管理者短视行为如何扭曲了实体企业资产配置——基于文本分析和机器学习的经验证据

王新光

(南京师范大学 商学院，江苏 南京 210023)

一、引言

实体经济是现代化经济体系的基础。党的十九届五中全会提出：“坚持把发展经济着力点放在实体经济上，坚定不移建设制造强国、质量强国、网络强国、数字中国，推进产业基础高级化、产业链现代化，提高经济质量效益和核心竞争力。”近年来，实体经济的发展空间受到虚拟经济的挤压呈现出经营困难、利润率低、资本流失的情况，使得企业在套利动机的驱使下，将资金投向金融领域，脱离主营业务，从虚拟经济中攫取利益。在此背景下，作为构建新发展格局的微观主体，实体企业扭曲的资产配置行为已不容忽视。另一方面，企业的投资与融资决策差异在很大程度上具有“管理者效应”，且已有证据表明管理者很容易产生短视行为。那么，短视的管理者是否会扭曲企业资产配置、加剧虚拟经济过热与实体经济遇冷的程度？这对有效治理实体企业金融资产过度配置和防范金融风险具有重要的现实意义与理论价值，成为学术界关注的重要话题。

不同于以往调查问卷评级的方法，为了更好地刻画管理者跨期选择的决策短视行为，本文基于上市企业的年度财务报告利用文本分析与机器学习的方法进行测量。研究结果表明：管理者短视行为对实体企业金融资产过度配置具有显著的促进作用。在考虑内生性问题和一系列稳健性检验基础上该结论依旧成立。作用机制检验发现管理者短视行为通过降低企业治理水平进而加剧了实体企业金融资产过度配置。此外，考虑到企业之间的产权性质、资源禀赋差异以及管理层人力资本特征，本文进一步探讨了产权性质、冗余资源与管理层金融背景的边界条件。结果表明，管理者短视行为对实体企业金融资产过度配置的促进作用在民营企业、高冗余资源与具有金融背景的管理层的情境下更为显著。

与现有文献相比，本文的边际贡献主要体现在以下两个方面。第一，本文从管理者跨期决策的短视行为角度厘清了微观层面上管理者行为对实体企业金融资产过度配置的作用机理，并且基于“基准分析—机制分析—异质性分析”的研究范式，打开了管理者短视行为与企业金融资产过度配置之间的机制“黑箱”，丰富和拓展了边界机制研究。第二，本文的研究结论具备一定的政策含义。2022年《政府工作报告》指出要“深入实施创新驱动发展战略，巩固壮大实体经济根基”。从本文的研究结论看，在微观层面上近年来实体企业脱实向虚的趋势并不利于实体经济根基的巩固与壮大。在发展实体经济的过程中必须充分考虑并有效发挥微观层面上企业管理者的积极作用，利用政策去引导企业管理者树立长远发展理念，推动经济高质量增长。

二、理论机制和研究假说

企业的投资结果具有时滞性与不确定性，因此管理者的投资视野影响着企业的资产配置方向。管理者视野范围内投资收益的实现是管理者进行资产配置的首要目标。尽管一定的金融资产配置具有提升企业融资能力的作用，但过度的金融资产配置会通过挤占企业的主营业务投入对企业造成不利影响。短视的管理者由于短期业绩压力与声誉市场名利而追求过度的金融资产配置，损害企业长远发展。

短期投资者、金融分析师等多种利益相关者为企业带来了实现短期盈利目标的压力。在利益相关者施加的内外部压力下，短视的管理者会以牺牲长期投资为代价屈服于短期季度性披露财务报告业绩的压力。根据资源基础理论，在资源边界界定明晰的前提下，企业内部实体资产和金融资产两者之间存在非此即彼的“替代效应”。相比于实体资产，金融资产既可以套期保值，又具有较强的流动性与较低的交易成本。因此金融资产短期可能产生的高回报为短视的管理者解决短期财务压力提供了配置方案。在实体经济持续低迷的大环境下,管理者在职位保留与晋升的内部压力下会倾向于在短期内过度配置金融资产。

此外，声誉作为一种无形资产，可以为管理者的职业生涯提升禀赋价值。差的声誉会严重影响管理者的职业生涯，而好的职业声誉则可以增强管理者的市场议价能力。在声誉机制的隐性激励下，短视的管理者可能没有耐心去等待企业长期发展为其带来的声誉福利，因为风险与不确定性也会随着时间而变得不可确定。反之，短视的管理者可能会在资产配置上选择短期收益率更高的金融资产，在有限期间内粉饰财务数据，向外界释放出积极的企业发展信号，以此彰显个人实力，进而提升短期个人声誉水平。

综合以上分析，本文提出如下待检验假说：

假说1：管理者短视行为促进了实体企业金融资产过度配置。

三、计量模型、指标与数据

(一)样本选择、数据来源

本文以2006—2020年中国沪深A股上市企业作为研究对象，并参考以往研究，按以下原则进行筛选：①剔除金融行业样本。②剔除ST和PT的样本。③剔除资产负债率大于1和小于0的样本。④剔除数据缺失严重的样本。⑤对本文所涉及的主要连续变量，在1%和99%的水平进行Winsorize处理。本文年报数据主要来源于上海证券交易所网站、深圳证券交易所网站以及巨潮资讯网。其他数据来源于CSMAR数据库和Wind数据库。

(二)计量模型

本文的基准回归模型如下：

=++

+∑+∑+

(1)

其中，各变量下标表示企业，表示时间。为实体企业金融资产过度配置的程度，的值越大，表明实体企业过度配置金融资产的程度越大。为管理者短视行为。为本文的控制变量。另外，为尽可能地吸收固定效应，本文同时控制了时间虚拟变量()和行业虚拟变量()，并采用异方差稳健标准误。为随机扰动项。

(三)变量定义

1.被解释变量

借鉴杜勇等、余明桂和王空的研究，本文利用金融资产与总资产的比值来定义企业金融资产过度配置。其中金融资产的具体计算方法如下：金融资产=交易性金融资产+持有至到期投资净额+投资性房地产净额+衍生金融资产+发放贷款及垫款净额+可供出售金融资产净额。

2.解释变量

管理层讨论与分析(Management Discussion and Analysis，下文简称MD&A)是上市企业定期财务报告中最重要的内容之一，详细阐述了管理者对于本企业过去经营状况的评价分析以及对企业未来发展趋势的前瞻性判断，具有增量价值。

参考胡楠等的研究，首先，确定出MD&A中有关“短期视野”的直接与间接种子词集，其中直接大类包含“尽快”“立刻”“马上”“天内”“数月”“年内”；间接大类包含“压力”“考验”“契机”“之际”。其次，利用Word2Vec机器学习技术，采用CBOW模型(Continuous Bag-of-words Model)对中文年度财务报告语料进行训练。最后，基于词典法，本文利用式(2)最终得到管理者短视行为指标。在式(2)中，_为表征管理者短视行为的词汇总词频，_表示MD&A总词频。该指标取值越大，表明管理者短视行为越严重。

(2)

3.控制变量

参考彭俞超等、杜勇等的研究，为提高研究精度，本文从企业特征与治理特征分别控制了一系列影响企业金融资产过度配置的因素。在企业特征层面选取企业规模()、企业年龄()、资产负债率()、成长性()、产权性质()、有形资产占比()和投资机会()作为控制变量。在治理特征层面本文选取董事会规模()、股权值()和董事会独立性()作为控制变量。本文所有变量的测量方式如表1所示。

表1 变量定义与说明

四、实证分析

(一)描述性统计

表2给出了所有变量的描述性统计结果。金融资产过度配置()的最大值为0.222，最小值为0.000，说明样本中金融资产配置水平存在较大差异。管理者短视行为()的平均值是0.094，标准差为0.083，表明管理层短视行为指标具有充分的变异性。此外，控制变量的描述性统计结果与现有研究基本保持一致。

表2 描述性统计

(二)相关性分析

表3给出了相关性分析的结果。从相关系数来看，管理者短视行为()与金融资产过度配置()在1%的水平上显著正相关，初步支持了前文提出的假设。

表3 相关性分析

(三)基准回归

表4报告了“管理者短视行为-企业金融资产过度配置”关系的核心检验结果。模型(1)是仅包含控制变量的估计结果。模型(2)在原有基础上纳入了核心解释变量，的系数为0.008，在1%的水平上显著为正。这意味着，管理者短视程度越高，越会加剧企业金融资产过度配置程度，二者之间呈现出显著正向相关关系。由此，本文的假说1得到了经验证据支持。

表4 基准回归结果

五、内生性检验与稳健性分析

(一)内生性检验

1.PSM检验

为了排除样本自选择问题，借鉴王新光的做法，本文采用倾向得分匹配法(Propensity Score Matching，PSM)，使用一对一最近邻匹配进行检验。

首先，本文设置虚拟变量_：若高于样本中位数，则_取1，否则取0。将_=1的样本界定为实验组。本文选取如下协变量：企业规模()、企业年龄()、资产负债率()、成长性()、产权性质()、董事会规模()、股权值()、董事会独立性()、股权集中度(_10)、机构投资者持股比例()、管理层持股比例()、管理层平均年龄()、管理层薪酬总额()、管理层男性占比()、两权分离率()、管理层金融背景()和管理层海外背景()。上文未说明衡量方式的协变量定义如表5所示。

表5 PSM检验协变量补充定义与说明

其次，图1展示了样本匹配前后处理组与控制组的倾向得分分布密度函数。观察可知在匹配前处理组与控制组的核密度曲线在形状与位置上均有较大差异，而在匹配后两曲线分布形态高度接近。表6给出了样本匹配前后统计量和标准偏差的变化。在样本匹配后两组企业的特征变量不再具有显著差异，各特征变量标准偏差的绝对值均不高于2.0%，且与匹配前的结果相比标准化偏差均大幅缩小。

图1 PSM匹配前后管理者短视行为(Myopia)的概率分布密度函数

表6 PSM匹配均衡性的检验结果

最后，本文将匹配后的样本重新利用式(1)进行回归，结果如表7第(1)列所示。根据结果可知，的估计系数仍在5%的水平上显著为正，检验结果与前文基本一致。

表7 内生性检验

2.Heckman两阶段检验

借鉴潘越等的做法，首先，利用前述控制变量集合的一阶滞后项作为排除性约束变量与_利用Probit模型进行一阶段回归，计算得到逆米尔斯比率()，用以检验上一期的上市企业特征变量与其下一期是否有管理者短视行为(_)之间的相关性。其次，将第一阶段计算得到的作为控制变量，加入式(1)后重新回归，结果见表7第(2)列。数据显示，的系数显著，说明存在显著的自选择效应，且主要解释变量依旧显著为正(=2.69)，本文的结论保持不变。

3.两阶段残差介入法

为进一步控制内生性，借鉴CHEN等的做法，本文利用两阶段残差介入法进行验证。首先，本文利用式(3)将解释变量与其可能的影响因素进行回归。式(3)在式(1)的基础上增加了可能驱使管理者短视的变量集合Δ，其中包括企业亏损状态(，当企业净利润为负时取1，否则取0)、股权集中度(_10)、管理层持股比例()、机构投资者持股比例()、管理层平均年龄()、管理层薪酬总额()、管理层男性占比()、两权分离率()、管理层金融背景()与管理层海外背景()。然后，本文将式(3)得到的残差值作为增量的管理者短视行为(Δ)，利用式(4)进行回归，结果如表7第(3)列所示。增量的管理者短视行为(Δ)仍然与企业金融资产过度配置()呈显著正相关关系，表明管理者短视行为对企业金融资产过度配置的影响在控制了潜在的内生性问题后依然成立。

=+Δ+

+∑+∑+

(3)

=++Δ

++∑+∑+

(4)

(二)稳健性分析

1.更换因变量的测量方式

参考杜勇等的方法，本文根据实体企业是否进行了金融资产配置设置变量_。若实体企业配置了金融资产，则_取值为1，否则取值为0。需要说明的是，由于_为分类变量，故本文采用Logit模型进行回归。结果如表8的第(1)列所示，结果显示的系数在1%的水平上显著为正，表明在更换因变量的测量方法后本文的主要结论依旧稳健。

表8 稳健性检验

2.安慰剂检验

借鉴CORNAGGIA和LI的做法，本文首先提取所有“企业-年度”观测值中变量，然后无放回地随机分配到所有观测值中，最后利用式(1)重新回归。回归结果如表8第(2)列所示，的系数为-0.001且不显著(值为-0.64)，与基准回归结果存在实质差异。因此安慰剂效应不存在。

3.剔除特殊事件影响

在2006年，财政部颁布了包括1项基本准则和38项具体准则在内的新企业会计准则，实现了与国际财务报告准则的实质趋同。此外，2008年的全球金融危机导致金融资产价格出现剧烈波动。因此，借鉴段军山和庄旭东的研究，本文在原有样本年份的基础上剔除2006—2009年的数据后利用式(1)重新回归，结果如表8第(3)列所示。的系数在1%的水平上显著为正，通过了稳健性检验。

4.改变计量方法

由于实体企业持有的金融资产总额一般不取负值，因此的取值整体在一个非负数区间，并且有一部分样本企业的取值集中为0。本文将回归模型改用面板Tobit模型重新回归，结果如表8第(4)列所示。的系数在1%的水平上显著为正，表明结果依然具有稳健性。

六、进一步分析

(一)机制检验

企业治理主要通过内外部两类解决机制来规范企业的生产经营，提高管理水平，对企业绩效有着重要影响。在利益相关者的压力下，短视的管理者为了提升职业生涯的禀赋价值与个人声誉，会通过个人影响力降低治理水平，弱化内外部监督，进而通过分享金融资产的高回报达到个人目的。因此，管理者短视行为可以通过降低企业治理水平进而促进金融资产过度配置。

本文借鉴周茜等的做法，选取管理层薪酬、管理层持股比例、独立董事比例、董事会规模、机构投资者持股比例、第二至五大股东持股比例之和与控股股东持股比例之比、董事长与总经理是否两职合一7个指标运用主成分分析法构建企业治理变量。考虑到结果的可读性，本文利用主成分分析法中得到的第一主成分的相反数衡量企业治理水平()。的值越大，表明企业治理水平越低。

为了验证以上机制，本文构建以下3个模型：

=++

+∑+∑+

(5)

=++

+∑+∑+

(6)

=+++

+∑+∑+

(7)

回归结果如表9所示。第(1)列考察了管理者短视行为()对金融资产过度配置()的影响。第(2)列考察了管理者短视行为()对企业治理水平()的影响，结果显示的系数在1%的水平上显著为正，表明管理者短视行为降低了企业治理水平。第(3)列结果显示的系数在1%的水平下显著为正，的系数在5%的水平下显著为正，且该结果通过了Sobel检验。以上结果表明企业治理水平在管理者短视行为与金融资产过度配置之间起到了部分中介作用，验证了“管理者短视行为→企业治理水平→金融资产过度配置”这一传导路径。

(二)异质性分析

1.产权性质的影响

不同于民营企业，中国国有企业面临着来自政府和市场的双重约束，并且承担着政治性和经济性的双重责任，是实行宏观调控、参与国际竞争以及保证党的执政地位、国家的长治久安、人民共同富裕的重要力量。因此，经营活动的可持续性是国有企业区别于民营企业更加注重的问题，其金融资产过度配置行为并不明显。此外，由于国有企业受到的金融约束小，较少需要通过投资金融资产来储备流动性，从而出于预防性动机的金融资产过度配置行为也并不明显。综合以上分析，管理者短视行为促进实体企业金融资产过度配置的作用在民营企业中效果更显著。

表9 治理水平的机制检验

为了检验上述假说，本文根据企业的产权性质分组，分别对国有企业样本和民营企业样本进行回归考察。表10第(1)、(2)列给出了分组回归的结果。第(1)列为民营企业组，的系数为0.015，在1%的水平上显著为正。第(2)列为国有企业组，的系数为-0.003，并不具有显著性。因此，管理者短视行为促进实体企业金融资产过度配置的作用在民营企业中效果更显著的猜想得以验证。

表10 异质性分析

2.冗余资源的影响

冗余资源是指企业的资源池超过企业维持基本运营的最小需求资源，是企业的“富余资源”，对企业的成功起到重要作用。冗余资源的存在为短视的管理者在金融资产过度配置上提供了资源动力。即使资产配置出现偏差与失败，冗余资源也可以为管理者的短视行为提供资源补偿。因此，管理者短视行为促进实体企业金融资产过度配置的作用在高冗余资源的企业中效果更显著。

为了检验上述假说，借鉴肖红军和李井林的研究，本文利用流动比率来测量冗余资源()，并采用分组回归。按照冗余资源的年度-行业中位数对冗余资源程度进行分组，将高于冗余资源年度-行业中位数的设置为高冗余资源组，其余为低冗余资源组。表10第(3)、(4)列给出了分组回归的结果。第(3)列为低冗余资源组，的系数为0.004，系数为正并不具有显著性。第(4)列为高冗余资源组，的系数为0.011，在1%的水平上显著为正。因此，管理者短视行为促进实体企业金融资产过度配置的作用在高冗余资源的企业中效果更显著的猜想得以验证。

3.管理层金融背景的影响

短视的管理者若要进行金融资产配置，既需要具有金融专业背景的管理团队成员把握配置方向，也需要更多可以利用的资金进行周转。具有金融背景的管理团队成员对金融行业的资本运作方式、行业操作惯例等有着清晰的认知，金融资产配置是他们的“舒适圈”，因而具有金融背景的管理团队成员对金融资产投资会有一定的偏向。此外，具有金融背景的管理团队成员可以降低不良绩效风险与审计风险，为企业金融资产配置提供一定保障。因此，当管理团队具有金融背景的成员时，管理者短视行为对金融资产过度配置的影响更显著。

为了检验上述假说，本文根据企业管理层金融背景()进行分组回归。表10第(5)、(6)列给出了分组回归的结果。第(5)列为不具有金融背景的管理层组，的系数为0.005，不具有显著性。第(6)列为具有金融背景的管理层组，的系数为0.009，在1%的水平上显著为正。因此，管理者短视行为促进实体企业金融资产过度配置的作用在管理层具有金融背景的企业中效果更显著的猜想得以验证。

七、结论与启示

(一)研究结论

优化要素配置，尤其是降低实体企业过度配置金融资产的趋势是促进中国经济高质量发展的重要支撑。本文聚焦于微观层面，以2006—2020年中国沪深A股上市企业为样本，实证检验了管理者短视行为对实体企业金融资产过度配置的影响机理。研究结果表明，管理者短视行为对实体企业金融资产过度配置具有显著的促进作用，并且该结论通过了PSM检验、Heckman两阶段检验与两阶段残差介入法的内生性检验，在替换因变量、安慰剂检验、剔除特殊事件影响、更改计量方法等一系列稳健性检验后依旧成立。机制分析验证了企业治理水平在管理者短视行为与企业金融资产过度配置中起到的部分中介作用。异质性分析结果表明，管理者短视行为对实体企业金融资产过度配置的促进作用在民营企业、冗余资源高与管理层具有金融背景的情境下更为明显。

(二)启示与建议

结合本研究的结果，主要有以下两点启示与建议。

第一，从本文的研究结论看，金融资产符合短视管理者投资的价值取向。因此，要正确引导实体企业的资产配置行为，则需要关注微观层面上管理者的短视决策行为。高水平的企业治理体系是约束管理者短视行为的一个有效途径。因此，董事会应该建立内外部协同有效的监督体制，积极引导管理者为企业长远发展谋福利，不做有损企业长远发展的短视行为决策。

第二，企业在遴选管理者时，应该对其职业生涯发展给予柔性考核机制，不能唯业绩至上实施“一刀切”政策。管理者短视行为的产生不完全归因于其自身，利益相关者的多种诉求、企业的考核评价体系也会制约管理者长久决策的制定，导致资产配置扭曲。因此，柔性的考核机制可以帮助管理者建立业绩缓冲带，使得管理者有机会与时间为企业长期福利做出努力。