管理者过度自信对治理主体干预效果的负调节效应分析

三峡大学经济与管理学院 林 青 李 玮

管理者过度自信对治理主体干预效果的负调节效应分析

三峡大学经济与管理学院 林 青 李 玮

本文以2011-2014年沪深A股上市公司为研究样本，分析了财务风险控制过程中管理者过度自信对政府，股东会干预效果的调节效应，研究表明：管理者过度自信引发财务风险，股东会干预可以缓解公司的财务风险，政府控制加大了公司的财务风险；进一步分析表明，当存在管理者过度自信时，股东会不再发挥缓解财务风险的作用，而政府控制公司更容易陷入财务困境。这些经验证据表明要真正避免管理者过度自信所带来的损失，只是单纯引入治理因素是不够的，应当从“人”的角度出发，更多关注管理者的心理调节。

管理者过度自信 治理主体 财务风险

一、引言

为使管理者更好的服务于股东，现代公司治理理论基于代理（Agency）、利益相关者（Stakeholders）、仆人（Stewardship）假设提出一系列治理制度安排，并付诸实践。即使这样，依然有许多公司爆发财务危机。从一些典型的案例发生过程分析，危机不是因为公司治理质量问题，如2012年发生巨额亏损事件的美国摩根大通 (JP Morgan Chase&Co)，而是由管理者对环境认知的过度自信（Overconfidence）与环境实际发生了自身无法调节的心理冲突所引致的。心理学研究表明，过度自信是人类有限理性的重要表现之一。过度自信，是指人们存在“优于平均”的心里情感倾向（Weinstein,1980;Alicke,1985等）。这种内心深处的心理情感特征影响了个体行为的归因判断。与普通人相比，公司管理者因在控制资源、话语权方面具有优势，更易表现出过度自信（Kruger，1999）。组织心理学，把过度自信定义为高集体效能，即组织处于自我评价超过所处环境对其评价的状态。集体效能（Collective Efficacy）是指团体成员对团体能力的判断或对完成即将到来的工作的集体能力的评价。财务行为理论认为，管理者过度自信能导致公司不合理的财务决策，使公司陷入财务困境（姜付秀等，2009；毕晓方等，2015）。这种观点对现代公司治理理论提出了挑战。现代公司治理理论强调，治理主体的监督与干预，能够降低管理者不合理决策的风险。二者之间存在逻辑矛盾。现实中一些公认为好治理的公司仍发生财务风险事件，也印证了这一逻辑矛盾的存在。意味着，管理者过度自信对治理主体的治理效果存在某种负向调节效应的可能。而现有公司治理文献和财务行为理论文献没有对这种负向调节效应的过程机理给予揭示和论述。为此，本文试图在这一方面做进一步的研究和探讨。

二、理论分析与研究假设

从已有文献看，直接探讨过度自信与公司财务风险关系的文献不多，更多的研究过度自信所引起的具体财务行为。如Roll(1986)提出了“自负假说”，对管理者过度自信对企业并购行为的影响进行探讨，找到了在没有协同收益的情况下过度自信的管理者同样会实施并购的证据；Heaton（2002）研究管理者过度自信对公司投资活动影响时发现，在自有资金充足时，过度自信的管理者会选择NPV为负的项目，而在自有资金不足时拒绝NPV为正的项目；Malmendier和Tate（2005）通过实证分析验证了Heaton（2002）的推论，认为过度自信的管理者更容易过度投资，过度投资行为具有现金流敏感性；余明桂等（2006）发现，过度自信的管理者倾向于激进的财务政策。这些研究结论都为管理者过度自信导致公司面临财务风险提供了间接证据。姜付秀等（2009）研究了管理者过度自信对企业扩张的影响，以及由此产生的财务风险，认为过度自信的管理者所实施的扩张行为会加大企业的财务风险，增加企业陷入财务困境的概率。毕晓方等（2015）对产业政策影响高管自信及企业流动性风险的机理进行分析时发现，产业政策会使管理者的过度自信持续膨胀,进而加剧其对资源配置的认知偏差,导致企业流动性风险失控。由此可推知，管理者过度自信是公司面临财务风险的重要原因。这一结论对现代公司治理理论构成了挑战。

现代公司治理理论认为，治理主体在公司治理当中处于核心地位，治理主体的监督与干预能够抑制管理者的机会主义倾向，从而减少管理者“道德风险”给公司带来的损失（周杰等，2011；章细贞等，2014）。但现实中依然有许多与上述结论相悖的事件发生，如中航油投机石油期权巨额亏损事件，雷曼兄弟过度涉足次级贷款破产，以及摩根大通“合成信贷”亏损事件。这些公司都具有良好的公司治理和内部控制体系，并且在危机爆发之前都有辉煌的成就，并且其管理层在对外部形势判断上都表现出过度自信的心理特征。由此可推论，管理者过度自信削弱了治理主体的治理效果。为验证这一推论，提出如下假设：

假设1：管理者过度自信易导致公司财务风险

假设2：治理主体干预可以缓解公司财务风险

假设3：管理者存在过度自信心理时，治理主体干预不再发挥缓解公司财务风险的作用

三、研究设计

（一）样本选取与数据来源 本文以2011-2014年沪深A股上市公司为研究样本，并进行了如下筛选：首先，为了防止IPO的影响，本文选择了在2010年12月31日以前上市的公司；并且剔除了金融，保险类上市公司，以及ST，*ST类公司；其次，剔除了在观测区间内没有发布业绩预告的公司，这类公司因没有发布业绩预告难于判断管理者是否存在过度自信；最后，剔除了观测区间内缺失业绩值的公司，以及资产负债率大于100%的公司。最终得到了809家样本公司的3236个观测值。本文的研究数据来自WIND金融咨询数据库，统计分析软件为SPSS19.0。

（二）变量定义

（1）被解释变量。本文的被解释变量为财务风险，本文选择Z值衡量财务风险，它是由纽约大学斯特恩商学院教授Edward Altman在1968年提出来的，它由5变量计算而得，计算公式为1.2×营运资金/总资产+1.4×留存收益/总资产+3.3×息税前利润/总资产+0.6×股票总市值/负债账面价值+0.999×销售收入/总资产×100。该指标取自WIND数据库，该指标越大，表明公司陷入财务困境的可能性越小，与传统的财务比率相比，该指标将公司的财务经营状况结合起来，更好反映了公司当前所面临的风险。

（2）解释变量。本文的解释变量包括反映管理者过度自信的变量（Conf）和治理主体变量。关于管理者过度自信的衡量，目前主要包括：高管持股状况（Malmendier和Tate，2005）；企业盈利预测偏差（Lin，Hu和Chen，2005）；管理者相对薪酬（姜付秀等，2009）；相关主流媒体对高管的评价（Malmendier和Tate，2008）；企业景气指数（余明桂等，2006)等衡量方法。

上述方法都从不同角度刻画了管理者过度自信这一特征，但都或多或少受到其他因素干扰，比如增持股票的高管可能是获得了某种内部信息，或是分红配股；高管的相对薪酬过高也可能与内部人控制有关；主流媒体评价，其度量内涵模糊，标准不统一；企业景气指数按行业发布难以反映公司的个体差异。相比较而言，采用企业盈利预测偏差则受到的干扰因素要少得多，并且它也是区别过度自信与代理问题的标志（Heaton，2002）。目前，许多国家都有要求上市公司披露盈利预测的规定。证监会于2002年开始，正式要求上市公司披露盈利预测指标，使得该指标数据很容易获取。因此，本文选择该方法作为衡量管理者过度自信的指标。考虑到各年实际情况的差异，如果公司当年盈利预测高于实际业绩，则仅认定样本公司管理则当年存在过度自信，其他观测年份不作为过度自信考虑。

按照这一思路，在WIND数据库中收集了样本观测区间内上市公司的年度业绩预告类型数据。业绩预告类型包括乐观预告：“预增”、“略增”、“续盈”、“扭亏”4种；悲观预告：“首亏”、“续亏”“略减”、“预减”4种和“不确定”。以盈利预测偏差度量过度自信（马润平，李悦等，2012）：净利润预告“预增”，且实际增长率小于50%；净利润预告“略增”，且实际增长率小于0；净利润预告“续盈或扭亏”，且实际值为负；净利润预告“略减”，且实际值减少超过50%。满足上述任一情况时，过度自信变量取1，否则取0。

治理主体变量包括：（1）政府控制虚拟变量（Gov），公司为国有企业时，Gov值取1；否则取0。由于国有企业缺乏有效的治理主体，导致公司陷入“内部人控制”。预期该指标回归系数为“-”；（2）股权集中度（Top1），其取值为第一大股东持股比例来衡量。随着控股股东持股比例的提高，控股股东更有能力和意愿采取措施对管理者进行监督，从而减小公司陷入财务困境的可能性，因此本文预期该指标回归系数的符号“+”；（3）股权制衡度(Balance)，以第二大至第十大股东持股比例之和/第一大股东持股比例来衡量，股权相对制衡，可以避免“一股独大”的局面，从而使股东会的决策更加科学合理，因此本文预期该指标回归系数符号为“+”。

（3）控制变量。本文引入成长性（Growth）和净资产收益率（Roe）作为控制变量。公司的成长性用营业收入增长率来衡量，通常认为该指标越大，说明公司成长越快，公司不确定性更大，因而陷入财务风险的可能性越大（于富生，张敏等，2008），因此本文预期该指标回归系数的符号为“-”；公司净资产收益率越高，表明公司持续获利能力越强，越不容易陷入财务困境，因此本文预期该招标回归系数符号为“+”。

（三）模型构建 为了验证假设，本文构建如下回归模型：

模型1，模型2和模型4分别对应本文提出的3个假设，模型3主要研究管理者过度自信变量对公司财务风险的影响是否受治理主体变量干扰，模型4中Gov*Conf，Top1*Conf，Blance*Conf，代表治理主体变量与过度自信变量的交互项，Indus和Year分别表示行业和年度虚拟变量用于研究过度自信对治理主体干预效果的调节效应，由于过度自信变量是类别变量，本文采用分组回归的方法对假设3进行验证。

四、实证分析

（一）描述性统计 为了比较有无管理者过度自信的公司财务风险是否存在显著差异，本文对样本进行了分组统计分析，分组依据为管理者是否存在过度自信，表1报告了相应的统计结果。由表1可以看出，在观测区间内，有263个样本表现出过对自信，表明平均每12家公司当中就有一家公司管理者存在过度自信心理，过度自信样本公司所对应的公司Z值平均为5.677，小于没有过度自信样本公司平均Z值8.881，就均值而言两组观测值中的样本公司平均都处在相对安全的区域，这可能由于本文在进行数据筛选时剔除了ST，*ST类上市公司和资不抵债（资产负债率大于100%）的公司，使得保留下来的样本公司财务状况较为良好的缘故。另外，两组观测值当中的治理主体变量几乎没有差别。

表1 分组统计分析

为了进一步比较两组样本均值的差异，本文进行了独立样本T检验分析，表2报告了T检验的结果，从表2可以看出，Z值所对应的t统计量都在1%的水平上显著，而治理主体变量均未通过独立样本T检验，检验结果表明，过度自信样本的财务风险显著高于非过度自信样本，并且不受公司治理主体变量的影响。

表2 独立样本T检验分析

（二）相关性分析 为了初步研究变量间的关系，本文进行了相关分析，表3报告了相关分析的结果。从表3可以看出，过度自信与Z值负相关，表明管理者过度自信加大了财务风险、政府干预，股权集中变量与Z值负相关，表明政府干预和股权过度集中不能缓解公司财务风险；股权制衡度变量与Z值正相关，表明股权相对制衡对于公司降低财务风险是有益的；控制变量方面，成长性和净资产收益率变量均与Z值正相关。

由于相关分析没有考虑样本数据由于行业与年度上的差异，因此，上述分析只是提供了一个初步的结论，要进一步分析管理者过度自信，治理主体干预与公司财务风险之间的联系，还需要进行回归分析。

表3 相关分析

（三）回归分析 表4报告了模型1和模型2的回归结果，从表4可以看出，过度自信与Z值回归系数为负，并且在1%水平上显著，与之前的预期一致，假设1得到验证，即管理者过度自信导致公司更容易面临财务风险，相比于其他的管理者而言，过度自信的管理者倾向于实施低效率的并购与投资活动，融资策略上也比较激进，从而增加公司陷入财务困境的可能性。模型2中，治理主体变量的回归结果与之前的预期一致，其中政府控制变量回归系数为负，1%水平上显著，表明国有企业由于所有者身份缺失，不能对公司管理层行使有效的监督和控制，增加公司财务风险；股权集中度变量回归系数为正，但不显著，表明较高股权集中的股东监督和控制影响被其生成的另一种力量—“内部人控制”影响抵减了，导致股权集中对财务风险的影响效果不显著；股权制衡度变量回归系数为正，并且在1%水平上显著，表明股权相对制衡有利于公司的科学决策，从而减少公司陷入财务困境的可能。控制变量方面，成长性回归系数符号与预期不符，这一结果可能与本文的样本期间有关，在这一期间，中国经济进入新常态，告别了过去三十多年的高速增长，从而样本公司的增长率普遍都在正常水平，从而不存在高增长带来的不确定性，而相对较高增长率可能意味着更好的前景，因而风险也更小；净资产收益率回归系数符号为正，1%水平显著，表明业绩好的公司通常也很少有可能陷入财务困境。另外本文将过度自信变量与治理主体变量同时代入回归模型进行了回归，各变量的符号与显著性均未改变，表明管理者过度自信能够独立对公司财务风险进行影响，不受治理主体干预的影响。上述结果证明了假设1和假设2，管理者过度自信导致公司面临财务风险，有效的治理主体干预可以缓解公司财务风险，而这种作用旨在解决代理问题，在管理者存在过度自信时是否仍然有用，需要进一步探讨。

表4 管理者过度自信，治理主体干预与财务风险回归结果

表5报告了分组回归的结果：非过度自信样本的治理主体干预效果明显优于过度自信样本。具体表现在：政府控制变量回归系数，两组样本均在1%水平上显著，过度自信样本回归系数绝对值比较大。表明政府控制的企业中，由于国有所有者身份缺失，管理者过度自信放大了财务的风险；股权集中度变量的回归系数，过度自信样本符号为负，表明当管理者存在过度自信时，股权集中有对公司不利；管理者过度自信使得大股东对管理者的监管和控制影响减弱了，对缓解公司财务风险没有实质效果；股权制衡度变量的回归系数，过度自信样本符号为正，但不显著，表明股权相对制衡时管理者过度自信心理影响公司科学决策。上述结果与本文之前的预期一致。控制变量方面，成长性变量在过度自信样本中的回归系数为负但不显著，非过度自信样本回归系数为正且显著，基本上与表3中的结论吻合，净资产收益率回归系数中，非过度自信样本更为显著，这是由于过度自信公司的盈利驱动来自财务杠杆，因此在创造价值的同时也伴随着一些风险。

上述回归系数分析，验证了本文假设3的观点，即过度自信心理的存在使得治理主体干预效果受到削弱或抑制。由于股东和管理者都并非完全理性，因此股东很难判断管理者的行为是否合理，使得治理主体的监督干预不再有效，现代公司治理围绕“理性人”所设计的治理机制此时也往往显得“形式重于实质”。

表5 管理者过度自信调节作用回归结果

五、结论

本文以我国809家上市公司为研究样本，研究了管理者过度自信在引致公司财务风险过程中对治理主体作用效果的扰动现象，发现过度自信对治理主体抑制财务风险的表现存在负向调节效应证据。负向调节效应中，管理者过度自信与治理主体变量是相互独立的，前者不受后者约束。管理者过度自信引致公司财务风险是因为过度自信、决策审慎性下降、决策疏忽之间存在因果关系。这一因果关系是由管理者过度自信引发一系列密切联系的心理情感状态所构成的。过度自信引致认知惯性，认知惯性引导负面情结，负面情结引致掩饰性防御心理，掩饰性防御心理导致决策疏忽的后果。负面情结还可通过心理契约逆预期、认知失调心理形成自我累积的强化过程，逐步强化掩饰性防御心理，进而放大决策疏忽的后果。本文研究的局限性在于，只是将管理者作为一个代理人群体进行了研究，没有考虑其内部结构，如董事会结构，高管特征等，未来的的研究可以进一步考查过度自信对这些治理因素行，从而更好地进行组织结构设计和文化建设。

［1］毕晓方等：《产业政策、管理者过度自信与企业流动性风险》，《会计研究》2015年第3期。

［2］郝颖等：《我国上市公司高管人员过度自信与投资决策的实证研究》，《中国管理科学》2005年第5期。

［3］姜付秀等：《管理者过度自信、企业扩张与财务困境》，《经济研究》2009年第1期。

［4］李燚、魏峰：《组织心理契约违背对管理者行为的影响：满意度为中介变量》，《管理评论》2007年第9期。

［5］林青、李玮：《内部控制中的员工忽略行为研究》，《财会通讯》2015年第25期。

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［7］于富生等：《公司治理影响公司财务风险吗？》，《会计研究》2008年第10期。

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（编辑 梁 恒）