管理者能力、股权结构与风险偏好

李秉祥 林炳洪

【摘 要】 从行为财务视角，根据心理学分析框架探讨管理者能力与风险偏好的关系，并进一步分析股权结构的产权性质、股权集中度、股权制衡度在公司治理中所发挥的作用对二者关系可能产生的影响，研究结果显示：管理者能力与风险偏好正相关，国有产权性质、股权集中度对管理者能力与风险偏好的正相关关系有正向的调节效应，股权制衡度对管理者能力与风险偏好的正相关关系有负向的调节效应。区别于现有研究，文章侧重对管理者的内在异质性进行分析，解释了管理者心理因素如何影响其风险偏好，研究结果对促进管理者能力与风险偏好相协调发展，通过优化股权结构设计抑制管理者管理防御倾向，提高公司治理效率，进一步激发管理者主观能动性有着积极作用。

【关键词】 管理者能力; 风险偏好; 股权结构; 行为财务

【中图分类号】 F275.5  【文献标识码】 A  【文章编号】 1004-5937（2022）13-0091-08

一、引言

基于理性人假设，传统经济学理论认为管理者是同质的。但是随着行为财务学的兴起，越来越多学者发现，管理者之间存在着明显的个体差异，其异质性特征要素在企业决策中发挥着重要作用[1-2]。目前，学者大多注重从管理者外部人口统计学特征，如性别、年龄、学历等开展研究，但鲜有从其内在异质性特征进行深入探讨。值得注意的是，无论是何种外在特征，最终都归于围绕管理者内在异质性的分析上[3]。管理者能力作为管理者一项内在的综合性评价指标，存在显著的个体差异性，相较于外部特征更具有持久和稳定的特点。而管理者作为“人”这一特性，其认知与态度是复杂多变的[1]，在企业经营中面对各种机遇与挑战中，管理者风险偏好无疑会对企业经营决策产生深刻的影响。因此，管理者能力异质性如何影响其风险偏好值得进一步深入研究。

股权结构是公司治理体系的重要一环，不同的股权结构意味着不同的利益关系[4-5]。既定的股权结构安排会通过公司治理网络将利益关系衍生效应传递至管理者[4]，管理者会审慎考量当下的风险与报酬，从而影响其行为决策以使目标函数达到最优。对此，本文从行为财务视角，将管理者能力与风险偏好纳入心理学分析框架进行分析，并引入产权性质、股权集中度、股权制衡度等股权结构特征作为影响机理的调节变量进行探讨，以期有所突破。可能的创新点包括：第一，从行为财务视角解释了管理者能力异质性如何通过心理因素影响其风险偏好;第二，将股权结构的治理效应可能对管理者风险偏好产生的影响进行深入分析;第三，进行财务学、管理学、心理学等交叉学科研究，豐富管理者内在异质性的研究成果。

二、理论分析与研究假设

（一）管理者能力与风险偏好

管理者作为企业人力资本核心，其个人意愿和价值取向会体现在企业决策中。在进行项目决策时，管理者会根据以往经验进行判断，注重从已知的知识范围内权衡投资与回报的关系[6]，这表明管理者在进行财务决策时，与其能力相匹配的对风险的认知、情感、意志以及行为（简称“知情意行”）起着重要作用。基于行为财务视角，融合人力资本理论和行为一致性理论，参考心理学对个体分析的“知情意行”四个维度进行具体分析，本文认为管理者能力与风险偏好正相关，理由如下：

首先，在认知能力方面，能力强的管理者有良好的认知能力[6]，对风险的“双刃剑”特性有着理性的认识，更善于把握风险中蕴含的机会。在面对风险时，能力强的管理者并不一味规避风险，而是发挥自己的专长充分识别企业经营过程中的风险点，在可预见的条件下，对风险投资项目进行充分评估，从而把握机会以投入较低的现时成本去获取未来更大的投资收益，实现企业资产的保值增值[1]。

其次，在情感方面，能力强的管理者对待事物的情感和情绪更为稳定，心理素质更为突出，能够承受更大的风险和压力[7-8]。即使面对困境，能力强的管理者也能够控制不良情绪，及时调整心态，展现出更大的韧性和自信心，以出色的工作能力化解风险。因此，在项目选择时，能力强的管理者基于心理素质优势更喜欢挑战不确定高且预期收益大的项目。

再次，在意志方面，管理者能力越强意味着其越有进取心，意志力更加坚定，抱有强烈的动机去实现事业目标。在既定目标的驱动下，能力强的管理者表现出更大的主观能动性，对于企业经营管理和个人职业发展有着明确的目标和清晰的思路，能够尽力克服当前困难，持续推进风险项目的开展[9-10]，从而追求更大的成功以满足自我实现的需要，所以与之相匹配的风险偏好也更大。

最后，在行动方面，能力强的管理者行动更加积极，并且善于整合资源，能够为风险投资项目的开展提供持续、及时的资源供给[6]，与他人进行充分的沟通协商，建立良好的合作协调机制，保障组织战略目标的实现[1，11]，尤其是当其他利益相关者关注点和诉求都不一样时，能力强的管理者能够充分与之协调，确保风险性决策能得到有力的保障并稳步推进。因此，本文提出假设1。

H1：管理者能力与风险偏好正相关。

（二）股权结构的调节效应

1.产权性质的调节

产权性质作为上市公司的重要属性，不同产权性质的上市公司所面临的制度安排是不一样的，会影响管理者的投融资决策与企业的生产经营活动[12]，一方面，由于国有控股上市公司一般由中央政府或地方政府提供隐形债务担保，信用融资便利许多，银行等金融机构更愿意优先为其贷款，且诸多国有上市公司在行业有着较高的市场地位，享有政策红利，所掌握的资源要比非国有控股上市公司充裕[13]，因此从资源供给角度来看，国有企业能力强的管理者有充足的可调配资源支撑其高风险偏好倾向。另一方面，在国有控股企业所有者缺位情况下，管理者作为国有控股企业的经营主体，其所受到的监督力量也存在一定的弱化[14]，这助长了其风险偏好，尤其是基于晋升和经理人声誉考量，能力强的管理者更愿意借助国有企业的组织资源优势为自己前程承担风险[15]。因此，本文提出假设2。

H2：国有产权性质对管理者能力与风险偏好的关系具有正向调节效应。

2.股权集中度的调节

股权集中度体现大股东对公司的控制程度，较高的股权集中度能够对管理者发挥监督作用，抑制管理者的自利行为，激发管理者加大风险偏好从而主动承担风险。由于利益目标不一致，上市公司广泛存在经理人管理防御现象[16-17]，管理者为维护自身职位与薪酬待遇，容易产生短视心理，注重短期效益，往往会产生风险规避倾向，增加第一类代理成本[6]。虽然管理者的代理行为受到公司所有者的集体监督，但是如果股权分布分散，诸多中小股东持有“搭便车”的心态[18]，对管理者的监督效果并不十分有效。而当股权集中度高时，大股东持有的股权会形成有效的监督力量，可对管理者形成有力的监督与激励，限制管理者的机会主义行为，纠正管理者的管理防御倾向，避免出现短视行为，强化其主人翁的意识，使其目标与股东趋同，切实提高管理者的积极性，从而激励能力强的管理者主动去承担风险，以获取更长远的投资收益，扩大企业经营利润成果，达到风险共担、收益共享的双赢局面。因此，本文提出假设3。

H3：股权集中度对管理者能力与风险偏好的关系具有正向调节效应。

3.股权制衡度的调节

股权制衡度意味着大股东相互牵制程度，虽然股权制衡一定程度上可缓解第二类代理冲突，维护中小股东利益，但股权制衡度的提高也意味着参与重要决策的人数增多，可能导致决策效率下降[19]，甚至在内部引发争权夺利的不良局面。身为代理人的企业管理者会谨慎考虑各大股东间的目标差异与利益诉求，以免违背大股东的意愿，损害自身利益。在这一困窘处境下，管理者难免左支右绌，前后顾虑，必然降低其风险偏好程度，对于风险投资项目不能及时做出有效的决策。同时，股权制衡度较高可带来权益效应与折中效应[20]，从股权架构制度层面对管理者形成有效的约束，抑制大股东与管理者合谋，降低管理者个人非理性行为所带来的影响，即使管理者能力较强，但是在多重牵制作用下，其风险偏好也不可避免会降低，根据现实情况调整预期，选择有利的自我防御态度[21]，从而减少不安和烦躁情绪。对此，本文提出假设4。

H4：股权制衡度对管理者能力与风险偏好的关系具有负向调节效应。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

选取2008—2017年A股上市公司作为研究样本，并做如下处理：剔除金融行业、财务数据异常与缺失的上市公司，剔除在观察期内被ST或？觹ST的上市公司，剔除上市时间不足一年的公司，对变量进行大于99%且小于1%分位數的极端值Winsorize处理。管理者能力、管理者风险偏好、股权结构等指标的原始数据来自CSMAR数据库和RESSET数据库。

（二）变量定义

1.被解释变量：管理者风险偏好

通过心理学量表问卷等方法直接测量管理者偏好，不仅存在主观因素影响过大，也存在数据获取难度大，调研持续时间长等缺点，所以现在诸多文献通过间接代理的办法对管理者风险偏好实施测量，Walls et al.[22]、张传奇等[23]、戴书松等[24]指出管理者风险偏好会通过财务决策表现出来，并据此开展实证分析，效果显著。所以本文借鉴以上学者做法，用风险资产与总资产的比率来度量管理者风险偏好：

2.解释变量：管理者能力

借鉴Demerjian et al.[9]、张路等[3]的做法，采用数据包络分析法（Data Envelopment Analysis，DEA）与Tobit模型相结合的两阶段模型来进行计算。第一阶段主要根据投入产出最优的思想，运用数据包络分析法计算出企业最大运营效率;第二阶段将最大运营效率根据组织层面特征因素和管理者因素区分开来，用Tobit模型回归分离出管理者能力。具体做法如下：

第一阶段：用数据包络分析法（DEA）计算出最大运营效率值。数据包络分析法（DEA）主要用于决策单位（DMU）多种投入与多种产出关系比较，据此判断彼此之间的效率值，识别相对有效率单位和无效率单位，对此开展比对分析并针对无效单位提出改进方法，试图使决策单位（DMU）效率最大化。当应用DEA计算企业运行效率时，其投入变量包括主营业务成本（Cost）、固定资产净值（PPE）、无形资产净值（INTAN）、商誉净值（GW）、销售及管理费用之和（SGA），由于部分企业没有单独披露研发支出和经营租赁费用，而是直接计入销售管理费用中，故使用销售管理费用代替，这些指标共同度量公司的投入。产出变量为销售收入（Sales）。

第二阶段：用Tobit模型分离计算出企业管理者能力。第一阶段计算出的效率值在0—1之间，该值不仅涵盖企业特征因素的作用，也包括管理者因素影响，因此用Tobit模型将其分离出来，拟选取企业特征因素有规模（Size）、市场份额（Ms）、自由现金流（Fcf）、成立年限（Age）、多元化（Div），同时用年份（Year）反映年度固定效应，并将以上变量进行回归，分离出残差e即管理者能力（Ma）。残差e如果较大，表明管理者能力比较高，当残差e为负数时，说明管理者能力较差，综合素质较为平庸，效率和超额利润主要来自组织固有资源。

3.调节变量

调节变量为股权结构，分别从性质和数量进行度量。性质为股权的产权性质，借鉴李延喜等[12]的做法，当企业为国有控股取值为1，否则为0;数量为股权集中度与股权制衡度，借鉴单春霞等[25]的做法，分别用上市公司前五大股东年末的持股比例之和与上市公司前二至前五大股东年末的持股比例之和/上市公司第一大股东年末的持股比例来度量。

4.控制变量

为使模型更全面精确，参考何威风等[6]研究设计，选取公司规模（Size）、现金持有（Cash）、盈利能力（Roa）、负债水平（Lev）、企业成长性（Growth）、成立年限（Age）、托宾Q值（TobinQ）、年份（Year）、行业（Ind）作为控制变量。

各变量定义见表1。

（三）模型构建

第一，以管理者能力（Ma）为解释变量，管理者风险偏好（Mrp）为被解释变量构建回归模型1，主要验证H1是否成立。

Mrp=a0+a1Ma+a2Size+a3Cash+a4Roa+a5Lev+a6Gr-

owth+a7Age+a8TobinQ+a9Year+a10Ind+ε   （1）

第二，加入调节变量产权性质（Soe）及其与管理者能力的交乘项（Ma×Soe）构建回归模型2，主要验证H2是否成立。

Mrp=a0+a1Ma+a2Ma×Soe+a3Soe+a4Size+a5Cash+

a6Roa+a7Lev+a8Growth+a9Age+a10TobinQ+∑Year+

∑Ind+ε   （2）

第三，加入调节变量股权集中度（Cr）及其与管理者能力的交乘项（Ma×Cr）构建回归模型3，主要验证H3是否成立。

Mrp=a0+a1Ma+a2Ma×Cr+a3Cr+a4Size+a5Cash+

a6Roa+a7Lev+a8Growth+a9Age+a10TobinQ+∑Year+

∑Ind+ε   （3）

第四，加入调节变量股权制衡度（Bal）及其与管理者能力的交乘项（Ma×Bal）构建回归模型4，主要验证H4是否成立。

Mrp=a0+a1Ma+a2Ma×Bal+a3Bal+a4Size+a5Cash+a6Roa+a7Lev+

a8Growth+a9Age+a10TobinQ+∑Year+∑Ind+ε   （4）

四、实证结果及分析

（一）描述性分析

为初步对变量有直观认识，在回归前将主要变量进行描述性统计分析，主要考察了均值、中位数、标准差等，具体结果如表2。

对数化处理后，管理者能力（Ma）均值为0.001，极值之间差异较大，说明A股上市公司管理者能力总体偏弱且个体差异较大，有很大的提升。管理者风险偏好（Mrp）均值为0.157，总体处于较低水平。产权性质（Soe）均值为0.617，表明国有控股上市公司占A股比重大，为61.7%，数量比非国有控股上市公司多。股权集中度（Cr）均值为0.507，中位数为0.506，且标准差不大，表明上市公司的股权比较集中，这也符合新兴资本市场股权比较集中的特点。股权制衡度（Bal）标准差达0.547，且极值相差较大，表明上市公司的股权制衡度相差比较大。其他变量的描述性统计结果与现有文献基本一致，此处不再赘述。

（二）相关性分析

运用Person相关性分析初步判断变量之间的关系。从数据结果（表3）看，管理者能力（Ma）与管理者风险偏好（Mrp）在1%水平上呈显著正相关关系，相关系数为0.106，说明管理者能力越强，其风险偏好越高，初步证明H1成立。其他变量之间的关系基本与现有文献一致，另外，各变量间的系数均小于0.5，说明不存在严重多重共线性。

（三）多元回归结果与分析

表4分别是模型1至模型4多元回归的结果。根据模型1的回归结果，管理者能力与风险偏好在1%的水平上显著正相关，相关系数为0.091，即管理者能力越强，其风险偏好程度就越大，這一回归结果验证了H1。能力强的管理者有着出色的预判能力与掌控能力，对风险的认知、情感、意志和行为显现出更强的进取心与冒险精神，更容易把握发展机会，带有更高的风险偏好，从而积极承担风险，主动配置风险性资产，提高资产利用效率以实现经营目标。

根据模型2的回归结果，管理者能力与风险偏好在1%的水平上显著正相关，相关系数为0.068，同时，管理者能力与产权性质交乘项的系数为0.036且在10%的水平显著，所以产权性质对管理者能力与风险偏好的正相关关系呈现出正向调节效应，即国有产权性质强化了管理者能力与其风险偏好的正相关关系，验证了H2。这说明国有控股上市公司在资源供上给予了管理者进行开展高风险性项目的条件保障，能力强的管理者会充分利用国有控股这一优势条件去承担风险，加大风险偏好，实现企业成长与个人晋升的双重目的。

根据模型3的回归结果，管理者能力与风险偏好在1%的水平上显著正相关，相关系数为0.100，同时，管理者能力与股权集中度交乘项的系数为0.040且在1%的水平显著，所以股权集中度对管理者能力与风险偏好的正相关关系呈现出正向调节效应，即股权集中度强化了管理者能力与其风险偏好的正相关关系，这验证了H3。股权集中度的提高抑制了管理者的管理防御倾向，在有效监督前提下，能力强的管理者会顺势而为，调整预期，克服短视心态而主动去承担风险，积极开拓事业。因此，股权集中度呈现出强化了管理者能力与其风险偏好之间正相关关系的调节效应。

根据模型4的回归结果，管理者能力与风险偏好在1%的水平上显著正相关，相关系数为0.113，同时，管理者能力与股权制衡度交乘项的系数为-0.037且在5%的水平上显著负相关，所以股权制衡度对管理者能力与风险偏好的正相关关系呈现出负向调节效应，即股权制衡度弱化了管理者能力与其风险偏好的正相关关系，这验证了H4。股权制衡度对股东的牵制作用一定程度上会传导至管理者，产生风险偏好抑制效应，因为股权制衡度越大，反映出决策主体的差异性越大，形成相同的一致意见就越困难，在利益目标不同的多方博弈下，管理者的最佳选择就是静观其变，以最终股东形成的决定为准，这在一定程度上抑制了管理者的风险偏好。因此，股权制衡度表现出弱化了管理者能力与其风险偏好之间正相关关系的调节效应。

（四）稳健性检验

1.分组回归

借鉴李延喜等[12]的做法，将样本分为国有控股组和非国有控股组，以产权性质为分组变量对样本进行分组对比分析，结果显示不管是国有控股组还是非国有控股组，管理者能力与风险偏好均为正相关关系，且国有控股组显著性更突出，再次证明了H1与H2的正确性，与前述结论一致。

2.降低噪音

关于管理者能力的计算，部分学者指出由于在第二阶段的Tobit模型无法涵盖企业层面所有影响运行效率的因素，用回归残差衡量管理者能力存在噪音干扰。为降低噪音干扰影响，借鉴张路等[3]、何威风等[6]的研究方法，分别利用残差值大小划分四个能力等级和十个能力等级构建管理者能力Ma4和Ma10，并分别从1—4和1—10赋值，通过将所构建的主回归模型中Ma替换成Ma2和Ma10再次验证，回归结果与前述结论一致。

3.指标替换

在模型3、模型4中股权集中度的度量指标换成上市公司第一大股东年末的持股比例，股权制衡度的度量指标换成上市公司前二至前五大股东年末的持股比例之和/上市公司第一大股东年末的持股比例进行再次验证，发现调节效应依然显著，实证结果与前述结论一致。

五、结论及政策建议

本文从行为财务视角分析了管理者能力与风险偏好之间可能存在的关系，并从公司治理层面引入股权结构的产权性质、股权集中度、股权制衡度对二者之间可能产生的影响进行分析，研究结论为：第一，管理者能力与风险偏好正相关;第二，国有产权性质、股权集中程度对管理者能力与风险偏好正相关关系具有正向调节效应;第三，股权制衡度对管理者能力与风险偏好正相关关系具有负向调节效应。因此，企业应注重选拔聘用合格的管理者，并加大培养力度使之能够有强大良好的心理素质与协调一致的风险偏好去处理企业经营过程出现的不确定因素，并进一步加强风险投资项目的评估，根据管理者能力及风险偏好水平有序推进。同时，企业还要注重加强对股权结构的顶层设计，有效地对管理者进行监督与激励，降低由管理防御所形成的第一类代理成本，使管理者能力与风险偏好相匹配，人尽其才，充分发挥管理者的主观能动性。

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