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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(cái)務(wù)的角度，以優(yōu)化資本配置為目的，研究管理者過度自信對企業(yè)金融化水平的影響。以2007～2015年間所有非金融類滬深A(yù)股上市公司為樣本，發(fā)現(xiàn)過度自信的管理者更偏好投資金融資產(chǎn)，較強(qiáng)的公司治理會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(qū)市場化程度對二者關(guān)系有正向調(diào)節(jié)作用。
關(guān)鍵詞：演管理者過度自信；金融化水平；公司治理
一、引言
在2008年次貸危機(jī)爆發(fā)后，國內(nèi)經(jīng)濟(jì)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。隨著金融行業(yè)利潤的不斷增長與傳統(tǒng)行業(yè)持續(xù)走低，虛擬經(jīng)濟(jì)與實(shí)體經(jīng)濟(jì)的投資利潤差距逐步加大，截止2014年底，工業(yè)企業(yè)主營業(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(zhǔn)金融領(lǐng)域，中國經(jīng)濟(jì)開始出現(xiàn)“脫實(shí)向虛”的局面�！敖鹑诨钡母拍钣纱颂岢觥７墙鹑谄髽I(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)營活動以外的金融領(lǐng)域，越來越依賴從金融領(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(jì)中心轉(zhuǎn)向金融領(lǐng)域，一定程度上會“擠占”企業(yè)在主營業(yè)務(wù)的投資。張成思（2016）研究發(fā)現(xiàn)這種“擠占”效應(yīng)在中國明顯存在，企業(yè)金融化水平的提高會導(dǎo)致實(shí)業(yè)投資率的下降[1]�？傮w而言，微觀定量研究非金融企業(yè)金融化水平的文獻(xiàn)較少。除受宏觀環(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(xiàn)人類的心理、偏好以及認(rèn)知差異會影響到?jīng)Q策，其中過度自信也是一種心理認(rèn)知，它是指：人們高估自己的能力，使預(yù)期與實(shí)際發(fā)生了偏離[3]。先前文獻(xiàn)表明管理者過度自信容易擴(kuò)大投資規(guī)模，而本文是對過度自信管理者在投資資產(chǎn)類別上進(jìn)行進(jìn)一步細(xì)分，過度自信的管理者更偏好在資本市場上投資金融資產(chǎn)。企業(yè)將資金配置在金融領(lǐng)域的數(shù)量是企業(yè)投資決策的結(jié)果，企業(yè)的投資決策是由股東大會一致討論通過的，但現(xiàn)代企業(yè)中所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)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(quán)，管理者的個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，來探究過度自信對企業(yè)金融化水平的影響，同時考察公司治理水平、企業(yè)產(chǎn)權(quán)、企業(yè)所在地區(qū)市場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(xiàn)回顧與研究假設(shè)
先前文獻(xiàn)表明過度自信的管理者會對企業(yè)投資決策產(chǎn)生影響，具體表現(xiàn)為：會增加企業(yè)總投資水平，增加企業(yè)投資風(fēng)險(xiǎn)（馬潤平，2012；陳夙等，2014）[5-6]，但是還沒有文獻(xiàn)探究管理者過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(xiàn)了對企業(yè)不擅長領(lǐng)域的“隔行取利”，屬于高風(fēng)險(xiǎn)行為。
本文認(rèn)為管理者過度自信會對非金融企業(yè)金融化水平帶來影響，主要出于以下原因：首先，管理者過度自信會低估投資收益的風(fēng)險(xiǎn)，認(rèn)為自己能夠很好把控風(fēng)險(xiǎn)（Shefrinh，2001）[7]。Hirshleiferetal.（2012）也發(fā)現(xiàn)過度自信的管理者更偏好在風(fēng)險(xiǎn)類具有創(chuàng)新的項(xiàng)目上投資[8]。金融資產(chǎn)的投資收益波動大，不具有持續(xù)性，因此金融投資是高風(fēng)險(xiǎn)高收益的投資（胡聰慧等，2015）[9]。過度自信的管理者偏好高風(fēng)險(xiǎn)，更容易采取激進(jìn)的投資策略，更多關(guān)注到金融投資帶來的收益，而低估金融投資帶來的風(fēng)險(xiǎn)。其次，管理者過度自信會更易采取多元化戰(zhàn)略（Malmendleretal.，2015）[10]。面對金融行業(yè)利潤高漲，過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的金融領(lǐng)域，過度自信的管理者仍會高估自身能力，認(rèn)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的風(fēng)險(xiǎn)。第三，過度自信的管理者會高估企業(yè)價(jià)值，總認(rèn)為公司股價(jià)被低估了（Heaton，2002）[11]。因此當(dāng)主營業(yè)務(wù)的利潤空間縮小時，管理者會企圖短期在金融市場上獲得收益來提高企業(yè)整體經(jīng)營業(yè)績，以期在資本市場上獲得公眾認(rèn)可，股價(jià)有良好的表現(xiàn)，同時可以滿足自身業(yè)績考核要求，獲得更多個人利益，因此過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。基于如上分析，本文提出以下假設(shè)：
H1：管理者過度自信的企業(yè)，其金融化水平更高。
現(xiàn)代企業(yè)制度所有權(quán)與控制權(quán)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(chǔ)是自由現(xiàn)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的領(lǐng)域會帶來較低的效率，則帶來了較高的代理成本。若公司治理水平高，董事會、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程中對管理層強(qiáng)有力的監(jiān)督，會削弱管理者決策獨(dú)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。所有者通過公司治理機(jī)制對管理者有效的監(jiān)督使管理者更著眼于企業(yè)核心業(yè)務(wù)長遠(yuǎn)發(fā)展，而不是通過加大金融市場的投資，在不擅長的金融領(lǐng)域獲得不穩(wěn)定的投資收益。因此，提出以下假設(shè)：
H2：公司治理水平負(fù)向調(diào)節(jié)管理者過度自信與金融化水平的關(guān)系。
企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對企業(yè)經(jīng)營決策產(chǎn)生影響，由于國有企業(yè)股權(quán)集中度高，所有者缺位現(xiàn)象嚴(yán)重，未對管理者形成實(shí)質(zhì)監(jiān)督（干勝道，2008）[12]。國有企業(yè)在經(jīng)營效率治理水平上落后于非國有企業(yè)。研究發(fā)現(xiàn)國有企業(yè)管理者的權(quán)利更大，公司的投資決策往往陷入“內(nèi)部人控制”的局面。管理者利用信息不對稱，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人非理性行為影響。因此，提出以下假設(shè)：
H3：相對非國有企業(yè)，國有企業(yè)中管理者過度自信對金融化水平的正向作用越明顯。
根據(jù)區(qū)域經(jīng)濟(jì)理論，國民經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展的同時，區(qū)域之間的經(jīng)濟(jì)差距會加大，不同地區(qū)的金融資源稟賦有差異，區(qū)域“趨異”是經(jīng)濟(jì)金融化發(fā)展的必然現(xiàn)象（張秀生等，2008）[14]。市場化程度體現(xiàn)在要素市場以及市場中介組織發(fā)育程度等方面。如果地區(qū)的市場化程度越高，金融中介機(jī)構(gòu)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(jī)會進(jìn)行金融產(chǎn)品投資，地區(qū)金融化水平一定程度可能影響企業(yè)金融化水平。
H4：相對市場化較低的地區(qū)，市場化水平越高，管理者過度自信對金融化水平的正向作用越明顯。
三、研究設(shè)計(jì)
�。ㄒ唬颖具x擇、數(shù)據(jù)來源
本文選取2007～2015年間所有滬深A(yù)股上市公司作為研究樣本，剔除金融保險(xiǎn)類上市公司、ST財(cái)務(wù)異常、以及財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)缺失的上市公司樣本，由于房地產(chǎn)企業(yè)屬于準(zhǔn)金融企業(yè)，因此也將其剔除，最終獲得16066個公司-年度截面數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)分析運(yùn)用stata12.0，為消除數(shù)據(jù)極端值對整體結(jié)果的影響，回歸中對變量前后進(jìn)行0.5%縮尾，。相關(guān)財(cái)務(wù)指標(biāo)數(shù)據(jù)主要來源于同花順金融數(shù)據(jù)庫（IFinD）和國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR），部分財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來源于巨潮資訊網(wǎng)整理取得。
（二）變量定義、模型設(shè)計(jì)
1.主要變量說明
金融化水平：本文運(yùn)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(cái)務(wù)資源在虛擬資本中的配置比重（干勝道，2016）[13]。與企業(yè)會計(jì)準(zhǔn)則中對金融資產(chǎn)的規(guī)定有所區(qū)別，金融化資產(chǎn)不包括金融資產(chǎn)中貨幣資金項(xiàng)目，因?yàn)樨泿刨Y金項(xiàng)目的持有目的大多用于企業(yè)日常生產(chǎn)經(jīng)營，并未帶來資本增值。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)、長期股權(quán)投資、投資性房地產(chǎn)、持有至到期投資、應(yīng)收股利、應(yīng)收利息。
管理者自信程度度量：高管薪酬比例來衡量管理者過度自信，大于中位數(shù)取1，反之為0（Hayward，1997；姜付秀2009）[3，15]。Hayward（1997）研究得出管理者過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]。管理者薪酬越高說明其控制影響力越強(qiáng)。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衡量管理者在企業(yè)中的重要性，若高于中位數(shù)，說明高管在管理團(tuán)隊(duì)中的重要性高，掌控資源的能力強(qiáng)，管理者個人行為對企業(yè)決策的影響更大。
公司治理度量：公司治理指數(shù)借鑒（李明輝2013）[16]衡量公司治理水平的做法，該指數(shù)越大說明公司治理水平越高。將六個公司治理的特征用虛擬變量表示：{1}董事會規(guī)模：董事會人數(shù)大于當(dāng)年非金融類上市公司的董事會人數(shù)的中位數(shù)，取1，反之取0。{2}董事會獨(dú)立性：獨(dú)立董事比例大于當(dāng)年非金融類上市公司獨(dú)立董事比例的中位數(shù)，取1，反之取0。{3}董事會勤勉程度：年度召開董事會會議次數(shù)大于當(dāng)年非金融類上市公司召開董事會會議次數(shù)的中位數(shù)，取1，反之取0。{4}專業(yè)委員會設(shè)置情況：同時設(shè)立審計(jì)、薪酬、提名、戰(zhàn)略與業(yè)績考核四個委員會，取1，不齊全取0。{5}股東大會出席率：年度股東大會出席率大于本年度非金融類上市公司中位數(shù)，取1，反之取0。{6}兩職分離：董事長與總經(jīng)理不是同一人，取1，是同一人，取0（見表1）。
2.模型設(shè)計(jì)
為驗(yàn)證假設(shè)1，構(gòu)建檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?）：
Far=β0+β1Overcon+β2Soe+β3Size+β4Index+β5Lev+β6Roe+β7Big1+β8Z_score+β9Market+β10Yeardum+β11Industrydum+εi，t（1）
為驗(yàn)證假設(shè)2，生成交互項(xiàng)Index*Overcon，構(gòu)建檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?）：
Far=β0+β1Overcon+β2Index*Overcon+β3Soe+β4Size+β5Index+β6Lev+β7Roe+β8Big1+β9Z_score+β10Market+β11Yeardum+β12Industrydum+ε（2）
為驗(yàn)證假設(shè)3，生成交互項(xiàng)Soe*Overcon，構(gòu)建檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?）：
Far=β0+β1Overcon+β2Soe*Overcon+β3Soe+β4Size+β5Index+β6Lev+β7Roe+β8Big1+β9Z_score+β10Market+β11Yeardum+β12Industrydum+ε（3）
為驗(yàn)證假設(shè)4，生成交互項(xiàng)Market*Overcon，構(gòu)建檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?）：
Far=β0+β1Overcon+β2Market*Overcon+β3Soe+β4Size+β5Index+β6Lev+β7Roe+β8Big1+β9Z_score+β10Market+β11Yeardum+β12Industrydum+ε（4）
四、實(shí)證結(jié)果及分析
（一）描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析
表2是各變量的描述性統(tǒng)計(jì)。從樣本觀察值來看，F(xiàn)ar均值為0.063，中位數(shù)為0.022，說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(biāo)準(zhǔn)差為1.113，說明上市公司治理水平參差不齊。通過表3的皮爾遜系數(shù)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(fù)向關(guān)系，這為后文的回歸分析提供了良好的預(yù)測，為防止各變量之間存在多重共線性影響估計(jì)結(jié)果的干擾，用方差膨脹因子（VIF）來反映變量之間多重共線性程度，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性關(guān)系。
（二）回歸分析（見表4）
為驗(yàn)證假設(shè)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顯示管理者過度自信在1%（t=5.61）的水平上和企業(yè)金融化水平顯著正相關(guān)，說明過度自信的管理者更偏好投資高風(fēng)險(xiǎn)的金融領(lǐng)域的項(xiàng)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(yàn)證了假設(shè)1。
第2列可以看出，公司治理指數(shù)系數(shù)為
-0.001，在10%水平上顯著，交互項(xiàng)Index*Overcon系數(shù)為-0.003，在5%（t=-2.19）水平上顯著，與預(yù)期相符，說明高的公司治理水平對管理者行為形成了制約和監(jiān)督，降低管理者決策自由性，削弱了管理者個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，管理者過度自信對企業(yè)金融化水平作用越小。第3列看出，交互項(xiàng)Soe*Overcon系數(shù)為0.009，在1%（t=2.82）水平上顯著正相關(guān)，同時高管自信程度（Overcon）在5%的水平上顯著，因此可以認(rèn)為在國有企業(yè)里，管理者過度自信對金融化水平的正向作用會加強(qiáng)。第4列看出Market*Overcon系數(shù)為0.006，在10%（t=1.94）水平上顯著正相關(guān)，說明市場化程度越高，管理者借助市場的優(yōu)勢更容易投資金融資產(chǎn)，管理者過度自信對金融化水平的正向作用會加強(qiáng)。
五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)
�。ㄒ唬﹥�(nèi)生性問題
管理者過度自信與企業(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測且相互交錯，導(dǎo)致管理者過度自信存在很高的自我選擇。如企業(yè)規(guī)模較大，負(fù)債程度低，企業(yè)的抗風(fēng)險(xiǎn)能力強(qiáng)，管理者因?yàn)槠髽I(yè)自身因素產(chǎn)生過度自信，同時也影響企業(yè)的金融化水平，從而導(dǎo)致管理者過度自信的內(nèi)生性問題。這一問題的直接忽視很可能導(dǎo)致估計(jì)的回歸結(jié)果產(chǎn)生偏誤。因此本文運(yùn)用傾向匹配得分法（PropensityScoreMatching，PSM）來解決這一問題。首先，運(yùn)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(jù)PSM法的假設(shè)平行與共同支撐假設(shè)，采用最常見的最近鄰匹配、半徑匹配和核匹配三種方法，通過影響管理者過度自信的企業(yè)層面因素進(jìn)行配對。最終形成了管理者過度自信組（處理組）與管理者非過度自信組（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(yàn)證明，經(jīng)過多種因素綜合匹配之后，企業(yè)的金融化水平在管理者過度自信時與非自信時在1%的水平上顯著不同。證明了管理者過度自信對于企業(yè)金融化有一個顯著的正相關(guān)關(guān)系，從而使得假設(shè)1得到再次驗(yàn)證，本文結(jié)果更加穩(wěn)健。
�。ǘ┢渌�(wěn)健性測試
為使得本文的結(jié)論更加穩(wěn)健，我們做了如下測試（由于篇幅問題，以下檢驗(yàn)結(jié)果省略）。
◇管理者過度自信指標(biāo)替代：將Haywardetal對管理者過度自信衡量方法替換原文方法：若企業(yè)當(dāng)年度盈利預(yù)測超過實(shí)際盈利水平，即可認(rèn)定管理者過度自信。由于部分上市公司未對盈利預(yù)測進(jìn)行披露，最終得到10193個樣本觀察值�；貧w發(fā)現(xiàn)管理者過度自信與企業(yè)金融化水平有顯著的正相關(guān)關(guān)系，結(jié)果依然是穩(wěn)健的。
◇考慮企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量的影響：方紅星等（2013）提出內(nèi)部控制與公司治理都會影響企業(yè)投資決策，并發(fā)揮著不同效應(yīng)[18]。加入“迪博·中國上市公司內(nèi)部控制指數(shù)”后，自變量仍在1%（t=4.78）水平上顯著與企業(yè)金融化水平正相關(guān)，最終結(jié)論保持不變。
六、研究結(jié)論
以滬深A(yù)股非金融企業(yè)為樣本，研究管理者過度自信對企業(yè)金融化水平的影響，發(fā)現(xiàn)過度自信的管理者因?yàn)榈凸澜鹑谑袌鲲L(fēng)險(xiǎn)，高估企業(yè)自身價(jià)值，導(dǎo)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度投資金融資產(chǎn)的激進(jìn)行為，同時國有企業(yè)與市場化水平對于管理者與企業(yè)過度自信有正向調(diào)節(jié)效應(yīng)。
以往文獻(xiàn)多是對企業(yè)金融化現(xiàn)象進(jìn)行描述，而本文研究管理者過度自信對企業(yè)金融化水平的影響。實(shí)證發(fā)現(xiàn)過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，過多投資金融資產(chǎn)會無形加大非金融企業(yè)的投資風(fēng)險(xiǎn)。研究還發(fā)現(xiàn)公司治理制度可以約束管理者對金融資產(chǎn)的過度投資，促使企業(yè)回歸主業(yè)。研究結(jié)論對企業(yè)管理具有實(shí)際意義：上市公司應(yīng)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，不斷培育與主營業(yè)務(wù)相關(guān)的核心能力。尤其在國有企業(yè)與市場化水平較高的地方，更應(yīng)加強(qiáng)對管理者的監(jiān)管，對企業(yè)資金在金融活動與經(jīng)營活動配置比例進(jìn)行有效監(jiān)督，使企業(yè)整體風(fēng)險(xiǎn)控制在合理范圍內(nèi)。
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