基于CEO過度自信的公司多元化動機實證研究

陳碧琴，李 濤，鄧秀媛

（重慶理工大學 財會研究與開發中心，重慶400054）

0 引言

多元化是現代經濟活動中重要的公司戰略。美國1990～1996年多元化公司雇員占全國50%的比重，交易價值占全部股市交易50%。加拿大、德國、日本和英國的公司多元化也相當普遍。在新興經濟國家由家族治理和政府控制的多元化公司也越來越多。然而實施多元化不一定能給公司帶來正的效應，可能增加公司價值，也可能會折損公司價值。因此，盲目多元化會使公司面臨風險。

公司實施多元化能否實施成功受到公司內部資源條件和外部市場機會的兩方面影響。缺乏對公司內部核心能力的戰略性思考往往會導致多元化的高風險性。那么作為公司最高行政長官CEO過度自信是否是公司實施多元化的動機？這一個值得研究的課題。

1 過度自信的度量

CEO過度自信的度量一直是個難題。文獻中出現的方法有三種：①CEO對持有的公司股票或選擇權的處置態度。為了激勵CEO，公司通常會配發給與其一定數量的公司股票或股票期權。通常情況下，理性CEO是風險厭惡型的投資者，他們會選擇出售部分本公司股票或執行選擇權以實現分散資產的非系統風險。當CEO出現持續持有或增加買入公司股票便被認為是過度自信。②管理者盈余預測。通過管理階層對公司的財務預測的偏差來衡量CEO的過度樂觀傾向。如果出現持續高估公司盈余則被認為是過度自信。③外部人或媒體觀感。Malmendier&Tate（2005b）通過媒體對CEO的評價來衡量CEO是否存在過度自信。我們認為第一類方法較為可靠。CEO對待自身資產的態度是最真實的，比較能夠客觀地反映出CEO個性特質。承接Malmendier&Tate（2005a）的思路，本文以CEO對持股有公司股票的處置態度作為判斷過度自信依據而提出如下方法：

首先，計算在其任期內CEO每年持有公司股份的價值（方法為持股數量乘以年末股票價格），將某年CEO持股價值減去前一年持股價值，得到CEO持股的價值變動。

2 數據、變量及計量模型

2.1 數據說明

本文樣本為1995～2010年于NYSE（紐約股票交易所）上市的公司，數據來源于Execu Compustat和Compustat&Compustat Industry Segment.數據庫，經理人補償（股權）數據獲得自Standard&Poor的ExecuCompustat數據庫，G指數數據來自IRRC（美國投資者責任中心）。根據Hyland&Diltz(2002)提出的選擇方法剔除金融產業(SIC 6000-6999)與公共事業產業（SIC 4900-4999）。并且將公司資產小于1億美元的公司刪除以便獲得合理的樣本容量（Hyland et al，2002）。所有上述數據依據6位美國證券庫斯普號碼（cusip）進行合并，剔除缺失數據后的有效樣本公司為3332個。

2.2 解釋變量及操作性定義

本文的解釋變量包括CEO過度自信變量OvCon以及控制變量，操作性定義及說明見表1。

2.3 回歸模型

其中，D表示代表多元化，i代表公司，t代表年份。業務單元數量是上市公司報告公布的獨立業務部門（或子公司）的數量。

第二和第三種方法的計算公式類似，分別是收入Herfindahl指數和資產Herfindahl指數。計算方法如下：

其中，D表示代表多元化，i代表公司，t代表年份。Sit代表i公司在t年度收入或者資產的賬面價值。模型2：

其中,i代表公司，t代表年份。?1-9代表回歸參數，εit則代表回歸殘差。模型2用來檢驗CEO過度自信變量與非相關多元化之間的關系。解釋變量與模型1相同，被解釋變量related為公司相關業務單元的數量，采用Berger&Ofek(1995)計算方法：公司報告中總業務單元數量減去非相關業務單元數量。

表1 解釋變量操作性定義及說明

表2 CEO過度自信、現金流與多元化Tobit回歸結果

3 實證結果分析

3.1 CEO過度自信與公司多元化

3.1.1 CEO過度自信對公司多元化的影響

表2中基本回歸（1）的被解釋變量是資產Herfindahl指數。本文基于1992-2007年公司樣本的估計結果印證了以往文獻得出的論斷：資產規模、未來投資機會、經營業績、現金流、R&D投入、公司治理和公司年齡是公司多元化的影響因素。

表2回歸（2）和（3）檢驗了過度自信CEO行為對多元化的影響。在模型（2）中加入過度自信虛擬變量OvCon。系數為-0.0519，在0.01水平上顯著，說明了CEO過度自信確實是影響公司多元化的因素，或者說由過度自信CEO領導的公司更有可能去實施多元化。其他財務變量的系數符號較在模型（1）中沒有發生變化并且系數值的變化很小，說明過度自信變量OvCon幾乎沒有影響到財務變量對多元化的解釋。Gervais et al（2005）、Aktas et al（2005）&Hackbarth（2006)的研究結果表明過度自信的管理者會高估項目的凈現值（NPV），甚至會錯誤地執行負凈現值的項目，因此他們會投資過度。結合本文實證結果，過度自信的CEO會高估多元化項目的收益性低估其風險，過度樂觀地認為實施多元化以后會給公司帶來更大的收益。

3.1.2 CEO過度自信、現金流與公司多元化

表3 基于G指標的回歸結果

基于Jensen(1996)的自由現金流理論，許多研究已經證實公司現金流量是與經理人投資行為較為敏感的因素。Lin et al(2005)以Malmendier&Tate(2005a)發現持有過多現金流的CEO將會消耗掉現金流以及過度投資，可以說足夠可支配的現金流為經理人的投資行為提供了條件。在表2回歸（3）中，加入了過度自信與現金流的交叉變量Cash×OvCon。系數估計為-0.7462并在0.01水平上顯著，與多元化程度存在正相關。并且系數絕對值較模型（2）中OvCon的系數絕對值大，交叉變量對解釋變量D的解釋能力更強，這意味著CEO過度自信的公司若擁有足夠可支配的現金流則會導致實施多元化的可能性更大。結合（Heaton,2002）的研究我們對這一點解釋為：過度自信CEO比外部投資者對多元化投資項目更為樂觀，容易認為資本市場低估了公司價值。他們不愿進行外部融資支持投資項目，而導致對現金流的敏感性將增加。自由現金流為過度自信CEO實施多元化提供了條件，增加公司多元化的可能性，也展示了CEO過度自信如何影響公司多元化的路徑。

3.1.3 穩健性檢驗

穩健性檢驗結果呈現在表2中回歸（4）、（5）、（6）和（7）。首先，用收入的Herfindahl指數替代資產的Herfindahl指數作為被解釋變量進行回歸?；貧w（4）結果顯示過度自信變量OvCon的系數為-00.5414，與多元化水平仍然是顯著正相關?；貧w（5）中cash×OvCon的系數為-0.5414也是顯著正相關，并且其絕對值仍然較回歸（4）中OvCon的絕對值大。其次，采用業務單元衡量多元化作為被解釋變量進行回歸。公司報告的業務單元數量越多則業務單元指標越小，公司多元化程度越高?；貧w結果顯示OvCon與cash×OvCon交叉變量仍然與多元化水平正相關，且仍然保持了同時考慮CEO過度自信與自由現金流問題會加大公司實施多元化這一特征。

公司治理機制是影響CEO決策的一個關鍵因素，在此采用G指標（Gompers et al，2003）代理公司治理變量分別對三個多元化被解釋變量重新進行回歸，結果顯示在表3。此外，我還用了相關研究常用的機構持股比例或者是否擁有獨立董事來代理公司治理機制。結果顯示過度自信對公司多元化策略的影響減弱但符號仍然未變（限于篇幅未報告）。穩健性檢驗表明CEO過度自信顯著影響公司多元化的實證結果是可靠的。

4 結論

我國正處于經濟轉型階段，大量上市公司采用多元化戰略。然而，從內部環境看，相應的激勵和約束機制尚不健全。從外部環境看，新興市場(emerging markets)國家的產品市場、資本市場、勞動力市場、政府管制、司法執行等方面均不完善，存在制度缺失(institutional void)。CEO決策過多依賴個人能力和判斷。公司決策由于沒有受到足夠的制約和監管，CEO過度自信的行為更容易導致盲目的多元化擴張，不僅會使企業分散風險的能力遞減而且會造成為此付出的代價遞增，從而導致集團的資產收益率下降。鑒于此，我國上市公司不應該過分追求多元化而是要培養替代外部制度缺失的能力、完善內部監督機制并注重培養企業多元化的核心能力。

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