管理者行為、內(nèi)外部監(jiān)督與企業(yè)金融化

張多蕾 趙深圳

摘 要：伴隨著國(guó)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)下行的壓力，部分實(shí)體企業(yè)偏離主業(yè)進(jìn)行金融資產(chǎn)配置，流向?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)部門(mén)的資金不斷減少，在一定程度上擠占了企業(yè)在主營(yíng)業(yè)務(wù)上的投資，可能會(huì)導(dǎo)致企業(yè)金融化。同時(shí)，我國(guó)非金融上市公司金融資產(chǎn)的比重不斷上升，企業(yè)金融化對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生了重要的影響。本文將理性假設(shè)下的管理者代理行為和非理性假設(shè)下的管理者過(guò)度自信納入同一分析框架，以2008—2020年滬深兩市A股上市公司為研究對(duì)象探討管理者的兩類(lèi)行為對(duì)企業(yè)金融化的影響。同時(shí)，考察內(nèi)部控制和分析師關(guān)注的內(nèi)外部監(jiān)督對(duì)管理者代理行為、管理者過(guò)度自信與企業(yè)金融化之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)，以期深化對(duì)企業(yè)金融化動(dòng)因的認(rèn)知，為實(shí)體企業(yè)作出合理的投資決策提供一定的參考和借鑒。

關(guān)鍵詞：管理者行為;內(nèi)外部監(jiān)督;企業(yè)金融化;實(shí)體經(jīng)濟(jì)

中圖分類(lèi)號(hào)：F275.5? 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1000-176X（2022）04-0121-08

一、引 言

伴隨著國(guó)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)下行壓力，實(shí)體投資的收益率大幅下降，而金融和房地產(chǎn)行業(yè)的利潤(rùn)率卻依然高企。在此背景下，部分實(shí)體企業(yè)投資主業(yè)的意愿下降，紛紛涉足金融和房地產(chǎn)行業(yè)，試圖通過(guò)跨行套利來(lái)尋求新的利潤(rùn)增長(zhǎng)點(diǎn)。實(shí)體企業(yè)偏離主業(yè)進(jìn)行金融資產(chǎn)配置，使得大量資金涌入虛擬經(jīng)濟(jì)部門(mén)，在金融體系內(nèi)部空轉(zhuǎn)，而流向?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)部門(mén)的資金不斷減少，一定程度上擠占了企業(yè)在主營(yíng)業(yè)務(wù)上的投資，最終導(dǎo)致企業(yè)金融化。在我國(guó)非金融上市公司金融資產(chǎn)比重一直不斷上升的趨勢(shì)下，企業(yè)金融化對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展產(chǎn)生了重要的影響[1]。一種觀點(diǎn)認(rèn)為，實(shí)體企業(yè)金融化發(fā)揮“蓄水池效應(yīng)”，提高了資產(chǎn)的流動(dòng)性，對(duì)企業(yè)主業(yè)的發(fā)展起到了促進(jìn)作用;另一種觀點(diǎn)認(rèn)為，實(shí)體企業(yè)金融化發(fā)揮“擠出效應(yīng)”，擠占了主營(yíng)業(yè)務(wù)資金，對(duì)企業(yè)主業(yè)的發(fā)展起到了抑制作用[2]。不可否認(rèn)的是，企業(yè)金融化勢(shì)必會(huì)加劇金融風(fēng)險(xiǎn)，進(jìn)而可能會(huì)引發(fā)嚴(yán)重的經(jīng)濟(jì)危機(jī) [3]。為了推進(jìn)經(jīng)濟(jì)健康發(fā)展，2017年國(guó)務(wù)院第五次全國(guó)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?黨的十九大報(bào)告要求，“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”“健全金融監(jiān)管體系，守住不發(fā)生系統(tǒng)性金融風(fēng)險(xiǎn)的底線”;十三屆全國(guó)人大五次會(huì)議也提出，“堅(jiān)持實(shí)施穩(wěn)健的貨幣政策，引導(dǎo)金融支持實(shí)體企業(yè)”?？梢钥闯?，中央已經(jīng)關(guān)注到實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中存在的金融化問(wèn)題及其可能導(dǎo)致的風(fēng)險(xiǎn)，這就使得實(shí)體企業(yè)金融化成為當(dāng)前理論界和實(shí)務(wù)界需要重點(diǎn)關(guān)注的問(wèn)題之一。

現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)企業(yè)金融化的影響因素展開(kāi)了一定的研究，其中管理者特質(zhì)備受學(xué)者們的關(guān)注。企業(yè)配置金融資產(chǎn)屬于投資決策，投資決策須經(jīng)股東大會(huì)討論一致后通過(guò)，但在現(xiàn)代企業(yè)中，由于所有權(quán)和經(jīng)營(yíng)權(quán)兩權(quán)分離，使得所有者對(duì)管理者的約束往往是有限的[4]，管理者擁有對(duì)企業(yè)資源的支配權(quán)，這就導(dǎo)致管理者的個(gè)人行為會(huì)對(duì)企業(yè)的金融化投資決策產(chǎn)生重大影響，因此，研究管理者行為有助于更好地了解企業(yè)金融化的影響因素。

內(nèi)部控制作為公司重要的內(nèi)部治理機(jī)制，對(duì)公司治理的有效性和公司的財(cái)務(wù)決策行為產(chǎn)生重要影響。毫無(wú)疑問(wèn)，在公司金融化投資決策中，公司內(nèi)部控制亦發(fā)揮著至關(guān)重要的作用。分析師在資本市場(chǎng)上扮演著信息中介和外部監(jiān)督的雙重角色，分析師關(guān)注使管理者行為受到更多的監(jiān)督，是一項(xiàng)有效的公司外部治理措施。那么，內(nèi)部控制和分析師關(guān)注能否抑制管理者行為對(duì)企業(yè)金融化帶來(lái)的影響？

為回答上述問(wèn)題，本文將管理者行為區(qū)分為理性人假設(shè)下的管理者代理行為和非理性人假設(shè)下的管理者過(guò)度自信，將兩者納入統(tǒng)一的分析框架，探討其對(duì)企業(yè)金融化帶來(lái)的影響。同時(shí)，本文也考察了內(nèi)部控制和分析師關(guān)注對(duì)管理者行為與企業(yè)金融化影響的調(diào)節(jié)效應(yīng)。本文一方面有助于拓展管理者行為的經(jīng)濟(jì)后果研究和企業(yè)金融化影響因素研究，另一方面對(duì)內(nèi)部控制和分析師關(guān)注的治理效應(yīng)有更加充分的認(rèn)識(shí)，為相關(guān)機(jī)構(gòu)的決策提供一定的參考和借鑒。

二、理論分析與假設(shè)研究

（一）管理者行為與企業(yè)金融化

管理者作為公司組織架構(gòu)中的重要組成部分，其行為與公司的各種財(cái)務(wù)決策息息相關(guān)，包括企業(yè)金融化決策。對(duì)于管理者行為，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要從兩個(gè)維度展開(kāi)：一是基于委托代理理論和理性人假設(shè)背景下的管理者代理行為[5-6];二是基于行為財(cái)務(wù)理論和非理性人假設(shè)背景下的管理者過(guò)度自信[7]。

在現(xiàn)代企業(yè)中，公司所有權(quán)和控制權(quán)分離，公司所有者因時(shí)間和能力等限制，委托具備足夠精力和專(zhuān)業(yè)能力的經(jīng)理人代替其進(jìn)行公司資產(chǎn)的管理，由此形成委托代理關(guān)系。委托代理雙方關(guān)系人致力于追求自身效用的最大化，公司所有者的目標(biāo)是追求企業(yè)價(jià)值最大化，公司管理者的目標(biāo)則是追求自身效益的最大化，委托人和代理人之間產(chǎn)生利益沖突。在信息不對(duì)稱(chēng)和契約不完備的情況下，代理人的努力程度或自利行為均難以被委托人直接識(shí)別出來(lái)，為了實(shí)現(xiàn)自身效益的最大化，代理人有動(dòng)機(jī)也有機(jī)會(huì)作出損害委托人利益的一些行為，導(dǎo)致代理問(wèn)題的產(chǎn)生。Jensen[8]提出了自由現(xiàn)金流假說(shuō)，認(rèn)為當(dāng)管理層可自由支配的現(xiàn)金流充裕時(shí)，管理層傾向于過(guò)度投資來(lái)實(shí)現(xiàn)自身利益的最大化，這種行為犧牲了股東利益，降低了企業(yè)價(jià)值。Stulz[9]提出了商業(yè)帝國(guó)假說(shuō)，該假說(shuō)認(rèn)為管理者會(huì)通過(guò)擴(kuò)張企業(yè)規(guī)模來(lái)構(gòu)建自己的商業(yè)帝國(guó)，這一動(dòng)機(jī)將導(dǎo)致企業(yè)的過(guò)度投資。一方面，企業(yè)規(guī)模擴(kuò)張后，管理者有更多的升遷機(jī)會(huì)，能夠掌握更多的資源，得到更高的社會(huì)地位;另一方面，企業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大會(huì)帶來(lái)管理者薪酬的提高，即使薪酬受到約束，管理者也可以通過(guò)更多的在職消費(fèi)來(lái)彌補(bǔ)[10]，而較多的投資活動(dòng)為其獲取在職消費(fèi)提供了便利。Morck等[11]提出了管理者防御假說(shuō)，該假說(shuō)的主要觀點(diǎn)是由于外部環(huán)境的不確定性，管理者的決策行為會(huì)受到來(lái)自于產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)和控制權(quán)市場(chǎng)等帶來(lái)的壓力和威脅，管理者為了降低被他人替代的風(fēng)險(xiǎn)，增加與股東談判的籌碼，會(huì)偏好將資源投資到與其自身專(zhuān)長(zhǎng)相關(guān)的項(xiàng)目中，而不是股東收益最大的項(xiàng)目。從理論分析得出，管理者的代理行為對(duì)企業(yè)金融化有正向影響。

過(guò)度自信在管理者這一群體中表現(xiàn)得更為突出。管理者過(guò)度自信會(huì)對(duì)企業(yè)金融化水平帶來(lái)影響，主要有三方面的原因：第一，過(guò)度自信的管理者會(huì)高估投資項(xiàng)目的收益，低估投資項(xiàng)目的風(fēng)險(xiǎn)。過(guò)度自信的管理者往往認(rèn)為自己能夠很好地把控風(fēng)險(xiǎn)，更偏好于創(chuàng)新項(xiàng)目上的風(fēng)險(xiǎn)投資[12]。金融化投資的收益波動(dòng)大且不具有持續(xù)性，屬于高風(fēng)險(xiǎn)、高收益的投資[13]。過(guò)度自信的管理者更加樂(lè)觀，偏好于激進(jìn)的投資策略，更多地關(guān)注金融化投資未來(lái)可能的高收益，而低估其潛在的風(fēng)險(xiǎn)。第二，過(guò)度自信的管理者更易采取多元化戰(zhàn)略[14]。面對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)持續(xù)低迷，金融行業(yè)利潤(rùn)高漲，過(guò)度自信的管理者可能會(huì)脫離原來(lái)的主營(yíng)業(yè)務(wù)，傾向于持有更多的金融資產(chǎn)，以期大量依靠金融渠道獲利。過(guò)度自信的管理者會(huì)高估自身的能力，即使之前從未涉足過(guò)金融行業(yè)，仍會(huì)認(rèn)為自己同樣能取得成功，對(duì)多元化投資的估計(jì)偏離實(shí)際水平。第三，過(guò)度自信的管理者會(huì)高估企業(yè)價(jià)值，認(rèn)為公司股價(jià)被市場(chǎng)低估[15]。一方面，為了公司股價(jià)在資本市場(chǎng)上有更好的表現(xiàn);另一方面，為了滿足自身業(yè)績(jī)考核的要求，出于公司利益和個(gè)人利益的雙重考慮，當(dāng)公司主業(yè)的利潤(rùn)空間被壓縮后，過(guò)度自信的管理者會(huì)加大金融資產(chǎn)的配置，以期在金融市場(chǎng)上短期獲利來(lái)提升公司整體的經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)。因而，理論分析說(shuō)明管理者過(guò)度自信對(duì)企業(yè)金融化有正向影響。由此，筆者提出以下假設(shè)：

H1a：其他條件不變，管理者代理行為對(duì)企業(yè)金融化有顯著正向影響。

H1b：其他條件不變，管理者過(guò)度自信對(duì)企業(yè)金融化有顯著正向影響。

（二）管理者行為、內(nèi)部控制與企業(yè)金融化

內(nèi)部控制作為公司重要的內(nèi)部治理機(jī)制，對(duì)公司治理的有效性和公司的財(cái)務(wù)決策行為產(chǎn)生重要影響。毫無(wú)疑問(wèn)，在公司金融化投資決策中，公司內(nèi)部控制亦發(fā)揮著至關(guān)重要的作用。已有研究圍繞內(nèi)部控制對(duì)公司治理效果、公司財(cái)務(wù)行為、公司風(fēng)險(xiǎn)、公司績(jī)效、外部審計(jì)等的影響進(jìn)行了比較深入的研究。研究發(fā)現(xiàn)，高質(zhì)量的內(nèi)部控制有助于提升公司的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，減少公司的盈余管理行為，顯著緩解公司面臨的融資約束問(wèn)題，降低公司的權(quán)益資本成本和債務(wù)資本成本;高質(zhì)量的內(nèi)部控制通過(guò)降低內(nèi)部代理成本、財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)和市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)，給市場(chǎng)傳遞出良好的信號(hào)，進(jìn)而創(chuàng)造更高的市場(chǎng)績(jī)效;高質(zhì)量的內(nèi)部控制與外部審計(jì)的審計(jì)費(fèi)用呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，表明內(nèi)部控制作為公司內(nèi)部治理機(jī)制與獨(dú)立的外部審計(jì)之間存在一定的替代作用;高質(zhì)量的內(nèi)部控制能夠同時(shí)降低第一類(lèi)代理成本和第二類(lèi)代理成本，緩解公司的代理問(wèn)題;邢維全和宋常[16]從管理者非理性的行為切入，發(fā)現(xiàn)管理者過(guò)度自信與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，而內(nèi)部控制水平的提升能夠有效抑制這種負(fù)向關(guān)系。因此，強(qiáng)有力的內(nèi)部監(jiān)督能夠有效地抑制理性管理者的代理行為和非理性管理者的過(guò)度自信對(duì)企業(yè)金融化水平的促進(jìn)作用。由此，筆者提出以下假設(shè)：

H2a：其他條件不變，內(nèi)部控制可以抑制管理者代理行為對(duì)企業(yè)金融化的正向影響。

H2b：其他條件不變，內(nèi)部控制可以抑制管理者過(guò)度自信對(duì)企業(yè)金融化的正向影響。

（三）管理者行為、分析師關(guān)注與企業(yè)金融化

作為資本市場(chǎng)上的信息中介，分析師發(fā)揮著外部治理作用。Jenson和Meckling[6]研究發(fā)現(xiàn)分析師在監(jiān)督公司失范行為上有著更為專(zhuān)業(yè)的作為，這為研究分析師的外部治理作用提供了理論支撐。Moyer等[17]首次采用實(shí)證研究的方法，證實(shí)了分析師的治理角色假說(shuō)。分析師在會(huì)計(jì)丑聞的揭露過(guò)程中具備信息發(fā)現(xiàn)功能，對(duì)公司進(jìn)行持續(xù)的關(guān)注能夠抑制高管的財(cái)務(wù)舞弊行為[18]。分析師可以利用自身專(zhuān)業(yè)能力揭示更多的公司內(nèi)幕信息，從而提高信息披露的整體質(zhì)量，減少信息不對(duì)稱(chēng)[19]。Derrien等[20]研究發(fā)現(xiàn)，對(duì)公司進(jìn)行跟蹤的分析師越少，公司的債務(wù)成本越高，表明分析師具有緩解融資約束與監(jiān)督公司行為的作用。李春玲和邵將[21]從管理者行為的角度出發(fā)，研究發(fā)現(xiàn)分析師關(guān)注會(huì)提高管理層實(shí)施機(jī)會(huì)主義行為的成本，從而抑制其盈余管理的動(dòng)機(jī)。苑澤明等[22]從管理層非理性行為視角出發(fā)，研究發(fā)現(xiàn)管理者過(guò)度自信能夠引起公司的非效率投資，而分析師跟蹤負(fù)向調(diào)節(jié)兩者關(guān)系，發(fā)揮了有效的外部監(jiān)管作用。因此，管理者的代理問(wèn)題和過(guò)度自信會(huì)受到分析師的監(jiān)督和制約，分析師關(guān)注能夠有效抑制管理者代理行為和過(guò)度自信引發(fā)的金融化投資。由此，筆者提出以下假設(shè)：

H3a：其他條件不變，分析師關(guān)注可以抑制管理者代理行為對(duì)企業(yè)金融化的正向影響。

H3b：其他條件不變，分析師關(guān)注可以抑制管理者過(guò)度自信對(duì)企業(yè)金融化的正向影響。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇和數(shù)據(jù)來(lái)源

本文以2008—2020年滬深兩市A股上市公司作為研究對(duì)象，數(shù)據(jù)主要來(lái)自CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。本文對(duì)初始數(shù)據(jù)進(jìn)行如下處理：剔除金融、保險(xiǎn)類(lèi)公司;剔除關(guān)鍵數(shù)據(jù)缺失的樣本;剔除ST類(lèi)公司;為了降低極端值可能造成的影響，對(duì)樣本中所有連續(xù)型變量采取1%水平下和99%水平上的縮尾處理。

（二）變量定義和模型設(shè)定

1.變量定義

被解釋變量。

借鑒杜勇等[1]的研究方法，本文使用金融資產(chǎn)與總資產(chǎn)的比值衡量企業(yè)金融化水平（Fin）。即企業(yè)金融化水平=（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+投資性房地產(chǎn)凈額）/總資產(chǎn)。即企業(yè)金融化水平=（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+投資性房地產(chǎn)凈額）/總資產(chǎn)。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。

解釋變量。借鑒侯巧銘等[23]的做法，本文采用管理費(fèi)用率度量管理者代理行為（Agen）。參考李婉麗等[24]的高管相對(duì)薪酬法，本文使用前三名高管薪酬之和與所有高管薪酬之和的比值與其中位數(shù)大小做比較來(lái)衡量管理者過(guò)度自信（Over），若比值高于中位數(shù)，則定義為管理者過(guò)度自信。

調(diào)節(jié)變量。借鑒黃政和吳國(guó)萍[25]的研究，本文采用迪博公司內(nèi)部控制指數(shù)衡量公司的內(nèi)部控制質(zhì)量（Ic）?？紤]到該指數(shù)的取值范圍，將內(nèi)部控制指數(shù)除以1 000并加1取自然對(duì)數(shù)來(lái)進(jìn)行衡量。該數(shù)值越大，表明樣本公司的內(nèi)部控制質(zhì)量越高，反之則越低。借鑒李春濤等[26]的做法，本文采用分析師跟蹤數(shù)量作為分析師關(guān)注（Anal）的替代變量，即一段時(shí)間內(nèi)跟蹤某家上市公司的機(jī)構(gòu)數(shù)量。具體地，采用1年內(nèi)對(duì)該公司進(jìn)行跟蹤的分析師（或團(tuán)隊(duì)）數(shù)量加1取自然對(duì)數(shù)來(lái)進(jìn)行衡量。

控制變量。

參考現(xiàn)有文獻(xiàn)的做法，設(shè)置以下控制變量：企業(yè)規(guī)模（Size）、財(cái)務(wù)杠桿（Lev）、資本支出（Cap）、凈資產(chǎn)收益率（Roe）、成長(zhǎng)能力（Growth）、現(xiàn)金流比率（Cash）、股權(quán)制衡（Hold）、董事會(huì)規(guī)模（Board）、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（Soe）。、資本支出（Cap）、凈資產(chǎn)收益率（Roe）、成長(zhǎng)能力（Growth）、現(xiàn)金流比率（Cash）、股權(quán)制衡（Hold）、兩職合一（Dual）、董事會(huì)規(guī)模（Board）、獨(dú)立董事比例（Id）、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（Soe），同時(shí)引入年度虛擬變量（Year）和行業(yè)虛擬變量（Ind），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。

2.模型構(gòu)建

為了驗(yàn)證H1a和H1b，構(gòu)建計(jì)量模型如式（1）：

Finit=α0+α1Agenit（Overit）+∑12i=2αiControlit+Yeart+Indi+εit（1）

為了驗(yàn)證H2a和H2b，構(gòu)建計(jì)量模型如式（2）：

Finit=α0+α1Agenit（Overit）+α2Icit×Agenit（Icit×Overit）+∑13i=3αiControlit+Yeart+Indi+εit（2）

為了驗(yàn)證H3a和H3b，構(gòu)建計(jì)量模型如式（3）：

Finit=α0+α1Agenit（Overit）+α2Analit×Agenit（Analit×Overit）+∑13i=3αiControlit+Yeart+Indi+εit（3）

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2所示。從表2可以看出：Fin的均值是0.026，中位數(shù)是0.003，標(biāo)準(zhǔn)差是0.060，最大值是0.400，表明企業(yè)存在金融化，有些企業(yè)的金融化水平異常高，這與杜勇等[1]的研究一致;Agen的均值是0.090，最小值是0.009，最大值是0.386，說(shuō)明上市公司管理者代理行為的水平差異較大;Over的均值是0.423，標(biāo)準(zhǔn)差是0.494，最小值是0，最大值是1，說(shuō)明上市公司管理者過(guò)度自信基本符合實(shí)際;Ic的均值是0.517，中位數(shù)是0.521，標(biāo)準(zhǔn)差是0.042，最大值為0.636，最小值為0.279，表明我國(guó)上市公司內(nèi)部控制整體水平較高，但是不同企業(yè)的內(nèi)部控制水平相差較大;Anal的均值是2.007，中位數(shù)是1.946，表明分析師關(guān)注基本符合正態(tài)分布，Anal的最小值是0.693，最大值是3.829，表明不同企業(yè)的分析師關(guān)注還存在較大差異;Size和Lev的均值分別為22.270、0.419，中位數(shù)為22.060、0.410，說(shuō)明上市公司的規(guī)模和財(cái)務(wù)杠桿總體上都服從正態(tài)分布;Dual的均值為0.251，說(shuō)明中國(guó)25.1%的上市公司董事長(zhǎng)兼任總經(jīng)理，基本符合中國(guó)上市公司基本情況;其他控制變量的分布也較為合理，基本符合預(yù)期。

（二）回歸分析

1.管理者行為與企業(yè)金融化

表3中的列1列示了管理者代理行為與企業(yè)金融化水平之間的回歸結(jié)果，可以看出Agen的回歸系數(shù)為0.035，t值為2.314，在5%的水平上顯著;列2列示了管理者過(guò)度自信與企業(yè)金融化水平之間的回歸結(jié)果，可以看出Over的回歸系數(shù)為0.083，t值為5.202，可見(jiàn)管理者過(guò)度自信對(duì)企業(yè)金融化水平的影響在1%的水平上顯著為正，H1a和H1b得以驗(yàn)證。此外，從表3中列1和列2還可以看出控制變量與企業(yè)金融化水平之間的關(guān)系，Lev、Growth的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為負(fù)，表明企業(yè)財(cái)務(wù)杠桿效應(yīng)發(fā)揮越好、營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率越高的企業(yè)金融化水平越低。其他控制變量的回歸結(jié)果也比較合理，基本符合預(yù)期。

2.管理者行為、內(nèi)部控制與企業(yè)金融化

表3中的列3和列4為增加調(diào)節(jié)變量?jī)?nèi)部控制之后的管理者行為與企業(yè)金融化水平之間的回歸結(jié)果，結(jié)果顯示：增添調(diào)節(jié)變量Ic后，Agen×Ic的回歸系數(shù)為-0.031，t值為-1.971，在5%的水平上顯著為負(fù);Over×Ic的回歸系數(shù)為-0.023，t值為-2.404，在5%的水平上顯著為負(fù)?？梢?jiàn)，內(nèi)部控制對(duì)管理者代理行為、管理者過(guò)度自信與企業(yè)金融化之間的關(guān)系有抑制作用，H2a和H2b得到驗(yàn)證。表3中列3和列4列示的其他控制變量的回歸結(jié)果也較合理，基本符合預(yù)期。

3.管理者行為、分析師關(guān)注與企業(yè)金融化

分析師關(guān)注對(duì)管理者行為與企業(yè)金融化的影響如表3中列5和列6所示。可以發(fā)現(xiàn)，添加調(diào)節(jié)變量Anal后，Agen×Anal與Fin的回歸系數(shù)為-0.034，t值為-1.888，在10%的水平上顯著為負(fù);Over×Anal與Fin的回歸系數(shù)為-0.030，t值為-1.862，在10%的水平上顯著為負(fù)。也就是說(shuō)，分析師關(guān)注可以抑制管理者代理行為、管理者過(guò)度自信對(duì)企業(yè)金融化的正向影響，H3a和H3b得到驗(yàn)證。表3中列5和列6顯示Anal的回歸系數(shù)為負(fù)且在1%的水平上顯著，分析師關(guān)注對(duì)企業(yè)金融化水平有抑制作用，這也與已有研究相符。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.替換變量

本文參考張成思和張步曇[27]的做法，以收益替代資產(chǎn)來(lái)對(duì)企業(yè)金融化水平進(jìn)行衡量，即以非金融企業(yè)投資收益、公允價(jià)值變動(dòng)收益、匯兌收益以及其他綜合收益加總占總營(yíng)業(yè)利潤(rùn)的比例（Finr）為因變量，回歸結(jié)果如表4所示。其中，列1和列2列示了H1的回歸結(jié)果，上市公司管理者代理行為（Agen）和管理者過(guò)度自信（Over）與企業(yè)金融化（Finr）的回歸系數(shù)分別為0.9559和0.0355，t值為4.75和1.72，分別在1%和10%的水平上顯著正相關(guān)，H1得以驗(yàn)證。加入調(diào)節(jié)變量?jī)?nèi)部控制質(zhì)量（Ic）和分析師關(guān)注（Anal）之后，交乘項(xiàng)回歸系數(shù)基本為負(fù)，從而也驗(yàn)證了H2和H3。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為保證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文進(jìn)行了如下檢驗(yàn)：

第一，參考張成思和張步曇[27]的做法，以收益替代資產(chǎn)對(duì)企業(yè)金融化水平進(jìn)行衡量，即以非金融企業(yè)投資收益、公允價(jià)值變動(dòng)收益、匯兌收益以及其他綜合收益加總占總營(yíng)業(yè)利潤(rùn)的比例（Finr）為因變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。上市公司管理者代理行為（Agen）和管理者過(guò)度自信（Over）的回歸系數(shù)分別為0.956和0.036，t值為4.754和1.718，分別在1%和10%的水平上顯著正相關(guān)，H1a和H1b得以驗(yàn)證。加入調(diào)節(jié)變量?jī)?nèi)部控制質(zhì)量（Ic）和分析師關(guān)注（Anal）之后，交乘項(xiàng)回歸系數(shù)為負(fù)但不顯著，從而未驗(yàn)證H3a和H3b。穩(wěn)健性回歸結(jié)果表明：上市公司管理者代理行為（Agen）和管理者過(guò)度自信（Over）的回歸系數(shù)分別在1%和5%的水平上與企業(yè)金融化水平顯著正相關(guān)，加入調(diào)節(jié)變量?jī)?nèi)部控制（Ic）和分析師關(guān)注（Anal）之后，交乘項(xiàng)回歸系數(shù)也顯著為負(fù)。

第二，管理者過(guò)度自信作為核心解釋變量，與企業(yè)金融化水平之間可能存在內(nèi)生性關(guān)系，即管理者過(guò)度自信促進(jìn)企業(yè)金融化，而企業(yè)在金融市場(chǎng)上短期獲益也可能反向增強(qiáng)高管信心，為避免兩者互為因果的影響，本文借鑒蘇麗娟[28]的做法，選取高管性別作為管理者過(guò)度自信的工具變量，并采用兩階段最小二乘法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。已有研究表明，如果管理者性別為女性，其相對(duì)保守的特征會(huì)緩解過(guò)度自信心理，而高管性別不會(huì)對(duì)企業(yè)金融化水平產(chǎn)生直接影響。從該工具變量IV-2SLS回歸結(jié)果來(lái)看，在第一階段，工具變量IV與管理者過(guò)度自信（Over）的相關(guān)系數(shù)為0.031，t值為8.281，表明選取的工具變量通過(guò)1%水平的顯著性檢驗(yàn);而在第二階段，變量Over與Fin的相關(guān)系數(shù)為0.140，t值為6.424，在 1% 的水平上顯著，表明在控制內(nèi)生性問(wèn)題后本文研究結(jié)論依然成立。

第三，采用滯后一期的企業(yè)金融化水平進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。上市公司管理者代理行為（Agen）和管理者過(guò)度自信（Over）對(duì)滯后一期企業(yè)金融化（Finl）影響的回歸系數(shù)分別為0.026和0.031，t值為2.581和3.254，均在1%的水平上顯著。加入調(diào)節(jié)變量之后，交乘項(xiàng)回歸系數(shù)基本為負(fù)。檢驗(yàn)結(jié)果與前文保持一致。限于篇幅，本文只列示了替代變量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果，如表4所示。

2.企業(yè)金融化水平滯后一期

采用滯后一期的企業(yè)金融化水平（Finl）進(jìn)行穩(wěn)健性測(cè)試，其結(jié)果也與上文的研究結(jié)論一致。

3.工具變量法

管理者過(guò)度自信作為核心解釋變量，與企業(yè)金融化水平之間可能存在內(nèi)生性關(guān)系，即管理者過(guò)度自信促進(jìn)企業(yè)金融化，而企業(yè)在金融市場(chǎng)上短期獲益也可能反向增強(qiáng)高管信心。為避免兩者互為因果的影響，本文采用工具變量法進(jìn)行進(jìn)一步檢驗(yàn)。借鑒蘇麗娟[28]的研究，本文選取高管性別作為管理者過(guò)度自信衡量的工具變量（Iv），并采用兩階段最小二乘法進(jìn)行穩(wěn)健性測(cè)試。已有研究表明，如果管理者性別為女性，其相對(duì)保守的特征會(huì)緩解過(guò)度自信心理，而高管性別不會(huì)對(duì)企業(yè)金融化水平產(chǎn)生直接影響。表5報(bào)告了該工具變量IV-2SLS的回歸結(jié)果。其中，在第一階段，工具變量Iv與管理者過(guò)度自信（Over）的相關(guān)系數(shù)為0.0257，t值為7.79，在1%水平上顯著，表明選取的工具變量與管理者過(guò)度自信顯著正相關(guān);而在第二階段，變量Over與Fin的相關(guān)系數(shù)為0.0473，t值為2.86，在1%的水平上顯著，表明在控制內(nèi)生性問(wèn)題后本文研究結(jié)論依然成立。

五、結(jié)論與啟示

本文以2008—2020年我國(guó)A股上市公司為研究對(duì)象，探究理性假設(shè)下的管理者代理行為和非理性假設(shè)下的管理者過(guò)度自信對(duì)企業(yè)金融化帶來(lái)的影響，并進(jìn)一步考察內(nèi)部控制和分析師關(guān)注對(duì)管理者代理行為、管理者過(guò)度自信對(duì)企業(yè)金融化的調(diào)節(jié)作用。結(jié)果表明：一是管理者代理行為和管理者過(guò)度自信對(duì)企業(yè)金融化有顯著正向影響，即管理者的兩類(lèi)行為都能促進(jìn)企業(yè)金融化;二是從內(nèi)部控制角度出發(fā)，內(nèi)部控制質(zhì)量好的公司會(huì)抑制管理者過(guò)度自信對(duì)企業(yè)金融化的正向關(guān)系;三是從外部監(jiān)督角度出發(fā)，相較于分析師關(guān)注較少的公司，分析師關(guān)注多的公司會(huì)抑制管理者的兩類(lèi)行為與企業(yè)金融化之間的正向關(guān)系。本文研究結(jié)論在理論上拓展了管理者行為的經(jīng)濟(jì)后果研究和企業(yè)金融化的影響因素研究，在實(shí)踐上深化了對(duì)內(nèi)部控制和分析師關(guān)注的治理效應(yīng)的認(rèn)知，為實(shí)體企業(yè)做出合理的投資決策提供一定參考和借鑒。

本文研究得出以下兩點(diǎn)啟示：一是公司治理層面，針對(duì)金融化背后的委托代理等問(wèn)題，上市公司應(yīng)當(dāng)完善內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)，發(fā)揮股東會(huì)、董事會(huì)、監(jiān)事會(huì)對(duì)經(jīng)理層權(quán)力的制約與監(jiān)督功能，降低上市公司投資短視行為發(fā)生的可能性，例如通過(guò)設(shè)計(jì)合理的長(zhǎng)期激勵(lì)機(jī)制來(lái)引導(dǎo)高管將資源配置到技術(shù)創(chuàng)新等能夠推動(dòng)企業(yè)價(jià)值提升的項(xiàng)目中，真正實(shí)現(xiàn)企業(yè)的長(zhǎng)效發(fā)展;二是外部監(jiān)督層面，監(jiān)管部門(mén)應(yīng)加強(qiáng)分析師行業(yè)制度建設(shè)，充分認(rèn)識(shí)到分析師關(guān)注對(duì)公司會(huì)計(jì)信息披露的重要影響，完善分析師行業(yè)制度建設(shè)，提高分析師獨(dú)立性，弱化分析師與關(guān)注對(duì)象的利益關(guān)系，充分發(fā)揮分析師的信息披露和信息傳遞職能。加強(qiáng)事前、事中和事后全方位監(jiān)管，提升過(guò)度投機(jī)的成本和難度，以幫助機(jī)構(gòu)投資者逐漸樹(shù)立起理性的長(zhǎng)遠(yuǎn)投資觀念，促進(jìn)其在公司內(nèi)部的監(jiān)督治理作用，進(jìn)而保障普通投資者利益，防止企業(yè)過(guò)度金融化，防范和化解經(jīng)濟(jì)“脫實(shí)向虛”的風(fēng)險(xiǎn)。

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Managerial Behavior， Internal and External Supervision and Corporate Financialization

ZHANG Duo-lei1，2，ZHAO Shen-zhen2

（1.School of Business，Renmin University of China，Beijing 100872，China;

2. School of Accountancy，Anhui University of Finance and Economics，Bengbu 233030，China）

Abstract：With the downward pressure of the domestic and foreign economies， entity enterprises deviate from the main business for financial asset allocation， so that the flow of funds to the real economic sector continues to decrease， which to a certain extent squeezes out the investment of enterprises in the main business， which may lead to the financialization of enterprises. At the same time， the proportion of financial assets of non-financial listed companies in China is rising， and the financialization of enterprises has had an important impact on the development of the real economy. This paper incorporates managerial agency behavior under rational assumptions and managers' overconfidence under irrational assumptions into the same analytical framework， and explores the impact of managers' two types of behaviors on corporate financialization. At the same time， the role of internal control and internal and external supervision concerned by analysts on the regulatory behavior of managers， the relationship between managers' overconfidence and corporate financialization is examined， in order to deepen the understanding of the driving forces of corporate financialization and provide certain references and references for entity enterprises to make reasonable investment decisions.

Key words：managerial conduct;internal and external supervision;corporate financialization;real economy

（責(zé)任編輯：鄧 菁）

收稿日期：2022-01-06

基金項(xiàng)目：國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金一般項(xiàng)目“數(shù)字經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域反壟斷對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響機(jī)制與效應(yīng)研究”（21BGL120）;安徽省規(guī)劃辦一般項(xiàng)目“基于會(huì)計(jì)信息的經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展測(cè)度體系構(gòu)建與應(yīng)用研究”（AHSKY2020D07）

作者簡(jiǎn)介：張多蕾（1982-），男，安徽壽縣人，副教授，博士，博士后，主要從事資本市場(chǎng)財(cái)務(wù)與會(huì)計(jì)研究。E-mail：zhangduolei@126.com

趙深圳（1992-），男，河南周口人，碩士研究生，主要從事資本市場(chǎng)財(cái)務(wù)與會(huì)計(jì)研究。]