管理者團(tuán)隊(duì)特征、金融資產(chǎn)配置與實(shí)體企業(yè)信用風(fēng)險(xiǎn)

徐朝輝 王滿四 陳佳

(1.湖北科技學(xué)院經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，湖北 咸寧 437100；2.廣州大學(xué)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)學(xué)院，廣東 廣州 510640；3.西南財(cái)經(jīng)大學(xué)工商管理學(xué)院，四川 成都 610000)

一、引言

近年來(lái)，我國(guó)A股上市非金融非房地產(chǎn)公司(以下簡(jiǎn)稱(chēng)實(shí)體上市公司)持有金融資產(chǎn)的現(xiàn)象越來(lái)越普遍，這被認(rèn)為是中國(guó)經(jīng)濟(jì)金融化程度加深的重要標(biāo)志。為統(tǒng)計(jì)具體情況，本文采用Penman-Nissim分析框架整理了實(shí)體上市公司財(cái)務(wù)報(bào)表，發(fā)現(xiàn)2013-2017年我國(guó)A股實(shí)體上市公司持有的風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)總額依次為4250.72億元、7698.77億元、10024.90億元、14102.50億元和21075.40億元，獲取的金融收益依次為1235.86億元、1323.60億元、1958.68億元、2232.62億元和3024.68億元?？梢?jiàn)，實(shí)體上市公司持有金融資產(chǎn)的總量在逐年增加，由此獲取的金融收益也逐年上升，實(shí)體公司金融化的趨勢(shì)比較明顯。在資本逐利驅(qū)使下，實(shí)體企業(yè)逐漸減少實(shí)業(yè)投資，將企業(yè)資金更多向金融資產(chǎn)配置，依靠金融渠道獲利，這可能導(dǎo)致固定資產(chǎn)更新緩慢、創(chuàng)新支出下降，最終核心競(jìng)爭(zhēng)力下滑，這引發(fā)了輿論及政府監(jiān)管機(jī)構(gòu)的擔(dān)憂。事實(shí)上，2008年金融危機(jī)后，世界經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)放緩，我國(guó)制造業(yè)等實(shí)體經(jīng)濟(jì)部門(mén)呈現(xiàn)出增速下降態(tài)勢(shì)，而金融、房地產(chǎn)部門(mén)呈現(xiàn)出明顯的逆周期上揚(yáng)。此時(shí)，企業(yè)管理者跨部門(mén)向金融、房地產(chǎn)領(lǐng)域投資，提升了企業(yè)整體盈利能力，增加了企業(yè)財(cái)務(wù)彈性，避免了企業(yè)信用風(fēng)險(xiǎn)累積而導(dǎo)致破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)。

起初，學(xué)界主要從宏觀視角研究金融化。宏觀層面研究金融投資的變遷路徑反映了金融化表象，但未揭示金融化的形成過(guò)程。隨著經(jīng)濟(jì)社會(huì)的發(fā)展，國(guó)內(nèi)外關(guān)于金融化的研究也逐步深入，由最初的宏觀層面深入到了微觀層面，主要表現(xiàn)為研究實(shí)體企業(yè)金融資產(chǎn)配置。學(xué)界對(duì)實(shí)體企業(yè)金融資產(chǎn)投資多持消極態(tài)度。有學(xué)者發(fā)現(xiàn)企業(yè)金融資產(chǎn)投資對(duì)實(shí)體投資產(chǎn)生抑制效應(yīng)(Demir, 2009)[2]，也有學(xué)者發(fā)現(xiàn)企業(yè)增加對(duì)金融資產(chǎn)的投資降低了固定資產(chǎn)投資和研發(fā)投入(王紅建等，2017)[15]，進(jìn)而損害企業(yè)未來(lái)主業(yè)業(yè)績(jī)(杜勇等，2017)[12]，還有學(xué)者發(fā)現(xiàn)企業(yè)金融投資增加了股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)、損害了公司價(jià)值(Duchin et al., 2017；閆海洲和陳百助，2018)[5][17]。但也有少數(shù)學(xué)者認(rèn)為企業(yè)持有金融資產(chǎn)具有積極作用，認(rèn)為企業(yè)金融資產(chǎn)配置產(chǎn)生“蓄水池”效應(yīng)，即企業(yè)配置金融資產(chǎn)可以獲取更多的自由現(xiàn)金流，減少了企業(yè)的融資約束，有利于企業(yè)實(shí)業(yè)投資(Denis, 2011)[3]。還有部分學(xué)者認(rèn)為非貨幣性金融資產(chǎn)和公司的經(jīng)營(yíng)收益率呈U形關(guān)系(宋軍和陸旸，2015)[14]。

現(xiàn)有文獻(xiàn)主要從業(yè)績(jī)視角研究實(shí)體企業(yè)金融資產(chǎn)投資的經(jīng)濟(jì)后果，鮮有從信用風(fēng)險(xiǎn)視角探討。信用風(fēng)險(xiǎn)與企業(yè)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)相伴而生，直接影響企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展，忽視信用風(fēng)險(xiǎn)將導(dǎo)致企業(yè)陷入破產(chǎn)境地。進(jìn)一步，根據(jù)“高層梯隊(duì)理論”，企業(yè)戰(zhàn)略決策映射了決策者特質(zhì)。管理者團(tuán)隊(duì)是企業(yè)的核心決策群體，直接影響企業(yè)行為決策?，F(xiàn)有學(xué)者多研究金融資產(chǎn)配置的經(jīng)濟(jì)后果，忽略了管理者團(tuán)隊(duì)對(duì)金融資產(chǎn)配置效果的影響。那么，企業(yè)的金融資產(chǎn)配置是否影響實(shí)體企業(yè)信用風(fēng)險(xiǎn)？管理者團(tuán)隊(duì)特征對(duì)金融資產(chǎn)配置的信用風(fēng)險(xiǎn)效果是否起調(diào)節(jié)作用？

本文探討金融資產(chǎn)配置對(duì)實(shí)體企業(yè)信用風(fēng)險(xiǎn)的影響，剖析管理者團(tuán)隊(duì)特征對(duì)金融資產(chǎn)配置的信用風(fēng)險(xiǎn)效果的調(diào)節(jié)作用。研究有利于厘清現(xiàn)階段實(shí)體企業(yè)金融資產(chǎn)配置的經(jīng)濟(jì)后果及影響因素，對(duì)防范金融風(fēng)險(xiǎn)具有參考價(jià)值。

二、理論分析與研究假設(shè)

2008年金融危機(jī)后，發(fā)達(dá)國(guó)家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)緩慢，國(guó)際貿(mào)易保護(hù)主義有抬頭趨勢(shì)，實(shí)體企業(yè)經(jīng)營(yíng)環(huán)境的不確定性加大。國(guó)內(nèi)近年來(lái)人口紅利逐漸消失，原材料價(jià)格上漲，實(shí)體企業(yè)難以獲取預(yù)期的投資回報(bào)，實(shí)體投資的利潤(rùn)空間逐步被壓縮。隨著我國(guó)推行住房制度改革及放松金融市場(chǎng)管制，房地產(chǎn)業(yè)和金融業(yè)得到了蓬勃發(fā)展，金融業(yè)和房地產(chǎn)業(yè)的GDP貢獻(xiàn)率呈現(xiàn)出快速上漲態(tài)勢(shì)。實(shí)體企業(yè)在“資本逐利”驅(qū)使下，為了分享利潤(rùn)而不斷提升金融資產(chǎn)配置比重。

實(shí)體企業(yè)配置金融資產(chǎn)增加了企業(yè)投資收益，緩沖了主業(yè)利潤(rùn)下降帶來(lái)的不利影響，增強(qiáng)了公司基本面的穩(wěn)健性，減少了實(shí)體企業(yè)信用違約的可能性。相比期限長(zhǎng)、變現(xiàn)能力差的固定資產(chǎn)、無(wú)形資產(chǎn)等長(zhǎng)期資產(chǎn)，金融資產(chǎn)具有較強(qiáng)的變現(xiàn)能力、較低的調(diào)整成本，能及時(shí)滿足企業(yè)實(shí)體投資需求(Duchin, 2010)[4]，既便于抓住市場(chǎng)投資機(jī)會(huì)，又有助于降低外部融資依賴(lài)，避免企業(yè)增加有息負(fù)債而擴(kuò)大信用風(fēng)險(xiǎn)源。金融化程度與現(xiàn)金持有量負(fù)相關(guān)(張?jiān)徍湍铝郑?018)[20]，流動(dòng)性強(qiáng)的金融資產(chǎn)成為現(xiàn)金資產(chǎn)的替代品，能及時(shí)應(yīng)對(duì)環(huán)境不確定性給企業(yè)帶來(lái)的沖擊，降低企業(yè)資金鏈斷裂帶來(lái)的信用風(fēng)險(xiǎn)。隨著產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的日趨激烈，實(shí)體企業(yè)利潤(rùn)不斷減少，為提升企業(yè)整體盈利能力，管理者會(huì)將產(chǎn)業(yè)資本不斷投入金融市場(chǎng)和房地產(chǎn)市場(chǎng)(王紅建等，2017)[15]。整體盈利能力的提升帶給企業(yè)穩(wěn)定的現(xiàn)金流，使得企業(yè)“造血”能力增強(qiáng)，降低了企業(yè)信用風(fēng)險(xiǎn)。

但是，隨著企業(yè)對(duì)金融投資的增加，產(chǎn)業(yè)資本不斷向金融部門(mén)轉(zhuǎn)移，實(shí)體部門(mén)的資本、人才資源逐漸削弱，實(shí)體企業(yè)將會(huì)日益偏離主業(yè)發(fā)展(杜勇等，2017)[12]。長(zhǎng)遠(yuǎn)來(lái)看，這使得實(shí)體企業(yè)固定資產(chǎn)更新?lián)Q代緩慢、研發(fā)投入下降，侵蝕了實(shí)體企業(yè)賴(lài)以生存的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)。實(shí)體企業(yè)產(chǎn)業(yè)投資的虧空由金融投資的收益彌補(bǔ)，雖然短期內(nèi)會(huì)降低信用風(fēng)險(xiǎn)，但隨著實(shí)體企業(yè)向金融投資的加速偏離，金融資產(chǎn)帶來(lái)的現(xiàn)金流對(duì)實(shí)體部門(mén)的跨部門(mén)補(bǔ)貼作用將逐漸減弱，產(chǎn)業(yè)投資風(fēng)險(xiǎn)也將逐漸向金融投資風(fēng)險(xiǎn)蔓延，最終有可能演化成“灰犀牛”現(xiàn)象。

基于此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)1a：實(shí)體企業(yè)金融資產(chǎn)配置與其信用風(fēng)險(xiǎn)顯著負(fù)相關(guān)。

假設(shè)1b：隨著時(shí)間推移，實(shí)體企業(yè)金融資產(chǎn)配置對(duì)其信用風(fēng)險(xiǎn)的緩沖作用逐漸弱化。

企業(yè)管理者年齡可以體現(xiàn)其過(guò)去社會(huì)閱歷、風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力和有限理性程度(Hambrick and Fukutomi, 1991; 劉永麗，2014)[7][13]。隨著年齡增長(zhǎng)，管理者的認(rèn)知能力及投資分析能力下降，自信心削弱，投資決策傾向于保守。年輕管理者偏好創(chuàng)新與挑戰(zhàn)，環(huán)境適應(yīng)能力強(qiáng)，更容易調(diào)整公司既定的發(fā)展戰(zhàn)略，而年長(zhǎng)的管理者因精力不足而缺乏戰(zhàn)略調(diào)整力度(Wiersema and Bantel, 1993)[10]。

管理者任期在一定程度上反映其經(jīng)營(yíng)經(jīng)驗(yàn)、風(fēng)險(xiǎn)傾向及工作態(tài)度等(Hambrick and Fukutomi, 1991)[7]。管理者任職初期，為迅速做出業(yè)績(jī)以建立職業(yè)聲譽(yù)，會(huì)勇于創(chuàng)新、敢于承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)，隨著任期延長(zhǎng)，尤其是即將卸任，投資決策意愿傾向于保守(殷治平和張兆國(guó)，2016)[19]。任期長(zhǎng)的管理者已經(jīng)積累了一定社會(huì)聲譽(yù)(朱磊，2017)[21]，私人成本轉(zhuǎn)換較高，思維方式開(kāi)始固化(Miller and Shamsie, 2001)[9]，風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力下降。

管理者學(xué)歷可以反映其認(rèn)知水平、技術(shù)能力和信息處理能力等。管理者學(xué)歷越高，其獲取的社會(huì)資源越多，越會(huì)實(shí)施多元化投資(Wiersema and Bantel, 1992)[11]，尤其是當(dāng)實(shí)業(yè)投資利潤(rùn)下滑時(shí)，更可能投資“暴利”的金融業(yè)。隨著市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)加劇，企業(yè)經(jīng)營(yíng)環(huán)境不確定性增加，因害怕承擔(dān)企業(yè)經(jīng)營(yíng)狀況變壞的經(jīng)濟(jì)后果，受教育程度高的管理者更傾向于風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避，而不是勇于創(chuàng)新、敢于承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)(Flood et al., 1997)[6]。

隨著管理者年齡的增長(zhǎng)、任期的延長(zhǎng)及學(xué)歷的提升，其風(fēng)險(xiǎn)承受能力下降，傾向于維護(hù)企業(yè)穩(wěn)健運(yùn)營(yíng)。近年來(lái)，實(shí)業(yè)經(jīng)營(yíng)環(huán)境不確定性加大，利潤(rùn)空間不斷縮小。為減少外部環(huán)境不確定性給企業(yè)帶來(lái)的沖擊、增加企業(yè)財(cái)務(wù)彈性，年齡大、任期長(zhǎng)、學(xué)歷高的管理者傾向于跨部門(mén)投資收益高、變現(xiàn)能力強(qiáng)的金融資產(chǎn)。企業(yè)創(chuàng)新往往周期長(zhǎng)、產(chǎn)出不確定性大，研發(fā)項(xiàng)目隱藏較大的可能導(dǎo)致管理者被解聘的風(fēng)險(xiǎn)(文芳，2008)[16]，年齡大、任期長(zhǎng)、學(xué)歷高的管理者為了規(guī)避被解聘的風(fēng)險(xiǎn)，往往不愿意研發(fā)投入，而將更多資金配置于金融資產(chǎn)，以提升企業(yè)整體盈利能力、獲取更多的自由現(xiàn)金流。因此，管理者年齡越大、任期越長(zhǎng)、受教育程度越高，其風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力越小，越傾向于配置更多金融資產(chǎn)以降低企業(yè)信用風(fēng)險(xiǎn)。基于此，提出如下假設(shè)：

假設(shè)2a：管理者團(tuán)隊(duì)年齡越大，實(shí)體企業(yè)金融資產(chǎn)配置與其信用風(fēng)險(xiǎn)的負(fù)相關(guān)性越強(qiáng)；

假設(shè)2b：管理者團(tuán)隊(duì)任期越長(zhǎng)，實(shí)體企業(yè)金融資產(chǎn)配置與其信用風(fēng)險(xiǎn)的負(fù)相關(guān)性越強(qiáng)；

假設(shè)2c：管理者團(tuán)隊(duì)學(xué)歷越高，實(shí)體企業(yè)金融資產(chǎn)配置與其信用風(fēng)險(xiǎn)的負(fù)相關(guān)性越強(qiáng)。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選取

考慮到數(shù)據(jù)的可獲取性及2008年金融危機(jī)對(duì)資本市場(chǎng)的影響，本文選取深滬A股上市公司2009-2017年數(shù)據(jù)為研究樣本。在樣本選取過(guò)程中根據(jù)以下原則進(jìn)行篩選：(1)剔除ST及PT類(lèi)上市公司；(2)剔除金融類(lèi)上市公司；(3)剔除房地產(chǎn)上市公司；(4)剔除數(shù)據(jù)不健全及存在極端值的樣本。本文數(shù)據(jù)主要來(lái)源于國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)，最終收集到2340家實(shí)體上市公司共計(jì)11287個(gè)樣本觀測(cè)值。本文的統(tǒng)計(jì)分析主要應(yīng)用Stata15.0。

(二)變量設(shè)計(jì)

1.企業(yè)信用風(fēng)險(xiǎn)(DD)

目前，由于我國(guó)企業(yè)公開(kāi)的信用統(tǒng)計(jì)資料不全，大量信用風(fēng)險(xiǎn)估計(jì)模型無(wú)法直接應(yīng)用。學(xué)界對(duì)企業(yè)信用風(fēng)險(xiǎn)的衡量主要采用KMV模型，其理論基礎(chǔ)是Merton的公司債務(wù)定價(jià)理論和Black-Scholes的期權(quán)定價(jià)理論。該模型通過(guò)對(duì)金融市場(chǎng)數(shù)據(jù)(上市公司股價(jià)及其波動(dòng)率、無(wú)風(fēng)險(xiǎn)利率)和財(cái)務(wù)報(bào)告數(shù)據(jù)(長(zhǎng)、短期負(fù)債)進(jìn)行模型擬合，從而計(jì)算出信用風(fēng)險(xiǎn)。國(guó)外研究表明KMV模型能有效衡量公司面臨的信用風(fēng)險(xiǎn)(Crosbie & Bohn, 2002)[1]。我國(guó)學(xué)者也發(fā)現(xiàn)KMV模型對(duì)于衡量上市公司信用風(fēng)險(xiǎn)具有較好效果(楊星和張義強(qiáng)，2004)[18]。該模型分為兩步，第一步，依據(jù)上市公司股權(quán)價(jià)值E及及其波動(dòng)率σE估計(jì)公司資產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)值VA及其波動(dòng)率σA；第二步，根據(jù)違約距離公式計(jì)算公司在T期內(nèi)的違約距離DD。違約距離表示企業(yè)資產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)值期望距離違約點(diǎn)的遠(yuǎn)近，違約距離越大，則企業(yè)發(fā)生違約的可能性越小，也即企業(yè)信用風(fēng)險(xiǎn)越小。

假設(shè)企業(yè)資產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)值服從布朗運(yùn)動(dòng)，即：

其中，E為股權(quán)價(jià)值，VA為資產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)值，DP為負(fù)債賬面價(jià)值，T為債務(wù)到期時(shí)間，σE為股權(quán)價(jià)值波動(dòng)率，σA為資產(chǎn)價(jià)值波動(dòng)率，DD為違約距離。經(jīng)過(guò)MATLAB編程逐一迭代即可運(yùn)算出各企業(yè)違約距離。

2.金融資產(chǎn)配置比重(Fin)

參考經(jīng)典文獻(xiàn)對(duì)金融資產(chǎn)的分類(lèi)方法(Duchin and Gilbert, 2017；閆海洲和陳百助，2018)[5][17]，金融資產(chǎn)主要包括企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債表中的交易性金融資產(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、其他流動(dòng)資產(chǎn)及長(zhǎng)期股權(quán)投資中的金融資產(chǎn)項(xiàng)目?？紤]到難以對(duì)貨幣資金的投資屬性和經(jīng)營(yíng)屬性區(qū)分，為謹(jǐn)慎起見(jiàn)，本文未將貨幣資金納入金融資產(chǎn)范疇?？紤]到房地產(chǎn)具有保值增值功效，且其交易頻繁、高效，具有金融屬性，本文將投資性房地產(chǎn)納入金融資產(chǎn)范疇。因此，金融資產(chǎn)配置比重=(交易性金融資產(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+其他流動(dòng)資產(chǎn)及長(zhǎng)期股權(quán)投資中的金融資產(chǎn)項(xiàng)目+投資性房地產(chǎn)凈額)/資產(chǎn)總額。

3.管理者團(tuán)隊(duì)特征

管理者團(tuán)隊(duì)特征采用管理者人口統(tǒng)計(jì)特征來(lái)衡量。借鑒相關(guān)學(xué)者的方法(劉永麗，2014)[13]，本文將總經(jīng)理、副總經(jīng)理、財(cái)務(wù)總監(jiān)、董事會(huì)及監(jiān)事會(huì)成員等界定為管理者團(tuán)隊(duì)成員，并主要考察管理者團(tuán)隊(duì)的年齡、學(xué)歷及任期等。(1)管理者團(tuán)隊(duì)年齡(Mage)。公司管理者年齡之和除以管理者總?cè)藬?shù)，表示管理者團(tuán)隊(duì)平均年齡。(2)管理者團(tuán)隊(duì)任期(Mten)。公司管理者任期之和除以管理者總?cè)藬?shù)，表示管理者團(tuán)隊(duì)平均任期。(3)管理者團(tuán)隊(duì)學(xué)歷(Mdgre)。公司管理者學(xué)歷水平之和除以管理者總?cè)藬?shù)，表示管理者團(tuán)隊(duì)平均學(xué)歷，其中，高中或中專(zhuān)以下為1、大專(zhuān)為2、本科為3、碩士為4、博士為5。

此外，為考察董事長(zhǎng)的影響，將董事長(zhǎng)從管理者團(tuán)隊(duì)中抽出來(lái)，定義相應(yīng)的特征為董事長(zhǎng)年齡(Dage)、董事長(zhǎng)任期(Dten)、董事長(zhǎng)學(xué)歷(Ddgre)，以觀察其與管理者團(tuán)隊(duì)成員的差異性及影響。

4.控制變量

根據(jù)研究需要，本文在研究模型中加入財(cái)務(wù)特征、公司治理等方面的控制變量，主要有董事會(huì)治理(Board，獨(dú)立董事與董事會(huì)規(guī)模之比)、現(xiàn)金流狀況(F C F，經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流量?jī)纛~與期末總資產(chǎn)之比)、公司成長(zhǎng)性(Growth，公司本期總資產(chǎn)增長(zhǎng)額與期末總資產(chǎn)之比)、公司規(guī)模(Size，公司期末總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù))、資本性支出(Fixed，固定資產(chǎn)凈額與期末總資產(chǎn)之比)、財(cái)務(wù)杠桿(Lev，公司期末總負(fù)債與期末總資產(chǎn)之比)、盈利能力(ROA，公司年凈利潤(rùn)與期末總資產(chǎn)之比)。同時(shí)，還控制了行業(yè)(Industry)和年度(Year)效應(yīng)。

(三)模型設(shè)置

為檢驗(yàn)假設(shè)1，考察金融資產(chǎn)配置對(duì)實(shí)體企業(yè)信用風(fēng)險(xiǎn)的影響，建立面板數(shù)據(jù)模型：

當(dāng)β顯著為正，表示金融資產(chǎn)配置比重越高，實(shí)體企業(yè)違約距離越長(zhǎng)，其面臨的信用風(fēng)險(xiǎn)越小；當(dāng)β顯著為負(fù)，表示金融資產(chǎn)配置比重越高，實(shí)體企業(yè)違約距離越短，其面臨的信用風(fēng)險(xiǎn)越大。

為檢驗(yàn)假設(shè)2a，考察管理者團(tuán)隊(duì)年齡如何影響金融資產(chǎn)配置的信用風(fēng)險(xiǎn)效果，建立面板數(shù)據(jù)模型：

若交叉項(xiàng)Fini,t-1×Magei,t-1回歸系數(shù)λ顯著為正，表明管理者團(tuán)隊(duì)年齡越大，會(huì)傾向于增加金融資產(chǎn)配置，進(jìn)而降低實(shí)體企業(yè)信用風(fēng)險(xiǎn)。假設(shè)2b、假設(shè)2c的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ团c此類(lèi)似。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

表1是主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。從全樣本來(lái)看，Mage均值為48.5132、Dage均值為52.6899，相比管理者團(tuán)隊(duì)年齡，董事長(zhǎng)年齡偏高，表明董事長(zhǎng)與管理者團(tuán)隊(duì)年齡差異較大。Mdgre均值為3.3083、Ddgre均值為3.4055，表明管理者團(tuán)隊(duì)成員學(xué)歷大多在本科以上，董事長(zhǎng)與管理者團(tuán)隊(duì)學(xué)歷差異較小。Mten均值為3.1506、Dten均值為4.1999，相比管理者團(tuán)隊(duì)任期，董事長(zhǎng)任期更長(zhǎng)，表明董事長(zhǎng)與管理者團(tuán)隊(duì)任期差異較大。DD最大值為11.9105、最小值為0.9541、標(biāo)準(zhǔn)差為0.7963，表明我國(guó)上市公司間信用風(fēng)險(xiǎn)差異較大。Fin均值為0.0572，表明我國(guó)上市公司配置金融資產(chǎn)的比重較高。

(二)金融資產(chǎn)配置對(duì)實(shí)體企業(yè)信用風(fēng)險(xiǎn)影響

表2為金融資產(chǎn)配置對(duì)實(shí)體企業(yè)信用風(fēng)險(xiǎn)影響的實(shí)證結(jié)果?？紤]到信用風(fēng)險(xiǎn)的時(shí)間序列可能存在自相關(guān)，本文選取滯后一期、滯后二期和滯后三期的信用風(fēng)險(xiǎn)作為當(dāng)期信用風(fēng)險(xiǎn)的工具變量。根據(jù)表2，滯后一期的Fin回歸系數(shù)為0.2479、z值為3.93，表明金融資產(chǎn)配置比重的提高會(huì)顯著增加實(shí)體企業(yè)違約距離、減少信用風(fēng)險(xiǎn)。在滯后二期及滯后三期的模型檢驗(yàn)中，F(xiàn)in回歸系數(shù)依然顯著為正，表明金融資產(chǎn)配置與實(shí)體企業(yè)信用風(fēng)險(xiǎn)之間依然顯著負(fù)相關(guān)，假設(shè)1a得到了驗(yàn)證。對(duì)比滯后項(xiàng)Fin的回歸系數(shù)及z值，隨著時(shí)間的推移，F(xiàn)in的回歸系數(shù)及z值在逐漸變小，表明金融資產(chǎn)配置雖然在短期內(nèi)能降低實(shí)體企業(yè)信用風(fēng)險(xiǎn)，但金融資產(chǎn)的信用風(fēng)險(xiǎn)緩沖作用呈逐年遞減趨勢(shì)，即假設(shè)1b得到了驗(yàn)證。金融資產(chǎn)配置可能只是實(shí)體企業(yè)發(fā)展的權(quán)宜之計(jì)，長(zhǎng)遠(yuǎn)來(lái)看依然需要立足實(shí)業(yè)、依靠創(chuàng)新來(lái)提升核心競(jìng)爭(zhēng)力。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)

表2 金融資產(chǎn)配置對(duì)實(shí)體企業(yè)信用風(fēng)險(xiǎn)的影響

(三)管理者團(tuán)隊(duì)特征對(duì)金融資產(chǎn)配置效果的影響

表3為管理者團(tuán)隊(duì)特征對(duì)金融資產(chǎn)配置效果影響的實(shí)證結(jié)果。在管理者團(tuán)隊(duì)年齡對(duì)金融資產(chǎn)配置效果影響的實(shí)證結(jié)果中，交叉項(xiàng)Fini,t-1×Magei,t-1回歸系數(shù)為0.2560、z值為2.47，表明管理者團(tuán)隊(duì)年齡越大，實(shí)體企業(yè)金融資產(chǎn)配置比重就越高，進(jìn)而對(duì)企業(yè)信用風(fēng)險(xiǎn)的抑制作用越強(qiáng)。

在管理者任期對(duì)金融資產(chǎn)配置效果影響的實(shí)證結(jié)果中，交叉項(xiàng)Fini,t-1×Mteni,t-1回歸系數(shù)為0.2012、z值為1.97，表明管理者團(tuán)隊(duì)任期越長(zhǎng)，實(shí)體企業(yè)金融資產(chǎn)配置比重越高，進(jìn)而對(duì)企業(yè)信用風(fēng)險(xiǎn)的抑制作用越強(qiáng)。

表3 管理者團(tuán)隊(duì)特征對(duì)金融資產(chǎn)配置效果的影響

在管理者團(tuán)隊(duì)學(xué)歷對(duì)金融資產(chǎn)配置效果影響的實(shí)證結(jié)果中，交叉項(xiàng)Fini,t-1×Mdgrei,t-1回歸系數(shù)為0.0884、z值為0.83，這表明管理者團(tuán)隊(duì)學(xué)歷對(duì)金融資產(chǎn)配置比重與實(shí)體企業(yè)信用風(fēng)險(xiǎn)的抑制作用不明顯。

可見(jiàn)，管理者團(tuán)隊(duì)年齡越大、任期越長(zhǎng)，其風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力下降，在企業(yè)實(shí)體經(jīng)營(yíng)環(huán)境不確定性加大、實(shí)體投資利潤(rùn)下滑的情形下，往往傾向于盈利性良好、變現(xiàn)能力強(qiáng)的金融資產(chǎn)投資，這種發(fā)展策略有利于在短期降低企業(yè)的發(fā)展風(fēng)險(xiǎn)。

(四)進(jìn)一步分析

董事長(zhǎng)是公司管理者團(tuán)隊(duì)的核心，對(duì)公司戰(zhàn)略決策有較強(qiáng)影響力(朱磊等，2017)[21]。將董事長(zhǎng)從管理者團(tuán)隊(duì)中抽出來(lái)，觀察不同董事長(zhǎng)特征的企業(yè)管理者團(tuán)隊(duì)做出的金融資產(chǎn)配置效果的差異。檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表4。

表4 董事長(zhǎng)特征對(duì)管理者

首先，根據(jù)董事長(zhǎng)年齡差異將樣本平均分成兩組，董事長(zhǎng)年齡大于均值為高組，董事長(zhǎng)年齡小于均值為低組。在董事長(zhǎng)年齡高組中，交叉項(xiàng)Fini,t-1×Magei,t-1回歸系數(shù)為0.1963、z值為1.08，即董事長(zhǎng)年齡較高的樣本中，管理者團(tuán)隊(duì)年齡對(duì)金融資產(chǎn)配置與信用風(fēng)險(xiǎn)關(guān)系的影響減弱。在董事長(zhǎng)年齡低組中，交叉項(xiàng)Fini,t-1×Magei,t-1回歸系數(shù)為0.3910、z值為2.90，即董事長(zhǎng)年齡較低的樣本中，管理者團(tuán)隊(duì)年齡對(duì)金融資產(chǎn)配置與信用風(fēng)險(xiǎn)的影響增強(qiáng)。這表明董事長(zhǎng)個(gè)人年齡越大，在一定程度上會(huì)削弱管理者團(tuán)隊(duì)年齡對(duì)金融資產(chǎn)配置效果的影響。

其次，根據(jù)董事長(zhǎng)任期差異將樣本平均分成兩組，董事長(zhǎng)任期長(zhǎng)于均值為長(zhǎng)組，董事長(zhǎng)任期短于均值為短組。在董事長(zhǎng)任期長(zhǎng)組中，交叉項(xiàng)Fini,t-1×Mteni,t-1回歸系數(shù)為-0.1089、z值為-0.52，即董事長(zhǎng)任期較長(zhǎng)的樣本中，管理者團(tuán)隊(duì)任期對(duì)金融資產(chǎn)配置與信用風(fēng)險(xiǎn)關(guān)系的影響減弱。在董事長(zhǎng)任期短組中，交叉項(xiàng)Fini,t-1×Mteni,t-1回歸系數(shù)為0.5958、z值為3.77，即董事長(zhǎng)任期較短的樣本中，管理者團(tuán)隊(duì)任期對(duì)金融資產(chǎn)配置與信用風(fēng)險(xiǎn)的影響增強(qiáng)。這表明董事長(zhǎng)個(gè)人任期越長(zhǎng)，在一定程度上會(huì)削弱管理者團(tuán)隊(duì)任期對(duì)金融資產(chǎn)配置效果的影響。

最后，根據(jù)董事長(zhǎng)學(xué)歷差異將樣本平均分成兩組，董事長(zhǎng)學(xué)歷高于均值為高組，董事長(zhǎng)學(xué)歷低于均值為低組。在董事長(zhǎng)學(xué)歷高組中，交叉項(xiàng)Fini,t-1×Mdgrei,t-1回歸系數(shù)為-0.2984、z值為-1.63；在董事長(zhǎng)年齡低組中，交叉項(xiàng)Fini,t-1×Mdgrei,t-1回歸系數(shù)為0.2324、z值為1.63。這表明董事長(zhǎng)學(xué)歷越高，在一定程度上削弱管理者團(tuán)隊(duì)學(xué)歷對(duì)金融資產(chǎn)配置效果的影響，但不具顯著性。

(五)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)結(jié)論的穩(wěn)健性，本文進(jìn)一步進(jìn)行了檢驗(yàn)：

1.在分析實(shí)體企業(yè)金融資產(chǎn)配置與其信用風(fēng)險(xiǎn)的關(guān)系時(shí)，分別用滯后一期、滯后兩期和滯后三期的信用風(fēng)險(xiǎn)作為當(dāng)期實(shí)體企業(yè)信用風(fēng)險(xiǎn)的工具變量，研究結(jié)果均表明金融資產(chǎn)配置比重的增加會(huì)降低實(shí)體企業(yè)信用風(fēng)險(xiǎn)。

2.在KMV模型基礎(chǔ)上，用違約率EDF值作為實(shí)體企業(yè)信用風(fēng)險(xiǎn)的工具變量，EDF=1-N(DD)，實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)金融資產(chǎn)配置與實(shí)體企業(yè)違約率顯著負(fù)相關(guān)。同時(shí)，隨著時(shí)間的推移，金融資產(chǎn)配置對(duì)實(shí)體企業(yè)違約率的影響在不斷減弱。檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示。

表5 金融資產(chǎn)配置對(duì)實(shí)體企業(yè)信用風(fēng)險(xiǎn)的影響(用違約率作為工具變量)

3.借鑒(Hayes, 2017)[8]的研究，采用均值中心化方法，重新檢驗(yàn)管理者團(tuán)隊(duì)年齡、任期及學(xué)歷與金融資產(chǎn)配置比重的交叉項(xiàng)對(duì)實(shí)體企業(yè)信用風(fēng)險(xiǎn)的影響。在減少非本質(zhì)的多重共線性情況下，檢驗(yàn)結(jié)果與前文不存在實(shí)質(zhì)性差異。具體檢驗(yàn)結(jié)果如表6所示。

五、結(jié)論與啟示

本文從信用風(fēng)險(xiǎn)視角探討實(shí)體企業(yè)金融資產(chǎn)配置的效果，并觀察管理者團(tuán)隊(duì)特征對(duì)這兩者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，發(fā)現(xiàn)：(1)金融資產(chǎn)配置比重的增加，減少了實(shí)體企業(yè)信用風(fēng)險(xiǎn)，且金融資產(chǎn)的信用風(fēng)險(xiǎn)緩沖作用在短期內(nèi)較為明顯，但在長(zhǎng)期內(nèi)會(huì)逐漸弱化；(2)管理者團(tuán)隊(duì)年齡越大、任期越長(zhǎng)，傾向于配置較高比重的金融資產(chǎn)，以增強(qiáng)對(duì)實(shí)體企業(yè)信用風(fēng)險(xiǎn)的緩沖作用，但年齡高、任期長(zhǎng)的董事長(zhǎng)在一定程度上削弱了管理者團(tuán)隊(duì)年齡、任期對(duì)金融資產(chǎn)配置效果的影響；(3)管理者團(tuán)隊(duì)學(xué)歷對(duì)金融資產(chǎn)配置比重與實(shí)體企業(yè)信用風(fēng)險(xiǎn)的調(diào)節(jié)作用不明顯。

以上研究具有重要啟示：第一，當(dāng)前學(xué)界及輿論對(duì)實(shí)體企業(yè)投資金融資產(chǎn)多持否定態(tài)度，認(rèn)為是“脫實(shí)向虛”，但本文研究發(fā)現(xiàn)實(shí)體企業(yè)增加金融資產(chǎn)投資會(huì)減少其信用風(fēng)險(xiǎn)，這有利于企業(yè)可持續(xù)發(fā)展。在實(shí)業(yè)經(jīng)營(yíng)環(huán)境較差的情形下，經(jīng)營(yíng)者為了生存選擇“用腳投票”、配置金融資產(chǎn)以提高企業(yè)的整體盈利能力和抗風(fēng)險(xiǎn)能力有現(xiàn)實(shí)依據(jù)。第二，金融資產(chǎn)配置能有效緩沖實(shí)體企業(yè)信用風(fēng)險(xiǎn)，但這種風(fēng)險(xiǎn)緩沖作用隨著時(shí)間的推移在不斷弱化，這表明配置金融資產(chǎn)依然只是“權(quán)宜之計(jì)”，而非“立足之本”，提高企業(yè)核心競(jìng)爭(zhēng)力最終需要依靠創(chuàng)新。第三，管理者團(tuán)隊(duì)需要保持合理的年齡、任期結(jié)構(gòu)。管理者團(tuán)隊(duì)年齡越大、任期越長(zhǎng)，其風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力下降，為自身利益最大化，往往會(huì)保守選擇企業(yè)的戰(zhàn)略發(fā)展方向，這不利于股東價(jià)值最大化。較高年齡、較長(zhǎng)任期的董事長(zhǎng)會(huì)弱化管理者團(tuán)隊(duì)的年齡、任期對(duì)金融資產(chǎn)配置效果的影響。

表6 管理者團(tuán)隊(duì)特征對(duì)金融資產(chǎn)配置效果的影響(均值中心化)