三峽大學經(jīng)濟與管理學院 林 青 李 瑋

管理者過度自信對治理主體干預效果的負調(diào)節(jié)效應分析

三峽大學經(jīng)濟與管理學院 林 青 李 瑋

本文以2011-2014年滬深A股上市公司為研究樣本，分析了財務風險控制過程中管理者過度自信對政府，股東會干預效果的調(diào)節(jié)效應，研究表明：管理者過度自信引發(fā)財務風險，股東會干預可以緩解公司的財務風險，政府控制加大了公司的財務風險；進一步分析表明，當存在管理者過度自信時，股東會不再發(fā)揮緩解財務風險的作用，而政府控制公司更容易陷入財務困境。這些經(jīng)驗證據(jù)表明要真正避免管理者過度自信所帶來的損失，只是單純引入治理因素是不夠的，應當從“人”的角度出發(fā)，更多關注管理者的心理調(diào)節(jié)。

管理者過度自信 治理主體 財務風險

一、引言

為使管理者更好的服務于股東，現(xiàn)代公司治理理論基于代理（Agency）、利益相關者（Stakeholders）、仆人（Stewardship）假設提出一系列治理制度安排，并付諸實踐。即使這樣，依然有許多公司爆發(fā)財務危機。從一些典型的案例發(fā)生過程分析，危機不是因為公司治理質(zhì)量問題，如2012年發(fā)生巨額虧損事件的美國摩根大通 (JP Morgan Chase&Co)，而是由管理者對環(huán)境認知的過度自信（Overconfidence）與環(huán)境實際發(fā)生了自身無法調(diào)節(jié)的心理沖突所引致的。心理學研究表明，過度自信是人類有限理性的重要表現(xiàn)之一。過度自信，是指人們存在“優(yōu)于平均”的心里情感傾向（Weinstein,1980;Alicke,1985等）。這種內(nèi)心深處的心理情感特征影響了個體行為的歸因判斷。與普通人相比，公司管理者因在控制資源、話語權方面具有優(yōu)勢，更易表現(xiàn)出過度自信（Kruger，1999）。組織心理學，把過度自信定義為高集體效能，即組織處于自我評價超過所處環(huán)境對其評價的狀態(tài)。集體效能（Collective Efficacy）是指團體成員對團體能力的判斷或?qū)ν瓿杉磳⒌絹淼墓ぷ鞯募w能力的評價。財務行為理論認為，管理者過度自信能導致公司不合理的財務決策，使公司陷入財務困境（姜付秀等，2009；畢曉方等，2015）。這種觀點對現(xiàn)代公司治理理論提出了挑戰(zhàn)。現(xiàn)代公司治理理論強調(diào)，治理主體的監(jiān)督與干預，能夠降低管理者不合理決策的風險。二者之間存在邏輯矛盾?，F(xiàn)實中一些公認為好治理的公司仍發(fā)生財務風險事件，也印證了這一邏輯矛盾的存在。意味著，管理者過度自信對治理主體的治理效果存在某種負向調(diào)節(jié)效應的可能。而現(xiàn)有公司治理文獻和財務行為理論文獻沒有對這種負向調(diào)節(jié)效應的過程機理給予揭示和論述。為此，本文試圖在這一方面做進一步的研究和探討。

二、理論分析與研究假設

從已有文獻看，直接探討過度自信與公司財務風險關系的文獻不多，更多的研究過度自信所引起的具體財務行為。如Roll(1986)提出了“自負假說”，對管理者過度自信對企業(yè)并購行為的影響進行探討，找到了在沒有協(xié)同收益的情況下過度自信的管理者同樣會實施并購的證據(jù)；Heaton（2002）研究管理者過度自信對公司投資活動影響時發(fā)現(xiàn)，在自有資金充足時，過度自信的管理者會選擇NPV為負的項目，而在自有資金不足時拒絕NPV為正的項目；Malmendier和Tate（2005）通過實證分析驗證了Heaton（2002）的推論，認為過度自信的管理者更容易過度投資，過度投資行為具有現(xiàn)金流敏感性；余明桂等（2006）發(fā)現(xiàn)，過度自信的管理者傾向于激進的財務政策。這些研究結論都為管理者過度自信導致公司面臨財務風險提供了間接證據(jù)。姜付秀等（2009）研究了管理者過度自信對企業(yè)擴張的影響，以及由此產(chǎn)生的財務風險，認為過度自信的管理者所實施的擴張行為會加大企業(yè)的財務風險，增加企業(yè)陷入財務困境的概率。畢曉方等（2015）對產(chǎn)業(yè)政策影響高管自信及企業(yè)流動性風險的機理進行分析時發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)政策會使管理者的過度自信持續(xù)膨脹,進而加劇其對資源配置的認知偏差,導致企業(yè)流動性風險失控。由此可推知，管理者過度自信是公司面臨財務風險的重要原因。這一結論對現(xiàn)代公司治理理論構成了挑戰(zhàn)。

現(xiàn)代公司治理理論認為，治理主體在公司治理當中處于核心地位，治理主體的監(jiān)督與干預能夠抑制管理者的機會主義傾向，從而減少管理者“道德風險”給公司帶來的損失（周杰等，2011；章細貞等，2014）。但現(xiàn)實中依然有許多與上述結論相悖的事件發(fā)生，如中航油投機石油期權巨額虧損事件，雷曼兄弟過度涉足次級貸款破產(chǎn)，以及摩根大通“合成信貸”虧損事件。這些公司都具有良好的公司治理和內(nèi)部控制體系，并且在危機爆發(fā)之前都有輝煌的成就，并且其管理層在對外部形勢判斷上都表現(xiàn)出過度自信的心理特征。由此可推論，管理者過度自信削弱了治理主體的治理效果。為驗證這一推論，提出如下假設：

假設1：管理者過度自信易導致公司財務風險

假設2：治理主體干預可以緩解公司財務風險

假設3：管理者存在過度自信心理時，治理主體干預不再發(fā)揮緩解公司財務風險的作用

三、研究設計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源 本文以2011-2014年滬深A股上市公司為研究樣本，并進行了如下篩選：首先，為了防止IPO的影響，本文選擇了在2010年12月31日以前上市的公司；并且剔除了金融，保險類上市公司，以及ST，*ST類公司；其次，剔除了在觀測區(qū)間內(nèi)沒有發(fā)布業(yè)績預告的公司，這類公司因沒有發(fā)布業(yè)績預告難于判斷管理者是否存在過度自信；最后，剔除了觀測區(qū)間內(nèi)缺失業(yè)績值的公司，以及資產(chǎn)負債率大于100%的公司。最終得到了809家樣本公司的3236個觀測值。本文的研究數(shù)據(jù)來自WIND金融咨詢數(shù)據(jù)庫，統(tǒng)計分析軟件為SPSS19.0。

（二）變量定義

（1）被解釋變量。本文的被解釋變量為財務風險，本文選擇Z值衡量財務風險，它是由紐約大學斯特恩商學院教授Edward Altman在1968年提出來的，它由5變量計算而得，計算公式為1.2×營運資金/總資產(chǎn)+1.4×留存收益/總資產(chǎn)+3.3×息稅前利潤/總資產(chǎn)+0.6×股票總市值/負債賬面價值+0.999×銷售收入/總資產(chǎn)×100。該指標取自WIND數(shù)據(jù)庫，該指標越大，表明公司陷入財務困境的可能性越小，與傳統(tǒng)的財務比率相比，該指標將公司的財務經(jīng)營狀況結合起來，更好反映了公司當前所面臨的風險。

（2）解釋變量。本文的解釋變量包括反映管理者過度自信的變量（Conf）和治理主體變量。關于管理者過度自信的衡量，目前主要包括：高管持股狀況（Malmendier和Tate，2005）；企業(yè)盈利預測偏差（Lin，Hu和Chen，2005）；管理者相對薪酬（姜付秀等，2009）；相關主流媒體對高管的評價（Malmendier和Tate，2008）；企業(yè)景氣指數(shù)（余明桂等，2006)等衡量方法。

上述方法都從不同角度刻畫了管理者過度自信這一特征，但都或多或少受到其他因素干擾，比如增持股票的高管可能是獲得了某種內(nèi)部信息，或是分紅配股；高管的相對薪酬過高也可能與內(nèi)部人控制有關；主流媒體評價，其度量內(nèi)涵模糊，標準不統(tǒng)一；企業(yè)景氣指數(shù)按行業(yè)發(fā)布難以反映公司的個體差異。相比較而言，采用企業(yè)盈利預測偏差則受到的干擾因素要少得多，并且它也是區(qū)別過度自信與代理問題的標志（Heaton，2002）。目前，許多國家都有要求上市公司披露盈利預測的規(guī)定。證監(jiān)會于2002年開始，正式要求上市公司披露盈利預測指標，使得該指標數(shù)據(jù)很容易獲取。因此，本文選擇該方法作為衡量管理者過度自信的指標?？紤]到各年實際情況的差異，如果公司當年盈利預測高于實際業(yè)績，則僅認定樣本公司管理則當年存在過度自信，其他觀測年份不作為過度自信考慮。

按照這一思路，在WIND數(shù)據(jù)庫中收集了樣本觀測區(qū)間內(nèi)上市公司的年度業(yè)績預告類型數(shù)據(jù)。業(yè)績預告類型包括樂觀預告：“預增”、“略增”、“續(xù)盈”、“扭虧”4種；悲觀預告：“首虧”、“續(xù)虧”“略減”、“預減”4種和“不確定”。以盈利預測偏差度量過度自信（馬潤平，李悅等，2012）：凈利潤預告“預增”，且實際增長率小于50%；凈利潤預告“略增”，且實際增長率小于0；凈利潤預告“續(xù)盈或扭虧”，且實際值為負；凈利潤預告“略減”，且實際值減少超過50%。滿足上述任一情況時，過度自信變量取1，否則取0。

治理主體變量包括：（1）政府控制虛擬變量（Gov），公司為國有企業(yè)時，Gov值取1；否則取0。由于國有企業(yè)缺乏有效的治理主體，導致公司陷入“內(nèi)部人控制”。預期該指標回歸系數(shù)為“-”；（2）股權集中度（Top1），其取值為第一大股東持股比例來衡量。隨著控股股東持股比例的提高，控股股東更有能力和意愿采取措施對管理者進行監(jiān)督，從而減小公司陷入財務困境的可能性，因此本文預期該指標回歸系數(shù)的符號“+”；（3）股權制衡度(Balance)，以第二大至第十大股東持股比例之和/第一大股東持股比例來衡量，股權相對制衡，可以避免“一股獨大”的局面，從而使股東會的決策更加科學合理，因此本文預期該指標回歸系數(shù)符號為“+”。

（3）控制變量。本文引入成長性（Growth）和凈資產(chǎn)收益率（Roe）作為控制變量。公司的成長性用營業(yè)收入增長率來衡量，通常認為該指標越大，說明公司成長越快，公司不確定性更大，因而陷入財務風險的可能性越大（于富生，張敏等，2008），因此本文預期該指標回歸系數(shù)的符號為“-”；公司凈資產(chǎn)收益率越高，表明公司持續(xù)獲利能力越強，越不容易陷入財務困境，因此本文預期該招標回歸系數(shù)符號為“+”。

（三）模型構建 為了驗證假設，本文構建如下回歸模型：

模型1，模型2和模型4分別對應本文提出的3個假設，模型3主要研究管理者過度自信變量對公司財務風險的影響是否受治理主體變量干擾，模型4中Gov*Conf，Top1*Conf，Blance*Conf，代表治理主體變量與過度自信變量的交互項，Indus和Year分別表示行業(yè)和年度虛擬變量用于研究過度自信對治理主體干預效果的調(diào)節(jié)效應，由于過度自信變量是類別變量，本文采用分組回歸的方法對假設3進行驗證。

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計 為了比較有無管理者過度自信的公司財務風險是否存在顯著差異，本文對樣本進行了分組統(tǒng)計分析，分組依據(jù)為管理者是否存在過度自信，表1報告了相應的統(tǒng)計結果。由表1可以看出，在觀測區(qū)間內(nèi)，有263個樣本表現(xiàn)出過對自信，表明平均每12家公司當中就有一家公司管理者存在過度自信心理，過度自信樣本公司所對應的公司Z值平均為5.677，小于沒有過度自信樣本公司平均Z值8.881，就均值而言兩組觀測值中的樣本公司平均都處在相對安全的區(qū)域，這可能由于本文在進行數(shù)據(jù)篩選時剔除了ST，*ST類上市公司和資不抵債（資產(chǎn)負債率大于100%）的公司，使得保留下來的樣本公司財務狀況較為良好的緣故。另外，兩組觀測值當中的治理主體變量幾乎沒有差別。

表1 分組統(tǒng)計分析

為了進一步比較兩組樣本均值的差異，本文進行了獨立樣本T檢驗分析，表2報告了T檢驗的結果，從表2可以看出，Z值所對應的t統(tǒng)計量都在1%的水平上顯著，而治理主體變量均未通過獨立樣本T檢驗，檢驗結果表明，過度自信樣本的財務風險顯著高于非過度自信樣本，并且不受公司治理主體變量的影響。

表2 獨立樣本T檢驗分析

（二）相關性分析 為了初步研究變量間的關系，本文進行了相關分析，表3報告了相關分析的結果。從表3可以看出，過度自信與Z值負相關，表明管理者過度自信加大了財務風險、政府干預，股權集中變量與Z值負相關，表明政府干預和股權過度集中不能緩解公司財務風險；股權制衡度變量與Z值正相關，表明股權相對制衡對于公司降低財務風險是有益的；控制變量方面，成長性和凈資產(chǎn)收益率變量均與Z值正相關。

由于相關分析沒有考慮樣本數(shù)據(jù)由于行業(yè)與年度上的差異，因此，上述分析只是提供了一個初步的結論，要進一步分析管理者過度自信，治理主體干預與公司財務風險之間的聯(lián)系，還需要進行回歸分析。

表3 相關分析

（三）回歸分析 表4報告了模型1和模型2的回歸結果，從表4可以看出，過度自信與Z值回歸系數(shù)為負，并且在1%水平上顯著，與之前的預期一致，假設1得到驗證，即管理者過度自信導致公司更容易面臨財務風險，相比于其他的管理者而言，過度自信的管理者傾向于實施低效率的并購與投資活動，融資策略上也比較激進，從而增加公司陷入財務困境的可能性。模型2中，治理主體變量的回歸結果與之前的預期一致，其中政府控制變量回歸系數(shù)為負，1%水平上顯著，表明國有企業(yè)由于所有者身份缺失，不能對公司管理層行使有效的監(jiān)督和控制，增加公司財務風險；股權集中度變量回歸系數(shù)為正，但不顯著，表明較高股權集中的股東監(jiān)督和控制影響被其生成的另一種力量—“內(nèi)部人控制”影響抵減了，導致股權集中對財務風險的影響效果不顯著；股權制衡度變量回歸系數(shù)為正，并且在1%水平上顯著，表明股權相對制衡有利于公司的科學決策，從而減少公司陷入財務困境的可能?？刂谱兞糠矫?，成長性回歸系數(shù)符號與預期不符，這一結果可能與本文的樣本期間有關，在這一期間，中國經(jīng)濟進入新常態(tài)，告別了過去三十多年的高速增長，從而樣本公司的增長率普遍都在正常水平，從而不存在高增長帶來的不確定性，而相對較高增長率可能意味著更好的前景，因而風險也更?。粌糍Y產(chǎn)收益率回歸系數(shù)符號為正，1%水平顯著，表明業(yè)績好的公司通常也很少有可能陷入財務困境。另外本文將過度自信變量與治理主體變量同時代入回歸模型進行了回歸，各變量的符號與顯著性均未改變，表明管理者過度自信能夠獨立對公司財務風險進行影響，不受治理主體干預的影響。上述結果證明了假設1和假設2，管理者過度自信導致公司面臨財務風險，有效的治理主體干預可以緩解公司財務風險，而這種作用旨在解決代理問題，在管理者存在過度自信時是否仍然有用，需要進一步探討。

表4 管理者過度自信，治理主體干預與財務風險回歸結果

表5報告了分組回歸的結果：非過度自信樣本的治理主體干預效果明顯優(yōu)于過度自信樣本。具體表現(xiàn)在：政府控制變量回歸系數(shù)，兩組樣本均在1%水平上顯著，過度自信樣本回歸系數(shù)絕對值比較大。表明政府控制的企業(yè)中，由于國有所有者身份缺失，管理者過度自信放大了財務的風險；股權集中度變量的回歸系數(shù)，過度自信樣本符號為負，表明當管理者存在過度自信時，股權集中有對公司不利；管理者過度自信使得大股東對管理者的監(jiān)管和控制影響減弱了，對緩解公司財務風險沒有實質(zhì)效果；股權制衡度變量的回歸系數(shù)，過度自信樣本符號為正，但不顯著，表明股權相對制衡時管理者過度自信心理影響公司科學決策。上述結果與本文之前的預期一致。控制變量方面，成長性變量在過度自信樣本中的回歸系數(shù)為負但不顯著，非過度自信樣本回歸系數(shù)為正且顯著，基本上與表3中的結論吻合，凈資產(chǎn)收益率回歸系數(shù)中，非過度自信樣本更為顯著，這是由于過度自信公司的盈利驅(qū)動來自財務杠桿，因此在創(chuàng)造價值的同時也伴隨著一些風險。

上述回歸系數(shù)分析，驗證了本文假設3的觀點，即過度自信心理的存在使得治理主體干預效果受到削弱或抑制。由于股東和管理者都并非完全理性，因此股東很難判斷管理者的行為是否合理，使得治理主體的監(jiān)督干預不再有效，現(xiàn)代公司治理圍繞“理性人”所設計的治理機制此時也往往顯得“形式重于實質(zhì)”。

表5 管理者過度自信調(diào)節(jié)作用回歸結果

五、結論

本文以我國809家上市公司為研究樣本，研究了管理者過度自信在引致公司財務風險過程中對治理主體作用效果的擾動現(xiàn)象，發(fā)現(xiàn)過度自信對治理主體抑制財務風險的表現(xiàn)存在負向調(diào)節(jié)效應證據(jù)。負向調(diào)節(jié)效應中，管理者過度自信與治理主體變量是相互獨立的，前者不受后者約束。管理者過度自信引致公司財務風險是因為過度自信、決策審慎性下降、決策疏忽之間存在因果關系。這一因果關系是由管理者過度自信引發(fā)一系列密切聯(lián)系的心理情感狀態(tài)所構成的。過度自信引致認知慣性，認知慣性引導負面情結，負面情結引致掩飾性防御心理，掩飾性防御心理導致決策疏忽的后果。負面情結還可通過心理契約逆預期、認知失調(diào)心理形成自我累積的強化過程，逐步強化掩飾性防御心理，進而放大決策疏忽的后果。本文研究的局限性在于，只是將管理者作為一個代理人群體進行了研究，沒有考慮其內(nèi)部結構，如董事會結構，高管特征等，未來的的研究可以進一步考查過度自信對這些治理因素行，從而更好地進行組織結構設計和文化建設。

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（編輯 梁 恒）