过度自信、风险厌恶与我国上市公司经理薪酬激励

周嘉南，张 希，黄登仕

（西南交通大学 经济管理学院，成都 四川 610031）＊

一、引 言

过度自信是金融和财务学界所广泛关注的一种行为偏差。随着行为公司金融学的深入研究，已有许多文献，如 Malmendier and Tate［1］、Ben－David et al.［2］、姜付秀等［3］、余明桂等［4］证实了经理的过度自信会影响公司财务决策，如过度投资、过度负债、盲目兼并的决策，从而减损股东财富。然而，近期也有研究认为，经理的过度自信对公司而言具有积极的意义，例如 Gervais，Heaton，and Odean［5］、周嘉南和黄登仕［6］、张征争和黄登仕［7］通过建立理论模型发现，经理的过度自信在一定程度上能够减轻由公司所有权和经营权分离所引发的代理成本。经典代理理论认为，为了激励经理尽可能多的付出努力，需要给予其基于业绩的薪酬［8］。但是风险厌恶的经理会因为承担了风险而要求更高的补偿，从而使得激励成本随风险的上升而增加，由此风险越大的公司，其给予经理的报酬业绩敏感度应该越低［9］。而在委托代理模型中引入经理过度自信的行为偏差后，尽管很难通过薪酬激励来纠正或减轻经理过度自信的程度［10］，但过度自信反过来却能够使经理更乐于承担风险，愿意接受具有高报酬业绩敏感度的薪酬，从而增加激励的强度，减少激励成本。

目前国内已有较多的文献，如周嘉南和黄登仕、李维安等、方军雄，证实了我国上市公司已初步建立了基于业绩的薪酬激励机制［11－16］。这为进一步探索报酬业绩敏感度与经理风险厌恶的态度以及过度自信之间的关系奠定了基础。由此，利用我国上市公司的数据，对经理过度自信、风险厌恶与报酬业绩敏感度之间关系的检验不仅可作为针对理论模型的经验探讨，对考察我国目前高管薪酬激励现状也具有较重要的现实意义。

二、研究假设的提出

在Holmstrom和Milgrom［9］的模型框架下，股东对风险厌恶的经理给予的最优报酬业绩敏感度b可由式（1）表示：

其中，ρ是经理风险厌恶的程度，γ是经理付出努力的边际成本，σ2是公司收益的方差。由式（1）可看到，b是σ2的减函数，从而报酬业绩敏感度将随着公司风险的增大而减小。然而在本文中，我们认为经理出于过度自信可能会低估方差σ2，即经理所见方差为δσ2，其中0＜δ＜1。假如股东对经理过度自信的表现及其程度是已知的，则当其他一切条件不变时，很容易得到股东对过度自信的经理给予的最优报酬业绩敏感度bo为：

对比式（1）和式（2），可以发现bo＞b，即过度自信的经理，其薪酬中最优的报酬业绩敏感度将更高。由此，提出如下假设：

假设1：相比非过度自信的经理而言，过度自信的经理薪酬中的报酬业绩敏感度更高。

对比式（1）和式（2）可以发现，若A公司的实际风险小于B公司的实际风险，但B公司的经理是过度自信的，则该公司经理的认知风险有可能反而小于A公司的实际风险，从而经理乐于承担风险，业绩薪酬激励成本降低，导致风险大的B公司经理的报酬业绩敏感度较风险小的A公司经理的报酬业绩敏感度更高。由此，在公司横截面比较上，可能会观察到风险越大的公司却给予经理更高报酬业绩敏感度的现象。此外，若前述A和B两家公司的风险同时上升相同的程度，B公司经理的报酬业绩敏感度下降幅度也将小于A公司经理报酬业绩敏感度下降的幅度。综上所述，提出如下假设：

假设2：经理的过度自信将促使报酬业绩敏感度与风险之间的负相关关系减弱。

公司的总体风险又可分解为系统风险和非系统风险，相比系统风险，经理更可能对公司的非系统风险产生认知上的偏差，这是因为市场风险所产生的收益很难让经理进行自我归因，而公司的个体风险则容易让经理产生控制性幻觉，从而不正确的低估这种风险。由此可以认为，过度自信的经理出于相信自己可以对公司遭受的非系统风险有较好的控制，从而对风险认知的偏差更可能来源于对非系统性风险的程度估计过小。此时式（2）可以重新写为：

其中，pu和ps是系统性风险和非系统性风险各自所占总风险的比重，且有pu＋ps＝1。从式（4）很容易证明过度自信经理的报酬业绩敏感度bo是ps的增函数，即报酬业绩敏感度将随着非系统风险占总风险比重的上升而增加。这也意味着过度自信的经理愿意接收更高水平的报酬业绩敏感度，主要是由其低估非系统性风险引起的。为了验证本文假定和推导，提出如下假设。

假设3：非系统性风险所占比重较大的公司将给予过度自信的经理更高的报酬业绩敏感度。

本文试图通过对以上假设1－假设3的经验检验，逐步验证我国上市公司高管薪酬激励设计的有效性，探讨过度自信对经理风险认知和薪酬激励强度的影响。

三、样本描述和变量设计

本文选取的样本为在沪深股市发行A股的上市公司所公布的高管薪酬，样本年度为2007～2008年。2007年度的样本为截至2004年底已经上市且在2004～2007年间没有退市的共计1005家公司；2008年度的样本为截至2005年底已经上市且在2005～2008年间没有退市的共计1023家公司；样本数量共计2028个。

关于公司高管是否过度自信，本文采用的判别标准是看其是否在会计年度内增持了本公司的股票，且增加的原因是由于高管人员自行从二级市场购入股票、认购配股、用奖励基金买股，而非由高管接受送股、红股，股权分置改革引起的持股增加等原因引发。这种度量方式与郝颖［17］所采用的方法类似，但本文进一步区分了发生高管股票增持的原因。只有当公司高管人员主动而非被动或自然的增持了本公司的股票，本文才认为是高管人员对本公司的股票很有信心的表现。文中所使用的高管2007年持股变动及原因的数据来源于锐思（RESET）数据库，2008年持股变动及原因的数据来自于对上市公司公布的2008年会计报表中披露信息的分析和整理，其余相关的财务数据均来自于CCER数据库。经过分析整理，得到高管表现出过度自信的样本161个，没有表现出过度自信的样本1867个。

本文的被解释变量为上市公司公布的高管人员年薪均值对数，记为acomp。在高管人员表现出过度自信的公司样本中，该变量等于那些表现出过度自信的高管人员所得到薪酬平均数取对数，而在高管人员没有表现出过度自信的公司样本中，该变量等于所有在公司领取年薪的高管人员的薪酬的平均数取对数。

在解释变量设计方面，考虑到营业利润可能比净利润更能代表公司的业绩，本文所选择的公司业绩变量是摊薄净利润每股收益和摊薄营业利润每股收益两个变量，分别记为jeps和yeps。而对公司风险的度量，通过计算单个样本的样本年度前3年的每股收益标准差得到。并将样本按标准差从小到大排序，若某一样本排在第n位，则cdf＿jeps（cdf＿yeps）＝（n1）／（样本总体个数 1），从而cdf＿jeps（cdf＿yeps）将位于［0，1］之间，以此方法检验风险对报酬业绩敏感度的影响。此外，用哑变量oc代表某公司高管是否过度自信，若某样本公司中有高管人员自行从二级市场购入股票、认购配股、用奖励基金买股，则令该样本公司的oc值为1；否则为0。此外，使用了总资产的对数asset作为公司规模的控制变量，年度哑变量year控制年份对薪酬的影响。

四、模型描述与回归结果

（一）描述性统计和相关系数矩阵

在对假设1～假设3进行检验之前，首先利用表1和表2给出主要变量的描述性统计和相关系数矩阵。

表1 主要变量描述性统计

表2 相关系数矩阵

由表2可以发现，不论公司基于净利润计算的每股盈余和基于营业利润的每股盈余，与高管薪酬均具有显著的正相关关系，这表明我国上市公司高管薪酬已具备了一定的激励特征，基于业绩的薪酬已经初现端倪。

（二）对假设1的检验

为了对假设1进行检验，构建如下模型：

其中，eps取值为jeps或yeps。在此模型中，主要关注交叉变量的回归系数a2。如果假设1成立，意味着过度自信高管将被给予更高的报酬业绩敏感度，则预测a2＞0。在模型回归中，本文采用了OLS和LAD两种回归方法，后一种回归方法主要是为了减轻极端值对回归结果的影响。回归结果见表3。

表3 假设1检验的回归结果

从表3可以看出，我国上市公司高管薪酬与公司盈余具有显著的正相关关系，这表明我国上市公司普遍建立起了以业绩为基础的薪酬激励制度。正如本文所预测的，jeps×oc的回归系数a2显著为正，这说明在控制了公司规模和样本年度变量后，公司给予过度自信高管人员的报酬业绩敏感度比其他公司更高，假设1得到了支持。

（三）对假设2的检验

在假设1得到验证的基础上，进一步考察过度自信是否会减弱报酬业绩敏感度与风险之间的负向关系。在同等风险水平下，预测过度自信的高管会被给予更多的基于业绩的薪酬。由此，设立如下模型对假设2进行检验。

该模型的建立是基于Garen、Aggarwal和Samwick的方法［18，19］，并进行了必要的改动。报酬业绩敏感度就等于a1＋a2cdf。而如果高管过度自信，则报酬业绩敏感度为a1＋ （a2＋a3）cdf。藉此方法同样可以考察过度自信的高管与非过度自信的高管，其报酬业绩敏感度与风险之间关系的差异，而考察的关键点就在于回归系数a2，a3。如假设2所述，经理的过度自信将促使报酬业绩敏感度与风险之间的负相关关系减弱。如果假设2成立，则可以预测a2＜0，a3＞0。表4是关于假设2的回归结果。

表4 假设2检验的回归结果

表4的回归结果显示，a2＜0，a3＞0，且a2＋a3＜0。这表明整体上报酬业绩敏感度与风险之间正如经典理论所预测的那样，呈现出负相关关系。然而高管的过度自信会减弱二者的负相关关系，也即过度自信的高管出于对风险认知产生的偏差，在给定的风险程度上，比非过度自信的高管更易于接收基于业绩的变动薪酬，从而报酬业绩敏感度随风险上升而下降的程度减小。因此，过度自信是有利于减小代理成本的。于是假设2得以验证。

（四）对假设3的检验

为了验证这一研究假设，本文首先利用式（7）将公司总体风险拆分为系统性风险和非系统性风险：

接着将拥有过度自信高管的上市公司样本选出，分别计算每个样本的非系统风险占总风险的比重pu和系统性风险占总风险的比重ps，由此构造哑变量D。若pu／ps＞1，则该样本的非系统风险所占比重较大，令D＝1；而若pu／ps＜1，表明系统性风险所占比重较大，则令D＝0。设计好变量后，针对过度自信的样本，构造以下模型对假设3进行检验。

若假设3成立，则预期模型中交叉变量eps×D的回归系数a2＞0，即同为过度自信高管的样本，相比系统风险所占比例较重的公司，非系统性风险所占总风险比重较大的公司将给予高管更高的报酬业绩敏感度。但是，由于高管表现出过度自信的样本总数是161个，样本总量较小，为了排除极端值的影响，本文剔除了少数每股收益大于1和小于－1的样本，保留了－1＜eps＜1的样本。在这些样本中，D＝1的样本占样本总量近40%。表5是相关的回归结果。

表5 假设3检验的回归结果

从表5可以看出，非系统性风险所占总风险比重较大的样本公司会给予其过度自信的高管更高的基于业绩的薪酬，由此假设3得以验证，这意味着高管对公司风险的低估主要是由其对公司非系统性风险认知的偏差引起的。非系统性风险所占比重越大，则高管表现出的风险低估水平越高，由此基于高管所认知的风险给予的报酬业绩敏感度也将越高。

五、结 论

通过以上理论分析和实证检验可以发现，过度自信的经理，尽管其仍然是厌恶风险的，但由于对风险的低估，相比非过度自信的经理，他们更愿意接受基于变动业绩的薪酬，表现为年度薪酬中的报酬业绩敏感度更高，且报酬业绩敏感度随风险上升而下降的程度明显减弱，本文的结论为已有的理论研究关于过度自信在一定程度上可以减轻风险厌恶所引致的代理成本这一结论提供了经验支持。同时，进一步研究发现，过度自信主要来源于经理对公司非系统性风险的认知偏差，表现为非系统性风险起主导作用的公司，其高管的报酬业绩敏感度也将更高。通过这一发现，本文将过度自信高管的薪酬激励设计进一步细化，公司在为这种类型的高管设计薪酬时，可着重关注于公司非系统风险的测度。

注释：

① 关于高管过度自信的度量方法，迄今已有如下七种：（1）CEO持股状况（Malmendier and Tate［1，21］；郝颖等［17］）；（2）相关的主流媒体对 CEO 的评价；Jin and Kothari［22－25］）；（3）企业盈利预测偏差［26］；（4）CEO实施并购的频率［27］；（5）CEO 的相对薪酬［22］；（6）企业的历史业绩［22］；（7）企业景气指数［4］。

② 这种计算累计分布函数的方法可普遍见于如Garen、Aggarwal和Samwick［18，19］、Core和 Guay、Mengistae和 Xu。

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