非金融企业金融化水平受管理者影响吗？

干胜道+贺易+肖亮

摘 要 演从行为财务的角度，以优化资本配置为目的，研究管理者过度自信对企业金融化水平的影响。以2007～2015年间所有非金融类沪深A股上市公司为样本，发现过度自信的管理者更偏好投资金融资产，较强的公司治理会制约管理者对金融资产的投资，国有企业以及企业所在地区市场化程度对二者关系有正向调节作用。

眼关键词 演管理者过度自信；金融化水平；公司治理

[中图分类号]F271.5 [文献标识码] A [文章编号]1673-0461（2018）02-0011-06

一、引 言

在2008年次贷危机爆发后，国内经济受到冲击，实体投资的收益率大幅下降，而金融业利润率却居高不下，资本投资实业的意愿下降。随着金融行业利润的不断增长与传统行业持续走低，虚拟经济与实体经济的投资利润差距逐步加大，截止2014年底，工业企业主营业务收入利润率不到6%① 。这使得企业将大量资金投资在金融领域及其他准金融领域，中国经济开始出现“脱实向虚”的局面。“金融化”的概念由此提出。非金融企业金融化指的是非金融企业将大量资源投入在日常生产经营活动以外的金融领域，越来越依赖从金融领域获取资金收益，进而瓜分金融业利润。企业将经济中心转向金融领域，一定程度上会“挤占”企业在主营业务的投资。张成思（2016）研究发现这种“挤占”效应在中国明显存在，企业金融化水平的提高会导致实业投资率的下降[1]。总体而言，微观定量研究非金融企业金融化水平的文献较少。除受宏观环境的影响外，非金融企业金融化水平很大程度是由企业自身追求的理念决定的（邓超等，2017）[2]，因此有必要从企业高管层面研究金融化产生的原因。

Hayward et al. （1997）发现人类的心理、偏好以及认知差异会影响到决策，其中过度自信也是一种心理认知，它是指：人们高估自己的能力，使预期与实际发生了偏离[3]。先前文献表明管理者过度自信容易扩大投资规模，而本文是对过度自信管理者在投资资产类别上进行进一步细分，过度自信的管理者更偏好在资本市场上投资金融资产。企业将资金配置在金融领域的数量是企业投资决策的结果，企业的投资决策是由股东大会一致讨论通过的，但现代企业中所有权与经营权的分离，所有者对管理者的约束往往是有限的（Fama&Jensen，1983）[4]，管理者拥有对资源的支配权，管理者的个人行为对投资决策产生重大影响，其中就包括投资金融资产方面。

本文研究金融化是从企业微观层面，出于优化资本配置（实业资本与虚拟资本比例的安排）的目的，基于管理者的角度，来探究过度自信对企业金融化水平的影响，同时考察公司治理水平、企业产权、企业所在地区市场化程度对二者之间关系产生的影响。该研究从新的角度解释了企业金融化水平理论，为企业金融化理论研究提供了实证参考。

二、文献回顾与研究假设

先前文献表明过度自信的管理者会对企业投资决策产生影响，具体表现为：会增加企业总投资水平，增加企业投资风险（马润平，2012；陈夙等，2014）[5-6]，但是还没有文献探究管理者过度自信是否影响企业金融化水平，企业投资金融领域的行为体现了对企业不擅长领域的“隔行取利”，属于高风险行为。

本文认为管理者过度自信会对非金融企业金融化水平带来影响，主要出于以下原因：首先，管理者过度自信会低估投资收益的风险，认为自己能够很好把控风险（Shefrinh，2001）[7]。Hirshleifer et al. （2012）也发现过度自信的管理者更偏好在风险类具有创新的项目上投资[8]。金融资产的投资收益波动大，不具有持续性，因此金融投资是高风险高收益的投资（胡聪慧等，2015）[9]。过度自信的管理者偏好高风险，更容易采取激进的投资策略，更多关注到金融投资带来的收益，而低估金融投资带来的风险。其次，管理者过度自信会更易采取多元化战略（Malmendler et al.， 2015）[10]。面对金融行业利润高涨，过度自信的管理者可能突破主业，涉足金融行业，以期获得更高收益。即使面对从未涉足过的金融领域，过度自信的管理者仍会高估自身能力，认为自己同样能在金融业获得成功，从而低估了多元化投资带来的风险。第三， 过度自信的管理者会高估企业价值，总认为公司股价被低估了（Heaton，2002）[11]。因此當主营业务的利润空间缩小时，管理者会企图短期在金融市场上获得收益来提高企业整体经营业绩，以期在资本市场上获得公众认可，股价有良好的表现，同时可以满足自身业绩考核要求，获得更多个人利益，因此过度自信的管理者更易采取激进的投资策略，加大对于金融资产的投资。基于如上分析，本文提出以下假设：

H1：管理者过度自信的企业，其金融化水平更高。

现代企业制度所有权与控制权分离，形成代理成本。公司治理的核心目的就是降低代理成本，解决委托人与代理人之间矛盾（Fama&Jensen，1983）[4]。企业进行金融化资产投资的物质基础是自由现金流量囤积于企业闲置的资金，如果低效配置在公司不擅长的领域会带来较低的效率，则带来了较高的代理成本。若公司治理水平高，董事会、所有者、高层管理者之间利益形成制衡关系，公司的治理主体在决策过程中对管理层强有力的监督，会削弱管理者决策独立性，约束管理者非理性行为对公司决策的影响，在一定程度上会限制管理者将大量资金投资到金融领域，提高公司投资决策效率。所有者通过公司治理机制对管理者有效的监督使管理者更着眼于企业核心业务长远发展，而不是通过加大金融市场的投资，在不擅长的金融领域获得不稳定的投资收益。因此，提出以下假设：

H2：公司治理水平负向调节管理者过度自信与金融化水平的关系。

企业产权性质对企业经营决策产生影响，由于国有企业股权集中度高，所有者缺位现象严重，未对管理者形成实质监督（干胜道，2008）[12]。国有企业在经营效率治理水平上落后于非国有企业。研究发现国有企业管理者的权利更大，公司的投资决策往往陷入“内部人控制”的局面。管理者利用信息不对称，将多余资金配置在金融资产上（干胜道等，2016） [13]。所有者对管理者的约束力度不够，公司决策更易受到管理者个人非理性行为影响。因此，提出以下假设：endprint

H3：相对非国有企业，国有企业中管理者过度自信对金融化水平的正向作用越明显。

根据区域经济理论，国民经济高速发展的同时，区域之间的经济差距会加大，不同地区的金融资源禀赋有差异，区域“趋异”是经济金融化发展的必然现象（张秀生等，2008）[14]。市場化程度体现在要素市场以及市场中介组织发育程度等方面。如果地区的市场化程度越高，金融中介机构的发育程度越高，金融创新能力高，那么企业可选择的金融产品就越丰富，企业就有更多机会进行金融产品投资，地区金融化水平一定程度可能影响企业金融化水平。

H4：相对市场化较低的地区，市场化水平越高，管理者过度自信对金融化水平的正向作用越明显。

三、研究设计

（一）样本选择、数据来源

本文选取2007～2015年间所有沪深A股上市公司作为研究样本，剔除金融保险类上市公司、ST财务异常、以及财务数据缺失的上市公司样本，由于房地产企业属于准金融企业，因此也将其剔除，最终获得16066个公司-年度截面数据。数据分析运用stata12.0，为消除数据极端值对整体结果的影响，回归中对变量前后进行0.5%缩尾，。相关财务指标数据主要来源于同花顺金融数据库（IFinD）和国泰安数据库（CSMAR），部分财务数据来源于巨潮资讯网（http：//www.cninfo.com.cn）整理取得。

（二）变量定义、模型设计

1.主要变量说明

金融化水平：本文运用金融化资产比重法：金融化资产与总资产之比衡量企业金融化水平，该方法有利于反映财务资源在虚拟资本中的配置比重（干胜道，2016） [13]。与企业会计准则中对金融资产的规定有所区别，金融化资产不包括金融资产中货币资金项目，因为货币资金项目的持有目的大多用于企业日常生产经营，并未带来资本增值。金融化资产是为追求资本增值而持有的，其主要包括：交易性金融资产、可供出售金融资产、长期股权投资、投资性房地产、持有至到期投资、应收股利、应收利息。

管理者自信程度度量：高管薪酬比例来衡量管理者过度自信，大于中位数取1，反之为0 （Hayward，1997；姜付秀2009）[3，15]。Hayward（1997）研究得出管理者过度自信程度与其所获得的薪金有高度正相关，薪酬越高说明其地位越重要，越容易产生夸大自我的心态[3]。管理者薪酬越高说明其控制影响力越强。本文用薪酬最高的前三名高管的薪酬之和与高管薪酬总额的比来衡量管理者在企业中的重要性，若高于中位数，说明高管在管理团队中的重要性高，掌控资源的能力强，管理者个人行为对企业决策的影响更大。

公司治理度量：公司治理指数借鉴（李明辉2013）[16]衡量公司治理水平的做法，该指数越大说明公司治理水平越高。将六个公司治理的特征用虚拟变量表示：{1}董事会规模： 董事会人数大于当年非金融类上市公司的董事会人数的中位数，取1，反之取0。{2}董事会独立性：独立董事比例大于当年非金融类上市公司独立董事比例的中位数，取1，反之取0。{3}董事会勤勉程度：年度召开董事会会议次数大于当年非金融类上市公司召开董事会会议次数的中位数，取1，反之取0。{4}专业委员会设置情况：同时设立审计、薪酬、提名、战略与业绩考核四个委员会，取1，不齐全取0。{5}股东大会出席率：年度股东大会出席率大于本年度非金融类上市公司中位数，取1，反之取0。{6}两职分离：董事长与总经理不是同一人，取1，是同一人，取0（见表1）。

2.模型设计

为验证假设1，构建检验模型（1）：

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

为验证假设2，生成交互项Index* Overcon，构建检验模型（2）：

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

为验证假设3，生成交互项Soe* Overcon，构建检验模型（3）：

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

为验证假设4，生成交互项Market* Overcon，构建检验模型（4）：

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

四、实证结果及分析

（一）描述性统计与相关性分析

表2是各变量的描述性统计。从样本观察值来看，Far均值为0.063，中位数为0.022，说明我国不同上市公司金融化水平有较大差异；Index均值为3.215，标准差为1.113，说明上市公司治理水平参差不齐。通过表3的皮尔逊系数表可初步断定管理者自信程度与企业金融化水平具有正向关系，公司治理水平与企业金融化水平具有负向关系，这为后文的回归分析提供了良好的预测，为防止各变量之间存在多重共线性影响估计结果的干扰，用方差膨胀因子（VIF）来反映变量之间多重共线性程度，方差膨胀因子最大值为1.51，小于10，因此可得出变量间不存在多重共线性关系。endprint

（二）回归分析（见表4）

为验证假设1，对全样本进行OLS回归，控制了上市公司所在行业和年度，模型1显示管理者过度自信在1%（t=5.61）的水平上和企业金融化水平显著正相关，说明过度自信的管理者更偏好投资高风险的金融领域的项目，以期获得更高的投资收益，因此配置在金融領域的资金越多。因此管理者越自信，企业的金融化水平越高，验证了假设1。

第2列可以看出，公司治理指数系数为

-0.001，在10%水平上显著，交互项Index*Overcon系数为-0.003，在5%（t=-2.19）水平上显著，与预期相符，说明高的公司治理水平对管理者行为形成了制约和监督，降低管理者决策自由性，削弱了管理者个人非理性行为对公司投资决策的影响，因此，公司治理水平越高，管理者过度自信对企业金融化水平作用越小。第3列看出，交互项Soe*Overcon系数为0.009 ，在1%（t=2.82）水平上显著正相关，同时高管自信程度（Overcon）在5%的水平上显著，因此可以认为在国有企业里，管理者过度自信对金融化水平的正向作用会加强。第4列看出Market*Overcon系数为0.006，在10%（t=1.94）水平上显著正相关，说明市场化程度越高，管理者借助市场的优势更容易投资金融资产，管理者过度自信对金融化水平的正向作用会加强。

五、稳健性检验

（一）内生性问题

管理者过度自信与企业的金融化水平之间很可能受到多种其它因素的共同作用，由于这些因素不可观测且相互交错，导致管理者过度自信存在很高的自我选择。如企业规模较大，负债程度低，企业的抗风险能力强，管理者因为企业自身因素产生过度自信，同时也影响企业的金融化水平，从而导致管理者过度自信的内生性问题。这一问题的直接忽视很可能导致估计的回归结果产生偏误。因此本文运用倾向匹配得分法（Propensity Score Matching，PSM）来解决这一问题。首先，运用基于模型（1）的Logit回归模型，即模型（5），采用逐步回归分析法确定影响管理者过度自信的公司层面特征。

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

其次，根据PSM法的假设平行与共同支撑假设，采用最常见的最近邻匹配、半径匹配和核匹配三种方法，通过影响管理者过度自信的企业层面因素进行配对。最终形成了管理者过度自信组（处理组）与管理者非过度自信组（控制组）。从图1可以看出在匹配后处理组和控制组的差异性相比较于匹配前显著减少，并且匹配后的[%bias]都小于5%，匹配的平行效果较好。

表5基于三种匹配方法检验证明，经过多种因素综合匹配之后，企业的金融化水平在管理者过度自信时与非自信时在1%的水平上显著不同。证明了管理者过度自信对于企业金融化有一个显著的正相关关系，从而使得假设1得到再次验证，本文结果更加稳健。

（二）其他稳健性测试

为使得本文的结论更加稳健，我们做了如下测试（由于篇幅问题，以下检验结果省略）。

◇管理者过度自信指标替代：将Hayward et al对管理者过度自信衡量方法替换原文方法：若企业当年度盈利预测超过实际盈利水平，即可认定管理者过度自信。由于部分上市公司未对盈利预测进行披露，最终得到10 193个样本观察值。回归发现管理者过度自信与企业金融化水平有显著的正相关关系，结果依然是稳健的。

◇考虑企业内部控制质量的影响：方红星等（2013）提出内部控制与公司治理都会影响企业投资决策，并发挥着不同效应[18]。加入“迪博·中国上市公司内部控制指数”后，自变量仍在1%（t=4.78）水平上显著与企业金融化水平正相关，最终结论保持不变。

六、研究结论

以沪深A股非金融企业为样本，研究管理者过度自信对企业金融化水平的影响，发现过度自信的管理者因为低估金融市场风险，高估企业自身价值，导致企业金融化水平的上升。合理的公司治理制度安排可以约束管理者过度投资金融资产的激进行为，同时国有企业与市场化水平对于管理者与企业过度自信有正向调节效应。

以往文献多是对企业金融化现象进行描述，而本文研究管理者过度自信对企业金融化水平的影响。实证发现过度自信的管理者更偏好投资金融资产，而金融资产的盈亏受外部环境影响较大，过多投资金融资产会无形加大非金融企业的投资风险。研究还发现公司治理制度可以约束管理者对金融资产的过度投资，促使企业回归主业。研究结论对企业管理具有实际意义：上市公司应不断完善公司治理制度，约束管理者大量投资金融资产的行为，不断培育与主营业务相关的核心能力。尤其在国有企业与市场化水平较高的地方，更应加强对管理者的监管，对企业资金在金融活动与经营活动配置比例进行有效监督，使企业整体风险控制在合理范围内。

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