CEO風(fēng)險偏好、財務(wù)困境與企業(yè)違規(guī)

石晶 楊麗

摘 要：CEO作為企業(yè)戰(zhàn)略決策的首席執(zhí)行官，其自身的認(rèn)知基礎(chǔ)、風(fēng)險偏好等個人特質(zhì)會通過影響組織決策與戰(zhàn)略布局進(jìn)而影響企業(yè)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(yù)股上市企業(yè)為研究樣本，實證檢驗CEO風(fēng)險偏好、財務(wù)困境與企業(yè)違規(guī)傾向的關(guān)系。結(jié)果表明：由風(fēng)險偏好型CEO任職的企業(yè)違規(guī)傾向更高，企業(yè)財務(wù)困境對主效應(yīng)具有調(diào)節(jié)作用。

關(guān)鍵詞： CEO風(fēng)險偏好;財務(wù)困境;企業(yè)違規(guī)

中圖分類號：F234.4 ?文獻(xiàn)標(biāo)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(huán)境逐步改善，企業(yè)內(nèi)部治理水平顯著提升，但企業(yè)違規(guī)事件依然屢見不鮮，例如 “長生生物”的違規(guī)披露、“康美藥業(yè)”的財務(wù)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(yù)股上市企業(yè)因違規(guī)被證監(jiān)會處罰。2019年上交所通報的上半年上市企業(yè)違規(guī)處理結(jié)果中，41家上市企業(yè)中有149名董監(jiān)高上了黑榜②。根據(jù)《2013年中國企業(yè)家犯罪研究報告》顯示，有千名企業(yè)家因違規(guī)行為被處罰。根據(jù)Wind數(shù)據(jù)庫的統(tǒng)計結(jié)果，2003-2017年因違規(guī)被取消高管資格的人數(shù)達(dá)到1972人。

舞弊三角理論認(rèn)為，舞弊事件的發(fā)生是違規(guī)動機(jī)、機(jī)會與自我合理化（態(tài)度）共同作用的結(jié)果[1]，決策者的個人態(tài)度是企業(yè)舞弊行為發(fā)生的關(guān)鍵動因。早在 1986 年 Albrecht 和 Romney就發(fā)現(xiàn)，許多有關(guān)財務(wù)舞弊的預(yù)警指標(biāo)和管理人員的個人素質(zhì)密切相關(guān)[2]?！案邔犹蓐犂碚摗闭J(rèn)識到高管的顯性人口特征（年齡、性別、受教育程度等）的異質(zhì)性造就了管理者差異化的認(rèn)知理念和行為模式[3]。風(fēng)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(fēng)險的態(tài)度。CEO風(fēng)險偏好的差異會通過影響決策關(guān)注點進(jìn)而引起戰(zhàn)略決策差異，即在面對不確定性環(huán)境時，高風(fēng)險偏好的管理者更關(guān)注機(jī)會和優(yōu)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(yè)違規(guī)傾向，就能夠為監(jiān)管部門從風(fēng)險特質(zhì)的角度監(jiān)控企業(yè)違規(guī)傾向提供理論依據(jù)，從而有助于組織治理體系的優(yōu)化設(shè)計。

財務(wù)困境是企業(yè)財務(wù)狀況持續(xù)惡化的結(jié)果，該狀況的出現(xiàn)既會使內(nèi)部股東的利益受到損害，又可能引發(fā)外部的融資約束問題[4]。管理層為避免被更換[5]，會表現(xiàn)出強(qiáng)烈的違規(guī)動機(jī)。同時，企業(yè)陷入財務(wù)困境后存在的信息不對稱程度越高，也能夠為高管違規(guī)創(chuàng)造機(jī)會。但人力資本理論認(rèn)為，CEO 作為公司重要的崗位，一旦公司出現(xiàn)較為嚴(yán)重的危機(jī)，CEO 的人力資本價值必然會發(fā)生較大的貶值[6]。已有的研究表明，良好的企業(yè)內(nèi)外部治理環(huán)境[7，8]、內(nèi)外部治理機(jī)構(gòu)的監(jiān)管[9，10]能夠?qū)@些違規(guī)行為起到抑制作用。那么，隨著內(nèi)外部治理體系的完善以及內(nèi)外部治理水平的提升，偏好風(fēng)險的CEO是否仍會為了掩蓋財務(wù)選擇“鋌而走險”呢？

基于此，本文嘗試以2010-2018年滬深A(yù)股上市企業(yè)為研究樣本，實證檢驗CEO風(fēng)險偏好、財務(wù)困境與企業(yè)違規(guī)傾向的關(guān)系。旨在通過揭示CEO風(fēng)險偏好對企業(yè)違規(guī)傾向的影響機(jī)理，豐富現(xiàn)有企業(yè)違規(guī)理論的研究成果，為企業(yè)內(nèi)外部治理機(jī)制約束企業(yè)違規(guī)提供理論依據(jù)，最終使得規(guī)范企業(yè)違規(guī)的措施更具有針對性。

二、理論機(jī)理分析

安然與世通財務(wù)丑聞的相繼曝光有力地推動了美國出臺《薩班斯法案》以規(guī)范市場秩序，自此，企業(yè)違規(guī)也成為會計與金融界的研究熱點。根據(jù)舞弊三角理論，舞弊行為的發(fā)生是動機(jī)、機(jī)會與管理者態(tài)度共同作用的結(jié)果。較高的違規(guī)收益和較低的違規(guī)成本會激發(fā)違規(guī)動機(jī)，而較低的稽查率為違規(guī)行為提供機(jī)會[11]。從公司治理的角度，已有相關(guān)研究從董事會[12]、監(jiān)事會[13]、審計委員會[14]及內(nèi)部審計人員能力[10]的角度考察了內(nèi)部治理環(huán)境對違規(guī)的抑制作用，并驗證了媒體和政府部門的關(guān)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(guī)稽查的強(qiáng)化作用[8]。然而，盡管治理體系的完善和治理環(huán)境的改善有助于減少違規(guī)行為，但難以從根本上解決違規(guī)問題。決策者的個人因素是企業(yè)舞弊行為發(fā)生的關(guān)鍵動因。許多有關(guān)財務(wù)舞弊的預(yù)警指標(biāo)都和管理人員的個人素質(zhì)密切相關(guān)[2]，管理當(dāng)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(yè)經(jīng)營管理的關(guān)鍵成員，負(fù)責(zé)企業(yè)的日常經(jīng)營。若能夠揭示出CEO的心理特征與企業(yè)違規(guī)傾向的關(guān)系，對提升治理和監(jiān)管效率將具有重要意義。

風(fēng)險偏好是指決策者對待風(fēng)險的一般態(tài)度，不同的人對待風(fēng)險的態(tài)度通常存在個體差異[17，18]。具有較低風(fēng)險傾向的個體在決策時會采用更多的決策標(biāo)準(zhǔn)，而高風(fēng)險傾向者則采用較窄的決策標(biāo)準(zhǔn)[19]。當(dāng)企業(yè)高管因個人的有限理性和認(rèn)知偏差導(dǎo)致戰(zhàn)略決策誤判，會使企業(yè)承擔(dān)過度的風(fēng)險[20]或采用高風(fēng)險、高杠桿策略[21]導(dǎo)致財務(wù)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(fù)面信息（超出投資者和分析師預(yù)料的負(fù)面績效差距）具有放大效應(yīng)[23]，管理者為維護(hù)自身的利益，可能會出現(xiàn)舞弊的動機(jī)（尤其是對風(fēng)險偏好型CEO而言）[24]。CEO作為企業(yè)各項經(jīng)營活動的代理人，擁有的信息遠(yuǎn)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(jiān)控和調(diào)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(yè)平均水平之間的橫向比較和與其自身歷史業(yè)績表現(xiàn)之間的縱向比較[23，24]。信息不對稱使得管理者擁有舞弊機(jī)會。因此，可以預(yù)期，當(dāng)風(fēng)險偏好型CEO認(rèn)為預(yù)期違規(guī)收益大于違規(guī)成本時，會選擇鋌而走險，從事違規(guī)行為。為此，提出研究假設(shè)1。

H1 CEO風(fēng)險偏好程度與企業(yè)的違規(guī)傾向正相關(guān)。

財務(wù)困境是企業(yè)財務(wù)狀況持續(xù)惡化的特征與結(jié)果，該狀況的出現(xiàn)會使股東的利益受到損害。企業(yè)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(yīng)對不斷變化的環(huán)境需求，特別是對于消極業(yè)績反饋的企業(yè)，這是一種關(guān)鍵的救濟(jì)方式[26]。管理層為避免被更換[27]，會表現(xiàn)出強(qiáng)烈的違規(guī)動機(jī)，鋌而走險[28]。同時，企業(yè)破產(chǎn)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(yè)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(guān)者（投資者、債權(quán)人、供應(yīng)商與客戶）而言，披露的會計信息以及公告是其評價企業(yè)價值的重要依據(jù)[30，31]，股權(quán)投資者對企業(yè)的財務(wù)信息敏感度要高于其他利益相關(guān)者[4]。因此，為避免壞消息可能引發(fā)的融資約束問題，企業(yè)高管也會有更強(qiáng)的動機(jī)實施盈余管理[30]。除此之外，負(fù)面信息的曝光除引起投資者的關(guān)注外，也容易引起監(jiān)管機(jī)構(gòu)的關(guān)注，增加審計費用[32]。企業(yè)陷入財務(wù)困境后，存在的信息不對稱程度更高，也為高管產(chǎn)生違規(guī)行為提供機(jī)會[25]，即舞弊動機(jī)存在的情況下，信息不對稱能為舞弊的發(fā)生提供條件。根據(jù)舞弊三角理論可知，CEO會充分利用財務(wù)報告的靈活性掩蓋潛在實際風(fēng)險，增加企業(yè)的違規(guī)傾向。為此，提出研究假設(shè)2。

H2 風(fēng)險偏好型CEO為掩蓋內(nèi)部的財務(wù)困境事實，會增強(qiáng)違規(guī)動機(jī)。

三、模型設(shè)定及數(shù)據(jù)說明

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

選擇2010-2018年滬深A(yù)股所有上市企業(yè)：（1）企業(yè)的財務(wù)數(shù)據(jù)、內(nèi)部治理數(shù)據(jù)和企業(yè)違規(guī)數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫;（2）為避免異常數(shù)值對結(jié)果的影響，利用Stata15.0對變量在1%水平下進(jìn)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(jìn)行后續(xù)的實證研究。

（二）變量及度量

1. 企業(yè)違規(guī)（Fraud）。用企業(yè)當(dāng)年的違規(guī)次數(shù)[33]度量企業(yè)當(dāng)年的違規(guī)程度，數(shù)值越大，說明違規(guī)傾向越高。

2. CEO風(fēng)險偏好。CEO風(fēng)險偏好是指管理層對戰(zhàn)略決策與布局中存在的各種不確定性的態(tài)度，并進(jìn)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(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)與投資性房地產(chǎn)都以公允價值為計量基礎(chǔ)，風(fēng)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(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)與投資性房地產(chǎn)三項風(fēng)險投資年度總額占本年度資產(chǎn)總額的比重[34];然后，將該比值與同行業(yè)平均水平進(jìn)行比較。當(dāng)本企業(yè)的值高于行業(yè)平均水平時，表明CEO為風(fēng)險偏好型，取值為1;否則，取值為0。

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

4. 其他控制變量。從公司經(jīng)營維度、公司治理維度以及訴訟風(fēng)險維度控制其他因素的影響[11]。具體而言，控制經(jīng)營維度下的企業(yè)規(guī)模（Assets）、企業(yè)發(fā)展能力（Growth）、企業(yè)盈利能力（ROA）及企業(yè)償債能力（Lev）。企業(yè)治理層面控制國有持股比例（State_hold）、外部審計機(jī)構(gòu)是否為國際四大會計師事務(wù)所（Big4）、股權(quán)制衡度（Balance）以及董事會結(jié)構(gòu)（Indir_ratio）。由于CEO的持股比例會增強(qiáng)其經(jīng)營決策的自由度[37]，股東與管理層之間關(guān)系的密切程度（兼任）會促使其利用其他資源對困境企業(yè)進(jìn)行“反向支撐”[36]，因而進(jìn)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(fēng)險規(guī)避正相關(guān)[38]，錦標(biāo)賽理論支撐下的薪酬差距與企業(yè)績效正相關(guān)[39]，為此，進(jìn)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(fā)更強(qiáng)的企業(yè)違規(guī)動機(jī)[40]，所以控制市場競爭激烈度（HHI）對企業(yè)違規(guī)的影響。在訴訟風(fēng)險維度中，控制企業(yè)以前年度的違規(guī)情況（preFraud）、企業(yè)所處行業(yè)整體違規(guī)水平（indFraud）、股票日收益率的年度波動率（yVolatility）以及企業(yè)發(fā)行在外流通股的年換手率（yReturn）。此外，在實證模型中進(jìn)一步控制行業(yè)、年度虛擬變量。主要變量定義及度量見表1。

（三）模型設(shè)計

為檢驗CEO風(fēng)險偏好程度對企業(yè)的違規(guī)傾向的影響，構(gòu)建回歸模型（1）。

四、實證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計與相關(guān)性檢驗

1.變量的描述性統(tǒng)計。從表2的描述性統(tǒng)計結(jié)果可以看出，CEO風(fēng)險偏好程度（Risk_prefer）的均值為0.224，且標(biāo)準(zhǔn)差僅為0.417，說明我國任職于上市企業(yè)的CEO整體風(fēng)險偏好程度較低。上市企業(yè)的平均違規(guī)程度達(dá)到0.188，說明在重視改善企業(yè)違規(guī)情況時，對企業(yè)內(nèi)部管理層個人特征也應(yīng)給予必要的重視。企業(yè)的財務(wù)困境替代變量（Z-score）的均值為6.218，遠(yuǎn)低于最優(yōu)值（42.907），說明財務(wù)狀況相對較差，企業(yè)面臨的財務(wù)困境水平較高。

2.相關(guān)性檢驗。表3顯示，CEO風(fēng)險偏好（Risk_prefer）與企業(yè)違規(guī)（Fraud）的Pearson相關(guān)系數(shù)（0.018）和Spearman相關(guān)系數(shù)（0.000）都大于或等于0，且Pearson相關(guān)系數(shù)和Spearman相關(guān)系數(shù)分別在5%和10%顯著性水平下正相關(guān)，說明CEO對風(fēng)險決策的偏好程度越高，企業(yè)違規(guī)行為發(fā)生的概率越大，符合假設(shè)1的預(yù)期。企業(yè)財務(wù)困境替代變量（Z-score）與企業(yè)違規(guī)（Fraud）的Pearson相關(guān)系數(shù)與Spearman相關(guān)系數(shù)都在1%的顯著性水平下負(fù)相關(guān)（Pearson相關(guān)系數(shù)為-0.055，Spearman相關(guān)系數(shù)為-0.071），說明企業(yè)財務(wù)狀況越差，風(fēng)險偏好型CEO為掩蓋企業(yè)的財務(wù)困境事實，會利用盈余操縱或延遲披露等違規(guī)方式，假設(shè)2的預(yù)期初步得到驗證。在控制變量的相關(guān)性檢驗結(jié)果中，Pearson相關(guān)性檢驗以及Spearman相關(guān)性檢驗結(jié)果表明，除企業(yè)的償債能力與資產(chǎn)規(guī)模之間、企業(yè)償債能力與企業(yè)財務(wù)狀況之間、企業(yè)股票日收益率的年度波動率與年換手率、企業(yè)當(dāng)年違規(guī)與以前年度違規(guī)情況以及行業(yè)違規(guī)情況的相關(guān)性較高外，其他變量間的相關(guān)性較低，說明模型不存在嚴(yán)重的共線性問題。

（二）回歸結(jié)果分析

1. CEO風(fēng)險偏好與企業(yè)違規(guī)。表4中模型（1）的回歸結(jié)果顯示，CEO風(fēng)險偏好（Risk_prefer）與企業(yè)違規(guī)程度（Fraud）呈正相關(guān)關(guān)系，且在5%的水平下顯著，說明企業(yè)CEO風(fēng)險偏好程度越高，企業(yè)存在的違規(guī)傾向越大，H1成立。

2.財務(wù)困境的調(diào)節(jié)作用。表4中模型（2）的結(jié)果顯示，交互項系數(shù)顯著為負(fù)（邊際效應(yīng)值為-0.001，且在10%的水平下顯著），說明較好的企業(yè)財務(wù)狀況對企業(yè)的違規(guī)傾向具有顯著的負(fù)向調(diào)節(jié)作用，即當(dāng)企業(yè)財務(wù)環(huán)境較差時，偏好風(fēng)險的CEO會為吸引投資選擇“鋌而走險”，開展違規(guī)操縱行為，H2成立。

將樣本分為高、低兩組，即當(dāng)企業(yè)Z-score指數(shù)低于行業(yè)均值時，說明企業(yè)面臨財務(wù)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(shù)顯著為正（邊際效應(yīng)值為0.032，且在10%水平下顯著），符合預(yù)期，說明企業(yè)面臨的財務(wù)困境水平對企業(yè)違規(guī)傾向具有顯著的正向調(diào)節(jié)作用，即偏好風(fēng)險的CEO會為吸引投資從而進(jìn)行違規(guī)操縱以掩蓋企業(yè)面臨的財務(wù)困境事實，H2成立。

五、穩(wěn)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(guān)，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(dāng)遺漏的不可觀測影響因素和自變量的關(guān)聯(lián)程度與已控制可觀測影響因素和自變量關(guān)聯(lián)程度的商δ=1時，CEO風(fēng)險偏好系數(shù)仍為0.0323，與控制其他影響違規(guī)傾向因素后的系數(shù)0.0224相差不大。同時，根據(jù)CEO風(fēng)險偏好系數(shù)為0時的δ值可知，僅當(dāng)遺漏變量的重要程度是CEO風(fēng)險偏好程度的90.9473倍時，CEO風(fēng)險偏好對企業(yè)違規(guī)傾向的影響程度才會被拖累為0，從而說明研究結(jié)論是穩(wěn)健的。

（二）改變CEO風(fēng)險偏好度量方式

以上是從投資決策的角度對CEO風(fēng)險偏好程度的度量，如果引入資本性支出（CapRatio），該指標(biāo)與CEO風(fēng)險偏好程度呈正比，等于當(dāng)期資本性支出占企業(yè)上期資產(chǎn)總額的比重[42]。發(fā)現(xiàn)CEO風(fēng)險偏好與企業(yè)違規(guī)傾向仍保持正相關(guān)（系數(shù)值為0.006）。盡管并不顯著，但符號仍然符合假設(shè)H1的預(yù)期。當(dāng)考慮企業(yè)面臨的財務(wù)困境后，CEO的風(fēng)險偏好程度與企業(yè)違規(guī)傾向顯著正相關(guān)（系數(shù)值為0.064），且財務(wù)困境會顯著正向調(diào)節(jié)這一作用（系數(shù)值為0.062，且在1%水平下顯著），說明H2的結(jié)論是穩(wěn)健的。

（三）傾向性得分匹配

為驗證結(jié)果的穩(wěn)健性，進(jìn)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(guī)企業(yè)得分差異最小的企業(yè)作為對照組。發(fā)現(xiàn)CEO風(fēng)險偏好程度與企業(yè)違規(guī)傾向顯著正相關(guān)（系數(shù)值為0.031，且在1%水平下顯著），說明H1的結(jié)論是穩(wěn)健的;以修正的Z_score近似替代的企業(yè)財務(wù)困境水平與CEO風(fēng)險偏好的交乘項顯著負(fù)相關(guān)，符合預(yù)期（當(dāng)企業(yè)財務(wù)環(huán)境較差時，偏好風(fēng)險的CEO會為吸引投資選擇“鋌而走險”）;進(jìn)一步將樣本進(jìn)行分組后發(fā)現(xiàn)結(jié)論仍然穩(wěn)健。

六、進(jìn)一步分析

（一）CEO持股比例的調(diào)節(jié)機(jī)制檢驗

為探究股東身份對風(fēng)險偏好型CEO違規(guī)傾向的影響，進(jìn)一步考察CEO持股比例的調(diào)節(jié)作用。從表5的結(jié)果可知，CEO持股比例會正向影響企業(yè)違規(guī)傾向，但并不顯著，進(jìn)一步考慮企業(yè)面臨的財務(wù)困境后，調(diào)節(jié)作用的系數(shù)仍不顯著。說明管理者持股方式并不是導(dǎo)致違規(guī)動機(jī)增加的主要原因。

（二）市場競爭環(huán)境的調(diào)節(jié)機(jī)制檢驗

有關(guān)組織行為的研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)往往不是簡單地關(guān)心生存問題，而是關(guān)注未來的發(fā)展問題以及競爭優(yōu)勢的維持問題[43，44]，企業(yè)實際業(yè)績與最優(yōu)業(yè)績水平間的差距會形成趕超壓力。為此，進(jìn)一步探究內(nèi)部財務(wù)環(huán)境和外部競爭環(huán)境對企業(yè)違規(guī)傾向的共同作用。用HI=1-HHI表示市場競爭環(huán)境，該指數(shù)值越大，說明企業(yè)所處的市場競爭環(huán)境越激烈。表6的結(jié)果表明，市場競爭激烈程度正向增強(qiáng)了風(fēng)險偏好型CEO的違規(guī)傾向，且在10%水平上顯著。進(jìn)一步考慮企業(yè)內(nèi)部財務(wù)環(huán)境后發(fā)現(xiàn)，財務(wù)困境水平會增強(qiáng)這一正向影響，且在10%水平上顯著。說明企業(yè)所處的外部市場競爭環(huán)境確實是增加舞弊動機(jī)的因素，應(yīng)該得到內(nèi)外部治理機(jī)構(gòu)的重視。

七、結(jié) 語

以上研究表明：CEO風(fēng)險偏好程度與企業(yè)違規(guī)傾向正相關(guān)，企業(yè)財務(wù)困境會在CEO風(fēng)險偏好對企業(yè)違規(guī)的影響中起到調(diào)節(jié)作用。CEO持股比例的增加并不會顯著增強(qiáng)企業(yè)的違規(guī)傾向，股權(quán)激勵方式具有存在合理性，但外部市場競爭環(huán)境是增加舞弊動機(jī)的重要因素，應(yīng)予重視。

企業(yè)違規(guī)行為的發(fā)生既不利于企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展，也不利于構(gòu)建良好的金融市場體系。CEO作為企業(yè)戰(zhàn)略決策的首席執(zhí)行官，既可能是違規(guī)的主體，也可能是違規(guī)事件的執(zhí)行者。因此，為促進(jìn)企業(yè)的健康可持續(xù)發(fā)展，建議：（1）完善企業(yè)的CEO用人制度。當(dāng)CEO的認(rèn)知恰當(dāng)時，高風(fēng)險項目也會伴隨著高收益，企業(yè)價值能更快更好地實現(xiàn)。因此，企業(yè)在聘用CEO時，應(yīng)選擇與企業(yè)自身發(fā)展?fàn)顩r相一致的CEO，即當(dāng)企業(yè)內(nèi)部治理體系比較完善時，聘用風(fēng)險偏好型CEO有助于促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新，增加企業(yè)價值;當(dāng)企業(yè)內(nèi)部治理體系松懈時，聘用風(fēng)險規(guī)避型CEO會更利于企業(yè)的健康可持續(xù)發(fā)展。（2）完善企業(yè)的內(nèi)部治理體系，注重對內(nèi)外部監(jiān)管體系的合理運用。企業(yè)的健康可持續(xù)發(fā)展離不開內(nèi)部監(jiān)管體系監(jiān)察職能的有效發(fā)揮，即通過對各類財務(wù)與非財務(wù)信息的關(guān)注，及時約束企業(yè)存在的不當(dāng)行為，促進(jìn)內(nèi)部治理機(jī)制的運作，從根本上解決企業(yè)違規(guī)的動機(jī)。（3）國家應(yīng)制定相關(guān)法律法規(guī)凈化企業(yè)經(jīng)營的外部環(huán)境，增加企業(yè)的違規(guī)成本。違規(guī)機(jī)會能被良好的內(nèi)外部環(huán)境所抑制，為此，除了加快推進(jìn)企業(yè)自身的內(nèi)部治理機(jī)制完善外，國家還應(yīng)制定法律法規(guī)凈化外部環(huán)境，從而有效抑制企業(yè)個體層面違規(guī)行為的發(fā)生，這也能進(jìn)一步抑制“同行效仿違規(guī)”現(xiàn)象的出現(xiàn)。

當(dāng)然，本文也存在一定的局限性。首先，并未給出各類企業(yè)尋找適用的CEO風(fēng)險偏好程度的量化區(qū)間;其次，在對CEO風(fēng)險偏好程度的度量上采用的是財務(wù)指標(biāo)近似度量，但風(fēng)險偏好作為個體層面的特征，可通過問卷的形式進(jìn)一步驗證結(jié)果的穩(wěn)健性與可靠性;最后，未進(jìn)一步考究CEO風(fēng)險偏好程度對企業(yè)違規(guī)類型的影響差異，這也是后續(xù)進(jìn)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(jiān)高即董事、監(jiān)事、高管。

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（責(zé)任編輯：寧曉青）