李娜++孫文剛

【摘 要】 管理者過度自信理論作為行為公司財(cái)務(wù)理論的重要組成部分，側(cè)重于管理者非理性決策行為的研究，突破了“理性人”傳統(tǒng)假設(shè)的前提。文章把管理者過度自信作為影響內(nèi)部控制效果的重要因素，以2011—2014年滬深A(yù)股上市公司作為研究對(duì)象，分析管理者過度自信對(duì)內(nèi)部控制效果的影響。研究結(jié)果表明，管理者過度自信對(duì)內(nèi)部控制效果的諸方面均存在一定程度的不利影響，綜合分析其會(huì)削弱企業(yè)的內(nèi)部控制效果。

【關(guān)鍵詞】 管理者過度自信； 內(nèi)部控制效果； 面板數(shù)據(jù)

中圖分類號(hào)：F275 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1004-5937（2015）17-0077-04

一、引言

傳統(tǒng)的“理性人”假設(shè)理論，是現(xiàn)代行為金融理論發(fā)展的基石，該理論認(rèn)定經(jīng)濟(jì)行為中的人們?yōu)橥耆硇哉?，?duì)信息的獲取和決策的制定均可達(dá)到最完美的狀態(tài)。然而，現(xiàn)實(shí)企業(yè)管理活動(dòng)中的主體卻往往與“完全理性人”相去甚遠(yuǎn)，所作的決策也并非是理想狀態(tài)的利益最大，所以，傳統(tǒng)的“理性人”假設(shè)在學(xué)術(shù)界中常受詬病。企業(yè)內(nèi)部控制的既往研究也主要是基于“理性人”假設(shè)的前提，而實(shí)務(wù)中內(nèi)部控制的建立和實(shí)施過程是由多個(gè)非完全理性的主觀個(gè)體參與完成的。企業(yè)管理人員的性格特征、行為風(fēng)格和管理慣性等主觀特點(diǎn)會(huì)滲透于公司治理過程中，從而對(duì)內(nèi)部控制的效果產(chǎn)生影響。作為管理者心理特征的一個(gè)重要方面，過度自信心理導(dǎo)致的管理者的經(jīng)濟(jì)行為也可對(duì)內(nèi)部控制效果產(chǎn)生影響，而當(dāng)前關(guān)于管理者過度自信對(duì)內(nèi)部控制效果影響的實(shí)證研究還很少見。本文以滬深A(yù)股上市公司作為研究對(duì)象，通過實(shí)證檢驗(yàn)的方法研究管理者過度自信對(duì)內(nèi)部控制效果的影響。

二、文獻(xiàn)綜述

心理學(xué)領(lǐng)域研究發(fā)現(xiàn)，日常生活中人們往往會(huì)出現(xiàn)過度自信的心理現(xiàn)象，不少學(xué)者將這一研究成果拓展到經(jīng)濟(jì)活動(dòng)領(lǐng)域中。Weinstein（1980）通過研究發(fā)現(xiàn)，人們?cè)谪?fù)責(zé)高難度的項(xiàng)目時(shí)，更易出現(xiàn)過度自信的決策行為。以往關(guān)于管理者過度自信在企業(yè)決策行為中的影響研究主要集中在以下幾個(gè)方面：（1）企業(yè)融資行為。Shefrin（2001），Oliver（2005）等研究得出管理者過度自信會(huì)提高企業(yè)融資行為的風(fēng)險(xiǎn)程度。（2）企業(yè)投資行為。郝穎、劉星和林朝南（2005）通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，管理者的過度自信心理會(huì)引發(fā)低配置效率的過度投資行為。（3）企業(yè)并購(gòu)行為。方文?。?007）通過實(shí)證檢驗(yàn)的方法研究了管理者過度自信心理對(duì)企業(yè)并購(gòu)行為的影響；（4）企業(yè)盈余管理行為。莊平、李延喜（2011）通過實(shí)驗(yàn)研究得出，在信息不充分的情況下管理者會(huì)有過度自信的傾向。

對(duì)內(nèi)部控制效果的研究，國(guó)外學(xué)者主要通過實(shí)證方法進(jìn)行。Ashbaugh-Skaife H，Collins D W and Kinney W.（2008）發(fā)現(xiàn)財(cái)務(wù)報(bào)告的信息質(zhì)量以及交易活動(dòng)的復(fù)雜程度是影響內(nèi)部控制的重要因素。國(guó)內(nèi)對(duì)內(nèi)部控制的研究多采用規(guī)范研究方法。許紹雙（2003）提出了公司治理結(jié)構(gòu)、內(nèi)控制度及員工素質(zhì)與內(nèi)控效果的關(guān)系。馬立榮（2004）分析了企業(yè)經(jīng)營(yíng)環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)、成本與內(nèi)控效果之間的關(guān)系。

通過文獻(xiàn)回顧分析發(fā)現(xiàn)，著重于管理者過度自信與內(nèi)部控制效果關(guān)系的研究比較少，既有的研究也只是從企業(yè)制度的整體層面上研究管理者過度自信對(duì)內(nèi)部控制效果的影響（徐大同，2009）。本文的創(chuàng)新之處，一是選擇較為宏觀的角度，研究管理者過度自信對(duì)內(nèi)部控制效果的影響；二是選擇了定量分析方法對(duì)管理者過度自信與內(nèi)部控制效果之間的關(guān)系進(jìn)行研究；三是量化內(nèi)部控制效果的指標(biāo)，采用因子分析方法提煉替代變量。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）研究假設(shè)

Weinstein（1980）研究發(fā)現(xiàn)在處理與自己關(guān)系更密切的事務(wù)以及在對(duì)需要他們高度負(fù)責(zé)的項(xiàng)目決策時(shí)，管理者更易過度自信。Keren（1987）研究發(fā)現(xiàn)在更擅長(zhǎng)的專業(yè)領(lǐng)域，管理者會(huì)表現(xiàn)出更加明顯的過度自信心理及行為。企業(yè)的經(jīng)營(yíng)過程包含了紛繁復(fù)雜的細(xì)枝末節(jié)，管理者處理公司事務(wù)的過程具有相當(dāng)難度，決策行為中更易出現(xiàn)的過度自信會(huì)影響管理者對(duì)企業(yè)運(yùn)營(yíng)管理的把控，從而對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)的效率和效果產(chǎn)生一定程度的影響。另外，企業(yè)高管在公司財(cái)務(wù)專業(yè)領(lǐng)域方面往往會(huì)出現(xiàn)過度自信的管理行為，由此引致內(nèi)部財(cái)務(wù)管理環(huán)境的疏松和財(cái)務(wù)人員的大意，從而會(huì)導(dǎo)致財(cái)務(wù)報(bào)告可靠性降低。再者，在高要求的項(xiàng)目和管理決策活動(dòng)中，管理者的過度自信導(dǎo)致的公司內(nèi)部信息溝通渠道受阻，松懈的公司治理環(huán)境，員工對(duì)相關(guān)法律法規(guī)的重視程度不夠，最終會(huì)反映在企業(yè)運(yùn)營(yíng)的合規(guī)性上?；谝陨戏治?，提出以下假設(shè)。

H1：管理者過度自信與企業(yè)經(jīng)營(yíng)的效率和效果之間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

H2：管理者過度自信與企業(yè)財(cái)務(wù)報(bào)告的可靠性之間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

H3：管理者過度自信與企業(yè)運(yùn)營(yíng)的合規(guī)性之間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

（二）樣本的選取

在樣本選取過程中，考慮到數(shù)據(jù)獲取的質(zhì)量和時(shí)效性，主要采集了2011—2014年滬深A(yù)股上市公司的面板數(shù)據(jù)，剔除了樣本不完整及ST、PT的公司數(shù)據(jù)，最終整理出530家制造業(yè)上市公司共2 120個(gè)樣本數(shù)據(jù)。

（三）變量的界定

1.管理者過度自信的衡量

本文選擇企業(yè)高管持有股票數(shù)量的變動(dòng)情況作為自變量管理者過度自信的替代變量——OC（Malmendier&Tate，2005；郝穎，2005），該變量設(shè)為啞變量。在衡量管理者過度自信時(shí)，當(dāng)管理者期末增持股票數(shù)占期初持股數(shù)的比例高于5%時(shí)，即認(rèn)定為管理者過度自信，取值為1，否則，取值為0。

2.內(nèi)部控制效果的衡量

（1）內(nèi)部控制效果度量標(biāo)準(zhǔn)的確定

根據(jù)COSO內(nèi)部控制框架提出的關(guān)于內(nèi)部控制的概念，內(nèi)部控制效果的評(píng)價(jià)主要體現(xiàn)在經(jīng)營(yíng)的效率和效果、財(cái)務(wù)報(bào)告的可靠性以及對(duì)相關(guān)法律法規(guī)的遵循三個(gè)方面，本文選擇從這三個(gè)方面來確定內(nèi)部控制效果的替代變量?？紤]到重要性原則，將經(jīng)營(yíng)的效率和效果作為反映內(nèi)部控制效果的主要方面。后續(xù)研究主要考察管理者過度自信對(duì)以上三個(gè)方面的影響，分別進(jìn)行三次實(shí)證檢驗(yàn)，故設(shè)置三個(gè)因變量：經(jīng)營(yíng)的效率和效果（EF）、財(cái)務(wù)報(bào)告的可靠性（RE）、合規(guī)性（CO）。相關(guān)衡量指標(biāo)的計(jì)算如表1所示。

（2）經(jīng)營(yíng)的效率和效果指標(biāo)的因子分析

本文的樣本期間覆蓋了2011—2014年，需要分別對(duì)每年的樣本進(jìn)行經(jīng)營(yíng)的效率和效果指標(biāo)的因子分析。

對(duì)各年的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行KMO和Bartlett球形檢驗(yàn)，結(jié)果顯示均適合做因子分析。采用SPSS17.0軟件進(jìn)行因子分析，前五個(gè)公共因子的累計(jì)貢獻(xiàn)率均在90%以上，可用來計(jì)算樣本的綜合得分。由此計(jì)算出2011—2014年經(jīng)營(yíng)效率和效果的綜合得分如下所示：

E11=28.648%×FAC11-1+18.115%×FAC11-2+17.467%×FAC11-3+16.041%×FAC11-4+15.547%×FAC11-5

E12=23.26%×FAC12-1+22.213%×FAC12-2+19.346%×FAC12-3+18.141%×FAC12-4+16.049%×FAC12-5

E13=24.622%×FAC13-1+19.899%×FAC13-2+18.992%×FAC13-3+17.478%×FAC13-4+16.004%×FAC13-5

E14=26.954%×FAC14-1+20.105%×FAC14-2+18.143%×FAC14-3+16.638%×FAC14-4+15.643%×FAC14-5

通過上述的因子分析過程，得出新的2011—2014年經(jīng)營(yíng)的效率和效果指標(biāo)的因子變量。

3.控制變量的界定

確定有關(guān)變量的過程中，考慮到模型應(yīng)用的準(zhǔn)確性及嚴(yán)密性，除了上文分析中設(shè)定的因變量及自變量之外，為了排除其他外界因素的影響，本文在模型構(gòu)建時(shí)考慮了對(duì)內(nèi)部控制效果可能產(chǎn)生影響的其他因素，如公司成長(zhǎng)機(jī)會(huì)（GR=托賓Q值）、資本結(jié)構(gòu)（DE=資產(chǎn)負(fù)債率）、企業(yè)規(guī)模（SI=總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)）、董事會(huì)獨(dú)立性（DD=獨(dú)立董事人數(shù)/董事會(huì)人數(shù)），將其作為控制變量，納入模型進(jìn)行分析。

（四）模型的構(gòu)建

由上面分析可知，內(nèi)部控制效果分解為三個(gè)方面，基于實(shí)證研究的可操作性，本文采用化整為零的思路，針對(duì)管理者過度自信對(duì)內(nèi)控效果三個(gè)方面的影響分別建立三個(gè)模型，進(jìn)行回歸分析：

模型1：檢驗(yàn)管理者過度自信對(duì)經(jīng)營(yíng)的效率和效果的影響情況。

EF=α0+α1*OC+α2*GR+α3*DE+α4*SI+α5*DD+ξ

模型2：檢驗(yàn)管理者過度自信對(duì)財(cái)務(wù)報(bào)告可靠性的影響情況。

RE=β0+β1*OC+β2*GR+β3*DE+β4*SI+β5*DD+ξ

模型3：檢驗(yàn)管理者過度自信對(duì)合規(guī)性的影響情況。

CO=γ0+γ1*OC+γ2*GR+γ3*DE+γ4*SI+γ5*DD+ξ

其中，ξ表示誤差項(xiàng)。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）初步描述性統(tǒng)計(jì)

利用SPSS17.0軟件對(duì)所有樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析，分析結(jié)果列示于表2。

從表2可見，2 120個(gè)樣本數(shù)據(jù)全部有效。OC的均值為0.264，標(biāo)準(zhǔn)差為0.347，變異不大。EF變量的綜合得分是由前面的因子分析處理得出，標(biāo)準(zhǔn)差為0.40645，結(jié)果比較理想。啞變量RE與CO的均值分別為0.82和0.84，反映出所選樣本企業(yè)較重視財(cái)務(wù)報(bào)告的質(zhì)量，制度建設(shè)也較好。董事會(huì)獨(dú)立性DD的均值為0.3834，反映出制造類企業(yè)的獨(dú)立董事制度的建設(shè)總體上符合宏觀政策的要求，但企業(yè)個(gè)體之間還存在較明顯的差距。公司成長(zhǎng)機(jī)會(huì)GR的均值為2.9654，反映出樣本企業(yè)還存在一定的成長(zhǎng)空間。企業(yè)規(guī)模SI樣本數(shù)據(jù)則差異較大。

（二）相關(guān)性分析與回歸分析

1.變量的相關(guān)性分析

通過SPSS17.0軟件進(jìn)行模型中變量的相關(guān)性分析，泊松檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

由表3可見，變量OC與EF及RE之間呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系，在1%水平上顯著，而OC與變量CO之間的相關(guān)系數(shù)為-0.028，不顯著。從相關(guān)性的經(jīng)濟(jì)意義上反映出管理者過度自信對(duì)企業(yè)的合規(guī)性影響很弱。控制變量與三個(gè)因變量之間的相關(guān)性大部分呈現(xiàn)1%或5%水平上顯著，而資本結(jié)構(gòu)DE和董事會(huì)獨(dú)立性DD兩者與因變量合規(guī)性CO之間的相關(guān)性不顯著，董事會(huì)獨(dú)立性DD和公司成長(zhǎng)機(jī)會(huì)GR兩者與因變量財(cái)務(wù)報(bào)告可靠性RE之間的相關(guān)性不顯著。這反映出資產(chǎn)負(fù)債率的高低對(duì)企業(yè)合規(guī)性的影響很微弱，企業(yè)投資需求的增減對(duì)財(cái)務(wù)報(bào)告可靠性的影響也很小，董事會(huì)獨(dú)立性解釋力度很弱，也從一定程度上體現(xiàn)了我國(guó)獨(dú)立董事制度的不健全，發(fā)揮的作用不到位。

2.回歸結(jié)果及分析

（1）模型1的多元線性回歸分析

采用最小二乘法進(jìn)行回歸擬合，擬合優(yōu)度為0.317，在經(jīng)濟(jì)研究領(lǐng)域，該數(shù)值比較合理，說明模型1的多元線性方程擬合度比較理想。對(duì)其進(jìn)行F檢驗(yàn)，F(xiàn)值為153.326，相應(yīng)的Sig.<0.01，所以在1%水平上模型1的回歸方程線性關(guān)系顯著?；貧w結(jié)果情況見表4。

由表4可見，模型1中自變量與各控制變量的膨脹因子均分布于1—5之間，容忍度接近于1，故自變量與各控制變量間基本上不會(huì)出現(xiàn)多重共線性問題。其中自變量OC系數(shù)為-0.645，Sig.<0.01，在1%水平上顯著。由回歸結(jié)果分析可知，經(jīng)營(yíng)的效率和效果與管理者過度自信呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系，H1得到支持。

（2）模型2與模型3的Logistic回歸分析

系統(tǒng)分析的最終預(yù)測(cè)分類表顯示模型2與模型3的正確預(yù)測(cè)率分別為97.2%、96.9%，說明模型的擬合效果良好?；貧w結(jié)果見表5。

由表5可知，模型2中自變量OC的系數(shù)為-0.842，Sig.<0.01，在1%水平上顯著，結(jié)合相關(guān)性分析可知，財(cái)務(wù)報(bào)告的可靠性RE與管理者過度自信OC之間呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系，假設(shè)H2得到證實(shí)。控制變量董事會(huì)獨(dú)立性DD和公司成長(zhǎng)能力GR的系數(shù)沒有通過顯著性檢驗(yàn)，反映出兩者對(duì)財(cái)務(wù)報(bào)告可靠性的影響程度很小，同相關(guān)性分析的結(jié)果吻合。資本結(jié)構(gòu)DE和企業(yè)規(guī)模SE的系數(shù)均在1%水平上的顯著性，說明資本結(jié)構(gòu)對(duì)財(cái)務(wù)報(bào)告可靠性有較明顯的負(fù)面影響，企業(yè)規(guī)模也對(duì)財(cái)務(wù)報(bào)告可靠性產(chǎn)生一定的影響。模型3中管理者過度自信變量OC的系數(shù)沒有通過顯著性檢驗(yàn)，結(jié)合相關(guān)性分析情況可知，實(shí)證結(jié)果不支持H3?？刂谱兞抠Y本結(jié)構(gòu)DE和董事會(huì)獨(dú)立性DD的系數(shù)均沒有通過顯著性檢驗(yàn)，僅公司成長(zhǎng)機(jī)會(huì)GR以及企業(yè)規(guī)模SI的系數(shù)通過了5%水平上的顯著性檢驗(yàn)，說明資本結(jié)構(gòu)和董事會(huì)的獨(dú)立性對(duì)合規(guī)性的影響很弱，獨(dú)立董事在樣本企業(yè)管理中并沒有起到應(yīng)有的監(jiān)督作用。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)研究結(jié)果是否穩(wěn)定，通過改變管理者過度自信的替代變量以及內(nèi)部控制效果的衡量指標(biāo)，采用其他回歸方法建立模型，進(jìn)行結(jié)果的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果與前面的研究結(jié)果基本一致，這說明該研究的結(jié)論比較穩(wěn)健。①

五、研究結(jié)論與對(duì)策

管理者過度自信很大程度上是無(wú)意之舉，但過度自信的主觀行為卻會(huì)導(dǎo)致弱化內(nèi)部控制效果的客觀現(xiàn)實(shí)。本文通過分析中外學(xué)者對(duì)于管理者過度自信及內(nèi)部控制方面的研究成果，選擇以管理者持股數(shù)量的變化作為衡量管理者過度自信的替代變量，將內(nèi)部控制效果分解為經(jīng)營(yíng)的效率和效果、財(cái)務(wù)報(bào)告的可靠性以及合規(guī)性三方面，以此分別檢驗(yàn)管理者過度自信與其三者之間的關(guān)系。研究結(jié)果表明，管理者過度自信對(duì)內(nèi)部控制效果的三個(gè)方面產(chǎn)生著不同程度的影響，管理者在企業(yè)運(yùn)營(yíng)過程中，過度自信的主觀行為越嚴(yán)重，經(jīng)營(yíng)的效率和效果就越差，財(cái)務(wù)報(bào)告的可靠性就越差，而對(duì)合規(guī)性雖然有負(fù)面影響，但并不顯著。故綜合分析可知，企業(yè)經(jīng)營(yíng)管理過程中，管理者過度自信的存在會(huì)削弱內(nèi)部控制的總體效果，在今后的內(nèi)部控制實(shí)施過程中，應(yīng)針對(duì)這種潛在的管理風(fēng)險(xiǎn)，不斷完善企業(yè)的內(nèi)控體系。

針對(duì)管理者過度自信對(duì)內(nèi)部控制效果三個(gè)方面的影響情況，筆者提出以下對(duì)策和建議：第一，建立科學(xué)合理的管理型人才選拔和職業(yè)生涯發(fā)展機(jī)制，采取與內(nèi)控效果諸方面相掛鉤的量化型的激勵(lì)政策，以促進(jìn)內(nèi)部控制實(shí)施效果的人文化保障；第二，建立和完善管理者個(gè)人特征指標(biāo)評(píng)價(jià)體系，納入管理者過度自信的警示性標(biāo)志指標(biāo)；第三，健全企業(yè)管理者股權(quán)激勵(lì)機(jī)制，增強(qiáng)股權(quán)激勵(lì)機(jī)制對(duì)內(nèi)部控制效果的提升作用；第四，建立和完善企業(yè)內(nèi)部控制的自我評(píng)價(jià)體系；第五，更加關(guān)注中小股東的利益，建立由中小股東代表參加的內(nèi)部控制的監(jiān)督機(jī)構(gòu)，助推獨(dú)立董事職能的充分發(fā)揮?！?/p>

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