公司治理、管理層過度自信與可轉債融資選擇

林 兢，許宇宸，林麗花

（1．2．3．福州大學經濟與管理學院，福建福州，350108）

一、引言

關于公司可轉債的融資動機及影響因素研究主要集中在：可轉債融資可以解決由于信息不對稱造成的逆向選擇問題[1]；可轉債融資可緩解股東與代理人之間的代理沖突，減少代理成本[2]；可轉債融資具有稅盾作用（與普通股相比）[3]；公司財務特征、自身屬性、市場時機等對可轉債融資有影響[4]。現有研究忽略了管理層個人特質（如過度自信）對可轉債融資選擇的影響。公司管理層是公司融資決策的第一責任人，管理層個人特質直接影響公司融資決策，但現有涉及管理層過度自信對公司融資行為影響研究主要是針對債務[5]和股權融資[6]選擇，缺乏可轉債方面研究。同時，現有關于公司治理對可轉債融資選擇的影響研究主要從股權結構的角度[7]入手，對其他公司治理因素較少考慮，而且有關股權結構對可轉債融資選擇影響的研究往往采用名義上的股權結構進行研究，缺少對上市公司各個大股東之間的一致行動人關系的考慮。本文通過手工收集上市公司一致行動人信息，將采用第一大股東實際的控股比例來研究股權結構對可轉債融資選擇的影響，使研究更符合經濟實際。盡管關于公司治理對管理層過度自信心理的調節作用研究文獻很多，但尚未發現把公司治理、管理層過度自信與可轉債融資選擇納入統一研究框架的文獻。那么，管理層過度自信是否會影響公司的可轉債融資選擇，公司治理機制是否會影響公司的可轉債融資選擇，良好的公司治理是否會矯正管理層過度自信而選擇可轉債融資的行為等，一系列問題需要進一步研究。

二、理論分析與研究假設

現有研究表明，企業進行可轉債融資更多是出于延緩股權融資的目的。[8-9]上市公司選擇發行可轉債是希望其最終能成功轉股，而不是到期還本，市場上多次出現的上市公司利用可轉債下修條款降低轉股價格促使投資者轉股也說明了這一點。在面對債務融資、可轉債融資和股權融資決策時，由于債務融資需要到期還本，可轉債融資和股權融資的財務風險通常比債務融資小，當公司現金流存在較大不確定性時使用債務融資可能具有較大的破產成本，使公司陷入財務困境，這時公司往往摒棄債務融資，考慮可轉債融資或者股權融資。

可轉債相比于股權融資面臨著轉股的風險，當投資者在轉股期內沒有進行轉股時，公司在可轉債到期時會面臨巨大償債壓力，若公司的股價長期低迷，觸發了可轉債的回售條款，提前還款的壓力會給公司帶來較大資金壓力，若公司選擇使用可轉債的下修條款以降低轉股價格進行妥協，或在可轉債到期前通過各種方式接手可轉債然后自己轉股，那可能也違背了公司當時發行可轉債的初衷，也不能視為轉股成功。過度自信管理者的最顯著特征是高估收益而低估風險[6]，公司的股票是否能夠成功被轉股取決于公司未來的股價，當管理層過度自信時，其對公司未來收益、股價的信心高于一般的經理人，會高估公司未來的股價，認為投資者轉股的概率也會更高，容易低估可轉債未轉股的風險，因此相比股權融資，他們會放大可轉債的優點，忽視可轉債的風險，有更大的可轉債融資選擇傾向。另外，作為“走后門”的權益融資方式，由于可轉債的轉股價格通常高于發行可轉債時公司的股價，發行可轉債相當于可以在相同融資量的情況下以更高的價格進行股權融資，相比股權融資能獲得更多的融資，減少增發新股對現有股東股權的稀釋，并且由于轉股是在未來，推遲稀釋股權的時間，一定程度上減少了股權稀釋效應。因此，當公司發行可轉債時，相比于股權融資，與新股東分享公司未來經營成果的程度降低，時間也推遲了。過度自信的管理者對公司未來收益的估計更高，更不愿意與新股東分享公司的未來收益[5-6]，因此，過度自信管理層可能更愿意選擇可轉債融資。據此，本文提出如下假設：

假設1：過度自信的管理層比非過度自信的管理層選擇可轉債融資的概率更高。

股權制衡、兩職設置等公司治理因素會對公司可轉債融資行為產生重要影響。直接進行股權融資會稀釋控股股東的股權、分散公司的控制權，而可轉債作為“延遲的股權融資”，其轉股帶來的稀釋程度更低，稀釋的時間更遲，能更好地保持大股東的控制權，進而幫助其實現控制權價值。[7]股權制衡度較低的公司控股股東保持著控制權，其想實現控制權價值的動機更大，而其他股東很可能無法阻止控股股東利用可轉債融資實現控制權私有收益的行為。因此，更高的股權制衡度會抑制公司的可轉債融資選擇傾向；而對于董事長與總經理兩職合一的公司，董事會的治理效果相對較弱，大股東基于控制權收益動機而選擇發行可轉債的融資決策更容易得以實施，而兩職分離加大了大股東獲取控制權收益行為的難度，從而降低公司進行可轉債融資的傾向。另外，對于董事長與總經理兩職合一的公司來說，由于管理層控制權更大，更容易產生控制幻覺[10]，也就更容易產生過度自信的心理，從而更有可能選擇發行可轉債。因此，本文提出如下假設：

假設2a：公司的股權制衡度越低，選擇可轉債融資的概率越高。

假設2b：董事長與總經理兩職合一的公司比兩職分離的公司選擇可轉債融資的概率更高。

Heaton認為對管理層給予較強激勵和較強監管是抑制管理者過度自信的良策。[6]公司治理機制會很好地修正管理層的非理性行為，及時發現和制止管理層做出有損股東和公司價值的行為。[11]不同公司治理制度下，管理者的決策會受到不同程度的限制，導致不同的過度自信傾向，不完善的公司治理機制會導致管理者過度自信心理很難及時矯正，可能會造成董事會成員對管理層的過度服從，進而使管理層非理性的融資行為難以受到抑制，因此，通過完善公司股東治理、董事會治理等公司治理機制，會抑制管理層過度自信的心理，有效監督、糾正管理層的非理性行為，弱化管理層過度自信對可轉債融資選擇的正向影響。

在公司治理中，外部大股東能有效監督內部大股東（即控股股東）和管理層的行為[12]，多個大股東的相互制衡能使第一大股東的私利行為和管理層的非理性行為得到有效的約束與監督（陳信元和汪輝）[13]。因此，如果公司的股權比較集中，管理層的行為缺少更多股東的監督，其過度自信心理所導致的行為難以被糾正，而隨著股權制衡的加強，制衡股東的股權比例更大，自身的利益與公司利益更趨于一致，其有更大的動機去監督管理層制定的融資決策，糾正其因管理層過度自信心理所造成的非理性融資行為，從而減少管理層因過度自信而進行的可轉債融資選擇；良好的董事會治理可以抑制管理層的非理性行為，推動管理層形成理性的決策并發揮治理作用抑制管理層過度自信傾向。董事會規模、董事會獨立性、董事長與總經理的兩職設置都是董事會治理的重要方面；更大規模的董事會意味著董事會擁有更多知識背景不同的董事，能為企業提供多元化資源和專業知識，幫助企業形成更科學穩健的財務決策，避免管理層過度自信心理引發的非理性行為，從而抑制管理層過度自信引起的可轉債融資選擇傾向的增加。另外，更大的董事會規模提供了針對企業融資決策的更多信息，通過各個董事會成員之間的信息互補、資源共享，能更有效地發揮董事會的治理作用，避免公司出現極端行為，形成更加穩健的財務決策，從而抑制管理層過度自信引起的可轉債融資選擇傾向的增加；高效獨立的董事會有助于緩解管理層過度自信行為的負面影響[14]。而在公司董事會的獨立性較弱的情況下，董事會成員容易服從管理層的決策[15]，這將導致管理層對公司決策的判斷偏差難以被及時修正。因此，更加獨立的董事會能夠抑制管理層過度自信心理所導致的非理性行為，減少因管理層盲目過度自信、較少考慮風險而導致的選擇可轉債融資的行為；在董事長與總經理兩職合一情況下，由于其權利的高度集中使管理層產生更強的控制幻覺，導致其過度自信傾向更強，且由于其權利更大導致公司治理機制對其非理性行為的約束力更小，其因盲目過度自信、不考慮風險而導致的選擇可轉債融資的行為更加難以得到約束，這兩點強化了管理層的過度自信行為[14-15]，而當董事長與總經理兩職分離時，管理層的權力受到制約，過度自信管理層的控制幻覺會得到有效遏制，從而避免由于權力過度集中而導致的過度自信行為，同時董事會能更好地發揮監督職能，修正管理層過度自信造成的非理性決策行為；從而弱化管理層過度自信心理而導致選擇可轉債融資傾向。

綜上，本文從股權制衡度、董事會規模、董事會獨立性和董事長與總經理的兩職設置四個公司治理的內容方面提出四個分假說：

假設3a：股權制衡度的提高會弱化管理層過度自信對可轉債融資選擇的正向影響。

假設3b：董事會規模的提高會弱化管理層過度自信對可轉債融資選擇的正向影響。

假設3c：董事會獨立性的提高會弱化管理層過度自信對可轉債融資選擇的正向影響。

假設3d：董事長與總經理兩職分離會弱化管理層過度自信對可轉債融資選擇的正向影響。

三、研究設計

（一）樣本選取與數據來源

由于我國可轉債的發行主要在2002年后，因此本文選取了2002—2017年A股發行了可轉債和進行了公開增發的上市公司為樣本，在此基礎上，按照以下步驟對樣本進行篩選，為了避免研究結果受到部分異常數值的影響，對采用的連續變量進行上下各1%的Winsorize處理：（1）對金融以及保險業公司樣本予以排除；（2）對ST公司樣本予以排除；（3）對關鍵變量數據缺失和異常數據的樣本予以排除；（4）對再融資實施前后的較短期間內更換管理者的樣本予以排除，最終得到262個有效樣本，其中發行可轉債樣本125個，公開增發樣本137個。

本文的可轉債與公開增發的發行及預案數據、管理層過度自信變量所需的總經理、董事長個人特征相關數據、公司治理數據以及財務數據等來自wind數據庫、CSMAR數據庫、銳思數據庫，并利用上市公司年報等途徑對部分缺失數據進行補充，其中上市公司總經理、董事長個人特征部分數據來自網絡新聞報道等手工收集。本文利用Excel、Word對數據進行初步歸集和整理，然后通過Stata13.0對數據進行實證分析。

（二）變量定義

1.可轉債融資選擇

可轉債融資選擇（CB）是本文的被解釋變量，對比可轉債和增發股票的發行條件，發現可轉債融資與公開增發的基本條件比較相近，均需要滿足上市公司公開增發普通股的一般條件和“最近3個會計年度加權平均凈資產收益率平均不低于6%”的盈利條件，可比性較強，因此本文使用上市公司公開增發的樣本作為上市公司可轉債融資樣本的對照樣本進行研究。本文將可轉債融資選擇變量設為虛擬變量，如果上市公司以可轉債的方式進行融資，則賦值為1；如果沒有以可轉債的方式進行融資，即以公開增發的方式進行融資，則賦值為0。

2.管理層過度自信

迄今為止，學者們提出了多種方法來衡量管理層過度自信。Malmendier and Tate等人采取管理者持股變化來衡量管理者信心。[14]唐康德等將實際年度盈利水平低于預測的年度盈利水平的公司的管理層作為過度自信的管理層。[4]Hayward and Hambrick、姜付秀等提出使用高管薪酬的相對比例來度量高管的過度自信。[15-16]余明桂等采用總經理的個人特征作為管理層過度自信的替代變量。[17]

管理層過度自信是一個心理學概念，心理因素會在很大程度上影響管理者行為。管理層過度自信更多來源于其性別、年齡、背景等可觀測的人口背景特征以及價值觀、心理認知等不可觀測的心理特征，而人口背景特征可以作為心理認知、價值觀等心理特征的代理變量。因此，結合我國上市公司具體情境，本文借鑒余明桂等[17]的研究，采用總經理的人口背景特征作為管理層過度自信的替代變量，具體評價指標如下：（1）性別：當總經理為男性時，賦值為1，否則為0；（2）年齡：當總經理年齡小于同年度樣本平均年齡時賦值為1，否則為0；（3）學歷水平：當總經理學歷為本科及以上時賦值為1，否則為0；（4）教育背景：當總經理不具有經管類教育背景時賦值為1，否則為0；（5）兩職合一：當企業董事長與總經理為同一人時賦值為1，否則為0。最后將各指標得分進行加總，綜合指標得分在4分及以上時，定義為過度自信，賦值為1，否則為0。

3.公司治理

本文采用股權制衡度、董事會規模、董事會獨立性和兩職合一作為公司治理的變量：（1）股權制衡度（Z）。股權制衡度反映其余股東對第一大股東股權的制衡，本文采用第2到第5大股東持股比例之和除以第1大股東持股比例作為股權制衡度的衡量指標。考慮到數據庫中的大股東比例數據只是名義上的股權比例，沒有考慮大股東之間可能存在的一致行動人關系，以此為基礎來判斷公司的股權制衡度可能會存在偏差，因此本文參考吳紅軍和吳世農[18]等的研究，手工收集大股東一致行動人信息，調整第一大股東的持股比例，并計算出股權制衡度。（2）董事會規模（BS）。本文采用董事會人數作為董事會規模的衡量指標。（3）董事會獨立性（IDP）。本文采用獨立董事的比例，即獨立董事人數除以董事會總人數作為董事會獨立性的衡量指標。（4）兩職合一（Dual）。該指標可表明最高管理者對董事會的控制狀況，本文為兩職合一變量設置虛擬變量，當樣本公司的董事長和總經理為同一人時，取值為1，否則為0。

4.控制變量

根據已有研究，本文設置了如下控制變量：財務杠桿（Lev）、盈利能力（ROE）、成長性（Growth）、公司規模（Size）、市凈率（Pb）、發行規模（RPRO），上述變量的含義以及計算方法見表1。

表1 研究變量一覽表

（三）模型設計

針對假設1，本文構建Logit模型1進行驗證：

針對假設2a和假設2b，本文構建Logit模型2和模型3進行驗證：

針對假設3a、3b、3c和3d，本文采用分組回歸的方式利用模型1進行驗證。

本文按股權制衡度（Z）的中位數將全樣本分為高股權制衡度組和低股權制衡度組，而董事會規模（BS）和董事會獨立性（IDP）方面，由于這2個變量樣本中位數落在9和1/3，而且大部分樣本董事會人數為9人，大部分樣本獨立董事占比為1/3，因此將董事會規模大于9的樣本作為高董事會規模樣本組，其余作為低董事會規模樣本組，將獨立董事占比大于1/3的樣本作為高董事會獨立性組，其余作為低獨立董事樣本組，兩職設置方面，按董事長與總經理兩職是否合一將全樣本分為兩職合一組和兩職分離組，根據分組回歸的結果對假設進行驗證。

四、實證檢驗結果分析

（一）描述性統計分析

各變量的描述性統計見表2。

表2 描述性統計

由表2可知，管理層過度自信（Conf）的均值為0.210，說明過度自信的樣本公司占到樣本總量的21%，過度自信的情況不是很普遍。公司治理的變量方面，股權制衡度（Z）的最大值為1.953，最小值為0.007，均值為0.363，說明我國第一大股東的股權比例普遍較高，“一股獨大”的現象仍然比較明顯，且公司之間差異比較大。兩職合一（Dual）的均值為16.8%，說明上市公司兩職分離的現象比較普遍，內部職位的設置相對比較合理。董事會規模（BS）的均值為9.771，上市公司董事會人數大多集中在9人左右。董事會獨立性（IDP）的均值為34%，標準差僅為0.067，說明上市公司董事會的獨立董事占比大部分還是在1/3左右。

為避免多重共線性影響，本文進行了方差膨脹因子（VIF）診斷，結果顯示VIF均值為1.35，最大值為1.79，遠小于10（表略），說明各變量間不存在多重共線性問題，可以用其進行回歸分析。

（二）回歸結果分析

模型1、模型2、模型3的回歸結果見表3。

從模型1回歸結果可以看出，在控制了各控制變量后，管理層過度自信（Conf）和可轉債融資選擇（CB）的回歸系數為0.858，在5%的水平上顯著為正，表明在選擇可轉債與股權融資2種融資方式時，過度自信的管理層比非過度自信的管理層選擇發行可轉債的概率更高，驗證了第一個假設，證明了過度自信的管理層對公司未來更為樂觀，對可轉債轉股可能性判斷更為樂觀，低估了可轉債風險，由于管理層不愿意與新股東分享公司未來經營成果，而可轉債會延遲這一過程因此其更傾向于發行可轉債；從模型2回歸結果看出，在控制相關變量后，股權制衡度（Z）與可轉債融資選擇（CB）的回歸系數為-0.662，在10%的顯著性水平上顯著為負；兩職合一（Dual）與可轉債融資選擇（CB）的回歸系數為1.108，在5%的顯著性水平上顯著為正。可見，當面對可轉債還是股權融資時，股權制衡度越低的公司選擇可轉債融資概率越高，由于大股東能夠通過發行可轉債延緩股權稀釋并降低股權稀釋的程度，獲取更多控制權收益，而股權制衡度越低的公司大股東獲取控制權收益的動機越高，其他股東也更難以遏制大股東進行可轉債融資的行為，因此更傾向于發行可轉債；模型3回歸結果表明當選擇可轉債或股權融資時，董事長和總經理兩職合一的公司比兩職分離的公司選擇可轉債融資的概率更高，因為兩職合一的公司大股東更容易獲取控制權收益，且公司管理層更容易出現過度自信心理，從而傾向于發行可轉債，回歸結果證實了前文提出的2a、2b的假設。

表3 管理層過度自信、公司治理與可轉債融資選擇回歸結果

根據公司治理相關變量對管理層過度自信與可轉債融資選擇進行分組回歸，結果見表4。

表4 公司治理、管理層過度自信與可轉債融資選擇回歸結果

由表4的股權制衡度（Z）分組回歸1和2的結果可以看出，在股權制衡度較高樣本中，管理層過度自信（Conf）和可轉債融資選擇（CB）回歸系數十分不顯著，而在股權制衡度較低的樣本組中，管理層過度自信（Conf）和可轉債融資選擇（CB）的回歸系數為1.409，在5%的水平上顯著為正，而且系數值也遠大于高股權制衡度組，這意味著當股權制衡度提高時，其他股東會有效加強對管理層的控制和監督，抑制其過度自信心理導致的可轉債融資選擇傾向，從而弱化了管理層過度自信對可轉債融資選擇的正向影響，這驗證了假設3a。

由表4的董事會規模（BS）分組回歸3和4的結果可以看出，在董事會規模較大的樣本組中，管理層過度自信（Conf）和可轉債融資選擇（CB）的回歸系數十分不顯著，而在董事會規模較小的樣本組中，管理層過度自信（Conf）和可轉債融資選擇（CB）的回歸系數為1.151，在5%的水平上顯著為正，而且系數值也遠大于高董事會規模組，這意味著隨著董事會規模的增大，董事會能為公司融資決策提供更多的資源和專業知識，通過董事會成員之間的信息互補、資源共享，能形成更穩健的融資決策，從而弱化了管理層過度自信對可轉債融資選擇的正向影響，這驗證了假設3b。

由表4的董事會獨立性（IDP）分組回歸5和6的結果可以看出，在董事會獨立性較高的樣本組中，管理層過度自信（Conf）和可轉債融資選擇（CB）的回歸系數為1.323，在5%的水平上顯著為正，而在董事會獨立性較低的樣本組中，管理層過度自信（Conf）和可轉債融資選擇（CB）的回歸系數未能在10%的水平上顯著，而系數值方面，高董事會獨立性組還大于低董事會獨立性組，這說明董事會獨立性未能有效抑制管理層過度自信對可轉債融資選擇的正向影響。假設3c未能得到驗證，這可能是由于我國上市公司大多數只是為了滿足證監會“上市公司董事會成員中獨立董事的比例不得少于1/3”的要求、應付監管等方面的考慮而設置獨立董事，獨立董事由于話語權較少等種種原因未能真正對公司的決策起到實質影響，同時由于其任免和薪酬等由企業決定等原因也使其難以保持自身的獨立地位，從而未能對上市公司的融資決策起到有效的監督作用。

由表4的兩職合一（Dual）分組回歸7和8的結果可以看出，在董事長和總經理兩職合一的樣本組和董事長和總經理兩職分離的樣本組，管理層過度自信（Conf）和可轉債融資選擇（CB）的回歸系數為2.441和0.637，均未能在10%水平上顯著。雖然董事長和總經理兩職合一樣本組的回歸系數遠大于兩職分離組，但二者均未能在10%的水平上顯著，且顯著性差異不大，這說明董事長與總經理的兩職分離的設置對抑制公司管理層過度自信對可轉債融資選擇的正向影響作用不夠明顯。這可能是由于我國上市公司董事長與總經理兩職分離的設置不夠規范，兩職分離的效果還有待提高，部分上市公司可能僅存在表面上的“兩職分離”，未做到實質上分離，導致該制度并未有效約束管理層的權力。管理層依然對企業融資決策有著較大的話語權，其過度自信的心理引發的非理性融資行為并未得到有效抑制，回歸的結果未能驗證假設3d。

（三）穩健性檢驗

為了驗證研究結論的可靠性，本文分別使用有發行預案的樣本數據，用董事長的個人特征衡量管理層過度自信，用“前十大股東中的其他大股東持股比例之和，除以第一大股東及其一致行動人的持股比例之和”作為股權制衡度的替代指標等進行穩健經驗，結果都依然穩健。

五、結論與建議

（一）結論

研究結果表明：（1）相較于股權融資，過度自信的管理層比非過度自信的管理層選擇可轉債融資的概率更高，管理層過度自信心理會使其高估公司未來的股價增長，高估可轉債轉股的可能性，從而低估可轉債的風險；（2）相較于股權融資，公司的股權制衡度越低，選擇發行可轉債的概率越高；董事長與總經理兩職合一的公司比兩職分離的公司選擇可轉債融資的概率更高，當公司的股權制衡度較低時，由于其他股東對大股東的股權制衡能力較低，難以遏制大股東希望通過發行可轉債來維持控制權，獲取控制權收益的傾向。當公司的董事長與總經理兩職合一時，董事會治理效果較差，大股東獲取控制權收益的行為不受限制，而且管理層的權力更大，過度自信心理更強，從而公司發行可轉債的可能性更大；（3）相較于股權融資，股權制衡度、董事會規模的提高，對管理層的控制和監督就會加強，抑制其過度自信心理導致的可轉債融資傾向；董事會獨立性的提高無法弱化管理層過度自信對可轉債融資選擇的正向影響，董事長和總經理兩職分離的設置對管理層過度自信對可轉債融資選擇的正向影響的弱化作用不夠明顯。

（二）建議

基于上述結論，建議公司應從管理層和公司治理機制兩方面建立相應機制來抑制管理層過度自信心理導致的非理性融資決策：（1）管理層方面，在選擇聘任管理層時應關注其個人素養（是否是過于冒險）素質，在考核體系中加入因決策失誤給公司造成損失的處罰措施，同時完善經理人市場；（2）在公司治理方面，通過優化公司股權結構、適當提高董事會規模、提升獨立董事的權力，使獨立董事有更多的話語權、加強兩職分離等公司治理措施，抑制管理層過度自信心理，避免非理性可轉債融資決策。