管理層風險偏好、盈余管理與企業(yè)信用評級

鄭海元（副教授），杜 瑩

一、引言

隨著金融市場全球化的發(fā)展，債券融資逐漸成為企業(yè)融資的重要方式。根據(jù)中國債券信息網(wǎng)數(shù)據(jù)統(tǒng)計，2017年我國債券市場的總發(fā)行量（包括企業(yè)債券、中期票據(jù)、政府債券等）達到13.58 萬億元，而中國人民銀行統(tǒng)計的數(shù)據(jù)顯示同期股票市場的總融資額僅為1.18 萬億元，規(guī)模遠小于債券融資。然而，自從我國推動實體經(jīng)濟去杠桿、金融監(jiān)管得到逐步加強以來，企業(yè)債務違約事件頻發(fā)，甚至蔓延到上市公司，由此引發(fā)了金融市場對于信用風險的關注。

債券市場的蓬勃發(fā)展及債務違約風險的不斷上升，使信用評級的重要性日益突顯。一方面，信用評級是我國監(jiān)管制度的要求，根據(jù)我國《公司債券發(fā)行與交易辦法》的規(guī)定，企業(yè)公開發(fā)行債券時，必須委托具有一定資格的資信評級機構進行信用評級；另一方面，企業(yè)信用評級是投資者、監(jiān)管機構、公共媒體、供應商、金融交易對手和客戶等評估企業(yè)信用風險的主要指標，有利于降低貸款人、投資者和借款企業(yè)之間存在的關于借款企業(yè)信用方面的信息不對稱[1]，影響企業(yè)債券發(fā)行的票面利率，從而直接影響企業(yè)債券能否順利發(fā)行及其發(fā)行成本。

鑒于信用評級在資本市場中扮演著至關重要的角色，有必要對信用評級機構實施風險評估時的影響因素進行研究。然而，目前為止前人的研究大多集中于對財務信息和公司特征的分析[2-5]，對于非財務信息尤其是心理因素層面的研究較少。根據(jù)高層梯隊理論、行為經(jīng)濟學理論，高層管理者通過決策選擇來影響企業(yè)的整體績效。在這一過程中，管理者的人口特征（如年齡、性別、教育背景等）和心理特征（如風險偏好、信仰、價值觀念等）發(fā)揮了決定性的作用[6]，而與人口特征相比，心理特征與管理者的行為決策聯(lián)系更為緊密[7]。

心理特征中的風險偏好特征體現(xiàn)了管理者對待風險時的態(tài)度，具有持續(xù)性和穩(wěn)定性，能更穩(wěn)定地反映管理者的決策行為[8]，繼而影響企業(yè)的整體績效。因此，高層管理者對待風險的態(tài)度很大程度上影響著企業(yè)的整體表現(xiàn)。那么，管理層風險偏好是否會影響信用評級機構對企業(yè)的風險評估？也即管理層風險偏好是否會影響企業(yè)的信用評級？除此之外，信用評級機構進行評級時需要依賴于會計信息，而盈利能力是一個關注重點。已有研究表明，管理層風險偏好會對盈余管理活動產(chǎn)生影響[9，10]，那么是否會因此影響評級機構的風險評估？即盈余管理是否在管理層風險偏好影響企業(yè)信用評級的關系中起中介作用？

二、文獻回顧和研究假設

企業(yè)信用評級作為衡量企業(yè)整體信用風險水平的指標，是企業(yè)融資時需要重點關注的因素。Graham、Harvey[11]的調(diào)查研究表明，信用評級是企業(yè)在融資決策中繼財務靈活性之后第二重要的考慮因素。此外，信用評級若未達到預期水平，可能會對企業(yè)獲取資本產(chǎn)生重大影響，而信用評級的下降則可能使企業(yè)付出更大的代價，如觸發(fā)企業(yè)基于評級的合約等[12]。因此，影響信用評級機構進行信用評級的因素以及如何使信用評級更為合理，一直是理論界和實務界關注的重點。

前人的研究已經(jīng)確定了一些影響企業(yè)信用評級的重要財務因素。Ayers 等[2]通過研究信用分析師是否會利用會計—稅收差異信息來分析企業(yè)信用風險時發(fā)現(xiàn)，無論是正向還是負向的會計—稅收差異變化，均與較差的評級變化顯著正相關。Gul、Goodwin[3]的研究發(fā)現(xiàn)，信用評級與審計費用顯著負相關，并證實信用評級反映了公司的流動性風險、公司治理機制以及來自評級機構的監(jiān)管。朱松[13]研究債券市場參與者是否會關注會計信息質(zhì)量時發(fā)現(xiàn)，會計信息質(zhì)量對企業(yè)的信用評級有顯著影響，且信息質(zhì)量越高，評級越高。也有學者在研究會計信息在公司債信用等級遷移的預測作用時發(fā)現(xiàn)，會計信息對于我國債券市場具有定價作用，其中盈利能力、營運能力和現(xiàn)金流量水平是驅(qū)動債券定價及其信用等級變動的重要因素。

除財務因素以外，與公司特征有關的因素也會影響企業(yè)的信用評級。陳超、李熔伊[4]在研究審計能否提高公司債的信用評級時發(fā)現(xiàn)，審計質(zhì)量越高，債券信用評級和發(fā)債主體的信用評級越高。Jiraporn等[14]研究了企業(yè)社會責任與信用評級之間的關系，發(fā)現(xiàn)一個公司在制定其社會責任政策時可能會考慮相鄰公司的社會責任水平，并且一個公司的社會責任水平越高，其信用評級就越高。

國外學者的研究表明，更高的管理層能力與更高的信用評級相關，具有較高能力的管理層可幫助企業(yè)獲得更有利的信用評級，且能夠減輕其他信用風險因素所帶來的負面評級影響，如負利潤和低利息覆蓋率等。敖小波等[5]的研究發(fā)現(xiàn)，公司內(nèi)部控制質(zhì)量越高，企業(yè)債券信用評級或主體信用評級就越高，而相應的融資成本則越低。翟淑萍等[15]研究了戰(zhàn)略差異對企業(yè)信用評級的影響，發(fā)現(xiàn)企業(yè)的戰(zhàn)略差異越大，企業(yè)信用評級越低。

盡管已有大量文獻探討了財務因素和公司特征如何影響企業(yè)的信用評級，但鮮有文獻從心理因素的角度研究管理層風險偏好是否會影響企業(yè)信用評級。根據(jù)高層梯隊理論、行為經(jīng)濟學理論，風險偏好特征會影響高層管理者的行為決策。與此同時，Malmendier等[16]的研究發(fā)現(xiàn)，管理層風險偏好會對公司的財務決策產(chǎn)生重大影響。當一個管理者處于十分強勢的地位時，無論正確與否，他都十分不愿意去改變自己的想法。Cronqvist 等[17]研究發(fā)現(xiàn)，CEO個人財務杠桿和企業(yè)杠桿之間存在著積極的、經(jīng)濟上相關的穩(wěn)健關系，表明CEO個人的風險偏好與公司整體的風險狀況是匹配的。

既然如此，管理層風險偏好必然會影響企業(yè)的財務狀況和風險水平，因而也就會影響信用評級機構對企業(yè)的風險分析和信用評級。一般而言，風險喜好型的管理層在做決策時傾向于風險型決策，會給企業(yè)帶來較大風險，從而更有可能使企業(yè)擁有較低的信用評級。但從整個信貸市場來看，只有大公司才能獲得信用質(zhì)量，以進入需要信用評級的公共債務市場[18]，管理層在做決策時更多考慮的是企業(yè)在債務市場上的長期發(fā)展和未來聲譽。盡管風險喜好型的管理層更傾向于風險型決策，但其決策在某種程度上更有可能給企業(yè)帶來未來收益而不是損失。同時，風險喜好型高管所在公司的超速增長水平較高[19]，也有利于降低企業(yè)未來的信用風險?；诖?，本文提出如下假設：

H1：在控制其他變量的情況下，管理層風險偏好與企業(yè)信用評級顯著正相關。

已有文獻研究表明，盈利能力對于企業(yè)信用評級是個很重要的指標。然而，一般而言在公司特征和外部市場環(huán)境基本不變的情況下，企業(yè)的盈利水平已達到最佳狀態(tài)，要想繼續(xù)提高盈利水平則不僅需要改變運營模式，還將花費大量的時間成本。相比之下，盈余管理則成為提高企業(yè)盈利水平的可能捷徑[20]。一方面，盈余管理會影響企業(yè)的信用評級。楊大楷、王鵬[21]在研究發(fā)債主體初始信用評級和盈余管理的關系時發(fā)現(xiàn)，企業(yè)在信用評級前存在盈余管理，表明其有動機為了獲得有利的信用評級而進行盈余操縱。Demirtas、Cornaggia[22]的研究表明，企業(yè)信用評級偏離與盈余管理活動有關，低于預期評級或高于預期評級的公司都可能利用盈余管理活動實現(xiàn)預期的評級上調(diào)或下調(diào)。劉娥平、施燕平[23]則在采用事件研究法檢驗發(fā)債企業(yè)獲得首次評級之前盈余管理的分布狀況時，發(fā)現(xiàn)在控制了正常的應計利潤之后，發(fā)債企業(yè)的盈余管理水平與主體信用評級顯著正相關，且企業(yè)在獲得首次信用評級之前存在明顯的正向盈余管理行為，而在信用評級之后盈余管理水平則開始回調(diào)甚至逆轉(zhuǎn)為負。另一方面，管理層風險偏好會影響企業(yè)的盈余管理行為。姚宏等[9]運用實驗研究方法進行檢驗，發(fā)現(xiàn)高風險偏好者更傾向于人為地提高企業(yè)利潤。Abdelkhalik[10]、Grant等[24]的研究表明，CEO 風險偏好可能會對企業(yè)的收入平滑及盈余管理有影響，且風險偏好與企業(yè)的盈余波動顯著正相關。張鐵鑄[25]的研究發(fā)現(xiàn)，管理層越偏好風險，公司的會計選擇行為就越激進，進而影響到企業(yè)的盈余質(zhì)量。

結合H1，管理層風險偏好在對企業(yè)信用評級產(chǎn)生影響的過程中，也有可能通過盈余管理作用于企業(yè)信用評級，即盈余管理在管理層風險偏好影響企業(yè)信用評級的關系中起中介作用。已有文獻研究表明，管理層風險偏好能正向作用于企業(yè)的盈余管理[9，10]，且企業(yè)的盈余管理能正向作用于企業(yè)信用評級[21，22]?；诖?，本文提出如下假設：

H2a：在控制其他變量的情況下，管理層風險偏好與企業(yè)盈余管理顯著正相關。

H2b：在控制其他變量的情況下，企業(yè)盈余管理與企業(yè)信用評級顯著正相關。

H2c：在控制其他變量的情況下，企業(yè)盈余管理在管理層風險偏好影響企業(yè)信用評級的關系中起中介作用。

三、研究設計

（一）樣本和數(shù)據(jù)來源

本文以2013～2017年有信用評級的A股上市公司為樣本，按照以下標準進行了篩選：①剔除金融類上市公司，包括銀行業(yè)、保險業(yè)、證券業(yè)等上市公司。這類公司的財務報表結構和相關指標計算與其他公司不同。②剔除ST、?ST 類上市公司。這類公司財務狀況異常，不適用于假設研究。③剔除評級和財務數(shù)據(jù)嚴重缺失的上市公司。對于一年內(nèi)出現(xiàn)多次跟蹤評級的情況，僅保留當年最后一條評級記錄。本文最終獲得1703個初始觀測值樣本。信用評級和主要財務數(shù)據(jù)均來源于國泰安數(shù)據(jù)庫，其中信用評級數(shù)據(jù)主要來源于企業(yè)的“長期（主體）信用評級”，少數(shù)缺失值根據(jù)中國債券信息網(wǎng)發(fā)布的信用評級報告進行了相應補充。為了避免極端值的影響，本文對所有連續(xù)變量均進行了1%的縮尾處理。本文使用的統(tǒng)計軟件為Stata11。

（二）變量說明

1.管理層風險偏好的衡量。由于管理層風險偏好影響企業(yè)的決策，本文借鑒Sundaram、Yermack[26]的做法引入防御性距離指標（DI）來衡量管理層風險偏好。具體計算如下：

式（1）中：DIi，t表示i 企業(yè)第t 期的防御性距離指標；Cashi，t表示i 企業(yè)第t 期期初的現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物；MSi，t表示i 企業(yè)第t 期期初的交易性金融資產(chǎn)；Reci，t表示i 企業(yè)第t 期期初的應收款項；CFOoutflowi，t表示i 企業(yè)第t 期經(jīng)營活動現(xiàn)金流出額。式（1）從企業(yè)違約角度出發(fā)衡量管理層風險偏好程度，該指標越大，表明企業(yè)的速動資產(chǎn)能夠在較長的時間內(nèi)滿足經(jīng)營開支的需要，管理層越厭惡風險。為使研究結果更易理解與說明，在實際操作時對其取千分之一并取負值。

2.盈余管理的衡量?？紤]到盈余管理既有真實盈余管理，也有應計盈余管理，結合已有文獻成果，本文選取的變量為應計盈余管理。理由在于：一是相較于會擾亂企業(yè)正常經(jīng)營活動、對企業(yè)未來業(yè)績產(chǎn)生不利影響的真實盈余管理來說，應計盈余管理僅改變利潤的分布期間，并不改變利潤總額，其成本更低[27]，因此管理層更有可能通過應計盈余管理對企業(yè)信用評級產(chǎn)生影響；二是真實盈余管理影響企業(yè)的長期業(yè)績，且這種影響需要較長時間得以實現(xiàn)[28]，難以與企業(yè)當年的信用評級相匹配，而應計盈余管理主要影響企業(yè)的短期業(yè)績，因此企業(yè)信用評級更有可能反映的是應計盈余管理的作用。

目前大多數(shù)實證研究以修正的Jones 模型估計出的操縱性應計項來衡量應計盈余管理，考慮到我國的實際情況，本文參考李琦等[20]以及劉娥平、施燕平[23]的做法，在模型中加入了企業(yè)的經(jīng)營性現(xiàn)金流。具體如下：

式（2）中：TAcci，t是i 企業(yè)第t 期的營業(yè)利潤與經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額之差；Asseti，t-1是i企業(yè)第t-1 期期末的資產(chǎn)總額；CFOi，t是i 企業(yè)第t 期的經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額；DCFOi，t是虛擬變量，當CFOi，t小于0時取值為1，否則為0；ΔREVi，t是i 企業(yè)第t 期與第t-1 期相比主營業(yè)務收入的變化；PPEi，t是i 企業(yè)第t 期期末的固定資產(chǎn)凈額；εi，t是殘差項。

本研究對式（2）進行分行業(yè)、分年度估計，行業(yè)分類標準采用2012年證監(jiān)會發(fā)布的《上市公司行業(yè)分類指引》?？紤]到計量的有效性，本文刪除了每年度行業(yè)觀察值少于10家企業(yè)的盈余管理估計值，這導致文化、體育、娛樂等行業(yè)共計90個數(shù)據(jù)被刪除，因此實證的最終觀測值為1612 個。分行業(yè)、分年度對式（2）進行回歸后，將估計出的系數(shù)和財務數(shù)據(jù)代入式（2）得到總應計項的預測值，然后用總應計項的實際值減去預測值得到操縱性應計項，以衡量盈余管理水平（EM）。

3.信用評級的衡量。根據(jù)2006年中國人民銀行發(fā)布的《信用評級要素、標識及含義》的相關說明，借款企業(yè)信用等級被劃分為三等九級，即AAA、AA、A、BBB、BB、B、CCC、CC、C，且除AAA 級以外，其他信用等級均可在其后添加正/負號進行微調(diào)，表示略高/低于該等級。借鑒國內(nèi)外衡量企業(yè)信用評級的通用做法，本文對企業(yè)信用評級（CR）從高到低依次進行賦值，數(shù)值越大則評級越高。具體而言，AAA=8，AA+=7，AA=6，AA-=5，A+=4，A=3，A-=2，BBB+=1。

4.控制變量。本文參考陳超和李镕伊[4]、馬榕和石曉軍[27]、Kuang 和Qin[29]、吳育輝等[30]的做法，選取了資產(chǎn)負債率（Leverage）、利息保障倍數(shù)（Coverage）、企業(yè)規(guī)模（Size）、股權性質(zhì)（State）、發(fā)債公司增長率（Growth）、審計質(zhì)量（Big4）等指標作為控制變量，并對年份和行業(yè)加以控制。具體變量定義及說明如表1所示。

（三）模型構建

1.管理層風險偏好與企業(yè)信用評級。本文以管理層風險偏好為解釋變量、企業(yè)信用評級為被解釋變量，構建模型（3）來研究管理層風險偏好與企業(yè)信用評級之間的關系。如果β1顯著為正，則表明管理層越偏好風險，企業(yè)信用評級越高，假設H1得證。

表1 變量定義及說明

2.盈余管理對管理層風險偏好與企業(yè)信用評級關系的影響。根據(jù)中介效應的檢驗方法[31]，本文構建模型（4）檢驗管理層風險偏好與盈余管理的關系，構建模型（5）檢驗盈余管理與企業(yè)信用評級的關系，構建模型（6）檢驗管理層風險偏好、盈余管理和企業(yè)信用評級的關系。如果模型（4）中的β1顯著為正，則表明管理層越偏好風險，盈余管理水平越高，假設H2a得證；如果模型（5）中的β1顯著為正，則表明盈余管理水平越高，企業(yè)信用評級越高，假設H2b得證；如果模型（6）中的β1顯著為正，則表明盈余管理在管理層風險偏好與企業(yè)信用評級的關系中起中介作用，假設H2c得證。

3.實證方法。本文的核心被解釋變量企業(yè)信用評級屬于多元有序分類變量，因此本文借鑒Ashbaugh等[32]、Caton等[33]、馬榕和石曉軍[27]等的做法對模型（3）、模型（5）和模型（6）采用Ologit 模型進行估計，而模型（4）采用OLS 模型進行估計，同時控制異方差和序列相關進行回歸檢驗。

四、檢驗結果與分析

（一）單變量分析

1.描述性統(tǒng)計。表2 提供了1612 個觀測值的主要變量描述性統(tǒng)計結果。CR 的均值為6.3747，說明大部分企業(yè)的信用評級偏高。主要解釋變量DI的均值為-0.2346，最小值為-1.1105，最大值為-0.0162，說明不同企業(yè)的管理層風險偏好存在一定的差異。EM的均值和中位數(shù)分別為0.0000、-0.0012，最小值和最大值分別為-0.1262、0.1294，說明樣本中既有正向的盈余管理，也有負向的盈余管理，且從平均數(shù)來看二者分布較為均勻。在本文所使用的控制變量中，企業(yè)資產(chǎn)負債率均值為55.31%，利息保障倍數(shù)均值為7.8170，企業(yè)規(guī)模均值為23.3490，國有企業(yè)占比為51.8%，發(fā)債公司增長率均值為13.57%，經(jīng)四大事務所審計的企業(yè)占比為13.52%，表明本文選取的樣本比較合理。

表2 描述性統(tǒng)計

表3 相關性分析

2.相關性分析。各變量的相關性分析結果如表3 所示。由表3 可知，管理層風險偏好與企業(yè)信用評級之間的相關系數(shù)為0.151，且在1%的水平上顯著，初步說明管理層風險偏好與企業(yè)信用評級呈正相關關系。另外，解釋變量之間的相關系數(shù)整體上均遠小于0.8，說明解釋變量之間不存在明顯的多重共線性問題。

（二）多元回歸分析

1.管理層風險偏好與企業(yè)信用評級的關系。本文首先檢驗管理層風險偏好（DI）與企業(yè)信用評級（CR）之間的關系，回歸結果如表4所示。

表4 管理層風險偏好與企業(yè)信用評級

表4 中的第（1）欄是在未加入管理層風險偏好的情況下考察影響企業(yè)信用評級的因素。實證結果表明，資產(chǎn)負債率（Leverage）、利息保障倍數(shù)（Coverage）、企業(yè)規(guī)模（Size）、股權性質(zhì)（State）、發(fā)債公司增長率（Growth）和審計質(zhì)量（Big4）均會對企業(yè)信用評級產(chǎn)生影響。首先，企業(yè)的資產(chǎn)負債率越低、利息保障倍數(shù)越高，則信用評級越高，表明企業(yè)的償債能力越強，面臨的財務風險越低，則越有利于信用評級的提升。其次，公司規(guī)模越大，信用評級越高。這是因為規(guī)模越大的企業(yè)擁有越多的可抵押資產(chǎn)，獲現(xiàn)能力越強，因而信用評級越高。再次，與非國有企業(yè)相比，國有企業(yè)的信用評級更高。這是因為國有企業(yè)存在預算軟約束，其中體現(xiàn)出的“政府支持之手”使得信用評級機構在進行評級時會給予國有企業(yè)更高的評級[34]。然后，發(fā)債公司增長率越高，則信用評級越低。這似乎與理論預期相反，有可能與發(fā)債企業(yè)為了發(fā)債成功而在發(fā)債前一年進行的盈余管理有關，也為本文的后續(xù)研究提供了一定的數(shù)據(jù)支撐。最后，與未經(jīng)四大審計的企業(yè)相比，經(jīng)四大審計的企業(yè)的信用評級更高，這說明審計質(zhì)量越高，企業(yè)信用評級越高，與陳超、李镕伊[4]的研究結論一致。

在表4的第（2）欄中，本文加入了管理層風險偏好（DI）這一變量，考察在控制上述財務指標后，管理層風險偏好是否會影響企業(yè)信用評級。如果管理層風險偏好確實會影響企業(yè)信用評級，則DI系數(shù)應該顯著為正。從回歸結果可以看出，DI 的系數(shù)估計值為1.161，且在1%的水平上顯著，與預期一致，說明管理層風險偏好水平越高的企業(yè)會獲得越高的企業(yè)信用評級。這也意味著企業(yè)信用評級除了受資產(chǎn)負債率、企業(yè)規(guī)模、股權性質(zhì)、公司增長率、審計質(zhì)量等財務因素影響，還會受管理層風險偏好因素的影響。控制變量的關系除利息保障倍數(shù)（Coverage）不再顯著外，其他結果與第（1）欄的結果類似，在此不再贅述。

表4的第（3）欄對行業(yè)和年份加以控制，實證結果保持不變，即管理層風險偏好與企業(yè)信用評級仍在1%的水平上顯著為正，H1得以驗證。即管理層風險偏好與企業(yè)信用評級顯著正相關，表明管理層風險偏好的確會影響信用評級機構對企業(yè)整體信用風險的評估。表4的回歸方程有著45%左右的調(diào)整R2，說明模型整體擬合效果較好，解釋力較強。

2.管理層風險偏好、盈余管理與企業(yè)信用評級的關系。既然管理層風險偏好會影響企業(yè)的信用評級，那么管理層風險偏好又是通過何種方式作用于企業(yè)的信用評級呢？基于這一思路，本文選擇盈余管理為中介變量作進一步分析。盈利能力是信用評級機構對企業(yè)進行評級時會關注的重要因素之一，盈余管理則成為企業(yè)提高信用評級的可能途徑，而管理層風險偏好又會影響企業(yè)的盈余管理行為。因此，本文在管理層風險偏好與企業(yè)信用評級之間加入盈余管理變量進行研究，回歸結果如表5所示。

表5 管理層風險偏好、盈余管理與企業(yè)信用評級

表5 的第（1）欄報告了管理層風險偏好（DI）與盈余管理（EM）之間的關系。如果管理層風險偏好確實會影響企業(yè)的盈余管理水平，則DI的系數(shù)應該顯著為正。從回歸結果可以看出，DI 的系數(shù)估計值為0.013，在5%的水平上顯著，表明管理層風險偏好會影響企業(yè)盈余管理水平，且管理層風險偏好水平越高的企業(yè)，其盈余管理水平越高。這一結果驗證了H2a，即管理層風險偏好與企業(yè)盈余管理顯著正相關。此外，資產(chǎn)負債率（Leverage）、股權性質(zhì)（State）、審計質(zhì)量（Big4）分別與企業(yè)盈余管理呈顯著負相關，利息保障倍數(shù)（Coverage）、企業(yè)規(guī)模（Size）分別與企業(yè)盈余管理呈顯著正相關關系，而發(fā)債公司增長率（Growth）與企業(yè)盈余管理之間的關系不顯著。

表5的第（2）欄報告了盈余管理（EM）與企業(yè)信用評級（CR）之間的關系。如果企業(yè)盈余管理水平確實會影響企業(yè)信用評級，則EM 的系數(shù)應該顯著為正。從回歸結果可以看出，EM 的系數(shù)估計值為10.572，在1%的水平上顯著，表明盈余管理水平越高的企業(yè)能獲得越高的信用評級。這也與馬榕、石曉軍[27]的研究結論一致，表明我國現(xiàn)階段信用評級的甄別能力較弱，易受到盈余管理活動產(chǎn)生的污染信息影響。這一結果驗證了H2b，即企業(yè)盈余管理與企業(yè)信用評級顯著正相關?？刂谱兞砍l(fā)債公司增長率（Growth）系數(shù)不再顯著外，其他結果與H1 結果基本相似。

表5 的第（3）欄中，本文加入了盈余管理（EM）這一指標，考察在控制盈余管理的情況下管理層風險偏好與企業(yè)信用評級之間的關系。根據(jù)溫忠麟等[31]對中介效應的檢驗方法，首先分析管理層風險偏好與企業(yè)信用評級之間的關系，結果表明管理層風險偏好與企業(yè)信用評級顯著正相關（即H1 成立）；其次，在H1成立的基礎上，分析管理層風險偏好與盈余管理之間的關系，結果表明二者呈顯著正相關關系（即H2a成立）；然后，分析盈余管理與企業(yè)信用評級之間的關系，結果表明二者呈顯著正相關關系（即H2b成立）。

在H1、H2a、H2b 成立的基礎上，分析管理層風險偏好、盈余管理與企業(yè)信用評級三者之間的關系，如果管理層風險偏好確實會通過盈余管理作用于企業(yè)信用評級，則EM 的系數(shù)仍應該顯著為正。在EM系數(shù)顯著為正的基礎上，如果DI的系數(shù)仍然顯著為正，則中介效應表現(xiàn)為部分中介，即管理層風險偏好對企業(yè)信用評級的作用是部分通過盈余管理產(chǎn)生的；如果DI 的系數(shù)不再顯著，則中介效應表現(xiàn)為完全中介，即管理層風險偏好完全通過盈余管理對企業(yè)信用評級產(chǎn)生作用。從回歸結果可以看出，EM的系數(shù)為10.192，在1%的水平上顯著，表明管理層風險偏好通過盈余管理的作用，進而對企業(yè)信用評級產(chǎn)生顯著的正向作用，即盈余管理在管理層風險偏好與企業(yè)信用評級之間有顯著的中介效應，H2c 得證。與此同時，DI 的系數(shù)為1.287，也在1%的水平上顯著，表明中介效應表現(xiàn)為部分中介，即管理層風險偏好通過部分作用于盈余管理而對企業(yè)信用評級產(chǎn)生影響?？刂谱兞颗cH1的檢驗結果基本相似，調(diào)整R2達到46.5%，說明模型整體擬合效果較好，且解釋力較強。

總體來說，管理層風險偏好對企業(yè)信用評級的影響中既包括管理層風險偏好的直接影響，同時也包括管理層風險偏好部分作用于盈余管理活動而產(chǎn)生的間接影響。

3.穩(wěn)健性檢驗。本文從以下三個方面對研究結果進行穩(wěn)健性檢驗。首先，更換與企業(yè)信用評級有關的模型。除采用Ologit模型以外，本文還進一步對模型（3）、模型（5）和模型（6）采用Oprobit 模型進行估計，實證結果如表6 中第（1）～（4）欄所示。其次，更換管理層風險偏好的度量指標。除了借鑒Sundaram、Yermack[26]的做法引入防御性距離指標（DI）作為管理層風險偏好的代理變量，本文進一步借鑒已有做法引入資本性支出指標（Capexi）作為管理層風險偏好的代理變量，該指標等于企業(yè)第t 期購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)及其他長期資產(chǎn)支出之和與企業(yè)第t-1 期期末資產(chǎn)總計之比。這是從資本性支出角度衡量管理層風險偏好，該指標越大，表明管理層越偏好風險，實證結果如表6 中第（5）～（8）欄所示。最后，加入重要的公司治理變量，如大股東持股比例（Sharefirst）、董事會規(guī)模（Board）、獨董比例（Indeboard）、管理層持股比例（Mangshare）等，實證結果如表6中第（9）～（12）欄所示。

總體而言，無論是更換實證模型，還是更換管理層風險偏好的度量指標，或是加入公司治理變量，管理層風險偏好與企業(yè)信用評級之間的正相關關系以及盈余管理的中介效應仍然顯著存在，這表明本文的研究結果總體上是穩(wěn)健的。

五、結論與展望

（一）研究結論與建議

1.結論。本文從心理因素的角度出發(fā)探討了管理層風險偏好對企業(yè)信用評級的影響，并試圖從盈余管理的作用路徑來解釋其影響機制。實證研究表明，管理層風險偏好與企業(yè)信用評級呈顯著正相關關系，表明管理層風險偏好的確會影響信用評級機構對企業(yè)整體信用風險的評估。進一步研究發(fā)現(xiàn)，盈余管理在管理層風險偏好與企業(yè)信用評級之間的關系中起到部分中介作用，即管理層風險偏好通過部分作用于企業(yè)的盈余管理活動來影響企業(yè)的信用評級。

2.建議。以上研究結果一方面表明企業(yè)的微觀層面如管理層風險偏好在一定程度上會影響信用評級機構的評級意見，另一方面也反映出企業(yè)的盈余管理活動在管理層風險偏好影響企業(yè)信用評級的過程中發(fā)揮了作用。鑒于此，本文提出三點建議：

表6 穩(wěn)健性檢驗結果

（1）企業(yè)應當完善其對管理者的選聘機制，除年齡、教育背景、相關經(jīng)歷等特征外，應當將競聘者的風險偏好特征考慮在內(nèi)。本文的實證研究表明，管理層風險偏好會影響企業(yè)信用評級，從而影響企業(yè)未來的融資，因此企業(yè)出于長遠戰(zhàn)略發(fā)展考慮，有必要將風險偏好納入管理者的選聘機制。

（2）信用評級機構應當提高其對企業(yè)信用風險的分析和評估能力。企業(yè)的整體績效不能僅通過財務指標來反映，它還會受到非財務指標因素（如管理層風險偏好）的影響，并且該影響過程有可能涉及盈余管理活動的中介作用，因此評級機構在對企業(yè)進行評級時應當考慮到管理層風險偏好的影響機制。

（3）市場監(jiān)管機構應進一步加大對評級質(zhì)量的監(jiān)管力度，合理規(guī)范和引導信用評級機構的評級行為。我國債券市場已進入快速發(fā)展階段，評級機構為追求更高收益、搶占更多市場份額，有動機給予企業(yè)更高而不是更準確的信用評級。嚴格的市場監(jiān)管有利于提高信用評級質(zhì)量，同時也是規(guī)范評級機構評級行為的保障。

（二）研究貢獻與局限性

1.研究貢獻。相對于已有文獻，本文的主要研究貢獻在于：①在非財務信息影響企業(yè)信用評級的研究中，首次從心理因素角度考察管理層風險偏好的影響，豐富了高層梯隊理論、行為經(jīng)濟學理論以及企業(yè)信用評級影響因素的相關文獻成果；②檢驗了盈余管理在管理層風險偏好和企業(yè)信用評級關系之間的作用，補充了管理層風險偏好的作用機制，同時驗證了以往文獻中盈余管理對企業(yè)信用評級的作用關系；③拓寬了管理層風險偏好、盈余管理與企業(yè)信用評級相關問題的研究視角，為進一步探討相關問題提供了理論參考。

2.局限性。本研究也存在一定局限性：①從國內(nèi)外已有的研究來看，很多學者采用了量表方式來衡量管理層風險偏好。采用這種方式的優(yōu)點是可以直接對企業(yè)管理層風險偏好進行測度，但也存在不足之處，過分依賴調(diào)查問卷并不適合大樣本分析，且調(diào)查結果易受到調(diào)查時的環(huán)境、心理等不可測因素的影響。本文從經(jīng)濟活動的結果出發(fā)，以管理層風險偏好影響的決策結果來分析管理層風險偏好水平，實際上是一種間接衡量的方法。這種方法的局限是非風險偏好因素也有可能導致財務指標變動，從而影響研究結果。②本文未考慮不同信用評級機構間存在的異質(zhì)性。事實上，不同的信用評級機構所采用的評級標準和評級方法不一定完全相同，因此各企業(yè)的信用評級也未必同質(zhì)。③研究發(fā)現(xiàn)，盈余管理在管理層風險偏好與企業(yè)信用評級的關系中起部分中介作用，表明管理層風險偏好還有可能通過其他途徑對企業(yè)信用評級產(chǎn)生影響，對此本文沒有深入探討，有待于未來做進一步的研究完善。