徐壽福 葉永衛(wèi) 陳晶萍

(1.上海對(duì)外經(jīng)貿(mào)大學(xué)，上海 201620；2.上海財(cái)經(jīng)大學(xué)，上海 200433)

一、引言

近年來，中國(guó)經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)出明顯的“脫實(shí)向虛”趨勢(shì)，金融發(fā)展逐步偏離服務(wù)于實(shí)體經(jīng)濟(jì)的本源，資金不斷積聚到金融體系內(nèi)部，形成金融空轉(zhuǎn)。同時(shí)，大量非金融類企業(yè)投資于金融渠道的資金比例快速上升，基于金融渠道的利潤(rùn)累積日漸成為企業(yè)盈利的主導(dǎo)模式(張成思 等,2016)。盡管微觀企業(yè)金融化在一定程度上能夠調(diào)節(jié)企業(yè)資金水平，發(fā)揮“蓄水池”功能，緩解企業(yè)融資約束(胡奕明 等,2017)，但更多的證據(jù)表明，微觀企業(yè)金融化是一種典型的短視投資行為(劉偉 等,2018;顧雷雷 等,2020)，會(huì)引發(fā)一系列嚴(yán)重的負(fù)面效應(yīng)，比如“擠出”實(shí)體投資、延緩企業(yè)固定投資資本積累(Orhangazi,2008;Barradas,2017;杜勇 等,2017)，阻礙企業(yè)創(chuàng)新(王紅建 等,2017;肖忠意 等,2019)，甚至引發(fā)股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)和系統(tǒng)性金融風(fēng)險(xiǎn)(彭俞超 等,2018b)等。近年來，學(xué)術(shù)界和實(shí)務(wù)界一直致力于探究企業(yè)金融化的關(guān)鍵影響因素，以期為引導(dǎo)資金回歸服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的本源提供理論借鑒與實(shí)踐參考。

縱觀以往研究，大多數(shù)文獻(xiàn)側(cè)重于從企業(yè)內(nèi)部特征或外部宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境的視角出發(fā)考察企業(yè)的金融資產(chǎn)投資行為(Duchin et al.,2017;彭俞超 等,2018a;Tang et al.,2019)，而很少關(guān)注資本市場(chǎng)壓力對(duì)企業(yè)金融資產(chǎn)投資的影響。有鑒于此，本文試圖基于股票流動(dòng)性的視角探討資本市場(chǎng)壓力對(duì)非金融上市公司金融資產(chǎn)投資的影響，并厘清其背后的作用機(jī)制。既有研究發(fā)現(xiàn)，股票流動(dòng)性升高會(huì)增加上市公司被敵意收購(gòu)的風(fēng)險(xiǎn)(Stein,1988;Fang et al.,2014)，或是吸引大量短視投資者進(jìn)入(Fang et al.,2014)，進(jìn)而對(duì)經(jīng)理人的績(jī)效考核、薪酬收入、職位晉升等各方面產(chǎn)生重要影響，因此經(jīng)理人在面對(duì)源自流動(dòng)性的資本市場(chǎng)壓力時(shí)必須做出相應(yīng)的投資決策。而金融資產(chǎn)投資作為企業(yè)的一項(xiàng)重要投資決策，理應(yīng)會(huì)受到股票流動(dòng)性的影響。本文認(rèn)為，股票流動(dòng)性可能會(huì)促進(jìn)企業(yè)的金融資產(chǎn)投資。一方面，股票流動(dòng)性會(huì)提升經(jīng)理人薪酬結(jié)構(gòu)中權(quán)益薪酬的比重(Jayaraman et al.,2012)，因而在股票流動(dòng)性較高的企業(yè)中，經(jīng)理人更有動(dòng)機(jī)通過金融資產(chǎn)配置來推高企業(yè)短期業(yè)績(jī)或股票價(jià)格進(jìn)而最大化自身利益(Stockhammer,2006;彭俞超 等,2018b)，由此使得企業(yè)的金融資產(chǎn)投資增加。另一方面，股票流動(dòng)性會(huì)降低股票買賣價(jià)差或掩蓋投資者持股數(shù)量的集聚，有意向的敵意收購(gòu)者可以利用此便利條件搜集股份，從而導(dǎo)致上市公司被敵意收購(gòu)的風(fēng)險(xiǎn)上升(Kyle et al.,1991)。一旦上市公司被敵意收購(gòu)者接管，經(jīng)理人則可能面臨被更換的風(fēng)險(xiǎn)。因此，給定企業(yè)股票流動(dòng)性上升，經(jīng)理人有動(dòng)機(jī)利用金融資產(chǎn)投資來推高短期業(yè)績(jī)，防止股價(jià)被低估(Stein,1988)，從而避免企業(yè)被敵意收購(gòu)。同時(shí)，大量短視投資者的進(jìn)入也會(huì)迫使經(jīng)理人更加關(guān)注短期業(yè)績(jī)或股票價(jià)格，強(qiáng)化經(jīng)理人采用金融資產(chǎn)投資方式追逐短期收益的動(dòng)機(jī)。

為驗(yàn)證上述理論推斷，本文利用2007—2019年中國(guó)非金融上市公司的樣本數(shù)據(jù)，系統(tǒng)考察了股票流動(dòng)性對(duì)企業(yè)金融資產(chǎn)投資的影響。較之已有研究，本文的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下幾個(gè)方面：第一，拓展了企業(yè)金融化影響因素的相關(guān)研究。在“蓄水池動(dòng)機(jī)”和“投資替代動(dòng)機(jī)”假說的基礎(chǔ)上，已有文獻(xiàn)從企業(yè)內(nèi)部和外部的多個(gè)維度考察了企業(yè)金融化的驅(qū)動(dòng)因素，但鮮有關(guān)注與上市公司決策密切相關(guān)的資本市場(chǎng)因素的影響。本文從股票流動(dòng)性的角度切入探討資本市場(chǎng)壓力對(duì)微觀企業(yè)金融資產(chǎn)投資的影響，拓展了企業(yè)金融化影響因素的研究視角。第二，豐富了股票流動(dòng)性經(jīng)濟(jì)后果的相關(guān)文獻(xiàn)。股票流動(dòng)性作為股票市場(chǎng)的重要特征，對(duì)上市公司業(yè)績(jī)和決策存在重要影響，這已為諸多文獻(xiàn)所證實(shí)。然而，既有關(guān)于股票流動(dòng)性經(jīng)濟(jì)后果的研究并未取得一致結(jié)論。本文從非金融上市公司金融資產(chǎn)投資的視角探討股票流動(dòng)性對(duì)管理層短視行為的影響，剖析了中國(guó)資本市場(chǎng)股票流動(dòng)性驅(qū)動(dòng)上市公司短視行為的內(nèi)在機(jī)制，為從公司治理視角評(píng)價(jià)股票流動(dòng)性提供了額外證據(jù)，這是對(duì)已有相關(guān)研究的重要補(bǔ)充。第三，具有明確的政策涵義。從微觀層面研究股票流動(dòng)性對(duì)非金融上市公司金融資產(chǎn)投資的影響，為監(jiān)管層進(jìn)一步健全相關(guān)政策和制度，推動(dòng)資本市場(chǎng)健康穩(wěn)定發(fā)展，增強(qiáng)金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)能力，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展提供了重要啟示。

本文余下部分結(jié)構(gòu)安排為：第二部分為文獻(xiàn)述評(píng)；第三部分為理論分析與研究假設(shè)；第四部分為研究設(shè)計(jì)；第五部分為實(shí)證結(jié)果與分析；第六部分為作用機(jī)制檢驗(yàn)；第七部分為結(jié)論與啟示。

二、文獻(xiàn)述評(píng)

(一)企業(yè)金融化的動(dòng)機(jī)及影響因素

“蓄水池動(dòng)機(jī)”假說和“投資替代動(dòng)機(jī)”假說是目前學(xué)術(shù)界關(guān)于企業(yè)金融化動(dòng)機(jī)最主要的兩種理論解釋。基于凱恩斯預(yù)防性儲(chǔ)蓄理論，“蓄水池動(dòng)機(jī)”假說運(yùn)用傳統(tǒng)現(xiàn)金持有理論解釋企業(yè)持有金融資產(chǎn)的動(dòng)機(jī)。該假說認(rèn)為，類似于持有現(xiàn)金，企業(yè)持有金融資產(chǎn)是為了防止現(xiàn)金流沖擊帶來的資金短缺對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)產(chǎn)生不利影響(Stulz,1996;胡奕明 等,2017)。隨著企業(yè)融資約束程度的加劇，企業(yè)會(huì)配置更多的非流動(dòng)性或風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)(Duchin et al.,2017)。而“投資替代動(dòng)機(jī)”假說則強(qiáng)調(diào)，當(dāng)金融資產(chǎn)投資收益率較實(shí)體經(jīng)濟(jì)投資收益率更高時(shí)，企業(yè)會(huì)以金融資產(chǎn)投資替代實(shí)體經(jīng)濟(jì)投資，反之，則將以實(shí)體經(jīng)濟(jì)投資替代金融資產(chǎn)投資。也就是說，企業(yè)金融化的主要目的在于追求利潤(rùn)最大化(Orhangazi,2008;Demir,2009)。彭俞超等(2018a)認(rèn)為，由于存在銀行信貸供給歧視、金融市場(chǎng)不完善以及民間實(shí)體投資環(huán)境不佳等問題，中國(guó)企業(yè)金融化的主要?jiǎng)訖C(jī)是追逐利潤(rùn)，而非預(yù)防性儲(chǔ)蓄。

除了關(guān)注企業(yè)金融化的動(dòng)機(jī)外，還有一些文獻(xiàn)集中考察了微觀企業(yè)金融化的影響因素，研究視角主要包括兩個(gè)方面：一是企業(yè)內(nèi)部。已有研究證實(shí)，公司治理、企業(yè)盈利能力以及管理層特征等都是影響微觀企業(yè)金融化的重要因素。Duchin et al.(2017)對(duì)美國(guó)上市公司的研究發(fā)現(xiàn)，治理較差的工業(yè)企業(yè)通常會(huì)配置更多的風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)。Orhangazi(2008)發(fā)現(xiàn)，好的金融盈利機(jī)會(huì)能夠驅(qū)動(dòng)更多的金融資產(chǎn)投資。Tang et al.(2019)研究表明，固定投資的相對(duì)投資風(fēng)險(xiǎn)以及固定投資與金融投資之間的收益差顯著促進(jìn)了中國(guó)非上市的非金融企業(yè)金融化趨勢(shì)。楊箏等(2019)認(rèn)為，實(shí)體經(jīng)濟(jì)與虛擬經(jīng)濟(jì)間的利潤(rùn)率差距是中國(guó)實(shí)體企業(yè)金融化的重要誘因，金融市場(chǎng)化改革有助于抑制實(shí)體企業(yè)金融化。近年來，管理層特征對(duì)企業(yè)金融化的影響也受到學(xué)者的密切關(guān)注。Duchin et al.(2017)研究發(fā)現(xiàn)，管理層過度自信的公司更偏好于配置風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)。杜勇等(2019)發(fā)現(xiàn)，CEO金融背景主要通過提高CEO自信程度和緩解融資約束兩條途徑促進(jìn)了企業(yè)金融化。戴靜等(2020)研究表明，金融部門的人力資本水平越高，實(shí)體企業(yè)金融資產(chǎn)配置越多，且該效應(yīng)在信息不對(duì)稱的企業(yè)中尤為顯著。二是企業(yè)外部。胡奕明等(2017)發(fā)現(xiàn)，企業(yè)配置金融資產(chǎn)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(zhǎng)率顯著負(fù)相關(guān)。彭俞超等(2018a)指出，一方面，經(jīng)濟(jì)政策不確定性的提高導(dǎo)致金融市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)增加，進(jìn)而通過降低金融資產(chǎn)質(zhì)量抑制了企業(yè)金融化趨勢(shì)；另一方面，經(jīng)濟(jì)政策不確定性的提高使得銀行信貸投放變得更為謹(jǐn)慎，進(jìn)而通過降低資金供給抑制了企業(yè)金融化趨勢(shì)。聶輝華等(2020)則發(fā)現(xiàn)，感知到政策不確定性升高的企業(yè)會(huì)減少實(shí)業(yè)投資并增加金融資產(chǎn)配置。祁懷錦等(2021)研究表明，混改股權(quán)制衡度與金融資產(chǎn)配置水平之間存在“U”形關(guān)系，且當(dāng)非國(guó)有股權(quán)占比超過國(guó)有股權(quán)占比時(shí)促進(jìn)作用更明顯。

綜上，已有研究基于不同視角闡釋了微觀企業(yè)進(jìn)行金融資產(chǎn)投資的動(dòng)機(jī)，并且從多個(gè)維度分析了影響微觀企業(yè)金融化的企業(yè)內(nèi)外部因素，研究成果豐碩。本文認(rèn)為，上市公司實(shí)施金融化的資金離不開資本市場(chǎng)的資本供給，金融化的收益也在很大程度上依賴于資本市場(chǎng)的估值和收益，因此微觀企業(yè)金融化必然受到資本市場(chǎng)的影響。盡管已有少數(shù)文獻(xiàn)關(guān)注到股票市場(chǎng)變化對(duì)微觀企業(yè)金融化的影響，如胡奕明等(2017)等，但是這些研究并未系統(tǒng)探討資本市場(chǎng)對(duì)微觀企業(yè)金融化的影響及其作用機(jī)理問題。鑒于有效發(fā)揮資本市場(chǎng)的資源配置功能，引導(dǎo)微觀企業(yè)優(yōu)化投融資行為，是實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量增長(zhǎng)的重要手段，深入分析資本市場(chǎng)對(duì)微觀企業(yè)金融化的影響無疑具有重要的意義。

(二)股票流動(dòng)性對(duì)微觀企業(yè)的影響

已有關(guān)于股票流動(dòng)性影響效應(yīng)的研究結(jié)論存在一定分歧。一方面，國(guó)外大量研究證實(shí)提高股票流動(dòng)性能夠在多個(gè)方面產(chǎn)生正面效應(yīng)。從企業(yè)績(jī)效或價(jià)值的角度來看，F(xiàn)ang et al.(2009)發(fā)現(xiàn)，股票流動(dòng)性越高，其公司績(jī)效(采用市賬比度量)表現(xiàn)越好。Cheung et al.(2015)研究表明，股票流動(dòng)性能夠提高美國(guó)不動(dòng)產(chǎn)投資信托(Real Estate Investment Trust，REIT)行業(yè)公司的托賓Q值。從企業(yè)融資的角度來看，股票流動(dòng)性的提高有助于降低上市公司的外部融資成本，不僅包括權(quán)益資本成本、股權(quán)再融資的抑價(jià)程度和投資銀行的承銷費(fèi)用，甚至還包括公司債券的信用風(fēng)險(xiǎn)和收益率差(Amihud et al.,2015)。Chen et al.(2015)發(fā)現(xiàn)，股票流動(dòng)性較高的公司，真實(shí)盈余管理和應(yīng)計(jì)盈余管理水平均較低。Chen et al.(2019)指出，股票流動(dòng)性通過強(qiáng)化股東監(jiān)督力度，有效地抑制了上市公司的過度避稅行為。另一方面，一些文獻(xiàn)則提供了相反的證據(jù)，認(rèn)為較高的股票流動(dòng)性會(huì)產(chǎn)生一系列負(fù)面效應(yīng)。Fang et al.(2014)考察了股票流動(dòng)性與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)股票流動(dòng)性通過提高敵意收購(gòu)壓力和吸引更多被動(dòng)型機(jī)構(gòu)投資者進(jìn)入，加劇了管理層短視，阻礙了公司創(chuàng)新。Huang et al.(2017)發(fā)現(xiàn)，上市公司應(yīng)計(jì)盈余管理水平與股票流動(dòng)性顯著正相關(guān)。Chang et al.(2017)認(rèn)為，較高的股票流動(dòng)性吸引了更多的交易型投資者，經(jīng)理人因?yàn)楹ε聣南⒌呐稌?huì)導(dǎo)致交易型投資者大量拋售公司股票，從而選擇隱瞞壞消息，最終使股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)加劇。

也有國(guó)內(nèi)學(xué)者從股票流動(dòng)性的角度探討了資本市場(chǎng)壓力產(chǎn)生的影響。蘇冬蔚等(2013)研究發(fā)現(xiàn)，股票流動(dòng)性有助于提高CEO的薪酬股價(jià)敏感性并降低代理成本，但這種影響取決于公司產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和股價(jià)信息含量。馮根福等(2017)研究了股票流動(dòng)性與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)企業(yè)性質(zhì)對(duì)中國(guó)資本市場(chǎng)的股票流動(dòng)性與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系存在明顯的調(diào)節(jié)作用；股票流動(dòng)性的提高顯著降低了民營(yíng)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新水平，卻有助于提升國(guó)有企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新水平。還有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，股票流動(dòng)性通過緩解信息不對(duì)稱和發(fā)揮公司治理功能，促進(jìn)了中國(guó)上市公司的現(xiàn)金分紅(Jiang et al.,2017)、降低了公司的超額負(fù)債率以及多元化傾向(Gu et al.,2018)。

總體而言，由于制度背景的差異以及分析角度或樣本選擇的不同，針對(duì)股票流動(dòng)性影響效應(yīng)的研究并未得出一致結(jié)論。從某種意義上來說，股票流動(dòng)性是一把“雙刃劍”，過高的股票流動(dòng)性或是過低的股票流動(dòng)性，都可能產(chǎn)生負(fù)面效應(yīng)。為此，在特定的資本市場(chǎng)制度背景和市場(chǎng)環(huán)境下考察股票流動(dòng)性的影響，對(duì)于監(jiān)管層采用制度變革影響股票流動(dòng)性繼而充分發(fā)揮資本市場(chǎng)作用具有重要的現(xiàn)實(shí)啟示意義。并且，鮮有研究從微觀企業(yè)金融化的視角分析股票流動(dòng)性對(duì)企業(yè)投資決策的影響，因此深入研究股票流動(dòng)性對(duì)微觀企業(yè)金融化的影響，提供基于中國(guó)資本市場(chǎng)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，也是對(duì)股票流動(dòng)性經(jīng)濟(jì)后果方面文獻(xiàn)的有益補(bǔ)充。

三、理論分析與研究假設(shè)

(一)股票流動(dòng)性對(duì)企業(yè)金融資產(chǎn)投資的影響

盡管微觀企業(yè)金融資產(chǎn)投資一定程度上能夠產(chǎn)生“蓄水池”效應(yīng)，從而有助于平滑企業(yè)資金供給，緩解企業(yè)融資約束，但是大量研究卻表明，微觀企業(yè)金融資產(chǎn)投資更多地表現(xiàn)為“擠出”效應(yīng)。顧雷雷等(2020)研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)社會(huì)責(zé)任通過緩解融資約束加劇了企業(yè)金融化，由此證實(shí)中國(guó)企業(yè)金融化主要出于利潤(rùn)最大化的“投資替代”動(dòng)機(jī)。當(dāng)主營(yíng)業(yè)務(wù)出現(xiàn)問題導(dǎo)致盈利下降時(shí)，企業(yè)出于平滑利潤(rùn)、粉飾報(bào)表的目的，會(huì)將一些資金投向“短平快”的金融投機(jī)活動(dòng)(彭俞超 等,2018b)。管理層采用次優(yōu)決策以公司長(zhǎng)期利益為代價(jià)來增加短期盈余或提升短期股價(jià)的傾向或行為，被稱為管理層短視(Managerial Myopia)(Stein,1988)。許多后凱恩斯主義學(xué)者也認(rèn)為，企業(yè)配置更多的金融資產(chǎn)本質(zhì)上體現(xiàn)了管理層更加關(guān)注短期盈利(Crotty,1990;Stockhammer,2006)。因此，實(shí)體企業(yè)金融化可以被理解為管理層短視在企業(yè)投資決策中的重要表現(xiàn)。

引導(dǎo)資源配置是資本市場(chǎng)的重要功能之一，也是資本市場(chǎng)影響實(shí)體經(jīng)濟(jì)的重要途徑。股票流動(dòng)性作為資本市場(chǎng)重要特征之一，不僅會(huì)影響市場(chǎng)投資者的投資決策，也會(huì)通過改變企業(yè)管理層的風(fēng)險(xiǎn)偏好、可得利益等影響企業(yè)財(cái)務(wù)決策。不可否認(rèn)，股票流動(dòng)性的提高在降低企業(yè)外部融資成本、促進(jìn)市場(chǎng)交易等方面發(fā)揮了積極作用，但在中國(guó)資本市場(chǎng)散戶占比較高和投機(jī)氛圍較濃厚的現(xiàn)實(shí)背景下，過高的股票流動(dòng)性也可能帶來諸多負(fù)面效應(yīng)。從企業(yè)金融資產(chǎn)投資決策的角度來看，較高的股票流動(dòng)性至少可以通過影響管理層的薪酬結(jié)構(gòu)和改變上市公司的投資者結(jié)構(gòu)，加劇管理層短視，最終驅(qū)動(dòng)企業(yè)進(jìn)行金融資產(chǎn)投資。

一方面，股票流動(dòng)性會(huì)影響經(jīng)理人的薪酬結(jié)構(gòu)及交易行為，促使經(jīng)理人通過增加金融資產(chǎn)配置的方式推高短期業(yè)績(jī)或股票價(jià)格進(jìn)而最大化自身利益。從經(jīng)理人權(quán)益薪酬的視角來看，過去幾十年里，西方資本市場(chǎng)的股權(quán)激勵(lì)在經(jīng)理人薪酬中的占比越來越高(Holmstr?m et al.,1993)，中國(guó)上市公司自股權(quán)分置改革以后也越來越注重股權(quán)激勵(lì)的使用。股權(quán)激勵(lì)的實(shí)施客觀上增強(qiáng)了經(jīng)理人的薪酬收益與股價(jià)的關(guān)聯(lián)性，加劇了經(jīng)理人對(duì)短期業(yè)績(jī)或股票價(jià)格的迎合(Duchin et al.,2017)，理性的經(jīng)理人具有強(qiáng)烈的動(dòng)機(jī)關(guān)注短期股價(jià)并采用短視行為以實(shí)現(xiàn)自身利益最大化(Edmans et al.,2018)。股票流動(dòng)性的提高會(huì)增加經(jīng)理人薪酬結(jié)構(gòu)中權(quán)益薪酬的比重，提升經(jīng)理人薪酬業(yè)績(jī)敏感性(Pay-for-Performance Sensitivity,PPS)(Jayaraman et al.,2012)，原因主要在于：較高的股票流動(dòng)性有助于促進(jìn)知情交易者的交易行為，提高股價(jià)信息含量，促使股價(jià)或市值在經(jīng)理人薪酬契約中發(fā)揮更大的參考作用。當(dāng)經(jīng)理人與股價(jià)相關(guān)聯(lián)的薪酬業(yè)績(jī)敏感性提高時(shí)，關(guān)注短期股價(jià)變化成為理性經(jīng)理人追逐自身利益最大化的必然選擇。同時(shí)，從經(jīng)理人分散財(cái)富集中風(fēng)險(xiǎn)的需求來看，當(dāng)持有較多企業(yè)權(quán)益時(shí)，經(jīng)理人財(cái)富集中在單一資產(chǎn)(經(jīng)理人所在公司)上的非系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)較高，理性的經(jīng)理人具有強(qiáng)烈的動(dòng)機(jī)分散其財(cái)富集中風(fēng)險(xiǎn)(Bettis et al.,2015)。較高的股票流動(dòng)性能夠降低經(jīng)理人通過出售其所持股權(quán)進(jìn)而獲得交易收益的成本(Garvey,1997)，同時(shí)有助于掩蓋經(jīng)理人的私人交易行為。在此前提下，經(jīng)理人進(jìn)行金融資產(chǎn)投資維持或推高短期股價(jià)，不僅可以增加權(quán)益薪酬，在以市值或股價(jià)為績(jī)效指標(biāo)的考核中處于有利地位，而且能夠以較低的代價(jià)出售所持股權(quán)以分散其財(cái)富集中的風(fēng)險(xiǎn)。相關(guān)研究也發(fā)現(xiàn)，短期內(nèi)企業(yè)進(jìn)行金融資產(chǎn)投資既有助于平滑利潤(rùn)、粉飾報(bào)表(彭俞超 等,2018b)，又能夠獲取超額收益(杜勇 等,2017;顧雷雷 等,2020;陸蓉 等,2020)，從而“美化”或改善會(huì)計(jì)業(yè)績(jī)，并最終反映到股票價(jià)格上。

另一方面，較高的股票流動(dòng)性會(huì)產(chǎn)生更大的外部短期股價(jià)壓力，促使管理層更加關(guān)注短期股價(jià)，并采取金融資產(chǎn)投資等短期行為維持或推高短期股價(jià)。首先，股票流動(dòng)性的提高有助于降低股票買賣價(jià)差或掩蓋投資者的頻繁交易，有意向的敵意收購(gòu)者可以利用此便利條件收集股份，從而導(dǎo)致企業(yè)被敵意收購(gòu)的風(fēng)險(xiǎn)上升(Kyle et al.,1991)。一旦企業(yè)被敵意收購(gòu)者接管，經(jīng)理人則可能面臨被更換的風(fēng)險(xiǎn)。因此，為有效應(yīng)對(duì)股價(jià)低估時(shí)潛在收購(gòu)者的敵意收購(gòu)行為，經(jīng)理人通常會(huì)犧牲公司長(zhǎng)期業(yè)績(jī)來維持或推高短期盈余，以防股價(jià)被低估(Stein,1988)。而金融資產(chǎn)投資獲利周期短的特征恰恰有助于改善短期盈余，提振短期股價(jià)，繼而有效降低公司被敵意收購(gòu)的風(fēng)險(xiǎn)。其次，較高的股票流動(dòng)性帶來的低交易成本，會(huì)吸引大量過度關(guān)注公司短期業(yè)績(jī)且投資視野較短的交易型投資者(Porter,1992;Fang et al.,2014)。當(dāng)短視的大股東計(jì)劃出售其所持股票時(shí)，他們有動(dòng)機(jī)向經(jīng)理人提供短期激勵(lì)契約以最大化短期股價(jià)(Porter,1992;Fang et al.,2014)。如果企業(yè)相當(dāng)一部分股東都屬于這類短視投資者，那么經(jīng)理人對(duì)短期業(yè)績(jī)的關(guān)注將被進(jìn)一步強(qiáng)化(Huang et al.,2017)。此時(shí)，管理者會(huì)做出更多的金融資產(chǎn)投資決策，而非實(shí)施能夠產(chǎn)生中長(zhǎng)期利潤(rùn)的實(shí)業(yè)投資(張成思 等,2016)。

基于上述分析，本文提出：

假設(shè)

1

：

其他條件不變時(shí)，較高的股票流動(dòng)性會(huì)正向驅(qū)動(dòng)企業(yè)的金融資產(chǎn)投資。

(二)相對(duì)收益率、股票流動(dòng)性與金融資產(chǎn)投資

Orhangazi(2008)發(fā)現(xiàn)，當(dāng)金融資產(chǎn)投資收益率高于實(shí)體經(jīng)濟(jì)投資收益率時(shí)，企業(yè)在利潤(rùn)最大化動(dòng)機(jī)的驅(qū)使下會(huì)以金融資產(chǎn)投資替代實(shí)體經(jīng)濟(jì)投資。既然中國(guó)非金融上市公司金融資產(chǎn)投資的主要?jiǎng)訖C(jī)是追逐短期超額收益(杜勇 等,2017;顧雷雷 等,2020;陸蓉 等,2020)，那么當(dāng)金融資產(chǎn)投資的收益率更高時(shí)，實(shí)體企業(yè)金融資產(chǎn)投資的動(dòng)機(jī)理應(yīng)更強(qiáng)。

股票流動(dòng)性對(duì)企業(yè)金融資產(chǎn)投資的驅(qū)動(dòng)作用主要取決于金融資產(chǎn)投資收益率與實(shí)體資產(chǎn)投資收益率之間的差異。當(dāng)金融資產(chǎn)投資收益率低于實(shí)體資產(chǎn)投資收益率時(shí)，即便較高的股票流動(dòng)性會(huì)加劇管理層短視，但由于金融資產(chǎn)投資無法帶來更高收益，難以維持或推高短期股價(jià)，其也不會(huì)成為理性經(jīng)理人短視投資的有效選擇。相反，當(dāng)金融資產(chǎn)投資收益率高于實(shí)體資產(chǎn)投資收益率時(shí)，股票流動(dòng)性對(duì)管理層投資視野的影響越甚，具體體現(xiàn)為：一方面，實(shí)施更大規(guī)模的金融投資能夠顯著改善企業(yè)整體業(yè)績(jī)水平，緩解企業(yè)短期股價(jià)下滑壓力，進(jìn)而為經(jīng)理人維持或推高短期股價(jià)提供有利條件；另一方面，為了獲取更多的短期超額收益，管理者更傾向于通過配置金融資產(chǎn)進(jìn)行投機(jī)套利，而忽視有利于企業(yè)長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展的實(shí)體投資(杜勇 等,2017)。綜上分析，當(dāng)金融資產(chǎn)投資收益率相對(duì)高于實(shí)體資產(chǎn)投資收益率時(shí)，理性的經(jīng)理人在流動(dòng)性驅(qū)動(dòng)的短視動(dòng)機(jī)下，更可能選擇金融資產(chǎn)投資作為維持或推高短期股價(jià)的手段，并實(shí)施更大規(guī)模的金融資產(chǎn)投資。

基于上述分析，本文提出：

假設(shè)

2

：

在其他條件不變的情況下，金融資產(chǎn)投資相對(duì)收益率越高，股票流動(dòng)性對(duì)非金融上市公司金融資產(chǎn)投資的正向驅(qū)動(dòng)作用越顯著。

(三)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、股票流動(dòng)性與金融資產(chǎn)投資

已有研究指出，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)不同的非金融上市公司在金融資產(chǎn)投資動(dòng)機(jī)及行為上表現(xiàn)迥異(劉偉 等,2018;張成思 等,2019)。在中國(guó)，國(guó)有企業(yè)與非國(guó)有企業(yè)的經(jīng)營(yíng)目標(biāo)存在較大差異。國(guó)有企業(yè)除了要實(shí)現(xiàn)既定的經(jīng)濟(jì)目標(biāo)外，還需承擔(dān)一定的政策性負(fù)擔(dān)，比如維持就業(yè)、保障民生等，因此國(guó)有企業(yè)管理層的目標(biāo)函數(shù)更加多元化和動(dòng)態(tài)化，其對(duì)經(jīng)濟(jì)利益的追逐有所弱化。此外，與非國(guó)有企業(yè)經(jīng)理人純粹的“經(jīng)濟(jì)人”身份不同，國(guó)有企業(yè)經(jīng)理人往往兼有一定的政治身份，他們存在較為強(qiáng)烈的政治晉升訴求。盡管金融資產(chǎn)投資可以帶來短期績(jī)效的提高，但同時(shí)也容易導(dǎo)致企業(yè)資金在金融市場(chǎng)循環(huán)空轉(zhuǎn)，不利于企業(yè)的轉(zhuǎn)型升級(jí)，繼而對(duì)國(guó)有企業(yè)經(jīng)理人的政治晉升考核造成負(fù)面影響。綜上所述，在面對(duì)股票流動(dòng)性帶來的資本市場(chǎng)壓力時(shí)，較之國(guó)有企業(yè)，非國(guó)有企業(yè)經(jīng)理人對(duì)短期盈余和股價(jià)表現(xiàn)更敏感，采用金融資產(chǎn)投資維護(hù)或推高短期業(yè)績(jī)或股票價(jià)格的動(dòng)機(jī)也更強(qiáng)烈。

基于上述分析，本文提出：

假設(shè)

3

：

其他條件不變時(shí)，股票流動(dòng)性對(duì)金融資產(chǎn)投資的正向驅(qū)動(dòng)作用在非國(guó)有企業(yè)中更加顯著。

四、研究設(shè)計(jì)

(一)計(jì)量模型

為檢驗(yàn)假設(shè)1，即股票流動(dòng)性對(duì)企業(yè)金融資產(chǎn)投資的影響，本文借鑒Duchin et al.(2017)、杜勇等(2019)的方法，構(gòu)建如下回歸模型：

(1)

其中：下標(biāo)i和t分別表示公司i和第t年；Far表示企業(yè)金融資產(chǎn)投資水平；Liq表示股票流動(dòng)性，具體度量指標(biāo)包括Liq1和Liq2；Control表示一系列控制變量；Industry和Year分別表示行業(yè)固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)。為減輕逆向因果關(guān)系的影響，解釋變量和控制變量均采用滯后一期。同時(shí)，為控制潛在的異方差和序列相關(guān)問題，本文對(duì)所有回歸的標(biāo)準(zhǔn)誤在公司層面進(jìn)行了聚類處理。

在模型(1)中，本文重點(diǎn)關(guān)注系數(shù)β的方向及顯著性。結(jié)合假設(shè)1，預(yù)期β顯著為正，即股票流動(dòng)性能夠顯著促進(jìn)企業(yè)金融資產(chǎn)投資。

進(jìn)一步，為檢驗(yàn)假設(shè)2和假設(shè)3，本文在模型(1)的基礎(chǔ)上加入金融資產(chǎn)投資相對(duì)收益率、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)以及它們與股票流動(dòng)性的交互項(xiàng)，構(gòu)建如下回歸模型：

(2)

其中，Var分別表征金融資產(chǎn)投資相對(duì)收益率(Return)和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(State)，其余變量的含義與模型(1)相同。

在模型(2)中，交互項(xiàng)系數(shù)α是本文關(guān)注的重點(diǎn)。結(jié)合假設(shè)2和假設(shè)3，本文預(yù)期：當(dāng)Var表征金融資產(chǎn)投資相對(duì)收益率時(shí)，α顯著為正，即金融資產(chǎn)投資相對(duì)收益率越高，股票流動(dòng)性對(duì)非金融上市公司金融資產(chǎn)投資的正向驅(qū)動(dòng)作用越顯著；當(dāng)Var表征產(chǎn)權(quán)性質(zhì)時(shí)，α顯著為負(fù)，即股票流動(dòng)性對(duì)金融資產(chǎn)投資的正向驅(qū)動(dòng)作用在非國(guó)有企業(yè)中更加顯著。

(二)變量說明

1.核心解釋變量：股票流動(dòng)性

第一，本文借鑒張崢等(2014)的做法，構(gòu)建時(shí)間加權(quán)平均相對(duì)有效價(jià)差度量股票流動(dòng)性，該指標(biāo)值越大，表明股票流動(dòng)性越差。一方面，隨著高頻數(shù)據(jù)獲取和處理難度的降低，在對(duì)股票流動(dòng)性的度量中相對(duì)有效價(jià)差的使用越來越廣泛，其常被當(dāng)作評(píng)價(jià)低頻交易數(shù)據(jù)和交易量數(shù)據(jù)的標(biāo)桿；另一方面，時(shí)間加權(quán)平均買賣價(jià)差不僅能夠反映價(jià)差本身，而且還可以反映價(jià)差持續(xù)的時(shí)間，因而更具代表性(Goyenko et al.,2009)。

首先，定義單個(gè)股票每一筆交易的相對(duì)有效價(jià)差(RES)如下：

(3)

其中，P、Bid和Ask分別表示單個(gè)股票每一筆交易的成交價(jià)、買價(jià)和賣價(jià)。其次，以相鄰兩筆交易之間的時(shí)間間隔為權(quán)重，計(jì)算單個(gè)股票每一個(gè)交易日內(nèi)相對(duì)有效價(jià)差的時(shí)間加權(quán)平均值，得到該股票的日度相對(duì)有效價(jià)差。最后，在年度內(nèi)對(duì)單個(gè)股票的日度相對(duì)有效價(jià)差進(jìn)行簡(jiǎn)單平均，得到該股票的年度平均相對(duì)有效價(jià)差(RES)。

第二，鑒于Amihud(2002)提出的非流動(dòng)性指標(biāo)在國(guó)內(nèi)外研究中被廣泛證實(shí)是較好的低頻流動(dòng)性間接指標(biāo)(張崢 等,2014; Goyenko et al.,2009)，本文也采用該指標(biāo)構(gòu)建相應(yīng)的股票流動(dòng)性度量變量。Amihud非流動(dòng)性指標(biāo)定義如下：

(4)

其中：r和v分別表示股票i在t年度第d天不考慮紅利再投資的收益率和交易金額(以億元人民幣為單位)；D是股票i在t年度的交易天數(shù)；Illiq刻畫了單位交易金額對(duì)股票價(jià)格的沖擊程度，反向度量了股票流動(dòng)性，即Illiq越大，表明股票流動(dòng)性越低。

由于RES和Illiq均是股票流動(dòng)性的反向指標(biāo)，本文借鑒Jiang et al.(2017)、Gu et al.(2018)、Chen et al.(2019)的做法，將RES和Illiq進(jìn)行負(fù)向?qū)?shù)化處理，分別定義Liq1=-Ln(RES)和Liq2=-Ln(Illiq)。Liq1和Liq2越大，表明股票流動(dòng)性越好。

2.被解釋變量：企業(yè)金融資產(chǎn)投資

從現(xiàn)有文獻(xiàn)來看，金融資產(chǎn)占比是度量非金融企業(yè)金融資產(chǎn)投資的主流指標(biāo)之一。本文參考戴澤偉等(2019)的做法，采用企業(yè)類金融資產(chǎn)(包括交易性金融資產(chǎn)、衍生金融資產(chǎn)、發(fā)放貸款及墊款凈額、可供出售金融資產(chǎn)凈額、買入反售金融資產(chǎn)以及持有至到期投資)與期末總資產(chǎn)之比定義企業(yè)金融資產(chǎn)投資水平(Far)。

3.控制變量

已有研究指出，“蓄水池動(dòng)機(jī)”和“投資替代動(dòng)機(jī)”是非金融企業(yè)金融化的兩類主要?jiǎng)訖C(jī)。為此，本文控制了公司融資約束(KZ)以及金融資產(chǎn)投資相對(duì)收益率(Return)。首先，借鑒Kaplan et al.(1997)的做法，構(gòu)建基于中國(guó)上市公司樣本的KZ指數(shù)以度量公司融資約束程度。具體過程如下：第一步，對(duì)全樣本各年度按經(jīng)營(yíng)活動(dòng)產(chǎn)生的凈現(xiàn)金流量/總資產(chǎn)(CF)、現(xiàn)金股利總額/總資產(chǎn)(Div)、現(xiàn)金持有/總資產(chǎn)(C)、總負(fù)債率(Lev)和托賓Q進(jìn)行分類。如果CF、Div和C分別小于相應(yīng)的中位數(shù)，則對(duì)應(yīng)的KZ1、KZ2和KZ3分別取值為1，否則取值為0；如果Lev和Q分別大于相應(yīng)的中位數(shù)，則對(duì)應(yīng)的KZ4和KZ5分別取值為1，否則取值為0。第二步，將每個(gè)公司每個(gè)年度的KZ1至KZ5加總，得到KZ_Score。第三步，運(yùn)用排序邏輯回歸(Ordered Logistic Regression)將KZ_Score作為因變量對(duì)CF、Div、C、Lev和Q進(jìn)行回歸，得到的KZ_Score擬合值即為各公司各年度的KZ指數(shù)。KZ指數(shù)值越大，表明公司面臨的融資約束程度越高。其次，借鑒張成思等(2016)的方法定義金融資產(chǎn)投資相對(duì)收益率(Return)，具體計(jì)算公式為(金融資產(chǎn)投資收益率-實(shí)體投資收益率)/[(金融資產(chǎn)投資風(fēng)險(xiǎn)+實(shí)體投資風(fēng)險(xiǎn))×100]。其中：金融資產(chǎn)投資收益率為投資收益、公允價(jià)值變動(dòng)損益、凈匯兌收益之和扣除對(duì)聯(lián)營(yíng)和合營(yíng)企業(yè)的投資收益后的金融資產(chǎn)投資收益與金融資產(chǎn)總額之比；實(shí)體投資收益率為營(yíng)業(yè)收益扣減營(yíng)業(yè)成本、營(yíng)業(yè)稅金及附加、期間費(fèi)用和資產(chǎn)減值損失后的余額與經(jīng)營(yíng)資產(chǎn)總額之比；金融資產(chǎn)投資風(fēng)險(xiǎn)和實(shí)體投資風(fēng)險(xiǎn)分別采用近三年金融資產(chǎn)投資收益率和實(shí)體投資收益率的方差進(jìn)行度量。

此外，根據(jù)已有相關(guān)文獻(xiàn)(杜勇 等,2019;顧雷雷 等,2020)的做法，本文還將公司特征和治理結(jié)構(gòu)等方面的因素納入了控制變量，前者包括公司規(guī)模(Size)、財(cái)務(wù)杠桿(Lev)、上市年限(Age)、成長(zhǎng)性(Growth)、盈利能力(ROA)、經(jīng)營(yíng)性現(xiàn)金流(Cash)和固定資產(chǎn)占比(PPE)，后者則包括產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(State)、代理成本(Agency)、股權(quán)集中度(First)、董事會(huì)規(guī)模(Bsize)、獨(dú)立董事比例(Indrct)、兩職合一(Dual)以及管理層持股比例(Mnghld)。

表1列示了本文回歸模型所涉及的主要變量的說明。

表1 變量說明

(三)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以2007—2019年股權(quán)分置改革后中國(guó)非金融上市公司為樣本，并對(duì)初始樣本進(jìn)行了以下篩選：剔除樣本期間被ST(ST)的觀測(cè)值；考慮到多市場(chǎng)交易對(duì)股票流動(dòng)性的影響及境內(nèi)外市場(chǎng)監(jiān)管制度的差異，剔除發(fā)行H股、B股和其他外資股的雙重上市公司觀測(cè)值；考慮到IPO對(duì)股票流動(dòng)性的影響，剔除上市不到一年的觀測(cè)值；剔除缺失值樣本。經(jīng)過上述處理，共得到20985個(gè)公司-年度觀測(cè)值。此外，為避免異常值對(duì)回歸結(jié)果的影響，對(duì)所有連續(xù)變量在1%的水平上進(jìn)行了雙側(cè)縮尾處理。本文用于計(jì)算股票流動(dòng)性的日內(nèi)高頻數(shù)據(jù)來自Resset數(shù)據(jù)庫，CEO期末期權(quán)持有數(shù)據(jù)根據(jù)上市公司年報(bào)、股權(quán)激勵(lì)草案和實(shí)施公告手工整理得到，其余公司特征和治理數(shù)據(jù)均來自國(guó)泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫。

五、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)與單變量檢驗(yàn)

表2為本文主要研究變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。Far的均值為0.0217，表明平均而言中國(guó)上市公司以流動(dòng)資產(chǎn)為主的風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資規(guī)模占總資產(chǎn)的比重約為2.17%，略高于杜勇等(2017)和彭俞超等(2018b)的統(tǒng)計(jì)結(jié)果，說明近年來中國(guó)非金融上市公司金融資產(chǎn)投資規(guī)模有增無減。Liq1和Liq2的均值分別為6.4477和3.2627。

從控制變量的結(jié)果來看，融資約束(KZ)、金融資產(chǎn)投資相對(duì)收益率(Return)的均值分別為0.5355、-1.7957，公司規(guī)模(Size)、財(cái)務(wù)杠桿(Lev)和上市年限(Age)的均值分別為22.0422、0.4452和2.2326，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(State)、代理成本(Agency)和股權(quán)集中度(First)的均值分別為0.4236、0.0993和0.3468。限于篇幅，其他控制變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果詳見表2，不再贅述。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

進(jìn)一步地，本文通過單變量檢驗(yàn)呈現(xiàn)了企業(yè)金融資產(chǎn)投資的分組變化趨勢(shì)。具體而言，按照股票流動(dòng)性從低到高將樣本平均分為4組，每一組樣本金融資產(chǎn)投資水平(Far)的均值和中位數(shù)如表3所示。由表3可知，隨著股票流動(dòng)性的提高，非金融企業(yè)的金融資產(chǎn)投資水平呈逐漸升高的趨勢(shì)。對(duì)股票流動(dòng)性最高組和最低組金融資產(chǎn)投資水平差異的檢驗(yàn)結(jié)果如表3最后兩列所示，從中可見，無論是均值檢驗(yàn)還是中位數(shù)檢驗(yàn)，股票流動(dòng)性最高組的金融資產(chǎn)投資水平均顯著高于股票流動(dòng)性最低組，這初步證實(shí)非金融企業(yè)的金融化程度隨股票流動(dòng)性的上升而逐步提高。

表3 單變量檢驗(yàn)結(jié)果

(二)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

首先，對(duì)股票流動(dòng)性與非金融上市公司金融資產(chǎn)投資的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表4所示。列(1)、(2)分別是以Liq1和Liq2為解釋變量的回歸結(jié)果，從中可見，Liq1和Liq2的系數(shù)均顯著為正，表明樣本公司金融資產(chǎn)投資水平隨股票流動(dòng)性的提高而增加。為進(jìn)一步控制“蓄水池動(dòng)機(jī)”和“投資替代動(dòng)機(jī)”的影響，在列(1)、(2)的基礎(chǔ)上加入融資約束指標(biāo)(KZ)和金融資產(chǎn)投資相對(duì)收益率(Return)，回歸結(jié)果如列(3)、(4)所示，不難發(fā)現(xiàn)，Liq1和Liq2的系數(shù)絕對(duì)值變化不大且仍然顯著為正，表明股票流動(dòng)性對(duì)非金融上市公司金融資產(chǎn)投資的正向驅(qū)動(dòng)作用非常穩(wěn)健。從經(jīng)濟(jì)意義角度來看，以列(3)、(4)為例，Liq1和Liq2每提升1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，將分別導(dǎo)致非金融上市公司金融資產(chǎn)投資水平(Far)上升幅度約達(dá)到其均值的7.27%(=0.3431×0.0046/0.0217)和7.23%(=0.9803×0.0016/0.0217)。綜上可知，本文假設(shè)1得到驗(yàn)證。

表4 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

其次，檢驗(yàn)金融資產(chǎn)投資相對(duì)收益率對(duì)股票流動(dòng)性與非金融上市公司金融資產(chǎn)投資關(guān)系的影響，結(jié)果如表5所示。由列(1)、(2)可見，Liq1、Liq2、Liq1×Return、Liq2×Return的系數(shù)均顯著為正，表明金融資產(chǎn)投資相對(duì)收益率越高，股票流動(dòng)性對(duì)非金融上市公司金融資產(chǎn)投資水平的正向影響越顯著。由此可知，本文假設(shè)2成立，即金融資產(chǎn)投資相對(duì)收益率強(qiáng)化了股票流動(dòng)性對(duì)非金融上市公司金融資產(chǎn)投資的驅(qū)動(dòng)效應(yīng)。

最后，利用類似的方法檢驗(yàn)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對(duì)股票流動(dòng)性與非金融上市公司金融資產(chǎn)投資關(guān)系的影響，結(jié)果同樣列于表5。由列(3)、(4)可見，Liq1和Liq2的系數(shù)均顯著為正，Liq1×State和Liq2×State的系數(shù)均顯著為負(fù)，表明與國(guó)有上市公司相比，股票流動(dòng)性對(duì)非國(guó)有上市公司金融資產(chǎn)投資的正向影響更顯著。綜上可知，本文假設(shè)3得到驗(yàn)證。

表5 金融資產(chǎn)投資相對(duì)收益率和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的影響

(三)內(nèi)生性問題處理

盡管上文對(duì)所有解釋變量均進(jìn)行了滯后一期處理，一定程度上有助于緩解非金融企業(yè)金融資產(chǎn)投資決策對(duì)股票流動(dòng)性的逆向影響，但仍無法完全排除股票流動(dòng)性是內(nèi)生變量的可能。股票流動(dòng)性與公司金融資產(chǎn)投資決策可能會(huì)同時(shí)受到公司層面不可觀測(cè)因素的影響，進(jìn)而產(chǎn)生因遺漏變量所致的內(nèi)生性問題。為此，本文直接控制公司個(gè)體固定效應(yīng)重新進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表6所示。由表6可見，Liq1和Liq2的系數(shù)均顯著為正，表明在控制公司層面固定效應(yīng)后，股票流動(dòng)性仍然會(huì)顯著正向驅(qū)動(dòng)非金融上市公司的金融資產(chǎn)投資水平。在列(3)、(4)中，Liq1×Return和Liq2×Return的系數(shù)均顯著為正，說明采用面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型后，金融資產(chǎn)投資相對(duì)收益率依然會(huì)正向調(diào)節(jié)股票流動(dòng)性與公司金融資產(chǎn)投資水平之間的關(guān)系。在列(5)、(6)中，Liq1×State、Liq2×State的系數(shù)均顯著為負(fù)，表明產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對(duì)股票流動(dòng)性與公司金融資產(chǎn)投資的關(guān)系仍具有負(fù)向調(diào)節(jié)作用。綜合來看，面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果能夠較好地支持本文的假設(shè)。

表6 控制公司個(gè)體固定效應(yīng)

(續(xù)表6)

為進(jìn)一步控制潛在內(nèi)生性問題產(chǎn)生的影響，借鑒Jayaraman et al.(2012)、蘇冬蔚等(2013)的思路，采用當(dāng)年度樣本公司所屬行業(yè)中除自身以外的其他公司股票流動(dòng)性的中位數(shù)Zliq1和Zliq2作為樣本公司股票流動(dòng)性的工具變量，并在控制公司個(gè)體固定效應(yīng)的基礎(chǔ)上進(jìn)行2SLS估計(jì)，結(jié)果見表7。工具變量不可識(shí)別檢驗(yàn)的Kleibergen-Paap rk LM統(tǒng)計(jì)量和弱工具變量檢驗(yàn)的Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計(jì)量均顯示，本文選取的工具變量是有效的。由表7可知，Liq1和Liq2的系數(shù)均顯著為正，Liq1×Return和Liq2×Return的系數(shù)均顯著為正，Liq1×State和Liq2×State的系數(shù)均顯著為負(fù)。上述結(jié)果與前文基準(zhǔn)回歸結(jié)果高度一致。

表7 工具變量法

綜上可知，在盡可能控制潛在的內(nèi)生性問題后，本文假設(shè)仍然成立。

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為進(jìn)一步確保研究結(jié)論的可靠性，本文從變換核心變量的度量方法和調(diào)整樣本范圍兩個(gè)方面進(jìn)行了穩(wěn)健性測(cè)試。

1.變換核心變量的度量方法

(1)變換企業(yè)金融資產(chǎn)投資的度量方法。借鑒彭俞超等(2018b)的做法，重新界定金融資產(chǎn)范圍。采用新的企業(yè)金融資產(chǎn)投資測(cè)量指標(biāo)進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，本文假設(shè)仍然成立。

(2)變換股票流動(dòng)性的度量方法。通過構(gòu)建新的股票流動(dòng)性指標(biāo)，重新檢驗(yàn)股票流動(dòng)性對(duì)企業(yè)金融資產(chǎn)投資的影響。第一，借鑒張崢等(2014)的做法，利用日內(nèi)高頻交易數(shù)據(jù)構(gòu)建收盤相對(duì)報(bào)價(jià)價(jià)差(QSP)。第二，參考Rhee et al.(2009)的做法，構(gòu)建價(jià)格彈性指標(biāo)(PS)。由于上述兩個(gè)指標(biāo)均是股票流動(dòng)性的反向指標(biāo)，本文沿用前文做法，對(duì)它們進(jìn)行負(fù)向?qū)?shù)化處理，相應(yīng)地構(gòu)建了股票流動(dòng)性的正向指標(biāo)Liq3和Liq4。第三，直接采用時(shí)間加權(quán)平均相對(duì)有效價(jià)差(RES)和Amihud非流動(dòng)性指標(biāo)(Illiq)的原始變量作為解釋變量。變換解釋變量測(cè)量方法后的檢驗(yàn)結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果高度一致，表明本文結(jié)論是可靠的。

2.調(diào)整樣本范圍

考慮到在本文的研究樣本期間內(nèi)，一些經(jīng)濟(jì)事件的沖擊可能會(huì)對(duì)估計(jì)結(jié)果造成影響。接下來，對(duì)樣本范圍進(jìn)行必要調(diào)整。(1)為應(yīng)對(duì)2008年國(guó)際金融危機(jī)，中國(guó)政府推出了“四萬億投資計(jì)劃”，這一行為可能在一定程度上影響實(shí)體企業(yè)的金融資產(chǎn)配置行為。為此，在剔除2008年的樣本后重新進(jìn)行檢驗(yàn)。(2)2015年股災(zāi)期間中國(guó)股票市場(chǎng)多次出現(xiàn)“千股跌停”的現(xiàn)象，許多A股上市公司都遭遇了“流動(dòng)性黑洞”，為消除這一時(shí)期上市公司股票流動(dòng)性的特殊表現(xiàn)對(duì)研究結(jié)論可能帶來的影響，在剔除2015年的樣本后重新進(jìn)行檢驗(yàn)。(3)在2019年1月1日起實(shí)施的新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則中，“金融工具的確認(rèn)和計(jì)量”“金融工具列報(bào)”等與以往存有很大不同。為消除新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則對(duì)金融資產(chǎn)投資度量產(chǎn)生的影響，在剔除2019年的樣本后重新進(jìn)行檢驗(yàn)。調(diào)整研究樣本范圍后的回歸結(jié)果依然與前文結(jié)論保持一致。

六、作用機(jī)制檢驗(yàn)

前文實(shí)證結(jié)果顯示，股票流動(dòng)性的提高能夠顯著促進(jìn)非金融上市公司的金融資產(chǎn)投資水平。那么，股票流動(dòng)性究竟是如何發(fā)揮作用的呢？已有研究表明，中國(guó)非金融上市公司進(jìn)行金融資產(chǎn)投資更多是出于對(duì)短期利潤(rùn)的追逐(彭俞超 等,2018b)，表現(xiàn)為對(duì)固定投資等長(zhǎng)期投資的替代(張成思 等,2016;劉貫春 等,2019)。從公司長(zhǎng)期價(jià)值的角度來看，管理層將公司資本從實(shí)體投資渠道轉(zhuǎn)移到金融資產(chǎn)投資渠道，實(shí)際上是一種短視行為(劉偉 等,2018)。理論上，股票流動(dòng)性的提升之所以能夠強(qiáng)化管理者的短視行為主要源于兩個(gè)方面：一是管理層追求自身利益最大化的動(dòng)機(jī)；二是企業(yè)市場(chǎng)外部因素，如資本市場(chǎng)中短視投資者帶來的壓力等。為此，本文從經(jīng)理人薪酬和長(zhǎng)期投資者持股兩個(gè)方面，檢驗(yàn)股票流動(dòng)性影響企業(yè)金融投資的具體機(jī)制。

中介效應(yīng)模型設(shè)定如下：

(5)

(6)

其中，中介變量MV分別為經(jīng)理人薪酬結(jié)構(gòu)(EquityCom)、薪酬股價(jià)敏感性(PPS)、機(jī)構(gòu)投資者持股比例(Inst)和長(zhǎng)期機(jī)構(gòu)投資者持股比例(LongInst)。

1.經(jīng)理人薪酬的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

首先，借鑒Jayaraman et al.(2012)的思路，構(gòu)建經(jīng)理人權(quán)益薪酬占總薪酬的比重指標(biāo)度量經(jīng)理人薪酬結(jié)構(gòu)(EquityCom)，其中權(quán)益薪酬為經(jīng)理人所持股票和期權(quán)的市場(chǎng)價(jià)值，總薪酬為權(quán)益薪酬和貨幣薪酬之和。其次，借鑒Huang et al.(2017)的做法，采用Core et al.(2002)提出的方法計(jì)算當(dāng)上市公司股價(jià)變動(dòng)1%時(shí)經(jīng)理人所持權(quán)益市場(chǎng)價(jià)值的變化幅度，記為經(jīng)理人薪酬業(yè)績(jī)敏感性(PPS)，其計(jì)算公式為(經(jīng)理人期末持股數(shù)×1+經(jīng)理人期末持有期權(quán)數(shù)量×期權(quán)Delta)×1%×期末股價(jià)。

表8列(1)～(4)報(bào)告了經(jīng)理人薪酬結(jié)構(gòu)(EquityCom)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果。模型(5)的檢驗(yàn)結(jié)果如列(1)和列(3)所示，從中可見，Liq1和Liq2的系數(shù)均顯著為正，表明經(jīng)理人權(quán)益薪酬比重與股票流動(dòng)性顯著正相關(guān)。模型(6)的檢驗(yàn)結(jié)果如列(2)和列(4)所示。其中，Liq1和Liq2的系數(shù)仍然顯著為正，表明即使控制了經(jīng)理人薪酬結(jié)構(gòu)，股票流動(dòng)性仍會(huì)正向驅(qū)動(dòng)企業(yè)金融資產(chǎn)投資；EquityCom的系數(shù)為正但不顯著，即沒有證據(jù)表明經(jīng)理人權(quán)益薪酬比重的增加會(huì)影響企業(yè)金融資產(chǎn)投資決策，此時(shí)無法判斷EquityCom是否存在中介效應(yīng)。Sobel檢驗(yàn)結(jié)果顯示，經(jīng)理人薪酬結(jié)構(gòu)(EquityCom)在股票流動(dòng)性驅(qū)動(dòng)企業(yè)金融資產(chǎn)投資過程中的中介效應(yīng)未能得到驗(yàn)證。

表8列(5)～(8)報(bào)告了經(jīng)理人薪酬業(yè)績(jī)敏感性(PPS)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果。由列(5)、(7)可見，Liq1、Liq2的系數(shù)均顯著為正，表明經(jīng)理人薪酬業(yè)績(jī)敏感性與股票流動(dòng)性顯著正相關(guān)。列(6)的結(jié)果顯示，PPS的系數(shù)在10%的水平上顯著為正，說明經(jīng)理人薪酬業(yè)績(jī)敏感性越高，企業(yè)金融資產(chǎn)投資規(guī)模越大。在列(8)中，PPS的系數(shù)為正但不顯著，此時(shí)需要采用Sobel檢驗(yàn)來判斷中介效應(yīng)是否成立。Sobel檢驗(yàn)結(jié)果表明，經(jīng)理人薪酬業(yè)績(jī)敏感性在股票流動(dòng)性驅(qū)動(dòng)企業(yè)金融資產(chǎn)投資過程中發(fā)揮部分中介效應(yīng)。

表8 經(jīng)理人薪酬的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

2.長(zhǎng)期投資者持股的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

本文分別采用機(jī)構(gòu)投資者持股比例(Inst)和長(zhǎng)期機(jī)構(gòu)投資者持股比例(LongInst)度量長(zhǎng)期投資者持股狀況。機(jī)構(gòu)投資者持股比例為上市公司年末所有機(jī)構(gòu)投資者持股數(shù)量與流通股本之比。同時(shí)，借鑒Chang et al.(2017)的思路，界定持股比例高于5%的機(jī)構(gòu)投資者為大股東機(jī)構(gòu)投資者，定義年末所有大股東機(jī)構(gòu)投資者持股數(shù)量與流通股本之比為長(zhǎng)期機(jī)構(gòu)投資者持股比例。

表9列示了長(zhǎng)期投資者持股中介效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果。列(1)、(2)是以Liq1度量股票流動(dòng)性，以Inst為中介變量，分別對(duì)模型(5)和(6)進(jìn)行檢驗(yàn)的結(jié)果。由列(1)可知，Liq1的系數(shù)顯著為負(fù)，表明股票流動(dòng)性的提升顯著降低了機(jī)構(gòu)投資者的持股比例。在列(2)中，Inst的系數(shù)顯著為負(fù)，表明機(jī)構(gòu)投資者持股比例的降低驅(qū)動(dòng)了企業(yè)金融資產(chǎn)投資，同時(shí)Liq1的系數(shù)顯著為正，表明機(jī)構(gòu)投資者持股在股票流動(dòng)性影響企業(yè)金融資產(chǎn)投資的過程中發(fā)揮部分中介作用。以Liq2度量股票流動(dòng)性、以Inst為中介變量的檢驗(yàn)結(jié)果見列(3)和列(4)，以Liq1度量股票流動(dòng)性、以LongInst為中介變量的檢驗(yàn)結(jié)果見列(5)和列(6)，以Liq2度量股票流動(dòng)性、以LongInst為中介變量的檢驗(yàn)結(jié)果見列(7)和列(8)。不難發(fā)現(xiàn)，上述回歸結(jié)果均與列(1)和列(2)類似，此處不再贅述。Sobel檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)一步證實(shí)長(zhǎng)期投資者持股中介效應(yīng)顯著存在。

表9 長(zhǎng)期投資者持股的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

七、結(jié)論與啟示

本文以2007—2019年中國(guó)非金融上市公司為樣本，考察了股票流動(dòng)性對(duì)企業(yè)金融資產(chǎn)投資的影響。研究發(fā)現(xiàn)，股票流動(dòng)性對(duì)非金融上市公司金融資產(chǎn)投資具有顯著的促進(jìn)作用，并且該效應(yīng)在金融資產(chǎn)投資相對(duì)收益率較高和在非國(guó)有上市公司中表現(xiàn)得更為顯著，這一結(jié)論在解決內(nèi)生性問題和進(jìn)行多種穩(wěn)健性測(cè)試后依然成立。作用機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果表明，股票流動(dòng)性通過提升經(jīng)理人薪酬業(yè)績(jī)敏感性和降低長(zhǎng)期投資者的持股比例，強(qiáng)化了經(jīng)理人對(duì)短期業(yè)績(jī)或股價(jià)的關(guān)注，繼而推動(dòng)了非金融上市公司的金融資產(chǎn)投資。

基于上述研究結(jié)論，本文提出以下建議：第一，中國(guó)股票市場(chǎng)與歐美成熟市場(chǎng)存在顯著差異，個(gè)人投資者占比較大和上市公司股權(quán)集中度較高的典型特征，使得中國(guó)資本市場(chǎng)中股票流動(dòng)性過高反而會(huì)產(chǎn)生一些負(fù)面效應(yīng)。有鑒于此，監(jiān)管部門在利用股票流動(dòng)性調(diào)節(jié)資本市場(chǎng)資源配置功能時(shí)，不應(yīng)片面追求股票市場(chǎng)流動(dòng)性的上升，而要更多地去考慮如何抑制投機(jī)性的短期、高頻交易行為，降低源于短視投資者非理性“噪音”交易的流動(dòng)性的負(fù)面影響。第二，應(yīng)著力優(yōu)化上市公司激勵(lì)制度，通過科學(xué)設(shè)計(jì)股權(quán)激勵(lì)制度契約要素、優(yōu)化調(diào)整權(quán)益薪酬在經(jīng)理人薪酬體系中的比重等手段，充分發(fā)揮上市公司股權(quán)激勵(lì)的長(zhǎng)期效應(yīng)，弱化管理層薪酬對(duì)短期股價(jià)的敏感性，從經(jīng)理人自身利益的內(nèi)在角度緩解管理層對(duì)短期盈余和股價(jià)的關(guān)注程度。第三，要積極倡導(dǎo)長(zhǎng)期投資和價(jià)值投資理念，大力發(fā)展長(zhǎng)期機(jī)構(gòu)投資者，有效發(fā)揮機(jī)構(gòu)投資者在公司治理和穩(wěn)定資本市場(chǎng)中的積極作用。