管理層股權(quán)激勵與實體企業(yè)金融化

李 鑫， 佟 巖， 鐘 凱

(1.北京理工大學(xué) 管理與經(jīng)濟學(xué)院， 北京 100081； 2.對外經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué) 國際商學(xué)院， 北京 100029)

一、問題的提出

近年來，經(jīng)濟發(fā)展“脫實向虛”的趨勢在中國日益凸顯，導(dǎo)致實體經(jīng)濟與虛擬經(jīng)濟之間出現(xiàn)結(jié)構(gòu)性失衡，成為誘發(fā)系統(tǒng)性金融風(fēng)險和制約實體經(jīng)濟穩(wěn)定發(fā)展的重要因素。從微觀企業(yè)視角來看，由于金融行業(yè)利潤率高于實體行業(yè)，資本逐利性使得實體企業(yè)不斷增加金融資產(chǎn)配置，減少生產(chǎn)經(jīng)營性投資。金融投資所貢獻利潤的比重逐漸提高，金融化程度增加，對于實業(yè)投資存在“擠出”效應(yīng)[1]，亦加劇了金融風(fēng)險[2]。管理層薪酬契約作為影響實體企業(yè)投資行為的重要因素，研究其如何作用于實體企業(yè)金融資產(chǎn)配置，對于有效緩解實體經(jīng)濟“脫實向虛”，深化金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革具有重要的借鑒意義?；诖耍疚膶⒔Y(jié)合管理層股權(quán)激勵這一薪酬契約，系統(tǒng)分析管理層薪酬契約對實體企業(yè)金融化的影響機理。

關(guān)于實體企業(yè)金融化的動因，從宏觀視角來看，部分研究結(jié)合宏觀經(jīng)濟周期[3]、經(jīng)濟政策不確定性[4]、融資融券機制[5]等加以分析；從微觀視角來看，相關(guān)研究則主要結(jié)合微觀企業(yè)特征進行分析，如管理層背景[6]、客戶集中度[7]、機構(gòu)投資者[8]等。然而，如何通過設(shè)計相應(yīng)的薪酬契約，降低實體企業(yè)金融資產(chǎn)配置，激發(fā)實體企業(yè)管理層參與實體投資的動力，有效緩解實體經(jīng)濟“脫實向虛”尚需深入探討。

在所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)分離的現(xiàn)代公司治理下，管理層薪酬契約設(shè)計的關(guān)鍵在于降低管理層代理成本，激勵管理層為股東財富最大化而努力。股權(quán)激勵通過授予管理層股權(quán)，賦予其股東身份，以期實現(xiàn)股東與管理層利益的協(xié)同，促使管理層關(guān)注企業(yè)長期經(jīng)營績效[9-10]，能夠有效降低兩權(quán)分離所引起的管理層代理問題。然而，股權(quán)激勵將管理層薪酬與公司股票價格進行綁定，很可能誘發(fā)管理層的機會主義行為，從而過度關(guān)注公司的短期股價表現(xiàn)，進而通過盈余操縱等方式進行套利活動以攫取私有收益[11]；而且，亦可能通過設(shè)計較低的行權(quán)條件，成為增加管理層福利的工具，卻未對管理層自利行為發(fā)揮約束作用[12]。那么，對于實體企業(yè)金融化，股權(quán)激勵這種薪酬契約具有抑制還是加劇作用？本文通過探究管理層股權(quán)激勵對實體企業(yè)金融化的影響，以期為緩解實體經(jīng)濟“脫實向虛”提供相應(yīng)的政策建議。

二、文獻回顧

(一)管理層股權(quán)激勵

在股權(quán)激勵下，管理層與股東之間形成風(fēng)險共擔(dān)與利益協(xié)同機制，實現(xiàn)最優(yōu)激勵契約，促使管理層重視企業(yè)長期價值最大化。已有研究分別基于長期風(fēng)險承擔(dān)與財務(wù)決策效率的視角展開分析，并為此提供了相應(yīng)的經(jīng)驗證據(jù)。一方面，結(jié)合長期風(fēng)險承擔(dān)視角的分析，已有研究發(fā)現(xiàn)股權(quán)激勵能夠促使管理層更加注重企業(yè)長期發(fā)展，增加創(chuàng)新投資[13]和有助于企業(yè)長期價值創(chuàng)造的費用開支[9]，說明股權(quán)激勵增強了管理層的風(fēng)險承擔(dān)意愿。另一方面，結(jié)合財務(wù)決策效率的探討，已有研究發(fā)現(xiàn)股權(quán)激勵能夠抑制非效率投資[14]、緩解多元化折價的問題[15]、提升企業(yè)長期績效[10]，表明股權(quán)激勵能夠發(fā)揮一定的公司治理作用。

然而，股權(quán)激勵使得管理層薪酬與公司股價之間的敏感性增加，從而誘發(fā)管理層機會主義動機，通過提升短期股價以獲取個人私有收益。已有研究分別結(jié)合股價操縱與個人尋租視角分析股權(quán)激勵所引起的代理沖突。一方面，結(jié)合股價操縱視角，研究發(fā)現(xiàn)股權(quán)激勵加劇了管理層的盈余操縱[11]；審計師也會感知股權(quán)激勵可能引發(fā)的盈余管理行為，從而提高審計收費以補償審計風(fēng)險[16]。說明股權(quán)激勵會誘發(fā)管理層的機會主義行為，加劇了代理沖突。另一方面，結(jié)合個人尋租視角，研究發(fā)現(xiàn)股權(quán)激勵并未體現(xiàn)為激勵效應(yīng)，反而呈現(xiàn)福利效應(yīng)[12，17]。通過設(shè)置較低的業(yè)績目標(biāo)或行權(quán)條件，使得股權(quán)激勵成為管理層進行個人尋租攫取私有收益的工具。此時，股權(quán)激勵并未有效約束管理層的自利行為，未能發(fā)揮相應(yīng)的治理效應(yīng)。

(二)實體企業(yè)金融化

關(guān)于實體企業(yè)金融化的動因，一方面源于金融資產(chǎn)所帶來的超額收益，另一方面源于金融資產(chǎn)能夠發(fā)揮“蓄水池”效應(yīng)。另外，隨著企業(yè)金融資產(chǎn)采用公允價值確認(rèn)和計量，配置金融資產(chǎn)也成為企業(yè)管理層進行盈余操縱的手段之一。

首先，金融資產(chǎn)投資收益率顯著高于實體資產(chǎn)投資收益率，產(chǎn)生資產(chǎn)的收益錯配。資本逐利性驅(qū)使實體企業(yè)加大金融資產(chǎn)配置以獲取超額利潤；而且，金融資產(chǎn)投資周期短，更可能增強管理層配置金融資產(chǎn)的意愿。已有研究主要分析了金融資產(chǎn)配置對實體資產(chǎn)投資的擠出效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)金融資產(chǎn)配置對于實體企業(yè)普通資本投資與創(chuàng)新投資均存在抑制作用[1,18]。此外，實體資產(chǎn)具有不可逆性，資產(chǎn)專有性使得實業(yè)投資不確定性增加，導(dǎo)致管理層進行實業(yè)投資的意愿下降[19]。

其次，金融資產(chǎn)具有較高的可變現(xiàn)性，能夠發(fā)揮“蓄水池”效應(yīng)，為實體企業(yè)進行流動性儲備。胡奕明等[3]發(fā)現(xiàn)，實體企業(yè)金融資產(chǎn)配置與廣義貨幣M2顯著正相關(guān)。當(dāng)貨幣政策較為寬松時，實體企業(yè)會配置較多金融資產(chǎn)作為未來流動性儲備；而當(dāng)貨幣緊縮時，通過出售金融資產(chǎn)以獲取相應(yīng)的流動性，防止實體企業(yè)發(fā)生資金鏈斷裂等流動性危機。因此，金融資產(chǎn)配置能夠發(fā)揮一定的“蓄水池”作用。Duchin et al.[20]結(jié)合美國公司樣本也發(fā)現(xiàn)類似證據(jù)，即非融資約束的實體企業(yè)配置了更多的金融資產(chǎn)。

此外，隨著公允價值計量的采用，金融資產(chǎn)配置也成為實體企業(yè)調(diào)節(jié)利潤、進行盈余操縱的重要手段①。劉偉、曹瑜強[8]發(fā)現(xiàn)，機構(gòu)投資者對于短期績效的追逐會導(dǎo)致管理層出現(xiàn)短視行為，使其配置較多的金融資產(chǎn)以獲取短期收益，避免股價下跌。彭俞超等[2]也證實，實體企業(yè)金融資產(chǎn)配置有助于粉飾短期利潤，加劇了壞消息隱藏，從而導(dǎo)致股價崩盤風(fēng)險提升。因此，實體企業(yè)金融資產(chǎn)配置很可能成為管理層操縱盈余、攫取個人私有收益的便利工具。

本文的邊際貢獻主要體現(xiàn)在如下三個方面：第一，本文基于管理層薪酬契約設(shè)計的研究情境，關(guān)注管理層股權(quán)激勵與實體企業(yè)金融化之間的關(guān)系，對實體企業(yè)金融化影響因素的研究做出了有益補充，拓展了實體企業(yè)金融化影響因素的研究視角。第二，本文結(jié)合實體企業(yè)金融化這一視角，進一步拓展了關(guān)于股權(quán)激勵經(jīng)濟后果的研究范疇，豐富了股權(quán)激勵經(jīng)濟后果的相關(guān)研究。第三，本文聚焦企業(yè)金融資產(chǎn)投資，豐富了股權(quán)激勵與企業(yè)投資行為之間關(guān)系的研究，為股權(quán)激勵影響企業(yè)投資行為提供了新的研究思路。

三、理論分析與研究假設(shè)

通過對管理層股權(quán)激勵與企業(yè)金融資產(chǎn)配置研究的梳理和回顧可以看到，股權(quán)激勵作為重要的薪酬激勵機制，其既可能對實體企業(yè)金融資產(chǎn)配置產(chǎn)生抑制作用，也可能會增強實體企業(yè)配置金融資產(chǎn)的動機。對此，本文提出如下兩個假設(shè)——利益協(xié)同假設(shè)與機會主義假設(shè)，分別解釋股權(quán)激勵如何影響實體企業(yè)金融資產(chǎn)配置。

(一)利益協(xié)同假設(shè)

根據(jù)最優(yōu)契約理論，股權(quán)激勵作為一種薪酬激勵方式，通過授予管理層股權(quán)，賦予管理層股東身份，實現(xiàn)二者之間的利益協(xié)同，緩解管理層與股東之間的代理沖突，以促使管理層按照股東利益最大化原則管理企業(yè)經(jīng)營活動。對于實體企業(yè)而言，金融資產(chǎn)配置并不是其主要業(yè)務(wù)活動，不足以支撐企業(yè)長期發(fā)展，而且很可能還會加大運營風(fēng)險。而股權(quán)激勵通過促使管理層與股東利益協(xié)同一致，從而可以抑制實體企業(yè)的金融資產(chǎn)配置。

第一，股權(quán)激勵將管理層薪酬與股東價值最大化加以捆綁，促使管理層在經(jīng)營決策中更加重視配置有利于提升公司長期價值的經(jīng)營性資產(chǎn)[9]。已有研究也證實股權(quán)激勵方式能夠促使管理層注重企業(yè)競爭優(yōu)勢的培育與長期可持續(xù)發(fā)展，提高企業(yè)創(chuàng)新投資水平[13]。而且，在股權(quán)激勵的薪酬契約下，管理層加強公司治理與內(nèi)部控制的意愿也不斷提高，規(guī)范企業(yè)經(jīng)營流程的同時避免被出具不利審計意見，以防止公司股價下跌[21]。與經(jīng)營性資產(chǎn)有所不同，金融資產(chǎn)投資雖能夠為企業(yè)貢獻相應(yīng)的利潤，但是對于實體企業(yè)塑造競爭優(yōu)勢作用不大。因此，股權(quán)激勵薪酬契約機制強化了管理層在經(jīng)營決策中的長期視野，能夠降低實體企業(yè)金融資產(chǎn)配置的動機。

第二，金融資產(chǎn)具有較強的波動性，其價格波動與資本市場系統(tǒng)性風(fēng)險之間的聯(lián)動性較強。實體企業(yè)的金融資產(chǎn)配置行為會導(dǎo)致其股價更易受資本市場風(fēng)險的影響，尤其在以公允價值確認(rèn)和計量金融資產(chǎn)時，其引發(fā)的順周期效應(yīng)會造成金融資產(chǎn)價值波動更強，加劇了股價波動風(fēng)險[2]。在股權(quán)激勵的薪酬契約下，公司股價表現(xiàn)是影響管理層薪酬水平的重要因素。因此，管理層有動機降低金融資產(chǎn)配置，以規(guī)避資本市場波動所帶來的聯(lián)動風(fēng)險對股價的影響，造成薪酬水平下降。

基于上述分析，本文提出如下假設(shè)。

H1a：管理層股權(quán)激勵對于實體企業(yè)金融化具有抑制作用。

(二)機會主義假設(shè)

根據(jù)管理層權(quán)力理論，股權(quán)激勵使得管理層薪酬水平顯著依賴于公司股價，導(dǎo)致管理層更加關(guān)注公司的股價表現(xiàn)，很可能誘發(fā)管理層的機會主義行為以影響公司股價[11]，從而增加自身薪酬收益水平。此時，股權(quán)激勵并未發(fā)揮所預(yù)期的緩解代理問題的作用，反而淪為了“管理層尋租”的工具。對于實體企業(yè)而言，金融資產(chǎn)投資具有較高的收益率，有助于提升公司股價，配置金融資產(chǎn)也有利于管理層進行利潤操縱。因而，股權(quán)激勵很可能會誘發(fā)管理層的機會主義動機，增加金融資產(chǎn)配置。

一方面，現(xiàn)階段金融行業(yè)利潤率明顯高于實體行業(yè)，實體企業(yè)配置金融資產(chǎn)能夠獲取超額利潤[18]，有助于提升公司股價。股權(quán)激勵增加了管理層薪酬水平與公司股價之間的敏感性，很可能誘發(fā)管理層的機會主義動機，使得管理層投資金融資產(chǎn)的意愿增加，從而通過金融資產(chǎn)投資所帶來的超額收益率，提升公司股價以增加薪酬收入，實現(xiàn)自身利益最大化。

另一方面，與實體經(jīng)營性資產(chǎn)投資的不可逆性不同，金融資產(chǎn)的流動性與可變現(xiàn)性較強，在調(diào)節(jié)企業(yè)利潤方面具有一定的靈活性。而且，《企業(yè)會計準(zhǔn)則》中對于金融資產(chǎn)的確認(rèn)與計量較為復(fù)雜與多樣②，為企業(yè)利用金融資產(chǎn)投資進行利潤操控提供了一定的空間，并且面臨訴訟或者處罰風(fēng)險的可能性較低。已有研究表明股權(quán)激勵增加了管理層的自利動機，很可能導(dǎo)致管理層采取盈余管理等方式以滿足激勵條件，提升自身薪酬收益水平[11]。面對股權(quán)激勵的薪酬契約，金融資產(chǎn)在調(diào)節(jié)利潤中所具有的靈活性更易被管理層利用進行盈余操控，以滿足股權(quán)激勵中相應(yīng)的業(yè)績條件，導(dǎo)致實體企業(yè)增加金融資產(chǎn)配置。

基于上述分析，本文提出如下假設(shè)。

H1b：管理層股權(quán)激勵對于實體企業(yè)金融化具有促進作用。

四、研究設(shè)計

(一)樣本選取與數(shù)據(jù)來源

為研究管理層股權(quán)激勵對實體企業(yè)金融化的影響，本文使用2006—2019年滬深兩市上市公司為初始樣本③。選擇2006年為起點，主要考慮2005年12月31日證監(jiān)會頒布《上市公司股權(quán)激勵管理辦法(試行)》，股權(quán)激勵才正式實施。本文研究數(shù)據(jù)來自Wind數(shù)據(jù)庫和CSMAR數(shù)據(jù)庫，并按照如下流程對初始樣本進行篩選：(1)剔除ST和*ST的上市公司樣本；(2)剔除金融類、保險類的上市公司樣本；(3)剔除股權(quán)激勵方案中授予對象為中層管理人員和核心技術(shù)人員的上市公司樣本；(4)剔除股權(quán)激勵方案沒有達(dá)到第一個行權(quán)期而直接取消的上市公司樣本；(5)剔除數(shù)據(jù)缺失的樣本。經(jīng)過篩選，最終得到19 188個樣本。為消除極端值的干擾，對所有連續(xù)變量在1%和99%分位數(shù)進行了縮尾處理。數(shù)據(jù)處理和分析采用Stata 15.0軟件進行。

(二)變量定義

1.被解釋變量：實體企業(yè)金融化

借鑒已有研究[1,3,18,22]，本文使用金融資產(chǎn)與總資產(chǎn)之比來衡量實體企業(yè)金融資產(chǎn)配置(Finratio)。金融資產(chǎn)由交易類金融資產(chǎn)、長期股權(quán)投資凈額、投資性房地產(chǎn)凈額及委托理財與信托產(chǎn)品四類組成。其中，交易類金融資產(chǎn)主要包括交易性金融資產(chǎn)、衍生金融資產(chǎn)、短期投資凈額、可供出售金融資產(chǎn)凈額、持有至到期投資凈額和長期債權(quán)投資凈額等；委托理財與信托產(chǎn)品包括委托貸款、理財產(chǎn)品及信托產(chǎn)品投資余額。

2.解釋變量：管理層股權(quán)激勵

本文參考Bergstresser & Philippon[23]、林大龐和蘇冬蔚[11]的研究，選用股價上漲1%時，管理層持有的股票和股票期權(quán)價值增量占其總薪酬的比率作為股權(quán)激勵的衡量指標(biāo)，計算公式見式(1)。

(1)

其中，Pricei,t為t年年末i公司股票的收盤價，Shares和Option分別為公司管理層持有的股票和期權(quán)的數(shù)量，Cashpay為管理層當(dāng)年的現(xiàn)金薪酬，包括年薪、津貼等。

3.控制變量

借鑒已有研究[1,5,7]，本文控制了公司規(guī)模(Size)、財務(wù)杠桿(Lev)、盈利能力(Roa)、資產(chǎn)結(jié)構(gòu)(Tang)、企業(yè)成長性(Growth)、經(jīng)營凈現(xiàn)金流(Cfo)、企業(yè)年齡(Lnage)、獨立董事比例(Indep)、董事會規(guī)模(Board)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(State)。此外，還控制了行業(yè)固定效應(yīng)(Ind)和年度固定效應(yīng)(Year)。具體變量的定義及說明如表1所示。

(三)模型構(gòu)建

為檢驗管理層股權(quán)激勵對實體企業(yè)金融化的影響，構(gòu)建如下計量模型。

Finratioi,t+1=α0+α1Incentivei,t+∑X+εi,t

(2)

其中，X為控制變量集，ε為隨機干擾項。Incentive的系數(shù)α1反映股權(quán)激勵對實體企業(yè)金融化的影響。若α1顯著為負(fù)，表明管理層股權(quán)激勵對于實體企業(yè)金融化具有抑制作用，支持H1a；如若α1顯著為正，則說明股權(quán)激勵會導(dǎo)致實體企業(yè)金融化程度增加，支持H1b。

五、實證結(jié)果分析

(一)描述性統(tǒng)計分析

本文相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1所示?？梢钥闯?，實體企業(yè)金融化(Finratio)的均值和中位數(shù)分別為0.122和0.055，標(biāo)準(zhǔn)差為0.208，說明不同企業(yè)的金融化程度差異較大；管理層股權(quán)激勵變量(Incentive)的均值為0.262，表明管理層通過股權(quán)激勵的方式獲得的收益占其總薪酬的比例平均為26.2%，說明與西方發(fā)達(dá)國家相比，我國上市公司采取股權(quán)激勵計劃尚處于起步探索階段[23]。相關(guān)控制變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果與已有研究[1,4,6,8]較為接近。

表1 變量定義及描述性統(tǒng)計

(二)相關(guān)性分析

對各變量進行的Pearson相關(guān)系數(shù)檢驗發(fā)現(xiàn)，Incentive與Finratio的相關(guān)系數(shù)為-0.046，且在1%的水平下顯著，初步支持了H1a。此外，變量間的相關(guān)系數(shù)均低于0.6。在經(jīng)過VIF測試后，模型的方差膨脹因子最大為2.01，遠(yuǎn)小于10，說明回歸模型的各變量之間不存在多重共線性問題④。

(三)管理層股權(quán)激勵對實體企業(yè)金融化的影響

本文通過模型(2)檢驗管理層股權(quán)激勵對實體企業(yè)金融化的影響，相關(guān)回歸結(jié)果見表2。表2的列(1)展示了只加入控制變量的回歸結(jié)果，公司規(guī)模(Size)、企業(yè)年齡(Lnage)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(State)與實體企業(yè)金融化(Finratio)顯著正相關(guān)，財務(wù)杠桿(Lev)、資產(chǎn)結(jié)構(gòu)(Tang)、企業(yè)成長性(Growth)、董事會規(guī)模(Board)與實體企業(yè)金融化(Finratio)顯著負(fù)相關(guān)，與已有研究基本一致[1,5,7]；列(2)進一步加入管理層股權(quán)激勵(Incentive)，Incentive的系數(shù)為-0.037，且在1%的水平下顯著，說明管理層股權(quán)激勵水平越高，企業(yè)金融化程度越低；列(3)進一步控制了行業(yè)和年度固定效應(yīng)，Incentive的系數(shù)為-0.035，依然在1%的水平下顯著，進一步支持了H1a。從經(jīng)濟意義上看，管理層股權(quán)激勵每提高1個標(biāo)準(zhǔn)差，實體企業(yè)金融化則會降低5.9%(0.035×0.351/0.208)個標(biāo)準(zhǔn)差。以上結(jié)果說明，管理層股權(quán)激勵對實體企業(yè)金融化具有一定的抑制作用，且存在顯著的經(jīng)濟意義。

(四)異質(zhì)性分析

處于經(jīng)濟轉(zhuǎn)軌時期的中國，對許多經(jīng)濟問題的探討都離不開產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的影響。在民營企業(yè)中，管理層股權(quán)激勵對實體企業(yè)金融化的抑制作用可能更為明顯，原因在于：一方面，在薪酬管制背景下，國有企業(yè)管理層股權(quán)激勵的激勵比例、預(yù)期收益會受到諸多限制，使股權(quán)激勵難以發(fā)揮應(yīng)有的激勵作用；另一方面，國有企業(yè)的管理層“行政色彩”較為濃厚，其個人利益最大化更多地與升遷機會相掛鉤，管理層因自利動機而配置較多金融資產(chǎn)的問題在國有企業(yè)中并不突出，這使得管理層股權(quán)激勵在抑制企業(yè)金融化方面帶來的“利益協(xié)同效應(yīng)”對國有企業(yè)而言影響較為有限?；诖?，本文根據(jù)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(State)進行分組檢驗，回歸結(jié)果如表2的列(4)和列(5)所示。可以看出：在民營企業(yè)中，Incentive的系數(shù)在1%的水平下顯著為負(fù)，而在國有企業(yè)中Incentive的系數(shù)為負(fù)但不顯著。本文還進行了Bootstrap組間系數(shù)差異檢驗，得到經(jīng)驗p值為0.034且在5%的水平下顯著異于零。由此可以說明，在民營企業(yè)中，管理層股權(quán)激勵能在更大程度上發(fā)揮利益協(xié)同效應(yīng)，降低實體企業(yè)的金融資產(chǎn)配置。

表2 管理層股權(quán)激勵對實體企業(yè)金融化影響的回歸結(jié)果

(五)穩(wěn)健性檢驗

1.排除替代性解釋

(1)短期業(yè)績壓力。短期業(yè)績壓力會導(dǎo)致管理層盈余操縱的動機提升，從而很可能通過處置金融資產(chǎn)以增加短期會計業(yè)績。具體方法包括處置可供出售金融資產(chǎn)，將確認(rèn)至其他綜合收益的公允價值變動轉(zhuǎn)入投資收益，增加當(dāng)年會計盈余等方式。因此，管理層股權(quán)激勵導(dǎo)致實體企業(yè)金融化程度下降也可能是由于管理層為實現(xiàn)股權(quán)激勵目標(biāo)，面臨短期業(yè)績壓力而處置金融資產(chǎn)以增加當(dāng)期會計盈余，而非股權(quán)激勵的治理效應(yīng)在發(fā)揮作用。因此，本文有必要排除“短期業(yè)績壓力”這一替代性解釋，具體通過區(qū)分盈余管理動機的高低來加以考察。

首先，本文利用企業(yè)盈利能力指標(biāo)——總資產(chǎn)收益率(Roa)進行考察。一方面，當(dāng)Roa為負(fù)時，企業(yè)有較強的動機調(diào)節(jié)盈余以實現(xiàn)扭虧；另一方面，處于“微利”狀態(tài)(如0

(3)

其中，F(xiàn)i,j,t為分析師j對公司i在第t年的每股收益的預(yù)測值，Ai,t為公司i在第t年的實際每股收益水平，Pi則為公司i在分析師發(fā)布盈利預(yù)測前一個交易日的股票收盤價格。取公司i在t年所有分析師盈余預(yù)測偏差(Opt)的中位數(shù)作為公司i在t年的分析師預(yù)測偏差(Opt_Median)，若同一分析師對某個公司在同一年度有多次盈余預(yù)測，則選取該分析師在年報披露日前最后一次發(fā)布的盈余預(yù)測。而后當(dāng)公司i在t年的分析師預(yù)測偏差(Opt_Median)小于等于1%時，則表明相比于分析師盈余預(yù)測，公司實際盈余較大，管理層操縱盈余的動機相對較小；而當(dāng)分析師預(yù)測偏差(Opt_Median)大于1%時，則表明公司實際盈余未達(dá)到分析師預(yù)測或剛超過分析師盈余預(yù)測⑤，此時管理層存在較強的盈余管理動機以便達(dá)到分析師盈余預(yù)測。因此，本文通過區(qū)分分析師預(yù)測偏差(Opt_Median)是否大于1%進行分組回歸，以排除“短期業(yè)績壓力”這一替代性解釋。

表3的列(1)～列(4)展示了排除“短期業(yè)績壓力”這一替代性解釋的檢驗結(jié)果，其中列(1)和列(2)報告了按照總資產(chǎn)報酬率(Roa)進行分組的檢驗結(jié)果，列(3)和列(4)報告了按照分析師預(yù)測偏差(Opt_Median)進行分組的檢驗結(jié)果。結(jié)果顯示：無論是按照總資產(chǎn)報酬率還是分析師預(yù)測偏差來區(qū)分盈余管理動機的強弱，股權(quán)激勵(Incentive)的系數(shù)至少在5%的水平下顯著為負(fù)，Bootstrap組間系數(shù)差異檢驗得到經(jīng)驗p值分別為0.299和0.219，說明Incentive的系數(shù)在兩組之間并不存在顯著差異，盈余管理動機較高抑或較低均不影響管理層股權(quán)激勵對實體企業(yè)金融化發(fā)揮抑制作用，從而排除了“短期業(yè)績壓力”這一替代性解釋。

表3 排除替代性解釋的回歸結(jié)果

(2)“蓄水池”效應(yīng)。關(guān)于實體企業(yè)配置金融資產(chǎn)的原因，一方面源于金融資產(chǎn)較高的投資收益率[18]，另一方面則來自金融資產(chǎn)所具有的“蓄水池”效應(yīng)[3]。股權(quán)激勵通過賦予管理層股東身份，加強了管理層與股東之間的利益協(xié)同效應(yīng)，從而抑制實體企業(yè)金融資產(chǎn)配置行為，促使管理層更加注重企業(yè)長期發(fā)展。然而，結(jié)合金融資產(chǎn)所具有的“蓄水池”效應(yīng)，股權(quán)激勵導(dǎo)致實體企業(yè)金融化程度下降也可能是由于股權(quán)激勵使得實體企業(yè)對于流動性儲備的需求較少所致。

為排除“蓄水池”效應(yīng)的替代性解釋，本文將實體企業(yè)金融化分為兩類，一類是短期金融化(Finratio_s)，采用交易性金融資產(chǎn)與總資產(chǎn)的比值來衡量；一類是長期金融化(Finratio_l)，采用衍生金融資產(chǎn)、短期投資凈額、可供出售金融資產(chǎn)凈額、持有至到期投資凈額、長期債權(quán)投資凈額、投資性房地產(chǎn)凈額、長期股權(quán)投資凈額、委托理財與信托產(chǎn)品之和與總資產(chǎn)的比值來衡量。如若“蓄水池”效應(yīng)成立，即股權(quán)激勵使得流動性儲備動機下降，則股權(quán)激勵應(yīng)對短期金融化的影響更為顯著。表3的列(5)和列(6)展示了相應(yīng)的檢驗結(jié)果?？梢钥吹?，管理層股權(quán)激勵(Incentive)與實體企業(yè)短期金融化(Finratio_s)之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系不顯著，而管理層股權(quán)激勵(Incentive)與企業(yè)長期金融化(Finratio_l)在1%的水平下顯著負(fù)相關(guān)。以上表明股權(quán)激勵更能夠有效抑制實體企業(yè)配置長期金融資產(chǎn)，從而排除了“蓄水池”效應(yīng)這一替代性解釋的干擾。

2.工具變量檢驗

上文證實了管理層股權(quán)激勵會抑制實體企業(yè)金融資產(chǎn)配置，但也可能是金融資產(chǎn)配置較小的企業(yè)傾向于實施股權(quán)激勵，使得前文研究結(jié)論可能存在反向因果的內(nèi)生性問題。為解決這一內(nèi)生性問題，借鑒已有研究[16]，本文采用工具變量法，利用同年度同行業(yè)其他企業(yè)管理層股權(quán)激勵變量的均值(m_Incentive)作為管理層股權(quán)激勵(Incentive)的工具變量。選取該指標(biāo)作為工具變量的原因在于：2016年7月13日，證監(jiān)會發(fā)布的《上市公司股權(quán)激勵管理辦法》中規(guī)定，公司在制定股權(quán)激勵計劃時可以參照同行業(yè)可比公司相關(guān)指標(biāo)來設(shè)置相應(yīng)的績效考核條件。因此，同年度同行業(yè)其他企業(yè)管理層股權(quán)激勵強度與該企業(yè)管理層股權(quán)激勵強度相關(guān)，滿足工具變量應(yīng)具備的相關(guān)性，但并不會直接影響該企業(yè)的金融化程度，滿足外生性的要求。表4列示了兩階段最小二乘法(2SLS)的回歸結(jié)果，其中第一階段的F值為540.82，大于10，拒絕了存在弱工具變量的原假設(shè)，說明同年度同行業(yè)其他企業(yè)管理層股權(quán)激勵的均值(m_Incentive)與本企業(yè)管理層股權(quán)激勵(Incentive)存在高度相關(guān)性；第二階段的回歸結(jié)果可以看出，管理層股權(quán)激勵(Incentive)的系數(shù)依然在1%的水平下顯著為負(fù)，與預(yù)期一致⑥。

表4 工具變量檢驗結(jié)果

3.處理樣本選擇偏誤

為克服可能存在的樣本自選擇偏差導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，本文采用Heckman兩階段模型進行檢驗。在第一階段回歸中，借鑒呂長江等[25]的研究，以是否為股權(quán)激勵公司(Incentive_firm)為被解釋變量，賬面市值比(Mbratio)、地區(qū)市場化程度(Market)以及模型(2)中的一系列控制變量作為解釋變量，并控制行業(yè)固定效應(yīng)(Ind)和年度固定效應(yīng)(Year)，通過構(gòu)造Probit回歸模型估計出逆米爾斯比率(Imr)，將逆米爾斯比率作為控制變量帶入第二階段回歸當(dāng)中，檢驗主效應(yīng)是否依然顯著。Heckman第一階段的回歸結(jié)果表明，Wald卡方統(tǒng)計量為1 900.29，在1%的水平下顯著，表明本文所選變量較為合適，且企業(yè)規(guī)模越大、業(yè)績越好、民營企業(yè)、市場化程度越高的企業(yè)越容易實施股權(quán)激勵，這些發(fā)現(xiàn)與呂長江等[25]的結(jié)果基本一致。結(jié)果顯示⑦，逆米爾斯比率(Imr)的回歸系數(shù)在1%的水平下顯著，說明確實存在樣本選擇偏誤的問題。但管理層股權(quán)激勵(Incentive)的回歸系數(shù)依然在1%的水平下顯著為負(fù)，表明在控制了樣本選擇偏誤問題之后，管理層股權(quán)激勵對實體企業(yè)金融化的負(fù)向作用依然存在。

4.替換關(guān)鍵變量的度量方式

首先，本文采取以下三種方法對企業(yè)金融化進行重新度量：第一，參考已有研究[1,3,18,22]，使用狹義金融資產(chǎn)與總資產(chǎn)之比來衡量企業(yè)金融化(Finratio2)。狹義金融資產(chǎn)由交易類金融資產(chǎn)、投資性房地產(chǎn)凈額及委托理財與信托產(chǎn)品三類組成，即剔除了長期股權(quán)投資凈額。第二，參考李馨子等[7]的研究，將貨幣資金納入前述金融資產(chǎn)的范疇，得到企業(yè)金融化指標(biāo)(Finratio3)。第三，參考張成思、張步曇[18]的研究，使用企業(yè)金融渠道獲利與營業(yè)利潤的比值(Finratio4)來衡量企業(yè)金融化。其中企業(yè)金融渠道獲利是投資收益、公允價值變動損益以及其他綜合收益之和。使用上述三種方法作為被解釋變量對基本回歸模型(2)重新進行回歸，結(jié)果顯示⑧，管理層股權(quán)激勵與實體企業(yè)金融化均顯著負(fù)相關(guān)。

接著，本文采取以下三種方法對管理層股權(quán)激勵進行重新度量：第一，借鑒任莉莉、張瑞君[15]的研究，使用虛擬變量Incentive2(股權(quán)激勵計劃實施當(dāng)年或隨后年份取1，先前年份取0)作為股權(quán)激勵的代理指標(biāo)；第二，使用管理層持有的股票和股票期權(quán)價值增量占總薪酬的比率Incentive3，即對式(1)中的分子和分母都去掉0.01，作為股權(quán)激勵的代理指標(biāo)；第三，使用股權(quán)激勵涉及股票數(shù)量與公司股票總數(shù)的比值Incentive4作為股權(quán)激勵的代理指標(biāo)。使用上述三個變量分別作為解釋變量對模型(2)重新進行回歸，結(jié)果顯示⑨，管理層股權(quán)激勵與實體企業(yè)金融化均顯著負(fù)相關(guān)。

六、進一步研究

(一)機制分析

上述結(jié)果均表明股權(quán)激勵對于實體企業(yè)金融化具有一定抑制作用，體現(xiàn)為股權(quán)激勵的“利益協(xié)同”效應(yīng)，而這一作用的發(fā)揮可能會受到股東監(jiān)督力度和治理環(huán)境的影響。為此，本文進一步結(jié)合股東監(jiān)督與治理環(huán)境的視角，考察股權(quán)激勵緩解實體企業(yè)“脫實向虛”的作用機制。

1.股東監(jiān)督

監(jiān)督與激勵是降低經(jīng)營權(quán)與所有權(quán)分離所引起的管理層代理沖突的兩個重要方式。當(dāng)股東實施監(jiān)督的成本較高時，通過設(shè)計有效的激勵契約，促使管理層按照股東意志進行經(jīng)營決策十分關(guān)鍵?；诖耍?dāng)股東監(jiān)督力度較小時，管理層股權(quán)激勵對于實體企業(yè)金融化的抑制作用應(yīng)更強。本文構(gòu)建如下回歸模型來驗證這一機制。

Finratioi,t+1=β0+β1Incentivei,t+β2Controli,t+β3Incentivei,t×Controli,t+∑X+εi,t

(4)

其中，模型(4)重點關(guān)注管理層股權(quán)激勵(Incentive)與股東監(jiān)督強度(Control)的交乘項(Incentive×Control)的系數(shù)β3。本文采用兩種方法度量股東監(jiān)督強度(Control)：第一，使用第一大股東持股比例(Top1)來衡量。當(dāng)?shù)谝淮蠊蓶|持股比例較低時，大股東對管理層進行監(jiān)督的成本較高，導(dǎo)致大股東缺乏監(jiān)督動力，此時大股東監(jiān)督力度較低。第二，使用董事長與總經(jīng)理是否存在二職兼任(Dual)來衡量，當(dāng)董事長兼任總經(jīng)理時取值為1，否則為0。當(dāng)董事長與總經(jīng)理存在二職兼任時，能夠有效避免管理權(quán)力的模糊，有助于發(fā)揮管理層的“管家職能”，降低管理層的短視行為和代理沖突，此時大股東的監(jiān)督力度較強。

表5的列(1)和列(2)展示了相應(yīng)的回歸結(jié)果。列(1)顯示，交乘項Incentive×Top1系數(shù)為正，且在1%的水平下顯著，表明在第一大股東持股比例較低時，股權(quán)激勵對于實體企業(yè)金融化的抑制作用更為明顯；列(2)顯示，交乘項Incentive×Dual系數(shù)為正，且在1%的水平下顯著，表明在董事長與總經(jīng)理未二職兼任時，股權(quán)激勵對于實體企業(yè)金融化的抑制作用更強。綜合來看，在股東監(jiān)督力度較小時，股權(quán)激勵更能夠發(fā)揮利益協(xié)同效應(yīng)，對實體企業(yè)金融化的抑制作用更強。

2.治理環(huán)境

對于治理環(huán)境薄弱的公司而言，其管理層代理問題相對更加嚴(yán)重，且直接進行監(jiān)督的成本較高，因而激勵契約便發(fā)揮著重要作用。在治理環(huán)境較為薄弱時，管理層股權(quán)激勵對于實體企業(yè)金融化的抑制作用會更強。本文構(gòu)建如下回歸模型來驗證這一機制。

Finratioi,t+1=μ0+μ1Incentivei,t+μ2CorpGovi,t+μ3Incentivei,t×CorpGovi,t+∑X+εi,t

(5)

模型(5)重點關(guān)注管理層股權(quán)激勵(Incentive)與治理環(huán)境(CorpGov)的交乘項(Incentive×CorpGov)的系數(shù)μ3。本文采用兩種方法度量治理環(huán)境(CorpGov)：第一，選取獨立董事比例、董事長與總經(jīng)理職務(wù)分離、董事會持股比例、高管持股比例、第一大股東持股比例、董事會和監(jiān)事會規(guī)模以及前三位高管的薪酬之和作為公司治理變量，并使用主成分分析法擬合公司治理綜合評價指數(shù)(GovIndex)。第二，使用產(chǎn)品市場競爭程度來衡量。當(dāng)產(chǎn)品市場競爭程度較小時，外部監(jiān)督壓力相對較小，管理層攫取私有收益的空間增加，代理問題相對更加突出，治理環(huán)境較為薄弱。本文采用赫芬達(dá)爾—赫希曼指數(shù)(HHI)來衡量產(chǎn)品市場的競爭程度，HHI越大，表示產(chǎn)品市場競爭程度越低，治理環(huán)境相對薄弱；HHI越小，表示產(chǎn)品市場競爭程度越高，治理環(huán)境相對較好。

表5的列(3)和列(4)列示了相應(yīng)的回歸結(jié)果，列(3)結(jié)果顯示，交乘項Incentive×GovIndex系數(shù)為正，且在5%的水平下顯著，表明在公司治理水平較低時，股權(quán)激勵對于實體企業(yè)金融化的抑制作用更為明顯；列(4)結(jié)果顯示，交乘項Incentive×HHI系數(shù)為負(fù)，且在10%的水平下顯著，表明在產(chǎn)品市場競爭較小時，股權(quán)激勵對于實體企業(yè)金融化的抑制作用更強。綜合來看，在治理環(huán)境相對薄弱時，股權(quán)激勵的利益協(xié)同效應(yīng)更強，更有助于抑制實體企業(yè)的金融資產(chǎn)配置行為。

表5 機制分析結(jié)果

(二)經(jīng)濟后果檢驗

為進一步說明管理層股權(quán)激勵對于緩解企業(yè)“脫實向虛”、促進“脫虛向?qū)崱钡淖饔?，本文對“管理層股?quán)激勵——企業(yè)金融化——實業(yè)投資創(chuàng)新投資”這一作用鏈條進行檢驗。

1.管理層股權(quán)激勵——企業(yè)金融化——實業(yè)投資

實業(yè)投資主要指企業(yè)將資金投向更新廠房、設(shè)備、購買無形資產(chǎn)或者其他長期資產(chǎn)等項目上，進而實現(xiàn)企業(yè)生產(chǎn)規(guī)模的擴大與升級改造。在最優(yōu)契約理論下，股權(quán)激勵通過“協(xié)同效應(yīng)”將管理層和股東之間的長期利益聯(lián)系在一起，有效地克服了管理層的短視行為，相應(yīng)地減少了短期金融套利行為，更加注重企業(yè)的長期發(fā)展，增加長期實業(yè)投資。

2.管理層股權(quán)激勵——企業(yè)金融化——創(chuàng)新投資

王紅建等[1]認(rèn)為，在資源約束條件下，實體企業(yè)金融資產(chǎn)配置擠出了企業(yè)創(chuàng)新，并且套利動機越強的企業(yè)，金融資產(chǎn)擠出企業(yè)創(chuàng)新投資的效果越明顯。由于股權(quán)激勵緩解了管理層與股東之間的代理問題，激勵管理層更加重視企業(yè)長期發(fā)展，從而促進了企業(yè)創(chuàng)新，實現(xiàn)“協(xié)同效應(yīng)”[13]，故管理層會通過相應(yīng)地減少金融資產(chǎn)配置來達(dá)到這一目標(biāo)。

3.檢驗結(jié)果

本文使用較為常用的中介變量檢驗方法，新增兩個模型來證實上述作用路徑。模型(6)用于檢驗管理層股權(quán)激勵(Incentive)對長期實業(yè)投資(Invest)、創(chuàng)新投資(RD)的影響。若系數(shù)γ1顯著，則可以用前文模型(2)檢驗管理層股權(quán)激勵(Incentive)對實體企業(yè)金融化(Finratio)的影響。若系數(shù)ɑ1顯著，則通過模型(7)同時加入Incentive和Finratio進行回歸分析。若系數(shù)δ2顯著且δ1不顯著，則為完全中介效應(yīng)，表明股權(quán)激勵對長期實業(yè)投資(創(chuàng)新投資)的影響僅依賴于金融資產(chǎn)配置的渠道；但若系數(shù)δ2和系數(shù)δ1都顯著則為部分中介效應(yīng)，表明股權(quán)激勵對長期實業(yè)投資(創(chuàng)新投資)的影響通過金融資產(chǎn)配置發(fā)揮一定的中介作用。其中，長期實業(yè)投資(Invest)采用購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)所支付的現(xiàn)金的自然對數(shù)進行衡量；企業(yè)創(chuàng)新投資(RD)則采用研發(fā)投資與總資產(chǎn)之比進行衡量。

Investi,t+1RDi,t+1=γ0+γ1Incentivei,t+∑X+εi,t

(6)

Investi,t+1RDi,t+1=δ0+δ1Incentivei,t+δ2Finratioi,t+1+∑X+εi,t

(7)

表6列示了相應(yīng)的回歸檢驗結(jié)果。列(1)顯示，Incentive在1%的水平下顯著為正，說明管理層股權(quán)激勵有助于促進企業(yè)長期實業(yè)投資；列(2)顯示，Incentive在1%的水平下顯著為正，說明管理層股權(quán)激勵有助于促進企業(yè)創(chuàng)新投資；列(3)顯示，Incentive在1%的水平下顯著為負(fù)，說明管理層股權(quán)激勵會抑制實體企業(yè)金融化；列(4)顯示，Incentive在1%的水平下顯著為正，F(xiàn)inratio在1%的水平下顯著為負(fù)，表明實體企業(yè)金融資產(chǎn)配置對于長期實業(yè)投資存在一定的替代關(guān)系，而管理層股權(quán)激勵能夠通過抑制金融資產(chǎn)配置，進而促進長期實業(yè)投資。列(5)顯示，Incentive在1%的水平下顯著為正，F(xiàn)inratio在1%的水平下顯著為負(fù)，表明實體企業(yè)金融資產(chǎn)配置對于創(chuàng)新投資存在一定的替代關(guān)系，而管理層股權(quán)激勵能夠通過抑制金融資產(chǎn)配置，進而促進創(chuàng)新投資。本文同時還進行了Sobel檢驗，列(4)和列(5)的Z統(tǒng)計量分別為-5.384和-5.753，均在1%的水平下顯著。以上說明實體企業(yè)金融化在管理層股權(quán)激勵與長期實業(yè)投資、企業(yè)創(chuàng)新投資之間起到部分中介作用。綜上所述，管理層股權(quán)激勵能夠促進實體企業(yè)“脫虛向?qū)崱?，即通過抑制金融資產(chǎn)配置，進而促進長期實業(yè)投資和創(chuàng)新投資。

表6 經(jīng)濟后果檢驗結(jié)果

七、研究結(jié)論與啟示

(一)研究結(jié)論

本文通過微觀視角，基于2006—2019年滬深兩市A股非金融上市公司樣本，實證檢驗了管理層股權(quán)激勵對實體企業(yè)金融化的影響。研究發(fā)現(xiàn)：第一，管理層股權(quán)激勵與實體企業(yè)金融化顯著負(fù)相關(guān)，即管理層股權(quán)激勵對實體企業(yè)金融資產(chǎn)配置行為具有顯著的抑制作用；第二，相較于國有企業(yè)，管理層股權(quán)激勵降低實體企業(yè)金融化的作用在民營企業(yè)中更為顯著；第三，當(dāng)股東監(jiān)督力度較小、治理環(huán)境較為薄弱時，管理層股權(quán)激勵抑制實體企業(yè)金融化的作用更為明顯；第四，通過經(jīng)濟后果檢驗發(fā)現(xiàn)，管理層股權(quán)激勵能夠促進實體企業(yè)“脫虛向?qū)崱保垂芾韺庸蓹?quán)激勵通過抑制金融資產(chǎn)配置，進而促進了企業(yè)的長期實業(yè)投資和創(chuàng)新投資，再次支持了股權(quán)激勵的利益協(xié)同效應(yīng)有助于抑制實體企業(yè)金融化。

(二)研究啟示

第一，對于實體企業(yè)而言，設(shè)計實施合理的薪酬激勵契約是抑制短期金融套利行為、激發(fā)管理層聚焦經(jīng)營主業(yè)的重要舉措。實體企業(yè)應(yīng)當(dāng)進一步完善薪酬激勵機制，降低管理層薪酬與公司短期業(yè)績指標(biāo)之間的敏感性，設(shè)計合理的股權(quán)激勵計劃來實現(xiàn)管理層與股東之間的風(fēng)險共擔(dān)、收益共享，強化管理層致力于長期價值創(chuàng)造的理念，為公司在產(chǎn)品市場上樹立競爭優(yōu)勢創(chuàng)造有利條件。與此同時，在股權(quán)激勵實施的過程中，實體企業(yè)要細(xì)致考慮業(yè)績指標(biāo)與行權(quán)條件設(shè)置的有效性，避免股權(quán)激勵可能誘發(fā)的機會主義行為，如通過調(diào)節(jié)盈余以滿足業(yè)績指標(biāo)和行權(quán)條件。第二，對于監(jiān)管機構(gòu)而言，應(yīng)當(dāng)進一步完善股權(quán)激勵相關(guān)制度，加強針對企業(yè)股權(quán)激勵實施方案的監(jiān)管，促使股權(quán)激勵方案有效契合企業(yè)經(jīng)營發(fā)展模式，同時也需要重視股權(quán)激勵可能淪為管理層攫取私利的手段，關(guān)注管理層通過股權(quán)激勵方式所獲取的薪酬水平是否超過合理范圍，以及授予期、行權(quán)期等關(guān)鍵事件節(jié)點前后管理層操縱盈余等機會主義行為。第三，對于金融部門而言，應(yīng)當(dāng)加強對金融資源流向的監(jiān)控，避免銀行信貸等金融資源在金融體系流轉(zhuǎn)，而未流向?qū)嶓w經(jīng)濟部門，深化金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，強化金融對實體經(jīng)濟的支持作用，同時也要營造良好的金融生態(tài)環(huán)境，加強針對金融投資的審批監(jiān)管，尤其對于一些高風(fēng)險金融資產(chǎn)進行動態(tài)跟蹤管理，健全動態(tài)金融風(fēng)險防范預(yù)警機制，有效防范和化解金融風(fēng)險。

注 釋：

①按照《企業(yè)會計準(zhǔn)則第22號——金融工具確認(rèn)和計量》，金融資產(chǎn)需按照業(yè)務(wù)模式和金融資產(chǎn)的合同現(xiàn)金流特征，劃分為以攤余成本計量的金融資產(chǎn)、以公允價值計量且其變動計入其他綜合收益的金融資產(chǎn)、以公允價值計量且其變動計入當(dāng)期損益的金融資產(chǎn)。金融資產(chǎn)重分類、金融資產(chǎn)減值、金融資產(chǎn)終止確認(rèn)等會計處理很可能會被管理層用于調(diào)節(jié)利潤。

②詳見《企業(yè)會計準(zhǔn)則第22號——金融工具確認(rèn)和計量》《企業(yè)會計準(zhǔn)則第23號——金融資產(chǎn)轉(zhuǎn)移》《企業(yè)會計準(zhǔn)則第24號——套期會計》和《企業(yè)會計準(zhǔn)則第37號——金融工具列報》。

③由于本文的回歸模型中被解釋變量(實體企業(yè)金融化)均為超前一期，因此實體企業(yè)金融化數(shù)據(jù)的實際樣本期間為2007—2019年，解釋變量(管理層股權(quán)激勵)和其他控制變量的實際樣本期間為2006—2018年。

④限于篇幅，相關(guān)性檢驗結(jié)果未列示，留存?zhèn)渌?。作者郵箱：gzjnulx@126.com。

⑤公司實際盈余剛超過分析師盈余預(yù)測很可能是由于管理層調(diào)節(jié)盈余所致，因此本文也將這些樣本定義為盈余操縱動機較高樣本。

⑥兩階段最小二乘回歸(2SLS)結(jié)果中觀測值個數(shù)相較于基本回歸結(jié)果的觀測值有所減少，原因在于樣本內(nèi)存在同行業(yè)同年度只有一家公司的情況，這使得在構(gòu)造工具變量時剔除了本企業(yè)后該樣本就變成了缺失值。

⑦～⑨限于篇幅，檢驗結(jié)果未列示，留存?zhèn)渌鳌?/p>