■陳旭 李健

一、引言

當(dāng)前，在全球疫情快速演變，外部環(huán)境更趨嚴(yán)峻的背景下，我國整體投資回報率持續(xù)低迷。未來，中國要以更高水平促進(jìn)深層次改革、推動經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，需要將驅(qū)動動能從投資量向投資效率轉(zhuǎn)變。然而，中國上市公司的大規(guī)模投資中卻存在大量低效、無效的投資[1]。非效率投資會增加企業(yè)的財務(wù)風(fēng)險，損害企業(yè)業(yè)績，甚至使企業(yè)陷入財務(wù)危機(jī)，導(dǎo)致破產(chǎn)[2]。同時，非效率投資會使得真實的“壞消息”被隱匿，一旦“壞消息”被公開將導(dǎo)致嚴(yán)重的股價崩盤風(fēng)險，這會危及廣大投資者的利益和資本市場的穩(wěn)定[3]。因此，考察投資效率的影響因素和作用機(jī)制不僅有助于增長企業(yè)價值，建立穩(wěn)定的資本市場，而且有助于加快構(gòu)建中國經(jīng)濟(jì)新發(fā)展格局，推動經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

信息不對稱和代理沖突是造成投資效率低下的關(guān)鍵原因[4，5]。一方面，管理者與投資者之間存在信息不對稱，這導(dǎo)致企業(yè)由于存在融資約束而降低投資效率。另一方面，股東與管理者之間存在代理沖突，管理者可能會在違背股東利益最大化原則的基礎(chǔ)上做出投資決策，進(jìn)而導(dǎo)致投資效率低下。因此，管理者的行為特征與企業(yè)投資效率密切相關(guān)。高層梯隊理論認(rèn)為高管的經(jīng)驗、價值觀和經(jīng)歷會使高管做出個性化的決策，進(jìn)而影響組織結(jié)果[6]。CEO 作為高管團(tuán)隊中的核心成員，同時也是企業(yè)的掌舵者，其個性化特點對企業(yè)投資決策和投資效率有著重要影響。一是基于股東與管理者之間存在的代理沖突，不同類型的CEO在個人利益與企業(yè)利益的權(quán)衡下會采用不同經(jīng)營策略，進(jìn)而影響企業(yè)投資行為。二是基于烙印機(jī)制，曾經(jīng)的經(jīng)歷會令CEO留下深刻的“印記”并影響其認(rèn)知和能力，這會對企業(yè)投資決策和投資效率產(chǎn)生影響。烙印機(jī)制闡述了個體在特殊的“敏感時期”會形成相應(yīng)的印記，且這些印記會對個體之后的行為產(chǎn)生“持續(xù)的影響”[7]。因此，烙印機(jī)制存在三個關(guān)鍵要素，即“敏感時期”“印記”和“持續(xù)的影響”。金融行業(yè)具有高收入、高風(fēng)險和高壓力等特點，CEO 的金融從業(yè)經(jīng)歷可以視為特殊的敏感時期。金融行業(yè)存在較高專業(yè)能力的要求，同時其高度刺激的環(huán)境，會使得具有金融從業(yè)經(jīng)歷的CEO 形成高度個性化的思維模式、認(rèn)知能力和資源能力，并對其之后的工作產(chǎn)生影響，即CEO 的金融背景會形成“匹配的印記”，且這些印記會產(chǎn)生持續(xù)的影響。已有研究表明，具有金融背景的CEO在改善企業(yè)財務(wù)柔性、調(diào)整資本結(jié)構(gòu)、提高企業(yè)風(fēng)險投資水平、加速企業(yè)金融化以及企業(yè)信息披露程度等方面有著重要作用[8—10]。目前已有研究主要關(guān)注高管金融背景在金融、融資領(lǐng)域的直接影響，而具有金融背景高管的投融資決策后果最終體現(xiàn)為企業(yè)投資效率方面的研究尚有所欠缺。

基于此，本文以2008—2020年A股上市公司為樣本，實證檢驗了CEO金融背景對企業(yè)投資效率的影響和作用機(jī)制。本文可能存在的邊際貢獻(xiàn)如下：一是從微觀視角分析了CEO 金融背景對企業(yè)投資效率的影響和作用機(jī)制，在打開企業(yè)投資效率“黑箱”的同時，為我國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展提供了經(jīng)驗證據(jù)。二是在現(xiàn)有高管治理相關(guān)研究的基礎(chǔ)上，捕捉到CEO金融背景對企業(yè)投資效率的抑制效應(yīng)，不僅為“烙印理論”的研究提供了新的切入點，為之后基于國情的研究提供了方向，也為我國上市公司的治理提供了本土化依據(jù)。

二、文獻(xiàn)綜述與假說提出

（一）文獻(xiàn)綜述

現(xiàn)有文獻(xiàn)主要基于信息不對稱理論和委托代理理論，圍繞企業(yè)行為、外部利益相關(guān)者以及管理者研究企業(yè)投資效率的影響因素。企業(yè)行為主要可以分為內(nèi)部治理、信息披露和企業(yè)戰(zhàn)略選擇三個層面。關(guān)于外部利益相關(guān)者，目前學(xué)術(shù)界主要圍繞銀行、媒體、客戶研究企業(yè)投資效率影響因素。在管理者個人特征方面，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要基于“高層梯隊理論”，以董事會和管理層為切入點，研究其性別、年齡、學(xué)歷、個人經(jīng)歷、過度自信等人口統(tǒng)計學(xué)及行為學(xué)特征對企業(yè)投資效率的影響。在高管性別方面，李世剛[11]研究發(fā)現(xiàn)女性高管能夠抑制企業(yè)過度投資行為進(jìn)而提升企業(yè)價值。在高管年齡、學(xué)歷和任期方面，高管的年齡越大、學(xué)歷越高、任期越長時，企業(yè)財務(wù)績效越好[12]，進(jìn)而抑制了企業(yè)非效率投資[13]。在高管個人經(jīng)歷方面，具有海外背景的高管能夠給企業(yè)帶來較為先進(jìn)的管理模式和海外資源，改善企業(yè)治理水平、提高企業(yè)績效[14]，從而緩解了管理者與股東之間的代理沖突，提高企業(yè)投資效率[15]。在高管早期生活經(jīng)歷方面，已有研究表明高管的大饑荒經(jīng)歷[16]、參軍經(jīng)歷[16]和改革開放經(jīng)歷[17]均對企業(yè)投資效率有重要影響。在政治關(guān)聯(lián)方面，目前學(xué)術(shù)界并未形成統(tǒng)一結(jié)論。有研究表明，政治關(guān)聯(lián)有助于緩解家族企業(yè)投資不足現(xiàn)象[18]；而Chen 等[19]以我國企業(yè)為研究樣本得出，政治關(guān)聯(lián)在國有企業(yè)中加劇了信息不對稱和代理沖突，進(jìn)而損害投資效率，而這一影響在非國有企業(yè)中并不顯著。在過度自信方面，劉艷霞等[20]研究發(fā)現(xiàn)管理者過度自信會導(dǎo)致非效率投資，進(jìn)而降低企業(yè)投資效率。綜上所述，現(xiàn)有投資效率文獻(xiàn)主要集中在企業(yè)內(nèi)部行為、外部利益相關(guān)者和企業(yè)管理者三個層面，遵循由外部到內(nèi)部、由宏觀到微觀的研究脈絡(luò)。基于管理者個人特征的相關(guān)研究大多聚焦于高管的年齡、性別、教育水平和早期生活經(jīng)歷等表層特征，從管理者背景特征、環(huán)境特征及心理維度等深層次方面展開研究尚顯不足，關(guān)于管理者個人特征對投資效率影響機(jī)制的研究更是亟待深化。

金融背景不僅影響高管的個人能力、金融投資決策風(fēng)格和思維邏輯，而且影響高管向資本市場傳遞的信號，令其具有鮮明的個人烙印。首先，在個人能力方面，具有金融背景的高管在曾經(jīng)的工作經(jīng)歷中與券商、基金、投資公司等金融機(jī)構(gòu)建立了良好的關(guān)系，積累了大量的資源和人脈，且金融背景的特殊性塑造了高管較強(qiáng)的財務(wù)咨詢能力[21]，這使金融背景CEO 能夠改善企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)[22]。Custódio 等[9]研究表明具有金融背景的CEO 傾向于選擇保守的財務(wù)政策，即會持有更少的現(xiàn)金、更多的債務(wù)并進(jìn)行更多的股份回購。Sisli-Ciamarra[23]研究表明具有銀行背景的高管能夠幫助企業(yè)獲得較低成本的債務(wù)融資。其次，在金融投資方面，金融行業(yè)高風(fēng)險、高壓力的特殊性塑造了高管較強(qiáng)的抗風(fēng)險能力，金融背景高管在面對金融投資決策時能夠及時地識別、應(yīng)對風(fēng)險，這會促使他們形成風(fēng)險偏好的投資風(fēng)格[24]。金融背景高管的專業(yè)技能與投資偏好會促進(jìn)企業(yè)進(jìn)行金融資產(chǎn)投資[25]，加速企業(yè)金融化進(jìn)程[8]。同時，金融背景高管在金融投資方面的套期逐利性會加劇代理問題[26]，并抑制企業(yè)創(chuàng)新水平[27]，進(jìn)而加劇企業(yè)股價崩盤風(fēng)險[28]。最后，在思維邏輯方面，金融背景高管擁有豐富的資本市場操作經(jīng)驗，更加了解投資者的信息需求，這使其在面對資本市場時做出的決策更為成熟和穩(wěn)健[29]。金融背景高管能夠意識到會計信息對投資者的重要性，因而他們更傾向于提供高質(zhì)量的會計信息[9]，并通過改善內(nèi)部控制缺陷提升治理水平[30]，抑制企業(yè)盈余管理行為[31]，提高信息披露質(zhì)量[10]。通過梳理，可以發(fā)現(xiàn)已有研究主要集中在高管金融背景在金融、融資領(lǐng)域的直接影響，投資效率作為高管投融資決策的最終體現(xiàn)，目前學(xué)術(shù)界尚未深入探討高管金融背景與企業(yè)投資效率的關(guān)系。本文基于“烙印理論”探討CEO 金融背景對企業(yè)投資效率的影響效應(yīng)和影響路徑，不僅可以減少因高管群體內(nèi)部職權(quán)不同帶來的研究噪聲，還可以豐富相關(guān)的研究。

（二）假說提出

1.CEO金融背景與企業(yè)投資效率

具有金融背景的CEO 可能會提高企業(yè)的投資效率。一方面，我國資本市場較為年輕，具有金融背景高管的社會關(guān)系作為一種非正式制度，可以幫助企業(yè)獲取更多資源，從而緩解融資約束。已有研究表明，具有銀行背景的高管能夠為企業(yè)帶來更多的貸款、更高的信貸額度以及更長的貸款期限[32]，并能降低債務(wù)融資成本[23]。此外，具有金融背景的CEO與金融機(jī)構(gòu)聯(lián)系密切，更加了解金融機(jī)構(gòu)所需要的信息，這能夠降低企業(yè)與金融機(jī)構(gòu)的信息不對稱，有助于企業(yè)開展融資活動[33]。綜上，金融背景CEO 可以緩解企業(yè)融資約束，進(jìn)而在一定程度上能夠緩解企業(yè)投資不足現(xiàn)象[34]，最終通過降低企業(yè)非效率投資來提升企業(yè)投資效率。另一方面，金融背景高管擁有較強(qiáng)的信息處理、資本運作和投資篩選能力，這可以幫助企業(yè)選擇優(yōu)質(zhì)的投資項目、制定最佳的投資決策。Waller 等[35]研究發(fā)現(xiàn)高管某一領(lǐng)域的技能專業(yè)性能使他們更容易地處理該領(lǐng)域的信息，進(jìn)而降低信息分析與搜集成本。同理，具有金融背景的CEO 在之前的從業(yè)經(jīng)歷中積累了大量經(jīng)驗，并擁有豐富的專業(yè)知識和技能，在金融信息處理方面具有優(yōu)勢，因此能夠快速獲取、整合信息并降低信息處理成本，從而及時把握住投資機(jī)會，做出最佳的投資決策，提升投資效率。此外，金融背景CEO 擁有較強(qiáng)的資本運作和投資篩選能力，同時也對市場的變化更加敏感，能夠運用專業(yè)知識和技能甄別投資項目并優(yōu)化投資組合[36]，提高投資項目質(zhì)量進(jìn)而提升投資效率。

具有金融背景的CEO 也可能會損害企業(yè)的投資效率。一方面，具有金融背景的CEO在緩解企業(yè)融資約束的同時，也會為企業(yè)帶來更多可支配的自由現(xiàn)金流，這可能會加劇過度投資行為，進(jìn)而降低企業(yè)投資效率。Denis 等[37]研究表明融資約束對企業(yè)過度投資行為具有抑制效應(yīng)，且能夠改善邊際投資收益，進(jìn)而提升投資效率。王彥超[38]研究表明當(dāng)企業(yè)融資不受約束時，企業(yè)內(nèi)部會存在超額現(xiàn)金資產(chǎn)，最終導(dǎo)致過度投資。具體來說，金融工作經(jīng)歷會形成CEO 的社會資本，為企業(yè)帶來更多的融資資源，提升企業(yè)外部融資能力，改善企業(yè)現(xiàn)金持有環(huán)境。同時，這也會使企業(yè)內(nèi)部擁有大量現(xiàn)金資產(chǎn)，當(dāng)管理層持有超額現(xiàn)金資產(chǎn)時，極有可能出于利己動機(jī)而濫用企業(yè)自由現(xiàn)金流，從而加劇企業(yè)投資效率的惡化。另一方面，具有金融背景的CEO在金融投資領(lǐng)域容易產(chǎn)生過度自信的心理狀態(tài)，進(jìn)而降低企業(yè)投資效率。金融背景CEO 在投融資領(lǐng)域的專業(yè)優(yōu)勢會使他們產(chǎn)生強(qiáng)烈的優(yōu)越感和自信。同時，在投融資方面的專業(yè)素養(yǎng)會增強(qiáng)其話語權(quán)和決策自主權(quán)，高管團(tuán)隊中的其他成員對CEO 的投資決策更為信服，進(jìn)而可能會降低對CEO 的監(jiān)督程度?？梢灶A(yù)見，具有金融背景的CEO更容易產(chǎn)生過度自信的心理狀態(tài)，對投資項目未來現(xiàn)金流量做出過度樂觀的估計[39]，進(jìn)而降低企業(yè)投資效率[20]。

綜上，本文提出如下假設(shè)：

H1a：CEO金融背景會降低企業(yè)投資效率。

H1b：CEO金融背景會提高企業(yè)投資效率。

2.CEO金融背景類別與企業(yè)投資效率

CEO 金融經(jīng)歷主要是指CEO 曾在金融機(jī)構(gòu)就職，而不同金融機(jī)構(gòu)在行業(yè)規(guī)則、工作環(huán)境和風(fēng)險水平方面均有不同，即CEO 會形成差異化的烙印[8，33]。故不同金融工作經(jīng)歷的CEO 在認(rèn)知和能力方面會有所不同，這會對企業(yè)投資效率產(chǎn)生不同的影響。一方面，銀行的主要業(yè)務(wù)比較單一，工作模式相對固定，風(fēng)險相對較??；而券商、投行等金融機(jī)構(gòu)業(yè)務(wù)范圍較廣，工作環(huán)境較為復(fù)雜，且工作壓力大、風(fēng)險高。因此，相比具有銀行背景的CEO，非銀行背景的CEO 在復(fù)雜的工作環(huán)境中積累了大量金融領(lǐng)域的工作經(jīng)驗，在對金融信息的處理、對投資機(jī)會的把握以及對投資風(fēng)險的把控等方面具有顯著優(yōu)勢，這種個人能力的差異會直接反映在企業(yè)投資效率方面。另一方面，當(dāng)前間接融資仍是中國企業(yè)進(jìn)行融資的主要方式，且銀行借貸在其中占據(jù)重要地位。既有研究表明，企業(yè)進(jìn)行金融投資的資金來源是借貸資金。相比具有非銀行背景的CEO，具有銀行背景的CEO更加熟悉銀行借貸流程，且在從業(yè)經(jīng)歷中積累了大量的人脈資源，當(dāng)企業(yè)面臨資金需求時，銀行背景的CEO能夠為企業(yè)提供穩(wěn)定的資金來源，創(chuàng)造寬松的資金環(huán)境，這種資源獲取能力的差異會直接反映在企業(yè)投資效率方面。

綜上，本文提出如下假設(shè)：

H2：CEO 金融背景與企業(yè)投資效率的關(guān)系因CEO金融背景差異而呈現(xiàn)異質(zhì)性特征。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2008—2020年A 股上市公司為研究對象。參照已有研究，本文對原始數(shù)據(jù)進(jìn)行了如下處理：（1）剔除金融行業(yè)上市公司；（2）剔除ST、*ST、PT 和被強(qiáng)制退市的上市公司；（3）剔除2008—2020年主要數(shù)據(jù)缺失的樣本；（4）為了避免極端值對研究結(jié)論的影響，對所有連續(xù)變量進(jìn)行了上下1%水平的縮尾處理（winsorize）。本文所需原始數(shù)據(jù)均來源于國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR），但數(shù)據(jù)庫中CEO金融背景在同一年度內(nèi)存在較多缺失值與重復(fù)值，因此本文對CEO金融背景數(shù)據(jù)進(jìn)行了如下處理：針對同一年度內(nèi)披露多位CEO的情況，通過手工搜集企業(yè)年報與企業(yè)門戶網(wǎng)站披露的CEO 任期與離職情況進(jìn)行核對；針對同一年度內(nèi)CEO 金融背景缺失的情況，通過手工搜集上市公司CEO 簡歷進(jìn)行補(bǔ)充核對。經(jīng)過上述處理，本文最終得到了21315個觀測值。

（二）變量定義

1.解釋變量

CEO金融背景（CEOFIN）。本文借鑒杜勇等[8]的研究，以是否擁有金融機(jī)構(gòu)從業(yè)經(jīng)歷來界定CEO是否具有金融背景，即CEO 是否曾在金融監(jiān)管部門、政策性銀行、商業(yè)銀行、保險公司、證券公司、基金管理公司、證券登記結(jié)算公司、期貨公司、投資銀行、信托公司、投資管理公司、交易所、其他金融機(jī)構(gòu)就職過。如果CEO 擁有金融背景，則CEOFIN 取值為1；否則，取值為0。

CEO 銀行背景（BCEOFIN）。為了進(jìn)一步考察CEO 金融背景異質(zhì)性對投資效率的影響，本文將CEO金融背景進(jìn)一步分類：若CEO只具有銀行類金融機(jī)構(gòu)的就職經(jīng)歷，則BCEOFIN 取值為1；否則，取值為0。

CEO 非銀行背景（NCEOFIN）。若CEO 只具有非銀行類金融機(jī)構(gòu)的就職經(jīng)歷，則NCEOFIN取值為1；否則，取值為0。

2.被解釋變量

本文借鑒Richardson[40]、姚立杰等[41]的研究，以回歸殘差即企業(yè)正常投資額與理論投資額之間的偏差部分來度量投資效率。具體回歸模型如下：

其中，Invi,t為企業(yè)新增投資額，本文參考代昀昊等[15]的研究將其定義為購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金與處置固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)收回的現(xiàn)金差額與當(dāng)年年初總資產(chǎn)之比。托賓Q 值（TobinQ）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、現(xiàn)金持有量（Cash）、上市公司年限（Age）、企業(yè)規(guī)模（Size）、公司股票年回報率（Ret）為影響投資效率的其他因素，模型（1）中所有的解釋變量均滯后一期。模型（1）中測算投資效率的方法有分行業(yè)、分年度回歸以及控制行業(yè)與年份固定效應(yīng)回歸兩種。為了與多數(shù)投資效率文獻(xiàn)可比[40—42]，本文通過控制行業(yè)與年份固定效應(yīng)進(jìn)行回歸測算投資效率，回歸得到的殘差εi,t為企業(yè)正常投資額與理論投資額之間的偏差部分，對殘差取絕對值作為投資效率的代理變量，即InvEff1。InvEff1值越大，表示所在企業(yè)投資效率越低。在模型（1）中，企業(yè)成長性以托賓Q 值來衡量。參考王善平等[43]的研究，本文以企業(yè)營業(yè)收入增長率作為企業(yè)成長性的代理變量，代入模型（1）進(jìn)行回歸，得到投資效率的另一個測度（InvEff2）。

3.控制變量

參考Richardson[40]、代昀昊等[15]的研究，本文控制了資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、企業(yè)規(guī)模（Size）、上市公司年限（Age）、營運現(xiàn)金流（CFO）和企業(yè)現(xiàn)金持有量（Cash）。關(guān)于企業(yè)成長性和盈利能力，本文控制了托賓Q 值（TobinQ）、公司股票年回報率（Ret）、資產(chǎn)回報率（ROA）和營業(yè)毛利率（GP）。公司治理方面，本文控制了獨立董事比例（Out）、第一大股東持股比例（Block）、高管持股比例（SR）和董事長與總經(jīng)理是否兼任（BOTH）。同時，考慮到上市公司高管個人特征的影響，本文控制了CEO 海外經(jīng)歷（OVERSEA）、CEO政治關(guān)聯(lián)（CEOPC）和CEO財務(wù)背景（CEOCW）。所有變量的具體定義如表1所示。

表1 變量定義

（三）模型設(shè)定

為了驗證前文提出的假說，本文構(gòu)建了以下待檢驗?zāi)Ｐ停?/p>

模型（2）中，InvEff 為企業(yè)投資效率，以企業(yè)正常投資額與理論投資額之間的偏差部分來度量。CEOFIN 為CEO金融背景的虛擬變量，若上市公司i在t年的CEO 具有金融背景則取值為1，否則為0。CVs為一系列控制變量，Year和Industry為年份與行業(yè)的虛擬變量。依據(jù)假設(shè)，若β1顯著為正，表明CEO金融背景對企業(yè)投資效率產(chǎn)生抑制作用，假設(shè)H1a成立，反之H1b成立?？紤]到金融背景的異質(zhì)性，模型（3）中將CEO金融背景細(xì)分為CEO是否只具有銀行背景（BCEOFIN）和非銀行背景（NCEOFIN）。若系數(shù)β1和β2的符號和顯著性具有明顯差異，則假設(shè)H2成立。

四、基礎(chǔ)回歸結(jié)果分析

（一）CEO金融背景與企業(yè)投資效率

表2中（1）至（4）列為模型（2）OLS 的回歸結(jié)果。（1）列為未考慮控制變量的情況，解釋變量為CEO金融背景（CEOFIN），被解釋變量為企業(yè)投資效率（InvEff1），回歸結(jié)果顯示CEOFIN 的估計系數(shù)為0.0031且在10%的水平上顯著。（2）列為考慮控制變量的情況，回歸結(jié)果顯示CEOFIN 的估計系數(shù)為0.0032 且在5%的水平上顯著。因投資效率存在多種測度方式，（3）和（4）列中將被解釋變量替換為投資效率的另一個測度（InvEff2），回歸結(jié)果與上述一致。這說明CEO 金融背景會對企業(yè)投資效率產(chǎn)生顯著負(fù)面影響。上述結(jié)果支持了假設(shè)H1a，即CEO具有的金融背景會降低企業(yè)的投資效率。

（二）CEO金融背景類別與企業(yè)投資效率

表2中（5）和（6）列為模型（3）OLS 的回歸結(jié)果，檢驗了CEO 金融背景異質(zhì)性對企業(yè)投資效率的影響。（5）列中，解釋變量為CEO銀行背景（BCEOFIN）和CEO非銀行背景（NCEOFIN），被解釋變量為企業(yè)投資效率（InvEff1），回歸結(jié)果顯示BCEOFIN的估計系數(shù)為0.0078 且在5%的水平上顯著，NCEOFIN 的估計系數(shù)為0.0019 且不顯著。（6）列中，將被解釋變量替換為投資效率的另一個測度（InvEff2），回歸結(jié)果仍與（5）列相同。這說明具有銀行背景的CEO對企業(yè)投資效率產(chǎn)生的負(fù)向作用更為顯著。上述結(jié)果支持了假設(shè)H2，即CEO金融背景與企業(yè)投資效率的關(guān)系因CEO金融背景差異而呈現(xiàn)異質(zhì)性特征。

表2 CEO金融背景類別與企業(yè)投資效率

（三）CEO金融背景與企業(yè)過度投資和投資不足

為了進(jìn)一步分析CEO 金融背景對企業(yè)投資效率的影響，本文參考Biddle 等[44]的做法，以模型（1）中得到的殘差值εi,t細(xì)分企業(yè)非效率投資。若εi,t＞0，則企業(yè)存在過度投資現(xiàn)象；若εi,t＜0，則企業(yè)存在投資不足現(xiàn)象。本文將不同測度得出的企業(yè)非投資效率進(jìn)一步劃分為過度投資（O_InvEff1、O_InvEff2）和投資不足（U_InvEff1、U_InvEff2）后，對模型（2）重新進(jìn)行估計，OLS 回歸結(jié)果如表3所示。在過度投資的樣本組中，CEOFIN 的估計系數(shù)均在5%的水平上顯著為正，而在投資不足的樣本組中，CEOFIN 的估計系數(shù)均不顯著。這說明CEO 的金融背景會導(dǎo)致企業(yè)出現(xiàn)過度投資現(xiàn)象進(jìn)而降低企業(yè)投資效率?？赡艿脑蚴?，CEO 在投融資方面的專業(yè)素養(yǎng)導(dǎo)致他們對投資項目未來現(xiàn)金流量的估計過于樂觀，造成主觀誤判，從而導(dǎo)致過度投資。

表3 CEO金融背景與企業(yè)過度投資、投資不足

五、作用機(jī)制檢驗

前文證實了CEO 金融背景與企業(yè)投資效率負(fù)相關(guān)，即具有金融背景的CEO會損害企業(yè)的投資效率。那么其傳導(dǎo)機(jī)制是什么樣的？前文已闡明，具有金融背景的CEO在給企業(yè)帶來融資資源的同時，也會增加管理者可支配的資金，從而產(chǎn)生過度投資行為，降低企業(yè)投資效率。此外，CEO 之前的經(jīng)歷也會對其心理塑造產(chǎn)生影響。大量研究表明管理者是過度自信的，具有金融背景的CEO在面對投資決策時更容易過度自信，導(dǎo)致高估收益、低估風(fēng)險。綜上所述，本文認(rèn)為CEO的金融背景對企業(yè)投資效率的抑制效應(yīng)主要通過過度自信和融資約束兩條機(jī)制路徑。為此，參考溫忠麟等[45]關(guān)于中介效應(yīng)檢驗的三步法，構(gòu)建如下模型檢驗CEO金融背景對企業(yè)投資效率的影響路徑：

模型（5）和模型（6）中，MV 為中介變量，分別為過度自信（CON）和融資約束（FC），并按以下步驟進(jìn)行檢驗：用模型（4）檢驗CEO 金融背景對企業(yè)投資效率的影響，若β1顯著，則對模型（5）進(jìn)行回歸分析。若γ1顯著，則將解釋變量（CEOFIN）與中介變量（MV）同時納入模型（6）進(jìn)行分析。若μ2顯著但μ1不顯著，則為完全中介效應(yīng)；若μ2和μ1均顯著，則為部分中介效應(yīng)；若μ2不顯著，則中介效應(yīng)不成立。

（一）CEO金融背景、過度自信與企業(yè)投資效率

本文參考姜付秀等[46]的研究，采用高管相對報酬法對過度自信（CON）進(jìn)行度量，若CEO 所在企業(yè)前三名高管薪酬之和/所有高薪酬之和的比例大于薪酬比例中位數(shù)，則CON取值為1，否則為0。

回歸結(jié)果如表4所示。（1）列中CEOFIN 的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為正，滿足了中介效應(yīng)的前提條件。（2）列中CEOFIN 的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說明具有金融背景的CEO更容易產(chǎn)生過度自信的心理。（3）列中同時納入了CEO 金融背景（CEOFIN）與過度自信（CON），CEOFIN 的回歸系數(shù)從0.0032 降至0.0031，且在10%的水平上顯著，CON 的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為正。依據(jù)溫忠麟等[45]的研究，本文中γ1、μ2與μ1的符號相同，表明過度自信在CEO 金融背景與企業(yè)投資效率之間起到了部分中介效應(yīng)的作用。同時，本文還進(jìn)行了sobel檢驗，Z值為2.284且在5%的水平上顯著，這進(jìn)一步證明了過度自信的部分中介作用，即具有金融背景的CEO 通過提升過度自信程度降低企業(yè)投資效率。因此，本文的一個作用機(jī)制為：CEO 金融背景→過度自信→企業(yè)投資效率。

（二）CEO金融背景、融資約束與企業(yè)投資效率

本文參考盧盛峰等[47]的研究，利用SA指數(shù)的絕對值（FC）來衡量企業(yè)融資約束程度，F(xiàn)C值越大表示企業(yè)的融資約束程度越高。

回歸結(jié)果如表4所示。（4）列中CEOFIN 的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為負(fù)，表明具有金融背景的CEO 能夠緩解企業(yè)融資約束。（5）列中同時納入了CEO 金融背景（CEOFIN）與融資約束（FC），CEOFIN的回歸系數(shù)在10%的水平上顯著為正，F(xiàn)C的回歸系數(shù)在10%的水平上顯著為負(fù)，這說明融資約束在CEO 金融背景與企業(yè)投資效率之間起到了部分中介效應(yīng)的作用。同時，本文還進(jìn)行了sobel檢驗，Z值為2.097 且在5%的水平上顯著，這進(jìn)一步證明了融資約束的部分中介作用，即具有金融背景的CEO通過緩解企業(yè)融資約束來降低企業(yè)投資效率。因此，本文的另一個作用機(jī)制為：CEO 金融背景→融資約束→企業(yè)投資效率。

表4 過度自信與融資約束作用機(jī)制檢驗結(jié)果

六、穩(wěn)健性檢驗

（一）內(nèi)生性問題

為應(yīng)對可能存在的內(nèi)生性問題，本文進(jìn)行了多種檢驗，具體如下：

1.傾向得分匹配法

為了緩解核心變量內(nèi)生性問題，本文采用傾向得分匹配法進(jìn)行檢驗。首先，本文以CEOFIN 為被解釋變量，托賓Q 值（TobinQ）、資產(chǎn)回報率（ROA）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、企業(yè)規(guī)模（Size）、上市公司年限（Age）、營運現(xiàn)金流（CFO）、董事長與總經(jīng)理是否兼任（BOTH）、CEO海外經(jīng)歷（OVERSEA）、CEO政治關(guān)聯(lián)（CEOPC）、CEO財務(wù)背景（CEOCW）以及行業(yè)與年度虛擬變量為特征變量，進(jìn)行Logit回歸并計算傾向得分值。其次，依據(jù)計算所得的傾向得分值按照最近鄰匹配的方法（1∶1）進(jìn)行匹配。最后，對匹配后的樣本進(jìn)行回歸分析。匹配效果檢驗表以及核密度函數(shù)圖（備索）顯示匹配效果較好。表5報告了匹配后的樣本回歸結(jié)果，CEOFIN 的回歸系數(shù)在10%的水平上顯著為正，BCEOFIN 的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為正，NCEOFIN的回歸系數(shù)為0.0021但不顯著。結(jié)果與前文結(jié)論一致。

表5 匹配后的回歸結(jié)果

2.工具變量法

為了進(jìn)一步解決內(nèi)生性問題，本文還采用了工具變量法。借鑒Yang等[27]的做法，本文選取相同省份內(nèi)上年度同行業(yè)CEO 金融背景的均值作為工具變量，這是因為上年度同行業(yè)CEO金融背景的均值并不會影響自身企業(yè)的投資效率，但與企業(yè)是否聘用具有金融背景的CEO 有關(guān)[17，25]。因此，理論上本文所選的工具變量是外生的且具有相關(guān)性，回歸結(jié)果見表6。第一階段回歸結(jié)果顯示，工具變量（AVERCEOFIN）與CEO 金融背景（CEOFIN）在1%的水平上顯著為正，LM 檢驗值為85.58，P 值為0.0000，拒絕原假設(shè)，即“H0：工具變量識別不足”。Cragg-Donald Wald F statistic 統(tǒng)計量、Kleibergen-Paap Wald rk F statistic 統(tǒng)計量分別為1211.932、210.01，拒絕“弱工具變量”的原假設(shè)。（2）和（3）列為第二階段回歸結(jié)果，采用了不同投資效率的測度，CEOFIN 的回歸系數(shù)均在5%的水平上顯著為正，與上文結(jié)果一致，能較好解決內(nèi)生性帶來的影響。

表6 工具變量回歸結(jié)果

3.滯后變量

為了應(yīng)對反向因果帶來的潛在內(nèi)生性問題，本文將CEO 金融背景滯后一期（CEOFIN1）進(jìn)行分析，結(jié)果見表7。（1）列中被解釋變量為InvEff1，（2）列中被解釋變量為企業(yè)投資效率的另一個測度InvEff2，CEOFIN1 的估計系數(shù)均在5%的水平上顯著為正，說明CEO 金融背景對企業(yè)投資效率產(chǎn)生顯著負(fù)向影響。這與前文結(jié)論一致。同時，本文還將所有控制變量滯后一期進(jìn)行分析，結(jié)果與上述一致。

表7 滯后解釋變量檢驗結(jié)果

（二）更換被解釋變量度量方法

為確保研究結(jié)果的穩(wěn)健性，本文另外構(gòu)建了兩個投資效率的測度。參考Biddle 等[44]的研究，采用投資-成長機(jī)會敏感度模型估算企業(yè)投資效率，成長機(jī)會用銷售收入增長率來衡量。模型（7）中，因變量Inv 為企業(yè)當(dāng)年新增投資，與模型（1）中的定義一致；自變量SalesGrowth 為企業(yè)較上一年銷售收入變化的百分比。對模型（7）進(jìn)行分行業(yè)、分年度回歸，并剔除每年每個行業(yè)觀測值小于20的樣本，回歸得到的殘差εi,t即為企業(yè)投資偏離的部分，對殘差取絕對值則得到了企業(yè)投資效率的一個測度（InvEff3）。同時，為了減少銷售收入增長率變動所帶來的差異，參考代昀昊等[15]的研究，本文在模型（7）的基礎(chǔ)上構(gòu)建了一個分階段回歸模型。模型（8）中，加入啞變量NEG 以及NEG 與SalesGrowth 的交乘項。當(dāng)銷售收入增長率小于0時取值為1，否則為0。同樣，對模型（8）進(jìn)行分行業(yè)、分年度回歸，并剔除每年每個行業(yè)觀測值小于20的樣本，殘差的絕對值即為企業(yè)投資效率的另一個測度（InvEff4）。

回歸結(jié)果如表8所示。（1）和（2）列中解釋變量為CEOFIN，被解釋變量為企業(yè)投資效率的不同測度（InvEff3、InvEff4），回歸結(jié)果表明，CEOFIN的回歸系數(shù)分別在1%和5%的水平上顯著為正，即金融背景的CEO 會降低企業(yè)投資效率。以上結(jié)果與前文結(jié)論相一致。

表8 替換被解釋變量檢驗結(jié)果

（三）更換計量方法

由于企業(yè)投資效率屬于受限變量，本文還采用了Tobit 模型進(jìn)行檢驗。檢驗結(jié)果如表9所示。（1）和（2）列的結(jié)果表明，CEOFIN 的回歸系數(shù)分別在5%和10%的水平上顯著為正，這說明CEO金融背景對企業(yè)投資效率產(chǎn)生顯著負(fù)向影響。（3）和（4）列的結(jié)果表明，BCEOFIN 的回歸系數(shù)均在5%的水平上顯著為正，NCEOFIN 的回歸系數(shù)均不顯著，這說明CEO 金融背景與企業(yè)投資效率的關(guān)系因CEO 金融背景差異而呈現(xiàn)異質(zhì)性特征，即CEO的銀行背景對企業(yè)投資效率產(chǎn)生的負(fù)向作用更為明顯。以上結(jié)果再次驗證了本文結(jié)論。

表9 更換計量方法檢驗結(jié)果

七、拓展性分析

基于我國制度背景，企業(yè)不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)可能會對CEO 行為以及企業(yè)投資效率產(chǎn)生不同影響。一方面，國有與非國有企業(yè)在投資政策選擇和風(fēng)險承擔(dān)水平方面存在本質(zhì)區(qū)別。具體來說，國有企業(yè)在日常經(jīng)營的同時還需要承擔(dān)保障就業(yè)、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等社會責(zé)任，并受到嚴(yán)格的外部監(jiān)督。此外，國有企業(yè)的CEO還需要考慮政治聲譽，他們沒有內(nèi)在動力去承擔(dān)風(fēng)險，會為了追求平穩(wěn)發(fā)展而采取保守的投資政策。在嚴(yán)格的外部監(jiān)督以及管理者缺乏內(nèi)在動力的情況下，國有企業(yè)投資效率下降的可能性較低。而非國有企業(yè)則以經(jīng)濟(jì)效益最大化為首要目標(biāo)，且CEO個人收益往往與公司收益相關(guān)聯(lián)，因此，非國有企業(yè)具有金融背景的CEO 會更加追求高風(fēng)險、高收益，進(jìn)而采取激進(jìn)的投資政策，投資效率下降的可能性將大幅提升。另一方面，國有與非國有企業(yè)往往面臨不同的融資風(fēng)險。具體來說，國有企業(yè)有政府作為“擔(dān)保人”，即使投資出現(xiàn)虧損，政府也能及時“兜底”。同時，國有企業(yè)擁有充足的資金、寬松的投資環(huán)境，投資風(fēng)險相對較小。而非國有企業(yè)在融資市場中處于劣勢地位，往往面臨嚴(yán)重的融資約束，即使擁有優(yōu)質(zhì)的投資項目，也可能因為資金不足而放棄，進(jìn)而降低投資效率。回歸結(jié)果如表10所示，在國有企業(yè)樣本中CEOFIN 的估計系數(shù)為0.0033 且不顯著，在非國有企業(yè)樣本中CEOFIN 的估計系數(shù)為0.0040 且在10%的水平上顯著，即相較于國有企業(yè)，CEO 金融背景對企業(yè)投資效率的負(fù)向作用在非國有企業(yè)中更為顯著。

表10 CEO金融背景、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與企業(yè)投資效率

八、結(jié)論與啟示

本文以2008—2020年A 股上市公司為研究對象，實證檢驗了CEO金融背景對企業(yè)投資效率的客觀影響和作用機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)，具有金融背景的CEO 會導(dǎo)致企業(yè)過度投資進(jìn)而顯著降低企業(yè)投資效率。在考慮了金融背景類別后，本文發(fā)現(xiàn)CEO金融背景與企業(yè)投資效率的關(guān)系因CEO 金融背景的差異而呈現(xiàn)異質(zhì)性特征，即銀行背景CEO產(chǎn)生的負(fù)向作用更為顯著。為了保證研究結(jié)果的穩(wěn)健性，本文采用了不同測算企業(yè)投資效率的方法并更換了不同的計量方法。通過檢驗，發(fā)現(xiàn)CEO金融背景會抑制企業(yè)投資效率這個結(jié)論是穩(wěn)健的。同時，考慮到內(nèi)生性問題所帶來的影響，本文采用了傾向得分匹配法、工具變量法、滯后核心變量的方法予以克服。從過度自信與融資約束視角進(jìn)行渠道檢驗，發(fā)現(xiàn)CEO的金融背景通過提高CEO過度自信程度、降低融資約束程度進(jìn)而抑制企業(yè)投資效率。從不同產(chǎn)權(quán)層面進(jìn)行分析，本文發(fā)現(xiàn)CEO金融背景對企業(yè)投資效率的負(fù)向作用在非國有企業(yè)中更為顯著。

基于以上結(jié)論，本文認(rèn)為以下建議值得關(guān)注：

（1）對于管理層來說：高管應(yīng)辯證看待之前工作經(jīng)歷所帶來的影響。管理層需要對曾經(jīng)工作經(jīng)歷中形成的思維和認(rèn)識保持警覺，及時進(jìn)行自我反思，合理認(rèn)識自己的能力，在面對投資機(jī)會時謹(jǐn)慎考慮保持警覺，避免因盲目自信而導(dǎo)致投資決策失誤。

（2）對于企業(yè)來說：第一，需要考慮管理層工作經(jīng)歷的多樣化，聘用合適經(jīng)歷背景的高管。企業(yè)在聘請管理層時應(yīng)考慮高管背景的多元化，使得各種背景高管之間形成互補(bǔ)，促進(jìn)企業(yè)進(jìn)一步發(fā)展。第二，企業(yè)應(yīng)完善內(nèi)部治理機(jī)制，充分發(fā)揮內(nèi)外部治理機(jī)制的約束作用。充分發(fā)揮董事會、監(jiān)事會和管理層三者的制衡作用，確保決策過程的合理性和科學(xué)性。同時，企業(yè)也可以設(shè)計實施風(fēng)險規(guī)避薪酬體制，進(jìn)而達(dá)到約束和監(jiān)督管理層的目的。此外，企業(yè)可以聘請外部第三方機(jī)構(gòu)對CEO 做出的投資決策進(jìn)行評估，避免CEO因盲目自信和獨斷專行造成投資決策失誤。

（3）對于政府部門來說：需要完善資本市場機(jī)制，加快國有企業(yè)改革，改善資本市場環(huán)境。政府部門需要盡量完善資本市場機(jī)制，營造良好的投融資環(huán)境，降低民營企業(yè)融資劣勢，擴(kuò)大融資渠道。■