非金融上市公司金融資產(chǎn)投資對代理成本的影響

摘 要：企業(yè)的金融資產(chǎn)投資代理行為勢必會產(chǎn)生相應(yīng)的代理成本，因此有必要對兩者的影響關(guān)系進(jìn)行分析。本文根據(jù)A股上市非金融企業(yè)2013—2022年相關(guān)數(shù)據(jù)，分析了企業(yè)金融資產(chǎn)投資對代理成本的影響關(guān)系。實證分析結(jié)果表明，企業(yè)金融資產(chǎn)投資對代理成本具有顯著的正向作用，企業(yè)經(jīng)營管理者在逐利動機(jī)驅(qū)使下開展的金融資產(chǎn)投資行為對代理成本的影響表現(xiàn)為“擠出效應(yīng)”，即金融資產(chǎn)投資越高，代理成本越大，企業(yè)管理者可以在短期內(nèi)獲得相應(yīng)的收益，但不利于企業(yè)的長期經(jīng)營，且會增加股東與企業(yè)經(jīng)營管理者之間的矛盾。鑒于此，企業(yè)需要合理控制金融資產(chǎn)投資行為及其在內(nèi)部所占比例，通過有效的內(nèi)部控制手段改善代理成本過高的問題，推動非金融企業(yè)的長期穩(wěn)定發(fā)展。

關(guān)鍵詞：非金融企業(yè)；金融資產(chǎn)投資；代理成本；擠出效應(yīng)；固定效應(yīng)模型；金融投資；資金配置

本文索引：張琨明.<變量 2>[J].中國商論，2024（03）：-100.

中圖分類號：F273.3 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：2096-0298（2024）02（a）--04

我國正處于經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要轉(zhuǎn)型期，需要著力改變經(jīng)濟(jì)發(fā)展的驅(qū)動力，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級[1]。在經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展時期，實體經(jīng)濟(jì)作為我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的根基地位同樣不會動搖，在實體經(jīng)濟(jì)發(fā)展中需要協(xié)調(diào)好金融資產(chǎn)投資，避免公司的業(yè)務(wù)重心向虛擬經(jīng)濟(jì)偏移[2]。而在企業(yè)兩權(quán)分離發(fā)展下，管理者相比股東，掌握著更加詳實的企業(yè)運行信息，因此在企業(yè)運行決策的制定上更具優(yōu)勢，在這一環(huán)節(jié)中可能存在管理者為了擴(kuò)大自身利益而使股東權(quán)益受損的現(xiàn)象，造成股東與管理者間的代理成本增加[3]。充分了解企業(yè)金融資產(chǎn)投資對代理成本的影響，有利于從資金配置角度尋找降低代理成本的有效措施，進(jìn)一步完善公司治理體系。

1 研究假設(shè)

金融資產(chǎn)不僅屬于預(yù)防性儲蓄，還是企業(yè)用于盈利的重要工具[4]。目前，已有學(xué)者的研究表明金融資產(chǎn)配置對企業(yè)價值、創(chuàng)新投資等具有重要影響[5]，然而卻鮮有研究分析金融資產(chǎn)投資對企業(yè)代理成本的影響。根據(jù)預(yù)防性儲蓄理論，為了降低未來收入波動等造成消費能力下降的風(fēng)險，消費者可能儲存部分積蓄[6]。因此，在現(xiàn)實生活中，非金融上市公司開展金融資產(chǎn)投資的行為動機(jī)并不單一，因此該行為可能會對代理成本形成不同方向的影響，既有可能表現(xiàn)為對代理成本的正向促進(jìn)作用，形成“擠出效應(yīng)”，又有可能表現(xiàn)為對代理成本的負(fù)向抑制作用，形成“蓄水池效應(yīng)”[7]。因此，本文提出以下假設(shè)：

H1：非金融上市公司金融投資會正向促進(jìn)企業(yè)經(jīng)理人代理成本的提升，表現(xiàn)出“擠出效應(yīng)”。

H2：非金融上市公司金融投資會負(fù)向抑制企業(yè)經(jīng)理人代理成本的提升，表現(xiàn)出“蓄水池效應(yīng)”。

2 變量選取與模型構(gòu)建

2.1 變量選取與數(shù)據(jù)來源說明

本文選取2013—2022年A股上市企業(yè)相關(guān)數(shù)據(jù)分析非金融上市公司金融資產(chǎn)投資對代理成本的影響，剔除了金融業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)、ST以及*ST企業(yè)的相關(guān)數(shù)據(jù)，獲取到非金融上市公司的樣本數(shù)據(jù)，相關(guān)數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫、國家統(tǒng)計局、CSMAR數(shù)據(jù)庫等，最終獲取到非金融上市公司723家公司，樣本觀測值為7230個。本文采用Stata軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)分析，并對所有連續(xù)變量進(jìn)行1%和99%分位的縮尾處理。

被解釋變量為代理成本（AC），代理成本反映了公司管理者的代理行為對公司費用的增加，因此可以采用管理費用率衡量代理成本，管理費用率越高，說明企業(yè)需要花費的代理成本越大。

解釋變量為金融資產(chǎn)投資程度（Fin），根據(jù)《企業(yè)會計準(zhǔn)則第22號——金融工具確認(rèn)和計量》中對金融資產(chǎn)的分類，再結(jié)合資產(chǎn)負(fù)債表，最終確定的金融資產(chǎn)包括持有至到期投資、發(fā)放貸款及墊款凈額、衍生金融資產(chǎn)、交易形金融資產(chǎn)以及可供出售金融資產(chǎn)，則金融資產(chǎn)投資程度表示為金融資產(chǎn)投資/總資產(chǎn)。

控制變量包括：（1）公司規(guī)模（Size），公司期末總資產(chǎn)的對數(shù)；（2）資產(chǎn)負(fù)債率（TDR），負(fù)債合計與資產(chǎn)合計的比值；（3）總資產(chǎn)收益率（ROA），凈利潤與總資產(chǎn)的比值；（4）公司成長性（GR），年營業(yè)總收入同比增長率；（5）股權(quán)集中度（OC），前三大股東持股比例；（6）高管薪酬（EC），前三大高管薪酬總額；（7）董事會規(guī)模（BS），董事會人數(shù)。

2.2 模型構(gòu)建

為驗證H1與H2，本文構(gòu)建了非上市金融公司金融資產(chǎn)投資對代理成本影響的回歸模型如下，模型中對樣本的時間與空間進(jìn)行了控制：

3 結(jié)果分析

3.1 描述性統(tǒng)計檢驗

描述性統(tǒng)計分析結(jié)果如表1所示。

從表1數(shù)據(jù)可以看出，代理成本的差異相當(dāng)明顯，最小值僅為0.007，而最大值則達(dá)到0.512。這一結(jié)果揭示了非金融企業(yè)之間代理效率的較大差距。這種差距可能源自企業(yè)在管理結(jié)構(gòu)、內(nèi)部控制機(jī)制以及企業(yè)規(guī)模等方面的不同。企業(yè)管理的效率、決策過程的透明度以及執(zhí)行力的強(qiáng)弱均在代理成本上有所體現(xiàn)，進(jìn)而影響企業(yè)的整體運營效率。另外，企業(yè)金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)比例（Fin）的最小值接近于0，最大值達(dá)到0.487，平均值為0.059。這說明，盡管部分企業(yè)在金融資產(chǎn)投資方面持謹(jǐn)慎態(tài)度，金融資產(chǎn)在其總資產(chǎn)中所占比重較低，但也有不少企業(yè)對金融資產(chǎn)投資比重較高。這一現(xiàn)象反映了企業(yè)在資產(chǎn)配置和風(fēng)險管理策略上的差異。

3.2 相關(guān)性檢驗

本文對各變量的相關(guān)性進(jìn)行檢驗分析，結(jié)果如表2所示。

由表2結(jié)果可知，各個變量之間的相關(guān)系數(shù)均在1%水平下顯著，其中多項變量間的相關(guān)系數(shù)趨近于0，相關(guān)系數(shù)結(jié)果表明其中存在弱相關(guān)關(guān)系，因此可認(rèn)為變量間不存在多重共線性和自相關(guān)問題。

3.3 回歸結(jié)果分析

本文考慮到原假設(shè)模型選擇隨機(jī)效應(yīng)，因此選擇通過固定效應(yīng)進(jìn)行回歸分析。企業(yè)金融資產(chǎn)投資與代理成本的回歸結(jié)果如表3所示。

由表3結(jié)果可知，兩者在1%置信水平上顯著，該結(jié)果表明，企業(yè)金融資產(chǎn)投資每增加1%，代理成本增加9.7%，表明兩者存在正相關(guān)關(guān)系。上市企業(yè)進(jìn)行金融資產(chǎn)投資時以獲取利益為首要目標(biāo)，此時，代理成本會受到擠出效應(yīng)的影響，該結(jié)果驗證了假設(shè)H1。究其原因，可能是在現(xiàn)代企業(yè)管理中，經(jīng)營管理者為獲取短期的經(jīng)營績效會表現(xiàn)出明顯的自利性，從而更加傾向于收益率較高的金融資產(chǎn)。逐利動機(jī)使企業(yè)短期業(yè)績迅速提高，但整個過程卻忽略了企業(yè)的長期價值增加，在未來資金周轉(zhuǎn)期間，具有高風(fēng)險屬性的金融資產(chǎn)可能導(dǎo)致企業(yè)資金無法全部收回，甚至出現(xiàn)虧空的情況，間接導(dǎo)致企業(yè)股東與經(jīng)營管理者之間的矛盾增加，不利于企業(yè)的長期穩(wěn)定經(jīng)營發(fā)展。此外，在控制變量中，TDR對代理成本的影響作用最大，該結(jié)果表明，除資產(chǎn)TDR變量以外，其他控制變量對代理成本的關(guān)系均符合條件要求。

3.4 穩(wěn)健性檢驗

固定效應(yīng)模型可能存在內(nèi)生性問題，可能存在隨著時間變化而出現(xiàn)變量遺漏的情況，同時兩個變量間可能互為因果問題，金融資產(chǎn)投資可能在導(dǎo)致企業(yè)代理成本增加的同時，又因為代理成本的增加反而進(jìn)一步導(dǎo)致公司金融資產(chǎn)投資的增加。因此，進(jìn)一步采用金融資產(chǎn)投資滯后一期的方式，重新回歸以驗證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。因為，本文選取的是工具變量，不會出現(xiàn)過度識別的情況。采用兩階段最小二乘法（2SLS）進(jìn)行內(nèi)生性檢驗，通過第一階段的檢驗，發(fā)現(xiàn)選取的工具變量與解釋變量間仍然具有顯著相關(guān)關(guān)系，F(xiàn)值均大于10，通過了弱工具變量檢驗，驗證了工具變量選取的有效性。在此基礎(chǔ)上，本文進(jìn)一步進(jìn)行第二階段的檢驗，兩個階段的檢驗結(jié)果如表4所示。從第二階段的最終回歸結(jié)果可看出，非金融上市公司的金融資產(chǎn)投資Fin的系數(shù)為0.134，仍然保持著1%的顯著水平，與之前的回歸結(jié)果保持一致，說明考慮內(nèi)生性問題以后，本研究得到的回歸結(jié)果仍然具有穩(wěn)健性。

同時，本文采用改變金融資產(chǎn)投資的測度方式，在原有金融資產(chǎn)的測度范圍中進(jìn)一步加入長期股權(quán)投資，重新回歸以驗證結(jié)果的穩(wěn)健性，回歸結(jié)果如表5所示。在改變金融資產(chǎn)的測度方式以后，金融資產(chǎn)投資與代理成本仍保持在1%水平上顯著相關(guān)，影響系數(shù)0.037，這表明金融資產(chǎn)投資額越大，企業(yè)所需要消耗的代理成本越大，仍表明本研究的回歸結(jié)果具有可靠性。

4 結(jié)語

本文采用2013—2022年A股上市企業(yè)相關(guān)數(shù)據(jù)分析非金融上市公司金融資產(chǎn)投資對代理成本的影響，研究結(jié)果表明，非金融上市公司金融資產(chǎn)投資與代理成本間具有顯著相關(guān)關(guān)系，具體表現(xiàn)為非金融上市公司金融資產(chǎn)投資對代理成本具有“擠出效應(yīng)”，即非金融上市公司金融資產(chǎn)投資程度越高，其所需要消耗的代理成本越大，說明我國非金融上市公司在金融資產(chǎn)投資行為動機(jī)上主要表現(xiàn)為趨利性目的，金融資產(chǎn)投資行為會進(jìn)一步強(qiáng)化管理者與股東間的代理沖突。

從回歸結(jié)果的分析可知，非金融上市公司的金融資產(chǎn)投資行為不會將公司的代理成本，公司與政府需要通過采取有效的措施以控制代理成本的增加，合理協(xié)調(diào)管理者與股東間存在的代理問題，保證非金融上市公司不會出現(xiàn)業(yè)務(wù)重心向虛擬經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)移的現(xiàn)象，對保障我國實體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展具有重要的現(xiàn)實意義。對此，非金融上市公司需要明確自身發(fā)展定位，堅持實體經(jīng)濟(jì)作為主營業(yè)務(wù)，合理調(diào)整金融資產(chǎn)投資在總投資中的占比。從回歸結(jié)果可知，當(dāng)金融資產(chǎn)投資增加以后，公司的代理成本將進(jìn)一步增加，而通過控制金融資產(chǎn)投資的占比，在資金閑置時，通過金融資產(chǎn)投資合理分擔(dān)未來運行的風(fēng)險，可以有效提升公司的盈利能力，甚至可以發(fā)揮出金融資產(chǎn)投資的反哺作用，促進(jìn)企業(yè)核心競爭力的提高。同時，可以使金融資產(chǎn)投資控制在合理范圍，避免金融資產(chǎn)投資比例過高而導(dǎo)致公司代理成本過高。此外，政府需要進(jìn)一步完善對實體企業(yè)的金融監(jiān)管體系與金融市場交易機(jī)制。

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