李紅權(quán)，曹佩文

一、引言

高管團隊與公司績效的關(guān)系一直是組織行為領(lǐng)域關(guān)注的焦點問題之一[1-3]。近年來研究人員比較關(guān)注高管個人特征對公司行為的影響，已有文獻關(guān)注高管性別[4-5]、高管的董事會經(jīng)歷[6]、海外經(jīng)歷[7]、學(xué)術(shù)背景[8]、貧困經(jīng)歷[9]、從軍經(jīng)歷[10]、飛行員經(jīng)歷[11]以及高管年齡因素[12-13]對公司決策行為的影響，但關(guān)于高管年齡的研究還不充分。年齡是個體最自然的生理特征之一，學(xué)術(shù)界的正式研究卻比較少，國內(nèi)多數(shù)研究只是將年齡作為控制變量進行分析，并簡單地認為年齡效應(yīng)是線性的即年齡越大越保守。而事實上，年齡與認知能力、職業(yè)生涯考量、信號機制和社會資本均有緊密關(guān)聯(lián)，在不同年齡階段高管決策動機側(cè)重點不同，從而對公司風(fēng)險承擔(dān)行為的影響是復(fù)雜多變的?；诖耍疚膶⑹紫瘓?zhí)行官(CEO)年齡作為特別關(guān)注因素，從理論機制和實證分析角度比較系統(tǒng)地揭示與年齡特征關(guān)聯(lián)的CEO決策行為如何影響公司的風(fēng)險承擔(dān)。需要注意的是，中國企業(yè)沒有設(shè)立CEO職位的傳統(tǒng)，而是習(xí)慣于設(shè)立總裁、總經(jīng)理。本文認為總裁、總經(jīng)理這類公司的“高管”，相當于西方國家的CEO，負責(zé)公司的日常經(jīng)營管理活動[14]。

本文的主要貢獻和創(chuàng)新點有：第一，已有研究主要從薪酬制度[15]、股東結(jié)構(gòu)[16-17]的角度研究公司的風(fēng)險承擔(dān)，忽略了CEO個體特征的影響機制；而對CEO個體特征的研究，又集中在它對公司績效的影響上。本文將CEO個體特征與公司風(fēng)險承擔(dān)聯(lián)系起來，研究結(jié)論將有助于深化現(xiàn)有企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)行為的研究，重新審視企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)行為中人的因素。第二，國內(nèi)普遍認為年齡與高管風(fēng)險決策行為是簡單的負向關(guān)系，沒有充分探討不同年齡階段CEO面臨的約束條件和決策動機，以及對公司行為的影響。本文在此領(lǐng)域作了較為系統(tǒng)的分析，研究發(fā)現(xiàn)CEO年齡對公司風(fēng)險承擔(dān)有顯著的倒U型影響，即CEO在中青年時期，風(fēng)險容忍度會逐步提升，公司風(fēng)險承擔(dān)行為也隨之上升；中年時期(50—55歲)為頂峰，隨后出現(xiàn)轉(zhuǎn)折，隨著年齡的增長，CEO趨向于風(fēng)險規(guī)避，公司風(fēng)險承擔(dān)行為也隨之下降。第三，本文進一步揭示了CEO年齡因素所引致的公司風(fēng)險承擔(dān)行為與公司治理環(huán)境息息相關(guān)，對于CEO兼任董事長以及未建立有效的股權(quán)激勵制度的公司，公司風(fēng)險承擔(dān)行為的年齡效應(yīng)將更為突出。本文的研究結(jié)論對于理解公司風(fēng)險承擔(dān)的CEO年齡效應(yīng)及其治理機制有著重要的參考價值。

二、文獻回顧、理論分析與研究假說

(一)文獻回顧

高管個體特征對公司行為有著直接的影響。早期對個體特征的研究主要集中在這一因素對公司績效的影響[18-19]，隨后擴展到其他領(lǐng)域，如公司杠桿率[20]、企業(yè)創(chuàng)新[7][21]、并購活動[22-23]等。

關(guān)于高管年齡和風(fēng)險承擔(dān)的關(guān)系，國內(nèi)外的研究文獻較少。國內(nèi)文獻方面，黃嫻靜認為，CEO年齡對公司風(fēng)險承擔(dān)有負向的線性影響[24]。國外研究方面，多數(shù)的研究認為風(fēng)險承擔(dān)行為是隨年齡單調(diào)遞減的，也有研究證實年齡對風(fēng)險承擔(dān)有正向作用。一般認為年輕的管理者更可能存在冒險的決策行為[25]，年老的管理者傾向于獲得更高的財富和職業(yè)保障從而規(guī)避風(fēng)險[26]。Roger和Suarez發(fā)現(xiàn)一般個人的風(fēng)險容忍度會隨著年齡的增加而下降[27]。Brooks認為面對復(fù)雜宏觀環(huán)境和投資的不確定性，年齡大的投資者偏向于拒絕承擔(dān)風(fēng)險[28]。Ferris等人綜合考察了社會資本、年齡、任期對公司風(fēng)險承擔(dān)的影響，發(fā)現(xiàn)社會資本對公司風(fēng)險承擔(dān)有顯著的正向作用，年齡對風(fēng)險承擔(dān)是負向影響[29]。而提出不同觀點的是Faccio，他在關(guān)于CEO性別與公司風(fēng)險承擔(dān)研究中發(fā)現(xiàn)年齡對風(fēng)險承擔(dān)有正向作用[5]。研究結(jié)論不一致的原因，一方面與所使用的風(fēng)險承擔(dān)水平的測度方式有關(guān)，另外一個更為合理的推測便是風(fēng)險承擔(dān)行為與年齡之間的關(guān)系不是簡單遞減的，而是存在復(fù)雜的非線性變化模式。本文將系統(tǒng)分析CEO個人行為的決策動機以及由此衍生的非線性化年齡效應(yīng)。

(二)CEO年齡與CEO風(fēng)險承擔(dān)決策機制

本文認為，CEO年齡特征與風(fēng)險承擔(dān)之間的關(guān)系仍有待深入研究。站在生命周期的角度，個體在不同時期的行為特征是存在差異的。換句話說，不同年齡階段，CEO面臨的約束條件和決策目標是不同的，從而公司風(fēng)險承擔(dān)的年齡效應(yīng)不是一成不變的。CEO年齡對公司風(fēng)險承擔(dān)行為產(chǎn)生影響的約束機制主要有以下四種：

一是認知能力機制。已有神經(jīng)學(xué)研究發(fā)現(xiàn)，對成年人而言，隨著年齡增長，其整體認知能力存在顯著的下降。信息處理能力下降會導(dǎo)致經(jīng)驗和情緒在決策中扮演更加重要的角色?，F(xiàn)代經(jīng)濟條件下企業(yè)經(jīng)營環(huán)境瞬息萬變，需要強大的信息處理能力才能做出最優(yōu)投資決策。而年齡越大，認知能力自然衰退，越難做出快速及時的反應(yīng)，風(fēng)險承擔(dān)能力也隨之降低。

二是職業(yè)生涯考量。出于對職業(yè)生涯的考慮，在管理領(lǐng)域還沒有樹立良好聲譽的新人CEO會更看重投資決策的成功率，以規(guī)避承擔(dān)較高風(fēng)險招致失敗所帶來的懲罰[30]。對投資決策成功率的追求會扭曲CEO的行為，使年輕CEO自然規(guī)避高風(fēng)險的投資決策，做出保守的投資決策。此外，如果過于冒險導(dǎo)致經(jīng)營失敗，CEO就會有失業(yè)或被迫離職的風(fēng)險，它會促使CEO產(chǎn)生強烈的職位保護欲望，選擇穩(wěn)妥保守的決策方案。

三是信號理論。股東與CEO間存在信息不對稱，具體而言，股東無法得知CEO管理能力和努力程度的所有信息?；诖?，CEO將選擇較高風(fēng)險投資項目作為展示個人能力的積極信號，并向股東傳遞自身具有較強管理能力的信息，同時年輕的CEO更易受股東對其管理能力評價的隱性激勵，傾向于承擔(dān)更多風(fēng)險。然而，對中老年時期的CEO而言，多年工作經(jīng)驗已經(jīng)幫助他們形成了聲譽，向股東釋放積極信號不再是他們關(guān)心的首要問題。

四是社會資本渠道。社會資本是社會網(wǎng)絡(luò)內(nèi)在互惠行為中包含的信息、信任以及規(guī)范。隨著年齡和交往的增長，CEO會具備更多的社會資本。信任作為社會關(guān)聯(lián)中的一個重要因素，可以有效降低監(jiān)督成本并將不完全合同帶來的消極后果最小化。社會資本越雄厚，風(fēng)險共享網(wǎng)絡(luò)也就越發(fā)達，個體對沖風(fēng)險的韌性越強，這會提升CEO的風(fēng)險容忍度。

以上四種機制孰輕孰重并無定律，這與CEO所處的年齡階段息息相關(guān)。具體而言，在CEO中青年時期，職業(yè)生涯考量和信號理論將發(fā)揮主要作用。CEO越年輕，勞動力市場對其能力評價提升帶來的收益就越大，所以新人CEO的職業(yè)生涯憂慮程度最強。同時，新人CEO擁有更長的工作期限，能獲得更持久的高額薪水。因而新人CEO出于職業(yè)生涯考慮會比較注重投資項目的成功率，排斥高風(fēng)險有可能帶來失敗的決策行為。當CEO的聲譽逐漸建立后，職業(yè)生涯考慮效應(yīng)將減弱，信號理論逐步占據(jù)上風(fēng)，風(fēng)險偏好將提升，從而年齡對公司風(fēng)險承擔(dān)呈正向影響。到了中年時期，勞動力市場均衡會發(fā)現(xiàn)CEO的真實才能，與管理者才能有關(guān)的信息不對稱幾乎消失；不僅如此，多年工作累積的社會資本和留存認知能力優(yōu)勢會促使中年CEO勇于面對挑戰(zhàn)，風(fēng)險承擔(dān)水平將達到最高點，中年人更有可能做出最佳的金融決定[31]。在老年時期，CEO認知能力衰退明顯，相較于年輕時期的“忙碌的生活”，年齡大的CEO更傾向通過抑制企業(yè)創(chuàng)新避免做出復(fù)雜、冒險的決策來獲得“平靜生活”。不僅如此，Bertrand和Schoar的研究還發(fā)現(xiàn)老年CEO由于具備更豐富的閱歷和知識，能夠?qū)Χ聲┘訅毫?，從而采取風(fēng)險較低的決策[32]。因此，老年時期的CEO決策行為趨于保守，風(fēng)險厭惡程度較高，影響董事會的能力也更強?；诖?，本文提出假設(shè)1 ：

假設(shè)1：限定其他條件，CEO年齡對公司風(fēng)險承擔(dān)的影響是非線性的。在中青年時期，CEO年齡對公司風(fēng)險承擔(dān)存在正向影響關(guān)系；在老年時期，CEO年齡對公司風(fēng)險承擔(dān)存在負向關(guān)系。

(三)CEO年齡、兩職合一與公司風(fēng)險承擔(dān)行為

高管的年齡效應(yīng)強調(diào)的是剔除其他因素干擾后對公司風(fēng)險承擔(dān)行為的影響，然而公司董事會結(jié)構(gòu)、公司治理等因素將直接影響高管個人的決策行為以及高管的戰(zhàn)略意圖能否順利上升為公司整體層面的決策行為。因此，本研究首先引入兩職合一作為高管權(quán)力的度量，進一步驗證年齡的倒U型效應(yīng)是否存在。由于CEO是否兼任董事長會影響公司業(yè)績[1]，公司是否存在兩職合一廣受監(jiān)管部門和投資者的關(guān)注。目前主要存在代理理論和效率理論解釋兩職合一對公司經(jīng)營的影響。代理理論認為CEO兼任董事長會削弱股東的監(jiān)管職能，增加公司代理成本。效率理論認為，不同的公司領(lǐng)導(dǎo)結(jié)構(gòu)對應(yīng)不同的成本和收益，兩職合一有利于減少公司的信息溝通成本，使決策執(zhí)行更有效。因此，兼任董事長的CEO具有強有力的領(lǐng)導(dǎo)權(quán)和控制權(quán)，其個人決策的傳導(dǎo)機制更順暢，年齡效應(yīng)更顯著。兼任董事長的CEO傾向于通過正式權(quán)力影響甚至控制其他高管和董事的行為來支持其個人決策，從而對公司風(fēng)險承擔(dān)產(chǎn)生影響[14]。基于效率理論，本文提出假設(shè)2：

假設(shè)2：限定其他條件，年齡效應(yīng)對CEO兼任董事長的公司更顯著。

(四)CEO年齡、股權(quán)激勵與公司風(fēng)險承擔(dān)行為

CEO的主要收入來源為公司發(fā)放的薪酬，從而可能會過度關(guān)注公司短期業(yè)績表現(xiàn)，而拒絕具有較高長期投資價值的損害股東利益的風(fēng)險項目。為了解決這類代理問題，公司引入激勵政策，其中應(yīng)用最廣的激勵手段就是股權(quán)激勵。股權(quán)激勵最終對公司經(jīng)營的影響取決于激勵程度以及公司治理環(huán)境。基于最優(yōu)契約理論，好的激勵政策會提高CEO努力程度，降低公司代理成本。同時，股權(quán)激勵會使CEO承擔(dān)公司股價波動的相關(guān)成本，內(nèi)化離職成本。由此我們可以合理推測股權(quán)激勵將弱化公司風(fēng)險承擔(dān)行為的年齡效應(yīng)，而對于未實行股權(quán)激勵制度的公司年齡效應(yīng)則會更突出。基于此，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)3：限定其他條件，年齡效應(yīng)對未實行股權(quán)激勵制度的公司更顯著。

三、研究設(shè)計

(一)數(shù)據(jù)來源和樣本選擇

本文的樣本是2010—2014年間在滬深交易所交易的非金融類上市公司。本文的波動率采用股票市場數(shù)據(jù)計算，為避免2008年美國次貸危機和股權(quán)分置改革對我國股票市場的影響，將樣本的起始時間定為2010年。在實證分析的回歸方程中，t時期的公司風(fēng)險承擔(dān)采用未來三年的數(shù)據(jù)計算，即t+1，t+2，t+3，采用未來數(shù)據(jù)計算波動率是因為CEO管理決策帶來的影響和后果需要一段時間后才能體現(xiàn)，存在時滯。公司的會計數(shù)據(jù)只披露至2017年，因此選擇2014年作為樣本期的結(jié)束年份。在剔除各變量的缺失值后，最終得到4 601個觀測值。本文使用Stata12作為分析軟件，研究中使用的財務(wù)數(shù)據(jù)、股票數(shù)據(jù)、公司治理數(shù)據(jù)均來自國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫。

(二)模型

借鑒Ferris等人的研究，本文用面板數(shù)據(jù)進行多元回歸，加入新的控制變量對模型進行補充，增強模型對中國公司的解釋力[29]。主要的實證模型如下：

Risk=α0+α1Age+α2Age2+α3Tenure+α4Salary+α5Gender+α6Degree+α7Duality+α8Size+α9MB+α10Growth+α11R+α12Leverage+α13DE+α14Separation+α15Top1+α16G+ε

(1)

其中αi表示回歸系數(shù)，ε表示誤差項。因變量Risk是本文對公司風(fēng)險承擔(dān)的代理變量，為t+1年至t+3年間股票月收益率的波動率。Age和Age2是自變量，其余變量為控制變量。詳細的變量說明見表1。

表1 主要變量說明

(三)變量

1.自變量：年齡

年齡值為公司披露的總裁、總經(jīng)理、CEO的實際年齡。以聯(lián)合國世界衛(wèi)生組織對全球人口年齡劃分標準為基礎(chǔ)，結(jié)合本文樣本的年齡區(qū)間，本文將18—44歲劃分為青年人，45—59歲劃分為中年人，60歲以上劃分為老年人。

2.因變量：風(fēng)險承擔(dān)

風(fēng)險承擔(dān)是指公司對投入有風(fēng)險資源的承擔(dān)程度,即公司愿意為獲得較好的市場機會或收益承擔(dān)高風(fēng)險的程度[33]。公司的投資和財務(wù)政策決定了公司現(xiàn)金流和股票收益的分布，風(fēng)險的度量主要采用波動率計算。由此，對公司風(fēng)險承擔(dān)的度量可以分為基于會計收益[33-34]和基于股票市場收益[12][29]的指標。

本文采用如下三種方法衡量公司風(fēng)險承擔(dān)：①采用公司股票月收益率的波動性來衡量風(fēng)險承擔(dān)水平(Risk1)，它是公司股票未來3年月收益率的方差，計算公式如下:

(2)

其中下標i表示公司編號，t表示數(shù)據(jù)公布時間，Ri,t表示公司i在t月的收益率。

②在公式(2)中將公司月收益率進行替換，把滬深300指數(shù)的對數(shù)收益率作為市場基準收益率，計算出公司超額收益率的方差Risk2。

③采用資產(chǎn)收益率ROA(凈資產(chǎn)收益率ROE)的波動性來衡量風(fēng)險承擔(dān)水平Risk3(經(jīng)行業(yè)和年度均值調(diào)整)：

(3)

(4)

其中下標i表示公司編號，c表示公司所處行業(yè)，t表示數(shù)據(jù)公布時間，N表示在第t年度c行業(yè)中的公司數(shù)，Ei,c,t表示經(jīng)過行業(yè)調(diào)整后的i公司在t年的資產(chǎn)收益率，Risk3為經(jīng)行業(yè)調(diào)整后的資產(chǎn)收益率(凈資產(chǎn)收益率)的標準差。

3.控制變量

針對CEO的人口統(tǒng)計學(xué)特征，我們控制了除年齡以外的性別和學(xué)歷。一般女性CEO有更高的風(fēng)險厭惡，她們能更穩(wěn)健地運營公司[5]。此外，學(xué)歷作為人力資本的重要組成部分，會顯著影響管理者的決策選擇。管理者平均受教育水平越高,企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平越高[6]。

CEO在公司任職的其他特征也被作為控制變量納入模型，如任期、薪酬、是否兼任董事長。關(guān)于任期，一般而言CEO任期越長，股票收益率波動性越大。但是任期長的CEO可能意味著更強的管理權(quán)力和防御，存在管理防御的CEO可能會享有更多的控制權(quán)，因此他們有較少做出冒險決策的動機。因此對公司風(fēng)險承擔(dān)影響因素的研究，有必要考慮CEO的任期?，F(xiàn)代公司治理中，習(xí)慣于采用風(fēng)險與薪水正相關(guān)的薪酬制度，來削弱管理人員與股東風(fēng)險偏好不一致的代理成本。因此在研究CEO年齡對公司風(fēng)險承擔(dān)行為影響時，有必要控制CEO薪酬。其次，CEO的結(jié)構(gòu)性權(quán)利——基于正式組織結(jié)構(gòu)和層級權(quán)威產(chǎn)生的權(quán)力，可以通過控制其下屬的行為管理公司經(jīng)驗的不確定性。本文引入CEO是否兼任董事長來度量CEO的結(jié)構(gòu)性權(quán)力。

對公司特征，本文從以下幾個方面進行控制。對資產(chǎn)總額取對數(shù)控制公司規(guī)模。加入賬面市值比和銷售增長率控制公司的成長和投資機會。加入報告期t年的收益率控制已實現(xiàn)收益對公司風(fēng)險產(chǎn)生的影響。加入權(quán)益市值比和杠桿率控制公司歷史融資決策的影響。加入實際控制人控制權(quán)與所有權(quán)之間的差額和第一大股東持股比例控制公司股權(quán)結(jié)構(gòu)的差異。加入了企業(yè)性質(zhì)控制國有企業(yè)和非國有企業(yè)間未被其他變量解釋的其他差異。

四、實證分析

(一)描述性統(tǒng)計

表2為主回歸中各變量的描述性統(tǒng)計。公司股票月收益波動率的平均值為2.373%，中位數(shù)為1.99%，呈右偏分布。這種右偏特征與Ferris等人研究中采用的美國數(shù)據(jù)特征(平均值為14.1%，中位數(shù)為12.3%)一致。CEO年齡范圍為27—75歲，平均年齡為48.75歲，中位數(shù)年齡為49歲，兩者十分接近不存在偏態(tài)。其中，女性CEO的數(shù)量遠遠小于男性CEO，僅占CEO總?cè)藬?shù)的6.24%。大約有25.47%的CEO同時兼任公司董事。超過半數(shù)公司的兩權(quán)分離度為0，采取直接控制方式。最終控制人為國有的公司占公司總數(shù)的41.66%。

(二)多元回歸分析

根據(jù)回歸方程(1)，本文采用軟件Stata12分析了CEO年齡對公司風(fēng)險承擔(dān)水平的影響，進而檢驗本文的研究假設(shè)。本文首先對面板數(shù)據(jù)進行了Hausman檢驗，檢驗結(jié)果拒絕原假設(shè)，表明應(yīng)采用固定效應(yīng)模型對樣本數(shù)據(jù)進行處理。

表3是CEO年齡對公司風(fēng)險承擔(dān)水平影響的回歸結(jié)果。表3(1)列表示的僅對CEO年齡Age(Age2)、與年齡相關(guān)的任期Tenure、波動率Risk1采用固定效應(yīng)模型回歸的結(jié)果，Age>0為0.138 5，Age2<0為-0.001 3，在5%的水平上顯著，說明CEO年齡對公司風(fēng)險承擔(dān)的影響呈開口向下的拋物線形式。加入其他控制變量，表3(2)列顯示了方程(1)的回歸結(jié)果，CEO年齡Age與CEO年齡平方項Age2均在5%的水平上顯著，分別為0.132 6和-0.001 2。CEO年齡與公司風(fēng)險承擔(dān)行為呈倒U型影響，即隨著CEO年齡增長公司的風(fēng)險承擔(dān)越大，當年齡達到某一特定值后，年齡增長會使公司風(fēng)險承擔(dān)水平下降，與本文假設(shè)1一致。這種年齡對公司風(fēng)險承擔(dān)的倒U型影響，在加入行業(yè)固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)后仍然顯著，如表3(3)(4)列所示。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

此外，令回歸方程中年齡項的一階偏導(dǎo)為0，可以計算出年齡對風(fēng)險承擔(dān)行為的轉(zhuǎn)折點。表3所有回歸結(jié)果的拐點都集中在50—55歲附近，屬于中年時期。說明在我國，CEO在剛?cè)肼毢兔媾R退休的時期會采取比較保守的投資決策，在積累了豐富經(jīng)驗且精力旺盛的中年時期愿意采取更冒險的決策。這是因為CEO在青年時期職業(yè)生涯憂慮機制和信號理論占主要地位。入職初期CEO會避免做出冒險決策，公司的風(fēng)險承擔(dān)水平以低位開始。隨后CEO將做出難度更大、更冒險的決策發(fā)出積極信號，向股東證明他們具備優(yōu)秀管理能力，進而影響他們的聲譽和未來前景。在這一階段，年齡對公司風(fēng)險承擔(dān)行為有正向影響。隨著工作經(jīng)驗和社會資本的不斷積累，CEO進入中年時期，此時他們在職業(yè)市場中構(gòu)建起了個人聲譽并享有豐富的社會關(guān)聯(lián)，公司的風(fēng)險承擔(dān)水平達到頂點。隨著年齡的進一步增加，老年時期CEO認知能力不斷下降，對復(fù)雜投資環(huán)境的信息處理能力可能會隨認知水平的閉合而下降 ，CEO會遵循防御策略而不是攻擊策略，選擇更加穩(wěn)健的政策過“安逸的生活”，使企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平逐漸降低。

表3(4)列的回歸同時控制了行業(yè)和時間固定效應(yīng)，調(diào)整后的R2達到0.263 7。賬面市值比MB、當期收益R、負債權(quán)益比率DE均在1%的水平上顯著，且回歸系數(shù)為正。賬面市值比越大、當期收益越高、負債權(quán)益比率越大的公司，其未來月收益波動率越大，公司風(fēng)險承擔(dān)水平越高。公司規(guī)模Size、銷售增長率Growth、兩權(quán)分離度Separation、企業(yè)性質(zhì)G均在5%的水平上顯著。公司規(guī)模越大，其風(fēng)險承擔(dān)水平越高。銷售增長率越高、實際控制人控制權(quán)與所有權(quán)之間的差值越大，公司的風(fēng)險承擔(dān)越低。最終控制人兩權(quán)分離度與股票波動性的負相關(guān)表明我國公司大股東侵占小股東利益的第二類代理問題比較突出；而在資產(chǎn)市場市場化程度高的美國，股東與經(jīng)理人間的第一類代理問題更突出。此外，我國國有企業(yè)的顯著特點是政治紐帶強，能得到政府的資源支持，同時決策也受政府干預(yù)[35]。國有企業(yè)背負著除經(jīng)濟效益外的其他社會責(zé)任，比如，為社會創(chuàng)造就業(yè)機會。因此國有企業(yè)CEO在決策時更少做出冒險的決定，非國有企業(yè)比國有企業(yè)具有更高的風(fēng)險承擔(dān)。

(三)進一步分析

本文之前的分析表明CEO年齡對公司風(fēng)險承擔(dān)行為存在倒U型影響，這種影響在不同治理結(jié)構(gòu)的公司中是否會有所變化？首先，本文以CEO是否兼任董事長為分組依據(jù)，進行了分組回歸。接著引入公司的股權(quán)激勵特征，對受股權(quán)激勵影響的CEO和未受股權(quán)激勵影響的CEO分組，進行分組回歸。

表3 CEO年齡對公司風(fēng)險承擔(dān)的回歸結(jié)果

注：*p< 0.05,**p< 0.01,***p< 0.001，括號中為t值。行業(yè)分類采用證監(jiān)會行業(yè)分類2012年版

表4列示CEO是否兼任董事長的分組回歸結(jié)果。結(jié)果表明，對未兼任董事長的CEO，年齡對公司風(fēng)險承擔(dān)行為的倒U型影響不顯著；對兼任董事長的CEO，Age>0，Age2<0，至少在5%的水平上顯著。在加入時間和行業(yè)固定效應(yīng)后結(jié)果保持不變，與假設(shè)2一致。這主要是因為兼任董事長的CEO擁有更大的權(quán)力，能對公司進行強有力地領(lǐng)導(dǎo)和控制，更可能按自己的意愿進行決策。未兼任董事長的CEO受股東嚴格的監(jiān)管，其行為更需與股東利益最大化目標一致，因此個人年齡對公司風(fēng)險承擔(dān)行為的倒U型影響不顯著。

此外，企業(yè)性質(zhì)G在未兼任董事長的CEO回歸中均不顯著，但在兼任董事長的CEO回歸中至少在5%的水平上顯著，且回歸系數(shù)為負。企業(yè)性質(zhì)G的回歸系數(shù)絕對值在所有變量回歸系數(shù)中是最大的。這說明對兩職合一的公司而言，企業(yè)性質(zhì)是影響公司風(fēng)險承擔(dān)的重要因素。國有企業(yè)的經(jīng)營目標可能是多元化的，并不像民營企業(yè)以追求利潤最大化為目標。此外，國有企業(yè)管理層的任命權(quán)很大程度上仍然掌握在政府手中，而民營企業(yè)可以在勞動力市場中選聘職業(yè)經(jīng)理人。這些差異都導(dǎo)致非國有企業(yè)具有更大的風(fēng)險承擔(dān)行為，國有企業(yè)則相對保守。兩權(quán)分離度Separation在未兼任董事長的CEO回歸中均在5%的水平上顯著為負，在兼任董事長的CEO回歸中均不顯著，表明大股東侵占中小股東利益的情況在CEO未兼任董事長的公司中更為嚴重。

接下來，我們對公司是否對高管實行股權(quán)激勵進行分組回歸，回歸結(jié)果見表5。在有股權(quán)激勵的公司中，公司風(fēng)險承擔(dān)的CEO年齡效應(yīng)將不復(fù)存在；在無股權(quán)激勵的公司中，Age>0，Age2<0，倒U型特征顯著。在加入時間和行業(yè)固定效應(yīng)后結(jié)果不變，與假設(shè)3一致。因為高管股權(quán)激勵的核心是CEO薪酬與公司價值相關(guān)聯(lián)。股權(quán)激勵會對CEO決策產(chǎn)生顯著影響，從而對沖風(fēng)險承擔(dān)的CEO年齡效應(yīng)。同時，已有研究發(fā)現(xiàn)CEO持股數(shù)量與公司價值間存在倒U型的駝峰關(guān)系[36]，公司外部治理有效性的強弱會影響這種駝峰關(guān)系[37]。在CEO持股數(shù)量未達到臨界點時，代理問題能夠通過增加CEO所有權(quán)得到緩解，從而提高CEO與股東價值的一致性，選擇高風(fēng)險高收益的投資項目；當CEO持股數(shù)量超過臨界點后，股權(quán)激勵給予CEO高財富績效敏感性和足夠的控制權(quán)時，較弱的公司治理環(huán)境允許CEO參與損害股東價值的降低風(fēng)險的活動。特別是由于高管自身投資缺乏多樣性，當CEO有足夠的投票權(quán)以保護自己免受外部股東的解雇時，會更傾向于選擇風(fēng)險更低的項目。因此，在有股權(quán)激勵的公司中，CEO行為主要受自身持股數(shù)量的影響，年齡效應(yīng)不顯著。此外，在有股權(quán)激勵的公司中，企業(yè)性質(zhì)對公司風(fēng)險承擔(dān)的影響變得不顯著。

表4 CEO是否兼任董事長的分組回歸結(jié)果

(四)穩(wěn)健性分析

為了保證研究結(jié)果的穩(wěn)健性，本文對公司風(fēng)險承擔(dān)的代理變量進行了替換。我們對CEO年齡與Risk2進行回歸分析，結(jié)果表明CEO年齡與公司風(fēng)險承擔(dān)行為間存在倒U型影響，且這種倒U型影響在兼任董事長的CEO、未實行股權(quán)激勵制度的公司中更為顯著。

表5 公司是否采取股權(quán)激勵計劃的分組回歸結(jié)果

公司的風(fēng)險決策直接影響公司的經(jīng)營和財務(wù)情況，為了進一步檢驗結(jié)論的可靠性，我們利用公司財務(wù)數(shù)據(jù)來考察。結(jié)果(篇幅限制省略)表明對資產(chǎn)收益率的波動率Risk3(ROA)而言，CEO年齡的倒U型影響依然成立，且在1%的水平上顯著。

五、結(jié)論與建議

本文使用上市公司股票月收益的波動率、財務(wù)指標波動率等作為公司風(fēng)險承擔(dān)的不同代理變量，研究結(jié)果均支持CEO年齡對公司風(fēng)險承擔(dān)存在倒U型影響。具體表現(xiàn)為：CEO在中青年時期，隨年齡增長，公司的風(fēng)險承擔(dān)會越來越大，在中年時期(50—55歲左右)達到峰值，隨后會出現(xiàn)轉(zhuǎn)折，即在老年時期，越年長CEO越趨于保守，公司的風(fēng)險承擔(dān)變?nèi)?。由于CEO權(quán)力效應(yīng)和管理防御效應(yīng)，這種倒U型影響在兼任董事長的CEO、未實行股權(quán)激勵制度的公司中更顯著。

基于研究結(jié)論，提出以下建議：(1)公司在進行管理層調(diào)整決策時，應(yīng)充分考慮高管年齡對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的影響，使得管理層年齡結(jié)構(gòu)與企業(yè)戰(zhàn)略相匹配，才能更好地支持公司戰(zhàn)略的落地和實現(xiàn)。比如，對于渴望更多研發(fā)創(chuàng)新的公司，可以考慮在管理層中配置更多的中年高管人員，因為這個年齡階段的CEO有更高的風(fēng)險容忍度，容許創(chuàng)新和失敗。(2)為了平滑或者對沖CEO年齡特征對于公司行為的負面影響，可以考慮設(shè)置適當?shù)墓蓹?quán)激勵方案，同時確保CEO和董事長兩職分離。(3)國有企業(yè)具有更低的風(fēng)險承擔(dān)水平，說明國企的高管行為偏保守，對于國企而言更應(yīng)設(shè)計合適的激勵機制，促使CEO風(fēng)險承擔(dān)行為和公司的長遠發(fā)展戰(zhàn)略相匹配。

本文的研究拓展了對我國CEO個人特征的認識和理解，在我國公司治理機制普遍不夠完善的情況下，對高管個人特征的分析，能夠為公司高管團隊的建設(shè)提供有益的幫助，并為優(yōu)化公司治理結(jié)構(gòu)和內(nèi)部風(fēng)險控制提供有益的指引。