多个大股东能抑制实体企业金融化吗？

多个大股东能抑制实体企业金融化吗？
赵彦锋 王桂祯 胡著伟

(河南财经政法大学会计学院，河南 郑州 450046)

摘 要： 近年来，实体企业金融化对主业的负面影响引发对其影响因素及治理对策的高度关注。为弥补股权结构对金融化影响研究的不足，本文以多个大股东为切入点，考察其对实体企业金融化的影响及其机理。研究发现，多个大股东具有抑制实体企业金融化的效应，对长期金融资产的抑制作用更为显著；中介效应检验表明，缓解第二类代理成本、降低两权分离度、改善企业外部信息环境是多个大股东抑制金融化的机制；进一步分析表明，非控股大股东的数量越多、相对能力越强以及企业所处地区法律环境越好对企业金融化的抑制作用越强；就经济后果来看，多个大股东对金融化的抑制能够促进实体投资。同时为企业优化股权结构、促进“脱虚向实”提供了借鉴。

关键词： 多个大股东； 实体企业金融化； 公司治理； 代理成本； 实体投资

一、引言
近年来，我国实体经济下滑，同时，受金融业高额利润驱动，非金融企业通过投资金融资产进行套利，实体企业“金融化”趋势明显，从微观表现来看：首先，金融资产持有比例上升，非金融类上市公司金融资产占比从2006年的16%上升至2019年的21%；其次，金融渠道获利明显增加，投资性收益占经营活动产生的现金流量净额的比例从2010年的7.5%上升至2019年的11.59%[1]；最后，持有金融资产的非金融企业比例显著增加，比重最高年份达到90%以上。虽然金融资产有“蓄水池”作用，但是，大多研究支持金融化对实体投资的“挤出”效应[2]，抑制创新投入，从而损害未来业绩，甚至引发系统金融风险。党的十九届五中全会明确“坚持把发展经济着力点放在实体经济上”，金融要回归服务实体经济的本质，避免“脱实向虚”。因此，分析实体企业金融化的影响因素成为寻求抑制其消极影响的重要路径。

股权结构是现代公司治理的逻辑起点，不同股权结构直接决定相关股东在企业的影响力与话语权，进而影响经营决策、企业价值与绩效。随着多个大股东股权结构在全球范围流行，其公司治理效应与经济后果成为财务领域研究热点。多个大股东股权结构，是指企业中存在至少两个持股超过一定比例(通常是10%或者20%)的股东。根据《公司法》规定，大股东拥有召集股东大会，在股东大会上行使表决权以及向企业派遣董事、高管等权利，大股东可以通过这些权利参与并影响企业重大决策。大多研究表明，多个大股东具有“监督”与“合谋”两种效应。金融资产配置作为企业重大决策势必会受到多个大股东股权结构的影响，但是究竟是其“监督”效应抑制控股股东与管理层的自利行为，从而降低金融化，还是与控股股东“合谋”而加剧金融化，现有文献未能回答。因此，本文以股权结构为切入点，基于2007-2019年我国非金融类上市公司数据，聚焦以下问题：多个大股东如何影响企业金融化？其影响机制有哪些？多个大股东对金融化的影响会否因环境不同而存在差异？多个大股东影响金融化的经济后果如何？

本文可能的贡献如下：第一，丰富金融化影响因素的研究。现有金融化影响因素研究聚焦于宏观层面的外部制度与环境以及微观层面的公司治理与高管特征等，而在微观股权结构层面，目前主要关注混合所有制改革引起的股权结构与治理效应对金融化的影响[3]，而对多个大股东股权结构研究不足，本文试图弥补这一缺口。第二，补充多个大股东经济后果的研究。现有研究虽然关注了多个大股东对企业创新投资、投资效率的影响，但是研究结论并不一致，本文从资产配置的角度，提供了多个大股东促进实体企业“脱虚向实”积极效应的证据。第三，拓展多个大股东治理机制的研究。以往对多个大股东治理机制集中于退出威胁等对控股股东的监督，在此基础上，本文将多个大股东治理机制拓展至完善企业外部信息环境，拓展了多个大股东发挥治理效应路径的认识。

二、文献综述
(一)实体企业金融化影响因素
现有实体企业金融化的影响因素研究包括宏观和微观两个层面。首先，宏观因素主要关注国家政策[4]与经济环境两个方面。就国家政策而言，企业税负[5]和十大产业振兴规划[6]会通过增加企业配置金融资产的预防性需求，提升金融化程度；而数字金融通过弱化预防性需求而抑制金融化[7]。从经济环境来看，经济政策不确定性[8]越高，企业利用金融资产套利的可能性会减弱，从而抑制金融化。企业所处地区社会资本[9]能够缓解融资约束，弱化预防性需求，因此能够抑制企业金融化。其次，金融化的微观因素聚焦于公司治理、企业绩效与高管特征等。在公司治理层面,针对股权结构，现有研究聚焦于国企混改的影响，国企引入民营股东会增强企业对金融资产的预防性需求，因此会加剧金融化[3]，而国资持股民营企业会抑制金融化[10]；员工持股计划能够显著降低金融化[11]。此外，企业内控质量越高[12]、主业盈利能力越强[13]越能够抑制企业的短期逐利动机从而降低金融化程度。高管个人的以下特征也是影响金融化的因素：CEO的金融背景和金融危机经历[14]、贫困经历[15]以及实际控制人境外居留权[2]，机构投资者对高管的短期业绩压力[16]，董事高管责任险[17]会显著促进企业金融化，而海外背景董事则能够显著抑制金融化[14]。综上所述，实体企业金融化的动机有两个：一是基于“蓄水池”功能的预防性动机；二是“投机逐利”动机。预防性动机主要通过配置流动性更强的交易性金融资产等短期金融资产实现，而投机逐利动机主要通过配置投资性房地产等长期金融资产实现。大多研究发现，良好的企业内外部治理环境能够通过抑制逐利动机而抑制金融化。

(二)多个大股东的经济后果
针对多个大股东的作用，主要形成了“监督”与“合谋”两种效应，由此带来正面、负面截然相反的经济后果。就监督效应来看，与单一大股东相比，多个大股东可以利用自身的股权优势监督控股股东。国内研究提供了相应证据，多个大股东能够显著降低企业股价崩盘风险[18]、缓解融资约束[19]、降低高管机会主义减持[20]，显著提升企业的风险承担能力[21]、减少控股股东股权质押后的利益侵占行为[22]，减少关联交易[23]、提高投资效率[24]等。国外也有大量实证研究提供了多个大股东“监督效应”的证据，Maury和Pajuste(2005)[25]选择以芬兰的上市公司为研究对象，Laeven和Levine(2008)[26]以及Attig(2009)[27]分别选择西欧、东亚的上市公司为研究对象，均发现多个大股东能够提升公司价值。Ben-Nasr(2015)[28]发现存在多个大股东的企业债务期限结构更为合理有效，Faccio(2001)[29]发现存在多个大股东的企业股利支付率更高等。

同时，多个大股东也可能与控股股东结成控制联盟形成合谋效应，损害中小股东的利益。国内相关研究表明，存在多个大股东的企业可能会投资过度[30]，支付较低股利[29]、提高审计收费[31]，通过员工持股计划实现自利动机的股份减持[32]。国外研究亦提供了多个大股东合谋的证据，Maury和Pajuste(2005)[25]与Laeven和Levine(2008)[26]研究表明，在家族企业中，由于多个大股东与控股股东关系紧密，两者更容易通过“合谋”侵占中小股东利益。此外，少数研究发现多个大股东也会因过度监督而抑制企业创新[33]。

虽然企业金融化影响因素以及多个大股东经济后果的现有文献较为丰富，但是仍然存在以下不足：第一，股权结构对企业金融化影响的研究缺乏。现有研究对股权结构对金融化的影响聚焦于混合所有制改革国有企业引入非国有股东、民营企业引入国有股东对金融化的影响，突出了不同产权性质股东之间治理效应对金融资产配置的影响，这为研究多个大股东对金融化影响提供了有力支持。但是，多个大股东与混合所有制存在显著差异，多个大股东强调股东关系影响而混合所有制突出股东性质效应，而多个大股东如何影响企业金融化的研究不足。第二，现有研究聚焦多个大股东对实体投资的影响，缺乏对金融投资影响的相关文献。企业投资包括实体投资、金融资产投资两大领域，投资结构共同影响企业价值，而两类投资影响企业价值的逻辑迥异，忽略多个大股东对金融资产投资的影响，会得出投资影响企业价值的结论不够全面。第三，多个大股东影响投资决策的机制研究不足。现有研究注意到了多个大股东治理效应减少了企业违规、缓解了融资约束[19]、提高企业风险承担[21]，进而提高投资效率[24]，但对多个大股东影响投资决策的机制研究匮乏。

三、理论分析与假设提出
基于其他大股东对控股股东潜在的“监督”或“合谋”，下文从这两种效应分析多个大股东对企业金融化的影响，并提出研究假设。

(一)多个大股东的“监督”假说—抑制金融化
1.多个大股东能够缓解第二类代理问题

代理理论认为主要存在两类代理冲突：第一类代理冲突存在于股东与管理层之间，第二类代理冲突存在于大股东与中小股东之间。而我国上市公司“一股独大”股权结构使得第二类代理问题凸显，突出表现为控股股东通过委派高管从事掏空行为等方式侵占中小股东利益。现有研究表明，在大部分国家的公司治理中亟待解决的是第二类代理问题而非第一类[34]。多个大股东能够监督控股股东，降低其对中小股东的利益侵占[35]。多个大股东能够通过行使表决权，向公司派遣董事或高管以及“退出威胁”等监督控股股东，从而减少控股股东利益侵占行为，这将缓解第二类代理问题。实证研究为此提供了证据，多个大股东通过退出威胁能够降低控股股东的私利行为[22]，包括减少控股股东股权质押后的利益侵占行为。控股股东具备转移利润的动机和能力[33]，而金融资产是一类具有高流动性、强可变现性并容易进行利润操纵的资产，容易成为控股股东谋取私利的工具。因此，第二类代理问题严重的企业，控股股东更可能会利用金融资产跨行业套利，即第二类代理问题越严重，企业金融化程度会越高。因此，多个大股东能够在一定程度上缓解企业的第二类代理冲突，从而抑制金融化。

2.多个大股东能够降低两权分离度

两权分离是指终极控股股东采用金字塔股权结构、交叉持股等方式获取高于现金流量权的控制权，该结构能够反映控股股东侵占中小股东利益程度，同时又是第二类代理问题的重要表现。随着两权分离程度的提高，相对高的控制权代表控股股东能够掌控企业的经营决策，从而具有获取私人利益的能力，而相对低的现金流权代表当企业出现问题破产倒闭时控股股东仅仅承担较少的现金损失，并且由于复杂股权结构使得控股股东可能退居幕后，增加了侵占的隐蔽性，这会加剧控股股东的掏空动机。从控制权比例来看，多个大股东意味着企业有至少两个持股比例较高的股东，这在一定程度上能够分散控股股东的控制权；从现金流权比例来看，多个大股东形成的监督联盟能够抑制控股股东利用交叉持股等方式降低现金流权的行为，提升对控股股东的监督能力。经验证据表明，多个大股东能够降低企业两权分离度，进而限制控股股东侵占企业资源的能力[25]；相反地，随着两权分离度的提高，利用金字塔持股的终极控制人更倾向于运用激进的资本套利策略以获取高收益，比如投资风险较高的房地产、金融资产等[36]。因此，两权分离度高的企业金融化程度更高。综上，多个大股东能够降低企业的两权分离度，进而抑制金融化。

3.多个大股东能够改善信息环境

企业信息环境亦会影响企业投资决策。研究表明，多个大股东的监督效应能够改善企业信息环境[18]，提高企业信息透明度，改善企业内外部信息不对称程度。同时实证研究证明，企业内外部信息不对称程度越高，企业内部信息透明度越低，控股股东及高管越容易进行机会主义套利行为[37]，而短期收益高、流动性强的特性，使金融资产容易沦为企业控股股东、高管进行投机的工具。随着企业信息透明度的提高，控股股东增加金融资产的机会主义行为更容易被发现，引发外部投资者用脚投票等惩罚，这在一定程度上限制其利用金融资产套利的机会主义行为，进而降低企业金融资产规模。因此，信息环境越好，企业金融化程度会越低。综上，多个大股东能够通过改善企业的信息环境进而抑制企业金融化。

基于多个大股东能够缓解第二类代理问题、降低两权分离度以及完善信息环境，本文提出以下假设。

H1a 在控制其他影响的情况下，多个大股东的监督效应能够抑制企业金融化。

(二)多个大股东的“合谋”假说—加剧金融化
尽管多个大股东的“监督”效应得到广泛支持，然而，多个大股东也存在基于利益与成本权衡与控股股东“合谋”，即可能通过增加金融资产谋取短期利益，从而加剧企业金融化。

1.“合谋”会加剧代理冲突与两权分离度

多个大股东参与公司治理的方式是成本与收益权衡的结果。如果多个大股东认为合谋带来的收益超过监督带来的收益以及处罚的损失时，他们会选择与控股股东结盟，配合控股股东通过交叉持股等方式减少现金流权进而提高企业的两权分离度，共同谋求私利，侵占中小股东利益，从而恶化第二类代理冲突[35]。特别是，多个大股东之间存在关联关系时，他们之间的合谋动机增强，表现为掏空行为[30]，而金融资产会计核算的灵活性以及收益实现时机的选择性，使其成为大股东谋取私利的重要工具[2]。因此，多个大股东与控股股东的“合谋”会加剧金融化。

2.“合谋”会恶化信息环境

多个大股东与控股股东的合谋使得大股东成为典型“内部人”，因共同控制企业内部信息而处于信息优势，为掩盖其自利行为，会降低对外披露信息的积极性，甚至操纵信息，信息透明度随之降低，因此，企业内外部信息不对称程度更高，从而更利于“合谋”集团通过金融资产实现投机套利，进而提高企业金融化程度。金融资产的公允价值计量、分类的灵活性以及处置时机的选择性，赋予大股东利用金融资产进行应计盈余管理、真实盈余管理的裁量权，因此，大股东会利用信息优势掩盖金融资产谋取私利的行为，从而提高企业金融化程度。

因此，基于“合谋”假说，多个大股东可能提高企业金融化，提出以下假设。

H1b 在控制其他影响的情况下，多个大股东与控股股东的合谋会加剧企业金融化。

四、研究设计
(一)样本选择与数据来源
鉴于2007年我国企业会计准则修订对金融资产列报的全面影响，以2007年为样本起始年份，选择沪深A股2007—2019年上市公司为研究对象。在确定大股东比例时需要合并公司的一致行动人股权比例，该数据来源自东方财富choice数据库，其余财务数据均来自国泰安数据库。在初始样本的基础上，按研究惯例剔除以下样本：(1)金融行业企业；(2)ST、PT企业；(3)资不抵债，即资产负债率>1的企业；(4)重要变量缺失的企业；最终获得25 345个公司-年度观测值。为消除异常值的影响，本文对连续变量数据进行了1%，99%的缩尾处理。

(二)变量定义
1.多个大股东

根据《公司法》规定，单独或合计持有10%以上的公司股份的股东有权向董事会请求召开临时股东大会，借鉴姜付秀等[18]、Maury等(2018)[25]、Laeven(2008)等[26]，将持股比例超过10%的股东(合并一致行动人之后)定义为大股东。如果前十大股东中有两个及以上持股比例超过10%，则MUL为1，否则为0。

2.企业金融化

借鉴宋军等(2015)[38]做法，金融化程度采用资产负债表法，用金融资产占期末总资产的比例衡量，而金融资产包括交易性金融资产、衍生金融资产、可供出售金融资产净额、持有至到期投资净额、投资性房地产净额以及长期股权投资净额等。

3.控制变量

借鉴彭俞超等(2018)[8]、杜勇等(2019)[14]的研究，控制了可能影响企业金融化的财务变量与公司治理变量；同时控制了年度、行业效应。具体变量定义与测量方法见表1。

表1 变量定义及测量方法

width=686,height=516,dpi=110
(三)模型设计
为检验多个大股东对企业金融化的影响，借鉴杜勇(2019)[14]等研究，构建模型(1)

FINit=α0+α1×MULit+α2×Controlit+ΣYEAR+ΣIND+εit

(1)

模型(1)中，被解释变量FIN代表金融化程度，而核心变量MUL为多个大股东，其为0-1变量，如果回归系数α1为负号，表明多个大股东能够抑制金融化；如果α1为正号，则表明多个大股东会加剧金融化，Control为控制变量。

五、实证结果与分析
(一)描述性统计及单变量分析
表2为主要变量的描述性统计结果。金融化FIN最小值为0，最大值为53.3%，标准差为0.1，说明不同企业之间的金融化程度差异较大；多个大股东MUL的均值为0.307，表明30.7%的样本存在多个大股东，该类股权结构在我国上市公司中较为普遍，本研究具有现实意义，其他变量与相关研究基本一致。

表2 主要变量描述性统计

width=686,height=481,dpi=110
表3报告了以是否存在多个大股东进行的均值t检验及中位数秩和检验结果，可以看出，与不存在多个大股东的样本相比，多个大股东样本的金融化程度更低，差异均在1%的水平上显著，单变量分析提供了多个大股东抑制企业金融化的初步证据。

表3 单变量分析表

width=686,height=88,dpi=110
(三)相关性分析
表4报告了主要变量的相关系数，上三角、下三角分别为Pearson与Spearman相关系数。结果显示，MUL与FIN的相关系数分别是-0.086和-0.069，并在1%水平上显著，表明多个大股东与企业金融化之间是负相关关系。其他变量相关系数低于0.3，表明不存在严重共线性。

表4 主要变量相关系数检验

width=692,height=451,dpi=110
注：***，**，*分别表示在1%，5%，10%的水平上显著。

(三)主回归分析
为检验本文假设，用模型(1)进行OLS回归。表5为相关回归结果，列(1)报告了仅包括核心解释变量的单变量回归结果，列(2)为进一步控制年度、行业效应的结果；列(3)为加入所有控制变量的多元回归结果，这三列中核心解释变量多个大股东MUL的回归系数分别为-0.014 9，-0.013 1和-0.017 8，均在1%的水平上显著，验证了假设H1a，即多个大股东能够抑制企业金融化。此外，其他变量与企业金融化程度的关系与大多同类研究一致。

为考察多个大股东对长、短期金融资产结构的影响是否存在差异，参考陈春华等的研究[7]将交易性金融资产以及衍生金融资产分为短期金融资产，将可供出售金融资产、持有至到期投资、投资性房地产以及长期股权投资划分为长期金融资产进行分组回归，结果见表5的列(4)和(5)，在长期金融资产组，多个大股东的回归系数为-0.017 8，显著性水平为1%，而短期金融资产组，多个大股东的回归系数虽然为正，但不显著。由此可见，多个大股东对金融化的抑制主要通过降低长期金融资产配置实现，表明多个大股东主要抑制企业将实体投资转向长期金融资产的“套利”动机，而非短期金融资产的预防性动机，因此不能一刀切地否定金融化，而应重视金融资产结构，短期金融资产的“预防”功能在金融市场活跃的情况下，可能成为助力实体经济发展的利器。

表5 多个大股东与实体企业金融化

width=686,height=762,dpi=110
注：***，**，*分别表示在1%，5%，10%的水平上显著，括号内为t值，下同。

(四)稳健性检验
1.更换主要变量的衡量方法

首先，重新界定多个大股东。由于学术界对多个大股东的界定标准并不统一，为了避免衡量方法不统一造成的偏差，参考Laeven和Levine(2008)[26]的做法，把持股比例超过20%的股东界定为大股东，含有两个及以上大股东赋值MUL2=1，否则为0，并重新进行回归检验，报告结果如表6列(1)所示。MUL2的回归系数为-0.015 6，并在1%的水平上显著，结果稳健。

表6 稳健性检验

width=686,height=322,dpi=110
其次，改变金融化度量方式。参考杜勇等[14]的研究，企业金融化程度FIN2=(交易性金融资产+衍生金融资产+发放贷款及垫款净额+可供出售金融资产净额+持有至到期投资净额+投资性房地产净额)/总资产；参考徐光伟等[39]的研究，企业金融化程度FIN3=(交易性金融资产+衍生金融资产+短期投资净额+应收利息净额+应收股利净额+可供出售金融资产净额+持有至到期投资净额+长期股权投资净额) /总资产；参考郭胤含等[40]的研究，金融化程度FIN4=(交易性金融资产+衍生金融资产+持有至到期投资净额+应收利息净额+买入返售金融资产净额+可供出售金融资产净额+投资性房地产净额+长期应收款净额)/总资产。三种变化后的金融化度量回归结果见表6列(2)-(4)，回归系数分别为-0.009 4，-0.013 5和-0.010 6，显著性水平均为1%，结果依然稳健。

2.改变样本选择区间

考虑到2008年金融危机会对企业金融资产投资可能产生较大的影响，重新界定样本区间为2009—2019年，新样本回归结果见表6列(5)，金融化FIN的回归系数为-0.017 2，显著性水平为1%，结论稳健。

3.改变样本：仅保留制造业样本

由于非制造业更易受资本逐利驱动而配置金融资产[41]，为缓解行业差异的潜在影响，用制造业样本重新回归，结果见表6列(6)，多个大股东MUL的回归系数为-0.010 9，在1%的水平显著，结论稳健。

(五)内生性检验
1.PSM回归

为了缓解样本自选择问题，采用倾向匹配得分法进行重新回归。本文选择最近邻匹配法，并按照1∶1的比例进行样本匹配。第一阶段以公司是否存在多个大股东为因变量，以模型(1)中的控制变量为自变量，样本配对之后模型(1)重新回归结果见表7列(1)，多个大股东MUL的回归系数为-0.018 1，依旧在1%的水平上显著，这表明在控制了可能的内生性之后，多个大股东与企业金融化之间的负相关关系仍稳健。

2.工具变量法

下面运用工具变量法进一步缓解可能存在的内生性问题。参考Ben-Nasr等(2015)[28]的研究，选择上年度该企业所在行业中具有多个大股东的企业占比作为工具变量，该做法的原因是：单个企业的股权结构通常会受到上年度所在行业的平均股权结构影响，但是企业金融化程度通常不会直接受到上一年度整个行业平均股权结构影响，符合工具变量的选择原则。采用两阶段最小二乘法(2sls)对基准模型进行重新回归。首先，第一阶段的回归结果如表7列(2)所示，工具变量IV与MUL的相关系数为0.490 2，在1%的水平上显著为正，表明IV与MUL的相关性比较强。并且弱相关性检验中的最小特征值为39.57，大于临界值11.59，所以拒绝弱工具变量的假设，其次，第二阶段结果如表7列(3)所示，在利用工具变量控制了可能存在的内生性问题后，多个大股东MUL的系数依旧在5%的水平上显著为负(-0.092 3)，说明前述结论比较稳健。

表7 PSM回归与工具变量法两阶段回归

width=686,height=322,dpi=110
3.双重差分法

为了更加外生地讨论多个大股东股权结构和企业金融化的关系，借鉴姜付秀等(2017)[19]的研究，本文采用样本期内发生股权结构变动的样本和从未发生过股权结构变动的样本构建双重差分模型进行检验。具体设计为，首先将样本期内不存在多个大股东且股权结构一直未发生变动的样本定义为控制组，那么处理组为样本期首次由单一大股东股权结构转变为多个大股东结构后未更改过的样本(即“单变多”样本)，它们构成第一个双重差分模型；其次将样本期内一直为多个大股东股权结构的样本定义为控制组，那么处理组为样本期首次由多个大股东股权结构转变为单一大股东股权结构后未更改过的样本(即“多变单”样本)，它们为第二个双重差分模型；最后定义TREAT1和TREAT2两个变量，在“单变多”样本与其控制组形成的研究样本中，TREAT1的定义为在企业由单一大股东转变为多个大股东(即MUL由0变为1)之后的当年以及以后所有年份都取1，其余为0；同理，在“多变单”样本与其控制组形成的研究样本中，TREAT2的定义为在企业由多个大股东转变为单一大股东(即MUL由1变为0)之后的当年以及以后所有年份中都取1，其余为0。在这里，TREAT1与TREAT2相当于双重差分模型中的交乘项，需要关注的是它们的方向以及显著性。由于企业的股权结构变化并非集中于同一时点，故本文构建下列多时点DID模型对上述样本进行分别检验

FINit=α0+α1×TREAT1it+α2×Controlit+ΣYEAR+ΣIND+εit

(2)

FINit=β0+β1×TREAT2it+β2×Controlit+ΣYEAR+ΣIND+εit

(3)

双重差分法回归结果见表8。首先，“单变多”样本与其控制组样本对模型(2)进行OLS回归，结果见表8列(1)。TREAT1的回归系数为-0.019 9，显著性水平为1%，表明当企业由单一大股东股权结构转变为多个大股东股权结构时，企业金融化程度下降。其次，“多变单”样本与其控制组样本对模型(2)进行OLS回归，结果见表8列(2)，TREAT2的回归系数为0.016 6，显著性水平为1%，表明企业由多个大股东股权结构转为单一大股东股权结构后，企业金融化程度上升，这从反向验证了多个大股东能够抑制企业金融化。这两个双重差分模型的设计有助于缓解内生性问题，表明主要结论是稳健的。

表8 双重差分模型

width=686,height=780,dpi=110
六、多个大股东影响企业金融化的机制
根据理论分析，以下从第二类代理成本、两权分离度以及外部信息环境讨论多个大股东抑制金融化的机制。构建下列中介效应模型，进行机制检验

MEDit=α0+α1×MULit+α2×Controlit+ΣYEAR+ΣIND+εit

(4)

FINit=β0+β1×MULit+β2×MEDit+β3Controlit+ΣYEAR+ΣIND+εit

(5)

为了简练表述，模型中用MED代替下列三个中介变量，分别为第二类代理成本OCUUPY，两权分离度SEP以及外部信息环境ANA。

(一)多个大股东、第二类代理问题与企业金融化
按理论分析，多个大股东能够缓解第二类代理问题而抑制企业金融化。为了检验这一路径，参考朱杰(2020)[42]等做法，用其他应收款在总资产中的占比(OCCUPY)衡量第二类代理成本。

回归结果见表9列(1)和(2)。列(1)中，多个大股东MUL对第二类代理成本OCCUPY的回归系数为-0.001 4，且在1%水平上显著，表明多个大股东显著降低第二类代理成本。列(2)中同时加入中介变量变量OCCUPY与核心解释变量多个大股东MUL，核心解释变量多个大股东MUL与回归系数为-0.017 6，仍在1%水平上显著，与主回归系数-0.017 8相比(表5列3)，有所下降，而中介变量OCCUPY回归系数为0.117 9，在1%水平显著。因此，第二类代理成本在多个大股东与金融化之间具有部分中介作用。即多个大股东能够缓解第二类代理问题进而抑制企业金融化。

(二)多个大股东、两权分离度与企业金融化
按理论所述，多个大股东能够降低企业两权分离度进而抑制企业金融化。两权分离程度为终极控制股东控制权与现金流权的比值，控制权及现金流权的计算方法参考LA Porta(1999)[43]的做法，即：控制权等于每条控制链条上最低的持股比例之和，现金流权等于每条控制链条上持股比例乘积之和。以两权分离度为中介变量进行检验。

两权分离机制检验结果见表9列(3)(4)。列(3)为多个大股东MUL对两权分离的回归结果，系数为-0.227 6且在1%水平上显著，表明多个大股东会显著降低两权分离度；列(4)中核心解释变量多个大股东MUL的回归系数为-0.017 7，显著性水平为1%，与主回归系数-0.017 8相比(表5列(3))，有所下降，中介变量SEP的回归系数为0.000 4，显著性水平为1%，表明两权分离度越高，企业金融化程度越高。因此两权分离度在多个大股东与金融化之间起到部分中介作用，即多个大股东能够通过降低两权分离度而抑制金融化。

(三)多个大股东、分析师关注与企业金融化
多个大股东能够改善企业信息环境，降低信息不对称程度，进而抑制企业金融化。分析师跟踪人数是企业信息环境的指示器[44]，因此，用其衡量信息环境，分析师跟踪人数越多，企业的信息环境越好。该机制逻辑在于“多个大股东-提高分析师关注-抑制金融化”。

回归结果见表9列(5)和(6)。列(5)中核心解释变量多个大股东MUL的回归系数为0.289 8，显著性水平为1%，表明多个大股东能够提高分析师关注，优化信息环境；列(6)中中介变量ANA的回归系数为-0.001 3，显著性水平为1%，表明企业分析师关注程度越高，企业金融化程度越低，核心解释变量多个大股东MUL的回归系数为-0.017 4，依旧在1%的水平上显著，与主回归系数-0.017 8相比(表5列(3))，回归系数绝对值有所降低，说明分析师关注在多个大股东与金融化之间起着部分中介作用，即多个大股东通过提高分析师关注，改善信息环境，进而抑制金融化。

表9 作用机制检验

width=686,height=926,dpi=110
七、进一步分析
(一)多个大股东的监督能力
多个大股东监督效应受监督能力影响，下文进一步从绝对能力与相对能力分析多个大股东对企业金融化的影响。

多个大股东的绝对能力主要体现在大股东在股东大会上的投票权数量，而企业内存在大股东的数量越多，表明多个大股东参与公司决策能力越强，进而监督效应也就越强。参考Attig等[27]的做法，把企业内非控股大股东的数量定义为LARGE_NUM，用其替换模型(1)中的多个大股东MUL变量，并重新回归，结果见表10列(1)。多个大股东数量LARGE_NUM回归系数为-0.012 4，在1%的水平上显著，表明非控股大股东数量越多，企业金融化水平越低，进一步证明了多个大股东的监督效应。

表10 多个大股东、监督能力与金融化

width=686,height=369,dpi=110
多个大股东的监督动力与收益受其相对能力影响，相对于控股股东，非控股股东的持股比例越高，越有能力与控股股东抗衡，其监督收益越高，高持股比例会强化其监督动机而不是屈服或与控股股东合谋。参考Maury和Pajuste(2005)[25]，Attig(2009)[27]以及Ben-Nasr等(2015)[28]，构建变量CONT2衡量企业内第二大股东与第一大股东持股比例的比值，变量CONT5衡量企业内第二至第五大股东的持股比例和与第一大股东持股比例的比值；借鉴姜付秀等(2017)[19]，运用变量DIFF衡量持股比例超过10%的非控股大股东持股比例之和与第一大股东持股比例的比值。利用上述三个变量衡量多个大股东的相对能力，替换模型(1)中的多个大股东，重新回归，结果见表10列(2)-(4)，衡量多个大股东监督能力变量的回归系数均在1%的水平上显著为负，表明多个大股东的相对力量越强，抑制企业金融化的作用越强，进一步验证了多个大股东的监督效应。

(二)多个大股东的监督环境
多个大股东监督效应的发挥受外部治理环境的影响，为此，选取法制环境进一步分析多个大股东影响企业金融化的作用环境。法律环境的好坏表征了对投资者的保护程度，直接影响股东能否有效行使权利。企业所处法律环境较好时，中小股东利益能够得到较好保护，降低内部其他大股东监督控股股东的成本，强化监督而非合谋动机，使其能够更好发挥制约控股股东私利的作用；而就较差法制环境而言，一方面低违法成本会诱发控股股东自利行为，另一方面对外部股东弱保护强化其他大股东的搭便车行为，弱化监督效应。因此，其他大股东对控股股东的监督在较好法制环境中更有效，具体而言，该环境中多个大股东抑制企业金融化作用更显著。参考姜付秀等(2017)[19]，运用樊纲等编制的市场化总指数中的分指数“市场中介组织发育和法律制度环境”指数来衡量法律环境，并按照该指数是否大于该年度中位数进行高低分组回归，回归结果见表11列(1)和(2)，多个大股东回归系数仅在法律环境好的样本组在1%的水平上显著为负(-0.020 1)，而法律环境差的样本组回归系数不显著，表明在法律环境好的环境中，股东权利受到较好保护，强化了多个大股东的监督动力进而具有更强的抑制金融化效果。

表11 多个大股东、监督环境与金融化

width=686,height=709,dpi=110
(三)多个大股东抑制金融化的经济后果
企业为了追求短期利益而选择增加高收益、高流动性的金融资产，而偏离主业的投资策略会挤占企业实体投资，不利于长远发展。上文理论分析与实证检验了多个大股东能够抑制资产配置中金融化引发的“脱虚”，那么，多个大股东的监督效应能否进一步促进企业“向实”，从而优化投资结构？为检验多个大股东在投资决策中“脱虚”与“向实”的关联，运用中介效应原理构建模型(6)-(8)，模型中的实体投资(INVEST)，借鉴刘海明等(2016)[45]，用“固定资产、在建工程和无形资产净额的增加额之和占期初总资产比例”衡量，其他变量与上文一致。

INVESTit=α0+α1×MULit+α2×Controlit+ΣYEAR+ΣIND+εit

(6)

FINit=β0+β1×MULit+β2×Controlit+ΣYEAR+ΣIND+εit

(7)

INVESTit=γ0+γ1×MULit+γ2×FINit+γ3×Controlit+ΣYEAR+ΣIND+εit

(8)

“多个大股东-金融化-实体投资”的检验结果见表12，列(1)为多个大股东MUL对实体投资INVEST影响的结果，多个大股东MUL的回归系数为0.010 3，显著性水平为1%，表明多个大股东促进企业实体投资；列(2)与表5的列(3)主回归结果一致，多个大股东能够抑制金融化；列(3)是同时加入中介变量金融化FIN的回归结果，MUL的回归系数变为0.008 1，在1%的水平上依旧显著为正，与第一列结果比较降低，而FIN的回归系数为-0.012 2，显著性水平为1%，表明企业金融化会抑制实体投资。因此，金融化在多个大股东与实体投资中起到部分中介作用，即多个大股东通过抑制企业金融化从而促进实体投资，这为微观企业内部的金融业务应服务于实体经济提供了直接证据，多个大股东有利于优化企业“虚”与“实”的资产配置，实现“脱虚向实”。

表12 多个大股东抑制金融化的经济后果

width=686,height=310,dpi=110
八、研究结论与启示
本文以我国沪深A股2007—2019年非金融类上市公司为样本，研究了多个大股东对实体企业金融化的影响，形成以下结论：多个大股东具有抑制实体企业金融化的效应，即与不存在多个大股东的样本相比，拥有多个大股东的样本金融化程度更低，并且主要表现为多个大股东对长期金融资产的抑制作用。机制检验表明，多个大股东主要通过缓解第二类代理成本、降低两权分离度以及改善外部信息环境抑制金融化。进一步分析表明，非控股大股东的数量越多、相对能力越强，对企业金融化的抑制作用越强；良好的外部环境能够强化多个大股东对金融化的抑制效应，具体而言，在好的法律环境中，多个大股东抑制金融化的效应更显著。从经济后果来看，多个大股东抑制金融化能够促进实体投资，实现“脱虚向实”。

基于研究结论，本文政策启示如下：第一，企业应优化股权结构。受传统影响，我国企业更倾向于股权集中的治理结构以获取控制权，更好满足控股股东自身的利益，但也会加剧第二类代理冲突，不利于长期发展。因此基于本文结论，企业通过引入多个大股东优化股权结构，发挥多个大股东监督效应，引导企业“脱虚向实”，实现高质量与可持续发展。第二，企业应优化金融资产结构。短期金融资产的“蓄水池”功能更好满足预防动机以增强企业韧性，但长期金融资产的“投机”套利会挤出实体投资而损害长期发展。因此，企业应优化金融资产结构，比如降低长期金融资产，发挥适度金融化赋能实体投资的作用。第三，政府应加快法制化建设。由于我国企业的第二类代理问题突出，而本研究表明法制环境是保护中小股东利益的重要渠道，并且包括股权结构在内的内部治理效应发挥也需要良好的法制环境，因此，政府应大力推进法制建设、提高上市公司内部治理质量，从而优化企业投资结构，提高资源配置效率，实现高质量发展，近年来我国大力推进法制化建设的努力也为本文结论提供了重要现实支撑。

参考文献

[1]张成思,贾翔夫.中国经济的金融化趋势[J].深圳社会科学,2021(5):14-24+94.

[2]赵彦锋.实际控制人境外居留权会加剧实体企业金融化吗?[J].中南财经政法大学学报,2021(2):65-78+146+159.

[3]叶永伟,李增福.国企“混改”与企业金融资产配置[J].金融研究,2021(3):114-131.

[4]刘帷韬,杨霞,刘伟.产业政策抑制了实体公司金融化吗——来自中国A股上市公司的证据[J].广东财经大学学报，2021(1)：37-49.

[5]庞凤喜,刘畅.企业税负、虚拟经济发展与工业企业金融化——来自A股上市公司的证据[J].经济理论与经济管理,2019(3):84-94.

[6]步晓宁,赵丽华,刘磊.产业政策与企业资产金融化[J].财经研究,2020(11):78-92.

[7]陈春华,曹伟,曹雅楠,等.数字金融发展与企业“脱虚向实”[J].财经研究,2021(9):78-92.

[8]彭俞超,韩珣,李建军.经济政策不确定性与企业金融化[J].中国工业经济,2018(1):137-155.

[9]杨兴全,张方越,杨征.社会资本与企业金融化：正向助推还是负向抑制[J].现代财经(天津财经大学学报),2021(4):3-17.

[10]赵晓阳,衣长军.国资介入能否抑制实体企业的脱实向虚?——兼论亲清政商关系的调节作用[J].经济管理,2021(7):61-74.

[11]任灿灿,郭泽光,田智文.员工持股计划能抑制企业脱实向虚吗?[J].现代财经(天津财经大学学报),2021(5):47-67.

[12]王瑶,黄贤环.内部控制与实体企业金融化：治理效应抑或助推效应[J].财经科学,2020(2):26-38.

[13]王怀明,王成琛.主业盈利能力、高管激励与企业金融化[J].商业研究,2020(8):99-106.

[14]杜勇,谢瑾,陈建英.CEO金融背景与实体企业金融化[J].中国工业经济,2019(5):136-154.

[15]牛煜皓,卢闯.高管贫困经历与企业金融资产配置[J].中南财经政法大学学报,2020(3):35-45.

[16]蔡锐，赵静静.机构投资者参与竞争性国企混改对企业创新的影响[J].经济与管理，2021(6)：52-62.

[17]张十根,曹玉珊.董事高管责任保险会诱发企业衍生品投机吗?[J].哈尔滨商业大学学报(社会科学版),2021(2):29-42.

[18]姜付秀,蔡欣妮,朱冰.多个大股东与股价崩盘风险[J].会计研究,2018(1):68-74.

[19]姜付秀,王运通,田园,吴恺.多个大股东与企业融资约束——基于文本分析的经验证据[J].管理世界,2017(12):61-74.

[20]罗宏,黄婉.多个大股东并存对高管机会主义减持的影响研究[J].管理世界,2020(8):163-178.

[21]冯晓晴,文雯.多个大股东与企业风险承担[J].中南财经政法大学学报,2020(2):25-36.

[22]姜付秀,马云飙,王运通.退出威胁能抑制控股股东私利行为吗?[J].管理世界,2015(5):147-159.

[23]陈晓,王琨.关联交易、公司治理与国有股改革——来自我国资本市场的实证证据[J].经济研究,2005(4):77-86+128.

[24]窦炜,刘星.所有权集中下的企业控制权配置与非效率投资行为研究——兼论大股东的监督抑或合谋[J].中国软科学,2009(9):107-117.

[25]MAURY B,PAJUSTE A. Multiple large shareholders and firm value [J].Journal of Banking and Finance,2005,29(7):1813-1834.

[26]LUC L,ROSS L. Complex ownership structures and corporate valuations [J].Review of Financial Studies,2008,21(2):579-604.

[27]ATTIG N. Do multiple large shareholders play a corporate governance role? Evidence from East Asia[J]. Journal of Financial Research,2009,32(4):395-422.

[28]BEN—NASR H,BOUBAKER S,ROUATBI W. Ownership structure, control contestability and corporate debt maturity [J].Journal Corporate Finance,2015,35(12):265-285.

[29]FACCIO M,LARRY H P L,YOUNG L. Dividends and expropriation [J].American Economic Review,2001,91(1):54-78.

[30]吕怀立,李婉丽.多个大股东是否具有合谋动机?——基于家族企业非效率投资视角[J].管理评论,2015(11):107-117+191.

[31]牛瑞阳,陈琳,李瑞涛,等.多个大股东与审计定价——基于中国家族企业的研究[J].外国经济与管理,2021(6):57-73.

[32]王霞,袁天荣.员工持股计划与大股东股票减持——基于A股上市公司的实证研究[J].山东财经大学学报,2021(4):89-98.

[33]朱冰,张晓亮,郑晓佳.多个大股东与企业创新[J].管理世界,2018(7):151-165.

[34]SHLEIFER A,VISHNY R W. A survey of corporate governance [J]. Journal of Finance,1997,52(2):737-783.

[35]PAGANO M, ROELL A. The choice of stock ownership structure:agency costs，monitoring and the decision to go public [J]. The Quarterly Journal of Economics,1998,113(1):187-225．

[36]文春晖,任国良.虚拟经济与实体经济分离发展研究——来自中国上市公司2006—2013年的证据[J].中国工业经济,2015(12):115-129.

[37]朱茶芬,姚铮,李志文.高管交易能预测未来股票收益吗？[J].管理世界,2011(9):141-152.

[38]宋军,陆旸.非货币金融资产和经营收益率的U形关系——来自我国上市非金融公司的金融化证据[J].金融研究,2015(6):111-127.

[39]徐光伟,孙铮,刘星.经济政策不确定性对企业投资结构偏向的影响——基于中国EPU指数的经验证据[J].管理评论,2020(1):246-261.

[40]郭胤含,朱叶.有意之为还是无奈之举——经济政策不确定性下的企业“脱实向虚”[J].经济管理,2020(7):40-55.

[41]张成思,郑宁.中国实业部门金融化的异质性[J].金融研究,2019(7):1-18.

[42]朱杰.企业金融化的阴暗面——来自上市公司信息披露违规的证据[J].金融经济学研究,2020(1):146-160.

[43]LA PORTA R,LOPEZ-DE-SEILNES F,SHLEIFER A. Corporate ownership around the world [J]. Journal of Finance,1999,54(2):471-517.

[44]LANG M H,LINS K V，MILLER D P. ADRs, analysts and accuracy:does cross listing in the United States improve a firm's information environment and increase market value? [J]. Journal of Accounting Research,2003,41(2):317-345.

[45]刘海明,曹廷求.基于微观主体内生互动视角的货币政策效应研究——来自上市公司担保圈的证据[J].经济研究,2016(5):159-171.

Can Multiple Major Shareholders Inhibit the Financialization of Entity Enterprises?
ZHAO Yan-feng, WANG Gui-zhen, HU Zhu-wei

(School of Accounting, Henan University of Economics & Law, Zhengzhou 450046, China)

Abstract：In recent years, the negative impact of the financialization of real enterprises on the main business has aroused great concern for its influencing factors and governance measures. In order to make up for the lack of research on the impact of equity structure on financialization, it is divided from several major shareholders to examine its impact on financialization and its mechanism. The study found that many large shareholders have the effect of inhibiting the financialization of real enterprises, and the inhibition effect on long-term financial assets is more significant; the intermediary effect test shows that it is a mechanism for several large shareholders to inhibit financialization to alleviate the second type of agency cost, reduce the separation of powers and improve the external information environment of enterprises. Further analysis shows that the more non-controlling major shareholders, the stronger the relative ability and the better the legal environment in the region where the enterprise is located, the stronger the inhibition of the financialization of enterprises, and in terms of economic consequences, the suppression of financialization by many major shareholders promotes real investment. The research provides reference for enterprises to optimize the equity structure and promote the "de-virtualization".

Key words：multiple major shareholders; financialization of entity enterprises; corporate governance; agency costs; real investment

中图分类号：F275

文献标识码：A

文章编号：1005-1007(2022)01-0081-19

收稿日期：2021-09-10

基金项目：国家社会科学基金重点项目(19AGL011)；河南省软科学研究计划项目(222400410584)。

作者简介：赵彦锋，男，河南财经政法大学会计学院教授，博士，主要从事资本市场会计研究；王桂祯，女，河南财经政法大学会计学院硕士生，主要从事资本市场会计研究；胡著伟，男，河南财经政法大学会计学院教授，主要从事资本市场会计研究。

责任编辑 王丽英