王新媛（北京科技大學(xué)經(jīng)管學(xué)院 北京 100083）

一、引言

近年來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r受脫實(shí)向虛現(xiàn)象影響嚴(yán)重，金融逐漸成為了企業(yè)追逐高回報(bào)的方式而偏離了原本服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的職能（彭俞超等，2018）。國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的數(shù)據(jù)顯示，自2015年以來(lái)，我國(guó)金融業(yè)增加值占國(guó)民生產(chǎn)總值的比例均在8%上下，而全球金融業(yè)增加值占GDP的比值僅在4%左右，我國(guó)金融業(yè)的發(fā)展出現(xiàn)超速現(xiàn)象。黨的十九大報(bào)告指出，“要深化金融體制改革，增強(qiáng)金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)能力”。2017年底，中央經(jīng)濟(jì)工作會(huì)議明確指出，防范化解金融風(fēng)險(xiǎn)是決勝全面建成小康社會(huì)的三大攻堅(jiān)戰(zhàn)中的重中之重。2019年12月24日，財(cái)政部副部長(zhǎng)許宏才在有關(guān)論壇年會(huì)上表示，要防止出現(xiàn)脫實(shí)向虛、實(shí)體經(jīng)濟(jì)衰敗、產(chǎn)業(yè)空心化等問(wèn)題，即要避免企業(yè)因過(guò)度投資金融資產(chǎn)而導(dǎo)致業(yè)務(wù)重心偏移，防控好企業(yè)過(guò)度金融化的風(fēng)險(xiǎn)。而防控風(fēng)險(xiǎn)的重要步驟之一就是要了解風(fēng)險(xiǎn)的形成機(jī)制，以及企業(yè)金融化的形成原因。

以往對(duì)企業(yè)金融化的研究主要集中在企業(yè)金融化的成因與經(jīng)濟(jì)后果兩方面，其中更多研究聚焦于企業(yè)金融化的宏觀成因以及企業(yè)金融化對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)層面與社會(huì)層面的影響，而針對(duì)企業(yè)金融化的微觀影響因素的探討大多聚焦于企業(yè)的經(jīng)營(yíng)指標(biāo)。目前鮮有文獻(xiàn)對(duì)CEO背景特征與企業(yè)金融化的關(guān)聯(lián)進(jìn)行探究。CEO是企業(yè)的重要決策者，高管梯度理論表明，CEO的經(jīng)歷能夠影響其決策方式（Hambrick and Mason，1984），從而作用于企業(yè)經(jīng)營(yíng)的各個(gè)方面。鄧建平等（2017）認(rèn)為，高管金融背景能夠影響企業(yè)的現(xiàn)金持有水平，姜付秀等（2018）則證實(shí)了具有財(cái)務(wù)經(jīng)歷的CEO能夠在一定程度上幫助企業(yè)解決融資難的問(wèn)題。那么，CEO金融背景是否也能影響企業(yè)金融資產(chǎn)的配置決策呢？本文將對(duì)CEO金融背景與企業(yè)金融化的關(guān)系展開(kāi)研究，為從微觀層面防控企業(yè)過(guò)度金融化風(fēng)險(xiǎn)提供相關(guān)參考。

本文以2008—2018年我國(guó)滬深兩市A股上市公司為研究樣本，針對(duì)CEO金融背景對(duì)企業(yè)金融化的影響進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。本文可能的貢獻(xiàn)有以下兩點(diǎn)：第一，本文拓寬了高管特征與企業(yè)金融化關(guān)聯(lián)的研究范圍。以往的研究對(duì)于高管金融背景的涉獵較少，且大多將金融背景直接等同于銀行關(guān)聯(lián)（鄧建平、曾勇，2011；曲進(jìn)、高升好，2015），本文的研究為高管背景相關(guān)研究提供了新的思路。同時(shí)，豐富了高管的不同經(jīng)歷與企業(yè)金融化的作用方式，證實(shí)了企業(yè)CEO的金融經(jīng)歷會(huì)促進(jìn)企業(yè)的金融化。第二，本文的研究具有現(xiàn)實(shí)意義，為避免企業(yè)過(guò)度金融化提供了新的治理思路，為防范金融風(fēng)險(xiǎn)提供了新的渠道。

二、理論分析與研究假設(shè)

企業(yè)金融化是指部分實(shí)體企業(yè)希望通過(guò)金融投資上的高回報(bào)彌補(bǔ)在主營(yíng)業(yè)務(wù)上的不佳業(yè)績(jī)表現(xiàn)。過(guò)度的金融化會(huì)導(dǎo)致企業(yè)形成“脫實(shí)向虛”現(xiàn)象，不利于企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展。企業(yè)金融化的影響因素包括宏觀因素與微觀因素。其中宏觀因素包括經(jīng)濟(jì)政策的不確定性（彭俞超等，2018）、利潤(rùn)管制力度（楊箏等，2019）以及市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)等（張春鵬、徐璋勇，2019）。微觀因素包括企業(yè)經(jīng)營(yíng)層面的企業(yè)社會(huì)責(zé)任（劉姝雯等，2019）以及內(nèi)部控制（王瑤、黃賢環(huán)，2020）等。CEO特征能夠?qū)ζ髽I(yè)經(jīng)營(yíng)的多方面產(chǎn)生效應(yīng)。CEO的工作經(jīng)歷使其對(duì)某個(gè)領(lǐng)域的知識(shí)更為了解（Hitt and Tyler，1991），從而能夠作用于企業(yè)戰(zhàn)略選擇與經(jīng)營(yíng)績(jī)效（Hambrick and Mason，1984）；CEO的高情商特征能夠減少過(guò)度自信等激進(jìn)行為，并且能夠提升在資本結(jié)構(gòu)、投資決策和股利分配上的財(cái)務(wù)決策有效性（Azouzi and Jarboui，2014）；CEO的財(cái)務(wù)經(jīng)歷有利于緩解企業(yè)融資約束（姜付秀等，2018）。關(guān)于高管背景與金融化的關(guān)聯(lián)性，已有學(xué)者從不同角度進(jìn)行了證實(shí)。杜勇等（2019）認(rèn)為，高管的學(xué)術(shù)背景能夠抑制企業(yè)的過(guò)度金融化；于連超等（2019）的研究表明，高管的從軍經(jīng)歷會(huì)加大企業(yè)的金融化程度。與此同時(shí)，已有研究顯示高管金融關(guān)聯(lián)的影響具有兩面性。雖然聘請(qǐng)具有金融背景的CEO在一定程度上能夠提升企業(yè)的投資效率（曲進(jìn)、高升好，2015），但是金融背景的高管也可能對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生負(fù)面影響（宋迪、楊超，2017）。因此，高管的金融經(jīng)歷對(duì)企業(yè)金融資產(chǎn)配置決策的影響存在促進(jìn)或抑制兩種可能性。

一方面，CEO的金融經(jīng)歷會(huì)使得他們加大企業(yè)的金融投資，促進(jìn)企業(yè)的金融化。首先，CEO的相關(guān)金融工作經(jīng)驗(yàn)使得他們對(duì)于資本市場(chǎng)運(yùn)作和監(jiān)管信息相對(duì)熟悉，同時(shí)他們又具有大量的人脈與信息渠道的積累，于是能夠高效識(shí)別投資機(jī)會(huì)（許罡，2018），傾向于大量持有金融資產(chǎn)。其次，具有金融背景的CEO對(duì)于風(fēng)險(xiǎn)的耐受性較不具有相關(guān)背景的CEO更高（杜勇等，2019），會(huì)更加積極地進(jìn)行金融投資決策（Cus tó dio and Metzger，2014），并且傾向于鼓勵(lì)資本從企業(yè)內(nèi)部流出（Davis，2019）。再次，資本市場(chǎng)的預(yù)測(cè)信息對(duì)CEO施加了一定的盈利壓力，促使他們從主營(yíng)業(yè)務(wù)外的金融投資獲利以滿(mǎn)足股東的要求（柳永明、羅云峰，2019）。杜勇等（2019）的研究表明，具有金融經(jīng)歷的CEO可能出于套利動(dòng)機(jī)而進(jìn)行大量的金融資產(chǎn)投資。由此可知，具有金融背景的CEO有可能利用自身的知識(shí)與社會(huì)資本的優(yōu)勢(shì)，提升企業(yè)的金融資產(chǎn)比例。

另一方面，CEO的金融經(jīng)歷會(huì)使得他們適當(dāng)減少企業(yè)的金融投資，抑制企業(yè)的金融化。首先，具有特定背景的CEO會(huì)更加謹(jǐn)慎、科學(xué)地進(jìn)行公司決策（杜勇、周麗，2019）。當(dāng)企業(yè)越來(lái)越傾向金融活動(dòng)時(shí)，會(huì)危害到企業(yè)的生產(chǎn)效率（Daniele and Ozlem，2018），同時(shí)也會(huì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新能力造成損害（王紅建等，2017），因而會(huì)導(dǎo)致企業(yè)的主營(yíng)業(yè)務(wù)受到威脅，不利于企業(yè)的持續(xù)經(jīng)營(yíng)。而具有金融背景的CEO對(duì)決策的經(jīng)濟(jì)后果能夠進(jìn)行合理評(píng)估（魚(yú)乃夫、楊樂(lè)，2019），因此會(huì)減少金融資產(chǎn)投資，避免企業(yè)因金融化程度過(guò)高而遭受損失。其次，鄧建平、曾勇（2011）認(rèn)為，高管的金融背景能夠緩解企業(yè)和資金借貸市場(chǎng)的信息不對(duì)稱(chēng)，幫助企業(yè)獲得更多的融資機(jī)會(huì)、緩解融資約束，因而企業(yè)通過(guò)增持金融資產(chǎn)解決融資問(wèn)題的動(dòng)機(jī)會(huì)相應(yīng)減弱。再次，引入具有金融背景的CEO可以在一定程度上解決資金的流動(dòng)性問(wèn)題（鄧建平、陳愛(ài)華，2017），于是金融化不再是企業(yè)提高現(xiàn)金持有水平的必須手段（胡奕明等，2017）。因此，具有金融背景的CEO能夠充分考慮金融化的不利影響并且降低企業(yè)金融化的程度，從而減少企業(yè)的金融資產(chǎn)比例。

綜上所述，本文提出如下對(duì)立性假說(shuō)：

假設(shè)1a：具有金融背景的CEO，其所在企業(yè)金融化的程度更高。

假設(shè)1b：具有金融背景的CEO，其所在企業(yè)金融化的程度更低。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取2008—2018年度我國(guó)滬深A(yù)股上市公司為研究樣本，為保證結(jié)論的穩(wěn)健性，對(duì)企業(yè)樣本進(jìn)行了如下篩選：剔除了ST和*ST企業(yè)；剔除了金融及房地產(chǎn)行業(yè)上市公司；剔除了數(shù)據(jù)缺失值。此外，為防止極端數(shù)據(jù)值影響檢驗(yàn)結(jié)果，本文對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行了縮尾處理（Winsorize）。本文所有數(shù)據(jù)來(lái)源于CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)與WIND數(shù)據(jù)庫(kù)。

（二）變量定義與度量

1.被解釋變量：企業(yè)金融化（FIN）。本文參照杜勇等（2019）、吳軍等（2018）的研究，采用金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重對(duì)企業(yè)金融化程度進(jìn)行測(cè)量。出于謹(jǐn)慎性原則，本文采用兩種方式來(lái)界定企業(yè)金融資產(chǎn)范圍。第一種方式界定的金融資產(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、可供出售金融資產(chǎn)、持有至到期投資以及投資性房地產(chǎn)。第二種方式界定的金融資產(chǎn)包括交易性金融資產(chǎn)、衍生金融資產(chǎn)、短期投資、應(yīng)收利息、應(yīng)收股利、可供出售金融資產(chǎn)、持有至到期投資、買(mǎi)入返售金融資產(chǎn)、其他流動(dòng)資產(chǎn)以及投資性房地產(chǎn)。由于企業(yè)日常經(jīng)營(yíng)也會(huì)產(chǎn)生現(xiàn)金流，持有貨幣資金的動(dòng)機(jī)與其他金融資產(chǎn)的持有動(dòng)機(jī)并不完全相同，因此，雖然貨幣資金屬于金融資產(chǎn)的范圍，但本文未將其納入計(jì)算范圍之內(nèi)。

2.解釋變量：CEO金融背景（CEO_fin）。本文參照鄧建平等（2017）、戴澤偉等（2019）的研究對(duì)CEO的金融背景進(jìn)行界定，若CEO具有在商業(yè)銀行、投資銀行、保險(xiǎn)公司、期貨公司、交易所以及信托公司等金融機(jī)構(gòu)工作的經(jīng)歷，則認(rèn)為該CEO具有金融經(jīng)歷，將變量定義為1；反之，則定義為0。

表1 變量定義

3.控制變量：本文參照以往相關(guān)研究，引入與企業(yè)經(jīng)營(yíng)相關(guān)的控制變量。包括企業(yè)規(guī)模（size）、盈利能力（roa）、成長(zhǎng)性（growth）、償債能力（lev）、企業(yè)年限（age）、機(jī)構(gòu)持股比例（first）、股權(quán)集中度（ins）、董事會(huì)規(guī)模（board）、獨(dú)立董事比例（ID）、自由現(xiàn)金流（CFC）以及有形資產(chǎn)占比（tang）。

具體變量說(shuō)明見(jiàn)上頁(yè)表1。

（三）研究模型

為檢驗(yàn)本文的研究假設(shè)，本文建立多元回歸模型如下：

FIN=β0+β1CEO_fin+γControl+ε

在模型中，F(xiàn)IN為企業(yè)的金融化程度，CEO_fin表示企業(yè)的CEO是否具有金融相關(guān)背景，Control表示本文所選取的控制變量。此外，本文還對(duì)行業(yè)固定效應(yīng)與年度固定效應(yīng)進(jìn)行了控制，以提升結(jié)論的穩(wěn)健性。

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析

從表2可以看出，企業(yè)金融化的水平在不同企業(yè)中具有一定差異，兩種金融化指標(biāo)（FIN1、FIN2）的最小值均為0，最大值則分別達(dá)到了0.4024與0.4970，表明部分企業(yè)金融資產(chǎn)的持有量占總資產(chǎn)的比重超過(guò)了40%，金融化程度較高；CEO金融背景（CEO_fin）的均值為0.0444，證明具有金融背景的CEO僅占所有樣本企業(yè)CEO的4.44%，大部分企業(yè)并未聘請(qǐng)具有金融經(jīng)歷的CEO。

本文對(duì)研究變量進(jìn)行了Pearson相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)，進(jìn)而初步確定了企業(yè)金融化與CEO金融背景的相關(guān)性。從表3可以看出，金融化指標(biāo)FIN1與CEO金融背景的相關(guān)系數(shù)為0.0600，金融化指標(biāo)FIN2與CEO金融背景（CEO_fin）的相關(guān)系數(shù)為0.0420，均在1%水平上顯著，初步支持了本文的研究假設(shè)1a，即具有金融背景的CEO會(huì)促進(jìn)企業(yè)的金融化。由于變量之間的系數(shù)均未超過(guò)0.5，可見(jiàn)，各研究變量之間并未存在多重線(xiàn)性關(guān)系問(wèn)題，但還需通過(guò)多元回歸分析來(lái)得到更為嚴(yán)謹(jǐn)?shù)慕Y(jié)論。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

表3 主要研究變量Pearson相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果

（二）多元回歸結(jié)果分析

本文在回歸時(shí)采用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤消除異方差對(duì)結(jié)論的不利影響。從下頁(yè)表4CEO金融背景與企業(yè)金融化的多元回歸結(jié)果可以看出，第（1）和第（3）列分別報(bào)告了金融化指標(biāo)FIN1、FIN2在不加入任何控制變量的條件下的回歸結(jié)果，其中CEO金融背景（CEO_fin）的回歸系數(shù)為0.0202與0.0192，且均在1%水平上顯著；第（2）列和第（4）列加入了其余公司特征控制變量，結(jié)果表明，CEO金融背景（CEO_fin）的回歸系數(shù)分別為0.0085與0.0114，且均在1%水平上顯著。因此，CEO金融背景會(huì)增大企業(yè)的金融資產(chǎn)比例，提高企業(yè)的金融化程度，支持了本文的研究假設(shè)1a。這表明，具有金融背景的CEO，一方面可能會(huì)利用個(gè)人經(jīng)驗(yàn)與人脈等優(yōu)勢(shì)，加大對(duì)金融資產(chǎn)的投資；另一方面，之前的金融經(jīng)歷使得CEO承受風(fēng)險(xiǎn)能力更強(qiáng)，當(dāng)面臨外界較高的盈利期望時(shí)，其可能會(huì)出于追求超額利益的動(dòng)機(jī)大量配置金融資產(chǎn)，從而促進(jìn)了企業(yè)的金融化。

表4 多元回歸結(jié)果

表5 替換變量回歸結(jié)果

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文通過(guò)替換變量、子樣本回歸的方法重新進(jìn)行多元回歸檢驗(yàn)，以進(jìn)一步提升研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

1.替換變量。本文同時(shí)參考張成思等（2016）、俞毛毛等（2020）的研究，將金融資產(chǎn)范圍重新定義為交易性金融資產(chǎn)、衍生金融資產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)、持有至到期投資、長(zhǎng)期股權(quán)投資與投資性房地產(chǎn)，與之前研究相比最大的差別是加入了長(zhǎng)期股權(quán)投資。

（1）金融化投資虛擬變量。若企業(yè)進(jìn)行了上述金融資產(chǎn)范圍內(nèi)任一項(xiàng)目的投資，則將金融化投資虛擬變量（FINSIGN）賦值為1，反之則賦值為0。表5第（1）列顯示了未加入任何控制變量的回歸結(jié)果，CEO金融背景（CEO_fin）的回歸系數(shù)為0.0290；表5第（2）列顯示了加入相關(guān)控制變量后的結(jié)果，CEO金融背景（CEO_fin）的回歸系數(shù)為0.0233，且均在10%水平上顯著。更換變量后，CEO金融背景對(duì)于企業(yè)金融化仍然具有促進(jìn)作用。

（2）金融化資產(chǎn)占比。這里依然采用金融資產(chǎn)與總資產(chǎn)的比值度量企業(yè)金融化水平（FIN3），金融資產(chǎn)范圍如上述定義。表5第（3）和第（4）列報(bào)告了多元回歸結(jié)果，加入控制變量前后CEO金融背景（CEO_fin）的相關(guān)系數(shù)分別為0.0463與0.0266，且均在1%水平上顯著，仍然支持本文的研究假設(shè)1a，即具有金融背景的CEO會(huì)加大企業(yè)的金融資產(chǎn)比率，促進(jìn)企業(yè)金融化。

2.排除金融危機(jī)的干擾。由于2007年底爆發(fā)的全球金融危機(jī)在一定程度上會(huì)對(duì)我國(guó)一段時(shí)間內(nèi)的金融投資行為產(chǎn)生影響，而這種影響一直持續(xù)到2012年（俞毛毛、馬妍妍，2020），因此本文剔除了2008—2012年間的數(shù)據(jù)進(jìn)行重新回歸。從下頁(yè)表6回歸結(jié)果可以看出，CEO金融背景（CEO_fin）的回歸結(jié)果均在1%水平上顯著，與前文得出的結(jié)論相同。

五、進(jìn)一步分析

為進(jìn)一步探究在不同環(huán)境下CEO金融背景對(duì)于企業(yè)金融化的促進(jìn)程度是否會(huì)產(chǎn)生差異，本文選取了產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（soe）、內(nèi)部控制環(huán)境（IC）兩個(gè)變量進(jìn)行分組回歸。具體調(diào)節(jié)變量度量方式如下：當(dāng)企業(yè)為國(guó)有控制企業(yè)時(shí)，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（soe）變量賦值為1，反之賦值為0；當(dāng)企業(yè)迪博內(nèi)部質(zhì)量控制指數(shù)大于該指數(shù)中位數(shù)時(shí)，內(nèi)部控制環(huán)境（IC）變量賦值為1，表明其內(nèi)部控制制度更為有效，反之賦值為0。

（一）產(chǎn)權(quán)性質(zhì)

相對(duì)于非國(guó)有企業(yè)來(lái)講，國(guó)有企業(yè)受政府支持力度更高、在資金出現(xiàn)問(wèn)題時(shí)更容易得到政府的補(bǔ)助。因而相較于非國(guó)有企業(yè)中具有金融經(jīng)歷的CEO，國(guó)有企業(yè)中具有金融經(jīng)歷的CEO可能會(huì)出現(xiàn)過(guò)度自信的表現(xiàn)（杜勇等，2019），更能夠承受金融資產(chǎn)高收益同時(shí)所帶來(lái)的高風(fēng)險(xiǎn)，從而進(jìn)行大量的金融資產(chǎn)投資?；貧w結(jié)果如下頁(yè)表7 第（1）、（2）、（3）、（4）列所示，在加入相同控制變量的前提下，CEO金融背景（CEO_fin）在國(guó)有企業(yè)環(huán)境下的回歸系數(shù)分別為0.0104和0.0152，分別在5%和1%水平上顯著；而CEO金融背景（CEO_fin）在非國(guó)有企業(yè)環(huán)境下的回歸系數(shù)分別為0.0045和0.0071，均不顯著。這表明，CEO金融背景對(duì)于企業(yè)金融化的促進(jìn)作用在國(guó)有企業(yè)環(huán)境下更為顯著。

（二）內(nèi)部控制環(huán)境

王瑤等（2020）的研究認(rèn)為，內(nèi)部控制較好的企業(yè)，可以更好地實(shí)現(xiàn)權(quán)力制衡、高風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避，使得管理層更難凌駕于內(nèi)控之上并進(jìn)行高風(fēng)險(xiǎn)的金融資產(chǎn)投資，即企業(yè)金融化的程度能夠被高水平的內(nèi)控所降低。因此，盡管CEO的金融背景能夠使其提高金融資產(chǎn)的配置數(shù)量，但是有效的內(nèi)控制度會(huì)阻止高管的過(guò)度投資行為，從而抑制CEO金融經(jīng)歷所帶來(lái)的企業(yè)金融化程度的提升。本文參照王瑤等（2020）的研究，采用迪博公司披露的內(nèi)部控制指數(shù)對(duì)企業(yè)的內(nèi)部質(zhì)量進(jìn)行衡量?；貧w結(jié)果如下頁(yè)表7第（5）、（6）、（7）、（8）列所示，在公司內(nèi)部控制質(zhì)量較高的情況下，CEO金融背景（CEO_fin）的回歸系數(shù)分別為0.0026和0.0045，均不顯著；而在公司內(nèi)部控制質(zhì)量較低的情況下，CEO金融背景（CEO_fin）的回歸系數(shù)分別為0.0126和0.0160，均在1%水平上顯著。由以上結(jié)果可知，在內(nèi)部控制質(zhì)量較差的企業(yè)中，CEO金融背景對(duì)企業(yè)金融化的促進(jìn)作用更為顯著。

六、研究結(jié)論

本文利用我國(guó)2008—2018年滬深A(yù)股上市公司的數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了CEO金融背景對(duì)企業(yè)金融化的影響。由實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果可知：（1）CEO金融背景的確會(huì)促進(jìn)實(shí)體企業(yè)金融化，且在更換研究變量的度量方式與進(jìn)行子樣本回歸之后，研究結(jié)論未發(fā)生改變。（2）CEO金融背景對(duì)企業(yè)金融化的促進(jìn)作用在國(guó)有企業(yè)以及內(nèi)部控制環(huán)境較差的企業(yè)中更為顯著。

本文豐富了管理者特征與企業(yè)決策關(guān)聯(lián)的相關(guān)研究，為解釋企業(yè)金融化的成因提供了新的思路。在國(guó)家高度重視促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展、防控金融風(fēng)險(xiǎn)的背景下，本文的研究具有一定的現(xiàn)實(shí)參考價(jià)值。如果企業(yè)金融背景高管在團(tuán)隊(duì)中占比過(guò)高，可能會(huì)使得整個(gè)管理層出現(xiàn)過(guò)度追求金融投資的高收益的現(xiàn)象。因此，實(shí)現(xiàn)高管團(tuán)隊(duì)的合理配置能夠降低企業(yè)過(guò)度金融化的風(fēng)險(xiǎn)。同時(shí)，根據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果，在特定環(huán)境中高管金融經(jīng)歷對(duì)金融投資的促進(jìn)作用更強(qiáng)烈，為此，監(jiān)管部門(mén)應(yīng)加強(qiáng)對(duì)國(guó)有企業(yè)以及內(nèi)控質(zhì)量較低的企業(yè)金融投資的關(guān)注。但需要強(qiáng)調(diào)的是，具有金融背景的高管若將企業(yè)金融化控制在合理水平，則能夠?yàn)槠髽I(yè)創(chuàng)造價(jià)值。本文只是證實(shí)了CEO金融背景與企業(yè)金融化的正向關(guān)聯(lián)，并不等同于聘請(qǐng)具有金融經(jīng)歷的CEO就一定會(huì)導(dǎo)致企業(yè)過(guò)度金融化而帶來(lái)風(fēng)險(xiǎn)，關(guān)鍵在于如何利用好二者的關(guān)聯(lián)關(guān)系，將企業(yè)金融化控制在適度水平、將金融化轉(zhuǎn)化為提升企業(yè)價(jià)值的工具，使金融回歸其服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的本職，從而促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

表7 分組回歸檢驗(yàn)結(jié)果