管理者短視行為如何扭曲了實體企業資產配置
——基于文本分析和機器學習的經驗證據

王新光

(南京師范大學 商學院，江蘇 南京 210023)

一、引言

實體經濟是現代化經濟體系的基礎。黨的十九屆五中全會提出：“堅持把發展經濟著力點放在實體經濟上，堅定不移建設制造強國、質量強國、網絡強國、數字中國，推進產業基礎高級化、產業鏈現代化，提高經濟質量效益和核心競爭力。”近年來，實體經濟的發展空間受到虛擬經濟的擠壓呈現出經營困難、利潤率低、資本流失的情況，使得企業在套利動機的驅使下，將資金投向金融領域，脫離主營業務，從虛擬經濟中攫取利益。在此背景下，作為構建新發展格局的微觀主體，實體企業扭曲的資產配置行為已不容忽視。另一方面，企業的投資與融資決策差異在很大程度上具有“管理者效應”，且已有證據表明管理者很容易產生短視行為。那么，短視的管理者是否會扭曲企業資產配置、加劇虛擬經濟過熱與實體經濟遇冷的程度？這對有效治理實體企業金融資產過度配置和防范金融風險具有重要的現實意義與理論價值，成為學術界關注的重要話題。

不同于以往調查問卷評級的方法，為了更好地刻畫管理者跨期選擇的決策短視行為，本文基于上市企業的年度財務報告利用文本分析與機器學習的方法進行測量。研究結果表明：管理者短視行為對實體企業金融資產過度配置具有顯著的促進作用。在考慮內生性問題和一系列穩健性檢驗基礎上該結論依舊成立。作用機制檢驗發現管理者短視行為通過降低企業治理水平進而加劇了實體企業金融資產過度配置。此外，考慮到企業之間的產權性質、資源稟賦差異以及管理層人力資本特征，本文進一步探討了產權性質、冗余資源與管理層金融背景的邊界條件。結果表明，管理者短視行為對實體企業金融資產過度配置的促進作用在民營企業、高冗余資源與具有金融背景的管理層的情境下更為顯著。

與現有文獻相比，本文的邊際貢獻主要體現在以下兩個方面。第一，本文從管理者跨期決策的短視行為角度厘清了微觀層面上管理者行為對實體企業金融資產過度配置的作用機理，并且基于“基準分析—機制分析—異質性分析”的研究范式，打開了管理者短視行為與企業金融資產過度配置之間的機制“黑箱”，豐富和拓展了邊界機制研究。第二，本文的研究結論具備一定的政策含義。2022年《政府工作報告》指出要“深入實施創新驅動發展戰略，鞏固壯大實體經濟根基”。從本文的研究結論看，在微觀層面上近年來實體企業脫實向虛的趨勢并不利于實體經濟根基的鞏固與壯大。在發展實體經濟的過程中必須充分考慮并有效發揮微觀層面上企業管理者的積極作用，利用政策去引導企業管理者樹立長遠發展理念，推動經濟高質量增長。

二、理論機制和研究假說

企業的投資結果具有時滯性與不確定性，因此管理者的投資視野影響著企業的資產配置方向。管理者視野范圍內投資收益的實現是管理者進行資產配置的首要目標。盡管一定的金融資產配置具有提升企業融資能力的作用，但過度的金融資產配置會通過擠占企業的主營業務投入對企業造成不利影響。短視的管理者由于短期業績壓力與聲譽市場名利而追求過度的金融資產配置，損害企業長遠發展。

短期投資者、金融分析師等多種利益相關者為企業帶來了實現短期盈利目標的壓力。在利益相關者施加的內外部壓力下，短視的管理者會以犧牲長期投資為代價屈服于短期季度性披露財務報告業績的壓力。根據資源基礎理論，在資源邊界界定明晰的前提下，企業內部實體資產和金融資產兩者之間存在非此即彼的“替代效應”。相比于實體資產，金融資產既可以套期保值，又具有較強的流動性與較低的交易成本。因此金融資產短期可能產生的高回報為短視的管理者解決短期財務壓力提供了配置方案。在實體經濟持續低迷的大環境下,管理者在職位保留與晉升的內部壓力下會傾向于在短期內過度配置金融資產。

此外，聲譽作為一種無形資產，可以為管理者的職業生涯提升稟賦價值。差的聲譽會嚴重影響管理者的職業生涯，而好的職業聲譽則可以增強管理者的市場議價能力。在聲譽機制的隱性激勵下，短視的管理者可能沒有耐心去等待企業長期發展為其帶來的聲譽福利，因為風險與不確定性也會隨著時間而變得不可確定。反之，短視的管理者可能會在資產配置上選擇短期收益率更高的金融資產，在有限期間內粉飾財務數據，向外界釋放出積極的企業發展信號，以此彰顯個人實力，進而提升短期個人聲譽水平。

綜合以上分析，本文提出如下待檢驗假說：

假說1：管理者短視行為促進了實體企業金融資產過度配置。

三、計量模型、指標與數據

(一)樣本選擇、數據來源

本文以2006—2020年中國滬深A股上市企業作為研究對象，并參考以往研究，按以下原則進行篩選：①剔除金融行業樣本。②剔除ST和PT的樣本。③剔除資產負債率大于1和小于0的樣本。④剔除數據缺失嚴重的樣本。⑤對本文所涉及的主要連續變量，在1%和99%的水平進行Winsorize處理。本文年報數據主要來源于上海證券交易所網站、深圳證券交易所網站以及巨潮資訊網。其他數據來源于CSMAR數據庫和Wind數據庫。

(二)計量模型

本文的基準回歸模型如下：

=++

+∑+∑+

(1)

其中，各變量下標表示企業，表示時間。為實體企業金融資產過度配置的程度，的值越大，表明實體企業過度配置金融資產的程度越大。為管理者短視行為。為本文的控制變量。另外，為盡可能地吸收固定效應，本文同時控制了時間虛擬變量()和行業虛擬變量()，并采用異方差穩健標準誤。為隨機擾動項。

(三)變量定義

1.被解釋變量

借鑒杜勇等、余明桂和王空的研究，本文利用金融資產與總資產的比值來定義企業金融資產過度配置。其中金融資產的具體計算方法如下：金融資產=交易性金融資產+持有至到期投資凈額+投資性房地產凈額+衍生金融資產+發放貸款及墊款凈額+可供出售金融資產凈額。

2.解釋變量

管理層討論與分析(Management Discussion and Analysis，下文簡稱MD&A)是上市企業定期財務報告中最重要的內容之一，詳細闡述了管理者對于本企業過去經營狀況的評價分析以及對企業未來發展趨勢的前瞻性判斷，具有增量價值。

參考胡楠等的研究，首先，確定出MD&A中有關“短期視野”的直接與間接種子詞集，其中直接大類包含“盡快”“立刻”“馬上”“天內”“數月”“年內”；間接大類包含“壓力”“考驗”“契機”“之際”。其次，利用Word2Vec機器學習技術，采用CBOW模型(Continuous Bag-of-words Model)對中文年度財務報告語料進行訓練。最后，基于詞典法，本文利用式(2)最終得到管理者短視行為指標。在式(2)中，_為表征管理者短視行為的詞匯總詞頻，_表示MD&A總詞頻。該指標取值越大，表明管理者短視行為越嚴重。

(2)

3.控制變量

參考彭俞超等、杜勇等的研究，為提高研究精度，本文從企業特征與治理特征分別控制了一系列影響企業金融資產過度配置的因素。在企業特征層面選取企業規模()、企業年齡()、資產負債率()、成長性()、產權性質()、有形資產占比()和投資機會()作為控制變量。在治理特征層面本文選取董事會規模()、股權值()和董事會獨立性()作為控制變量。本文所有變量的測量方式如表1所示。

表1 變量定義與說明

四、實證分析

(一)描述性統計

表2給出了所有變量的描述性統計結果。金融資產過度配置()的最大值為0.222，最小值為0.000，說明樣本中金融資產配置水平存在較大差異。管理者短視行為()的平均值是0.094，標準差為0.083，表明管理層短視行為指標具有充分的變異性。此外，控制變量的描述性統計結果與現有研究基本保持一致。

表2 描述性統計

(二)相關性分析

表3給出了相關性分析的結果。從相關系數來看，管理者短視行為()與金融資產過度配置()在1%的水平上顯著正相關，初步支持了前文提出的假設。

表3 相關性分析

(三)基準回歸

表4報告了“管理者短視行為-企業金融資產過度配置”關系的核心檢驗結果。模型(1)是僅包含控制變量的估計結果。模型(2)在原有基礎上納入了核心解釋變量，的系數為0.008，在1%的水平上顯著為正。這意味著，管理者短視程度越高，越會加劇企業金融資產過度配置程度，二者之間呈現出顯著正向相關關系。由此，本文的假說1得到了經驗證據支持。

表4 基準回歸結果

五、內生性檢驗與穩健性分析

(一)內生性檢驗

1.PSM檢驗

為了排除樣本自選擇問題，借鑒王新光的做法，本文采用傾向得分匹配法(Propensity Score Matching，PSM)，使用一對一最近鄰匹配進行檢驗。

首先，本文設置虛擬變量_：若高于樣本中位數，則_取1，否則取0。將_=1的樣本界定為實驗組。本文選取如下協變量：企業規模()、企業年齡()、資產負債率()、成長性()、產權性質()、董事會規模()、股權值()、董事會獨立性()、股權集中度(_10)、機構投資者持股比例()、管理層持股比例()、管理層平均年齡()、管理層薪酬總額()、管理層男性占比()、兩權分離率()、管理層金融背景()和管理層海外背景()。上文未說明衡量方式的協變量定義如表5所示。

表5 PSM檢驗協變量補充定義與說明

其次，圖1展示了樣本匹配前后處理組與控制組的傾向得分分布密度函數。觀察可知在匹配前處理組與控制組的核密度曲線在形狀與位置上均有較大差異，而在匹配后兩曲線分布形態高度接近。表6給出了樣本匹配前后統計量和標準偏差的變化。在樣本匹配后兩組企業的特征變量不再具有顯著差異，各特征變量標準偏差的絕對值均不高于2.0%，且與匹配前的結果相比標準化偏差均大幅縮小。

圖1 PSM匹配前后管理者短視行為(Myopia)的概率分布密度函數

表6 PSM匹配均衡性的檢驗結果

最后，本文將匹配后的樣本重新利用式(1)進行回歸，結果如表7第(1)列所示。根據結果可知，的估計系數仍在5%的水平上顯著為正，檢驗結果與前文基本一致。

表7 內生性檢驗

2.Heckman兩階段檢驗

借鑒潘越等的做法，首先，利用前述控制變量集合的一階滯后項作為排除性約束變量與_利用Probit模型進行一階段回歸，計算得到逆米爾斯比率()，用以檢驗上一期的上市企業特征變量與其下一期是否有管理者短視行為(_)之間的相關性。其次，將第一階段計算得到的作為控制變量，加入式(1)后重新回歸，結果見表7第(2)列。數據顯示，的系數顯著，說明存在顯著的自選擇效應，且主要解釋變量依舊顯著為正(=2.69)，本文的結論保持不變。

3.兩階段殘差介入法

為進一步控制內生性，借鑒CHEN等的做法，本文利用兩階段殘差介入法進行驗證。首先，本文利用式(3)將解釋變量與其可能的影響因素進行回歸。式(3)在式(1)的基礎上增加了可能驅使管理者短視的變量集合Δ，其中包括企業虧損狀態(，當企業凈利潤為負時取1，否則取0)、股權集中度(_10)、管理層持股比例()、機構投資者持股比例()、管理層平均年齡()、管理層薪酬總額()、管理層男性占比()、兩權分離率()、管理層金融背景()與管理層海外背景()。然后，本文將式(3)得到的殘差值作為增量的管理者短視行為(Δ)，利用式(4)進行回歸，結果如表7第(3)列所示。增量的管理者短視行為(Δ)仍然與企業金融資產過度配置()呈顯著正相關關系，表明管理者短視行為對企業金融資產過度配置的影響在控制了潛在的內生性問題后依然成立。

=+Δ+

+∑+∑+

(3)

=++Δ

++∑+∑+

(4)

(二)穩健性分析

1.更換因變量的測量方式

參考杜勇等的方法，本文根據實體企業是否進行了金融資產配置設置變量_。若實體企業配置了金融資產，則_取值為1，否則取值為0。需要說明的是，由于_為分類變量，故本文采用Logit模型進行回歸。結果如表8的第(1)列所示，結果顯示的系數在1%的水平上顯著為正，表明在更換因變量的測量方法后本文的主要結論依舊穩健。

表8 穩健性檢驗

2.安慰劑檢驗

借鑒CORNAGGIA和LI的做法，本文首先提取所有“企業-年度”觀測值中變量，然后無放回地隨機分配到所有觀測值中，最后利用式(1)重新回歸。回歸結果如表8第(2)列所示，的系數為-0.001且不顯著(值為-0.64)，與基準回歸結果存在實質差異。因此安慰劑效應不存在。

3.剔除特殊事件影響

在2006年，財政部頒布了包括1項基本準則和38項具體準則在內的新企業會計準則，實現了與國際財務報告準則的實質趨同。此外，2008年的全球金融危機導致金融資產價格出現劇烈波動。因此，借鑒段軍山和莊旭東的研究，本文在原有樣本年份的基礎上剔除2006—2009年的數據后利用式(1)重新回歸，結果如表8第(3)列所示。的系數在1%的水平上顯著為正，通過了穩健性檢驗。

4.改變計量方法

由于實體企業持有的金融資產總額一般不取負值，因此的取值整體在一個非負數區間，并且有一部分樣本企業的取值集中為0。本文將回歸模型改用面板Tobit模型重新回歸，結果如表8第(4)列所示。的系數在1%的水平上顯著為正，表明結果依然具有穩健性。

六、進一步分析

(一)機制檢驗

企業治理主要通過內外部兩類解決機制來規范企業的生產經營，提高管理水平，對企業績效有著重要影響。在利益相關者的壓力下，短視的管理者為了提升職業生涯的稟賦價值與個人聲譽，會通過個人影響力降低治理水平，弱化內外部監督，進而通過分享金融資產的高回報達到個人目的。因此，管理者短視行為可以通過降低企業治理水平進而促進金融資產過度配置。

本文借鑒周茜等的做法，選取管理層薪酬、管理層持股比例、獨立董事比例、董事會規模、機構投資者持股比例、第二至五大股東持股比例之和與控股股東持股比例之比、董事長與總經理是否兩職合一7個指標運用主成分分析法構建企業治理變量。考慮到結果的可讀性，本文利用主成分分析法中得到的第一主成分的相反數衡量企業治理水平()。的值越大，表明企業治理水平越低。

為了驗證以上機制，本文構建以下3個模型：

=++

+∑+∑+

(5)

=++

+∑+∑+

(6)

=+++

+∑+∑+

(7)

回歸結果如表9所示。第(1)列考察了管理者短視行為()對金融資產過度配置()的影響。第(2)列考察了管理者短視行為()對企業治理水平()的影響，結果顯示的系數在1%的水平上顯著為正，表明管理者短視行為降低了企業治理水平。第(3)列結果顯示的系數在1%的水平下顯著為正，的系數在5%的水平下顯著為正，且該結果通過了Sobel檢驗。以上結果表明企業治理水平在管理者短視行為與金融資產過度配置之間起到了部分中介作用，驗證了“管理者短視行為→企業治理水平→金融資產過度配置”這一傳導路徑。

(二)異質性分析

1.產權性質的影響

不同于民營企業，中國國有企業面臨著來自政府和市場的雙重約束，并且承擔著政治性和經濟性的雙重責任，是實行宏觀調控、參與國際競爭以及保證黨的執政地位、國家的長治久安、人民共同富裕的重要力量。因此，經營活動的可持續性是國有企業區別于民營企業更加注重的問題，其金融資產過度配置行為并不明顯。此外，由于國有企業受到的金融約束小，較少需要通過投資金融資產來儲備流動性，從而出于預防性動機的金融資產過度配置行為也并不明顯。綜合以上分析，管理者短視行為促進實體企業金融資產過度配置的作用在民營企業中效果更顯著。

表9 治理水平的機制檢驗

為了檢驗上述假說，本文根據企業的產權性質分組，分別對國有企業樣本和民營企業樣本進行回歸考察。表10第(1)、(2)列給出了分組回歸的結果。第(1)列為民營企業組，的系數為0.015，在1%的水平上顯著為正。第(2)列為國有企業組，的系數為-0.003，并不具有顯著性。因此，管理者短視行為促進實體企業金融資產過度配置的作用在民營企業中效果更顯著的猜想得以驗證。

表10 異質性分析

2.冗余資源的影響

冗余資源是指企業的資源池超過企業維持基本運營的最小需求資源，是企業的“富余資源”，對企業的成功起到重要作用。冗余資源的存在為短視的管理者在金融資產過度配置上提供了資源動力。即使資產配置出現偏差與失敗，冗余資源也可以為管理者的短視行為提供資源補償。因此，管理者短視行為促進實體企業金融資產過度配置的作用在高冗余資源的企業中效果更顯著。

為了檢驗上述假說，借鑒肖紅軍和李井林的研究，本文利用流動比率來測量冗余資源()，并采用分組回歸。按照冗余資源的年度-行業中位數對冗余資源程度進行分組，將高于冗余資源年度-行業中位數的設置為高冗余資源組，其余為低冗余資源組。表10第(3)、(4)列給出了分組回歸的結果。第(3)列為低冗余資源組，的系數為0.004，系數為正并不具有顯著性。第(4)列為高冗余資源組，的系數為0.011，在1%的水平上顯著為正。因此，管理者短視行為促進實體企業金融資產過度配置的作用在高冗余資源的企業中效果更顯著的猜想得以驗證。

3.管理層金融背景的影響

短視的管理者若要進行金融資產配置，既需要具有金融專業背景的管理團隊成員把握配置方向，也需要更多可以利用的資金進行周轉。具有金融背景的管理團隊成員對金融行業的資本運作方式、行業操作慣例等有著清晰的認知，金融資產配置是他們的“舒適圈”，因而具有金融背景的管理團隊成員對金融資產投資會有一定的偏向。此外，具有金融背景的管理團隊成員可以降低不良績效風險與審計風險，為企業金融資產配置提供一定保障。因此，當管理團隊具有金融背景的成員時，管理者短視行為對金融資產過度配置的影響更顯著。

為了檢驗上述假說，本文根據企業管理層金融背景()進行分組回歸。表10第(5)、(6)列給出了分組回歸的結果。第(5)列為不具有金融背景的管理層組，的系數為0.005，不具有顯著性。第(6)列為具有金融背景的管理層組，的系數為0.009，在1%的水平上顯著為正。因此，管理者短視行為促進實體企業金融資產過度配置的作用在管理層具有金融背景的企業中效果更顯著的猜想得以驗證。

七、結論與啟示

(一)研究結論

優化要素配置，尤其是降低實體企業過度配置金融資產的趨勢是促進中國經濟高質量發展的重要支撐。本文聚焦于微觀層面，以2006—2020年中國滬深A股上市企業為樣本，實證檢驗了管理者短視行為對實體企業金融資產過度配置的影響機理。研究結果表明，管理者短視行為對實體企業金融資產過度配置具有顯著的促進作用，并且該結論通過了PSM檢驗、Heckman兩階段檢驗與兩階段殘差介入法的內生性檢驗，在替換因變量、安慰劑檢驗、剔除特殊事件影響、更改計量方法等一系列穩健性檢驗后依舊成立。機制分析驗證了企業治理水平在管理者短視行為與企業金融資產過度配置中起到的部分中介作用。異質性分析結果表明，管理者短視行為對實體企業金融資產過度配置的促進作用在民營企業、冗余資源高與管理層具有金融背景的情境下更為明顯。

(二)啟示與建議

結合本研究的結果，主要有以下兩點啟示與建議。

第一，從本文的研究結論看，金融資產符合短視管理者投資的價值取向。因此，要正確引導實體企業的資產配置行為，則需要關注微觀層面上管理者的短視決策行為。高水平的企業治理體系是約束管理者短視行為的一個有效途徑。因此，董事會應該建立內外部協同有效的監督體制，積極引導管理者為企業長遠發展謀福利，不做有損企業長遠發展的短視行為決策。

第二，企業在遴選管理者時，應該對其職業生涯發展給予柔性考核機制，不能唯業績至上實施“一刀切”政策。管理者短視行為的產生不完全歸因于其自身，利益相關者的多種訴求、企業的考核評價體系也會制約管理者長久決策的制定，導致資產配置扭曲。因此，柔性的考核機制可以幫助管理者建立業績緩沖帶，使得管理者有機會與時間為企業長期福利做出努力。