创新投入、管理层权力与“脱实向虚”--来自制造业企业的经验证据.pdf
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1、2023 年第 7 期80科技、经济、市场管理纵横创新投入、管理层权力与“脱实向虚”来自制造业企业的经验证据沈望奇(安徽财经大学,安徽 蚌埠 233000)摘 要:本研究选取20142019年中国A股制造业上市公司为样本,探究创新投入对企业金融化的影响和管理层权力对企业创新投入、企业金融化的调节作用。实证研究发现:创新投入会抑制企业金融化,而管理层权力作为调节变量会弱化这种关系。相比非国有企业,管理层权力在国有企业能够放大创新投入对企业金融化的抑制作用。研究结论揭示了管理层权力对企业创新的重要影响,也为企业加强内部控制、完善企业制度设计及提高企业金融资产配置效率提供了经验证据。关键词:管理层权
2、力;“脱实向虚”;企业创新投入;企业金融户化0 引言近年来,随着金融资产在企业总资产中的占比居高不下,严重的“脱实向虚”趋势开始在中国实体经济蔓延。这一热点引发了学术界的关注与讨论,并将这种“脱实向虚”的动机分为2种,即“蓄水池动机”与“投机套利动机”。企业偏向于持有金融资产的动因相对多元。学者们在此基础上进一步分析了多样动因对企业发展的影响,得出“蓄水池动机”可以有效分散企业所面临的非系统性风险,企业做财务决策时会十分谨慎;而“投机套利动机”相反,不仅会使企业面临诸多风险,还不利于企业长期发展。因为实业投资规模与金融资产在资源配置上相比,很可能会被后者挤占,虚拟经济反哺实体业务的意图则会被淡
3、化,从而引起金融空转。现阶段,创新决定企业进步的主导角色,但由于企业的异质性,如行业差异,会使得不同实体企业在创新产出上具有较大的差异性。如何规避管理层自利行为对企业产生的负面影响、正确维护股东权益且减少委托代理冲突,已成学者探讨的热点。本研究以20142019年A股制造业上市公司为研究样本,分析创新投入、管理层权力与“脱实向虚”之间的关系,再基于所有权属性视角深入探讨三者之间的关系。1 理论分析与研究假设1.1 创新投入与“脱实向虚”目前,我国正处于经济转型的重要阶段,实体企业要随之做出重大改变,尤其是若想在竞争尤为激烈的大环境下生存,实体企业必然要增加创新产出。根据近年统计分析可得,当前我
4、国上市公司创新投入强度逐步加大,已处于世界领先水平。随着现代市场竞争愈演愈烈,实体企业也随之采用灵活策略适应市场。仲旦彦(2021)认为创新投入能够引领企业“脱虚返实”,即降低金融化水平。而在资源有限的情况下的企业则更倾向于优先将资源投向金融市场。管理者基于获取短期高额收益率的目的,更倾向于将资源重心置于金融资产配置,从而忽略创新投入。基于以上分析,提出假设。H1:创新投入与企业金融化呈负相关。1.2 创新投入、管理层权力与“脱实向虚”在企业治理层面,管理层由于自身权力的特殊性,几乎完全把控自身的薪酬,从而会在决策上对企业创新产生不良影响,而管理层机制是决定能否规避管理者自利行为的关键。祝素月
5、、顾双(2022)研究发现,管理层权力的大小决定了管理层的自利行为是否会影响企业业绩。此外,管理层权力过大容易影响企业创新与金科技、经济、市场2023 年第 7 期81管理纵横融化两者之间的关系。在我国,由于特殊的国情和历史背景,企业异质性能够决定不同企业具有诸多差异,尤其是企业所有权属性。当国有企业的管理层权力上升时,会严重影响投资效率,但使用政治工具能够有效管控且约束管理层权力,对企业过度投资有一定的抑制作用。基于以上分析,提出假设。H2a:管理层权力能够弱化创新投入对企业金融化所产生的负面效应。H2b:在国有企业,管理层权力所产生的弱化效应更为显著。2 研究设计与变量定义2.1 样本选择
6、与数据来源选取20142019年我国A股制造业上市公司为研究样本,在样本选取过程中,按下列条件筛除:(1)剔除金融类上市公司;(2)剔除ST、*ST及PT类公司;(3)剔除数据缺失和重复的样本;(4)对所有连续变量进行1%和99%分位的缩尾处理,以消除极端值的影响。通过样本筛选,共计得到6 778个观测值。2.2 变量定义2.2.1 被解释变量借鉴仲旦彦(2021)的研究方法,用金融化作为企业“脱实向虚”的替代变量,用符号FIN表征,金融化程度越高,表明企业“脱实向虚”程度越高。企业金融化程度用交易性金融资产、衍生金融资产、买入返售金融资产、发放贷款及垫款、可供出售金融资产、持有至到期金融资产
7、、投资性房产和其他流动资产等共计8个科目总和除以总资产的数值作为计量标准,该数值越大,企业金融化程度就越高。2.2.2 解释变量创新投入。采用季小立、金洁(2021)的方法衡量企业的研发投入水平,即取企业当年研发投入的自然对数。2.2.3 调节变量以企业的管理层权力作为调节变量,借鉴闫雪菲(2022)对管理层权力的度量,分别对两职合一、独立董事比例、高管薪酬、高管持股比例、董事会持股比例、总经理持股比例、股权制衡系数、机构持股比例等,采用主成分分析法,得出一个综合指标代表管理层权力。采用巴特利球形检验和KMO检验,综合判断因子分析适用性,得出KMO值为0.620 80.5,因此,上述构建指标适
8、合进行主成分分析。按照特征值1的原则,提取4个公因子可解释原变量总方差的67.27%。得出管理层权力综合得分:POW(0.263 73F1+0.176 63F2+0.131 9F3+0.100 83F4)/0.672 7 (1)2.2.4 控制变量参考靳霞(2022)、闫雪菲(2022)、季小立(2021)的研究,在控制变量上考虑总资产收益率(ROA)、资产负债率(LEV)、前十大股东持股比例(TOP10)、企业规模(SIZE)、资本密集(FIX)、总资产增长率(GRO)等指标;回归分析中控制了年度(YEAR)情况。2.3 计量模型设定为检验假设,构建如下模型:FIN=+1R&D+2ROA+3
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