呂文棟,劉　巍,何威風(fēng)

(1.對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)　國(guó)院商學(xué)院，北京　100029；2.中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)　會(huì)計(jì)學(xué)院，湖北　武漢　430073)

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管理者異質(zhì)性與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)

呂文棟1,劉巍2,何威風(fēng)2

(1.對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)國(guó)院商學(xué)院，北京100029；2.中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院，湖北武漢430073)

摘要：基于管理者異質(zhì)性，運(yùn)用高層梯隊(duì)理論，構(gòu)建管理者—公司配對(duì)數(shù)據(jù)庫(kù)，從管理者效應(yīng)、管理者影響企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)路徑以及管理者背景特征等多方面研究管理者對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的影響。研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)中存在管理者效應(yīng)，即管理者會(huì)影響企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)。管理者影響企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的途徑結(jié)果顯示，管理者過(guò)多的投資、并購(gòu)、較高的財(cái)務(wù)杠桿、多元化經(jīng)營(yíng)、較多的研究開(kāi)發(fā)、廣告費(fèi)以及管理費(fèi)用等將會(huì)使企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)上升，而較好的利息覆蓋率、現(xiàn)金持有、股息比率、息稅前利潤(rùn)以及經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金凈流量則會(huì)使企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平下降。此外，公司管理者團(tuán)隊(duì)年齡大，則其風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)較??；管理者團(tuán)隊(duì)男性比例高、教育程度高以及規(guī)模大則使企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)較大。

關(guān)鍵詞：管理者特征；管理者效應(yīng)；企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)

一、引言

企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平不僅直接影響企業(yè)績(jī)效，而且關(guān)系著企業(yè)健康發(fā)展。過(guò)高的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)會(huì)促進(jìn)企業(yè)快速發(fā)展，加快社會(huì)資本積累并提高技術(shù)進(jìn)步，但也容易使企業(yè)陷入困境；過(guò)低的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)則會(huì)導(dǎo)致企業(yè)資本支出減少，風(fēng)險(xiǎn)性投資和創(chuàng)新投入不足，會(huì)使企業(yè)經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)下滑和未來(lái)發(fā)展不足。因此，如何激勵(lì)管理者的冒險(xiǎn)精神以提高企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平和促進(jìn)企業(yè)發(fā)展，又要防范管理者過(guò)度冒險(xiǎn)行為以避免潛在危機(jī)出現(xiàn)，就成為公司金融乃至資本市場(chǎng)研究中一個(gè)十分重要的問(wèn)題。特別是2008年金融危機(jī)后，全球經(jīng)濟(jì)在艱難復(fù)蘇中，企業(yè)面臨的風(fēng)險(xiǎn)在不斷上升，實(shí)務(wù)界和理論界非常關(guān)注企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平問(wèn)題。為此，學(xué)術(shù)界圍繞企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的影響因素以及經(jīng)濟(jì)后果等方面展開(kāi)了深入研究，并取得了豐碩成果[1-7]。

與已有企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)文獻(xiàn)不同，本文主要基于管理者異質(zhì)性現(xiàn)實(shí)，運(yùn)用高層梯隊(duì)理論研究企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)問(wèn)題。現(xiàn)有企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)行為的文獻(xiàn)主要依賴(lài)于代理理論，期望通過(guò)合理的激勵(lì)契約來(lái)實(shí)現(xiàn)管理者行為與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)行為之間的均衡。以管理者同質(zhì)為假設(shè)前提的代理理論盡管承認(rèn)管理者自利行為的存在，但其將公司間財(cái)務(wù)行為和業(yè)績(jī)差異歸因于公司治理效率，而非管理者差異，這使得理論研究難以深入分析管理者實(shí)際是如何進(jìn)行決策的。高層梯隊(duì)理論則基于管理者異質(zhì)性，考慮管理者在公司決策中的重要作用，為解釋管理者如何影響公司行為提供了重要理論支撐[8-9]。

管理者是企業(yè)投資、并購(gòu)、經(jīng)營(yíng)等風(fēng)險(xiǎn)活動(dòng)的直接決策主體，其決策行為會(huì)受到管理者的顯著影響。Bertrand和Schoar(2003)首次檢驗(yàn)了公司財(cái)務(wù)行為中的管理者效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)管理者會(huì)對(duì)公司投資、融資以及經(jīng)營(yíng)活動(dòng)會(huì)產(chǎn)生影響[10]。之后，Bamber等(2010)、Dyreng等(2010)、Graham等(2013)等分別在公司自愿性信息披露、避稅以及薪酬等研究中發(fā)現(xiàn)管理者效應(yīng)[11-13]?；谄髽I(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)行為的重要性，管理者可能會(huì)影響企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)行為。為此，本文首先檢驗(yàn)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)中是否存在管理者效應(yīng)。通過(guò)選取在兩家上市公司分別至少有兩年工作經(jīng)歷的管理者而構(gòu)造的管理者——公司配對(duì)數(shù)據(jù)庫(kù)，研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)中存在管理者效應(yīng)，即管理者會(huì)影響企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)。

企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)行為主要體現(xiàn)于企業(yè)的投資、融資以及經(jīng)營(yíng)活動(dòng)。異質(zhì)性的管理者對(duì)投資、融資以及經(jīng)營(yíng)活動(dòng)各有擅長(zhǎng)，這會(huì)使管理者影響企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)行為的路徑存在差異。Bertrand和Schoar(2003)研究發(fā)現(xiàn)，管理者會(huì)采取不同方式實(shí)現(xiàn)公司成長(zhǎng)，如當(dāng)公司有較多并購(gòu)和多元化經(jīng)營(yíng)時(shí)，管理者將會(huì)進(jìn)行較低的資本投資和研發(fā)支出[10]。Dejong和Ling(2013)則發(fā)現(xiàn)相對(duì)于投資和融資政策，管理者的經(jīng)營(yíng)政策對(duì)公司收益影響較大[14]。我國(guó)是一個(gè)轉(zhuǎn)軌加新興市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)國(guó)家，法律法規(guī)還在不斷完善之中，上市公司面臨著較多的金融管制，公司治理結(jié)構(gòu)存在大股東控制現(xiàn)象，這些都導(dǎo)致公司管理者選擇的商業(yè)模式有著較大差異，可能使管理者影響企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的路徑與發(fā)達(dá)國(guó)家管理者不同。為此，本文研究了我國(guó)上市公司中管理者影響企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的途徑。研究結(jié)果表明，管理者過(guò)多的投資、并購(gòu)、較高的財(cái)務(wù)杠桿、多元化經(jīng)營(yíng)、較多的研究開(kāi)發(fā)、廣告費(fèi)以及管理費(fèi)用等將會(huì)使企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)上升，而較好的利息覆蓋率、現(xiàn)金持有、股息比率、息稅前利潤(rùn)以及經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金凈流量則會(huì)使企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平下降。

在發(fā)現(xiàn)管理者會(huì)影響公司風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)行為及其影響途徑后，本文繼續(xù)研究了這些影響是來(lái)自于管理者的哪些特征。與已有管理者特征文獻(xiàn)只關(guān)注管理者個(gè)體，如CEO或董事長(zhǎng)不同的是，本文則關(guān)注管理者團(tuán)隊(duì)?，F(xiàn)代企業(yè)不僅內(nèi)部組織結(jié)構(gòu)復(fù)雜，而且外部經(jīng)營(yíng)環(huán)境也是復(fù)雜多變，需要不同管理者組合在一起、共同經(jīng)營(yíng)，企業(yè)經(jīng)濟(jì)行為是團(tuán)隊(duì)決策結(jié)果。因而，Hambrick(1994)認(rèn)為，管理層團(tuán)隊(duì)特征比 CEO特征對(duì)組織績(jī)效的解釋力更強(qiáng)[15-16]。對(duì)于企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)等這樣重大財(cái)務(wù)活動(dòng)，顯然不是總經(jīng)理一個(gè)人能夠完成的，而是管理者團(tuán)隊(duì)共同完成的。此外，Bertrand和Schoar(2003)認(rèn)為，在運(yùn)用高層梯隊(duì)理論分析管理者個(gè)體(CEO)對(duì)企業(yè)會(huì)計(jì)財(cái)務(wù)行為影響時(shí)，無(wú)法控制非CEO特征對(duì)公司行為的影響[10]。為此，本文研究了管理者團(tuán)隊(duì)特征對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的影響，研究發(fā)現(xiàn)：公司管理者團(tuán)隊(duì)年齡大，則其風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)較?。还芾碚邎F(tuán)隊(duì)男性比例高、教育程度高以及規(guī)模大則使企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)較大。

本文可能的研究貢獻(xiàn)：一是豐富了從管理者異質(zhì)性角度研究企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)行為的內(nèi)容?，F(xiàn)有企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)理論研究主要依賴(lài)于代理理論，但本文運(yùn)用高層梯隊(duì)理論，構(gòu)建管理者——公司配對(duì)數(shù)據(jù)庫(kù)，從管理者效應(yīng)、管理者影響企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)路徑以及管理者團(tuán)隊(duì)特征等多方面研究管理者對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的影響，豐富了企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)行為的研究?jī)?nèi)容。二是本文拓展了管理者效應(yīng)的研究領(lǐng)域。管理者效應(yīng)突破了傳統(tǒng)代理理論分析假設(shè)條件，使其在公司財(cái)務(wù)、會(huì)計(jì)等領(lǐng)域有著較為廣泛的應(yīng)有。本文則首次發(fā)現(xiàn)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)行為中存在管理者效應(yīng)，是對(duì)管理者效應(yīng)研究領(lǐng)域的拓展。三是本文從管理者團(tuán)隊(duì)層面研究了管理者特征對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的影響，深化了高層梯隊(duì)理論。已有影響企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的管理者過(guò)度自信、性別等特征研究主要是集中在CEO等管理者個(gè)體上。隨著理論研究的推進(jìn)，高層梯隊(duì)理論由早期關(guān)注管理者個(gè)人背景特征，轉(zhuǎn)為更多關(guān)注管理者團(tuán)隊(duì)背景特征，本文研究則深化了高層梯隊(duì)理論[8]。此外，本文還研究了管理者影響企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的路徑。

本文后面結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分是文獻(xiàn)綜述；第三部分是研究設(shè)計(jì)，包括樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源、檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?、統(tǒng)計(jì)性描述等；第四部分是實(shí)證分析，包括企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)中的管理者效應(yīng)、管理者影響企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)路徑以及管理者特征與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的回歸分析等；最后的部分是結(jié)論。

二、文獻(xiàn)綜述

(一)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)影響因素的相關(guān)文獻(xiàn)

企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)行為顯示出公司在融資、投資、技術(shù)創(chuàng)新等方面的能力，是企業(yè)績(jī)效提高和股東財(cái)富增加的重要基礎(chǔ)。從已有文獻(xiàn)來(lái)看，對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)行為影響因素的研究主要集中在公司治理與管理者激勵(lì)方面。但也有文獻(xiàn)探討了投資者保護(hù)、債權(quán)人保護(hù)、管理者權(quán)力以及文化特征等影響因素[2-4,6-7]。

良好的公司治理既能促進(jìn)管理者積極承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)，實(shí)現(xiàn)企業(yè)持續(xù)快速發(fā)展，又能抑制管理者過(guò)高的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)行為，保持企業(yè)穩(wěn)定發(fā)展。從股權(quán)結(jié)構(gòu)、董事會(huì)等公司治理角度研究企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)成為理論研究的重要內(nèi)容。Anderson和Reeb(2003)發(fā)現(xiàn)當(dāng)創(chuàng)始家族占據(jù)大股東位置，他們被假定為非分散化投資者時(shí)，公司會(huì)有著較高經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)[17]。Palig-orova(2010)采用公司大股東的總現(xiàn)金流權(quán)作為股權(quán)集中度的度量指標(biāo)，發(fā)現(xiàn)當(dāng)公司屬于企業(yè)集團(tuán)時(shí)，股權(quán)集中度與風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)行為之間正相關(guān)是非常顯著[18]。Kim和Lu(2011)研究表明，當(dāng)CEO直接持有公司普通股時(shí)，CEO股權(quán)與風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)之間關(guān)系會(huì)嚴(yán)重受到外部治理環(huán)境的影響[19]。Faccio等(2011)發(fā)現(xiàn)，大股東持股的分散化程度越高，企業(yè)越可能承擔(dān)更多的風(fēng)險(xiǎn)性投資項(xiàng)目[2]。Boubakri等(2013)利用36個(gè)國(guó)家190家國(guó)有企業(yè)民營(yíng)化數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)國(guó)有股權(quán)比例與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)顯著負(fù)相關(guān)，外資股權(quán)比例與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)則顯著正相關(guān)[20]。Huang等(2013)利用中國(guó)上市公司數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，國(guó)有企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)顯著低于家族企業(yè)，而國(guó)有企業(yè)民營(yíng)化之后，風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力顯著提高[21]。此外，股權(quán)分置改革后，國(guó)有企業(yè)和家族企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)均顯著提高，而且這種效果對(duì)家族企業(yè)更加顯著。薛有志和劉鑫(2014)研究發(fā)現(xiàn)，相比于非國(guó)有控股公司，國(guó)有控股企業(yè)明顯表現(xiàn)出風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)不足[22]。余明桂等(2013)利用雙差分模型研究發(fā)現(xiàn)，國(guó)有企業(yè)民營(yíng)化后風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平顯著提高，但在產(chǎn)權(quán)制度和契約制度不同的地區(qū)，民營(yíng)化企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)效應(yīng)存在差異[5]。

在管理者激勵(lì)方面，與股東相比，由于管理者個(gè)人人力資本不可分散性，管理者為了更安全獲得私有收益，可能會(huì)放棄凈現(xiàn)值為正但風(fēng)險(xiǎn)較高的投資項(xiàng)目。從管理者職業(yè)生涯和聲譽(yù)角度看，選擇謹(jǐn)慎保守的投資策略也是管理者優(yōu)先考慮的。管理者的保守投資行為對(duì)股東和企業(yè)不一定有利，企業(yè)可以通過(guò)股票期權(quán)等激勵(lì)機(jī)制來(lái)強(qiáng)化管理者的風(fēng)險(xiǎn)偏好[23]。Hayes等(2012)利用2005年美國(guó)財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則 FAS123R實(shí)施的外部沖擊事件，探討股權(quán)激勵(lì)對(duì)公司風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的影響，結(jié)果表明股權(quán)激勵(lì)與公司風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)之間關(guān)系并沒(méi)有受到FAS123R實(shí)施的影響[24]。Armstrong and Vashishtha(2012)盡管發(fā)現(xiàn)股權(quán)激勵(lì)可以促使管理者積極承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)，但需依賴(lài)一定的條件[25]。李小榮和張瑞君(2014)發(fā)現(xiàn)管理者股權(quán)激勵(lì)與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)行為之間并不是簡(jiǎn)單的直線關(guān)系，而是呈現(xiàn)倒“U”形關(guān)系，但這種關(guān)系只在產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)高組中觀察到[26]。除了薪酬激勵(lì)外，Kini和Williams(2012)則關(guān)注到晉升激勵(lì)對(duì)管理者風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)行為的影響，他們發(fā)現(xiàn)錦標(biāo)賽式的激勵(lì)機(jī)制同樣能促使管理者進(jìn)行更多的風(fēng)險(xiǎn)性投資[27]。

此外，F(xiàn)accio等(2015)發(fā)現(xiàn)男性CEO管理的公司有著較高的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平[28]。余明桂等(2013)發(fā)現(xiàn)管理者過(guò)度自信與公司風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平正相關(guān)[29]。Serfling(2014)則發(fā)現(xiàn)CEO年齡會(huì)顯著影響企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)行為，其主要通過(guò)風(fēng)險(xiǎn)偏小的投資行為來(lái)減少公司風(fēng)險(xiǎn)[30]。這些文獻(xiàn)只是簡(jiǎn)單分析了管理者個(gè)體某個(gè)特征對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的影響，既沒(méi)有從理論上深入分析管理者如何影響企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)，又沒(méi)有解決好內(nèi)生性問(wèn)題。為此，本文將通過(guò)構(gòu)建管理者——公司配對(duì)數(shù)據(jù)庫(kù)，運(yùn)用時(shí)刻個(gè)體固定效應(yīng)模型研究管理者如何影響企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)，之后從管理者團(tuán)隊(duì)角度進(jìn)一步分析管理者如何影響企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)。

(二)管理者固定效應(yīng)的相關(guān)文獻(xiàn)

盡管早在1958年March和Simon就發(fā)現(xiàn)，由于環(huán)境的復(fù)雜性，企業(yè)管理者不可能實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)學(xué)意義上的理性決策，但之后相關(guān)理論研究還是忽略了管理者在企業(yè)決策中的重要作用，潛在假定所有管理者都是同質(zhì)的。由Hambrick和Mason(1984)等人提出的高層梯隊(duì)理論則認(rèn)為管理者之間是存在差異的，公司決策的差異與異質(zhì)性管理者密切相關(guān)[8]。隨后，在管理學(xué)領(lǐng)域許多學(xué)者通過(guò)實(shí)驗(yàn)、問(wèn)卷調(diào)查、訪談等方法證實(shí)了管理者會(huì)影響企業(yè)決策。同時(shí)，在財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)領(lǐng)域，通過(guò)考察管理者人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征(如年齡、性別、教育以及職業(yè)背景等)，利用上市公司大樣本數(shù)據(jù)研究管理者對(duì)公司決策影響，則成為高層梯隊(duì)理論應(yīng)用的重點(diǎn)[31]。不過(guò)，前述兩種研究都存在一定問(wèn)題，實(shí)驗(yàn)、問(wèn)卷調(diào)查、訪談等方法的缺陷在于難以將管理者的影響上升到組織層面，且研究中難以控制其他因素影響；管理者人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征的方法用人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征變量來(lái)代表管理者認(rèn)知架構(gòu)是有限和不完整的，且這些研究都是基于單純的橫截面數(shù)據(jù)，存在內(nèi)生性問(wèn)題。

基于前述研究的缺陷，Bertrand和Schoar(2003)通過(guò)選取在兩家上市公司分別至少有3年工作經(jīng)歷的管理者而構(gòu)造了管理者——公司配對(duì)數(shù)據(jù)庫(kù)，利用時(shí)刻個(gè)體固定效應(yīng)模型，檢驗(yàn)了管理者對(duì)公司財(cái)務(wù)行為的影響[10]。研究結(jié)果表明，管理者會(huì)系統(tǒng)影響公司重大財(cái)務(wù)決策。Bertrand和Schoar(2003)的方法沒(méi)有專(zhuān)門(mén)研究某一可觀測(cè)管理者特征變量與一項(xiàng)具體公司決策之間的關(guān)系，而是衡量管理者所任職的不同公司的整體決策效果[10]。這一方法優(yōu)勢(shì)表現(xiàn)在：基于管理者異質(zhì)性，在成功分離公司特征和外部環(huán)境對(duì)公司決策影響的基礎(chǔ)上發(fā)現(xiàn)了管理者對(duì)公司決策的系統(tǒng)性影響，并控制了內(nèi)生性。此后，包括財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)在內(nèi)的多個(gè)領(lǐng)域采用該方法研究企業(yè)決策中的管理者效應(yīng)。Bamber等(2010)采用Bertrand和Schoar(2003)的研究方法，發(fā)現(xiàn)管理者會(huì)影響公司的盈余預(yù)測(cè)傳遞的信息、預(yù)測(cè)頻率、預(yù)測(cè)偏好、預(yù)測(cè)精度以及預(yù)測(cè)準(zhǔn)確性等自愿信息披露行為[11]。Dyreng等(2010)認(rèn)為公司避稅行為不僅會(huì)受到公司特征的影響，還與管理者有著密切聯(lián)系，他們的實(shí)證研究證實(shí)了管理者會(huì)系統(tǒng)影響公司的避稅行為[12]。Ge等(2011)則專(zhuān)門(mén)研究CFO對(duì)公司會(huì)計(jì)政策選擇的影響，通過(guò)構(gòu)建至少在兩個(gè)公司擔(dān)任過(guò)CFO職位且在每個(gè)公司至少任職兩年359個(gè)CFO的樣本，他們研究結(jié)果證實(shí)了CFO會(huì)影響公司會(huì)計(jì)政策選擇[32]。Yang(2012)則發(fā)現(xiàn)資本市場(chǎng)能夠識(shí)別管理者的自愿披露信息披露行為[33]。Dejong和Ling(2013)不僅發(fā)現(xiàn)管理者會(huì)影響企業(yè)財(cái)務(wù)決策，而且影響著經(jīng)營(yíng)收益[14]。何威風(fēng)和劉巍(2015)則利用中國(guó)上市公司數(shù)據(jù)，首次建議了管理者對(duì)審計(jì)收費(fèi)的影響[34]。因此，盡管在財(cái)務(wù)、會(huì)計(jì)理論研究中分析管理者效應(yīng)文獻(xiàn)較多，但鮮有論文探討企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)中是否存在管理者效應(yīng)，這正是本文將要研究的問(wèn)題。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選擇滬深兩市上市公司作為初始樣本，樣本期間為2003年至2013年。由于金融行業(yè)執(zhí)行著特殊會(huì)計(jì)準(zhǔn)則以及ST公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)異常，本文剔除了這兩類(lèi)公司。此外，無(wú)法獲得相關(guān)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)公司也被剔除。本文所采用相關(guān)數(shù)據(jù)主要來(lái)自于色諾芬(CCER)和國(guó)泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫(kù)。對(duì)于管理者特征數(shù)據(jù)還通過(guò)新浪財(cái)經(jīng)和百度等進(jìn)行手工補(bǔ)充。

(二)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/p>

參考Bertrand和Schoar(2003)方法，本文建立如下模型來(lái)檢驗(yàn)管理者是否會(huì)影響企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)，即企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)中是否存在管理者效應(yīng)[10]。

Riskit=α0+∑mαmManam+∑tαtYeart+∑iαiFirmi+∑kαkControlit+φit

(1)

模型(1)中，Manam是管理者m的固定效應(yīng)，表示管理者對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的影響；Firmi和Yeart是為了控制公司自身因素和時(shí)間影響的固定效應(yīng)；Control為控制變量，參考余明桂等(2013)、趙龍凱等(2014)等人的研究成果[5，7]，我們還控制了企業(yè)規(guī)模(Size)、財(cái)務(wù)杠桿(Debt)、企業(yè)成長(zhǎng)性(Growth)、企業(yè)業(yè)績(jī)(ROA)、控股股東持股比例(First)、企業(yè)性質(zhì)(State)、上市年限(Age)。此外，本文也控制了行業(yè)(Indu)效果的影響。表1描述了上述研究變量定義。模型(1)需要收集跨公司工作的管理者數(shù)據(jù)。我們利用國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)(CSMAR)提供的管理者信息，并通過(guò)百度、新浪財(cái)經(jīng)等確定不止在一家上市公司工作的管理者。管理者影響公司需要一定的時(shí)間，我們要求跨公司的管理者至少在每家公司工作兩年。最后，一共獲得3342個(gè)管理者滿(mǎn)足要求。

表1　變量含義

模型(1)中，Riskit為企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)變量。參考John等(2008)、Boubakri等(2011)、余明桂等(2013)等文獻(xiàn)[1，5，20]，本文將采用盈利的波動(dòng)性來(lái)度量企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)。計(jì)算思路為：先用所有上市公司行業(yè)平均值對(duì)每家公司每年資產(chǎn)收益率進(jìn)行調(diào)整，之后計(jì)算出上市公司在觀察時(shí)間段內(nèi)經(jīng)行業(yè)調(diào)整的資產(chǎn)收益率的標(biāo)準(zhǔn)差，即為本文所求的企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。本文選擇的觀察時(shí)間段為3年，在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中將分別采用4年、5年、6年進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。公式為：

(2)

(3)

其中，ROA為公司資產(chǎn)收益率，以公司稅息折舊加攤銷(xiāo)前利潤(rùn)(EBITDA)與總資產(chǎn)(ASSET)比值表示。i表示企業(yè)；n代表觀察時(shí)段內(nèi)的年段，取值范圍為1至3；X表示行業(yè)內(nèi)的企業(yè)總數(shù)量；k為該行業(yè)的第k家企業(yè)。

(三)統(tǒng)計(jì)性描述

表2是主要研究變量統(tǒng)計(jì)性描述。表2結(jié)果顯示，企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的平均值為0.032，最小值為0.001，最大值為0.508。依據(jù)John等(2008)統(tǒng)計(jì)[1]，在1992年至2002年間，美國(guó)和加拿大公司的平均風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平為0.09，英國(guó)公司為0.069，我國(guó)香港地區(qū)則為0.067，因而，我國(guó)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)平均值低于發(fā)達(dá)國(guó)家企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)水平。從最小值和最大值來(lái)看，不同企業(yè)之間的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平有著較大差異，是否與公司管理者有關(guān)還有待多元回歸檢驗(yàn)。在控制變量方面，公司財(cái)務(wù)杠桿平均值為0.497，上市公司債務(wù)比例較為均衡；公司成長(zhǎng)性平均值為0.179、公司業(yè)績(jī)平均值為-0.008，這表明盡管上市公司有著較好的成長(zhǎng)性，但經(jīng)營(yíng)效率還有待提高；控股股東持股比例平均值為0.166，表明第一股東持股較大；企業(yè)性質(zhì)平均值為0.59，表明樣本公司中政府為最終控制人約占59%。

四、實(shí)證分析

(一)管理者影響企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的回歸分析

1.企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)中的管理者效應(yīng)

為了更好地反映管理者對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的影響，運(yùn)用模型(1)時(shí)是逐漸增加各個(gè)固定效應(yīng)變量，表3是模型(1)的回歸結(jié)果。表3前四列只包含了年度、公司以及管理者單個(gè)變量的固定效應(yīng)，第五列是包含年度和公司變量的固定效應(yīng)，第六列則包含了年度、公司以及管理者所有變量的固定效應(yīng)。本文研究需要關(guān)注的是第四列和第六列回歸結(jié)果。由第四列回歸結(jié)果知，與第一列相比，調(diào)整R2增加了0.28，由0.15上升為0.43，增加百分比的幅度達(dá)到了191%，且所有的F檢驗(yàn)都是顯著的，表明管理者會(huì)對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)產(chǎn)生明顯的影響。由第六列回歸結(jié)果知，與第一列相比，調(diào)整R2上升到0.62，增加數(shù)值是0.47，增加百分比則高達(dá)320%；與第五列相比，調(diào)整R2增加了0.19，增加百分比為44%，通過(guò)了Vuong檢驗(yàn)，所有F檢驗(yàn)也都是顯著的，再一次表明管理者會(huì)對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)有著顯著影響。在年度和公司特征變量方面，調(diào)整R2增加明顯，且所有的F檢驗(yàn)都是顯著的，表明對(duì)時(shí)間和公司特征進(jìn)行控制是研究企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)必須的。

盡管表3表明，企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)中存在較為明顯的管理者效應(yīng)，但可能是少數(shù)顯著系數(shù)影響了這一結(jié)果，為此，我們需要進(jìn)一步分析管理者效應(yīng)系數(shù)大小和分布情況。表4和表5分別是管理者效應(yīng)系數(shù)的顯著性水平統(tǒng)計(jì)和分布統(tǒng)計(jì)。依據(jù)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)原理，如果零假設(shè)成立，則企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)中管理者對(duì)應(yīng)系數(shù)與其顯著性水平之間是一致的。由表4知，在1%、5%、10%顯著性水平上，企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)中分別對(duì)應(yīng)著522、530以及538個(gè)管理者，占比為43.39%、44.06%、44.72%，這表明管理者效應(yīng)回歸系數(shù)的實(shí)際百分比遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于預(yù)期，拒絕了零假設(shè)，企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)中的管理者效應(yīng)在統(tǒng)計(jì)意義上是顯著的。表5列示了企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)中管理者效應(yīng)系數(shù)的統(tǒng)計(jì)學(xué)分布情況，用以檢驗(yàn)管理者效應(yīng)的經(jīng)濟(jì)顯著性。由表5知，企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)中的管理者固定效應(yīng)回歸系數(shù)的平均數(shù)和中位數(shù)分別為0.0218和0.0309，都非常接近于零。這表明前述研究管理者效應(yīng)樣本選擇方面是符合要求的，沒(méi)有偏向過(guò)于保守或者激進(jìn)的管理者。表5結(jié)果還顯示，管理者固定效應(yīng)回歸系數(shù)在25%和75%分位數(shù)分別為-0.0475和0.1996，意味著25%分位數(shù)減少了0.0475企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)，75%分位數(shù)上增加了0.1996的企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)，差異值達(dá)到0.2471，這意味著回歸系數(shù)的分布差異是非常大的。由表2的統(tǒng)計(jì)性描述知，企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)平均值為0.032，這遠(yuǎn)小于0.2471的差異值，表明企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)中管理者效應(yīng)具有非常顯著的經(jīng)濟(jì)意義。

表2　描述性統(tǒng)計(jì)

表3　企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)中的管理者效應(yīng)

注：表3中各數(shù)值為模型(1)回歸的F值，括號(hào)內(nèi)數(shù)值為P值；各列相對(duì)于第1列的增加值用R2_adjust增加值表示；各列相對(duì)于第1列的增加百分比則以R2_adjust增加百分比表示；第6列與第5列的R2_adjust的差異性檢驗(yàn)是采用Vuong檢驗(yàn)。

表4　管理者效應(yīng)顯著性水平統(tǒng)計(jì)

表5　管理者效應(yīng)系數(shù)的分布統(tǒng)計(jì)

總之，由表3、表4以及表5可知，管理者對(duì)公司風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)產(chǎn)生了不僅具有經(jīng)濟(jì)學(xué)意義的影響，而且具有統(tǒng)計(jì)意義的影響。

2.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)前文研究結(jié)論的可靠性，我們主要進(jìn)行了3個(gè)穩(wěn)健性檢驗(yàn)。首先，企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)是本文研究的關(guān)鍵變量，對(duì)其進(jìn)行穩(wěn)健性測(cè)試是我們必須進(jìn)行的。在前文回歸分析中，企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)變量使用的是3年期的窗口，在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，分別采用4年期、5年期、6年期作為計(jì)算企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的窗口。在未列示的回歸結(jié)果中，企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)中的管理者效應(yīng)與前文研究結(jié)果基本一致。

其次，前文企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)中的管理者效應(yīng)是依據(jù)管理者設(shè)置虛擬變量，這有可能夸大管理者效應(yīng)，因?yàn)樵O(shè)置管理者虛擬變量本身就包含了公司的影響。為此，我們進(jìn)一步分離公司特征效應(yīng)，以獲得更為純粹的管理者效應(yīng)。在此，需要運(yùn)用模型(4)和模型(5)，模型(4)和模型(5)的變量與模型(1)一致。檢驗(yàn)時(shí)先采用模型(4)獲得回歸殘差，后以該殘差為被解釋變量，運(yùn)用模型(5)檢驗(yàn)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)中的管理者效應(yīng)，模型(5)回歸結(jié)果即為分離了公司特征效應(yīng)的管理者效應(yīng)。表6列示了分離公司特征效應(yīng)后的管理者效應(yīng)。與第二列相比，第三列調(diào)整R2上升為0.59，增加了0.15，增加百分比為34.09%，通過(guò)了Vuong檢驗(yàn)，F(xiàn)檢驗(yàn)也都是顯著的。這表明企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)中的管理者效應(yīng)依舊顯著，前述研究結(jié)論是穩(wěn)健的。

Riskit= α0+∑tαtYeart+∑iαiFirmi+

∑kαkControlit+φit

(4)

φ=α0+∑mαmManam+δ

(5)

最后，本文前述企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)中的管理者效應(yīng)可能是某個(gè)管理者在公司任職期間偶然發(fā)生的，是一次隨機(jī)事件，而不是持續(xù)性現(xiàn)象。例如，在某段時(shí)期內(nèi)一家公司有著較高的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平，恰好該公司又聘請(qǐng)了之前在其他上市公司工作過(guò)的管理者，該公司風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平實(shí)際與跨公司工作的管理者無(wú)關(guān)，但本文前述研究方法可能會(huì)得出管理者影響了該公司風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的結(jié)論。為此，在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，本文區(qū)分管理者前后兩個(gè)不同公司的影響并分別進(jìn)行回歸，獲得回歸系數(shù)后將其劃分為兩個(gè)子樣本；然后用前一個(gè)公司回歸系數(shù)與后一個(gè)公司回歸系數(shù)進(jìn)行回歸分析，以檢驗(yàn)管理者效應(yīng)是受管理者跨公司影響的。具體說(shuō)，繼續(xù)采用模型(4)，對(duì)管理者在兩家不同公司任職的子樣本分別進(jìn)行回歸，獲得兩家公司的殘差后，用后一家公司的殘差對(duì)前一家公司的殘差進(jìn)行回歸。表7是檢驗(yàn)的相關(guān)性分析和回歸結(jié)果。在公司風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的管理者效應(yīng)中，管理者在前后兩家公司的回歸殘差Pearson的系數(shù)在5%水平上顯著正相關(guān)；回歸系數(shù)也在5%水平上顯著正相關(guān)。表7結(jié)果表明，管理者在不同公司的管理者效應(yīng)是顯著正相關(guān)的，這意味著管理者效應(yīng)是管理者工作期間跨越不同公司形成的，并不是由特定公司驅(qū)動(dòng)的隨機(jī)事件。

(二)管理者影響企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)路徑的回歸分析

上述研究已經(jīng)發(fā)現(xiàn)管理者對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)有著重要影響，但是不清楚影響的途徑，本部分研究將解決這一問(wèn)題。Bertrand和Schoar(2003)將企業(yè)決策分為投資、融資以及經(jīng)營(yíng)三種，研究發(fā)現(xiàn)管理者在企業(yè)決策中有著差異化的風(fēng)格，如有的管理者偏好外部擴(kuò)張而有的管理者注重內(nèi)部增長(zhǎng)[10]。他們研究還發(fā)現(xiàn)，管理者對(duì)公司決策的各種偏好彼此相關(guān)，管理者會(huì)通過(guò)積極參與外部并購(gòu)和增加R&D費(fèi)用來(lái)實(shí)現(xiàn)企業(yè)的擴(kuò)張。Dejong和Ling(2013)研究也發(fā)現(xiàn)，管理者會(huì)偏好不同決策從而影響企業(yè)盈余。本文將在前述研究已經(jīng)發(fā)現(xiàn)管理者會(huì)影響企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步分析管理者對(duì)公司決策的決定是否會(huì)影響到企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平，即管理者影響公司企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的途徑有哪些[33]。

表6　“管理者—公司”分離后的管理者效應(yīng)與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)

注：表6中列示的為F值，括號(hào)內(nèi)表示P值；Vuong檢驗(yàn)為第3列與第2列R2_adjust的差異性檢驗(yàn)。

表7　跨公司管理者效應(yīng)的回歸分析

注：括號(hào)內(nèi)表示的是P值；*、**、***分別表示在1%、5%和10%水平上顯著。

參考Bertrand和Schoar(2003)、Dejong和Ling(2013)等研究[10，14]，我們也將從投資、融資以及經(jīng)營(yíng)等3個(gè)方面分析管理者影響企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的路徑。首先利用模型(1)回歸分析出我國(guó)上市公司管理者對(duì)企業(yè)投資、融資以及經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的影響；其次對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)、投資、融資以及經(jīng)營(yíng)活動(dòng)中管理者效應(yīng)的回歸系數(shù)分別設(shè)置為解釋變量和被解釋變量進(jìn)行相關(guān)性檢驗(yàn)和多元回歸分析。依據(jù)Bertrand和Schoar(2003)、Dejong and Ling(2013)度量方法[10，14]，投資決策采用投資額、投資-托賓Q敏感性、投資-現(xiàn)金流敏感性和已宣布有效并購(gòu)數(shù)量等變量，融資決策采用財(cái)務(wù)杠桿、利息保障倍數(shù)、現(xiàn)金持有量和股息收益水平等變量，經(jīng)營(yíng)決策采用多元化并購(gòu)數(shù)量、R&D、廣告宣傳和SG&A費(fèi)用等變量。

表8是管理者效應(yīng)在企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平和公司政策之間的Pearson和Spearman系數(shù)。表8的結(jié)果表明，管理者影響企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的公司政策在投資決策中，主要表現(xiàn)為長(zhǎng)期投資和并購(gòu)數(shù)量的相關(guān)系數(shù)顯著為正；在融資活動(dòng)中，公司財(cái)務(wù)杠桿的相關(guān)系數(shù)顯著為正，但利息覆蓋率、現(xiàn)金持有以及股息比率為負(fù)；經(jīng)營(yíng)活動(dòng)中的多元化經(jīng)營(yíng)、研發(fā)費(fèi)用、廣告費(fèi)用以及管理費(fèi)用等相關(guān)系數(shù)顯著為正。此外，公司績(jī)效的息稅前利潤(rùn)和經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流的相關(guān)系數(shù)顯著為負(fù)。不過(guò)，Pearson和Spearman系數(shù)只是單變量分析，結(jié)果并不穩(wěn)定，Bertrand和Schoar(2003)、Dejong和Ling(2013)的研究也證實(shí)了這一點(diǎn)[10，14]。為此，本文也將進(jìn)一步采用回歸分析管理者影響企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的主要途徑。

表8　公司決策的管理者效應(yīng)與風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的管理者效應(yīng)

注:*、**、***分別表示在1%、5%和10%水平上顯著。

表9至表11是企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)中的管理者效應(yīng)與企業(yè)決策中管理者效應(yīng)的回歸分析。其中，表9是將所有決策放在同一個(gè)模型回歸的結(jié)果，表10是分析每次只回歸一種公司決策結(jié)果，表11用來(lái)檢驗(yàn)表10模型之間的差異。綜合表9至表10可以發(fā)現(xiàn)，管理者影響企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的公司政策在投資決策中，主要表現(xiàn)為長(zhǎng)期投資和并購(gòu)數(shù)量的相關(guān)系數(shù)顯著為正，這表明公司長(zhǎng)期投資和并購(gòu)活動(dòng)多會(huì)導(dǎo)致企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平高。在融資活動(dòng)中，公司財(cái)務(wù)杠桿的相關(guān)系數(shù)顯著為正，但利息覆蓋率、現(xiàn)金持有以及股息比率為負(fù)，這意味著公司較高的財(cái)務(wù)杠桿會(huì)使企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平較高，但利息覆蓋率、現(xiàn)金持有以及股息比率大會(huì)降低企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。經(jīng)營(yíng)活動(dòng)中的多元化經(jīng)營(yíng)、研發(fā)費(fèi)用、廣告費(fèi)用以及管理費(fèi)用等相關(guān)系數(shù)顯著為正，這意味著公司的多元化經(jīng)營(yíng)、過(guò)高的研發(fā)、廣告支出以及過(guò)多的管理活動(dòng)都會(huì)增加企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。此外，公司績(jī)效的息稅前利潤(rùn)和經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流的相關(guān)系數(shù)顯著為負(fù)，表示公司績(jī)效越好，公司風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平越低。此外，從表11來(lái)看，表10的第5列與前4列之間的差異都通過(guò)了Vuong檢驗(yàn)，表明第5列與其他4列之間的差異是非常顯著的。

表9　公司決策的管理者效應(yīng)與風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的管理者效應(yīng)

注:*、**、***分別表示在1%、5%和10%水平上顯著。

(三)管理者特征與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的回歸分析

企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平是管理者決策的后果，管理者決策行為受其價(jià)值觀、認(rèn)知能力以及感知能力等心理結(jié)構(gòu)影響[8]。為此，本部分將研究管理者哪些心理結(jié)構(gòu)會(huì)影響企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)。不過(guò)，管理者心理結(jié)構(gòu)難以度量，而高層梯隊(duì)理論則認(rèn)為管理者的學(xué)歷、年齡、性別以及任職時(shí)間等可客觀度量的人口背景特征與其心理結(jié)構(gòu)有著密切關(guān)系，可以通過(guò)觀察這些人口背景特征變量研究管理者對(duì)企業(yè)決策的影響[35]。為此，本部分將檢驗(yàn)管理者特征與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)之間關(guān)系。檢驗(yàn)回歸模型如下：

Riskit=β0+βmMagerm+∑kβkControl+ε

(6)

其中，Risk為企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的變量，與模型(1)一致。Mager為管理者特征變量，考慮到數(shù)據(jù)可獲得性并參考何威風(fēng)和劉啟亮(2010)等文獻(xiàn)[37]，本文管理者特征主要研究管理者團(tuán)隊(duì)規(guī)模(MagerN)、學(xué)歷(MagerE)、年齡(MagerA)、性別(MagerS)以及任職時(shí)間(MagerT)。各個(gè)變量定義為：管理者團(tuán)隊(duì)規(guī)模指上市公司管理者人數(shù)之和；管理者學(xué)歷指上市公司管理者的平均學(xué)歷水平(其中，博士為5、碩士為4、本科為3、大專(zhuān)為2、高中或中專(zhuān)以下為1)；管理者年齡指上市公司管理者的平均年齡；管理者性別指上市公司管理者性別的平均數(shù)(如果管理者為男性，則為1，否則為0)；管理者任職時(shí)間指上市公司管理者擔(dān)任現(xiàn)職的平均任職時(shí)間?？刂谱兞緾ontrol與模型(1)一致。

在對(duì)模型(6)進(jìn)行回歸時(shí)，先單獨(dú)回歸管理者特征各個(gè)變量，之后再將所有管理者特征變量放在一起進(jìn)行回歸，表12是回歸結(jié)果。由表12知，管理者年齡回歸系數(shù)顯著為負(fù)，管理者團(tuán)隊(duì)規(guī)模、性別、學(xué)歷等回歸系數(shù)顯著為正，管理者任職時(shí)間的回歸系數(shù)不顯著。本文對(duì)這些回歸結(jié)果的解釋理由為：管理者年齡回歸系數(shù)顯著為負(fù)表示管理者年齡越大，公司風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平越低。組織行為學(xué)認(rèn)為管理者年齡不僅可以反映管理者決策水平，還反映了管理者的風(fēng)險(xiǎn)偏好。年齡越小的管理者有著旺盛的精力和充沛的體力，思維敏捷，思想潮流新穎，往往表現(xiàn)出較強(qiáng)的創(chuàng)新意識(shí)，對(duì)外界變化接受能力強(qiáng)，決策行為可能會(huì)過(guò)于自信，行為激進(jìn)和決策迅速，這些特點(diǎn)使年齡越小的管理者決策風(fēng)險(xiǎn)越大；年齡越大的管理者盡管經(jīng)驗(yàn)豐富、處事老練、且考慮問(wèn)題全面，但其認(rèn)知能力明顯低于年輕管理者，知識(shí)結(jié)構(gòu)和變通能力相對(duì)較弱，對(duì)外在變化反應(yīng)較慢，決策行為較為保守，這使得年齡越大的管理者決策風(fēng)險(xiǎn)相對(duì)較小[8，37]。不僅如此，基于聲譽(yù)的考慮，年齡越大的管理者決策時(shí)可能更符合行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)和遵從歷史經(jīng)驗(yàn)，決策行為循規(guī)蹈矩，較為保守。因而，公司管理者年齡越大，其風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平越低。

管理者性別比例的回歸系數(shù)顯著為正，表示管理者男性比例越高，公司風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平越高。管理學(xué)研究發(fā)現(xiàn)，由于道德行為、信息處理能力等方面的差異，導(dǎo)致不同性別的人在風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度方面有著較大差異。在道德行為方面，有著“較強(qiáng)道德特征”的女性往往比男性更多關(guān)心別人，預(yù)期遵守社會(huì)規(guī)則，決策行為的風(fēng)險(xiǎn)相對(duì)較小[38]。在信息處理方面，男性處理信息過(guò)程和方法相對(duì)較為簡(jiǎn)單，女性往往會(huì)使用較多證據(jù)，決策過(guò)程較為復(fù)雜和仔細(xì)，才會(huì)形成最終的認(rèn)知結(jié)果[39]。道德行為和信息處理等方面的不同導(dǎo)致男性和女性在風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度方面有著較大差異，呈現(xiàn)出男性可能愿意接受挑戰(zhàn)，更愿意冒風(fēng)險(xiǎn)，女性則在管理和決策中較為謹(jǐn)慎，是風(fēng)險(xiǎn)回避者。因而，管理者男性比例越高，公司風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平越高。

表10　公司決策的管理者效應(yīng)與風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的管理者效應(yīng)

注：括號(hào)內(nèi)表示的是t值；*、**、***分別表示在1%、5%和10%水平上顯著。

表11　表10中各個(gè)模型的比較檢驗(yàn)

注：括號(hào)內(nèi)表示的是P值；*、**、***分別表示在1%、5%和10%水平上顯著。

表12　管理者特征與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)

注：括號(hào)內(nèi)表示的是P值；*、**、***分別表示在1%、5%和10%水平上顯著。

管理者學(xué)歷的回歸系數(shù)顯著為正，表示管理者學(xué)歷越高，公司風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平越高。隨著科學(xué)技術(shù)發(fā)展和社會(huì)專(zhuān)業(yè)化分工細(xì)化，通過(guò)教育來(lái)提高個(gè)人認(rèn)知能力越來(lái)越成為個(gè)體發(fā)展的必備條件。通過(guò)對(duì)不同受教育者進(jìn)行比較研究，確也發(fā)現(xiàn)在信息處理能力、新思想接受以及適應(yīng)環(huán)境變化能力等方面與受教育者程度之間的關(guān)系。Wiersemaand Bantel(1992)認(rèn)為，學(xué)歷越高的管理者會(huì)有著復(fù)雜的社會(huì)認(rèn)知能力，這將有助于管理者能夠在復(fù)雜的經(jīng)營(yíng)環(huán)境中進(jìn)行多元化準(zhǔn)確定位，因而，管理者的受教育程度與多元化顯著正相關(guān)[40]。不過(guò)，正因?yàn)檩^高的認(rèn)知能力，受教育程度高的管理者往往過(guò)于相信自己的能力和判斷的準(zhǔn)確性，決策時(shí)容易過(guò)度自信，帶來(lái)較大的決策風(fēng)險(xiǎn)，Schrand和Zechman(2010)研究發(fā)現(xiàn)管理者受教育程度越高，越有可能高估自己的決策能力形成過(guò)度自信[41]。余明桂等(2013)研究發(fā)現(xiàn)，管理者過(guò)度自信與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平顯著正相關(guān)。因而，管理者學(xué)歷越高，公司風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平越高[5]。

管理者團(tuán)隊(duì)人數(shù)的回歸系數(shù)顯著為正，表示管理者團(tuán)隊(duì)人數(shù)越多，企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平越高。管理者團(tuán)隊(duì)人數(shù)越多可能會(huì)給企業(yè)帶來(lái)較多地解決問(wèn)題的資源和信息優(yōu)勢(shì)，但也會(huì)帶來(lái)管理者決策上的風(fēng)險(xiǎn)。理由在于：管理者團(tuán)隊(duì)規(guī)模越大，表明團(tuán)隊(duì)成員在性別、年齡、教育程度、職業(yè)背景以及任職時(shí)間方面可能存在較大差異，這不僅會(huì)增大管理者之間的溝通協(xié)調(diào)成本，還容易使管理者團(tuán)隊(duì)中形成多個(gè)利益中心，增加了管理者決策理性分析的難度[42]。不僅如此，管理者團(tuán)隊(duì)規(guī)模越大，管理者之間互動(dòng)和互惠機(jī)會(huì)將會(huì)減少，其直接后果是管理者之間交流溝通減少，團(tuán)隊(duì)的凝聚力和歸屬感會(huì)下降，管理者決策的誠(chéng)信風(fēng)險(xiǎn)增大。因而，管理者團(tuán)隊(duì)人數(shù)越多，企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平越高。

五、結(jié)論

在激烈的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)中，企業(yè)較高的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)表現(xiàn)為企業(yè)在資本支出方面對(duì)投資機(jī)會(huì)利用更充分和有著較高的創(chuàng)新積極性，這將有助于提高企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力和促進(jìn)社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展；但高風(fēng)險(xiǎn)也容易使企業(yè)陷入困境，給社會(huì)發(fā)展帶來(lái)巨大風(fēng)險(xiǎn)危機(jī)。與已有企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)文獻(xiàn)不同，本文基于管理者異質(zhì)性視角，運(yùn)用高層梯隊(duì)理論，研究了管理者對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的影響。研究發(fā)現(xiàn)，管理者會(huì)影響企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)，即企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)中存在管理者效應(yīng)。進(jìn)一步研究則發(fā)現(xiàn)，企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)上升往往與管理者進(jìn)行過(guò)多的投資、并購(gòu)、債務(wù)融資、多元化經(jīng)營(yíng)、研究開(kāi)發(fā)、廣告費(fèi)以及管理費(fèi)用等有關(guān)，而當(dāng)管理者所在公司有著較好的利息覆蓋率、現(xiàn)金持有、股息比率、息稅前利潤(rùn)以及經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金凈流量則會(huì)使企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平下降。最后，管理者特征影響企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的研究則發(fā)現(xiàn)，公司管理者年齡大，則其風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)較??；管理者男性比例高、教育程度高以及規(guī)模大則使企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)較大。

本文基于管理者異質(zhì)性，運(yùn)用高層梯隊(duì)理論，構(gòu)建面板數(shù)據(jù)，從管理者效應(yīng)、管理者影響企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)路徑以及管理者背景特征等多方面研究管理者對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的影響，這不僅豐富了企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)行為的研究?jī)?nèi)容，而且拓展了管理者效應(yīng)的研究領(lǐng)域，還深化了高層梯隊(duì)理論的管理者團(tuán)隊(duì)層面研究。在理論上，本文的研究將有助于突破現(xiàn)有企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)行為研究的分析框架，重新審視企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)行為中人的因素，使該領(lǐng)域研究由公司層面推動(dòng)到管理者層面，由觀察企業(yè)“應(yīng)該怎么做決策”轉(zhuǎn)變?yōu)楣芾碚摺皩?shí)際是怎樣做決策”，從而推動(dòng)和深化現(xiàn)有企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)行為理論研究。同時(shí)，本文研究為企業(yè)合理風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)提供新的理論支持，從而有助于促進(jìn)公司業(yè)績(jī)?cè)鲩L(zhǎng)和資本市場(chǎng)持續(xù)發(fā)展。

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(本文責(zé)編：肆城)

Management Effect,Manager Characteristic and Risk—taking

LV Wen-dong1,LIU Wei2,HE Wei-feng2

(1.BusinessSchool,UniversityofInternationalBusinessandEconomics,Beijing100029,China;2.AccountingSchool,ZhongnanUniversityofEconomicsandLaw,Wuhan430073,China)

Abstract：Based on management heterogeneity,using the upper echelons theory,we build management-company matching database,which bear on the enterprise risk in from the management effect,the managers of enterprise risk bear path and management background characteristics such as many aspects of management are studied.The study found that the risk—taking the managers effect,that is,the manager will affect the enterprise risk—taking.Management risk influence enterprise way results show that through the multi investment,mergers and acquisitions,higher financial leverage and diversification,more research and development,advertising costs and management fees management will enable enterprises to bear the risk of rising,and better interest coverage rate,cash holdings and dividend ratio,EBIT and operating cash net flow will enable enterprises to bear the risk of decline in the level of.In addition,the company’s management team of age,the risk is small,the proportion of high male team,high education and large scale of the enterprise risk to take a large.

Key words:manager；characteristic；risk—taking

中圖分類(lèi)號(hào)：F276.6

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1002-9753(2015)12-0120-14

作者簡(jiǎn)介：呂文棟(1967-)男，山東萊蕪人，對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)內(nèi)部控制與風(fēng)險(xiǎn)管理研究中心，教授、博士生導(dǎo)師。

基金項(xiàng)目：國(guó)家軟科學(xué)項(xiàng)目(2014GXS4D082)；國(guó)家自然科學(xué)基金(71102168、71572195)；教育部新世紀(jì)優(yōu)秀人才項(xiàng)目(NCET-13-1042)

收稿日期：2015-08-10修回日期：2015-12-20