企业金融化及管理者能力水平对企业绩效的实证分析

李政磊

（南京审计大学 金融学院，江苏 南京 210000）

1 引言

企业绩效是企业发展的重要指标之一，也是评估企业管理水平和市场竞争力的关键因素。在当今激烈的市场竞争环境下，企业需要不断提高自身的绩效水平，才能在市场中获得更多的机会和优势。而研究企业绩效一直是学术界的热点议题也是企业管理者及所有者热切关注的重点。在研究企业绩效时，可以采用多种指标来进行评估。常用的指标包括总资产收益率（ROA）、净资产收益率（ROE）、托宾q 值等，这些指标可以反映企业在盈利能力、资产利用效率和财务稳健性等方面的表现。此外，也可以采用市场指标如股价、市值等来评估企业绩效。研究企业绩效的目的是为了深入了解企业经营状况和市场表现，探究影响企业绩效的因素，为企业提供改进经营策略和提高绩效水平的参考依据。对于学术界来说，研究企业绩效也可以为理论探讨提供实证依据，为经济管理学科的发展做出贡献。

企业金融化的背景是市场经济的发展和全球化的趋势。随着市场经济的发展，企业面临着日益复杂和多样化的经营环境和挑战，为了保持竞争优势和实现长期稳健发展，企业需要不断扩大规模和提高效率，这就需要大量的资金支持。而传统的融资渠道受到限制，企业在融资方面也面临着较大的压力。此外，全球化的趋势也在一定程度上促成了企业的金融化。全球化使得企业的经营活动跨越国界，面对更加宽广的市场，企业需要更多的资金来扩大其生产经营的能力。同时全球化也使得融资渠道更加丰富和资本市场更加开放，国内金融市场的快速发展进一步推动了企业金融化的进程。因此，企业金融化是企业为了满足自身发展需要，通过市场化手段融资、获得更多的资金支持、提高效益和竞争力的过程。

在现有国内有关金融化的研究中，企业金融化这一概念属于微观层面的金融化，是金融化的一个分支[1]。一般而言，非金融企业倾向于金融化的动机主要是为了获取相比其主营业务收入更高的收益。同实体经济企业投资建设周期长、回报率相对较低的特点对比，金融机构往往能在短时间内带来远超实体经济的收益，这一特性使得许多非金融类企业将一部分资产配置为金融资产或将部分资金运用于金融渠道投资[2]。诚然，当国内总体经济形势向好时，大部分非金融企业的金融化行为都能带来如预期那般好的结果。但当经济不景气或金融行业爆发金融危机等不利因素产生时，金融行业收益率被腰斩甚至投资收益颗粒无收的现象也屡见不鲜。从这一角度看，金融化对非金融企业而言是一把利害关系都十分明显的双刃剑。在当前国内降杠杆、“脱虚向实”的大环境下，我国对企业金融化这一行为从宏观层面而言更多持不鼓励的态度。目前国内也有许多致力于金融化研究的学者通过收集我国非金融企业的有关数据论证了企业金融化的利弊，从所发表的研究成果的数量上看，认为企业金融化弊大于利的明显占优[1]，这也在一定程度上能说明，在现阶段或未来短时间内大环境不变的条件下金融化这一行为于非金融企业而言往往都是得不偿失的。

虽然我们可以把企业看作是一个统一运作的机器，但归根结底企业的日常管理和运营最终还需要落实到负有相关责任的人身上。而与企业日常经营管理最密不可分的一个群体就是企业的管理者，一般而言管理者主要指的是企业董事会、监事会及其他高层人员。企业管理者在组织内掌握实权，其有权决定诸如战略部署、发展目标、规章制度等在内的一系列事宜， 因而企业管理者能力的高低对企业能否正常运作、绩效良好与否有一定程度的影响。管理者的决策和战略选择，对企业的财务表现和市场表现产生直接影响。在知识经济的时代，管理者的能力是其自身所具备的企业经营管理知识的集中体现，一方面这与其所接受的专业知识的教育有关；另一方面也同其在具体管理企业时的经验积累相挂钩，因而一位具备高水平经营管理能力的管理者对企业而言是难能可贵的人力资源。有关管理者能力这一概念的具体含义，不同的学者从不同的切入角度可以对其进行独特化的定义，如陈雪芩和郑宝红（2018）[3]在具体化管理者能力这一概念时就将其归纳成管理者自身储备的学识、掌握的技能及积累的经验；张路等（2019）[4]主要以信息预测能力来代表管理者能力；宋敬等（2023）[5]认为管理者能力主要体现在战略能力、创新能力和资源整合能力这三方面。虽然管理者能力没有固定的指代内容，但在如何反映其高低程度方面张路等（2019）[4]提出了一种被普遍接受的看法：即管理者能力的高低主要取决于其能否在综合考虑企业内外部变化情况的基础上及时有效地对企业战略进行调整从而确保企业目标的实现。管理者同企业间的紧密联系使其在涉及企业治理、企业行为等有关企业方面的研究时被纳入研究的频率往往居高不下，因而在研究企业绩效的影响因素时，考虑管理者能力对其的影响是有必要的。

研究企业绩效时，需要考虑多方面的因素，本文将企业金融化和管理者能力作为核心解释变量，深入探究这两个因素对于企业绩效的影响。在参考原先已有的关于企业金融化和管理者能力的研究成果的基础上，将二者直接同企业绩效相挂钩，并利用固定效应模型和stata 统计软件测度变量间的相关关系。据此得出相关结论，为企业治理工作方面提供指导。

2 理论分析及研究假设

国内有许多学者对企业金融化进行了较为深入的研究，目前大多数研究成果都表明，企业金融化会损害到企业的健康发展，具体主要体现在影响企业主营业务发展、抑制企业创新性、弱化企业风险承担能力等方面。刘笃池等（2016）[6]利用三阶段组合效率法将环境和管理因素剔除并对经营性业务全要素生产率进行测度，在此基础上研究企业金融化在总量和增量上对实体企业经营性业务生产效率的影响，其研究证明企业金融化无论是在总量还是增量上都会对经营性业务的全要素生产率产生抑制效应。张成思和张步昙（2016）[7]通过构建微观企业在金融化环境下的投资决策模型并结合理论模型对金融化同投资率间的关系进行实证分析，发现金融化在实业投资率下降的过程中起到了显著的助推作用。王红建等（2017）[8]在市场套利分析框架下以国内A 股非金融企业财务数据为样本，实证论证了整体层面上企业金融化同企业创新间显著的负相关关系，且套利动机越强的企业对其创新的挤出效应会更明显。舒鑫（2021）[9]通过研究国内制造业企业财务数据发现，企业金融化同企业创新间呈显著负向关系，主要是因为企业金融化过程会降低企业风险承担从而挤出用于研发创新的那部分资金。黄贤环等（2018）[10]在研究企业金融资产配置特征同财务风险间的关系时发现，企业资产配置总额同财务风险间有明显的正相关关系，长期持有金融资产会对主营业务投资资金产生挤出效应，进一步扩大企业的财务风险。于建玲等（2021）[11]以我国上市公司为研究样本，进一步考察了企业金融化同财务风险间的内在联系，实证分析表明，金融化会提升企业代理成本进而增加财务风险。基于国内现有研究成果，本文认为金融化对企业在诸多方面产生的负面影响最终会反映到其绩效变化中，因而提出本文第一个研究假设：

H1：企业金融化程度同企业绩效间呈负相关关系，即企业金融化会影响其绩效的提升。

有关管理者能力的相关研究。黄志宏等（2021）[12]以中国证券市场在2006 年前后制度的变迁为契机对管理者能力同企业价值之间的关系进行深入研究，发现管理者能力同企业价值之间呈显著正相关，其作用机制为：在好的制度环境下，管理者能力的提升会使得企业利用生产要素的效率提高及企业经营绩效向好，进而促进企业市场价值的增长。焉昕雯和孔爱国（2021）[13]在考虑管理者能力会受到产品市场竞争约束影响的条件下研究了管理者能力对企业价值的影响，发现二者间呈显著的正相关，且管理者能力对企业价值的提升效应还会在产品市场竞争约束的影响下得到扩大。肖明月等（2022）[14]研究发现，管理者能力对企业技术创新有正向的影响作用，其作用机制主要体现为拥有较高管理者能力的企业能在一定程度上缓解自身的融资约束并在此基础上提高研发投入和改善企业内部治理，从而促进企业技术创新。现有多数研究结果都表明管理者能力对企业经营发展存在积极影响，因而提出本文第二个研究假设：

H2：管理者能力同企业绩效间呈正向相关，即管理者能力的提升能促进企业绩效的提升。

3 研究设计

3.1 样本选择与数据来源

本文选取年我国2011 年-2021 年A 股上市公司年度数据作为研究样本，所需数据来自国泰安CSMAR 数据库。主要来自上市公司财务指标分析数据库、上市公司财务衍生报表数据库、上市公司财务报表数据库、上市公司股东研究数据库。为保证研究的准确性，本文在借鉴过往研究的基础上对所收集到的数据做如下处理：（1）剔除ST、*ST 公司；（2）剔除金融类、房地产及综合类企业；（3）剔除了财务数据不完整的企业；（4）对代表企业金融化的变量进行了1%-99%水平的缩尾处理。最后保留的企业年度样本数据为14047 个，将其作为本文的研究样本。

3.2 变量选择和定义

3.2.1 被解释变量

衡量企业绩效的指标及方式是多样化的，目前文献中有使用单指标（如总资产收益率、净资产收益率、托宾Q 值等）来代表企业绩效的方法，也有从盈利能力、偿债能力、成长性等多个方面综合衡量企业绩效的方法。考虑到本文主要着眼于企业短期绩效的影响因素研究且总资产收益率的高低可以直观反映公司的竞争实力和发展能力，因而将总资产收益率作为代表企业绩效的被解释变量，用ROA 表示。

3.2.2 解释变量

本文选择的解释变量为前文中所述的影响企业绩效的影响因素，其中金融化程度这一指标的选择主要参考了张成思和张步昙（2016）[7]的做法，通过计算非金融企业投资收益、公允价值变动损益以及其他综合收益等金融渠道获利加总占营业利润的比例得到初步金融化指标，并在此基础上进行标准化处理，即公司金融化程度（FINRATIO）= （金融渠道获利-营业利润） / |营业利润|，得到最终代表企业金融化程度的指标FINRATIO。另一个核心解释变量—管理者能力则参考了Dermerjian 等（2012）[15]以及何威风等（2016）[16]的方法，使用数据包络分析法（DEA） 来衡量上市公司管理者能力，通过计算公司全效率再将管理者贡献值从中分离出来的方法得到代表管理者能力的数值并以MA Score 来表示该变量。

3.2.3 控制变量

本文控制变量的选择如下：（1）企业资产负债率，以年末合并会计报表的值为准；（2）企业规模，以企业年末资产的对数值表示；（3）第一大股东持股比例，表示股权集中度；（4）Z 指数，即第一大股东持股比例除以第二大股东持股比例。为完成后续稳健性检验，引入（5）资本密集度；（6）总资产周转率。各个变量及定义见表1。

表1 变量符号及定义

3.3 模型设计

基于上述假设及变量设定，建立如下模型：

其中，i 代表公司个体，t 代表会计年度，ROA 代表公司绩效，FINRATIO 代表企业金融化，MA Score 代表管理者能力，Control 代表系列控制变量，Stkcd 代表个体效应，Year 代表时间效应。

4 实证结果及其分析

4.1 主要变量描述性统计

表2为主要变量的描述性统计结果，包括平均值、中位数、标准差、最小值和最大值。总资产收益率的标准差为0.064，表明所选择的样本企业间的绩效波动水平相对平稳。从整个样本层面上看，ROA 异常的企业只占极少数，0.038 的平均值也能反映所选样本中绝大部分企业的绩效处于正常水准。金融化程度从最大最小值间的差距（最大值为6.738，最小值为-2.059）上看，其差异程度比较大。这反映出我国上市非金融企业金融化程度参差不齐，部分企业金融化程度较低，而部分企业的金融化程度偏高。管理者能力这一指标因为采用了多因素、多阶段的计算方法，综合下来各个样本企业间的数值波动相对较小，0.163 的标准差值表明样本企业间管理者能力的差距并没有似鸿沟般的差距。除去上市公司管理者本身就有相对杰出的个人能力这一因素外，选取样本时将ST 及*ST 企业剔除的操作也在一定程度上保证了企业的质量，因而跻身于这些企业的管理者的能力也不会有巨大的差距。另外，均值方面，企业金融化为-0.465，管理者能力为-0.015；中位数方面，企业金融化数值为-0.931，管理者能力为-0.043。无论是均值还是中位数，企业金融化和管理者能力都为负值。这也在一定程度上反映出目前国内非金融企业的金融化水平并未出现明显的集体偏高现象，企业管理者的能力也还有待进一步的提高。控制变量方面，0.197 的标准差值表明企业间资产负债率的波动相对较小，大部分样本企业的资产负债率处在正常水平，只有少部分企业存在极端值的情况。企业的规模标准差为 1.316，波动较小，大部分上市企业的规模相当，也具有一定的可比性。而样本企业Z 指数的标准差值和最大最小值间的差异都很明显，表明各企业间的股权集中度存在巨大差异。且从均值和中位数值可以看出，国内上市非金融企业的股权相对集中，第一大股东占比同其他股东占比相比有着巨大优势。

表2 各变量的描述性统计表

表3 变量间相关性统计表

4.2 变量间相关性分析

在进行实证分析之前，先对各变量之间的相关性进行分析，结果如表 3。可以看出，两个解释变量中，管理者能力与总资产收益率呈正相关关系，而企业金融化与总资产收益率呈明显负相关关系，这初步应证了前文的两个假设。而控制变量中企业规模、第一大持股比例与ROA 是正相关关系，而资产负债率、Z 指数与ROA 是负相关关系。此外各变量分别与其他变量的相关系数都小于0.5，说明解释变量和控制变量间的相关性不显著。

4.3 变量多重共线性分析

另外，对各变量进行方差膨胀因子检验，根据表4 的方差膨胀因子的结果可以看出，每个解释变量和其他解释变量间的VIF 系数都小于2，方差膨胀因子的平均值为 1.26，所以各个变量之间基本不存在多重共线性问题。

表4 各变量方差膨胀因子检验结果

4.4 固定效应回归结果分析

在排除多重共线性后，通过豪斯曼检验的结果选择使用固定效应模型，将个体及时间固定后，回归结果如表5 所示。

表5 固定效应回归结果

从回归结果中可以看出，在个体及时间得到固定后，企业金融化同总资产收益率间呈负相关关系，且在1%的水平上显著，即企业金融化对企业短期绩效有较为显著的负向影响。这说明在较短期限内非金融企业的金融化程度越高，企业的绩效反而会变低。金融化程度越高，表明短期内企业为从金融渠道获取可观收益从而将大部分资金用于金融投资中，这与非金融企业提升企业价值要依托以实体经济为主的主营业务的道路背道相驰。也许短期内金融市场形势较好，让大量布局金融投资的非金融企业获取了超平时主营业务带来的收益，但综合时间、市场周期等其他不确定性因素考虑，过度“迷恋”金融投资的非金融企业其绩效会有较大概率受到负面影响，因为当其主营业务得不到充足的资金投入时，各类生产要素（如劳动力、技术）也就得不到进一步提升甚至还会在原基础上“萎缩”，进而影响企业整体的生产能力，导致企业绩效受损，假设H1得到验证。而管理者能力同总资产收益率间呈正相关关系，且在1%的水平上显著，表明管理者能力对企业绩效有显著的正向影响。说明管理者的能力越高，企业绩效越好。对于管理者能力的回归结果而言，这符合我们的一贯认知，即管理者能力会对企业绩效产生正向的影响。控制了个体及时间后，管理者能力同总资产收益率间的相关系数为0.119，表明管理者能力对总资产收益率的提升效果并不是巨大的。相对偏小的回归系数是多因素造成的，本文中以单变量代表企业绩效以及管理者能力这一变量本身就是由多指标、多阶段的综合计算而来等因素都会对最终回归结果造成影响。但整体来看，显著的回归结果表明二者间切实存在着关联且企业绩效本就是多因素共同作用的结果，企业管理者的能力高低只是众多影响因素中的一个。从最后的回归结果来看，管理者能力和总资产收益率间显著的正向相关关系使得假设H2得到验证。

而对于控制变量来说，从实证结果表现出企业规模与总资产收益率显著正相关，表明企业的规模越大，则其资源获取能力、管理水平、生产效率都会相比于小企业而言更具有优势，因而呈现的绩效也就相对更好。第一大股东持股比例也与总资产收益率显著正相关，这可能与股权集中在一定程度上有利于企业决策及行动效率的提升有关，当企业有了一个主要决策者或集体且其做出了有利于企业发展的决策后，企业绩效会得到提升也就水到渠成了。而资产负债率对总资产收益率在1%水平上有显著负向影响，表明企业负债程度越高，其绩效受到的负向影响相对而言就越大。一般而言，企业负债是为了获取更多资金并将其投入到与其主营业务相关的生产投资中，促进企业生产效率的提升和规模的扩大。但当企业获取的收益无法完全覆盖负债所需的成本时，此时负债对于企业而言更多则成为了一种负担，因而过度负债会损害到企业的绩效。

4.5 稳健性检验

在得到回归结果之后，需要对模型的稳健性进行检验，常用的稳健性检验方法包括：变量替换法、补充变量法、分样本回归法等等，本文选择滞后解释变量的方法进行稳健性检验。

将企业金融化和管理者能力这两个解释变量各滞后一期并分别带入固定效应模型中进行回归，回归结果如表6 所示。可以看出，将两个解释变量滞后一期后，无论是企业金融化还是管理者能力其回归结果依然在1%水平上显著，假设H1和假设H2依然成立，表明先前的回归结果具有稳健性。

表6 滞后解释变量回归结果

5 结论

本文研究表明，企业金融化程度同企业绩效间呈显著负相关关系，而管理者能力则会对企业绩效产生较为明显的正向影响。具体而言，现阶段非金融企业进行金融投资对其主营业务投入等产生的“挤出效应”大于其金融资产变现带来的“蓄水池效应”，因而表现出金融化会反方向作用于企业绩效。管理者能力对企业绩效的积极影响则体现出管理者能力越强，其统筹整合企业资源以应对市场环境所带来的外部冲击的效果越好，进而促进企业绩效的稳步提升。

以上研究结论也启示了我国众多非金融企业在面对金融投资带来的金融化问题上应持警觉的态度，防止企业过度金融化带来的负面影响；应注重自身主营业务的创新和管理者能力的提升，稳步促进企业的持续健康发展。