CEO过度自信、女性董事与公司违规

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(华中农业大学 经济管理学院，湖北 武汉430070)

一、引言

上市公司的违规行为会扭曲资本配置的效率，干扰资本市场的秩序，打击投资者信心，因此，证监会近年来加大对违规行为的查处力度。图1统计了2006-2016年10年间上市公司的违规情况：违规行为的查处次数从2006年的当年上市公司一年发生违规共计50次猛增到2015年的450次，增加了8倍。从违规上市公司数来看，从2006年1年内少于50家上市公司违规发展到2016年1年内超过200家上市公司违规，每年违规上市公司数至少增加了3倍。每年违规公司占所有上市公司的比例从2006年的3%增长到2012年的接近9%再到2016的超过7%，增长超过100%。单个公司最大违规数，从2006年的最多可能违规3次，到2013年的11次再到2016年的16次。综上来看，违规行为在中国上市公司中变得越来越频繁，越来越普遍。自2012年起监管力度不断加强，为应对资本市场违规多发态势，证监会自2015年开始部署专项执法行动，剑指IPO发行欺诈、信息披露违规、市场操纵违规等行为，以整治资本市场的违规之风。

依据公司的权力配置，在违规决策中如何理解高管和公司董事会以及他们间相互关系是研究上市公司违规行为的关键[1]。国内外很多学者对此作了专门的研究，目前的研究大多数集中于公司治理结构高管的制度化特征[2]。然而，仅仅关注高管的制度化特征是不够的，从行为金融学的角度讲，违规是一种冲动和冒险行为，行为本身是一种非理性表现，高管可能存在高估自身判断的准确性，低估决策风险，即过度自信而增加上市公司违规的概率。本文集中研究高管中的CEO行为，在中国的大环境下研究CEO过度自信与董事会中的性别制衡有着独特意义。中国既有男权社会的传统，也有对权威的崇拜倾向，还残留着儒家讲求君为臣纲的传统观念，这些观念深深地影响了中国各类组织的文化。实际上，不得不承认在中国各类组织中，“一把手”近乎拥有绝对的权力，“一言堂”现象十分明显，这为过度自信提供了天然的温床。

从公司治理的角度讲，董事会监督责任是防范上市公司违规的首要屏障，相互制衡的权利配置是硬化的制度安排，考虑到女性在公司治理中的独特作用，除了授权，挪威、法国、意大利、英国、西班牙等北欧国家还通过法律强制规定了公司中女性董事的配额标准，挪威甚至达到40%的比例要求[3]。中国社会虽然有着夫为妻纲的传统文化，但是解放后女性的劳动参与在全球范围内都属于比较高的水平，计划生育政策更加快了女性接受高等教育和向社会高层渗透。《财富》(中文版)2011年对中国公司的抽样调查发现，中国上市公司女性董事比例从1999年的9.2%上升到2010年的11.7%，虽然与欧洲国家17%和美国的15%相比还有差距，但是61%的中国公司拥有1位到4位不等的女性董事，远超过日韩等亚洲发达国家。中西方文化的碰撞与融合会结出怎样“具有中国特色”的果实是一个值得让人深思的问题，越来越多的学者开始关注女性在中国公司治理中的作用。

图1 2006—2016年度违规次数与公司数完全统计图

本文以沪深两市A股全部上市公司发生过对本公司股票进行交易的为潜在的CEO过度自信样本，以本公司股票增持作为过度自信的替代变量，研究了管理层过度自信与违规发生的关系以及女性董事在其中的缓解作用。研究发现，CEO过度自信的确会提高公司违规的概率，同时，女性董事的存在也能够起到缓解CEO非理性冲动的作用。为了更深入揭示违规动机，将违规行为细分为个人违规、经营违规和信息披露违规，结果发现CEO过度自信对高管个人违规影响最为显著，证明了违规的自利动机；女性董事在经营违规和信息披露违规中的负向调节最显著，意味着组织化授权是女性董事有效治理的前提，女性董事在维护公众和投资人利益中能有效发挥作用，此外董事会成员的专业性也能够显著提升其治理能力。由于10%左右公司存在违规，稳健性检验采用PSM方法来克服样本选择偏差，结论依然成立。考虑到CEO过度自信存在不同测度，稳健性检验中采用过于乐观的盈利预测作为过度自信的替代变量重复上述回归过程，进一步强化了研究结论。

本文的主要特点是研究视角的创新，不同于以往的制度化特征视角，本文从CEO的人格化特征入手，深入研究CEO过度自信、董事会性别均衡与上市公司违规之间的关系，展现了制度与文化在公司治理中的交互作用。本文的创新点还在于进行了情景设定和角色设定，所选取的研究场景是公司高层价值观冲突最为集中的违规决策，研究视角的选取较为典型。为揭示女性董事在公司、公众和外部投资人利益维护中所起的制衡作用，将违规行为细分为组织行为与CEO个人行为，赋予了公司治理研究更加丰富的文化内涵。研究发现，CEO过度自信的确容易诱发违规行为，而女性董事在其间也存在缓解作用，但是作为一项不同于职业能力要求的非正式制度安排，其调节效用为纯调节效用，而且女性董事的治理功能发挥离不开组织赋权。

二、文献回顾与理论假设

过度自信理论指人们普遍会存在高估自身能力、成功概率的自我偏差，人们普遍会高估一类信息同时低估其他信息。Landier等发现有56%的创业公司CEO认为自己的企业能够发展下去，只有6%的企业家为自己企业的前途感到担忧[4]。姜付秀等认为，管理者过度自信会影响企业扩张，管理者过度自信程度越高企业总投资水平越高，企业内部扩张越快，特别是当企业拥有充足现金时，该影响越大，过度自信导致的扩张更容易导致企业陷入财务困境[5]。余明桂等研究发现，过度自信的CFO更愿意举债，这增加了公司财务危机的可能[6]。吴芃等研究认为，过度自信的CEO倾向于选择进攻型战略，进攻型战略企业相比防御型战略企业更易进行财务报告舞弊，其主要原因是当项目情况变差时，管理层为了掩盖在投资上的错误决定，会采取诸如提前确认收入，推后确认损失的会计政策，同时在确认损失时，他们会低估损失高估收入[7]。

综上所述，学界对于过度自信与经营风险关系的认知较为一致，过度自信的高层管理者容易低估舞弊被发现的概率，而愿意投资风险较大的项目，在该种心理状态下也容易引发成功的过度自我归因，从而使得外部负面信息被管理者忽略，不利于企业风险的防范，也为稳健的会计信息埋下隐患。因此，本文提出以下假设：

假设1：管理层过度自信会提高公司违规的可能性。

管理者过度自信引致的过度投资是委托代理问题的表征之一，合理的董事会结构有助于减少公司风险[8]。不同学者从权力配置、权力对比、勤勉度、老乡关系、同门等正式制度与非正式制度视角研究了董事会的治理有效性[9-10]。但此类研究基本上是关于其个人“后天”的经历分析，对于个人作为“人”的“先天”基本生物特征虽有涉及但重点分析甚少[11]。关于女性董事的研究国外较为丰富，目前存在三种代表性观点：较早以Kanter 为代表的象征主义，认为女性董事的任命只是为了满足董事会多元化的需求，并不会对企业治理有实质性影响[12]；Adams与Ferreira认为公司内部存在“性别助长”效应，女性对公司价值提升有积极作用[13]；也有人主张男女适合的任务情形不同，女性董事的作用不能一概而论。心理学家对此也做出了解释，相较于男性，女性具有感性思维和直觉思维、敏感性强、缺乏冒险精神等特质[14]；医学实验也支持了性别间大脑皮质成分差异、脑电复杂网络差异以及由此而导致的功能、认知差异[15]。

国内大部分研究支持女性董事对公司违规的治理效应，但是影响机理各不相同。顾亮等认为女性会提升会计稳健性，董事长与高管团队在性别和受教育程度上的不均衡会增加上市公司违规[16]。李世刚的研究揭示了女性高管能显著减少上市公司发生过度自信的可能性，由此将进一步降低投资现金流敏感性和内部融资偏好[17]。李长娥、谢永珍发现女性高管会显著降低公司违规倾向[18]。女性董事对企业价值的影响众说纷纭，男性的积极进取、勇于冒险和女性的谨小慎微、责任感这些性别特征本身是双刃剑，对企业价值的影响并非孰优孰劣，当CEO存在过度自信、有较强的违规倾向时，男性的强硬特征较为明显，女性的谨小慎微则能够在一定程度上抑制其冒险行为[19]。

女性董事在公司治理中的作用不仅需要情景设定，还需要角色设定，女性董事对违规行为的抑制作用是通过组织赋权而实现的，公司违规大体上分为高管个人违规、经营违规以及信息披露违规，显然不同的违规方式，其行为逻辑、侵害行为受体和传导路径是不一样的。CEO个人违规实质是委托人与代理人的利益冲突，现实中存在一系列的激励性制度安排，如管理层持股、薪酬激励计划等试图协调二者的利益冲突，由于人性的贪婪和自私，CEO损人利己的行为仍然难以根除，这些激励计划反而可能诱发CEO的自利行为。另一方面，高层授权为其提供了舞弊的机会，加之过度自信的高层管理者容易低估舞弊暴露的概率。依据GONE理论，贪婪、机会、需要、暴露共同决定了舞弊行为，不同于公司违规与信息披露违规，CEO个人违规的动机是为了获取CEO个人利益，其决策不是集体决策而是“桌子底下”的个人决策，是一种故意逃避监管的行为，更加隐蔽和私密，女性董事难以通过组织赋权对其实现有效监督。基于上述分析，本文提出以下假设：

假设2：女性董事会弱化CEO过度自信与违规之间的正向关系。

假设3：女性董事对CEO违规行为的抑制作用仅在经营违规和信息披露违规时才发挥作用，对CEO个人违规不存在制约作用。

三、研究设计

(一)数据筛选与配对

为了消除外部监管环境变化带来的影响，本文选取的时间区间为2012年严加监管之后的2013年1月1日至2016年12月31日，对近4年沪深两市上市公司违规行为及其分布做出完全统计。结果见表1、表2所示。违规的查处时间具有滞后性，表1反映了不同查处年度违规行为的时间分布，总体上所查处的违规呈增长趋势，从违规行为来看，信息披露违规最为常见，其次是CEO个人违规，最后是公司经营违规。

表1 违规样本年度分布表

注：由于公司违规行为具有多发特点，违规行为与查处统计并非一一对应。

表2 违规行为分类表

将样本中存在公司CEO进行本公司股票交易的上市公司作为潜在过度自信样本，按照如下原则对所有数据进行处理：(1)剔除金融类、保险类上市公司；(2)剔除ST上市公司；(3)剔除数据缺失的上市公司；(4)非自愿增持。由于本文的主模型采用股票增持测度CEO过度自信，分红送转、公司增发新股时对老股东统一公开配股，并非出自CEO个人意愿，由于这类原因导致CEO持股变动的不计在内；(5)上市公司违规中包含由环境监察部门认定的存在违背环保相关规章的，因为与本研究的目标不一致，也不计入在内。公司违规行为的治理分为内部与外部视角，其治理逻辑是不同的，外部治理体现了信号传递与声誉机制的作用，内部治理则属于委托代理范畴。由于本文研究视角为公司内部治理，在违规变量测度时选择违规行为的发生而非公告，故采用了发生年度的公司数据进行匹配，完成上述数据处理后得到1 392组观测值，所有数据均来自国泰安数据库。

(二)变量与模型

对应假设1、2分别建立以下模型：

VIO=β1OC+β2Gender+β3Exper+β4Indep+β5State+β6Share+β7Grow+β8Lev+β9Size+

β10Audit+ε

(1)

VIO=β1OC+β2Gender+β3OC*Gender +β4Exper +β5Indep+β6State+β7Share+β8Grow+β9Lev+β10Size+β11Audit+ε

(2)

为了对比制度性原因与非制度性原因在环节CEO过度自信负面影响的治理效应，又加入了董事的独立性与行业专长的交乘项，构造了模型3：

VIO=β1OC+β2Gender+β3Expert+β4Indep+β5OC*Gender+β6OC*Expert+β7OC*Indep+β8State+β9Share+β10Grow+β11Lev+β12Size+

β13Audit+ε

(3)

采用逻辑回归与负二项回归上市公司发生违规(VIO)，违规时取1，否则取0；OC用来衡量CEO的过度自信程度。高管过度自信目前测度方法有高管相对薪酬、持股变动、盈利预测。高管薪酬法认为管理者相对薪酬越高，表明公司管理者对公司的贡献越大，对公司越重要，左右公司决策的能力大，会导致过度自信；持股变动法是指过度自信的管理者会高估公司未来收益，为了获取更多利益，即使存在行权机会也不会行使股票期权，反而购入自己公司的股票，那么股票期权数量净增长量就可以很好地度量高管的过度自信；盈利预期法则认为过度自信的管理者往往会对盈利预计过高，如果在样本期内，管理者预期的税前净利润与实际的数据之差大于0的次数多于小于0的次数，则可以认为管理者存在过度自信。本文定义若CEO在样本期内增持自己公司的股票则代表CEO存在过度自信，此时OC为1，否则OC为0。董事会性别均衡性(Gender)，指董事会中男女成员数量的均衡程度。记董事会中女董事比例为S，则使用Gender=1-S2-(1-S)2进行衡量，其取值在[0，0.5]之间，数字越大表示均衡程度越高，其他变量测度如表3所示。

表3 变量定义表

四、实证结果

(一)描述性统计与单因素分析

各变量的描述性统计见表4。

表4 变量描述统计表

注：*、**、***分别表示0.1、0.05、0.01的显著性水平，下同。

从各个变量的描述性统计结果来看，过度自信的均值是0.188，说明样本中18.8%的样本公司存在CEO过度自信的情况。2013年到2016年违规样本占总体样本的比例是0.115，表面上似乎略高于本文在绪论部分对于上市公司违规的总体数据的描述，这是因为本文对于违规变量的定义是在样本期内存在违规行为并被查出就认定该公司存在违规，而且在剔除数据时发现许多不存在违规行为的公司数据缺失，所以得到这个值是合理的。董事会性别均衡性均值为0.275，可以推断女性董事占比为13%，说明我国上市公司中性别多元化程度较低，虽然与挪威和英国的40%、30%相比还存在差距，但总体上已经比较高了。独立董事比例的均值在37%左右，总体上上市公司达到《关于在上市公司中建立独立董事的指导意见》的要求；董事会专业性的均值为0.376，总体上有37%的董事会成员具备专业职称。违规组和非违规组单因素均值分析揭示了两类公司5个方面差异存在统计显著性：其CEO过度自信、公司资产负债率违规公司显著高于非违规公司，初步验证了CEO过度自信与公司违规行为的关系，并且对于较多依赖外部融资的公司更倾向于发生违规；而大股东持股比例、董事会专业性与外部审计师的专业性方面违规公司显著低于非违规公司，初步印证了委托代理理论中的基本问题：委托人持股比例较低，内部董事会专业能力相对较弱，而且外部监督也相对欠缺的公司更容易发生违规。

(二)CEO过度自信与公司违规行为

高管过度自信与公司违规的回归结果见表5所示。表中括号内数字为p值。

表5 过度自信与公司违规回归结果

首先对假设1进行验证。表5列示了CEO过度自信与公司违规及不同类型违规回归结果。为了对比CEO过度自信对不同违规行为影响大小，先进行CEO过度自信与违规行为的一元回归，为了便于说明，表中所列系数为回归系数经过指数化转换的结果，大于1表示正向影响，小于1则表示负向影响，结果支持假设1：CEO过度自信会提高公司违规行为的发生率，违规优势比为1.391∶1。其解释是过度自信的CEO，对成功倾向于过度自我归因，负面信息则不自觉地忽视，导致管理者很可能过高估计违规收益，低估了违规成本和违规被监管发现概率，从而更倾向于违规。

从违规行为看，其影响大小存在差异，其中个人违规的倾向最为明显。违规优势比为280.5%，其次为经营违规和信息披露违规，分别为135.8%、130.7%。由于CEO过度自信是CEO本身的一种特征，在个人层面上，个人特征会影响个人的决策偏好，过度自信的CEO会高估违规的收益而低估风险，使违规倾向增加，而在不涉及他人的个人决策领域，他较少拘束地执行自己的想法，所以这个结果是合乎逻辑的。违规行为分类的多元回归结果与综合违规结果大体一致，其区别在于：个人违规行为的解释变量中股权集中度由独立董事替代，意味着独立董事制度对于CEO的个人违规行为有较好的治理效应。

在控制了其他影响因素以后，上述关系仍然具有统计显著性。从综合违规行为来看，前5大股东的持股比例越高，公司发生违规行为的概率越小，意味着集中性股权有利于弱化代理问题，而企业资产负债率显著地提升了公司违规概率，而越大的财务杠杆会带来越大的财务风险，从而导致违规行为发生的概率增加，可推断在股权分散并且较依赖外部融资的公司更容易发生违规行为。这与文献中过度自信的管理层往往会过高低估计投资回报过低估计风险，从而倾向过度融资相吻合。董事会成员中具有专业职称的人员比例越高，公司越不容易发生违规，说明董事会成员的职业能力越强监督效果越好；负责该公司外部审计的如果是国际4大会计师事务所，也会降低公司违规倾向，市场监督是有效的。

(三)女性董事对CEO过度自信的调节效应

女董事能对高管的过度自信行为起到一定的调节效应，具体数据见表6。

表6 董事性别及其他特征与公司违规

模型(2)是为了验证假设2，在模型(1)的基础上引入了性别与CEO过度自信的交乘项，回归结果如表6所示。为显示其调节方向，回归系数未进行指数化转换。回归(1)显示主效应-CEO过度自信与违规之间的正向关系没有受到影响，再引入交乘项之前和引入之后性别变量对违规行为均没有影响，意味着性别均衡程度本身不能够有效遏制违规行为，但是交乘项通过了显著性检验，并且系数为负，意味着性别对CEO过度自信与违规行为的正向关系具有负向调节效应，并且该效应是纯调节效应。在企业高层的女性比例较低的情况下，更加均衡的性别比例，更能发挥女性谨慎、厌恶机会主义的优势，验证了已有学者研究女性董事会增加公司的会计稳健性，减少公司的冒险冲动的研究结论[19]。

为了对比董事其他特征的影响，在回归(2)、(3)中又分别用专业特长、独立性与过度自信的交乘项替代原交乘项，董事会成员的专业结构回归系数小于1，意味着该变量对违规行为都存在负向调节效应。进一步观察该变量的调节效应发现，董事会的专业性和性别制衡均会弱化公司违规动机，但是二者也存在差异：性别均衡假设1的调节效应属于纯调节效应，董事会成员的专业性与CEO过度自信的交乘项并没有替代原有的董事会对违规行为的负向关系，意味着董事会的专业性对CEO过度自信与违规行为正向关系的负向调节作用属于半调节效应。引入全变量，董事会特征对违规治理效应不变。由于现有公司法对董事的专业任职能力有要求，但是并未对性别比例提出明确要求，这就说明在董事会这个层面，制度化因素的影响强于性别均衡这一文化因素的影响，制度与文化因素互为补充，共同促进了公司代理成本的治理。而独立董事制度并未有效遏制公司违规，可能的解释是独立董事是外部、非执行董事，公司内部尤其是CEO主导的违规行为存在较为严重的信息不对称，导致其无法履行监管之责。

表6后三列为细分违规行为回归，结果显示，CEO过度自信对于个人违规行为的边际效应明显最强，而另外两种则不显著，体现了个体利益的强烈驱动。女性董事的纯调节效应仅对后面两种违规行为有效。事实上，无论是经营决策还是对披露相关事务的决策都是一种对CEO董事都相对公开的决策，必然要经过内部各利益相关方的博弈，那么有效的董事会必然将参与其中并保护投资者利益，进而抑制CEO非理性行为导致的违规，CEO个人违规的自利性和私密性使其逃避监管，假设3得到验证。

(三)女性董事对重复违规的治理效应

在全部的违规公司中54.8%的违规行为是单一违规，45.2%的公司则存在两种以上违规，在两种以上违规行为中，最常见的是个人违规兼有信息披露违规以及经营违规伴随信息披露遗漏，反映了管理层在采取违规行为时为了减少被发现的概率必然会设法操纵信息，掩盖不法行为，加剧资本市场的信息不对称，而在重复违规非常严重的公司其违规担保、占用或挪用公司资产反复发生，凸显了公司治理失控的危害。

表7 重复违规行为统计

重复违规治理效应的多元回归中，由于被解释变量为违规次数，适合采用泊松回归或者负二项回归，由于违规次数的方差是均值的两倍，alpha的置信区间在1.04～2.02之间，拒绝alpha=0的原假设，即拒绝过度分散假设，更适合采用负二项回归，其结果如表8所示，右边两列为盈利预测法测度过度自信的稳健性检验，对比两个回归结果，各变量关系不仅依然支持假设1和2，而且对于重复违规，各主要解释变量的边际效应强于二元逻辑回归。

表8 回归结果

五、稳健性检验

(一)以盈利预测法置换CEO过度自信

采用盈利预期法重新计算CEO过度自信(OC)，即通过比较样本期间管理者预期的税前净利润与实际的数据之差大于0的次数与小于0的次数，若前者大于后者则可以认为管理者存在过度自信，记为1，不存在过度自信则记为0。采用Shannon Wiener index 对董事会性别均衡度进行重新度量，即利用公式H=-∑(Pi)(log2Pi)，其中Pi=ni/N，ni为子类个体数，N为总体。该方法借用了信息论的方法测度团队性别均衡程度，回归结果如表8逻辑回归所示，与前文一致。

(二) 基于倾向值匹配的稳健性检验

为了解决其可能带来的估计存在潜在误差的问题，使用倾向得分匹配法(PSM)对假设1进行检验，主要做法是将存在CEO过度自信的样本集合设为处理组，不存在CEO过度自信的样本集合设为控制组，使用最近邻匹配法从控制组中挑选样本，为处理组配对，再计算平均处理效应(ATT)，结果如表9所示。可知匹配前处理组和控制组有过度自信对于公司违规的影响系数分别为0.330和0.262，两者差值(即平均处理效应)为0.068，且在5%显著水平下大于0。同理，匹配后两者差值为0.071，在5%显著水平下大于0。上述数据表明，存在CEO过度自信比不存在CEO过度自信的公司有更高的违规概率。

表9 基于PSM的稳健性检验

六、结论与建议

CEO过度自信会导致上市公司出现违规行为的概率增加。过度自信的CEO过高估计自身能力，他会高估所做决策的回报且低估其风险，导致公司财务危机的可能性较高，从而更具备违规动机，使得公司违规倾向增加。另一方面，对于成功的过度自我归因影响外部负面信息的传递，导致管理者很可能过高估计违规收益，低估违规成本和违规被监管发现概率，从而更倾向于违规，尤其是CEO的个人违规。

董事会男女比例越均衡，会使得董事会在履行职责时考虑更加全面，在公司运营中更能识别CEO非理性行为，在对待CEO非理性行为时能更加有效实施控制，同时在商业社会高层的女性比例较低的情况下，更加均衡的性别比例，更能发挥女性谨慎、厌恶机会主义的优势。虽然性别特征对公司违规行为的治理效应不及专业能力效果强，但是可以作为文化对制度的有益补充。目前我国在公司治理的制度安排中，未对性别做出明确的要求，但应当考虑董事的异质性特征，尤其在公司的风险型决策或者有可能采取非理性行为时，应该有女性董事参与，或者说重视女性董事的建议。无论更具专业性的董事会，还是性别均衡的董事会要想其有效抑制公司违规行为，都必须仰赖组织的赋权，换言之，公司制度安排中应重视对CEO个人违规行为的防范。

由于篇幅所限，本文还存在一些研究不足：1.未对CEO性别进行区分，从而更清晰地分析出同性、异性的监督效应；2.未对女性董事具体分工进行辨识；3.未对三种违规行为其中的某一种的发生动机和机理进行深入的研究。4.未区分是否发生过CEO变更，并从违规行为发生的时间分布揭示其发生条件。