管理者过度自信对诉讼风险影响研究——基于中国上市公司的经验证据

郑 小 乐

(安徽农业大学 经济管理学院，安徽 合肥 230036)

一、引言

经济体制改革的深入进行与当前经济市场环境的愈加复杂，我国上市公司面临的经营风险与财务风险日益增多。与此同时，这种复杂多变的市场环境也进一步导致诉讼风险增长，对上市公司的经营活动带来挑战，甚至会对上市公司带来致命打击。江苏苏盐井神股份有限公司(股票代码603299)在2015年8月份至2018年3月份由于身陷贷款纠纷，导致5000多万元债权未能及时收回，而该项债权数额占江苏苏盐井神股份有限公司2016年度净利润的242.92%。上海万得信息技术股份有限公司在2012年11月份因不正当竞争起诉浙江核新同花顺网络信息股份有限公司(股票代码300033)，诉讼金额高达9900多万元，而浙江核新同花顺网络信息股份有限公司2012年度净利润仅为2500多万元。由此可见，一旦发生诉讼活动将导致上市公司财务状况陷入极大不确定性，对上市公司的继续经营造成严重威胁。

上市公司的重要决策往往由管理者决定，尤其是高级管理者的决策对上市公司的生存与发展具有重大影响。Hambrick等在1984年提出“高阶梯队理论”，认为管理者的个人特质能够影响其日常工作中做出的决策，进而对公司行为产生影响[1]193-206。何瑛等从上市公司管理者的性别、教育水平、任期、工作经历等个人特质作为研究出发点，发现这些管理者个人特质与负债融资、企业价值密切相关[2]65-72。因此，管理者做出的各项决策不可避免地受到管理者个人特质的影响，比如自信程度。李丹蒙、叶建芳等从管理者个人特质角度研究了上市公司在并购活动中管理者过度自信与并购商誉的关系，表明这种非理性因素确实能够影响上市公司的经营活动[3]50-57。

基于以上分析，诉讼活动的发生会给上市公司经营造成不小阻碍，对上市公司的盈余管理、债务成本与契约执行造成负面影响，而管理者做出决策就可能带来潜在诉讼风险。但是基于Hambrick的“高阶梯队理论”，管理者个人特质能对其所做出的决策产生影响，而自信程度就是管理者重要的个人特质之一。因此，研究管理者自信程度与诉讼风险的关系能够从决策制定视角探究从根源上降低诉讼风险，避免由于诉讼活动产生的对上市公司的负面影响。目前国内学者很少将管理者自信程度与诉讼风险联系起来进行系统实证研究，因此，本文从法学微观视角试图实证探究上市公司管理者个人特质与法律诉讼的关系，这是一个有益的尝试。本文的研究拓宽了管理者过度自信程度的研究边界，丰富了有限理性的管理者对经营决策影响的相关文献，为中国上市公司降低诉讼风险，更好持续经营提供了理论参考。

二、研究假设

作为一种管理者的个人特质，自信程度对管理者处理公司事务会产生较大影响。过度自信会使管理者高估自身处理问题、化解风险的能力，对公司未来情况持有过高预期。张立民等通过对管理者过度自信与投资效率的实证研究，发现管理者过度自信与投资效率之间为显著负相关关系[4]52-58。王珣等认为管理者过度自信会使上市公司更有可能陷入较大的财务危机，从而更偏向于利用盈余管理操纵利润，进而降低上市公司的会计信息可靠性，提高审计费用[5]125-133。宋在科等则发现管理者过度自信与上市公司会计稳健性呈显著负相关[6]25-32。本文认为由于管理者过度自信的心理作用，管理者高估了自身能力，低估了问题风险，导致管理者做出的决策不能合理有效地解决问题，产生潜在诉讼风险，进而威胁上市公司未来的经营活动。首先，管理者过度自信会高估决策带来的收益。例如Heaton对公司并购活动研究发现，过度自信的管理者会相信自己对公司并购活动的评估能力与掌控能力，高估由于并购活动产生的收益，认为支付一定的溢价会给公司带来更多的经济利益[7]33-45。其次，管理者过度自信会使管理者低估公司经营风险。李佳认为过度自信的管理者对公司并购前景抱有较高期望，不会使公司财务状况陷入危险的境地，得到管理者过度自信与并购决策之间呈现显著正相关的结论[8]45-56。

基于以上分析，自1986年Roll开创性地将心理学概念引入经济学领域，对管理者过度自信与公司并购活动进行研究后，国内外学者对管理者自信的研究也大多围绕着公司并购活动展开，然而却较少涉及管理者自信作用下的决策活动是否会引起诉讼风险问题。由此，本文提出下列研究假设。

H1：在其他条件不变情况下，管理者自信程度与上市公司诉讼风险呈正相关。

依据上市公司实际控制人不同，我国资本市场中有国有控股上市公司与非国有控股上市公司，这种特殊的制度安排为本文研究管理者过度自信与诉讼风险之间的关系提供了新视角。本文认为，国有上市公司与非国有上市公司中管理者自信程度对诉讼风险的作用不同可能是因为以下几点原因：第一，由于行政力量在国有上市公司中有举足轻重地位，对公司经营的重要决策有重要话语权，但是存在所有者“缺位”问题。国家作为国有上市公司的第一大股东，各级政府官员作为所有者的代理人行使对上市公司的监督权，对上市公司管理者各项决策监督有限，但是在非国有上市公司中不存在“缺位”问题。第二，政府的行政力量一直在国有上市公司中扮演着“扶持之手”的角色。Ahmed认为，国有上市公司相比于非国有上市公司，可以更容易获得补助、受到较少融资约束，并且相关行业还受到国家保护[9]1-30，基于这些“隐形福利”而导致有些国有上市公司内部治理机制流于形式。因此，国有上市公司与非国有上市公司面临的决策监督与制约情景有较大差异，不同的产权性质可能会影响管理者过度自信与诉讼风险的关系，即产权性质在管理者过度自信与诉讼风险的关系中存在调节效应。基于此，绘制调节效应关系图1列示如下，并提出以下假设。

图1 调节效应关系图

H2a：与国有上市公司相比，非国有上市公司中管理者过度自信对上市公司诉讼风险的影响存在显著差异。

H2b：与非国有上市公司相比，国有上市公司中管理者过度自信对上市公司诉讼风险的影响较大。

三、研究设计

(一)样本选择

本文选择2010—2017年沪、深A股上市公司为研究样本，对取得的数据做以下处理：第一，由于金融保险类上市公司的特殊性，需要剔除这类上市公司数据；第二，因为ST、PT类上市公司经营稳定性不高，剔除该类上市公司数据；第三，对所获取的数据在Excel中进行预处理，剔除数据缺失严重的上市公司。经过上述一系列处理，最终得到6196个样本观察值。为消除极端值影响，对本研究所有连续变量采取1%的缩尾处理(Winsorize)。数据均来源于CSMAR数据库和RESSET金融研究数据库，并且使用STATA 15对数据进行处理。

(二)研究模型与变量定义

1.研究模型

利用模型(1)检验前文中的研究假设1，以此探究管理者过度自信与诉讼风险的关系。除此之外，将管理者过度自信与产权性质变量相乘后作为交互项纳入模型，以探究产权性质的调节作用，如模型(2)所示。

LitiA=β0+β1OverC1+β2Size+β3LEV+β4Age+β5ROA+β6Growth+β7Ceochair+β8Bighold+∑Year+∑Ind+ɛ2

(1)

LitiA=β0+β1OverC1+β2OverC1*Soe+β3Size+β4LEV+β5Age+β6ROA+β7Growth+β8Ceochair+β9Bighold+∑Year+∑Ind+ɛ2

(2)

2.变量定义

(1)解释变量。对国内外关于管理者过度自信衡量方式的相关文献整理后发现，主要有以下几种衡量方式：Malendier等利用管理者持股变化反映管理者的自信程度[10]2661-2700；胡国柳等采取公司盈余偏误率衡量管理者过度自信[11]37-42；Hayward等通过研究发现，公司中管理者薪酬越高表明其地位越高，进而自信程度也就越高[12]103-127；姜付秀等将高管相对薪酬作为管理者过度自信的替代变量[13]131-143。基于此，本文在主回归分析中采用管理者相对薪酬作为管理者过度自信的替代变量(OverC1)，在稳健性检验中利用公司盈余偏误率衡量管理者过度自信(OverC2)，以确保研究结论的稳健性。

为了更清晰划分不同程度的管理者自信对诉讼风险影响，通过基于Gaussian函数的非参数方法估计得到管理者自信程度的核密度函数图，见图2。对管理者自信程度的分布特征观察，将管理者自信程度小于0.2的样本划分为管理者自信程度不足；将管理者自信程度在0.2—0.6之间的样本划分为管理者适度自信；将管理者自信程度大于0.6的样本划分为管理者过度自信。因此，为了更好研究管理者过度自信对诉讼风险影响，将管理者过度自信设置为虚拟变量：管理者过度自信取值为1，管理者不自信与适度自信取值为0。

图2 管理者自信程度的核密度函数图

注：核密度函数基于Gaussian函数的非参数方法估计得到。

(2)被解释变量。国内学者对诉讼风险研究起步较晚，对如何衡量诉讼风险的相关研究不多。高敬忠等采用诉讼风险指数来衡量诉讼风险[14]102-112。邵毅平等以上市公司是否在会计年度内陷入诉讼为标准衡量诉讼风险，以研究诉讼风险与盈余质量的关系[15]58-65。高恩胜则采用上市公司诉讼金额与总资产的比值衡量诉讼风险[16]53-59。一方面，因为诉讼金额的大小能更好反映诉讼活动的严重程度，间接表明该诉讼活动对上市公司的危害程度；另一方面，考虑各上市公司规模存在较大差异，相同大小的诉讼金额对不同上市公司的影响也存在较大差异。因此本研究选取诉讼金额与总资产的比值来衡量诉讼风险(LitiA)。

(3)控制变量。在回归分析中，选取公司规模(Size)、资产负债率(LEV)、公司年龄(Age)、流动比率(CR)、资产收益率(ROA)、成长能力(Growth)、两职兼任(Ceochair)作为控制变量，在公司特征与公司治理两个方面控制影响诉讼风险的因素。除此之外，为消除行业与年份对实验结果的影响，引入行业(Ind)与年份(Year)作为控制变量，具体变量定义如表1所示。

表1 变量定义汇总

变量性质变量名称变量符号变量定义被解释变量诉讼风险LitiA诉讼金额/总资产解释变量管理者过度自信OverC1由管理者自信核密度函数,将自信程度大于0.6的赋值为1,否则为0产权性质Soe国有上市公司取值为1,其他取值为0控制变量公司规模Size总资产的自然对数偿债能力LEV负债/总资产公司年龄Age公司成立年限流动比率CR流动资产/流动负债资产收益率ROA净利润/总资产成长能力Growth(本年度主营业务收入-上一年度主营业务收入)/上一年度主营业务收入两职兼任Ceochair虚拟变量,董事长是否兼任总经理,兼任则赋值为1,否则为0行业Ind行业虚拟变量年度Year年度虚拟变量

四、实证结果分析

(一)描述性统计

样本的描述性统计如表2所示。从表2数据可知，诉讼金额与总资产的比值最大为0.247，最小为0，均值为0.023，标准差为0.562，说明样本上市公司中诉讼金额与总资产的比值具有一定离散性。管理层自信程度均值为0.414，最大值为0.832，中位数为0.393，表明样本上市公司中管理者自信程度相差较大。在控制变量方面，公司规模最大值为26.090，均值为22.010，标准差为1.388，表明样本上市公司中公司规模具有较大差异。偿债能力中均值为0.504，说明样本公司中总资产的一半是债务融资。

(二)主效应与产权性质差异

1.主效应回归

为验证假设H1，对管理者过度自信与诉讼风险进行线性回归，回归结果如表3所示。表3的第(1)列以全体样本为检验对象，结果显示：被解释变量诉讼风险与解释变量管理者过度自信在5%的水平上显著正相关，表明管理者过度自信的程度越高，诉讼风险越大，本文假设1得到了初步验证。此外，控制变量的回归系数也表明当负债占总资产水平越高，公司陷入诉讼风险的可能性越大；良好的资产收益率说明公司持续健康经营，因而能显著抑制诉讼风险。但是产权性质与诉讼

表2 总体样本描述性统计

变量NMeanMedianp25p75p99StdLitiA61960.0230.008000.2470.562OverC161960.4140.3930.3220.4860.8320.133Soe61960.42600110.495Size619622.01021.88021.09022.82026.0901.388LEV61960.5040.4760.2980.6471.0180.616Age619624.400252028385.784CR61962.2811.4681.0102.404172.601ROA61960.0350.0310.0100.0620.2360.181Growth619613.0600.152-0.0280.48119.530744.704Ceochair61960.24600010.431

表3 管理者过度自信与诉讼风险回归结果

变量(1)(2)(3)主效应国有上市公司非国有上市公司OverC10.004∗∗0.004∗∗0.003(2.06)(2.18)(1.38)Soe-0.001(-0.87)——Size-0.004∗∗∗-0.001∗∗∗-0.006∗∗∗(-7.92)(-3.40)(-7.22)LEV0.008∗∗0.00040.009∗∗∗(2.34)(0.25)(2.72)Age-0.004∗∗-0.0010.003∗(-2.46)(-0.73)(1.72)CR0.0005∗∗0.0005∗0.0008∗∗(2.26)(1.77)(2.48)ROA-0.028∗∗∗-0.021∗∗-0.023(-2.67)(-2.15)(-1.51)Growth0.0000.0002-0.0003∗(-0.23)(1.00)(-1.65)Ceochair0.0010.000∗∗0.002∗(1.14)(0.06)(1.76)行业效应控制年度效应控制Constant0.066∗∗∗0.031∗∗∗0.107∗∗∗(6.54)(4.10)(6.39)Observations619626993497调整R20.1000.1600.116F9.969.246.03

注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%的水平上显著，括号内为t值，下同。

风险的关系并不显著，需要依据产权性质对样本进行分组回归，进一步探究产权性质对管理者过度自信与诉讼风险之间的关系。

2.产权性质差异

表3第(2)列是以国有上市公司为样本进行回归的结果，显示管理者过度自信与诉讼风险在5%水平上关系显著为正，与主效应回归的结果保持一致。但是在表3第(3)列中，以非国有上市公司为样本回归时发现，虽然管理者过度自信与诉讼风险保持正相关关系，但并不显著，初步验证了假设H2a。为进一步验证假设H2a，产权性质差异是否会造成管理者过度自信与诉讼风险两者之间关系的显著差异，需要进一步的Chow检验，如表4所示。根据表4中Chow检验结果可知，国有上市公司与非国有上市公司关于管理者过度自信与诉讼风险之间关系差异的P值为0.021，说明差异显著，进一步证实了假设H2a。

表4 分产权性质检验结果

变量LitiA产权性质国有上市公司非国有上市公司OverC10.004∗∗0.003(2.18)(1.38)Chow TestT值-2.320P值0.021行业效应控制年度效应控制调整R20.1600.116Observations26993497F9.246.03

(三)调节效应

在进行主效应模型回归后，发现管理者过度自信与诉讼风险呈显著正相关，并且国有上市公司与非国有上市公司的管理者过度自信与诉讼风险的关系有显著差异，这种差异是否是由于产权性质的调节作用而产生，需要通过调节效应回归分析来验证。诉讼金额(LitiA)是大于或等于0的连续变量，学术界对诉讼金额相关研究采用普通线性回归或者Tobit回归，为保证研究结果稳健性，本文采取以上两种回归方式分析。调节效应回归结果如表5所示，表5第(1)列以普通线性回归得到OverC1*Soe的交互项回归系数显著为正，表明国有上市公司管理者过度自信对诉讼风险的影响大于非国有上市公司，与前文产权差异分析结论保持一致。另外，表5第(2)列是运用Tobit模型进行的调节效应回归结果，得到的回归结果与表5第(1)列结果基本一致，验证了本文的研究假设H2b。调节效应关系由图2所示。

(四)稳健性检验

为了保证实证结果的稳健性，本文进行以下稳健性检验。为了改变管理者过度自信的衡量方式，本文借鉴胡国柳等的研究，以上市公司实际净利润增长率低于预测净利润增长率则表明管理者存在过度自信(OverC2)[11]37-42，以此来代替前文实证分析中管理者相对薪酬(OverC1)来衡量管理者过度自信。由于上市公司预测净利润增长率的相关数据难以取得，本文在剔除非金融保险类以及缺失值后得到641个样本观测值。以OverC2为替代变量进行主效应回归与调节效应回归，回归结果如表6所示。依表6回归内容得知主要变量的回归结果与前文基本保持一致，说明本文结论具有稳健性。

表5 调节效应回归结果

变量(1)(2)全样本(OLS)全样本(Tobit)OverC10.004∗0.004∗∗∗(1.81)(2.65)Soe-0.0004-0.0004(-0.52)(-0.47)OverC1∗Soe0.002∗∗0.002∗∗(2.16)(2.37)Size-0.004∗∗∗-0.004∗∗∗(-7.90)(-10.87)LEV0.008∗∗0.008∗∗∗(2.33)(3.39)Age0.003∗∗0.003∗∗(2.45)(2.16)CR0.001∗∗0.001∗∗∗(2.25)(3.21)ROA-0.028∗∗∗-0.028∗∗∗(-2.66)(-4.40)Growth-0.00060.000(-0.62)(-0.26)Ceochair0.0010.001(1.11)(1.18)行业效应控制年度效应控制Constant0.066∗∗∗0.066∗∗∗(6.57)(7.41)Observations61696169调整R20.100F9.67PseudoR2-0.025

五、结论

管理者过度自信产生的心理偏差使得管理者

表6 稳健性检验结果

变量主效应(1)调节效应(2)OverC20.002∗∗0.003∗∗(1.78)(1.89)OverC2∗Soe—0.002∗∗(2.18)控制变量控制年度效应控制行业效应控制Constant0.036∗∗0.034∗∗∗(2.22)(2.26)Observations641641调整R20.2520.251F4.884.87

做出的非理性决策携带诉讼风险，并且产权性质的差异会影响这种因果关系。本文的研究结果表明：过度自信的管理者会导致诉讼风险增加，自信程度越高，诉讼风险越大。此外，由于产权性质差异，国有上市公司与非国有上市公司中管理者过度自信对诉讼风险的作用具有显著差异。进一步研究后发现，产权性质对管理者过度自信与诉讼风险关系具有调节作用。与非国有上市公司相比，国有上市公司中管理者过度自信对上市公司诉讼风险的影响较大。针对本文研究结论，得到以下几点启示。

第一，对上市公司而言，上市公司应逐步完善治理结构，积极引导利益相关者参与公司治理，大力支持法务部门参与公司决策制定，在管理者制定决策的事前评估阶段控制好管理者过度自信这种非理性因素，以降低潜在的诉讼风险。第二，对上市公司管理者而言，在信息不对称以及竞争激烈的市场环境下，应加强自身法律学习，树立自我约束意识，以适度自信的态度积极接受监督者的意见与建议，在此基础上做出更适合公司生存发展的决策。第三，由于产权性质差异，国有上市公司更需要注意因为管理者过度自信产生的诉讼风险，国有上市公司更需要在公司治理中监督好管理者；管理者更应该充分认识到由于过度自信产生诉讼风险的危害，以避免由此产生的诉讼风险。

本文研究还存在不足之处。如对诉讼风险的衡量方式较为单一，学术界对诉讼风险还有以诉讼次数作为衡量的方式，单一采用诉讼金额衡量诉讼风险可能存在一定局限性；在稳健性检验中由于预测净利润增长率数据不易获取，导致收集数据不全，在一定程度上影响检验效果；本文尚未研究由于因管理者过度自信导致的诉讼风险会产生何种经济后果，这是本文未来的研究方向。