趙彥鋒

(河南財(cái)經(jīng)政法大學(xué) 電子商務(wù)與物流管理學(xué)院，河南 鄭州 450046)

一、引言

全球化背景下，我國(guó)高凈值人群移民海外呈增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，民營(yíng)企業(yè)家占中國(guó)移民總數(shù)的相當(dāng)一部分，或通過(guò)投資移民，或借助海外婚姻關(guān)系等途徑獲得境外居留權(quán)。境外居留權(quán)賦予持有人居留該國(guó)的權(quán)利，給相關(guān)人員及其控制的企業(yè)在出現(xiàn)違規(guī)等問(wèn)題后移居國(guó)外，規(guī)避本國(guó)法律的制裁提供了便利[1]，境外居留權(quán)某種程度上成為違規(guī)行為的“護(hù)身符”。比如，2017年樂(lè)視前實(shí)際控制人賈躍亭由于無(wú)法清償債務(wù)而移居美國(guó)，至今未歸，給投資者帶來(lái)重大損失?，F(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)對(duì)企業(yè)的影響主要表現(xiàn)為負(fù)面，例如，更多違規(guī)行為[1]、更高的企業(yè)避稅傾向[2]、更高審計(jì)費(fèi)用[3][4]、更高的融資成本[5]，進(jìn)而損害公司價(jià)值。

近年來(lái)，我國(guó)部分實(shí)體行業(yè)投資回報(bào)下滑，不少企業(yè)轉(zhuǎn)而投資金融資產(chǎn)套利，出現(xiàn)實(shí)體企業(yè)“金融化”趨勢(shì)[6]。根據(jù)CSMAR統(tǒng)計(jì)，上市公司中持有金融資產(chǎn)公司占比最低年份也達(dá)79.98%，最高年份更是高達(dá)90.54%，且持有金融資產(chǎn)均值逐年攀升?，F(xiàn)有實(shí)體企業(yè)金融化研究聚焦于宏微觀影響，宏觀方面多表現(xiàn)為消極影響，而微觀影響則有“蓄水池”[7]與“擠出效應(yīng)”兩面性[8]。蓄水池效應(yīng)意味著緩沖了主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)的劇烈下降、提高實(shí)體投資率[9]和資源配置效率[10]；而擠出效應(yīng)表明，金融資產(chǎn)“擠出”實(shí)業(yè)投資與技術(shù)創(chuàng)新投資[11]、削弱主業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力、負(fù)向影響股票回報(bào)[12]、破壞金融市場(chǎng)穩(wěn)定[13]。自十九大報(bào)告明確“增強(qiáng)金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)能力”以來(lái)，國(guó)家層面多次強(qiáng)調(diào)“金融支持實(shí)體經(jīng)濟(jì)”的方向，在金融化加劇的背景下，關(guān)鍵是防止“脫實(shí)向虛”。為此，探尋促進(jìn)金融化的因素以制定針對(duì)性方案成為重中之重?，F(xiàn)有金融化影響因素研究集中于宏觀環(huán)境、經(jīng)濟(jì)政策不確定性[14][15]及融資融券等，結(jié)論尚不統(tǒng)一,雖有研究關(guān)注了管理層特征、經(jīng)歷等對(duì)金融化的影響[6][16][17]，而對(duì)實(shí)際控制人相關(guān)研究不足，但是董事會(huì)、管理層更多依附實(shí)際控制人，民營(yíng)企業(yè)決策主要取決于掌握企業(yè)資源支配權(quán)的實(shí)際控制人，因此，實(shí)際控制人特征會(huì)對(duì)企業(yè)金融化產(chǎn)生重要影響?；诖?，本文研究實(shí)際控制人境外居留權(quán)是否以及如何影響金融化？?jī)?nèi)外部治理環(huán)境影響有何異質(zhì)性？這些問(wèn)題的探討將有利于促進(jìn)金融資產(chǎn)更好服務(wù)于實(shí)體經(jīng)濟(jì)。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

(一)文獻(xiàn)回顧

1.實(shí)體企業(yè)金融化影響因素及后果

影響金融化的因素包括企業(yè)內(nèi)部及外部環(huán)境因素。內(nèi)部影響因素包括：企業(yè)業(yè)績(jī)[18]、融資約束[19]、管理層經(jīng)歷及特征[12][20][21]、企業(yè)稅負(fù)[21]、客戶(hù)集中度[23][24]、企業(yè)社會(huì)責(zé)任[25]等，這些因素主要表現(xiàn)為加劇金融化。在外部環(huán)境方面，經(jīng)濟(jì)政策不確定性[14][15]、市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)[26]、融資融券[27]、利率管制[28]、金融監(jiān)管[29]都會(huì)影響企業(yè)金融資產(chǎn)投資，其中市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)、制度環(huán)境、融資融券助推企業(yè)“脫實(shí)向虛”；而利率管制的放松、加強(qiáng)地區(qū)金融監(jiān)管則能夠遏制企業(yè)的“脫實(shí)向虛”;經(jīng)濟(jì)政策不確定性的影響有正向、負(fù)向兩種相反的結(jié)論。

2.境外居留權(quán)對(duì)企業(yè)行為的影響

公司有不當(dāng)甚至違規(guī)行為后，擁有境外居留權(quán)的實(shí)際控制人更容易離境以規(guī)避本國(guó)法律的制裁。實(shí)際控制人在企業(yè)決策中的控制性地位決定了其擁有的境外居留權(quán)會(huì)對(duì)企業(yè)內(nèi)部戰(zhàn)略決策和外部利益相關(guān)者產(chǎn)生重要影響。已有研究表明，實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)的企業(yè)更容易違規(guī)[1]、加劇避稅行為[2]、審計(jì)費(fèi)用增加[30]，但李四海等則發(fā)現(xiàn)境外居留權(quán)能促進(jìn)企業(yè)承擔(dān)社會(huì)責(zé)任[31]。

3.高管特征與實(shí)體企業(yè)金融化

現(xiàn)有研究關(guān)注了高管背景、經(jīng)歷對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化的影響。杜勇等發(fā)現(xiàn)，CEO基于金融從業(yè)形成的烙印，會(huì)提高企業(yè)金融化水平，且在非銀行背景的 CEO 企業(yè)更顯著；軍隊(duì)經(jīng)歷會(huì)使高管傾向激進(jìn)戰(zhàn)略，投資決策上表現(xiàn)為提高金融資產(chǎn)水平以提升企業(yè)利潤(rùn)[32]；具有貧困經(jīng)歷的高管傾向于投資流動(dòng)性強(qiáng)、易變現(xiàn)的金融資產(chǎn)[16]，管理者金融危機(jī)經(jīng)歷促進(jìn)企業(yè)金融化水平提升[17]。

現(xiàn)有研究關(guān)注了內(nèi)外部因素對(duì)企業(yè)金融化的影響，從企業(yè)行為、審計(jì)決策等方面考察實(shí)際控制人境外居留權(quán)的影響，但是仍然存在以下不足：(1)影響金融化的高管因素研究聚焦于顯性的CEO、董事長(zhǎng)或管理層整體，尚未涉及可能隱身于民營(yíng)企業(yè)背后而具有絕對(duì)話語(yǔ)權(quán)的實(shí)際控制人對(duì)金融化的影響；(2)實(shí)際控制人境外居留權(quán)影響內(nèi)部投資決策研究較為少見(jiàn)，僅關(guān)注對(duì)創(chuàng)新的影響，并且結(jié)論尚不一致，境外居留權(quán)是否以及如何影響金融化研究尚不深入；(3)境外居留權(quán)影響企業(yè)決策機(jī)制探討不足，現(xiàn)有研究主要關(guān)注了境外居留權(quán)潛藏的出境便利引發(fā)的負(fù)面效應(yīng)，對(duì)其他可能影響企業(yè)行為的機(jī)制關(guān)注不夠，比如短視行為、過(guò)度自信等，而這是導(dǎo)致企業(yè)差異化決策的重要機(jī)制。

比較上述文獻(xiàn)，本文可能的貢獻(xiàn)如下：(1)拓展實(shí)際控制人境外居留權(quán)經(jīng)濟(jì)后果相關(guān)研究?，F(xiàn)有研究關(guān)注了境外居留權(quán)對(duì)企業(yè)的內(nèi)、外部負(fù)面影響，投資行為的影響限于企業(yè)創(chuàng)新，本文從金融化切入，研究實(shí)際控制人境外居留權(quán)對(duì)金融資產(chǎn)投資的影響，拓展了境外居留權(quán)對(duì)企業(yè)內(nèi)部投資影響的研究。(2)為治理實(shí)體企業(yè)“金融化”提供思路。識(shí)別境外居留權(quán)這一背景特征影響企業(yè)金融化的路徑，為經(jīng)濟(jì)“新常態(tài)”下政府提振實(shí)體經(jīng)濟(jì)提供參考。

(二)理論分析與研究假設(shè)

不同于西方資本市場(chǎng)，股權(quán)結(jié)構(gòu)集中甚至“一股獨(dú)大”是我國(guó)公司的重要特征，民營(yíng)企業(yè)尤為突出，受此影響實(shí)際控制人能夠控制董事會(huì)及管理層，因此，影響企業(yè)發(fā)展前景的投資決策完全被實(shí)際控制人掌控。具有高收益、強(qiáng)流動(dòng)性，更便于盈余管理的金融資產(chǎn)可能成為實(shí)際控制人謀利的工具，特別是境外居留權(quán)賦予實(shí)際控制人違規(guī)時(shí)出境便利強(qiáng)化了其對(duì)金融資產(chǎn)的偏好，外化為境外居留權(quán)的“金融化”效應(yīng)。

1.境外居留權(quán)加劇了代理沖突

代理理論指出，公司制企業(yè)存在大股東與管理層之間、大股東與中小股東之間的代理問(wèn)題，產(chǎn)生原因在于信息不對(duì)稱(chēng)。與西方國(guó)家代理問(wèn)題不同，我國(guó)資本市場(chǎng)中民營(yíng)企業(yè)實(shí)際控制人的股權(quán)優(yōu)勢(shì)以及對(duì)董事會(huì)及管理層的強(qiáng)勢(shì)掌控，導(dǎo)致第二類(lèi)代理問(wèn)題突出。實(shí)際控制人不僅決定公司的運(yùn)營(yíng)方式和戰(zhàn)略決策，而且通過(guò)金字塔、交叉持股、多重持股等復(fù)雜股權(quán)結(jié)構(gòu)安排控制控股股東或大股東[2]，方便運(yùn)用控制權(quán)實(shí)施“隧道挖掘”的資金占用、貸款擔(dān)保等，侵害中小股東權(quán)益。對(duì)我國(guó)的民營(yíng)企業(yè)實(shí)際控制人而言，一方面由于法制環(huán)境相對(duì)不成熟，國(guó)內(nèi)違規(guī)成本較低[33]；另一方面境外居留權(quán)賦予實(shí)際控制人違規(guī)時(shí)居留他國(guó)的便利，進(jìn)一步降低違規(guī)成本，導(dǎo)致?lián)碛芯惩饩恿魴?quán)企業(yè)第二類(lèi)代理成本更高[5]，其實(shí)際控制人利益侵占動(dòng)機(jī)更大[34]，而金融資產(chǎn)高流動(dòng)性、高收益的特點(diǎn)更容易被轉(zhuǎn)移，并且“蓄水池”功能使其具有較強(qiáng)的隱蔽性，淪為實(shí)際控制人謀取私利的便利工具，因此，第二類(lèi)代理問(wèn)題會(huì)誘發(fā)實(shí)際控制人跨行業(yè)投機(jī)套利偏好，從而增持金融資產(chǎn)[20]。

2.境外居留權(quán)加劇了短視行為

短視表現(xiàn)為偏好期限短、風(fēng)險(xiǎn)低的投資。就實(shí)體投資與金融資產(chǎn)而言，實(shí)體投資的不可逆程度更高，而金融資產(chǎn)具有易變現(xiàn)、短期盈利能力較強(qiáng)的特征，短視的企業(yè)表現(xiàn)出投資更多的金融資產(chǎn)，擠出實(shí)體投資。一方面，實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)企業(yè)，投資移民的初始資金及后續(xù)穩(wěn)定現(xiàn)金流需求壓力，促使實(shí)際控制人在取得境外居留權(quán)后在企業(yè)管理中變得更加短視[35]；另一方面，近年來(lái)，實(shí)體投資利潤(rùn)下滑與金融投資利潤(rùn)增長(zhǎng)的對(duì)比，強(qiáng)化了擁有境外居留權(quán)企業(yè)的短視行為，不愿意投資回報(bào)率低的實(shí)體投資、甚至縮減研發(fā)支出，轉(zhuǎn)向短期收益高的金融資產(chǎn)投資，從而獲取控制權(quán)私利，加劇“擠出”效應(yīng)。

3.境外居留權(quán)促使實(shí)際控制人更加過(guò)度自信

已有研究發(fā)現(xiàn)，心理因素會(huì)對(duì)管理層決策產(chǎn)生重要影響，而過(guò)度自信普遍存在于管理者的決策行為中，表現(xiàn)為對(duì)風(fēng)險(xiǎn)與收益的非對(duì)稱(chēng)認(rèn)知，即基于對(duì)自身能力高于平均的直覺(jué)高估收益，低估風(fēng)險(xiǎn)。實(shí)證研究表明，管理層過(guò)度自信還可能會(huì)增加企業(yè)總投資與內(nèi)部擴(kuò)張，促進(jìn)研發(fā)投資，董事會(huì)群體性過(guò)度自信會(huì)導(dǎo)致過(guò)度投資，并購(gòu)中的過(guò)度自信會(huì)提高商譽(yù)；管理層過(guò)度自信還可能會(huì)提高金融資產(chǎn)比例[12]和提升基于公允價(jià)值計(jì)量的金融資產(chǎn)規(guī)模[36]。民營(yíng)企業(yè)實(shí)際控制人在企業(yè)決策中的“一言堂”地位，加上境外居留權(quán)對(duì)其違規(guī)行為的保護(hù)，實(shí)際控制人更容易滋生過(guò)度自信，高估金融資產(chǎn)收益而忽視市場(chǎng)波動(dòng)潛藏的風(fēng)險(xiǎn)，投資更多金融資產(chǎn)。因此，實(shí)際控制人過(guò)度自信是境外居留權(quán)加劇金融化的路徑之一。

綜上所述，實(shí)際控制人的境外居留權(quán)具有“金融化”效應(yīng)，促使企業(yè)配置更多金融資產(chǎn)，據(jù)此，提出以下假設(shè)：在控制其他影響因素的情況下，相比實(shí)際控制人沒(méi)有境外居留權(quán)的企業(yè)，實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)的企業(yè)金融化程度更高。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

實(shí)際控制人的境外居留權(quán)信息披露僅適用于自然人，因此，本文以我國(guó)民營(yíng)上市公司為研究對(duì)象，以2011～2018年為初始樣本，始于2011年是避免金融危機(jī)對(duì)研究結(jié)果的影響，按研究慣例刪除以下樣本：(1)金融行業(yè)；(2)數(shù)據(jù)缺失。為消除異常值的影響，對(duì)連續(xù)變量進(jìn)行 1%、99%縮尾處理，最終獲得9538個(gè)觀測(cè)值。通過(guò)對(duì)上市公司的年報(bào)手工整理獲得實(shí)際控制人境外居留權(quán)數(shù)據(jù)，實(shí)際控制人的境外居留權(quán)包含永久境外居留權(quán)、外國(guó)國(guó)籍和臨時(shí)境外居留權(quán)，并且當(dāng)實(shí)際控制人擁有我國(guó)香港、澳門(mén)、臺(tái)灣地區(qū)居留權(quán)時(shí)，考慮到研究方便和數(shù)據(jù)口徑一致性，也認(rèn)為其具有境外居留權(quán)。其他財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)均來(lái)自國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)(CSMAR)。

(二)變量定義

1.實(shí)際控制人境外居留權(quán)

借鑒張勝等、Chen等對(duì)境外居留權(quán)的定義[1][2]，如果實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)，F(xiàn)resid取值為1，否則為0；并且當(dāng)一家公司有多個(gè)控制人時(shí)，只要其中一位控制人擁有境外居留權(quán)， Fresid就取值1。

2.金融化程度

借鑒宋軍和陸旸等金融資產(chǎn)的定義[18]，金融資產(chǎn)包括交易性金融資產(chǎn)、衍生金融資產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)、持有至到期投資和投資性房地產(chǎn)以及長(zhǎng)期股權(quán)投資等。穩(wěn)健性檢驗(yàn)中采用了其他方法衡量。

3.控制變量

借鑒郭胤含、朱葉、杜勇等的研究[15][20]，控制企業(yè)財(cái)務(wù)特征變量及治理變量，同時(shí)控制了行業(yè)和年份。具體變量定義見(jiàn)表1。

表1 變量定義表

(三)模型設(shè)計(jì)

為檢驗(yàn)境外居留權(quán)對(duì)金融化程度的影響，構(gòu)建基準(zhǔn)模型(1)：

Finit=β0+β1×Fresidit+β2×Xit+∑Year+∑Ind+εit

(1)

式(1)中，F(xiàn)in表示金融化程度，F(xiàn)resid表示實(shí)際控制人境外居留權(quán)，Xit代表控制變量，預(yù)期境外居留權(quán)對(duì)金融化程度是正向影響，所以系數(shù)β1為正。

四、境外居留權(quán)與實(shí)體企業(yè)金融化實(shí)證分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)及單變量分析

表2的Panel A部分為變量描述性統(tǒng)計(jì)：金融資產(chǎn)Fin最小值為0，最大值為0.578，平均值為0.051，表明樣本之間的金融化程度存在較大差異。實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)的樣本比例約為12.3%，與同類(lèi)研究結(jié)果一致。為初步檢驗(yàn)境外居留權(quán)對(duì)金融化程度的影響，按照是否擁有境外居留權(quán)分組進(jìn)行均值t檢驗(yàn)、中位數(shù)秩和檢驗(yàn)，結(jié)果如表2的Panel B部分，與不具有境外居留權(quán)的樣本相比，具有境外居留權(quán)的樣本金融資產(chǎn)的均值與中位數(shù)顯著更高，初步驗(yàn)證了境外居留權(quán)會(huì)加劇實(shí)體企業(yè)金融化。

(二)相關(guān)性分析

表3上三角、下三角分別列示了主要變量的Pearson和Spearman相關(guān)系數(shù)，顯示境外居留權(quán)(Fresid)與金融化水平(Fin)相關(guān)系數(shù)分別為0.020和0.029，且均在10%及以上水平上顯著正相關(guān)，初步驗(yàn)證了實(shí)際控制人境外居留權(quán)與實(shí)體企業(yè)金融化水平之間呈正相關(guān)關(guān)系。其他控制變量相關(guān)系數(shù)絕對(duì)值均小于0.5，說(shuō)明回歸模型存在多重共線性的可能性較低。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)及單變量分析

表3 變量相關(guān)系數(shù)矩陣

(三)境外居留權(quán)與實(shí)體企業(yè)金融化回歸分析

表2的單變量分析、表3的相關(guān)系數(shù)分析提供了實(shí)際控制人境外居留權(quán)加劇金融化的初步證據(jù)，接著運(yùn)用多變量回歸模型(1)進(jìn)行檢驗(yàn)，表4列示了模型(1)的結(jié)果，第(1)～(4)列分別報(bào)告了單變量、依次進(jìn)一步控制主要財(cái)務(wù)變量、公司治理變量以及行業(yè)與年度的回歸結(jié)果，實(shí)際控制人境外居留權(quán)(Fresid)與金融化水平(Fin)的相關(guān)系數(shù)分別為0.0069、0.0077、0.0113和0.0075，且均在1%的水平上顯著為正，表明境外居留權(quán)加劇了實(shí)體企業(yè)金融化，主假設(shè)得到檢驗(yàn)。此外，主要控制變量回歸系數(shù)與大多數(shù)同類(lèi)研究一致，規(guī)模與金融化水平顯著正相關(guān)，而負(fù)債率、成長(zhǎng)性、業(yè)績(jī)、股權(quán)制衡度與金融化水平負(fù)相關(guān)。

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.更換主要變量衡量方法

為了避免變量衡量方法造成的偏差，本文更換境外居留權(quán)及金融化程度衡量方法再次進(jìn)行檢驗(yàn)。首先改變境外居留權(quán)的衡量方法：(1)嚴(yán)格限定是否擁有境外居留權(quán)的條件，只有所有實(shí)際控制人都擁有境外居留權(quán)時(shí)，才將其界定為境外居留權(quán)樣本，將該變量定義為Fresid2；(2)由于港澳臺(tái)的主權(quán)屬于中國(guó)，本文定義境外居留權(quán)(Fresid3)為實(shí)際控制人擁有中國(guó)境內(nèi)以外的居留權(quán)為1，否則為0，此時(shí)港澳臺(tái)的境外居留權(quán)為0?；貧w結(jié)果見(jiàn)表5第(1)～(2)列，實(shí)際控制人境外居留權(quán)(Fresid2、Fresid3)與金融化程度Fin的系數(shù)分別為0.0111、0.0086，且均在1%的水平上顯著，與主檢驗(yàn)結(jié)果一致。其次，運(yùn)用以下方式改變金融化程度衡量方式：(1)借鑒杜勇等[20]，將金融資產(chǎn)Fin2定義為交易性金融資產(chǎn)、衍生金融資產(chǎn)、可出售金融資產(chǎn)凈額、持有至到期投資凈額、投資性房地產(chǎn)凈額及發(fā)放貸款及墊款凈額之和占總資產(chǎn)的比例；(2)借鑒郭胤含等[15]，將金融化程度Fin3定義為交易性金融資產(chǎn)、衍生金融資產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)凈額、持有至到期投資凈額、投資性房地產(chǎn)凈額、應(yīng)收利息凈額、買(mǎi)入返售金融資產(chǎn)凈額及長(zhǎng)期應(yīng)收款凈額之和占總資產(chǎn)的比率；(3)借鑒徐光偉等[37]，將金融化程度Fin4定義為交易性金融資產(chǎn)、衍生金融資產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)凈額、持有至到期投資凈額、長(zhǎng)期股權(quán)投資凈額、短期投資凈額、應(yīng)收利息凈額及應(yīng)收股利凈額之和占總資產(chǎn)的比例；(4)借鑒張成思等[38]，將金融化程度Fin5定義為交易性金融資產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)凈額、持有至到期投資凈額、投資性房地產(chǎn)凈額、長(zhǎng)期股權(quán)投資凈額、貨幣資金、應(yīng)收利息凈額及應(yīng)收股利凈額之和占總資產(chǎn)的比例。上述四種變更金融化程度衡量方法后的回歸結(jié)果見(jiàn)表5第(3)～(6)列，實(shí)際控制人境外居留權(quán)與金融化程度回歸系數(shù)分別為0.0034、0.0033、0.0037、0.0126，均至少在10%水平上顯著，與主檢驗(yàn)結(jié)果一致，表明結(jié)果穩(wěn)健。

表4 境外居留權(quán)與實(shí)體企業(yè)金融化

2.增加上期金融化程度作為控制變量

考慮到上一期金融資產(chǎn)可能影響本期，進(jìn)一步控制上一期金融資產(chǎn)Lfin，結(jié)果見(jiàn)表6，無(wú)論是否控制其他因素影響，境外居留權(quán)(Fresid)與金融化水平(Fin)的回歸系數(shù)分別為0.0037、0.0037、0.0040和0.0034，且均在5%的水平上顯著為正，這表明,在控制上一期金融資產(chǎn)對(duì)本期金融資產(chǎn)影響后，境外居留權(quán)與金融化水平的回歸系數(shù)有所降低，但是境外居留權(quán)對(duì)金融化水平之間的顯著正向關(guān)系的結(jié)果依然不變，說(shuō)明境外居留權(quán)加劇企業(yè)金融化水平的結(jié)論是穩(wěn)健的。

(五)內(nèi)生性檢驗(yàn)

1.PSM回歸

實(shí)際控制人是否具有境外居留權(quán)會(huì)受到不可觀測(cè)控制變量的影響，不考慮決定實(shí)際控制人境外居留權(quán)身份的所有因素情況下進(jìn)行回歸，可能存在自我選擇偏誤。為了緩解這一影響，本文分別采用近鄰匹配、卡尺匹配和半徑匹配樣本，然后再重新對(duì)模型(1)進(jìn)行回歸，結(jié)果見(jiàn)表7。三種匹配樣本方法回歸結(jié)果表明，實(shí)際控制人境外居留權(quán)與金融化程度的回歸系數(shù)分別為0.0106、0.0089、0.0077，且均在1%的水平上顯著。雖然用匹配樣本回歸不能完全消除潛在的自我選擇偏差，但不同匹配樣本回歸結(jié)果一致，一定程度上保證了兩者關(guān)系不太可能受樣本自我選擇偏差的影響，結(jié)果較為穩(wěn)健。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)1:更換主要變量測(cè)度方法

2.Granger因果檢驗(yàn)

本文關(guān)注實(shí)際控制人境外居留權(quán)是否會(huì)加劇金融化程度，而企業(yè)金融化程度可能會(huì)誘發(fā)實(shí)際控制人申領(lǐng)境外居留權(quán)，因此兩者可能存在反向因果關(guān)系。為緩解該因素對(duì)結(jié)論的影響，本文采用Granger方法檢驗(yàn)實(shí)際控制人境外居留權(quán)與金融化程度是否存在反向因果關(guān)系，回歸結(jié)果見(jiàn)表8，第(1)列的滯后一期境外居留權(quán)(Lfresid)的回歸系數(shù)、符號(hào)均與主假設(shè)一致，而第(2)列滯后一期的金融化水平(Lfin)的回歸系數(shù)不顯著，該結(jié)果表明，當(dāng)期實(shí)際控制人境外居留權(quán)可以預(yù)測(cè)公司未來(lái)金融化程度，而上期金融化程度并不能預(yù)測(cè)實(shí)際控制人未來(lái)是否會(huì)取得境外居留權(quán)，表明兩者不存在反向因果關(guān)系。

3.工具變量回歸

下面進(jìn)一步運(yùn)用工具變量緩解可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題，本文分別用第六次人口普查各地區(qū)境外人員的數(shù)量(Cen6RegForeigners)和中國(guó)公民出入境次數(shù)(Tease)作為工具變量。各地區(qū)境外人員數(shù)量、中國(guó)公民出入境次數(shù)與實(shí)際控制人境外居留權(quán)數(shù)量高度相關(guān)但與企業(yè)金融化程度無(wú)關(guān)。檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表9，在(1)和(3)列中，第一階段回歸中兩個(gè)工具變量均與實(shí)際控制人的境外居留權(quán)的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，第(2)和(4)列的第二階段回歸顯示，境外居留權(quán)與金融資產(chǎn)的回歸系數(shù)仍在1%水平上顯著為正，運(yùn)用工具變量法緩解內(nèi)生性后，結(jié)果仍然穩(wěn)健。Cragg-Donald Wald F值分別為99.101和17.379，拒絕了弱工具變量的假設(shè)。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)2：增加上期金融化程度作為控制變量

表7 內(nèi)生性檢驗(yàn)1：PSM回歸

五、實(shí)際控制人境外居留權(quán)與企業(yè)金融化的機(jī)制檢驗(yàn)

理論分析表明，代理沖突、短視投資、過(guò)度自信是實(shí)際控制人境外居留權(quán)影響金融化程度的可能路徑，下文運(yùn)用中介效應(yīng)模型分別檢驗(yàn)這些路徑，以深化實(shí)際控制人境外居留權(quán)加劇實(shí)體企業(yè)金融化機(jī)制的認(rèn)識(shí)。

(一)境外居留權(quán)、代理沖突與金融化

實(shí)際控制人擁有的境外居留權(quán)使得他們更有謀取私利的動(dòng)機(jī)，增加第二類(lèi)代理沖突，增強(qiáng)實(shí)際控制人利益侵占動(dòng)機(jī)，而金融資產(chǎn)高流動(dòng)性、高收益的特點(diǎn)更容易被轉(zhuǎn)移；并且“蓄水池”功能使其具有較強(qiáng)的隱蔽性，從而成為實(shí)際控制人謀取私利的便利工具。因此，第二類(lèi)代理問(wèn)題會(huì)誘發(fā)實(shí)際控制人投機(jī)套利偏好，從而增持金融資產(chǎn)。為檢驗(yàn)第二類(lèi)代理問(wèn)題是否為境外居留權(quán)與金融資產(chǎn)配置的中介路徑，以控制權(quán)為中介變量Cp，用實(shí)際控制人的持股比例衡量，運(yùn)用模型(2)、(3)進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)。

Cpit=β0+β1×Fresidit+β2Xit+∑Year+∑Ind+εit

(2)

Finit=β0+β1×Fresidit+β2×Cpit+β3×Xit+∑Year+β5×∑Ind+εit

(3)

表8 內(nèi)生性檢驗(yàn)2:Granger因果檢驗(yàn)

表9 內(nèi)生性檢驗(yàn)3:工具變量法

具體回歸結(jié)果見(jiàn)表10第(1)～(2)列，第(1)列為境外居留權(quán)對(duì)控制權(quán)的影響，可以看到境外居留權(quán)與控制權(quán)的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說(shuō)明境外居留權(quán)加劇了企業(yè)的代理沖突；第(2)列同時(shí)加入解釋變量Fresid與中介變量Cp，F(xiàn)resid、Cp回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，且Fresid的系數(shù)與主回歸相比有所下降。同時(shí)為保持穩(wěn)健性，還進(jìn)行了 Sobel 檢驗(yàn)，Z 統(tǒng)計(jì)量是2.353且在5%的水平上顯著，說(shuō)明第二類(lèi)代理沖突在境外居留權(quán)與公司金融化之間起著部分中介作用。

(二)境外居留權(quán)、短視投資與金融化

境外居留權(quán)賦予實(shí)際控制人出境便利，強(qiáng)化短視行為，而金融資產(chǎn)高收益、強(qiáng)流動(dòng)性更符合其利益訴求，使其增加金融資產(chǎn)[20]，進(jìn)一步增強(qiáng)對(duì)“實(shí)體投資”的擠出效應(yīng)。預(yù)期實(shí)際控制人的境外居留權(quán)會(huì)誘發(fā)企業(yè)短視行為，從而通過(guò)減少實(shí)體投資而加深金融化程度。因此，本文以實(shí)體投資為中介變量，運(yùn)用模型(4)、(5)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)短期投資路徑之一。

Investit=β0+β1×Fresidit+β2Xit+∑Year+∑Ind+εit

(4)

Finit=β0+β1×Fresidit+β2×Investit+β3×Xit+∑Year+∑Ind+εit

(5)

表10 境外居留權(quán)與金融化的中介機(jī)制檢驗(yàn)

模型(4)和(5)中Invest為實(shí)體投資，借鑒徐光偉等、劉津宇等做法[37][39]，定義實(shí)體投資Invest為存貨凈額、固定資產(chǎn)凈額、在建工程凈額、工程物資之和占總資產(chǎn)的比例?；貧w結(jié)果見(jiàn)表10第(3)～(4)列，第(3)列為境外居留權(quán)對(duì)實(shí)體投資的影響，可以看到境外居留權(quán)與實(shí)體投資的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，說(shuō)明境外居留權(quán)傾向降低實(shí)體投資；第(4)列為同時(shí)加入解釋變量Fresid和中介變量Invest，F(xiàn)resid的回歸系數(shù)在5%的顯著水平上為正，Invest的回歸系數(shù)在1%的顯著性水平上為負(fù)，且與主回歸相比，F(xiàn)resid的回歸系數(shù)有所下降。同時(shí)為保證穩(wěn)健性，還進(jìn)行了Sobel 檢驗(yàn)，Z 統(tǒng)計(jì)量為1.925且在10%的水平上顯著，說(shuō)明實(shí)體投資在境外居留權(quán)與金融化之間起到了部分中介作用。

(三)境外居留權(quán)、過(guò)度自信與金融化

實(shí)際控制人擁有的境外居留權(quán)會(huì)使其產(chǎn)生過(guò)度自信心理，從而增加金融資產(chǎn)[6]。民營(yíng)企業(yè)實(shí)際控制人往往擔(dān)任公司的董事長(zhǎng)等職位并控制著公司管理層，在企業(yè)決策中表現(xiàn)出“一言堂”。境外居留權(quán)形成的保護(hù)傘，使實(shí)際控制人更容易滋生過(guò)度自信，投資更多金融資產(chǎn)。為了驗(yàn)證過(guò)度自信這一路徑，運(yùn)用模型(6)和(7)進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)。

Confidenceit=β0+β1×Fresidit+β2Xit+∑Year+∑Ind+εit

(6)

Finit=β0+β1×Fresidit+β2×Confidenceit+β3×Xit+∑Year+∑Ind+εit

(7)

模型(6)、(7)中Confidence表示過(guò)度自信，用“高管前三名薪酬總額占高管薪酬總額的比例”衡量，該值越大表明過(guò)度自信程度越高?；貧w結(jié)果見(jiàn)表10第(5)～(6)列，第(5)列考察了境外居留權(quán)對(duì)過(guò)度自信的影響，境外居留權(quán)回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說(shuō)明擁有境外居留權(quán)的企業(yè)更容易產(chǎn)生過(guò)度自信；第(6)列同時(shí)加入解釋變量Fresid和中介變量Confidence，F(xiàn)resid和Confidence的回歸系數(shù)均在1%水平上顯著為正，且與主回歸相比，F(xiàn)resid的回歸系數(shù)有所下降，表明過(guò)度自信具有部分中介效應(yīng)；同時(shí)還進(jìn)行了 Sobel 檢驗(yàn)，Z 統(tǒng)計(jì)量為5.911,且在1%的水平上顯著。

六、境外居留權(quán)與金融化的內(nèi)外部環(huán)境異質(zhì)性檢驗(yàn)

(一)內(nèi)部環(huán)境異質(zhì)性檢驗(yàn)

內(nèi)部環(huán)境是影響企業(yè)投資決策的重要因素，下文從內(nèi)部控制質(zhì)量、獨(dú)立董事占比、股權(quán)制衡度考察異質(zhì)性影響。

1.內(nèi)部控制質(zhì)量

高質(zhì)量的內(nèi)部控制能有效管控企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)、抑制管理層機(jī)會(huì)主義，降低套利動(dòng)機(jī)，因而對(duì)金融化具有治理效應(yīng)。因此，預(yù)期內(nèi)部控制會(huì)緩解境外居留權(quán)對(duì)金融化的正向影響。對(duì)此，按內(nèi)部控制質(zhì)量指數(shù)將樣本區(qū)分為高或低質(zhì)量?jī)?nèi)部控制組，結(jié)果見(jiàn)表11第(1)～(2)列，高質(zhì)量?jī)?nèi)部控制組，回歸關(guān)系不

表11 境外居留權(quán)與金融化的異質(zhì)性分析：內(nèi)部治理

顯著，而低質(zhì)量?jī)?nèi)部控制組，回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，說(shuō)明高質(zhì)量?jī)?nèi)部控制緩解了境外居留權(quán)對(duì)金融化程度的正向影響。

2.獨(dú)立董事占比

民營(yíng)企業(yè)控股股東與中小股東之間存在嚴(yán)重的代理沖突，降低企業(yè)的運(yùn)營(yíng)效率，有損股東價(jià)值，實(shí)際控制人的境外居留權(quán)具有潛在的“跑路”風(fēng)險(xiǎn)，進(jìn)一步加重了實(shí)際控制人與中小股東的代理沖突。獨(dú)立董事是解決代理問(wèn)題的機(jī)制之一，有助于監(jiān)督和約束控股股東的機(jī)會(huì)主義行為，抑制實(shí)際控制人的利益輸送。獨(dú)立董事的專(zhuān)業(yè)能力保證其能對(duì)投資決策進(jìn)行合理化分析，監(jiān)督公司的投資決策實(shí)施與運(yùn)行。過(guò)多的金融資產(chǎn)投資具有一定的套利動(dòng)機(jī)，預(yù)期獨(dú)立董事監(jiān)督能夠緩解境外居留權(quán)的金融資產(chǎn)套利動(dòng)機(jī)。實(shí)證結(jié)果見(jiàn)表11第(3)～(4)列，回歸系數(shù)在獨(dú)立董事比例較高組不顯著，而獨(dú)立董事比例較低組在1%水平上顯著為正，表明獨(dú)立董事能夠緩解境外居留權(quán)對(duì)金融化程度的正向影響。

3.股權(quán)制衡度

股權(quán)制衡能夠有效制約控股股東及管理層的機(jī)會(huì)主義，從而提升企業(yè)價(jià)值，保護(hù)中小股東權(quán)益。本文預(yù)期，股權(quán)制衡能夠緩解境外居留權(quán)的金融資產(chǎn)套利動(dòng)機(jī)，從而緩解境外居留權(quán)對(duì)金融化的正向影響。實(shí)證結(jié)果見(jiàn)表11第(5)～(6)列，表明當(dāng)公司股權(quán)制衡度較高時(shí)，回歸系數(shù)不顯著，而當(dāng)公司股權(quán)制衡度較低時(shí)，回歸系數(shù)為0.0088，且在5%水平上顯著，說(shuō)明股權(quán)制衡能夠緩解境外居留權(quán)對(duì)金融化的正向影響。

(二)外部環(huán)境的調(diào)節(jié)影響

外部環(huán)境是影響企業(yè)行為及決策的重要因素，下文擬從市場(chǎng)化程度、外部審計(jì)質(zhì)量分析外部因素對(duì)境外居留權(quán)與金融化的異質(zhì)性影響。

1.市場(chǎng)化程度

市場(chǎng)化程度作為基礎(chǔ)性制度環(huán)境，在轉(zhuǎn)型國(guó)家對(duì)改善資源配置效率、提升全要素生產(chǎn)率至關(guān)重要。影響路徑包括：產(chǎn)權(quán)保護(hù)機(jī)制、公共服務(wù)體系不斷完善、減少壟斷、提高產(chǎn)品市場(chǎng)與要素市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度。就市場(chǎng)化程度對(duì)實(shí)際控制人境外居留權(quán)企業(yè)的影響來(lái)看，較高市場(chǎng)化程度能夠緩解境外居留權(quán)企業(yè)的代理沖突，良好的市場(chǎng)化環(huán)境能夠抑制擁有境外居留權(quán)的實(shí)際控制人“掏空”行為，并緩解實(shí)際控制人境外居留權(quán)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的不利影響。中國(guó)幅員遼闊，各地區(qū)發(fā)展差異較大，市場(chǎng)化改革進(jìn)程各異，形成了較大差異的地區(qū)制度環(huán)境。市場(chǎng)化水平較高地區(qū)的制度比較完善，投資機(jī)會(huì)更多，能夠抑制金融資產(chǎn)投資。本文采用樊綱市場(chǎng)化總指數(shù)(2017)刻畫(huà)市場(chǎng)化程度，依據(jù)年度中位數(shù)將樣本分為市場(chǎng)化程度較高、較低兩組樣本，運(yùn)用模型(1)回歸，結(jié)果見(jiàn)表12第(1)～(2)列，實(shí)際控制人境外居留權(quán)與金融化程度的回歸系數(shù)在市場(chǎng)化程度高組不顯著，而在市場(chǎng)化程度低組，系數(shù)為0.0089且在5%水平上顯著，表明高市場(chǎng)化程度削弱了實(shí)際控制人境外居留權(quán)的“金融化”效應(yīng)。

2.外部審計(jì)質(zhì)量

良好的外部審計(jì)有助于降低信息不對(duì)稱(chēng)，具有較好的公司治理效應(yīng)，高質(zhì)量外部審計(jì)能夠抑制金融化企業(yè)的市場(chǎng)套利行為。事務(wù)所規(guī)模越大，其獨(dú)立性就越強(qiáng)，監(jiān)督治理效應(yīng)更明顯。代理問(wèn)題越嚴(yán)重以及受到越多監(jiān)管的境外居留權(quán)公司會(huì)通過(guò)雇用高質(zhì)量的審計(jì)機(jī)構(gòu)向市場(chǎng)傳達(dá)其擁有良好公司治理積極信號(hào)，以緩解外部公眾對(duì)境外居留權(quán)的質(zhì)疑。境外居留權(quán)公司聘請(qǐng)高質(zhì)量審計(jì)師審計(jì)能夠提高公司的財(cái)務(wù)績(jī)效。大多研究支持，被“國(guó)際四大”審計(jì)的企業(yè)財(cái)務(wù)信息更可信，更容易被市場(chǎng)投資者認(rèn)同。因此，預(yù)期高質(zhì)量審計(jì)能夠緩解境外居留權(quán)對(duì)金融化的正向影響，以事務(wù)所規(guī)模作為審計(jì)質(zhì)量的代理變量，具體依據(jù)是否聘請(qǐng)“國(guó)際四大”將樣本分為高、低審計(jì)質(zhì)量?jī)山M對(duì)模型(1)進(jìn)行回歸，結(jié)果見(jiàn)表12第(3)～(4)列，境外居留權(quán)與金融化程度的回歸系數(shù)在高質(zhì)量審計(jì)組不顯著，而在低質(zhì)量審計(jì)組則在5%的水平上顯著，說(shuō)明高質(zhì)量審計(jì)能夠更好發(fā)揮外部治理作用，緩解實(shí)際控制人境外居留權(quán)對(duì)金融化程度的正向影響。

表12 境外居留權(quán)與金融化的異質(zhì)性分析：外部治理

七、研究結(jié)論及啟示

本文運(yùn)用我國(guó)2011～2018年民營(yíng)上市公司數(shù)據(jù)，研究了實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)對(duì)實(shí)體企業(yè)金融化的影響及其作用機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)，與實(shí)際控制人沒(méi)有境外居留權(quán)的企業(yè)相比，實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)的企業(yè)金融化程度更高。進(jìn)一步采用更換主要變量衡量方法、增加上期金融化程度控制變量及緩解內(nèi)生性影響的穩(wěn)健性檢驗(yàn)后，結(jié)論仍然成立。機(jī)制檢驗(yàn)表明，第二類(lèi)代理沖突、短視行為及過(guò)度自信是境外居留權(quán)加劇金融化的路徑。作用環(huán)境分析顯示，良好的內(nèi)外部治理能夠緩解境外居留權(quán)的“金融化”效應(yīng)，抑制“脫實(shí)向虛”。

本文的研究結(jié)論具有以下政策啟示：第一，監(jiān)管層應(yīng)加強(qiáng)實(shí)際控制人境外居留權(quán)企業(yè)監(jiān)管。民營(yíng)企業(yè)具有股權(quán)高度集中的特點(diǎn)，并且實(shí)際控制人與管理層重合現(xiàn)象嚴(yán)重，境外居留權(quán)成為加劇該類(lèi)企業(yè)金融化的“保護(hù)傘”，監(jiān)管層應(yīng)加大該類(lèi)企業(yè)的監(jiān)管，并聯(lián)合公安部門(mén)加強(qiáng)對(duì)實(shí)際控制人的出入境管理，防止資本外流；同時(shí)強(qiáng)化金融資產(chǎn)配置等信息披露，使信息使用者全面了解其金融資產(chǎn)變動(dòng)趨勢(shì)、業(yè)績(jī)影響以及與實(shí)體投資的關(guān)系。第二，投資者應(yīng)關(guān)注實(shí)際控制人境外居留權(quán)對(duì)企業(yè)的負(fù)面影響。實(shí)際控制人境外居留權(quán)企業(yè)增多與該類(lèi)企業(yè)負(fù)面影響多元化并存值得投資者關(guān)注，本文從金融化視角提供了境外居留權(quán)負(fù)面影響的證據(jù)，提示投資者應(yīng)關(guān)注境外居留權(quán)對(duì)企業(yè)投融資行為，尤其是金融資產(chǎn)投資的潛在影響，金融化對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的“擠出效應(yīng)”日益引起關(guān)注，而境外居留權(quán)加劇金融化程度，投資者應(yīng)深入分析企業(yè)金融化動(dòng)因及其潛在影響，做出合理決策，避免投資損失。第三，完善內(nèi)外部治理環(huán)境是抑制境外居留權(quán)實(shí)體企業(yè)金融化的有效措施。本文提供了良好內(nèi)外部治理環(huán)境能夠緩解境外居留權(quán)對(duì)金融化促進(jìn)效應(yīng)的證據(jù)，為治理實(shí)體企業(yè)金融化提供了思路。就企業(yè)內(nèi)部治理而言，提高內(nèi)部控制質(zhì)量、增強(qiáng)獨(dú)立董事監(jiān)督、加強(qiáng)股權(quán)制衡是有效路徑；從外部治理來(lái)看，加快市場(chǎng)化進(jìn)程、提高外部審計(jì)質(zhì)量能抑制過(guò)度金融化，防止“脫實(shí)向虛”，讓金融資產(chǎn)回歸服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的本源，提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量。