連鎖股東對(duì)企業(yè)“脫實(shí)向虛”的影響研究

王新光 盛宇華

(南京師范大學(xué)商學(xué)院)

1 研究背景

多年來，重視實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展一直是中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重大戰(zhàn)略和政策導(dǎo)向[1]。然而，“脫實(shí)向虛”的金融化趨勢(shì)使中國實(shí)體企業(yè)在發(fā)展過程中忽視了主營業(yè)務(wù)的拓展與創(chuàng)新，出現(xiàn)了資金在金融體內(nèi)循環(huán)而實(shí)體企業(yè)面臨融資約束的怪象[2]。2022年政府工作報(bào)告中提到，要“深入實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略，鞏固壯大實(shí)體經(jīng)濟(jì)根基”。在此背景下，中國實(shí)體企業(yè)的金融化問題已不容忽視。如何推動(dòng)實(shí)體企業(yè)的良性發(fā)展成為學(xué)術(shù)界關(guān)注的重要話題。

當(dāng)下，連鎖股東已經(jīng)成為資本市場(chǎng)上的一種普遍現(xiàn)象[3]。既有研究發(fā)現(xiàn)，連鎖股東影響企業(yè)之間的市場(chǎng)競(jìng)爭與內(nèi)部治理，但仍未達(dá)成共識(shí)。那么，在鞏固壯大實(shí)體經(jīng)濟(jì)根基的背景下，連鎖股東對(duì)持股企業(yè)的資產(chǎn)配置，尤其是金融資產(chǎn)配置會(huì)產(chǎn)生怎樣的影響？連鎖股東可否發(fā)揮積極作用，促進(jìn)實(shí)體企業(yè)主營業(yè)務(wù)的良性發(fā)展？基于此，本研究試圖從連鎖股東的視角，探究實(shí)體企業(yè)金融化的現(xiàn)象，以期對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化影響因素的研究形成有益補(bǔ)充。

與現(xiàn)有文獻(xiàn)相比，本研究的邊際貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下3個(gè)方面：①將中國資本市場(chǎng)上的連鎖股東現(xiàn)象與企業(yè)金融資產(chǎn)配置行為聯(lián)系起來，從大股東持股同行業(yè)多家企業(yè)產(chǎn)生的關(guān)聯(lián)效應(yīng)視角，對(duì)實(shí)體企業(yè)資產(chǎn)結(jié)構(gòu)治理提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)；②打開了連鎖股東與企業(yè)金融化之間的機(jī)制“黑箱”，并拓展了邊界研究；③在政策含義上，2022年《政府工作報(bào)告》指出：“要正確認(rèn)識(shí)和把握資本的特性和行為規(guī)律，支持和引導(dǎo)資本規(guī)范健康發(fā)展?！北狙芯拷沂玖诉B鎖股東作為生產(chǎn)要素在企業(yè)“脫虛向?qū)崱钡倪^程中所發(fā)揮出的積極作用。因此，支持和引導(dǎo)資本規(guī)范健康發(fā)展對(duì)于微觀企業(yè)資產(chǎn)結(jié)構(gòu)的合理安排具有重要意義。

2 文獻(xiàn)綜述、理論機(jī)制和研究假說

2.1 文獻(xiàn)綜述

與本研究密切相關(guān)的兩支文獻(xiàn)分析了實(shí)體企業(yè)金融化的影響因素與連鎖股東的經(jīng)濟(jì)后果。金融化主要表現(xiàn)在實(shí)體企業(yè)對(duì)金融投資活動(dòng)的過度參與[4]?，F(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化影響因素的研究主要從宏觀環(huán)境層面、企業(yè)層面和管理者層面展開：①在宏觀環(huán)境層面上，經(jīng)濟(jì)發(fā)展變化與貨幣流動(dòng)性變化[5]、政府審計(jì)[6]等都會(huì)對(duì)企業(yè)金融化造成影響；②在企業(yè)層面上，外部盈利壓力會(huì)促進(jìn)企業(yè)金融資產(chǎn)投資對(duì)實(shí)體投資的擠出效應(yīng)，進(jìn)而強(qiáng)化企業(yè)金融化造成的影響[7]；③在管理者層面上，當(dāng)高管過度自信[8]或具有金融背景時(shí)[9]均會(huì)促進(jìn)企業(yè)金融化。不難發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有研究對(duì)于實(shí)體企業(yè)金融化影響因素的探討雖較為豐富，但是多數(shù)學(xué)者仍然從宏觀視角展開，著眼于微觀視角的研究仍有待補(bǔ)充。

作為資本市場(chǎng)應(yīng)運(yùn)而生的產(chǎn)物，連鎖股東區(qū)別于非連鎖股東的特征主要有兩個(gè)：同行業(yè)企業(yè)在治理上的協(xié)同優(yōu)勢(shì)；促使企業(yè)之間在產(chǎn)品市場(chǎng)上進(jìn)行合謀[10]。從協(xié)同優(yōu)勢(shì)的角度出發(fā)，連鎖股東提升了上市企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)[11]，并且顯著地抑制了企業(yè)的盈余管理[12，13]。從合謀的角度出發(fā)，連鎖股東抑制了社會(huì)責(zé)任承擔(dān)[14]，并降低了企業(yè)的投資效率[10]。即使理論界對(duì)于連鎖股東的經(jīng)濟(jì)后果早有關(guān)注，但是相關(guān)的實(shí)證研究仍方興未艾。相較于非連鎖股東，連鎖股東更有可能發(fā)揮積極的監(jiān)督作用，建構(gòu)資源網(wǎng)絡(luò)從而降低企業(yè)的交易成本，影響企業(yè)資產(chǎn)配置。

綜上所述，現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)連鎖股東在實(shí)體企業(yè)資產(chǎn)配置方面的研究很少涉及到金融資產(chǎn)配置?；诖?，本研究擬對(duì)連鎖股東在實(shí)體企業(yè)金融資產(chǎn)配置中所扮演的角色進(jìn)行探究，分析其對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化的影響顯得很有必要。

2.2 理論機(jī)制與研究假說

實(shí)體企業(yè)金融化的動(dòng)機(jī)主要有兩個(gè)：①企業(yè)出于規(guī)避流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)、應(yīng)對(duì)未來不確定性而產(chǎn)生的預(yù)防性動(dòng)機(jī)[5]；②企業(yè)實(shí)體經(jīng)濟(jì)投資收益率下降與金融投資收益率上升產(chǎn)生的鮮明對(duì)比，導(dǎo)致實(shí)體企業(yè)為了分享金融業(yè)高額利潤而產(chǎn)生的逐利性動(dòng)機(jī)[15]。區(qū)別于持股單個(gè)企業(yè)的大股東的是，對(duì)于改善一家企業(yè)治理的邊際成本，連鎖股東更希望達(dá)到規(guī)模效應(yīng)[16]。在當(dāng)前中國實(shí)體經(jīng)濟(jì)利潤率水平較低的情況下，實(shí)體企業(yè)過度參與金融活動(dòng)只會(huì)雪上加霜，擠占生產(chǎn)投資進(jìn)而阻礙企業(yè)的長期發(fā)展[17]，降低企業(yè)價(jià)值。由于管理者激勵(lì)契約的業(yè)績衡量標(biāo)準(zhǔn)與當(dāng)期利潤相關(guān)，短期收益較高的投資項(xiàng)目縮短了管理者的決策視野，而擁有企業(yè)所有權(quán)的股東則更注重企業(yè)長期價(jià)值的增長。

綜上分析，連鎖股東有動(dòng)機(jī)和能力通過治理監(jiān)督效應(yīng)與協(xié)同發(fā)展網(wǎng)絡(luò)，以削弱實(shí)體企業(yè)過度配置金融資產(chǎn)的動(dòng)機(jī)，降低實(shí)體企業(yè)金融化的程度：①連鎖股東可以發(fā)揮治理監(jiān)督效應(yīng)，約束管理層的行為，削弱企業(yè)金融化的逐利性動(dòng)機(jī)。一方面，連鎖股東利用其所有權(quán)優(yōu)勢(shì)，可以在股東贊助的治理提案上擁有更強(qiáng)的話語權(quán)[18]，解聘失職的管理者[19]，避免企業(yè)因決策偏差導(dǎo)致資產(chǎn)安排的過度金融化傾向；另一方面，由于同行業(yè)企業(yè)有相似的投資選擇與資產(chǎn)安排，連鎖股東可以在持股企業(yè)的資產(chǎn)配置上實(shí)現(xiàn)邊際監(jiān)督經(jīng)驗(yàn)的累積與遷移，降低信息獲取和處理成本[12]，更加有效地降低實(shí)體企業(yè)金融化的逐利性動(dòng)機(jī)。②連鎖股東在關(guān)聯(lián)企業(yè)之間建構(gòu)起規(guī)?；膮f(xié)同發(fā)展網(wǎng)絡(luò)，抑制了實(shí)體企業(yè)金融化的預(yù)防性動(dòng)機(jī)。在財(cái)務(wù)資源方面，連鎖股東不僅以股權(quán)入資直接為企業(yè)提供了資金，還為企業(yè)降低了融資成本[3]，緩解了企業(yè)外源性融資約束；連鎖股東直接或間接地為企業(yè)提供的財(cái)務(wù)資源削弱了企業(yè)過度配置金融資產(chǎn)的預(yù)防性動(dòng)機(jī)，從而降低了企業(yè)金融化的趨勢(shì)。在信息資源方面，連鎖股東作為持股企業(yè)信息交互的節(jié)點(diǎn)，可以依托累積的行業(yè)發(fā)展經(jīng)驗(yàn)為持股企業(yè)提供行業(yè)前沿信息；關(guān)聯(lián)企業(yè)依托信息優(yōu)勢(shì)為資源配置制定合理方案，更有信心投入實(shí)體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，削弱實(shí)體企業(yè)金融化的預(yù)防性動(dòng)機(jī)。在知識(shí)資源方面，知識(shí)作為一種高階組織資源，存在于組織及其人員所擁有的顯性和隱性知識(shí)中[20]；連鎖股東可以將獲取的顯性與隱性知識(shí)通過企業(yè)間的協(xié)同發(fā)展網(wǎng)絡(luò)傳遞給關(guān)聯(lián)企業(yè)，幫助企業(yè)建立競(jìng)爭優(yōu)勢(shì)，削弱預(yù)防性動(dòng)機(jī)?；诖耍岢鋈缦录僭O(shè)：

假設(shè)1連鎖股東抑制了實(shí)體企業(yè)金融化。

3 計(jì)量模型、指標(biāo)與數(shù)據(jù)

3.1 計(jì)量模型

本研究的基準(zhǔn)回歸方程形式如下：

FIi,t=β0+β1CSi,t-1+β2CVsi,t-1+ωt+μi+εi,t-1，

(1)

式中，i表示企業(yè)；t表示時(shí)間；FI為實(shí)體企業(yè)金融化，其值越大，表明企業(yè)金融化程度越高；CS表示上市企業(yè)連鎖股東情況；CVs表示控制變量。在主回歸中，將所有解釋變量以及控制變量滯后一期，既是考慮變量影響的滯后性，同時(shí)也是為了排除雙向因果的干擾。β0表示常數(shù)項(xiàng)；β1、β2均表示系數(shù)；ωt表示時(shí)間效應(yīng)；μi表示不隨時(shí)間變化的企業(yè)效應(yīng)；εi,t-1為模型隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。除此之外，本研究所有模型均采用異方差穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。根據(jù)假設(shè)1，預(yù)期系數(shù)β1<0。

3.2 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本研究選取的初始研究樣本為2008～2019年中國滬深兩市A股上市企業(yè)，并且按以下原則進(jìn)行篩選：①剔除金融行業(yè)上市企業(yè)；②剔除ST、*ST和PT類企業(yè)；③剔除資產(chǎn)負(fù)債率超過100%和資產(chǎn)負(fù)債率小于0的企業(yè)；④剔除有關(guān)數(shù)據(jù)缺失的企業(yè)。為消除極端值的影響，本研究對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行上下1%的縮尾處理。連鎖股東指標(biāo)根據(jù)國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫提供的季度層面數(shù)據(jù)手工收集整理，其他數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫與Wind數(shù)據(jù)庫。最終得到25 642個(gè)觀測(cè)值。

3.3 變量定義

本研究各變量定義如下。

(1)被解釋變量(FI)借鑒杜勇等[9]、DEMIR[15]的研究，本研究利用金融資產(chǎn)與總資產(chǎn)的比值來定義企業(yè)金融化。出于研究需要，測(cè)量指標(biāo)與會(huì)計(jì)準(zhǔn)則對(duì)金融資產(chǎn)規(guī)定不同的是：①企業(yè)現(xiàn)金持有的動(dòng)機(jī)大多是出于交易性動(dòng)機(jī)、預(yù)防性動(dòng)機(jī)、稅收動(dòng)機(jī)與管理層代理動(dòng)機(jī)[21]，并未幫助企業(yè)帶來資本增值。因此，本研究在金融資產(chǎn)的測(cè)算中并不包括貨幣資金。②中國房地產(chǎn)的市場(chǎng)化改革致使房地產(chǎn)具有金融資產(chǎn)的特性，成為重要的投資產(chǎn)品[22]。據(jù)此，本研究將投資性房地產(chǎn)納入金融資產(chǎn)的衡量范圍。金融資產(chǎn)的具體計(jì)算方法如下：金融資產(chǎn)=投資性房地產(chǎn)凈額+衍生金融資產(chǎn)+交易性金融資產(chǎn)+持有至到期投資凈額+發(fā)放貸款及墊款凈額+可供出售金融資產(chǎn)凈額。

(2)解釋變量(CS)借鑒HE等[2]、潘越等[10]的研究，本研究首先在季度層面上計(jì)算每家上市企業(yè)持股比例不低于5%的大股東個(gè)數(shù)；其次，計(jì)算每家上市企業(yè)的持股比例不低于5%的股東在同行業(yè)其他企業(yè)仍持股超過5%的個(gè)數(shù)；最后，對(duì)上述連鎖股東數(shù)目取年度均值加1后再取自然對(duì)數(shù)得到連鎖股東指標(biāo)。需要說明的是，由于制度背景與研究目的存在區(qū)別，界定大股東的標(biāo)準(zhǔn)在學(xué)術(shù)界有一定的差異。LIN等[23]將持股比例10%以上的股東界定為大股東；而BHARATH等[24]的大股東識(shí)別標(biāo)準(zhǔn)則為持股比例5%以上。中國證券監(jiān)督管理委員會(huì)頒布的《上市公司股東、董監(jiān)高減持股份的若干規(guī)定》，將持股比例5%以上的股東界定為大股東?，F(xiàn)有研究也指出，持股比例5%以上的股東可能對(duì)企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營決策產(chǎn)生重大影響[24]。據(jù)此，本研究將持股比例高于5%的股東界定為大股東。在計(jì)算中，行業(yè)按照證監(jiān)會(huì)2012年的分類標(biāo)準(zhǔn)分類，并且將制造業(yè)企業(yè)細(xì)分到二級(jí)代碼，非制造業(yè)企業(yè)細(xì)分到一級(jí)代碼。

(3)控制變量(CVs)參考以往學(xué)者的研究，本研究從企業(yè)特征、治理特征和CEO特征分別控制如下變量：在企業(yè)特征層面，選取企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年齡、資產(chǎn)負(fù)債率、成長性、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、資產(chǎn)結(jié)構(gòu)、投資機(jī)會(huì)和管理費(fèi)用率作為控制變量；在治理特征層面，選取董事會(huì)規(guī)模、董事會(huì)獨(dú)立性和管理層持股比例作為控制變量；在CEO特征層面，選取兩職兼任作為控制變量。

本研究所有變量的測(cè)量方式見表1。

表1 變量測(cè)量方式

4 實(shí)證分析

4.1 描述性統(tǒng)計(jì)

本研究各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表2。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)(N=25 642)

由表2可知，實(shí)體企業(yè)金融化(FI)的平均值為0.009，最小值為0.000，最大值為0.225，體現(xiàn)出實(shí)體企業(yè)金融化的趨勢(shì)較為明顯的兩極化特征。連鎖股東(CS)的平均值為0.095，最小值為0.000，表明各企業(yè)所具有的連鎖股東數(shù)有一定差異。此外，控制變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果與其他學(xué)者的研究相似。

4.2 相關(guān)性分析

本研究各變量的相關(guān)性分析見表3。由表3可知，連鎖股東(CS)與實(shí)體企業(yè)金融化(FI)負(fù)相關(guān)，初步支持了前文提出的假設(shè)。此外，方差膨脹系數(shù)VIF檢驗(yàn)顯示,各變量的因子值(VIF)均值為1.33，且均小于1.80，因此不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

表3 相關(guān)性分析(N=25 642)

4.3 基準(zhǔn)分析

本研究的基準(zhǔn)回歸結(jié)果見表4。表4中，列(1)僅控制了個(gè)體固定效應(yīng)與時(shí)間固定效應(yīng)，連鎖股東(CS)的回歸系數(shù)為-0.188，且通過了1%的統(tǒng)計(jì)顯著性檢驗(yàn)。列(2)在列(1)的基礎(chǔ)上添加了控制變量集合，相關(guān)的回歸系數(shù)絕對(duì)值縮小但是顯著性依舊不變。假設(shè)1得到了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)支持。

表4 基準(zhǔn)回歸結(jié)果(N=21 059)

5 內(nèi)生性檢驗(yàn)與穩(wěn)健性分析

5.1 內(nèi)生性檢驗(yàn)

5.1.1PSM檢驗(yàn)

由于連鎖股東對(duì)投資目標(biāo)的選擇會(huì)考慮企業(yè)的差異化特征，而非隨機(jī)選擇。為了緩解樣本自選擇問題，本研究采用傾向得分匹配法(PSM)，使用一對(duì)一最近鄰匹配進(jìn)行檢驗(yàn)。首先，將擁有連鎖股東的上市企業(yè)作為處理組，選取企業(yè)規(guī)模(SI)、企業(yè)年齡(AG)、資產(chǎn)負(fù)債率(LEV)、盈利能力(ROA)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(SO)、管理層持股比例(MG)、現(xiàn)金流(CF)、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率(TA)、股權(quán)集中度(SC)、投資機(jī)會(huì)(TQ)作為協(xié)變量。其中企業(yè)規(guī)模(SI)、企業(yè)年齡(AG)、資產(chǎn)負(fù)債率(LEV)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(SO)、投資機(jī)會(huì)(TQ)和管理層持股比例(MG)的測(cè)量方式與表1相同。除此之外，盈利能力(ROA)利用凈利潤除以總資產(chǎn)平均余額衡量；現(xiàn)金流(CF)利用經(jīng)營活動(dòng)產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額除以總資產(chǎn)衡量；總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率(TA)利用主營業(yè)務(wù)收入除以總資產(chǎn)衡量；股權(quán)集中度(SC)利用第一大股東持股比例衡量。其次，本研究分別繪制了樣本匹配前后實(shí)驗(yàn)組以及控制組的傾向得分分布密度函數(shù)圖(見圖1)。由圖1可知，處理組與對(duì)照組的核密度曲線在匹配后分布形態(tài)高度接近。另外，PSM匹配均衡性的檢驗(yàn)結(jié)果見表5。由表5可知，匹配后兩組樣本間的傾向得分分布偏差很好地被消除，且匹配之后兩組企業(yè)的特征變量不再具有顯著差異。最后，將匹配后的樣本重新回歸，結(jié)果見表6列(1)?？梢?，即使匹配樣本有所改變，CS的估計(jì)系數(shù)仍在1%的水平上顯著為負(fù)。

圖1 PSM匹配前后連鎖股東(CS)的概率分布密度函數(shù)圖

表5 PSM匹配均衡性的檢驗(yàn)結(jié)果(N=5 310)

表6 內(nèi)生性檢驗(yàn)

5.1.2工具變量法

借鑒梁上坤[25]的研究，本研究利用連鎖股東持股企業(yè)股權(quán)比例的行業(yè)均值(IV)作為工具變量，使用兩階段最小二乘法(2SLS)進(jìn)行檢驗(yàn)(見表6)。由表6列(2)可知，2SLS的第一階段回歸結(jié)果中，IV的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正。由列(3)可知，第二階段回歸結(jié)果中，CS的系數(shù)仍顯著為負(fù)，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本一致。

5.2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本研究的穩(wěn)健性檢驗(yàn)如下。

(1)更換解釋變量的測(cè)量方式借鑒CHENG等[14]的做法，本研究設(shè)置虛擬變量CS1：如果企業(yè)當(dāng)年存在連鎖股東，則CS1賦值為1，反之為0。另外，借鑒HE等[2]的做法，本研究還利用季度層面上對(duì)每個(gè)樣本企業(yè)計(jì)算連鎖股東持有的股份比例之和后取年度均值求出CS2。將替換后的解釋變量CS1和CS2分別與原有被解釋變量和控制變量重新進(jìn)行回歸，結(jié)果見表7。由表7列(1)和列(2)可知，CS1與CS2均在1%的水平上顯著為負(fù)，表明在更換解釋變量的測(cè)量方法后，本研究的主要結(jié)論依舊穩(wěn)健。

(2)改變計(jì)量方法實(shí)體企業(yè)金融化取值整體在一個(gè)非負(fù)數(shù)區(qū)間，并且有一部分樣本企業(yè)的取值集中為0。因此，實(shí)體企業(yè)金融化(FI)是一個(gè)以0為下界的截?cái)嘧兞俊榱司徑饨財(cái)嘧兞繉?duì)估計(jì)結(jié)果的潛在影響，本研究將回歸模型改用Tobit模型重新回歸。回歸結(jié)果見表7列(3)。可見，CS的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，表明結(jié)果依然具有穩(wěn)健性。

表7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(3)剔除特殊事件影響2008年的全球金融危機(jī)導(dǎo)致金融資產(chǎn)價(jià)格出現(xiàn)劇烈波動(dòng)，使得中國實(shí)體企業(yè)金融化水平出現(xiàn)下降趨勢(shì)[26]，此時(shí)，連鎖股東對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化的作用存在外生原因。因此，本研究在原有樣本的基礎(chǔ)上，剔除2008～2009年的數(shù)據(jù)后重新回歸。回歸結(jié)果見表7列(4)。可見，CS的系數(shù)依舊顯著為負(fù)，通過了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

表8 機(jī)制檢驗(yàn)與異質(zhì)性分析(N=21 059)

6 拓展性分析

6.1 機(jī)制分析

6.1.1資源效應(yīng)：融資約束的中介作用

根據(jù)上文的理論分析，連鎖股東作為資源承載者，可以通過兩條途徑為企業(yè)提供財(cái)務(wù)支持：其一是連鎖股東本身的財(cái)務(wù)資源；其二是連鎖股東為企業(yè)拓寬了外源性融資渠道。連鎖股東通過以上兩種途徑，抑制了實(shí)體企業(yè)出于預(yù)防性動(dòng)機(jī)而進(jìn)行的金融資產(chǎn)過度配置的行為。因此，可以預(yù)期的一條作用機(jī)制是連鎖股東通過緩解企業(yè)的融資約束，進(jìn)而抑制了實(shí)體企業(yè)金融化?，F(xiàn)有研究對(duì)融資約束程度的測(cè)量方式較為豐富，其中WW指數(shù)包含更多方面的企業(yè)特征，可綜合衡量影響企業(yè)融資約束的因素。因此，參考WHITED等[27]的研究，本研究采用WW指數(shù)對(duì)融資約束進(jìn)行測(cè)度，則有

WWit=-0.09CF-0.06CD+0.02LEV-

0.04SI+0.1GI-0.04G,

(2)

式中，CD表示現(xiàn)金股利支付啞變量(當(dāng)期如果派發(fā)現(xiàn)金股利取值為1，否則為0)；GI表示行業(yè)平均營業(yè)收入增長率。

為了驗(yàn)證以上機(jī)制，本研究構(gòu)建以下兩個(gè)模型：

WWi,t=γ0+γ1CSi,t-1+γ2CVsi,t-1+

ωt+μi+εi,t-1；

(3)

FIi,t=λ0+λ1CSi,t-1+λ2WWi,t-1+

λ3CVsi,t-1+ωt+μi+εi,t-1，

(4)

式中，γ0、λ0均表示常數(shù)項(xiàng)；γ1、γ2、λ1～λ3均表示系數(shù)。式(3)檢驗(yàn)解釋變量(CS)對(duì)中介變量(WW)的影響；若系數(shù)γ1顯著，則用式(4)同時(shí)納入解釋變量(CS)與中介變量(WW)進(jìn)行分析；若系數(shù)λ2顯著且λ1不顯著，則為完全中介效應(yīng)；若系數(shù)λ2和系數(shù)λ1均顯著，則為部分中介效應(yīng)；若系數(shù)λ2不顯著，則中介效應(yīng)不成立。

機(jī)制檢驗(yàn)與異質(zhì)性分析結(jié)果見表8。表8中，列(1)考察了連鎖股東(CS)對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化(FI)的影響；列(2)結(jié)果顯示，CS的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，表明連鎖股東緩解了企業(yè)的融資約束；列(3)結(jié)果顯示，WW的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，CS的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，且通過了Sobel檢驗(yàn)，說明融資約束在連鎖股東與實(shí)體企業(yè)金融化之間起到了部分中介的作用。綜上所述，連鎖股東通過緩解融資約束，進(jìn)而抑制實(shí)體企業(yè)金融化的路徑得以驗(yàn)證。

6.1.2監(jiān)督效應(yīng)：代理成本的中介作用

根據(jù)代理理論，連鎖股東依靠所有權(quán)優(yōu)勢(shì)對(duì)代理沖突具有重要影響。連鎖股東有動(dòng)機(jī)和能力對(duì)企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動(dòng)進(jìn)行監(jiān)督，減少管理層尋求私利的行為，緩解第一類代理沖突。連鎖股東可以通過監(jiān)測(cè)和控制管理團(tuán)隊(duì)做出的戰(zhàn)略決策來幫助企業(yè)降低代理成本，進(jìn)而抑制企業(yè)過度配置金融資產(chǎn)的逐利性動(dòng)機(jī)。因此本研究借鑒沈紅波等[28]的研究，利用總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率測(cè)度代理成本。由于總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率是一個(gè)反向指標(biāo)，故最終取總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率的相反數(shù)(CO)來衡量。為了驗(yàn)證上述機(jī)制，構(gòu)建以下模型：

COi,t=γ0+γ1CSi,t-1+γ2CVsi,t-1+

ωt+μi+εi,t-1；

(5)

FIi,t=λ0+λ1CSi,t-1+λ2COi,t-1+λ3CVsi,t-1+

ωt+μi+εi,t-1。

(6)

表8中，列(4)考察了連鎖股東(CS)對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化(FI)的影響；列(5)結(jié)果顯示，CS的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，表明連鎖股東降低了代理成本；列(6)結(jié)果顯示，CO的系數(shù)顯著為正，CS的系數(shù)顯著為負(fù)，且通過了Sobel檢驗(yàn)，說明代理成本在連鎖股東與實(shí)體企業(yè)金融化之間起到了部分中介的作用。綜上所述，連鎖股東降低代理成本，進(jìn)而抑制了實(shí)體企業(yè)金融化的路徑得以驗(yàn)證。

6.2 人力資源冗余的異質(zhì)性分析

人力資源被廣泛認(rèn)為是幫助企業(yè)提升核心競(jìng)爭力的寶貴資產(chǎn)，其存量對(duì)連鎖股東的作用發(fā)揮有著重要影響。首先，除企業(yè)必須的知識(shí)資源外，連鎖股東為企業(yè)帶來的增量知識(shí)資源需要依附于冗余人力資源進(jìn)行轉(zhuǎn)化。其次，人力資源冗余作為企業(yè)的額外人力資本儲(chǔ)備，可以緩沖企業(yè)人力資本流失為企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營帶來的負(fù)面沖擊，起到平穩(wěn)過渡的作用。人力資源冗余既有利于企業(yè)對(duì)連鎖股東的資源福利平穩(wěn)地消化吸收，也是企業(yè)形成快速反應(yīng)能力的必要條件。因此，在人力資源冗余較高的企業(yè)中，連鎖股東對(duì)企業(yè)金融化的抑制作用更為顯著。

借鑒VANACKER等[29]的做法，本研究利用經(jīng)行業(yè)均值調(diào)整的企業(yè)員工人數(shù)與總銷售額的比值衡量人力資源冗余(HR)。為了驗(yàn)證上述假說，本研究在原有基準(zhǔn)回歸方程的基礎(chǔ)上加入了人力資源冗余(HR)，及其與連鎖股東(CS)的交乘項(xiàng)CS×HR?；貧w結(jié)果見表8列(7)?？梢姡珻S×HR的系數(shù)在5%的水平上顯著為負(fù)，表明連鎖股東對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化的抑制作用，在人力資源冗余程度更高的情境下更顯著。

7 結(jié)語

實(shí)體企業(yè)作為經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的微觀主體，其“脫實(shí)向虛”的現(xiàn)象引發(fā)了學(xué)術(shù)界的普遍關(guān)注，成為當(dāng)前中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展需要解決的重要問題。在此背景下，本研究從連鎖股東視角出發(fā)，利用2008～2019年中國滬深兩市A股上市企業(yè)的數(shù)據(jù)，基于連鎖股東監(jiān)督治理與協(xié)同發(fā)展的視角，考察了實(shí)體企業(yè)的金融資產(chǎn)過度配置行為。研究發(fā)現(xiàn)，連鎖股東抑制了實(shí)體企業(yè)金融化。在進(jìn)行了內(nèi)生性檢驗(yàn)與穩(wěn)健性檢驗(yàn)后，結(jié)論依舊成立。作用機(jī)制分析發(fā)現(xiàn)，連鎖股東通過緩解融資約束與降低代理成本進(jìn)而抑制了實(shí)體企業(yè)金融化。在異質(zhì)性分析中，連鎖股東對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化的抑制作用，在人力資源冗余程度較高的企業(yè)中更為明顯。本研究的結(jié)論從微觀視角探索了實(shí)體企業(yè)金融化的影響因素，對(duì)企業(yè)金融化影響因素方面的研究提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，并對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)進(jìn)行了有益補(bǔ)充。

基于研究結(jié)論，本研究主要得到以下啟示：①企業(yè)應(yīng)該重視連鎖股東在企業(yè)發(fā)展中的重要作用，合理引入連鎖股東，積極配合連鎖股東的外部監(jiān)督，規(guī)避短視決策；②政府監(jiān)管部門在鼓勵(lì)發(fā)揮連鎖股東作為生產(chǎn)要素的積極作用的同時(shí)，仍要堅(jiān)持防止資本無序擴(kuò)張，維護(hù)公平競(jìng)爭。但是，本研究仍然存在一些缺憾，亟待后續(xù)研究的完善補(bǔ)充：①囿于篇幅，本研究在異質(zhì)性分析中僅在企業(yè)層面進(jìn)行了討論，未來可以著眼于宏觀層面或管理者層面進(jìn)一步探討其中的差異；②后續(xù)研究可以選擇連鎖股東相關(guān)案例分析，深入挖掘連鎖股東在生產(chǎn)實(shí)踐中如何提高企業(yè)效率，并對(duì)上市企業(yè)管理提供更多啟示。