王虹 何佳 萬旭仙

(四川大學 商學院，四川 成都 610064)

一、引言

實體產業(yè)與金融服務協(xié)調發(fā)展是我國建設現(xiàn)代化經濟體系的必由之路。然而，實體企業(yè)配置金融資產、進行跨行套利的現(xiàn)象值得深思。根據(jù)CSMAR數(shù)據(jù)，我國非金融類上市公司平均金融資產持有量在2009年約為2.96億元，2019年約為8.13億元，上漲了175%；平均實現(xiàn)金融利潤在2009年約為0.99億元，2019年約為1.86億元，上漲了88%，金融利潤占利潤總額的比重由19.42%增長到25.42%。實體企業(yè)金融化趨勢引發(fā)了學者對其影響因素的關注，認為企業(yè)內部特征、管理層特質以及外部環(huán)境條件等均會影響企業(yè)金融化水平[1-5]。無論是外部環(huán)境還是內部特征，要內化為企業(yè)金融化的決策行動，最終要落實到決策者的心理傾向與決策行為上。在信息傳播無所不達的年代，各類行業(yè)錦標賽、薪酬排行榜不可避免地對企業(yè)決策層產生動力、壓力等心理影響。上述影響是否會刺激高管產生企業(yè)金融化的相關決策行為，是本文思考的起點。

已有研究表明，“自我-他人”的利益比較會刺激個體的嫉妒情緒和競賽心理，從而影響其決策行為[6]。行業(yè)錦標賽激勵即是利用高管對行業(yè)薪酬差距、晉升概率的特殊情緒，刺激高管的競爭心理，督促其努力提升公司業(yè)績和自身地位。在實業(yè)發(fā)展雖是根基卻面臨風險與業(yè)績壓力、金融投資誘惑力十足的背景下，企業(yè)高層管理者如何配置資金并取得收益，面臨著長遠目標與現(xiàn)實選擇、企業(yè)利益與自我實現(xiàn)的心理博弈：是否要“搭乘”企業(yè)金融化這輛“快車”實現(xiàn)業(yè)績提升？探討行業(yè)錦標賽激勵在這種博弈中的影響機制與結果，成為本文的研究目標。

目前關于行業(yè)錦標賽激勵的研究主要集中在其治理效應。Coles等(2018)[7]發(fā)現(xiàn)，基于薪酬差距衡量的行業(yè)錦標賽激勵提升了企業(yè)業(yè)績和風險承擔水平。Huang等(2019)[8]從產品市場收益的角度，研究發(fā)現(xiàn)行業(yè)錦標賽激勵提高了現(xiàn)金持有價值。梅春等(2019)[9]驗證了行業(yè)錦標賽激勵對創(chuàng)新產出的促進作用。然而，鄧鳴茂等(2020)[10]發(fā)現(xiàn)，行業(yè)錦標賽激勵也可能產生不利影響，加劇股價崩盤風險。與此同時，學術界關于企業(yè)金融化影響因素的研究頗為豐富，主要集中在經濟政策不確定性[5，11]、宏觀審慎政策[12]、企業(yè)財務特征[1]、管理層過度自信[2]和金融背景[3，13]等方面。本文的思路是從行業(yè)錦標賽激勵的心理傳導視角探究企業(yè)金融化的原因，并且從如下方面進行多角度檢驗：金融化是否存在結構性差異？不同市場態(tài)勢和激勵方式下，行業(yè)錦標賽激勵對企業(yè)金融化的影響是否有所差別？行業(yè)錦標賽激勵在刺激企業(yè)金融化的同時，對核心業(yè)務會產生怎樣的影響？

相比已有研究，本文的邊際貢獻在于：(1)從心理層面闡釋行業(yè)錦標賽激勵機制，分析其對企業(yè)金融化的影響，豐富了企業(yè)金融化影響因素和行業(yè)錦標賽激勵經濟后果的相關研究。(2)將金融化的結構性差異、市場態(tài)勢、激勵異質性納入分析框架，捕捉不同情形下，行業(yè)錦標賽激勵對企業(yè)金融化的影響，為投資者和監(jiān)管部門分類評價提供參考。(3)立足經濟、金融協(xié)調發(fā)展，分析行業(yè)錦標賽激勵對核心業(yè)務的沖擊，對于引導企業(yè)專注核心競爭力，避免過度金融化、泡沫化具有現(xiàn)實意義。

二、理論分析與假設提出

(一)行業(yè)錦標賽激勵的心理傳導機制

情緒心理學認為，不同的客觀事物或現(xiàn)象對人有不同的意義，會使人產生一定的態(tài)度，并體現(xiàn)為某種情緒心理，指引個體做出相應的行為，即構成“客觀事實——情緒心理——決策行為”的傳導機制[14]。人類社會普遍存在“嫉妒情緒”和“嫉妒心理”，盧長寶等(2013)[15]根據(jù)嫉妒的社會比較特質，研究發(fā)現(xiàn)了可流動情景中的“社會比較——嫉妒情緒——自我激勵”行為機制。當資源可流動，個人和他人之間的差距可以激勵自我，趕超競爭者，從而擁有資源上的優(yōu)勢。錦標賽激勵即是利用了管理層對內部職級、薪酬差距的特殊情緒，刺激代理人的競爭意識，督促代理人努力提升公司業(yè)績，是對“情緒心理”的經濟學應用。

Coles等(2018)[7]將錦標賽激勵的內涵由內部錦標賽激勵拓展至行業(yè)范疇，認為在外部行業(yè)錦標賽中，薪酬差距會對處于行業(yè)低位的高管產生強激勵。上市公司高管的行業(yè)晉升機會呈現(xiàn)“優(yōu)勝劣汰”的市場化趨勢，且薪酬水平和排行體現(xiàn)了高管在經理人市場的地位，是未來職位和薪酬談判的重要籌碼，這使市場末位高管對未來的不確定性感到擔憂[16]?！靶匠昱判邪瘛焙兔襟w傳播加劇了行業(yè)低位高管的嫉妒情緒和競爭意識。因此，雖然薪酬差距是外部客觀因素，但是它通過影響高管的情緒轉化成了內部動力，最終影響了高管的決策行為。且不同高管對薪酬差距的情緒體驗有所不同。根據(jù)社會比較心理學，“自我相對于他人”的利益差距越大，不良的情緒體驗或內心感受越強烈，越希望快速擺脫，因此，產生的自我激勵效應越強[6]。也就是說，同行業(yè)內薪酬越低的高管，受到的行業(yè)錦標賽激勵越強，他們具有更強的動機和壓力去快速提升企業(yè)利潤，改善自身的業(yè)績評價基礎，以提高其在經理人市場的地位和行業(yè)晉升概率[8，17]，避免經理人市場的末位淘汰危機。

(二)行業(yè)錦標賽激勵與企業(yè)金融資產配置

金融資產具有高收益性、易變現(xiàn)性和低運營成本等特征。在實體經濟上行動能不足，而市場風險偏好情緒升溫的背景下，金融資產投資備受青睞，成為非金融類企業(yè)改善短期業(yè)績的重要途徑之一[5，18-19]，也成為行業(yè)低位薪酬高管尋求業(yè)績補償、提高薪酬位勢的“好機會”。面對金融資產高收益的“誘惑”，高管可能會產生一種博弈心理：如果行業(yè)內所有高管均進行金融資產配置而自己未配置，則自己無法分享金融收益，與行業(yè)的差距會進一步增大；如果行業(yè)內其他高管不進行金融資產配置，而自己進行金融資產配置，則可能改善業(yè)績，提升自己的排名。因此，高管在博弈后選擇進行金融資產配置，只是配置份額有所差異。從心理層面來說，高管薪酬位勢越低，情緒體驗越強，受到的行業(yè)錦標賽激勵效應更強，逐利心理越明顯，金融資產配置份額越高；落實到客觀事實上，高位薪酬位勢越低，需要補齊的差距越大，配置金融資產份額也就越高。

當然，金融投資仍然面臨損失的風險，然而企業(yè)對高管金融投資業(yè)績“重獎輕罰”的現(xiàn)象明顯，高管薪酬契約呈現(xiàn)“重激勵而輕約束”的不對稱特征[20-21]。根據(jù)歸因理論，高管的自利歸因心理偏差客觀存在且難以克服。高管往往將金融投資收益歸因于自身努力的結果，以尋求高額的業(yè)績補償；而當金融投資失敗時，管理者又以外部政策等系統(tǒng)性風險為緣由，逃避責任[22]。這為高管通過金融資產配置獲取高額補償而不承擔損失風險創(chuàng)造了條件。隨著經理人市場化程度的不斷提高，行業(yè)錦標賽激勵刺激了低位薪酬高管通過金融活動修正短期業(yè)績的投機行為，提高了金融資產在企業(yè)總資產中的份額。有鑒于此，金融資產的特征使得高管的逐利動機轉化為現(xiàn)實。

據(jù)此，本文提出假設1。

H1行業(yè)錦標賽激勵與企業(yè)金融資產配置顯著正相關。

(三)行業(yè)錦標賽激勵與企業(yè)金融渠道獲利

金融資產配置是金融渠道獲利的基礎手段，金融渠道獲利是金融資產配置的根本目標，兩者呈現(xiàn)出不同視角的企業(yè)金融化水平。金融資產配置從投資視角刻畫企業(yè)金融化，反映了時點性的金融化存量水平，金融渠道獲利從回報視角刻畫企業(yè)金融化，反映了時段性的金融化流量水平。只有當金融投資取得現(xiàn)實性的收益，低位薪酬高管改善業(yè)績的目標才算基本完成。Atkinson和Bourguignon(2001)[23]的研究表明，金融獲利行為對資本依賴性極強，資本投入越多，收益越大。總之，高管受到的行業(yè)錦標賽激勵越強，配置的金融資產越多，金融渠道獲利越多。

此外，周衛(wèi)民(2009)[24]提出管理要素投入對經濟發(fā)展和效率提升具有重要貢獻。在有限的時間和精力下，管理者能夠投入的管理要素是一種稀缺資源，只有重要的或者被管理者充分關注的部分才能獲得更多的管理要素投入。金融活動具有高收益性和易變現(xiàn)性，被視為尋求業(yè)績補償、提高薪酬位勢的“捷徑”，受到企業(yè)高層管理者的普遍關注。同行業(yè)薪酬越低的高管，逐利心理越明顯，需要補齊的差距越大，對金融活動的獲利性關注度越高，投入的管理要素越多。即行業(yè)錦標賽激勵越強，高管的管理要素投入越多，對金融渠道獲利越有益。

梁正等(2019)[25]的研究表明，在時間壓力下，物質主義傾向更高的個體表現(xiàn)出更明顯的風險追求。同行業(yè)薪酬越低的高管，需要補齊的差距越大，物質主義傾向越高，他們在追逐利益時具有更明顯的冒險精神。前文已提到，高管薪酬契約呈現(xiàn)“重激勵而輕約束”的不對稱特征，且存在自利歸因心理偏差，低位薪酬高管“富貴險中求”的想法就有機會實現(xiàn)。在行業(yè)錦標賽激勵下，他們可以采取調整金融資產配置結構等真實盈余管理方式，如：選擇高收益的金融資產，而非固定收益投資，以提升金融渠道獲利水平[26-27]。

據(jù)此，本文提出假設2。

H2行業(yè)錦標賽激勵與企業(yè)金融渠道獲利顯著正相關。

三、研究設計

(一)數(shù)據(jù)來源

本文選取2013-2019年A股非金融類上市公司的年度數(shù)據(jù)為初始樣本，剔除ST和*ST公司數(shù)據(jù)和存在異常缺失值的數(shù)據(jù)，得到8 032個公司-年度觀測值，其中國有企業(yè)2 992個，非國有企業(yè)5 040個。為消除極端值影響，本文對所有連續(xù)變量進行了左右1%的 Winsorize縮尾處理。公司財務數(shù)據(jù)與治理數(shù)據(jù)均來自于國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫。

(二)變量定義

1.金融資產配置(Fin)

本文以金融資產配置衡量企業(yè)存量水平的企業(yè)金融化程度。借鑒杜勇等(2017)[28]和萬旭仙等(2019)[29]的做法，以資產負債表列示的六類金融資產總額占總資產的比例表示金融資產配置水平(Fin)，包括兩類流動性金融資產(交易性金融資產和衍生金融資產)和四類非流動性金融資產(發(fā)放貸款及墊款凈額、可供出售金融資產凈額、持有至到期投資凈額、投資性房地產凈額)。需要說明的是， 2017年金融工具準則修訂后，設“其他債權投資”和“其他權益工具”科目，核算以公允價值計量且其變動計入其他綜合收益的債權性、權益性金融資產，核算要求與準則修訂前的可供出售金融資產基本一致，“債權投資”與持有至到期投資核算要求基本一致。據(jù)此，本文對2017年及以后金融資產數(shù)據(jù)比照準則修訂前做了對應的修正。

2.金融渠道獲利(Finacc)

本文以金融渠道獲利衡量企業(yè)流量水平的企業(yè)金融化程度。Krippner(2005)[30]定義了金融化的資本積累模式主要為金融渠道獲利而非貿易和商品生產。本文計算了包括公允價值變動損益、投資收益、利息收入和其他綜合收益在內的金融渠道獲利總額，并以其占總資產的比例表示企業(yè)的金融渠道獲利程度。

3.行業(yè)錦標賽激勵(Cominc)

基于相對業(yè)績比較，梅春等(2019)[9]選擇行業(yè)最高薪酬作為比較基準，衡量行業(yè)錦標賽激勵強度，而羅宏等(2016)[26]以行業(yè)平均水平為參照，衡量高管的攀比動機。本文在主回歸中分別基于行業(yè)平均數(shù)和中位數(shù)，計算行業(yè)錦標賽激勵強度(Cominc1和Cominc2)，在穩(wěn)健性檢驗中，使用基于最高基準計算的行業(yè)錦標賽激勵指標(Cominc3)。行業(yè)錦標賽激勵指標值越大，表明高管受到的行業(yè)錦標賽激勵程度越強。后續(xù)計算時，使用各公司年度前三的高管薪酬總額代表該公司的高管薪酬水平。

4.其他控制變量

考慮到其他因素對企業(yè)金融化的影響，參考現(xiàn)有研究成果，本文從公司財務特征和治理層面選取了相關控制變量，加入年度和行業(yè)虛擬變量，以控制不可觀測的時間、行業(yè)因素沖擊。具體變量定義見表1。

表1 變量定義表

(三)模型構建

為檢驗假設1，構建式(1)。被解釋變量Fin為金融資產配置，解釋變量Cominc為滯后一期的行業(yè)錦標賽激勵。本文擬在主回歸分析中，借鑒Coles等(2018)[7]和梅春等(2019)[9]的研究，采用平均數(shù)激勵(Cominc1)和中位數(shù)激勵(Cominc2)，在穩(wěn)健性檢驗中，采用最高基準激勵(Cominc3)

Fini,t=α0+α1Cominci,t-1+Controls+Year+Indu+εi,t

(1)

將式(1)中Fin替換為Finacc，如式(2)，可檢驗假設2。控制變量及穩(wěn)健性檢驗的變量同式(1)

Finacci,t=β0+β1Cominci,t-1+Controls+Year+Indu+μi,t

(2)

四、實證結果分析

(一)描述性統(tǒng)計

表2 報告了主要變量的描述性統(tǒng)計結果。其中，企業(yè)金融資產配置(Fin)的均值為0.041，中位數(shù)為0.009，最大值為0.460，金融渠道獲利(Finacc)的均值為0.010，中位數(shù)為0.002，最大值為0.140。表明總體上，企業(yè)金融化水平存在較大的個體差異，少數(shù)企業(yè)金融化程度遠高于整體平均水平?；谛袠I(yè)算數(shù)平均和分位數(shù)平均計算的行業(yè)錦標賽激勵指標1(Cominc1)和指標2(Cominc2)的描述性統(tǒng)計結果較為接近，均值接近于1，標準差為0.043，基于行業(yè)最高薪酬基準計算的行業(yè)錦標賽激勵指標3(Cominc3)均值為1.633，標準差為0.888，表明中國上市公司的行業(yè)錦標賽激勵差異較小。

表2 描述性統(tǒng)計表

(二)主回歸結果分析

表3報告了行業(yè)錦標賽激勵與企業(yè)金融化關系的結果。根據(jù)列(1)和(2)，行業(yè)錦標賽激勵(Cominc1和Cominc2)的回歸系數(shù)分別為0.056 1和0.056 3，且均在5%的水平下顯著，表明行業(yè)錦標賽激勵與企業(yè)金融資產配置存在正相關關系，驗證了假設1。列(3)和(4)的結果顯示，行業(yè)錦標賽激勵(Cominc1和Cominc2)與金融渠道獲利(Finacc)在5%水平下顯著正相關，假設2得到驗證。

表3 行業(yè)錦標賽激勵與企業(yè)金融化

(三)穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗結果的穩(wěn)健性，本文替換了行業(yè)錦標賽激勵的衡量指標，檢驗結果如表4所示。行業(yè)錦標賽激勵(Cominc3)與企業(yè)金融資產配置和金融渠道獲利均存在顯著正相關關系，與主回歸結果一致。

表4 行業(yè)錦標賽激勵與企業(yè)金融化(穩(wěn)健性檢驗)

(四)內生性問題

上述模型檢驗的結果可能受到兩類內生性問題的潛在影響，導致系數(shù)估計偏誤。首先，遺漏變量問題。高管的風險偏好和競技偏好等因素可能同時對行業(yè)錦標賽激勵和企業(yè)金融化產生影響，而這些不可觀測因素難以有效控制，導致模型估計系數(shù)出現(xiàn)偏誤。其次，基于相對薪酬計算的行業(yè)錦標賽激勵指標與企業(yè)金融化之間可能存在反向因果關系，當使用多元回歸模型進行估計時，系數(shù)是有偏的。由于衡量行業(yè)錦標賽激勵均采用滯后一期數(shù)據(jù)，在一定程度上減輕了模型的內生性。

為進一步緩解潛在的內生性問題，本文使用了雙重差分檢驗和工具變量兩種方法進行研究。首先利用2015年實施的《中央管理企業(yè)負責人薪酬制度改革方案》(以下簡稱“限薪令”)作為政策沖擊事件進行研究。該方案明確了央企負責人的履職薪酬構成，設置了央企負責人的薪酬上限。薪酬上限的設置和薪酬結構的調整，限制了薪酬差距的幅度，會減輕行業(yè)薪酬錦標賽對高管的激勵作用，金融投機的短期套利行為減少。因此，本文預測在該方案實行后，行業(yè)錦標賽激勵對企業(yè)金融化的影響會減弱。

表5報告了檢驗結果。我們將國有企業(yè)作為政策沖擊事件的試驗組，Treat取值為1，非國有企業(yè)作為對照組，Treat取值為0，政策執(zhí)行當年及以后年度，Post取值為1，其余年度取值為0(平行趨勢假設的檢驗結果受篇幅限制，未在正文報告，如有所需，可聯(lián)系索取)。從回歸結果來看，交乘項系數(shù)顯著為負，說明“限薪令”政策頒布后，行業(yè)錦標賽激勵對企業(yè)金融化的影響顯著下降，猜想得到驗證。

表5 雙重差分檢驗結果

本文使用工具變量法再次進行了檢驗。Huang等(2019)[8]認為，行業(yè)錦標賽激勵強度與競爭基數(shù)有關，同時參與競爭的高管團隊數(shù)量越多，拿下“第一”需要贏得的錦標賽就越多，行業(yè)錦標賽激勵越強。因此，本文使用同行業(yè)企業(yè)數(shù)量作為第一個工具變量，制造業(yè)采用二級分類，其余行業(yè)采用一級分類；在地區(qū)層面選取“高考人數(shù)”作為第二個工具變量；在企業(yè)層面選取“員工人數(shù)”作為第三個工具變量，共同解釋內生變量。高考人數(shù)和員工人數(shù)在一定程度上反映了地區(qū)競爭環(huán)境和企業(yè)內部競爭氛圍，可以刺激高管錦標賽意識，強化行業(yè)錦標賽激勵，且對企業(yè)金融化不大可能形成直接影響。由于工具變量中同行業(yè)企業(yè)數(shù)量具有行業(yè)虛擬變量的特征，故回歸未再控制行業(yè)，剔除缺失值后，回歸結果如表6所示。

表6 工具變量檢驗結果

表6的結果顯示，識別不足檢驗Klebergen-Paap rk LM統(tǒng)計量在1%水平下顯著，弱識別檢驗KP W rk F統(tǒng)計量顯著超過10%的臨界值，工具變量通過了識別不足檢驗和弱識別檢驗。此外，Hansen J統(tǒng)計量均不顯著異于零，表明工具變量不存在過度識別問題，工具變量的有效性得到驗證。行業(yè)錦標賽激勵的系數(shù)仍顯著為正，行業(yè)錦標賽激勵對企業(yè)金融化的正向影響得到驗證，但表6的估計系數(shù)均大于表3的系數(shù)，表明最小二乘法估計存在向下的偏誤。原因可能在于遺漏變量同時降低了行業(yè)錦標賽激勵、提升了企業(yè)金融化水平。如團隊競爭氛圍和個人“競賽經歷”可能會刺激高管進行企業(yè)金融化，并且通過業(yè)績補償提高自身薪酬位勢，減弱行業(yè)錦標賽激勵。如果遺漏了此類“氛圍”和“經歷”變量，則會導致系數(shù)向下的偏誤。

五、進一步分析

(一)金融化的結構性差異

彭俞超等(2018)[5]研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)的金融化趨勢具有明顯的異質性，不僅具有總量水平的差異，還具有金融化的結構性差異。本文基于前文對金融資產配置和金融渠道獲利的分析，進一步研究行業(yè)錦標賽激勵對企業(yè)金融化影響的結構性差異。

金融資產配置層面，借鑒閆海洲和陳百助(2018)[31]對金融風險收益特征的描述，將金融資產區(qū)分為：投機型金融資產(FinRI)、投資型金融資產(FinIV)和保值型金融資產(FinSS)。投機型金融資產具有轉換速度快，收益高度不確定性等特點，計量范圍是交易性金融資產、衍生金融資產和可供出售金融資產。投資型金融資產的風險收益相匹配，收益帶來的現(xiàn)金流具有可預測性，計量范圍是發(fā)放貸款和持有至到期投資等。保值型金融資產的典型特征是金融資產的風險沒有得到充分釋放，風險收益往往具有“粘性”，計量范圍是投資性房地產。

表7報告了實證檢驗結果。結果表明，行業(yè)錦標賽激勵對投機型金融資產配置有正向促進效果，而對投資型金融資產和保值型金融資產沒有產生明顯的刺激效應?？赡茉蛴校?1)投資型金融資產的持有周期相對較長，收益不高，難以滿足高管的“短期高效”的需求；(2)投資性房地產等保值型金融資產的配置更多屬于高業(yè)績公司的“富余效應”[32]，而受行業(yè)錦標賽激勵較大的高管所在企業(yè)通常經營狀況不佳，受到業(yè)績壓力和資金限制的雙重壓力，低位薪酬高管更多地將資金配置于投機型金融資產而非保值型金融資產。這一結果驗證了行業(yè)錦標賽激勵對高管風險逐利行為的刺激效應。

表7 金融資產配置的結構性差異

金融渠道獲利層面，萬旭仙等(2019)[22]認為，相較于利息收入和其他綜合收益，公允價值變動損益和投資收益在較大程度上受到高管意志的影響(如購置和處置的時機及品種選擇)，具有更強的風險獲利性。因此，本文根據(jù)金融收益的風險性，將金融渠道獲利模式區(qū)分為風險型金融渠道獲利(記為FinaccR)和保值型金融渠道獲利(記為FinaccS)。其中，風險型金融渠道獲利主要來源于公允價值變動損益和投資收益，保值型金融渠道獲利主要來源于利息收入和其他綜合收益，采用利潤與總資產比值分別衡量，與前文衡量方法保持一致。

表8的結果顯示，行業(yè)錦標賽激勵刺激了風險型金融渠道獲利，對保值型金融渠道獲利沒有顯著影響。產生這一結果可能的原因是：(1)低位薪酬高管受到行業(yè)錦標賽激勵，表現(xiàn)出更明顯的冒險精神和風險追求，以期獲得更高的風險補償[25]；(2)高管的業(yè)績評價與“現(xiàn)實性”獲利存在“功能鎖定” 效應，保值型金融渠道獲利中，利息收入難以滿足“高收益”需求，而其他綜合收益是“潛在”獲利，高管對其關注度不高[33]。

表8 金融渠道獲利的結構性差異

(二)外部市場態(tài)勢

不同的外部市場態(tài)勢(如積極或消極)，金融投資風險與收益的關系也不同。相較于低迷的外部市場態(tài)勢，良好的外部市場態(tài)勢為高管從事金融活動，賺取高額收益提供了更多的機會。本文借鑒Fabozzi和Francis(1977)[34]的做法，根據(jù)市場平均收益，將樣本區(qū)間劃分為積極和消極兩種態(tài)勢。當年滬深300指數(shù)的年平均回報率大于0時，確認為積極態(tài)勢；反之，則為消極態(tài)勢。表9和表10報告了不同外部態(tài)勢下，行業(yè)錦標賽激勵對企業(yè)金融資產配置和金融渠道獲利的影響。

表9 不同外部市場態(tài)勢下行業(yè)錦標賽激勵與企業(yè)金融資產配置

如表9所示，在積極的外部市場態(tài)勢下，行業(yè)錦標賽激勵兩個指標(Cominc1和Cominc2)的回歸系數(shù)均顯著為正，而在消極態(tài)勢下不具有顯著性。這表明行業(yè)錦標賽激勵對企業(yè)金融資產配置的正向刺激主要發(fā)生在積極的市場態(tài)勢下，高管借助市場的“東風”，配置金融資產，賺取金融收益。表10的結果同樣顯示，行業(yè)錦標賽激勵與企業(yè)金融渠道獲利的關系因外部市場態(tài)勢不同而有所差異：在積極市場態(tài)勢下，行業(yè)錦標賽激勵更易刺激企業(yè)金融渠道獲利。這與金融市場的現(xiàn)實情況相符，積極的外部市場態(tài)勢為高管金融投機賺取收益提供了更多的機會，當市場行情下行時，金融投資收益普遍下滑，高管通過金融活動獲利的機會減少，行業(yè)錦標賽為高管創(chuàng)造的動機和壓力難以推動其進行金融資產配置，導致金融渠道獲利受阻。

表10 不同外部市場態(tài)勢下行業(yè)錦標賽激勵與企業(yè)金融渠道獲利

(三)激勵異質性

欒甫貴和紀亞方(2020)[35]在考察高管外部薪酬競賽時發(fā)現(xiàn)，高管薪酬高于行業(yè)平均時，薪酬差距促進了企業(yè)創(chuàng)新，低于行業(yè)平均時，薪酬差距抑制了企業(yè)創(chuàng)新。本文認為，在經理人市場中，行業(yè)錦標賽對高管產生兩種激勵：對薪酬高于行業(yè)平均的高管產生領跑型激勵，對薪酬低于行業(yè)平均的高管產生追趕型激勵。領跑型激勵督促高管保持自身的優(yōu)勢地位，追趕型激勵促使高管努力實現(xiàn)領先的排名。基于行業(yè)錦標賽激勵的度量指標，本文將指標值大于1的劃分為追趕型激勵組，小于1的劃分為領跑型激勵組，剔除指標值等于1的樣本。表11和表12報告了追趕型激勵與領跑型激勵的分組檢驗結果。

根據(jù)表11的結果，在追趕型激勵下，行業(yè)錦標賽激勵對企業(yè)金融資產配置有顯著的正向影響，回歸系數(shù)分別為0.109和0.098，且均在5%的水平下顯著。在領跑型激勵下，行業(yè)錦標賽激勵的回歸系數(shù)為負，但不具備顯著性。結果表明，行業(yè)錦標賽產生的追趕型激勵更易刺激高管進行金融資產配置。表12列示了不同類型行業(yè)錦標賽激勵對企業(yè)金融渠道獲利的影響。在領跑型激勵下，行業(yè)錦標賽激勵與企業(yè)金融渠道獲利有顯著的正相關關系，而在追趕型激勵下，上述關系并不顯著。這表明行業(yè)錦標賽激勵對金融渠道獲利的刺激效果主要發(fā)生在領跑型激勵組。

表11 行業(yè)錦標賽激勵類型與企業(yè)金融資產配置

表12 行業(yè)錦標賽激勵類型與企業(yè)金融渠道獲利

綜合表11-12的結果，行業(yè)錦標賽追趕型激勵雖然刺激了企業(yè)的金融資產配置水平，但并沒有為企業(yè)帶來明顯的高額金融收益；相反，領跑型激勵雖然沒有刺激企業(yè)擴大金融投資規(guī)模，但企業(yè)仍然獲取了高額的金融利潤?？赡艿脑蚴牵和ǔＷ汾s型激勵組的企業(yè)財務狀況不佳，排名優(yōu)勢和市場地位并不明顯，造成資本或管理要素的投入產出效率低下，雖然企業(yè)金融投資占比居于高位，但企業(yè)金融渠道獲利并不明顯；而領跑型激勵組具有良好的資源和條件，信息優(yōu)勢和專業(yè)性提高了資產配置的綜合利用效率，金融資產配置起到了“錦上添花”的作用。這一現(xiàn)象表明，企業(yè)金融化收益存在強者恒強的“馬太效應”，追趕型激勵組的企業(yè)高管想要通過金融化拉高企業(yè)收益的效果并不理想，應調整思路，夯實主業(yè)。

(四)核心業(yè)務沖擊

前述研究驗證了行業(yè)錦標賽激勵對企業(yè)金融化的影響。本文立足經濟、金融協(xié)調發(fā)展的背景，擬進一步探究行業(yè)錦標賽激勵是否會對核心業(yè)務造成沖擊。本文將核心業(yè)務沖擊主要區(qū)分為現(xiàn)存核心業(yè)務沖擊和未來核心業(yè)務沖擊?，F(xiàn)存核心業(yè)務沖擊立足于企業(yè)現(xiàn)時主業(yè)，是即時可見的業(yè)績沖擊，即企業(yè)主業(yè)的業(yè)績水平是否降低。未來核心業(yè)務沖擊立足于企業(yè)發(fā)展?jié)摿?，主要表現(xiàn)在創(chuàng)新層面，即創(chuàng)新產出是否減少。

現(xiàn)存核心業(yè)務沖擊，從主業(yè)業(yè)績角度，參考杜勇等(2017)[28]的做法，使用剔除金融業(yè)績的主業(yè)業(yè)績進行衡量。具體為：沖擊指標1(記為Shock1)=(主營業(yè)務毛利潤-金融渠道獲利)/主營業(yè)務毛利潤的絕對值；沖擊指標2(記為Shock2)=(營業(yè)利潤-金融渠道獲利)/營業(yè)利潤的絕對值，選擇絕對值進行標準化的原因在于企業(yè)的利潤指標可能為負。實證結果報告如表13，行業(yè)錦標賽激勵對核心業(yè)務形成沖擊，即行業(yè)錦標賽激勵越強，企業(yè)主業(yè)業(yè)績水平越低。結合主回歸分析結果，可能原因在于：高管受到較強的行業(yè)錦標賽激勵時，由于現(xiàn)有主業(yè)貢獻不足，偏向于能夠快速獲利的金融活動，將更多的時間和精力投入至金融投資活動中，導致主業(yè)發(fā)展受阻。

表13 行業(yè)錦標賽激勵與現(xiàn)存核心業(yè)務沖擊

未來核心業(yè)務沖擊，本文從創(chuàng)新產出角度，借鑒梅春等(2019)[9]、朱德勝和李少臣(2020)[36]、孔東民等(2017)[37]的做法，分別使用專利申請數(shù)量和發(fā)明專利申請數(shù)量衡量創(chuàng)新產出。具體為，專利產出PA=ln(專利申請數(shù)量+1)，發(fā)明專利產出INV=ln(發(fā)明專利申請數(shù)量+1)，指標數(shù)值越大，未來主業(yè)能力越強，沖擊越小。實證結果報告如表14，行業(yè)錦標賽激勵對專利申請和發(fā)明專利申請都形成了沖擊。結合主回歸分析結果，原因可能在于：相比于創(chuàng)新投資，金融投資收益高、回報快，更能滿足低位薪酬高管提升業(yè)績的需求，在資本要素和管理要素約束下，他們可能忽略創(chuàng)新投資和發(fā)展，致使未來主業(yè)發(fā)展動力不足。

表14 行業(yè)錦標賽激勵與未來核心業(yè)務沖擊

六、結論與啟示

基于2013-2019年A股非金融類上市公司的年度數(shù)據(jù)，本文依照“主體——差異分析——切實后果”的順序，理論分析并實證檢驗了行業(yè)錦標賽激勵與企業(yè)金融化的關系。研究結果表明，(1)行業(yè)錦標賽激勵刺激了企業(yè)金融資產配置和金融渠道獲利，且主要刺激了企業(yè)投機型金融資產配置和風險型金融渠道獲利；(2)在積極市場態(tài)勢下，行業(yè)錦標賽激勵更顯著地提高了金融資產配置水平和金融渠道獲利水平；(3)高管薪酬低于行業(yè)平均時產生追趕型激勵，對企業(yè)金融資產配置的影響顯著，但對金融渠道獲利無顯著影響；高管薪酬高于行業(yè)平均時產生領跑型激勵，對金融資產配置無顯著影響，但對金融渠道獲利的影響顯著；(4)行業(yè)錦標賽激勵在刺激企業(yè)金融化的同時，對主業(yè)發(fā)展造成不利影響，降低了主業(yè)業(yè)績和創(chuàng)新產出。

本文從高管心理感知角度解釋企業(yè)金融化決策的動因，豐富了企業(yè)金融化影響因素和行業(yè)錦標賽經濟后果的研究。研究結論揭示了行業(yè)錦標賽激勵對企業(yè)金融化的影響及不同情形下的差異，對完善經理人市場競爭、合理制定高管激勵計劃和防止企業(yè)脫實向虛有重要啟示。首先，企業(yè)在評價和選拔高管時，要避免單一地將薪酬水平視為業(yè)績和能力的表現(xiàn)，應當綜合考慮高管聲望、社會價值、創(chuàng)新視野等因素。其次，企業(yè)在制定激勵計劃的過程中，要注意理解高管的主觀心理感受，更多關注長遠發(fā)展和核心競爭力的提升，降低短期效益的權重，避免企業(yè)過度金融化。最后，監(jiān)管部門應當建立健全金融監(jiān)管的長效機制，突出實體經濟和創(chuàng)新發(fā)展的主體地位，鼓勵發(fā)布創(chuàng)新排行榜，通過創(chuàng)新錦標賽激勵來引導企業(yè)和高管專注創(chuàng)新、夯實主業(yè)，促進金融經濟協(xié)調發(fā)展。