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      高管貧困經(jīng)歷與企業(yè)金融資產(chǎn)配置

      2020-07-13 12:34:06牛煜皓
      關(guān)鍵詞:金融資產(chǎn)高管經(jīng)歷

      牛煜皓 盧 闖

      (中央財經(jīng)大學(xué) 會計學(xué)院,北京 100081)

      一、引言

      自2008年金融危機以來,實體企業(yè)面臨利潤下滑的困境,大量實體企業(yè)涉足金融活動,資金涌入利潤豐厚的金融行業(yè),具體表現(xiàn)為在資產(chǎn)負(fù)債表中配置金融資產(chǎn),致使金融收益在實體企業(yè)經(jīng)營利潤中的占比逐漸上升[1][2]。WIND數(shù)據(jù)統(tǒng)計顯示,2018年上半年購買理財產(chǎn)品的A股公司數(shù)量首次突破1000家,較2017年同比增長約18%,合計認(rèn)購金額接近7500億元,同比增長約25%。從這些統(tǒng)計數(shù)據(jù)可見,在當(dāng)前勞動力成本提升、外部需求不足、實業(yè)收益率下降的情況下,企業(yè)配置金融資產(chǎn)以增強資產(chǎn)流動性、實現(xiàn)資本增值已成為實體經(jīng)濟發(fā)展的重要特征之一[3]。

      與企業(yè)金融資產(chǎn)配置后果方面較為豐富的文獻(xiàn)相比,有關(guān)企業(yè)金融資產(chǎn)配置動因的研究略顯不足。并且,現(xiàn)有學(xué)者更多的是從宏觀角度,包括固定投資與實體投資收益率的差異[4]、經(jīng)濟增長放緩[5]、貨幣流動性[6]和經(jīng)濟政策不確定性[7]等方面進(jìn)行考察,而鮮有文獻(xiàn)從管理者特征這一角度展開。Dirk指出,高管作為企業(yè)中最有影響力的個體,其自身特征和經(jīng)歷會深刻地影響公司決策[8]。并且在個人特征中,不同于后天經(jīng)歷,先天特征特別是自然災(zāi)害對個人的影響具有隨機性和持久性[9][10]。那么,高管作為企業(yè)財務(wù)決策的重要制定者,源自性格形成重要時期的貧困經(jīng)歷是否會影響其所在企業(yè)的行為,比如金融資產(chǎn)配置?如果會,影響的機理是什么?不同條件下,表現(xiàn)又有何差別?

      本文針對以上問題進(jìn)行了探索。具體而言,本文以2008~2016年我國A股上市公司為樣本,借助1959~1961年“三年困難時期”對高管貧困經(jīng)歷進(jìn)行識別,從微觀層面考察高管貧困經(jīng)歷是否會影響企業(yè)的金融資產(chǎn)配置。研究發(fā)現(xiàn):有過貧困經(jīng)歷的高管所在企業(yè)的金融資產(chǎn)配置水平更高,但配置的金融資產(chǎn)僅是流動性強、易于變現(xiàn)的金融資產(chǎn),而非追逐相較實業(yè)投資的超額利潤。異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn),上述現(xiàn)象在受災(zāi)程度嚴(yán)重、公司風(fēng)險水平高和管理者權(quán)力大時更為突出。此外,進(jìn)一步的研究顯示,有過貧困經(jīng)歷的高管其所在企業(yè)現(xiàn)金持有更多、研發(fā)投入更少,與本文的研究假設(shè)一致;高管受教育水平的提高會弱化貧困經(jīng)歷與企業(yè)金融資產(chǎn)配置之間的關(guān)系;考慮地區(qū)環(huán)境的影響,地區(qū)金融發(fā)展水平越低,貧困經(jīng)歷對企業(yè)金融資產(chǎn)配置的影響越大。

      本文可能的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下三個方面:第一,現(xiàn)有學(xué)者更多從宏觀視角探討了金融資產(chǎn)配置的影響因素,而對于高管在企業(yè)金融化中的重要角色卻很少涉及。本文借助“三年困難時期”對高管貧困經(jīng)歷進(jìn)行識別,研究這一高管特質(zhì)對上市公司金融資產(chǎn)配置的影響。本文的研究拓寬了金融資產(chǎn)配置動因的研究范疇,是對以往研究的補充。第二,本文不同于以往文獻(xiàn),從企業(yè)行為決策者這一視角探究高管對企業(yè)金融資產(chǎn)配置的影響,顯示企業(yè)配置金融資產(chǎn)的動因至少一部分來源于風(fēng)險規(guī)避而非風(fēng)險擴張。這有助于理論界和實務(wù)界全面客觀地認(rèn)識企業(yè)金融化的形成機理,為監(jiān)管機構(gòu)制定金融改革政策、優(yōu)化產(chǎn)融結(jié)合提供一個公允的視角。第三,我國上市公司中有較多高管具有貧困經(jīng)歷,這是我國經(jīng)濟社會發(fā)展歷史中的獨特現(xiàn)象。本文聚焦高管早期的生活經(jīng)歷,結(jié)合行為學(xué)和心理學(xué)理論,分析和考察具有貧困經(jīng)歷的高管的行為特征,進(jìn)一步拓展高管異質(zhì)性特征影響公司行為的研究領(lǐng)域。

      二、文獻(xiàn)回顧、理論分析與假設(shè)提出

      (一)文獻(xiàn)回顧

      1.金融資產(chǎn)配置的經(jīng)濟后果與影響因素。金融資產(chǎn)配置是20世紀(jì)80年代以來發(fā)達(dá)國家經(jīng)濟發(fā)展的一個明顯趨勢,也是學(xué)術(shù)界研究的熱點之一。已有研究主要從金融資產(chǎn)配置的經(jīng)濟后果和影響因素兩方面展開探討。關(guān)于實體企業(yè)配置金融資產(chǎn)的經(jīng)濟后果,現(xiàn)有文獻(xiàn)大多關(guān)注對企業(yè)投資行為的影響。Orhangazi分析了美國非金融企業(yè)的實業(yè)投資率與金融資產(chǎn)配置之間的關(guān)系,發(fā)現(xiàn)配置金融資產(chǎn)對實體投資具有顯著的負(fù)向影響[11]。Orhangazi將此解讀為金融化的“擠出效應(yīng)”,即得益于從金融渠道投資中獲得的超額收益,管理層會調(diào)整投資活動中的優(yōu)先順序[11]。類似地,國內(nèi)學(xué)者研究表明實體企業(yè)配置金融資產(chǎn)會對企業(yè)研發(fā)投入造成擠出[12][13],降低實體投資率[3]。

      關(guān)于金融資產(chǎn)配置的影響因素,現(xiàn)有學(xué)者大多集中于“套利動機”和“蓄水池動機”的識別與鑒定。套利動機是指實體企業(yè)通過投資流動性低但具有超額回報的金融資產(chǎn)以分享金融業(yè)的超額利潤;蓄水池動機是指實體企業(yè)將閑置資金配置到金融資產(chǎn)進(jìn)行資金儲備,以減輕資金斷裂對生產(chǎn)經(jīng)營活動的負(fù)面沖擊?,F(xiàn)有文獻(xiàn)大多支持套利動機。比如,Demir采用阿根廷、墨西哥和土耳其3個國家的數(shù)據(jù),研究發(fā)現(xiàn)固定投資與金融投資收益率差距越大,宏觀匯率不確定性越高,企業(yè)越傾向于投資金融資產(chǎn)[4]。韓珣等研究表明,經(jīng)濟增長放緩、社會固定資產(chǎn)投資減少帶來的宏觀經(jīng)濟環(huán)境變化加劇了非金融企業(yè)影子銀行化趨勢[5]。彭俞超等從政策不確定性出發(fā),研究發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟政策不確定性的上升顯著抑制了企業(yè)金融化趨勢,表明企業(yè)配置金融資產(chǎn)是以追逐利潤為目的[7]。在為數(shù)不多的支持蓄水池動機的文獻(xiàn)中,胡奕明等結(jié)合宏觀數(shù)據(jù)分析,發(fā)現(xiàn)企業(yè)金融資產(chǎn)配置與GDP周期變量顯著負(fù)相關(guān),與廣義貨幣M2周期變量和法定準(zhǔn)備金率顯著正相關(guān),與股票指數(shù)增長率顯著負(fù)相關(guān),表明企業(yè)配置金融資產(chǎn)以“蓄水池”動機為主[6]。

      2.高管特征對企業(yè)行為的影響。傳統(tǒng)財務(wù)理論強調(diào)公司特征、行業(yè)特征和市場參與者對企業(yè)財務(wù)決策的影響,包括經(jīng)典的權(quán)衡理論、優(yōu)序融資理論和信息不對稱理論。但近年來,越來越多的學(xué)者開始關(guān)注高管特征對企業(yè)行為的重大影響。高層梯隊理論認(rèn)為,管理者早期經(jīng)歷的異質(zhì)性會導(dǎo)致他們在行為選擇上存在較大差異,從而影響公司財務(wù)決策。沿此思路,已有文獻(xiàn)分別從高管財務(wù)經(jīng)歷、海外經(jīng)歷、從軍經(jīng)歷等方面展開研究。具有財務(wù)經(jīng)歷的高管可以充分利用公司融資能力,降低財務(wù)成本,與銀行等金融中介的良好關(guān)系也能夠緩解企業(yè)融資約束[14]。具有海外工作經(jīng)歷或教育經(jīng)驗的高管往往具有遠(yuǎn)見卓識,能夠幫助企業(yè)建立業(yè)務(wù)網(wǎng)絡(luò),改善公司治理水平、提升盈余質(zhì)量、提高投資效率[15]和企業(yè)績效。從軍經(jīng)歷有助于形成特有的價值觀和行為模式,有從軍經(jīng)歷的管理者更偏好風(fēng)險,所在企業(yè)負(fù)債率更高、債務(wù)期限結(jié)構(gòu)更短、現(xiàn)金持有更低、更偏好并購[16]。

      梳理以上文獻(xiàn)可以看出,現(xiàn)有文獻(xiàn)對實體企業(yè)金融資產(chǎn)配置的動因研究主要著重于宏觀因素,而鮮有文獻(xiàn)對企業(yè)高管在金融資產(chǎn)配置中的作用進(jìn)行探討。本文將結(jié)合心理學(xué)和行為學(xué)相關(guān)理論,論述高管貧困經(jīng)歷對企業(yè)配置金融資產(chǎn)可能產(chǎn)生的影響。

      (二)研究假設(shè)

      高管往往試圖將自己的早期經(jīng)歷在領(lǐng)導(dǎo)崗位上展現(xiàn),高管個人經(jīng)歷的異質(zhì)性會深刻影響企業(yè)財務(wù)行為[17][18]。從時間維度上來看,特定的自然歷史事件往往會給人帶來較大的記憶沖擊。行為學(xué)和心理學(xué)的研究表明,個體幼年時期遭受到的災(zāi)害事件會導(dǎo)致大腦發(fā)育和生理功能的改變,影響個體今后的心理感知和經(jīng)濟決策,這種影響具有持久性和不可磨滅性。幼年經(jīng)歷過大蕭條沖擊或自然災(zāi)害的高管,風(fēng)險規(guī)避動機更強、財務(wù)政策更穩(wěn)健。Malmendier和Nagel研究發(fā)現(xiàn),經(jīng)歷過大蕭條的高管有更強烈的風(fēng)險厭惡傾向,其所在企業(yè)的負(fù)債水平更低[9]。1958~1961年發(fā)生的自然災(zāi)害是新中國成立后最嚴(yán)重的一次自然災(zāi)害。程令國和張曄研究表明,早年經(jīng)歷過“三年困難時期”的戶主家庭表現(xiàn)出更高的儲蓄傾向,個體在性格形成時期的記憶對其成年后經(jīng)濟決策的影響甚至長達(dá)幾十年[19]。Schoar和Zuo研究表明,在大蕭條時期開始工作的高管,其所在企業(yè)的研發(fā)投入更少[20]。Feng和Johansson研究發(fā)現(xiàn),經(jīng)歷“三年困難時期”的高管會有更低的風(fēng)險偏好,其所在企業(yè)的財務(wù)策略更為穩(wěn)健[21]。

      高管貧困經(jīng)歷對企業(yè)配置金融資產(chǎn)可能會產(chǎn)生正反兩方面影響。一方面,金融資產(chǎn)能夠發(fā)揮“蓄水池”功能,降低企業(yè)風(fēng)險,具有貧困經(jīng)歷的高管傾向于進(jìn)行金融投資。基于現(xiàn)金持有理論,相較于固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)等運營周期長、流動性低、投資不可逆的長期資產(chǎn)而言,現(xiàn)金等金融資產(chǎn)具有較強的流動性、較低的調(diào)整成本和較高的回報率[22]。當(dāng)企業(yè)未來缺乏資金進(jìn)行周轉(zhuǎn)時可以出售金融資產(chǎn),降低對外部融資的依賴。因此,配置金融資產(chǎn)能夠分散企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險,提高企業(yè)的資源配置效率,有效緩沖企業(yè)遭受的風(fēng)險沖擊。與此同時,實體企業(yè)將資金用于金融投資能夠分享金融業(yè)的超額利潤,降低與銀行等金融機構(gòu)之間的信息不對稱。當(dāng)企業(yè)與金融中介建立起密切聯(lián)系時,企業(yè)就更容易獲得外部融資的支持,增強融資能力,避免企業(yè)陷入流動性不足的困境。

      另一方面,金融資產(chǎn)會增加企業(yè)風(fēng)險,有著貧困經(jīng)歷的高管更不愿意進(jìn)行金融投資。在企業(yè)日常經(jīng)營活動方面,金融資產(chǎn)的價格與收益容易受到宏觀經(jīng)濟政策波動的影響,實體企業(yè)配置金融資產(chǎn)導(dǎo)致實體經(jīng)濟與虛擬經(jīng)濟之間的風(fēng)險聯(lián)動性上升,放大企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險[23]。同時配置金融資產(chǎn)會影響企業(yè)的日常經(jīng)營,對企業(yè)價值產(chǎn)生負(fù)面影響[2]。在流動性方面,根據(jù)資源配置理論,金融資產(chǎn)配置數(shù)量越多,固定資產(chǎn)投資數(shù)量就越少,此時抵押品減少有可能降低企業(yè)的償債與籌資能力,導(dǎo)致銀行等金融機構(gòu)減少對企業(yè)的信貸,甚至出現(xiàn)斷貸等現(xiàn)象。這無疑增加了企業(yè)現(xiàn)金流的不確定性,提高了企業(yè)的財務(wù)風(fēng)險[24]。

      綜上所述,本文提出如下競爭性研究假設(shè):

      H1a:具有貧困經(jīng)歷的高管,其所在企業(yè)的金融資產(chǎn)配置水平更高;

      H1b:具有貧困經(jīng)歷的高管,其所在企業(yè)的金融資產(chǎn)配置水平更低。

      三、研究設(shè)計與描述性統(tǒng)計

      (一)模型構(gòu)建與變量定義

      本文構(gòu)建模型(1)來檢驗高管貧困經(jīng)歷對企業(yè)金融資產(chǎn)配置的影響。其中,被解釋變量為企業(yè)金融資產(chǎn)配置(Fin),解釋變量為高管貧困經(jīng)歷(Poverty),控制變量(Control)為一系列可能影響企業(yè)金融資產(chǎn)配置的高管特征變量、企業(yè)特征變量和宏觀特征變量。若假設(shè)H1a成立,β1應(yīng)顯著為正;若假設(shè)H1b成立,β1應(yīng)顯著為負(fù)。

      Fint= β0+β1Povertyt+∑Controlt+∑Year+∑Industry+εt

      (1)

      具體的變量定義如下:

      1.被解釋變量Fin:金融資產(chǎn)配置水平。參考張成思和張步曇、胡奕明等的研究[3][6],本文采用金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)比例(Fin)度量金融資產(chǎn)配置水平,其中金融資產(chǎn)包括交易性金融資產(chǎn)、發(fā)放貸款及墊款凈額、可供出售金融資產(chǎn)、衍生金融資產(chǎn)、持有至到期投資凈額和投資性房地產(chǎn)凈額。同時,參考彭俞超等的研究[7],將交易性金融資產(chǎn)、發(fā)放貸款及墊款凈額和可供出售金融資產(chǎn)等流動性強的金融資產(chǎn)歸為短期金融資產(chǎn)(Fin_s),將衍生金融資產(chǎn)、持有至到期投資凈額和投資性房地產(chǎn)凈額等能夠獲取超額收益的金融資產(chǎn)歸為長期金融資產(chǎn)(Fin_l)。在穩(wěn)健性測試部分,本文使用其他變量度量金融資產(chǎn)配置水平。

      2.解釋變量Poverty:高管貧困經(jīng)歷。參考許年行和李哲、Feng和Johansson的研究[10][21],本文將高管(CEO)出生年份和我國“三年困難時期”進(jìn)行對比。如果1959~1961年間恰為高管童年時期,則認(rèn)為高管童年曾有過貧困經(jīng)歷。關(guān)于童年時期的界定,心理學(xué)家認(rèn)為無論是采用年齡指標(biāo)、大腦發(fā)育指標(biāo),還是采用心理成熟指標(biāo),均應(yīng)把兒童時期的上限大致定在少年期(14~15歲)。由此,考慮到個體心理發(fā)展的連續(xù)性,本研究選取0~14歲作為童年的時間范圍。若高管的出生年份在1947~1961年之間,則Poverty取1,否則取0。在穩(wěn)健性檢驗部分,本文使用其他變量度量高管貧困經(jīng)歷。

      3.其他控制變量Control。參考Demir、胡奕明等的研究[4][6],本文在模型中設(shè)置了如下控制變量:高管年齡(Age)、高管性別(Gender)、公司規(guī)模(Size)、盈利能力(ROA)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率(Turnover)、托賓Q(Tq)、成長能力(Growth)、注冊地區(qū)(East)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(Soe)、公司所在地經(jīng)濟水平(Gdp_p)。此外,還加入年度虛擬變量(Year)和行業(yè)虛擬變量(Industry),以控制年度和行業(yè)固定效應(yīng)。表1報告了本文主要變量的定義和說明。為減輕極端值的影響,本文對所有連續(xù)變量進(jìn)行上下1%的Winsorize處理。

      表1 變量定義

      (二)樣本選取與數(shù)據(jù)來源

      由于2007年前后中國會計準(zhǔn)則中金融資產(chǎn)相關(guān)的會計科目發(fā)生改變,因此本文選取2008~2016年作為研究區(qū)間。本文以A股上市公司作為初始樣本,并做如下篩選:(1)剔除控制變量有缺失值以及數(shù)據(jù)異常的公司(如資產(chǎn)負(fù)債率大于1);(2)剔除ST、*ST公司;(3)剔除金融行業(yè)、房地產(chǎn)行業(yè)公司。最終得到16522個公司-年度觀測值。本文手工收集和整理公司高管的相關(guān)信息,企業(yè)財務(wù)數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。本文數(shù)據(jù)處理與分析均使用Stata15.0完成,回歸方法是最小二乘法(OLS)。

      (三)描述性統(tǒng)計與相關(guān)性分析

      表2 Panel A報告了本文主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。結(jié)果顯示,金融資產(chǎn)配置水平(Fin)的均值和中位數(shù)分別為2.71%和0.29%,與已有文獻(xiàn)接近[1][2]。短期金融資產(chǎn)(Fin_s)的均值和最大值均大于長期金融資產(chǎn)(Fin_l)的對應(yīng)值,表明企業(yè)配置的金融資產(chǎn)更多的是流動性強、易于變現(xiàn)的金融資產(chǎn)。高管貧困經(jīng)歷(Poverty)的均值為29.47%,即29.47%的高管經(jīng)歷過“三年困難時期”,與許年行和李哲的結(jié)論基本一致[10]。同時,高管貧困經(jīng)歷(Poverty)的25%分位數(shù)為0.0000,75%分位數(shù)為1.0000,標(biāo)準(zhǔn)差為0.4559,表明不同公司間高管是否具有貧困經(jīng)歷存在較大差異。其他描述性統(tǒng)計結(jié)果與已有文獻(xiàn)相比均在合理區(qū)間。

      表2 Panel B報告了分年度的金融資產(chǎn)配置水平(Fin)以及高管貧困經(jīng)歷(Poverty)的描述性統(tǒng)計結(jié)果。結(jié)合Panel A,可以發(fā)現(xiàn)我國上市公司的金融資產(chǎn)配置呈現(xiàn)出兩方面特點:一方面,相較于美國等西方發(fā)達(dá)國家,我國企業(yè)金融化程度處于較低水平。Kripper和Orhangazi等研究顯示,美國非金融企業(yè)金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重在20%~30%[11][25],而我國上市公司金融資產(chǎn)不足其1/10,表明從絕對金額上而言我國未出現(xiàn)過度金融化。另一方面,我國上市公司的金融資產(chǎn)配置水平呈現(xiàn)上升態(tài)勢,特別是2013~2016年間從1.93%迅速上升到3.61%。金融資產(chǎn)配置水平的高速增長以及進(jìn)一步的增長空間,顯示了金融資產(chǎn)配置動因與后果研究的重要性。Panel B同時顯示,具有貧困經(jīng)歷的高管(Poverty)從40%呈逐年下降趨勢,但占比仍高達(dá)20%。因此,研究貧困經(jīng)歷對高管決策的影響對于理解我國上市公司行為具有重要意義。

      未報告的主要變量相關(guān)性分析顯示:貧困經(jīng)歷(Poverty)與企業(yè)金融資產(chǎn)配置水平(Fin)的相關(guān)系數(shù)為正,但不顯著;除貧困經(jīng)歷(Poverty)與年齡(Age)的相關(guān)系數(shù)為0.649,公司所在地經(jīng)濟水平(Gdp_p)與注冊地區(qū)(East)的相關(guān)系數(shù)為0.664之外,其余變量之間的相關(guān)系數(shù)均在0.5以內(nèi),多重共線性問題對本文的干擾不大。

      表2 變量描述性統(tǒng)計

      四、實證分析與結(jié)果

      (一)研究假設(shè)檢驗

      表3報告了研究假設(shè)H1的檢驗結(jié)果,第(1)列是全樣本回歸結(jié)果。結(jié)果顯示,對于控制變量,公司規(guī)模(Size)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率(Turnover)、成長能力(Growth)的系數(shù)均為負(fù)且顯著。公司規(guī)模越大,融資能力越強,風(fēng)險規(guī)避傾向越低,越不需要配置金融資產(chǎn)以應(yīng)對防范未來的經(jīng)營風(fēng)險。高負(fù)債率通常表示企業(yè)資金匱乏,因而不會對金融資產(chǎn)大量投資,但有可能出于獲取超額回報動機配置長期金融資產(chǎn)。資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率和成長能力越高的企業(yè),預(yù)示未來實體經(jīng)濟中的投資機會多,風(fēng)險規(guī)避傾向低,因而會抑制對金融資產(chǎn)的投資。而是否東部地區(qū)(East)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(Soe)的系數(shù)均為正且顯著。企業(yè)所在地為東部或經(jīng)濟水平較高地區(qū),公司可能發(fā)展較好,資金較為充裕,對金融資產(chǎn)配置較多,這與胡奕明等的研究結(jié)果保持一致[6];國有企業(yè)經(jīng)理人的風(fēng)險厭惡程度高,更有動機配置金融資產(chǎn)。

      表3 高管貧困經(jīng)歷與金融資產(chǎn)配置

      注:括號內(nèi)為t值;*、**、***分別表示10%、5%和1%的顯著性水平,下表同。

      在考慮以上控制變量的基礎(chǔ)上,高管貧困經(jīng)歷(Poverty)的系數(shù)為正,且在1%的水平上顯著,即相較于不具有貧困經(jīng)歷的高管,具有貧困經(jīng)歷的高管更傾向于配置金融資產(chǎn)。同時從經(jīng)濟意義上來看,相比于不具有貧困經(jīng)歷的高管(Poverty=0),具有貧困經(jīng)歷的高管(Poverty=1)任職企業(yè)的金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)比重(Fin)高出3.09%個標(biāo)準(zhǔn)差,具有一定的經(jīng)濟意義。第(2)列和第(3)列分別報告了高管貧困經(jīng)歷對不同類型金融資產(chǎn)的影響。被解釋變量為短期金融資產(chǎn)(Fin_s)時,高管貧困經(jīng)歷(Poverty)的系數(shù)為正,且在1%的水平上顯著;被解釋變量為長期金融資產(chǎn)(Fin_l)時,高管貧困經(jīng)歷(Poverty)的系數(shù)為正,但不顯著①。這一結(jié)果表明具有貧困經(jīng)歷的高管,更傾向于配置流動性強、易于變現(xiàn)的金融資產(chǎn),而非追逐金融資產(chǎn)相較實業(yè)投資的超額利潤,與研究假設(shè)H1a一致。高管在其心智成長最為關(guān)鍵的童年時期和青少年時期經(jīng)歷貧困,使得其具有更強的風(fēng)險規(guī)避傾向,財務(wù)行為更穩(wěn)健。相較于研發(fā)投入等實體投資,短期金融資產(chǎn)的流動性更強,投資周期更短,能夠起到應(yīng)對未來不確定性的作用,發(fā)揮“蓄水池”功能。這一結(jié)論也與胡奕明等的發(fā)現(xiàn)一致,即部分金融資產(chǎn)可以防范經(jīng)營風(fēng)險[6]。

      (二)不同條件下的異質(zhì)性分析

      1.基于受災(zāi)嚴(yán)重程度的異質(zhì)性分析。在同一個時期,由于各地的農(nóng)業(yè)條件、自然環(huán)境、經(jīng)濟基礎(chǔ)、人口特征等并不完全相同,使得各地受災(zāi)程度存在差異,因此對經(jīng)歷者的情感沖擊可能也存在差異[26]。上文分析已表明,具有貧困經(jīng)歷的高管有更強的風(fēng)險規(guī)避動機。因此,從理論上而言,在早年有過貧困經(jīng)歷的高管中,籍貫地受災(zāi)程度越嚴(yán)重,其可能表現(xiàn)出更強的風(fēng)險規(guī)避傾向,企業(yè)金融資產(chǎn)配置的程度更高。本文借鑒Feng和Johansson的研究[21],采用Lin和Yang計算得到的人口縮減指標(biāo)(EDR)[27]度量受災(zāi)嚴(yán)重程度。設(shè)置虛擬變量高受災(zāi)程度(Hcal),EDR高于中位數(shù)時Hcal取值為1,否則取0。表4第(1)列的檢驗結(jié)果表明,貧困經(jīng)歷與受災(zāi)程度交乘項(Poverty*Hcal)的系數(shù)為0.019,在1%的水平上顯著,這說明當(dāng)幼年受災(zāi)程度越嚴(yán)重時,高管貧困經(jīng)歷對金融資產(chǎn)配置的促進(jìn)作用越大。

      2.基于公司風(fēng)險水平的異質(zhì)性分析。本文的理論分析指出,童年和青少年時期有過貧困經(jīng)歷的高管具有更強的風(fēng)險規(guī)避傾向是促進(jìn)企業(yè)配置金融資產(chǎn)的重要原因。那么在不同的公司風(fēng)險水平下,具有貧困經(jīng)歷的高管其謹(jǐn)慎程度會隨之改變,對企業(yè)金融資產(chǎn)配置的促進(jìn)作用也會有所不同。借鑒劉志遠(yuǎn)等的研究,本文以公司前三年盈利水平的標(biāo)準(zhǔn)差衡量公司的風(fēng)險水平[28],記為Risk。根據(jù)Risk的年度-行業(yè)中位數(shù),將樣本公司分為高風(fēng)險組(Risk高于中位數(shù))和低風(fēng)險組(Risk低于中位數(shù))。同時,設(shè)置虛擬變量高風(fēng)險水平(Hrisk),Risk高于中位數(shù)時取值為1,否則取0。表4第(2)列的檢驗結(jié)果表明,貧困經(jīng)歷與風(fēng)險水平交乘項(Poverty*Hrisk)的系數(shù)為0.004,在10%的水平上顯著,這說明當(dāng)公司風(fēng)險水平越高時,高管貧困經(jīng)歷對金融資產(chǎn)配置的促進(jìn)作用越大。

      表4 不同條件下的異質(zhì)性分析

      3.基于高管權(quán)力水平的異質(zhì)性分析。上文的結(jié)果顯示,具有貧困經(jīng)歷的高管,其所在企業(yè)金融資產(chǎn)配置的水平越高。然而,不同管理者在企業(yè)中的權(quán)力不同。管理層權(quán)力越大,受到股東和外部投資者的制約越少,制定符合自身風(fēng)險偏好決策的能力越強,公司行為越有鮮明的管理層自身特征。因此,高管貧困經(jīng)歷對企業(yè)金融資產(chǎn)配置水平的影響隨著高管自身權(quán)力的高低也會有所不同。借鑒楊興全等、周美華等的研究,本文用以下3個指標(biāo)對管理層權(quán)力的大小進(jìn)行度量[29][30]:(1)兩職兼任情況(Power1)。董事長和CEO兩職合一時,管理層權(quán)力較為集中,其權(quán)力也越大。若公司CEO與董事長由一人兼任,則Power1取值為1,否則取0。(2)CEO任職時間(Power2)。CEO任職時間越長,對公司及行業(yè)的經(jīng)營情況越熟悉,越有能力指導(dǎo)本公司的經(jīng)營。若CEO任期超過行業(yè)當(dāng)年樣本中位數(shù)時,則Power2取值為1,否則取0。(3)股權(quán)分散程度(Power3)。在股權(quán)分散的企業(yè)中,大股東對管理層的權(quán)力制約較弱,管理層對公司的控制權(quán)更大。若第一大股東持股比例除以第二至十大股東持股比例之和小于1,則Power3取值為1,否則取0。本文設(shè)置虛擬變量高權(quán)力水平(Hpower),如果Power1+Power2+Power3≥2則取值為1,否則取0。表4第(3)列的檢驗結(jié)果表明,貧困經(jīng)歷與權(quán)力水平交乘項(Poverty*Hpower)的系數(shù)為0.004,在5%的水平上顯著,這說明當(dāng)高管權(quán)力越大時,高管貧困經(jīng)歷對金融資產(chǎn)配置的促進(jìn)作用越大。

      基于受災(zāi)嚴(yán)重程度、公司風(fēng)險水平和高管權(quán)力水平的分組檢驗進(jìn)一步支持了本文的主要觀點,即幼年遭受過自然災(zāi)害的高管具有更強的風(fēng)險規(guī)避傾向,公司的財務(wù)決策會更加穩(wěn)健。具體到金融投資活動來說,金融資產(chǎn)相較于實體投資而言流動性強、投資周期短,因此,有過貧困經(jīng)歷的高管會傾向于進(jìn)行金融投資,配置更多的金融資產(chǎn)。

      五、穩(wěn)健性測試

      為了驗證本文結(jié)論的穩(wěn)健性,本文進(jìn)行了如下穩(wěn)健性檢驗②:第一,安慰劑(Placebo)測試;第二,采用上一期貧困經(jīng)歷的高管檢驗;第三,以地區(qū)高管貧困經(jīng)歷的均值作為工具變量進(jìn)行檢驗;第四,PSM檢驗;第五,采用Heckman兩階段模型檢驗;第六,改變核心解釋變量高管貧困經(jīng)歷(Poverty)和金融資產(chǎn)配置水平(Fin)的度量方式;第七,加入高管其他特征控制變量和宏觀控制變量;第八,在公司和時間層面對標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行雙重聚類調(diào)整。通過以上測試,本文的結(jié)論依然保持穩(wěn)健。限于篇幅,未報告上述檢驗結(jié)果。

      六、進(jìn)一步分析

      (一)高管貧困經(jīng)歷對現(xiàn)金持有和研發(fā)投入的影響

      表3的結(jié)果顯示,具有貧困經(jīng)歷的高管其所在企業(yè)的金融資產(chǎn)配置水平較高。表4分別從受災(zāi)程度、公司風(fēng)險和高管權(quán)力異質(zhì)性3個方面對其進(jìn)行了實證檢驗。那么,沿此思路,對于企業(yè)其他投資活動,具有貧困經(jīng)歷的高管是否表現(xiàn)出類似的風(fēng)險規(guī)避傾向呢?本文選取現(xiàn)金持有和研發(fā)投入這兩類同樣廣受關(guān)注的投資決策展開研究,以進(jìn)一步增強本文邏輯的一致性。

      現(xiàn)金是企業(yè)賴以維持生命的“血液”?,F(xiàn)有學(xué)者研究認(rèn)為,現(xiàn)金持有能夠幫助企業(yè)應(yīng)對環(huán)境不確定性[31],即當(dāng)面臨的外部環(huán)境存在不確定性時,企業(yè)能夠運用預(yù)防性的現(xiàn)金持有緩沖和應(yīng)對企業(yè)面臨的經(jīng)營風(fēng)險。創(chuàng)新活動是一種特殊的投資行為,創(chuàng)新意味著新產(chǎn)品的開發(fā)、新技術(shù)的采用和新市場的拓展,其產(chǎn)出具有不確定性和不及時性[32]。創(chuàng)新項目的實施相比其他投資而言風(fēng)險更大、更具挑戰(zhàn)性,具有風(fēng)險規(guī)避傾向的高管更不愿意進(jìn)行創(chuàng)新活動[33]。因此,對于具有貧困經(jīng)歷的高管而言,自身風(fēng)險規(guī)避動機較強,有動機持有更多現(xiàn)金以更好地處理將來可能出現(xiàn)的突發(fā)事件對企業(yè)帶來的不利影響;同時,也有動機減少企業(yè)研發(fā)投入,以規(guī)避創(chuàng)新失敗所造成的企業(yè)風(fēng)險。

      本文在檢驗高管貧困經(jīng)歷與現(xiàn)金持有的關(guān)系時,參考王福勝和宋海旭的研究,用現(xiàn)金與非現(xiàn)金資產(chǎn)的比值(Cash)度量現(xiàn)金持有[31]。其中,現(xiàn)金包括貨幣資金與短期投資,非現(xiàn)金資產(chǎn)指總資產(chǎn)減去現(xiàn)金。在檢驗高管貧困經(jīng)歷與研發(fā)投入的關(guān)系時,參考易靖韜等、倪驍然和朱玉杰的研究,采用研發(fā)投入占總資產(chǎn)的比例度量企業(yè)研發(fā)投入(RD)[32][33]。表5報告了檢驗結(jié)果。第(1)列的被解釋變量為現(xiàn)金持有(Cash),第(2)列的被解釋變量為研發(fā)投入(RD)。第(1)列中,高管貧困經(jīng)歷(Poverty)的系數(shù)為正,且在5%水平上顯著,表明具有貧困經(jīng)歷的高管會持有更多現(xiàn)金;第(2)列中,高管貧困經(jīng)歷(Poverty)的系數(shù)為負(fù),且在1%水平上顯著,表明具有貧困經(jīng)歷的高管其所在企業(yè)的研發(fā)投入更低。這些發(fā)現(xiàn)進(jìn)一步表明具有貧困經(jīng)歷的高管有更強的風(fēng)險規(guī)避傾向,與本文研究假設(shè)的邏輯一致。

      表5 高管貧困經(jīng)歷與現(xiàn)金持有、研發(fā)投入

      (二)高管教育經(jīng)歷的影響

      受教育水平是衡量管理者能力的重要標(biāo)準(zhǔn)之一,反映了管理者的知識儲備、認(rèn)知和學(xué)習(xí)能力。更高的受教育水平會使得管理者具備更好的信息搜集能力、更強的環(huán)境適應(yīng)能力以及更快的事件反應(yīng)能力。受教育水平越高時,管理者對風(fēng)險的識別和應(yīng)對更準(zhǔn)確,更容易接受創(chuàng)新。因此我們推測,高管受教育水平較高時可能會抑制早期貧困經(jīng)歷帶來的風(fēng)險規(guī)避傾向。

      參考何瑛和張大偉的研究,設(shè)置虛擬變量Hedu度量高管學(xué)歷[34]。當(dāng)高管學(xué)歷高于本科時,Hedu取值為1,否則取0。隨后依次進(jìn)行分組檢驗和加入交乘項的全樣本檢驗?;貧w結(jié)果如表6第(1)~(3)列。可以發(fā)現(xiàn),第(1)列高教育水平組中,貧困經(jīng)歷(Poverty)的系數(shù)為0.002,但不顯著;第(2)列低教育水平組中,貧困經(jīng)歷(Poverty)的系數(shù)為0.005,且在1%的水平上顯著③。第(3)列全樣本檢驗中,貧困經(jīng)歷與受教育水平交乘項(Poverty*Hedu)的系數(shù)為-0.002,但不顯著。由此,有微弱的證據(jù)支持高管的受教育水平會抑制貧困經(jīng)歷帶來的風(fēng)險規(guī)避傾向。

      (三)地區(qū)金融發(fā)展水平的影響

      由于資源稟賦和政策力度的差異,中國經(jīng)濟發(fā)展長期存在著區(qū)域失衡的問題,尤其是在銀行業(yè)向市場經(jīng)濟轉(zhuǎn)軌的過程中,各地區(qū)在金融發(fā)展水平方面呈現(xiàn)出較大差異。當(dāng)?shù)貐^(qū)金融發(fā)展水平較高時,激烈的市場競爭環(huán)境和對盈利目標(biāo)的追求能夠迫使地區(qū)銀行注重金融創(chuàng)新,提升資金配置效率,增強企業(yè)的流動性。因此我們推測,地區(qū)金融發(fā)展水平較低時可能會強化貧困經(jīng)歷對企業(yè)金融資產(chǎn)配置水平的促進(jìn)作用。

      參考江偉等的研究,選用樊綱等編制的地區(qū)金融市場化指數(shù)(Finindex)來定義我國各地區(qū)的金融發(fā)展水平[35]。根據(jù)地區(qū)金融發(fā)展水平的中位數(shù),將樣本分為高金融發(fā)展組(Finindex高于中位數(shù))和低金融發(fā)展組(Finindex低于中位數(shù))。同時,設(shè)置虛擬變量地區(qū)金融發(fā)展水平(Lfin),F(xiàn)inindex低于中位數(shù)時取值為1,否則取0。隨后,依次進(jìn)行分組檢驗和加入交乘項的全樣本檢驗。回歸結(jié)果如表6第(4)~(6)列。可以發(fā)現(xiàn),第(4)列高金融發(fā)展組中,貧困經(jīng)歷(Poverty)的系數(shù)為-0.003,但不顯著;第(5)列低金融發(fā)展組中,貧困經(jīng)歷(Poverty)的系數(shù)為0.011,且在1%的水平上顯著④。第(6)列全樣本檢驗中,貧困經(jīng)歷與金融發(fā)展水平交乘項(Poverty*Lfin)的系數(shù)為0.008,在1%的水平上顯著。由此表明,較低的地區(qū)金融發(fā)展水平,會強化貧困經(jīng)歷對企業(yè)金融資產(chǎn)配置水平的促進(jìn)作用。

      表6 高管教育背景以及地區(qū)金融發(fā)展水平的影響

      七、結(jié)論與啟示

      (一)研究結(jié)論

      探究實體企業(yè)配置金融資產(chǎn)的影響因素對引導(dǎo)實體經(jīng)濟與金融業(yè)共同發(fā)展、發(fā)揮金融服務(wù)實體經(jīng)濟職能具有重要意義。不同于以往研究更多關(guān)注宏觀因素對企業(yè)金融資產(chǎn)配置的影響,本文從高管特征入手,以2008~2016年中國上市公司為樣本,考察了高管貧困經(jīng)歷對企業(yè)金融資產(chǎn)配置的影響。研究發(fā)現(xiàn):具有貧困經(jīng)歷的高管所在企業(yè)的金融資產(chǎn)配置水平更高;但配置的金融資產(chǎn)僅是流動性強、易于變現(xiàn)的金融資產(chǎn),而非追逐相較實業(yè)投資的超額利潤??紤]受災(zāi)程度、公司風(fēng)險與高管權(quán)力的異質(zhì)性,這一促進(jìn)作用在高管籍貫地受災(zāi)程度嚴(yán)重、公司風(fēng)險水平高以及高管權(quán)力大時更為突出。在進(jìn)行安慰劑檢驗、工具變量檢驗、傾向得分匹配法(PSM)檢驗、Heckman兩階段檢驗、替換核心變量度量方式等一系列穩(wěn)健性測試后,該結(jié)果依然穩(wěn)健。進(jìn)一步研究表明,有貧困經(jīng)歷的高管會持有更多現(xiàn)金、所在企業(yè)研發(fā)投入更少,具有貧困經(jīng)歷且受教育水平較低的高管會進(jìn)行更多的金融資產(chǎn)配置。此外,地區(qū)金融發(fā)展水平越低,高管貧困經(jīng)歷對企業(yè)金融資產(chǎn)配置的促進(jìn)作用越大。本文的研究結(jié)論表明,高管特征對企業(yè)金融化有著重要影響,早期的貧困經(jīng)歷會使得高管有較強的風(fēng)險規(guī)避傾向。

      (二)理論啟示和政策建議

      本文的研究結(jié)論具有一定的理論價值和政策意義。從理論角度來看,本文從高管特征這一獨特角度研究貧困經(jīng)歷對企業(yè)金融化的影響,有助于理論界和實務(wù)界更好地從微觀層面理解企業(yè)金融化的影響因素,擴展了企業(yè)金融化研究領(lǐng)域的文獻(xiàn)。同時本文也豐富了高管貧困經(jīng)歷對企業(yè)財務(wù)決策影響的研究,為投資者更好地理解高管個人特征的重要作用提供一些啟示。從現(xiàn)實意義來說,實體企業(yè)金融化是我國近年來的熱點問題,如何更好地認(rèn)識企業(yè)金融化的影響因素至關(guān)重要。基于此,本文的研究具有如下啟示:

      首先,現(xiàn)有研究大多認(rèn)為實體企業(yè)配置金融資產(chǎn)是出于短期套利的目的,會對企業(yè)價值產(chǎn)生不利影響。然而本文的研究表明,實體企業(yè)配置金融資產(chǎn)也可能是出于規(guī)避風(fēng)險的目的,在宏觀環(huán)境和產(chǎn)品市場不確定性高的情況下,配置部分金融資產(chǎn)有助于企業(yè)防范未來經(jīng)營風(fēng)險,特別是流動性強、易于變現(xiàn)的金融資產(chǎn)能夠在一定程度上分散企業(yè)風(fēng)險。因此,相關(guān)監(jiān)管部門應(yīng)基于金融資產(chǎn)特征對企業(yè)金融化進(jìn)行全面考察。

      其次,本文的研究發(fā)現(xiàn)高管自身特征會對企業(yè)金融化產(chǎn)生影響,而且在不同條件下兩者關(guān)系存在顯著性差異。這表明企業(yè)經(jīng)營者的后天經(jīng)歷以及企業(yè)自身經(jīng)營情況是實體企業(yè)進(jìn)行金融投資的重要影響因素。因此,投資者在理解實體企業(yè)金融化時,應(yīng)當(dāng)充分考慮企業(yè)基本情況。

      最后,高管貧困經(jīng)歷與企業(yè)金融化的關(guān)系在公司風(fēng)險水平較高時更顯著。這表明,風(fēng)險水平較高的企業(yè)承擔(dān)和應(yīng)對風(fēng)險的能力較差,增強了對流動性的偏好。因此,高管應(yīng)當(dāng)結(jié)合企業(yè)自身特征和宏觀經(jīng)濟政策,有效發(fā)揮金融資產(chǎn)的風(fēng)險防范功能,借助金融市場提升企業(yè)價值,實現(xiàn)金融與實體經(jīng)濟的協(xié)同發(fā)展,為我國實現(xiàn)經(jīng)濟轉(zhuǎn)型助力。

      注釋:

      ① SUE-test顯示,短期金融資產(chǎn)組與長期金融資產(chǎn)組Poverty差異的Chi(2)值為7.68,p值為0.00。

      ② 作者感謝匿名審稿人對本問題的寶貴建議。

      ③ SUE-test顯示,低教育水平組與高教育水平組Poverty差異的Chi(2)值為1.57,p值為0.21。

      ④ SUE-test顯示,高金融發(fā)展水平組與低金融發(fā)展水平組Poverty差異的Chi(2)值為14.67,p值為0.00。

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