CEO風險偏好、財務困境與企業違規

石晶 楊麗

摘 要：CEO作為企業戰略決策的首席執行官，其自身的認知基礎、風險偏好等個人特質會通過影響組織決策與戰略布局進而影響企業行為。為此，基于高層梯隊理論和舞弊三角理論，以2010-2018年滬深A股上市企業為研究樣本，實證檢驗CEO風險偏好、財務困境與企業違規傾向的關系。結果表明：由風險偏好型CEO任職的企業違規傾向更高，企業財務困境對主效應具有調節作用。

關鍵詞： CEO風險偏好;財務困境;企業違規

中圖分類號：F234.4 ?文獻標識碼： A ? ?文章編號：1003-7217（2021）04-0066-08

一、引 言

盡管我國資本市場體系與法制環境逐步改善，企業內部治理水平顯著提升，但企業違規事件依然屢見不鮮，例如 “長生生物”的違規披露、“康美藥業”的財務造假、“廣州安州”的股價操縱①。截至2018年12月31日，10.17%的滬深A股上市企業因違規被證監會處罰。2019年上交所通報的上半年上市企業違規處理結果中，41家上市企業中有149名董監高上了黑榜②。根據《2013年中國企業家犯罪研究報告》顯示，有千名企業家因違規行為被處罰。根據Wind數據庫的統計結果，2003-2017年因違規被取消高管資格的人數達到1972人。

舞弊三角理論認為，舞弊事件的發生是違規動機、機會與自我合理化（態度）共同作用的結果[1]，決策者的個人態度是企業舞弊行為發生的關鍵動因。早在 1986 年 Albrecht 和 Romney就發現，許多有關財務舞弊的預警指標和管理人員的個人素質密切相關[2]。“高層梯隊理論”認識到高管的顯性人口特征（年齡、性別、受教育程度等）的異質性造就了管理者差異化的認知理念和行為模式[3]。風險偏好作為影響高管決策的重要心理特征，描述了決策者對待風險的態度。CEO風險偏好的差異會通過影響決策關注點進而引起戰略決策差異，即在面對不確定性環境時，高風險偏好的管理者更關注機會和優勢。如果能夠揭示高層梯隊理論和舞弊三角理論如何相互作用影響企業違規傾向，就能夠為監管部門從風險特質的角度監控企業違規傾向提供理論依據，從而有助于組織治理體系的優化設計。

財務困境是企業財務狀況持續惡化的結果，該狀況的出現既會使內部股東的利益受到損害，又可能引發外部的融資約束問題[4]。管理層為避免被更換[5]，會表現出強烈的違規動機。同時，企業陷入財務困境后存在的信息不對稱程度越高，也能夠為高管違規創造機會。但人力資本理論認為，CEO 作為公司重要的崗位，一旦公司出現較為嚴重的危機，CEO 的人力資本價值必然會發生較大的貶值[6]。已有的研究表明，良好的企業內外部治理環境[7，8]、內外部治理機構的監管[9，10]能夠對這些違規行為起到抑制作用。那么，隨著內外部治理體系的完善以及內外部治理水平的提升，偏好風險的CEO是否仍會為了掩蓋財務選擇“鋌而走險”呢？

基于此，本文嘗試以2010-2018年滬深A股上市企業為研究樣本，實證檢驗CEO風險偏好、財務困境與企業違規傾向的關系。旨在通過揭示CEO風險偏好對企業違規傾向的影響機理，豐富現有企業違規理論的研究成果，為企業內外部治理機制約束企業違規提供理論依據，最終使得規范企業違規的措施更具有針對性。

二、理論機理分析

安然與世通財務丑聞的相繼曝光有力地推動了美國出臺《薩班斯法案》以規范市場秩序，自此，企業違規也成為會計與金融界的研究熱點。根據舞弊三角理論，舞弊行為的發生是動機、機會與管理者態度共同作用的結果。較高的違規收益和較低的違規成本會激發違規動機，而較低的稽查率為違規行為提供機會[11]。從公司治理的角度，已有相關研究從董事會[12]、監事會[13]、審計委員會[14]及內部審計人員能力[10]的角度考察了內部治理環境對違規的抑制作用，并驗證了媒體和政府部門的關注度[15]及分析師追蹤[7]等外部治理體系的抑制作用，證實了社會信任對違規稽查的強化作用[8]。然而，盡管治理體系的完善和治理環境的改善有助于減少違規行為，但難以從根本上解決違規問題。決策者的個人因素是企業舞弊行為發生的關鍵動因。許多有關財務舞弊的預警指標都和管理人員的個人素質密切相關[2]，管理當局不誠實、人格異常等都可能是會計舞弊的信號[16]。CEO 作為企業經營管理的關鍵成員，負責企業的日常經營。若能夠揭示出CEO的心理特征與企業違規傾向的關系，對提升治理和監管效率將具有重要意義。

風險偏好是指決策者對待風險的一般態度，不同的人對待風險的態度通常存在個體差異[17，18]。具有較低風險傾向的個體在決策時會采用更多的決策標準，而高風險傾向者則采用較窄的決策標準[19]。當企業高管因個人的有限理性和認知偏差導致戰略決策誤判，會使企業承擔過度的風險[20]或采用高風險、高杠桿策略[21]導致財務惡化，此時，代理人（管理者）的職位晉升和薪酬水平會受到威脅，甚至可能被股東解雇[22];且資本市場對負面信息（超出投資者和分析師預料的負面績效差距）具有放大效應[23]，管理者為維護自身的利益，可能會出現舞弊的動機（尤其是對風險偏好型CEO而言）[24]。CEO作為企業各項經營活動的代理人，擁有的信息遠多于委托人[25]。委托人對代理人努力水平和絕對績效的判斷極為困難，對代理人的監控和調查成本也過高，代理人的職位晉升和薪酬水平依賴于其排名[22]，包括與行業平均水平之間的橫向比較和與其自身歷史業績表現之間的縱向比較[23，24]。信息不對稱使得管理者擁有舞弊機會。因此，可以預期，當風險偏好型CEO認為預期違規收益大于違規成本時，會選擇鋌而走險，從事違規行為。為此，提出研究假設1。

H1 CEO風險偏好程度與企業的違規傾向正相關。

財務困境是企業財務狀況持續惡化的特征與結果，該狀況的出現會使股東的利益受到損害。企業可以通過更新自己的管理型人力資本克服組織慣性和阻力，應對不斷變化的環境需求，特別是對于消極業績反饋的企業，這是一種關鍵的救濟方式[26]。管理層為避免被更換[27]，會表現出強烈的違規動機，鋌而走險[28]。同時，企業破產清算概率的增加會增加高管的考核壓力，處于困境中的企業也會壓低聘任高管的薪酬水平[29]。對于信息劣勢一方的利益相關者（投資者、債權人、供應商與客戶）而言，披露的會計信息以及公告是其評價企業價值的重要依據[30，31]，股權投資者對企業的財務信息敏感度要高于其他利益相關者[4]。因此，為避免壞消息可能引發的融資約束問題，企業高管也會有更強的動機實施盈余管理[30]。除此之外，負面信息的曝光除引起投資者的關注外，也容易引起監管機構的關注，增加審計費用[32]。企業陷入財務困境后，存在的信息不對稱程度更高，也為高管產生違規行為提供機會[25]，即舞弊動機存在的情況下，信息不對稱能為舞弊的發生提供條件。根據舞弊三角理論可知，CEO會充分利用財務報告的靈活性掩蓋潛在實際風險，增加企業的違規傾向。為此，提出研究假設2。

H2 風險偏好型CEO為掩蓋內部的財務困境事實，會增強違規動機。

三、模型設定及數據說明

（一）樣本選擇與數據來源

選擇2010-2018年滬深A股所有上市企業：（1）企業的財務數據、內部治理數據和企業違規數據均來自CSMAR數據庫;（2）為避免異常數值對結果的影響，利用Stata15.0對變量在1%水平下進行Winsorize縮尾處理。最終整理得到12483個樣本觀測值，并采用Stata15.0軟件進行后續的實證研究。

（二）變量及度量

1. 企業違規（Fraud）。用企業當年的違規次數[33]度量企業當年的違規程度，數值越大，說明違規傾向越高。

2. CEO風險偏好。CEO風險偏好是指管理層對戰略決策與布局中存在的各種不確定性的態度，并進一步通過投資決策外在化。而在投資決策項目中，交易性金融資產、可供出售金融資產與投資性房地產都以公允價值為計量基礎，風險以及收益的不確定性相對于其他投資項目而言較大。因此，先計算出交易性金融資產、可供出售金融資產與投資性房地產三項風險投資年度總額占本年度資產總額的比重[34];然后，將該比值與同行業平均水平進行比較。當本企業的值高于行業平均水平時，表明CEO為風險偏好型，取值為1;否則，取值為0。

3. 財務困境。綜合考慮企業的經營狀況、財務狀況與盈利能力等多方面的影響[35]，得到Z-score作為企業財務困境的替代指標。Z值越大，說明企業陷入財務困境的可能性越低。同時，根據鄭國堅等（2013）[36]的研究可知，Altman得出美國企業的Z指數臨界值1.8并不完全適用于研究中國企業，因此，將樣本分為高、低兩組，當企業Z-score指數低于行業均值時，說明企業面臨財務困境，Trou取值為1;否則，取值為0。

4. 其他控制變量。從公司經營維度、公司治理維度以及訴訟風險維度控制其他因素的影響[11]。具體而言，控制經營維度下的企業規模（Assets）、企業發展能力（Growth）、企業盈利能力（ROA）及企業償債能力（Lev）。企業治理層面控制國有持股比例（State_hold）、外部審計機構是否為國際四大會計師事務所（Big4）、股權制衡度（Balance）以及董事會結構（Indir_ratio）。由于CEO的持股比例會增強其經營決策的自由度[37]，股東與管理層之間關系的密切程度（兼任）會促使其利用其他資源對困境企業進行“反向支撐”[36]，因而進一步控制CEO的持股比例（CEO_hold）;前景理論支撐下的薪酬差距與風險規避正相關[38]，錦標賽理論支撐下的薪酬差距與企業績效正相關[39]，為此，進一步控制CEO與其他高管間的薪酬差距（CEO_pay_gap）;由于激烈的市場競爭也會誘發更強的企業違規動機[40]，所以控制市場競爭激烈度（HHI）對企業違規的影響。在訴訟風險維度中，控制企業以前年度的違規情況（preFraud）、企業所處行業整體違規水平（indFraud）、股票日收益率的年度波動率（yVolatility）以及企業發行在外流通股的年換手率（yReturn）。此外，在實證模型中進一步控制行業、年度虛擬變量。主要變量定義及度量見表1。

（三）模型設計

為檢驗CEO風險偏好程度對企業的違規傾向的影響，構建回歸模型（1）。

四、實證結果分析

（一）描述性統計與相關性檢驗

1.變量的描述性統計。從表2的描述性統計結果可以看出，CEO風險偏好程度（Risk_prefer）的均值為0.224，且標準差僅為0.417，說明我國任職于上市企業的CEO整體風險偏好程度較低。上市企業的平均違規程度達到0.188，說明在重視改善企業違規情況時，對企業內部管理層個人特征也應給予必要的重視。企業的財務困境替代變量（Z-score）的均值為6.218，遠低于最優值（42.907），說明財務狀況相對較差，企業面臨的財務困境水平較高。

2.相關性檢驗。表3顯示，CEO風險偏好（Risk_prefer）與企業違規（Fraud）的Pearson相關系數（0.018）和Spearman相關系數（0.000）都大于或等于0，且Pearson相關系數和Spearman相關系數分別在5%和10%顯著性水平下正相關，說明CEO對風險決策的偏好程度越高，企業違規行為發生的概率越大，符合假設1的預期。企業財務困境替代變量（Z-score）與企業違規（Fraud）的Pearson相關系數與Spearman相關系數都在1%的顯著性水平下負相關（Pearson相關系數為-0.055，Spearman相關系數為-0.071），說明企業財務狀況越差，風險偏好型CEO為掩蓋企業的財務困境事實，會利用盈余操縱或延遲披露等違規方式，假設2的預期初步得到驗證。在控制變量的相關性檢驗結果中，Pearson相關性檢驗以及Spearman相關性檢驗結果表明，除企業的償債能力與資產規模之間、企業償債能力與企業財務狀況之間、企業股票日收益率的年度波動率與年換手率、企業當年違規與以前年度違規情況以及行業違規情況的相關性較高外，其他變量間的相關性較低，說明模型不存在嚴重的共線性問題。

（二）回歸結果分析

1. CEO風險偏好與企業違規。表4中模型（1）的回歸結果顯示，CEO風險偏好（Risk_prefer）與企業違規程度（Fraud）呈正相關關系，且在5%的水平下顯著，說明企業CEO風險偏好程度越高，企業存在的違規傾向越大，H1成立。

2.財務困境的調節作用。表4中模型（2）的結果顯示，交互項系數顯著為負（邊際效應值為-0.001，且在10%的水平下顯著），說明較好的企業財務狀況對企業的違規傾向具有顯著的負向調節作用，即當企業財務環境較差時，偏好風險的CEO會為吸引投資選擇“鋌而走險”，開展違規操縱行為，H2成立。

將樣本分為高、低兩組，即當企業Z-score指數低于行業均值時，說明企業面臨財務困境，Trou取值為1;否則，取值為0。表4中模型（3）的交互項系數顯著為正（邊際效應值為0.032，且在10%水平下顯著），符合預期，說明企業面臨的財務困境水平對企業違規傾向具有顯著的正向調節作用，即偏好風險的CEO會為吸引投資從而進行違規操縱以掩蓋企業面臨的財務困境事實，H2成立。

五、穩健性檢驗

（一）遺漏變量的偏誤估計

由于自變量與殘差項高度相關，一部分不可觀測變量的影響力被高估到自變量中，使得自變量的影響程度被高估[41]。當遺漏的不可觀測影響因素和自變量的關聯程度與已控制可觀測影響因素和自變量關聯程度的商δ=1時，CEO風險偏好系數仍為0.0323，與控制其他影響違規傾向因素后的系數0.0224相差不大。同時，根據CEO風險偏好系數為0時的δ值可知，僅當遺漏變量的重要程度是CEO風險偏好程度的90.9473倍時，CEO風險偏好對企業違規傾向的影響程度才會被拖累為0，從而說明研究結論是穩健的。

（二）改變CEO風險偏好度量方式

以上是從投資決策的角度對CEO風險偏好程度的度量，如果引入資本性支出（CapRatio），該指標與CEO風險偏好程度呈正比，等于當期資本性支出占企業上期資產總額的比重[42]。發現CEO風險偏好與企業違規傾向仍保持正相關（系數值為0.006）。盡管并不顯著，但符號仍然符合假設H1的預期。當考慮企業面臨的財務困境后，CEO的風險偏好程度與企業違規傾向顯著正相關（系數值為0.064），且財務困境會顯著正向調節這一作用（系數值為0.062，且在1%水平下顯著），說明H2的結論是穩健的。

（三）傾向性得分匹配

為驗證結果的穩健性，進一步采用近鄰1∶1匹配法得出傾向性匹配得分，選擇與違規企業得分差異最小的企業作為對照組。發現CEO風險偏好程度與企業違規傾向顯著正相關（系數值為0.031，且在1%水平下顯著），說明H1的結論是穩健的;以修正的Z_score近似替代的企業財務困境水平與CEO風險偏好的交乘項顯著負相關，符合預期（當企業財務環境較差時，偏好風險的CEO會為吸引投資選擇“鋌而走險”）;進一步將樣本進行分組后發現結論仍然穩健。

六、進一步分析

（一）CEO持股比例的調節機制檢驗

為探究股東身份對風險偏好型CEO違規傾向的影響，進一步考察CEO持股比例的調節作用。從表5的結果可知，CEO持股比例會正向影響企業違規傾向，但并不顯著，進一步考慮企業面臨的財務困境后，調節作用的系數仍不顯著。說明管理者持股方式并不是導致違規動機增加的主要原因。

（二）市場競爭環境的調節機制檢驗

有關組織行為的研究發現，企業往往不是簡單地關心生存問題，而是關注未來的發展問題以及競爭優勢的維持問題[43，44]，企業實際業績與最優業績水平間的差距會形成趕超壓力。為此，進一步探究內部財務環境和外部競爭環境對企業違規傾向的共同作用。用HI=1-HHI表示市場競爭環境，該指數值越大，說明企業所處的市場競爭環境越激烈。表6的結果表明，市場競爭激烈程度正向增強了風險偏好型CEO的違規傾向，且在10%水平上顯著。進一步考慮企業內部財務環境后發現，財務困境水平會增強這一正向影響，且在10%水平上顯著。說明企業所處的外部市場競爭環境確實是增加舞弊動機的因素，應該得到內外部治理機構的重視。

七、結 語

以上研究表明：CEO風險偏好程度與企業違規傾向正相關，企業財務困境會在CEO風險偏好對企業違規的影響中起到調節作用。CEO持股比例的增加并不會顯著增強企業的違規傾向，股權激勵方式具有存在合理性，但外部市場競爭環境是增加舞弊動機的重要因素，應予重視。

企業違規行為的發生既不利于企業的可持續發展，也不利于構建良好的金融市場體系。CEO作為企業戰略決策的首席執行官，既可能是違規的主體，也可能是違規事件的執行者。因此，為促進企業的健康可持續發展，建議：（1）完善企業的CEO用人制度。當CEO的認知恰當時，高風險項目也會伴隨著高收益，企業價值能更快更好地實現。因此，企業在聘用CEO時，應選擇與企業自身發展狀況相一致的CEO，即當企業內部治理體系比較完善時，聘用風險偏好型CEO有助于促進企業創新，增加企業價值;當企業內部治理體系松懈時，聘用風險規避型CEO會更利于企業的健康可持續發展。（2）完善企業的內部治理體系，注重對內外部監管體系的合理運用。企業的健康可持續發展離不開內部監管體系監察職能的有效發揮，即通過對各類財務與非財務信息的關注，及時約束企業存在的不當行為，促進內部治理機制的運作，從根本上解決企業違規的動機。（3）國家應制定相關法律法規凈化企業經營的外部環境，增加企業的違規成本。違規機會能被良好的內外部環境所抑制，為此，除了加快推進企業自身的內部治理機制完善外，國家還應制定法律法規凈化外部環境，從而有效抑制企業個體層面違規行為的發生，這也能進一步抑制“同行效仿違規”現象的出現。

當然，本文也存在一定的局限性。首先，并未給出各類企業尋找適用的CEO風險偏好程度的量化區間;其次，在對CEO風險偏好程度的度量上采用的是財務指標近似度量，但風險偏好作為個體層面的特征，可通過問卷的形式進一步驗證結果的穩健性與可靠性;最后，未進一步考究CEO風險偏好程度對企業違規類型的影響差異，這也是后續進一步研究的方向。

注釋：

① ?資料來源：http：//www.xinhuanet.com/2019-01/15/c_1210038768.htm;http：//finance.sina.com.cn/roll/ 2018-10-25/ doc-ifxeuwws 7969760.shtml;http：//www.csrc.gov.cn/pub/zjhpublic/G00306212/201804/t20180409_336383.htm。

② ?資料來源：http：//finance.ifeng.com/c/7ojZYlxsqKu。董監高即董事、監事、高管。

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（責任編輯：寧曉青）