原标题：管理层过度自信、董事会治理与公司绩效——沪深A股4212家上市公司的经验研究（下）

  作者简介：巩玥，上海大学文化遗产与信息管理学院硕士研究生。研究方向：信息经济学、公司管理、情报分析方法与技术。卫军朝，中国科学院图书馆学博士，上海大学文化遗产与信息管理学院副教授、硕士生导师。研究方向：情报分析方法与技术、科学数据管理。

  本文以我国沪深A股上市公司2010—2019年的数据为研究样本，并对以下样本做剔除：（1）含有“ST”“*ST”“PT”类字样的公司；（2）状态为暂停上市或退市的公司；（3）相关变量数据缺失或不详的公司。经过进一步筛选，最终获得4212个有效样本。为了尽最大可能避免极端离群异常值造成的影响，本文对所有变量在1%到99%的基础上进行了Winsorize 处理。本文数据大多数来源于国泰安CSMAR数据库以及Wind经济数据库，运用EXCEL和SPSS25.0软件分析处理数据并进行实证检验。

  本文中的公司绩效主要是指规定运营期内的公司经营效益和经营者业绩。公司经营效益可以从盈利能力、偿还债务的能力、后续发展能力和资产运营水平等方面做多层次判断；经营者业绩则大多数表现为经营者在经营管理公司的过程中对公司的成长和发展所做的贡献。

  评价公司绩效的财务指标有每股盈利（EPS）、净资产收益率（ROE）、总资产收益率（ROA）等。每股盈利是普通股股东每持有一股所能享有的公司净利润或需承担的公司净亏损，通常反映一个公司的经营发展状况，可用于衡量普通股的获利水平及投资风险，但是也易造成管理者过度追求当前利益而不考虑长远发展。净资产收益率又称股东权益报酬率，体现股东权益的收益水平，可用于衡量公司运作自有资本获得净收益的效率。净资产收益率越高，说明公司投资活动的收益越高。结合起来看，每股收益主要考核公司股权资金的运用情况；净资产收益率的考核范围则较大，包括股本、资本公积、盈余公积、未分配利润等，但也只能反映公司权益性资金的运用情况。可见，这两个指标缺乏足够的互补性。为了全面分析公司资金的整体利用效益，抑制公司经营活动中的冲动行为，真正使资金流向经济效益高的公司，本文使用总资产收益率——当年公司净利润与平均资产总额的比率——作为公司绩效的衡量指标。

  管理层过度自信是心理学范畴的概念，与管理层人员的年龄、性别、学历、个人素养等因素密切相关，但是还有很多过于主观或私人方面的因素没有办法进行理性客观判断，所以要准确反映管理层过度自信的程度并不是特别容易。因此本文将从盈利预测偏差和管理层持股状态两个维度做综合衡量，以避免单一指标测量会造成的误差和缺陷，达到全面反映管理层过度自信心理健康状态的目的。

  结合现有研究成果和我国的法律制度，本文选取盈利预测偏差和管理层持股增长率这两种替代变量，并引入管理层相对薪酬变量进行稳健性检验。在此回归模型中，将盈利预测偏差作为管理层过度自信的替代变量时，4212个样本中有773个样本存在管理层过度自信的现象；将管理层持股增长率作为管理层过度自信的替代变量时，则有735个样本存在管理层过度自信的现象。

  我国上市公司管理层在每年的第三季度报告中，会分析估计本年度的净利润情况，并披露于业绩报告中，因此选取盈利预测偏差来衡量管理者是否过度自信，具有较高的可信性和支持度。如果该公司管理层状态乐观，业绩报告中很可能出现“扭亏”“续盈”“略增”“预增”等字样。本文主要对沪深A股上市公司2010—2019年每年第三季度发布的业绩报告做多元化的分析。如果该公司当年的实际净利润低于报告中的预期，就将其管理层判断为过度自信，取值为1，否则为0。

  管理层持股状态可以从两个维度来考察，其一是管理层持股（数量）比例，其二是管理层持股增长率。本文主要考虑管理层持股增长率。丁文文在研究中表明，管理层如果对公司的发展前途不抱有信心，很难做到增持本公司股票。在我国，法律对公司管理层持有本公司股票有严格的限制，加之管理层人员有规避或分散风险的意识，因此只有在相信本公司前景向好时才有机会选择增加本公司股票持有数量，希望在未来获得良好的市场效益。鉴于此，本文剔除业绩股或者红股的影响，以行业平均值为参考，观察样本公司的股票在其行业内所处位置，当样本公司股票表现低于行业中等水准时，若管理层对本公司股票的持股增长率升高，就将管理层定义为过度自信，取值为1，否则为0。

  权衡公司治理水平的评估体系有多种，从现有研究基础和我国国情出发，本文将董事会治理作为调节变量，包括董事会规模、董事长与总经理两职合一或两职分离、独立董事比重三个维度的指标，对董事会治理水平进行衡量。

  本文选取公司规模、公司成长性、资产负债率、现金流量比率、股权制衡度作为控制变量。为避免年份差异造成的影响，对年度（虚拟变量）也进行控制。

  为了验证假设1和假设2，探究管理层过度自信对公司绩效的影响以及董事长与总经理两职合一或两职分离对二者关系的影响，构建如下多元线性回归模型进行检验：

  为了检验假设3和假设4中董事会治理结构的调节效应，分别在模型中加入管理层过度自信与董事会规模、管理层过度自信与独立董事比重的交互项，考察董事会治理结构对解释变量和被解释变量的调节作用，构建如下两个模型进行检验：

  表2列出了全部4212个样本公司中各研究变量的描述性统计结果。管理层过度自信从盈利预测偏差和管理层持股增长率两个标准来衡量，获得的样本数分别为773个和735个，均值分别为0.1835 和0.1745，说明在这两种方法衡量下，过度自信的管理层数量占总体数量的比例较低。独立董事比重均值为0.3473，标准差为0.0963，说明我们国家沪深A股上市公司近十年中的独立董事比重相差不大且变化不明显。我国法律规定，有限责任公司董事会人数为3至13人，股份有限公司董事会人数为5 至19 人。表2显示，董事会规模的均值维持在10.6483，标准差为2.4783。偏高的标准差数值表明，近年来我国沪深A股上市公司董事会规模差异较大。

  采用Spearman 和Pearson 相关性检验，并在表3中列出主要研究变量的相关性分析结果。在相关系数矩阵中，Spearman系数在对角线上方，Pearson系数在下方。以盈利预测偏差作为替代变量衡量管理层过度自信时使用符号OverC1来表示，此时OverC1与公司绩效ROA的Spearman相关系数为-0.579，且在1%的水平上呈现显著负相关关系；Pearson相关系数为-0.438，也在1%的水平上显著负相关。以管理层持股增长率作为替代变量衡量管理层过度自信时使用符号OverC2来表示，此时OverC2与公司绩效ROA的Spearman相关系数为-0.037，Pearson相关系数为-0.072，同样都在1%的水平上显著负相关。由此初步验证本文假设1。

  表4描述了管理层过度自信与公司绩效的回归分析结果。具体来看，在以盈利预测偏差为替代变量时，OverC1的回归系数为-0.452，T值为-17.363，且在1%水平上呈现显著负相关关系。在以管理层持股增长率为替代变量时，OverC2的回归系数为-0.147，T值为-5.735，也在1%水平上呈现显著负相关关系。通过F检验得到的F值分别为110.34和45.29，两个数值都表明检验结果显著。根据以上分析能够获得管理层过度自信与公司绩效呈现负相关关系的结论，因此能验证本文假设1的合理性。

  进一步，表5展示了董事会治理的调节作用，深究董事长与总经理是否两职合一，如何对管理层过度自信与公司绩效的相关性产生一定的影响。在所有样本中，两职合一的样本共1516个，两职分离的样本共2696个。

  由表5可得，无论董事长与总经理两职合一还是两职分离，回归系数和T值都为负数，可见管理层过度自信与公司绩效呈显著负相关关系。从回归系数的角度看，两职合一时回归系数的绝对值比两职分离时更大，说明在两职合一的情况下，管理层过度自信对公司绩效的负面影响更强，由此能够验证本文假设2的合理性。

  为了验证假设3，需要研究董事会规模的调节作用。董事会规模能够最终靠当年董事会人数来判断。为了去除多重共线性，使得对回归系数的估计更为准确，将董事会人数和管理层过度自信的水平进行中心化处理，即每一个变量减去均值，处理后的数据相乘得到交互项之后，再进行实证检验。

  表6显示，OverC1*BS和OverC2*BS与公司绩效都呈现显著负相关关系。在T检验和F检验下，管理层过度自信与董事会规模的交互项的回归系数都很显著，可知董事会规模越大，管理层过度自信对公司绩效的负面作用越强，由此能够验证本文假设3的合理性。

  前文提到独立董事在董事会治理中的及其重要的作用。在研究独立董事的调节效应时，参照上文董事会规模的数据处理过程，对交互项数据进行实证检验，结果见表7。

  用盈利预测偏差进行测度时，OverC1的回归系数为-0.556，T值为-17.376，且在1%的水平上回归结果显著。与独立董事比重形成交互项再进行检测验证，回归系数为0.394，T值为1.719，且在10%的水平上回归结果显著。由此可见，独立董事的比重增加能够削弱管理层过度自信对公司绩效的负面影响。但是用管理层持股增长率进行测度时，虽然OverC2*ID的交互项回归系数为正，但是在T检验下这一结果并不显著，可见在这种衡量方法下，独立董事比重提高对管理层过度自信与公司绩效的调节作用十分微弱，未能有效验证假设4。

  综合来说，独立董事占董事会比重的增加并不能显著削弱管理层过度自信对公司绩效的负面影响。之所以出现这种结果，需要仔细考虑沪深A股上市企业独立董事的现状以及存在的问题这两个方面的原因，具体而言有以下三点：（1）经上市公司董事会提名后，由股东会选举产生独立董事。如果控制股权的人利用权势操纵独立董事的选任过程，独立董事的独立性就很难保证，也许会出现“情面董事”。（2）公司董事会存在组织机构不健全的问题。在国外，法律要求董事会下设审计委员会、提名委员会和薪酬委员会三个机构，机构人员应全部或大部分由独立董事构成，但是国内对此并没有强制要求，企业能自行决定是不是设立这三个机构。由于无配套机构的支持保障，加上人数上的劣势，独立董事很难发挥应有的作用。（3）独立董事的重要性虽然一再被强调，在现实情境中却很可能被排斥，尤其与管理层人员和控制股权的人相比，“外来者”的身份使其行使权力时受到阻碍。在没有强律保护的情形下，独立董事行权的积极性将受到打击。也就是说，激励机制和保护机制方面的缺陷使独立董事在履行职责过程中有诸多顾虑。将回归分析结果和沪深A股上市企业独立董事现状二者结合起来看，无法验证本文假设4的合理性。

  为了验证模型的稳健性，对模型的解释变量和被解释变量进行替换。本文借鉴姜付秀等的方法，在将管理层过度自信的衡量标准替换为管理层相对薪酬OverC3、将公司绩效的衡量标准替换为净资产收益率ROE后再次进行回归分析，得到稳健性检验结果（见表8至表11）。能够正常的看到，替换变量后的回归结果与原模型基本一致，因此本文的结论有较强的可靠性。

  本文选取2010—2019年沪深A股上市公司为样本，通过EXCEL筛选整理数据后，利用SPSS25.0进行回归分析。以盈利预测偏差和管理层持股增长率来衡量管理层过度自信的水平，将董事会规模、董事长与总经理两职合一或两职分离、独立董事比重作为董事会治理结构中的调节变量，在实证研究的过程中探索管理层过度自信、董事会治理与公司绩效三者的相关性。

  统计根据结果得出：（1）管理层过度自信与公司绩效呈现负相关关系。（2）在董事长与总经理两职合一以及管理层规模扩大这两种情况下，管理层过度自信对公司绩效的负面影响程度会加深。（3）独立董事占董事会比重的提高并不能显著削弱管理层过度自信对公司绩效的负面影响。

  针对研究结论，本文提出以下四方面的对策和建议：（1）加快完善管理层组织架构，以更合理的方式聘用和安排管理层人员。应对管理层人员的个人素质有较高要求，提高思维稳健、心思缜密且不依赖于经验主义的管理层人员的聘用效率和数量，避免考虑不周、冒进偏激的管理者掌握决策权力。管理层的年龄结构应根据各公司真实的情况进行调整，年长的与年轻的管理者之间应互相包容与提醒，在并购、投资、融资过程同作出慎重理智的决定，尽可能避免损失。此外，应进一步调整管理层人员的任职年限，强化管理监督，防止管理层人员长期居于高位而无危机意识，思维停滞僵化或独断专权。（2）提升公司治理水平，完善监督机制，重视监事会的作用，使其充分的发挥监督职能。公司董事会的规模应控制在合理范围内，不断推进实施两职分离制度，减少委托代理问题可能对公司造成的不良影响。此外要强化独立董事的客观作用，对于从选任到行使权力到评价这一完整过程要进行系统化和规范化管理，防止出现“一言堂”现象。任何决策都必须杜绝主观臆断和盲目随意。（3）构建科学有效的内部决策体系。公司在实施重点项目或运作大额资金前，要进行系统的调研与评估，或者咨询专业机构，在专业且成熟的意见指导下兼顾收益与风险，避免管理层因过度自信作出非理性判断，提高决策效率和质量，改善公司绩效。（4）在市场经济体制下，政府部门应不断塑造并强化自己经济运行调节者的身份，从宏观上调控经济运行，通过市场机制配置社会资源，加强公司监督管理，指导公司开展并购、投资、融资等经营活动，避免因管理层过度自信造成资金浪费或无效利用。

  第一，解释变量的选择缺乏客观性。本文将盈利预测偏差作为衡量管理层过度自信的指标之一，虽然盈利预测偏差是以往研究中众多学者均会使用的指标，但实际上该指标仍然是从管理层的主观角度设定的。此外，在数据判断上仅着重于业绩报告中的净利润，忽略了其他数据指标，比如公司各项收入、业绩报告的发布时间和周期性等，因此如何更准确地使用该指标仍需探讨。

  第二，被解释变量的衡量方式较单一。本文选择总资产收益率（ROA）作为解释变量，用以衡量公司绩效水平，在稳健性检验中选择净资产收益率（ROE）作为替代，二者均为财务指标，但是对于可能影响企业绩效的一些重要的非财务指标并未涉及。如果一个公司过分关注财务指标，易造成短期行为，影响企业的长期发展，而这与管理层过度自信并无直接联系。

  第三，忽略了管理层过度自信与公司绩效互相影响而产生的内生性问题，比如管理层过度自信的原因恰恰是因公司绩效优异。

  第四，本文依据数据可获得性和前人研究，选择了6个控制变量，但是由于衡量公司绩效的因素较复杂，仍有几率存在控制变量不全面的问题。

  第一，对衡量管理层过度自信的不同指标的优势和局限性展开研究，比较不同衡量方式对最终结果的影响。在选择盈利预测偏差作为指标时，不能局限于业绩报告中的净利润，更要考虑业绩相关指标的预测值和实际值之间的偏差。

  第二，对更多可用来衡量公司绩效的指标展开研究。在非财务指标中可着重关注市场占有率、研发资金占比、员工能力和信息系统状况等。

  第三，使用工具变量、滞后版本的内生变量或者动态面板技术，尽可能解决内生性问题，保证模型检验结果的可靠性。

  第四，进一步选择正真适合的控制变量，比如公司每股自由现金流量、公司年龄、所属行业（虚拟变量）等。

  注：本文来源为《秘书》杂志及微信号“mishuzazhi”，任何媒介转载均须标注明确来源。在公众号页面回复关键词“最新热文”，即可查阅相关文章。

  《秘书》杂志纸质版2018年改为双月刊，每期定价25元，全年定价150元。订阅可拨打上海大学期刊社发行室电话详询。

  欢迎关注《秘书》杂志订阅号，请点击文章标题下方蓝色“秘书”字样，或长按并识别二维码添加关注。

  《秘书》与超星合作，将部分过刊内容发布在“超星”手机客户端上，欢迎各位点击下方“阅读原文”，或识别左侧二维码订阅。

上一篇：【智库动态】刘洪愧：不确定冲击下中国企业出口能力研究 下一篇：木链科技强势上榜《2021中国工业物联网行业TOP10企业榜