企业金融化、高管股权激励与风险承担

王彦勇，王海刚

（山东建筑大学 商学院，山东 济南 250000）

一、引言

风险承担是企业在投资决策时的行为取向。风险承担水平越高，意味着企业更偏好投资高风险但预期净现值为正的项目（余明桂等，2013）[1]。微观层面上，风险承担水平高的企业更可能寻求实体投资机会，开展创新研发活动，从而推动主业业绩的不断提升，帮助企业获得长期竞争力（许志勇等，2020）[2]。宏观层面上，由于高风险项目的预期回报高，风险承担有助于加快积聚社会资本并推进技术进步（苏坤，2015）[3]，是国家经济持续增长的根本动力。因此，提高企业的风险承担水平对于我国经济实现高质量发展尤为重要。然而，近年来，受原材料成本上涨、产能过剩等因素的影响，实体产业利润率持续下降。实体企业通过商品市场无法获取期望的报酬率，承担风险的意愿明显不足。与此同时，金融行业却迎来了黄金发展期，层出不穷的衍生金融资产创新使得金融行业的利润率远超实体产业。金融行业超额收益的事实引起了企业投资决策的转变，在资本逐利的驱使下，实体企业纷纷将产业资本中大量资金投向金融市场，逐渐形成了企业金融化现象。企业将有限的资源过多地配置到金融领域，导致短期内本该流向实体的投资减少，对风险承担表现为“挤出效应”。但另一方面，企业金融化增强了资产的流动性，有助于预防企业潜在的资金短缺风险，对风险承担表现为“蓄水池效应”。那么，在我国非金融上市公司中，企业金融化对风险承担是“挤出效应”还是“蓄水池效应”？

高管在现代企业的投资决策中往往扮演着主导者角色。高管的薪酬、职位晋升往往与企业短期经营绩效相挂钩，与实体投资相比，金融投资短期回报高的特点有助于美化企业当期经营绩效、粉饰财务报表。因此，出于提高个人业绩的动机，高管更热衷于通过金融资产投资进行套利。同时，由于其人力资本和个人财富高度集中于任职企业，一旦高风险的投资项目失败，高管会蒙受巨大损失（李小荣和张瑞君，2014）[4]。出于保全职位和稳定收益的考虑，高管在投资决策时也往往表现出低于所有者期望的风险承担水平，甚至会放弃高风险但预期净现值大于零的项目，违背股东利益最大化目标（张瑞君等，2013）[5]。股权激励被认为是缓解代理冲突的一项长效机制。合理的股权激励通过赋予高管对剩余收益的要求权，将高管与股东二者的利益紧紧地捆绑起来，有助于克服高管的风险规避倾向，提高企业风险承担。但随着持股比例的增加，高管对企业的控制权不断扩张。权利的增加会弱化股东对高管的监管，并进一步加剧高管规避风险的短视行为，降低企业风险承担。目前学术界鲜有研究关注到高管股权激励对企业金融化与风险承担关系的调节效应。鉴于此，本文对企业金融化和风险承担的关系以及高管股权激励对二者关系是否具有调节效应进行实证检验。

二、理论分析与研究假设

（一）企业金融化与风险承担

理论上，企业金融化对风险承担存在正反两方面的影响。一方面，企业金融化对风险承担表现为“蓄水池效应”。相较于固定资产和无形资产等长期资产不易变现的特性，金融资产具备流动性强、变现速度快等优点，企业配置金融资产能够更好应对不时之需。当未来出现好的投资机会或者面对市场环境变化时，企业可以通过变卖金融资产获得资金，这缓解了外部融资约束而造成的投资不足问题，从而提高企业风险承担。除此之外，金融资产还具有改善业绩的功能。金融资产的价格上升可以美化资产负债表，这间接提高了企业信用进而增强了企业融资能力。金融投资获得的超额收益还能改善企业经营绩效，通过收入效应促进企业风险承担（王红建等，2017）[6]。但另一方面，企业金融化对风险承担表现为“挤出效应”。由于资本具有逐利性，金融投资收益率高于实体投资的事实会推动实体企业将更多资金投向金融领域。基于金融渠道的利润累积逐渐变成企业获利的主要模式（张成思和张步昙，2016）[7]。此时，企业金融投资不再是为了流动性储备，而是基于市场套利动机，这一套利行为会降低风险承担。在融资约束条件下，企业资金总量毕竟是有限的。资源定量会使金融投资与实体投资表现为替代关系，当大量资金用于金融化投资时必然会挤占生产、研发等实业投资资金，企业的设备升级和创新研发活动会因此受到限制。当前，我国企业金融化与风险承担之间的关系还没有确定的结论，由此，本文提出如下假设：

H1a：基于“蓄水池效应”，企业金融化会提高风险承担；

H1b：基于“挤出效应”，企业金融化会降低风险承担。

（二）高管股权激励的调节作用

利益趋同假说和堑壕防御假说是股权激励双重效应的研究成果。利益趋同假说认为，企业通过股权激励赋予高管部分剩余所有权，能够将高管个人利益与股东利益捆绑起来，最大程度减少信息不对称带来的代理成本（吕长江等，2009）[8]，促使高管与股东利益趋同。股权激励强化了高管的“所有权”意识，既能使高管在投资决策时从股东利益出发，选择长期回报率高的风险项目，从而提升企业核心竞争力和长期价值，又有助于克服高管为追求短期利益而盲目配置金融资产的行为，提高企业的风险承担。但堑壕防御假说认为，高管持股比例的增加在一定程度上削弱了股东对于高管的监督管理（Fama和Jensen，1983）[9]，提高了高管应对内外部监管压力的能力，减少了高管追逐自身利益道路上的阻碍进而使高管更容易开展自利行为。同时，随着持股比例的提高，高管跟股东讨价还价的权力也不断膨胀，权力的提高降低了高管被解雇的风险，提升了高管的工作安全感。当高管掌握的权力大到足以对企业施加控制时，可能还会以损害企业价值为代价换取私人收益的最大化。即股权激励不能解决代理问题，反而会成为高管寻租的途径（赵世芳等，2020）[10]，致使高管在投资决策时更可能为了个人利益而盲目进行金融投资套利，降低企业的风险承担。无论是发挥利益趋同效应还是堑壕防御效应，高管股权激励均会影响企业金融化与风险承担之间的关系。对此，本文提出如下假设：

H2：高管股权激励对企业金融化与风险承担关系具有调节作用。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文从CSMAR 数据库中选取2012—2019 年我国非金融上市公司的数据开展实证研究。在获得原始数据后，本文剔除了研究时间段内所有处于非正常经营状态的ST 和*ST 标识类样本公司以及关键数据缺失、异常的样本公司。最终得到可用于实证研究的3 322 家非金融上市公司的20 544 个观测值。本文对所有连续型变量进行了上下1%的缩尾调整以降低极端值可能对结论的影响。数据的处理分析利用Stata/SE 15.1 操作完成。

（二）变量定义与说明

1.被解释变量。企业风险承担：本文借鉴苏坤（2015）[3]研究的做法，采取股票年化日收益率波动性的自然对数（Risk1）和股票年化月收益率波动性的自然对数（Risk2）两种方法对企业风险承担进行衡量，其具体的计算公式为：

其中，Risk表示企业风险承担，ri，j，t为公司i在第j年t日（月）的收益率，T为每个会计年度的总日（月）数。

2.解释变量。企业金融化水平：用期末资产负债表中金融资产在总资产中的占比进行衡量。其具体计算公式如下：

Fin=（交易性金融资产+衍生金融资产+持有至到期投资净额+可供出售金融资产+长期股权投资净额+投资性房地产净额）/总资产。

3.调节变量。高管股权激励：本文使用公司年报中披露的高级管理人员合计持有的公司股份数在期末公司总股份数中的占比来衡量高管股权激励程度。

4.控制变量。考虑到其他因素对企业风险承担的影响，本文参考徐隽翊等（2020）[11]的研究，选取企业规模、资产负债率、净资产收益率、总资产周转率、股权集中度、独立董事比例和企业成立年限作为控制变量。具体变量定义如表1 所示。

表1 变量定义

（三）回归模型构建

为了探讨企业金融化对风险承担的影响，根据研究假设H1a 和H1b，本文构建了模型（1）。

为了检验高管股权激励对企业金融化与风险承担关系的调节作用，根据研究假设H2，本文构建了模型（2）。

在模型（2）中，下标i表示企业，下标t表示年份。滋i为个体固定效应，γt为时间固定效应，εit为随机扰动项。

四、实证检验结果及分析

（一）描述性统计

表2 给出了样本相关变量的描述性统计结果。企业风险承担Risk1 和Risk2 的均值（标准差）依次为-3.559（0.347）、-2.125（0.468），由此可知，我国非金融上市公司的风险承担水平普遍偏低，并且企业间风险承担的差异性较大；企业金融化程度Fin的中位数为0.027，均值为0.065，表明当前我国非金融企业的金融化程度整体上不高，其最大值为0.522，最小值为0，说明样本企业间金融化差异明显；高管持股比例Equity的均值为0.079，表明高管股权激励在当前我国非金融上市公司中的整体水平已不低。其他变量结果如表2 所示。

表2 主要变量描述性统计结果

（二）相关性分析

表3 给出了变量间的Pearson 相关系数。企业金融化Fin与风险承担Risk1、Risk2 的相关系数均在1%的水平上显著为负，表明不考虑其他因素时，企业金融化水平的提高会削弱风险承担能力，与H1b的理论分析相符。高管股权激励Equity与风险承担Risk1、Risk2 的相关系数也均在1%水平上显著，这为进一步验证H2 提供了证据。所有控制变量均与企业风险承担存在显著相关性。解释变量之间相关系数的绝对值基本都低于0.5，且各变量的VIF 值均小于5，说明不存在严重的多重共线性。

表3 相关性分析

（三）回归分析

1.企业金融化与风险承担。表4 是非金融企业金融化对风险承担影响的回归结果。无论用Risk1 还是Risk2 衡量企业风险承担，Fin的系数均在1%的水平上显著为负。结果表明，在我国非金融上市公司中，企业金融化对风险承担表现为“挤出效应”而非“蓄水池效应”，实证结果支持H1b。当企业把有限的资本过多的配置到金融领域时，企业用于主业投资的资源会被过度挤占，风险承担能力因此受到限制。

表4 企业金融化影响风险承担的回归结果

2.基于产权异质性的进一步分析。由于不同所有制性质的企业在金融资源和公司治理等方面存在着差异性，企业金融化对风险承担的影响预期会有所区别。本文在研究全样本企业的基础上，从产权异质性的角度进行分组检验，结果如表5 所示。从结果来看，无论用Risk1 还是Risk2 衡量企业风险承担，非国有企业样本组的Fin系数都在1%的水平上显著为负，国有企业样本组的Fin系系数尽管也都为负但却不显著。上述结果表明，非国有企业金融化对风险承担表现为“挤出效应”，国有企业金融化与风险承担无显著关系。一方面，国有企业往往承担着政策性负担，既要考虑企业盈利性又要兼顾国家公共性，尤其在政府振兴实体经济的压力下，国有企业会在政府干预下积极开展实体投资和经营活动，表现为“提高风险承担”；另一方面，国有企业往往与政府部门存在关联，更容易从银行获取生产创新活动所需要的资金，即便在陷入困境时也能得到政府的救助，因此较少受到融资约束的影响，企业金融化对风险承担的资源挤占效应并不明显。

表5 基于产权性质的分组检验结果

3.企业金融化、高管股权激励与风险承担。为了检验高管股权激励的调节作用，本文将交乘项Fin*Equity放入模型中进行回归检验。表6 结果显示，风险承担用Risk1 衡量时，Fin*Equity的系数为-1.272 7，在1%的水平上显著；用Risk2 衡量时，Fin*Equity的系数为-0.885 6，在5%的水平上显著；上述结果说明高管股权激励能够调节企业金融化对风险承担的影响，假设H2 得到验证。同时，由于交乘项系数为负值，说明高管股权激励强化企业金融化对风险承担的负向影响。结果支持“管理防御”假说，即企业对高管的股权激励程度越高，企业金融化对风险承担的挤出效果越明显。股权激励使高管的个人财富暴露在剧烈波动的外部市场下，有可能会削弱高管承担风险的意愿进而降低企业风险承担。其次，考虑到当前我国公司治理和监督机制尚不健全，股权激励更多表现出福利的特征，很难真正发挥出激励效果。

表6 高管股权激励对企业金融化与风险承担的调节作用结果

（四）稳健性检验

本文通过更改金融资产范围的方式对主回归结果的稳健性进行检验。借鉴谢家智等（2014）[12]的做法，使用Fin=（交易性金融资产+衍生金融资产+持有至到期投资净额+可供出售金融资产+发放贷款及垫款净额+投资性房地产净额）/总资产作为企业金融化的替代变量。结果如表7 所示，结果与正文一致，说明研究结论基本稳健。

表7 替换解释变量的稳健性检验结果

五、研究结论与建议

本文以2012—2019 年我国非金融上市公司的数据为研究样本，对企业金融化与风险承担的关系进行了实证检验，并进一步探究了高管股权激励对于二者关系的调节效应。研究结果表明：在我国非金融上市公司中，企业金融化对风险承担是“挤出效应”而非“蓄水池效应”。基于产权异质性的角度分析，“挤出效应”只在非国有企业中显著，而在国有企业中不显著。此外，高管股权激励同向强化企业金融化对风险承担的负向影响。

针对目前我国企业金融化现象，结合上述结论，本文建议如下：（1）企业应适度配置金融资产，以保证风险承担项目上的资源不被过度挤出。同时，为了避免套利动机下配置金融资产的盲目性，企业可以通过设置金融监管系统来监控自身的金融投资行为，使金融资源真正服务于实体而不是替代实体。（2）政府部门应着力改善实体投资环境，促进企业积极承担风险。政府应采取措施减轻实体企业的经营负担，如通过减税降费和财政补贴等方式降低实体企业的经营成本，同时加快对实体企业进行转型升级的步伐，多路径缩小实体投资与金融投资的利润差异，从而吸引实体企业专注主业，积极承担风险。同时，政府要加强对非国有企业金融投资的监管力度。（3）在缓解企业金融化对风险承担的负向影响上，不建议企业采用对高管实施股权激励的手段，甚至企业可以在一定程度上通过减少高管的持股比例而变相加强对高管的监管力度，以抑制高管金融投资套利的短期行为。