孔 晨

（青島農(nóng)業(yè)大學(xué) 管理學(xué)院，山東 青島 266000）

一、引言

信息不對(duì)稱是委托代理理論的基本假設(shè)，代理人較之委托人具有信息優(yōu)勢(shì)，在委托人無(wú)法有效監(jiān)督代理人行為的情況下，具有信息優(yōu)勢(shì)的代理人存在事后機(jī)會(huì)主義的傾向。處于信息劣勢(shì)一方的委托人往往只能將會(huì)計(jì)信息作為鑒別代理人管理能力和勞動(dòng)付出的風(fēng)向標(biāo)[1]。根據(jù)管理層權(quán)力理論，在委托代理機(jī)制設(shè)計(jì)不合理的情況下，公司高管會(huì)從薪酬方案的接受者轉(zhuǎn)變?yōu)樾匠攴桨傅目刂普?，從而使得薪酬激?lì)機(jī)制成為管理層機(jī)會(huì)主義行為的工具。為了掩蓋機(jī)會(huì)主義行為或者舞弊行為，管理層通常會(huì)實(shí)施盈余管理或者有目的地操縱會(huì)計(jì)信息披露[2]。CEO 處于公司架構(gòu)中的核心地位，位于金字塔組織的頂端，對(duì)于企業(yè)財(cái)務(wù)報(bào)告的真實(shí)性和有用性會(huì)產(chǎn)生重要影響[3]，為了個(gè)人短期利益的最大化，CEO 容易利用自身的職務(wù)特權(quán)操縱最終的會(huì)計(jì)信息結(jié)果。

國(guó)內(nèi)外學(xué)者已經(jīng)關(guān)注到風(fēng)險(xiǎn)偏好是影響高管決策的重要心理因素，會(huì)對(duì)高管的投資效率和盈余管理等行為產(chǎn)生顯著影響[4]，但鮮有研究從風(fēng)險(xiǎn)偏好的視角探討CEO 財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊行為。進(jìn)一步，行為人的風(fēng)險(xiǎn)偏好并不能始終保持穩(wěn)定，決策情緒會(huì)對(duì)行為人的風(fēng)險(xiǎn)偏好產(chǎn)生顯著影響，不同的情緒狀態(tài)下行為人會(huì)表現(xiàn)出不同的風(fēng)險(xiǎn)偏好水平[5]?；谝陨戏治?，本文嘗試性地利用實(shí)驗(yàn)研究方法，構(gòu)建財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊的情景模擬實(shí)驗(yàn)，探究風(fēng)險(xiǎn)偏好對(duì)于CEO財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊行為的作用機(jī)理。在此基礎(chǔ)之上，考察在不同的決策情緒下，CEO 財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊行為的特征和規(guī)律，以期為抑制財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊以及完善公司治理結(jié)構(gòu)提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

二、文獻(xiàn)回顧

公司治理視角下的相關(guān)研究表明，董事會(huì)規(guī)模、獨(dú)立董事比例、審計(jì)委員會(huì)獨(dú)立性、股權(quán)集中度以及管理層的持股比例均為影響高管財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊的重要因素[6]。內(nèi)部控制視角下的相關(guān)研究主要探討了企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量與高管財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊之間的相關(guān)關(guān)系[7]，研究表明內(nèi)部控制對(duì)于管理層財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊具有顯著的抑制作用，內(nèi)部控制質(zhì)量與財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊呈負(fù)相關(guān)關(guān)系[8]。委托代理理論指出，公司管理層應(yīng)通過(guò)財(cái)務(wù)報(bào)告的形式向公司所有者提供經(jīng)濟(jì)決策的相關(guān)信息[3]。高管背景特征視角下的相關(guān)研究基于高階理論，探究了管理層的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征、管理層政治關(guān)聯(lián)、管理層持股比例、CEO 是否兼任公司董事以及股票期權(quán)激勵(lì)水平等要素與上市公司財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊行為之間的相關(guān)關(guān)系[9]。

在上述研究的基礎(chǔ)上，部分學(xué)者利用經(jīng)濟(jì)計(jì)量的方法，探究了風(fēng)險(xiǎn)偏好程度與高管財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊之間的相關(guān)關(guān)系。Bertrand et al.[10]研究指出，高管的風(fēng)險(xiǎn)偏好程度對(duì)于公司財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊行為具有顯著的影響，由于財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊的高風(fēng)險(xiǎn)性，風(fēng)險(xiǎn)偏好程度越高的高管，風(fēng)險(xiǎn)的主觀效應(yīng)會(huì)更高，財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊行為的總效應(yīng)也就越大。在區(qū)分企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的基礎(chǔ)上，上官鳴等[11]研究發(fā)現(xiàn)，高管風(fēng)險(xiǎn)偏好與財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊正相關(guān)，且國(guó)有企業(yè)高管風(fēng)險(xiǎn)偏好與財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊行為的相關(guān)關(guān)系要顯著強(qiáng)于非國(guó)有企業(yè)。由于上述研究是通過(guò)某些替代變量來(lái)度量高管的風(fēng)險(xiǎn)偏好程度，且上市公司的財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊行為與高管的財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊行為不能完全等同，因此也就無(wú)法有效地說(shuō)明高管風(fēng)險(xiǎn)偏好程度與高管財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊行為的相關(guān)關(guān)系。為了解決上述研究的不足，陳艷等[12]通過(guò)問(wèn)卷調(diào)查的方法，利用心理學(xué)的心理量表度量了行為人的風(fēng)險(xiǎn)偏好程度以及財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊傾向，分析了行為人風(fēng)險(xiǎn)偏好程度與其財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊傾向之間的相關(guān)關(guān)系。

三、理論分析與研究假設(shè)

為了解釋不同風(fēng)險(xiǎn)偏好程度主體之間的決策差異性，Weber et al.[13-14]提出了風(fēng)險(xiǎn)收益模型，該模型指出行為主體的風(fēng)險(xiǎn)決策要受到兩個(gè)因素的共同影響，即主觀風(fēng)險(xiǎn)和預(yù)期收益。而為了便于分析因素與行為之間的邏輯關(guān)系，模型將主觀風(fēng)險(xiǎn)和預(yù)期收益設(shè)置成為獨(dú)立的兩個(gè)變量。風(fēng)險(xiǎn)收益模型如下所示：

在分析風(fēng)險(xiǎn)偏好程度與風(fēng)險(xiǎn)行為之間相關(guān)關(guān)系的過(guò)程中，在同一風(fēng)險(xiǎn)決策框架下，風(fēng)險(xiǎn)收益模型將風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避者、風(fēng)險(xiǎn)中立者和風(fēng)險(xiǎn)追求者視為不同風(fēng)險(xiǎn)偏好程度的行為主體。Weber 在設(shè)計(jì)該風(fēng)險(xiǎn)收益模型時(shí)強(qiáng)調(diào)，在將風(fēng)險(xiǎn)收益因素單獨(dú)分離出來(lái)之后，風(fēng)險(xiǎn)決策的預(yù)期收益對(duì)于風(fēng)險(xiǎn)決策的行為主體來(lái)說(shuō)不存在系統(tǒng)性差異，風(fēng)險(xiǎn)決策的最終結(jié)果取決于預(yù)期收益所對(duì)應(yīng)的潛在風(fēng)險(xiǎn)。在高風(fēng)險(xiǎn)決策框架下，決策風(fēng)險(xiǎn)對(duì)于風(fēng)險(xiǎn)追求者會(huì)產(chǎn)生正的風(fēng)險(xiǎn)決策效用，且隨著決策風(fēng)險(xiǎn)的上升，風(fēng)險(xiǎn)追求者會(huì)產(chǎn)生更高的決策效用；而在低風(fēng)險(xiǎn)決策框架下，決策風(fēng)險(xiǎn)對(duì)于風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避者會(huì)產(chǎn)生正的風(fēng)險(xiǎn)決策效用，且隨著決策風(fēng)險(xiǎn)的下降，風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避者會(huì)產(chǎn)生更高的決策效用。

金融學(xué)中提出了風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)這一概念，強(qiáng)調(diào)行為主體在風(fēng)險(xiǎn)決策過(guò)程中會(huì)要求大于無(wú)風(fēng)險(xiǎn)決策的額外收益。在分析風(fēng)險(xiǎn)偏好與財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊行為相關(guān)關(guān)系時(shí)，可以將非舞弊行為視為一種無(wú)風(fēng)險(xiǎn)的確定性行為，將財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊視為高風(fēng)險(xiǎn)的決策行為。只有當(dāng)舞弊行為風(fēng)險(xiǎn)報(bào)酬與非舞弊行為確定性報(bào)酬之間的差大于該風(fēng)險(xiǎn)所對(duì)應(yīng)的風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)時(shí)，行為主體才會(huì)實(shí)施舞弊行為。根據(jù)Weber 的風(fēng)險(xiǎn)收益模型，財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊是一種高風(fēng)險(xiǎn)決策行為。高風(fēng)險(xiǎn)狀態(tài)下，CEO 風(fēng)險(xiǎn)偏好程度越大，相應(yīng)的風(fēng)險(xiǎn)效用也就越高，當(dāng)財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊決策風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)一定時(shí)，財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊行為總效應(yīng)滿足風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)的可能性也就越大，CEO 實(shí)施財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊行為的可能性也就越大。相反，在高風(fēng)險(xiǎn)狀態(tài)下，CEO 風(fēng)險(xiǎn)偏好程度越低，CEO 實(shí)施財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊行為的可能性就越小?；谝陨戏治鎏岢黾僭O(shè)H1。

H1：風(fēng)險(xiǎn)偏好會(huì)對(duì)舞弊行為產(chǎn)生效用評(píng)價(jià)約束，在高風(fēng)險(xiǎn)狀態(tài)下，風(fēng)險(xiǎn)偏好程度高的CEO，財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊傾向要顯著大于風(fēng)險(xiǎn)偏好程度低的CEO。

已有研究多采用GA解決貨位分配問(wèn)題。然而GA需要的種群規(guī)模大，且在迭代次數(shù)較高時(shí)才表現(xiàn)出明顯的收斂性，又易陷入局部極小，其優(yōu)化結(jié)果未必能滿足企業(yè)的需求。

Tversky et al.[15]研究發(fā)現(xiàn)，個(gè)人的情緒狀態(tài)會(huì)顯著影響行為主體的決策過(guò)程，在決策過(guò)程中行為主體會(huì)潛意識(shí)地考慮現(xiàn)有的情緒狀態(tài)。情緒維持假說(shuō)認(rèn)為，行為主體會(huì)更“珍惜”現(xiàn)有的正面情緒狀態(tài)，行為主體會(huì)有強(qiáng)烈的動(dòng)機(jī)去維持這種狀態(tài)，而當(dāng)面臨風(fēng)險(xiǎn)決策時(shí)，行為主體會(huì)刻意規(guī)避這種降低正面幸福感的行為，避免風(fēng)險(xiǎn)決策行為可能帶來(lái)的負(fù)面效用。相反，行為主體會(huì)更加厭惡現(xiàn)有的負(fù)面情緒，會(huì)有強(qiáng)烈的動(dòng)機(jī)通過(guò)風(fēng)險(xiǎn)行為消除負(fù)面情緒所引發(fā)的不良狀態(tài)。也就是說(shuō)，負(fù)面情緒會(huì)增強(qiáng)行為主體的風(fēng)險(xiǎn)偏好程度，正面情緒會(huì)降低行為主體的風(fēng)險(xiǎn)偏好程度。

而CEO 財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊屬于高風(fēng)險(xiǎn)決策，在這種高風(fēng)險(xiǎn)的決策框架下，負(fù)面情緒狀態(tài)（憤怒）的CEO具有較大的風(fēng)險(xiǎn)效用，而正面情緒狀態(tài)（愉悅）的CEO 具有較小的風(fēng)險(xiǎn)效用。因此，當(dāng)CEO 決策舞弊風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)一定的情況下，負(fù)面情緒狀態(tài)（憤怒）下滿足舞弊風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)的可能性就越大，CEO 實(shí)施財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊行為的可能性也就越大。在負(fù)面情緒狀態(tài)下，CEO 的舞弊傾向要顯著大于正面情緒狀態(tài)下的CEO。進(jìn)一步，相關(guān)研究表明并不是所有的負(fù)面情緒狀態(tài)都會(huì)增強(qiáng)行為主體的風(fēng)險(xiǎn)偏好程度，比如悲傷和恐懼等這類負(fù)面情緒，會(huì)使行為主體對(duì)未來(lái)的決策更加失去信心，相應(yīng)的風(fēng)險(xiǎn)偏好程度會(huì)更低；而像憤怒和敵意等這一類負(fù)面情緒，會(huì)使行為主體厭惡既定不變的確定性結(jié)果，希望通過(guò)某種風(fēng)險(xiǎn)活動(dòng)來(lái)彌補(bǔ)現(xiàn)有的負(fù)面狀態(tài)，相應(yīng)的風(fēng)險(xiǎn)偏好程度會(huì)更高[16]。基于以上分析提出假設(shè)H2和假設(shè)H3。

H2：負(fù)面情緒狀態(tài)下（憤怒）的CEO，財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊傾向要顯著大于處于正面情緒狀態(tài)下（愉悅）的CEO。

H3：不同的負(fù)面情緒狀態(tài)對(duì)于財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊傾向的影響會(huì)存在差異性，憤怒情緒狀態(tài)下的CEO，財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊傾向要顯著大于恐懼情緒狀態(tài)下的CEO。

四、研究設(shè)計(jì)

（一）實(shí)驗(yàn)任務(wù)及實(shí)驗(yàn)對(duì)象

本文運(yùn)用被試間實(shí)驗(yàn)來(lái)測(cè)試被試的財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊傾向、風(fēng)險(xiǎn)偏好程度和舞弊決策情緒。其中，財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊傾向?yàn)閷?shí)驗(yàn)的因變量，風(fēng)險(xiǎn)偏好程度和舞弊決策情緒是實(shí)驗(yàn)的自變量。為了數(shù)據(jù)處理分析的有效性，本文將依據(jù)風(fēng)險(xiǎn)偏好程度將被試分為高風(fēng)險(xiǎn)偏好程度小組和低風(fēng)險(xiǎn)偏好程度小組，依據(jù)舞弊決策情緒的類別將被試分為正面情緒小組和負(fù)面情緒小組。本文設(shè)計(jì)了兩個(gè)情景模擬實(shí)驗(yàn)，實(shí)驗(yàn)1 是在合理測(cè)度實(shí)驗(yàn)被試風(fēng)險(xiǎn)偏好程度的基礎(chǔ)上，考察了高風(fēng)險(xiǎn)偏好程度小組與低風(fēng)險(xiǎn)偏好程度小組的被試，財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊傾向是否存在顯著性差異。實(shí)驗(yàn)2是在合理誘發(fā)被試不同決策情緒的基礎(chǔ)上，考察了不同情緒小組被試的財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊傾向是否存在顯著性差異。

生活和工作環(huán)境會(huì)對(duì)行為人的性格特征產(chǎn)生顯著影響，這些不同的性格特質(zhì)又會(huì)體現(xiàn)在行為人的日常行為決策當(dāng)中。這在一定程度上會(huì)使得選取企業(yè)在職人員參加情景模擬實(shí)驗(yàn)難以達(dá)到實(shí)驗(yàn)的控制標(biāo)準(zhǔn)，實(shí)驗(yàn)的被試“污染”程度較高。進(jìn)一步考慮到，本文所研究的自變量（風(fēng)險(xiǎn)偏好和決策情緒）與因變量（財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊傾向），是行為人的基本行為規(guī)律，并不會(huì)因?yàn)閷?shí)驗(yàn)被試的不同產(chǎn)生系統(tǒng)性差異。而在校大學(xué)生，由于缺乏社會(huì)實(shí)踐經(jīng)歷，生活環(huán)境主要集中在學(xué)校，在控制地域差異的基礎(chǔ)上，彼此之間的差異性較小，控制難度較低?；谝陨峡紤]，本文將生源地為遼寧、吉林、黑龍江和山東的120 名全日制本科生作為實(shí)驗(yàn)被試，在東北財(cái)經(jīng)大學(xué)實(shí)驗(yàn)經(jīng)濟(jì)學(xué)實(shí)驗(yàn)室完成了本實(shí)驗(yàn)。

（二）實(shí)驗(yàn)過(guò)程

1.實(shí)驗(yàn)前測(cè)。實(shí)驗(yàn)前測(cè)部分，本文主要進(jìn)行的是實(shí)驗(yàn)被試的風(fēng)險(xiǎn)偏好程度測(cè)試。本實(shí)驗(yàn)借鑒了Weber DOSPERT 量表，設(shè)計(jì)了本文的風(fēng)險(xiǎn)偏好量表，測(cè)量了每個(gè)實(shí)驗(yàn)被試的風(fēng)險(xiǎn)偏好程度。為了保證調(diào)查問(wèn)卷的有效性，本文對(duì)風(fēng)險(xiǎn)偏好程度問(wèn)卷進(jìn)行了效度信度檢驗(yàn)。效度檢驗(yàn)結(jié)果表明，KMOBartlett’s Test 值為0.773，說(shuō)明調(diào)查問(wèn)卷的效度良好；信度檢驗(yàn)表明，Cronbach’s alpha 值為0.857，Cronbach’s alpha 值處于0.75～0.90，表明問(wèn)卷的信度較好。本文根據(jù)5 分制設(shè)計(jì)風(fēng)險(xiǎn)偏好強(qiáng)度調(diào)查問(wèn)卷，5 代表最高水平，1 代表最低水平，得分越高說(shuō)明實(shí)驗(yàn)被試的風(fēng)險(xiǎn)偏好水平越高，得分越低說(shuō)明實(shí)驗(yàn)被試的風(fēng)險(xiǎn)偏好水平越低。

2.實(shí)驗(yàn)分組。考慮到實(shí)驗(yàn)1 和實(shí)驗(yàn)2 是兩個(gè)相互獨(dú)立的實(shí)驗(yàn)過(guò)程，為了避免實(shí)驗(yàn)被試的學(xué)習(xí)效應(yīng)，本文將分別進(jìn)行兩個(gè)實(shí)驗(yàn)的被試甄別工作?；诒辉囷L(fēng)險(xiǎn)偏好測(cè)試的結(jié)果，本文利用秩和檢驗(yàn)，分析每個(gè)小組之間風(fēng)險(xiǎn)偏好程度是否存在顯著性差異，并結(jié)合被試風(fēng)險(xiǎn)偏好的均值不斷調(diào)整實(shí)驗(yàn)被試的人選，最終確定了實(shí)驗(yàn)1 的48 名實(shí)驗(yàn)被試，并將實(shí)驗(yàn)被試劃分為高風(fēng)險(xiǎn)偏好程度小組和低風(fēng)險(xiǎn)偏好程度小組。

由于實(shí)驗(yàn)2 是在合理誘發(fā)被試不同決策情緒的基礎(chǔ)上，考察不同情緒小組被試的財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊傾向是否存在顯著性差異，需要保證每個(gè)小組風(fēng)險(xiǎn)偏好程度不存在顯著性差異。因此，在確定實(shí)驗(yàn)被試過(guò)程中，本文基于被試風(fēng)險(xiǎn)偏好測(cè)試的結(jié)果，初步選取了72 名本科生作為實(shí)驗(yàn)被試，并隨機(jī)分配到三個(gè)小組。進(jìn)一步利用秩和檢驗(yàn)，分析每個(gè)小組之間風(fēng)險(xiǎn)偏好程度是否存在顯著性差異，在不斷調(diào)整實(shí)驗(yàn)被試的基礎(chǔ)上，確保實(shí)驗(yàn)被試的風(fēng)險(xiǎn)偏好程度在三個(gè)小組之間不存在系統(tǒng)性的偏差。

3.財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊傾向測(cè)試（實(shí)驗(yàn)1）。本文借鑒Bruner et al.[9]的相關(guān)研究，通過(guò)模擬CEO 向董事會(huì)匯報(bào)企業(yè)業(yè)績(jī)的方法，測(cè)試被試的財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊傾向。假定實(shí)驗(yàn)被試是某企業(yè)的CEO，在所有權(quán)與經(jīng)營(yíng)權(quán)分離的前提下，公司的業(yè)績(jī)需要由CEO 本人向公司董事會(huì)進(jìn)行匯報(bào)，企業(yè)的其他人員無(wú)法知曉公司的真實(shí)業(yè)績(jī)。因此，CEO 匯報(bào)的公司業(yè)績(jī)的真實(shí)性也只有CEO 本人事前知曉。董事會(huì)需要根據(jù)CEO 所匯報(bào)的企業(yè)業(yè)績(jī)，基于CEO 的持股比例，進(jìn)行薪酬結(jié)算。而為了判別業(yè)績(jī)的可信性和真實(shí)性，董事會(huì)需要內(nèi)部審計(jì)委員會(huì)以及獨(dú)立的外部第三方進(jìn)行財(cái)務(wù)審計(jì)。如果在審計(jì)過(guò)程中發(fā)現(xiàn)CEO 虛報(bào)公司業(yè)績(jī)，董事會(huì)會(huì)基于一定標(biāo)準(zhǔn)對(duì)CEO 進(jìn)行懲罰。CEO 需要在權(quán)衡舞弊收益、舞弊被發(fā)現(xiàn)概率和舞弊成本的基礎(chǔ)上，選擇是否進(jìn)行舞弊，以及舞弊的程度。實(shí)驗(yàn)通過(guò)被試所虛報(bào)業(yè)績(jī)的額度度量被試的財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊傾向，CEO 選擇虛報(bào)的業(yè)績(jī)?cè)酱?，相?yīng)的風(fēng)險(xiǎn)收益也就越高，同時(shí)表明其財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊的傾向越大。

4.財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊傾向的測(cè)試（實(shí)驗(yàn)2）。實(shí)驗(yàn)2繼續(xù)借鑒實(shí)驗(yàn)1 的財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊情景模擬實(shí)驗(yàn)，度量被試的財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊傾向。在此基礎(chǔ)之上，實(shí)驗(yàn)2將在實(shí)驗(yàn)前和實(shí)驗(yàn)中，通過(guò)情緒誘發(fā)材料對(duì)被試的情緒予以刺激，從而考察被試在某種情緒狀態(tài)下風(fēng)險(xiǎn)偏好程度與財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊傾向的相關(guān)關(guān)系。在確定情緒誘發(fā)材料過(guò)程中：本文選取了三種類型的情緒誘發(fā)素材，包括視頻、音頻和圖片。隨機(jī)選取了60名本科生，分為三組，分別測(cè)試三個(gè)小組的被試對(duì)于三種素材的感受，最終本文選取視頻類材料作為本實(shí)驗(yàn)的情緒誘發(fā)材料。本文通過(guò)各大視頻網(wǎng)站搜索了愉悅、憤怒和恐懼的相關(guān)視頻各15 個(gè)，邀請(qǐng)了60名本科生，20 人為一組，對(duì)三類視頻的情緒誘發(fā)效果進(jìn)行評(píng)價(jià)，將每類視頻中評(píng)分排在前五名的作為實(shí)驗(yàn)的情緒誘發(fā)材料，視頻的內(nèi)容長(zhǎng)度控制在2 分鐘以內(nèi)。

五、實(shí)驗(yàn)結(jié)果及分析

（一）風(fēng)險(xiǎn)偏好程度與財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊傾向

本文先對(duì)實(shí)驗(yàn)被試的舞弊傾向數(shù)據(jù)進(jìn)行了正態(tài)分布檢驗(yàn)，Jarque-Bera 值為4.524，在5%的水平上顯著，表明實(shí)驗(yàn)結(jié)果的數(shù)據(jù)不符合一般的正態(tài)分布要求，因此本文將運(yùn)用秩和檢驗(yàn)方法來(lái)考察實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊傾向的差異程度。如表1 所示，秩和檢驗(yàn)結(jié)果表明在10%的水平上，低風(fēng)險(xiǎn)偏好程度小組（組2）和高風(fēng)險(xiǎn)偏好程度小組（組1）財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊傾向存在顯著性差異（Z=-1.856，P=0.063）。實(shí)驗(yàn)結(jié)果表明風(fēng)險(xiǎn)偏好是行為主體財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊傾向的主要影響因素，對(duì)于行為主體的舞弊傾向具有較強(qiáng)的解釋力，風(fēng)險(xiǎn)偏好程度越大，被試的財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊傾向越高。H1得到了驗(yàn)證。

表1 獨(dú)立樣本的秩和檢驗(yàn)

（二）個(gè)人情緒與財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊傾向

對(duì)于實(shí)驗(yàn)2 的數(shù)據(jù)本文同樣進(jìn)行了正態(tài)分布檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果的Jarque-Bera 分別為1.236、3.185和2.250，說(shuō)明實(shí)驗(yàn)2 中三個(gè)小組被試的舞弊傾向測(cè)試結(jié)果仍然不符合正態(tài)分布的要求，因此本文仍然使用秩和檢驗(yàn)的方法考察不同小組之間舞弊傾向的差異性。實(shí)驗(yàn)2 考察了憤怒、愉悅和恐懼三種情緒對(duì)于被試舞弊傾向的影響，為了保證情緒誘發(fā)的可靠性，本文在實(shí)驗(yàn)前測(cè)試了被試對(duì)于誘發(fā)材料的感受。

如表2 所示，與施加愉悅情緒刺激的被試相比，雖然憤怒情緒狀態(tài)下的被試表現(xiàn)出了更強(qiáng)的財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊傾向，但是，憤怒情緒小組和愉悅情緒小組之間財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊傾向并沒(méi)有表現(xiàn)出顯著性差異，Z=-0.466，P=0.641。這就說(shuō)明行為主體在憤怒狀態(tài)下，為了盡快消除現(xiàn)有的負(fù)面狀態(tài)，會(huì)更傾向于通過(guò)財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊的方式獲取更大的收益，從而表現(xiàn)出更強(qiáng)的風(fēng)險(xiǎn)偏好程度。但是，愉悅狀態(tài)下行為主體在良好情緒的刺激下，并沒(méi)有對(duì)于高風(fēng)險(xiǎn)行為有可能引發(fā)的負(fù)面結(jié)果實(shí)施積極的規(guī)避，也愿意通過(guò)財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊的方式獲取“錦上添花”的收益，展現(xiàn)了較強(qiáng)的風(fēng)險(xiǎn)偏好程度。H2沒(méi)有得到驗(yàn)證。

表2 獨(dú)立樣本的秩和檢驗(yàn)

行為主體的愉悅狀態(tài)可以包含多種類別，其中金錢、名譽(yù)、地位以及家庭生活等要素給行為主體帶來(lái)的愉悅幸福感，可以有效滿足行為主體的精神需要。由于邊際效用的逐漸降低，在這種愉悅的狀態(tài)下，行為主體以犧牲現(xiàn)有狀態(tài)去謀求更大物質(zhì)財(cái)富的意愿就會(huì)大大降低，風(fēng)險(xiǎn)偏好程度也就顯著降低。而在日常的生活環(huán)境下，與行為主體金錢物質(zhì)無(wú)關(guān)的其他要素（交談、電影、小品、笑話及趣事等）所引發(fā)的愉悅狀態(tài)反而會(huì)弱化行為主體對(duì)于風(fēng)險(xiǎn)的認(rèn)知，強(qiáng)化行為主體的風(fēng)險(xiǎn)偏好程度。

進(jìn)一步，本文考察了不同的負(fù)面情緒對(duì)行為人財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊傾向的影響。實(shí)驗(yàn)結(jié)果表明，與施加憤怒情緒刺激的被試相比，恐懼情緒狀態(tài)下的被試表現(xiàn)出了更低的財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊傾向，且恐懼情緒小組與憤怒情緒小組之間財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊傾向表現(xiàn)了顯著性的差異，Z=-1.681，P=0.093。與施加恐懼情緒刺激的被試相比，愉悅情緒狀態(tài)下的被試表現(xiàn)出了更高的財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊傾向，且恐懼情緒小組與愉悅情緒小組之間財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊傾向表現(xiàn)了顯著性的差異，Z=-1.884，P=0.060。H3得到了驗(yàn)證。

在恐懼情緒狀態(tài)下，被試會(huì)表現(xiàn)出較低的風(fēng)險(xiǎn)偏好程度，且恐懼情緒又進(jìn)一步引發(fā)了強(qiáng)烈的預(yù)期后悔情緒。由于行為人具有后悔規(guī)避特性，負(fù)面的預(yù)期后悔情緒會(huì)提高舞弊被發(fā)現(xiàn)概率的主觀感受，從而抑制行為人舞弊決策的樂(lè)觀心態(tài)，這就會(huì)進(jìn)一步降低其財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊傾向。此外，實(shí)驗(yàn)環(huán)境是基于小品趣事所誘發(fā)的行為主體的愉悅狀態(tài)會(huì)弱化行為主體對(duì)于風(fēng)險(xiǎn)的認(rèn)知，這種狀態(tài)下行為主體的預(yù)期后悔情緒也難以被有效地觸發(fā)，從而與恐懼狀態(tài)下的行為主體相比具有更高的風(fēng)險(xiǎn)偏好程度，財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊的傾向會(huì)更高。

六、穩(wěn)定性檢驗(yàn)

本文在實(shí)驗(yàn)研究的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步利用多元回歸模型對(duì)風(fēng)險(xiǎn)偏好的作用機(jī)理進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn)，考察在大樣本下，這種作用關(guān)系是否依然顯著。此外，本文在穩(wěn)定性檢驗(yàn)部分還考察了群體屬性是否會(huì)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)偏好與財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊傾向的相關(guān)關(guān)系產(chǎn)生系統(tǒng)性的影響。本文利用學(xué)生樣本和企業(yè)高管樣本，考察風(fēng)險(xiǎn)偏好在學(xué)生群體和高管群體之間的影響程度是否存在差異性，以此說(shuō)明實(shí)驗(yàn)被試和實(shí)驗(yàn)結(jié)論的有效性。

（一）變量設(shè)計(jì)與模型構(gòu)建

1.被解釋變量。在相關(guān)研究的基礎(chǔ)上，本文利用紙質(zhì)版的調(diào)查問(wèn)卷，設(shè)計(jì)了問(wèn)卷式的情景模擬實(shí)驗(yàn)，以此度量被試的財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊傾向。此外，為了克服“框架效應(yīng)”對(duì)于被調(diào)查者的影響，保證調(diào)查問(wèn)卷的有效性，本文設(shè)計(jì)了四個(gè)不同情境的舞弊決策問(wèn)題，并以四個(gè)決策結(jié)果之和來(lái)度量被調(diào)查者的財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊傾向。

2.解釋變量。風(fēng)險(xiǎn)偏好為本文的解釋變量。調(diào)查問(wèn)卷中有關(guān)風(fēng)險(xiǎn)偏好的度量，本文依然基于DOSPERT 量表來(lái)進(jìn)行設(shè)計(jì)，總計(jì)15 個(gè)問(wèn)題，涉及倫理、財(cái)務(wù)、健康、娛樂(lè)和社會(huì)五個(gè)方面。在度量結(jié)果的基礎(chǔ)上，很難基于一定的標(biāo)準(zhǔn)將被測(cè)試者劃分為風(fēng)險(xiǎn)追求、風(fēng)險(xiǎn)中立和風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避。因此，本文將問(wèn)卷調(diào)查的結(jié)果視為被調(diào)查者風(fēng)險(xiǎn)偏好的反應(yīng)，調(diào)查問(wèn)卷的得分越高，表明被調(diào)查者風(fēng)險(xiǎn)偏好傾向越大，調(diào)查問(wèn)卷的得分越低，表明被調(diào)查者的風(fēng)險(xiǎn)偏好傾向越小。

3.控制變量。相關(guān)研究表明，教育背景、工作經(jīng)驗(yàn)、性別以及年齡等人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征與行為人的財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊行為存在一定的相關(guān)關(guān)系，在一定程度上可以有效預(yù)測(cè)行為人的財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊傾向。Zahra[17]指出高管的性別、年齡、學(xué)歷等人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征會(huì)對(duì)舞弊決策合理化過(guò)程產(chǎn)生顯著影響。Price et al.[18]研究表明，年輕高管職務(wù)犯罪的傾向更低，主要是由于他們無(wú)法有效面對(duì)來(lái)自社會(huì)和企業(yè)的監(jiān)管壓力。此外，教育程度與行為人的德道水平存在一定的正相關(guān)關(guān)系，在道德準(zhǔn)則的制約下，教育程度越高，高管財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊傾向就會(huì)越低?；谝陨戏治觯疚膶W(xué)歷、性別和年齡，作為財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊傾向模型的控制變量。

4.回歸模型。本文借鑒相關(guān)研究構(gòu)建了財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊傾向的多元線性回歸模型，并在模型設(shè)計(jì)的過(guò)程中，引入虛擬變量來(lái)度量被試者所屬的不同群體，分別是學(xué)生群體和高管群體，以此來(lái)考察不同群體舞弊傾向與風(fēng)險(xiǎn)偏好之間是否存在顯著性差異。變量及變量定義如表3 所示。

表3 變量界定及定義

（二）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文的調(diào)查問(wèn)卷主要包括：風(fēng)險(xiǎn)偏好量表和財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊傾向量表。本文以32 家制造業(yè)企業(yè)的高管和國(guó)內(nèi)某三所本科院校的本科生作為調(diào)查對(duì)象。本文問(wèn)卷的調(diào)查方式分為互聯(lián)網(wǎng)線上調(diào)查和實(shí)地面對(duì)面調(diào)查兩種方式，最終回收調(diào)查問(wèn)卷的數(shù)量為646 份。其中，企業(yè)高管224 份①，有效問(wèn)卷180 份；大學(xué)本科生422 份，有效問(wèn)卷390 份。本文從有效問(wèn)卷中隨機(jī)抽取了180 份。

（三）實(shí)證結(jié)果及分析

1.描述性統(tǒng)計(jì)。如表4 所示，問(wèn)卷被調(diào)查者的年齡均值在28.66 左右，其中，被調(diào)查者最小年齡為19 歲，最大年齡為57 歲。被調(diào)查者財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊傾向的平均值為12.46，其標(biāo)準(zhǔn)差較低為4.76，說(shuō)明被調(diào)查者財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊傾向的波動(dòng)水平較低，被調(diào)查者的舞弊傾向基本符合正態(tài)分布。進(jìn)一步，被調(diào)查者風(fēng)險(xiǎn)偏好的均值為36.68，而風(fēng)險(xiǎn)偏好的理論測(cè)試結(jié)果介于15～75，表明被調(diào)查者整體表現(xiàn)為風(fēng)險(xiǎn)中立。

表4 描述性統(tǒng)計(jì)

2.多元回歸結(jié)果及分析。由表5 可知，風(fēng)險(xiǎn)偏好的系數(shù)為0.070，在1%的水平上，說(shuō)明風(fēng)險(xiǎn)偏好與行為人財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊傾向的作用關(guān)系，在大樣本數(shù)據(jù)下依然顯著，實(shí)驗(yàn)研究結(jié)論穩(wěn)定性較強(qiáng)，風(fēng)險(xiǎn)偏好是行為主體財(cái)務(wù)報(bào)告傾向的主要影響因素之一。進(jìn)一步，本文分析了風(fēng)險(xiǎn)偏好與財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊傾向在學(xué)生群體和高管群體之間是否存在顯著性差異?；貧w結(jié)果表明，風(fēng)險(xiǎn)偏好與代表不同群體屬性啞變量的交乘項(xiàng)沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，P 值為0.652 9，說(shuō)明風(fēng)險(xiǎn)偏好與行為人財(cái)務(wù)舞弊傾向之間的作用關(guān)系在不同群體之間不存在顯著性差異。也就是說(shuō)，實(shí)驗(yàn)被試群體屬性的不同并不會(huì)對(duì)相關(guān)研究結(jié)論產(chǎn)生系統(tǒng)性偏差。

表5 WLS 回歸結(jié)果

七、研究結(jié)論

基于行為人內(nèi)部視角，本文運(yùn)用實(shí)驗(yàn)方法，探究了風(fēng)險(xiǎn)偏好對(duì)于CEO 財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊的作用機(jī)理，以及在決策情緒的影響下風(fēng)險(xiǎn)偏好作用機(jī)理的變化規(guī)律。研究結(jié)果表明：風(fēng)險(xiǎn)偏好會(huì)對(duì)舞弊行為產(chǎn)生效用評(píng)價(jià)約束。在高風(fēng)險(xiǎn)狀態(tài)下，風(fēng)險(xiǎn)偏好程度高的CEO，財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊傾向要顯著大于風(fēng)險(xiǎn)偏好程度低的CEO；憤怒和愉悅情緒狀態(tài)下的CEO，財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊傾向要顯著大于恐懼情緒狀態(tài)下的CEO；憤怒情緒狀態(tài)與愉悅情緒狀態(tài)下的CEO，財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊傾向不存在顯著性差異。針對(duì)于上述研究結(jié)論，企業(yè)的公司治理要考慮CEO 風(fēng)險(xiǎn)偏好對(duì)于企業(yè)財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊的影響，在高風(fēng)險(xiǎn)偏好所帶來(lái)的高收益與高概率的機(jī)會(huì)主義行為之間要做到一定平衡，可以通過(guò)管理層風(fēng)險(xiǎn)偏好的不同配置有效實(shí)現(xiàn)這一目標(biāo)。此外，公司治理中的內(nèi)部審計(jì)或者內(nèi)部控制部門要持續(xù)對(duì)CEO 及管理層的風(fēng)險(xiǎn)偏好進(jìn)行跟蹤，并對(duì)一段時(shí)間內(nèi)CEO 及管理層的個(gè)人情緒進(jìn)行觀察，從而有效規(guī)避情緒狀態(tài)所引發(fā)的舞弊極端行為。

注釋：

①被調(diào)查企業(yè)高管成員包括：董事長(zhǎng)、副董事長(zhǎng)、董事會(huì)成員（獨(dú)立董事除外）、總經(jīng)理、副總經(jīng)理、董事會(huì)秘書、財(cái)務(wù)總監(jiān)、總工程師、部門經(jīng)理（財(cái)務(wù)部、審計(jì)部、銷售部、采購(gòu)部、人力資源部等）。