企業(yè)金融化及管理者能力水平對(duì)企業(yè)績(jī)效的實(shí)證分析

李政磊

（南京審計(jì)大學(xué) 金融學(xué)院，江蘇 南京 210000）

1 引言

企業(yè)績(jī)效是企業(yè)發(fā)展的重要指標(biāo)之一，也是評(píng)估企業(yè)管理水平和市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力的關(guān)鍵因素。在當(dāng)今激烈的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境下，企業(yè)需要不斷提高自身的績(jī)效水平，才能在市場(chǎng)中獲得更多的機(jī)會(huì)和優(yōu)勢(shì)。而研究企業(yè)績(jī)效一直是學(xué)術(shù)界的熱點(diǎn)議題也是企業(yè)管理者及所有者熱切關(guān)注的重點(diǎn)。在研究企業(yè)績(jī)效時(shí)，可以采用多種指標(biāo)來(lái)進(jìn)行評(píng)估。常用的指標(biāo)包括總資產(chǎn)收益率（ROA）、凈資產(chǎn)收益率（ROE）、托賓q 值等，這些指標(biāo)可以反映企業(yè)在盈利能力、資產(chǎn)利用效率和財(cái)務(wù)穩(wěn)健性等方面的表現(xiàn)。此外，也可以采用市場(chǎng)指標(biāo)如股價(jià)、市值等來(lái)評(píng)估企業(yè)績(jī)效。研究企業(yè)績(jī)效的目的是為了深入了解企業(yè)經(jīng)營(yíng)狀況和市場(chǎng)表現(xiàn)，探究影響企業(yè)績(jī)效的因素，為企業(yè)提供改進(jìn)經(jīng)營(yíng)策略和提高績(jī)效水平的參考依據(jù)。對(duì)于學(xué)術(shù)界來(lái)說(shuō)，研究企業(yè)績(jī)效也可以為理論探討提供實(shí)證依據(jù)，為經(jīng)濟(jì)管理學(xué)科的發(fā)展做出貢獻(xiàn)。

企業(yè)金融化的背景是市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和全球化的趨勢(shì)。隨著市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，企業(yè)面臨著日益復(fù)雜和多樣化的經(jīng)營(yíng)環(huán)境和挑戰(zhàn)，為了保持競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)和實(shí)現(xiàn)長(zhǎng)期穩(wěn)健發(fā)展，企業(yè)需要不斷擴(kuò)大規(guī)模和提高效率，這就需要大量的資金支持。而傳統(tǒng)的融資渠道受到限制，企業(yè)在融資方面也面臨著較大的壓力。此外，全球化的趨勢(shì)也在一定程度上促成了企業(yè)的金融化。全球化使得企業(yè)的經(jīng)營(yíng)活動(dòng)跨越國(guó)界，面對(duì)更加寬廣的市場(chǎng)，企業(yè)需要更多的資金來(lái)擴(kuò)大其生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)的能力。同時(shí)全球化也使得融資渠道更加豐富和資本市場(chǎng)更加開(kāi)放，國(guó)內(nèi)金融市場(chǎng)的快速發(fā)展進(jìn)一步推動(dòng)了企業(yè)金融化的進(jìn)程。因此，企業(yè)金融化是企業(yè)為了滿足自身發(fā)展需要，通過(guò)市場(chǎng)化手段融資、獲得更多的資金支持、提高效益和競(jìng)爭(zhēng)力的過(guò)程。

在現(xiàn)有國(guó)內(nèi)有關(guān)金融化的研究中，企業(yè)金融化這一概念屬于微觀層面的金融化，是金融化的一個(gè)分支[1]。一般而言，非金融企業(yè)傾向于金融化的動(dòng)機(jī)主要是為了獲取相比其主營(yíng)業(yè)務(wù)收入更高的收益。同實(shí)體經(jīng)濟(jì)企業(yè)投資建設(shè)周期長(zhǎng)、回報(bào)率相對(duì)較低的特點(diǎn)對(duì)比，金融機(jī)構(gòu)往往能在短時(shí)間內(nèi)帶來(lái)遠(yuǎn)超實(shí)體經(jīng)濟(jì)的收益，這一特性使得許多非金融類企業(yè)將一部分資產(chǎn)配置為金融資產(chǎn)或?qū)⒉糠仲Y金運(yùn)用于金融渠道投資[2]。誠(chéng)然，當(dāng)國(guó)內(nèi)總體經(jīng)濟(jì)形勢(shì)向好時(shí)，大部分非金融企業(yè)的金融化行為都能帶來(lái)如預(yù)期那般好的結(jié)果。但當(dāng)經(jīng)濟(jì)不景氣或金融行業(yè)爆發(fā)金融危機(jī)等不利因素產(chǎn)生時(shí)，金融行業(yè)收益率被腰斬甚至投資收益顆粒無(wú)收的現(xiàn)象也屢見(jiàn)不鮮。從這一角度看，金融化對(duì)非金融企業(yè)而言是一把利害關(guān)系都十分明顯的雙刃劍。在當(dāng)前國(guó)內(nèi)降杠桿、“脫虛向?qū)崱钡拇蟓h(huán)境下，我國(guó)對(duì)企業(yè)金融化這一行為從宏觀層面而言更多持不鼓勵(lì)的態(tài)度。目前國(guó)內(nèi)也有許多致力于金融化研究的學(xué)者通過(guò)收集我國(guó)非金融企業(yè)的有關(guān)數(shù)據(jù)論證了企業(yè)金融化的利弊，從所發(fā)表的研究成果的數(shù)量上看，認(rèn)為企業(yè)金融化弊大于利的明顯占優(yōu)[1]，這也在一定程度上能說(shuō)明，在現(xiàn)階段或未來(lái)短時(shí)間內(nèi)大環(huán)境不變的條件下金融化這一行為于非金融企業(yè)而言往往都是得不償失的。

雖然我們可以把企業(yè)看作是一個(gè)統(tǒng)一運(yùn)作的機(jī)器，但歸根結(jié)底企業(yè)的日常管理和運(yùn)營(yíng)最終還需要落實(shí)到負(fù)有相關(guān)責(zé)任的人身上。而與企業(yè)日常經(jīng)營(yíng)管理最密不可分的一個(gè)群體就是企業(yè)的管理者，一般而言管理者主要指的是企業(yè)董事會(huì)、監(jiān)事會(huì)及其他高層人員。企業(yè)管理者在組織內(nèi)掌握實(shí)權(quán)，其有權(quán)決定諸如戰(zhàn)略部署、發(fā)展目標(biāo)、規(guī)章制度等在內(nèi)的一系列事宜， 因而企業(yè)管理者能力的高低對(duì)企業(yè)能否正常運(yùn)作、績(jī)效良好與否有一定程度的影響。管理者的決策和戰(zhàn)略選擇，對(duì)企業(yè)的財(cái)務(wù)表現(xiàn)和市場(chǎng)表現(xiàn)產(chǎn)生直接影響。在知識(shí)經(jīng)濟(jì)的時(shí)代，管理者的能力是其自身所具備的企業(yè)經(jīng)營(yíng)管理知識(shí)的集中體現(xiàn)，一方面這與其所接受的專業(yè)知識(shí)的教育有關(guān)；另一方面也同其在具體管理企業(yè)時(shí)的經(jīng)驗(yàn)積累相掛鉤，因而一位具備高水平經(jīng)營(yíng)管理能力的管理者對(duì)企業(yè)而言是難能可貴的人力資源。有關(guān)管理者能力這一概念的具體含義，不同的學(xué)者從不同的切入角度可以對(duì)其進(jìn)行獨(dú)特化的定義，如陳雪芩和鄭寶紅（2018）[3]在具體化管理者能力這一概念時(shí)就將其歸納成管理者自身儲(chǔ)備的學(xué)識(shí)、掌握的技能及積累的經(jīng)驗(yàn)；張路等（2019）[4]主要以信息預(yù)測(cè)能力來(lái)代表管理者能力；宋敬等（2023）[5]認(rèn)為管理者能力主要體現(xiàn)在戰(zhàn)略能力、創(chuàng)新能力和資源整合能力這三方面。雖然管理者能力沒(méi)有固定的指代內(nèi)容，但在如何反映其高低程度方面張路等（2019）[4]提出了一種被普遍接受的看法：即管理者能力的高低主要取決于其能否在綜合考慮企業(yè)內(nèi)外部變化情況的基礎(chǔ)上及時(shí)有效地對(duì)企業(yè)戰(zhàn)略進(jìn)行調(diào)整從而確保企業(yè)目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。管理者同企業(yè)間的緊密聯(lián)系使其在涉及企業(yè)治理、企業(yè)行為等有關(guān)企業(yè)方面的研究時(shí)被納入研究的頻率往往居高不下，因而在研究企業(yè)績(jī)效的影響因素時(shí)，考慮管理者能力對(duì)其的影響是有必要的。

研究企業(yè)績(jī)效時(shí)，需要考慮多方面的因素，本文將企業(yè)金融化和管理者能力作為核心解釋變量，深入探究這兩個(gè)因素對(duì)于企業(yè)績(jī)效的影響。在參考原先已有的關(guān)于企業(yè)金融化和管理者能力的研究成果的基礎(chǔ)上，將二者直接同企業(yè)績(jī)效相掛鉤，并利用固定效應(yīng)模型和stata 統(tǒng)計(jì)軟件測(cè)度變量間的相關(guān)關(guān)系。據(jù)此得出相關(guān)結(jié)論，為企業(yè)治理工作方面提供指導(dǎo)。

2 理論分析及研究假設(shè)

國(guó)內(nèi)有許多學(xué)者對(duì)企業(yè)金融化進(jìn)行了較為深入的研究，目前大多數(shù)研究成果都表明，企業(yè)金融化會(huì)損害到企業(yè)的健康發(fā)展，具體主要體現(xiàn)在影響企業(yè)主營(yíng)業(yè)務(wù)發(fā)展、抑制企業(yè)創(chuàng)新性、弱化企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力等方面。劉篤池等（2016）[6]利用三階段組合效率法將環(huán)境和管理因素剔除并對(duì)經(jīng)營(yíng)性業(yè)務(wù)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行測(cè)度，在此基礎(chǔ)上研究企業(yè)金融化在總量和增量上對(duì)實(shí)體企業(yè)經(jīng)營(yíng)性業(yè)務(wù)生產(chǎn)效率的影響，其研究證明企業(yè)金融化無(wú)論是在總量還是增量上都會(huì)對(duì)經(jīng)營(yíng)性業(yè)務(wù)的全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生抑制效應(yīng)。張成思和張步曇（2016）[7]通過(guò)構(gòu)建微觀企業(yè)在金融化環(huán)境下的投資決策模型并結(jié)合理論模型對(duì)金融化同投資率間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)金融化在實(shí)業(yè)投資率下降的過(guò)程中起到了顯著的助推作用。王紅建等（2017）[8]在市場(chǎng)套利分析框架下以國(guó)內(nèi)A 股非金融企業(yè)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)為樣本，實(shí)證論證了整體層面上企業(yè)金融化同企業(yè)創(chuàng)新間顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，且套利動(dòng)機(jī)越強(qiáng)的企業(yè)對(duì)其創(chuàng)新的擠出效應(yīng)會(huì)更明顯。舒鑫（2021）[9]通過(guò)研究國(guó)內(nèi)制造業(yè)企業(yè)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，企業(yè)金融化同企業(yè)創(chuàng)新間呈顯著負(fù)向關(guān)系，主要是因?yàn)槠髽I(yè)金融化過(guò)程會(huì)降低企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)從而擠出用于研發(fā)創(chuàng)新的那部分資金。黃賢環(huán)等（2018）[10]在研究企業(yè)金融資產(chǎn)配置特征同財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)間的關(guān)系時(shí)發(fā)現(xiàn)，企業(yè)資產(chǎn)配置總額同財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)間有明顯的正相關(guān)關(guān)系，長(zhǎng)期持有金融資產(chǎn)會(huì)對(duì)主營(yíng)業(yè)務(wù)投資資金產(chǎn)生擠出效應(yīng)，進(jìn)一步擴(kuò)大企業(yè)的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)。于建玲等（2021）[11]以我國(guó)上市公司為研究樣本，進(jìn)一步考察了企業(yè)金融化同財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)間的內(nèi)在聯(lián)系，實(shí)證分析表明，金融化會(huì)提升企業(yè)代理成本進(jìn)而增加財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)?；趪?guó)內(nèi)現(xiàn)有研究成果，本文認(rèn)為金融化對(duì)企業(yè)在諸多方面產(chǎn)生的負(fù)面影響最終會(huì)反映到其績(jī)效變化中，因而提出本文第一個(gè)研究假設(shè)：

H1：企業(yè)金融化程度同企業(yè)績(jī)效間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，即企業(yè)金融化會(huì)影響其績(jī)效的提升。

有關(guān)管理者能力的相關(guān)研究。黃志宏等（2021）[12]以中國(guó)證券市場(chǎng)在2006 年前后制度的變遷為契機(jī)對(duì)管理者能力同企業(yè)價(jià)值之間的關(guān)系進(jìn)行深入研究，發(fā)現(xiàn)管理者能力同企業(yè)價(jià)值之間呈顯著正相關(guān)，其作用機(jī)制為：在好的制度環(huán)境下，管理者能力的提升會(huì)使得企業(yè)利用生產(chǎn)要素的效率提高及企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效向好，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)市場(chǎng)價(jià)值的增長(zhǎng)。焉昕雯和孔愛(ài)國(guó)（2021）[13]在考慮管理者能力會(huì)受到產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)約束影響的條件下研究了管理者能力對(duì)企業(yè)價(jià)值的影響，發(fā)現(xiàn)二者間呈顯著的正相關(guān)，且管理者能力對(duì)企業(yè)價(jià)值的提升效應(yīng)還會(huì)在產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)約束的影響下得到擴(kuò)大。肖明月等（2022）[14]研究發(fā)現(xiàn)，管理者能力對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新有正向的影響作用，其作用機(jī)制主要體現(xiàn)為擁有較高管理者能力的企業(yè)能在一定程度上緩解自身的融資約束并在此基礎(chǔ)上提高研發(fā)投入和改善企業(yè)內(nèi)部治理，從而促進(jìn)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新?，F(xiàn)有多數(shù)研究結(jié)果都表明管理者能力對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)發(fā)展存在積極影響，因而提出本文第二個(gè)研究假設(shè)：

H2：管理者能力同企業(yè)績(jī)效間呈正向相關(guān)，即管理者能力的提升能促進(jìn)企業(yè)績(jī)效的提升。

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取年我國(guó)2011 年-2021 年A 股上市公司年度數(shù)據(jù)作為研究樣本，所需數(shù)據(jù)來(lái)自國(guó)泰安CSMAR 數(shù)據(jù)庫(kù)。主要來(lái)自上市公司財(cái)務(wù)指標(biāo)分析數(shù)據(jù)庫(kù)、上市公司財(cái)務(wù)衍生報(bào)表數(shù)據(jù)庫(kù)、上市公司財(cái)務(wù)報(bào)表數(shù)據(jù)庫(kù)、上市公司股東研究數(shù)據(jù)庫(kù)。為保證研究的準(zhǔn)確性，本文在借鑒過(guò)往研究的基礎(chǔ)上對(duì)所收集到的數(shù)據(jù)做如下處理：（1）剔除ST、*ST 公司；（2）剔除金融類、房地產(chǎn)及綜合類企業(yè)；（3）剔除了財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)不完整的企業(yè)；（4）對(duì)代表企業(yè)金融化的變量進(jìn)行了1%-99%水平的縮尾處理。最后保留的企業(yè)年度樣本數(shù)據(jù)為14047 個(gè)，將其作為本文的研究樣本。

3.2 變量選擇和定義

3.2.1 被解釋變量

衡量企業(yè)績(jī)效的指標(biāo)及方式是多樣化的，目前文獻(xiàn)中有使用單指標(biāo)（如總資產(chǎn)收益率、凈資產(chǎn)收益率、托賓Q 值等）來(lái)代表企業(yè)績(jī)效的方法，也有從盈利能力、償債能力、成長(zhǎng)性等多個(gè)方面綜合衡量企業(yè)績(jī)效的方法?？紤]到本文主要著眼于企業(yè)短期績(jī)效的影響因素研究且總資產(chǎn)收益率的高低可以直觀反映公司的競(jìng)爭(zhēng)實(shí)力和發(fā)展能力，因而將總資產(chǎn)收益率作為代表企業(yè)績(jī)效的被解釋變量，用ROA 表示。

3.2.2 解釋變量

本文選擇的解釋變量為前文中所述的影響企業(yè)績(jī)效的影響因素，其中金融化程度這一指標(biāo)的選擇主要參考了張成思和張步曇（2016）[7]的做法，通過(guò)計(jì)算非金融企業(yè)投資收益、公允價(jià)值變動(dòng)損益以及其他綜合收益等金融渠道獲利加總占營(yíng)業(yè)利潤(rùn)的比例得到初步金融化指標(biāo)，并在此基礎(chǔ)上進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，即公司金融化程度（FINRATIO）= （金融渠道獲利-營(yíng)業(yè)利潤(rùn)） / |營(yíng)業(yè)利潤(rùn)|，得到最終代表企業(yè)金融化程度的指標(biāo)FINRATIO。另一個(gè)核心解釋變量—管理者能力則參考了Dermerjian 等（2012）[15]以及何威風(fēng)等（2016）[16]的方法，使用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法（DEA） 來(lái)衡量上市公司管理者能力，通過(guò)計(jì)算公司全效率再將管理者貢獻(xiàn)值從中分離出來(lái)的方法得到代表管理者能力的數(shù)值并以MA Score 來(lái)表示該變量。

3.2.3 控制變量

本文控制變量的選擇如下：（1）企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率，以年末合并會(huì)計(jì)報(bào)表的值為準(zhǔn)；（2）企業(yè)規(guī)模，以企業(yè)年末資產(chǎn)的對(duì)數(shù)值表示；（3）第一大股東持股比例，表示股權(quán)集中度；（4）Z 指數(shù)，即第一大股東持股比例除以第二大股東持股比例。為完成后續(xù)穩(wěn)健性檢驗(yàn)，引入（5）資本密集度；（6）總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率。各個(gè)變量及定義見(jiàn)表1。

表1 變量符號(hào)及定義

3.3 模型設(shè)計(jì)

基于上述假設(shè)及變量設(shè)定，建立如下模型：

其中，i 代表公司個(gè)體，t 代表會(huì)計(jì)年度，ROA 代表公司績(jī)效，F(xiàn)INRATIO 代表企業(yè)金融化，MA Score 代表管理者能力，Control 代表系列控制變量，Stkcd 代表個(gè)體效應(yīng)，Year 代表時(shí)間效應(yīng)。

4 實(shí)證結(jié)果及其分析

4.1 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

表2為主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，包括平均值、中位數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差、最小值和最大值?？傎Y產(chǎn)收益率的標(biāo)準(zhǔn)差為0.064，表明所選擇的樣本企業(yè)間的績(jī)效波動(dòng)水平相對(duì)平穩(wěn)。從整個(gè)樣本層面上看，ROA 異常的企業(yè)只占極少數(shù)，0.038 的平均值也能反映所選樣本中絕大部分企業(yè)的績(jī)效處于正常水準(zhǔn)。金融化程度從最大最小值間的差距（最大值為6.738，最小值為-2.059）上看，其差異程度比較大。這反映出我國(guó)上市非金融企業(yè)金融化程度參差不齊，部分企業(yè)金融化程度較低，而部分企業(yè)的金融化程度偏高。管理者能力這一指標(biāo)因?yàn)椴捎昧硕嘁蛩亍⒍嚯A段的計(jì)算方法，綜合下來(lái)各個(gè)樣本企業(yè)間的數(shù)值波動(dòng)相對(duì)較小，0.163 的標(biāo)準(zhǔn)差值表明樣本企業(yè)間管理者能力的差距并沒(méi)有似鴻溝般的差距。除去上市公司管理者本身就有相對(duì)杰出的個(gè)人能力這一因素外，選取樣本時(shí)將ST 及*ST 企業(yè)剔除的操作也在一定程度上保證了企業(yè)的質(zhì)量，因而躋身于這些企業(yè)的管理者的能力也不會(huì)有巨大的差距。另外，均值方面，企業(yè)金融化為-0.465，管理者能力為-0.015；中位數(shù)方面，企業(yè)金融化數(shù)值為-0.931，管理者能力為-0.043。無(wú)論是均值還是中位數(shù)，企業(yè)金融化和管理者能力都為負(fù)值。這也在一定程度上反映出目前國(guó)內(nèi)非金融企業(yè)的金融化水平并未出現(xiàn)明顯的集體偏高現(xiàn)象，企業(yè)管理者的能力也還有待進(jìn)一步的提高?？刂谱兞糠矫?，0.197 的標(biāo)準(zhǔn)差值表明企業(yè)間資產(chǎn)負(fù)債率的波動(dòng)相對(duì)較小，大部分樣本企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率處在正常水平，只有少部分企業(yè)存在極端值的情況。企業(yè)的規(guī)模標(biāo)準(zhǔn)差為 1.316，波動(dòng)較小，大部分上市企業(yè)的規(guī)模相當(dāng)，也具有一定的可比性。而樣本企業(yè)Z 指數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差值和最大最小值間的差異都很明顯，表明各企業(yè)間的股權(quán)集中度存在巨大差異。且從均值和中位數(shù)值可以看出，國(guó)內(nèi)上市非金融企業(yè)的股權(quán)相對(duì)集中，第一大股東占比同其他股東占比相比有著巨大優(yōu)勢(shì)。

表2 各變量的描述性統(tǒng)計(jì)表

表3 變量間相關(guān)性統(tǒng)計(jì)表

4.2 變量間相關(guān)性分析

在進(jìn)行實(shí)證分析之前，先對(duì)各變量之間的相關(guān)性進(jìn)行分析，結(jié)果如表 3?？梢钥闯觯瑑蓚€(gè)解釋變量中，管理者能力與總資產(chǎn)收益率呈正相關(guān)關(guān)系，而企業(yè)金融化與總資產(chǎn)收益率呈明顯負(fù)相關(guān)關(guān)系，這初步應(yīng)證了前文的兩個(gè)假設(shè)。而控制變量中企業(yè)規(guī)模、第一大持股比例與ROA 是正相關(guān)關(guān)系，而資產(chǎn)負(fù)債率、Z 指數(shù)與ROA 是負(fù)相關(guān)關(guān)系。此外各變量分別與其他變量的相關(guān)系數(shù)都小于0.5，說(shuō)明解釋變量和控制變量間的相關(guān)性不顯著。

4.3 變量多重共線性分析

另外，對(duì)各變量進(jìn)行方差膨脹因子檢驗(yàn)，根據(jù)表4 的方差膨脹因子的結(jié)果可以看出，每個(gè)解釋變量和其他解釋變量間的VIF 系數(shù)都小于2，方差膨脹因子的平均值為 1.26，所以各個(gè)變量之間基本不存在多重共線性問(wèn)題。

表4 各變量方差膨脹因子檢驗(yàn)結(jié)果

4.4 固定效應(yīng)回歸結(jié)果分析

在排除多重共線性后，通過(guò)豪斯曼檢驗(yàn)的結(jié)果選擇使用固定效應(yīng)模型，將個(gè)體及時(shí)間固定后，回歸結(jié)果如表5 所示。

表5 固定效應(yīng)回歸結(jié)果

從回歸結(jié)果中可以看出，在個(gè)體及時(shí)間得到固定后，企業(yè)金融化同總資產(chǎn)收益率間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，且在1%的水平上顯著，即企業(yè)金融化對(duì)企業(yè)短期績(jī)效有較為顯著的負(fù)向影響。這說(shuō)明在較短期限內(nèi)非金融企業(yè)的金融化程度越高，企業(yè)的績(jī)效反而會(huì)變低。金融化程度越高，表明短期內(nèi)企業(yè)為從金融渠道獲取可觀收益從而將大部分資金用于金融投資中，這與非金融企業(yè)提升企業(yè)價(jià)值要依托以實(shí)體經(jīng)濟(jì)為主的主營(yíng)業(yè)務(wù)的道路背道相馳。也許短期內(nèi)金融市場(chǎng)形勢(shì)較好，讓大量布局金融投資的非金融企業(yè)獲取了超平時(shí)主營(yíng)業(yè)務(wù)帶來(lái)的收益，但綜合時(shí)間、市場(chǎng)周期等其他不確定性因素考慮，過(guò)度“迷戀”金融投資的非金融企業(yè)其績(jī)效會(huì)有較大概率受到負(fù)面影響，因?yàn)楫?dāng)其主營(yíng)業(yè)務(wù)得不到充足的資金投入時(shí)，各類生產(chǎn)要素（如勞動(dòng)力、技術(shù)）也就得不到進(jìn)一步提升甚至還會(huì)在原基礎(chǔ)上“萎縮”，進(jìn)而影響企業(yè)整體的生產(chǎn)能力，導(dǎo)致企業(yè)績(jī)效受損，假設(shè)H1得到驗(yàn)證。而管理者能力同總資產(chǎn)收益率間呈正相關(guān)關(guān)系，且在1%的水平上顯著，表明管理者能力對(duì)企業(yè)績(jī)效有顯著的正向影響。說(shuō)明管理者的能力越高，企業(yè)績(jī)效越好。對(duì)于管理者能力的回歸結(jié)果而言，這符合我們的一貫認(rèn)知，即管理者能力會(huì)對(duì)企業(yè)績(jī)效產(chǎn)生正向的影響?？刂屏藗€(gè)體及時(shí)間后，管理者能力同總資產(chǎn)收益率間的相關(guān)系數(shù)為0.119，表明管理者能力對(duì)總資產(chǎn)收益率的提升效果并不是巨大的。相對(duì)偏小的回歸系數(shù)是多因素造成的，本文中以單變量代表企業(yè)績(jī)效以及管理者能力這一變量本身就是由多指標(biāo)、多階段的綜合計(jì)算而來(lái)等因素都會(huì)對(duì)最終回歸結(jié)果造成影響。但整體來(lái)看，顯著的回歸結(jié)果表明二者間切實(shí)存在著關(guān)聯(lián)且企業(yè)績(jī)效本就是多因素共同作用的結(jié)果，企業(yè)管理者的能力高低只是眾多影響因素中的一個(gè)。從最后的回歸結(jié)果來(lái)看，管理者能力和總資產(chǎn)收益率間顯著的正向相關(guān)關(guān)系使得假設(shè)H2得到驗(yàn)證。

而對(duì)于控制變量來(lái)說(shuō)，從實(shí)證結(jié)果表現(xiàn)出企業(yè)規(guī)模與總資產(chǎn)收益率顯著正相關(guān)，表明企業(yè)的規(guī)模越大，則其資源獲取能力、管理水平、生產(chǎn)效率都會(huì)相比于小企業(yè)而言更具有優(yōu)勢(shì)，因而呈現(xiàn)的績(jī)效也就相對(duì)更好。第一大股東持股比例也與總資產(chǎn)收益率顯著正相關(guān)，這可能與股權(quán)集中在一定程度上有利于企業(yè)決策及行動(dòng)效率的提升有關(guān)，當(dāng)企業(yè)有了一個(gè)主要決策者或集體且其做出了有利于企業(yè)發(fā)展的決策后，企業(yè)績(jī)效會(huì)得到提升也就水到渠成了。而資產(chǎn)負(fù)債率對(duì)總資產(chǎn)收益率在1%水平上有顯著負(fù)向影響，表明企業(yè)負(fù)債程度越高，其績(jī)效受到的負(fù)向影響相對(duì)而言就越大。一般而言，企業(yè)負(fù)債是為了獲取更多資金并將其投入到與其主營(yíng)業(yè)務(wù)相關(guān)的生產(chǎn)投資中，促進(jìn)企業(yè)生產(chǎn)效率的提升和規(guī)模的擴(kuò)大。但當(dāng)企業(yè)獲取的收益無(wú)法完全覆蓋負(fù)債所需的成本時(shí)，此時(shí)負(fù)債對(duì)于企業(yè)而言更多則成為了一種負(fù)擔(dān)，因而過(guò)度負(fù)債會(huì)損害到企業(yè)的績(jī)效。

4.5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

在得到回歸結(jié)果之后，需要對(duì)模型的穩(wěn)健性進(jìn)行檢驗(yàn)，常用的穩(wěn)健性檢驗(yàn)方法包括：變量替換法、補(bǔ)充變量法、分樣本回歸法等等，本文選擇滯后解釋變量的方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

將企業(yè)金融化和管理者能力這兩個(gè)解釋變量各滯后一期并分別帶入固定效應(yīng)模型中進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果如表6 所示?？梢钥闯?，將兩個(gè)解釋變量滯后一期后，無(wú)論是企業(yè)金融化還是管理者能力其回歸結(jié)果依然在1%水平上顯著，假設(shè)H1和假設(shè)H2依然成立，表明先前的回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表6 滯后解釋變量回歸結(jié)果

5 結(jié)論

本文研究表明，企業(yè)金融化程度同企業(yè)績(jī)效間呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，而管理者能力則會(huì)對(duì)企業(yè)績(jī)效產(chǎn)生較為明顯的正向影響。具體而言，現(xiàn)階段非金融企業(yè)進(jìn)行金融投資對(duì)其主營(yíng)業(yè)務(wù)投入等產(chǎn)生的“擠出效應(yīng)”大于其金融資產(chǎn)變現(xiàn)帶來(lái)的“蓄水池效應(yīng)”，因而表現(xiàn)出金融化會(huì)反方向作用于企業(yè)績(jī)效。管理者能力對(duì)企業(yè)績(jī)效的積極影響則體現(xiàn)出管理者能力越強(qiáng)，其統(tǒng)籌整合企業(yè)資源以應(yīng)對(duì)市場(chǎng)環(huán)境所帶來(lái)的外部沖擊的效果越好，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)績(jī)效的穩(wěn)步提升。

以上研究結(jié)論也啟示了我國(guó)眾多非金融企業(yè)在面對(duì)金融投資帶來(lái)的金融化問(wèn)題上應(yīng)持警覺(jué)的態(tài)度，防止企業(yè)過(guò)度金融化帶來(lái)的負(fù)面影響；應(yīng)注重自身主營(yíng)業(yè)務(wù)的創(chuàng)新和管理者能力的提升，穩(wěn)步促進(jìn)企業(yè)的持續(xù)健康發(fā)展。