鄭麗雅 易憲容

摘要：本文結(jié)合我國非金融企業(yè)脫實向虛行為的形成機制及微觀層面企業(yè)發(fā)展的特征事實，基于“管理層監(jiān)督機制”和“信息質(zhì)量”雙重視角探究抑制企業(yè)脫實向虛行為的內(nèi)在機制，并以2007-2019年我國滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù)為樣本，回歸擬合出企業(yè)最優(yōu)的金融化水平。研究發(fā)現(xiàn)：管理層持股比例的增加顯著抑制企業(yè)脫實向虛行為，可能的內(nèi)在機制是管理層持股比例增加通過弱化企業(yè)管理層與股東信息不對稱及弱化管理層自利動機、強化信息質(zhì)量等維度降低管理層自利動機，進而抑制企業(yè)脫實向虛的行為。因此，企業(yè)應(yīng)當重視管理層監(jiān)督及管理層激勵機制，培育良好的公司內(nèi)部治理環(huán)境抑制企業(yè)脫實向虛，以推進微觀層面實體經(jīng)濟的發(fā)展。

關(guān)鍵詞：脫實向虛行為；?金融化；?信息不對稱；?激勵機制

中圖分類號：F271；F842.69文獻標識碼：A文章編號：1001-148X（2023）03-0146-07

收稿日期：2022-10-20

作者簡介：鄭麗雅（1990-），女，山東青島人，講師，博士，研究方向：數(shù)字經(jīng)濟、公司金融；易憲容（1958-），本文通訊作者，男，北京人，教授，博士，研究方向：中國金融、國際金融、金融科技；Safi?Adnan（1989-），男，巴基斯坦人，特聘副教授，博士，研究方向：環(huán)境金融、公司金融。

一、引言

近幾年，伴隨著我國宏觀經(jīng)濟下行，實體企業(yè)利潤率下降，出現(xiàn)了大量非金融企業(yè)產(chǎn)業(yè)空心化的現(xiàn)象，企業(yè)脫實向虛日益凸顯。二十大報告中針對我國經(jīng)濟“脫實向虛”現(xiàn)象明確指出，要堅持把發(fā)展經(jīng)濟的著力點放在實體經(jīng)濟上，推進新型工業(yè)化，加快建設(shè)制造強國、質(zhì)量強國、航天強國、交通強國、網(wǎng)絡(luò)強國、數(shù)字中國，助力中國實體經(jīng)濟扎扎實實攀登高峰。

理論上，隨著金融市場的繁榮發(fā)展，非金融企業(yè)應(yīng)該適當持有一定比例的金融資產(chǎn)，確實可以緩解企業(yè)的融資約束，為企業(yè)的研發(fā)及主業(yè)的發(fā)展提供更充足的現(xiàn)金流。因此，企業(yè)適度投資金融產(chǎn)品并非脫實向虛，是無需要過度擔心的。然而，如果企業(yè)大量的資金涉足于金融行業(yè)或金融產(chǎn)品，那么必將會引起實體企業(yè)產(chǎn)業(yè)空心化，從而出現(xiàn)實體企業(yè)脫實向虛的行為［1］。那就意味著實體企業(yè)偏離生產(chǎn)，淪為“游資炒作”的融資平臺，嚴重拖累實體經(jīng)濟的發(fā)展，甚至?xí)鹞⒂^層面股價崩盤風(fēng)險的發(fā)生。此外，非金融企業(yè)脫實向虛的行為還會吹大金融市場的泡沫，使得虛擬經(jīng)濟過度膨脹，引發(fā)嚴重的經(jīng)濟危機甚至?xí)绊懡鹑谙到y(tǒng)的穩(wěn)定。因此，探究如何抑制實體企業(yè)脫實向虛的行為具有重要理論價值和現(xiàn)實意義。

本文的邊際貢獻如下：第一，本文通過動態(tài)模型分離出企業(yè)是否存在脫實向虛的行為試圖從根源上探討企業(yè)脫實向虛行為產(chǎn)生的根本原因。同時，考慮到管理層在企業(yè)決策中的關(guān)鍵地位，試圖從管理層的視角尋求可能抑制企業(yè)脫實向虛行為的因素。第二，本文基于Logit模型從動態(tài)角度考察管理層持股對企業(yè)脫實向虛行為選擇的影響，并運用傾向得分匹配法實證分析了管理層持股較高的企業(yè)和管理層持股較低的企業(yè)對企業(yè)脫實向虛行為的差異，從動態(tài)角度實證分析了企業(yè)脫實向虛的現(xiàn)象，從微觀角度進一步豐富了企業(yè)脫實向虛研究的相關(guān)理論。第三，本文在現(xiàn)有文獻的基礎(chǔ)上闡釋了企業(yè)脫實向虛行為是管理層短視的結(jié)果，同時進一步研究指出管理層持股能夠通過提升管理層監(jiān)督機制、提升企業(yè)信息質(zhì)量等渠道降低管理層短視行為，從而有效地降低企業(yè)脫實向虛的行為。

二、理論分析與研究假設(shè)

關(guān)于企業(yè)脫實向虛現(xiàn)有研究主要圍繞其背后的動因和產(chǎn)生的經(jīng)濟后果兩個方面。關(guān)于企業(yè)脫實向虛的動因，學(xué)術(shù)界基本一致認為實體經(jīng)濟的停滯及利潤率的下降是引起企業(yè)脫實向虛行為的根本原因。一方面，傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)利潤率的下降導(dǎo)致企業(yè)尋求其他獲得更高利潤率的渠道，進而使得經(jīng)濟活動的中心從傳統(tǒng)的生產(chǎn)活動轉(zhuǎn)移到金融行業(yè)［2］。Orhangazi（2008）指出企業(yè)的脫實向虛行為會降低企業(yè)的投資效率，尤其是當企業(yè)投資不足時，企業(yè)脫實向虛行為的擠出效應(yīng)尤其明顯，從而使得企業(yè)的投資效率進一步偏離最優(yōu)投資水平，從而增加企業(yè)的非效率投資［3］。Jiang?et?al.（2010）以中國市場為例從市場競爭的角度對其進行了進一步的闡釋，指出近幾年中國激烈的市場競爭降低了實體企業(yè)的利潤率，惡化了企業(yè)對實體經(jīng)濟的投資意愿，為了追逐更高的利潤，企業(yè)更傾向于投資周期短、回報高的金融產(chǎn)品［4］。另一方面，基于資本的逐利性及金融和房地產(chǎn)的暴利驅(qū)使，大量非金融企業(yè)涉足房地產(chǎn)和金融領(lǐng)域。尤其是近幾年，房地產(chǎn)價格攀升及買漲不買跌的心理推升了資本市場的上漲預(yù)期，基于樂觀的預(yù)期下資本市場顯著增加對房地產(chǎn)的購買量和投入進而減少了實體企業(yè)的投資，從而對實體企業(yè)產(chǎn)生“擠出”效應(yīng)。穆林娟以中國雅戈爾公司2013-2018年公司財務(wù)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)對雅戈爾持有上市公司可供出售金融資產(chǎn)數(shù)據(jù)與雅戈爾主營業(yè)務(wù)利潤關(guān)系進行研究發(fā)現(xiàn)伴隨著企業(yè)投資金融資產(chǎn)收益的增加，其主營服裝板塊的利潤率出現(xiàn)了下降的趨勢，說明該公司金融資產(chǎn)投資擠占了其主營業(yè)務(wù)的發(fā)展，抑制了其實體經(jīng)濟的收益［5］。2011年后我國宏觀經(jīng)濟下行，生產(chǎn)要素成本提高及過剩的產(chǎn)能都進一步壓榨了實體企業(yè)的利潤空間，進一步迫使實體企業(yè)投資于金融和房地產(chǎn)等行業(yè)，導(dǎo)致了實體企業(yè)產(chǎn)業(yè)空心化嚴重。此外，經(jīng)濟政策不確定性減弱會抑制企業(yè)投資金融資產(chǎn)配置，如果宏觀經(jīng)濟上行，企業(yè)融資約束降低，這會使得企業(yè)更容易進行擴張和投資，增加企業(yè)的項目投資機會，從而一定程度減緩企業(yè)金融資產(chǎn)配置的程度［6］。

關(guān)于企業(yè)脫實向虛的經(jīng)濟后果，現(xiàn)有研究主要從蓄水池效應(yīng)和金融穩(wěn)定兩個方面進行研究。一方面，在企業(yè)面臨融資約束緊張時，配置金融資產(chǎn)的實體企業(yè)可以通過出售其金融資產(chǎn)緩解融資約束和財務(wù)困境，改善企業(yè)的現(xiàn)金流，進而有利于企業(yè)擴大經(jīng)營及再投資［7-8］。鄧超等以我國2007-2017年A股上市的非金融企業(yè)為研究對象，運用面板數(shù)據(jù)進行回歸得出結(jié)論認為企業(yè)金融資產(chǎn)持有比例與主營業(yè)務(wù)利潤率并非線性關(guān)系，在一定閾值之前企業(yè)持有金融資產(chǎn)會顯著增加企業(yè)的主營業(yè)務(wù)利潤率，而超過一定閾值以后企業(yè)過度持有金融資產(chǎn)反而會抑制企業(yè)主營業(yè)務(wù)利潤率，二者呈U型關(guān)系且其金融化程度伴隨著股東利益最大化的概念增強而加深。在市場需求低迷及外部環(huán)境不確定性較強時，企業(yè)更傾向于持有金融性資產(chǎn)作為風(fēng)險對沖的工具。因為相比較于其他資產(chǎn)而言，金融資產(chǎn)本身具有周期短、回報高、流動性強等特點，持有一定比例的金融資產(chǎn)既可以增強企業(yè)的流動性，也可以為企業(yè)運營等提供一定的現(xiàn)金流，緩解其融資約束，短期內(nèi)改善企業(yè)的盈利水平［9］。對于我國中小企業(yè)而言，中小企業(yè)規(guī)模相對較小，信息披露程度不完善，相比較于國有企業(yè)，中小企業(yè)普遍面臨融資難及融資成本相對較高的問題。當宏觀經(jīng)濟不確定性增加時，中小企業(yè)為了緩解融資約束更傾向于進行金融資產(chǎn)配置緩解公司的流動性、降低企業(yè)財務(wù)風(fēng)險等問題［10］。吳軍和陳麗萍（2018）基于我國2007-2015年上市公司平衡樣本數(shù)據(jù)進行實證研究發(fā)現(xiàn)在風(fēng)險可控的前提下，企業(yè)適度比例配置金融資產(chǎn)不僅可以改善企業(yè)的現(xiàn)金流，增加現(xiàn)金的利用率，還可以提升企業(yè)的利潤率，對降低非金融企業(yè)的杠桿率也能夠起到積極的作用［11］。當然，也有學(xué)者提出不同觀點，劉景卿和李璐（2021）研究發(fā)現(xiàn)我國企業(yè)金融化具有顯著的同族傳染效應(yīng)，進一步利用部門間投入產(chǎn)出關(guān)聯(lián)檢驗發(fā)現(xiàn)實體企業(yè)金融化顯著負向影響金融穩(wěn)定［12］。彭俞超等（2018）基于股價崩盤風(fēng)險角度研究也給予同樣的結(jié)論，即非金融企業(yè)的金融投資每增加1個標準差，未來一期的股價崩盤風(fēng)險約增加5.5%的標準差。進一步研究表明伴隨企業(yè)較高的破產(chǎn)風(fēng)險及較高的股價波動時，企業(yè)金融投資水平與股價崩盤風(fēng)險之間關(guān)系更加顯著，而有效的內(nèi)部控制及較高的信息透明度可以抑制企業(yè)脫實向虛與股價崩盤風(fēng)險之間的關(guān)系［13］。

綜上所述，現(xiàn)有研究還存在以下拓展空間：第一，現(xiàn)有研究詳盡地考察了企業(yè)脫實向虛行為的動因和經(jīng)濟后果，但是現(xiàn)有文獻都將金融化視為同質(zhì)行為，事實上，企業(yè)金融化應(yīng)該可以劃分為金融化不足、最優(yōu)金融化及過度金融化，且三種不同情況對企業(yè)的影響存在差異，僅有過度金融化才會對企業(yè)投資產(chǎn)生擠出效應(yīng)及對股價崩盤風(fēng)險產(chǎn)生顯著影響。因此，不能將企業(yè)金融化完全負面化，而應(yīng)該從中將企業(yè)金融化不足與過度金融化分離出來進行分別探討，才能夠更有利于制定具有針對性地抑制企業(yè)脫實向虛的政策和方針。第二，現(xiàn)有研究著重探討了外部政策的不確定性、分析師追蹤人數(shù)、企業(yè)的融資約束與企業(yè)脫實向虛的關(guān)系，忽視了企業(yè)管理層的作用。管理層作為企業(yè)的核心，在企業(yè)扮演著至關(guān)重要的位置，本文試圖基于管理層持股比例這一微觀角度探索管理層持股比例高低是否會影響企業(yè)脫實向虛行為的選擇。理論上講，一方面管理層持股能夠降低管理層自利的動機，有效地避免管理層通過配置較多的金融資產(chǎn)掩蓋不良資產(chǎn)負債表獲取短期利益的行為。另一方面，現(xiàn)有研究中證實管理層持股是一種較為有效的監(jiān)督機制，可以有效地降低管理層與股東之間利益不一致的問題，從而緩解委托代理問題，優(yōu)化企業(yè)的投資決策，從而有效地避免企業(yè)在管理過程中出現(xiàn)脫實向虛的行為。綜上所述，本文提出如下假設(shè)：管理層持股比例的增加降低企業(yè)脫實向虛行為選擇的概率。

三、樣本選擇與研究設(shè)計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

考慮到我國企業(yè)會計準則于2006年修訂，因此本文的樣本區(qū)間為2007-2019年。根據(jù)研究慣例，本文剔除了金融業(yè)的樣本、主要變量存在缺失值的樣本，以及處于特殊狀態(tài)（ST、*ST、暫停上市、退市）的樣本，并且為了排除極端值的影響對所有連續(xù)變量在前后1%的水平上進行了縮尾處理。最終，本文所使用的樣本中包含12668個企業(yè)－年份觀測值。

（二）變量定義

1.企業(yè)過度金融化

本文借鑒前人的研究［14］，采用金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比值來定義企業(yè)金融化。借鑒宋軍等學(xué)者的做法，將交易性金融資產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)、衍生金融資產(chǎn)、發(fā)放貸款及墊款、買入返售金融資產(chǎn)、持有至到期投資和投資性房地產(chǎn)七類資產(chǎn)界定為金融資產(chǎn)，由于房地產(chǎn)具有金融屬性，因此本文將房地產(chǎn)投資化作金融資產(chǎn)，而由于貨幣資金大多用于企業(yè)生產(chǎn)運營及日常經(jīng)營，因此本文將貨幣資金剔除。

綜上，設(shè)定金融化程度（Finance）計算公式如下：

Financei，t=將交易性金融資產(chǎn)+衍生金融資產(chǎn)+買入返售金融資產(chǎn)+發(fā)放貸款及墊款+可供出售金融資產(chǎn)+持有至到期投資+投資性房地產(chǎn)總資產(chǎn)

（1）

在此基礎(chǔ)上進一步構(gòu)建金融化適度性甄別模型（2）并且對企業(yè)的目標金融化水平進行擬合得出企業(yè)實際金融化水平與目標金融化水平的差距。如果企業(yè)實際金融化水平大于模型預(yù)測的企業(yè)目標金融化水平時，說明企業(yè)存在脫實向虛行為，該指標偏離越多，說明企業(yè)脫實向虛行為的概率越高。

Financei，t=0+1Financei，t－1+2Growthi，t－1+3Levi，t－1+4CFOi，t－1+5Sizei，t－1+6Agei，t－1+7ROAi，t－1+φt+τt+ε（2）

其中Financei，t表示實體企業(yè)當期金融化程度，F(xiàn)inancei，t-1表示實體企業(yè)上期金融化程度；ROAi，t-1表示企業(yè)資產(chǎn)報酬率，以上期營業(yè)收入增長率表示；Levi，t-1表示企業(yè)財務(wù)杠桿，以上期資產(chǎn)負債率表示；CFOi，t-1表示企業(yè)現(xiàn)金流狀況，以上期經(jīng)營現(xiàn)金凈流量表示；Sizei，t-1表示企業(yè)規(guī)模，以上期資產(chǎn)總額取自然對數(shù)表示；ROEi，t-1表示企業(yè)上市年限，以ln［（上期年份-上市年份）+1］計算所得；Industry、Year分別表示行業(yè)和年度虛擬變量。本文對模型（2）采用最小二乘法回歸擬合出實體企業(yè)最優(yōu)金融化水平，然后以實際金融化水平減去最優(yōu)金融化水平得到實體企業(yè)過度金融化程度指標，其值越大表明過度金融化的可能性越大；同時，借鑒Richardson（2006）構(gòu)建的非效率投資模型的思想，設(shè)置實體企業(yè)過度金融化虛擬變量FRTV反映是否存在企業(yè)脫實向虛行為，當回歸結(jié)果殘差大于0時表示存在脫實向虛行為，F(xiàn)RTV取值為1，否則取值為0。

2.管理層持股比例

本文沿用前人的研究［15］，本文使用管理層持股數(shù)量/股本衡量管理層持股情況。

（三）模型設(shè)定

基于上文的理論分析，本文認為管理層持股會通過強化管理層監(jiān)督機制及增強企業(yè)信息質(zhì)量渠道降低管理層自利動機，從而抑制企業(yè)出現(xiàn)脫實向虛的行為。為了驗證本文的推論，本文以管理層持股比例作為本文的被解釋變量，以企業(yè)是否存在脫實向虛行為作為核心的解釋變量，構(gòu)建基準模型如下：

FRTVi，t=β0+β1MSharei，t－1+∑CV+∑Industry+∑Year+εi，t（3）

其中，i，t代表企業(yè)i在t年的變量，MShare、FRTV為企業(yè)管理層持股的比例及企業(yè)是否存在脫實向虛的行為，CV為本文的控制變量。具體而言：控制變量層面參考了現(xiàn)有的研究，選取如下變量：（1）上一期企業(yè)金融化程度（L.Fin）；（2）企業(yè)規(guī)模（Size）；（3）企業(yè)資產(chǎn)收益率（ROE）;（4）企業(yè)資產(chǎn)報酬率（ROA）；（5）企業(yè)杠桿率（Lever）;（6）獨立董事比例（ID）；（7）董事長與總經(jīng)理二職合一（DUAL）；（8）產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（SOE）機構(gòu)投資者持股比例（IHold）;（9）企業(yè)現(xiàn)金持有量（CASH）。模型中還控制了企業(yè)固定效應(yīng)和年度固定效應(yīng)，并對回歸系數(shù)的標準誤在企業(yè)層面進行了聚類處理。模型中為了盡量避免內(nèi)生性，解釋變量和控制變量全部采用滯后一期的數(shù)據(jù)。本文主要變量定義及描述性統(tǒng)計詳見表1。

四、實證結(jié)果分析

（一）基準模型

由于回歸結(jié)果中被解釋變量為企業(yè)是否存在脫實向虛行為是虛擬變量，因此本文采用Logit二分類變量回歸模型，從表2第（1）列回歸結(jié)果中可以看出，管理層持股比例與企業(yè)脫實向虛行為的回歸系數(shù)為-0.2952，結(jié)果在5%水平上顯著。模型中考慮到異方差所引起的研究偏誤的影響，表2第（2）列回歸中采用了穩(wěn)健標準誤對模型進行估計，表2第（3）列采用cluster聚類穩(wěn)健的標準誤進行估計，其中列（2）和列（3）結(jié)果與列（1）基本保持一致。這意味著管理層持股比例的增加可以抑制企業(yè)脫實向虛的行為的結(jié)果較為穩(wěn)健。從經(jīng)濟學(xué)意義上講，管理層持股比例每增加1單位的標準差，企業(yè)脫實向虛行為選擇的概率降低相當于樣本標準差的10.59%（0.2952×0.179/0.499）。假設(shè)得到驗證。

（二）穩(wěn)健性檢驗

為保證研究結(jié)論的可靠性和穩(wěn)健性，本文選取以下四種方法：（1）替換變量，重新測度管理層持股對企業(yè)脫實向虛行為選擇的影響；（2）為了避免模型的內(nèi)生性問題，采用probit對模型進行重新回歸；（3）運用傾向得分匹配法（PSM）檢驗是否存在處理效應(yīng)。

1.替換關(guān)鍵變量

誠如上文所言，微觀層面企業(yè)脫實向虛行為既包括企業(yè)過度金融化，同時也涵蓋企業(yè)通過委托貸款、委托理財?shù)刃问匠霈F(xiàn)的類金融化行為?；诖?，本文借鑒前人研究，用委托貸款、委?托理財和民間借貸三者之和的自然對數(shù)作為企業(yè)是否存在脫實向虛行為的替代變量對結(jié)果進行重新檢驗。表3回歸結(jié)果表明：經(jīng)過替換核心解釋變量后，管理層持股比例增加仍然顯著抑制企業(yè)脫實向虛行為。與本文基準回歸結(jié)果保持一致。

2.內(nèi)生性問題

（1）Probit模型。考慮到模型中可能存在的內(nèi)生性問題，表4采用probit模型、穩(wěn)健性標準誤及聚類標準誤等方法對管理層持股比例與企業(yè)脫實向虛行為之間的關(guān)系進行重新估計。表4回歸結(jié)果表明：替換核心估計方法后，本文的研究結(jié)論管理層持股比例的增加能夠顯著降低企業(yè)脫實向虛行為選擇依然穩(wěn)健。

（2）基于PSM法檢驗平均處理效應(yīng)。為了更好地控制其他因素對管理層持股與企業(yè)脫實向虛行為之間的影響，本文檢驗了是否存在處理效應(yīng)。本文參考王少華等（2020）的做法［16］將管理層持股比例進行動態(tài)化研究，具體做法如下：在考察期內(nèi)如果當年管理層持股比例大于上一年企業(yè)管理層持股的比例，則MShare取值為1，作為實驗組；否則，MShare取值為0，作為控制組。在滿足平行性假設(shè)和共同支撐假設(shè)前提條件下，選擇企業(yè)實體規(guī)模（Size）、資產(chǎn)收益率（ROE）、董事長與CEO是否二職合一（DUAL）、企業(yè)資產(chǎn)報酬率（ROA）及機構(gòu)投資者持股比例（IHold）作為匹配指標進行Logit回歸。表5匯報了Logit回歸結(jié)果，董事長與CEO二職合一、企業(yè)業(yè)績越好，企業(yè)管理層持股比例越高。根據(jù)Logit回歸得到傾向得分，并按照傾向得分匹配法進行一對一鄰近匹配，使得處理組和對照組特征基本一致。最后，根據(jù)匹配后的樣本計算得出實體企業(yè)脫實向虛行為選擇的平均處理效應(yīng)（ATT值），從而進一步判斷企業(yè)管理層持股比例上升能否有效抑制企業(yè)脫實向虛行為。

五、影響機制分析

（一）管理層監(jiān)督機制檢驗

上文已經(jīng)證實管理層持股比例的增加可以抑制企業(yè)脫實向虛的行為，但是其具體的影響機制尚不清晰。眾所周知，金融資產(chǎn)的收益不是穩(wěn)賺不賠的，風(fēng)險與收益是成正比的，投資金融資產(chǎn)意味著企業(yè)的未來會面臨更多的不確定性。而管理層持股比例可以有效地降低管理層與股東利益不一致的問題，隨著持股比例的增加，管理層與股東利益實現(xiàn)捆綁，有效降低企業(yè)委托代理問題，從而作為一種有效的監(jiān)督機制，降低管理層自利行為，從而降低管理層脫實向虛的行為選擇的概率。因此，本文認為存在管理層持股—降低公司治理成本—降低企業(yè)脫實向虛的行為選擇的機制。為了驗證上述觀點，本文用企業(yè)銷售費用與管理費用之和與主營業(yè)務(wù)收入的比作為公司治理成本的代理變量，該數(shù)值越大，表明股東與管理層之間的代理成本越高，公司治理效率越低。表6報告了中介效應(yīng)檢驗結(jié)果，該結(jié)果表明：管理層持股可以成為有效的監(jiān)督機制，降低公司治理成本，且結(jié)果在1%水平上顯著為負。在加入公司治理成本中介效應(yīng)后，管理層持股對企業(yè)脫實向虛行為選擇影響的解釋力度變低，說明公司治理成本是管理層持股降低企業(yè)脫實向虛行為選擇的重要路徑之一。

為了佐證上述觀點，本文進一步對管理層持股能否降低管理層隱藏資產(chǎn)負債表動機進行進一步檢驗。本文借鑒Khan?et?al.（2009）的計算方法采用會計穩(wěn)健性指標Cscore和Gscore作為被解釋變量。其中，Cscore指標越高，說明企業(yè)會計穩(wěn)健性越強，借鑒彭俞超等學(xué)者的研究用Cscore表示企業(yè)處理負面消息的及時性，該指標數(shù)值越大，說明企業(yè)處理負面消息越及時。Gscore在前人研究中用作衡量企業(yè)會計盈余對好消息的靈敏度越高，該指標越大，說明企業(yè)披露好消息越及時。表7回歸結(jié)果表明管理層持股對Cscore和Gscore的系數(shù)顯著為正，說明數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展使得企業(yè)在會計處理上既能夠及時披露好消息，也能夠及時披露負面消息，降低企業(yè)與外界的信息不對稱。表7列（3）被解釋變量為KV指數(shù)，該指標越高，說明企業(yè)信息披露質(zhì)量越低。表7列（3）回歸結(jié)果表明，管理層持股可以顯著提升企業(yè)信息披露質(zhì)量。也間接地證明了管理層持有一定比例的股份可以改善企業(yè)信息不對稱程度，降低管理層隱藏負面消息的動機和管理層自利動機，從而降低企業(yè)脫實向虛行為的選擇。

（二）信息質(zhì)量機制

誠如上文所言，管理層過度投資金融產(chǎn)品會造成企業(yè)脫實向虛，從而擠出實體企業(yè)主業(yè)投資，從而造成其主營業(yè)務(wù)利潤率的降低。那么為什么管理層還是要選擇脫實向虛的行為呢？背后的原因和動機是什么呢？誠如上文所提到過的，本文認為這是管理層短視行為的結(jié)果。背后可能原因是由于管理層通過金融產(chǎn)品的投資粉飾企業(yè)業(yè)績，進一步迎合短期投資者的利益，弱化企業(yè)之間潛在的利益沖突。為了驗證本文邏輯的正確性，借鑒前人的研究，將投資者分為長期投資者和短期機會主義投資者。?表8第（1）、（2）列?可以發(fā)現(xiàn)，當現(xiàn)有股東為長期投資者時，管理層持股對企業(yè)脫實向虛行為的影響不顯著，而在短期機會主義投資者的子樣本中則顯著。此外，當行業(yè)面臨較為激烈的競爭時，經(jīng)營績效較差的企業(yè)管理層面對的壓力相對較大，管理層掩蓋主營業(yè)務(wù)利潤下降的不良信息的動機更為強烈，且該效應(yīng)高于競爭不激烈行業(yè)的樣本，這一推斷在表8第（3）、（4）列的估計結(jié)果中得到印證。?上述結(jié)果表明，管理層為了追求較高的利潤，掩蓋企業(yè)不良信息從而進行較多的金融投資，誘發(fā)了管理層自利的動機，出現(xiàn)了企業(yè)脫實向虛的行為。而實證研究結(jié)果表明：管理層持股比例的增加能夠顯著降低管理層自利動機，進而降低企業(yè)脫實向虛的行為。

六、結(jié)論與啟示

本文從“管理層監(jiān)督機制”和“企業(yè)信息質(zhì)量”雙重視角探究管理層持股對實體企業(yè)脫實向虛行為選擇的影響。研究結(jié)論如下：（1）管理層持股比例的增加能夠顯著降低實體企業(yè)出現(xiàn)脫實向虛行為選擇的概率，這說明充分發(fā)揮管理層激勵機制能夠?qū)ζ髽I(yè)脫實向虛行為選擇起到一定的遏制作用。就經(jīng)濟學(xué)意義而言，管理層持股比例每增加１單位的標準差，企業(yè)脫實向虛行為選擇的概率降低相當于樣本標準差的10.59%。（2）管理層持股比例降低企業(yè)脫實向虛行為選擇的概率的作用機制主要表現(xiàn)在兩個方面，即管理層持股比例能夠通過強化管理層監(jiān)督機制且改善企業(yè)信息不對稱降低實體企業(yè)脫實向虛的行為選擇，這說明企業(yè)的監(jiān)督機制及信息質(zhì)量的提高對于遏制實體企業(yè)脫實向虛至關(guān)重要。

本文的政策啟示如下：首先，管理層持股比例的增加有利于提升企業(yè)的監(jiān)督機制及改善信息質(zhì)量，這對于引導(dǎo)經(jīng)濟發(fā)展回歸實體經(jīng)濟具有重要的作用。因此，持續(xù)深化管理層激勵機制，在促進發(fā)展實體經(jīng)濟的基礎(chǔ)上關(guān)注企業(yè)的委托代理問題引發(fā)的利益沖突，完善企業(yè)管理層激勵計劃機制，優(yōu)化管理層的投資決策，進而促進實體經(jīng)濟的發(fā)展。其次，由于管理層持股比例增加在弱化企業(yè)脫實向虛行為選擇路徑中另一個重要的隱含路徑是降低企業(yè)之間的信息不對稱性，由此可以降低管理層自利的動機來改善企業(yè)脫實向虛的行為選擇。因此，政府和企業(yè)層面可以考慮提高信息披露質(zhì)量，降低企業(yè)、投資者及利益相關(guān)者之間的信息不對稱性。

參考文獻：

［1］鄭麗雅，易憲容.企業(yè)杠桿率偏離對金融穩(wěn)定的影響研究——基于股價崩盤風(fēng)險的視角［J］.學(xué)習(xí)與實踐，2022（2）：64-72.

［2］韓珣，李建軍.金融錯配、非金融企業(yè)影子銀行化與經(jīng)濟“脫實向虛”［J］.金融研究，2020，482（8）：93-111.

［3］Orhangazi?O.?Financialization?and?Capital?Accumulation?in?the?Non?Financial?Corporate?Sector：?A?Theoretical?and?Empirical?Investigation?on?the?US?Economy，1973-2004［J］.?MPRA?Paper，?2007，?32（6）：863-886.

［4］Jiang?G，Lee?C，Yue?H.?Tunneling?Through?Inter?Corporate?Loans：?The?China?Experience［J］.?Journal?of?Financial?Economics，2010，98（1）：1-20.

［5］穆林娟，佟欣.實體企業(yè)金融化及其經(jīng)濟后果研究——以雅戈爾集團股份有限公司為例［J］.財務(wù)管理研究，2020（1）：51-58.

［6］鄧江花，郭永芹.經(jīng)濟政策不確定性背景下實體企業(yè)金融資產(chǎn)配置動機研究——金融資產(chǎn)異質(zhì)性視角［J］．工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟，2021（6）：43-51.

［7］Stulz?R.，?Johnson?H.?An?Analysis?of?Secured?Debt［J］.?Journal?of?Financial?Economics，1985，14（4）：501-521.

［8］胡金焱，張曉帆.高管金融背景、外部監(jiān)督與非金融企業(yè)影子銀行化［J］．濟南大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2022，32（1）：101-116.

［9］鄧超，夏文珂，陳升萌.非金融企業(yè)金融化：“股價穩(wěn)定器”還是“崩盤助推器”［J］.金融經(jīng)濟學(xué)研究，2019（3）：120-136.

［10］朱冠平，熊家財，彭濤.企業(yè)金融化、風(fēng)險承擔水平與商業(yè)信用融資［J］.商業(yè)研究，2022（6）：125-133.

［11］吳軍，陳麗萍.非金融企業(yè)金融化程度與杠桿率變動的關(guān)系——來自A股上市公司和發(fā)債非上市公司的證據(jù)［J］.金融論壇，2018（1）：3-15+51.

［12］劉景卿，李璐.實體企業(yè)金融化對金融穩(wěn)定的影響研究［J］.經(jīng)濟學(xué)家，2021（3）：82-90.

［13］彭俞超，彭丹丹.金融業(yè)相對盈利性與經(jīng)濟增長——來自121個國家的國際經(jīng)驗［J］.國際金融研究，2018（8）：23-32.

［14］張成思，張步曇.中國實業(yè)投資率下降之謎：經(jīng)濟金融化視角［J］.經(jīng)濟研究，2016（12）：32-46.

［15］王化成，曹豐，葉康濤.監(jiān)督還是掏空：大股東持股比例與股價崩盤風(fēng)險［J］.管理世界，2015（2）：45-57，187.

［16］王少華，郭偉，黃賢環(huán).中國實體企業(yè)金融化適度性的甄別模型構(gòu)建與運用［J］.江西財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2020（4）：3-14.

The?Role?of?Management?Shareholding?in?Driving?the?Shift?from?Real?to

Virtual?Business?Models

ZHENG?Li-ya1，YI?Xian-rong2a，Safi?Adnan2b

（1.School?of?International?Economics?and?Trade，?Ningbo?University?of?Finance?and?Economics，

Ningbo?315175，?China;?2.Qingdao?University，?a.Scohool?of?Wealth?Management?Institute;

b.School?of?Economics，Qingdao?266071，?China）

Abstract：?Abstract：?The?present?study?focuses?on?understanding?the?formation?mechanism?of?Chinas?non-financial?enterprises，?particularly?their?transition?from?the?real?to?the?virtual?model，?and?the?characteristics?of?firm?development?at?the?micro-level.?To?achieve?this，?the?study?investigates?the?behavior?of?enterprises?considering?management?supervision?mechanisms?and?information?quality?as?key?factors.?Using?data?from?Chinas?Shanghai?and?ShenZhen?A-share?listed?companies?between?2007?and?2019，?the?study?employs?a?fitted?regression?model?to?determine?the?optimal?level?of?finalization?for?these?enterprises.?The?results?of?the?study?indicate?a?significant?constraint?on?enterprises?shift?from?the?real?to?the?virtual?model?due?to?an?increase?in?the?management?shareholding?ratio.?Furthermore，?through?empirical?tests?aimed?at?identifying?possible?internal?mechanisms，?the?study?reveals?that?an?increase?in?management?shareholding?reduces?self-interest?motivation?by?minimizing?information?asymmetry?between?management?and?shareholders.?As?a?result，?this?reduction?in?information?asymmetry?enhances?the?firms?information?quality?and?prevents?deviation?from?the?real?to?the?virtual?model.?Therefore，?enterprises?should?prioritize?management?supervision，?incentive?mechanisms，?and?foster?an?excellent?internal?governance?environment?to?prevent?the?transition?from?real?to?virtual?models?and?promote?the?development?of?the?real?economy?at?the?micro-level.

Key?words：from?the?real?to?the?virtual?model;?financialization;?information?asymmetry;?incentive?mechanism

（責任編輯：周正）