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的負(fù)面影響更強(qiáng)。

上述研究結(jié)論不但拓展了管理層短視和企業(yè)全要素生產(chǎn)率的相關(guān)理論研究,而且為企業(yè)優(yōu)化管理層結(jié)構(gòu)、國(guó)家經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級(jí)等方面提供如下實(shí)踐啟示:①人力作為企業(yè)的重要戰(zhàn)略性資源,其質(zhì)量的高低與否是影響企業(yè)發(fā)展的關(guān)鍵因素之一。那么,根據(jù)本研究的主要結(jié)論,短視的人格特質(zhì)應(yīng)納入評(píng)估管理層質(zhì)量的標(biāo)準(zhǔn)范疇內(nèi)。一方面,企業(yè)在選拔高級(jí)管理者時(shí),除了注重其為企業(yè)創(chuàng)造出的財(cái)務(wù)業(yè)績(jī)之外,還要辨別這種業(yè)績(jī)的提升是否只是“曇花一現(xiàn)”,是否是管理者以犧牲企業(yè)的長(zhǎng)期價(jià)值為代價(jià)而采取的具有投機(jī)性質(zhì)的短視行為;另一方面,在培養(yǎng)高級(jí)管理者時(shí),企業(yè)要基于實(shí)際情況建立科學(xué)合理的人才培養(yǎng)和考核體系,打造一支知識(shí)、技能、品格等一流的高質(zhì)量管理團(tuán)隊(duì),從而提高企業(yè)的決策質(zhì)量和管理效率,賦能企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。②根據(jù)本研究的作用機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果,企業(yè)在進(jìn)行經(jīng)濟(jì)決策時(shí),應(yīng)秉持長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展的理念,加強(qiáng)在研發(fā)投入、資本支出等這類有利于企業(yè)價(jià)值提升的長(zhǎng)期資產(chǎn)上的投資,同時(shí)合理配置金融資產(chǎn),切勿因急功近利而過度投資,這會(huì)使企業(yè)走進(jìn)“脫實(shí)向虛”的困局,并會(huì)提高財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)發(fā)生的可能性。③為了緩解管理層短視對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的負(fù)面影響,不但企業(yè)要從提高內(nèi)部控制質(zhì)量、建立相互制衡的股權(quán)結(jié)構(gòu)等方面完善內(nèi)部治理機(jī)制,而且政府監(jiān)管部門、新聞媒體以及市場(chǎng)中介機(jī)構(gòu)等應(yīng)加強(qiáng)外部監(jiān)督的力度,打造健康有序的外部治理環(huán)境,這樣才能有效地約束管理層權(quán)力,并降低因管理層與大股東合謀而損害中小股東利益的可能性。此外,企業(yè)在建立管理團(tuán)隊(duì)時(shí)要考慮性別多元化,鼓勵(lì)女性參與決策,從而提高決策質(zhì)量,并努力打造民主、平等、和諧的企業(yè)文化。

本研究還存在以下不足之處:①僅從管理層特質(zhì)和行為視角考察了管理層短視對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的異質(zhì)性影響,后續(xù)研究可基于企業(yè)內(nèi)部、外部監(jiān)督治理機(jī)制不同的條件下,進(jìn)行上述異質(zhì)性分析;②后續(xù)研究可將企業(yè)全要素生產(chǎn)率拓展到綠色全要素生產(chǎn)率,考察管理層短視對(duì)企業(yè)綠色高質(zhì)量發(fā)展的影響及其作用機(jī)制。