管理層能力、產品市場競爭與企業金融化1

豐瓊英,黃子玲

(1.廣東石油化工學院 經濟管理學院，廣東 茂名 525000； 2.澳門城市大學 金融學院，澳門 999078)

當前全球實體經濟下行趨勢明顯，我國實體經濟轉型升級壓力較大。伴隨著我國經濟體制改革不斷推進，金融產品如雨后春筍般涌現。張思成等[1]認為伴隨著逐利資本蜂擁而來，金融資產在社會經濟體中的占比日漸壯大。越來越多實體企業通過配置金融資產分散投資，令整個經濟金融化趨勢加速形成。金融部門數量與規模無序擴張，使得其與實體部門結構性失衡的社會亂象暗潮涌動。事實上，實體經濟從來都是我國社會經濟發展的重要根基，實體企業應圍繞自身主業發展需要，科學布局對金融機構的投資，避免盲目擴張和脫實向虛。因此，深入研究企業金融化問題顯得尤為重要。

已有文獻從企業內外部環境兩方面對企業金融化的影響因素進行了具體闡述。在外部環境方面，學者們主要從產品市場競爭[2]、融資融券[3]等視角對企業金融化的顯性影響因素進行了分析。張春鵬和徐璋勇[2]利用我國制造業上市公司數據實證檢驗，發現產品市場競爭促進了企業技術創新投入，降低了企業金融化程度。有研究認為[3]，融資融券制度通過降低股票價格信息含量的方式，令投資者對股價判斷更加模糊，阻礙了企業進一步參與實體經濟的信心，從而讓更多的企業參與到企業金融化行為中，提高了企業金融化程度。在內部環境方面，學者們主要從股東價值最大化觀念、蓄水池動機、逐利動機、風險規避、高管特征、企業社會責任、內部控制等視角對企業金融化進行了分析。胡奕明和王雪婷[4]將金融資產分為兩類，認為企業持有現金類金融資產的主要動機在于“蓄水池”動機，而持有其他金融資產的主要動機在于“逐利”動機。許罡和伍文中[5]證實了我國實體企業持有金融資產的主要動機是逐利性。

管理層作為企業決策的掌舵者，其能力的強弱勢必會影響企業經營績效的好壞。但現有文獻從管理層能力視角展開對企業金融化研究不多，有鑒于此，本研究運用2010—2019年非金融上市公司樣本數據，從管理層能力的角度研究其對企業金融化的影響。本文的主要貢獻在于： (1)分析了管理層能力對企業金融化的影響。(2)分析了在產品市場競爭的調節作用下，管理層能力對企業金融化的影響程度。

1 理論分析與研究假設

管理層能力對企業金融化的影響主要基于兩種理論。

首先，高層梯隊理論。高層梯度理論認為，管理者的背景、經歷和異質性能夠對企業決策造成一定影響。管理層能力指的是企業實際經營人對各種資源的整合配置，以及在處理具體事務過程中所表現出來的綜合認知能力，是一種能為企業帶來持續競爭優勢的內部資源。管理層能力越強，其深入理解并運用企業資源效率越強，對企業各項目的實施更有經驗。一般認為管理層能力的提升對企業創新投入和創新效率方面能起到積極影響。管理層的能力越強，其在實體經營中的表現越突出，從而會進一步加大對實體投資的水平，進而減少對金融產品的投資。

其次，風險回避理論。Booner[6]發現高管越具有高度的情緒穩定性，越傾向于追求研發創新。何威風等[7]提出的風險回避假說認為，基于委托代理關系，管理層并不總是全心全意為股東價值最大化的目標努力，管理層并不總是從獲取總財富的角度進行思考，而會在權衡收益、風險后以自我效用最大化為目標進行決策。雖然金融投資可能會帶來豐厚的收益，但金融投資風險高，基于自利性動機，管理層會在投資決策中減少風險投資，管理層投資金融產品還可能會面臨重大損失，從而給其聲譽造成不良影響，因此，能力越突出的管理層，越容易在回避風險中收獲利益，從而降低對金融產品的投資。

基于此，本文提出假設1。

假設1：管理層能力會顯著抑制企業金融化程度。

制度經濟學理論認為，個人和組織行為會受到社會制度、社會認知等因素的影響。管理層處于各種制度、壓力的中心地位，其投資決策不可避免地受制于外界環境的影響。產品市場競爭作為調節效應，對管理層能力影響企業金融化主要基于以下兩種假設理論。

(1)信息假設理論。在激烈的市場競爭環境下，進入該行業的企業數量越多，企業的信息透明度顯著提升，管理層能力的高低也就能得到更好的識別，內部代理成本降低，企業治理效率提升，所以市場競爭降低了企業的監督成本，能力突出的管理層將獲得更高的報酬，管理層將更有動力制定出有利于企業長期發展的實體投資經營決策，此時企業更傾向于投資有利于企業發展的實體投資，管理層通過投資金融資產以獲取高額回報的動機有所減弱，進而影響企業金融資產投入。

(2)清算威脅假設。市場競爭越激烈，企業破產清算的風險越大，破產清算的風險壓力促使管理層投資決策時更加謹慎。能力越突出的管理層其收集信息和處理信息的能力相對更強，因此在激烈的市場競爭中能更精準把握投資機會，從而避免企業受到破產清算的威脅。企業通過技術的提升和產品的更新換代，才能保證其在強手如林的競爭中搶占先機，獲得競爭優勢，而企業提升自身能力離不開長期穩定的固定資產投入以及創新技術投入，如此勢必會影響企業對金融資產的投資規模。

基于此，本文提出假設2。

假設2：產品市場競爭越激烈，越能加強管理層能力對企業金融化的抑制效應。

2 研究設計

2.1 樣本選擇和數據來源

本文通過選取我國A股上市公司2010—2019年的數據作為研究樣本，并對樣本進行以下處理：(1)剔除了ST的樣本數據；(2)剔除了金融業的樣本數據；(3)剔除了異常值的樣本數據。共獲得16274個觀測值。數據主要來源于WIND和CSMAR數據庫。

2.2 變量定義

2.2.1 管理層能力

管理層能力體現了管理層對日常事務的認知與處理水平。參考Demerjian等[8]使用的數據包絡分析法(DEA)和Tobit兩階段測算方法。首先，利用DEA軟件中的CCR-I模型分行業分年度測算企業的產出與投入比，即模型(1)中的效率值。其次，鑒于效率值的取值范圍介于0～1，利用Tobit回歸模型對第一步驟中的效率 進行標準化處理以測算殘差，將殘差作為進行四分位數的劃分，如此得到本文的核心解釋變量Ma，以表征企業的管理層能力。其中，經營效率θ主要歸因于企業自身和管理層因素兩個方面，Tobit截斷回歸旨在消除前者的不利影響。具體地，

模型(1)

模型(1)中，θ為效率值；Sales為營業收入；COGS為營業成本；SG&A為銷售、管理費用之和；PPE為固定資產凈值；Intangible為無形資產凈值；Goodwill為商譽；R&D為研發支出。

θ=α0+α1SIZE+α2MS+α3FCF+α4AGE+α5FC+α6BSC+YEAR+ε

模型(2)

模型(2)中，SIZE為企業規模(總資產自然對數)；MS為市場份額(營業收入/行業營收)；FCF為公司自由現金流(正數取1，否則為0)；AGE為企業成立年限(自然對數)； FC為國際化程度(存在海外子公司正數取1，否則為0)；BSC為多元化程度(1-(主營業務收入/行業主營業務總收入)2)；YEAR為年度虛擬變量。

2.2.2 企業金融化

借鑒彭俞超等[9]處理方式，本文將非金融企業持有的金融資產(包括貨幣資金、應收利息、應收股息、交易性、衍生性、買入返售、可供出售金融資產，持有至到期投資、長期股權投資和投資性房地產)與總資產的比值記作企業金融化指標(Fin)。

2.2.3 產品市場競爭

參考賈婧等[10]的處理以赫芬達爾指數的倒數作為衡量產品市場競爭的指標，該指標通過行業內主要市場競爭主體的市場份額，能夠較準確反映市場競爭程度，該指標越大，說明市場競爭程度越小；否則，該指標越小，說明市場競爭程度越大。因此，進行回歸分析時，一般使用該指標的倒數進行測量。

市場競爭程度Rhhi的測度方式如下：

模型(3)

式中，N為行業企業數量，xi為行業企業當年營業收入，X為全行業當年營收總額。

2.2.4 控制變量

由于影響企業金融化的宏觀、微觀因素較多，為排除其他因素對實證分析的結果，本文引入控制變量。借鑒已有學者的做法，選取以下控制變量包括：企業規模(Size)、董事會規模(Boar)、獨立董事比例(Inbo)、總資產周轉率(Tur)、資產負債率(Lev)、第一大股東持股比例(Own1)、管理層持股比例(Mo)，相關變量的具體說明及出處詳見表1。此外，本文還對行業和年度進行了控制。

表1 變量定義

2.2.5 模型設定

首先，構建模型(4)用來驗證假設1，即管理層能力對企業金融化的影響；

模型(4)

其次，驗證假設2，將管理層能力與市場競爭程度交叉相乘，構建模型(5)用來驗證假設2，分析市場競爭程度(Rhhi)管理層能力對企業金融化調節效應；

模型(5)

3 實證分析結果

3.1 描述性統計

表2為主要變量的描述性統計的結果，全部樣本量為16274個，其中，企業金融化的均值為0.059，最小值為0.000，最大值為0.485，中位數為0.027。通過對比均值以及中位數，說明我國上市公司的金融化程度并不高；從標準差可以看出不同企業之間的金融化程度差異較大。管理層能力介于1～4，最小值為1，最大值為4，平均值為2.474，中位數為2，這說明我國上市公司管理層能力相對偏低。產品市場競爭程度均值為2083.340，最小值為1.259，最大值為333 333.333，中位數為25.939，可以看出，不同企業所面臨的市場競爭程度區別較大。

表2 描述性統計變量觀測數均值標準差最小值中位數最大值Fin162740.0590.081-0.0000.0270.485Ma162742.4741.1021.0002.0004.000Rhhi162742083.34011850.0571.25925.939333333.333Size1627422.1751.24618.38422.02427.784Boar162748.5611.7170.0009.00018.000Inbo162740.3740.0580.0000.3330.800Tur162740.6580.5780.0000.54611.416Lev162740.4250.2060.0080.4180.998Own1162740.3430.1480.0030.3230.900Mo162740.1330.2010.0000.0010.897

3.2 相關性分析

管理層能力與企業金融化之間的相關系數為-0.027，且在1%水平上顯著，見表3。初步驗證了假設1。其他變量之間的相關性系數都較好，基本不超過0.6，說明它們不存在多重共線性問題，為本文的研究提供了較好的穩健性。

表3 相關性分析

3.3 回歸分析

(1)管理層能力與企業金融化。從表4中可看出，管理能力(Ma)和企業金融化(Fin)呈負相關關系，系數為-0.036，且在1%水平上顯著。表明管理層能力的提升能顯著抑制企業金融化程度，驗證了假設1。原因是企業進行金融投資風險較大，而能力越突出的管理層，越能憑借其自身能力在其熟悉的主業領域中獲得報酬，而不愿意在金融風險投資中冒險。

表4 主效應回歸分析FinMa-0.036***(-3.919)Size-0.169***(-10.044)Boar0.004(0.495)Inbo-0.003(-0.408)Tur-0.059***(-4.822)Lev0.020*(1.813)Finown1-0.038***(-2.874)Mo-0.107***(-7.848)_cons-0.228***(-10.275)YearYesIndustryYesN16274 注:*、**、***分別代表在10%、5%和1%水平上顯著 表5 調節變量回歸分析FinMa-0.035***(-3.819)Rhhi-0.044***(-6.679)Ma*Rhhi-0.023**(-2.378)Size-0.170***(-10.121)Boar0.004(0.469)FinInbo-0.003(-0.374)Tur-0.058***(-4.812)Lev0.015(1.371)Own1-0.034***(-2.593)FinMo-0.104***(-7.655)_cons-0.218***(-9.826)YearYesIndustryYesN16274 注:*、**、***分別代表在10%、5%和1%水平上顯著

(2)產品市場競爭的調節作用。表5中加入了市場競爭以及管理層能力與市場競爭的交叉項后，檢驗市場競爭程度對管理層能力與企業金融化負向關系的調節作用，管理層能力(Ma)與企業金融化(Fin)顯著為負，市場競爭程度(Rhhi)與企業金融化(Fin)顯著為負，負向關系未發生改變。市場競爭程度與管理層能力的交叉項系數顯著為負，系數為-0.023，說明市場競爭程度在管理層能力與企業金融化的負向關系中起到促進作用，即當管理層能力提高時，市場競爭程度越激烈的環境下的企業金融化程度越低，市場競爭程度能夠發揮正向調節效應。

3.4 穩健性檢驗

為檢驗管理層能力與企業金融化及產品市場競爭作為調節變量的回歸結果，本文進行了穩健性檢驗。

首先，由于金融資產投資行為可能影響當期的企業規模、自由現金流量等變量，從而影響到管理層能力指標的計算，為盡量減少管理層能力與企業金融化的內生性問題，本文將自變量管理層能力滯后一期進行檢驗，結果依然顯著。

其次，參考胡奕明等[4]的做法，以金融資產的絕對規模，即金融資產的對數作為Fin2，重新進行回歸，進行驗證；結果與前文基本相同，表明本文結論較穩定。

4 結論

本文以2010—2019年我國非金融上市公司作為研究樣本，探究了管理層能力與企業金融化之間的關系。實證結果表明，管理層能力的提高能有效抑制企業金融化；產品市場競爭作為調節變量，產品市場競爭程度會進一步強化管理層能力對企業金融化的抑制作用。