股权激励、契约异质性与实体企业金融化

刘翰林，郑鑫波

(杭州电子科技大学 会计学院，浙江 杭州 310000)

一、 引言

近年来，市场需求空间持续萎缩、实业投资报酬率不断下降，而虚拟经济加速膨胀，金融行业和房地产行业投资报酬率节节攀升[1]。在此背景下，众多实体企业纷纷偏离主业，涌入金融和房地产等行业，试图通过跨行业套利分享虚拟经济的超额利润。大量实业资本在虚拟经济领域“空转”，产生“实体企业金融化”现象[2-3](1)关于(实体)企业金融化的内涵，学界目前尚无定论。本文所研究的企业金融化是指实体企业加大对虚拟程度较高的金融资产(包括投资性房地产)投资的行为[2]。。从宏观层面来看，企业过度金融化加速虚拟经济膨胀，加重经济“空心化”，产生泡沫经济，最终引发金融危机；从企业微观层面来看，尽管企业金融化带来短期超额回报，但从长期来看，企业金融化会增加经营风险[3]、挤占主业投资和抑制研发创新投入[4]，进而降低未来主业业绩[5]，最终损害企业长期价值。因此，把握好企业金融化的尺度至关重要。为了推进经济健康持续发展，我国政府大力鼓励和引导企业投身于实体经济建设，防范和控制金融风险。2020年中央经济工作会议明确提出，要“健全金融机构治理，促进资本市场健康发展”。企业金融化成了理论界和学术界重点关注的重要话题之一。

为了达到精准防控金融风险的目的，从公司自身治理和防范金融风险角度探究企业金融化的治理机制至关重要。现有文献分别从宏观经济环境[6]、税收政策[7]、经济政策不确定性[8]、高管特征[3]、股东价值最大化观念[6]、企业社会责任[9]、社会信任[10]等角度对企业金融化的影响因素展开了研究，而鲜有文献基于公司内部治理视角考察企业金融化行为的影响因素。

尽管已有文献考察了高管激励(薪酬激励和股权激励)(2)高管激励包括薪酬激励和股权激励。其中，薪酬激励是以货币薪酬的形式对高管进行的短期激励，而股权激励则是一种以股票为标的、赋予高管剩余索取权的长期激励机制。和企业金融化之间的关系[11-12]，但存在以下局限性：第一，将股权激励契约视为同质性合约(3)同质性合约在本文特指虽由多个条款构成但各条款影响无差异的契约。，未考虑微观契约条款设置对企业金融化的异质性影响。作为由众多条款组成的复杂契约集合体，股权激励能否真正发挥治理效应在很大程度上取决于关键契约条款(4)基于推行股权激励的初衷，结合企业自身基本特质，合理有效的股权激励契约应具有激励性、适应性和约束性[16]。激励强度属于激励性条款，激励强度越大，契约的激励性越强；激励模式属于适应性条款，主要包括股票期权和限制性股票。股权激励模式应当与企业所处行业特性、发展阶段和治理特征等异质性特征相匹配[15]；激励期限属于约束性条款，期限越长，契约的约束性越强。的安排和设置[13-14]。并且，相较于激励强度这个单一指标，股权激励关键契约条款及其组合是决定激励有效性的更为重要的因素[15]。股权激励计划的激励模式、激励期限等关键契约条款对企业金融化的异质性影响亟待进一步研究。第二，仅从资源配置角度解释了股权激励影响企业金融化内在机理，未考虑资源获取视角下股权激励对企业金融化影响及作用机制。股权激励影响企业金融化的内在机理有待进一步补充。

本文将利用我国2008—2019年沪深A股上市公司数据，考察股权激励和企业金融化之间的关系，重点从微观层面检验股权激励关键契约条款设置对企业金融化的异质性影响，并探究股权激励影响企业金融化的作用机制。本文的主要贡献有：首先，与以往研究不同，本文重点从微观契约层面出发，考察股权激励关键契约条款设置对于股权激励和企业金融化关系的异质性影响，为企业股权激励计划的设计和优化提供一定参考。其次，结合企业金融化动机，本文分别从资源获取和资源配置两个角度出发，深入剖析股权激励影响企业金融化的作用机理，有利于深化股权激励影响企业金融化内在机制的研究。

二、 理论分析与假设提出

(一) 企业金融化的动机

实体企业配置金融资产主要有两种动机：一是“蓄水池”动机，二是“投资替代”动机。“蓄水池”动机是指基于资源依赖理论和预防性储蓄理论，企业通过配置金融资产来实现拓宽融资渠道、缓解融资约束和提高现金收益性(5)一般而言，出于“蓄水池”动机持有的金融资产往往具有较高的流动性，其收益率会低于出于“投资替代”动机持有的金融资产的收益率，但高于现金收益率。的目的[16]。金融资产是一种有效的“流动性管理工具”[9]。与固定资产等长期资产相比，金融资产的变现能力较强、调整成本较低。不管是面临财务困境还是发现良好投资机会时，企业都可以通过出售所持有的金融资产迅速筹集资金，减轻资金压力，缓解融资约束和投资不足问题，最终服务实体经济[5]。由“投资替代”动机(6)在世界经济持续低迷、市场总需求日渐萎缩的背景下，企业可能因宏观经济进一步下行预期和潜在的融资约束而不敢进行实业投资进而形成现金结余。而金融市场的蓬勃发展则诱使企业将该闲置资金投入收益率更高的金融资产，以维持或提高企业利润。故该情况是“投资替代”动机的一种具体表现形式。可知，企业金融化是资本跨行业套利的外在表现形式。在实体经济持续低迷、虚拟经济加速膨胀的背景下，管理层面临来自企业内外部的双重压力，包括薪酬考核的内部压力和提高股东报酬率的外部压力[9]，故管理层具有获取短期超额利润的强烈动机。而被公认为“暴利”行业的金融行业和房地产行业拥有大量超额利润[4]，金融投资收益率远高于实体投资。而且，企业的金融投资收益往往被“重奖轻罚”[17]，即管理层薪酬会随着金融投资收益增加而增加，但当金融投资亏损时，管理层完全能以市场风险不可控为由推卸责任，减少自身利益损失。因此，为了获取更多私有收益，管理层倾向于配置更多金融资产。

(二) 研究假设的提出

1. 股权激励与企业金融化

(1) 资源获取。企业金融化具有“蓄水池”动机。信息不对称的存在导致市场摩擦的增加和融资难度的提高[18]。由于难以了解和掌握公司内部信息和项目的真实价值，外部投资者往往处于信息劣势，因此他们为了降低自身的风险往往不轻易为公司提供融资或要求更高的风险溢价。相较于外部投资者，作为内部人的管理层往往掌握更多信息。若管理层通过股权激励持有本公司股权并投资某一项目，则能够向外界释放出有关该投资项目的积极信息，有助于缓解信息不对称。同时，实施股权激励的公司因其良好的公司治理备受机构投资者的青睐[19]。综上，股权激励向外界传递出公司治理机制健全、投资项目质量良好的积极信息[20]，降低了信息不对称，缓解了融资约束，减少“蓄水池”动机，进而抑制了企业金融化。

(2) 资源配置。企业金融化存在“投资替代”动机，即由于激励不相容和信息不对称，且管理层对金融资产的配置具有极大的自由裁量权，故管理层有动机配置更多金融资产以实现获取管理层私有收益的目的[5]。在企业资源一定时，基于“投资替代”动机的企业金融化会挤占实物资产和研发创新等长期投资，降低投资效率[21]，减少企业的创新投入和产出[4]，降低企业的生产效率[22]和未来主业业绩[5]，削弱企业核心竞争力，最终损害企业长期价值。然而，基于最优契约理论，股权激励是缓解管理层和股东之间代理问题的有效途径[23]。股权激励具有利益协同效应[24]。通过赋予管理层剩余索取权，股权激励促使管理层和股东之间的目标函数更加趋近，将股东对管理层的监督转为管理层的自我约束，降低了代理成本，抑制了“投资替代”动机，有利于减少管理层的短视行为，减少对短期金融套利项目的投资；有利于拉长管理层的决策视野，聚焦于企业主业的发展，增加实物资产、研发创新项目等长期经营性投资[25]，进而提升企业长期价值。在企业资源一定的情况下，股权激励使得管理层将更多的资源用于长期经营性项目，必然会减少短期金融套利项目的投入，即抑制了企业金融化。基于以上分析，本文提出H1。

H1：相较于未实施股权激励的企业，实施股权激励的企业的金融化程度更低。

2. 股权激励微观契约条款设置与企业金融化

由契约理论可知，契约关系是制度安排的本质，且契约条款的合理设置在很大程度上决定了契约的效果[26]。作为缓解代理冲突的重要契约集合体，股权激励各项契约条款的设置表征不同的契约功能和属性。因此，研究股权激励的激励效果须从契约条款本身入手。本文分别从激励性条款、适应性条款和约束性条款出发，考察股权激励微观契约条款设置对企业金融化的影响。

激励强度是股权激励契约设置中的核心契约条款之一，体现为授予激励对象标的物数量的多少[27]。股权激励强度越大，管理层谋取个人私利、损害股东利益的代价越高，管理层按照股东价值最大化原则进行决策的可能性越大[28]。换言之，随着激励强度的增加，管理层会增加实物资产、研发创新项目等长期经营性投资，减少金融资产等短期套利项目投入，即企业金融化程度更低。因此，本文提出H2。

H2：激励性条款的设置会影响股权激励对企业金融化的抑制效应，激励强度越大，股权激励对于企业金融化的抑制作用越强。

激励模式是影响激励效果的直接因素，反映出激励契约与企业所处发展阶段、行业地位等基本特质的匹配程度[13]。股票期权(7)股票期权是指上市公司给予激励对象在未来一定期限以预先确定的价格购买本公司一定数量的股票的权利。和限制性股票(8)限制性股票是指上市公司按照预先确定的条件授予激励对象一定数量的本公司股票，激励对象只有在满足股权激励计划规定的条件时，才能出售股票并从中获利。是我国使用广泛的两种激励模式，两者对股价波动的敏感性存在差异。并且，金融资产在其公允价值确认和计量过程中联动的资本市场系统性风险会加剧股价的波动。因此，激励模式的异质性会影响股权激励对企业金融化的抑制效应。具体而言，股票期权的本质是一种看涨期权，其价值取决于未来股价的变动。同时，由于我国对股票期权的执行价格下限存在严格限制，故股票期权从被授予之日起便处于深度虚值状态，其价值对股价波动具有高度敏感性[29]。因此，股票期权使得激励对象的收益和企业长期绩效挂钩，更能拉长管理层的投资决策视野[14]，减少配置金融资产等短期套利行为；而相较于股票期权，限制性股票的授予资格与未来股价相关性不是很高，对短期套利行为的约束力相对较弱[30]。即相较于限制性股票，股票期权更能抑制企业金融化。因此，本文提出H3。

H3：适应性条款的设置会影响股权激励对企业金融化的抑制效应，与限制性股票相比，股票期权对于企业金融化的抑制作用更强。

激励期限是指股权激励有效期的长度，表现为激励契约时间约束的长短[27]。由于行权收益只能在未来实现，股权激励期限越长，管理层的个人收益与企业价值的“捆绑期”越长。随着激励期限的延长，管理层通过盈余管理和信息操纵等方式获取行权收益的难度更大，实施短期行为受到未来行权损失的惩罚更重[31]。因此，管理层会拓展经营决策视野，减少金融资产投机等短期套利行为，聚焦于企业的长远发展。换言之，较长的激励期限更能拉长管理层的投资视野，减少对短期套利项目的投入，加大对实物资本和研发创新等长期项目的投入，进而抑制企业金融化。因此，本文提出H4。

H4：约束性条款的设置会影响股权激励对企业金融化的抑制效应，激励有效期越长，股权激励对于企业金融化的抑制作用越强。

三、 研究设计

(一) 样本选择与数据来源

本文选取2008—2019年沪深A股上市公司为研究对象，并依次对样本做如下筛选：(1)剔除ST、*ST类公司；(2)剔除金融行业、保险行业和房地产行业公司；(3)剔除未通过股东大会决议、暂停实施和终止实施的股权激励公司；(4)仅保留股权激励模式为限制性股票或股票期权的公司；(5)剔除数据缺失公司。股权激励数据来自WIND数据库，其他财务数据均来自CSMAR数据库。为减少异常值影响，本文对所有连续变量进行上下1% Winsor缩尾处理。

(二) 变量定义

1. 被解释变量

参考杜勇等的研究[5]，本文从金融资产占比的角度出发，将企业金融化(Fin1)定义为期末金融资产与总资产的比值，即企业金融化(Fin1)=(交易性金融资产+发放贷款及垫款净额+衍生金融资产+持有至到期投资资产净额+可供出售金融资产净额+投资性房地产净额)/期末资产总额。另外，上述公式仅适用于2008—2017年间的企业财务数据。2017年发布的企业新会计准则针对金融资产的会计处理发生了较大变更(9)2017年财政部针对《企业会计准则第22号-金融工具确认和计量》(简称“新金融工具准则”)进行较大修订，金融资产的会计处理发生了变更，具体来说：新金融工具准则不再使用“持有至到期投资”和“可供出售金融资产”科目，同时新增“债权投资”“其他债权投资”“其他权益工具投资”等科目。并且，在境内外同时上市的企业以及在境外上市并采用国际财务报告准则或企业会计准则编制财务报告的企业，自2018年1月1日起施行，其他境内上市企业自2019年1月1日起施行。，故对于2018年和2019年的财务数据，本文已考虑新金融工具准则的影响。

2. 解释变量

(1) 是否实施股权激励(Incentive)。借鉴胡景涛等的做法[32]，若企业实施股权激励计划，Incentive取值为1，否则取0。

(2) 股权激励强度(Strength)。借鉴胡景涛等的方法[32]，将上市公司公布的股权激励计划的股票期权或限制性股票的实际授予数与总股本数的比值作为股权激励强度(Strength)的代理指标。同时，对于连续多次实施股权激励的公司，采用每年新增的授予数量衡量股权激励强度。

(3) 股权激励模式(Mode_option、Mode_restrict)。借鉴陈文强等的研究思路[34]，设置股权激励模式的分类指标。若激励模式为股票期权，Mode_option取值为1，否则取0。若激励模式为限制性股票，Mode_restrict取值为1，否则取0。

(4) 股权激励期限(Length_long、Length_short)。参考陈文强等的研究思路[34]，设置股权激励期限的分类指标。由描述性统计结果可知，激励有效期的中位数为4年，故以4年为分水岭，设置较长激励期限(Length_long)、较短激励期限(Length_short)两个虚拟变量。若激励有效期大于或等于4年，Length_long取值为1，否则取0。若激励有效期为小于4年，Length_short取值为1，否则取0。

3. 控制变量：借鉴相关文献[3,8-9]，本文在模型中控制了可能影响企业金融化的因素，具体变量定义见表1。

表1 主要变量定义

(三) 研究模型

为验证前文提出的4个研究假设，本文构建如下待检验模型。

Fin1i,t=α0+α1Incentivei,t+α2∑CVS+∑Industry+∑Year+εi,t

(1)

Fin1i,t=β0+β1Strengthi,t+β2∑CVS+∑Industry+∑Year+εi,t

(2)

Fin1i,t=γ0+γ1Mode_optioni,t+γ2Mode_restricti,t+γ3∑CVS+∑Industry+∑Year+εi,t

(3)

Fin1i,t=θ0+θ1Length_longi,t+θ2Length_shorti,t+θ3∑CVS+∑Industry+∑Year+εi,t

(4)

其中，CVS为企业规模(Size)、财务杠杆(Lev)等控制变量加总。另外，模型控制了行业固定效应和年度固定效应，并采用异方差稳健标准误。

模型(1)用于检验股权激励与企业金融化之间的关系。若α1显著为负，则说明股权激励会抑制企业金融化。模型(2)在模型(1)的基础上，将Incentive替换为Strength，考察激励性条款对企业金融化的影响。为检验适应性条款和约束性条款的异质性影响，本文参考已有研究[3,34]，在模型(1)的基础上引入股权激励模式和股权激励期限的分类指标，分别构建模型(3)和模型(4)，并通过比较回归系数γ1和γ2、θ1和θ2的大小进行判断。回归系数γ1和γ2分别表示相较于未实施股权激励的企业，采用股票期权、限制性股票模式的股权激励对企业金融化的抑制程度；回归系数θ1和θ2分别表示相较于未实施股权激励的企业，设置较长激励期限、较短激励期限的股权激励对企业金融化的抑制程度。

四、 实证分析

(一) 描述性统计

表2报告了主要变量的描述性统计结果。可以看出，企业金融化(Fin1)的平均值为0.024，最小值为0，最大值达0.356，标准差为0.060，这表明我国目前企业金融化程度相差较大。并且，从企业金融化的分地区描述性统计结果(10)限于篇幅，本文未列示企业金融化程度的分地区的描述性统计结果，备索。来看，东部地区的企业金融化均值达2.676%，而中部、西部地区的企业金融化均值较小，仅为1.791%和1.703%，说明企业金融化程度在东部、中部和西部地区存在较大差异。股权激励(Incentive)的均值为0.160，中位数为0，这说明我国大部分上市公司未实施股权激励计划，也在一定程度上反映出我国上市公司缺乏对管理层进行股权激励的长期激励行为。进一步，从企业实施股权激励的分地区样本量变化(11)限于篇幅，本文未列示企业实施股权激励的分地区样本量变化的描述性统计结果，备索。来看，实施股权激励的企业大多位于我国东部地区，占比达18.600%，中部地区企业占比达11.410%，而西部地区中实施股权激励的企业仅占8.868%，说明股权激励实施情况存在较大地区差异。其他控制变量的描述性统计与前人的研究结果基本一致。

表2 主要变量的描述性统计

表3是对股权激励主要契约条款的描述性统计。可以看出，企业股权激励计划的契约条款设置存在较大差异，即激励契约具有异质性。就激励性条款而言，激励强度的均值为2.448%，标准差为1.484%，表明激励强度在不同企业间的差异较大；就适应性条款而言，约28.300%的企业采用了股票期权模式，表明限制性股票是目前企业实施股权激励的主要模式。就约束性条款而言，激励期限的均值为4.564年，最小值为1年，最大值却有10年，说明激励期限存在较大差异。

表3 主要契约条款的描述性统计

(二) 实证结果

表4列(1)报告了模型(1)的检验结果。由列(1)可见，股权激励(Incentive)的回归系数为-0.004，并在1%的水平上显著(t=-4.428)，说明股权激励会抑制企业金融化。H1得到支持。

表4列(2)报告了模型(2)的检验结果。可以看出，激励强度(Strength)的回归系数为-0.002，且在1%的水平上显著，说明股权激励强度越大，企业的金融化程度越低，即股权激励的激励性条款会影响股权激励对企业金融化的抑制效应，且股权激励强度越大，对企业金融化的抑制作用越强。H2得到支持。

表4列(3)报告了模型(3)的检验结果。可以看出，股票期权(Mode_option)和限制性股票(Mode_restrict)的回归系数均在1%的水平上显著为负，股票期权(Mode_option)的回归系数-0.006的绝对值大于限制性股票(Mode_restrict)的回归系数-0.004的绝对值，且两者系数差异在10%水平上显著，这说明与限制性股票相比，采用股票期权模式的股权激励对企业金融化的抑制作用更强，即股权激励的适应性条款会影响股权激励对企业金融化的抑制效应，相较于限制性股票，股票期权对企业金融化的抑制作用更强。H3得到支持。

表4 回归检验结果

表4列(4)报告了模型(4)的检验结果。可以看出，较长激励期限(Length_long)的回归系数在1%的水平上显著为负，而较短激励期限(Length_short)的回归系数不显著，这表明激励期限较短时，实施股权激励不会对企业金融化产生显著的抑制作用，而在长期的时间约束下，实施股权激励能够抑制企业金融化。即股权激励的约束性条款会影响股权激励对企业金融化的抑制效应，只有在较长的时间约束下，实施股权激励才能抑制企业金融化。H4得到支持。

五、 作用机制检验

(一) 降低第一类代理成本

由前文可知，股权激励抑制企业金融化，其中一个可能的机制是：基于最优契约理论，股权激励能够减少管理层和股东之间的代理冲突，降低第一类代理成本，拓宽和拉长管理层投资决策视野，这有助于减轻“投资替代”动机，约束管理层进行短期金融套利等机会主义行为，抑制企业金融化。即股权激励会降低第一类代理成本进而抑制企业金融化。

为了检验第一类代理成本的中介作用，本文借鉴逯东等的研究[35]，分别从加强监督和增强激励视角出发，选用在职消费和总资产周转率两种方法衡量第一类代理成本。Perk表示在职消费，用财务报表附注披露的八项费用(12)八项费用是指办公费、差旅费、业务招待费、通讯费、出国学习费、董事会费、小车费和会议费。总和除以营业收入得到，该值越大，表明第一代理成本越大；Assetto表示总资产周转率，该值越大，表明第一类代理成本越小。在此基础上，借鉴温忠麟等的方法[36]，本文采用三步法进行中介效应检验。本文同时使用Sobel和Bootstrap检验方法补充验证。结果见表5。

表5的列(1)至列(3)表示基于在职消费的代理成本中介效应检验结果。在列(1)中，Incentive的回归系数为-0.004，且在1%的水平上显著；列(2)考察了解释变量(Incentive)对中介变量(Perk)的影响，Incentive的回归系数在1%的水平上显著为负，这说明股权激励会降低在职消费水平，即减少第一类代理成本；列(3)同时纳入解释变量(Incentive)和中介变量(Perk)。Incentive的回归系数为-0.004，且在1%的水平上显著；Perk的回归系数为0.251，且在1%的水平上显著。另外，Sobel检验中Z统计量通过1%水平的统计检验，中介效应占比为3.693%；Bootstrap检验的置信区间不包含0。上述检验结果均表明，在职消费是股权激励影响企业金融化的部分中介，即股权激励通过减少在职消费抑制企业金融化。

表5的列(1)(4)(5)表示基于总资产周转率的代理成本中介效应检验结果。列(1)中，Incentive的回归系数为-0.004，且在1%的水平上显著；列(4)中，Incentive的回归系数在1%的水平上显著为正，这说明股权激励会提高企业的总资产周转率，即降低第一类代理成本；列(5)中，Incentive的回归系数约为-0.004，且在1%的水平上显著；Assetto的回归系数在1%的水平上显著负。另外，Sobel检验中Z统计量通过1%水平的统计检验，中介效应占比为10.495%；Bootstrap检验的置信区间不包含0。上述检验结果均表明，总资产周转率是股权激励影响企业金融化的部分中介，即股权激励通过提高总资产周转率抑制企业金融化。

上述基于代理成本的中介效应检验表明，股权激励会降低第一类代理成本进而抑制企业金融化。

(二) 缓解融资约束

股权激励抑制企业金融化的另一个可能的机制是：股权激励能够传递出公司治理良好和投资项目优良的信息，降低信息不对称，缓解融资约束，进而减轻“蓄水池”动机，抑制企业金融化，即股权激励会缓解融资约束进而抑制企业金融化。

为了检验融资约束的中介作用，本文借鉴徐思等的方法[37]，采用SA指数衡量企业的融资约束水平(FC)，即FC=Ln(|SA指数|)，该FC越大，企业的融资约束越大。并且借鉴温忠麟等的做法[36]，本文通过三步法进行中介效应检验。为增强中介效应的可信性，本文同时使用Sobel和Bootstrap检验方法进行补充验证。

表5的列(1)(6)(7)表示基于融资约束的中介效应检验结果。列(1)中，Incentive的回归系数为-0.004，且在1%的水平上显著；列(6)中，Incentive的回归系数在1%的水平上显著为负，这说明股权激励会降低企业的融资约束水平；列(7)中，Incentive的回归系数约为-0.004，且在1%的水平上显著；FC的回归系数在1%的水平上显著正。另外，Sobel检验中Z统计量通过1%水平的统计检验，中介效应占比为9.300%；Bootstrap检验的置信区间不包含0。上述检验结果均表明，融资约束是股权激励影响企业金融化的部分中介，即股权激励会通过缓解融资约束进而抑制企业金融化。

表5 中介效应检验

六、 稳健性检验

(一) 内生性问题

1. 逐年倾向得分匹配

由于股权激励的实施存在门槛，即通常是业绩优良、公司治理良好的企业才能通过审批获得实施资格，故股权激励的实施行为并非是随机的，存在样本选择偏见[14]。为了减轻样本选择偏误，本文借鉴已有研究[33]，采用逐年倾向得分匹配法对样本进行了筛选，共得到4768个观测数。为检验匹配效果，本文对匹配前后实施股权激励的企业与未实施股权激励的企业的协变量的均值差异进行t检验。检验结果表明，匹配前，除前五大股东持股(L_Top5)外，所有协变量的均值差异都在1%的水平上显著；匹配后，所有协变量的均值差异均不显著。这说明逐年倾向得分匹配通过了平衡性检验，且匹配效果较好。基于匹配后的样本，本文对模型(1)重新回归。结果表明，股权激励(Incentive)的回归系数在5%的水平上显著为负，证明H1的结果是稳健的。限于篇幅，本文未列示检验结果，备索(下同)。

2. 工具变量检验

前文证实了股权激励会抑制企业金融化，但也可能是金融化程度较低的企业更倾向于实施股权激励，即前文结论可能存在反向因果的内生性问题。为了缓解内生性问题，本文将Incentive的滞后一期(L_Incentive)、滞后两期(LL_Incentive)作为工具变量，并采用2SLS法进行稳健性检验。另外，为确保工具变量的有效性，本文进行并通过了弱工具变量检验和过度识别检验。结果表明，在控制内生性问题后，股权激励仍会抑制企业金融化，这与前文结论一致。

(二) 替换变量

为了对企业金融化进行更为全面的描述，本文借鉴惠丽丽等的做法[38]，从金融投资收益占比的角度衡量企业金融化程度，即企业金融化(Fin2)=(投资收益+公允价值变动损益+净汇兑收益-对联营和合营企业的投资收益)/营业利润。结果表明，股权激励(Incentive)的回归系数仍然在1%的水平上显著为负，说明股权激励与企业金融化负相关，证明前文结论是稳健的。

(三) 子样本回归

由于制造业在实体经济中的核心主体地位和2008年金融危机冲击的影响，本文分别采用制造业子样本和剔除2008—2009年观测值的子样本进行回归。结果表明，无论是采用制造业子样本回归还是采用剔除2008年金融危机影响后的样本回归，股权激励(Incentive)的回归系数均显著为负，表明前文结论仍然稳健。

(四) 双重聚类调整

为控制异方差和序列相关问题，本文采用经企业和年度双重聚类调整的标准误对模型(1)重新回归。结果表明，股权激励(Incentive)的回归系数在1%的水平上显著为负，再次证明前文结论是稳健的。

七、 结论性评述

本文以我国2008—2019年沪深A股上市公司为样本，实证检验了股权激励对企业金融化的影响，考察了股权激励微观契约条款设置对企业金融化的异质性影响，并进一步探究了股权激励影响企业金融化的作用机制。研究发现：与未实施股权激励的企业相比，实施股权激励的企业的金融化程度更高，该结论在进行一系列稳健性检验后仍然成立。基于微观契约视角，股权激励关键契约条款设置会对企业金融化产生异质性影响。从激励性条款来看，股权激励强度越大，股权激励对企业金融化的抑制程度越大；从适应性条款来看，相较于限制性股票，股票期权对于企业金融化的抑制作用更强；从约束性条款来看，股权激励对企业金融化的抑制作用在激励期限较长的股权激励契约中才能实现。作用机制检验表明，股权激励会减少第一类代理成本、缓解融资约束进而抑制企业金融化。

根据上述结论，本文建议：(1)政府监管部门要着力改善股权激励的外部环境，引导更多企业实施股权激励计划，有效抑制企业金融化。首先，政府监管部门应当改善股权激励的法律环境，不断完善和优化相关法律法规建设，为股权激励计划的实施和推广提供更完备的法律依据。其次，政府监管部门应当改善股权激励的资本市场环境，进一步发展和完善资本市场，让股票价格真实且充分地反映企业价值，从而更好地发挥股权激励的治理效应，防范企业过度金融化风险。(2)实施股权激励计划的企业应持续优化股权激励契约条款的选择和设置，激励或引导高管减少金融套利行为。首先，股权激励会对企业金融化行为产生一定的抑制作用，企业应优先考虑股权激励作为完善公司内部治理的重要机制，从而有效防范企业过度金融化风险。其次，结合股权激励微观契约条款对企业金融化的异质性影响，企业应基于自身实际情况科学、合理地安排和设置股权激励计划的关键契约条款，适当增加激励强度，优先选择股票期权模式，适度延长激励期限，进而充分发挥股权激励对企业金融化的治理效应。

最后需要指出的是，本文尚有一定的局限性：(1)未囊括股权激励所有的契约条款。本文未考察股权激励的业绩行权条件、行权价格等契约条款对企业金融化的异质性影响。(2)未涉及契约条款组合的影响。作为复杂的契约集合体，股权激励各项契约条款之间必然会互相作用和影响。本文未探究股权激励不同契约条款组合对企业金融化的异质性影响。(3)第一类代理成本指标衡量较为粗糙。本文选用在职消费和总资产周转率两种方法衡量第一类代理成本存在较多噪声，需进一步优化。因此，在后续研究中，可以进一步探究股权激励的其他契约条款、契约条款组合对企业金融化的异质性影响，并改进第一类代理成本的衡量方式。