姚德權(quán) 付曉菲

作者簡介： 姚德權(quán)（1963—），男，湖南安鄉(xiāng)人，博士，湖南大學(xué)工商管理學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師，研究方向：金融分析與管理、公司治理與績效評(píng)價(jià)。

摘 要：基于Baker等人開發(fā)的經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)，依據(jù)滬深兩市A股非金融行業(yè)上市公司樣本數(shù)據(jù)，考量經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)金融化的影響機(jī)制以及CEO金融經(jīng)歷所發(fā)揮的調(diào)節(jié)效應(yīng)。結(jié)果表明，經(jīng)濟(jì)政策不確定性的上升對(duì)企業(yè)金融化抑制效應(yīng)顯著，具有金融經(jīng)歷的CEO可以緩解該抑制效應(yīng)，且非國有企業(yè)中更顯著;進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，CEO過度自信在CEO金融經(jīng)歷的調(diào)節(jié)效應(yīng)中發(fā)揮部分中介作用。鑒此，政府應(yīng)優(yōu)化實(shí)施經(jīng)濟(jì)政策的方式，改善民間投資環(huán)境;企業(yè)應(yīng)合理配置高管團(tuán)隊(duì)以發(fā)揮烙印機(jī)制的最優(yōu)效應(yīng)，完善高層管理人員的約束和激勵(lì)機(jī)制;管理者需正確認(rèn)識(shí)自身優(yōu)勢(shì)，避免盲目自信導(dǎo)致過度投資。

關(guān)鍵詞： 經(jīng)濟(jì)政策不確定性;CEO金融經(jīng)歷;過度自信;金融化

中圖分類號(hào)：F832.51;F120 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼： A 文章編號(hào)：1003-7217（2022）01-0017-10

一、引 言

實(shí)體經(jīng)濟(jì)是一個(gè)國家繁榮發(fā)展的重要基石。近年來，實(shí)體經(jīng)濟(jì)增速放緩，中國經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)了“脫實(shí)向虛”的明顯趨勢(shì)。越來越多的企業(yè)偏離主業(yè)涉足金融行業(yè)以謀求新的利潤增長點(diǎn)，大量資本脫離實(shí)體經(jīng)濟(jì)而涌入虛擬經(jīng)濟(jì)部門，金融利潤日益成為企業(yè)盈利的主要來源，最終產(chǎn)生“企業(yè)金融化”現(xiàn)象。

企業(yè)金融化是指企業(yè)將越來越多的資源投資于虛擬程度較高的金融資產(chǎn)的行為和趨勢(shì)[1]。企業(yè)熱衷于金融投資的原因主要在于實(shí)業(yè)投資市場(chǎng)的收益率持續(xù)低迷而金融投資市場(chǎng)卻欣欣向榮，投資利潤不斷攀升[2]。有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)金融化會(huì)對(duì)主業(yè)發(fā)展產(chǎn)生“蓄水池”和“擠出”兩種效應(yīng)，并且后者大于前者，即從總體上來看金融化不利于企業(yè)未來主業(yè)的發(fā)展[1]。過度的企業(yè)金融化會(huì)使實(shí)體經(jīng)濟(jì)的轉(zhuǎn)型升級(jí)面臨嚴(yán)峻的挑戰(zhàn)，容易造成經(jīng)濟(jì)繁榮的假象甚至引發(fā)金融危機(jī)，增加經(jīng)濟(jì)健康運(yùn)行的風(fēng)險(xiǎn)。

同時(shí)，中國正處于改革的攻堅(jiān)階段和發(fā)展的關(guān)鍵時(shí)期，一系列的經(jīng)濟(jì)政策是實(shí)現(xiàn)中國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級(jí)并持續(xù)發(fā)展的源動(dòng)力。近年來，特別是2015年供給側(cè)結(jié)構(gòu)改革實(shí)施以來，經(jīng)濟(jì)政策的頻繁推出和調(diào)整不可避免地對(duì)經(jīng)濟(jì)社會(huì)的運(yùn)行和企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營產(chǎn)生重要影響，特別是經(jīng)濟(jì)政策在未來指向、強(qiáng)度等方面的不明確所帶來的不確定性加大[3]，如圖1所示。一方面，在政策出臺(tái)之前企業(yè)很難對(duì)未來政策的內(nèi)容做出準(zhǔn)確預(yù)測(cè);另外，政策出臺(tái)之后，由于政策的執(zhí)行力度和效果存在多重可能，企業(yè)面臨較大的不確定性。關(guān)于經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)投資行為的影響，現(xiàn)有研究主要集中于經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)生產(chǎn)性投資（比如固定資產(chǎn)投資）的影響，Kim和Kung（2016）、劉貫春等（2019）研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)政策不確定性顯著抑制企業(yè)的固定資產(chǎn)投資，可能促進(jìn)企業(yè)金融化趨勢(shì)，加重經(jīng)濟(jì)“脫實(shí)向虛”。另一方面，經(jīng)濟(jì)政策不確定性也可能通過加劇金融資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)、降低企業(yè)的融資能力等途徑，對(duì)企業(yè)金融化投資發(fā)揮顯著的抑制作用[4，5]。于鑒此，在已有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上進(jìn)一步驗(yàn)證經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)金融化的影響機(jī)制，厘清經(jīng)濟(jì)政策不確定性與企業(yè)金融化的關(guān)系，對(duì)政府優(yōu)化實(shí)施經(jīng)濟(jì)政策的方式具有重要的啟示意義。

經(jīng)濟(jì)政策不確定性是比較抽象和宏觀的，是客觀存在的事實(shí)，企業(yè)往往只能被迫接受而很難改變。僅研究經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)金融化的影響對(duì)于企業(yè)的現(xiàn)實(shí)指導(dǎo)意義并不顯著。為更好地發(fā)揮企業(yè)的主觀能動(dòng)性，研究企業(yè)微觀因素如何在經(jīng)濟(jì)政策不確定性與企業(yè)金融化的關(guān)系中發(fā)揮作用是十分有必要的。已有文獻(xiàn)表明，企業(yè)為滿足管理需要，更傾向于聘用具有特定行業(yè)從業(yè)經(jīng)驗(yàn)的高管[6]。相對(duì)于其他行業(yè)，金融行業(yè)是一個(gè)從業(yè)壓力較高的行業(yè)，競(jìng)爭非常激烈，具有金融從業(yè)經(jīng)歷的高管會(huì)對(duì)不確定性環(huán)境下企業(yè)的金融投資決策產(chǎn)生重要影響。CEO作為企業(yè)的掌舵者和高管團(tuán)隊(duì)的核心成員，對(duì)企業(yè)的金融投資決策具有決定性的影響，更加具有樣本代表性。因此，從企業(yè)內(nèi)部出發(fā)，討論CEO金融經(jīng)歷在經(jīng)濟(jì)政策不確定性與企業(yè)金融化關(guān)系中所扮演的角色非常必要。

綜上所述，相對(duì)于已有研究，本文貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下兩個(gè)方面：其一，只有少數(shù)研究關(guān)注經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)金融化的影響，且尚未形成統(tǒng)一的觀點(diǎn)，本文在已有研究的基礎(chǔ)上，選取不同的樣本期間和變量度量方式，再次驗(yàn)證了經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)金融化的影響，為該領(lǐng)域的學(xué)術(shù)研究提供更多的經(jīng)驗(yàn)支持。其二，為充分發(fā)揮不同主體在治理企業(yè)過度金融化中的作用，本文關(guān)注了經(jīng)濟(jì)政策不確定性、CEO金融經(jīng)歷和企業(yè)金融化之間的邏輯關(guān)系，將三者納入同一分析框架，考量CEO金融經(jīng)歷在經(jīng)濟(jì)政策不確定性與企業(yè)金融化的關(guān)系中所發(fā)揮的調(diào)節(jié)效應(yīng)以及不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的異質(zhì)性表現(xiàn)，為把握企業(yè)金融化的尺度提供了微觀和宏觀層面的證據(jù)，拓展了新的研究視角。宏觀層面，為政府如何有針對(duì)性地制定和調(diào)整經(jīng)濟(jì)政策提供了建設(shè)性意見，對(duì)引導(dǎo)經(jīng)濟(jì)“脫虛向?qū)崱?、治理?dāng)前實(shí)體經(jīng)濟(jì)和虛擬經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)失衡問題、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義;微觀層面，為企業(yè)調(diào)整高管任職結(jié)構(gòu)、合理配置高管團(tuán)隊(duì)提供了有針對(duì)性的、可靠的證據(jù)支持和決策參考。

二、理論分析與研究假設(shè)

為厘清經(jīng)濟(jì)政策不確定性、CEO金融經(jīng)歷和企業(yè)金融化三者的邏輯關(guān)系，首先，從經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)金融化的影響機(jī)制入手，在此基礎(chǔ)上引入調(diào)節(jié)變量CEO金融經(jīng)歷，考量其發(fā)揮的調(diào)節(jié)效應(yīng)及具體的作用機(jī)制，理論模型如圖2所示。其次，通過文獻(xiàn)梳理和理論分析，提煉出兩個(gè)主要的研究假設(shè)。

（一）經(jīng)濟(jì)政策不確定性與企業(yè)金融化的關(guān)系

中國經(jīng)濟(jì)正處于增長速度的換擋期，隨著供給側(cè)結(jié)構(gòu)改革的深化，政治和經(jīng)濟(jì)環(huán)境的變化莫測(cè)使得政府不斷權(quán)衡和調(diào)整經(jīng)濟(jì)政策，經(jīng)濟(jì)政策的頻繁變動(dòng)勢(shì)必會(huì)帶來較高的不確定性，而經(jīng)濟(jì)政策不確定性會(huì)對(duì)企業(yè)決策產(chǎn)生重要影響。王紅建等（2014）指出，經(jīng)濟(jì)政策不確定性是企業(yè)難以規(guī)避的風(fēng)險(xiǎn)，勢(shì)必會(huì)對(duì)企業(yè)金融化行為產(chǎn)生一定的影響[7]。胡奕明等（2017）指出，企業(yè)持有金融資產(chǎn)主要出于兩種動(dòng)機(jī)：預(yù)防性儲(chǔ)備動(dòng)機(jī)和投機(jī)動(dòng)機(jī)[8]。楊箏等（2017）指出出于流動(dòng)性管理、金融市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)的考慮，企業(yè)會(huì)將閑置資金投資于金融資產(chǎn)，以實(shí)現(xiàn)流動(dòng)性儲(chǔ)備或者追逐利潤的目的[9]。金融資產(chǎn)具有流動(dòng)性儲(chǔ)備和投資雙重功能。相對(duì)于固定資產(chǎn)，金融資產(chǎn)投資呈現(xiàn)出短期化、流動(dòng)性強(qiáng)等特點(diǎn)，當(dāng)出現(xiàn)流動(dòng)性短缺時(shí)，企業(yè)在短時(shí)間內(nèi)可以通過出售金融資產(chǎn)來及時(shí)彌補(bǔ)資金缺口。Opler等（1999）提出，企業(yè)的收入、成本、利潤以及現(xiàn)金流在未來的生產(chǎn)經(jīng)營中都會(huì)面臨諸多的不確定性，為了應(yīng)對(duì)流動(dòng)性危機(jī)，企業(yè)會(huì)持有一部分現(xiàn)金和金融資產(chǎn)以降低資金鏈斷裂對(duì)企業(yè)帶來的負(fù)面沖擊[10]。 Duchin 等（2010和2017）研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)為了降低經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)，會(huì)持有一定數(shù)量的金融資產(chǎn)[11，12]。但是，經(jīng)濟(jì)政策不確定性的上升增加了準(zhǔn)確預(yù)測(cè)市場(chǎng)需求的難度，企業(yè)現(xiàn)金流的不確定性也會(huì)相應(yīng)提高。在經(jīng)濟(jì)政策不確定性較高的情況下，金融資產(chǎn)的價(jià)格也會(huì)出現(xiàn)波動(dòng)，金融資產(chǎn)在流動(dòng)性方面所具有的優(yōu)勢(shì)在較高的不確定性下難以體現(xiàn)。

本文認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升對(duì)企業(yè)的金融化具有抑制作用，這與彭俞超等（2018）和許罡等（2018）的觀點(diǎn)不謀而合[13，14]。具體原因如下：第一，從投資者的角度來看，投資者面對(duì)高度不確定性時(shí)往往無法判斷企業(yè)未來的增長前景，進(jìn)而減少投資。Pástor和Veronesi（2013）指出經(jīng)濟(jì)政策不確定性的上升會(huì)加劇企業(yè)股價(jià)的波動(dòng)性，從而影響投資者對(duì)投資前景的判斷[15]。陳國進(jìn)等（2017）將經(jīng)濟(jì)政策不確定性納入股票定價(jià)模型，研究發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)政策不確定性的上升會(huì)增加金融市場(chǎng)的波動(dòng)性和系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)，對(duì)于風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避的投資者來說，從事金融資產(chǎn)投資的意愿會(huì)降低[16]。第二，從管理者的角度出發(fā)，經(jīng)濟(jì)政策不確定性的上升同樣會(huì)干擾企業(yè)管理層對(duì)未來經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的判斷，從而影響管理者對(duì)經(jīng)濟(jì)政策的預(yù)期。金融資產(chǎn)具有期權(quán)特征，基于實(shí)物期權(quán)理論，李鳳羽等（2015）指出，經(jīng)濟(jì)政策不確定性的上升會(huì)增加未來現(xiàn)金流的不確定性從而抑制企業(yè)的投資[17]。而且，當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升時(shí)，管理者對(duì)于金融投資項(xiàng)目的未來現(xiàn)金流的預(yù)測(cè)很可能出現(xiàn)偏差，甚至是錯(cuò)誤的，而企業(yè)需要承擔(dān)金融資產(chǎn)投資決策失誤的后果。在這種情況下，管理者會(huì)變得更加謹(jǐn)慎，從而傾向于繼續(xù)等待更好的投資機(jī)會(huì)，進(jìn)而推遲投資行為。因此，經(jīng)濟(jì)政策不確定性的上升會(huì)增加金融資產(chǎn)的價(jià)格波動(dòng)從而降低其流動(dòng)性，這對(duì)于出于預(yù)防性儲(chǔ)備動(dòng)機(jī)持有金融資產(chǎn)的企業(yè)而言，金融資產(chǎn)的投資價(jià)值將大打折扣，從而抑制企業(yè)的金融資產(chǎn)投資。第三，從債權(quán)人的角度來看，蔣騰等（2018）和Julio等（2012）指出高度經(jīng)濟(jì)政策不確定性會(huì)增加金融體系的系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)，作為主要債權(quán)人的銀行會(huì)更加謹(jǐn)慎并縮小信貸規(guī)模，從而削弱企業(yè)的融資能力，進(jìn)一步加劇企業(yè)的融資約束，企業(yè)金融資產(chǎn)的投資規(guī)模也會(huì)相應(yīng)地下降[18，19]。因此，基于以上分析，提出如下假設(shè)：

H1 經(jīng)濟(jì)政策不確定性的上升對(duì)企業(yè)金融化具有顯著的抑制作用。

（二）CEO金融經(jīng)歷如何影響經(jīng)濟(jì)政策不確定性與企業(yè)金融化的關(guān)系

基于制度經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，制度被分為正式制度和非正式制度。中國正處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級(jí)的關(guān)鍵時(shí)期，產(chǎn)權(quán)保護(hù)意識(shí)較弱，正式制度存在一定程度的空缺。為彌補(bǔ)正式制度的空缺，Marquis等（2013）在烙印理論的基礎(chǔ)上提出高管的認(rèn)知和能力烙印、社會(huì)關(guān)系等非正式制度發(fā)揮了重要作用[20]。根據(jù)烙印理論，具有金融工作經(jīng)歷的CEO，由于金融行業(yè)工作壓力大、風(fēng)險(xiǎn)高等特點(diǎn)，會(huì)留下深刻持久的“烙印”。Mathias等（2015）指出，高管的工作經(jīng)歷以及相應(yīng)的工作技能是對(duì)高管影響最顯著和持久的印記[21]。這種印記會(huì)對(duì)CEO的認(rèn)知和能力產(chǎn)生重要影響，進(jìn)而對(duì)企業(yè)金融化產(chǎn)生影響。一方面，具有金融經(jīng)歷的CEO，擁有扎實(shí)的專業(yè)基礎(chǔ)和豐富的金融從業(yè)經(jīng)驗(yàn)，對(duì)金融資產(chǎn)的運(yùn)作有著充分的了解，在信息處理能力、機(jī)會(huì)篩選能力等方面具有優(yōu)勢(shì)，能夠及時(shí)識(shí)別和應(yīng)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)并將風(fēng)險(xiǎn)控制在可接受的范圍內(nèi)，因此，他們對(duì)于金融投資比較大膽，即使在高度不確定性的環(huán)境中，他們也會(huì)傾向于金融投資，即提高企業(yè)的金融化程度。另一方面，鄧建平和陳愛華（2017）研究發(fā)現(xiàn)具有金融經(jīng)歷的CEO能夠準(zhǔn)確識(shí)別金融機(jī)構(gòu)的信息需求，有效緩解雙方的信息不對(duì)稱，降低企業(yè)的融資約束，從而幫助企業(yè)獲得融資[6]。CEO在金融行業(yè)的從業(yè)經(jīng)歷使其在金融領(lǐng)域積累了豐富的社會(huì)資源，相對(duì)于沒有金融經(jīng)歷的CEO來說，他們會(huì)更容易從金融機(jī)構(gòu)獲得信貸支持。由此可見，雖然經(jīng)濟(jì)政策不確定性的上升會(huì)加劇企業(yè)的融資約束從而可能導(dǎo)致企業(yè)減少金融投資，但CEO的金融工作經(jīng)歷會(huì)在一定程度上改善企業(yè)的融資環(huán)境并降低資金風(fēng)險(xiǎn)，因此，面臨高度經(jīng)濟(jì)政策不確定性時(shí)，相對(duì)于沒有金融經(jīng)歷的CEO，具有金融經(jīng)歷的CEO不會(huì)大幅削減企業(yè)的金融投資，甚至出于預(yù)防性儲(chǔ)備動(dòng)機(jī)會(huì)進(jìn)一步增加企業(yè)的金融化投資。

進(jìn)一步推測(cè)，CEO金融經(jīng)歷的調(diào)節(jié)作用在國有企業(yè)和非國有企業(yè)中可能存在差異。一方面，從激勵(lì)的角度來看，非國有企業(yè)中的激勵(lì)機(jī)制對(duì)高管更具吸引力，為了獲得更好的業(yè)績，企業(yè)高管的擴(kuò)張意愿可能更加強(qiáng)烈，因而更可能偏好高風(fēng)險(xiǎn)高收益的投資項(xiàng)目。在這種情況下，具有金融背景的CEO憑借其在金融行業(yè)的從業(yè)經(jīng)驗(yàn)和資源優(yōu)勢(shì)更有動(dòng)力投資于風(fēng)險(xiǎn)較高的金融項(xiàng)目。另一方面，從約束的角度來看，非國有企業(yè)的管理層受到的約束相對(duì)較少，CEO的自主決策權(quán)較大，可能更加關(guān)注經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升背后隱藏的利好信息。在經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升時(shí)，往往是政策空白期，非國有企業(yè)可以利用這個(gè)時(shí)期快速完成行業(yè)布局并提高市場(chǎng)占有率，這在一定程度上增強(qiáng)了CEO進(jìn)行金融投資的動(dòng)力，CEO的金融工作經(jīng)歷更容易發(fā)揮促進(jìn)企業(yè)金融化的作用。除此之外，非國有企業(yè)面臨更大的融資約束，具有金融工作經(jīng)歷的CEO可以通過提高企業(yè)信息披露的質(zhì)量，降低借貸雙方信息不對(duì)稱程度，從而有效緩解企業(yè)的融資約束，因此CEO的金融工作經(jīng)歷在非國有企業(yè)中發(fā)揮的作用更大。綜上所述，相對(duì)于國有企業(yè)，非國有企業(yè)為具有金融經(jīng)歷的CEO提供了更多的自由和空間施展其金融方面的能力和優(yōu)勢(shì)，因而更有可能在經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升期增持更多的金融資產(chǎn)?；诖?，提出以下假設(shè)：

H2a CEO的金融經(jīng)歷將會(huì)緩解經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)金融化的抑制作用。

H2b 相對(duì)于國有企業(yè)，CEO金融經(jīng)歷的調(diào)節(jié)效應(yīng)在非國有企業(yè)中更加顯著。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

1.樣本選擇與數(shù)據(jù)來源。鑒于部分?jǐn)?shù)據(jù)獲取頻率以及時(shí)效性等原因，本文參照相關(guān)文獻(xiàn)的做法[22]，將2009-2018年滬深兩市全部A股非金融行業(yè)上市公司的年度財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)作為研究樣本，原因在于，經(jīng)歷了2008年的金融危機(jī)之后，經(jīng)濟(jì)政策頻繁變動(dòng)，中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)總體呈現(xiàn)波動(dòng)上升的趨勢(shì)，這為本文的研究提供了較好的實(shí)驗(yàn)環(huán)境，有利于提高結(jié)論的可靠性。其中，除經(jīng)濟(jì)政策不確定性數(shù)據(jù)外，上市公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)和高管金融經(jīng)歷的數(shù)據(jù)均來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，而經(jīng)濟(jì)政策不確定性（EPU）來自于斯坦福大學(xué)Baker、Bloom和芝加哥大學(xué)Davis（2016）[23]聯(lián)合開發(fā)的數(shù)據(jù)庫①。經(jīng)過整理，本研究共包括1538家上市企業(yè)，共計(jì)15470個(gè)公司的年度觀測(cè)值。

2.數(shù)據(jù)處理。首先，根據(jù)以下原則對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行篩選：（1）剔除關(guān)鍵財(cái)務(wù)指標(biāo)以及高管團(tuán)隊(duì)數(shù)據(jù)缺失的樣本;（2）剔除ST、*ST、PT以及金融行業(yè)上市公司。其次，本文還對(duì)連續(xù)變量進(jìn)行了1%的Winsorize處理，以期減輕異常值的干擾。

（二）研究模型與變量定義

1.經(jīng)濟(jì)政策不確定性與企業(yè)金融化的關(guān)系檢驗(yàn)?zāi)Ｐ汀Ｊ紫?，為了檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)金融化的具體影響，即H1，構(gòu)建如下回歸模型：

在上述模型中，下標(biāo)i表示企業(yè)，t表示年份。關(guān)于企業(yè)金融化的度量，未采用金融投資與資產(chǎn)之比的傳統(tǒng)度量方式，而是采用金融資產(chǎn)的增長量占總資產(chǎn)之比來度量企業(yè)金融化。原因在于，相比于金融資產(chǎn)規(guī)模的水平值，金融資產(chǎn)規(guī)模的增長量可以更好地反映企業(yè)金融化的變動(dòng)趨勢(shì)，采用比率的形式使變量具有更好的可比性。具體的做法是采用金融資產(chǎn)規(guī)模的一階差分并除以總資產(chǎn)來衡量。其中，借鑒杜勇等（2019）等衡量方法[22]，將金融資產(chǎn)定義為交易性金融資產(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、持有至到期投資凈額和投資性房地產(chǎn)凈額六個(gè)科目的加總。需要特別指出的是，企業(yè)持有貨幣資金主要出于經(jīng)營目的，并不能為企業(yè)帶來資本增值，因此，將貨幣資金從定義中剔除;另外，之所以將投資性房地產(chǎn)納入其中，主要是因?yàn)楫?dāng)前房地產(chǎn)行業(yè)的蓬勃發(fā)展使得企業(yè)投資以追逐高額利潤為主要目的，這與金融資產(chǎn)的定義如出一轍。

EPUt為第t年的經(jīng)濟(jì)政策不確定性，具體采用Baker等（2016）開發(fā)中國經(jīng)濟(jì)政策不確定指數(shù)來衡量，該指數(shù)的值越大，表明經(jīng)濟(jì)政策不確定性越高。由于該指標(biāo)為月度數(shù)據(jù)，為了與其他變量匹配，本文采用簡單平均法將其轉(zhuǎn)換為年度數(shù)據(jù)（除以100）。根據(jù)研究假設(shè)，若α1顯著大于0，表明經(jīng)濟(jì)政策不確定性的上升對(duì)企業(yè)的金融化具有顯著的促進(jìn)作用;反之，若α1顯著小于0，說明經(jīng)濟(jì)政策不確定性的上升發(fā)揮顯著的抑制作用，即支持H1。

Controlsit為控制變量，借鑒彭俞超等（2018）[13]和周楷唐等（2017）[24]的做法，具體包括企業(yè)規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負(fù)債率（Leverage）、企業(yè)成長性（Growth）、盈利能力（Roa）、托賓Q（TobinQ）、GDP增長率（G_GDP）和M2增長率（G_M2），具體變量的定義詳見表1。另外，本文還控制了年度固定效應(yīng)（Year）和行業(yè)固定效應(yīng)（Industry），εit為未觀測(cè)到的殘差項(xiàng)。同時(shí)，在回歸中采用聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，在行業(yè)層面進(jìn)行了cluster處理。

2.CEO金融經(jīng)歷調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ汀榱藱z驗(yàn)CEO金融經(jīng)歷對(duì)經(jīng)濟(jì)政策不確定性與企業(yè)金融化關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，即H2a，本文構(gòu)建以下回歸模型：

模型（2）在模型（1）的基礎(chǔ)上引入CEO金融經(jīng)歷（CEO_Finit）和CEO金融經(jīng)歷與經(jīng)濟(jì)政策不確定性的交互項(xiàng)（EPUt×CEO_Finit）。其中，借鑒鄧建平等（2017）[6]的研究，CEO 金融經(jīng)歷是指 CEO 曾在政策性銀行、商業(yè)銀行、投資銀行、金融監(jiān)管部門、基金管理公司、保險(xiǎn)公司、交易所、證券公司、證券登記結(jié)算公司、期貨公司、信托公司、投資管理公司和其他金融機(jī)構(gòu)任職。若企業(yè)i在第t年的CEO具有金融經(jīng)歷，則 CEO_Finit=1;反之，CEO_Finit=0。系數(shù)β1的顯著性衡量了 CEO金融經(jīng)歷調(diào)節(jié)效應(yīng)的大小。若β1是顯著的，說明相對(duì)于無金融經(jīng)歷的CEO，有金融經(jīng)歷的CEO能夠調(diào)節(jié)企業(yè)金融化對(duì)經(jīng)濟(jì)政策不確定性的敏感性。同時(shí)，為控制高管其他特征對(duì)企業(yè)金融化的影響，在模型（1）的基礎(chǔ)上，模型（2）加入了以下控制變量：CEO性別（Sex）、CEO年齡（Age）、董事會(huì)規(guī)模（Board）、高管持股比例（SR）等。

基于此，為了檢驗(yàn)CEO金融經(jīng)歷的調(diào)節(jié)作用在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)中的異質(zhì)性，即H2b，構(gòu)建如下模型：

模型（3）中，本文引入產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的虛擬變量Equityit，若Equityit=1，表明企業(yè)i在第t年為非國有企業(yè);若Equityit=0，表明為國有企業(yè)。同時(shí)還引入了交叉項(xiàng)EPUt×CEO_Finit×Equityit，其他變量與模型（2）相同。重點(diǎn)專注的是交叉項(xiàng)的系數(shù)β2，若β2是顯著的，則表明相對(duì)于國有企業(yè)，非國有企業(yè)中CEO金融經(jīng)歷對(duì)EPU與企業(yè)金融化之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用更明顯，即支持H2b。

3.變量定義。通過梳理文獻(xiàn)，整理了研究過程所涉及的主要變量，具體的變量定義詳見表1。

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）描述性分析

主要變量描述性統(tǒng)計(jì)的分析結(jié)果如表2所示?？梢钥闯?，企業(yè)金融化（G_Financeit）的均值為-3.674，標(biāo)準(zhǔn)差為29.793，說明企業(yè)金融資產(chǎn)的增長速度平均下降3.674%，我國金融化總體呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，不同企業(yè)的金融化程度相差較大。EPU的均值為2.25，最小值為0.989，最大值為4.605，說明樣本期間內(nèi)經(jīng)濟(jì)政策不確定性出現(xiàn)較大波動(dòng);CEO的金融背景（CEO_Fin）的均值為0.047，說明僅有4.7%的企業(yè)中CEO具有金融背景。產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（Equity）的均值為0.40，說明樣本企業(yè)中非國有企業(yè)的比例為40%;關(guān)于其他控制變量的描述性統(tǒng)計(jì)，其中CEO性別（Sex）的均值為0.952，表明企業(yè)的CEO主要為男性;CEO年齡（Age）的均值為49.105，表明企業(yè)CEO的平均年齡在49歲左右，其他變量的描述性統(tǒng)計(jì)基本與已有研究一致，不再贅述，具體結(jié)果詳見表2。

（二）回歸分析

豪斯曼（Hausman）檢驗(yàn)結(jié)果顯示，本文的回歸模型宜選取固定效應(yīng)模型。具體的實(shí)證結(jié)果分析如下：

1.經(jīng)濟(jì)政策不確定性與企業(yè)金融化關(guān)系的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果分析。表3的第2列報(bào)告了模型（1）的回歸結(jié)果，結(jié)果顯示，EPU的系數(shù)為-1.793，且在1%水平上顯著為負(fù)，表明經(jīng)濟(jì)政策不確定性的上升會(huì)顯著抑制企業(yè)金融化，即支持假設(shè)H1，該結(jié)論與彭俞超等（2018）[13]的研究具有一致性。

2.CEO金融經(jīng)歷的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果分析。模型（2）在模型（1）的基礎(chǔ)上引入了CEO金融經(jīng)歷（CEO_Fin）和交互項(xiàng)（EPU×CEO_Fin），用于檢驗(yàn)CEO金融經(jīng)歷對(duì)經(jīng)濟(jì)政策不確定性下的企業(yè)金融化的影響機(jī)制。表3的第3列報(bào)告了模型（2）的回歸結(jié)果，可以看出，EPU的系數(shù)為-1.497，仍然在1%水平上顯著負(fù)相關(guān);交互項(xiàng)的系數(shù)為3.403，在5%水平上顯著為正，與主效應(yīng)的系數(shù)方向相反。因此，根據(jù)調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗(yàn)機(jī)制，CEO金融經(jīng)歷（CEO_Fin）具有負(fù)向調(diào)節(jié)作用，即具有金融經(jīng)歷的CEO會(huì)緩解經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)金融化的抑制作用，驗(yàn)證了假設(shè)H2a。

3.產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性分析?；谝陨辖Y(jié)論，本文研究了CEO金融經(jīng)歷對(duì)經(jīng)濟(jì)政策不確定性與企業(yè)金融化關(guān)系的影響機(jī)制在國有企業(yè)和非國有企業(yè)的異質(zhì)性，表4的第2列報(bào)告了模型（3）的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，EPU的系數(shù)仍然顯著為負(fù)，交互項(xiàng)（EPU×CEO_Fin×Equity）的系數(shù)在10%水平上顯著為正，這表明上述影響機(jī)制在國有企業(yè)和非國有企業(yè)存在顯著的差異，且在非國有企業(yè)中CEO金融經(jīng)歷的調(diào)節(jié)作用更顯著，即相對(duì)于國有企業(yè)，非國有企業(yè)CEO的金融經(jīng)歷更能緩解經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)金融化的抑制作用，假設(shè)H2b得到驗(yàn)證。

為了提高結(jié)果的穩(wěn)健性，將樣本企業(yè)分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)兩個(gè)子樣本進(jìn)行分組回歸，回歸結(jié)果如表4第3列和第4列所示?？梢钥闯觯诜菄衅髽I(yè)中，EPU的系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)，交互項(xiàng)（EPU×CEO_Fin）的系數(shù)在1%水平上顯著為正，說明CEO金融經(jīng)歷具有顯著的調(diào)節(jié)作用;而在國有企業(yè)中，雖然EPU的系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)，但是交互項(xiàng)的系數(shù)并不顯著，這說明非國有企業(yè)中CEO的金融經(jīng)歷對(duì)經(jīng)濟(jì)政策不確定性與企業(yè)金融化關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)并不顯著，這與全樣本回歸的結(jié)果一致。因此，可以得出，在非國有企業(yè)中，CEO的金融經(jīng)歷具有更加顯著的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）內(nèi)生性問題

為了避免可能存在的內(nèi)生性問題對(duì)結(jié)果穩(wěn)健性的影響，使用美國經(jīng)濟(jì)政策不確定性作為工具變量，采用兩階段最小二乘法（2SLS）重新進(jìn)行回歸。之所以選擇美國經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)作為工具變量，一方面，是因?yàn)橹袊?jīng)濟(jì)政策不確定性在一定程度上受其影響;另一方面，是因?yàn)橹袊慕鹑谫Y產(chǎn)投資與美國經(jīng)濟(jì)政策不確定性并不存在直接聯(lián)系，因此，將其作為工具變量是合理的。同樣地，按照EPU的計(jì)算公式，對(duì)美國經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)進(jìn)行一致的處理，將其轉(zhuǎn)換為年度數(shù)據(jù)。表5報(bào)告了內(nèi)生性檢驗(yàn)的結(jié)果，結(jié)果顯示，EPU的系數(shù)在三個(gè)模型中均在1%的水平上顯著為負(fù)，支持H1;模型（2）的交互項(xiàng)（EPU×CEO_Fin）在1%水平上顯著為正，再次驗(yàn)證了假設(shè)H2a;模型（3）的交互項(xiàng)也在1%水平上顯著為正，支持了CEO金融經(jīng)歷的調(diào)節(jié)作用在非國有企業(yè)更顯著的結(jié)論。同時(shí)，Anderson 檢驗(yàn)和Cragg-Donald 檢驗(yàn)的結(jié)果均表明美國經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)是中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)有效的工具變量。綜上，在考慮內(nèi)生性問題之后，采用2SLS的回歸結(jié)果與前文的結(jié)論一致。

（二）改變經(jīng)濟(jì)政策不確定性的度量方式

在上述討論中，采用月度經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)的算術(shù)平均值作為替代衡量指標(biāo)。為了提高結(jié)果的穩(wěn)健性，借鑒Gulen和Ion（2016）[25]的做法，考慮到近期的經(jīng)濟(jì)政策不確定性會(huì)對(duì)企業(yè)的決策產(chǎn)生更大的影響，采用加權(quán)平均法來計(jì)算年度經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)。由于考慮到企業(yè)管理者往往基于預(yù)期進(jìn)行決策，故在穩(wěn)健性分析中，采用EPU的t+1期來衡量經(jīng)濟(jì)政策不確定性水平;相應(yīng)地，t+1期的經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)當(dāng)期決策的影響相對(duì)更大。因此，本文將月份/年度月份總數(shù)作為每個(gè)月的權(quán)重，其中，分子的月份從12至1依次遞減。也就是說，年度內(nèi)月份總數(shù)為78，則1月的權(quán)重為12/78，2月的權(quán)重為11/78……以此類推，12月的權(quán)重為1/78。以加權(quán)平均的經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)對(duì)三個(gè)模型重新進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果如表6所示。結(jié)果再次表明，經(jīng)濟(jì)政策不確定性顯著抑制企業(yè)金融化，且交互項(xiàng)EPU × CEO_Fin的系數(shù)顯著為正，即CEO金融經(jīng)歷能夠顯著緩解經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)金融化的抑制作用，且在非國有企業(yè)中更加顯著，這與前文的結(jié)論一致，再次證實(shí)了上述結(jié)論的穩(wěn)健性。

六、拓展性分析

（一）中介變量的引入

CEO金融經(jīng)歷的調(diào)節(jié)效應(yīng)具體如何發(fā)揮作用，是一個(gè)值得深入探討的問題。過度自信是個(gè)體普遍存在的心理現(xiàn)象，且在管理者群體中更為明顯和突出。企業(yè)的決策行為是管理者特征尤其是心理特征的寫照，過度自信作為管理者重要的個(gè)人特質(zhì)，對(duì)管理者的思維和認(rèn)知方式、信息收集能力產(chǎn)生重要的影響，從而不同程度地影響企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)、投融資等活動(dòng)，在企業(yè)組織行為中發(fā)揮著不容小覷的作用。Hirshleifer等（2012）指出過度自信的管理者趨于積極探索自身所處的環(huán)境，愿意承擔(dān)更高的風(fēng)險(xiǎn)，從而喜歡從事具有更高風(fēng)險(xiǎn)性和創(chuàng)新性的活動(dòng)[26]。徐雨婧和胡珺（2019）指出，管理者過度自信是企業(yè)感知外部環(huán)境變化做出反應(yīng)的中介因素[27]。胡秀群和呂榮勝（2013）指出，高管優(yōu)越的社會(huì)地位以及他人對(duì)高管易產(chǎn)生過度服從的心理是過度自信心理的源頭所在[28]。基于此，本文認(rèn)為，相對(duì)于無金融經(jīng)歷的CEO，具有金融經(jīng)歷的CEO在掌控風(fēng)險(xiǎn)、理解投資和信息收集和處理方面具有顯著優(yōu)勢(shì)，從而會(huì)使他們產(chǎn)生更加強(qiáng)烈的優(yōu)越感。加之，具有金融經(jīng)歷的CEO所具備的金融專業(yè)素養(yǎng)會(huì)使他人對(duì)其更加信服從而降低監(jiān)督與質(zhì)疑，即所謂的“明星效應(yīng)”。因而，具有金融經(jīng)歷的CEO所具有的過度自信會(huì)使他們高估金融投資所帶來的收益且忽視金融投資背后的高風(fēng)險(xiǎn)。這樣一來，企業(yè)會(huì)傾向于投資更多的金融資產(chǎn)。鑒于此，本文推測(cè)，在高度不確定性的環(huán)境中，CEO金融經(jīng)歷的調(diào)節(jié)效應(yīng)通過過度自信發(fā)揮作用。

（二）過度自信的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

參考姜付秀等（2009）[29]的做法，采用高管相對(duì)報(bào)酬法衡量過度自信（OC）。為了證實(shí)前述的作用途徑，除模型（2）用于檢驗(yàn)CEO金融經(jīng)歷的調(diào)節(jié)效應(yīng)以外，還構(gòu)建了模型（4）和（5）用于驗(yàn)證過度自信的中介作用。檢驗(yàn)機(jī)制如下，首先，用模型（2）檢驗(yàn)CEO金融經(jīng)歷的調(diào)節(jié)效應(yīng)，若β1系數(shù)顯著，則可以用模型（4）檢驗(yàn)EPU、CEO_Fin和交互項(xiàng)EPU×CEO_Fin對(duì)中介變量（OC）的影響;若γi系數(shù)顯著，則可以用模型（5）進(jìn)行分析;若系數(shù)α3顯著且β1不顯著，說明完全中介效應(yīng)成立;若系數(shù)α3和β1均顯著，說明為部分中介效應(yīng);若系數(shù)α3不顯著，說明不存在中介效應(yīng)。

回歸結(jié)果如表7所示?？梢钥闯?，模型（2）的β1系數(shù)顯著，說明在經(jīng)濟(jì)政策不確定性和企業(yè)金融化的關(guān)系中，CEO金融經(jīng)歷具有顯著的調(diào)節(jié)效應(yīng);模型（4）的γi系數(shù)顯著，說明在不確定的環(huán)境下，過度自信現(xiàn)象更容易在CEO具有金融經(jīng)歷的企業(yè)中發(fā)生;模型（5）的系數(shù)α3和β1均顯著，說明存在部分中介效應(yīng)，即過度自信在CEO金融經(jīng)歷的調(diào)節(jié)效應(yīng)中起到部分中介作用。為提高結(jié)果的穩(wěn)健性，本文還采用Sobel檢驗(yàn)法對(duì)過度自信心理的中介作用進(jìn)行驗(yàn)證，檢驗(yàn)結(jié)果如表8所示。由結(jié)果可知，Sobel檢驗(yàn)的Z統(tǒng)計(jì)量為4.72，且通過了1%的顯著性檢驗(yàn)。其中，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為4.39%，說明部分中介效應(yīng)的假設(shè)是成立的。

七、結(jié)論與啟示

（一）結(jié)論

現(xiàn)階段，經(jīng)濟(jì)發(fā)展面臨需求收縮、供給沖擊、預(yù)期轉(zhuǎn)弱三重壓力，百年變局加速演進(jìn)，外部環(huán)境更趨復(fù)雜嚴(yán)峻和不確定。經(jīng)濟(jì)下行壓力加大，政府為實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)有序運(yùn)轉(zhuǎn)，頻繁出臺(tái)多項(xiàng)宏觀政策予以調(diào)控，經(jīng)濟(jì)政策不確定性增大，實(shí)體經(jīng)濟(jì)“脫實(shí)向虛”問題嚴(yán)重，過度金融化不僅不利于企業(yè)的長遠(yuǎn)發(fā)展，而且也會(huì)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定運(yùn)行產(chǎn)生負(fù)面沖擊?；诖?，通過解讀中國滬深兩市A股非金融行業(yè)上市公司的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)，實(shí)證考量經(jīng)濟(jì)政策不確定性、CEO金融經(jīng)歷、企業(yè)金融化三者之間的內(nèi)在邏輯，結(jié)果顯示：經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)于企業(yè)金融化具有顯著的抑制作用，再次印證了經(jīng)濟(jì)政策不確定性并非企業(yè)金融化的動(dòng)因;引入調(diào)節(jié)變量CEO金融經(jīng)歷，結(jié)果表明，CEO的金融經(jīng)歷會(huì)緩解經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)金融化的抑制作用，且在非國有企業(yè)更加顯著;進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，過度自信在CEO金融經(jīng)歷的調(diào)節(jié)效應(yīng)中發(fā)揮部分中介作用。

（二）啟示與建議

研究結(jié)論對(duì)中國轉(zhuǎn)軌時(shí)期經(jīng)濟(jì)“脫實(shí)向虛”以及企業(yè)過度金融化的治理、系統(tǒng)性金融風(fēng)險(xiǎn)的防范提供了新的解決思路。從宏觀角度看，經(jīng)濟(jì)政策不確定性的上升會(huì)抑制企業(yè)金融化趨勢(shì);從微觀角度來看，聘請(qǐng)具有金融經(jīng)歷的CEO會(huì)弱化經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)金融化的抑制作用，可能會(huì)導(dǎo)致企業(yè)的過度金融化。鑒于此，提出以下建議：

1.政府層面。首先，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)的影響并非完全負(fù)面。研究結(jié)果表明，適度的經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)于治理過度金融化具有積極作用，政府應(yīng)積極尋找一個(gè)平衡點(diǎn)，通過調(diào)整經(jīng)濟(jì)政策的制定方式，將經(jīng)濟(jì)政策不確定性維持在合理范圍之內(nèi)，既能發(fā)揮對(duì)企業(yè)金融化的抑制作用，又盡量避免不確定性對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的負(fù)面沖擊，靈活運(yùn)用經(jīng)濟(jì)政策引導(dǎo)實(shí)體經(jīng)濟(jì)健康發(fā)展。其次，解決過度金融化的關(guān)鍵在于構(gòu)建一個(gè)充分競(jìng)爭、對(duì)于不同主體適度扶持的金融市場(chǎng)機(jī)制，大力發(fā)展中小銀行、特色金融等新興金融機(jī)構(gòu)，拓寬企業(yè)的融資渠道?？梢栽O(shè)置風(fēng)險(xiǎn)資金池分擔(dān)金融機(jī)構(gòu)的信用風(fēng)險(xiǎn)，完善中小企業(yè)和高新技術(shù)企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)控制和容錯(cuò)機(jī)制，深化金融體制改革，規(guī)范金融市場(chǎng)，構(gòu)建有針對(duì)性的金融化監(jiān)管工作機(jī)制，為實(shí)體企業(yè)創(chuàng)造良好的營商環(huán)境，提升金融對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的服務(wù)能力。再次，依托大數(shù)據(jù)、云計(jì)算等先進(jìn)技術(shù)手段，對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境的變化、企業(yè)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的變化進(jìn)行研判，有預(yù)見性地、有目的性地明確金融監(jiān)管的重點(diǎn)、封鎖點(diǎn)以及切入點(diǎn)。通過及時(shí)追蹤企業(yè)高管團(tuán)隊(duì)構(gòu)成、信息披露情況、金融化形式和資金來源與去向等相關(guān)信息，全面掌握企業(yè)金融化的發(fā)展動(dòng)態(tài)，以便更準(zhǔn)確地識(shí)別風(fēng)險(xiǎn)點(diǎn)，從而有效精準(zhǔn)地治理過度金融化行為。

2.企業(yè)層面。企業(yè)金融化是一把“雙刃劍”，適度的企業(yè)金融化可以改善企業(yè)的盈利狀況，但是過度金融化會(huì)對(duì)主營業(yè)務(wù)和公司長遠(yuǎn)發(fā)展帶來不利影響。雖然目前的數(shù)據(jù)顯示，我國非金融行業(yè)的上市公司尚未出現(xiàn)嚴(yán)重的過度金融化現(xiàn)象，但是金融投資與實(shí)體投資的收益懸殊是不爭的事實(shí)，在“脫實(shí)向虛”的趨勢(shì)下所有企業(yè)都不應(yīng)該放松警惕。不同的企業(yè)由于經(jīng)營狀況不同，其對(duì)金融化程度的接受程度是不同的。因此，企業(yè)在進(jìn)行金融投資決策時(shí)，應(yīng)從自身情況出發(fā)，綜合考慮微觀和宏觀因素，選擇符合整體經(jīng)營發(fā)展戰(zhàn)略的金融化程度。在此過程中，可以靈活利用高管背景特征以及宏觀經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)金融化的作用機(jī)制，通過優(yōu)化人員配置將企業(yè)金融化的程度控制在合理范圍內(nèi)。如，在不損害主業(yè)發(fā)展的情況下，企業(yè)有多余的資金可用于金融投資以改善盈利情況時(shí)，如果面臨的經(jīng)濟(jì)政策不確定性較高，難以有效開展金融投資，此時(shí)企業(yè)在甄選高管時(shí)，可重點(diǎn)關(guān)注具有金融從業(yè)經(jīng)歷的高管。企業(yè)在組建高管團(tuán)隊(duì)時(shí)，應(yīng)該盡量選擇經(jīng)歷不同的人員以提高管理者工作背景多元化，烙印機(jī)制留下的負(fù)面影響就可以相互抵消，不同工作背景的管理人員通過取長補(bǔ)短可以發(fā)揮烙印機(jī)制的最優(yōu)效應(yīng)，做出合理的管理決策。企業(yè)甄選高管時(shí)，由于具有金融經(jīng)歷的CEO大多是風(fēng)險(xiǎn)喜好者，更容易導(dǎo)致企業(yè)過度金融化，因此，企業(yè)應(yīng)當(dāng)控制具有金融工作背景的高管在團(tuán)隊(duì)中的比重，選擇其他高管成員時(shí)應(yīng)盡量選擇一些謹(jǐn)慎的成員，避免企業(yè)在金融投資決策時(shí)過于激進(jìn)。公司制度方面，特別是非國有企業(yè)，應(yīng)完善高層管理人員的約束和激勵(lì)機(jī)制，在不損害工作積極性的前提下加強(qiáng)對(duì)高管特別是CEO的監(jiān)督與約束。除此之外，為了確保投資的穩(wěn)健性，企業(yè)還可以聘請(qǐng)第三方風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估機(jī)構(gòu)，對(duì)具有金融背景的CEO所主導(dǎo)的金融投資項(xiàng)目進(jìn)行專業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估，通過專業(yè)性意見說明投資項(xiàng)目的可行性，削弱CEO在金融投資決策過程中的話語權(quán)，避免CEO的一意孤行導(dǎo)致企業(yè)盲目發(fā)展。

3.管理者層面。研究表明，具有金融經(jīng)歷的CEO主要通過過度自信心理對(duì)企業(yè)金融化產(chǎn)生促進(jìn)作用。因此，一方面，管理者要認(rèn)識(shí)到烙印效應(yīng)的存在，辯證地看待以往工作經(jīng)歷中形成的慣性思維，正確認(rèn)識(shí)自己在金融投資經(jīng)驗(yàn)和信息處理能力方面的優(yōu)勢(shì)，對(duì)烙印機(jī)制可能帶來的負(fù)面影響保持警覺。進(jìn)行金融投資決策時(shí)，綜合考慮公司當(dāng)前所處的形勢(shì)背景，合理評(píng)估投資項(xiàng)目風(fēng)險(xiǎn)，權(quán)衡利弊，尋求適合企業(yè)自身發(fā)展的金融化程度，避免過度自信導(dǎo)致盲目投資，對(duì)企業(yè)主業(yè)發(fā)展帶來負(fù)面影響。另一方面，管理者應(yīng)不斷加強(qiáng)自身的學(xué)習(xí)、強(qiáng)化自我認(rèn)知，樹立正確的投資理念，增強(qiáng)自身的綜合素質(zhì)和專業(yè)能力，減少非理性行為。尤其對(duì)于那些有過度自信傾向的管理者來說，更應(yīng)該提高警惕，加強(qiáng)自我認(rèn)知，避免激進(jìn)行為?？梢愿鶕?jù)相關(guān)的評(píng)價(jià)指標(biāo)對(duì)自身的行為進(jìn)行自我評(píng)定，判斷自己是否具有過度自信傾向，及時(shí)糾正自身的認(rèn)知偏差和心理偏差，做出合理的投資決策。

注釋：

① 該研究將《南華日?qǐng)?bào)》作為新聞報(bào)道檢索平臺(tái)，以同時(shí)包括“中國”“經(jīng)濟(jì)”“不確定性”和“政策”四個(gè)關(guān)鍵詞為過濾標(biāo)準(zhǔn)計(jì)算相關(guān)報(bào)道占當(dāng)月文章總數(shù)的比重，得到月度經(jīng)濟(jì)政策不確定性。其中，該數(shù)據(jù)庫涵蓋美國、中國、歐洲等眾多國家的EPU數(shù)據(jù)，所有數(shù)據(jù)均可從http：//www.policyuncertainty.com獲得。

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（責(zé)任編輯：鐘 瑤）

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