高管股权激励可以促进企业“脱虚向实”吗？——基于经济政策不确定性的调节效应

詹梦婷

(合肥工业大学 管理学院， 合肥 230009)

当前，不乏实体企业偏离实体投资、偏好金融投资，显现出企业金融化倾向[1]。已有文献指出，企业金融化抑制企业实体投资[1]和主业发展[2]、挤出企业创新活动[3]。企业金融化趋势形成经济“脱实向虚”的隐忧，有碍实体经济高质量发展。企业金融化主要出于避险储蓄和投机逐利的动机[4]，本质上是企业在实体投资和金融投资间的投资决策问题[5]，是企业当期实体投资意愿减弱的表现。因而，寻找有效路径促进企业发展内驱动力、弱化企业金融化倾向，对保证经济“脱虚向实”、推动实体经济高质量发展具有重要意义。

基于代理理论，高管投资决策视野的短视性进一步促进企业金融化动机[6]。作为协调高管和股东未来利益的长期激励机制[7]，高管股权激励机制可以缓解代理问题[8]、提升高管风险承担意愿和资本配置效率[9]；促进企业提高投资水平[10]、实现转型升级[11]。鲜有文献探寻高管股权激励和企业金融化的关系，探索高管股权激励能否促进企业实体投资意愿，弱化企业金融化动机，是对相关文献的重要补充。

大多数文献仅从公司内部治理或公司外部环境视角研究企业金融化的影响因素。企业金融化决策不仅受企业内部禀赋约束，也会受企业外部发展环境的影响。在复杂严峻的发展环境下，企业难以形成确定性政策预期，经济政策不确定性难以避免[12]。根据实物期权理论，经济政策不确定性会增加实物期权的等待价值而影响高管的投资决策[13]。由此，本文引入经济政策不确定性作为调节变量。在新发展阶段，发挥技术、资本要素的积极作用，与企业激励机制协同促进实体企业发展内驱动力，推动企业转型升级，弱化企业金融化倾向尤为关键。在技术市场发展水平高的地区，科技成果转化效应更强，创新链与产业链融合程度更高；在数字金融发展水平高的地区，数字化技术可以助力提升金融服务实体经济的功能。由此，本文基于地区技术市场和数字金融发展水平的异质性进一步考察，以探求高管股权激励效果是否因技术和资本要素供给环境不同产生差异，并为技术市场和数字金融的发展提供政策建议。

本文的边际贡献在于：首先，通过“高管股权激励-实体投资意愿-企业金融化”的机制检验，从完善公司治理机制和提升实体投资意愿的综合视角拓展了企业金融化影响因素的相关研究；其次，基于经济政策不确定性的调节效应，补充了宏观政策环境影响高管股权激励治理效应的研究；最后，从地区要素供给环境异质性的视角探寻了高管股权激励产生影响的情境条件，技术市场和数字金融的发展水平较高，高管股权激励促进企业“脱虚向实”的效果也较强。

1 理论基础与研究假设

1.1 高管股权激励与企业金融化

高管股权激励赋予高管股权，使高管长期目标函数与股东趋于一致，更具有长期视野，从而降低企业金融化程度。高管扩大长期经营性投资的预期收益同其短期承担的个人职业发展风险不对称[14]，倾向观望或放弃高风险长期投资项目，偏离企业最优产出。而金融资产易变现性强，需要高管付出的私人成本小、私人投资风险收益比高。并且，金融投资具有“重奖轻罚”的外部性特征[15]，为高管通过金融投资获利而不承担对应风险创造了条件[16]。在业绩考核的压力下，高管追求短期私利，偏好通过金融投资逐利[6]，而企业难以通过金融投资持续获利，过度金融投资是短视的非效率投资行为。获得股权激励后，高管能分享到企业长期发展的剩余权益，也要承担短视投资带来的私人成本和风险。高管收入与股价长期走势高度相关时，为从企业长期价值提升带来的股价上升中获利，高管会增加长期经营性投资，减少金融性投资。高管股权激励增加高管的风险补偿，也会降低高管放弃正净现值但高风险性投资项目的可能性[9]，减少超额资金闲置与非效率金融性投资，降低企业金融化程度。由此，本文提出如下假设。

H1:高管股权激励显著降低企业金融化程度。

1.2 高管股权激励、实体投资意愿与企业金融化

固定资产、无形资产等实体投资是联结公司当前利益和未来绩效的纽带，是构建企业核心竞争力的根基。股权激励使高管个人利益与企业长远利益协同一致，专注提升企业核心竞争力，促进高管提升实体投资意愿。企业在“实”和“虚”间的资产配置存在替代性。当企业实体投资意愿提升后，就会将企业稀缺资源更少地分配到金融投资渠道中，降低企业金融化程度。由此，本文提出如下假设。

H2:高管股权激励通过促进企业实体投资意愿，降低企业金融化程度。

1.3 高管股权激励、经济政策不确定性与企业金融化

经济政策不确定性指企业无法确切把握政府如何改变现有政策，难以形成确定性政策预期[12]。经济政策不确定性增强，企业未来业绩不确定性增强，股价波动性增大。高管难以判断长期持有公司股份对私人收益的影响，会弱化高管股权激励的治理效果。经济政策不确定性增强，高管努力工作也难以提升主业业绩，通过金融投资获利的动机更强[13]。经济政策不确定性增强，高管难以判断实体投资的未来现金流，增加了实物期权的等待价值[17]，高管更难判断增加实体投资对私人收益的影响，倾向观望避险，弱化了高管股权激励促进实体投资意愿的效果，替代性增加企业金融投资。而经济政策不确定性越低，高管对实体投资收益、企业主业业绩和股权激励带来的长期收益越能保持积极预期，高管股权激励促进高管实体投资意愿，降低企业金融化程度的效果越强。由此，本文提出如下假设。

H3:经济政策不确定性水平越低，高管股权激励对企业金融化程度的降低效应越强。

1.4 异质性分析

1.4.1 基于地区技术市场发展水平异质性的考察

技术市场为科技成果转让、转化和技术要素合理配置提供平台支持与体制保障，提升了创新活动收益率，促进了创新主体的创新产出[18]。技术市场发展使高管更有机会对接最新科技成果，以更低的二次创新成本转化成更高效的生产方式、更具高附加值的产品，从而增强企业竞争力，降低企业金融化逐利动机。此外，在技术市场发展水平高的地区，科技政策环境更好，科技成果转化所需的人才、信息等要素集聚，缓解了企业转型升级过程中的信息不对称，降低了交易成本[19]。获得股权激励的高管，在这样的环境中，更有机会寻求企业转型升级的路径，减少投资短视倾向，降低企业金融化程度。由此，本文提出如下假设。

H4:企业所在地区技术市场发展水平高，高管股权激励对企业金融化程度的降低效应更显著。

1.4.2 基于地区数字金融发展水平异质性的考察

数字金融是将数字化技术与传统金融服务深度融合的创新金融模式。数字金融以低成本分析海量数据改善信贷资源错配、增强企业信贷可得性[20]，并同企业金融投资逐利形成竞争关系，降低实体企业金融投资回报率[21]。因而，数字金融为高管扩大实体投资、减少金融投资提供了更有效率的融资环境。此外，数字金融发展的同时提供了先进的数字化技术，助力企业精准匹配适宜创新投资的项目[20]，甄别数字化转型最优路径[22]；数字金融还提供了新型的商业模式，形成创新系统和创新网络[23]。在数字金融发展水平高的地区，高管获得股权激励后，更有机会依靠数字化技术提升实体投资效率，寻求数字化转型和创新商业模式的有效路径，促进企业转型升级，弱化企业金融化逐利动机。由此，本文提出如下假设。

H5:企业所在地区数字金融发展水平高，高管股权激励对企业金融化程度的降低效应更显著。

综合以上分析，本文理论模型如图1所示。

图1 理论模型

2 研究设计

2.1 样本选择与数据来源

基于2011—2020年中国A股上市实体企业数据,按以下步骤进行数据预处理:①剔除金融业、房地产业样本;②剔除ST、PT企业样本;③剔除变量有缺失值的样本。为控制极端值影响，对企业连续变量进行双边1%水平的缩尾处理，得到25 275个公司-年份观测值。企业数据来源于CSMAR数据库，经济政策不确定性指数来源于Huang等[24]构建的经济政策不确定性指数。技术发展水平数据来源于国家统计局分省份年度数据，数字金融发展指数来源于北京大学数字普惠金融研究中心[25]。

2.2 变量定义及测度

1)企业金融化程度(Fin)。借鉴刘惠好等[4]、王虹等[16]的做法，通过金融性资产占总资产的比例衡量企业金融化。其中，金融性资产包括交易性金融资产、衍生金融资产、持有至到期投资净额、可供出售金融资产净额、发放贷款及垫款净额、投资性房地产、债权投资、其他债权投资、其他权益工具、其他非流动金融资产。

2)高管股权激励(Msr)。借鉴肖曙光等[11]的做法，通过高管股权激励收入水平占高管总薪酬的比例，按式(1)衡量高管股权激励，即

(1)

式中：Pit为i公司t年股票年末收盘价；Cit和Oit分别为i公司高管t年末持有的公司股票和期权数量；Wit为i公司高管t年的现金薪酬。

3)实体投资意愿(Invest)。借鉴张成思等[1]的做法，采用企业投资固定资产、无形资产及其他长期资产的现金/总资产衡量企业实体投资意愿。

4)经济政策不确定性(Epu)。采用Huang等[24]构建的中国经济政策不确定性月度指数，计算月度指数的算术平均数再除以100得到年度经济政策不确定性指数。

5)地区技术市场发展水平异质性(Tech)。借鉴叶祥松等[18]的做法，采用分省份技术市场交易额/地区GDP衡量地区技术市场发展水平。如Tech达到同年度中位数，为地区技术市场发展水平高组。

6)地区数字金融发展水平异质性(Dig)。借鉴王宏鸣等[22]的做法，基于北京大学数字金融研究中心发布的地级市数字金融发展指数[25]衡量地区数字金融发展水平。如Dig达到同年度中位数，为地区数字金融发展水平高组。

7)控制变量。参考已有研究，选取控制变量包括公司规模(Size)、财务杠杆(Lev)、盈利能力(Roa)、成长能力(Growth)、股权集中度(Top)、董事会规模(Board)、独董比例(Outdir)、产权性质(State)。并加入了行业和年份固定效应。变量定义与计算说明见表1。

表1 变量定义与计算说明

2.3 实证模型构建

为验证以上假设是否成立，构建以下模型：

Finit=α0+α1Msrit+αControlsit+

∑Yearfe+∑Industryfe+εit

(2)

Investit=β0+β1Msrit+βControlsit+

∑Yearfe+∑Industryfe+εit

(3)

Finit=γ0+γ1Msrit+γControlsit+

∑Yearfe+∑Industryfe+εit

(4)

Finit=δ0+δ1Msrit+δ2Epuit+

δ3Msrit×Epuit+δControlsit+

∑Yearfe+∑Industryfe+εit

(5)

式中：Controlsit表示控制变量；∑Yearfe和∑Industryfe分别表示年份和行业固定效应。模型式(2)为基准模型，检验假设H1。参考温忠麟等[26]的中介效应检验流程，通过模型式(2)、式(3)、式(4)检验假设H2。通过模型式(5)，检验假设H3。对模型式(2)按照地区技术市场和数字金融发展水平异质性进行分组，检验假设H4和假设H5。

3 实证结果分析

3.1 描述性统计与相关性分析

描述性统计结果显示，Fin均值为0.042，极差为0.431，说明各企业金融化程度差异较大，部分企业存在过度金融化倾向。Msr均值为0.268，极差为0.965，表明样本企业高管股权激励水平较低，各企业间差异明显。Invest的均值为0.051，极差为0.224，说明样本企业的实体投资意愿总体较弱，各企业间差异较大。Epu均值为2.154，极差为2.983。表明2011—2020年来经济政策不确定性水平波动较大。相关性分析发现，Msr与Fin在1%水平上显著负相关。各变量方差膨胀因子均小于3，说明不存在严重的多重共线性问题。

3.2 回归结果分析

3.2.1 基准回归分析

表2列(2)中，Msr对Fin的影响系数为-0.011且在1%水平上显著，说明高管股权激励显著降低企业金融化程度，H1得到验证。

表2 全样本回归分析结果

3.2.2 实体投资意愿的中介效应回归分析

根据基准回归模型分析，高管股权激励可以显著降低企业金融化程度。表2列(3)中，Msr对Invest的影响系数为0.011且在1%水平上显著，说明高管股权激励显著促进企业实体投资意愿。列(4)中，加入中介变量Invest后，Msr对Fin的影响系数为-0.009且在1%水平上显著，Invest对Fin的影响系数为-0.152且在1%的水平上显著。综合列(2)、列(3)、列(4)的回归结果，说明高管股权激励通过提升企业实体投资意愿，降低企业金融化程度。H2得到证实。

3.2.3 经济政策不确定性的调节效应回归分析

表2列(5)中，交互项Msr×Epu系数为0.021且在1%水平显著，说明经济政策不确定性负向调节高管股权激励和企业金融化程度的关系，H3得到证实。

3.2.4 异质性分析

异质性分析回归结果分析见表3。在地区技术市场发展水平高组，Msr对Fin的影响系数为-0.017且在1%水平上显著，而在地区技术市场发展水平低组，Msr对Fin的影响系数为-0.004且不显著，两组对比，影响系数绝对值和显著性均明显降低，且两组系数差异通过了Suest检验，H4得到证实。在地区数字金融发展水平高组，Msr对Fin的影响系数为-0.016且在1%水平上显著，而在地区数字金融发展水平低组，Msr对Fin的影响系数为-0.007且在1%水平上显著，两组对比，影响系数和t值的绝对值均降低，且两组系数差异通过了Suest检验，H5得到证实。

表3 分样本回归分析结果

4 稳健性检验

1)工具变量。将同年度同行业同省份企业高管股权激励均值作为工具变量进行两阶段的工具变量法回归，高管股权激励对企业金融化程度的负向影响依然在1%水平上显著。

2)滞后变量。将高管股权激励、实体投资意愿和所有控制变量滞后一期，重新进行中介效应检验，结果依然稳健。

3)替换变量。使用高管持股数/总股数作为解释变量，重新检验本文假设，结果依然稳健。

5 结论与启示

5.1 研究结论

基于2011—2020年中国A股上市实体企业数据，检验高管股权激励对企业金融化程度的影响机制及边界条件。结果表明：高管股权激励显著降低企业金融化程度，高管股权激励通过提升企业实体投资意愿，降低企业金融化程度，促进企业“脱虚向实”；经济政策不确定性水平越低，高管股权激励对企业金融化程度的负向影响越强；高管股权激励对企业金融化程度的影响会因地区技术市场和数字金融发展水平表现出差异，提升地区技术市场和数字金融发展水平，有助于高管股权激励更好地发挥治理效应，促进企业“脱虚向实”。

5.2 研究启示

1)应注重高管股权激励的治理效应。企业实施有效的高管股权激励，可以搭建利益共享、风险共担的治理体系，促进高管降低企业金融化程度，促进企业“脱虚向实”。监管部门应进一步完善股权激励制度，引导企业合规有效实施高管股权激励。

2)高管股权激励促进企业“脱虚向实”的效果在经济政策不确定性较低时更强。政府及监管部门应保持经济政策适度连续性，在不确定性的环境中注重引导企业家积极预期，防范企业“脱实向虚”。

3)应促进企业实体投资意愿，弱化企业金融化倾向。政府及监管部门一方面应加强对实体企业金融性投资活动的监管，另一方面应通过减税降费政策、结构性货币政策等方式，提高实体投资预期收益率，促进企业“脱虚向实”。

4)应引导技术和资本要素发挥积极作用，协同内部激励机制促进企业高质量发展。企业建立激励相容机制的同时，应注重提升引进、整合外部技术和资本要素资源的能力，推动企业提质增效，弱化企业金融化逐利动机。政府应积极推动技术市场和数字金融的发展，引导地区科技成果与企业产业需求对接、引导数字化技术助力信贷资源优化配置和实体企业转型升级，以促进企业“脱虚向实”和实体经济高质量发展。