管理者超額積極情緒對企業風險承擔的影響研究

簡建輝 謝娜娜 李文邦 宮 凱

(1.華北電力大學經濟與管理學院，北京 102206；2.中國科學院科技創新發展中心，北京 100190；3.華北電力大學新能源學院，北京 102206)

一、引言

風險承擔與公司管理層的決策緊密相關，企業風險承擔反映了企業對哪一類投資項目的偏好，企業承擔的風險越高，意味著管理者更少放棄高風險但預期凈現值大于0 的投資項目。企業風險承擔體現了企業對投資項目進行的綜合評判，代表了企業管理層整體風險偏好與選擇。 企業風險承擔水平能夠幫助企業提高績效水平，增加在行業中的競爭力，也能推動社會生產率的提高和經濟的發展。 現有研究認為提升企業風險承擔的提升能夠加強股東財富的積累，促進企業的長期發展。

隨著信息技術的不斷發展，學者對文本信息的研究也逐漸豐富起來。 年報作為企業向外界投資者披露的主要途徑之一，是投資者進行投資的重要依據。 年報不僅包含了企業運營的財務數據，還包含了管理者對企業現狀的總結以及對未來的展望。 文本信息相對于數字信息的標準化，傳遞的更多是管理者對企業的評價，為投資者了解企業前景發展具有一定的信息價值。 在年報中管理層討論與分析(Management"s Discussion and Analysis，MD＆A)部分，管理層的文字信息表述具有敘述性裁量權，目前主要有兩種學派的觀點:信息增量學派認為管理層會客觀披露文本信息，降低信息不對稱問題，向投資者投資決策傳遞有效信息；印象管理學派則認為管理層會利用文本信息進行機會主義行為，更便于管理層文本信息的操縱，加深投資者對企業利好的認知，吸引更多投資者。 現階段國內外研究學者對企業的文本信息語調也形成了兩種不同的結論。 曾慶生等(2018)[1]、余海宗和朱慧娟(2021)[2]、沈菊琴等(2022)[3]從分析師跟蹤、股價同步性、企業財務績效等方面肯定了管理層語調對企業前景的積極作用。 但是，管理者出于自利主義思想可能會對文本信息進行操控(郭慧婷、王昭茜，2023)[4]，向外部利益相關者傳遞偏離企業實際情況的利好信息，加大信息不對稱性，吸引更多投資者進行投資，導致企業未來的經營風險概率增加(張程等，2021)[5]，影響企業的持續發展。

本文以管理者討論與分析中文本信息作為切入點，研究年報管理者超額積極情緒對于企業風險承擔的相關關系以及相關機制分析，嘗試從文本信息中獲取管理者語調，判斷企業管理者投資項目的整體風險水平，對投資者根據文本信息判斷企業風險承擔水平提供方向，為監管部門加強企業信息披露質量提供建議，增強文本信息對信息使用者的有用性。

二、理論分析與假設提出

(一)管理者超額積極情緒與企業風險承擔

根據信號理論，文本信息可以補充數字信息的局限性，向投資者傳遞企業良好的信號。 同時，外部信息使用者在解讀管理層文本信息時，能夠理解管理層語調表達的潛在含義，外部市場的表現與文本信息語調情感方向一致，管理層作為信息傳遞者會向市場傳遞企業未來發展戰略以及規劃。 管理者在管理者討論與分析部分采用積極的語調進行表述，傳達的積極信息有助于管理者進行融資、展現企業經營狀況以及未來發展趨勢等，吸引投資者的投資行為(Bochkay 和Levine，2019)[6]。 在企業風險承擔決策中，管理層會將自身收益與成本的權衡。高風險的投融資項目可能為企業帶來超額回報，成功的投資項目會為管理者帶來積極的聲譽與社會影響力，管理層能獲取更多資源以及個人收益(黃方亮等，2019)[7]。

管理者超額積極情緒是從管理層語調中分離出超出實際語調的部分，在一定程度上體現了管理層對自身能力認知和投融資環境的積極態度。 管理層通過文本傳遞信息，更容易獲得投資者的關注與青睞，信息傳遞的有效性和廣泛度越強。 趙宇亮(2020)[8]研究發現企業MD＆A 未來信息發展展望披露水平吸引投資者關注，降低融資成本，緩解融資約束對企業發展的限制，提升企業投資效率。 年報MD＆A 部分具有前瞻性的信息價值，未來的不確定性會使前瞻性信息價值顯得更為重要。 MD＆A 前瞻性描述有利于市場獲取信息更多信息，有效改善投資者決策的信息環境(王雄元、高曦，2018)[9]，幫助投資者預測企業未來盈利(Feng，2010)[10]，降低企業股價崩盤風險(原東良、李燕，2022)[11]。

行為金融理論大量的研究表明，管理者普遍存在樂觀或自信的心理偏差，這種心理偏差又表現在具體的決策行為中。 由于管理者對公司未來前景的樂觀和對自我管理能力的過度自信，在信息披露中往往會采用大量樂觀的、積極的正面詞匯表達相關見解，它是管理者釋放的信號，會傾向于選擇高風險高收益的項目，提升企業的風險承擔水平。 從收益的角度來看，選擇高風險的投融資項目可能會為企業帶來超額的回報，成功的投資項目也會為管理者帶來積極的聲譽和社會影響力。 基于以上分析提出假設1。

假設1:管理者超額積極情緒與企業風險承擔正相關，即管理者超額積極情緒越高，企業風險承擔越強。

(二)管理者超額積極情緒、股權激勵與企業風險承擔

股權激勵作為一種長期激勵機制，是企業持久發展的重要方面。 股權激勵對管理層短期行為具有有效緩解作用，能夠促使管理層投資高風險項目(石琦等，2020)[12]。 被激勵的管理層會根據股票收益波動率適當增加企業的風險承擔水平，降低管理層風險規避的行為(甘麗凝等，2019)[13]。 Chesney 等(2020)[14]研究發現實行股權激勵的企業會提升財務杠桿系數、降低資本性支出以及增加研發投入，促進企業風險承擔水平。 此外，從激勵效果來看，股權激勵相較于固定的薪酬激勵能更有效地激勵管理層風險承擔水平。 股權激勵可以避免貨幣薪酬繳稅，具有更加有效的激勵效果。 上市公司管理層實行股權激勵措施能夠加強股東利益共享、企業風險共擔的傾向(冷雪蕊等，2022)[15]。 股權激勵能夠將個人利益與企業的發展目標相結合，使管理層風險偏好與股東偏好趨同，減少管理層自理主義行為，增強管理層對項目風險的利益共享、風險共擔，對企業風險承擔水平起到優化效果。 管理層持股比例對管理者來說通常作為一種激勵措施，能夠有效降低委托人與代理人的代理沖突，增加管理層風險承受能力，更有意愿進行新的研發創新。 李春瑜(2023)[16]、俞靜和蔡雯(2021)[17]研究發現管理層股權激勵有助于提高企業創新，增加公司的競爭優勢，促進企業長期發展。 Koirala 和Marshall(2020)[18]選擇并購企業作為研究對象，證實了管理層股權激勵有助于激勵企業并購、增加研發投資和實施專業化經營，而較少進行固定資產投資，這也間接說明了股權激勵將有利于促使管理層采取高風險的決策。 基于以上分析提出假設2。

假設2:股權激勵能強化管理者超額積極情緒對企業風險承擔正面影響。

三、研究設計

(一)樣本選擇和數據來源

本文選擇2010-2020 年A 股上市公司作為研究對象，管理者超額積極情緒數據來源于中國研究數據服務平臺(CNRDS)，內部控制指數數據來源于迪博(DIB)內部控制與風險管理數據庫，其他數據來自國泰安數據庫(CSMAR)，數據的處理主要運用Stata15 軟件。 為滿足研究需要，本文對樣本數據進行以下處理:(1)剔除金融行業的數據；(2)剔除ST 樣本企業；(3)剔除數據缺失的企業；(4)對所有連續變量在1%和99%水平上進行縮尾處理。

(二)變量定義

1.管理者超額積極情緒

本文對管理者超額積極情緒的衡量參考王華杰和王克敏(2018)[19]的相關研究，根據管理者討論與分析部分管理者的積極詞匯與消極詞匯，計算出管理層凈語調TONE。 其中，Positive是MD＆A 中正面語調詞匯數，Negative 是相對應的負面語調詞匯數。 TONE 的數值越大，說明管理層用詞越積極。

在計算出凈語調TONE 的基礎上，對年報凈語調(積極語調-消極語調)/(積極語調+消極語調)分離出正常情感傾向和夸張情感傾向，在管理層凈語調的基礎上進行回歸分析，根據計算出的殘差項(ABTONE)用來衡量管理者超額積極情緒，體現了管理者超出實際的夸張情感傾向，本文將其定義為管理者超額積極情緒。 殘差項(ABTONE)越大，說明管理者語調偏離正常情感傾向程度越大，管理者超額積極情緒越高；反之，殘差值(ABTONE)越小，說明管理者語調偏離正常情感傾向的程度越小，管理者超額積極情緒越低。

模型(1)中，TONE 代表管理層凈樂觀語調；模型(2)中，ROA 是企業業績；RET 是12 個月持有到期收益率；SIZE 是企業總資產的自然對數；BTM 是賬面市值比；RET_SD 是個股月收益標準差；ROA_SD 是過去五年業績的標準差；AGE 是企業上市年限的自然對數；LOSS 是虛擬變量，如果當年虧損是1，否則是0；D_ROA 是t 期凈利潤減去t-1 期凈利潤的差，再除以t-1 期總資產；F_ROA 是t+1 期凈利潤與t 期總資產的比值。

表1 變量說明

2.企業風險承擔

現有的文獻研究對企業風險承擔的衡量主要包含盈余波動性、股票波動性、現金流波動性等。 本文參考何瑛等(2019)[20]對企業風險的衡量方式，將企業盈余波動性作為衡量企業風險承擔的指標。 Risk1 基于營業收入波動性即營業利潤/期末資產總額計算t，t+1，t-2 三年盈余波動性的標準差，Risk2 基于營業收入波動性計算t，t+1，t+2 三年盈余波動性的極差。

3.融資約束

本文參考顧雷雷等(2020)[21]建立衡量融資約束程度模型:

其中，Size 代表企業規模，Lev 代表資產負債率，CashDiv 代表公司發放的現金股利；MB 代表企業市帳比＝市場價值/賬面價值；NWC 代表凈營運資本＝營運資本-貨幣資金-短期投資；EBIT 代表息稅前利潤；ta 代表總資產。

按照年度對公司規模、公司年齡、現金股利支付率三個變量進行標準化處理，根據標準化處理后的變量均值對上市公司進行升序排序，分別以上下三分位點作為融資約束的分界點，確定融資約束虛擬變量QUFC，大于66%分位的上市公司定義為低融資約束組，QUFC ＝0，小于33%分位的上市公司定義為高融資約束組，QUFC ＝1。 然后，對模型(4)進行Logit 回歸，擬合企業每一年度的融資約束發生概率P，并將其定義為融資約束指數FC，取值在0 到1 之間，FC越大，企業融資約束問題越嚴重。

(三)模型設計

為了驗證假設1 管理者超額積極情緒與企業風險承擔之間的關系，運用OLS 模型回歸建立模型(5)(6)。

模型(5)(6)中，β0是截距項；βi是各變量的估計系數，ε 是隨機擾動項。 如果假設1 成立，則β1的系數顯著為正，即管理者超額積極情緒與企業風險正相關，管理者超額積極情緒越積極，對項目投資的積極性越高，企業風險承擔水平越高。

為驗證假設2 股權激勵在管理者超額積極情緒與企業風險承擔之間的調節效應，運用OLS 模型回歸建立模型(7)(8)。

在模型(7)(8)的基礎上增加了交互項ABTONE×Msr，如果假設2 成立，交互項β3顯著為正，即股權激勵能促進管理層對項目經營投資的積極性和信心，降低風險規避的意識，進而強化管理者超額積極情緒與企業風險承擔的關系。

四、實證結果與分析

(一)描述性統計

表2 報告了主要變量的描述性統計。 企業風險承擔(Risk1 和Risk2)的均值分別是3.030和5.720，標準差分別是3.660 和6.810，表明樣本中的企業風險承擔水平存在一定的差異。 管理者超額積極情緒(ABTONE)的均值是0，最大值是0.120，最小值是-0.300，標準差是0.120，說明樣本中管理者超額積極情緒的差別較大。 控制變量的分布在合理的范圍內，與相關研究中數據基本保持一致。

表2 主要變量描述性統計

(二)回歸結果

表3 中列(1)和列(2)的回歸分析可以看到，管理者超額積極情緒與企業風險承擔Risk1、Risk2 之間的系數分別為0.663 和1.252，且均在5%的顯著性水平上顯著，說明管理者超額積極情緒越高，風險規避程度越低，在一定程度上代表了管理者在對高風險項目進行決策的意愿是處于一種積極的狀態，企業風險承擔水平越高。 列(3)和列(4)回歸結果顯示，管理者超額積極情緒回歸系數為正，交互項ABTONE×Msr 變量回歸系數分別為7.874 和14.800 且在1%的顯著性水平上顯著為正，表明提升管理層持股比例會增強管理層參與企業運營的積極性，強化了管理者超額積極情緒對企業風險承擔的正面影響。

表3 管理者超額積極情緒與企業風險承擔

五、進一步分析與穩健性檢驗

(一)進一步分析

相較于非國有企業，國有企業在追求企業績效的基礎上還承擔著更多的社會責任，尤其是在黨的十九大之后國企高管利用年報傳遞企業信息會考慮更多政治風險問題，這會使國企高管利用年報信息進行情緒化決策行為就會減弱。 所以，相較于國有企業，非國有企業管理者更有可能利用語調向外界傳遞過度的好消息，吸引更多的投融資項目，提升企業風險承擔水平。表4 中列(1)和列(3)報告了國有企業管理者超額積極情緒與企業風險承擔(Risk1 和Risk2)之間相關系數并不顯著。 列(2)和列(4)報告了非國有企業管理者超額積極情緒與企業風險承擔(Risk1 和Risk2)之間的系數分別為1.726 和3.244 ，相關系數在1%的顯著性水平上顯著。 說明非國有企業中管理者超額積極情緒越高，企業風險承擔水平越強，其主要的原因可能是非國有企業管理層競爭意識更強，會向市場傳遞企業更多積極的信息，吸引相關投資者，企業風險承擔能力越強。

隨著我國資本市場的不斷成長，公司治理機制也在不斷完善，機構投資者可以通過參與公司的治理，對管理者決策起到一定的監督作用，從而對企業風險承擔產生影響。 基于此，可以合理預測，機構投資者低組中，管理者受到監督和約束越低，管理者超額積極情緒越高，管理者投融資決策越積極，企業風險承擔水平越高。 本文將機構投資者按照行業年度中位數分為高組和低組進行回歸分析。 表4 報告了列(6)和列(8)機構投資者比例低的組中，管理者超額積極情緒與企業風險承擔相關系數分別為1.357 和2.524，均在1%的顯著性水平上顯著。 列(5)和列(7)是機構投資者持股比例高的組，兩者相關系數并不顯著。

(二)渠道測試

企業風險承擔的方式主要是通過投資以及融資，管理層對企業風險承擔的影響也是通過具體的投資和融資決策。 為進一步探究管理者超額積極情緒通過哪些途徑影響企業風險承擔水平，本文運用三步法檢驗企業融資和投資水平在管理者超額積極情緒與企業風險承擔之間的發揮的中介效應。 從投資角度來看，研發投資往往具有高不確定性、高成本的特征，研發活動越多，企業經營的風險相對要大。 從融資角度來看，債務融資具有明確的還款期以及嚴格的條例，企業利用外部債務融資比內部籌資承擔的風險相對要高，推測企業債務融資水平越高，企業的風險承擔水平越高。 本文采用研發投入占營業收入比例(R＆D)度量企業的投資水平。同時，用負債占資產比例(Lev)衡量企業整體債務融資水平。 表5 從投資和債務融資角度報告了管理者超額情緒對企業風險承擔的渠道測試。

表5 管理者超額積極情緒影響企業風險承擔的渠道測試——投資和債務融資角度

表5 中的列(1)-(3)是逐步回歸檢驗投資水平的渠道測試，列(1)報告了管理者超額積極情緒能夠促進企業風險承擔，列(2)實驗結果顯示管理者超額積極情緒與研發投入占比正相關且在1%的顯著性水平上，但是在列(3)回歸中，加入研發投入變量對假設1 再次回歸，研發投入的系數不具有明顯的顯著性水平，不滿足中介效應檢驗。 所以，管理者超額積極情緒不是通過增加研發投入促進企業風險承擔。 列(4)和列(5)報告了管理者超額積極情緒通過債務融資影響企業風險承擔的渠道測試結果。 在列(1)管理者超額積極情緒與企業風險承擔正相關的基礎上，列(4)回歸顯示，管理者超額積極情緒與債務融資的估計系數為0.068 且在1%的顯著性水平上，說明管理者超額積極情緒越高，債務融資越多；列(5)回歸結果顯示，當被解釋變量是Risk1，在列(1)的基礎上加入Lev 變量，Lev 的估計系數為2.287 且在1%的顯著性水平上為正，說明債務融資與企業風險承擔正相關。 管理者超額積極情緒的估計系數為0.507且在1%的顯著性水平上。 該檢驗通過渠道測試，說明管理者超額積極情緒通過增加債務融資的方式提高了企業風險承擔水平。

管理者超額積極情緒代表了管理者對企業當前及未來發展前景的信心，根據信號理論，能有效增加投資者對企業的好感度，投資者更愿意對有發展前景企業進行投資。 融資約束代表了一個企業融資的難易程度，融資約束程度越低，融資成本越低，融資越容易，企業進行投融資決策就有足夠的資金流，企業風險承擔能力就越強。 管理者超額積極情緒越高，釋放出的信號越積極，企業融資就越容易，融資約束程度越低。 本文選擇融資約束FC 指數作為中介變量，該指數越大，代表融資約束程度越高，融資越難、越貴。 表6 中列(1)-(3)是企業風險承擔Risk1，列(4)-(6)是企業風險承擔Risk2。 列(1)對管理者超額積極情緒與企業風險承擔進行研究，結果顯示管理者超額積極情緒系數為0.663，在1%的顯著性水平上顯著，說明管理者超額積極情緒越高，企業風險承擔能力越強。 列(2)中，管理者超額積極情緒與中介變量融資約束進行回歸，研究發現管理者超額積極情緒與融資約束負相關，回歸系數為-0.011，在1%的顯著性水平上顯著，表明管理者超額積極情緒可以減弱融資約束程度。 列(3)回歸結果發現，管理者超額積極情緒與企業風險承擔系數為正且在1%的顯著性水平上顯著，融資約束與企業風險承擔系數為負且在1%的顯著性水平上顯著，說明融資約束可以降低企業風險承擔，同時表明中介效應的存在，即管理者超額積極情緒可以通過降低融資約束提升企業風險承擔。 同理，列(4)-(6)中介效應依然成立。

表6 管理者超額積極情緒對企業風險承擔——以融資約束為中介變量

(三)穩健性檢驗

1.內生性檢驗

針對存在的潛在遺漏變量問題，本文采用工具變量法進行內生性檢驗，借鑒曾慶生等(2018)[1]的研究，將同行業同年度其他企業的管理者超額積極情緒的平均值(ABTONE_m)和上一年度管理者超額積極情緒(L_ABTONE)作為工具變量(IV)。 表7 中列(1)-(3)將同行業同年度其他企業的管理者超額積極情緒的平均值(ABTONE_m)作為IV 進行內生性檢驗，列(4)-(6)將上一年度管理者超額積極情緒(L_ABTONE)作為IV 進行內生性檢驗。 首先，ABTONE_m 滿足相關性要求，同行業公司面臨著相似的外部經營環境，其管理層語調具有一定的相關性。 其次，目前尚未有證據表明同行業同年度其他公司的語調管理策略會影響本公司的企業風險承擔水平，故滿足外生性條件，采用兩階段最小二乘法進行檢驗。 ABTONE_m工具變量在表7 中列(1)的回歸結果顯示第一階段回歸中工具變量(ABTONE_m)與原自變量(ABTONE)相關系數為0.7067 且在1%的顯著性上顯著，且F 值為447.8，F 值遠大于10，通過了弱工具變量檢驗。 再次，表7 中列(2)和列(3)的第二階段回歸表明在控制內生性問題之后，管理者超額積極情緒越高，企業風險承擔水平越高，回歸系數分別為2.7988 和5.3634 且在10%的顯著性水平上顯著，表明實驗結果較為穩健。 同理，表7 中列(4)-(6)顯示了上一年度管理者超額積極情緒(L_ABTONE)進行第一階段和第二階段回歸，結果依然穩健。

表7 內生性檢驗—管理者超額積極情緒與企業風險承擔

2.更換變量

本文為了檢驗回歸結論的穩健性，更換對企業風險承擔的衡量。 參考張俊玲(2023)[22]把股票波動性作為企業風險承擔的衡量方式，Risk3 是考慮股票紅利再投資的股票回報率。 回歸結果如表8 中列(1)和列(2)所示。 列(1)中管理者超額積極情緒的系數為3.712，在1%的顯著性水平上顯著為正，表明管理者超額積極情緒促進企業風險承擔，與原假設1 結論一致。列(2)在列(1)的基礎上加入股權激勵作為調節變量進行回歸，交互項ABTONE×Msr 系數是29.971，在1%的顯著性水平上顯著為正，表明股權激勵能加強管理者超額積極情緒與企業風險承擔正向關系，假設2 成立。

表8 管理者超額積極情緒與企業風險承擔-替換變量

3.更換模型

為進一步減少回歸模型對回歸結果的影響，增強回歸結果的可靠性，用固定效應模型對管理者超額積極情緒與企業風險承擔水平的關系進行驗證，回歸結果如表8 中列(3)-(6)所示。列(3)和列(4)回歸中顯示管理者超額積極情緒與企業風險承擔水平在固定效應模型下的回歸系數在1%顯著性水平上，回歸系數分別是1.209和2.302 ，驗證了假設1 的結論。 列(5)和列(6)交互項ABTONE×Msr 的回歸系數為3.700和6.702，回歸系數在10%的顯著性水平上顯著，驗證了假設2 的結論。

六、結論與啟示

文本信息語調對投資者了解企業風險承擔水平并進行投資決策變得越來越重要。 本文基于2010-2020 年我國A 股上市公司年報，通過文本分析對年報文本語調進行挖掘，探究了管理者超額積極情緒是否影響企業風險承擔水平。 研究發現管理者超額積極情緒與企業風險承擔呈正相關關系，即管理者超額積極情緒越高，企業風險承擔水平越高；股權激勵會強化管理者超額積極情緒與企業風險承擔的正相關關系。 在進一步分析中，分別根據產權性質和機構投資者比例進行分組回歸，實驗結果顯示非國有企業和低機構投資者比例的管理者超額積極情緒與企業風險承擔呈正相關關系。 機制研究發現管理者超額積極情緒通過增加債務融資以及降低融資約束路徑促進企業風險承擔。

基于本文的實驗結果，本文現提出以下建議:第一，從投資者角度，在獲取企業財務數據的基礎上，通過文本信息等定性信息加以輔助，獲取企業更多信息，加強對企業風險承擔的識別。文本信息能夠傳遞管理者對企業未來發展前景以及風險承擔信息。 基于信號理論，投資者可以關注文本信息獲取更多管理者語調信息，了解企業風險承擔傾向，為不同風險偏好投資者決策提供一定信息。 第二，從公司角度，在企業真實經營前提下，發揮文本信息傳遞的有效性，吸引投資者，降低融資約束，同時為管理者制定相關的股權激勵措施，強化管理者公司治理的積極性。 第三，從監管部門角度，加強對文本信息披露規范性。 目前文本信息并沒有統一的披露規范標準，研究發現管理者超額積極情緒主要通過降低融資約束提升企業風險承擔，但是要注意防止企業過度融資導致投資效率低下，對企業長期發展以及投資者造成危害。