連燕玲 ， 劉依琳 ， 鄭偉偉

（1. 華東師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)部，上海 200062； 2. 德克薩斯大學(xué)達(dá)拉斯分校 納文金達(dá)爾管理學(xué)院，美國 德克薩斯州 75080； 3. 浙江工業(yè)大學(xué) 管理學(xué)院，浙江 杭州 310023）

一、 引 言

2020年4月，瑞幸咖啡財(cái)務(wù)造假案驚耳駭目，該案件直接導(dǎo)致瑞幸咖啡當(dāng)天股價(jià)暴跌，市值縮水至16億美元，對(duì)企業(yè)股東、投資者等利益相關(guān)者造成了不可估量的利益損害（Park等，2020）。在學(xué)術(shù)界，已有大量研究表明故意提供或者發(fā)布財(cái)務(wù)虛假信息的行為會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)和社會(huì)造成沉重的打擊和嚴(yán)重的負(fù)面影響（張新民和陳德球，2020），由此揭示企業(yè)財(cái)務(wù)造假行為的組織內(nèi)在前因?qū)訌?qiáng)市場監(jiān)管體制和營造公平競爭的企業(yè)生存環(huán)境具有重要意義。

圍繞這一主題，公司治理領(lǐng)域的學(xué)者早期主要關(guān)注了制約企業(yè)財(cái)務(wù)造假行為的各種約束力量，包括構(gòu)建完善的市場治理機(jī)制（連燕玲等，2019）、設(shè)計(jì)合理的內(nèi)部激勵(lì)機(jī)制、政府采取相應(yīng)的干預(yù)措施等。隨后，企業(yè)財(cái)務(wù)造假行為的誘發(fā)動(dòng)機(jī)與發(fā)生機(jī)理成為學(xué)者關(guān)注的熱點(diǎn)，包括股東監(jiān)督失位與外部監(jiān)督缺失、高管趕超壓力（賀小剛等，2016）等。隨著市場競爭日益加劇，企業(yè)高管更容易在企業(yè)陷入經(jīng)營困境時(shí)采取財(cái)務(wù)造假行為來“改善”賬面績效，并以此來消除金融機(jī)構(gòu)與外部投資者產(chǎn)生的質(zhì)疑（Harris和Bromiley，2007）。近年來，企業(yè)行為理論為探討企業(yè)績效如何影響冒險(xiǎn)決策這一主題提供了合適的理論框架（Cyert和March，1963；Greve，2003）。然而，在關(guān)于績效如何影響企業(yè)負(fù)面行為領(lǐng)域的研究中，現(xiàn)有文獻(xiàn)更多的是關(guān)注了績優(yōu)企業(yè)的敗德行為（徐小琴等，2016），而對(duì)經(jīng)營困境會(huì)產(chǎn)生何種影響的討論略顯不足。

基于此，本文將從企業(yè)行為理論視角探討經(jīng)營期望落差與財(cái)務(wù)造假程度之間的關(guān)系?？紤]到CEO是肩負(fù)企業(yè)決策制定和執(zhí)行的掌舵者（連燕玲等，2019），其擁有的管理自主權(quán)高低將直接影響企業(yè)最終會(huì)在多大程度上采取財(cái)務(wù)造假行為?；诟邔犹蓐?duì)理論，本文進(jìn)一步基于公司內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)，分別從董事會(huì)、高管團(tuán)隊(duì)（TMT）、股東三個(gè)維度探討了CEO管理自主權(quán)變化如何影響經(jīng)營期望落差與財(cái)務(wù)造假程度之間的關(guān)系，即董事長-CEO二職兼任、CEO-CFO任期交錯(cuò)、股權(quán)集中度的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

本文的可能貢獻(xiàn)在于：第一，本文致力于揭示致使企業(yè)采取財(cái)務(wù)造假行為的內(nèi)在動(dòng)機(jī)。以往關(guān)于企業(yè)敗德行為的研究文獻(xiàn)大多是基于市場環(huán)境視角探討制約企業(yè)財(cái)務(wù)造假行為動(dòng)機(jī)與能力的外部因素，而本文則是關(guān)注了助推企業(yè)采取財(cái)務(wù)造假行為的內(nèi)在動(dòng)機(jī)，即企業(yè)緣何鋌而走險(xiǎn)。本文發(fā)現(xiàn)經(jīng)營期望落差會(huì)向企業(yè)高管施加額外的經(jīng)營壓力，致使其產(chǎn)生更強(qiáng)的冒險(xiǎn)動(dòng)機(jī)而傾向于通過財(cái)務(wù)造假行為來改變賬面績效。研究結(jié)論表明經(jīng)營期望落差是誘發(fā)企業(yè)財(cái)務(wù)造假行為的前因之一，豐富了企業(yè)敗德行為領(lǐng)域的已有研究。第二，本文將企業(yè)管理自主權(quán)引入經(jīng)營期望落差與財(cái)務(wù)造假行為的框架中，從“動(dòng)機(jī)-能力”視角探討企業(yè)內(nèi)部治理機(jī)制的調(diào)節(jié)效應(yīng)。企業(yè)行為理論認(rèn)為經(jīng)營期望落差增強(qiáng)了決策者的冒險(xiǎn)動(dòng)機(jī)，但企業(yè)最終會(huì)在多大程度上采取財(cái)務(wù)造假行為則取決于CEO的管理自主權(quán)大小，即冒險(xiǎn)能力。研究發(fā)現(xiàn)董事長-CEO二職兼任、CEO-CFO任期交錯(cuò)與股權(quán)集中度均會(huì)通過改變CEO的管理自主權(quán)影響經(jīng)營期望落差與財(cái)務(wù)造假程度之間的正向關(guān)系。本文拓展了經(jīng)營期望落差對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)造假行為的作用邊界，彌補(bǔ)了以往文獻(xiàn)過度強(qiáng)調(diào)經(jīng)營期望對(duì)高管冒險(xiǎn)動(dòng)機(jī)的影響而忽視了冒險(xiǎn)能力重要性的研究遺漏。第三，本文從企業(yè)敗德行為視角拓展了企業(yè)績效反饋的作用維度，豐富了企業(yè)行為理論的已有研究。企業(yè)行為理論為企業(yè)績效如何影響企業(yè)戰(zhàn)略響應(yīng)提供了良好的理論框架，已有文獻(xiàn)主要聚焦于經(jīng)營期望落差或經(jīng)營期望順差對(duì)一般冒險(xiǎn)決策的影響機(jī)理，但較少有學(xué)者關(guān)注負(fù)面的冒險(xiǎn)行為。本文選擇企業(yè)敗德行為中財(cái)務(wù)造假行為這一維度，拓展了企業(yè)績效反饋的影響維度，為后續(xù)學(xué)者的持續(xù)深入提供合理的研究方向。

二、 理論分析與研究假設(shè)

企業(yè)行為理論中的核心觀點(diǎn)認(rèn)為企業(yè)會(huì)根據(jù)實(shí)際績效與經(jīng)營期望之間的差距來制定后續(xù)的戰(zhàn)略行為（Cyert和March，1963；Greve，2003）。當(dāng)實(shí)際績效低于其經(jīng)營期望時(shí)，經(jīng)營期望落差會(huì)讓有限理性的決策者感知到企業(yè)未來的損失前景，這會(huì)推動(dòng)企業(yè)積極采取問題式搜索（Cyert和March，1963），并制定相應(yīng)的補(bǔ)救型戰(zhàn)略決策來提升未來績效（Gavetti等，2012），從而實(shí)現(xiàn)預(yù)期的績效目標(biāo)。已有研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)營期望落差會(huì)增強(qiáng)企業(yè)的冒險(xiǎn)動(dòng)機(jī)（連燕玲等，2019；賀小剛等，2016），導(dǎo)致其更愿意制定各種激進(jìn)的風(fēng)險(xiǎn)決策，包括更高的創(chuàng)新投入水平（Chen，2008；Chrisman和Patel，2012；Yu等，2019）、更大幅度的戰(zhàn)略變革（連燕玲等，2014，2015）、更多的國際化行為（Fang等，2014）與并購行為（Iyer和Miller，2008）以及競合關(guān)系轉(zhuǎn)變（Clough和Piezunka，2020）等。然而，學(xué)者大都討論了經(jīng)營期望落差對(duì)各種企業(yè)常規(guī)戰(zhàn)略決策的影響機(jī)制，卻較少有研究關(guān)注到企業(yè)在面臨績效不佳時(shí)是否會(huì)采取敗德行為。在相似領(lǐng)域中，學(xué)者則是基于管理者自負(fù)（Hubris）、賭資效應(yīng)（House Money Effect）、損失規(guī)避（Loss Aversion）等視角探討了經(jīng)營期望順差對(duì)企業(yè)敗德行為的影響（徐小琴等，2016）。已有文獻(xiàn)關(guān)于企業(yè)敗德行為是否會(huì)受到經(jīng)營期望落差的刺激作用的探討卻略顯不足，這一研究遺漏表明該領(lǐng)域的研究仍舊存在較大的挖掘空間。

事實(shí)上，國內(nèi)外的前沿研究表明經(jīng)營期望落差也可能會(huì)對(duì)企業(yè)敗德行為產(chǎn)生影響。例如，經(jīng)營困境會(huì)導(dǎo)致企業(yè)的短視決策，管理者會(huì)在企業(yè)出現(xiàn)經(jīng)營期望落差的早期采用降低長期研發(fā)支出的方法來提升經(jīng)營績效（Yu等，2019）；企業(yè)可能會(huì)通過賄賂行為來維護(hù)與外部利益相關(guān)者之間的社會(huì)聯(lián)系；企業(yè)采取破壞性行為的冒險(xiǎn)動(dòng)機(jī)會(huì)隨著經(jīng)營期望落差的增加而增強(qiáng)（賀小剛等，2016）。基于此，本文將嘗試探討經(jīng)營期望落差對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)造假程度的影響以及相關(guān)情境因素產(chǎn)生的調(diào)節(jié)機(jī)制。

（一）經(jīng)營期望落差與企業(yè)財(cái)務(wù)造假程度之間的關(guān)系分析

基于已有研究觀點(diǎn)，本文認(rèn)為隨著經(jīng)營期望落差的增加（即企業(yè)實(shí)際績效低于經(jīng)營期望的程度越大），企業(yè)出現(xiàn)績效下滑的現(xiàn)象更加明顯，傾向于在更大程度上采取財(cái)務(wù)造假行為，主要有以下兩個(gè)原因：一方面，經(jīng)營期望落差會(huì)威脅企業(yè)的組織聲譽(yù)與合法性（連燕玲等，2019），增強(qiáng)了企業(yè)通過財(cái)務(wù)造假來改動(dòng)企業(yè)賬面績效的冒險(xiǎn)動(dòng)機(jī)。企業(yè)績效低于經(jīng)營期望表明其存在明顯的經(jīng)營問題或失去了市場競爭優(yōu)勢(shì)（連燕玲等，2019；Greve，2003），這將引起外部利益相關(guān)者的質(zhì)疑，包括媒體關(guān)注、銀行監(jiān)督等。為了維護(hù)組織聲譽(yù)與合法性，企業(yè)必須采取額外的戰(zhàn)略行為來實(shí)現(xiàn)績效達(dá)到或者超過經(jīng)營期望這一目標(biāo)。相對(duì)于其他風(fēng)險(xiǎn)投資決策，財(cái)務(wù)造假能夠在短期內(nèi)迅速“提升績效水平”（張新民和陳德球，2020），可以“立竿見影”地滿足組織需求（Harris和Bromiley，2007）。因此，財(cái)務(wù)造假行為可以幫助經(jīng)營不佳的企業(yè)規(guī)避利益相關(guān)者的質(zhì)疑與金融機(jī)構(gòu)的監(jiān)督，能夠有效地維護(hù)組織聲譽(yù)與合法性。而經(jīng)營期望落差越大，企業(yè)需要通過財(cái)務(wù)造假行為來“改善績效”的需求和動(dòng)機(jī)也會(huì)越強(qiáng)，其最終采取的財(cái)務(wù)造假程度也越高。另一方面，經(jīng)營期望落差也會(huì)向決策者施加額外的破產(chǎn)壓力，導(dǎo)致CEO產(chǎn)生短視決策邏輯而傾向于采取偏激行為（Smulowitz等，2020）。代理理論認(rèn)為，CEO是企業(yè)戰(zhàn)略的制定者和執(zhí)行者（楊林等，2020），而經(jīng)營期望落差不僅會(huì)增加高管薪酬的損失威脅（Wu和Tu，2007），也會(huì)產(chǎn)生較高的失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)（Fredrickson等，1988）。嚴(yán)重的損失壓力導(dǎo)致CEO將更多的注意力轉(zhuǎn)移至當(dāng)前的短期利益（Chrisman和Patel，2012），而在一定程度上忽視了財(cái)務(wù)造假行為對(duì)其職業(yè)發(fā)展產(chǎn)生的遠(yuǎn)期后果，即CEO會(huì)被迫采取財(cái)務(wù)造假行為來改變賬面績效，通過違規(guī)渠道來完成股東、董事會(huì)等委托者提出的績效目標(biāo)，從而維護(hù)短期的個(gè)人財(cái)富與職位?；谏鲜龇治觯疚奶岢鲆韵录僭O(shè)：

假設(shè)1：隨著經(jīng)營期望落差的增加，企業(yè)財(cái)務(wù)造假的程度也增大。

（二）經(jīng)營期望落差與企業(yè)財(cái)務(wù)造假程度之間關(guān)系的調(diào)節(jié)機(jī)制分析

雖然經(jīng)營期望落差給予了CEO采取財(cái)務(wù)造假行為的冒險(xiǎn)動(dòng)機(jī)，但企業(yè)最終能在多大程度上采取財(cái)務(wù)造假行為則取決于CEO的管理自主權(quán)大小，即CEO影響企業(yè)最終戰(zhàn)略行為是其冒險(xiǎn)動(dòng)機(jī)與冒險(xiǎn)能力綜合決定的結(jié)果。當(dāng)企業(yè)陷入經(jīng)營困境，董事會(huì)、大股東等也會(huì)將注意力轉(zhuǎn)移到公司的日常經(jīng)營管理上并介入企業(yè)脫困的戰(zhàn)略決策過程（Desai，2016）。此時(shí)，CEO的管理自主權(quán)大小則取決于這些公司內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)和治理機(jī)制（監(jiān)督與約束等）對(duì)CEO的監(jiān)督或約束程度?；谶@一邏輯，本文將進(jìn)一步從股東、董事會(huì)、TMT三個(gè)層面探討公司內(nèi)部治理機(jī)制會(huì)如何影響CEO的管理自主權(quán)（見圖1），進(jìn)而對(duì)經(jīng)營期望落差與財(cái)務(wù)造假程度之間的關(guān)系產(chǎn)生調(diào)節(jié)效應(yīng)這一問題。

1. 董事長-CEO二職兼任的調(diào)節(jié)機(jī)制

董事長-CEO二職兼任是一種常見的企業(yè)治理現(xiàn)象，二職兼任較為直觀的影響之一是CEO個(gè)體的管理自主權(quán)得到鞏固與強(qiáng)化。本文認(rèn)為，董事長-CEO二職兼任會(huì)增強(qiáng)經(jīng)營期望落差與財(cái)務(wù)造假程度之間的正向關(guān)系，主要有以下兩點(diǎn)原因：第一，董事長是負(fù)責(zé)制定董事會(huì)議程與領(lǐng)導(dǎo)董事會(huì)討論的最高領(lǐng)導(dǎo)者，二職兼任的CEO能夠主導(dǎo)董事會(huì)會(huì)議的內(nèi)容和議程，其權(quán)力的擴(kuò)展甚至有可能高于董事會(huì)（權(quán)小鋒，2010），從而有效地強(qiáng)化了CEO對(duì)企業(yè)戰(zhàn)略決策的管理自主權(quán)和控制力。相對(duì)于未二職兼任的CEO而言，這類CEO因擁有更高的管理自主權(quán)，而更有利于將自己在經(jīng)營期望落差困境下的財(cái)務(wù)造假意愿轉(zhuǎn)化為實(shí)際行動(dòng)。在董事會(huì)對(duì)CEO的監(jiān)督作用被減弱甚至缺失的情況下，二職兼任的CEO更容易獨(dú)自做出決定并采取行動(dòng)。第二，董事長掌握了任免企業(yè)高管的最高權(quán)力。二職兼任的CEO可以通過董事會(huì)的任免權(quán)來增強(qiáng)自身的決策話語權(quán)，能夠迫使高管團(tuán)隊(duì)中的其他成員配合其在經(jīng)營期望落差的困境下采取財(cái)務(wù)造假行為?；谏鲜龇治觯疚奶岢鋈缦录僭O(shè)：

圖1 公司治理機(jī)制影響CEO管理自主權(quán)的邏輯框架

假設(shè)2：董事長-CEO二職兼任會(huì)加強(qiáng)經(jīng)營期望落差與財(cái)務(wù)造假程度之間的正向關(guān)系。

2. CEO-CFO任期交錯(cuò)的調(diào)節(jié)機(jī)制

CFO是企業(yè)內(nèi)負(fù)責(zé)財(cái)務(wù)與會(huì)計(jì)事務(wù)的重要高管之一，扮演著“傳聲筒”的角色，肩負(fù)著將企業(yè)經(jīng)營情況和財(cái)務(wù)結(jié)算報(bào)告?zhèn)鬟f給投資人的職責(zé)（Krause等，2014）。文獻(xiàn)表明CFO對(duì)提升企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量具有重要意義（秦璇和方軍雄，2019）。隨著近年來我國企業(yè)治理結(jié)構(gòu)的不斷發(fā)展和完善，CFO也逐漸進(jìn)駐企業(yè)的決策高層，其參與和監(jiān)督企業(yè)財(cái)務(wù)工作的管理權(quán)力也大幅度加強(qiáng)。在發(fā)達(dá)國家，CFO甚至成為了僅次于董事長與CEO的“三把手”。已有大量研究發(fā)現(xiàn)，CEO與CFO任期交錯(cuò)會(huì)影響企業(yè)的多種戰(zhàn)略決策（田祥宇等，2018）。

CEO從事財(cái)務(wù)造假等決策時(shí)需要與CFO協(xié)調(diào)和合作，兩者的共同意愿將會(huì)影響企業(yè)最終采取這一策略的實(shí)施程度。本文認(rèn)為，CEO-CFO任期交錯(cuò)會(huì)削弱CEO參與戰(zhàn)略決策時(shí)的管理自主權(quán)，從而抑制了經(jīng)營期望落差與財(cái)務(wù)造假程度之間的正向關(guān)系，主要有以下幾點(diǎn)原因：第一，CEO與CFO任期交錯(cuò)可能會(huì)引起溝通障礙，也會(huì)削弱兩者間的信任程度（姜付秀等，2013），導(dǎo)致CFO配合CEO執(zhí)行決策的意愿降低，從而削弱了CEO的管理自主權(quán)，最終降低了經(jīng)營困境下CEO執(zhí)行非法性的財(cái)務(wù)造假行為的程度。第二，CEO與CFO任期交錯(cuò)也會(huì)加深兩者在參與企業(yè)戰(zhàn)略決策中的價(jià)值觀差異，導(dǎo)致兩者在應(yīng)對(duì)經(jīng)營期望落差時(shí)傾向于采取不同形式的戰(zhàn)略回應(yīng)，進(jìn)而削弱了高管團(tuán)隊(duì)內(nèi)部決策意愿的一致性，降低CEO的管理自主權(quán)，削弱經(jīng)營困境下財(cái)務(wù)造假行為執(zhí)行的能力。已有研究表明，當(dāng)CEO與CFO意見不一致時(shí)，CFO很有可能會(huì)抵制CEO提出的戰(zhàn)略方案（姜付秀等，2013），這會(huì)對(duì)經(jīng)營困境下的企業(yè)采取財(cái)務(wù)造假行為產(chǎn)生抑制效應(yīng)。第三，CEO與CFO任期交錯(cuò)還會(huì)對(duì)高管團(tuán)隊(duì)內(nèi)的其他成員造成消極影響，降低高管團(tuán)隊(duì)內(nèi)部的凝聚力，導(dǎo)致CEO通過有效協(xié)調(diào)高管團(tuán)隊(duì)成員來執(zhí)行某一戰(zhàn)略決策的權(quán)力和自由度降低，最終也會(huì)削弱CEO在經(jīng)營困境下推動(dòng)企業(yè)采取財(cái)務(wù)造假行為的能力?；谏鲜龇治?，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)3：CEO與CFO的任職交錯(cuò)程度越大，經(jīng)營期望落差與財(cái)務(wù)造假之間的正向關(guān)系越弱。

3. 股權(quán)集中度的調(diào)節(jié)機(jī)制

作為組織股權(quán)結(jié)構(gòu)的一種重要特征，股權(quán)集中度是企業(yè)內(nèi)部治理中的重要控制渠道之一（Belloc，2012）。大量研究表明股權(quán)集中度會(huì)影響CEO的管理自主權(quán)（龍婷等，2019），進(jìn)而對(duì)企業(yè)的多種戰(zhàn)略決策產(chǎn)生調(diào)節(jié)作用（魯桐和黨印，2014）。本文同樣認(rèn)為，隨著企業(yè)股權(quán)集中度的提高，大股東或控制性股東的出現(xiàn)，CEO的管理自主權(quán)將受到影響，會(huì)導(dǎo)致經(jīng)營期望落差與財(cái)務(wù)造假程度之間的正向關(guān)系減弱。這是因?yàn)椋阂环矫?，股東是企業(yè)所有者，其利益最大化目標(biāo)與企業(yè)長期發(fā)展趨于一致（Wiseman和Gomez-Mejia，1998）。而財(cái)務(wù)造假雖然能夠在短期內(nèi)改變企業(yè)賬面績效，卻會(huì)嚴(yán)重?fù)p害股東的長期利益（張新民和陳德球，2020）。股權(quán)集中度越高，主要大股東持股數(shù)量越多，其受到企業(yè)財(cái)務(wù)造假行為影響所損失的個(gè)人財(cái)富也越多。因此，在股權(quán)集中度較高的企業(yè)中，大股東擁有更強(qiáng)的動(dòng)機(jī)與能力來抑制CEO采取財(cái)務(wù)造假行為，從而達(dá)到維護(hù)個(gè)人利益的目的。

另一方面，已有研究發(fā)現(xiàn)經(jīng)營期望落差不僅會(huì)促使高管團(tuán)隊(duì)迫于經(jīng)營壓力而嘗試向股東、董事會(huì)等其他核心團(tuán)隊(duì)尋求問題解決方案（Clough和Piezunka，2020；Gavetti等，2012）；也會(huì)增加多個(gè)決策團(tuán)隊(duì)間潛在的利益沖突，導(dǎo)致大股東、董事會(huì)等利益相關(guān)者積極參與監(jiān)督企業(yè)后續(xù)的戰(zhàn)略決策（Desai，2016）。在股權(quán)集中度更高的企業(yè)中，相對(duì)于小股東而言，大股東持有更多的股票，更有能力和動(dòng)力從外部環(huán)境獲取那些能夠幫助企業(yè)構(gòu)建競爭優(yōu)勢(shì)的獨(dú)特資源。因此，高管團(tuán)隊(duì)中的其他成員更傾向于支持大股東的決策意愿，從而削弱了CEO的管理自主權(quán)，最終抑制了企業(yè)財(cái)務(wù)造假程度。基于上述分析，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)4：股權(quán)集中度越高，經(jīng)營期望落差與財(cái)務(wù)造假程度之間的正向關(guān)系越弱。

本文的理論模型如圖2所示。

圖2 本文理論模型

三、 樣本與研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源和樣本選擇

本文的研究樣本為2003-2016年間滬深A(yù)股上市公司，數(shù)據(jù)來源于國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫，關(guān)于CEO和CFO背景特征的數(shù)據(jù)手工整理。借鑒已有研究的做法，本文利用以下標(biāo)準(zhǔn)對(duì)樣本進(jìn)行了篩選：（1）剔除金融行業(yè)上市公司；（2）剔除當(dāng)年IPO的公司；（3）剔除ST和*ST公司；（4）剔除數(shù)據(jù)缺失的樣本。經(jīng)過以上篩選，最后得到2 254家公司樣本，涉及12個(gè)行業(yè)，涵蓋14個(gè)年份，共14 221個(gè)觀測(cè)值。

（二）模型設(shè)計(jì)

基于本文的研究假設(shè)，設(shè)定以下待檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?/p>

其中，F(xiàn)rai,t是被解釋變量，表示企業(yè)當(dāng)年（T期）從事財(cái)務(wù)造假行為的程度。|I（Pi,t-Ai,t＜0）|是解釋變量，表示企業(yè)當(dāng)年（T期）的實(shí)際經(jīng)營業(yè)績低于歷史期望水平的差距。Mi,t是調(diào)節(jié)變量，包含董事長-CEO二職兼任（Dceoi,t）、CEO-CFO任期交錯(cuò)（Dtenri,t）、股權(quán)集中度（Shrei,t）。另外，本文還控制了以下影響企業(yè)財(cái)務(wù)造假行為的因素：組織特征基本因素（企業(yè)規(guī)模、性質(zhì)、壽命、冗余資源、產(chǎn)權(quán)比率）、組織內(nèi)部控制或監(jiān)督約束機(jī)制等相關(guān)因素（獨(dú)立董事占比、監(jiān)事規(guī)模、是否設(shè)立審計(jì)委員會(huì)等）、組織外部監(jiān)督約束機(jī)制（市場化程度）以及考慮到行業(yè)差異性和年度趨勢(shì)變化對(duì)企業(yè)決策行為的影響，也控制了行業(yè)和年度啞變量。

（三）變量定義

1. 自變量：經(jīng)營期望落差[|I（Pi,t-Ai,t＜0）|]。在企業(yè)行為理論與績效反饋模型中，經(jīng)營期望落差指的是企業(yè)當(dāng)期實(shí)際業(yè)績表現(xiàn)Pi,t低于經(jīng)營期望水平Ai,t的落差的絕對(duì)值（Greve，2003；Chen，2008）。在相關(guān)文獻(xiàn)的實(shí)證研究中，學(xué)者們主要借鑒Cyert和March（1963）以及Chen（2008）等提出的數(shù)學(xué)公式|（Pi,t-Ai,t＜0）|來測(cè)量經(jīng)營期望落差（Greve，2003；Chen，2008；連燕玲等，2015）。其中，Pi,t為企業(yè)i在t期的實(shí)際業(yè)績水平，參照以往學(xué)者的研究選取凈資產(chǎn)收益率來衡量；Ai,t為企業(yè)i第t期的經(jīng)營期望，具體計(jì)算公式如下：

借鑒Chen（2008）的方法，本文僅匯報(bào)了α1=0.4時(shí)的檢驗(yàn)結(jié)果，即企業(yè)i在t的經(jīng)營期望Ai,t是企業(yè)i在t-1期的實(shí)際績效（權(quán)重為0.6）和t-1期的經(jīng)營期望（權(quán)重為0.4）的加權(quán)組合。企業(yè)i在t期的經(jīng)營期望差距（Pi,t-Ai,t）為實(shí)際績效Pi,t與歷史業(yè)績期望Ai,t之間的差距。本文通過選擇變量I將經(jīng)營期望差距劃分為經(jīng)營期望落差與經(jīng)營期望順差。當(dāng)企業(yè)的實(shí)際績效水平（Pi,t）低于歷史業(yè)績期望（Ai,t），本文設(shè)定I=1，反之則為0。本文將選擇變量I與經(jīng)營期望差距（Pi,t-Ai,t）相乘，并取絕對(duì)值得到本文自變量經(jīng)營期望落差|I （Pi,t-Ai,t＜0）|。

2. 因變量：財(cái)務(wù)造假程度（Frai,t）。從會(huì)計(jì)信息反映的角度來看，財(cái)務(wù)造假行為主要表現(xiàn)為兩種類型：會(huì)計(jì)事項(xiàng)造假和會(huì)計(jì)報(bào)表造假。根據(jù)以往相關(guān)研究文獻(xiàn)（戴亦一等，2017），本文將財(cái)務(wù)造假行為以企業(yè)當(dāng)年發(fā)生的虛構(gòu)利潤、虛列資產(chǎn)、虛假記載、誤導(dǎo)性陳述、重大遺漏、披露不實(shí)等次數(shù)總和來衡量。后續(xù)穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，本文還采用了盈余管理程度來衡量當(dāng)年會(huì)計(jì)信息虛報(bào)或不真實(shí)程度，財(cái)務(wù)造假方面的明細(xì)數(shù)據(jù)取自CSMAR數(shù)據(jù)庫。

3. 調(diào)節(jié)變量。依據(jù)本文理論和假設(shè)部分，主要考察以下對(duì)管理自主權(quán)起到強(qiáng)化或弱化作用的變量的調(diào)節(jié)效應(yīng)：（1）董事長-CEO二職兼任 （Dceoi,t），CEO與董事長兩職兼任，則該指標(biāo)為1，否則為0；（2） CEO-CFO任職交錯(cuò)（Dtenri,t），本文使用CEO與CFO的任職年限之差的絕對(duì)值來計(jì)算，該指標(biāo)越大，任職交叉程度越大，表明企業(yè)中CEO與CFO不共事的時(shí)間越長（姜付秀等，2013）；（3）股權(quán)集中度（Shrei,t），采用公司前3位大股東持股比例的平方和來衡量，該比例越大，表明企業(yè)的股權(quán)集中度越高，管理者的權(quán)力越受到監(jiān)督和約束而被削弱。

4. 控制變量。根據(jù)以往研究文獻(xiàn)，主要包括以下控制變量：（1）企業(yè)壽命（Lifei,t），根據(jù)企業(yè)成立之日至統(tǒng)計(jì)當(dāng)年的年限長度（取自然對(duì)數(shù)）來測(cè)量；（2）兩權(quán)分離率（Sepi,t），定義為企業(yè)實(shí)際控制人擁有上市公司控制權(quán)與所有權(quán)之差；（3）監(jiān)事規(guī)模（Superi,t），采用企業(yè)監(jiān)事的數(shù)量來衡量；（4）是否設(shè)立審計(jì)委員會(huì)（Auditi,t），設(shè)立了審計(jì)委員會(huì)=1，未設(shè)立=0；（5）企業(yè)規(guī)模（Sizei,t），公司期末總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)；（6）企業(yè)性質(zhì)（Quai,t），私營企業(yè)則該指標(biāo)為1，否則為0；（7）市場化程度（Compi,t），以市場化進(jìn)程總得分來衡量；（8）產(chǎn)權(quán)比率（Levi,t），定義為負(fù)債總額與股東權(quán)益的比值；（9）監(jiān)督約束（Bpwri,t），以外部董事所占比例來衡量；（10）冗余資源（Resoui,t），定義為流動(dòng)資產(chǎn)與流動(dòng)負(fù)債的比率。此外，本文還設(shè)置了年度虛擬變量來控制年度變化趨勢(shì)對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)造假行為的影響，同時(shí)，設(shè)定了行業(yè)虛擬變量來控制行業(yè)環(huán)境的差異性對(duì)組織戰(zhàn)略決策和行為選擇等的影響。

（四）描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析

表1列示了本文主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。結(jié)果顯示，財(cái)務(wù)造假行為（Frai,t）的均值為0.259，標(biāo)準(zhǔn)差為0.799，表明企業(yè)間財(cái)務(wù)造假程度的離散程度較高。經(jīng)營期望落差[|I （Pi,t-Ai,t＜0）|]的最大值為1.218，表明樣本中企業(yè)實(shí)際績效低于經(jīng)營期望水平的最大差距為1.218。董事長-CEO二職兼任（Dceoi,t）的平均值為0.176，標(biāo)準(zhǔn)差為0.380，表明樣本觀測(cè)值中17.6%的CEO兼任董事長。CEO和CFO任期交錯(cuò)程度（Dtenri,t）的平均值為3.189，標(biāo)準(zhǔn)差為3.211，說明CEO和CFO任期交錯(cuò)程度在3年左右，且不同企業(yè)間的差異性較大。相關(guān)性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果顯示，自變量經(jīng)營期望落差與因變量財(cái)務(wù)造假程度之間呈顯著的正相關(guān)關(guān)系（coef.=0.098，p＜0.01），調(diào)節(jié)變量董事長-CEO二職兼任與因變量財(cái)務(wù)造假程度呈顯著正相關(guān)關(guān)系（coef.=0.047，p＜0.01），調(diào)節(jié)變量CEOCFO任期交錯(cuò)與因變量財(cái)務(wù)造假程度的相關(guān)系數(shù)為正但不顯著，調(diào)節(jié)變量股權(quán)集中度（Shrei,t）與因變量財(cái)務(wù)造假之間呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系（coef.=-0.096，p＜0.01）。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性統(tǒng)計(jì)分析

四、 實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果分析

在具體檢驗(yàn)之前對(duì)數(shù)據(jù)做如下處理，以確保模型估計(jì)的一致性和有效性：第一，為避免異常值對(duì)檢驗(yàn)結(jié)果的影響，對(duì)主要連續(xù)變量在1%水平上進(jìn)行縮尾處理。第二，為避免多重共線性的影響，對(duì)交互項(xiàng)測(cè)量的變量進(jìn)行了中心化處理；此外，對(duì)進(jìn)入模型的所有解釋變量和控制變量進(jìn)行了方差膨脹因子（VIF）診斷，結(jié)果顯示VIF最大值為2.38，表明不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。第三，為了確定本文應(yīng)該選擇固定效應(yīng)模型抑或是隨機(jī)效應(yīng)模型，本文采用了Hausman檢驗(yàn)，結(jié)果顯示固定效應(yīng)模型更適合本文的研究[chi2（35）=189.30，p＜0.01）]。第四，為排除面板數(shù)據(jù)可能存在的異方差、橫截面相關(guān)和序列相關(guān)等問題，本文采用Driscoll-Kraay標(biāo)準(zhǔn)差進(jìn)行估計(jì)得到標(biāo)準(zhǔn)誤差（Driscoll和Kraay，1998；連燕玲等，2019）。

（一）企業(yè)經(jīng)營期望落差與財(cái)務(wù)造假行為之間的關(guān)系檢驗(yàn)

表2列示了經(jīng)營期望落差與財(cái)務(wù)造假程度之間關(guān)系的檢驗(yàn)結(jié)果，其中模型（1）是放入自變量、調(diào)節(jié)變量與控制變量后的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?。結(jié)果顯示，經(jīng)營期望落差[|I （Pi,t-Ai,t＜0）|]的回歸系數(shù)顯著為正（coef.=0.154，p＜0.01），表明財(cái)務(wù)造假程度會(huì)隨著經(jīng)營期望落差的增加而增大，并且這一結(jié)果在加入交互項(xiàng)后的模型（2）、模型（3）、模型（4）中依舊顯著，由此本文假設(shè)1得到驗(yàn)證。

表2 經(jīng)營期望落差與財(cái)務(wù)造假程度之間的關(guān)系檢驗(yàn)

（二）經(jīng)營期望落差與財(cái)務(wù)造假程度之間關(guān)系的調(diào)節(jié)機(jī)制檢驗(yàn)

表2模型（2）是放入經(jīng)營期望落差與董事長-CEO二職兼任交互項(xiàng)[Dceoi,t×|I （Pi,t-Ai,t＜0）|]后的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?。結(jié)果顯示，交互項(xiàng)回歸系數(shù)顯著為正（coef.=0.309，p＜0.05），表明董事長-CEO二職兼任能夠強(qiáng)化CEO采取財(cái)務(wù)造假行為的管理自主權(quán)，由此本文假設(shè)2得到驗(yàn)證。模型（3）是放入經(jīng)營期望落差與CEO-CFO任期交錯(cuò)交互項(xiàng)[Dtenri,t×|I （Pi,t-Ai,t＜0）|]后的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?。結(jié)果顯示，交互項(xiàng)回歸系數(shù)顯著為負(fù)（coef.=-0.013，p＜0.1），表明CEO-CFO任期交錯(cuò)會(huì)削弱CEO的管理自主權(quán)，從而抑制了企業(yè)最終采取財(cái)務(wù)造假的程度，由此假設(shè)3得到驗(yàn)證。模型（4）為放入經(jīng)營期望落差與股權(quán)集中度交互項(xiàng)[Shrei,t×|I （Pi,t-Ai,t＜0）|]后的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ汀＝Y(jié)果顯示，交互項(xiàng)回歸系數(shù)顯著為負(fù)（coef.=-0.816，p＜0.05），表明股權(quán)集中度越高，大股東對(duì)CEO的監(jiān)督力度越大，越能有效約束CEO采取財(cái)務(wù)造假的程度，由此假設(shè)4也得到驗(yàn)證。

五、 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）內(nèi)生性檢驗(yàn)

由于財(cái)務(wù)造假行為可能導(dǎo)致企業(yè)績效下滑而出現(xiàn)經(jīng)營期望落差，研究模型可能存在內(nèi)生性問題?；诖?，本文選擇了工具變量并采用了二階段最小二乘法（2sls）來處理模型的內(nèi)生性問題。借鑒以往主流研究（潘愛玲等，2018），采取自變量的行業(yè)均值（依據(jù)證監(jiān)會(huì)三級(jí)行業(yè)分類），即經(jīng)營期望落差的行業(yè)平均水平，作為工具變量。同一行業(yè)中的企業(yè)的經(jīng)營期望落差與單個(gè)企業(yè)的績效表現(xiàn)相關(guān)，但同時(shí)又不會(huì)受到單個(gè)企業(yè)財(cái)務(wù)造假程度的影響，因此對(duì)單一企業(yè)來說具有外生性，可以作為工具變量。表3列示了利用2sls的檢驗(yàn)結(jié)果，其中，模型（1）為第一階段的檢驗(yàn)結(jié)果，模型（2）為第二階段檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?。結(jié)果顯示，在利用工具變量控制內(nèi)生性后，經(jīng)營期望落差的回歸系數(shù)依舊顯著為正（coef.=2.588，p＜0.05），表明研究結(jié)論具有良好的穩(wěn)健性。

表3 內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果

（二）經(jīng)營業(yè)績期望落差的替代測(cè)量

1. 資產(chǎn)收益率（ROA）作為衡量企業(yè)績效指標(biāo)

在第三部分變量測(cè)量中，本文采用ROE作為測(cè)量經(jīng)營期望落差的基礎(chǔ)指標(biāo)。但已有文獻(xiàn)認(rèn)為，經(jīng)營期望參照點(diǎn)的選擇差異會(huì)對(duì)企業(yè)采取戰(zhàn)略回應(yīng)產(chǎn)生不同的影響（Gavetti等，2012）。為了降低因選取經(jīng)營期望參照點(diǎn)的差異性對(duì)模型的影響，本文借鑒Chen（2008）和連燕玲等（2014）等研究，進(jìn)一步選取了ROA作為新的參照點(diǎn)重新對(duì)經(jīng)營期望落差進(jìn)行測(cè)量。根據(jù)新計(jì)算的自變量，重新檢驗(yàn)了經(jīng)營期望落差對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)造假程度的影響以及相關(guān)的調(diào)節(jié)機(jī)制。表4列示了重新檢驗(yàn)后的結(jié)果，假設(shè)依舊得到驗(yàn)證。

2. 行業(yè)經(jīng)營期望落差的替代性檢驗(yàn)

企業(yè)行為理論中的核心觀點(diǎn)認(rèn)為，決策者會(huì)根據(jù)企業(yè)過去的歷史績效和同行業(yè)相似者的平均績效來指定經(jīng)營期望（Gavetti等，2012；Cyert和March，1963）?；诖耍疚膶⑦M(jìn)一步檢驗(yàn)行業(yè)經(jīng)營期望落差對(duì)財(cái)務(wù)造假程度的影響。具體地，借鑒Chen（2008）和連燕玲等（2014，2019）中關(guān)于行業(yè)經(jīng)營期望落差的測(cè)量方法，重新進(jìn)行核算得到取絕對(duì)值后的行業(yè)經(jīng)營期望落差[|I （Pi,t-SAi,t＜0）|]。更換后的穩(wěn)健性結(jié)果如表5所示，假設(shè)依舊得到驗(yàn)證。

（三）財(cái)務(wù)造假行為的替代性測(cè)量-基于盈余管理的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的替代測(cè)量

在上文中，本文采用財(cái)務(wù)虛構(gòu)、誤導(dǎo)陳述以及披露不實(shí)等財(cái)務(wù)造假行為的次數(shù)總和來測(cè)量企業(yè)財(cái)務(wù)造假程度。根據(jù)已有文獻(xiàn)的觀點(diǎn)，除了財(cái)務(wù)造假這一行為外，企業(yè)還會(huì)采取其他不同形式的戰(zhàn)略行為來應(yīng)對(duì)經(jīng)營困境和財(cái)務(wù)危機(jī)。其中，盈余管理與財(cái)務(wù)造假經(jīng)常被視為衡量企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的常用測(cè)量指標(biāo)（秦璇和方軍雄，2019）。基于此，本文將進(jìn)一步檢驗(yàn)經(jīng)營期望落差與盈余管理之間的關(guān)系。表6列示了重新檢驗(yàn)后的結(jié)果，本文假設(shè)依舊得到驗(yàn)證。

（四）剔除金融危機(jī)年份的分樣本檢驗(yàn)

前文實(shí)證檢驗(yàn)是基于2003-2016年滬深A(yù)股上市公司的數(shù)據(jù)樣本，考慮到經(jīng)濟(jì)危機(jī)會(huì)對(duì)企業(yè)決策行為產(chǎn)生嚴(yán)重影響，本文將在剔除2008-2009年受金融危機(jī)影響的樣本后重新對(duì)經(jīng)營期望落差與財(cái)務(wù)造假程度之間的關(guān)系進(jìn)行驗(yàn)證。表7列示了重新檢驗(yàn)后的結(jié)果，本文假設(shè)依舊得到驗(yàn)證。

表4 經(jīng)營期望落差（利用ROA衡量企業(yè)績效）與財(cái)務(wù)造假程度之間的關(guān)系檢驗(yàn)

表5 行業(yè)經(jīng)營期望落差與財(cái)務(wù)造假程度間關(guān)系的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

表6 經(jīng)營期望落差與盈余管理之間的關(guān)系檢驗(yàn)

六、 CEO-CFO任期交錯(cuò)的作用差異性檢驗(yàn)

由于家族企業(yè)在管理權(quán)結(jié)構(gòu)、所有權(quán)結(jié)構(gòu)等方面與非家族企業(yè)存在顯著差異（Chrisman和Patel，2012；姜付秀等，2017），可能導(dǎo)致CEO-CFO任期交錯(cuò)的作用效應(yīng)發(fā)生變化。該部分針對(duì)民營企業(yè)樣本中的家族與非家族樣本進(jìn)一步做了對(duì)比分析。

一方面，當(dāng)CEO和CFO同為家族成員時(shí)，與生俱來的親緣關(guān)系導(dǎo)致家族高管之間具有更高的信任感和更加相似的價(jià)值觀。因此，CEO-CFO任期交錯(cuò)并不會(huì)降低兩者之間的決策一致性，也不會(huì)削弱經(jīng)營期望落差與財(cái)務(wù)造假之間的正向關(guān)系。相反，經(jīng)營期望落差會(huì)對(duì)控股家族的聲譽(yù)、社會(huì)地位等產(chǎn)生負(fù)面影響（Chrisman和Patel，2012），威脅到家族企業(yè)的社會(huì)情感財(cái)富，導(dǎo)致家族CEO和家族CFO產(chǎn)生更強(qiáng)的冒險(xiǎn)動(dòng)機(jī)，更有可能采取財(cái)務(wù)造假行為來“改善”企業(yè)績效，維護(hù)家族的社會(huì)情感財(cái)富。因此，當(dāng)CEO和CFO均為家族成員時(shí)，二者任期交錯(cuò)程度并不會(huì)削弱經(jīng)營期望落差與財(cái)務(wù)造假程度之間的正向關(guān)系。家族CEO任期期限與CFO任期期限的交叉程度越強(qiáng)，控股家族CEO或CFO涉入企業(yè)戰(zhàn)略決策的持續(xù)時(shí)間相對(duì)越久（而一方并未那么早地涉入家族企業(yè)），越容易強(qiáng)化家族CEO或CFO某一方的管理自主權(quán)，這些均能增強(qiáng)他們?yōu)榫S護(hù)家族社會(huì)情感財(cái)富而實(shí)施財(cái)務(wù)造假行為的動(dòng)機(jī)和能力。

表7 經(jīng)營期望落差與財(cái)務(wù)造假的關(guān)系檢驗(yàn)（刪去金融危機(jī)期間數(shù)據(jù)）

另一方面，家族企業(yè)的特點(diǎn)決定了控股家族在家族企業(yè)的地位，他們掌握著公司決策的最高話語權(quán)（葉康濤等，2010）。已有研究表明，家族管理不僅能夠直接影響企業(yè)的戰(zhàn)略決策（Chrisman和Patel，2012），也會(huì)通過關(guān)鍵職位的人員安排間接地對(duì)上市公司產(chǎn)生影響（魏志華等，2012）。由于家族企業(yè)的高管成員經(jīng)常由實(shí)際控制人直接指定或間接委派（La-Porta等，1999），其與控制家族常具有顯性或隱性的社會(huì)聯(lián)系（Mullins和Schoar，2016）。因此，即使由非家族成員擔(dān)任CEO或CFO等核心管理職位，他們的決策意愿傾向于與控股家族保持一致（姜付秀等，2017）。因此，CEO-CFO任期交錯(cuò)也不會(huì)削弱家族企業(yè)處于經(jīng)營期望落差時(shí)采取財(cái)務(wù)造假行為的動(dòng)機(jī)與能力。相反，為了獲得更好的職業(yè)發(fā)展前景，兩者傾向于迎合與支持控股家族的決策意愿，導(dǎo)致家族企業(yè)最終會(huì)在更大程度上采取財(cái)務(wù)造假行為。

表8 針對(duì)家族與非家族企業(yè)的分樣本檢驗(yàn)結(jié)果

基于上述分析，本文進(jìn)一步從國泰安數(shù)據(jù)庫中獲取了家族企業(yè)的相關(guān)數(shù)據(jù)，并與原始數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配。在剔除無法判定家族或非家族企業(yè)的觀測(cè)樣本后，發(fā)現(xiàn)民營企業(yè)樣本中有2 505個(gè)為家族企業(yè)觀測(cè)樣本，其余3 242個(gè)為非家族企業(yè)觀測(cè)樣本。表8列示了分樣本檢驗(yàn)結(jié)果，其中模型（1）-（3）為針對(duì)非家族企業(yè)樣本的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?，模型?）-（6）為針對(duì)家族企業(yè)樣本的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?。模型?）結(jié)果顯示，經(jīng)營期望落差[|I （Pi,t－Ai,t＜0）|]的回歸系數(shù)顯著為正（coef.=0.235，p＜0.1），表明非家族企業(yè)會(huì)在經(jīng)營期望落差時(shí)采取財(cái)務(wù)造假行為。模型（3）結(jié)果顯示，經(jīng)營期望落差與CEO-CFO任期交錯(cuò)交互項(xiàng)[Dtenri,t×|I （Pi,t－Ai,t＜0）|]的回歸系數(shù)顯著為負(fù)（coef.=-0.153，p＜0.01），表明CEO-CFO任期交錯(cuò)削弱了非家族企業(yè)經(jīng)營期望落差與財(cái)務(wù)造假行為之間的正向關(guān)系。模型（6）結(jié)果顯示，經(jīng)營期望落差的回歸系數(shù)顯著為正（coef.=0.619，p＜0.01），表明家族企業(yè)也會(huì)在經(jīng)營期望落差時(shí)采取財(cái)務(wù)造假行為。模型（6）結(jié)果顯示，經(jīng)營期望落差與CEO-CFO任期交錯(cuò)交互項(xiàng)[Dtenri,t×|I （Pi,t－Ai,t＜0）|]的回歸系數(shù)顯著為正（coef.=0.136，p＜0.01），表明CEOCFO任期交錯(cuò)強(qiáng)化了家族企業(yè)經(jīng)營期望落差與財(cái)務(wù)造假行為之間的正向關(guān)系。

七、 結(jié)論與啟示

我國正處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵時(shí)期，內(nèi)外部商業(yè)環(huán)境的競爭強(qiáng)度持續(xù)加劇導(dǎo)致企業(yè)經(jīng)營受困。特別是世界正處于百年未有之大變局，各種不確定因素與沖擊加大了企業(yè)陷入經(jīng)營困境的可能性。在此背景下，CEO可能會(huì)更傾向于采取偏激的財(cái)務(wù)造假行為來減弱自身所需承受的經(jīng)營壓力。然而，財(cái)務(wù)造假行為會(huì)對(duì)企業(yè)股東、投資者等利益相關(guān)者造成不可估量的利益損害?；诖耍延醒芯看蠖鄰氖袌霰O(jiān)管機(jī)制視角探討約束企業(yè)財(cái)務(wù)造假行為的各種因素，但對(duì)于推動(dòng)企業(yè)采取該行為的內(nèi)在動(dòng)機(jī)的關(guān)注卻略顯不足。

基于企業(yè)行為理論，本文討論了經(jīng)營期望落差與財(cái)務(wù)造假程度之間的關(guān)系?？紤]到CEO影響企業(yè)戰(zhàn)略行為是其冒險(xiǎn)能力與管理權(quán)力綜合決定的結(jié)果，進(jìn)一步結(jié)合高階梯隊(duì)理論探討了CEO管理自主權(quán)的調(diào)節(jié)機(jī)制?；?003-2016年我國A股上市企業(yè)的數(shù)據(jù)，本文主要得到以下研究結(jié)論：第一，隨著經(jīng)營期望落差的增加，企業(yè)內(nèi)外部利益相關(guān)者會(huì)向CEO施加更強(qiáng)的管理壓力，導(dǎo)致其推動(dòng)企業(yè)在更大程度上采取財(cái)務(wù)造假行為。第二，兼任董事長職位的CEO具有更高的管理自主權(quán)，導(dǎo)致企業(yè)在面臨經(jīng)營期望落差時(shí)采取更大程度的財(cái)務(wù)造假行為。第三，CEO與CFO任期交錯(cuò)不僅會(huì)降低二者之間的信任與默契，還會(huì)加大雙方的價(jià)值觀差異，導(dǎo)致CEO的管理自主權(quán)被削弱，最終抑制了企業(yè)財(cái)務(wù)造假的程度。第四，股權(quán)集中度越高，大股東對(duì)CEO參與企業(yè)戰(zhàn)略決策過程的監(jiān)管積極性越高，越能夠有效約束CEO采取財(cái)務(wù)造假行為的冒險(xiǎn)能力。此外，家族與非家族企業(yè)之間在組織結(jié)構(gòu)、管理權(quán)結(jié)構(gòu)上存在的明顯差異可能導(dǎo)致CEO-CFO任期交錯(cuò)的調(diào)節(jié)機(jī)制發(fā)生變化。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，由于家族企業(yè)中的CEO與CFO存在顯性或者隱性的關(guān)聯(lián)關(guān)系，CEO-CFO任期交錯(cuò)強(qiáng)化了家族企業(yè)經(jīng)營期望落差與財(cái)務(wù)造假程度之間的正向關(guān)系。

本研究可能的理論貢獻(xiàn)為：第一，揭示經(jīng)營期望落差是推動(dòng)企業(yè)采取財(cái)務(wù)造假行為的內(nèi)在動(dòng)因之一。企業(yè)財(cái)務(wù)造假行為會(huì)損害企業(yè)利益相關(guān)者的財(cái)富，對(duì)商業(yè)環(huán)境產(chǎn)生極大影響。已有文獻(xiàn)雖聚焦外部環(huán)境的監(jiān)管機(jī)制對(duì)其產(chǎn)生的約束效應(yīng)，卻在一定程度上忽視了企業(yè)內(nèi)部的驅(qū)動(dòng)因素。本文基于企業(yè)行為理論發(fā)現(xiàn)經(jīng)營期望落差會(huì)促使董事會(huì)、股東等向CEO施加額外的經(jīng)營壓力，導(dǎo)致CEO為消除內(nèi)外部利益相關(guān)者的質(zhì)疑而冒險(xiǎn)采取財(cái)務(wù)造假行為。第二，基于“動(dòng)機(jī)-能力”視角探討管理自主權(quán)對(duì)經(jīng)營期望落差與財(cái)務(wù)造假程度之間關(guān)系的影響，拓展了上述關(guān)系的情境要素。企業(yè)行為理論認(rèn)為經(jīng)營期望落差會(huì)增強(qiáng)CEO的冒險(xiǎn)動(dòng)機(jī)，但CEO能在多大程度上影響企業(yè)的戰(zhàn)略行為還取決于其擁有管理自主權(quán)的大小。本文還發(fā)現(xiàn)企業(yè)內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)對(duì)CEO管理自主權(quán)的影響，進(jìn)而對(duì)經(jīng)營期望落差與財(cái)務(wù)造假程度之間的關(guān)系產(chǎn)生調(diào)節(jié)效應(yīng)。一方面彌補(bǔ)了早先文獻(xiàn)過度關(guān)注經(jīng)營期望落差對(duì)CEO冒險(xiǎn)動(dòng)機(jī)的增強(qiáng)效果，卻忽視了CEO管理自主權(quán)發(fā)揮重要作用的不足，拓展了經(jīng)營期望落差與財(cái)務(wù)造假程度之間的關(guān)系的情境機(jī)制；另一方面補(bǔ)充和完善了公司治理領(lǐng)域的已有研究，豐富了代理理論中的相關(guān)內(nèi)容。第三，從企業(yè)敗德行為視角探究企業(yè)績效反饋的作用維度，拓展了企業(yè)行為理論的應(yīng)用范圍。企業(yè)行為理論中的經(jīng)典研究雖聚焦經(jīng)營期望落差與經(jīng)營期望順差對(duì)企業(yè)常規(guī)風(fēng)險(xiǎn)決策的作用機(jī)制，卻在一定程度上忽視企業(yè)可能采取的敗德行為。本文關(guān)注經(jīng)營期望落差與財(cái)務(wù)造假程度的影響，拓展了績效反饋模型的應(yīng)用范圍，同時(shí)也完善了企業(yè)行為理論的已有研究成果。

本文的研究結(jié)論也具有較強(qiáng)的實(shí)踐啟示。首先，市場管理部門適度加強(qiáng)對(duì)處于績效不佳狀態(tài)企業(yè)的監(jiān)督強(qiáng)度能夠有效維護(hù)股東與投資者的利益。本文的研究結(jié)論表明經(jīng)營期望落差是推動(dòng)企業(yè)采取財(cái)務(wù)造假等敗德行為的內(nèi)部驅(qū)動(dòng)因素之一。CEO可能會(huì)在企業(yè)處于經(jīng)營困境時(shí)采取造假行為來緩解個(gè)人的經(jīng)營壓力，從而威脅企業(yè)其他利益相關(guān)者的財(cái)富。相關(guān)部門應(yīng)當(dāng)適度加強(qiáng)對(duì)該類企業(yè)的監(jiān)督強(qiáng)度，避免其通過極端行為來迷惑股東與投資者。其次，完善企業(yè)內(nèi)部的治理結(jié)構(gòu)建設(shè)有助于約束CEO在面臨經(jīng)營困境時(shí)冒險(xiǎn)采取財(cái)務(wù)造假行為。本文的研究結(jié)論表明經(jīng)營期望落差對(duì)財(cái)務(wù)造假程度的影響作用受到企業(yè)內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)的影響。雖然增加CEO的管理自主權(quán)能夠更好地發(fā)揮CEO的個(gè)人能力，但同時(shí)也會(huì)加劇CEO損害企業(yè)及其利益相關(guān)者財(cái)富的可能性。因此，企業(yè)應(yīng)當(dāng)根據(jù)實(shí)際情況合理地設(shè)置董事長-CEO二職兼任、股權(quán)集中度等治理結(jié)構(gòu)。最后，將高管團(tuán)隊(duì)的任期交錯(cuò)程度保持在適當(dāng)水平有助于抑制CEO推動(dòng)企業(yè)采取的敗德行為。本文發(fā)現(xiàn)CEO-CFO任期交錯(cuò)顯著降低了CEO采取財(cái)務(wù)造假行為時(shí)的管理自主權(quán)，從而保護(hù)了股東與投資者的利益。然而，本文也發(fā)現(xiàn)在不同性質(zhì)的企業(yè)中，高管團(tuán)隊(duì)任期交錯(cuò)發(fā)揮了不同的功能。例如，在家族企業(yè)中，CEO-CFO任期交錯(cuò)反而加劇了財(cái)務(wù)造假程度。因此，企業(yè)需要根據(jù)個(gè)體差異性將高管團(tuán)隊(duì)的任期交錯(cuò)程度保持在適當(dāng)水平。

當(dāng)然，本文也存在一些不足和有待改進(jìn)之處：第一，本文利用經(jīng)營期望落差大小來衡量企業(yè)績效反饋?zhàn)饔玫膹?qiáng)弱。前沿研究表明經(jīng)營期望落差的持續(xù)性（duration）會(huì)對(duì)企業(yè)戰(zhàn)略回應(yīng)產(chǎn)生更為明顯的影響效果（Yu等，2019）；也有學(xué)者發(fā)現(xiàn)除經(jīng)營績效以外的期望落差也激發(fā)企業(yè)采取各種補(bǔ)救型戰(zhàn)略行為。因此，未來的研究可以從持續(xù)性和多元目標(biāo)視角進(jìn)一步對(duì)企業(yè)績效反饋的作用機(jī)制展開更深層次的探討。第二，因數(shù)據(jù)獲取的局限性，本文僅關(guān)注了上市企業(yè)的財(cái)務(wù)造假行為。事實(shí)上，由于公司年報(bào)等公開信息增加了上市公司財(cái)務(wù)信息的透明度，非上市企業(yè)更有機(jī)會(huì)與能力采取財(cái)務(wù)造假行為?；诖耍磥淼难芯靠梢圆捎脤?shí)地調(diào)研、問卷調(diào)查等方法關(guān)注非上市企業(yè)的敗德行為。第三，企業(yè)間結(jié)構(gòu)、文化等方面的異質(zhì)性可能會(huì)導(dǎo)致CEO在參與戰(zhàn)略決策時(shí)發(fā)揮的作用也存在差異性，本文初步探討了CEO-CFO任期交錯(cuò)的調(diào)節(jié)效應(yīng)在家族與非家族企業(yè)間的差異性，未來的研究可以進(jìn)一步關(guān)注其他不同性質(zhì)的企業(yè)中CEOCFO不同關(guān)系的組成，如近親、遠(yuǎn)親和非親緣關(guān)系等對(duì)該調(diào)節(jié)效應(yīng)的影響，探究其內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)和親緣關(guān)系結(jié)構(gòu)在發(fā)揮相關(guān)功能時(shí)存在的差異性。