地域投機(jī)文化加劇了實(shí)體企業(yè)“脫實(shí)向虛”嗎？
——來(lái)自我國(guó)上市企業(yè)的證據(jù)

傅 頎，胡港夏

(浙江財(cái)經(jīng)大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院，浙江 杭州 310018)

一、引 言

近年來(lái)，許多非金融企業(yè)摒棄對(duì)主業(yè)的堅(jiān)守，將資本投入到高報(bào)酬率的金融和房地產(chǎn)領(lǐng)域，基于金融渠道的利潤(rùn)積累日漸成為企業(yè)盈利的主導(dǎo)模式[1]，實(shí)體企業(yè)有了明顯的金融化趨向。然而，企業(yè)過(guò)度配置金融資產(chǎn)可能引發(fā)實(shí)體經(jīng)濟(jì)與虛擬經(jīng)濟(jì)之間的結(jié)構(gòu)性失衡問(wèn)題，甚至削弱金融市場(chǎng)的穩(wěn)定性。有效識(shí)別影響實(shí)體企業(yè)金融化的關(guān)鍵因素，針對(duì)性地制定政策促使金融回歸服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的本源，對(duì)于防范化解金融系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)，引領(lǐng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)航船乘風(fēng)破浪、行穩(wěn)致遠(yuǎn)具有深遠(yuǎn)意義。

現(xiàn)有研究證實(shí)制度環(huán)境[2]、企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行[3]、客戶集中度[4]以及股票流動(dòng)性[5]等諸多因素均能顯著影響實(shí)體企業(yè)金融化程度，但較少有學(xué)者關(guān)注文化這一非正式制度及其隱性價(jià)值規(guī)范與實(shí)體企業(yè)金融化之間的聯(lián)系。事實(shí)上，文化在經(jīng)濟(jì)生活中扮演著隱性角色，它深刻地影響著企業(yè)的決策和行動(dòng)。一方面，文化具有塑造個(gè)體思維、改變個(gè)體偏好以及規(guī)范個(gè)體行為的作用[6]；另一方面，企業(yè)管理層為了快速扎根地方以謀求良好發(fā)展，會(huì)選擇主動(dòng)適應(yīng)和融入當(dāng)?shù)氐奈幕痆7]。文化的影響是深微遠(yuǎn)大的，特別是對(duì)于中國(guó)這樣一個(gè)制度建設(shè)尚不完善而文化傳統(tǒng)卻博大精深的新興經(jīng)濟(jì)體，理解復(fù)雜的經(jīng)濟(jì)問(wèn)題，尤需重視其背后的文化力量。

基于文化的角度，博彩與賭博具有同質(zhì)性，兩者均體現(xiàn)了人們的賭徒心態(tài)和冒險(xiǎn)傾向，這種投機(jī)偏好經(jīng)過(guò)特定群體共享、傳承與發(fā)展，便形成了獨(dú)具一格的地域投機(jī)文化。投機(jī)文化的冒險(xiǎn)屬性能夠幫助企業(yè)克服對(duì)創(chuàng)新失敗的膽怯心理，積極推動(dòng)企業(yè)創(chuàng)新[8]。同樣地，投機(jī)文化所刻畫(huà)的人的短視主義和風(fēng)險(xiǎn)偏好，在一定程度上也會(huì)影響企業(yè)的投資決策?；诖?，本文聚焦地域文化這一獨(dú)特維度，探究投機(jī)文化與實(shí)體企業(yè)金融化程度之間的關(guān)系，旨在為治理當(dāng)前我國(guó)實(shí)體企業(yè)“脫實(shí)向虛”提供新思路。

本文的研究結(jié)果顯示，企業(yè)經(jīng)營(yíng)所在地的投機(jī)文化加劇了實(shí)體企業(yè)金融化，并且在引入工具變量、更換變量衡量方式以及改變回歸樣本等一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后，該結(jié)論依然成立。機(jī)制檢驗(yàn)表明，投機(jī)文化主要通過(guò)增加代理成本和提升管理者過(guò)度自信水平這兩條路徑加劇企業(yè)金融化。此外，本文還發(fā)現(xiàn)投機(jī)文化對(duì)企業(yè)金融化的影響在經(jīng)營(yíng)所在地法制環(huán)境較差、外部監(jiān)督水平較低以及內(nèi)部控制質(zhì)量較弱的企業(yè)樣本中更為顯著。

本文的主要貢獻(xiàn)有：(1)拓寬了企業(yè)金融化的研究視角?，F(xiàn)有研究大多關(guān)注正式制度對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化的影響，忽視了非正式制度在投資決策中的重要作用。本文從非正式制度視角探討了地域文化因素對(duì)實(shí)體企業(yè)金融資產(chǎn)配置決策的影響和作用路徑，填補(bǔ)了這一研究領(lǐng)域的空白，并為剖析我國(guó)實(shí)體企業(yè)“脫實(shí)向虛”問(wèn)題提供了新的視角。(2)深化了對(duì)投機(jī)文化經(jīng)濟(jì)后果的認(rèn)識(shí)。投機(jī)文化能夠發(fā)揮積極作用，推動(dòng)企業(yè)創(chuàng)新，但也會(huì)給企業(yè)造成一些負(fù)面經(jīng)濟(jì)后果，如加劇上市企業(yè)控股股東股權(quán)質(zhì)押后的股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)[9]、增加企業(yè)費(fèi)用粘性[10]等，本文的研究結(jié)論為投機(jī)文化的負(fù)面作用提供了新證據(jù)，也從側(cè)面揭示了營(yíng)造良好的非正式制度環(huán)境對(duì)企業(yè)資源配置決策的重要性。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

(一)文獻(xiàn)回顧

企業(yè)金融化是經(jīng)濟(jì)“脫實(shí)向虛”的微觀體現(xiàn)，其動(dòng)機(jī)可以歸結(jié)為兩方面：一是預(yù)防性動(dòng)機(jī)，即企業(yè)配置金融資產(chǎn)的目的是緩解融資約束，降低財(cái)務(wù)困境成本，服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)[3]；二是投機(jī)性動(dòng)機(jī)，即管理層受到企業(yè)內(nèi)部代理問(wèn)題的驅(qū)動(dòng)，優(yōu)先選擇配置高收益的金融資產(chǎn)，追求利潤(rùn)最大化和短期內(nèi)企業(yè)財(cái)務(wù)狀況的改善[1]?，F(xiàn)階段我國(guó)企業(yè)金融化的主要?jiǎng)右蚴峭稒C(jī)套利，追逐金融資產(chǎn)短期的高回報(bào)率[11]。

企業(yè)的金融資產(chǎn)配置程度因外部宏觀環(huán)境和微觀企業(yè)特征的不同而有所差異?，F(xiàn)有研究表明，放松利率管制[2]、降低實(shí)體稅負(fù)[12]等正式制度能抑制實(shí)體企業(yè)金融化，而客戶集中度[4]、股票流動(dòng)性[5]以及控股股東股權(quán)質(zhì)押[13]等微觀主體特征會(huì)顯著提升實(shí)體企業(yè)的金融化程度。同時(shí)，學(xué)者們還發(fā)現(xiàn)提高內(nèi)部控制質(zhì)量[14]能起到降低實(shí)體企業(yè)金融化程度的作用。此外，顧雷雷等(2020)發(fā)現(xiàn)社會(huì)責(zé)任通過(guò)緩解融資約束提高了企業(yè)的金融資產(chǎn)配置水平，這體現(xiàn)了金融化的投機(jī)性動(dòng)機(jī)[3]。然而，現(xiàn)階段有關(guān)非正式制度對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化影響的討論相對(duì)較少，僅有少數(shù)學(xué)者考察了社會(huì)資本與實(shí)體企業(yè)金融化之間的關(guān)系。楊興全等(2021)認(rèn)為，地區(qū)社會(huì)資本通過(guò)優(yōu)化融資渠道和減少代理成本緩解了實(shí)體企業(yè)的“脫實(shí)向虛”[15]。同樣地，信任作為一種重要的社會(huì)資本形式也能發(fā)揮治理效應(yīng)，抑制非金融企業(yè)的金融化趨勢(shì)[16]。

通過(guò)文獻(xiàn)梳理可知，鮮有學(xué)者探究文化這一非正式制度與實(shí)體企業(yè)金融化之間的關(guān)系。事實(shí)上，文化作為一個(gè)群體或社會(huì)所共享的基本假設(shè)、價(jià)值觀、行為規(guī)范和習(xí)俗，能夠?qū)€(gè)體和企業(yè)行為產(chǎn)生潛移默化的影響[17]，具體到中國(guó)這樣一個(gè)制度建設(shè)尚不完善而文化傳統(tǒng)卻悠久燦爛的發(fā)展中國(guó)家，文化的作用更是不容小覷。已有研究表明，宗教傳統(tǒng)可以提高企業(yè)治理水平，顯著減輕企業(yè)的股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)[18]；儒家文化能夠降低代理成本，促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新[19]。而本文所關(guān)注的地域投機(jī)文化也會(huì)對(duì)微觀企業(yè)行為產(chǎn)生影響，如增強(qiáng)企業(yè)創(chuàng)新意愿[8]、增加控股股東股權(quán)質(zhì)押概率和規(guī)模[9]、增加企業(yè)費(fèi)用粘性[10]等，但針對(duì)投機(jī)文化對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化程度影響的研究還較為少見(jiàn)。

(二)研究假設(shè)

通常，企業(yè)高管為了扎根地方經(jīng)濟(jì)會(huì)主動(dòng)適應(yīng)和融入企業(yè)經(jīng)營(yíng)地的文化，即使其個(gè)人文化特征不一定能全面主導(dǎo)企業(yè)文化，但能行使自身決策權(quán)，選擇符合本土文化和價(jià)值觀的投資項(xiàng)目。同時(shí)，方言、社會(huì)信任等地方文化均已被證實(shí)會(huì)對(duì)企業(yè)的投融資決策產(chǎn)生重要影響。基于此，本文認(rèn)為地域投機(jī)文化會(huì)從以下兩方面影響實(shí)體企業(yè)的金融資產(chǎn)配置決策。

一方面，投機(jī)文化加重了人的賭徒心態(tài)，這種心態(tài)會(huì)驅(qū)使人們的行為決策更加短期化，渴望以最低成本迅速獲得高額報(bào)酬，有強(qiáng)烈的實(shí)施機(jī)會(huì)主義行為的動(dòng)機(jī)[20]。具體到企業(yè)層面，企業(yè)經(jīng)營(yíng)所在地投機(jī)文化氛圍容易引發(fā)代理人的機(jī)會(huì)主義行為，使得委托人不得不加強(qiáng)對(duì)代理人的監(jiān)督與約束，導(dǎo)致委托代理合同中的薪酬契約被弱化[21]，進(jìn)而提高道德風(fēng)險(xiǎn)，加劇企業(yè)內(nèi)部的代理沖突。上述代理問(wèn)題的存在使企業(yè)產(chǎn)生強(qiáng)烈的實(shí)施金融化的短視動(dòng)機(jī)。首先，在第一類代理問(wèn)題中，高管薪酬與企業(yè)業(yè)績(jī)密切關(guān)聯(lián)，而企業(yè)的資源配置決策主要由管理者作出[10]，因此他們有動(dòng)機(jī)與能力利用自身地位、權(quán)力和影響力實(shí)施機(jī)會(huì)主義行為，謀取私有收益，這也是高管短視動(dòng)機(jī)的體現(xiàn)。這種短視行為能夠強(qiáng)化管理者的投機(jī)套利偏好，使他們放棄實(shí)業(yè)投資，而將資金配置到短期高回報(bào)的金融資產(chǎn)上，以期提升企業(yè)業(yè)績(jī)。其次，在第二類代理問(wèn)題中，我國(guó)企業(yè)存在控股股東侵占中小股東利益的行為，并且控股股東擁有轉(zhuǎn)移利潤(rùn)的能力，而金融資產(chǎn)具備流動(dòng)性強(qiáng)、變現(xiàn)迅速的特征，使其可能成為控股股東進(jìn)行利潤(rùn)操縱的工具。因此，在投機(jī)文化的影響下，大股東有更強(qiáng)烈的動(dòng)機(jī)利用實(shí)際控制權(quán)選擇配置更多的金融資產(chǎn)進(jìn)行投機(jī)套利，進(jìn)而加劇實(shí)體企業(yè)金融化。

另一方面，投機(jī)文化提高了人的冒險(xiǎn)傾向，經(jīng)常參與博彩消費(fèi)的人們?cè)诿媾R不確定性時(shí)會(huì)持有更樂(lè)觀的態(tài)度，也會(huì)表現(xiàn)出更強(qiáng)的冒險(xiǎn)意愿[22]，不僅容易高估自身能力水平，還容易相信自己擁有足夠多的好運(yùn)氣獲得成功，這是過(guò)度自信的一種表現(xiàn)。過(guò)度自信的管理者往往會(huì)高估自身能力和項(xiàng)目收益，低估投資失敗的風(fēng)險(xiǎn)，在進(jìn)行投資決策時(shí)，傾向于選擇激進(jìn)的策略，將更多的企業(yè)資源配置于金融資產(chǎn)。因此，本文認(rèn)為企業(yè)所在地的投機(jī)文化氛圍會(huì)導(dǎo)致管理層產(chǎn)生過(guò)度自信心理偏差，在這種心理的驅(qū)使下，企業(yè)管理層在進(jìn)行投資決策時(shí)，會(huì)更偏好于風(fēng)險(xiǎn)和收益雙高的金融資產(chǎn)，更多關(guān)注金融投資所帶來(lái)的高額收益，而低估潛在的風(fēng)險(xiǎn)。

基于此，本文提出研究假設(shè)：

H1：投機(jī)文化氛圍越濃厚，該地區(qū)的實(shí)體企業(yè)金融化程度越深。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文以2008—2020年中國(guó)滬深兩市A股主板上市企業(yè)為研究樣本，選擇2008年作為研究起點(diǎn)是因?yàn)槲覈?guó)財(cái)政部于2008年開(kāi)始完整披露各省份彩票銷售額的具體情況。各省份彩票銷售額數(shù)據(jù)來(lái)自財(cái)政部網(wǎng)站，GDP增長(zhǎng)率和人口增長(zhǎng)率數(shù)據(jù)來(lái)自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站，企業(yè)基本財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)及治理數(shù)據(jù)均來(lái)源于CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。同時(shí)，本文對(duì)初始樣本進(jìn)行了如下篩選：(1)剔除金融類和房地產(chǎn)類企業(yè)樣本；(2)剔除ST企業(yè)樣本；(3)剔除資不抵債企業(yè)樣本；(4)剔除上市不滿一年的企業(yè)樣本；(5)剔除相關(guān)變量數(shù)據(jù)缺失的樣本。此外，為消除極端值對(duì)研究結(jié)果的影響，對(duì)所有連續(xù)變量在1%和99%分位上做了縮尾處理，最終得到28413個(gè)企業(yè)-年度有效觀測(cè)值。

(二)變量選取

1.被解釋變量：金融化程度(Fin)。本文借鑒李馨子等(2019)的研究，以金融資產(chǎn)占期末總資產(chǎn)的比例衡量[4]。其中，金融資產(chǎn)包括貨幣資金、持有至到期投資、交易性金融資產(chǎn)、衍生金融資產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)、長(zhǎng)期股權(quán)投資、應(yīng)收股利和應(yīng)收利息。由于我國(guó)2018年開(kāi)始實(shí)施新金融工具準(zhǔn)則，規(guī)定不再使用“持有至到期投資”“可供出售金融資產(chǎn)”等科目，新增“債權(quán)投資”“其他債權(quán)投資”“其他權(quán)益工具投資”“其他非流動(dòng)性金融資產(chǎn)”等科目，因此，對(duì)于2018年及之后的數(shù)據(jù)，參考張成思和鄭寧(2020)的做法，將金融化程度定義為包括貨幣資金、交易性金融資產(chǎn)、衍生金融資產(chǎn)、長(zhǎng)期股權(quán)投資、應(yīng)收股利、應(yīng)收利息、債權(quán)投資、其他債權(quán)投資、其他權(quán)益工具投資和其他非流動(dòng)性金融資產(chǎn)等金融資產(chǎn)與企業(yè)期末總資產(chǎn)的比值[23]。

2.解釋變量：投機(jī)文化(Gamble)。博彩消費(fèi)能反映人的投機(jī)偏好，若一個(gè)地區(qū)的博彩消費(fèi)水平較高，該地區(qū)往往具有較為濃厚的投機(jī)文化氛圍。因此，本文參考陳欣和陳德球(2021)的做法，采用各省份人均彩票銷售額的自然對(duì)數(shù)作為投機(jī)文化的代理變量[8]。

3.控制變量。為了提高研究結(jié)論的準(zhǔn)確性，本文還在模型中加入了一系列會(huì)對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化程度產(chǎn)生影響的重要因素，包括資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、企業(yè)規(guī)模(Size)、營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率(Growth)、稅負(fù)(Tax)、企業(yè)年齡(Age)、賬面市值比(Bm)、股權(quán)集中度(Top1)、獨(dú)立董事比例(Indr)、管理層持股比例(Msr)、兩職合一(Dual)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(Soe)、GDP增長(zhǎng)率(GDP_growth)以及人口增長(zhǎng)率(Population_growth)。此外，本文還控制了行業(yè)固定效應(yīng)(Ind)和年份固定效應(yīng)(Year)。

主要變量定義見(jiàn)表1。

表1 主要變量定義

(三)模型構(gòu)建

為驗(yàn)證地域投機(jī)文化與實(shí)體企業(yè)金融化程度之間的關(guān)系，本文構(gòu)建多元線性回歸模型(1)進(jìn)行分析：

Finit=β0+β1Gambleit+∑Controls+∑Ind+ ∑Year+εit

(1)

其中，F(xiàn)in為金融化程度，Gamble為投機(jī)文化的代理變量，Controls為控制變量，Ind、Year分別為行業(yè)、年份固定效應(yīng)，ε為誤差項(xiàng)。若投機(jī)文化(Gamble)的回歸系數(shù)β1顯著為正，說(shuō)明投機(jī)文化提高了實(shí)體企業(yè)金融化程度，本文的假設(shè)H1得到驗(yàn)證。

四、實(shí)證結(jié)果分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

表2列示了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。金融化程度(Fin)的均值為0.244，說(shuō)明企業(yè)期末金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重接近24.40%，這與李馨子等(2019)[4]的數(shù)據(jù)結(jié)果類似。投機(jī)文化(Gamble)的均值為5.591，標(biāo)準(zhǔn)差為0.518，說(shuō)明不同地區(qū)的投機(jī)文化氛圍存在明顯差異，這與陳欣和陳德球(2021)[8]的結(jié)果基本一致。其余控制變量均處于正常范圍。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

(二)基本回歸分析

表3列示了投機(jī)文化對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化影響的回歸結(jié)果。第(1)列單變量回歸結(jié)果顯示，投機(jī)文化(Gamble)對(duì)金融化程度(Fin)的回歸系數(shù)為0.036，且在1%水平上顯著為正，表明投機(jī)文化提高了實(shí)體企業(yè)金融化程度，假設(shè)H1得到驗(yàn)證。第(2)、(3)列逐步控制企業(yè)層面和省份層面的變量，Gamble的回歸系數(shù)仍在1%水平上顯著為正，符號(hào)和顯著性均未發(fā)生實(shí)質(zhì)性變化，說(shuō)明本文的研究結(jié)果較為穩(wěn)健。

表3 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

(三)內(nèi)生性問(wèn)題

為了緩解內(nèi)生性問(wèn)題，本文進(jìn)行了如下檢驗(yàn)：(1)工具變量法。以各地區(qū)中國(guó)足球超級(jí)聯(lián)賽(下文簡(jiǎn)稱中超)球隊(duì)和中國(guó)男子籃球職業(yè)聯(lián)賽(下文簡(jiǎn)稱CBA)球隊(duì)數(shù)量(Ballteam)作為工具變量，在模型(1)基礎(chǔ)上進(jìn)行兩階段回歸。競(jìng)猜型彩票是體育彩票的一種類型，在世界范圍內(nèi)備受彩民青睞，我國(guó)競(jìng)猜型彩票以競(jìng)彩足球和競(jìng)彩籃球?yàn)橹?。中超和CBA是國(guó)內(nèi)影響力較大的體育賽事，如果一個(gè)地區(qū)參賽球隊(duì)數(shù)量較多，該地區(qū)的人們往往會(huì)更關(guān)注賽事情況，購(gòu)買(mǎi)彩票的積極性也更高，投機(jī)性更強(qiáng)[20]。因此，本文預(yù)期企業(yè)所在地中超球隊(duì)和CBA球隊(duì)數(shù)量與投機(jī)文化正相關(guān)，而各地區(qū)參賽球隊(duì)數(shù)量與企業(yè)的金融資產(chǎn)配置行為之間并不存在必然聯(lián)系，符合外生性的要求。(2)控制省份固定效應(yīng)。為了緩解潛在的遺漏變量問(wèn)題，本文在模型(1)的基礎(chǔ)上進(jìn)一步控制了省份固定效應(yīng)。(3)雙重聚類調(diào)整。為控制異方差和序列相關(guān)的影響，本文借鑒Petersen(2009)的做法，在企業(yè)和省份層面對(duì)標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行了雙重聚類調(diào)整[24]。由表4結(jié)果可知，在控制了內(nèi)生性問(wèn)題之后，本文的研究結(jié)論依然不變。

表4 內(nèi)生性問(wèn)題的處理

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(1)更換解釋變量的衡量方式。本文重新構(gòu)建Gamble_D作為投機(jī)文化的代理指標(biāo)，若當(dāng)年該地區(qū)人均彩票銷售額高于全國(guó)各地區(qū)的中位數(shù)，則Gamble_D取1，否則為0。同時(shí)，僅保留投機(jī)文化持續(xù)較高和持續(xù)較低的樣本，即選擇企業(yè)所在省份人均彩票銷售額在樣本區(qū)間內(nèi)所有年度中均高于中位數(shù)或低于中位數(shù)的樣本進(jìn)行回歸。(2)改變被解釋變量的衡量方式。首先，基于顧雷雷等(2020)的研究，重新劃分金融資產(chǎn)，定義Fin1為包括交易性金融資產(chǎn)、衍生金融資產(chǎn)、其他應(yīng)收款、買(mǎi)入返售金融資產(chǎn)、一年內(nèi)到期的非流動(dòng)資產(chǎn)、其他流動(dòng)資產(chǎn)、發(fā)放貸款及墊款、可供出售金融資產(chǎn)、持有至到期投資、長(zhǎng)期股權(quán)投資、投資性房地產(chǎn)以及其他非流動(dòng)資產(chǎn)在內(nèi)的金融資產(chǎn)與期末總資產(chǎn)的比值[3]；其次，以金融資產(chǎn)總規(guī)模的自然對(duì)數(shù)(Fin2)衡量實(shí)體企業(yè)金融化程度。(3)子樣本回歸檢驗(yàn)。制造業(yè)是實(shí)體經(jīng)濟(jì)的命脈，本文僅保留制造業(yè)企業(yè)樣本進(jìn)行分析檢驗(yàn)。此外，2008年爆發(fā)的全球金融危機(jī)和2015年我國(guó)A股市場(chǎng)的異常波動(dòng)均會(huì)對(duì)金融資產(chǎn)定價(jià)產(chǎn)生巨大影響，為了盡可能減小這些外生事件的影響，本文剔除2008年和2015年這兩個(gè)年份的觀測(cè)值重新進(jìn)行回歸。由表5結(jié)果可知，本文的結(jié)論依然穩(wěn)健。

表5 其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)

五、作用機(jī)制檢驗(yàn)

實(shí)證研究結(jié)果表明，地域投機(jī)文化加劇了實(shí)體企業(yè)“脫實(shí)向虛”。根據(jù)前文的分析，地域投機(jī)文化對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化程度的提高作用可能存在“投機(jī)文化—代理成本—金融化程度”和“投機(jī)文化—過(guò)度自信—金融化程度”兩條路徑。為此，本文構(gòu)建如下模型，分別檢驗(yàn)代理成本和過(guò)度自信的中介作用。

Agencyit=β0+β1Gambleit+∑Controls+∑Ind+∑Year+εit

(2)

Finit=γ0+γ1Gambleit+γ2Agencyit+∑Controls+∑Ind+∑Year+εit

(3)

Overconfidenceit=β0+β1Gambleit+∑Controls+∑Ind+∑Year+εit

(4)

Finit=γ0+γ1Gambleit+γ2Overconfidenceit+∑Controls+∑Ind+∑Year+εit

(5)

(一)投機(jī)文化、代理成本與企業(yè)金融化

本文使用管理費(fèi)用率(管理費(fèi)用/主營(yíng)業(yè)務(wù)收入)作為代理成本(Agency)的衡量指標(biāo)，利用模型(2)和(3)進(jìn)行回歸分析。表6第(1)列為投機(jī)文化(Gamble)對(duì)代理成本(Agency)的回歸結(jié)果，Gamble的估計(jì)系數(shù)在10%水平上顯著為正，說(shuō)明企業(yè)所在地的投機(jī)文化氛圍越濃厚，企業(yè)內(nèi)部代理成本越高。第(2)列同時(shí)納入解釋變量和中介變量進(jìn)行回歸，Gamble和Agency的回歸系數(shù)均在1%水平上顯著為正，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果比較，投機(jī)文化(Gamble)的回歸系數(shù)略有下降。同時(shí)，本文還進(jìn)行了Sobel檢驗(yàn)，Z統(tǒng)計(jì)量的值為4.396，在1%水平上顯著，表明代理成本起到部分中介作用，即投機(jī)文化通過(guò)增加代理成本提高了實(shí)體企業(yè)金融化程度，支持“投機(jī)文化—代理成本—金融化程度”這一路徑。

(二)投機(jī)文化、過(guò)度自信與企業(yè)金融化

參考姜付秀等(2009)的研究，本文使用薪酬最高的前三名高管薪酬之和/所有高管的薪酬之和作為管理層過(guò)度自信(Overconfidence)的衡量指標(biāo)[25]。表6第(3)列結(jié)果顯示，投機(jī)文化(Gamble)的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，表明企業(yè)所在地投機(jī)文化容易導(dǎo)致管理層過(guò)度自信。第(4)列Gamble和Overconfidence的回歸系數(shù)均在1%水平上顯著為正，且Gamble的回歸系數(shù)相較基準(zhǔn)回歸結(jié)果有所下降。此外，Sobel檢驗(yàn)的Z統(tǒng)計(jì)量的值為6.097，在1%水平上顯著，表明過(guò)度自信起到部分中介作用，即投機(jī)文化通過(guò)提高管理層過(guò)度自信水平加劇了實(shí)體企業(yè)金融化，支持“投機(jī)文化—過(guò)度自信—金融化程度”這一路徑。

表6 作用機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果

六、異質(zhì)性分析

(一)基于地區(qū)法制環(huán)境的異質(zhì)性分析

在法制環(huán)境較好的地區(qū)，司法和執(zhí)法更為嚴(yán)格，當(dāng)?shù)仄髽I(yè)面臨的訴訟風(fēng)險(xiǎn)和潛在法律成本較高[26]，這在一定程度上限制了管理層的機(jī)會(huì)主義行為，緩解了股東與管理層之間的代理沖突。另外，法制環(huán)境良好的地區(qū)其投資者保護(hù)力度較強(qiáng)，能夠降低控股股東實(shí)施利益侵占獲取私有收益的可能性，遏制大股東的資金占用行為，減緩第二類代理沖突問(wèn)題。基于此，本文預(yù)期在法制環(huán)境較差的地區(qū)，投機(jī)文化對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化程度的影響更為顯著。為此，本文采用《中國(guó)分省份市場(chǎng)化進(jìn)程報(bào)告(2016)》中的市場(chǎng)中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境評(píng)分指數(shù)(1)由于該報(bào)告僅提供了2008—2014年的數(shù)據(jù)，本文以歷年該指數(shù)的平均增長(zhǎng)率預(yù)測(cè)其余年份的數(shù)值。衡量地區(qū)法制環(huán)境[27]，并按年度中位數(shù)將樣本劃分為法制環(huán)境差和法制環(huán)境好兩組，分別利用模型(1)進(jìn)行回歸分析。表7結(jié)果顯示，在法制環(huán)境差的樣本組中，投機(jī)文化(Gamble)的回歸系數(shù)在5%水平上顯著為正，而在法制環(huán)境好的樣本組中，Gamble的回歸系數(shù)為負(fù)且不顯著。同時(shí)，組間系數(shù)差異性檢驗(yàn)的P值為0.0821，在10%水平上顯著，表明投機(jī)文化對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化程度的顯著影響主要存在于經(jīng)營(yíng)所在地法制環(huán)境較差的企業(yè)中。

(二)基于企業(yè)外部監(jiān)督水平的異質(zhì)性分析

較高的外部監(jiān)督水平有助于降低信息不對(duì)稱，緩解管理層與治理層之間的代理問(wèn)題，制約管理層的短期投機(jī)性行為。證券分析師作為一種外部監(jiān)督力量，能夠長(zhǎng)期跟蹤持續(xù)關(guān)注企業(yè)動(dòng)態(tài)，發(fā)布特質(zhì)性信息幫助投資者了解企業(yè)決策情況，實(shí)現(xiàn)對(duì)企業(yè)更嚴(yán)格的監(jiān)督，從而減輕管理者的短視主義和過(guò)度自信，抑制其通過(guò)金融化實(shí)現(xiàn)經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)提高的投機(jī)性資源配置傾向[28]。因此，本文預(yù)期投機(jī)文化對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化程度的負(fù)面效應(yīng)在外部監(jiān)督水平較低的企業(yè)中更為顯著。為此，本文以分析師跟蹤人數(shù)衡量外部監(jiān)督水平，并按年度中位數(shù)將樣本劃分為外部監(jiān)督弱和外部監(jiān)督強(qiáng)兩組，利用模型(1)進(jìn)行回歸分析。表7結(jié)果顯示，在外部監(jiān)督弱的樣本組中，投機(jī)文化(Gamble)的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，而在外部監(jiān)督強(qiáng)的樣本組中，Gamble的回歸系數(shù)并不顯著。同時(shí)，組間差異性檢驗(yàn)的P值為0.0121，在5%水平上顯著。由此可知，當(dāng)企業(yè)面臨較強(qiáng)的外部監(jiān)督時(shí)，投機(jī)文化對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化程度的負(fù)面影響被削弱。

(三)基于內(nèi)部控制質(zhì)量的異質(zhì)性分析

內(nèi)部控制在企業(yè)投資行為中發(fā)揮著重要的作用。高質(zhì)量的內(nèi)部控制能夠幫助投資者清楚地了解企業(yè)投資決策情況，有效地約束管理者的利己行為，促使管理層從長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展的角度出發(fā)，適度配置金融資產(chǎn)，而將更多資源投入到實(shí)業(yè)發(fā)展之中[29]。因此，本文預(yù)期投機(jī)文化對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化程度的影響在內(nèi)部控制質(zhì)量較低的企業(yè)中更為顯著。為此，本文參考周美華等(2016)[30]的做法，采用深圳迪博內(nèi)部控制信息披露指數(shù)(2)內(nèi)部控制數(shù)據(jù)來(lái)自迪博(DIB)內(nèi)部控制與風(fēng)險(xiǎn)管理數(shù)據(jù)庫(kù)。衡量?jī)?nèi)部控制強(qiáng)度，并根據(jù)年度中位數(shù)將樣本劃分為內(nèi)部控制質(zhì)量低和內(nèi)部控制質(zhì)量高兩組進(jìn)行回歸分析。表7結(jié)果顯示，在內(nèi)部控制質(zhì)量低的樣本組中，投機(jī)文化(Gamble)的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，而在內(nèi)部控制質(zhì)量高的樣本組中，Gamble的回歸系數(shù)不顯著。另外，組間差異性檢驗(yàn)的P值為0.0069，在1%水平上顯著。可見(jiàn)，高質(zhì)量的內(nèi)部控制能夠弱化投機(jī)文化對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化程度的負(fù)面效應(yīng)。

表7 分組回歸結(jié)果

七、研究結(jié)論與啟示

文化對(duì)企業(yè)行為的影響是近年學(xué)術(shù)界關(guān)注的熱點(diǎn)之一，本文實(shí)證檢驗(yàn)了地域投機(jī)文化與實(shí)體企業(yè)金融化程度之間的關(guān)系。研究結(jié)果顯示，企業(yè)經(jīng)營(yíng)所在地的投機(jī)文化與實(shí)體企業(yè)金融化程度呈正相關(guān)關(guān)系。機(jī)制分析發(fā)現(xiàn)，投機(jī)文化所催生的短視主義和冒險(xiǎn)傾向通過(guò)加劇企業(yè)內(nèi)部代理沖突和提高管理層過(guò)度自信水平，強(qiáng)化了代理人通過(guò)投資金融資產(chǎn)獲取高額收益以謀取私利的動(dòng)機(jī)，進(jìn)而提高了實(shí)體企業(yè)金融化程度。異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，投機(jī)文化對(duì)金融化程度的提高作用在地區(qū)法制環(huán)境較差、分析師跟蹤人數(shù)較少和內(nèi)部控制質(zhì)量較低的企業(yè)樣本中更為顯著。依據(jù)研究結(jié)論，培育良好的法制環(huán)境、提升企業(yè)外部監(jiān)督水平以及強(qiáng)化內(nèi)部控制，能夠弱化投機(jī)文化對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化程度產(chǎn)生的負(fù)面效應(yīng)。這為理解地方文化與實(shí)體企業(yè)“脫實(shí)向虛”的關(guān)系提供了新的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

本文結(jié)論有以下兩點(diǎn)啟示：第一，我國(guó)政府在防止企業(yè)“脫實(shí)向虛”、壯大實(shí)體經(jīng)濟(jì)的過(guò)程中，應(yīng)注重培育良好的非正式制度環(huán)境和法制環(huán)境，辨析地方文化在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的正反兩方面作用，爭(zhēng)取讓文化的優(yōu)秀內(nèi)涵為實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展添磚加瓦;第二，企業(yè)要完善內(nèi)外部治理機(jī)制，約束內(nèi)部人的各種投機(jī)主義行為，還要積極倡導(dǎo)優(yōu)秀企業(yè)文化建設(shè)，努力提高員工素養(yǎng)，實(shí)現(xiàn)企業(yè)可持續(xù)高質(zhì)量發(fā)展。