CEO自由裁量权与实体企业金融化：加剧还是抑制

■李旭思 芮雪琴

一、引言

伴随着经济金融化趋势，实体企业金融化与实业投资率下降并行成为当前中国企业发展的现实特征[1]。从2012—2019年我国实体企业的投资情况来看（见图1），实体企业平均金融资产持有量从2012年的1.51 亿元增长至2019年的5.04 亿元，增长了2.34 倍，金融投资水平由1.89%上升至5.50%，而实业投资水平却由6.72%降至4.66%，实体经济“脱实向虚”问题日趋严重。在资源约束的背景下，企业资金向金融的过度倾斜挤占了其在创新、设备和产品等实业方面的投资，从而引致实体企业运行偏离甚至“挤出”主业[2—4]。因此，如何调控金融投资水平，提振实业发展，成为实体企业实现可持续发展面临的重要挑战。

图1 2012—2019年中国非金融类上市公司投资情况

现有学者主要从经济政策不确定性[5]、环境规制[6]和地区社会资本[7]等外部环境因素，以及企业社会责任[8]、内部控制[9]、董事高管责任保险[10]、高管背景经历[11，12]和股权质押[13]等内部特征出发，探讨企业金融化的动因，鲜有研究涉及公司治理领域中的权力机制，更是缺乏对管理层权力的研究。现有研究表明，自由裁量权作为一种决策自主权，是管理者将其主观偏好转化为合法性组织行为的重要手段[14]。企业可以通过授予CEO 不同大小的自由裁量权从而调整其主观意愿，进而影响企业的战略风格[15]、创新决策[16]及投资效率[17]等组织行为。而企业能否将CEO 自由裁量权作为调整企业金融投资水平的管理手段，并实现资源的合理配置，还有待探究。

为阐明CEO 自由裁量权对企业金融化的影响及其作用机制，本文选取2012—2019年沪深A股非金融类上市公司数据，检验了CEO自由裁量权对企业金融化的影响，并进一步考察了其作用路径，以期丰富实体企业金融化的相关研究，为企业金融化治理提供参考。

二、理论分析与研究假设

CEO 自由裁量权影响企业投资决策的关键逻辑在于CEO 权力的扩张放大了其个人角色行为倾向。而在公司治理领域，基于代理理论和管家理论的不同论点，管理者行为倾向存在差异。一方面，代理理论认为经理作为代理人会追求个人利益最大化而损害股东的利益[18]，且经理的自主权越大，这种道德风险越显著[19]；另一方面，管家理论基于人性的社会化角度将高层管理者视为集体主义至上且追求公司利益最大化的“管家”[20]。在这种情况下，企业赋予CEO的自由裁量权越高，其管理行为越有利于企业发展[21]。因此，在两种对立的价值观下，CEO自由裁量权对企业金融资产配置影响方向不同。

基于代理理论，CEO 是追求个人利益最大化的“自利型”管理者。在现代企业制度中，由于管理者薪酬与其当期经营绩效相关，“自利型”CEO 有动机通过盈余管理等手段操纵当期经营业绩以获取高额绩效薪酬。当管理者自主决策权较小时，董事会能够发挥监督作用，约束CEO的盈余管理行为。而高自由裁量权削弱了CEO 决策所受的制衡力量[22]，降低了董事会监督的有效性，为CEO盈余管理创造了操作空间。此外，自由裁量权的增加提高了CEO的风险承担能力，使其在投资活动中更关注短期高收益而忽视公司可能面临的风险[23]。金融资产的高流动性和短期高收益性具有扭亏和平滑利润的效应，是CEO 实施盈余管理的便利手段[24]。因此，拥有高自由裁量权的CEO会低估金融投资的风险，在盈余操纵动机和金融资产超额回报率的影响下，其投资偏好便会逐步转向金融投资，从而加剧企业金融化。

基于管家理论，CEO 是追求企业利益最大化的“管家型”管理者，更加重视企业的长远发展。在长期价值导向下，CEO 倾向于增加企业固定资产和研发投资等实业投资[25]。当CEO 拥有高自由裁量权时，其在推行实业投资决策中能较少面对来自大股东的阻力，保证了决策命令的统一，提高了实业投资的决策效率，从而加强企业对实业资产的投资。在资源有限的情况下，企业可用于金融投资的资源便会相应减少。因而，高自由裁量权促使CEO加强企业实业投资而降低企业金融化水平。此外，在管家理论假设下，CEO 对物质利益的需要小于其对自我认知责任感和成就感的需要[21]，企业授予CEO 高自由裁量权能够体现董事会对CEO的信任，能够满足CEO的自我成就感，激励其与股东利益趋同[26]，重视股东利益。因此，高自由裁量权的CEO在战略决策中会正视股东利益，保障股东资金的安全性，而实体企业将大量资产投向金融领域会提高其破产风险[27]，降低股东收益的安全性，与企业对股东的社会责任背道而驰。孟庆斌等[28]的研究也支持了股东类社会责任与企业金融投资的负相关关系。因此，高自由裁量权的CEO 会重视股东社会责任进而减少金融资产投资。

综上，基于不同的理论假设，CEO 自由裁量权对实体企业金融化存在两种相反的影响。因此，本文构建理论模型（见图2），提出以下竞争性假设：

图2 理论模型

假设H1a：若实体企业CEO为“自利型”管理者，其自由裁量权越大，企业金融化水平越高。

假设H1b：若实体企业CEO为“管家型”管理者，其自由裁量权越大，企业金融化水平越低。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文以2012—2019年我国沪深A 股非金融类上市公司作为初始样本，为保证数据的有效性进行以下筛选：（1）剔除样本期内ST、*ST 的上市公司；（2）剔除变量缺失的样本；（3）剔除行业样本小于10的观测值。同时对所有连续变量进行上下1%水平的Winsorize 处理，最终获得18154 个企业年度观测值。本文使用的数据主要来源于CSMAR数据库，部分缺失数据通过查阅公司年报等途径进行补充。数据处理采用Stata 15.0软件。

（二）变量定义

1.被解释变量：企业金融化（Fin）。已有衡量企业金融化水平的指标多采用金融资产占总资产比例来度量，而学者们对金融资产的界定不同。杜勇等[2]将金融资产视为交易性金融资产、发放贷款及垫款净额、衍生金融资产、可供出售金融资产、持有至到期投资和投资性房地产，以金融资产占总资产比例来衡量企业金融化水平。这种界定也获得了多数学者的认同，因此本文以此来衡量企业金融化水平，并更换不同的金融资产做稳健性检验。

2.解释变量：CEO自由裁量权（Power）。虽然现有文献对CEO自由裁量权指标的测度研究较少，但基于公司治理机制的CEO 正式权力与本文CEO 自由裁量权内涵一致，本文采用CEO正式权力测度方法来衡量CEO自由裁量权。已有文献[29，30]多采用两职兼任情况、CEO 持股、公司股权分散、CEO 薪酬等指标综合测量管理层在企业的正式权力。在此基础上，本文借鉴陈志斌等[17]的做法，从上述四个角度综合度量CEO自由裁量权。具体而言，若公司第一大股东持股比例大于年度行业平均值则赋值为0，否则为1；若CEO 兼任董事长则赋值为1，否则为0；若CEO 持有所在企业股份则赋值为1，否则为0；若CEO 薪酬大于年度行业平均值则取值1，否则为0。最后取算术平均值衡量CEO自由裁量权。

3.控制变量：鉴于企业金融化水平会受到其他因素的影响，本文在借鉴杜勇等[11]、龚光明等[12]研究的基础上，选取企业规模、资产负债率、董事会规模、CEO 金融背景和CEO 海外背景等指标作为控制变量，并控制了年份固定效应和行业固定效应。具体变量定义见表1。

表1 变量定义表

（三）回归模型设定

为检验假设H1a 和H1b，本文以CEO 自由裁量权（Power）为解释变量，以企业金融化（Fin）为被解释变量，构建线性回归模型（1）检验两者的关系。其中，Controlit表示公司i 在第t年的各控制变量状况，Year 和Industry 分别表示控制年份和行业固定效应，εit为残差项。Powerit的系数α1反映CEO 自由裁量权对企业金融化的影响。若α1显著为正，则CEO自由裁量权对实体企业金融化有促进作用，假设H1a成立；反之，则假设H1b成立。

四、实证结果分析

（一）描述性统计和相关性分析

变量的描述性统计结果如表2所示。企业金融化（Fin）的平均值为0.032，最小值为0，最大值为0.371，表明部分企业倾向于投资金融资产，而部分企业并未涉足金融领域。我国上市企业CEO 自由裁量权（Power）的均值为0.467，表明我国实体企业CEO 自由裁量权仍有提升空间。CEO 金融背景（Finback）均值为0.049，表明样本中有金融背景的CEO 只占4.9%，多数企业CEO 没有金融背景。同样，根据CEO海外背景（Seaback）的指标统计可以看出样本企业中仅有7.9%的CEO 有海外背景。主要变量的相关系数如表3所示，各解释变量之间相关系数大部分小于0.5且VIF系数均小于2，排除了模型中多重共线性的问题。表3中Power 与Fin 虽然呈现负相关关系但并不显著，因此判断CEO自由裁量权对企业金融化的影响需要进一步的实证检验。

表2 描述性统计

表3 相关性分析

（二）回归结果分析

表4报告了模型（1）的检验结果，其中被解释变量为企业金融化（Fin），解释变量为CEO自由裁量权（Power）。（1）列为只将企业金融化（Fin）与CEO自由裁量权（Power）回归的结果，结果显示Power与Fin的回归系数在1%水平上显著为负，初步证实了H1b。为了控制其他因素对结果的干扰，加入控制变量回归，结果如（2）列所示，Power 的估计系数仍在1%水平上显著为负，表明我国实体企业CEO 主要表现为管家属性，其自由裁量权与企业金融化水平显著负相关，高自主权的CEO倾向于减持金融资产，防范企业陷入金融危机。控制变量的回归结果显示，企业聘请有金融背景的CEO会提高企业金融化水平，而聘请海外背景的CEO则会产生相反的效果，这一结论与现有研究[11，12]保持一致。此外，因Fin是受限因变量，取值范围大于等于零。为保证结果的稳健性，本文同时采用Tobit回归，结果保持一致。

表4 CEO自由裁量权与企业金融化的回归结果

（三）稳健性检验

为保证研究结果的可靠性，本文采用滞后解释变量、替换被解释变量、工具变量法和增加控制变量等方法进行稳健性检验。回归结果如表5所示。

1.滞后解释变量

上述回归结果验证了实体企业CEO 自由裁量权对企业金融化的抑制作用，但难以排除反向因果的内生性问题。为解决这一问题，本文将解释变量滞后一期代入模型（1）中进行回归。结果显示滞后一期CEO自由裁量权的回归系数在1%的水平上显著为负。因此，在考虑内生性的前提下，本文的研究结论仍然具有稳健性。

2.替换被解释变量

现有文献在度量企业金融化时对金融资产的界定不同，倘若采用不同指标度量方法得出的结论不同，则难以保证实证结果的可信度。因此，本文借鉴彭俞超等[5]的做法，选取交易性金融资产、衍生金融资产、持有至到期投资、可供出售金融资产和投资性房地产5 个科目来重新衡量企业金融化程度（Fin_2），替换前述被解释变量进行回归。结果显示在更换被解释变量的度量方式后本文研究结论与上述一致，进一步证明了研究结论的稳健性。

3.工具变量法

公司内部CEO 自由裁量权大小会受到同行业其他公司CEO权力特征的影响，同时行业CEO权力特征不会直接影响公司自身的金融化水平，即行业CEO 自由裁量权均值满足工具变量相关性条件和外生性条件。因此，为减弱CEO自由裁量权与企业金融化之间的内生性，本文采用工具变量法的2SLS回归。借鉴陈志斌等[17]的做法，采用同年度行业其他公司CEO 自由裁量权均值Power_ind 作为工具变量。工具变量检验结果中Anderson-Rubin Wald 检验的卡方值为11.21 且在1%的水平上显著，Cragg-Donald Wald F 统计量为1030.07，远大于临界值16.38，说明内生变量与工具变量之间高度相关且通过了弱工具变量检验，表明了工具变量构建的合理性和适用性。表5（4）列报告的第二阶段回归结果显示，内生变量CEO 自由裁量权的拟合值（Pow⁃er_fit）仍在1%水平上显著为负，表明在缓解了内生性问题后，CEO 自由裁量权对企业金融化仍具有显著的负向影响。

4.增加控制变量

为缓解遗漏变量偏差导致的内生性问题，本文控制了CEO 的性别（Gender）、年龄（Age）、学历（De⁃gree）背景特征及企业成立年份（Firmage）等可能会影响企业金融投资行为的变量。结果如表5（5）列所示，CEO 自由裁量权与企业金融化依然呈负相关关系，本文假设H1b依旧成立。

表5 稳健性检验结果

（四）作用机制检验

上述结果均证明了CEO 自由裁量权对企业金融化的抑制作用，也佐证了管家理论在中国实体企业的适用性，但是CEO自由裁量权影响企业金融化的传导机制仍有待检验。根据前文的假设，本文梳理出CEO自由裁量权影响企业金融化的两条路径：其一，高自由裁量权的CEO倾向于提高企业实业投资水平进而减持金融资产；其二，自由裁量权的提高促使CEO 履行股东社会责任进而降低企业金融化程度。为检验这两条路径的合理性，本文采用以下方法进行分析。

首先，本文参考张成思等[1]的做法，以构建固定资产、无形资产和其他长期资产支付的现金占总资产比例来衡量企业的实业投资水平（Invest），并将和讯网中企业对股东社会责任的得分取对数来衡量股东社会责任（Scsr）。其次，在模型（1）的基础上，本文构建了模型（2）和（3）检验上述中介作用。其中，模型（2）用以检验解释变量对中介变量的影响，模型（3）同时加入中介变量和解释变量对被解释变量进行回归。若系数β1、γ1和γ2均显著，则部分中介效应成立。

表6汇报了中介效应检验结果。（1）列显示CEO自由裁量权越大，企业实业投资水平越高；（2）列显示CEO 自由裁量权与实业投资水平对企业金融化的回归系数均显著为负。（1）列和（2）列的回归结果表明实业投资在CEO 自由裁量权影响企业金融化的过程中发挥部分中介效应。同理，（3）列和（4）列的回归结果表明股东社会责任在CEO 自由裁量权影响企业金融化的过程中发挥部分中介效应。因此可以认为，在中国实体企业中，高自由裁量权的CEO 更重视实业投资并对股东积极履责，其在有限的资源下会减少企业在金融领域的投资活动，进而降低企业金融化水平。

表6 作用机制检验结果

五、进一步分析

（一）金融化程度的异质性检验

上述研究结论表明，企业能够通过赋予CEO自由裁量权以降低金融资产投资水平，而权力机制的治理效果与企业面临的风险相关，当公司处于高风险状态时，权力机制对公司的积极影响更显著[31]。由于金融化程度不同的企业面临的风险不同，本文将进一步检验CEO 自由裁量权与企业金融化的负相关关系在不同程度金融化样本中的异质性。一方面，过度金融化企业的金融投资水平已超过其当前可开发利用的金融资源，企业对金融资源的滥用增加了企业与金融市场的联动风险，导致企业风险增大。倘若企业在风险冲击下走向破产，这将会给CEO 带来耻辱感[32]，拥有高自由裁量权的CEO 耻辱感更强，因为外界认为高层管理者应该对企业的失败承担更多责任。此时，高自由裁量权的CEO有更强的动机减少企业的金融投资，以降低风险并维持企业正常运营。另一方面，对于未过度金融化的企业而言，企业面临的风险较小，政府宏观政策的调控进一步弱化了管理者对金融市场的风险敏感性，在未感知到金融投资对企业造成的威胁时，高自由裁量权CEO 减持金融资产的动机较小。基于以上分析，本文推测在金融化程度不同的企业中，CEO 自由裁量权对企业金融化的影响不同。

为验证上述分析，本文借鉴王少华等[33]的做法，构建模型（4）对企业金融化适度性进行测量。其中Age为企业年龄，以观测年度减去上市年度加1后取自然对数衡量；Tbq为企业盈利能力，以托宾Q值测度；Cash 反映了企业现金持有情况，以货币资金占总资产比例衡量。其他变量与变量定义表中一致。

鉴于模型（4）中解释变量为影响企业金融化的主要内生因素，对模型（4）采用OLS回归拟合得到企业发展中金融投资的适度水平，即最优金融化水平。然后，将企业当前年度实际金融化水平与最优金融化水平之差大于0 的样本视为过度金融化组别，小于0 则为非过度金融化组别。进一步代入模型（1）进行分组回归，结果如表7（1）列和（2）列所示，CEO 自由裁量权与企业金融化的负相关关系在过度金融化的样本中更显著。其次，为检验不同金融化程度样本中风险的差异，本文参考翟胜宝等[34]的做法：以样本企业经年度行业调整的ROA 在3年内（t-1到t+1年）的标准差衡量企业风险，记为Risk；将Fin 对Risk 进行回归。结果如表7（3）列和（4）列所示，在过度金融化的样本中，实体企业金融投资占总资产比例与其风险显著正相关，而这种正相关关系在未过度金融化的企业中并不显著。因此，与未过度金融化的企业相比，过度金融化的企业对金融资源的滥用提高了企业面临的风险，促使高自由裁量权CEO有更强的动机减少金融投资。

表7 不同金融化程度样本分组回归结果

（二）代理成本的异质性检验

基于现代企业两权分离的特征，委托代理关系增加了企业的代理成本，影响其资源的合理配置。在此背景下，有必要进一步探讨代理成本对CEO自由裁量权与企业金融化的异质性影响。企业的资产利用率越高，其代理成本越低，本文借鉴吴国鼎[35]的研究，以资产利用率来衡量企业代理成本。同时，将样本按年度行业中位数进行分组回归。结果如表8（1）列和（2）列所示，Power 的系数只在代理成本较高的企业中显著。原因在于，企业对CEO赋权激励的效果在不同代理成本企业中存在差异。在代理冲突严重的企业中，股东对经理激励不当导致两者存在利益分歧，此时，企业对CEO 的赋权作为一种激励机制，能够有效缓和委托人和代理人之间的代理问题，激发CEO 的管家属性，从而减少其在金融领域套利的投机行为。而在代理问题较弱的企业中，所有者和代理人之间的利益冲突较小，两者结成利益共同体，此时，CEO 权力的增加对其行为决策的改变并不显著。因此，CEO 自由裁量权对企业金融化的抑制效应主要体现在代理成本高的企业中。

表8 代理成本和融资约束的异质性检验

（三）融资约束的异质性检验

鉴于管理层在不同融资约束情境下对金融资产配置的动机不一[36]，本文借鉴鞠晓生等[37]的研究，采用SA指数来衡量企业融资约束特征。该值越大，表明企业面临的融资约束越严重。对样本企业的SA按年度行业中位数进行分组回归，结果如表8（3）列和（4）列所示，Power 的系数只在融资约束较小的企业中显著。可能的原因是：一方面，对于融资约束严重的实体企业而言，CEO 有动机利用金融资产的“蓄水池”效应缓解企业的融资需求，支撑企业投入实业发展；另一方面，在融资约束程度较低的企业中，较为充足的资源为高自由裁量权的管家型CEO投资实业提供了保障，CEO 会注重实业发展而非利用金融投资攫取私利。因此，CEO 自由裁量权对企业金融化的抑制作用主要体现在融资约束程度较小的企业中。

六、结论与启示

本文基于管理层权力视角，以“代理理论”和“管家理论”为基础，以2012—2019年沪深A 股非金融类上市公司作为样本，实证检验了CEO自由裁量权对实体企业金融化的影响及作用机制。结果表明：（1）CEO 自由裁量权能够显著抑制企业金融化趋势。在当前中国经济背景下，CEO 更多表现为追求企业利益最大化的“管家型”管理者而非“自利型”管理者。企业授予CEO 自由裁量权有利于其重视企业的长期可持续发展，进而降低企业金融化程度。（2）CEO 自由裁量权主要通过影响实业投资和股东社会责任进而作用于企业金融化。由实证结果可知，高自由裁量权的CEO 更注重实业资产的投资，在资源有限的情况下相对地减少对金融资产的配置。同时，企业的赋权行为可以激励CEO与股东利益趋同，使CEO 重视股东社会责任，降低其增持金融资产获取私利的动机。（3）相比未过度金融化的企业，CEO 自由裁量权与企业金融化的负相关关系在过度金融化的样本中更为显著。原因在于，过度金融化会破坏企业资产结构，提高经营风险，这种情境会促使高权力CEO减少金融资产持有量，以降低风险，保证企业的正常运营。同时，CEO 自由裁量权对企业金融化的抑制作用主要体现在代理成本高和融资约束低的企业中。

本文对实体企业金融化治理提出以下实践层面的建议：（1）对企业而言，可以将管理者自由裁量权当作调控企业金融化程度的重要管理手段。企业不应局限于对CEO 代理人身份的认知，在中国情境中，CEO 在实体企业中倾向于担任“管家”角色，追求企业长期发展。因此，企业应适当放权给CEO，激发其使命感，以抑制企业过度金融化。此外，企业对CEO 的赋权应考虑其在不同情境中的适用性。对于过度金融化、高代理成本或低融资约束的实体企业，可以通过赋予CEO较大的权力缓解金融化程度，支撑实业可持续发展。而当企业处于非过度金融化、低代理成本或高融资约束时，权力机制难以调控其金融投资水平。因此，企业应结合自身金融资产投资及治理现状审慎管理，避免盲目赋权。（2）对管理层而言，要重视实业发展并对股东履责。尽管适当的金融资产投资能够增加企业资产的流动性，提高生产运营效率，但CEO不可因短期利益而过度依赖于金融投资，而应该树立长远发展观，以实业发展为主，积极履行股东社会责任，使企业在提升实业投资水平的同时达到防控金融风险的效益。此外，CEO 要提高自身在投资决策中的风险识别能力，避免在其在高经营风险下过度投资。（3）对监管机构而言，应持续加强对企业和金融机构的穿透式监管，引导金融更好服务实体经济。本文研究发现当企业金融投资水平超过其可利用资源时，企业经营风险较高，业务发展可持续性较低。因此，监管机构应当强化对实体企业财务状况的监督，发挥资本市场对企业治理的促进作用，防范我国实体经济与金融领域之间的利益输送和风险传递，提振实体经济的可持续发展。■