连锁股东对企业“脱实向虚”的影响研究

王新光 盛宇华

(南京师范大学商学院)

1 研究背景

多年来，重视实体经济发展一直是中国经济发展的重大战略和政策导向[1]。然而，“脱实向虚”的金融化趋势使中国实体企业在发展过程中忽视了主营业务的拓展与创新，出现了资金在金融体内循环而实体企业面临融资约束的怪象[2]。2022年政府工作报告中提到，要“深入实施创新驱动发展战略，巩固壮大实体经济根基”。在此背景下，中国实体企业的金融化问题已不容忽视。如何推动实体企业的良性发展成为学术界关注的重要话题。

当下，连锁股东已经成为资本市场上的一种普遍现象[3]。既有研究发现，连锁股东影响企业之间的市场竞争与内部治理，但仍未达成共识。那么，在巩固壮大实体经济根基的背景下，连锁股东对持股企业的资产配置，尤其是金融资产配置会产生怎样的影响？连锁股东可否发挥积极作用，促进实体企业主营业务的良性发展？基于此，本研究试图从连锁股东的视角，探究实体企业金融化的现象，以期对实体企业金融化影响因素的研究形成有益补充。

与现有文献相比，本研究的边际贡献主要体现在以下3个方面：①将中国资本市场上的连锁股东现象与企业金融资产配置行为联系起来，从大股东持股同行业多家企业产生的关联效应视角，对实体企业资产结构治理提供了经验证据；②打开了连锁股东与企业金融化之间的机制“黑箱”，并拓展了边界研究；③在政策含义上，2022年《政府工作报告》指出：“要正确认识和把握资本的特性和行为规律，支持和引导资本规范健康发展。”本研究揭示了连锁股东作为生产要素在企业“脱虚向实”的过程中所发挥出的积极作用。因此，支持和引导资本规范健康发展对于微观企业资产结构的合理安排具有重要意义。

2 文献综述、理论机制和研究假说

2.1 文献综述

与本研究密切相关的两支文献分析了实体企业金融化的影响因素与连锁股东的经济后果。金融化主要表现在实体企业对金融投资活动的过度参与[4]。现有文献对实体企业金融化影响因素的研究主要从宏观环境层面、企业层面和管理者层面展开：①在宏观环境层面上，经济发展变化与货币流动性变化[5]、政府审计[6]等都会对企业金融化造成影响；②在企业层面上，外部盈利压力会促进企业金融资产投资对实体投资的挤出效应，进而强化企业金融化造成的影响[7]；③在管理者层面上，当高管过度自信[8]或具有金融背景时[9]均会促进企业金融化。不难发现，现有研究对于实体企业金融化影响因素的探讨虽较为丰富，但是多数学者仍然从宏观视角展开，着眼于微观视角的研究仍有待补充。

作为资本市场应运而生的产物，连锁股东区别于非连锁股东的特征主要有两个：同行业企业在治理上的协同优势；促使企业之间在产品市场上进行合谋[10]。从协同优势的角度出发，连锁股东提升了上市企业的风险承担[11]，并且显著地抑制了企业的盈余管理[12，13]。从合谋的角度出发，连锁股东抑制了社会责任承担[14]，并降低了企业的投资效率[10]。即使理论界对于连锁股东的经济后果早有关注，但是相关的实证研究仍方兴未艾。相较于非连锁股东，连锁股东更有可能发挥积极的监督作用，建构资源网络从而降低企业的交易成本，影响企业资产配置。

综上所述，现有文献对连锁股东在实体企业资产配置方面的研究很少涉及到金融资产配置。基于此，本研究拟对连锁股东在实体企业金融资产配置中所扮演的角色进行探究，分析其对实体企业金融化的影响显得很有必要。

2.2 理论机制与研究假说

实体企业金融化的动机主要有两个：①企业出于规避流动性风险、应对未来不确定性而产生的预防性动机[5]；②企业实体经济投资收益率下降与金融投资收益率上升产生的鲜明对比，导致实体企业为了分享金融业高额利润而产生的逐利性动机[15]。区别于持股单个企业的大股东的是，对于改善一家企业治理的边际成本，连锁股东更希望达到规模效应[16]。在当前中国实体经济利润率水平较低的情况下，实体企业过度参与金融活动只会雪上加霜，挤占生产投资进而阻碍企业的长期发展[17]，降低企业价值。由于管理者激励契约的业绩衡量标准与当期利润相关，短期收益较高的投资项目缩短了管理者的决策视野，而拥有企业所有权的股东则更注重企业长期价值的增长。

综上分析，连锁股东有动机和能力通过治理监督效应与协同发展网络，以削弱实体企业过度配置金融资产的动机，降低实体企业金融化的程度：①连锁股东可以发挥治理监督效应，约束管理层的行为，削弱企业金融化的逐利性动机。一方面，连锁股东利用其所有权优势，可以在股东赞助的治理提案上拥有更强的话语权[18]，解聘失职的管理者[19]，避免企业因决策偏差导致资产安排的过度金融化倾向；另一方面，由于同行业企业有相似的投资选择与资产安排，连锁股东可以在持股企业的资产配置上实现边际监督经验的累积与迁移，降低信息获取和处理成本[12]，更加有效地降低实体企业金融化的逐利性动机。②连锁股东在关联企业之间建构起规模化的协同发展网络，抑制了实体企业金融化的预防性动机。在财务资源方面，连锁股东不仅以股权入资直接为企业提供了资金，还为企业降低了融资成本[3]，缓解了企业外源性融资约束；连锁股东直接或间接地为企业提供的财务资源削弱了企业过度配置金融资产的预防性动机，从而降低了企业金融化的趋势。在信息资源方面，连锁股东作为持股企业信息交互的节点，可以依托累积的行业发展经验为持股企业提供行业前沿信息；关联企业依托信息优势为资源配置制定合理方案，更有信心投入实体经济的发展，削弱实体企业金融化的预防性动机。在知识资源方面，知识作为一种高阶组织资源，存在于组织及其人员所拥有的显性和隐性知识中[20]；连锁股东可以将获取的显性与隐性知识通过企业间的协同发展网络传递给关联企业，帮助企业建立竞争优势，削弱预防性动机。基于此，提出如下假设：

假设1连锁股东抑制了实体企业金融化。

3 计量模型、指标与数据

3.1 计量模型

本研究的基准回归方程形式如下：

FIi,t=β0+β1CSi,t-1+β2CVsi,t-1+ωt+μi+εi,t-1，

(1)

式中，i表示企业；t表示时间；FI为实体企业金融化，其值越大，表明企业金融化程度越高；CS表示上市企业连锁股东情况；CVs表示控制变量。在主回归中，将所有解释变量以及控制变量滞后一期，既是考虑变量影响的滞后性，同时也是为了排除双向因果的干扰。β0表示常数项；β1、β2均表示系数；ωt表示时间效应；μi表示不随时间变化的企业效应；εi,t-1为模型随机扰动项。除此之外，本研究所有模型均采用异方差稳健标准误。根据假设1，预期系数β1<0。

3.2 样本选择与数据来源

本研究选取的初始研究样本为2008～2019年中国沪深两市A股上市企业，并且按以下原则进行筛选：①剔除金融行业上市企业；②剔除ST、*ST和PT类企业；③剔除资产负债率超过100%和资产负债率小于0的企业；④剔除有关数据缺失的企业。为消除极端值的影响，本研究对所有连续变量进行上下1%的缩尾处理。连锁股东指标根据国泰安(CSMAR)数据库提供的季度层面数据手工收集整理，其他数据来源于CSMAR数据库与Wind数据库。最终得到25 642个观测值。

3.3 变量定义

本研究各变量定义如下。

(1)被解释变量(FI)借鉴杜勇等[9]、DEMIR[15]的研究，本研究利用金融资产与总资产的比值来定义企业金融化。出于研究需要，测量指标与会计准则对金融资产规定不同的是：①企业现金持有的动机大多是出于交易性动机、预防性动机、税收动机与管理层代理动机[21]，并未帮助企业带来资本增值。因此，本研究在金融资产的测算中并不包括货币资金。②中国房地产的市场化改革致使房地产具有金融资产的特性，成为重要的投资产品[22]。据此，本研究将投资性房地产纳入金融资产的衡量范围。金融资产的具体计算方法如下：金融资产=投资性房地产净额+衍生金融资产+交易性金融资产+持有至到期投资净额+发放贷款及垫款净额+可供出售金融资产净额。

(2)解释变量(CS)借鉴HE等[2]、潘越等[10]的研究，本研究首先在季度层面上计算每家上市企业持股比例不低于5%的大股东个数；其次，计算每家上市企业的持股比例不低于5%的股东在同行业其他企业仍持股超过5%的个数；最后，对上述连锁股东数目取年度均值加1后再取自然对数得到连锁股东指标。需要说明的是，由于制度背景与研究目的存在区别，界定大股东的标准在学术界有一定的差异。LIN等[23]将持股比例10%以上的股东界定为大股东；而BHARATH等[24]的大股东识别标准则为持股比例5%以上。中国证券监督管理委员会颁布的《上市公司股东、董监高减持股份的若干规定》，将持股比例5%以上的股东界定为大股东。现有研究也指出，持股比例5%以上的股东可能对企业的生产经营决策产生重大影响[24]。据此，本研究将持股比例高于5%的股东界定为大股东。在计算中，行业按照证监会2012年的分类标准分类，并且将制造业企业细分到二级代码，非制造业企业细分到一级代码。

(3)控制变量(CVs)参考以往学者的研究，本研究从企业特征、治理特征和CEO特征分别控制如下变量：在企业特征层面，选取企业规模、企业年龄、资产负债率、成长性、产权性质、资产结构、投资机会和管理费用率作为控制变量；在治理特征层面，选取董事会规模、董事会独立性和管理层持股比例作为控制变量；在CEO特征层面，选取两职兼任作为控制变量。

本研究所有变量的测量方式见表1。

表1 变量测量方式

4 实证分析

4.1 描述性统计

本研究各变量的描述性统计结果见表2。

表2 描述性统计(N=25 642)

由表2可知，实体企业金融化(FI)的平均值为0.009，最小值为0.000，最大值为0.225，体现出实体企业金融化的趋势较为明显的两极化特征。连锁股东(CS)的平均值为0.095，最小值为0.000，表明各企业所具有的连锁股东数有一定差异。此外，控制变量的描述性统计结果与其他学者的研究相似。

4.2 相关性分析

本研究各变量的相关性分析见表3。由表3可知，连锁股东(CS)与实体企业金融化(FI)负相关，初步支持了前文提出的假设。此外，方差膨胀系数VIF检验显示,各变量的因子值(VIF)均值为1.33，且均小于1.80，因此不存在严重的多重共线性问题。

表3 相关性分析(N=25 642)

4.3 基准分析

本研究的基准回归结果见表4。表4中，列(1)仅控制了个体固定效应与时间固定效应，连锁股东(CS)的回归系数为-0.188，且通过了1%的统计显著性检验。列(2)在列(1)的基础上添加了控制变量集合，相关的回归系数绝对值缩小但是显著性依旧不变。假设1得到了经验证据支持。

表4 基准回归结果(N=21 059)

5 内生性检验与稳健性分析

5.1 内生性检验

5.1.1PSM检验

由于连锁股东对投资目标的选择会考虑企业的差异化特征，而非随机选择。为了缓解样本自选择问题，本研究采用倾向得分匹配法(PSM)，使用一对一最近邻匹配进行检验。首先，将拥有连锁股东的上市企业作为处理组，选取企业规模(SI)、企业年龄(AG)、资产负债率(LEV)、盈利能力(ROA)、产权性质(SO)、管理层持股比例(MG)、现金流(CF)、总资产周转率(TA)、股权集中度(SC)、投资机会(TQ)作为协变量。其中企业规模(SI)、企业年龄(AG)、资产负债率(LEV)、产权性质(SO)、投资机会(TQ)和管理层持股比例(MG)的测量方式与表1相同。除此之外，盈利能力(ROA)利用净利润除以总资产平均余额衡量；现金流(CF)利用经营活动产生的现金流量净额除以总资产衡量；总资产周转率(TA)利用主营业务收入除以总资产衡量；股权集中度(SC)利用第一大股东持股比例衡量。其次，本研究分别绘制了样本匹配前后实验组以及控制组的倾向得分分布密度函数图(见图1)。由图1可知，处理组与对照组的核密度曲线在匹配后分布形态高度接近。另外，PSM匹配均衡性的检验结果见表5。由表5可知，匹配后两组样本间的倾向得分分布偏差很好地被消除，且匹配之后两组企业的特征变量不再具有显著差异。最后，将匹配后的样本重新回归，结果见表6列(1)。可见，即使匹配样本有所改变，CS的估计系数仍在1%的水平上显著为负。

图1 PSM匹配前后连锁股东(CS)的概率分布密度函数图

表5 PSM匹配均衡性的检验结果(N=5 310)

表6 内生性检验

5.1.2工具变量法

借鉴梁上坤[25]的研究，本研究利用连锁股东持股企业股权比例的行业均值(IV)作为工具变量，使用两阶段最小二乘法(2SLS)进行检验(见表6)。由表6列(2)可知，2SLS的第一阶段回归结果中，IV的回归系数在1%水平上显著为正。由列(3)可知，第二阶段回归结果中，CS的系数仍显著为负，与基准回归结果基本一致。

5.2 稳健性检验

本研究的稳健性检验如下。

(1)更换解释变量的测量方式借鉴CHENG等[14]的做法，本研究设置虚拟变量CS1：如果企业当年存在连锁股东，则CS1赋值为1，反之为0。另外，借鉴HE等[2]的做法，本研究还利用季度层面上对每个样本企业计算连锁股东持有的股份比例之和后取年度均值求出CS2。将替换后的解释变量CS1和CS2分别与原有被解释变量和控制变量重新进行回归，结果见表7。由表7列(1)和列(2)可知，CS1与CS2均在1%的水平上显著为负，表明在更换解释变量的测量方法后，本研究的主要结论依旧稳健。

(2)改变计量方法实体企业金融化取值整体在一个非负数区间，并且有一部分样本企业的取值集中为0。因此，实体企业金融化(FI)是一个以0为下界的截断变量。为了缓解截断变量对估计结果的潜在影响，本研究将回归模型改用Tobit模型重新回归。回归结果见表7列(3)。可见，CS的系数在1%的水平上显著为负，表明结果依然具有稳健性。

表7 稳健性检验

(3)剔除特殊事件影响2008年的全球金融危机导致金融资产价格出现剧烈波动，使得中国实体企业金融化水平出现下降趋势[26]，此时，连锁股东对实体企业金融化的作用存在外生原因。因此，本研究在原有样本的基础上，剔除2008～2009年的数据后重新回归。回归结果见表7列(4)。可见，CS的系数依旧显著为负，通过了稳健性检验。

表8 机制检验与异质性分析(N=21 059)

6 拓展性分析

6.1 机制分析

6.1.1资源效应：融资约束的中介作用

根据上文的理论分析，连锁股东作为资源承载者，可以通过两条途径为企业提供财务支持：其一是连锁股东本身的财务资源；其二是连锁股东为企业拓宽了外源性融资渠道。连锁股东通过以上两种途径，抑制了实体企业出于预防性动机而进行的金融资产过度配置的行为。因此，可以预期的一条作用机制是连锁股东通过缓解企业的融资约束，进而抑制了实体企业金融化。现有研究对融资约束程度的测量方式较为丰富，其中WW指数包含更多方面的企业特征，可综合衡量影响企业融资约束的因素。因此，参考WHITED等[27]的研究，本研究采用WW指数对融资约束进行测度，则有

WWit=-0.09CF-0.06CD+0.02LEV-

0.04SI+0.1GI-0.04G,

(2)

式中，CD表示现金股利支付哑变量(当期如果派发现金股利取值为1，否则为0)；GI表示行业平均营业收入增长率。

为了验证以上机制，本研究构建以下两个模型：

WWi,t=γ0+γ1CSi,t-1+γ2CVsi,t-1+

ωt+μi+εi,t-1；

(3)

FIi,t=λ0+λ1CSi,t-1+λ2WWi,t-1+

λ3CVsi,t-1+ωt+μi+εi,t-1，

(4)

式中，γ0、λ0均表示常数项；γ1、γ2、λ1～λ3均表示系数。式(3)检验解释变量(CS)对中介变量(WW)的影响；若系数γ1显著，则用式(4)同时纳入解释变量(CS)与中介变量(WW)进行分析；若系数λ2显著且λ1不显著，则为完全中介效应；若系数λ2和系数λ1均显著，则为部分中介效应；若系数λ2不显著，则中介效应不成立。

机制检验与异质性分析结果见表8。表8中，列(1)考察了连锁股东(CS)对实体企业金融化(FI)的影响；列(2)结果显示，CS的系数在1%的水平上显著为负，表明连锁股东缓解了企业的融资约束；列(3)结果显示，WW的系数在1%的水平上显著为正，CS的系数在1%的水平上显著为负，且通过了Sobel检验，说明融资约束在连锁股东与实体企业金融化之间起到了部分中介的作用。综上所述，连锁股东通过缓解融资约束，进而抑制实体企业金融化的路径得以验证。

6.1.2监督效应：代理成本的中介作用

根据代理理论，连锁股东依靠所有权优势对代理冲突具有重要影响。连锁股东有动机和能力对企业生产经营活动进行监督，减少管理层寻求私利的行为，缓解第一类代理冲突。连锁股东可以通过监测和控制管理团队做出的战略决策来帮助企业降低代理成本，进而抑制企业过度配置金融资产的逐利性动机。因此本研究借鉴沈红波等[28]的研究，利用总资产周转率测度代理成本。由于总资产周转率是一个反向指标，故最终取总资产周转率的相反数(CO)来衡量。为了验证上述机制，构建以下模型：

COi,t=γ0+γ1CSi,t-1+γ2CVsi,t-1+

ωt+μi+εi,t-1；

(5)

FIi,t=λ0+λ1CSi,t-1+λ2COi,t-1+λ3CVsi,t-1+

ωt+μi+εi,t-1。

(6)

表8中，列(4)考察了连锁股东(CS)对实体企业金融化(FI)的影响；列(5)结果显示，CS的系数在1%的水平上显著为负，表明连锁股东降低了代理成本；列(6)结果显示，CO的系数显著为正，CS的系数显著为负，且通过了Sobel检验，说明代理成本在连锁股东与实体企业金融化之间起到了部分中介的作用。综上所述，连锁股东降低代理成本，进而抑制了实体企业金融化的路径得以验证。

6.2 人力资源冗余的异质性分析

人力资源被广泛认为是帮助企业提升核心竞争力的宝贵资产，其存量对连锁股东的作用发挥有着重要影响。首先，除企业必须的知识资源外，连锁股东为企业带来的增量知识资源需要依附于冗余人力资源进行转化。其次，人力资源冗余作为企业的额外人力资本储备，可以缓冲企业人力资本流失为企业生产经营带来的负面冲击，起到平稳过渡的作用。人力资源冗余既有利于企业对连锁股东的资源福利平稳地消化吸收，也是企业形成快速反应能力的必要条件。因此，在人力资源冗余较高的企业中，连锁股东对企业金融化的抑制作用更为显著。

借鉴VANACKER等[29]的做法，本研究利用经行业均值调整的企业员工人数与总销售额的比值衡量人力资源冗余(HR)。为了验证上述假说，本研究在原有基准回归方程的基础上加入了人力资源冗余(HR)，及其与连锁股东(CS)的交乘项CS×HR。回归结果见表8列(7)。可见，CS×HR的系数在5%的水平上显著为负，表明连锁股东对实体企业金融化的抑制作用，在人力资源冗余程度更高的情境下更显著。

7 结语

实体企业作为经济高质量发展的微观主体，其“脱实向虚”的现象引发了学术界的普遍关注，成为当前中国经济发展需要解决的重要问题。在此背景下，本研究从连锁股东视角出发，利用2008～2019年中国沪深两市A股上市企业的数据，基于连锁股东监督治理与协同发展的视角，考察了实体企业的金融资产过度配置行为。研究发现，连锁股东抑制了实体企业金融化。在进行了内生性检验与稳健性检验后，结论依旧成立。作用机制分析发现，连锁股东通过缓解融资约束与降低代理成本进而抑制了实体企业金融化。在异质性分析中，连锁股东对实体企业金融化的抑制作用，在人力资源冗余程度较高的企业中更为明显。本研究的结论从微观视角探索了实体企业金融化的影响因素，对企业金融化影响因素方面的研究提供了经验证据，并对现有文献进行了有益补充。

基于研究结论，本研究主要得到以下启示：①企业应该重视连锁股东在企业发展中的重要作用，合理引入连锁股东，积极配合连锁股东的外部监督，规避短视决策；②政府监管部门在鼓励发挥连锁股东作为生产要素的积极作用的同时，仍要坚持防止资本无序扩张，维护公平竞争。但是，本研究仍然存在一些缺憾，亟待后续研究的完善补充：①囿于篇幅，本研究在异质性分析中仅在企业层面进行了讨论，未来可以着眼于宏观层面或管理者层面进一步探讨其中的差异；②后续研究可以选择连锁股东相关案例分析，深入挖掘连锁股东在生产实践中如何提高企业效率，并对上市企业管理提供更多启示。