社會(huì)信任與企業(yè)金融化

張衛(wèi)國（博士生導(dǎo)師），眭 鑫，于連超

一、引言

近年來，我國經(jīng)濟(jì)逐漸出現(xiàn)“脫實(shí)向虛”的趨勢，企業(yè)對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的投資減少，轉(zhuǎn)而配置更多的金融資產(chǎn)，即出現(xiàn)企業(yè)金融化現(xiàn)象。企業(yè)的金融化行為使得大量資金進(jìn)入房地產(chǎn)、藝術(shù)品、大宗商品等領(lǐng)域進(jìn)行炒作，產(chǎn)生資金脫離實(shí)體經(jīng)濟(jì)而在虛擬經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域“空轉(zhuǎn)”的現(xiàn)象，降低了企業(yè)的實(shí)業(yè)投資率[1]。實(shí)體經(jīng)濟(jì)一直都是我國發(fā)展的根基，經(jīng)濟(jì)過度虛擬化不利于財(cái)富的創(chuàng)造和積累，虛擬經(jīng)濟(jì)膨脹帶來的金融風(fēng)險(xiǎn)可能會(huì)引發(fā)嚴(yán)重的經(jīng)濟(jì)危機(jī)[2]。企業(yè)金融化對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)帶來的負(fù)面沖擊引起了政府和學(xué)者的關(guān)注。2017年第五次全國金融工作會(huì)議指出，要加大金融支持實(shí)體力度，引領(lǐng)資金“脫虛向?qū)崱?，協(xié)調(diào)金融與經(jīng)濟(jì)的平衡發(fā)展。黨的十九大報(bào)告中也提出要“深化金融體制改革，增強(qiáng)金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)能力”。因此，厘清企業(yè)金融化的成因和可能產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)后果，對(duì)于治理企業(yè)金融化、防范金融風(fēng)險(xiǎn)、抵御經(jīng)濟(jì)危機(jī)具有重要的現(xiàn)實(shí)意義和理論意義。

目前，學(xué)者們主要從預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)和投機(jī)動(dòng)機(jī)、“蓄水池”效應(yīng)和“擠出”效應(yīng)的理論視角出發(fā)，對(duì)企業(yè)金融化的成因和經(jīng)濟(jì)后果展開了廣泛的研究[3-5]。然而，關(guān)于企業(yè)金融化的成因，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要集中于正式制度安排下的各種因素對(duì)企業(yè)金融化的影響，較少關(guān)注社會(huì)信任等非正式制度對(duì)企業(yè)金融化的影響。社會(huì)信任被普遍認(rèn)為是除物質(zhì)資本和人力資本之外決定一個(gè)國家經(jīng)濟(jì)增長和社會(huì)進(jìn)步的主要社會(huì)資本[6]，其不僅可以從宏觀層面影響經(jīng)濟(jì)增長和經(jīng)濟(jì)效益[7，8]，而且可以從微觀層面影響企業(yè)行為，包括合作、公司治理、融資等。

社會(huì)信任作為一種重要的社會(huì)資本，能夠?yàn)槠髽I(yè)帶來所需要的資源，影響管理層行為，而管理層作為企業(yè)經(jīng)營管理決策的制定者和執(zhí)行者，其特征深刻地影響著企業(yè)行為，包括企業(yè)金融化決策。事實(shí)上，地區(qū)社會(huì)信任會(huì)賦予該地區(qū)企業(yè)“社會(huì)印章”，并產(chǎn)生“連坐”效應(yīng)，從而促進(jìn)交易的達(dá)成，緩解融資約束，降低未來不確定性，經(jīng)營環(huán)境的改善會(huì)影響管理層的態(tài)度和行為，進(jìn)而影響企業(yè)關(guān)于金融資產(chǎn)配置的決策。當(dāng)企業(yè)出于預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)而持有金融資產(chǎn)時(shí)，由于高水平的社會(huì)信任能夠幫助企業(yè)應(yīng)對(duì)流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)，從而弱化企業(yè)預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，降低金融資產(chǎn)持有比例；當(dāng)企業(yè)出于投機(jī)動(dòng)機(jī)而持有金融資產(chǎn)時(shí)，較好的信任環(huán)境強(qiáng)化了企業(yè)管理者的過度自信，而過度自信的管理者更可能表現(xiàn)得輕視風(fēng)險(xiǎn)和高估收益，傾向于通過配置更多金融資產(chǎn)獲取超額收益。因此，社會(huì)信任影響企業(yè)金融化水平的凈效應(yīng)主要取決于預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)和投機(jī)動(dòng)機(jī)的相對(duì)大小。

本文可能的貢獻(xiàn)在于：第一，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要從宏觀經(jīng)濟(jì)層面和政策層面研究企業(yè)金融化的成因，本文則以信任機(jī)制作為切入點(diǎn)，探討了社會(huì)信任對(duì)企業(yè)金融化的影響，豐富了企業(yè)金融化影響因素和社會(huì)信任經(jīng)濟(jì)后果的相關(guān)研究。第二，本文在探究社會(huì)信任和企業(yè)金融化兩者的關(guān)系時(shí)，將管理層態(tài)度和行為納入分析框架，通過實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)了“社會(huì)信任—管理者過度自信—企業(yè)金融化”的傳導(dǎo)機(jī)制，研究結(jié)論為我們從公司治理的角度出發(fā)理解社會(huì)信任影響企業(yè)金融化的作用機(jī)制提供了新的視角。第三，本文從實(shí)踐層面為社會(huì)信任的制度建設(shè)和金融體制改革提供了重要的啟示。

二、理論分析與研究假設(shè)

韋伯及其后來者指出，參加社團(tuán)組織等于獲得一個(gè)“社會(huì)印章”（a social of approval），使得“團(tuán)體懲罰”（類似一種“連坐制”）更可能發(fā)生[6]。在高度社會(huì)信任地區(qū)，成員采用欺詐手段獲取不正當(dāng)利益將面臨高昂的懲罰成本，其欺詐行為也會(huì)通過社會(huì)網(wǎng)絡(luò)傳及網(wǎng)絡(luò)內(nèi)其他成員，同時(shí)將引起更大的市場反應(yīng)[9]，從而對(duì)企業(yè)形成一種約束和監(jiān)督。因此，由于“社會(huì)印章”的作用和“連坐”效應(yīng)的存在，人們更傾向于與處于高水平社會(huì)信任地區(qū)的企業(yè)合作，投資者對(duì)這些企業(yè)的投資意愿增強(qiáng)，這就使得融資行為更容易達(dá)成，融資成本降低，從而使企業(yè)面臨的融資約束得到有效緩解[10]，企業(yè)將獲得更多的資金支持和更寬松的信用政策，例如：從銀行獲得期限更長、成本更低、比例更高的貸款，獲得更長的商業(yè)信用。另外，社會(huì)信任能夠給交易各方提供穩(wěn)定的心理預(yù)期[11]，減少不確定性。也就是說，當(dāng)某種不可預(yù)見的事件（如契約中不能明確指定的事項(xiàng)）發(fā)生時(shí)，較高程度的信任將促使交易各方對(duì)如何解決該事件以及交易的可能性達(dá)成共識(shí)，從而更快地達(dá)成協(xié)議，降低企業(yè)的簽約成本，減少未來的經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)。

金融資產(chǎn)具有雙重屬性，它既是一種流動(dòng)性貯藏工具，也是一種投資機(jī)會(huì)[4]。因此，企業(yè)配置金融資產(chǎn)主要出于預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)和投機(jī)動(dòng)機(jī)。從預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)的角度來看，企業(yè)持有金融資產(chǎn)的目的是應(yīng)對(duì)流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)，以防止資金鏈斷裂對(duì)企業(yè)經(jīng)營產(chǎn)生的負(fù)面沖擊[5]。金融資產(chǎn)相比于其他固定資產(chǎn)，具有更強(qiáng)的流動(dòng)性，當(dāng)企業(yè)面臨資金壓力時(shí)，可以及時(shí)通過出售金融資產(chǎn)獲得資金，緩解流動(dòng)性危機(jī)和財(cái)務(wù)困境[12]。如果企業(yè)出于預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)而持有金融資產(chǎn)，由于處于高度社會(huì)信任地區(qū)的企業(yè)面臨的融資約束和經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)更低，更容易獲得資金和商業(yè)信用來應(yīng)對(duì)流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)，其預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)被弱化，此時(shí)理性的管理者將不會(huì)繼續(xù)增加金融資產(chǎn)的持有比例，從而降低企業(yè)金融化水平。

然而，企業(yè)管理層既是受制于社會(huì)環(huán)境影響的“道德人”，又是追求公司盈利的“經(jīng)濟(jì)人”[13]。從投機(jī)動(dòng)機(jī)的角度來看，企業(yè)的目標(biāo)是股東利益最大化，當(dāng)金融投資收益率高于實(shí)體經(jīng)濟(jì)投資收益率時(shí)，企業(yè)會(huì)減少實(shí)體經(jīng)濟(jì)投資，轉(zhuǎn)而配置更多金融資產(chǎn)。社會(huì)信任能夠通過薪酬契約簽訂前和簽訂后兩條路徑影響高管薪酬激勵(lì)的有效性，信任環(huán)境越好，公司高管薪酬與公司業(yè)績的敏感性越強(qiáng)[14]，總經(jīng)理的收入更可能直接與公司績效相關(guān)，其也更可能因?yàn)槌~完成任務(wù)而得到獎(jiǎng)勵(lì)[15]。較高薪酬水平會(huì)給予管理者更高的地位和更大的權(quán)力，可能使管理者在心理上產(chǎn)生認(rèn)知偏差[16]，表現(xiàn)為管理者的過度自信。

2008 年金融危機(jī)以來，我國實(shí)體經(jīng)濟(jì)的投資收益率不斷下降，金融投資收益率不斷上升，而且投資實(shí)體經(jīng)濟(jì)往往需要經(jīng)歷一個(gè)較長的回報(bào)期且不確定性風(fēng)險(xiǎn)較大[17]，投資金融資產(chǎn)則可以在短期內(nèi)獲得收益。在這種背景下，社會(huì)信任增強(qiáng)了管理者薪酬的業(yè)績敏感性，而且有利于改善企業(yè)績效，使得管理者能夠通過薪酬激勵(lì)獲得更大的權(quán)力，其逐薪動(dòng)機(jī)和過度自信被強(qiáng)化，從而進(jìn)一步激勵(lì)管理者配置更多的金融資產(chǎn)，通過金融套利提高企業(yè)短期利潤，在自身任期內(nèi)滿足企業(yè)業(yè)績考核要求和實(shí)現(xiàn)自身利益最大化。此外，高度社會(huì)信任除了有助于企業(yè)改善經(jīng)營環(huán)境、減少不確定性以及更易獲得融資，還會(huì)使管理者盲目樂觀，輕視金融資產(chǎn)投資帶來的風(fēng)險(xiǎn)，高估金融資產(chǎn)投資帶來的收益，進(jìn)而刺激管理者從事更加激進(jìn)的投機(jī)套利活動(dòng)，增加金融資產(chǎn)持有比例。

通過以上分析可知，社會(huì)信任賦予企業(yè)的“社會(huì)印章”和“連坐”效應(yīng)，可以為企業(yè)帶來更多的資源以及減少未來不確定性，進(jìn)而影響企業(yè)的金融資產(chǎn)配置動(dòng)機(jī)，即弱化預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)或強(qiáng)化投機(jī)動(dòng)機(jī)，最終影響企業(yè)的金融化程度，而社會(huì)信任影響金融化程度的凈效應(yīng)主要取決于預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)和投機(jī)動(dòng)機(jī)的相對(duì)大小。因此，本文提出以下假設(shè)：

Ha：如果預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)占主導(dǎo)，則社會(huì)信任可能弱化預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，降低企業(yè)金融化水平。

Hb：如果投機(jī)動(dòng)機(jī)占主導(dǎo)，則社會(huì)信任可能強(qiáng)化投機(jī)動(dòng)機(jī)，提高企業(yè)金融化水平。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)處理

本文以2008 ～2017年滬深兩市A股上市公司作為研究樣本，相關(guān)數(shù)據(jù)主要來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。本文對(duì)初始數(shù)據(jù)進(jìn)行如下處理：①剔除金融、保險(xiǎn)類公司；②剔除關(guān)鍵數(shù)據(jù)缺失的樣本；③剔除ST類公司，最后得到16631 個(gè)公司年度樣本。為了降低數(shù)據(jù)極端值的影響，本文對(duì)所有的連續(xù)型變量采取1%和99%的Winsorize 處理，回歸結(jié)果均使用以公司為聚類變量的聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。

（二）主要變量定義

1.被解釋變量：企業(yè)金融化水平（Fin）。借鑒Demir[3]、杜勇等[12]的做法，利用金融資產(chǎn)與總資產(chǎn)的比值衡量企業(yè)金融化水平。其中，金融資產(chǎn)=交易型金融資產(chǎn)+衍生金融資產(chǎn)+發(fā)放貸款及墊款凈額+可供出售金融資產(chǎn)凈額+持有至到期投資凈額+投資性房地產(chǎn)凈額。金融資產(chǎn)與總資產(chǎn)的比值越高，表明企業(yè)金融化水平越高。

2.解釋變量：社會(huì)信任（Trust）。本文借鑒張維迎、柯榮住[6]委托“中國企業(yè)家調(diào)查系統(tǒng)”對(duì)全國進(jìn)行問卷調(diào)查得到的結(jié)果衡量各省、自治區(qū)和直轄市的社會(huì)信任情況。該調(diào)查有關(guān)信任的問題設(shè)計(jì)是“根據(jù)您的經(jīng)驗(yàn)，您認(rèn)為哪五個(gè)地區(qū)的企業(yè)比較守信用（按順序排列）”，然后根據(jù)總樣本中有多少比例的人認(rèn)為該地區(qū)最值得信任、第二信任、第三信任等的加權(quán)平均值得到信任度指數(shù)。社會(huì)信任指數(shù)越高，表明該地區(qū)的社會(huì)信任水平越高。

3.控制變量（Control）。參考現(xiàn)有文獻(xiàn)的做法，設(shè)置以下控制變量：固定資產(chǎn)比率（FA）、凈資產(chǎn)收益率（Roe）、成長能力（Growth）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、現(xiàn)金流比率（Cash）、企業(yè)規(guī)模（Size）、大股東持股（Hold1）、股權(quán)制衡（Hold2_10）、兩職合一（Post）、董事會(huì)規(guī)模（Dn）、獨(dú)立董事比例（Idn）、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（Nature），同時(shí)引入年度虛擬變量（Year）和行業(yè)虛擬變量（Industry），以控制年度固定效應(yīng)和行業(yè)固定效應(yīng)。變量的具體定義和度量方式如表1所示。

表1 變量定義和度量方式

（三）模型設(shè)計(jì)

本文設(shè)定的基本回歸模型如下：

其中，Control代表所有控制變量。

四、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)分析

表2 報(bào)告了變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。企業(yè)金融化水平（Fin）的均值為0.032，標(biāo)準(zhǔn)差為0.065，最小值為0，最大值為0.378，表明企業(yè)金融化水平在不同企業(yè)間存在較大差別，部分企業(yè)配置了大量金融資產(chǎn)。社會(huì)信任（Trust）的均值為0.756，標(biāo)準(zhǔn)差為0.628，最小值為0.041，最大值為2.189，表明我國各地區(qū)的社會(huì)信任水平存在較大差距。其他指標(biāo)基本分布在合理區(qū)間內(nèi)。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

（二）主檢驗(yàn)

表3中第（1）列和第（2）列報(bào)告了社會(huì)信任與企業(yè)金融化水平的回歸結(jié)果。其中：第（1）列為單變量回歸結(jié)果，社會(huì)信任（Trust）的系數(shù)為0.007，且在1%的水平上顯著；第（2）列為加入控制變量后的回歸結(jié)果，社會(huì)信任（Trust）的系數(shù)為0.005，且在1%的水平上顯著，回歸結(jié)果支持Hb，拒絕Ha。可見，社會(huì)信任顯著地正向影響著企業(yè)金融化水平，也就是說，在社會(huì)信任影響企業(yè)金融化的過程中，投機(jī)動(dòng)機(jī)占主導(dǎo)，管理者的逐薪動(dòng)機(jī)和過度自信被進(jìn)一步強(qiáng)化，他們更容易輕視風(fēng)險(xiǎn)和高估收益，從而傾向于配置更多的金融資產(chǎn)。

（三）金融資產(chǎn)配置結(jié)構(gòu)檢驗(yàn)

在我國，房地產(chǎn)行業(yè)被視為促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“支柱產(chǎn)業(yè)”，近年來房地產(chǎn)市場異常繁榮，諸多一、二線城市房價(jià)漲幅呈現(xiàn)非理性化趨勢[18]。房價(jià)的快速上漲和房地產(chǎn)投資的急劇擴(kuò)張，使得房地產(chǎn)成為一種投資工具和投資對(duì)象，虛擬資產(chǎn)的特征越來越明顯[19]，即使歷經(jīng)多輪政策調(diào)控，投資房地產(chǎn)仍能獲得較高收益。鑒于房地產(chǎn)作為一種特殊的金融資產(chǎn)在我國經(jīng)濟(jì)和金融發(fā)展過程中的重要性，本文將金融資產(chǎn)劃分為投資性房地產(chǎn)和其他金融資產(chǎn)，進(jìn)一步探究社會(huì)信任對(duì)金融資產(chǎn)配置結(jié)構(gòu)的影響。投資性房地產(chǎn)持有比例（Fin_Estate）=投資性房地產(chǎn)凈額/總資產(chǎn)，其他金融資產(chǎn)持有比例（Fin_Others）=除投資性房地產(chǎn)外的其他金融資產(chǎn)/總資產(chǎn)。

表3中第（3）列和第（4）列報(bào)告了社會(huì)信任與不同金融資產(chǎn)之間的回歸結(jié)果。第（3）列以投資性房地產(chǎn)持有比例（Fin_Estate）為被解釋變量，社會(huì)信任（Trust）的系數(shù)為0.004，且在1%的水平上顯著；第（4）列以其他金融資產(chǎn)持有比例（Fin_Others）為被解釋變量，社會(huì)信任（Trust）的系數(shù)為0.002，但不顯著?；貧w結(jié)果表明，在社會(huì)信任越高的地區(qū)，企業(yè)越傾向于將資金投向房地產(chǎn)行業(yè)，這一結(jié)論有助于我們進(jìn)一步識(shí)別社會(huì)信任背景下企業(yè)金融化的動(dòng)機(jī)。

表3 社會(huì)信任與企業(yè)金融化水平回歸結(jié)果

五、進(jìn)一步分析

（一）產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、社會(huì)信任與企業(yè)金融化

國有企業(yè)不僅承擔(dān)著實(shí)現(xiàn)企業(yè)利益最大化的目標(biāo)，往往還承擔(dān)著各種社會(huì)責(zé)任和政策任務(wù)，因此國有企業(yè)一直受到政府更多的“照顧”，在資本市場擁有特殊地位。另外，國有企業(yè)長期存在著“所有者缺位”等先天產(chǎn)權(quán)缺陷，存在較為突出的“內(nèi)部人控制”問題[18]，使得管理層在經(jīng)營管理中的決策權(quán)過大，難以約束其過度自信誘發(fā)的非理性決策[20]。因此，高水平的社會(huì)信任可能會(huì)進(jìn)一步刺激國有企業(yè)管理者過度自信，導(dǎo)致其更可能通過配置過多金融資產(chǎn)來滿足自利動(dòng)機(jī)。

為了檢驗(yàn)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對(duì)社會(huì)信任與企業(yè)金融化之間關(guān)系的影響，本文將樣本劃分為國有企業(yè)組和非國有企業(yè)組，表4 中第（1）列和第（2）列報(bào)告了分組后的回歸結(jié)果。第（1）列為國有企業(yè)組的回歸結(jié)果，社會(huì)信任（Trust）的系數(shù)為0.009，且在1%的水平上顯著；第（2）列為非國有企業(yè)組的回歸結(jié)果，社會(huì)信任（Trust）的系數(shù)為0.001，但不顯著。結(jié)果表明，社會(huì)信任對(duì)企業(yè)金融化的正向影響在國有企業(yè)中更加顯著。也就是說，高度社會(huì)信任刺激了國有企業(yè)管理者的過度自信，使其做出更多非理性的投資決策，出于自利動(dòng)機(jī)而配置更多的金融資產(chǎn)。

表4 基于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與公司治理的分組回歸結(jié)果

（二）公司治理、社會(huì)信任與企業(yè)金融化

委托代理問題的存在會(huì)誘發(fā)實(shí)體企業(yè)的投機(jī)套利偏好，增加金融資產(chǎn)投資，最終損害企業(yè)未來的主業(yè)業(yè)績[12]。我國資本市場上一直存在著“一股獨(dú)大”的現(xiàn)象，上市公司的管理者一般由大股東委派，這就使得管理層在做出投資金融資產(chǎn)決策時(shí)，更容易獲得大股東支持，金融資產(chǎn)則更可能淪為管理層和大股東取得超額收益的工具。同時(shí)，現(xiàn)有研究也表明股權(quán)制衡能夠改善公司治理，股權(quán)制衡度較高時(shí)，其他股東能夠?qū)Υ蠊蓶|形成監(jiān)督，抑制大股東的“掏空”行為。

為了檢驗(yàn)公司治理對(duì)社會(huì)信任與企業(yè)金融化之間關(guān)系的影響，本文根據(jù)第一大股東持股比例和股權(quán)制衡度（第二到十大股東持股比例）的中位數(shù)進(jìn)行分組檢驗(yàn)，表4 中第（3）～（6）列報(bào)告了分組后的回歸結(jié)果。根據(jù)第（3）列和第（4）列，在第一大股東高持股比例組，社會(huì)信任（Trust）的系數(shù)為0.007，且在1%的水平上顯著；在第一大股東低持股比例組，社會(huì)信任（Trust）的系數(shù)為0.005，但不顯著。根據(jù)第（5）列和第（6）列，在高股權(quán)制衡度組，社會(huì)信任（Trust）的系數(shù)為0.004，但不顯著；在低股權(quán)制衡度組，社會(huì)信任（Trust）的系數(shù)為0.007，且在1%的水平上顯著。可見，第一大股東持股比例越高，意味著代理問題越嚴(yán)重，管理層或大股東越可能利用金融資產(chǎn)進(jìn)行投機(jī)活動(dòng)，從而獲取超額收益。較高的股權(quán)制衡度在一定程度上抑制了大股東或管理層的投機(jī)動(dòng)機(jī)，弱化了社會(huì)信任與企業(yè)金融化的正向關(guān)系。

（三）傳導(dǎo)機(jī)制檢驗(yàn)

上文的研究結(jié)論顯示，社會(huì)信任能夠增強(qiáng)企業(yè)管理者的逐薪動(dòng)機(jī)和提升其過度自信程度，從而強(qiáng)化投機(jī)動(dòng)機(jī)，進(jìn)一步刺激管理者增加金融資產(chǎn)的持有比例，即社會(huì)信任可能通過以下路徑影響企業(yè)金融化：社會(huì)信任—管理者過度自信—企業(yè)金融化。

為檢驗(yàn)上述傳導(dǎo)路徑，本文選取管理者相對(duì)薪酬作為管理者過度自信程度（Confi）的代理變量，即董事監(jiān)事及高管前三名薪酬與董事監(jiān)事及高管薪酬總額的比值，并構(gòu)建傳導(dǎo)機(jī)制的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?/p>

其中：Confi 代表管理者過度自信程度；Control代表所有控制變量。

表5報(bào)告了傳導(dǎo)路徑檢驗(yàn)的回歸結(jié)果。第（1）列中社會(huì)信任（Trust）的系數(shù)為0.005，在1%的水平上顯著，通過了模型（2）的檢驗(yàn)；第（2）列中社會(huì)信任（Trust）對(duì)管理者過度自信（Confi）的回歸系數(shù)為0.017，在1%的水平上顯著，通過了模型（3）的檢驗(yàn)；第（3）列中社會(huì)信任（Trust）的系數(shù)為0.005，在5%的水平上顯著，其顯著性水平低于第（1）列的結(jié)果，而管理者過度自信（Confi）的系數(shù)為0.030，在1%的水平上顯著，通過了模型（4）的檢驗(yàn)。由檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，“社會(huì)信任—管理者過度自信—企業(yè)金融化”的傳統(tǒng)路徑成立。

表5 傳統(tǒng)路徑檢驗(yàn)結(jié)果

六、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）工具變量法

社會(huì)信任屬于調(diào)查數(shù)據(jù)，可能存在測量誤差，從而對(duì)回歸結(jié)果產(chǎn)生影響。本文參考曹春方等[21]的方法，利用工具變量兩階段最小二乘法緩解該問題。選取地區(qū)人均GDP水平（DGDP）、地區(qū)高等教育普及程度（Edu）和地區(qū)交通設(shè)施里程數(shù)（Tran）作為工具變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。第一階段的回歸結(jié)果顯示，地區(qū)人均GDP水平（DGDP）、地區(qū)高等教育普及程度（Edu）和地區(qū)交通設(shè)施里程數(shù)（Tran）的系數(shù)分別為1.078、2.441和0.015，且均在1%的水平上顯著；第二階段的回歸結(jié)果顯示，社會(huì)信任（Trust）的系數(shù)為0.005，且在1%的水平上顯著。控制內(nèi)生性問題后，結(jié)果與前文基本一致（限于篇幅，表格略）。

（二）替換解釋變量

參考林鐘高、陳曦[22]的做法，利用某地區(qū)的外商直接投資水平衡量該地區(qū)的社會(huì)信任水平，該地區(qū)外商直接投資越多，意味著社會(huì)信任水平越高，回歸結(jié)果與前文基本一致。

（三）替換被解釋變量

參考王紅建等[23]的做法，重新計(jì)算企業(yè)金融化水平指標(biāo)，企業(yè)金融化水平=金融資產(chǎn)/總資產(chǎn)，其中金融資產(chǎn)=交易類金融資產(chǎn)+投資性房地產(chǎn)+長期金融股權(quán)投資+委托理財(cái)與信托產(chǎn)品。最終回歸結(jié)果與前文基本一致。

（四）增加控制變量

為了克服遺漏變量帶來的內(nèi)生性問題，本文增加了控制變量進(jìn)行檢驗(yàn)。宏觀經(jīng)濟(jì)會(huì)影響企業(yè)金融化水平，胡奕明等[5]指出企業(yè)微觀經(jīng)營行為與當(dāng)期宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間存在較強(qiáng)的相關(guān)性，即企業(yè)配置金融資產(chǎn)與GDP 周期變量、廣義貨幣M2 周期變量均存在顯著的相關(guān)關(guān)系。因此，本文在回歸中加入GDP 增長率和貨幣M2 發(fā)行增速作為控制變量，最終回歸結(jié)果與前文基本一致。

七、研究結(jié)論與啟示

（一）研究結(jié)論

本文基于2008 ～2017年我國滬深A(yù)股上市公司的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)，考察了社會(huì)信任對(duì)企業(yè)金融化的影響。研究發(fā)現(xiàn)：社會(huì)信任顯著提高了企業(yè)金融化水平，即位于高社會(huì)信任地區(qū)的企業(yè)，偏好配置更多的金融資產(chǎn)。區(qū)分金融資產(chǎn)類型后發(fā)現(xiàn)，社會(huì)信任可以顯著地促進(jìn)房地產(chǎn)投資，但對(duì)其他金融資產(chǎn)投資的促進(jìn)效應(yīng)不顯著。截面分析發(fā)現(xiàn)，社會(huì)信任對(duì)企業(yè)金融化的促進(jìn)作用主要體現(xiàn)在國有企業(yè)、大股東持股比例較高的企業(yè)以及股權(quán)制衡度較低的企業(yè)中?？疾靷鲗?dǎo)路徑后發(fā)現(xiàn)，社會(huì)信任通過提高管理者過度自信程度，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)金融化。

（二）啟示

1.加強(qiáng)公司治理，完善監(jiān)督制度。本文研究表明，社會(huì)信任對(duì)企業(yè)金融化的促進(jìn)作用在國有企業(yè)、第一大股東持股比例較高的企業(yè)中更顯著，而較高的股權(quán)制衡度能夠抑制兩者之間的正向關(guān)系。因此，企業(yè)應(yīng)當(dāng)建立更加合理、有效的公司治理體制，通過完善獨(dú)立董事制度和監(jiān)事會(huì)制度、引入機(jī)構(gòu)投資者以及發(fā)揮股權(quán)制衡的作用，緩解企業(yè)內(nèi)部的代理問題，監(jiān)督管理層行為。對(duì)于重大金融資產(chǎn)投資應(yīng)進(jìn)行嚴(yán)格的監(jiān)督和審核，促使管理層始終為實(shí)現(xiàn)企業(yè)整體利益和長期價(jià)值而努力。

2.防范社會(huì)信任被濫用的風(fēng)險(xiǎn)。本文研究表明，社會(huì)信任可能為管理者通過配置金融資逐利提供契機(jī)，存在被濫用的風(fēng)險(xiǎn)。社會(huì)信任是以相對(duì)公平為前提的，因此從政府層面來說，其在重視地區(qū)社會(huì)信任等非正式制度建設(shè)的同時(shí)，還應(yīng)該通過法律法規(guī)等正式制度提高社會(huì)的相對(duì)公平性，防止社會(huì)信任被濫用。從企業(yè)層面來說，其應(yīng)當(dāng)積極提高內(nèi)部的相對(duì)公平性，例如通過建立合理的薪酬制度、強(qiáng)化管理者薪酬與主業(yè)業(yè)績之間的敏感性，促使管理者在經(jīng)營管理中著眼于主業(yè)業(yè)務(wù)，保持企業(yè)的核心競爭力，以贏得長期市場競爭優(yōu)勢地位和未來長期收益。

3.加強(qiáng)金融監(jiān)管，引導(dǎo)企業(yè)進(jìn)行合理的金融資產(chǎn)配置?，F(xiàn)有研究關(guān)于金融化對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響是正面還是負(fù)面存在爭議，杜勇等[12]指出，不能全盤否定實(shí)體企業(yè)配置金融資產(chǎn)，要充分發(fā)揮金融資產(chǎn)的“蓄水池”功能，為主業(yè)的發(fā)展服務(wù)。因此，政府部門應(yīng)當(dāng)加強(qiáng)金融監(jiān)管，嚴(yán)厲打擊違規(guī)市場套利行為，從宏觀層面控制金融風(fēng)險(xiǎn)，穩(wěn)定金融市場。同時(shí)，政府還應(yīng)當(dāng)引導(dǎo)企業(yè)進(jìn)行合理的金融資產(chǎn)配置，在保證金融資本支持實(shí)體經(jīng)濟(jì)的同時(shí)，通過配置合理的金融資產(chǎn)進(jìn)一步促進(jìn)企業(yè)發(fā)展。