曹　玉　珊

(江西財經(jīng)大學 會計發(fā)展研究中心/會計學院，江西 南昌　330013)*

一、引　言

企業(yè)應用衍生品的行為一般被認為是保險與投機相混合的套期保值[1]，又稱“選擇性套期保值”，仍屬于套期保值的范疇。因此而形成的主流觀念以及相應的監(jiān)管制度，要求企業(yè)只能以套保為主的名義介入衍生品業(yè)務(wù)。因此，在假定唯一存在套期保值行為(為主)的前提下，Hagelin(2007)、Bartram等(2009)、張瑞君、程玲莎(2013)[2-4]等研究發(fā)現(xiàn)，在日常經(jīng)營決策過程中，管理層會推動企業(yè)應用衍生品以謀求自身利益最大化。然而，亦有大量研究表明，企業(yè)應用衍生品的行為，事實上是以投機套利為主而并非套期保值[5-7]。綜合以上研究，再結(jié)合委托代理理論可以推斷：如果投機行為比套保行為更能提升管理者個人利益，那么管理層就可能將衍生品套保轉(zhuǎn)換為衍生品投機。為了更細致地分析管理層因素對企業(yè)衍生品投機行為的作用路徑，可以將管理層因素細分為兩大類(統(tǒng)稱為“管理層特征”)：管理層權(quán)力(主觀因素)和認知偏差(客觀因素)。分別以該兩個因素為主要自變量的研究發(fā)現(xiàn)：管理層權(quán)力[8]、認知偏差[9]與企業(yè)衍生品投機行為之間都存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。

基于以上研究，本文擬進一步探討該兩個主客觀因素的交互關(guān)系(替代或互補)，以期為合理管控企業(yè)衍生品投機行為提供更多的理論支持與實踐證據(jù)。

二、理論分析與研究假設(shè)

(一)關(guān)于企業(yè)衍生品投機行為成因的理論分析與研究假設(shè)

1.管理層權(quán)力推動企業(yè)衍生品投機行為的原理與證據(jù)。受制于我國當前的監(jiān)管環(huán)境，企業(yè)只能以套期保值的名義使用金融衍生品，因此，企業(yè)的衍生品投機都由套期保值轉(zhuǎn)化而來。在代理環(huán)境下，管理層不僅要控制足夠的資源以防止企業(yè)被市場淘汰，而且希望實現(xiàn)決策的獨立性與自我滿足，由此形成一定的“管理層權(quán)力”。管理層權(quán)力越大，管理層刻意隱瞞和操控信息的傾向就越明顯[10，11]，實施掩蓋經(jīng)營的低效率、轉(zhuǎn)移股東財富或攫取更大的貨幣收入[12]的行為就越容易。倘若管理層激勵計劃中包含期權(quán)激勵，那么擁有較大權(quán)力的管理層為了實現(xiàn)自身利益最大化更愿意選擇實施風險與收益較高的投機行為而非風險與收益較低的套保行為[13]。此外，根據(jù)信號傳遞理論，為了向外界表明自身具有使用衍生品技術(shù)與管理能力的高超水平，從而在經(jīng)理人市場獲得競爭優(yōu)勢[14]，管理層會動用手中權(quán)力推動衍生品投機。

2.管理層認知偏差推動企業(yè)衍生品投機行為的原理與證據(jù)。管理層推動企業(yè)應用衍生品是一個基于信息加工的決策過程，也是一個認知過程。管理層即使在制定其預定目標為套保行為的衍生品應用方案時，由于自身信息加工的能力有限，也可能會出現(xiàn)判斷與決策的偏差，即“認知偏差”[15]，客觀上會導致企業(yè)應用衍生品的投機行為[3]。因過度自信而導致的過度交易行為[16]、過度投融資行為[17-19]以及因?qū)ω攧?wù)困境成本的認知偏差而產(chǎn)生的過度保守或過度積極負債[20]等，都可能導致企業(yè)的風險行為[21]，其中即可能包括衍生品投機行為。同樣，還有調(diào)查研究表明，管理層會根據(jù)未來價格的判斷而改變衍生品方案的期限與規(guī)模等，從而導致投機行為[3]。而中國的企業(yè)管理層在過度投機[22]時，若其行情判斷失誤，也可能被動地導致投機行為的發(fā)生，從而使企業(yè)遭受損失。

3.企業(yè)增長速度對衍生品投機行為的特殊影響。企業(yè)實現(xiàn)快速增長時，管理層利益能得到更大程度上的滿足。因此，只要衍生品投機行為有利于促進企業(yè)的快速增長，管理層便有動機推動企業(yè)實施衍生品投機。具體來說，處于快速增長階段的企業(yè)擁有更多的投資機會，從而需要更多的資金投入。但債務(wù)資本的增加勢必加大企業(yè)陷入財務(wù)危機的可能性。另外，快速增長帶來的更大的價格風險也會提高企業(yè)投資項目失敗的概率。此時，如果管理層僅僅依靠套保方式對沖風險，那么就可能只是使得被套保項目免遭損失，但其在其他項目上的虧損卻無法彌補。因此，對于權(quán)力較大或認知偏差較大的管理層而言，他們可能會想方設(shè)法彌補虧損項目或者掩蓋自身經(jīng)營失敗的事實，而將衍生品套保行為轉(zhuǎn)化為投機行為不失為一個簡便易行或者被認為是一種積極有效(彌補或掩蓋失敗)的手段。反之，在企業(yè)增長速度相對較緩時，投資與負債的幅度相對較小，企業(yè)經(jīng)營失敗的可能性亦相對較小。

基于上述理論分析，本文按照增長速度[23]把樣本企業(yè)劃分為快速增長組與非快速增長組并提出如下研究假設(shè)：

H1a：管理層權(quán)力以及認知偏差均與企業(yè)衍生品投機行為顯著正相關(guān)。

H1b：相對于快速增長的情形，當企業(yè)處于非快速增長時，管理層權(quán)力以及認知偏差與衍生品投機行為之間的正相關(guān)性均會明顯減弱，甚至失去相關(guān)性。

上述兩個研究假設(shè)分別采用全樣本以及分組樣本進行檢驗。

(二)關(guān)于企業(yè)衍生品投機行為成因的交互關(guān)系分析與研究假設(shè)

1.互補或替代關(guān)系的原理及其對企業(yè)衍生品投機行為動因研究的意義。在經(jīng)濟學研究中經(jīng)常使用彈性工具(需求的交叉彈性)來分析兩種產(chǎn)品是替代、不相關(guān)還是互補關(guān)系[24]。其中替代品是指可以互相代替來滿足同一種欲望的兩種商品，它們的交叉價格彈性大于0，兩者之間由于功能相似可以相互替代；而互補品是指共同滿足一種欲望的兩種商品，它們的交叉價格彈性小于0，兩者功能相配套才能滿足需求因而相互補充。這一點，對于研究管理層特征對企業(yè)衍生品投機行為的推動亦具有一定的借鑒意義：一方面，如果兩者存在替代效應，則意味著當管理層不存在認知偏差或認知偏差很小的情況下，管理層權(quán)力會在促使衍生品投機方面發(fā)揮著重要作用。相應地，如果管理者存在嚴重的認知偏差，管理層權(quán)力發(fā)揮的作用就相對有限。另一方面，如果兩者是互補關(guān)系，它們將會彼此促進，即管理層權(quán)力將會增強認知偏差對企業(yè)衍生品投機行為的推動作用，反之亦然?？傊魞烧咧g存在相互替代的關(guān)系，那么，僅僅依靠控制和約束某一動因來減少企業(yè)衍生品投機行為的效果就可能非常有限。因此，我們不僅要看到管理層權(quán)力和認知偏差“獨自”對企業(yè)衍生品投機行為的影響，更要重視兩者之間可能存在的交互作用。

2.企業(yè)衍生品投機行為成因的替代性或互補性分析。綜上可知，企業(yè)在正常增長(不區(qū)分快速增長與非快速增長)過程中，無論是管理層權(quán)力還是認知偏差都會“獨立地”導致企業(yè)衍生品投機行為的發(fā)生。一方面，權(quán)力更大的管理層為了追求自身的利益最大化，可能會不顧自身的認知偏差而推動企業(yè)應用衍生品進行投機。另一方面，由于管理層自信擁有優(yōu)于市場的私有信息，認定可以有效駕馭衍生品的操作，從而導致套保行為轉(zhuǎn)化成了投機行為。因此，基于上述經(jīng)濟學理論中的替代關(guān)系原理可以推論：認知偏差和管理層權(quán)力作為企業(yè)發(fā)生衍生品投機行為的兩個影響因子，兩者體現(xiàn)為互相替代的關(guān)系。

進一步地，企業(yè)處于快速增長時期，若管理層權(quán)力足夠大，以致其能掌控衍生品投機的后果，即無論該投機行為成功(獲利)或失敗(虧損)都不損害甚至還會增加其個人利益，那么管理層就更沒有動力去收集那些真正優(yōu)于市場的私有信息，這將進一步擴大其認知偏差，從而加劇企業(yè)應用衍生品的投機行為。因此，管理層擁有的較大權(quán)力起著助推器的作用。反過來，擁有較大權(quán)力的管理層，如果專業(yè)背景及從業(yè)經(jīng)驗不足，也容易受到某些誘惑或指使，推動企業(yè)涉足衍生品交易而實施投機行為。

綜上，可進一步提出如下研究假設(shè)：

H2a：企業(yè)衍生品投機行為的兩大影響因子(管理層權(quán)力與認知偏差)之間存在一定的交互關(guān)系，更傾向于替代關(guān)系。

H2b：企業(yè)處于快速增長時，企業(yè)衍生品投機行為的兩大影響因子(管理層權(quán)力與認知偏差)之間存在互補關(guān)系；企業(yè)處于非快速增長時，企業(yè)衍生品投機行為的兩大影響因子(管理層權(quán)力與認知偏差)之間存在替代關(guān)系。

三、研究設(shè)計

(一)樣本數(shù)據(jù)與來源

選取了2008-2015年間在我國滬、深兩地上市的A股上市公司為研究樣本。由于我國上市公司較少使用金融衍生品，并且對衍生品應用信息的披露遵循自愿原則，所以樣本的選取比較困難。為了使數(shù)據(jù)盡可能完善和準確，對滬、深兩地全部A股上市公司的年報進行手工查閱和篩選。同時，對初始樣本進行了如下篩選：(1)剔除金融類上市公司；(2)剔除當年被ST的上市公司；(3)剔除數(shù)據(jù)殘缺的公司；(4)剔除數(shù)據(jù)存在奇異值的公司。最終，得到517個有效樣本。另外，由于變量衍生品投機(Risk)并非正態(tài)分布，本文將使用截尾回歸分析方法，并且對所有連續(xù)變量在1%水平上(雙側(cè))進行了Winsorize處理。其他相關(guān)數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫，采用的計量軟件包括Spss22.0和Stata12.0。

(二)模型與變量

1.模型

本文研究模型如下：

Risk=α+β1MCB+β2MP+∑Xi+ε

(1)

Risk=α+β1Max(MCB,MP)+β2Min(MCB,MP)+∑Xi+ε

(2)

模型(1)用于檢驗假設(shè)H1a與H1b，主要研究管理層權(quán)力與認知偏差對衍生品投機行為的綜合影響；模型(2)用于檢驗假設(shè)H2a與H2b，主要研究衍生品投機行為的兩個影響因子：管理層權(quán)力(主動因子)與認知偏差(被動因子)之間的相互關(guān)系。

其中模型(2)借鑒Cremers & Nair(2005)[25]、鄭志剛和呂秀華(2009)[26]等學者的研究，用Min(.)函數(shù)來檢測管理層權(quán)力與認知偏差的相互依賴關(guān)系(互補)，同時用Max(.)函數(shù)來測試管理層權(quán)力與認知偏差的獨立作用關(guān)系(替代)。這兩個函數(shù)可以幫助檢驗上述相互關(guān)系：如果管理層權(quán)力與認知偏差獨立發(fā)揮作用，那么該兩個因素中的任一個因素都會促使企業(yè)實施衍生品投機行為，Max(.)函數(shù)的系數(shù)β1將顯著為正，而Min(.)函數(shù)的系數(shù)不顯著；但如果Min(.)函數(shù)的系數(shù)或者甚至兩個函數(shù)的系數(shù)同時都顯著為正，那么該兩個因素中的任一個因素，都是推動另一因素去促使企業(yè)實施衍生品投機行為，從而兩者的作用互相加強(互補)。

2.變量

(1)衍生品投機行為。上述模型中，關(guān)于企業(yè)衍生品投機行為(Risk)，我們借鑒Brown等(2006)[27]和Bartram(2011)[28]等人的研究，以使用衍生品之后企業(yè)的內(nèi)生性風險加大來度量。其中，企業(yè)的內(nèi)生性風險采用企業(yè)年度經(jīng)營利潤(EBIT)的標準離差(FCF)來度量①[29,22]。然后，再以應用衍生品前后企業(yè)年度EBIT的標準離差(FCFbefore和FCFafter)的偏差程度(DFCF)來度量是否發(fā)生衍生品投機行為，如果DFCF>20%，則Risk=DFCF；否則為0。計算公式如下：

DFCF=(FCFafter-FCFbefore)/FCFbefore

(2)管理層權(quán)力。關(guān)于管理層權(quán)力(MP)的度量，此處借鑒譚慶美和景孟穎(2013)[31]、權(quán)小鋒(2010)[32]、謝盛紋(2015)等[33]相關(guān)研究的做法，一共選擇了CEO雙重性、CEO持股、CEO任期、CEO向心性以及CEO教育背景五個維度來刻畫，在此基礎(chǔ)上使用主成分分析法對上述五個維度進行分析，計算得出度量管理層權(quán)力的綜合指標。

(3)管理層認知偏差。借鑒饒育蕾(2010)[34]的相關(guān)研究，采用上市公司管理層(CEO和CFO)的從業(yè)經(jīng)驗、專業(yè)背景共計四個指標的均值來衡量管理層的認知偏差(Mcb)。管理層越是缺乏金融財會類專業(yè)背景和相關(guān)金融從業(yè)經(jīng)驗，認知偏差就越大，被動投機的概率也越高。

(4)其他控制變量。Xi為模型中的控制變量，用于度量樣本公司其他的相關(guān)特征，包括樣本公司的實際增長速度(Growth)、公司規(guī)模(Size)、公司的資產(chǎn)收益率(ROA)以及資產(chǎn)負債率(LEV)等。此外，為消除年份和行業(yè)波動的影響，將年份和行業(yè)設(shè)置為啞變量。

四、統(tǒng)計檢驗

(一)描述性統(tǒng)計

各樣本的描述性統(tǒng)計見表1。

表1　描述性統(tǒng)計表

注：括號內(nèi)數(shù)字表示樣本個數(shù)。

從表1主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果可知：

(1)被解釋變量(Risk)樣本均值在快速增長組中大于樣本中位值(p50)，說明樣本較為左偏，即應用衍生品進行投機的企業(yè)少于應用衍生品進行套期保值的企業(yè)，但數(shù)量較少的投機樣本足以提高平均值，表明對于快速增長的企業(yè)而言，企業(yè)一旦投機即較為嚴重。此外，三組樣本中最大值為54.45，最小值為0，三組樣本方差均大于7，樣本值波動較大，說明投機行為顯著存在于樣本公司之中，有利于進行后文的進一步檢驗。(2)認知偏差(MCB)樣本中位值在三組樣本中均為0.25，且均大于樣本平均值，說明樣本較為右偏，即認知偏差較大的情況更為普遍，但同時存在較小程度更為明顯的“極端”數(shù)據(jù)從而降低整體水平；最大值為0.5，最小值為0，方差均為0.17，且平均值都相同，說明不同公司的管理層認知偏差之間并不存在明顯差異。(3)管理層權(quán)力(MP)樣本均值在三組樣本中均小于樣本中位值(p50)，說明樣本較為左偏，即管理層較大的情況更為普遍；此外，MP最大值為1.99，最小值為-0.03，方差為0.5左右，整體波動較大，說明不同公司的管理層權(quán)力之間具有較為明顯的差異。(4)企業(yè)實際增長率(Growth)在各組樣本中的均值差異較大，全樣本中均值為15%，快速增長企業(yè)中達到了33%，而非快速增長組中的均值為負數(shù)，表明我國企業(yè)增長速度普遍較為可觀，但也有不少企業(yè)出現(xiàn)業(yè)績下滑的情況。此外，最大值達到260%，表明部分企業(yè)增長勢頭強勁。(5)企業(yè)規(guī)模(Size)各組樣本均值基本相同，最大值為27 ，最小值為19.74，方差為1.4左右，表明所取樣本的資產(chǎn)總額差距較小，或有益于相互間的橫向?qū)Ρ取?6)資產(chǎn)收益率(ROA)在各組樣本中的均值最高僅有5%，最大值也僅達到17%，表明企業(yè)收益率普遍偏低，印證了目前我國企業(yè)總體績效水平不高的客觀實際。(7)資產(chǎn)負債率(LEV)的全樣本均值為54%，說明樣本公司的負債水平大多偏高?？焖僭鲩L組財務(wù)杠桿水平(56%)高于非快速增長組(51%)，一定程度上暗示了快速增長的企業(yè)可能需要依靠大量舉債。此結(jié)果亦與前述相關(guān)分析相符，即高增長、高負債的企業(yè)往往會利用衍生金融工具進行套期保值，在這個過程中或轉(zhuǎn)化為投機行為。

(二)Pearson相關(guān)系數(shù)分析

關(guān)于企業(yè)衍生品投機行為動因的Pearson相關(guān)系數(shù)分析詳見表2、表3、表4。

表2　Pearson相關(guān)系數(shù)矩陣——全樣本(模型1)

注：括號內(nèi)為t值，***、**和*分別表示在0.01、0.05和0.1的水平(雙側(cè))上顯著相關(guān)，下同。

表3　Pearson相關(guān)系數(shù)矩陣——快速增長組(模型1)

表4　Pearson相關(guān)系數(shù)矩陣——非快速增長組(模型1)

由表5、表6、表7可知，衍生品投機(Risk)與管理層權(quán)力(MP)和認知偏差(MCB)之間并沒有出現(xiàn)預期的顯著性。但同時可發(fā)現(xiàn)：管理層權(quán)力與認知偏差均與企業(yè)規(guī)模顯著負相關(guān)，表明了規(guī)模越大的企業(yè)，各項制衡、決策等機制越完善，能夠有效規(guī)范管理層權(quán)力過大，或者出現(xiàn)認知偏差的情況。此外，ROA總是與Growth表現(xiàn)出顯著為正的關(guān)系，表明企業(yè)增長的過程往往伴隨資產(chǎn)收益率的提升。在總體樣本中，LEV與企業(yè)的實際增長率呈現(xiàn)同向變化，說明了企業(yè)的增長同舉債經(jīng)營關(guān)系密切；而結(jié)合三組樣本中LEV與ROA的反向變化關(guān)系可知，舉債經(jīng)營雖然可以促進企業(yè)增長，但這個過程中的資產(chǎn)收益率并不一定會提升。這些都與現(xiàn)實情況相符合，表明了本研究具有一定的合理性。此外，對于模型中的其他變量，各自間的相關(guān)系數(shù)均小于0.5,這表明模型的設(shè)計較為合理，不存在嚴重的多重共線性問題，適合于進一步的回歸檢驗。

關(guān)于企業(yè)衍生品投機行為動因交互關(guān)系的Pearson相關(guān)系數(shù)分析詳見表5、表6、表7。

表5　Pearson相關(guān)系數(shù)矩陣——全樣本(模型2)

表6　Pearson相關(guān)系數(shù)矩陣——快速增長組(模型2)

表7　Pearson相關(guān)系數(shù)矩陣——非快速增長組(模型2)

由表5、表6、表7可知，Max(MCB,MP)與Min(MCB,MP)函數(shù)并沒有呈現(xiàn)假設(shè)所預期的顯著性，但其他財務(wù)指標之間也出現(xiàn)了上述的一些相關(guān)性，這些進一步增強了研究設(shè)計的合理性。此外，模型中其他各變量之間的相關(guān)系數(shù)均小于0.5，總體說明模型(2)的變量選取與模型設(shè)計較為合理，不存在嚴重的多重共線性問題，適合于進一步的回歸檢驗。

以上為考慮單變量與被解釋變量關(guān)系得出的基本結(jié)論，部分假設(shè)得到驗證，但部分結(jié)論有悖于原假設(shè)。若將模型各變量放置于整體之中重新考察其與被解釋變量之間的關(guān)系，再次驗證原假設(shè)是否成立，有待于后文的回歸檢驗。

(三)回歸分析

關(guān)于企業(yè)衍生品投機動因及其交互關(guān)系的多元回歸結(jié)果詳見表8。

表8　多元回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)為t值，下同。

1.關(guān)于衍生品投機行為成因(模型1)的回歸結(jié)果。由表8回歸結(jié)果可知，全樣本下管理層認知偏差與管理層權(quán)力和衍生品投機行為之間均在1%的水平上顯著正相關(guān)，即無論是管理層權(quán)力還是管理層認知偏差較大均會增加企業(yè)衍生品投機行為發(fā)生的可能?？焖僭鲩L組與全樣本的檢驗結(jié)果相似，而在非快速增長組，管理層權(quán)力在10%的水平上與衍生品投機行為顯著正相關(guān)，認知偏差權(quán)力與衍生品投機行為之間的相關(guān)性系數(shù)為正但并不顯著。H1a和H1b均得到了較好的驗證。

綜上可知，管理層權(quán)力是誘發(fā)衍生品投機行為的主動因子，無論企業(yè)處于何種發(fā)展狀況下，都是明顯存在的。相對而言，管理層權(quán)力在快速增長組中的表現(xiàn)更強一些，這可能是因為管理層的利益存在于企業(yè)增長尤其是快速增長之中，所以當企業(yè)快速增長時，擁有較大權(quán)力的管理層更有動機推動企業(yè)實施衍生品的投機行為及其掩飾行為。而認知偏差作為誘發(fā)衍生品投機行為的被動因子，與管理層權(quán)力的表現(xiàn)存在一定的差異，即在非快速增長組中，認知偏差與衍生品投機行為之間失去了相關(guān)性。換言之，管理層認知偏差(如自身的過度自信、狂妄自大或金融知識的匱乏導致的判斷失誤等)所導致的行為后果在非快速增長的情形下相對較為“溫和”，即名義上的衍生品套保沒有明顯轉(zhuǎn)化為實質(zhì)上的衍生品投機。這一點也再次驗證了認知偏差與企業(yè)增長之間存在一種“聯(lián)動”關(guān)系，即增長越快，認知偏差所產(chǎn)生的行為(作用)越嚴重，反之則相反。

更多的發(fā)現(xiàn)包括：(1)企業(yè)的實際增長率與Risk正相關(guān)，增長速度越快面臨的風險越大；(2)企業(yè)規(guī)模與Risk顯著負相關(guān)，表明企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模越大抵御風險的能力越強，越不容易誘發(fā)投機行為。而在快速增長組中，兩者之間表現(xiàn)為顯著的正相關(guān)關(guān)系，表明企業(yè)在快速增長時，其規(guī)模和衍生品投機行為同時增加；(3)企業(yè)資產(chǎn)回報率與衍生品投機行為之間的關(guān)系始終顯著為負，表明衍生品投機行為不利于企業(yè)資產(chǎn)獲得收益；(4)對于全樣本和非快速增長企業(yè)，資產(chǎn)負債率與Risk顯著為正，而在快速增長組中顯著為負。表明舉債經(jīng)營往往能夠促進衍生品投機，而當企業(yè)處于快速增長時，舉債將抑制對衍生品的投機。

2.關(guān)于管理層權(quán)力與認知偏差交互關(guān)系(模型2)的回歸結(jié)果。模型(2)的回歸結(jié)果證實了H2a和H2b。具體解釋如下：在全樣本與非快速增長組，最大值函數(shù)Max(.)的系數(shù)均在1%水平上顯著為正，但最小值函數(shù)Min(.)系數(shù)都不顯著。這說明無論是管理層特征的主觀因子(管理層權(quán)力)還是客觀因子(認知偏差)均可以獨立發(fā)揮作用，任何一方水平的提升都會帶來衍生品投機行為的顯著提高，兩者存在功能上的相互替代。而在快速增長組中，Max(.)函數(shù)和Min(.)函數(shù)的系數(shù)分別在1%和10%水平上顯著為正，這表明，管理層權(quán)力的增大將推動認知偏差促使企業(yè)實施衍生品投機的行為；同樣地，認知偏差增大也將推動管理層權(quán)力促使企業(yè)實施衍生品投機的行為，兩者作用互相加強(互補)。當企業(yè)處于快速增長時期，面臨更多的投資機會，需要大量舉借外債，不但會增加企業(yè)陷入財務(wù)危機的可能，遭遇投資失敗的幾率也會更大，管理層為了維持企業(yè)的快速增長，彌補其他項目上的失敗，極有可能選擇衍生品投機這一“便捷”的方式。若企業(yè)管理層權(quán)力較大乃至能夠把控衍生品投機的后果，即無論該投機行為成功(獲利)或失敗(虧損)都不損害甚至還會增加其個人利益，那么管理層就更沒有動力去收集那些真正優(yōu)于市場的私有信息，這將進一步擴大其認知偏差，從而加劇企業(yè)應用衍生品的投機行為。因此，管理層擁有的較大權(quán)力起著助推器的作用。反過來，管理層由于專業(yè)背景及從業(yè)經(jīng)驗的不足，也容易受到某些誘惑或指使，推動企業(yè)涉足衍生品交易而實施投機行為。綜上，在企業(yè)快速增長的情況下，管理層權(quán)力與認知偏差間相互補充相互促進。

(四)穩(wěn)健性檢驗

1.交互項模型檢驗。為了加強前述研究的穩(wěn)健性，借鑒胡一帆等(2005)[35]和鄭志剛等(2009)[26]的做法，在模型中引入管理層權(quán)力和認知偏差的交互項(MCB×MP)，進一步考察兩者間的交互關(guān)系。相關(guān)模型如下：

Risk=α+β1MCB+β2MP+β3MCB×MP+∑Xi+ε

(3)

模型(3)回歸結(jié)果(限于篇幅，未予列示)與前文中主測試的部分基本吻合，表明本文主要研究結(jié)果具有一定的穩(wěn)健性。

2.調(diào)整Risk閥度值的測試。前述回歸分析均將因變量(Risk)的閥度設(shè)置為20%：如果企業(yè)年度經(jīng)營利潤(EBIT)的偏離程度DFCF大于20%，則Risk=DFCF；否則為0。為了測試前述結(jié)論的穩(wěn)健性，本研究繼續(xù)將閥度值分別提升到30%、40%、50%，重新回歸前述三個研究模型。即：DFCF分別大于30%或40%或50%，則Risk=DFCF；否則為0。采用調(diào)整閥值后的Risk分別對上述三個模型進行回歸后，測試結(jié)果沒有出現(xiàn)顯著變化②。因此，可認為前述檢驗結(jié)果是較為穩(wěn)健的。

五、研究結(jié)論與政策建議

(一)研究結(jié)論

本文以我國2008-2010年度應用過衍生品的A股上市公司數(shù)據(jù)為研究樣本，考察了管理層認知偏差和管理層權(quán)力與衍生品投機行為的相關(guān)性，以及兩者在誘發(fā)衍生品投機行為中的交互關(guān)系。研究結(jié)果表明：全樣本及快速增長情況下，管理層認知偏差與管理層權(quán)力均會增加企業(yè)的衍生品投機行為；非快速增長情況下，認知偏差顯著推動衍生品投機行為，而管理層權(quán)力的促進作用并不顯著。全樣本與非快速增長情況下，認知偏差與管理層權(quán)力表現(xiàn)為相互替代的作用，而在企業(yè)快速增長的情況下，兩者體現(xiàn)為相互加強(互補)的作用?？傊J知偏差與管理層權(quán)力都是促使企業(yè)實施衍生品投機行為中不可忽視的動因，二者交互作用會因企業(yè)是否處于快速增長階段而表現(xiàn)出一定的差異性。

(二)政策建議

1.完善公司監(jiān)督機制，有效規(guī)范管理層權(quán)力。在委托代理的制度背景下，管理層權(quán)力越大，其所能操縱及隱瞞的信息越多，在財務(wù)活動(包括衍生品應用)中謀求私利的能力也越強。一方面企業(yè)需要出臺合理的獎懲機制對管理層進行激勵和約束，另一方面要充分考量權(quán)力層權(quán)力的配置，適當賦予管理層一定的權(quán)力并加強對管理層的監(jiān)督。只有有效引導和監(jiān)督管理層的行為，才能最大限度地減少企業(yè)的衍生品投機行為，促進企業(yè)良性發(fā)展。

2.豐富管理人員現(xiàn)代金融知識，降低管理層認知偏差。 金融衍生品作為金融創(chuàng)新的產(chǎn)物，是一把雙刃劍，帶來巨大收益的同時也伴隨著巨大的風險。若使用不當，可能會給企業(yè)帶來滅頂之災，所以必須加強對金融衍生品的認識，合理應用金融衍生品。在鼓勵企業(yè)經(jīng)營者利用衍生品規(guī)避風險的同時，更要求企業(yè)管理人員不斷完善自身金融知識體系，樹立正確的衍生品投資理念并提升自身業(yè)務(wù)操作水平，努力成為專業(yè)水平高、業(yè)務(wù)素質(zhì)好的現(xiàn)代管理人員，進而從容應對機遇與危機并存的金融衍生品市場。

3.正確認識管理層權(quán)力和認知偏差在推動企業(yè)衍生品投機行為時的交互關(guān)系。雖然管理層特征中的認知偏差與管理層權(quán)力都是解釋企業(yè)衍生品投機行為的基本因素，但如果只強調(diào)其中的某一個方面而忽視了對方的客觀存在與兩者間相互影響，都是不完善和不可取的。具體來說，當企業(yè)處于非快速增長時，管理層權(quán)力與認知偏差存在替代效應，意味著當管理層不存在認知偏差或認知偏差很小的情況下，管理層權(quán)力會在促使衍生品投機方面發(fā)揮著重要作用；相應地，如果管理者存在嚴重的認知偏差，管理層權(quán)力發(fā)揮的作用就相對有限。所以，如果管理層權(quán)力(認知偏差)較小，企業(yè)管控衍生品投機行為的重點應該放在降低認知偏差(管理層權(quán)力)上；而當企業(yè)處于快速增長時，兩者是互補關(guān)系，它們將會彼此促進，即管理層權(quán)力將會增強認知偏差對企業(yè)衍生品投機行為的推動作用，反之亦然。那么，在管理者認知偏差較嚴重的情況下，僅僅依靠控制和約束管理層權(quán)力來減少衍生品投機行為的效果可能就非常有限。所以無論管理層權(quán)力與認知偏差的大小，我們對兩者的管控均不可偏廢。換言之，在企業(yè)快速增長階段，這兩個因素都是非常重要的，不可只重視一方面而忽視另一方面。綜上，只有正確認識了不同發(fā)展階段下管理層權(quán)力與認知偏差的交互關(guān)系，企業(yè)才能“對癥下藥”，提出管控衍生品投機行為的方案。

注釋：

① 實際賦值過程中需要分季度采用指數(shù)平滑法來計算[30]。

② 限于篇幅，調(diào)整閥值后的回歸結(jié)果不在文章中列示。

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