陳 杰，劉勝?gòu)?qiáng)

（重慶工商大學(xué) a.財(cái)務(wù)處；b.會(huì)計(jì)學(xué)院，重慶 400067）

一、引 言

隨著安然、世通等一系列財(cái)務(wù)丑聞的爆發(fā)，學(xué)者們?cè)絹碓桨l(fā)現(xiàn)建立在傳統(tǒng)理性假設(shè)基礎(chǔ)上的公司治理機(jī)制并沒有發(fā)揮其應(yīng)有的作用。以Langeroort（1997）為代表的一些學(xué)者認(rèn)為公司治理機(jī)制失效并不是因?yàn)闄C(jī)制本身的原因，而是機(jī)制下的人，人并非像傳統(tǒng)理論假設(shè)的那樣理性［1］。20世紀(jì)80年代，學(xué)者們開始從行為經(jīng)濟(jì)學(xué)的視角，研究公司治理機(jī)制中委托人和代理人由于自身心智結(jié)構(gòu)、情緒波動(dòng)以及信念與偏好的影響而出現(xiàn)的系統(tǒng)性認(rèn)知偏差及其對(duì)委托代理問題產(chǎn)生的影響。行為經(jīng)濟(jì)學(xué)研究發(fā)現(xiàn)，人們的決策行為未必都是理性的，其最重要的表征之一就是過度自信（Overconfidence）［2］。過度自信是指人們過度相信自己的判斷能力，高估自己成功的幾率和私人信息的準(zhǔn)確性。作為公司主要決策者的管理者，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)。由此可見，管理者過度自信是導(dǎo)致公司決策行為異化的重要原因之一。

現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，影響管理者過度自信的因素是多方面的。大致可以歸納為來自管理者自身（如管理者的學(xué)歷、年齡、薪酬、兩職設(shè)置情況、董事會(huì)結(jié)構(gòu)等）和來自管理者自身以外（如公司業(yè)績(jī)、企業(yè)規(guī)模、成立年限、市場(chǎng)環(huán)境等）兩個(gè)方面的因素。在眾多的影響因素中，管理者薪酬是其過度自信的一個(gè)尚未引起關(guān)注但又十分重要的影響因素。本文利用2007—2010年我國(guó)深市A股上市公司中管理者持股的公司為樣本，采用隨機(jī)效應(yīng)模型實(shí)證檢驗(yàn)管理者薪酬對(duì)其過度自信的影響，期望能對(duì)上市公司優(yōu)化管理者薪酬制度，改善管理者決策行為提供一些經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

二、理論分析與研究假設(shè)

傳統(tǒng)的理性人假設(shè)認(rèn)為，人們?cè)谧鰶Q策時(shí)存在一致的信念和一致的偏好，當(dāng)接收到新信息時(shí)，根據(jù)貝葉斯法則來正確地調(diào)整自己的信念，進(jìn)而依據(jù)主觀期望效用最大化的標(biāo)準(zhǔn)來做出決策［3］。但心理學(xué)的研究卻發(fā)現(xiàn)，人并非完全理性的，人在做決策時(shí)的信念和偏好會(huì)出現(xiàn)系統(tǒng)性的偏差，并表現(xiàn)出過度自信。相對(duì)于公司一般人，掌握公司控制權(quán)的管理者更傾向于表現(xiàn)出過度自信，當(dāng)公司業(yè)績(jī)良好時(shí)，過度自信的管理者傾向于把好的業(yè)績(jī)歸功于自己的能力，從而要求提高報(bào)酬，而當(dāng)公司業(yè)績(jī)不佳時(shí)，過度自信的管理者傾向于把差的公司業(yè)績(jī)歸功于壞的運(yùn)氣，從而抵扣低報(bào)酬對(duì)自己聲譽(yù)的影響［4］。過度自信的管理者還傾向于低估傳統(tǒng)的代理問題并高估他們處理代理問題的能力，且制定高額的管理者薪酬作為對(duì)其能力的必要補(bǔ)償。由此可見，管理者薪酬并不是簡(jiǎn)單的財(cái)富再分配問題，其更為重要的是它給管理者心理認(rèn)知帶來的影響以及由此帶來的企業(yè)決策行為的扭曲。薪酬的行為觀更為直白地指出，薪酬是導(dǎo)致管理者認(rèn)知偏誤的重要誘因，高額的薪酬在給予管理者辛勤勞動(dòng)物質(zhì)補(bǔ)償?shù)耐瑫r(shí)，還給予管理者個(gè)人能力的肯定及成功被認(rèn)可的精神補(bǔ)償。這種成功的精神補(bǔ)償又反過來促進(jìn)了管理者自尊和信心的建立，當(dāng)自尊和信心超過正常行為的某個(gè)度時(shí)，就可能惡化為過度自信。除此以外，高額的薪酬還賦予管理者某種特殊的地位和特權(quán)，這種特殊的地位和特權(quán)使管理者有能力將心理上的認(rèn)知偏誤即過度自信付諸實(shí)踐。因此，當(dāng)非理性因素存在時(shí)，公司治理機(jī)制設(shè)置需要考慮的不僅僅是傳統(tǒng)的代理問題，還要考慮管理者的心理因素。另外，管理者薪酬與過度自信之間的關(guān)系不僅在于所獲得的薪酬絕對(duì)水平的高低，還在于相對(duì)水平，即薪酬差距。如果CEO與其他高管間的相對(duì)薪酬差距越大，則其越認(rèn)為自己更重要，自然也就越自大。

基于以上的分析，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：在其它條件相同的情況下，提高管理者薪酬會(huì)導(dǎo)致其過度自信。

在我國(guó)，絕大多數(shù)的上市公司是在對(duì)原有國(guó)有企業(yè)進(jìn)行改制基礎(chǔ)上形成的。由于國(guó)有大中型企業(yè)不僅以盈利為目標(biāo)，而且還肩負(fù)著履行政府發(fā)展地方經(jīng)濟(jì)、促進(jìn)就業(yè)和穩(wěn)定社會(huì)等諸多社會(huì)責(zé)任［5］。因此，傳統(tǒng)的利潤(rùn)指標(biāo)并不是考核國(guó)有上市公司的最佳考核指標(biāo)。同時(shí)，國(guó)有上市公司長(zhǎng)期以來存在的產(chǎn)權(quán)不明晰、所有權(quán)缺位、內(nèi)部人控制等現(xiàn)象，國(guó)家在尋求提高國(guó)有企業(yè)經(jīng)營(yíng)效率的改革過程中，與管理者簽訂長(zhǎng)期合約認(rèn)為是一種激勵(lì)機(jī)制被普遍地引入到管理層薪酬契約中來，與非國(guó)有上市公司相比，國(guó)有上市公司的管理者薪酬更容易導(dǎo)致管理者過度自信。

基于以上的分析，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)1.1：在其它條件相同的情況下，提高國(guó)有上市公司管理者薪酬比提高非國(guó)有上市公司管理者薪酬會(huì)更容易導(dǎo)致前者過度自信。

改革開放已經(jīng)30多年，我國(guó)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)得到了長(zhǎng)足的發(fā)展，但我國(guó)市場(chǎng)化進(jìn)程程度在全國(guó)各地是很不平衡的。東部沿海地區(qū)市場(chǎng)化已經(jīng)取得了決定性的發(fā)展，西部?jī)?nèi)陸地區(qū)的非市場(chǎng)化因素仍占據(jù)著主導(dǎo)地位，在市場(chǎng)化程度較高的東部地區(qū)，相應(yīng)的法律法規(guī)更加健全，市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)制度更為完善［6］。在這種制度環(huán)境下，上市公司可以更多地基于“硬性”的市場(chǎng)化原則來獲取資源配置和進(jìn)行企業(yè)經(jīng)營(yíng)管理。管理者薪酬契約制度更容易被很好地貫徹執(zhí)行下去，更容易導(dǎo)致管理者過度自信。

基于以上的分析，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)1.2：在其它條件相同的情況下，上市公司所在地市場(chǎng)化程度越高，管理者薪酬越高越容易導(dǎo)致其過度自信。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本篩選

由于我國(guó)《公司法》2006年以后才允許企業(yè)管理人員轉(zhuǎn)讓其所持股份，同時(shí)處于穩(wěn)健的考慮，管理者過度自信樣本篩選需與前一年指標(biāo)作對(duì)比，本文選擇2007—2010年深市A股上市公司中管理者持股的公司為樣本，并遵行如下原則進(jìn)行樣本篩選：①由于金融類上市公司的資產(chǎn)負(fù)債結(jié)構(gòu)具有特殊性以及ST類上市公司的業(yè)績(jī)與其他上市公司存在較大的差異，本文先剔除這兩類上市公司；②為了避免變量之間可能存在的內(nèi)生性問題，本文將解釋變量滯后一期，因此剔除上市時(shí)間不足一年的公司；③如果管理者任職時(shí)間過短，其過度自信程度受公司特征因素的影響較小，此時(shí)無法準(zhǔn)確地判斷兩者之間的關(guān)系，因此剔除管理者當(dāng)年任職的樣本；④剔除因股權(quán)分置改革和股權(quán)激勵(lì)而導(dǎo)致的管理者持股增加的樣本；⑤剔除各變量數(shù)據(jù)不全的樣本。最終得到四年分別為141、157、172、163共643個(gè)研究樣本。高管持股數(shù)據(jù)、薪酬數(shù)據(jù)及財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來自萬德（Wind）數(shù)據(jù)庫(kù)和銳思（Res?set）數(shù)據(jù)庫(kù)，上市公司所在地的市場(chǎng)化進(jìn)程程度數(shù)據(jù)來自樊綱、王小魯（2010）編制的中國(guó)各地區(qū)的市場(chǎng)化報(bào)告。

（二）模型設(shè)計(jì)及變量選擇

根據(jù)前述研究假設(shè)，同時(shí)參照國(guó)內(nèi)外的實(shí)證研究結(jié)論，本文構(gòu)建如下研究模型：

為了避免解釋變量與被解釋變量之間可能存在的內(nèi)生性問題，將解釋變量滯后一期。模型中的μi,t是公司個(gè)體效應(yīng)；πi,t是年度宏觀環(huán)境的影響；εi,t表示誤差項(xiàng)。其他變量具體描述如下：

（1）被解釋變量：管理者過度自信。如何準(zhǔn)確地度量管理者過度自信始終是一個(gè)難題。從現(xiàn)有研究文獻(xiàn)看，國(guó)內(nèi)外學(xué)者主要采用如下三種度量方法：①股票期權(quán)法（Malmend?ie and Tate，2005；葉蓓、袁建國(guó)，2008）［7-8］；②盈利預(yù)測(cè)法（Lin，Hu and Chen，2007；姜付秀等，2009）［9］；③景氣指數(shù)法（余明桂、夏新平等，2006）［10］。盈利預(yù)測(cè)法通過盈利預(yù)測(cè)與實(shí)際盈利進(jìn)行對(duì)比來描述管理者自信程度，從理論上說是最好方案。但由于我國(guó)對(duì)上市公司盈利預(yù)測(cè)未做強(qiáng)制性披露要求，實(shí)踐上難以獲得足夠數(shù)據(jù)。景氣指數(shù)法采用國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的企業(yè)景氣指數(shù)作為其替代變量，但由于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的企業(yè)景氣指數(shù)是對(duì)外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境的估計(jì)，因此這一指標(biāo)更加適合于度量管理者樂觀而不是管理者過度自信。股票期權(quán)法通過觀察管理者是否選擇持有股票期權(quán)或者繼續(xù)買入本公司的股票來度量管理者是否過度自信。盡管我國(guó)絕大多數(shù)上市公司尚未實(shí)施管理層股票期權(quán)激勵(lì)計(jì)劃，但是管理層持股計(jì)劃早已陸續(xù)展開。修訂后的《公司法》和《證券法》規(guī)定，自2006年1月1日起，上市公司董事、監(jiān)事和高級(jí)管理人員可以轉(zhuǎn)讓其持有的公司股份（但在任職期間每年轉(zhuǎn)讓的份額不得超過其所持股份總數(shù)的25%），這就為上市公司管理層自愿交易所在企業(yè)股票掃除了政策障礙。因此，本文借鑒Malmendier和Tate（2005）、葉蓓和袁建國(guó)（2008）的思路，選擇管理者持股變化的連續(xù)變量作為管理者過度自信的衡量指標(biāo)。具體來說，就是看管理者是否在會(huì)計(jì)年度內(nèi)增持了本公司的股票，并且增加的原因是由于高管人員自行從二級(jí)市場(chǎng)購(gòu)入股票、認(rèn)購(gòu)配股、用獎(jiǎng)勵(lì)基金買股，而非由高管接受送股、紅股、股權(quán)分置改革引起的持股增加等原因引發(fā)。同時(shí)為了剔除股權(quán)分置改革可能對(duì)研究結(jié)果的影響，該指標(biāo)的最終計(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)。

（2）解釋變量：管理者薪酬。管理者薪酬包括管理者的薪酬水平和薪酬差距。管理者薪酬水平本文采用管理者薪酬的自然對(duì)數(shù)；管理者薪酬差距用管理者與高管團(tuán)隊(duì)其他成員平均薪酬的差額來衡量。計(jì)算分為兩個(gè)步驟，首先，計(jì)算剔除管理者后的高管團(tuán)隊(duì)平均薪酬，公式為：（高管團(tuán)隊(duì)薪酬總額-管理者薪酬）/（高管團(tuán)隊(duì)人數(shù)-1）；其次，計(jì)算薪酬差距，公式為：（管理者薪酬-剔除管理者后的高管團(tuán)隊(duì)平均薪酬）/10000。

（3）控制變量：其他可能對(duì)管理者過度自信產(chǎn)生影響的因素。本文選擇的控制變量主要有：①企業(yè)業(yè)績(jī)，取值為公司凈利潤(rùn)/公司平均總資產(chǎn)；②公司規(guī)模，取值為公司總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)；③產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，國(guó)有上市公司取值為1，否則為0；④兩權(quán)設(shè)置狀態(tài)，董事長(zhǎng)和總經(jīng)理兩職合一取值為1，否則取值為0；⑤公司所在地市場(chǎng)化程度依據(jù)樊綱、王小魯（2010）編制的中國(guó)各地區(qū)的市場(chǎng)化報(bào)告。

（三）描述性統(tǒng)計(jì)

表1列示了樣本的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。從中可以看到，管理者過度自信指標(biāo)的均值和中位數(shù)分別為1.18和1.10，從該變量的取值可知，當(dāng)該指標(biāo)大于或等于1時(shí)，表示管理者在樣本期間選擇持有或購(gòu)入本公司股份，這意味著其對(duì)公司未來的發(fā)展前景頗為樂觀，均值大于1說明超過半數(shù)以上的管理者自信程度偏高。只是這種自信程度有多少來自薪酬的貢獻(xiàn)，尚有待實(shí)證檢驗(yàn)。

表1 主要變量代碼及描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證結(jié)果與分析

使用面板數(shù)據(jù)，首先需對(duì)模型的設(shè)定形式進(jìn)行判斷，如表2所示，在薪酬水平模型中，對(duì)應(yīng)的F檢驗(yàn)值為5.239，并在1%的水平下顯著，說明固定效應(yīng)（FE）優(yōu)于混合OLS模型；LM檢驗(yàn)的卡方值為87.126，在1%的水平下顯著，說明隨機(jī)效應(yīng)模型（RE）優(yōu)于混合OLS模型；Hausman檢驗(yàn)的卡方值為9.122，但是不顯著，表明隨機(jī)效應(yīng)模型（RE）優(yōu)于固定效應(yīng)模型（FE），應(yīng)選擇隨機(jī)效應(yīng)模型（RE）。同樣的方法從表2中可看出，薪酬差距模型中，也應(yīng)選擇隨機(jī)效應(yīng)模型（RE）。下文在分組檢驗(yàn)時(shí)將只給出隨機(jī)效應(yīng)模型。

表2 全樣本實(shí)證結(jié)果

從表2中還可以看出，在控制年度等變量的情況下，無論是利用混合年度截面數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，還是使用面板數(shù)據(jù)采用固定效應(yīng)模型或隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)，薪酬水平的系數(shù)估計(jì)值分別為0.111、0.132和0.164，并且都在1%的顯著性水平下顯著；薪酬差距的系數(shù)估計(jì)值分別為0.046、0.044和0.036，也都在1%的顯著性水平下顯著。由此可見，總的來看，無論是提高薪酬水平還是薪酬差距，都可能導(dǎo)致其過度自信，管理者薪酬的過度自信效應(yīng)明顯，假設(shè)1得到驗(yàn)證。

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)有上市公司樣本組（簡(jiǎn)稱國(guó)有組）和非國(guó)有上市公司樣本組（簡(jiǎn)稱非國(guó)有組），分別考察管理者薪酬水平和薪酬差距對(duì)其過度自信的影響。表3給出了分組樣本的隨機(jī)效應(yīng)實(shí)證結(jié)果，從表3可以看出，無論是薪酬水平還是薪酬差距對(duì)其過度自信的影響在兩組樣本中都有較大的差異：國(guó)有組中，管理者薪酬水平的系數(shù)估計(jì)值為0.125，并且在5%的顯著性水平下顯著，薪酬差距的系數(shù)估計(jì)值為0.056，并且在1%的顯著性水平下顯著；非國(guó)有組中的管理者薪酬水平和薪酬差距都沒有通過顯著性檢驗(yàn)。假設(shè)1.1得到了驗(yàn)證。正如前面的分析，由于國(guó)有上市公司肩負(fù)著履行政府發(fā)展地方經(jīng)濟(jì)、促進(jìn)就業(yè)和穩(wěn)定社會(huì)等諸多社會(huì)責(zé)任，國(guó)有利潤(rùn)并不是考核國(guó)有上市公司管理者的最佳指標(biāo)，國(guó)有上市公司需要管理者薪酬契約制度來激勵(lì)管理者努力工作，而管理者薪酬的高低也不經(jīng)意間成了其權(quán)力大小和地位高低的體現(xiàn)，再加上國(guó)有企業(yè)普遍存在的所有權(quán)缺位、內(nèi)部人控制、缺乏有效的監(jiān)督機(jī)制等，國(guó)有上市公司管理者很容易出現(xiàn)過度自信行為。而非國(guó)有上市公司不僅內(nèi)部公司治理結(jié)構(gòu)更加完善，管理者薪酬契約也僅是利潤(rùn)考核的一種補(bǔ)充，不可能像國(guó)有上市公司那樣給予管理層如此優(yōu)越的心理感覺，過度自信行為也就不那么顯著了。

表3 分組樣本隨機(jī)效應(yīng)實(shí)證結(jié)果

依照上市公司所在地市場(chǎng)化進(jìn)程是否超過全國(guó)市場(chǎng)化進(jìn)程指數(shù)的中位數(shù)為依據(jù)，將樣本分為高市場(chǎng)化進(jìn)程組和低市場(chǎng)化進(jìn)程組，分別檢驗(yàn)不同制度環(huán)境下管理者政治聯(lián)系是否會(huì)導(dǎo)致過度自信。如表3所示，無論是薪酬水平還是薪酬差距對(duì)其過度自信的影響在兩組樣本中都有較大的差異：高市場(chǎng)化進(jìn)程組中，管理者薪酬水平的系數(shù)估計(jì)值為0.196，并且在5%的顯著性水下顯著，薪酬差距的系數(shù)估計(jì)值為0.035，并且在1%的顯著性水平下顯著；低市場(chǎng)化進(jìn)程組中，管理者薪酬水平和薪酬差距都沒有通過顯著性檢驗(yàn)。假設(shè)1.2得到了驗(yàn)證。在市場(chǎng)化進(jìn)程比較高的地區(qū)，上市公司可以更多地基于“硬性”的市場(chǎng)化原則來獲取資源配置并進(jìn)行企業(yè)經(jīng)營(yíng)管理，管理者薪酬契約制度更容易被貫徹執(zhí)行下去，但也更容易導(dǎo)致管理者過度自信。

結(jié)合表2和表3可以看出，董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兩職合一更不可能導(dǎo)致過度自信，這一結(jié)論與習(xí)慣性認(rèn)為的董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兩職越合一、監(jiān)督機(jī)制越缺失、越容易導(dǎo)致過度自信的觀點(diǎn)不一致。原因象可能是我國(guó)近年來內(nèi)部公司治理制度不斷完善的結(jié)果，兩職越合一，管理者所承擔(dān)的風(fēng)險(xiǎn)越高，決策更慎重，因此，過度自信的可能性越低。當(dāng)然具體原因還需要進(jìn)一步檢驗(yàn)。公司業(yè)績(jī)與過度自信之間的關(guān)系沒有通過顯著性檢驗(yàn)可能是因?yàn)楸疚倪x擇的過度自信的度量方法中剔除了紅利因素。研究中還發(fā)現(xiàn)過度自信沒有規(guī)模效應(yīng)。

為了檢驗(yàn)上述結(jié)論的可靠性，筆者進(jìn)行了如下兩個(gè)方面的穩(wěn)健性檢驗(yàn)：一是增加控制變量，如資產(chǎn)負(fù)債率、股權(quán)結(jié)構(gòu)、董事會(huì)結(jié)構(gòu)等；二是剔除極端值。重新回歸結(jié)果顯示，研究結(jié)論沒有發(fā)生顯著變化，研究結(jié)果具有較好的穩(wěn)健性。

五、結(jié) 論

本文利用2007—2010年我國(guó)深市A股上市公司中管理者持股的公司為樣本，采用隨機(jī)效應(yīng)模型實(shí)證檢驗(yàn)管理者薪酬對(duì)其過度自信的影響，研究發(fā)現(xiàn)：管理者薪酬，無論是薪酬水平還是薪酬差距，都對(duì)其過度自信有正向促進(jìn)作用。與非國(guó)有上市公司相比，提高國(guó)有上市公司管理者的薪酬更容易導(dǎo)致其過度自信。當(dāng)公司所在地市場(chǎng)化進(jìn)程不同時(shí)，市場(chǎng)化程度越高，管理者薪酬越高越容易導(dǎo)致其過度自信。導(dǎo)致這一現(xiàn)象的可能原因是：由于管理者薪酬在心理上給予管理者個(gè)人能力和成功的肯定以及在實(shí)際中給予管理者某種特殊的地位和特權(quán)，這一現(xiàn)象在國(guó)有上司公司中比非國(guó)有上市公司中更為明顯，其原因與我國(guó)國(guó)有上市公司長(zhǎng)期存在的產(chǎn)權(quán)不明晰、所有權(quán)缺位和內(nèi)部人控制以及國(guó)有上市公司經(jīng)營(yíng)的多目標(biāo)性有關(guān)。而在市場(chǎng)化進(jìn)程高的地區(qū)管理者薪酬更容易導(dǎo)致過度自信，說明我國(guó)在建立市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的同時(shí)更應(yīng)注重制度本身的建設(shè)。

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