股权激励对企业不同类型金融资产配置的影响研究

王丽涵，孟令思

（1. 兰卡斯特大学 管理学院，英国 兰卡斯特 LA14YW；2. 东北财经大学 金融学院，辽宁 大连 116025）

一、引 言

随着国际经济和贸易环境日趋复杂、经济转型升级压力上升，实体经济承压，而金融业由于受到政策保护，其盈利相对稳定，部分企业为了寻求金融投资的利润呈现出明显的金融化趋势。企业金融化影响实体经济发展的同时也带来金融体系潜在的系统性风险［1-2］，因而受到各级监管机构的关注。2018年10月，习近平总书记视察广东时提出“实体经济是一国经济的立身之本、财富之源。经济发展任何时候都不能脱实向虚”。因此，在中国经济转型升级、推动经济高质量发展背景下，探索如何加强对企业金融化的引导和治理具有重要现实意义。

管理者是企业金融化的主导者，因而企业金融化的动机和结果除了受到内外部经济环境的影响，也很大程度上由管理者的行为特征和动机所左右。众所周知，在现代两权分离的企业治理结构中，股权激励是抑制管理者私利、协调管理者和股东利益相对有效的形式［3］。股权激励有助于弱化管理者的短视倾向，激励管理者从长期利益出发加大对企业科技创新活动的投入；而为了确保科技创新支出的资金需要，企业基于“储蓄动机”增加交易性金融资产配置，降低投资性金融资产配置。鉴于此，本文利用中国上市公司样本，实证检验了股权激励对企业不同类型金融资产配置的影响，同时采用中介效应检验方法验证了企业科技创新在其中所发挥的中介效应。

二、文献回顾与研究假设

（一）文献回顾

关于企业金融化的影响因素研究，现有文献主要从经济环境、企业自身特征和管理者特征等方面探究了对企业金融化的影响。第一，彭俞超和黄志刚［4］、刘贯春等［5］认为经济政策不确定性会显著增加非金融企业金融化倾向。邓江花和郭永芹［6］则认为经济周期会抑制企业的短期金融资产配置，促进长期金融资产配置，并且经济政策不确定性起到一定的调节作用。此外，银行业普遍存在信贷歧视，贷款偏好于经营风险小的企业，而获得更多信贷支持的企业有可能将多余的资金投向影子银行体系，导致企业金融化［4］。第二，企业金融化受企业自身特征决定。中国非金融企业金融投资行为受固定资产投资风险水平的显著驱动，固定资产投资效率直接影响企业金融化行为［7］。企业金融领域的投资偏好也会影响企业金融化行为［8］；偏好资本市场运作的企业，其利润更加依赖金融收益，也会有更明显的企业金融化行为［9］。第三，从管理者特征来看，现有文献认为管理者具有学术背景和金融背景均会影响企业金融化行为。杜勇等［10］认为企业管理者的金融背景可以降低企业融资约束从而促进企业金融化。

关于股权激励的影响研究，现有文献认为股权激励会引导管理者关注企业发展质量［11］，减少管理者的短期行为，有利于企业增加长期实业资本投资和减少企业金融投资［12-13］。股权激励由于缓解了管理者和股东利益冲突，降低了代理成本，因而有助于抑制投资过度和缓解投资不足［14］。股权激励在一定限度内还有助于提高企业的风险承受水平［15-17］、显著促进企业科技创新［18］，并且管理者对股权激励的敏感性越高，对企业科技创新的促进作用越明显［19］。股权激励使管理者和股东利益趋于一致，也有利于提升企业价值［20-21］。

企业金融化有不同类型的金融资产配置形式，企业既可能基于预防动机而投资于交易性金融资产，也可能基于投机动机而购置投资性金融资产。现有研究缺乏对金融资产配置类型的有效识别，本文在识别企业金融资产配置类型的基础上从管理者股权激励视角考察其对企业金融化具体形式的影响，并揭示企业科技创新在企业金融化投资决策中的中介效应，为企业科技创新在企业金融化决策过程中发挥的作用提供新的证据。

（二）研究假设

管理者股权激励是现代企业协调管理者和股东利益冲突、激励管理者基于股东利益进行管理决策的重要措施。因此，在股权激励下，管理者的代理动机可能会发生变化并进而对企业金融化决策产生影响。企业金融化可能会产生不同类型的金融资产配置结果，包括对交易性金融资产或投资性金融资产的增配。但是，两种不同类型的金融资产配置反映了企业金融化的不同动机。因此，在股权激励下，管理者对两种不同类型金融资产配置的选择会显著不同。

首先，股权激励有利于促进企业对交易性金融资产的投资。通常交易性金融资产具有流动性、安全性等特征，交易便利、易于转换，能够满足企业“储蓄动机”和预防性支付需要。由于股权激励具有缓和管理者和股东的代理冲突、约束管理者私利的作用，使管理者的行为与股东利益保持一致，而保护企业稳健经营、有效应对外部冲击，保护企业和股东利益是现代企业管理的重要目标。因此，股权激励有助于引导管理者基于股东利益做出管理决策，更可能会从企业长远目标出发，满足主营业务发展对流动性和应对外部冲击的需要，在企业金融化行为的选择上积极配置交易性金融资产。基于以上分析，本文提出如下假设：

H1：股权激励会促进企业交易性金融资产配置。

其次，股权激励会抑制企业对投资性金融资产的投资。与前述交易性金融资产不同，非金融企业配置投资性金融资产从本质上是基于投机和套利动机，是对金融投资短期利润的追逐，是实业资本脱离主业的行为，不仅不利于主营业务的发展，从长期看还可能减少企业主营业务收益并损害股东长期利益。股权激励使管理者与股东具有了共同利益，能够促使管理者在进行投资决策时考虑企业和股东的长远利益，减少短视行为。受这种决策动机驱使，管理者有可能在投资决策中积极推进有利于企业长期发展的投资项目，并相应减少偏离主营业务的金融资产投资项目，从而减少企业投资性金融资产配置。基于以上分析，本文提出如下假设：

H2：股权激励会抑制企业投资性金融资产配置。

最后，企业科技创新在股权激励影响企业不同类型金融资产配置决策中发挥着重要作用。企业科技创新是符合股东利益的投资行为，不仅能有助企业在长期建立核心竞争优势，而且有利于企业价值的提升。刘辉和滕浩［22］认为企业增加研发投入可以显著提升企业的长期价值。由于股权激励协调了管理者和股东的长期利益，管理者在股权激励下会更加重视企业的创新发展战略，加大科技创新力度。与此同时，企业金融化投资决策也将更有效地服务于企业科技创新战略。一方面，由于科技创新活动具有高风险性，难以获得外部资金支持，企业必须通过经营现金流积累来满足科技创新持续的资金需要，而交易性金融资产是储备现金流、维持预防性资金需要的最佳形式，因而企业基于科技创新的预防性资金需要会增加交易性金融资产配置；另一方面，投资性金融资产虽然有可能在短期由于价格上涨带来丰厚的投机利润，但由于金融市场的价格波动和风险传染性，也具有更高的投资风险，因而配置投资性金融资产不仅可能挤占科技创新资金，还可能使企业的总体经营风险倍增。因此，基于企业和股东长期利益考虑，在股权激励下，管理者会降低投资性金融资产配置，从而既保证科技创新资金安全，又能够有效控制企业总体经营风险。基于以上分析，本文提出如下假设：

H3：企业科技创新在股权激励影响企业不同类型金融资产配置中发挥中介效应。

三、研究设计

（一）研究样本

本文以2009—2020年中国沪深A股上市公司为初始研究样本。考虑到2006年中国证监会公布《上市公司股权激励管理办法（试行）》以及2008年金融危机影响，故数据样本始于2009年。并对数据进行如下筛选：剔除金融业和房地产业公司；剔除ST、*ST类公司；剔除数据缺失的公司；为排除极端值的影响，对所有连续变量在前后1%水平上进行缩尾（Winsorize）处理。本文最终获得1 652家企业样本和13 159个观察值。

（二）变量定义

本文被解释变量为企业金融化，用不同类型的金融资产占比衡量。参考王红建等［23］的研究，交易性金融资产占比（Fintra）采用交易性金融资产占总资产的比值衡量，投资性金融资产占比（Fininv）采用投资性房地产、可供出售金融资产、衍生金融资产和其他流动资产的总和占总资产的比值衡量。

本文解释变量为股权激励（EI）。参考詹雷和王瑶瑶［20］的研究，股权激励（EI）采用高管激励股份数占总股数的比值衡量。本文中介变量为企业科技创新，分别用研发支出占比（RD）和专利产出（NP）衡量。其中，研发支出占比（RD）采用研发支出占总资产的比值衡量，专利产出（NP）的计算公式为ln（企业专利数+1）。

本文分别选取企业规模（Lnasset）、财务杠杆（Lev）、盈利能力（Roa）、成长性（Grow）、企业性质（Soe）、股权集中度（Ten）为控制变量，同时加入年份（Year）、行业（Ind）虚拟变量。其中，企业规模（Lnasset）采用总资产的自然对数衡量；财务杠杆（Lev）采用总负债占所有者权益的比值衡量；盈利能力（Roa）采用净利润占总资产的比值衡量；成长性（Grow）采用营业收入的同比增长率衡量；当企业为国有企业时，企业性质（Soe）为1，否则为0；股权集中度（Ten）采用前十大股东合计持股比例衡量。

本文使用的企业金融化数据、股权激励数据以及企业特征和财务数据来自CSMAR数据库，企业科技创新活动数据来自Wind数据库。本文采用STATA16.0进行数据分析。

（三）模型设定

为验证股权激励对不同类型金融资产配置的影响，本文设定模型（1）为：

其中，下标i和t分别代表样本i和时间t，Xj为控制变量，j为控制变量的个数。

为验证企业科技创新在股权激励影响不同类型金融资产配置中的中介效应，本文参考温忠麟等［24］的中介效应检验方法设计分步检验模型（2）及模型（3）：

四、实证结果和分析

（一）描述性统计

本文主要变量的描述性统计结果如表1所示。

表1 描述性统计结果

由表1可知，交易性金融资产占比（Fintra）的均值为1.24%，投资性金融资产占比（Fininv）的均值为4.53%，后者显著高于前者。且两类资产最大值和最小值差异较大。股权激励（EI）的均值为1.48%，中位数为1.03%，显示中国上市公司总体管理者股权激励水平较低；标准差为2.2826，说明股权激励水平差异明显，有必要研究其对企业金融化过程中不同类型金融资产配置的影响差异。控制变量中，财务杠杆（Lev）的均值为39.39%，股权集中度（Ten）的均值为59.51%，表明中国上市公司股权非常集中。

另外，为了初步判断变量间的关系，本文对主要变量进行Pearson相关性检验。Pearson相关系数显示，股权激励（EI）与交易性金融资产占比（Fintra）在5%水平下显著正相关；与投资性金融资产占比（Fininv）在1%水平下显著负相关，初步验证了本文的假设。其他变量间的相关系数符合预期，且系数值均小于0.5000，方差膨胀因子值均小于10，因而变量间不存在严重的多重共线性问题。

（二）股权激励与不同类型金融资产配置

股权激励对不同类型金融资产配置的影响如表2所示。

表2 股权激励对不同类型金融资产配置的影响

首先，研究股权激励对交易性金融资产占比的影响。结果如表2第2列至第5列所示，股权激励（EI）与交易性金融资产占比（Fintra）基本上在10%水平下显著，表明随着股权激励的提高，管理者基于“储蓄动机”持有更多高流动性金融资产。根据第5列结果，股权激励（EI）对交易性金融资产占比（Fintra）的经济影响为4.93%。以上结论验证了本文H1。控制变量方面，财务杠杆（Lev）、企业性质（Soe）与交易性金融资产占比（Fintra）显著负相关，企业规模（Lnasset）、盈利能力（Roa）、股权集中度（Ten）与交易性金融资产占比（Fintra）显著正相关。

其次，研究股权激励对投资性金融资产占比的影响。结果如表2第6列至第9列所示，无论是否加入控制变量，股权激励（EI）均与投资性金融资产占比（Fininv）在1%水平下显著负相关。根据第9列结果，股权激励（EI）对投资性金融资产占比（Fininv）的经济影响为-7.21%。以上结论验证了本文H2。控制变量方面，企业规模（Lnasset）、财务杠杆（Lev）、盈利能力（Roa）、成长性（Grow）、产权性质（Soe）、股权集中度（Ten）均与企业投资性金融资产占比（Fininv）显著负相关。

（三）稳健性检验和内生性处理

⒈ 工具变量法检验

本文参考已有研究，选取同行业其他企业的股权激励平均强度（m_EI）为工具变量。通常，样本企业有可能以同行业其他企业为参考实施股权激励，但同行业其他企业的股权激励不会影响样本企业的金融资产配置。通过2SLS回归，重新估计股权激励对交易性金融资产和投资性金融资产配置的影响，工具变量法检验结果如表3所示。

表3 工具变量法检验结果

由表3 可知，第一阶段回归结果如第2 列所示，同行业其他企业的股权激励平均强度与样本企业股权激励在1%水平下显著正相关，系数为0.2620，因而拒绝弱工具变量假设，认为工具变量有效，可进行第二阶段回归。第二阶段回归结果如第3 列和第4 列所示，经第一阶段回归拟合出的样本企业股权激励强度与交易性金融资产占比在1%水平下显著正相关，系数为0.0152；而与投资性金融资产占比在1%水平下显著负相关，系数为-0.1237。因此，工具变量法检验结果说明在排除反向因果关系干扰的情况下，估计结果未变，前文分析结论仍然不变，验证了H1和H2。

⒉ 倾向得分匹配法（PSM）检验

为了进一步控制内生性问题，本文采用倾向得分匹配法（PSM）进行检验。本文以实施了股权激励的企业为处理组，以企业特征为协变量，采取近邻匹配法，按1∶1在未实施股权激励的企业中构建对照组样本。平均处理效应结果显示，处理组和对照组在金融资产配置上存在显著差异，其中投资性金融资产平均差异为-0.0414，交易性金融资产平均差异为0.0221。PSM 检验结果显示，经过匹配后，企业特征变量的标准差偏差减小，且t统计量均小于1.9600，p值大于0.1000，因而认为匹配有效。根据PSM检验后重新研究股权激励对企业不同类型金融资产配置的影响，估计结果未变，前文分析结论仍然不变①由于篇幅限制，文中并未列出具体结果，留存备索。。

⒊ Heckman两阶段回归

为了克服可能存在的样本自选择偏差，本文参考王晶和王振山［25］的研究，采用Heckman两阶段回归进一步验证。在第一阶段，分别将交易性金融资产占比和投资性金融资产占比转为虚拟变量，其他变量同前文，同时控制年份与行业固定效应，构造Probit模型得到第一阶段的逆米尔斯比率（Imr），将其作为控制变量带入第二阶段的回归。Heckman两阶段回归结果如表4所示。

表4 Heckman两阶段回归结果

由表4 可知，Imr的回归系数均在1%水平下显著为正，系数为0.5149，表明存在样本自选择问题。核心解释变量股权激励（EI）与交易性金融资产占比（Fintra）的回归系数在5%水平下显著为正，系数为0.0102；与投资性金融资产占比（Fininv）的回归系数在1%水平下显著为负，系数为-0.0266。因此，在控制了样本自选择问题后，估计结果未变，前文分析结论仍然不变，验证了H1和H2。

⒋ 其他稳健性检验

本文分别采用更换被解释变量的代理变量、更换主要解释变量的代理变量和控制不可观测的企业层面因素等进行稳健性检验。①由于篇幅限制，文中并未列出具体结果，留存备索。第一，参考张成思和张步昙［26］的研究，本文用企业金融渠道获利占营业利润的比值衡量企业金融化水平，得到新的被解释变量交易性金融资产占比（Fintra2）和投资性金融资产占比（Fininv2）。其中，企业交易性金融资产的获利采用交易性金融资产规模乘以一年期央票收益率近似替代；企业投资性金融资产的获利采用投资性金融资产规模乘以五年期企业债券到期收益率近似替代。利用基本回归模型重新回归，估计结果未变。第二，参考任莉莉和张瑞君［27］的研究，使用股权激励虚拟变量EI2（实施股权激励计划的年份及随后年份取1，否则取0）作为股权激励的替代变量，回归结果分别在5%、10%水平下显著，估计结果未变。第三，为了控制不可观测的企业层面因素对研究结论的干扰，采用企业固定效应进行回归，估计结果未变。

（四）中介效应检验

前文验证了股权激励对不同类型金融资产配置的影响，在此进一步验证企业科技创新在这一过程中的中介效应。参考温忠麟等［24］提出的中介效应检验方法，企业科技创新的中介效应检验结果如表5所示。

表5 企业科技创新的中介效应检验结果

由表5第2列至第4列可知，股权激励（EI）与研发支出占比（RD）在1%水平下显著正相关，股权激励（EI）、研发支出占比（RD）与交易性金融资产占比（Fintra）分别在5%和10%水平下显著正相关，与投资性金融资产占比（Fininv）均在1%水平下显著负相关，表明研发支出发挥了部分中介效应。由第5列至第7列可知，股权激励（EI）与专利产出（NP）在1%水平下显著正相关，专利产出在金融资产配置中发挥了部分中介效应，并且对交易性金融资产和投资性金融资产作用方向相反，与本文预期一致。

（五）进一步分析

⒈ 管理者金融背景、不同融资约束水平下股权激励对企业金融化的影响

股权激励对不同金融资产配置的影响可能因为管理者有无金融背景而存在差异。拥有金融背景的管理者，更熟悉金融体系的运作，有助于帮助企业获得外部融资支持。与此相对，无金融背景的管理者，在股权激励下增加交易性金融资产配置、降低投资性金融资产配置的意愿可能更高。本文根据管理者是否拥有金融背景将样本分组进行检验。因管理者受到股权激励，企业为了科技创新活动的顺利进行，会基于“储蓄动机”增加交易性金融资产配置而减少投资性金融资产配置，这是因企业所受融资约束水平的不同而存在差异。因此，本文参考Hadlock和Pierce［28］的方法，构建SA指数衡量企业融资约束水平，同时基于行业均值将样本划分为高融资约束组和低融资约束组进行检验。管理者金融背景、不同融资约束水平下股权激励对企业金融化的影响如表6所示。

表6 管理者金融背景、不同融资约束水平下股权激励对企业金融化的影响

由表6可知，在管理者有金融背景时，股权激励对企业不同类型金融资产配置无显著影响；在管理者无金融背景时，股权激励会显著促进企业交易性金融资产配置而抑制投资性金融资产配置。在高融资约束组中，股权激励会显著促进企业交易性金融资产配置而抑制投资性金融资产配置；在低融资约束组中，股权激励对企业不同类型金融资产配置无显著影响。

2. 不同股权集中度下股权激励对企业金融化的影响

股权激励对企业金融化的影响还受到股东监督程度的影响。通常在股权相对集中的企业，股东监督力度较大，管理者较难基于私人利益进行投资决策。在股权相对分散的企业，管理者主导着企业投资决策，股权激励缓解代理冲突的作用更显著。本文预期在股权相对分散的企业股权激励对不同类型金融资产配置的前述影响会更为显著。因此，本文以企业前10大股东持股比例衡量股权集中度，同时根据样本企业所在行业均值为标准将样本划分为高股权集中度和低股权集中度两组，进行分组回归。不同股权集中度下股权激励对企业金融化的影响如表7所示。

表7 不同股权集中度下股权激励对企业金融化的影响

由表7可知，在高股权集中度组中，股权激励对企业不同类型金融资产配置无显著影响；而在低股权集中度组中，股权激励显著促进企业交易性金融资产配置而抑制投资性金融资产配置，符合前述预期。

五、结论和政策建议

本文利用2009—2020年中国沪深A股非金融上市公司样本，实证研究了股权激励对企业不同类型金融资产配置的影响以及企业科技创新在其中的中介效应。通过研究发现，股权激励作为缓解股东与管理者的代理冲突的有效手段，增强了管理者出于预防性储蓄动机配置交易性金融资产的倾向，减弱了管理者出于投机动机配置投资性金融资产的倾向。通过中介效应检验发现，企业科技创新行为在股权激励影响企业不同类型金融资产配置中发挥了中介效应。股权激励不仅缓解了股东与管理者的代理冲突，还增强了管理者对企业科技创新行为的重视，因而管理者为了更好地服务于企业科技创新活动，在企业金融化过程中会倾向于选择增加交易性金融资产配置，而降低投资性金融资产配置。此外，本文进一步研究还发现，股权激励对企业金融化过程中不同类型资产配置的影响在管理者无金融背景、高融资约束水平较高和低股权集中度的企业样本中更为显著。本文的研究揭示了在股权激励下管理者对企业金融化过程中不同类型金融资产的选择差异，在理论上深化了对企业金融化动机的认识和理解，丰富了企业金融化影响因素的研究。

据此，本文提出如下政策建议：第一，企业金融化行为是否导致实体企业“脱实向虚”取决于金融化的动机和金融化的形式。企业基于“储蓄动机”配置交易性金融资产有可能帮助企业更有效应对外部融资限制，支持企业科技创新或风险性投资的需要。因此，对企业金融化行为应客观评价、合理引导，不应一概否定。一方面，应当通过完善企业内外部治理机制规范企业非主业投资行为，抑制企业金融化过程中的投机倾向；另一方面，采取更灵活的监管政策和分类督导，支持企业根据主业发展需要适度从事金融化活动。第二，国内外现有理论研究和企业实践均已经证实，股权激励是缓解企业内部管理者代理问题的有效措施，有助于促进管理者与股东的利益协调，激励管理者基于企业长远利益合理决策。但是，中国目前整体上股权激励水平较低，应当通过政策引导促进股权激励制度覆盖范围的逐步扩大和激励力度的不断加强。通过股权激励制度的建立和完善，弱化企业管理者在管理决策过程中的机会主义行为。第三，在中国经济转型和推进高质量发展背景下，企业作为科技创新的主体，如何激发其创新活力、鼓励其创新发展是整个社会需要解决的重要问题。科技创新活动由于投资期长、风险高和创新结果的不确定性，难以获得外部稳定的金融支持。因此，如何构建多元化金融服务体系支持企业科技创新活动应当是金融体系改革和发展重要目标之一。