CFO财务决策效能影响企业绩效：背景特征还是效率导向

赵 华，陈美辉，邓康睿

(1.长沙理工大学 经济与管理学院， 湖南 长沙 410114；2.长沙理工大学 城南学院， 湖南 长沙 410076)

一、引言

首席财务官(Chief Financial Officer，CFO)是企业高管团队的重要成员，科学有效地进行财务决策是企业CFO的重要职责，其财务决策效能影响和决定企业财务决策效率，从而影响和决定企业绩效水平。中国十大杰出CFO年度人物评选活动自2004年创办以来，每一届都受到业界的广泛关注。历届评选活动都会选出十位杰出的CFO，以彰显CFO在公司管理中的重要贡献，并试图以其卓越的示范作用推动中国CFO队伍的健康成长，从而加快我国CFO职业化进程。中国十大杰出CFO年度人物评选活动之所以会受到广泛关注，原因就在于时代发展赋予了CFO更多新的内涵和通过财务决策创造企业价值的效能。普华永道对全球最大300家跨国公司CFO调查的结果显示，CFO职能重心已由交易过程及控制转向决策支持，并且更加深入地参与制定全球化战略。现代企业的CFO，不仅仅是财会领域的专家，更是公司财务战略的主导者、财务决策的制定者和实施者，其财务决策效能不仅决定财务决策效率和企业财务活动的过程及结果，而且影响企业经营管理的水平和战略目标的实现效率。因此，探究CFO财务决策效能对企业绩效的影响，具有十分重要的理论价值和现实意义。

高阶梯队理论认为，高管人员在公司决策中至关重要，其个人特质和背景特征(年龄、性别、学历、任期等)会显著影响其心理认知，从而对其战略决策行为产生影响[1]。实践中，CFO会依据自身特征和经历以及所处的公司环境，对企业经营过程中遇到的风险和机遇进行分析判断并作出决策，最终影响企业绩效。因此，国内外众多学者从背景特征视角研究CFO任期、年龄、学历、专业背景、职称等特征对企业活动的影响，取得了一系列的成果。CFO任期越长，企业会计信息质量越好[2]，财务报告质量越高[3]，计提资产减值准备的比例越低[4]；CFO年龄越大，企业经营绩效越好[5]，财务重述发生的概率越低[6]；CFO学历越高，计提资产减值准备的比例越低[4]，企业营运资金管理绩效越好[7]；具有财会专业背景的CFO具有稳健的投资风格，有利于企业获取长期收益和实现企业价值[8]；CFO财务专长可以提高会计信息质量[9]和财务报告质量[10]。

可见，现有研究侧重关注CFO单一背景特征对企业财务活动的影响，而这样只能反映其单一基础效能，即进行财务决策的专业潜能，以此构建的CFO财务决策效能体系不够全面、系统，缺乏对其现实财务决策效率及效果的现实效能的反映和表征，无法全面、准确地体现CFO的财务决策效能。CFO作为企业高管团队的重要成员，其财务决策效能既取决于其个人所具备的基础效能，更依赖于企业财务活动实践平台和实现的实际财务决策效能。同时，公司规模、业务复杂程度、发展阶段等都会影响CFO财务决策效能。现有研究仅考虑管理层的整体特征质量对企业绩效的影响[11]，或只考虑CFO背景特征的单一基础效能，缺乏对CFO财务决策效率和效果导向的现实效能影响企业绩效的考量。基于此，本文从基础效能与现实效能两个方面构建CFO财务决策效能结构及测度指标体系，以我国2012-2018年沪深A股1 646家上市公司为样本，实证检验了CFO财务决策效能对企业绩效的影响，并从是否兼任内部董事分组检验CFO财务决策效能对企业绩效的影响。

本文的贡献在于：(1)从基础效能、现实效能(投资决策效能、筹资决策效能、分配决策效能)两个方面和四个维度构建CFO财务决策效能结构及测度指标体系，突出现实决策效能的财务决策效率导向，更为全面、系统地衡量CFO财务决策效能，弥补了现有研究从背景特征的单一基础效能衡量CFO财务决策效能的缺陷。(2)运用经验证据检验了CFO的四种财务决策效能对企业绩效的差异化影响程度。(3)从CFO兼任内部董事视角，分析了CFO财务决策效能对企业绩效的影响，有利于企业注重财务现实决策效能导向选配合适的CFO，赋予相应职权尤其是财务执行力，具有重要的现实指导意义。

二、理论分析与研究假设

(一)CFO财务决策效能与企业绩效

CFO财务决策效能是CFO运用自身专业技能实施财务决策的效率及效果，它不仅依赖CFO自身背景特征中的专业潜能，而且必须在企业现实财务活动中进行有效抉择，提升财务决策效率，提高财务决策效果，方能实现财务决策效能。因此，必须从基础效能、现实效能(投资决策效能、筹资决策效能、分配决策效能)两个方面构建CFO财务决策效能结构及测度指标体系。基础效能反映的是CFO的学历、资历、经历等个人背景特征及基本专业知识、技能及经验等基本素养，它是CFO财务决策的基础效能。从CFO任期、年龄、专业背景、职称等个人特质和背景特征要素视角出发，采用熵值法和加权平均法计算CFO基础效能指数反映其效能水平。现实效能是从CFO实际任职企业财务决策效率及效果视角分析CFO财务决策效能，鉴于企业财务决策又细分为投资决策、筹资决策、分配决策，本文进一步从规模、结构、效率三个方面细分设置相关测度指标，采用熵值法和加权平均法计算CFO投资决策效能指数、筹资决策效能指数、分配决策效能指数，反映其相应效能水平，从而全面系统地考察和分析CFO财务决策效能。CFO财务决策效能结构体系如图1所示，其各类效能的测度指标如表1所示的“变量定义”的释义。

图1 CFO财务决策效能结构体系

CFO根据公司战略目标，预测实现战略目标的资本量，然后通过吸收股东投资和向银行借款等方式在金融市场进行筹资获得所需资金，然后在产品、商品及资本市场上进行投资获利，以利息形式向债权人和以股利形式向股东支付资金报酬实现财务分配活动，CFO在这一过程中不断作出财务决策，而企业在这一过程中会面临各种原因导致的财务风险[12]。代理和信息不对称等问题会给企业带来财务风险[13]，寻租行为的出现会因为财务资源配置不合理形成财务风险[14]，企业财务结构不合理且调整成本较高，也会使企业陷入财务困境并产生财务风险[15]。合理财务决策可以缓解信息的不对称性和代理冲突问题[16]，抑制企业的寻租行为[17]。确定合理的财务结构，提高投资效率，通过有效筹资和分配活动避免过度负债经营，降低财务风险，提升财务绩效，这均依赖于CFO财务决策效能。CFO财务决策效能越强，越能作出合理的财务决策；合理的财务决策能提高财务活动效率，降低财务风险，减少财务危机，使企业财务活动运行更加有序，企业财务管理水平和财务活动效率更高，企业绩效更好，为此提出假设H1。

H1：CFO财务决策效能与企业绩效呈正相关关系。

(二)CFO基础效能与企业绩效

CFO基础效能由其学历、资历、经历等个人背景特征所表征的基本专业知识、技能及经验等决定，是CFO财务决策的基础效能。CFO财务决策基础效能会受到其任期、年龄、学历、专业背景、职称等特征的影响[2]。管理者的任期和年龄在一定程度上可以反映出管理者的经营阅历、认知水平、风险倾向、思维方式等心理特征和管理素质[18-20]。管理者的学历在一定程度上反映了管理者的学习能力、认知能力和信息处理能力，管理者的学历越高，其学习能力和认知能力更强，面对错综复杂的信息也能更好地进行整合[21-22]。具有财会和金融等相关专业背景的管理者拥有更加坚实的专业基础，更了解公司发展经营，更能促进企业绩效的提升[23]。职业技术资格证书是CFO专业素质的直接体现，较高的职称体现了CFO在财会领域较强的专家能力，CFO的职称越高，其专业技能越深厚，越能准确地识别公司存在的问题并给出整改建议，从而避免内部出现重大缺陷并及时整改[24]。可见，CFO自身的背景和特质表征其专业潜质，可体现其财务决策潜力。任期的长短反映CFO对工作的熟悉程度、决策效能及潜力、公司认可度和沟通效果。CFO的任期越长，对工作越熟悉，经验越丰富，沟通也更加有效，能更好地共享思想、方法、信息等。年龄在一定程度上影响CFO的阅历、声誉及其所拥有的社会资源，年轻的CFO在这方面比较匮乏，故年龄越大的CFO，越能准确地作出有效的财务判断。学历通常能够反映CFO的学习能力、认知能力和信息处理能力。CFO学历越高，越能更好地接收新思想与信息，也能更好地整合企业内外部信息。专业背景在一定程度上决定了CFO的认知结构和专业基础，坚实的专业基础有助于CFO了解公司现状。职称通常反映了CFO的专业素养，职称越高的CFO，其专业知识越丰富，对经济业务的理解和把握也更加精准，越能作出合理地判断与分析。CFO任期越长、年龄越大、学历越高、职称越高且具有财会专业背景，代表其基础效能越强，越能科学地作出财务决策，提高财务决策效率进而促进企业绩效的提升。因此，本文提出假设H2。

H2：CFO基础效能与企业绩效呈正相关关系。

(三)CFO现实效能与企业绩效

CFO现实效能是从CFO现实任职企业财务决策视角审视和分析CFO财务决策效率和效果。鉴于CFO财务决策又可细分为投资决策、筹资决策与分配决策，因此，CFO现实效能进一步具体分为投资决策效能、筹资决策效能与分配决策效能。

在投资决策与企业绩效研究方面，大量研究发现企业的投资决策并不总是明智的，普遍存在由于信息不对称和代理冲突造成投资过度和投资不足的非效率投资问题[25-26]，非效率投资会显著阻碍企业绩效的提升[27]。管理者能力越强，越会注重缓解信息的不对称性和代理冲突[16]，降低企业所处环境的不确定性[28-30]，抑制非效率投资，改善企业投资效率。投资效率对企业价值最大化有着最直接的影响，过度投资和投资不足等非效率投资会损害股东利益，进而降低企业价值[31]。因此，企业投资决策是影响并决定企业绩效的关键环节和核心要素。投资决策是财务决策中最为关键、重要的环节，企业的投资活动效率依赖投资决策的制定和执行效率。没有正确的投资决策，投资活动难以有效实施，一个重要投资决策的失误很可能会使企业陷入困境，甚至破产。由此可见，CFO投资决策在企业财务决策中至关重要。科学的投资决策是保证投资有效性的前提，而科学的投资决策必须依赖CFO投资决策效能，可见，CFO投资决策效能影响甚至决定企业的投资决策效率。CFO投资决策效能越强，越能提高投资效率，抑制非效率投资，降低低效投资，进而提高企业绩效。因此，本文提出假设H3。

H3：CFO投资决策效能与企业绩效呈正相关关系。

在筹资决策与企业绩效研究方面，筹资决策指为满足企业融资的需要，对筹资方式、筹资成本、筹资风险和筹资方案等进行评价和选择，进而实现企业综合资金成本最低和资金结构最优的动态过程。而资本结构与企业绩效存在互动关系，一定程度上会影响企业绩效[32]。筹资方式分为股权融资和债务融资。股权融资对企业创新绩效有着显著的促进作用，股权融资对技术创新风险容忍较大，它的长期性有利于企业从事具有一定风险和周期的技术开发与产品研制，实现技术创新向市场价值的转化[33]。而债务融资与企业绩效之间呈倒U型关系，过多的债务会增加企业的经营风险和破产风险[34-36]，损害企业的成长能力[37]，激发管理者的短视行为,从而不利于企业创新[38]，而适度的债务水平能够显著提高企业绩效[34-36]。在进行营运资金融资决策时，经营风险高的公司会尽量减少使用短期金融性负债这类高风险的融资方式，而选择稳定的营运资本融资作为替代[39]。可见，筹资决策影响企业绩效。筹资决策的核心在于利用不同的筹资方式筹集资本成本最低、满足企业需求的资金，实现最优资本结构目标，是相对于投资决策的另一重要财务决策。CFO筹资决策效能越强，越能够正确选择筹资方式去筹集生产经营活动中所需要的资金，动态调整资金结构并实现最优资本结构。资本结构反映了企业债务与股权的比例关系，在很大程度上决定了企业的偿债能力、再融资能力甚至企业未来的盈利能力。CFO筹资决策效能可以确定合理的资本结构，降低企业的筹资成本，提高筹资效率，促进企业绩效的提高。因此，本文提出假设H4。

H4：CFO筹资决策效能与企业绩效呈正相关关系。

在分配决策与企业绩效研究方面，股利政策作为公司信息传递的主要信号之一，是投资者了解企业内外部信息最有效的途径[40]。稳定的股利政策会抑制企业的寻租行为[17]。现金股利会显著降低两类股权代理成本，减少企业经营控制的自由现金流，抑制由自由现金流引起的过度投资行为，继而提高上市公司绩效，适度的现金股利有利于保护中小投资者的利益，提高公司价值[41-43]。因此，分配决策是影响企业绩效的重要因素。分配决策是对企业有关股利分配事项的决策，合理的股利政策会向企业利益相关者传递关于公司财务状况和未来发展前景的良好预期。CFO分配决策效能越强，越能制定合适的股利分配政策，能更好地降低代理成本和融资成本，抑制企业寻租行为和过度投资行为，提高企业绩效。因此，本文提出假设H5。

H5：CFO分配决策效能与企业绩效呈正相关关系。

三、研究设计

(一)样本与数据来源

样本与数据均源于Csmar数据库和Wind数据库，样本区间为2012-2018年。筛选原则是：(1)剔除样本期间内交易状态异常(ST,*ST,PT)的沪深A股上市公司；(2)剔除金融保险业公司；(3)剔除资产负债率大于1或小于0的资不抵债或财务数据异常的样本公司；(4)剔除当年发生过CFO变更的公司，旨在确保本年度会计政策一致性下企业绩效确认的有效性；(5)剔除观测值缺失的样本公司。经过上述处理后，最终得到1 646家公司共5 211个非平衡面板观测样本。为了消除离散值的影响，本文对所有变量按上下1%的比例进行缩尾处理。本文的数据处理和模型估计均采用STATA16.0软件完成。

(二)变量定义

1.被解释变量

本文被解释变量是企业绩效，它直观反映CFO通过企业财务决策活动配置财务资源过程和终极结果的综合性指标。业界衡量企业绩效指标的方法较多，其中最常用的指标有总资产报酬率(ROA)、营业利润率(ROS)、净资产收益率(ROE)、托宾Q(TobinQ)。本文借鉴Lori、Omoregie和李林木等的企业绩效衡量方法[44-46]，选取营业利润率(ROS)(利润总额/营业总收入)作为本文企业绩效的衡量指标。

2.解释变量

本文从衡量CFO基础能力的任期、年龄、学历、专业背景、职称五个指标为基点，利用熵值法和加权平均法计算CFO基础效能指数。从规模、结构和效率三个维度设置CFO现实效能测度相关指标，利用熵值法和加权平均法计算CFO投资决策效能指数、筹资决策效能指数、分配决策效能指数。CFO财务决策效能的具体指标定义如表1所示。借鉴Malmendier 和Tate的方法，采用投资支出来衡量投资决策规模[47]。参照Biddle等的方法，采用固定资产比率、无形资产和其他长期资产比率来衡量投资决策结构[48]。总资产报酬率表示公司运用资产获取收益的水平，因此选取其表示公司投资决策效率。筹资额增长率为本年度较上一年度筹资额增长的比率，用于衡量筹资决策规模。企业的筹资方式分为债务筹资和股权筹资，债务筹资所占比例可用资产负债率表示，股权筹资所占比例用所有者权益比率表示。本文采用PEG模型来估计公司的权益资本成本[49]，并测算企业债务资本成本[50]，公司的综合资本成本率是公司长期资本的成本率，用于衡量公司筹资决策效率。股利增长率是本年度股利较上一年度股利增长的比率，用于衡量分配决策规模。未分配利润是公司留待以后年度分配或待分配的利润，选取每股未分配利润衡量分配决策结构。股利支付率反映公司的股利支付能力，用于衡量分配决策效率[51]。基于以上分析，构建CFO财务决策效能测度指标体系，具体如表1所示。

表1 解释变量定义表

3.控制变量

借鉴国内外研究的常用做法，本文选取企业规模(Size)、公司上市年限(Age)、营业收入增长率(Growth)、现金持有率(Cash)、企业现金流量(Fcf)作为控制变量[52-54]。同时，考虑行业因素(Industry)和年度因素(Year)作为哑变量的影响。具体的变量定义及说明如表2所示。

表2 控制变量定义表

(三)模型构建

为了检验假设H1，即CFO财务决策效能与企业绩效呈正相关关系，构建模型(1)：

ROSit=λ0+λ1Efficiency1it+λ2Efficiency2it+λ3Efficiency3it+λ4Efficiency4it+λ5Controlit+λ6Industryit+λ7Yearit+σit

(1)

为了检验假设H2，即CFO基础效能与企业绩效呈正相关关系，构建模型(2)：

ROSit=β0+β1Efficiency1it+β2Controlit+β3Industryit+β4Yearit+ξit

(2)

为了检验假设H3，即CFO投资决策效能与企业绩效呈正相关关系，构建模型(3)：

ROSit=∂0+∂1Efficiency2it+∂2Controlit+∂3Industryit+∂4Yearit+ψit

(3)

为了检验假设H4，即CFO筹资决策效能与企业绩效呈正相关关系，构建模型(4)：

ROSit=γ0+γ1Efficiency3it+γ2Controlit+γ3Industryit+γ4Yearit+εit

(4)

为了检验假设H5，即CFO分配决策效能与企业绩效呈正相关关系，构建模型(5)：

ROSit=φ0+φ1Efficiency4it+φ2Controlit+φ3Industryit+φ4Yearit+θit

(5)

其中，ROS表示企业绩效；Efficiency1-4分别表示CFO基础效能、投资决策效能、筹资决策效能和分配决策效能；Control表示控制变量的集合；Industry和Year分别表示行业哑变量和年度哑变量；λ0、β0、∂0、γ0和φ0分别表示5个模型的常量；λ1-4、β1-4、∂1-4、γ1-4和φ1-4分别表示5个模型相对应变量的系数；σ、ξ、ψ、ε和θ分别为5个模型的误差项；it代表第t年的第i个样本。

四、实证结果与分析

(一)描述性统计

本文采用熵值法和加权平均法计算CFO财务决策效能的基础效能指数、投资决策效能指数、筹资决策效能指数、分配决策效能指数，熵值法是一种客观赋权法，根据各项指标观测值所提供信息的数据来确定各指标权重。各指标权重计算结果如表3所示。

根据表3各指标权重，利用加权平均法计算出CFO基础效能指数、投资决策效能指数、筹资决策效能指数和分配决策效能指数，公式如下：

(6)

上式中，n代表指标个数，Xi代表第i个经过无量纲处理之后的指标数据，wi代表第i个指标的权重。

表4为本文关键变量的描述性统计分析。结果显示，2012-2018年企业绩效(ROS)的均值为0.127、标准差为0.139，最大值和最小值分别为4.767和-0.272，说明不同企业之间绩效水平差异很大。CFO基础效能指数(Efficiency1)的均值为0.147、标准差为0.172，最小值和最大值分别为0.001和0.983，说明不同企业之间的CFO基础效能差异较大。投资决策效能指数(Efficiency2)、筹资决策效能指数(Efficiency3)、分配决策效能指数(Efficiency4)以及控制变量样本数值差异亦较大。以上说明本文指标适用于实证分析。

表3 CFO财务决策效能构成指标权重

表4 描述性统计分析

(二)相关性分析

相关性分析是指分析两两指标之间相互依存的关系，利用Person相关系数表示。本文关键变量的相关性分析如表5所示。由表5可知，变量之间的相关系数都很低，大多数变量都通过1%的显著性检验，变量之间不存在多重共线性。表5中CFO基础效能(Efficiency1)、投资决策效能(Efficiency2)、筹资决策效能(Efficiency3)和分配决策效能(Efficiency4)与企业绩效(ROS)的相关系数分别为0.03、0.34、0.11和0.13，且在5%的水平上正向显著，且投资决策效能(Efficiency2)与企业绩效(ROS)的相关系数最大，基础效能(Efficiency1)与企业绩效(ROS)的相关系数最小，初步支持本文所提假设。

(三)多元回归分析

表6显示了利用模型(1)—(5)对本文假设进行检验的结果。模型(1)中CFO基础效能(Efficiency1)、投资决策效能(Efficiency2)、筹资决策效能(Efficiency3)、分配决策效能(Efficiency4)与企业绩效(ROS)均在10%的水平及以上显著正相关；模型(2)—(5)中CFO基础效能(Efficiency1)、投资决策效能(Efficiency2)、筹资决策效能(Efficiency3)、分配决策效能(Efficiency4)与企业绩效(ROS)均在5%的水平及以上显著正相关，其投资决策效能(Efficiency2)与企业绩效(ROS)的相关系数为0.890，最大，基础效能(Efficiency1)与企业绩效(ROS)的相关系数为0.027，最小，说明投资决策效能对企业绩效的决定作用最为明显，CFO基础效能对企业绩效的决定作用并不明显，且现实效能对企业绩效的决定作用明显高于基础效能。表6的回归结果基本验证了本文的假H1—H5。

表5 相关性分析

表6 多元回归分析

(四)CFO是否兼任董事的回归分析

董事会作为企业的最高决策机构，CFO进入董事会将具有更高的地位和影响力，进入董事会和不进入董事会的CFO的财务决策效能存在较大的差异[55]。因此，本文从兼任内部董事视角进一步研究CFO财务决策效能对企业绩效的影响，将样本分为兼任内部董事和不兼任内部董事两组，以ROS为被解释变量，对模型(1)—(5)进行分组回归，CFO兼任内部董事的回归结果如表7所示，CFO不兼任内部董事的回归结果如表8所示。

表7 CFO兼任内部董事回归结果

由表7和表8可得，模型(1)中兼任内部董事一组的CFO筹资决策效能对企业绩效不显著，但基础效能、投资决策效能和分配决策效能均对企业绩效正向显著，且回归系数均大于不兼任内部董事一组。总体而言，兼任内部董事的CFO财务决策效能更影响企业绩效的提升。模型(2)—(5)中兼任内部董事一组的CFO基础效能、投资决策效能、筹资决策效能和分配决策效能的回归系数和显著性均大于不兼任内部董事一组。由此可得，相比不兼任内部董事的CFO，兼任内部董事CFO基础效能、投资决策效能、筹资决策效能及分配决策效能对企业绩效的影响作用更为明显。主要原因有两点：一是企业CFO进入董事会，董事会赋予其更多的权力，CFO根据财务决策方案需要，要求相关部门提供有效财务决策信息，进而制定更为合理有效的财务决策方案，从而提高企业绩效。二是企业CFO进入董事会，企业将赋予其职责范围内决策事项的更大权重的表决权，在确定合理有效的财务决策方案的前提下，进一步推动企业财务决策方案的实施，确保财务决策执行效能，从而提高企业绩效。

表8 CFO不兼任内部董事回归结果

(五)稳健性检验

为了保证实验结果的可靠性和有效性，本文采用以下两种方法进行稳健性检验。

一是基于任期变化的重新检验。前文检验分析已经考虑CFO更替的情况，删除了任期小于12个月的数据样本。但考虑CFO在职3年以后，才能完全熟悉企业经营及财务运行情况，掌控企业财务活动，科学有效制定和执行财务决策。为此，删除任期3年以下的数据，进行模型(1)—(5)的回归分析，回归结果如表9所示，CFO基础效能、筹资决策效能对企业绩效的影响作用有一定程度的提升，投资决策效能、分配决策效能对企业绩效作用略微下降，但总体呈现CFO投资决策效能对企业绩效影响作用最大，基础效能对企业绩效的影响最小，与表6的回归结果基本一致，支持了本文所提假设，稳健性检验结论成立。

表9 删除任期3年以下数据回归结果

二是替换部分控制变量的重新检验。对模型回归的控制变量进行更换，删除营业收入增长率(Growth)，增加财务杠杆(Cwgg)和年度超额回报率(R)两个控制变量，数据样本量发生了变化，回归结果如表10所示。模型(1)—(5)的回归结果均对企业绩效正向显著，与表6的回归结果一致，稳健性检验结论仍成立。

(六)内生性检验

上述分析表明，随着CFO财务决策效能提高，企业绩效越好。然而企业绩效越高，企业CFO的财务决策效能也越强，由此两者之间是否互为因果关系、模型内生性问题是否存在值得思考。为消除这一疑虑，选择滞后一期的CFO财务决策效能(L-Efficiency1-4)作为工具变量进行内生性检验。

本文适用工具变量法(2SLS)进行内生性检验，在逐步回归中K-Prk LM统计量值分别为2 527.325、1 567.020、716.541和210.035，而p值均为0.000，拒绝了“工具变量不可识别”的原假设。C-D Wald F统计量值分别为235.568、2 868.372、883.473和215.034，拒绝了“存在弱工具变量”的原假设。各回归的Hansen检验统计量值都为0，说明工具变量和矩条件个数相等，不存在过度识别问题。以上统计量值表明，本文所选工具变量不存在不可识别和过度识别的问题，即工具变量恰好能够被识别，说明滞后一期的CFO财务决策效能(L-Efficiency1-4)作为工具变量，能够有效的被引入模型当中。表11是滞后一期的CFO财务决策效能(L-Efficiency1-4)作为工具变量进行2SLS回归之后的结果。由表11第一阶段回归结果所示，滞后一期CFO财务决策效能(L-Efficiency1-4)分别与当期CFO财务决策效能(Efficiency1-4)在1%水平上显著正相关；第二阶段回归结果显示，CFO财务决策效能(Efficiency1-4)的拟合值与企业绩效(ROS)分别在5%、1%、1%和1%水平上显著正相关。以上结果表明在排除了内生性问题后，本文的研究结论仍然成立，进一步验证了本文的假设。

五、结论与展望

本文以我国2012-2018年沪深A股1 646家上市公司及其相关数据为研究对象，从基础效能、现实效能(投资决策效能、筹资决策效能、分配决策效能)两个方面构建CFO财务决策效能结构，设计了其相关测度指标体系，并按照CFO财务决策效能构成分析其对企业绩效的影响进行实证研究。研究发现，CFO财务决策效能与企业绩效显著正相关，其现实效能对企业绩效影响程度大于基础效能影响程度，其中投资决策效能对企业绩效影响最大，基础效能对企业绩效影响最小，进一步研究发现，兼任内部董事的CFO更能提升企业绩效。研究结论表明，CFO财务决策效能是衡量企业财务资源配置效能质量的重要方面，CFO现实效能变量(投资决策效能、筹资决策效能、分配决策效能)超出了其传统背景特征变量(学历、资历、经历)所提供的信息。更全面的CFO财务决策效能指标体系的构建，对企业绩效及内在价值具有更好的解释能力，有助于缓解投资者在资本市场中对企业的信息不对称问题，将企业价值创造信息更有效、可靠地传递给外部财务利益相关者，尤其是监管机构，具有较强的理论解释力和应用价值。由此，本文为CFO财务决策效能结构影响企业绩效假说提供了理论支持和经验证据。

表10 替换部分控制变量回归结果

表11 内生性检验结果

根据实证结果分析，本文提出有效提升CFO财务决策效能及企业绩效的三点对策：一是企业在选配CFO以及进行CFO考评时应当注重其财务决策效率及效果的现实效能，而非唯学历、资历、经历等个人背景特质论，只关注其个人背景特征；二是企业应当更关注CFO财务决策效能和实际业绩，尤其注重CFO实际投资效率及效果的实际投资决策效能的提升，CFO必须遵循财务决策效率导向，重点做好企业投资决策，避免非理性投资，防控财务风险，提高投资报酬率；三是从CFO兼任董事可以确保财务执行力，更能提升财务决策效能及企业绩效，这一经验证据表明企业应当赋予CFO更多的财务决策自主权，增加其财务决策的科学性和效能性。

未来研究可从以下几方面进行拓展：一是进一步拓展CFO财务决策效能指标体系的相关性研究，并深入探究CFO财务决策效能影响企业绩效的机理；二是从产权性质出发，分组展开CFO财务决策效能对企业绩效影响的相关性研究；三是从薪酬激励、股权激励等视角进行CFO财务决策效能对企业绩效影响的相关性研究；四是进一步考虑CFO变更是否对企业绩效产生重要影响。由此，细化和深化、丰富并完善CFO财务决策效能对企业绩效影响研究。