CEO自由裁量權與實體企業(yè)金融化：加劇還是抑制

■李旭思 芮雪琴

一、引言

伴隨著經(jīng)濟金融化趨勢，實體企業(yè)金融化與實業(yè)投資率下降并行成為當前中國企業(yè)發(fā)展的現(xiàn)實特征[1]。從2012—2019年我國實體企業(yè)的投資情況來看（見圖1），實體企業(yè)平均金融資產(chǎn)持有量從2012年的1.51 億元增長至2019年的5.04 億元，增長了2.34 倍，金融投資水平由1.89%上升至5.50%，而實業(yè)投資水平卻由6.72%降至4.66%，實體經(jīng)濟“脫實向虛”問題日趨嚴重。在資源約束的背景下，企業(yè)資金向金融的過度傾斜擠占了其在創(chuàng)新、設備和產(chǎn)品等實業(yè)方面的投資，從而引致實體企業(yè)運行偏離甚至“擠出”主業(yè)[2—4]。因此，如何調控金融投資水平，提振實業(yè)發(fā)展，成為實體企業(yè)實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展面臨的重要挑戰(zhàn)。

圖1 2012—2019年中國非金融類上市公司投資情況

現(xiàn)有學者主要從經(jīng)濟政策不確定性[5]、環(huán)境規(guī)制[6]和地區(qū)社會資本[7]等外部環(huán)境因素，以及企業(yè)社會責任[8]、內(nèi)部控制[9]、董事高管責任保險[10]、高管背景經(jīng)歷[11，12]和股權質押[13]等內(nèi)部特征出發(fā)，探討企業(yè)金融化的動因，鮮有研究涉及公司治理領域中的權力機制，更是缺乏對管理層權力的研究?，F(xiàn)有研究表明，自由裁量權作為一種決策自主權，是管理者將其主觀偏好轉化為合法性組織行為的重要手段[14]。企業(yè)可以通過授予CEO 不同大小的自由裁量權從而調整其主觀意愿，進而影響企業(yè)的戰(zhàn)略風格[15]、創(chuàng)新決策[16]及投資效率[17]等組織行為。而企業(yè)能否將CEO 自由裁量權作為調整企業(yè)金融投資水平的管理手段，并實現(xiàn)資源的合理配置，還有待探究。

為闡明CEO 自由裁量權對企業(yè)金融化的影響及其作用機制，本文選取2012—2019年滬深A股非金融類上市公司數(shù)據(jù)，檢驗了CEO自由裁量權對企業(yè)金融化的影響，并進一步考察了其作用路徑，以期豐富實體企業(yè)金融化的相關研究，為企業(yè)金融化治理提供參考。

二、理論分析與研究假設

CEO 自由裁量權影響企業(yè)投資決策的關鍵邏輯在于CEO 權力的擴張放大了其個人角色行為傾向。而在公司治理領域，基于代理理論和管家理論的不同論點，管理者行為傾向存在差異。一方面，代理理論認為經(jīng)理作為代理人會追求個人利益最大化而損害股東的利益[18]，且經(jīng)理的自主權越大，這種道德風險越顯著[19]；另一方面，管家理論基于人性的社會化角度將高層管理者視為集體主義至上且追求公司利益最大化的“管家”[20]。在這種情況下，企業(yè)賦予CEO的自由裁量權越高，其管理行為越有利于企業(yè)發(fā)展[21]。因此，在兩種對立的價值觀下，CEO自由裁量權對企業(yè)金融資產(chǎn)配置影響方向不同。

基于代理理論，CEO 是追求個人利益最大化的“自利型”管理者。在現(xiàn)代企業(yè)制度中，由于管理者薪酬與其當期經(jīng)營績效相關，“自利型”CEO 有動機通過盈余管理等手段操縱當期經(jīng)營業(yè)績以獲取高額績效薪酬。當管理者自主決策權較小時，董事會能夠發(fā)揮監(jiān)督作用，約束CEO的盈余管理行為。而高自由裁量權削弱了CEO 決策所受的制衡力量[22]，降低了董事會監(jiān)督的有效性，為CEO盈余管理創(chuàng)造了操作空間。此外，自由裁量權的增加提高了CEO的風險承擔能力，使其在投資活動中更關注短期高收益而忽視公司可能面臨的風險[23]。金融資產(chǎn)的高流動性和短期高收益性具有扭虧和平滑利潤的效應，是CEO 實施盈余管理的便利手段[24]。因此，擁有高自由裁量權的CEO會低估金融投資的風險，在盈余操縱動機和金融資產(chǎn)超額回報率的影響下，其投資偏好便會逐步轉向金融投資，從而加劇企業(yè)金融化。

基于管家理論，CEO 是追求企業(yè)利益最大化的“管家型”管理者，更加重視企業(yè)的長遠發(fā)展。在長期價值導向下，CEO 傾向于增加企業(yè)固定資產(chǎn)和研發(fā)投資等實業(yè)投資[25]。當CEO 擁有高自由裁量權時，其在推行實業(yè)投資決策中能較少面對來自大股東的阻力，保證了決策命令的統(tǒng)一，提高了實業(yè)投資的決策效率，從而加強企業(yè)對實業(yè)資產(chǎn)的投資。在資源有限的情況下，企業(yè)可用于金融投資的資源便會相應減少。因而，高自由裁量權促使CEO加強企業(yè)實業(yè)投資而降低企業(yè)金融化水平。此外，在管家理論假設下，CEO 對物質利益的需要小于其對自我認知責任感和成就感的需要[21]，企業(yè)授予CEO 高自由裁量權能夠體現(xiàn)董事會對CEO的信任，能夠滿足CEO的自我成就感，激勵其與股東利益趨同[26]，重視股東利益。因此，高自由裁量權的CEO在戰(zhàn)略決策中會正視股東利益，保障股東資金的安全性，而實體企業(yè)將大量資產(chǎn)投向金融領域會提高其破產(chǎn)風險[27]，降低股東收益的安全性，與企業(yè)對股東的社會責任背道而馳。孟慶斌等[28]的研究也支持了股東類社會責任與企業(yè)金融投資的負相關關系。因此，高自由裁量權的CEO 會重視股東社會責任進而減少金融資產(chǎn)投資。

綜上，基于不同的理論假設，CEO 自由裁量權對實體企業(yè)金融化存在兩種相反的影響。因此，本文構建理論模型（見圖2），提出以下競爭性假設：

圖2 理論模型

假設H1a：若實體企業(yè)CEO為“自利型”管理者，其自由裁量權越大，企業(yè)金融化水平越高。

假設H1b：若實體企業(yè)CEO為“管家型”管理者，其自由裁量權越大，企業(yè)金融化水平越低。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以2012—2019年我國滬深A 股非金融類上市公司作為初始樣本，為保證數(shù)據(jù)的有效性進行以下篩選：（1）剔除樣本期內(nèi)ST、*ST 的上市公司；（2）剔除變量缺失的樣本；（3）剔除行業(yè)樣本小于10的觀測值。同時對所有連續(xù)變量進行上下1%水平的Winsorize 處理，最終獲得18154 個企業(yè)年度觀測值。本文使用的數(shù)據(jù)主要來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，部分缺失數(shù)據(jù)通過查閱公司年報等途徑進行補充。數(shù)據(jù)處理采用Stata 15.0軟件。

（二）變量定義

1.被解釋變量：企業(yè)金融化（Fin）。已有衡量企業(yè)金融化水平的指標多采用金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)比例來度量，而學者們對金融資產(chǎn)的界定不同。杜勇等[2]將金融資產(chǎn)視為交易性金融資產(chǎn)、發(fā)放貸款及墊款凈額、衍生金融資產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)、持有至到期投資和投資性房地產(chǎn)，以金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)比例來衡量企業(yè)金融化水平。這種界定也獲得了多數(shù)學者的認同，因此本文以此來衡量企業(yè)金融化水平，并更換不同的金融資產(chǎn)做穩(wěn)健性檢驗。

2.解釋變量：CEO自由裁量權（Power）。雖然現(xiàn)有文獻對CEO自由裁量權指標的測度研究較少，但基于公司治理機制的CEO 正式權力與本文CEO 自由裁量權內(nèi)涵一致，本文采用CEO正式權力測度方法來衡量CEO自由裁量權。已有文獻[29，30]多采用兩職兼任情況、CEO 持股、公司股權分散、CEO 薪酬等指標綜合測量管理層在企業(yè)的正式權力。在此基礎上，本文借鑒陳志斌等[17]的做法，從上述四個角度綜合度量CEO自由裁量權。具體而言，若公司第一大股東持股比例大于年度行業(yè)平均值則賦值為0，否則為1；若CEO 兼任董事長則賦值為1，否則為0；若CEO 持有所在企業(yè)股份則賦值為1，否則為0；若CEO 薪酬大于年度行業(yè)平均值則取值1，否則為0。最后取算術平均值衡量CEO自由裁量權。

3.控制變量：鑒于企業(yè)金融化水平會受到其他因素的影響，本文在借鑒杜勇等[11]、龔光明等[12]研究的基礎上，選取企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負債率、董事會規(guī)模、CEO 金融背景和CEO 海外背景等指標作為控制變量，并控制了年份固定效應和行業(yè)固定效應。具體變量定義見表1。

表1 變量定義表

（三）回歸模型設定

為檢驗假設H1a 和H1b，本文以CEO 自由裁量權（Power）為解釋變量，以企業(yè)金融化（Fin）為被解釋變量，構建線性回歸模型（1）檢驗兩者的關系。其中，Controlit表示公司i 在第t年的各控制變量狀況，Year 和Industry 分別表示控制年份和行業(yè)固定效應，εit為殘差項。Powerit的系數(shù)α1反映CEO 自由裁量權對企業(yè)金融化的影響。若α1顯著為正，則CEO自由裁量權對實體企業(yè)金融化有促進作用，假設H1a成立；反之，則假設H1b成立。

四、實證結果分析

（一）描述性統(tǒng)計和相關性分析

變量的描述性統(tǒng)計結果如表2所示。企業(yè)金融化（Fin）的平均值為0.032，最小值為0，最大值為0.371，表明部分企業(yè)傾向于投資金融資產(chǎn)，而部分企業(yè)并未涉足金融領域。我國上市企業(yè)CEO 自由裁量權（Power）的均值為0.467，表明我國實體企業(yè)CEO 自由裁量權仍有提升空間。CEO 金融背景（Finback）均值為0.049，表明樣本中有金融背景的CEO 只占4.9%，多數(shù)企業(yè)CEO 沒有金融背景。同樣，根據(jù)CEO海外背景（Seaback）的指標統(tǒng)計可以看出樣本企業(yè)中僅有7.9%的CEO 有海外背景。主要變量的相關系數(shù)如表3所示，各解釋變量之間相關系數(shù)大部分小于0.5且VIF系數(shù)均小于2，排除了模型中多重共線性的問題。表3中Power 與Fin 雖然呈現(xiàn)負相關關系但并不顯著，因此判斷CEO自由裁量權對企業(yè)金融化的影響需要進一步的實證檢驗。

表2 描述性統(tǒng)計

表3 相關性分析

（二）回歸結果分析

表4報告了模型（1）的檢驗結果，其中被解釋變量為企業(yè)金融化（Fin），解釋變量為CEO自由裁量權（Power）。（1）列為只將企業(yè)金融化（Fin）與CEO自由裁量權（Power）回歸的結果，結果顯示Power與Fin的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為負，初步證實了H1b。為了控制其他因素對結果的干擾，加入控制變量回歸，結果如（2）列所示，Power 的估計系數(shù)仍在1%水平上顯著為負，表明我國實體企業(yè)CEO 主要表現(xiàn)為管家屬性，其自由裁量權與企業(yè)金融化水平顯著負相關，高自主權的CEO傾向于減持金融資產(chǎn)，防范企業(yè)陷入金融危機?？刂谱兞康幕貧w結果顯示，企業(yè)聘請有金融背景的CEO會提高企業(yè)金融化水平，而聘請海外背景的CEO則會產(chǎn)生相反的效果，這一結論與現(xiàn)有研究[11，12]保持一致。此外，因Fin是受限因變量，取值范圍大于等于零。為保證結果的穩(wěn)健性，本文同時采用Tobit回歸，結果保持一致。

表4 CEO自由裁量權與企業(yè)金融化的回歸結果

（三）穩(wěn)健性檢驗

為保證研究結果的可靠性，本文采用滯后解釋變量、替換被解釋變量、工具變量法和增加控制變量等方法進行穩(wěn)健性檢驗?；貧w結果如表5所示。

1.滯后解釋變量

上述回歸結果驗證了實體企業(yè)CEO 自由裁量權對企業(yè)金融化的抑制作用，但難以排除反向因果的內(nèi)生性問題。為解決這一問題，本文將解釋變量滯后一期代入模型（1）中進行回歸。結果顯示滯后一期CEO自由裁量權的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負。因此，在考慮內(nèi)生性的前提下，本文的研究結論仍然具有穩(wěn)健性。

2.替換被解釋變量

現(xiàn)有文獻在度量企業(yè)金融化時對金融資產(chǎn)的界定不同，倘若采用不同指標度量方法得出的結論不同，則難以保證實證結果的可信度。因此，本文借鑒彭俞超等[5]的做法，選取交易性金融資產(chǎn)、衍生金融資產(chǎn)、持有至到期投資、可供出售金融資產(chǎn)和投資性房地產(chǎn)5 個科目來重新衡量企業(yè)金融化程度（Fin_2），替換前述被解釋變量進行回歸。結果顯示在更換被解釋變量的度量方式后本文研究結論與上述一致，進一步證明了研究結論的穩(wěn)健性。

3.工具變量法

公司內(nèi)部CEO 自由裁量權大小會受到同行業(yè)其他公司CEO權力特征的影響，同時行業(yè)CEO權力特征不會直接影響公司自身的金融化水平，即行業(yè)CEO 自由裁量權均值滿足工具變量相關性條件和外生性條件。因此，為減弱CEO自由裁量權與企業(yè)金融化之間的內(nèi)生性，本文采用工具變量法的2SLS回歸。借鑒陳志斌等[17]的做法，采用同年度行業(yè)其他公司CEO 自由裁量權均值Power_ind 作為工具變量。工具變量檢驗結果中Anderson-Rubin Wald 檢驗的卡方值為11.21 且在1%的水平上顯著，Cragg-Donald Wald F 統(tǒng)計量為1030.07，遠大于臨界值16.38，說明內(nèi)生變量與工具變量之間高度相關且通過了弱工具變量檢驗，表明了工具變量構建的合理性和適用性。表5（4）列報告的第二階段回歸結果顯示，內(nèi)生變量CEO 自由裁量權的擬合值（Pow?er_fit）仍在1%水平上顯著為負，表明在緩解了內(nèi)生性問題后，CEO 自由裁量權對企業(yè)金融化仍具有顯著的負向影響。

4.增加控制變量

為緩解遺漏變量偏差導致的內(nèi)生性問題，本文控制了CEO 的性別（Gender）、年齡（Age）、學歷（De?gree）背景特征及企業(yè)成立年份（Firmage）等可能會影響企業(yè)金融投資行為的變量。結果如表5（5）列所示，CEO 自由裁量權與企業(yè)金融化依然呈負相關關系，本文假設H1b依舊成立。

表5 穩(wěn)健性檢驗結果

（四）作用機制檢驗

上述結果均證明了CEO 自由裁量權對企業(yè)金融化的抑制作用，也佐證了管家理論在中國實體企業(yè)的適用性，但是CEO自由裁量權影響企業(yè)金融化的傳導機制仍有待檢驗。根據(jù)前文的假設，本文梳理出CEO自由裁量權影響企業(yè)金融化的兩條路徑：其一，高自由裁量權的CEO傾向于提高企業(yè)實業(yè)投資水平進而減持金融資產(chǎn)；其二，自由裁量權的提高促使CEO 履行股東社會責任進而降低企業(yè)金融化程度。為檢驗這兩條路徑的合理性，本文采用以下方法進行分析。

首先，本文參考張成思等[1]的做法，以構建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金占總資產(chǎn)比例來衡量企業(yè)的實業(yè)投資水平（Invest），并將和訊網(wǎng)中企業(yè)對股東社會責任的得分取對數(shù)來衡量股東社會責任（Scsr）。其次，在模型（1）的基礎上，本文構建了模型（2）和（3）檢驗上述中介作用。其中，模型（2）用以檢驗解釋變量對中介變量的影響，模型（3）同時加入中介變量和解釋變量對被解釋變量進行回歸。若系數(shù)β1、γ1和γ2均顯著，則部分中介效應成立。

表6匯報了中介效應檢驗結果。（1）列顯示CEO自由裁量權越大，企業(yè)實業(yè)投資水平越高；（2）列顯示CEO 自由裁量權與實業(yè)投資水平對企業(yè)金融化的回歸系數(shù)均顯著為負。（1）列和（2）列的回歸結果表明實業(yè)投資在CEO 自由裁量權影響企業(yè)金融化的過程中發(fā)揮部分中介效應。同理，（3）列和（4）列的回歸結果表明股東社會責任在CEO 自由裁量權影響企業(yè)金融化的過程中發(fā)揮部分中介效應。因此可以認為，在中國實體企業(yè)中，高自由裁量權的CEO 更重視實業(yè)投資并對股東積極履責，其在有限的資源下會減少企業(yè)在金融領域的投資活動，進而降低企業(yè)金融化水平。

表6 作用機制檢驗結果

五、進一步分析

（一）金融化程度的異質性檢驗

上述研究結論表明，企業(yè)能夠通過賦予CEO自由裁量權以降低金融資產(chǎn)投資水平，而權力機制的治理效果與企業(yè)面臨的風險相關，當公司處于高風險狀態(tài)時，權力機制對公司的積極影響更顯著[31]。由于金融化程度不同的企業(yè)面臨的風險不同，本文將進一步檢驗CEO 自由裁量權與企業(yè)金融化的負相關關系在不同程度金融化樣本中的異質性。一方面，過度金融化企業(yè)的金融投資水平已超過其當前可開發(fā)利用的金融資源，企業(yè)對金融資源的濫用增加了企業(yè)與金融市場的聯(lián)動風險，導致企業(yè)風險增大。倘若企業(yè)在風險沖擊下走向破產(chǎn)，這將會給CEO 帶來恥辱感[32]，擁有高自由裁量權的CEO 恥辱感更強，因為外界認為高層管理者應該對企業(yè)的失敗承擔更多責任。此時，高自由裁量權的CEO有更強的動機減少企業(yè)的金融投資，以降低風險并維持企業(yè)正常運營。另一方面，對于未過度金融化的企業(yè)而言，企業(yè)面臨的風險較小，政府宏觀政策的調控進一步弱化了管理者對金融市場的風險敏感性，在未感知到金融投資對企業(yè)造成的威脅時，高自由裁量權CEO 減持金融資產(chǎn)的動機較小?；谝陨戏治?，本文推測在金融化程度不同的企業(yè)中，CEO 自由裁量權對企業(yè)金融化的影響不同。

為驗證上述分析，本文借鑒王少華等[33]的做法，構建模型（4）對企業(yè)金融化適度性進行測量。其中Age為企業(yè)年齡，以觀測年度減去上市年度加1后取自然對數(shù)衡量；Tbq為企業(yè)盈利能力，以托賓Q值測度；Cash 反映了企業(yè)現(xiàn)金持有情況，以貨幣資金占總資產(chǎn)比例衡量。其他變量與變量定義表中一致。

鑒于模型（4）中解釋變量為影響企業(yè)金融化的主要內(nèi)生因素，對模型（4）采用OLS回歸擬合得到企業(yè)發(fā)展中金融投資的適度水平，即最優(yōu)金融化水平。然后，將企業(yè)當前年度實際金融化水平與最優(yōu)金融化水平之差大于0 的樣本視為過度金融化組別，小于0 則為非過度金融化組別。進一步代入模型（1）進行分組回歸，結果如表7（1）列和（2）列所示，CEO 自由裁量權與企業(yè)金融化的負相關關系在過度金融化的樣本中更顯著。其次，為檢驗不同金融化程度樣本中風險的差異，本文參考翟勝寶等[34]的做法：以樣本企業(yè)經(jīng)年度行業(yè)調整的ROA 在3年內(nèi)（t-1到t+1年）的標準差衡量企業(yè)風險，記為Risk；將Fin 對Risk 進行回歸。結果如表7（3）列和（4）列所示，在過度金融化的樣本中，實體企業(yè)金融投資占總資產(chǎn)比例與其風險顯著正相關，而這種正相關關系在未過度金融化的企業(yè)中并不顯著。因此，與未過度金融化的企業(yè)相比，過度金融化的企業(yè)對金融資源的濫用提高了企業(yè)面臨的風險，促使高自由裁量權CEO有更強的動機減少金融投資。

表7 不同金融化程度樣本分組回歸結果

（二）代理成本的異質性檢驗

基于現(xiàn)代企業(yè)兩權分離的特征，委托代理關系增加了企業(yè)的代理成本，影響其資源的合理配置。在此背景下，有必要進一步探討代理成本對CEO自由裁量權與企業(yè)金融化的異質性影響。企業(yè)的資產(chǎn)利用率越高，其代理成本越低，本文借鑒吳國鼎[35]的研究，以資產(chǎn)利用率來衡量企業(yè)代理成本。同時，將樣本按年度行業(yè)中位數(shù)進行分組回歸。結果如表8（1）列和（2）列所示，Power 的系數(shù)只在代理成本較高的企業(yè)中顯著。原因在于，企業(yè)對CEO賦權激勵的效果在不同代理成本企業(yè)中存在差異。在代理沖突嚴重的企業(yè)中，股東對經(jīng)理激勵不當導致兩者存在利益分歧，此時，企業(yè)對CEO 的賦權作為一種激勵機制，能夠有效緩和委托人和代理人之間的代理問題，激發(fā)CEO 的管家屬性，從而減少其在金融領域套利的投機行為。而在代理問題較弱的企業(yè)中，所有者和代理人之間的利益沖突較小，兩者結成利益共同體，此時，CEO 權力的增加對其行為決策的改變并不顯著。因此，CEO 自由裁量權對企業(yè)金融化的抑制效應主要體現(xiàn)在代理成本高的企業(yè)中。

表8 代理成本和融資約束的異質性檢驗

（三）融資約束的異質性檢驗

鑒于管理層在不同融資約束情境下對金融資產(chǎn)配置的動機不一[36]，本文借鑒鞠曉生等[37]的研究，采用SA指數(shù)來衡量企業(yè)融資約束特征。該值越大，表明企業(yè)面臨的融資約束越嚴重。對樣本企業(yè)的SA按年度行業(yè)中位數(shù)進行分組回歸，結果如表8（3）列和（4）列所示，Power 的系數(shù)只在融資約束較小的企業(yè)中顯著。可能的原因是：一方面，對于融資約束嚴重的實體企業(yè)而言，CEO 有動機利用金融資產(chǎn)的“蓄水池”效應緩解企業(yè)的融資需求，支撐企業(yè)投入實業(yè)發(fā)展；另一方面，在融資約束程度較低的企業(yè)中，較為充足的資源為高自由裁量權的管家型CEO投資實業(yè)提供了保障，CEO 會注重實業(yè)發(fā)展而非利用金融投資攫取私利。因此，CEO 自由裁量權對企業(yè)金融化的抑制作用主要體現(xiàn)在融資約束程度較小的企業(yè)中。

六、結論與啟示

本文基于管理層權力視角，以“代理理論”和“管家理論”為基礎，以2012—2019年滬深A 股非金融類上市公司作為樣本，實證檢驗了CEO自由裁量權對實體企業(yè)金融化的影響及作用機制。結果表明：（1）CEO 自由裁量權能夠顯著抑制企業(yè)金融化趨勢。在當前中國經(jīng)濟背景下，CEO 更多表現(xiàn)為追求企業(yè)利益最大化的“管家型”管理者而非“自利型”管理者。企業(yè)授予CEO 自由裁量權有利于其重視企業(yè)的長期可持續(xù)發(fā)展，進而降低企業(yè)金融化程度。（2）CEO 自由裁量權主要通過影響實業(yè)投資和股東社會責任進而作用于企業(yè)金融化。由實證結果可知，高自由裁量權的CEO 更注重實業(yè)資產(chǎn)的投資，在資源有限的情況下相對地減少對金融資產(chǎn)的配置。同時，企業(yè)的賦權行為可以激勵CEO與股東利益趨同，使CEO 重視股東社會責任，降低其增持金融資產(chǎn)獲取私利的動機。（3）相比未過度金融化的企業(yè)，CEO 自由裁量權與企業(yè)金融化的負相關關系在過度金融化的樣本中更為顯著。原因在于，過度金融化會破壞企業(yè)資產(chǎn)結構，提高經(jīng)營風險，這種情境會促使高權力CEO減少金融資產(chǎn)持有量，以降低風險，保證企業(yè)的正常運營。同時，CEO 自由裁量權對企業(yè)金融化的抑制作用主要體現(xiàn)在代理成本高和融資約束低的企業(yè)中。

本文對實體企業(yè)金融化治理提出以下實踐層面的建議：（1）對企業(yè)而言，可以將管理者自由裁量權當作調控企業(yè)金融化程度的重要管理手段。企業(yè)不應局限于對CEO 代理人身份的認知，在中國情境中，CEO 在實體企業(yè)中傾向于擔任“管家”角色，追求企業(yè)長期發(fā)展。因此，企業(yè)應適當放權給CEO，激發(fā)其使命感，以抑制企業(yè)過度金融化。此外，企業(yè)對CEO 的賦權應考慮其在不同情境中的適用性。對于過度金融化、高代理成本或低融資約束的實體企業(yè)，可以通過賦予CEO較大的權力緩解金融化程度，支撐實業(yè)可持續(xù)發(fā)展。而當企業(yè)處于非過度金融化、低代理成本或高融資約束時，權力機制難以調控其金融投資水平。因此，企業(yè)應結合自身金融資產(chǎn)投資及治理現(xiàn)狀審慎管理，避免盲目賦權。（2）對管理層而言，要重視實業(yè)發(fā)展并對股東履責。盡管適當?shù)慕鹑谫Y產(chǎn)投資能夠增加企業(yè)資產(chǎn)的流動性，提高生產(chǎn)運營效率，但CEO不可因短期利益而過度依賴于金融投資，而應該樹立長遠發(fā)展觀，以實業(yè)發(fā)展為主，積極履行股東社會責任，使企業(yè)在提升實業(yè)投資水平的同時達到防控金融風險的效益。此外，CEO 要提高自身在投資決策中的風險識別能力，避免在其在高經(jīng)營風險下過度投資。（3）對監(jiān)管機構而言，應持續(xù)加強對企業(yè)和金融機構的穿透式監(jiān)管，引導金融更好服務實體經(jīng)濟。本文研究發(fā)現(xiàn)當企業(yè)金融投資水平超過其可利用資源時，企業(yè)經(jīng)營風險較高，業(yè)務發(fā)展可持續(xù)性較低。因此，監(jiān)管機構應當強化對實體企業(yè)財務狀況的監(jiān)督，發(fā)揮資本市場對企業(yè)治理的促進作用，防范我國實體經(jīng)濟與金融領域之間的利益輸送和風險傳遞，提振實體經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展?！?/p>