管理者過(guò)度自信對(duì)訴訟風(fēng)險(xiǎn)影響研究
——基于中國(guó)上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

鄭 小 樂(lè)

(安徽農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，安徽 合肥 230036)

一、引言

經(jīng)濟(jì)體制改革的深入進(jìn)行與當(dāng)前經(jīng)濟(jì)市場(chǎng)環(huán)境的愈加復(fù)雜，我國(guó)上市公司面臨的經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)與財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)日益增多。與此同時(shí)，這種復(fù)雜多變的市場(chǎng)環(huán)境也進(jìn)一步導(dǎo)致訴訟風(fēng)險(xiǎn)增長(zhǎng)，對(duì)上市公司的經(jīng)營(yíng)活動(dòng)帶來(lái)挑戰(zhàn)，甚至?xí)?duì)上市公司帶來(lái)致命打擊。江蘇蘇鹽井神股份有限公司(股票代碼603299)在2015年8月份至2018年3月份由于身陷貸款糾紛，導(dǎo)致5000多萬(wàn)元債權(quán)未能及時(shí)收回，而該項(xiàng)債權(quán)數(shù)額占江蘇蘇鹽井神股份有限公司2016年度凈利潤(rùn)的242.92%。上海萬(wàn)得信息技術(shù)股份有限公司在2012年11月份因不正當(dāng)競(jìng)爭(zhēng)起訴浙江核新同花順網(wǎng)絡(luò)信息股份有限公司(股票代碼300033)，訴訟金額高達(dá)9900多萬(wàn)元，而浙江核新同花順網(wǎng)絡(luò)信息股份有限公司2012年度凈利潤(rùn)僅為2500多萬(wàn)元。由此可見(jiàn)，一旦發(fā)生訴訟活動(dòng)將導(dǎo)致上市公司財(cái)務(wù)狀況陷入極大不確定性，對(duì)上市公司的繼續(xù)經(jīng)營(yíng)造成嚴(yán)重威脅。

上市公司的重要決策往往由管理者決定，尤其是高級(jí)管理者的決策對(duì)上市公司的生存與發(fā)展具有重大影響。Hambrick等在1984年提出“高階梯隊(duì)理論”，認(rèn)為管理者的個(gè)人特質(zhì)能夠影響其日常工作中做出的決策，進(jìn)而對(duì)公司行為產(chǎn)生影響[1]193-206。何瑛等從上市公司管理者的性別、教育水平、任期、工作經(jīng)歷等個(gè)人特質(zhì)作為研究出發(fā)點(diǎn)，發(fā)現(xiàn)這些管理者個(gè)人特質(zhì)與負(fù)債融資、企業(yè)價(jià)值密切相關(guān)[2]65-72。因此，管理者做出的各項(xiàng)決策不可避免地受到管理者個(gè)人特質(zhì)的影響，比如自信程度。李丹蒙、葉建芳等從管理者個(gè)人特質(zhì)角度研究了上市公司在并購(gòu)活動(dòng)中管理者過(guò)度自信與并購(gòu)商譽(yù)的關(guān)系，表明這種非理性因素確實(shí)能夠影響上市公司的經(jīng)營(yíng)活動(dòng)[3]50-57。

基于以上分析，訴訟活動(dòng)的發(fā)生會(huì)給上市公司經(jīng)營(yíng)造成不小阻礙，對(duì)上市公司的盈余管理、債務(wù)成本與契約執(zhí)行造成負(fù)面影響，而管理者做出決策就可能帶來(lái)潛在訴訟風(fēng)險(xiǎn)。但是基于Hambrick的“高階梯隊(duì)理論”，管理者個(gè)人特質(zhì)能對(duì)其所做出的決策產(chǎn)生影響，而自信程度就是管理者重要的個(gè)人特質(zhì)之一。因此，研究管理者自信程度與訴訟風(fēng)險(xiǎn)的關(guān)系能夠從決策制定視角探究從根源上降低訴訟風(fēng)險(xiǎn)，避免由于訴訟活動(dòng)產(chǎn)生的對(duì)上市公司的負(fù)面影響。目前國(guó)內(nèi)學(xué)者很少將管理者自信程度與訴訟風(fēng)險(xiǎn)聯(lián)系起來(lái)進(jìn)行系統(tǒng)實(shí)證研究，因此，本文從法學(xué)微觀視角試圖實(shí)證探究上市公司管理者個(gè)人特質(zhì)與法律訴訟的關(guān)系，這是一個(gè)有益的嘗試。本文的研究拓寬了管理者過(guò)度自信程度的研究邊界，豐富了有限理性的管理者對(duì)經(jīng)營(yíng)決策影響的相關(guān)文獻(xiàn)，為中國(guó)上市公司降低訴訟風(fēng)險(xiǎn)，更好持續(xù)經(jīng)營(yíng)提供了理論參考。

二、研究假設(shè)

作為一種管理者的個(gè)人特質(zhì)，自信程度對(duì)管理者處理公司事務(wù)會(huì)產(chǎn)生較大影響。過(guò)度自信會(huì)使管理者高估自身處理問(wèn)題、化解風(fēng)險(xiǎn)的能力，對(duì)公司未來(lái)情況持有過(guò)高預(yù)期。張立民等通過(guò)對(duì)管理者過(guò)度自信與投資效率的實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)管理者過(guò)度自信與投資效率之間為顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系[4]52-58。王珣等認(rèn)為管理者過(guò)度自信會(huì)使上市公司更有可能陷入較大的財(cái)務(wù)危機(jī)，從而更偏向于利用盈余管理操縱利潤(rùn)，進(jìn)而降低上市公司的會(huì)計(jì)信息可靠性，提高審計(jì)費(fèi)用[5]125-133。宋在科等則發(fā)現(xiàn)管理者過(guò)度自信與上市公司會(huì)計(jì)穩(wěn)健性呈顯著負(fù)相關(guān)[6]25-32。本文認(rèn)為由于管理者過(guò)度自信的心理作用，管理者高估了自身能力，低估了問(wèn)題風(fēng)險(xiǎn)，導(dǎo)致管理者做出的決策不能合理有效地解決問(wèn)題，產(chǎn)生潛在訴訟風(fēng)險(xiǎn)，進(jìn)而威脅上市公司未來(lái)的經(jīng)營(yíng)活動(dòng)。首先，管理者過(guò)度自信會(huì)高估決策帶來(lái)的收益。例如Heaton對(duì)公司并購(gòu)活動(dòng)研究發(fā)現(xiàn)，過(guò)度自信的管理者會(huì)相信自己對(duì)公司并購(gòu)活動(dòng)的評(píng)估能力與掌控能力，高估由于并購(gòu)活動(dòng)產(chǎn)生的收益，認(rèn)為支付一定的溢價(jià)會(huì)給公司帶來(lái)更多的經(jīng)濟(jì)利益[7]33-45。其次，管理者過(guò)度自信會(huì)使管理者低估公司經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)。李佳認(rèn)為過(guò)度自信的管理者對(duì)公司并購(gòu)前景抱有較高期望，不會(huì)使公司財(cái)務(wù)狀況陷入危險(xiǎn)的境地，得到管理者過(guò)度自信與并購(gòu)決策之間呈現(xiàn)顯著正相關(guān)的結(jié)論[8]45-56。

基于以上分析，自1986年Roll開創(chuàng)性地將心理學(xué)概念引入經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域，對(duì)管理者過(guò)度自信與公司并購(gòu)活動(dòng)進(jìn)行研究后，國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)管理者自信的研究也大多圍繞著公司并購(gòu)活動(dòng)展開，然而卻較少涉及管理者自信作用下的決策活動(dòng)是否會(huì)引起訴訟風(fēng)險(xiǎn)問(wèn)題。由此，本文提出下列研究假設(shè)。

H1：在其他條件不變情況下，管理者自信程度與上市公司訴訟風(fēng)險(xiǎn)呈正相關(guān)。

依據(jù)上市公司實(shí)際控制人不同，我國(guó)資本市場(chǎng)中有國(guó)有控股上市公司與非國(guó)有控股上市公司，這種特殊的制度安排為本文研究管理者過(guò)度自信與訴訟風(fēng)險(xiǎn)之間的關(guān)系提供了新視角。本文認(rèn)為，國(guó)有上市公司與非國(guó)有上市公司中管理者自信程度對(duì)訴訟風(fēng)險(xiǎn)的作用不同可能是因?yàn)橐韵聨c(diǎn)原因：第一，由于行政力量在國(guó)有上市公司中有舉足輕重地位，對(duì)公司經(jīng)營(yíng)的重要決策有重要話語(yǔ)權(quán)，但是存在所有者“缺位”問(wèn)題。國(guó)家作為國(guó)有上市公司的第一大股東，各級(jí)政府官員作為所有者的代理人行使對(duì)上市公司的監(jiān)督權(quán)，對(duì)上市公司管理者各項(xiàng)決策監(jiān)督有限，但是在非國(guó)有上市公司中不存在“缺位”問(wèn)題。第二，政府的行政力量一直在國(guó)有上市公司中扮演著“扶持之手”的角色。Ahmed認(rèn)為，國(guó)有上市公司相比于非國(guó)有上市公司，可以更容易獲得補(bǔ)助、受到較少融資約束，并且相關(guān)行業(yè)還受到國(guó)家保護(hù)[9]1-30，基于這些“隱形福利”而導(dǎo)致有些國(guó)有上市公司內(nèi)部治理機(jī)制流于形式。因此，國(guó)有上市公司與非國(guó)有上市公司面臨的決策監(jiān)督與制約情景有較大差異，不同的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)可能會(huì)影響管理者過(guò)度自信與訴訟風(fēng)險(xiǎn)的關(guān)系，即產(chǎn)權(quán)性質(zhì)在管理者過(guò)度自信與訴訟風(fēng)險(xiǎn)的關(guān)系中存在調(diào)節(jié)效應(yīng)?；诖?，繪制調(diào)節(jié)效應(yīng)關(guān)系圖1列示如下，并提出以下假設(shè)。

圖1 調(diào)節(jié)效應(yīng)關(guān)系圖

H2a：與國(guó)有上市公司相比，非國(guó)有上市公司中管理者過(guò)度自信對(duì)上市公司訴訟風(fēng)險(xiǎn)的影響存在顯著差異。

H2b：與非國(guó)有上市公司相比，國(guó)有上市公司中管理者過(guò)度自信對(duì)上市公司訴訟風(fēng)險(xiǎn)的影響較大。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇

本文選擇2010—2017年滬、深A(yù)股上市公司為研究樣本，對(duì)取得的數(shù)據(jù)做以下處理：第一，由于金融保險(xiǎn)類上市公司的特殊性，需要剔除這類上市公司數(shù)據(jù)；第二，因?yàn)镾T、PT類上市公司經(jīng)營(yíng)穩(wěn)定性不高，剔除該類上市公司數(shù)據(jù)；第三，對(duì)所獲取的數(shù)據(jù)在Excel中進(jìn)行預(yù)處理，剔除數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重的上市公司。經(jīng)過(guò)上述一系列處理，最終得到6196個(gè)樣本觀察值。為消除極端值影響，對(duì)本研究所有連續(xù)變量采取1%的縮尾處理(Winsorize)。數(shù)據(jù)均來(lái)源于CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)和RESSET金融研究數(shù)據(jù)庫(kù)，并且使用STATA 15對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行處理。

(二)研究模型與變量定義

1.研究模型

利用模型(1)檢驗(yàn)前文中的研究假設(shè)1，以此探究管理者過(guò)度自信與訴訟風(fēng)險(xiǎn)的關(guān)系。除此之外，將管理者過(guò)度自信與產(chǎn)權(quán)性質(zhì)變量相乘后作為交互項(xiàng)納入模型，以探究產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的調(diào)節(jié)作用，如模型(2)所示。

LitiA=β0+β1OverC1+β2Size+β3LEV+β4Age+β5ROA+β6Growth+β7Ceochair+β8Bighold+∑Year+∑Ind+?2

(1)

LitiA=β0+β1OverC1+β2OverC1*Soe+β3Size+β4LEV+β5Age+β6ROA+β7Growth+β8Ceochair+β9Bighold+∑Year+∑Ind+?2

(2)

2.變量定義

(1)解釋變量。對(duì)國(guó)內(nèi)外關(guān)于管理者過(guò)度自信衡量方式的相關(guān)文獻(xiàn)整理后發(fā)現(xiàn)，主要有以下幾種衡量方式：Malendier等利用管理者持股變化反映管理者的自信程度[10]2661-2700；胡國(guó)柳等采取公司盈余偏誤率衡量管理者過(guò)度自信[11]37-42；Hayward等通過(guò)研究發(fā)現(xiàn)，公司中管理者薪酬越高表明其地位越高，進(jìn)而自信程度也就越高[12]103-127；姜付秀等將高管相對(duì)薪酬作為管理者過(guò)度自信的替代變量[13]131-143。基于此，本文在主回歸分析中采用管理者相對(duì)薪酬作為管理者過(guò)度自信的替代變量(OverC1)，在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中利用公司盈余偏誤率衡量管理者過(guò)度自信(OverC2)，以確保研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

為了更清晰劃分不同程度的管理者自信對(duì)訴訟風(fēng)險(xiǎn)影響，通過(guò)基于Gaussian函數(shù)的非參數(shù)方法估計(jì)得到管理者自信程度的核密度函數(shù)圖，見(jiàn)圖2。對(duì)管理者自信程度的分布特征觀察，將管理者自信程度小于0.2的樣本劃分為管理者自信程度不足；將管理者自信程度在0.2—0.6之間的樣本劃分為管理者適度自信；將管理者自信程度大于0.6的樣本劃分為管理者過(guò)度自信。因此，為了更好研究管理者過(guò)度自信對(duì)訴訟風(fēng)險(xiǎn)影響，將管理者過(guò)度自信設(shè)置為虛擬變量：管理者過(guò)度自信取值為1，管理者不自信與適度自信取值為0。

圖2 管理者自信程度的核密度函數(shù)圖

注：核密度函數(shù)基于Gaussian函數(shù)的非參數(shù)方法估計(jì)得到。

(2)被解釋變量。國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)訴訟風(fēng)險(xiǎn)研究起步較晚，對(duì)如何衡量訴訟風(fēng)險(xiǎn)的相關(guān)研究不多。高敬忠等采用訴訟風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)來(lái)衡量訴訟風(fēng)險(xiǎn)[14]102-112。邵毅平等以上市公司是否在會(huì)計(jì)年度內(nèi)陷入訴訟為標(biāo)準(zhǔn)衡量訴訟風(fēng)險(xiǎn)，以研究訴訟風(fēng)險(xiǎn)與盈余質(zhì)量的關(guān)系[15]58-65。高恩勝則采用上市公司訴訟金額與總資產(chǎn)的比值衡量訴訟風(fēng)險(xiǎn)[16]53-59。一方面，因?yàn)樵V訟金額的大小能更好反映訴訟活動(dòng)的嚴(yán)重程度，間接表明該訴訟活動(dòng)對(duì)上市公司的危害程度；另一方面，考慮各上市公司規(guī)模存在較大差異，相同大小的訴訟金額對(duì)不同上市公司的影響也存在較大差異。因此本研究選取訴訟金額與總資產(chǎn)的比值來(lái)衡量訴訟風(fēng)險(xiǎn)(LitiA)。

(3)控制變量。在回歸分析中，選取公司規(guī)模(Size)、資產(chǎn)負(fù)債率(LEV)、公司年齡(Age)、流動(dòng)比率(CR)、資產(chǎn)收益率(ROA)、成長(zhǎng)能力(Growth)、兩職兼任(Ceochair)作為控制變量，在公司特征與公司治理兩個(gè)方面控制影響訴訟風(fēng)險(xiǎn)的因素。除此之外，為消除行業(yè)與年份對(duì)實(shí)驗(yàn)結(jié)果的影響，引入行業(yè)(Ind)與年份(Year)作為控制變量，具體變量定義如表1所示。

表1 變量定義匯總

變量性質(zhì)變量名稱變量符號(hào)變量定義被解釋變量訴訟風(fēng)險(xiǎn)LitiA訴訟金額/總資產(chǎn)解釋變量管理者過(guò)度自信OverC1由管理者自信核密度函數(shù),將自信程度大于0.6的賦值為1,否則為0產(chǎn)權(quán)性質(zhì)Soe國(guó)有上市公司取值為1,其他取值為0控制變量公司規(guī)模Size總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)償債能力LEV負(fù)債/總資產(chǎn)公司年齡Age公司成立年限流動(dòng)比率CR流動(dòng)資產(chǎn)/流動(dòng)負(fù)債資產(chǎn)收益率ROA凈利潤(rùn)/總資產(chǎn)成長(zhǎng)能力Growth(本年度主營(yíng)業(yè)務(wù)收入-上一年度主營(yíng)業(yè)務(wù)收入)/上一年度主營(yíng)業(yè)務(wù)收入兩職兼任Ceochair虛擬變量,董事長(zhǎng)是否兼任總經(jīng)理,兼任則賦值為1,否則為0行業(yè)Ind行業(yè)虛擬變量年度Year年度虛擬變量

四、實(shí)證結(jié)果分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

樣本的描述性統(tǒng)計(jì)如表2所示。從表2數(shù)據(jù)可知，訴訟金額與總資產(chǎn)的比值最大為0.247，最小為0，均值為0.023，標(biāo)準(zhǔn)差為0.562，說(shuō)明樣本上市公司中訴訟金額與總資產(chǎn)的比值具有一定離散性。管理層自信程度均值為0.414，最大值為0.832，中位數(shù)為0.393，表明樣本上市公司中管理者自信程度相差較大。在控制變量方面，公司規(guī)模最大值為26.090，均值為22.010，標(biāo)準(zhǔn)差為1.388，表明樣本上市公司中公司規(guī)模具有較大差異。償債能力中均值為0.504，說(shuō)明樣本公司中總資產(chǎn)的一半是債務(wù)融資。

(二)主效應(yīng)與產(chǎn)權(quán)性質(zhì)差異

1.主效應(yīng)回歸

為驗(yàn)證假設(shè)H1，對(duì)管理者過(guò)度自信與訴訟風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行線性回歸，回歸結(jié)果如表3所示。表3的第(1)列以全體樣本為檢驗(yàn)對(duì)象，結(jié)果顯示：被解釋變量訴訟風(fēng)險(xiǎn)與解釋變量管理者過(guò)度自信在5%的水平上顯著正相關(guān)，表明管理者過(guò)度自信的程度越高，訴訟風(fēng)險(xiǎn)越大，本文假設(shè)1得到了初步驗(yàn)證。此外，控制變量的回歸系數(shù)也表明當(dāng)負(fù)債占總資產(chǎn)水平越高，公司陷入訴訟風(fēng)險(xiǎn)的可能性越大；良好的資產(chǎn)收益率說(shuō)明公司持續(xù)健康經(jīng)營(yíng)，因而能顯著抑制訴訟風(fēng)險(xiǎn)。但是產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與訴訟

表2 總體樣本描述性統(tǒng)計(jì)

變量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 管理者過(guò)度自信與訴訟風(fēng)險(xiǎn)回歸結(jié)果

變量(1)(2)(3)主效應(yīng)國(guó)有上市公司非國(guó)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)行業(yè)效應(yīng)控制年度效應(yīng)控制Constant0.066???0.031???0.107???(6.54)(4.10)(6.39)Observations619626993497調(diào)整R20.1000.1600.116F9.969.246.03

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著，括號(hào)內(nèi)為t值，下同。

風(fēng)險(xiǎn)的關(guān)系并不顯著，需要依據(jù)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對(duì)樣本進(jìn)行分組回歸，進(jìn)一步探究產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對(duì)管理者過(guò)度自信與訴訟風(fēng)險(xiǎn)之間的關(guān)系。

2.產(chǎn)權(quán)性質(zhì)差異

表3第(2)列是以國(guó)有上市公司為樣本進(jìn)行回歸的結(jié)果，顯示管理者過(guò)度自信與訴訟風(fēng)險(xiǎn)在5%水平上關(guān)系顯著為正，與主效應(yīng)回歸的結(jié)果保持一致。但是在表3第(3)列中，以非國(guó)有上市公司為樣本回歸時(shí)發(fā)現(xiàn)，雖然管理者過(guò)度自信與訴訟風(fēng)險(xiǎn)保持正相關(guān)關(guān)系，但并不顯著，初步驗(yàn)證了假設(shè)H2a。為進(jìn)一步驗(yàn)證假設(shè)H2a，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)差異是否會(huì)造成管理者過(guò)度自信與訴訟風(fēng)險(xiǎn)兩者之間關(guān)系的顯著差異，需要進(jìn)一步的Chow檢驗(yàn)，如表4所示。根據(jù)表4中Chow檢驗(yàn)結(jié)果可知，國(guó)有上市公司與非國(guó)有上市公司關(guān)于管理者過(guò)度自信與訴訟風(fēng)險(xiǎn)之間關(guān)系差異的P值為0.021，說(shuō)明差異顯著，進(jìn)一步證實(shí)了假設(shè)H2a。

表4 分產(chǎn)權(quán)性質(zhì)檢驗(yàn)結(jié)果

變量LitiA產(chǎn)權(quán)性質(zhì)國(guó)有上市公司非國(guó)有上市公司OverC10.004??0.003(2.18)(1.38)Chow TestT值-2.320P值0.021行業(yè)效應(yīng)控制年度效應(yīng)控制調(diào)整R20.1600.116Observations26993497F9.246.03

(三)調(diào)節(jié)效應(yīng)

在進(jìn)行主效應(yīng)模型回歸后，發(fā)現(xiàn)管理者過(guò)度自信與訴訟風(fēng)險(xiǎn)呈顯著正相關(guān)，并且國(guó)有上市公司與非國(guó)有上市公司的管理者過(guò)度自信與訴訟風(fēng)險(xiǎn)的關(guān)系有顯著差異，這種差異是否是由于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的調(diào)節(jié)作用而產(chǎn)生，需要通過(guò)調(diào)節(jié)效應(yīng)回歸分析來(lái)驗(yàn)證。訴訟金額(LitiA)是大于或等于0的連續(xù)變量，學(xué)術(shù)界對(duì)訴訟金額相關(guān)研究采用普通線性回歸或者Tobit回歸，為保證研究結(jié)果穩(wěn)健性，本文采取以上兩種回歸方式分析。調(diào)節(jié)效應(yīng)回歸結(jié)果如表5所示，表5第(1)列以普通線性回歸得到OverC1*Soe的交互項(xiàng)回歸系數(shù)顯著為正，表明國(guó)有上市公司管理者過(guò)度自信對(duì)訴訟風(fēng)險(xiǎn)的影響大于非國(guó)有上市公司，與前文產(chǎn)權(quán)差異分析結(jié)論保持一致。另外，表5第(2)列是運(yùn)用Tobit模型進(jìn)行的調(diào)節(jié)效應(yīng)回歸結(jié)果，得到的回歸結(jié)果與表5第(1)列結(jié)果基本一致，驗(yàn)證了本文的研究假設(shè)H2b。調(diào)節(jié)效應(yīng)關(guān)系由圖2所示。

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了保證實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文進(jìn)行以下穩(wěn)健性檢驗(yàn)。為了改變管理者過(guò)度自信的衡量方式，本文借鑒胡國(guó)柳等的研究，以上市公司實(shí)際凈利潤(rùn)增長(zhǎng)率低于預(yù)測(cè)凈利潤(rùn)增長(zhǎng)率則表明管理者存在過(guò)度自信(OverC2)[11]37-42，以此來(lái)代替前文實(shí)證分析中管理者相對(duì)薪酬(OverC1)來(lái)衡量管理者過(guò)度自信。由于上市公司預(yù)測(cè)凈利潤(rùn)增長(zhǎng)率的相關(guān)數(shù)據(jù)難以取得，本文在剔除非金融保險(xiǎn)類以及缺失值后得到641個(gè)樣本觀測(cè)值。以O(shè)verC2為替代變量進(jìn)行主效應(yīng)回歸與調(diào)節(jié)效應(yīng)回歸，回歸結(jié)果如表6所示。依表6回歸內(nèi)容得知主要變量的回歸結(jié)果與前文基本保持一致，說(shuō)明本文結(jié)論具有穩(wěn)健性。

表5 調(diào)節(jié)效應(yīng)回歸結(jié)果

變量(1)(2)全樣本(OLS)全樣本(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)行業(yè)效應(yīng)控制年度效應(yīng)控制Constant0.066???0.066???(6.57)(7.41)Observations61696169調(diào)整R20.100F9.67PseudoR2-0.025

五、結(jié)論

管理者過(guò)度自信產(chǎn)生的心理偏差使得管理者

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

變量主效應(yīng)(1)調(diào)節(jié)效應(yīng)(2)OverC20.002??0.003??(1.78)(1.89)OverC2?Soe—0.002??(2.18)控制變量控制年度效應(yīng)控制行業(yè)效應(yīng)控制Constant0.036??0.034???(2.22)(2.26)Observations641641調(diào)整R20.2520.251F4.884.87

做出的非理性決策攜帶訴訟風(fēng)險(xiǎn)，并且產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的差異會(huì)影響這種因果關(guān)系。本文的研究結(jié)果表明：過(guò)度自信的管理者會(huì)導(dǎo)致訴訟風(fēng)險(xiǎn)增加，自信程度越高，訴訟風(fēng)險(xiǎn)越大。此外，由于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)差異，國(guó)有上市公司與非國(guó)有上市公司中管理者過(guò)度自信對(duì)訴訟風(fēng)險(xiǎn)的作用具有顯著差異。進(jìn)一步研究后發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對(duì)管理者過(guò)度自信與訴訟風(fēng)險(xiǎn)關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用。與非國(guó)有上市公司相比，國(guó)有上市公司中管理者過(guò)度自信對(duì)上市公司訴訟風(fēng)險(xiǎn)的影響較大。針對(duì)本文研究結(jié)論，得到以下幾點(diǎn)啟示。

第一，對(duì)上市公司而言，上市公司應(yīng)逐步完善治理結(jié)構(gòu)，積極引導(dǎo)利益相關(guān)者參與公司治理，大力支持法務(wù)部門參與公司決策制定，在管理者制定決策的事前評(píng)估階段控制好管理者過(guò)度自信這種非理性因素，以降低潛在的訴訟風(fēng)險(xiǎn)。第二，對(duì)上市公司管理者而言，在信息不對(duì)稱以及競(jìng)爭(zhēng)激烈的市場(chǎng)環(huán)境下，應(yīng)加強(qiáng)自身法律學(xué)習(xí)，樹立自我約束意識(shí)，以適度自信的態(tài)度積極接受監(jiān)督者的意見(jiàn)與建議，在此基礎(chǔ)上做出更適合公司生存發(fā)展的決策。第三，由于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)差異，國(guó)有上市公司更需要注意因?yàn)楣芾碚哌^(guò)度自信產(chǎn)生的訴訟風(fēng)險(xiǎn)，國(guó)有上市公司更需要在公司治理中監(jiān)督好管理者；管理者更應(yīng)該充分認(rèn)識(shí)到由于過(guò)度自信產(chǎn)生訴訟風(fēng)險(xiǎn)的危害，以避免由此產(chǎn)生的訴訟風(fēng)險(xiǎn)。

本文研究還存在不足之處。如對(duì)訴訟風(fēng)險(xiǎn)的衡量方式較為單一，學(xué)術(shù)界對(duì)訴訟風(fēng)險(xiǎn)還有以訴訟次數(shù)作為衡量的方式，單一采用訴訟金額衡量訴訟風(fēng)險(xiǎn)可能存在一定局限性；在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中由于預(yù)測(cè)凈利潤(rùn)增長(zhǎng)率數(shù)據(jù)不易獲取，導(dǎo)致收集數(shù)據(jù)不全，在一定程度上影響檢驗(yàn)效果；本文尚未研究由于因管理者過(guò)度自信導(dǎo)致的訴訟風(fēng)險(xiǎn)會(huì)產(chǎn)生何種經(jīng)濟(jì)后果，這是本文未來(lái)的研究方向。