【正文】 對(duì)于重大項(xiàng)目的公允價(jià)值估值，必要情況下需要將估值評(píng)估書(shū)同年報(bào)項(xiàng)目一起披露在指定網(wǎng)站上。例如，對(duì)于交易性金融資產(chǎn)應(yīng)該明確在附注中披露的格式，量化具體表格和項(xiàng)目，同時(shí)要求對(duì)于構(gòu)成交易性金融資產(chǎn)的具體項(xiàng)目必須在該項(xiàng)下統(tǒng)一披露，增強(qiáng)明晰性。 其次，在上市公司層面，要突破傳統(tǒng)的習(xí)慣與束縛。 其次，企業(yè)應(yīng)加強(qiáng)重大投資的內(nèi)部控制，建立投資管理內(nèi)部控制制度，對(duì)公司對(duì)外投資的投資類別、投資對(duì)象以及相應(yīng)的決策程序、決策權(quán)限等方面作出明確規(guī)定，規(guī)定在進(jìn)行重大投資決策時(shí)，需聘請(qǐng)技術(shù)、經(jīng)濟(jì)、法律等有關(guān)機(jī)構(gòu)和專家進(jìn)行咨詢。 三、政策建議 企業(yè)持有交易性金融資產(chǎn)一般有兩個(gè)目的，一是以賺取差價(jià)為目的，并可以將企業(yè)的閑置資金加以合理運(yùn)用，例如從二級(jí)市場(chǎng)購(gòu)入股票、基金和債券等；二是套期保值，例如一些衍生金融工具的使用。筆者認(rèn)為，持有的 A 股不合適劃分為“指定為以公允價(jià)值計(jì)量且其變動(dòng)計(jì)入當(dāng)期損益”的項(xiàng)目，這樣做會(huì)引起報(bào)告使用者的誤解，這種“指定”一般是為了減少或消除計(jì)量基礎(chǔ)的不一致，從而對(duì)金融資產(chǎn)組合所作出的指定。例如錢(qián)江生化（ 600796）在 2020 年年報(bào)中，公允價(jià)值變動(dòng)損益 28,180,546 元，占利潤(rùn)總額 40,099,592 元的 %，公允價(jià)值變動(dòng)算是對(duì)利潤(rùn)總額構(gòu)成較大影響。如果按照兩家公司的最初管理意圖，根據(jù)《企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則第 22 號(hào) —— 金融工具確認(rèn)和計(jì)量》，應(yīng)將上述可轉(zhuǎn)換優(yōu)先股和可轉(zhuǎn)換債券中權(quán)益部分劃分為交易性金融負(fù)債，即使是全部確認(rèn)為金融負(fù)債，并對(duì)金融負(fù)債進(jìn)行公允價(jià)值計(jì)量的指定，那么應(yīng)該將上述科目從“應(yīng)付債券”科目轉(zhuǎn)入“交易性金融” 。年末時(shí)，這部分確認(rèn)為衍生金融 工具部分的換股權(quán)發(fā)生公允價(jià)值變動(dòng)損益 億元，占利潤(rùn)總額的 %。由于可轉(zhuǎn)換債券內(nèi)有一些條款，如：換股價(jià)重訂基制、現(xiàn)金結(jié)算選擇權(quán)、美元債券與功能貨幣（港元）不同等，使得可轉(zhuǎn)換債券將不能轉(zhuǎn)換為固定數(shù)量的 TCL 多媒體或 TCL通訊股份。信托計(jì)劃投資金額比較大，以公允價(jià)值計(jì)量且其變動(dòng)計(jì)入當(dāng)期損益容易造成利潤(rùn)的過(guò)度波動(dòng)，就像數(shù)源科技 2020 的情況，公允價(jià)值變動(dòng)損益占到了利潤(rùn)總額的 %。對(duì)于構(gòu)成數(shù)源科技 2020年公允價(jià)值變動(dòng)損益的具體因素進(jìn)行分析，我們發(fā)現(xiàn)，主 要是其購(gòu)入并持有 平安信托投資有限責(zé)任公司發(fā)行的平安德豐集合資金信托計(jì)劃 ，將其劃分為交易性金融資產(chǎn)進(jìn)行管理。此外，筆者繼續(xù)跟蹤了健康元 2020年的現(xiàn)金流量表發(fā)現(xiàn)，當(dāng)年 銷售商品、提供勞務(wù)收到的現(xiàn)金 是 億元，扣除經(jīng)營(yíng)活動(dòng)支出的現(xiàn)金 億元，凈現(xiàn)金流入是 ，當(dāng)年取得銀行借款 億元，需要償還債務(wù)支出 億元，籌資凈額約 億元，與經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的凈現(xiàn)金流入合計(jì) 億元，這也是健康元當(dāng)期主要的凈現(xiàn)金流入金額。 部分上市公司持有交易性金融資產(chǎn)占上市公司資產(chǎn)總額比重較大（ 20%以上），例如，民生投資（ 000416）在 2020年末持有交易性金融資產(chǎn) 258,708,，占資產(chǎn)總額的 %，持有的交易性金融資產(chǎn)全部為公開(kāi)發(fā)行的股票和基金 。很多企業(yè)將證券投資帶來(lái)的高收益當(dāng)成了“主業(yè)”，對(duì)資本運(yùn)作樂(lè)此不疲。 2020 年總體情況比前三年相對(duì)穩(wěn)定，表現(xiàn)在公允價(jià)值變動(dòng)損益對(duì)利潤(rùn)總額的影響幅度變小，并且引起公允價(jià)值變動(dòng)損益形成的原因也較為分散，分別有 3家是持有投資性房地產(chǎn)、2 家是持有衍生金融負(fù)債、 1家持有衍生金融資產(chǎn)（期貨）、 4家持有股票等投資，說(shuō)明我國(guó)上市公司對(duì)于金融工具的交易性金融工具的管理逐步走上多樣化、理性化，具體情況見(jiàn)表 6。其中 21 家超過(guò)了 50%，比 2020 年減少 13家，減少幅度為 %，有 8 家超過(guò)了 100%，比 2020 年減少 10 家，減少幅度為 %，具體情況見(jiàn)表 5。 12 000014 沙河股份 1,119,722 3,140,838 % 基金投資 600571 信雅達(dá) 650,048 1,229,655 % 股票投資 002183 怡亞通 104,065,741 112,122,082 % 遠(yuǎn)期外匯交易合同 2020 年更是有 61 家上市公司公允價(jià)值變動(dòng)損益對(duì)利潤(rùn)總額的影響程度超過(guò)了 30%，比2020 年增加了 46 家，增加幅度為 %。其中也有少部分上市公司持有投資性房地產(chǎn)、衍生金融工具如可轉(zhuǎn)換債券、外匯遠(yuǎn)期合同等。其中 2020 年的影響相對(duì)較為明顯，主要是受到美國(guó)次貸危機(jī)的影響，中國(guó)股市調(diào)整幅度比較大，由此帶來(lái)了相關(guān)證券市場(chǎng)價(jià)格的大幅度變化，具體情況見(jiàn)表 2。在持有交易性金融資產(chǎn)的上市公司中，大部分企業(yè)持有的交易性金融資產(chǎn)金額占資產(chǎn)金額比重 5%以下，說(shuō)明上市公司總體上持有該項(xiàng)目金額相對(duì)比較小，對(duì)于公 允價(jià)值計(jì)量且其變動(dòng)計(jì)入當(dāng)期損益的金融資產(chǎn)投資相對(duì)比較謹(jǐn)慎。我國(guó)執(zhí)行《企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則（ 2020）》剛滿四年，上市公司對(duì)于金融工具問(wèn)題也在摸索中逐步前行，IFRS9 的發(fā)布將會(huì)對(duì)我國(guó)相關(guān)金融工具準(zhǔn)則未來(lái)的改革產(chǎn)生重要影響，尤其是擴(kuò)大了公允價(jià)值計(jì)量且其變動(dòng)計(jì)入當(dāng)期損益的金融資產(chǎn)（負(fù)債）的范圍。 Fair value changes。 D Management, 1999,29(3):199209. [25] 羅黨論、黃瓊宇 .民營(yíng)企業(yè)的政治 關(guān)系 與 企業(yè)價(jià)值 [J].管理 科學(xué) ,2020,21(6):2128. 非金融上市公司管理交易性金融工具的現(xiàn)狀、問(wèn)題及對(duì)策 —— 基于 2020 年 2020 年上市公司年報(bào)數(shù)據(jù) 吳大軍 王玨 （東北財(cái)經(jīng)大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院 遼寧大連 116025） 【 摘要 】 本文通過(guò)對(duì)《企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則（ 2020）》執(zhí)行以來(lái)，我國(guó)非金融行業(yè)上市公司 2020 年 2020 年年報(bào)數(shù)據(jù)進(jìn)行系統(tǒng)的分析，針對(duì)上市公司對(duì)交易性金融工具管理的現(xiàn)狀和存在的問(wèn)題進(jìn)行研究，提出相 關(guān)政策建議。董事會(huì)成員在決策中的個(gè)人心理過(guò) 程、群體心理特征、董事會(huì)文化特征與作用機(jī)制等 ，都應(yīng)當(dāng)納入有效公司治理機(jī)制建設(shè)的考慮范 疇。董事會(huì)成員的平均年齡、平均學(xué)歷對(duì)管理者 自信程度 有正向促進(jìn)作用，而平均任期、董事會(huì)規(guī)模對(duì)管理者信心有負(fù)向調(diào) 9 節(jié)作用。 其次，對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行隨機(jī)效應(yīng)檢驗(yàn)， 結(jié)果與前文一致，進(jìn)一步驗(yàn)證了前文實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性。 （ 三 ） 穩(wěn)健性分析 不同管理者自信程度計(jì)量指標(biāo)檢驗(yàn)結(jié)果的一致性 管理者自信程度是本文的被解釋變量，為了研究結(jié)果的 穩(wěn)健性，本文在上述實(shí)證過(guò)程中，分別以公司盈余預(yù)測(cè)偏誤率和管理者在樣本期間持股變化率兩個(gè)指標(biāo)作為管理者自信程度的替代變量，實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，無(wú)論是全樣本分析，還是按公司控股股東性質(zhì)分組檢驗(yàn)，按管理者是否具有政治聯(lián)系的分組檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果均具有一致性，驗(yàn)證了前文實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性。 相反，在 第（ 5）列 非政治聯(lián)系組的檢驗(yàn)結(jié)果中，董事會(huì)成員特征對(duì)管理者自信程度的影響顯示了與全樣本分析中一致的結(jié)論?；谛睦韺W(xué)的自我歸因理論，本文認(rèn)為，如果公司獲取的“成功”不是來(lái)源于公司的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)、自主創(chuàng)新等路徑，而是來(lái)自于管理者政治聯(lián)系，那么管理者會(huì)更多的將公司的成長(zhǎng)歸因于自己的“關(guān)系能力”，進(jìn)而導(dǎo)致其過(guò)度自信?？傮w來(lái)看，與國(guó)有上市公司相比，非國(guó)有上市公司的董事會(huì)成員特征對(duì)管理者信心有更大的影響。本文認(rèn)為，在國(guó)有背景 公司 終極控制人缺位的情況下，兩職兼任使管理者權(quán)力更為放大， 尤其是 缺乏董事會(huì)的有效制衡時(shí)，不可避免地 會(huì) 造成管理者信心膨脹。 （二） 進(jìn)一步研究 不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下董事會(huì)成員特征與管理者 自信程度 的相關(guān)性 考慮到我國(guó)上市公司特殊的產(chǎn)權(quán)類型，本文以公司實(shí)際控制人為依據(jù)，將樣本分為國(guó)有產(chǎn)權(quán)控股樣本組（簡(jiǎn)稱國(guó)有組）和非國(guó)有產(chǎn)權(quán)控股樣本組（簡(jiǎn)稱非國(guó)有組），分別考察董事會(huì)成員特征對(duì)管理者信心的影響。 而董事會(huì)學(xué)歷的異質(zhì)性卻與管理者 自信程度 顯著正相關(guān)，如前文所述，高學(xué)歷的董事會(huì)成員有“謙謙君子”傾向 ， 而囿于群體思維，低學(xué)歷者 基于從眾的壓力 也難以對(duì)管理者 決策提出挑戰(zhàn) 。 董事會(huì)成員年齡的異質(zhì)性、任期的異質(zhì)性和職業(yè)經(jīng)驗(yàn)的 異質(zhì)性 都對(duì)管理者信心具有負(fù)向抑制作用 。如 巴菲特在其 2020 年 的 基金年報(bào)中 所 描述 ， 在一個(gè)氣氛和諧的董事會(huì)例會(huì)上，讓 “ 受過(guò)上等教育的紳士 ”提出反對(duì)意見(jiàn)是“ 令人尷尬和需要勇氣的 ” 。董事會(huì)成員 學(xué)歷平均達(dá)到大學(xué)以上， 從某種意義上說(shuō)，學(xué)歷可以傳遞一種受教育者素質(zhì)的信號(hào)， 如果我 國(guó)教育體制下的學(xué)歷能夠承擔(dān)起這種信號(hào)傳遞功能的話， 那就說(shuō)明 上市公司 董事們 的 素質(zhì)還 是 值得樂(lè)觀 的 ，只是 尚 不能確定其對(duì)管理者信心增減的 調(diào)節(jié) 作用 。 Polit 管理者政治背景 管理者具有從政經(jīng)歷則取值為 1，否則取值為 0 Dual 總經(jīng)理與董事長(zhǎng)兼任 總經(jīng)理與董事長(zhǎng)兼任則取值為 1，否則取值為 0 State 控股股東類型 國(guó)有控股股東取值為 1，否則取值為 0 Roe 公司業(yè)績(jī) 公司凈利潤(rùn) /公司平均總資產(chǎn) Size 公司規(guī)模 公司總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù) Year 年度虛擬變量 公司處于該年度時(shí)取值為 1，否則取值為 0 （三） 描述性統(tǒng)計(jì) 對(duì)樣本數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表 3所示。 其他控制變量包括 總經(jīng)理與董事長(zhǎng) 是否 兼任 、 控股股東類型 、 公司規(guī)模 、 業(yè)績(jī) ，20202020年間，是中國(guó)股市在連續(xù)四年低迷之 后的高漲時(shí)期，考慮到市場(chǎng)行情對(duì)管理者信心影響 ， 設(shè)置年度虛擬變量進(jìn)行控制 。 對(duì)于團(tuán)隊(duì)成員的職業(yè) 經(jīng)驗(yàn) 背景，本文將其分為五類：技術(shù)（包括研究、工程和生產(chǎn)制造）、金融財(cái)會(huì)、市場(chǎng)營(yíng)銷（包括貿(mào)易）、法律、其他（包括黨務(wù)、政府職員等）。 董事會(huì) 成員 構(gòu)成 的異質(zhì)性，包括董事會(huì)成員 年齡、任期、教育水平和職業(yè)經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性等四個(gè)維度。 該指標(biāo)的計(jì)算公式為： 1+（年末管理者持股數(shù) 上年末持股數(shù) 公司本年分紅送股數(shù)） /上年末持股數(shù) 考慮到 公司盈余預(yù)測(cè)偏誤是衡量管理者過(guò)度自信的常用指標(biāo) 之一，本 文以其作為管理者自信程度 的 又 一度量指標(biāo) 。 借鑒 Malmendier 和 Tate的思路 [3]，本文選取管理者持股變化的連續(xù)變量作為管理者 自信程度 的 衡量指標(biāo)。 盈余預(yù)測(cè)和高管持股數(shù)據(jù) 來(lái)自 Wind 數(shù)據(jù)庫(kù)，并 通過(guò)新浪財(cái)經(jīng) 與公司年度公告逐一核對(duì) 。 這就說(shuō)明 了 團(tuán)隊(duì)成員的個(gè)人特征對(duì)公司決策者的影響力。 Hambrick 和 Mason[15]在 高層理論（ Upper Echelons Theory, UET）中指出 ， 高管 團(tuán)隊(duì)成員不同的認(rèn)知基礎(chǔ)、價(jià)值觀、洞察力以及這些特質(zhì)的作用過(guò)程會(huì)影響組織的戰(zhàn)略選擇和組織績(jī)效。 那么，如何有效解決這一問(wèn)題呢？ Milgram在實(shí)驗(yàn)中 發(fā)現(xiàn) “持不同意見(jiàn)的同伴” 、 “相互對(duì)立的權(quán)威” 等 因素能夠削弱 人類天性中對(duì)權(quán)威的 依從傾向 [7]。董事會(huì)成員 具有 相似的背景 ， 批評(píng) 和 討論非常缺乏 ，強(qiáng)勢(shì)的公司文化又 進(jìn)一步促進(jìn) 了對(duì)公司高管的忠誠(chéng) ?！? 而 CEO在設(shè)定董事會(huì) 的議程時(shí)，往往把討論的信息“框定”得有利于達(dá)成一致意見(jiàn)，這樣即使是完全獨(dú)立的董事也會(huì)覺(jué)得需要附和集體的意見(jiàn) [14]。在一個(gè)氣氛和諧的董事會(huì)例會(huì)上，幾乎不可能讓一個(gè)家教良好，受過(guò)上等教育的紳士舉起手說(shuō)‘我認(rèn)為應(yīng)該更換首席執(zhí)行官’，或者說(shuō)‘我不同意剛才 CEO 所做的陳述’，這是令人尷尬和需要勇氣的。 法學(xué)家 Bainbridge[13]認(rèn)為 集體與個(gè)人相比具有明顯的優(yōu)勢(shì)，集體決策過(guò)程由于存在集體內(nèi)部的協(xié)同作用而不僅優(yōu)于群體的平均水平，而且優(yōu)于群體中最好的決策者。 因此， 在公司治理中，當(dāng)高管們未能誠(chéng)實(shí)地履行公眾股東的代理職責(zé)而屈從于個(gè)人私利時(shí)，就發(fā)生了第一類代理問(wèn)題；當(dāng)董事對(duì) CEO盲從時(shí)，就發(fā)生了第二類代理 問(wèn)題 [12]。這說(shuō)明創(chuàng)業(yè)企業(yè)家們普遍存在著過(guò)度自信心理。過(guò)度自信行為主要產(chǎn)生人們傾向于高估自己的能 力，認(rèn)為自己的能力要高于平均水平 [9]。本文認(rèn)為董事會(huì)成員特征，如年齡、學(xué)歷、任期、職業(yè)經(jīng)驗(yàn)等是 形成其認(rèn)知基礎(chǔ)、價(jià)值觀、洞察力的重要因素 ，這進(jìn)一步關(guān)系到董事會(huì)成員對(duì)管理者戰(zhàn)略決策的認(rèn)識(shí)和態(tài)度 ，即管理者的提案在董事會(huì)中是否會(huì)受到不同意見(jiàn)的挑戰(zhàn)。 該 發(fā)現(xiàn)引起了大量文獻(xiàn)的響應(yīng)，但在公司治理領(lǐng)域，實(shí)證文獻(xiàn)很少。 作為 公司 的主要決策者 ， 管理者 在 面臨 決策 風(fēng)險(xiǎn)與收益的權(quán)衡 時(shí) ， 其 認(rèn)知 偏差 會(huì)導(dǎo)致 公司決策 行為 偏離股東價(jià)值最大化目標(biāo)。以管理者持股比例變化和對(duì)公司未來(lái)盈余預(yù)測(cè)偏誤作為衡量管理者過(guò)度自信的代理變量，以 20202020 年深市 A 股上市公司為樣本，從董事會(huì)成員年齡、任期、職業(yè)經(jīng)驗(yàn)、教育水平等方面，回歸分析了作為公司治理核心機(jī)制的董事會(huì)對(duì)管理者自信程度的調(diào)節(jié)作用。實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，董事會(huì)成員特征是管理者自信程度的重要影響因素，董事會(huì)成員年齡異質(zhì)性、任期異質(zhì)性和職業(yè)經(jīng)驗(yàn)的異質(zhì)性都對(duì)管理者信心具有明顯的抑制作用；與國(guó)有上市公司 相比，非國(guó)有上市公司中董事會(huì)成員特征對(duì)管理者信心的影響更為顯著；管理者的政治聯(lián)系可以增強(qiáng)其在公司中的地位和威信，弱化董事會(huì)的監(jiān)督和制約機(jī)制，表現(xiàn)為董事會(huì)成員特征對(duì)管理者信心的影響甚微。 大量文獻(xiàn)研究了管理者 信心 對(duì)公司決策的影響 [15]， 發(fā)現(xiàn) 管理者過(guò)度自信是公司決策 行為 異化的重要原因之一 。 相對(duì)于公司管理者而言， 作為公 * 基金項(xiàng)目： 本文由 中國(guó)博士后科學(xué)基金面上項(xiàng)目（編號(hào)： 20200490845 ） 和 廣東省自然科學(xué)基金面上項(xiàng)目（項(xiàng)目編號(hào)： S2020040001881 ） 資助。因此， 董事會(huì)成員特征可否調(diào)節(jié)管理者的自信程度呢？本文試圖從實(shí)證角度回答這一問(wèn)題。Cooper 等 [