管理层股权激励与实体企业金融化
2021-07-22李鑫，佟岩，钟凯
李 鑫， 佟 岩， 钟 凯
(1.北京理工大学 管理与经济学院， 北京 100081； 2.对外经济贸易大学 国际商学院， 北京 100029)
一、问题的提出
近年来，经济发展“脱实向虚”的趋势在中国日益凸显，导致实体经济与虚拟经济之间出现结构性失衡，成为诱发系统性金融风险和制约实体经济稳定发展的重要因素。从微观企业视角来看，由于金融行业利润率高于实体行业，资本逐利性使得实体企业不断增加金融资产配置，减少生产经营性投资。金融投资所贡献利润的比重逐渐提高，金融化程度增加，对于实业投资存在“挤出”效应[1]，亦加剧了金融风险[2]。管理层薪酬契约作为影响实体企业投资行为的重要因素，研究其如何作用于实体企业金融资产配置，对于有效缓解实体经济“脱实向虚”，深化金融供给侧结构性改革具有重要的借鉴意义。基于此，本文将结合管理层股权激励这一薪酬契约，系统分析管理层薪酬契约对实体企业金融化的影响机理。
关于实体企业金融化的动因，从宏观视角来看，部分研究结合宏观经济周期[3]、经济政策不确定性[4]、融资融券机制[5]等加以分析；从微观视角来看，相关研究则主要结合微观企业特征进行分析，如管理层背景[6]、客户集中度[7]、机构投资者[8]等。然而，如何通过设计相应的薪酬契约，降低实体企业金融资产配置，激发实体企业管理层参与实体投资的动力，有效缓解实体经济“脱实向虚”尚需深入探讨。
在所有权与经营权分离的现代公司治理下，管理层薪酬契约设计的关键在于降低管理层代理成本，激励管理层为股东财富最大化而努力。股权激励通过授予管理层股权，赋予其股东身份，以期实现股东与管理层利益的协同，促使管理层关注企业长期经营绩效[9-10]，能够有效降低两权分离所引起的管理层代理问题。然而，股权激励将管理层薪酬与公司股票价格进行绑定，很可能诱发管理层的机会主义行为，从而过度关注公司的短期股价表现，进而通过盈余操纵等方式进行套利活动以攫取私有收益[11]；而且，亦可能通过设计较低的行权条件，成为增加管理层福利的工具，却未对管理层自利行为发挥约束作用[12]。那么，对于实体企业金融化，股权激励这种薪酬契约具有抑制还是加剧作用？本文通过探究管理层股权激励对实体企业金融化的影响，以期为缓解实体经济“脱实向虚”提供相应的政策建议。
二、文献回顾
(一)管理层股权激励
在股权激励下，管理层与股东之间形成风险共担与利益协同机制，实现最优激励契约，促使管理层重视企业长期价值最大化。已有研究分别基于长期风险承担与财务决策效率的视角展开分析，并为此提供了相应的经验证据。一方面，结合长期风险承担视角的分析，已有研究发现股权激励能够促使管理层更加注重企业长期发展，增加创新投资[13]和有助于企业长期价值创造的费用开支[9]，说明股权激励增强了管理层的风险承担意愿。另一方面，结合财务决策效率的探讨，已有研究发现股权激励能够抑制非效率投资[14]、缓解多元化折价的问题[15]、提升企业长期绩效[10]，表明股权激励能够发挥一定的公司治理作用。
然而，股权激励使得管理层薪酬与公司股价之间的敏感性增加，从而诱发管理层机会主义动机，通过提升短期股价以获取个人私有收益。已有研究分别结合股价操纵与个人寻租视角分析股权激励所引起的代理冲突。一方面，结合股价操纵视角，研究发现股权激励加剧了管理层的盈余操纵[11]；审计师也会感知股权激励可能引发的盈余管理行为，从而提高审计收费以补偿审计风险[16]。说明股权激励会诱发管理层的机会主义行为，加剧了代理冲突。另一方面，结合个人寻租视角，研究发现股权激励并未体现为激励效应，反而呈现福利效应[12，17]。通过设置较低的业绩目标或行权条件，使得股权激励成为管理层进行个人寻租攫取私有收益的工具。此时，股权激励并未有效约束管理层的自利行为，未能发挥相应的治理效应。
(二)实体企业金融化
关于实体企业金融化的动因，一方面源于金融资产所带来的超额收益，另一方面源于金融资产能够发挥“蓄水池”效应。另外，随着企业金融资产采用公允价值确认和计量，配置金融资产也成为企业管理层进行盈余操纵的手段之一。
首先，金融资产投资收益率显著高于实体资产投资收益率，产生资产的收益错配。资本逐利性驱使实体企业加大金融资产配置以获取超额利润；而且，金融资产投资周期短，更可能增强管理层配置金融资产的意愿。已有研究主要分析了金融资产配置对实体资产投资的挤出效应，发现金融资产配置对于实体企业普通资本投资与创新投资均存在抑制作用[1,18]。此外，实体资产具有不可逆性，资产专有性使得实业投资不确定性增加，导致管理层进行实业投资的意愿下降[19]。
其次，金融资产具有较高的可变现性，能够发挥“蓄水池”效应，为实体企业进行流动性储备。胡奕明等[3]发现，实体企业金融资产配置与广义货币M2显著正相关。当货币政策较为宽松时，实体企业会配置较多金融资产作为未来流动性储备；而当货币紧缩时，通过出售金融资产以获取相应的流动性，防止实体企业发生资金链断裂等流动性危机。因此，金融资产配置能够发挥一定的“蓄水池”作用。Duchin et al.[20]结合美国公司样本也发现类似证据，即非融资约束的实体企业配置了更多的金融资产。
此外，随着公允价值计量的采用，金融资产配置也成为实体企业调节利润、进行盈余操纵的重要手段①。刘伟、曹瑜强[8]发现，机构投资者对于短期绩效的追逐会导致管理层出现短视行为，使其配置较多的金融资产以获取短期收益，避免股价下跌。彭俞超等[2]也证实，实体企业金融资产配置有助于粉饰短期利润，加剧了坏消息隐藏，从而导致股价崩盘风险提升。因此，实体企业金融资产配置很可能成为管理层操纵盈余、攫取个人私有收益的便利工具。
本文的边际贡献主要体现在如下三个方面：第一，本文基于管理层薪酬契约设计的研究情境，关注管理层股权激励与实体企业金融化之间的关系，对实体企业金融化影响因素的研究做出了有益补充，拓展了实体企业金融化影响因素的研究视角。第二，本文结合实体企业金融化这一视角，进一步拓展了关于股权激励经济后果的研究范畴，丰富了股权激励经济后果的相关研究。第三，本文聚焦企业金融资产投资，丰富了股权激励与企业投资行为之间关系的研究，为股权激励影响企业投资行为提供了新的研究思路。
三、理论分析与研究假设
通过对管理层股权激励与企业金融资产配置研究的梳理和回顾可以看到，股权激励作为重要的薪酬激励机制，其既可能对实体企业金融资产配置产生抑制作用，也可能会增强实体企业配置金融资产的动机。对此，本文提出如下两个假设——利益协同假设与机会主义假设，分别解释股权激励如何影响实体企业金融资产配置。
(一)利益协同假设
根据最优契约理论，股权激励作为一种薪酬激励方式，通过授予管理层股权，赋予管理层股东身份，实现二者之间的利益协同，缓解管理层与股东之间的代理冲突，以促使管理层按照股东利益最大化原则管理企业经营活动。对于实体企业而言，金融资产配置并不是其主要业务活动，不足以支撑企业长期发展，而且很可能还会加大运营风险。而股权激励通过促使管理层与股东利益协同一致，从而可以抑制实体企业的金融资产配置。
第一，股权激励将管理层薪酬与股东价值最大化加以捆绑，促使管理层在经营决策中更加重视配置有利于提升公司长期价值的经营性资产[9]。已有研究也证实股权激励方式能够促使管理层注重企业竞争优势的培育与长期可持续发展，提高企业创新投资水平[13]。而且，在股权激励的薪酬契约下，管理层加强公司治理与内部控制的意愿也不断提高，规范企业经营流程的同时避免被出具不利审计意见，以防止公司股价下跌[21]。与经营性资产有所不同，金融资产投资虽能够为企业贡献相应的利润，但是对于实体企业塑造竞争优势作用不大。因此，股权激励薪酬契约机制强化了管理层在经营决策中的长期视野，能够降低实体企业金融资产配置的动机。
第二，金融资产具有较强的波动性，其价格波动与资本市场系统性风险之间的联动性较强。实体企业的金融资产配置行为会导致其股价更易受资本市场风险的影响，尤其在以公允价值确认和计量金融资产时，其引发的顺周期效应会造成金融资产价值波动更强，加剧了股价波动风险[2]。在股权激励的薪酬契约下，公司股价表现是影响管理层薪酬水平的重要因素。因此，管理层有动机降低金融资产配置，以规避资本市场波动所带来的联动风险对股价的影响，造成薪酬水平下降。
基于上述分析，本文提出如下假设。
H1a：管理层股权激励对于实体企业金融化具有抑制作用。
(二)机会主义假设
根据管理层权力理论，股权激励使得管理层薪酬水平显著依赖于公司股价，导致管理层更加关注公司的股价表现，很可能诱发管理层的机会主义行为以影响公司股价[11]，从而增加自身薪酬收益水平。此时，股权激励并未发挥所预期的缓解代理问题的作用，反而沦为了“管理层寻租”的工具。对于实体企业而言，金融资产投资具有较高的收益率，有助于提升公司股价，配置金融资产也有利于管理层进行利润操纵。因而，股权激励很可能会诱发管理层的机会主义动机，增加金融资产配置。
一方面，现阶段金融行业利润率明显高于实体行业，实体企业配置金融资产能够获取超额利润[18]，有助于提升公司股价。股权激励增加了管理层薪酬水平与公司股价之间的敏感性，很可能诱发管理层的机会主义动机，使得管理层投资金融资产的意愿增加，从而通过金融资产投资所带来的超额收益率，提升公司股价以增加薪酬收入，实现自身利益最大化。
另一方面，与实体经营性资产投资的不可逆性不同，金融资产的流动性与可变现性较强，在调节企业利润方面具有一定的灵活性。而且，《企业会计准则》中对于金融资产的确认与计量较为复杂与多样②，为企业利用金融资产投资进行利润操控提供了一定的空间，并且面临诉讼或者处罚风险的可能性较低。已有研究表明股权激励增加了管理层的自利动机，很可能导致管理层采取盈余管理等方式以满足激励条件，提升自身薪酬收益水平[11]。面对股权激励的薪酬契约，金融资产在调节利润中所具有的灵活性更易被管理层利用进行盈余操控，以满足股权激励中相应的业绩条件，导致实体企业增加金融资产配置。
基于上述分析，本文提出如下假设。
H1b：管理层股权激励对于实体企业金融化具有促进作用。
四、研究设计
(一)样本选取与数据来源
为研究管理层股权激励对实体企业金融化的影响，本文使用2006—2019年沪深两市上市公司为初始样本③。选择2006年为起点，主要考虑2005年12月31日证监会颁布《上市公司股权激励管理办法(试行)》，股权激励才正式实施。本文研究数据来自Wind数据库和CSMAR数据库，并按照如下流程对初始样本进行筛选：(1)剔除ST和*ST的上市公司样本；(2)剔除金融类、保险类的上市公司样本；(3)剔除股权激励方案中授予对象为中层管理人员和核心技术人员的上市公司样本；(4)剔除股权激励方案没有达到第一个行权期而直接取消的上市公司样本；(5)剔除数据缺失的样本。经过筛选，最终得到19 188个样本。为消除极端值的干扰，对所有连续变量在1%和99%分位数进行了缩尾处理。数据处理和分析采用Stata 15.0软件进行。
(二)变量定义
1.被解释变量：实体企业金融化
借鉴已有研究[1,3,18,22]，本文使用金融资产与总资产之比来衡量实体企业金融资产配置(Finratio)。金融资产由交易类金融资产、长期股权投资净额、投资性房地产净额及委托理财与信托产品四类组成。其中，交易类金融资产主要包括交易性金融资产、衍生金融资产、短期投资净额、可供出售金融资产净额、持有至到期投资净额和长期债权投资净额等；委托理财与信托产品包括委托贷款、理财产品及信托产品投资余额。
2.解释变量：管理层股权激励
本文参考Bergstresser & Philippon[23]、林大庞和苏冬蔚[11]的研究，选用股价上涨1%时，管理层持有的股票和股票期权价值增量占其总薪酬的比率作为股权激励的衡量指标，计算公式见式(1)。
(1)
其中，Pricei,t为t年年末i公司股票的收盘价，Shares和Option分别为公司管理层持有的股票和期权的数量，Cashpay为管理层当年的现金薪酬，包括年薪、津贴等。
3.控制变量
借鉴已有研究[1,5,7]，本文控制了公司规模(Size)、财务杠杆(Lev)、盈利能力(Roa)、资产结构(Tang)、企业成长性(Growth)、经营净现金流(Cfo)、企业年龄(Lnage)、独立董事比例(Indep)、董事会规模(Board)、产权性质(State)。此外，还控制了行业固定效应(Ind)和年度固定效应(Year)。具体变量的定义及说明如表1所示。
(三)模型构建
为检验管理层股权激励对实体企业金融化的影响，构建如下计量模型。
Finratioi,t+1=α0+α1Incentivei,t+∑X+εi,t
(2)
其中，X为控制变量集，ε为随机干扰项。Incentive的系数α1反映股权激励对实体企业金融化的影响。若α1显著为负，表明管理层股权激励对于实体企业金融化具有抑制作用，支持H1a；如若α1显著为正，则说明股权激励会导致实体企业金融化程度增加，支持H1b。
五、实证结果分析
(一)描述性统计分析
本文相关变量的描述性统计结果如表1所示。可以看出，实体企业金融化(Finratio)的均值和中位数分别为0.122和0.055，标准差为0.208，说明不同企业的金融化程度差异较大；管理层股权激励变量(Incentive)的均值为0.262，表明管理层通过股权激励的方式获得的收益占其总薪酬的比例平均为26.2%，说明与西方发达国家相比，我国上市公司采取股权激励计划尚处于起步探索阶段[23]。相关控制变量的描述性统计结果与已有研究[1,4,6,8]较为接近。
表1 变量定义及描述性统计
(二)相关性分析
对各变量进行的Pearson相关系数检验发现，Incentive与Finratio的相关系数为-0.046，且在1%的水平下显著，初步支持了H1a。此外，变量间的相关系数均低于0.6。在经过VIF测试后，模型的方差膨胀因子最大为2.01，远小于10，说明回归模型的各变量之间不存在多重共线性问题④。
(三)管理层股权激励对实体企业金融化的影响
本文通过模型(2)检验管理层股权激励对实体企业金融化的影响，相关回归结果见表2。表2的列(1)展示了只加入控制变量的回归结果，公司规模(Size)、企业年龄(Lnage)、产权性质(State)与实体企业金融化(Finratio)显著正相关，财务杠杆(Lev)、资产结构(Tang)、企业成长性(Growth)、董事会规模(Board)与实体企业金融化(Finratio)显著负相关，与已有研究基本一致[1,5,7]；列(2)进一步加入管理层股权激励(Incentive)，Incentive的系数为-0.037，且在1%的水平下显著，说明管理层股权激励水平越高，企业金融化程度越低；列(3)进一步控制了行业和年度固定效应，Incentive的系数为-0.035，依然在1%的水平下显著，进一步支持了H1a。从经济意义上看，管理层股权激励每提高1个标准差，实体企业金融化则会降低5.9%(0.035×0.351/0.208)个标准差。以上结果说明，管理层股权激励对实体企业金融化具有一定的抑制作用，且存在显著的经济意义。
(四)异质性分析
处于经济转轨时期的中国，对许多经济问题的探讨都离不开产权性质的影响。在民营企业中，管理层股权激励对实体企业金融化的抑制作用可能更为明显，原因在于：一方面，在薪酬管制背景下，国有企业管理层股权激励的激励比例、预期收益会受到诸多限制，使股权激励难以发挥应有的激励作用；另一方面，国有企业的管理层“行政色彩”较为浓厚，其个人利益最大化更多地与升迁机会相挂钩，管理层因自利动机而配置较多金融资产的问题在国有企业中并不突出，这使得管理层股权激励在抑制企业金融化方面带来的“利益协同效应”对国有企业而言影响较为有限。基于此，本文根据产权性质(State)进行分组检验，回归结果如表2的列(4)和列(5)所示。可以看出：在民营企业中，Incentive的系数在1%的水平下显著为负，而在国有企业中Incentive的系数为负但不显著。本文还进行了Bootstrap组间系数差异检验，得到经验p值为0.034且在5%的水平下显著异于零。由此可以说明，在民营企业中，管理层股权激励能在更大程度上发挥利益协同效应，降低实体企业的金融资产配置。
表2 管理层股权激励对实体企业金融化影响的回归结果
(五)稳健性检验
1.排除替代性解释
(1)短期业绩压力。短期业绩压力会导致管理层盈余操纵的动机提升，从而很可能通过处置金融资产以增加短期会计业绩。具体方法包括处置可供出售金融资产，将确认至其他综合收益的公允价值变动转入投资收益，增加当年会计盈余等方式。因此，管理层股权激励导致实体企业金融化程度下降也可能是由于管理层为实现股权激励目标，面临短期业绩压力而处置金融资产以增加当期会计盈余，而非股权激励的治理效应在发挥作用。因此，本文有必要排除“短期业绩压力”这一替代性解释，具体通过区分盈余管理动机的高低来加以考察。
首先，本文利用企业盈利能力指标——总资产收益率(Roa)进行考察。一方面，当Roa为负时，企业有较强的动机调节盈余以实现扭亏；另一方面，处于“微利”状态(如0 (3) 其中，Fi,j,t为分析师j对公司i在第t年的每股收益的预测值，Ai,t为公司i在第t年的实际每股收益水平，Pi则为公司i在分析师发布盈利预测前一个交易日的股票收盘价格。取公司i在t年所有分析师盈余预测偏差(Opt)的中位数作为公司i在t年的分析师预测偏差(Opt_Median)，若同一分析师对某个公司在同一年度有多次盈余预测，则选取该分析师在年报披露日前最后一次发布的盈余预测。而后当公司i在t年的分析师预测偏差(Opt_Median)小于等于1%时，则表明相比于分析师盈余预测，公司实际盈余较大，管理层操纵盈余的动机相对较小；而当分析师预测偏差(Opt_Median)大于1%时，则表明公司实际盈余未达到分析师预测或刚超过分析师盈余预测⑤，此时管理层存在较强的盈余管理动机以便达到分析师盈余预测。因此，本文通过区分分析师预测偏差(Opt_Median)是否大于1%进行分组回归，以排除“短期业绩压力”这一替代性解释。 表3的列(1)～列(4)展示了排除“短期业绩压力”这一替代性解释的检验结果，其中列(1)和列(2)报告了按照总资产报酬率(Roa)进行分组的检验结果，列(3)和列(4)报告了按照分析师预测偏差(Opt_Median)进行分组的检验结果。结果显示：无论是按照总资产报酬率还是分析师预测偏差来区分盈余管理动机的强弱，股权激励(Incentive)的系数至少在5%的水平下显著为负，Bootstrap组间系数差异检验得到经验p值分别为0.299和0.219，说明Incentive的系数在两组之间并不存在显著差异，盈余管理动机较高抑或较低均不影响管理层股权激励对实体企业金融化发挥抑制作用，从而排除了“短期业绩压力”这一替代性解释。 表3 排除替代性解释的回归结果 (2)“蓄水池”效应。关于实体企业配置金融资产的原因，一方面源于金融资产较高的投资收益率[18]，另一方面则来自金融资产所具有的“蓄水池”效应[3]。股权激励通过赋予管理层股东身份，加强了管理层与股东之间的利益协同效应，从而抑制实体企业金融资产配置行为，促使管理层更加注重企业长期发展。然而，结合金融资产所具有的“蓄水池”效应，股权激励导致实体企业金融化程度下降也可能是由于股权激励使得实体企业对于流动性储备的需求较少所致。 为排除“蓄水池”效应的替代性解释，本文将实体企业金融化分为两类，一类是短期金融化(Finratio_s)，采用交易性金融资产与总资产的比值来衡量；一类是长期金融化(Finratio_l)，采用衍生金融资产、短期投资净额、可供出售金融资产净额、持有至到期投资净额、长期债权投资净额、投资性房地产净额、长期股权投资净额、委托理财与信托产品之和与总资产的比值来衡量。如若“蓄水池”效应成立，即股权激励使得流动性储备动机下降，则股权激励应对短期金融化的影响更为显著。表3的列(5)和列(6)展示了相应的检验结果。可以看到，管理层股权激励(Incentive)与实体企业短期金融化(Finratio_s)之间的负相关关系不显著，而管理层股权激励(Incentive)与企业长期金融化(Finratio_l)在1%的水平下显著负相关。以上表明股权激励更能够有效抑制实体企业配置长期金融资产，从而排除了“蓄水池”效应这一替代性解释的干扰。 2.工具变量检验 上文证实了管理层股权激励会抑制实体企业金融资产配置，但也可能是金融资产配置较小的企业倾向于实施股权激励，使得前文研究结论可能存在反向因果的内生性问题。为解决这一内生性问题，借鉴已有研究[16]，本文采用工具变量法，利用同年度同行业其他企业管理层股权激励变量的均值(m_Incentive)作为管理层股权激励(Incentive)的工具变量。选取该指标作为工具变量的原因在于：2016年7月13日，证监会发布的《上市公司股权激励管理办法》中规定，公司在制定股权激励计划时可以参照同行业可比公司相关指标来设置相应的绩效考核条件。因此，同年度同行业其他企业管理层股权激励强度与该企业管理层股权激励强度相关，满足工具变量应具备的相关性，但并不会直接影响该企业的金融化程度，满足外生性的要求。表4列示了两阶段最小二乘法(2SLS)的回归结果，其中第一阶段的F值为540.82，大于10，拒绝了存在弱工具变量的原假设，说明同年度同行业其他企业管理层股权激励的均值(m_Incentive)与本企业管理层股权激励(Incentive)存在高度相关性；第二阶段的回归结果可以看出，管理层股权激励(Incentive)的系数依然在1%的水平下显著为负，与预期一致⑥。 表4 工具变量检验结果 3.处理样本选择偏误 为克服可能存在的样本自选择偏差导致的内生性问题，本文采用Heckman两阶段模型进行检验。在第一阶段回归中，借鉴吕长江等[25]的研究，以是否为股权激励公司(Incentive_firm)为被解释变量，账面市值比(Mbratio)、地区市场化程度(Market)以及模型(2)中的一系列控制变量作为解释变量，并控制行业固定效应(Ind)和年度固定效应(Year)，通过构造Probit回归模型估计出逆米尔斯比率(Imr)，将逆米尔斯比率作为控制变量带入第二阶段回归当中，检验主效应是否依然显著。Heckman第一阶段的回归结果表明，Wald卡方统计量为1 900.29，在1%的水平下显著，表明本文所选变量较为合适，且企业规模越大、业绩越好、民营企业、市场化程度越高的企业越容易实施股权激励，这些发现与吕长江等[25]的结果基本一致。结果显示⑦，逆米尔斯比率(Imr)的回归系数在1%的水平下显著，说明确实存在样本选择偏误的问题。但管理层股权激励(Incentive)的回归系数依然在1%的水平下显著为负，表明在控制了样本选择偏误问题之后，管理层股权激励对实体企业金融化的负向作用依然存在。 4.替换关键变量的度量方式 首先，本文采取以下三种方法对企业金融化进行重新度量：第一，参考已有研究[1,3,18,22]，使用狭义金融资产与总资产之比来衡量企业金融化(Finratio2)。狭义金融资产由交易类金融资产、投资性房地产净额及委托理财与信托产品三类组成，即剔除了长期股权投资净额。第二，参考李馨子等[7]的研究，将货币资金纳入前述金融资产的范畴，得到企业金融化指标(Finratio3)。第三，参考张成思、张步昙[18]的研究，使用企业金融渠道获利与营业利润的比值(Finratio4)来衡量企业金融化。其中企业金融渠道获利是投资收益、公允价值变动损益以及其他综合收益之和。使用上述三种方法作为被解释变量对基本回归模型(2)重新进行回归，结果显示⑧，管理层股权激励与实体企业金融化均显著负相关。 接着，本文采取以下三种方法对管理层股权激励进行重新度量：第一，借鉴任莉莉、张瑞君[15]的研究，使用虚拟变量Incentive2(股权激励计划实施当年或随后年份取1，先前年份取0)作为股权激励的代理指标；第二，使用管理层持有的股票和股票期权价值增量占总薪酬的比率Incentive3，即对式(1)中的分子和分母都去掉0.01，作为股权激励的代理指标；第三，使用股权激励涉及股票数量与公司股票总数的比值Incentive4作为股权激励的代理指标。使用上述三个变量分别作为解释变量对模型(2)重新进行回归，结果显示⑨，管理层股权激励与实体企业金融化均显著负相关。 上述结果均表明股权激励对于实体企业金融化具有一定抑制作用，体现为股权激励的“利益协同”效应，而这一作用的发挥可能会受到股东监督力度和治理环境的影响。为此，本文进一步结合股东监督与治理环境的视角，考察股权激励缓解实体企业“脱实向虚”的作用机制。 1.股东监督 监督与激励是降低经营权与所有权分离所引起的管理层代理冲突的两个重要方式。当股东实施监督的成本较高时，通过设计有效的激励契约，促使管理层按照股东意志进行经营决策十分关键。基于此，当股东监督力度较小时，管理层股权激励对于实体企业金融化的抑制作用应更强。本文构建如下回归模型来验证这一机制。 Finratioi,t+1=β0+β1Incentivei,t+β2Controli,t+β3Incentivei,t×Controli,t+∑X+εi,t (4) 其中，模型(4)重点关注管理层股权激励(Incentive)与股东监督强度(Control)的交乘项(Incentive×Control)的系数β3。本文采用两种方法度量股东监督强度(Control)：第一，使用第一大股东持股比例(Top1)来衡量。当第一大股东持股比例较低时，大股东对管理层进行监督的成本较高，导致大股东缺乏监督动力，此时大股东监督力度较低。第二，使用董事长与总经理是否存在二职兼任(Dual)来衡量，当董事长兼任总经理时取值为1，否则为0。当董事长与总经理存在二职兼任时，能够有效避免管理权力的模糊，有助于发挥管理层的“管家职能”，降低管理层的短视行为和代理冲突，此时大股东的监督力度较强。 表5的列(1)和列(2)展示了相应的回归结果。列(1)显示，交乘项Incentive×Top1系数为正，且在1%的水平下显著，表明在第一大股东持股比例较低时，股权激励对于实体企业金融化的抑制作用更为明显；列(2)显示，交乘项Incentive×Dual系数为正，且在1%的水平下显著，表明在董事长与总经理未二职兼任时，股权激励对于实体企业金融化的抑制作用更强。综合来看，在股东监督力度较小时，股权激励更能够发挥利益协同效应，对实体企业金融化的抑制作用更强。 2.治理环境 对于治理环境薄弱的公司而言，其管理层代理问题相对更加严重，且直接进行监督的成本较高，因而激励契约便发挥着重要作用。在治理环境较为薄弱时，管理层股权激励对于实体企业金融化的抑制作用会更强。本文构建如下回归模型来验证这一机制。 Finratioi,t+1=μ0+μ1Incentivei,t+μ2CorpGovi,t+μ3Incentivei,t×CorpGovi,t+∑X+εi,t (5) 模型(5)重点关注管理层股权激励(Incentive)与治理环境(CorpGov)的交乘项(Incentive×CorpGov)的系数μ3。本文采用两种方法度量治理环境(CorpGov)：第一，选取独立董事比例、董事长与总经理职务分离、董事会持股比例、高管持股比例、第一大股东持股比例、董事会和监事会规模以及前三位高管的薪酬之和作为公司治理变量，并使用主成分分析法拟合公司治理综合评价指数(GovIndex)。第二，使用产品市场竞争程度来衡量。当产品市场竞争程度较小时，外部监督压力相对较小，管理层攫取私有收益的空间增加，代理问题相对更加突出，治理环境较为薄弱。本文采用赫芬达尔—赫希曼指数(HHI)来衡量产品市场的竞争程度，HHI越大，表示产品市场竞争程度越低，治理环境相对薄弱；HHI越小，表示产品市场竞争程度越高，治理环境相对较好。 表5的列(3)和列(4)列示了相应的回归结果，列(3)结果显示，交乘项Incentive×GovIndex系数为正，且在5%的水平下显著，表明在公司治理水平较低时，股权激励对于实体企业金融化的抑制作用更为明显；列(4)结果显示，交乘项Incentive×HHI系数为负，且在10%的水平下显著，表明在产品市场竞争较小时，股权激励对于实体企业金融化的抑制作用更强。综合来看，在治理环境相对薄弱时，股权激励的利益协同效应更强，更有助于抑制实体企业的金融资产配置行为。 表5 机制分析结果 为进一步说明管理层股权激励对于缓解企业“脱实向虚”、促进“脱虚向实”的作用，本文对“管理层股权激励——企业金融化——实业投资创新投资”这一作用链条进行检验。 1.管理层股权激励——企业金融化——实业投资 实业投资主要指企业将资金投向更新厂房、设备、购买无形资产或者其他长期资产等项目上，进而实现企业生产规模的扩大与升级改造。在最优契约理论下，股权激励通过“协同效应”将管理层和股东之间的长期利益联系在一起，有效地克服了管理层的短视行为，相应地减少了短期金融套利行为，更加注重企业的长期发展，增加长期实业投资。 2.管理层股权激励——企业金融化——创新投资 王红建等[1]认为，在资源约束条件下，实体企业金融资产配置挤出了企业创新，并且套利动机越强的企业，金融资产挤出企业创新投资的效果越明显。由于股权激励缓解了管理层与股东之间的代理问题，激励管理层更加重视企业长期发展，从而促进了企业创新，实现“协同效应”[13]，故管理层会通过相应地减少金融资产配置来达到这一目标。 3.检验结果 本文使用较为常用的中介变量检验方法，新增两个模型来证实上述作用路径。模型(6)用于检验管理层股权激励(Incentive)对长期实业投资(Invest)、创新投资(RD)的影响。若系数γ1显著，则可以用前文模型(2)检验管理层股权激励(Incentive)对实体企业金融化(Finratio)的影响。若系数ɑ1显著，则通过模型(7)同时加入Incentive和Finratio进行回归分析。若系数δ2显著且δ1不显著，则为完全中介效应，表明股权激励对长期实业投资(创新投资)的影响仅依赖于金融资产配置的渠道；但若系数δ2和系数δ1都显著则为部分中介效应，表明股权激励对长期实业投资(创新投资)的影响通过金融资产配置发挥一定的中介作用。其中，长期实业投资(Invest)采用购建固定资产、无形资产和其他长期资产所支付的现金的自然对数进行衡量；企业创新投资(RD)则采用研发投资与总资产之比进行衡量。 Investi,t+1RDi,t+1=γ0+γ1Incentivei,t+∑X+εi,t (6) Investi,t+1RDi,t+1=δ0+δ1Incentivei,t+δ2Finratioi,t+1+∑X+εi,t (7) 表6列示了相应的回归检验结果。列(1)显示，Incentive在1%的水平下显著为正，说明管理层股权激励有助于促进企业长期实业投资；列(2)显示，Incentive在1%的水平下显著为正，说明管理层股权激励有助于促进企业创新投资；列(3)显示，Incentive在1%的水平下显著为负，说明管理层股权激励会抑制实体企业金融化；列(4)显示，Incentive在1%的水平下显著为正，Finratio在1%的水平下显著为负，表明实体企业金融资产配置对于长期实业投资存在一定的替代关系，而管理层股权激励能够通过抑制金融资产配置，进而促进长期实业投资。列(5)显示，Incentive在1%的水平下显著为正，Finratio在1%的水平下显著为负，表明实体企业金融资产配置对于创新投资存在一定的替代关系，而管理层股权激励能够通过抑制金融资产配置，进而促进创新投资。本文同时还进行了Sobel检验，列(4)和列(5)的Z统计量分别为-5.384和-5.753，均在1%的水平下显著。以上说明实体企业金融化在管理层股权激励与长期实业投资、企业创新投资之间起到部分中介作用。综上所述，管理层股权激励能够促进实体企业“脱虚向实”，即通过抑制金融资产配置，进而促进长期实业投资和创新投资。 表6 经济后果检验结果 本文通过微观视角，基于2006—2019年沪深两市A股非金融上市公司样本，实证检验了管理层股权激励对实体企业金融化的影响。研究发现：第一，管理层股权激励与实体企业金融化显著负相关，即管理层股权激励对实体企业金融资产配置行为具有显著的抑制作用；第二，相较于国有企业，管理层股权激励降低实体企业金融化的作用在民营企业中更为显著；第三，当股东监督力度较小、治理环境较为薄弱时，管理层股权激励抑制实体企业金融化的作用更为明显；第四，通过经济后果检验发现，管理层股权激励能够促进实体企业“脱虚向实”，即管理层股权激励通过抑制金融资产配置，进而促进了企业的长期实业投资和创新投资，再次支持了股权激励的利益协同效应有助于抑制实体企业金融化。 第一，对于实体企业而言，设计实施合理的薪酬激励契约是抑制短期金融套利行为、激发管理层聚焦经营主业的重要举措。实体企业应当进一步完善薪酬激励机制，降低管理层薪酬与公司短期业绩指标之间的敏感性，设计合理的股权激励计划来实现管理层与股东之间的风险共担、收益共享，强化管理层致力于长期价值创造的理念，为公司在产品市场上树立竞争优势创造有利条件。与此同时，在股权激励实施的过程中，实体企业要细致考虑业绩指标与行权条件设置的有效性，避免股权激励可能诱发的机会主义行为，如通过调节盈余以满足业绩指标和行权条件。第二，对于监管机构而言，应当进一步完善股权激励相关制度，加强针对企业股权激励实施方案的监管，促使股权激励方案有效契合企业经营发展模式，同时也需要重视股权激励可能沦为管理层攫取私利的手段，关注管理层通过股权激励方式所获取的薪酬水平是否超过合理范围，以及授予期、行权期等关键事件节点前后管理层操纵盈余等机会主义行为。第三，对于金融部门而言，应当加强对金融资源流向的监控，避免银行信贷等金融资源在金融体系流转，而未流向实体经济部门，深化金融供给侧结构性改革，强化金融对实体经济的支持作用，同时也要营造良好的金融生态环境，加强针对金融投资的审批监管，尤其对于一些高风险金融资产进行动态跟踪管理，健全动态金融风险防范预警机制，有效防范和化解金融风险。 注 释： ①按照《企业会计准则第22号——金融工具确认和计量》，金融资产需按照业务模式和金融资产的合同现金流特征，划分为以摊余成本计量的金融资产、以公允价值计量且其变动计入其他综合收益的金融资产、以公允价值计量且其变动计入当期损益的金融资产。金融资产重分类、金融资产减值、金融资产终止确认等会计处理很可能会被管理层用于调节利润。 ②详见《企业会计准则第22号——金融工具确认和计量》《企业会计准则第23号——金融资产转移》《企业会计准则第24号——套期会计》和《企业会计准则第37号——金融工具列报》。 ③由于本文的回归模型中被解释变量(实体企业金融化)均为超前一期，因此实体企业金融化数据的实际样本期间为2007—2019年，解释变量(管理层股权激励)和其他控制变量的实际样本期间为2006—2018年。 ④限于篇幅，相关性检验结果未列示，留存备索。作者邮箱：gzjnulx@126.com。 ⑤公司实际盈余刚超过分析师盈余预测很可能是由于管理层调节盈余所致，因此本文也将这些样本定义为盈余操纵动机较高样本。 ⑥两阶段最小二乘回归(2SLS)结果中观测值个数相较于基本回归结果的观测值有所减少，原因在于样本内存在同行业同年度只有一家公司的情况，这使得在构造工具变量时剔除了本企业后该样本就变成了缺失值。 ⑦～⑨限于篇幅，检验结果未列示，留存备索。
六、进一步研究
(一)机制分析
(二)经济后果检验
七、研究结论与启示
(一)研究结论
(二)研究启示
