高管過(guò)度自信與企業(yè)績(jī)效關(guān)系研究

摘要：文章以2004-2011年國(guó)內(nèi)A股上市公司為研究樣本，通過(guò)理論和實(shí)證兩個(gè)方面論證治理結(jié)構(gòu)差異如何影響高管過(guò)度自信，進(jìn)而改善企業(yè)績(jī)效。研究結(jié)果表明，高管過(guò)度自信對(duì)企業(yè)績(jī)效有消極的負(fù)向影響。而獨(dú)立董事比例對(duì)高管過(guò)度自信不產(chǎn)生影響。此外，企業(yè)前5大股東持股集中度對(duì)高管過(guò)度自信有抑制作用，并且能夠通過(guò)這種抑制作用使企業(yè)績(jī)效朝著有利于股東的方向發(fā)展。

關(guān)鍵詞：高管過(guò)度自信；企業(yè)績(jī)效；管理層權(quán)力；調(diào)節(jié)效應(yīng)

一、引言

大量研究表明，管理者普遍存在過(guò)度自信心理，而過(guò)度自信的管理者容易產(chǎn)生決策偏差，進(jìn)而威脅企業(yè)的健康發(fā)展。因此，如何通過(guò)抑制高管過(guò)度自信來(lái)減少其決策偏差將對(duì)提高企業(yè)績(jī)效產(chǎn)生至關(guān)重要的影響。本文研究高管過(guò)度自信與企業(yè)績(jī)效的關(guān)系，并在此基礎(chǔ)上探尋獨(dú)立董事比例和企業(yè)前5大股東持股集中度是否能夠通過(guò)抑制高管過(guò)度自信來(lái)提高企業(yè)績(jī)效。本文分為四個(gè)部分，第一部分為引言，第二部分為對(duì)現(xiàn)有相關(guān)的研究評(píng)述，第三部分為實(shí)證分析，第四部分為全文總結(jié)。

二、相關(guān)研究評(píng)述

（一）高管過(guò)度自信與企業(yè)績(jī)效

現(xiàn)有研究認(rèn)為，企業(yè)高層管理者的過(guò)度自信會(huì)通過(guò)影響企業(yè)的投資或擴(kuò)張行為對(duì)企業(yè)績(jī)效產(chǎn)生消極影響。Malmendier&Tate（2005）認(rèn)為過(guò)度自信的管理者過(guò)高地估計(jì)他們投資項(xiàng)目的回報(bào)，并且認(rèn)為外部資金過(guò)于昂貴。當(dāng)他們有充裕的內(nèi)部現(xiàn)金流時(shí)，會(huì)出現(xiàn)過(guò)度投資的現(xiàn)象，進(jìn)而損害股東的利益。Glaser（2008）發(fā)現(xiàn)，樂(lè)觀的管理者傾向于更多的投資，并且公司的價(jià)值和管理者過(guò)度自信成顯著負(fù)相關(guān)。Li&Tang（2010）通過(guò)研究發(fā)現(xiàn)，狂妄自大的CEO會(huì)增加公司的經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)。姜付秀等（2009）通過(guò)對(duì)2002-2005國(guó)內(nèi)上市公司的研究得出管理者過(guò)度自信與企業(yè)擴(kuò)張存在顯著正相關(guān)性，并且企業(yè)陷入財(cái)務(wù)困境的幾率會(huì)隨著過(guò)度自信管理者采取的擴(kuò)張戰(zhàn)略的加大而增加。郝穎等（2005）通過(guò)研究發(fā)現(xiàn)公司投資水平會(huì)隨著高管過(guò)度自信的增加而提高，并且由過(guò)度自信而引發(fā)的過(guò)度投資行更容易出現(xiàn)資金的配置效率低下。

（二）治理結(jié)構(gòu)與企業(yè)績(jī)效

現(xiàn)有研究表明，董事會(huì)的存在會(huì)對(duì)企業(yè)高層管理者的行為產(chǎn)生一定的限制作用，使得企業(yè)績(jī)效朝著對(duì)股東有利的方向發(fā)展。其中，獨(dú)立董事在扮演了重要的角色。寧家耀等（2008）研究發(fā)現(xiàn)獨(dú)立董事能夠影響董事會(huì)的行為，并且這種影響會(huì)對(duì)企業(yè)績(jī)效產(chǎn)生積極的正向作用。Rosentein等（1990）的研究表明，公司績(jī)效會(huì)隨著獨(dú)立董事比例的增加而提高。王躍堂等（2006）通過(guò)對(duì)國(guó)內(nèi)資本市場(chǎng)的研究發(fā)現(xiàn)了與Rosentein相似的結(jié)論。但Agrawal等（1996）美國(guó)上市公司作為研究對(duì)象卻發(fā)現(xiàn)了相反的結(jié)論，即公司績(jī)效隨著外部獨(dú)立董事的增加而降低。

此外，有研究表明，企業(yè)的股權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)企業(yè)績(jī)效有著顯著的影響，這種影響來(lái)自于企業(yè)大股東對(duì)高管們的監(jiān)督作用。Grossman（1980）研究發(fā)現(xiàn)，高度分散的股權(quán)結(jié)構(gòu)會(huì)減少促使股東監(jiān)事高管人員的激勵(lì)。

（三）研究假設(shè)

在委托代理理論下，企業(yè)的高管應(yīng)該處于完全理性狀態(tài)，并且會(huì)最求自身利益的最大化（如工資、津貼等），而股東也會(huì)最求自身財(cái)富最大化，即企業(yè)績(jī)效的最優(yōu)化。股東的利益很可能與高管的利益產(chǎn)生沖突，在這種情況下，過(guò)度自信會(huì)使高管做出背離股東利益的決策。此外，董事會(huì)對(duì)高管的行為具有監(jiān)督的職能。企業(yè)大股東持股的集中度越高，越能對(duì)大股東產(chǎn)生監(jiān)督高管的激勵(lì)，并且增加大股東的投票權(quán)，從而有效地抑制由高管過(guò)度自信所引發(fā)的決策偏差，使企業(yè)績(jī)效朝向有利于股東的方向發(fā)展，即提高企業(yè)績(jī)效。另外，獨(dú)立董事的存在也能對(duì)高管的行為、決策起到一定的監(jiān)督作用，從而保護(hù)股東的利益。通過(guò)以上分析，本文提出三個(gè)假設(shè)：

H1：企業(yè)高管的過(guò)度自信對(duì)企業(yè)績(jī)效有負(fù)向影響。

H2：獨(dú)立董事比例的提高能夠降低高管過(guò)度自信對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響，從而提高企業(yè)績(jī)效。

H3：大股東股權(quán)集中度與高管過(guò)度自信負(fù)相關(guān)，即高的股權(quán)集中度能抑制高管過(guò)度自信，從而提高企業(yè)績(jī)效。

（四）過(guò)度自信測(cè)量方法

對(duì)高管過(guò)度自信的測(cè)量，是研究其與企業(yè)績(jī)效關(guān)系的關(guān)鍵。現(xiàn)有的測(cè)量方法主要可以分為直接測(cè)量和間接測(cè)量?jī)深悺Ｖ苯訙y(cè)量方式主要有通過(guò)高管持股數(shù)量的變化、高管行權(quán)時(shí)間的長(zhǎng)短、管理回報(bào)預(yù)測(cè)和實(shí)施的并購(gòu)的次數(shù)來(lái)判斷并衡量他們的過(guò)度自信。Malmendier&Tate（2005）將習(xí)慣性地增持公司股票的高管定義為過(guò)度自信。Hall等（2002）認(rèn)為風(fēng)險(xiǎn)厭惡的高管應(yīng)該早早地行權(quán)，因?yàn)樗麄儾辉敢鈱⒆约旱睦嫱镜娘L(fēng)險(xiǎn)捆綁在一起，而那些在行權(quán)期開(kāi)始后一年的時(shí)間里沒(méi)有行權(quán)的高管則被認(rèn)為是過(guò)度自信。此外，LinYueh-hsiang（2005）將在任期內(nèi)對(duì)管理回報(bào)預(yù)測(cè)向上偏見(jiàn)大于向下偏見(jiàn)數(shù)量的CEO們定義為過(guò)度自信。Doukas（2007）將短時(shí)間內(nèi)進(jìn)行多次并購(gòu)的CEO定義為過(guò)度自信。但直接測(cè)量存在著諸多弊端，如那些不缺錢的高管會(huì)在沒(méi)有過(guò)度自信特征的情況下，長(zhǎng)期持有公司股票；我國(guó)高管持股數(shù)量的增加和減少受到政策法規(guī)的限制，而不是自由行為。

對(duì)高管過(guò)度自信的測(cè)量還可以采取間接的方式，如通過(guò)媒體對(duì)高管的描述來(lái)分析過(guò)度自信特征（Malmendier&Tate，2011）。或者通過(guò)企業(yè)的盈利預(yù)測(cè)偏差來(lái)判斷。如果上市公司的高管在觀察期內(nèi)有一次盈利預(yù)測(cè)水平高于實(shí)際盈利水平，則將他或她定義為過(guò)度自信。本文采取每股收益預(yù)測(cè)偏差衡量管理者過(guò)度自信。如果預(yù)測(cè)每股收益小于實(shí)際每股收益，則認(rèn)為該公司高管不存在過(guò)度自信，取0；否則，用二者的差值比上實(shí)際每股收益的值來(lái)衡量過(guò)度自信程度。這樣的好處是成功地將管理者過(guò)度自信轉(zhuǎn)換成連續(xù)性變量，衡量起來(lái)更加準(zhǔn)確。

三、實(shí)證分析

（一）樣本選取

本文選取2004-2011年在滬深證券交易所A股上市的公司為研究對(duì)象。在樣本選擇的過(guò)程中，提出了以下公司：一是數(shù)據(jù)不完整的公司；二是金融類、保險(xiǎn)類公司；三是*ST、ST公司；四是樣本中的極端值。最后共獲得4302個(gè)觀測(cè)值。樣本中的上市公司盈利預(yù)測(cè)數(shù)據(jù)來(lái)自萬(wàn)得（Wind）數(shù)據(jù)庫(kù)，公司治理數(shù)據(jù)來(lái)自色諾芬（CCER）數(shù)據(jù)庫(kù)，公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來(lái)自國(guó)泰安（GTA）數(shù)據(jù)庫(kù)，并采用SPSS18.0作為統(tǒng)計(jì)分析軟件。

（二）研究變量定義

本文主要研究上市公司高管過(guò)度自信與企業(yè)績(jī)效的關(guān)系，以及董事會(huì)權(quán)力集中程度對(duì)二者關(guān)系的影響。在研究的過(guò)程中，被解釋變量為資產(chǎn)收益率，解釋變量為高管過(guò)度自信、獨(dú)立董事比例和CR_5指數(shù)，控制變量為年份、行業(yè)、資產(chǎn)負(fù)債率、總資產(chǎn)自然對(duì)數(shù)、董事會(huì)規(guī)模及最終控制人類型。具體變量性質(zhì)、變量名稱和變量定義如表1所示。

（三）模型構(gòu)建

根據(jù)研究假設(shè)，本文建立5個(gè)模型。模型1用來(lái)研究各控制變量與被解釋變量的關(guān)系；模型2在模型1的基礎(chǔ)上，研究高管過(guò)度自信與企業(yè)績(jī)效的關(guān)系；模型3在模型2的基礎(chǔ)上，觀察獨(dú)立董事比例對(duì)高管過(guò)度自信的影響；模型4在模型3的基礎(chǔ)上，研究企業(yè)前5大股東持股比例之和對(duì)高管過(guò)度自信和企業(yè)績(jī)效之間關(guān)系的影響。

模型1：ROA=α0+α1Year+α2ID+α3LEV+α4lnTA+α5BS+α6Owner+ε

其中，α0為截距，α1-α6為各項(xiàng)系數(shù)，ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

模型2：ROA=β0+β1Year+β2ID+β3LEV+β4lnTA+β5BS+β6Owner+β7OC+ε

其中，β0為截距，β1-β7為各項(xiàng)系數(shù)，ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

模型3：ROA=γ0+γ1Year+γ2ID+γ3LEV+γ4lnTA+γ5BS+γ6Owner+γ7OC+γ8NED+ε

其中，γ0為截距，γ1-γ8為各項(xiàng)系數(shù)，ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

模型4：ROA=δ0+δ1Year+δ2ID+δ3LEV+δ4lnTA+δ5BS+δ6Owner+δ7OC+δ8NED+δ9CR_5+ε

其中，δ0為截距，δ1-δ9為各項(xiàng)系數(shù)，ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

（四）描述性統(tǒng)計(jì)

根據(jù)表2給出的4302個(gè)全樣本的描述性統(tǒng)計(jì)，可以發(fā)現(xiàn)各個(gè)變量的標(biāo)準(zhǔn)差均在1.7以下，變異程度不是很大，說(shuō)明剔除極值效果顯著。另外，除高管過(guò)度自信變量外，其他變量的均值均近似等于中位數(shù)，加之樣本數(shù)量足夠大，因此這些變量可以認(rèn)為近似服從正太分布。此外，高管過(guò)度自信變量的均值為0.502，并且樣本中有54%的高管存在過(guò)度自信。獨(dú)立董事比例樣本的均值為0.566，高于證監(jiān)會(huì)要求的1/3水平，并且其標(biāo)準(zhǔn)差只有0.122，說(shuō)明樣本中各公司的獨(dú)立董事比例相似。CR_5指數(shù)的均值為0.551，標(biāo)準(zhǔn)差僅為0.154，說(shuō)明樣本中上市公司前5明高管的持股比例之和差異不大，集中0.551這個(gè)水平。

（五）主要變量相關(guān)性分析

從表3提供的主要變量相關(guān)性分析結(jié)果可以看出，高管過(guò)度自信（OC）和資產(chǎn)收益率（ROA）在1%的水平上顯著負(fù)相關(guān)。而CR_5指數(shù)和資產(chǎn)收益率在1%的水平顯著正相關(guān)。此外，CR_5指數(shù)和高管過(guò)度自信在1%的水平顯著負(fù)相關(guān)。而獨(dú)立董事比例和高管過(guò)度自信在1%的水平上顯著正相關(guān)。

（六）回歸結(jié)果分析

由表4和表5列出的回歸分析結(jié)果可以看出，四個(gè)模型的調(diào)整R2都在0.22以上，說(shuō)明四個(gè)模型對(duì)被解釋變量（ROA）有較好的解釋力。模型2的回歸結(jié)果顯示，在模型1控制了年份、行業(yè)、資產(chǎn)負(fù)債率、總資產(chǎn)自然對(duì)數(shù)、董事會(huì)規(guī)模和控制人類型的基礎(chǔ)上，高管過(guò)度自信1%的水平上顯著并且和資產(chǎn)收益率負(fù)相關(guān)，說(shuō)明高管過(guò)度自信對(duì)企業(yè)績(jī)效產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)，并且產(chǎn)生的負(fù)效應(yīng)隨著高管過(guò)度自信水平的提高而增加。驗(yàn)證了假設(shè)1。

模型3在模型2的基礎(chǔ)上添加獨(dú)立董事比例變量，發(fā)現(xiàn)獨(dú)立董事比例和資產(chǎn)收益率沒(méi)有顯著的相關(guān)性，即在本文選取的樣本中，獨(dú)立董事比例的提高不會(huì)帶來(lái)企業(yè)資產(chǎn)收益率的提高。此外，盡管在相關(guān)性分析中得出獨(dú)立董事比例和高管過(guò)度自信在1%的水平顯著正相關(guān)，但在模型3中并沒(méi)有體現(xiàn)出這種關(guān)系，因?yàn)樘砑营?dú)立董事比例變量后，高管過(guò)度自信的顯著性水平和系數(shù)沒(méi)有任何變化。因此，可以得出獨(dú)立董事比例對(duì)高管過(guò)度自信和企業(yè)績(jī)效之間的關(guān)系沒(méi)有顯著影響。證明假設(shè)2不成立。

此外，在模型4添加了企業(yè)前5大股東持股比例之和變量后，CR_5指數(shù)和企業(yè)資產(chǎn)收益率在1%的水平上顯著正相關(guān)，這說(shuō)明企業(yè)前5大股東持股比例的提高會(huì)對(duì)企業(yè)績(jī)效產(chǎn)生正向影響。另外，添加CR_5指數(shù)后，過(guò)度自信變量的系數(shù)由0.009減少到0.005，加之相關(guān)性分析部分得出的CR_5指數(shù)和高管過(guò)度自信在1%的水平顯著負(fù)相關(guān)，可以得出企業(yè)前5名高管持股比例對(duì)高管過(guò)度自信有抑制效應(yīng)，即前5名高管持股比例的提高會(huì)通過(guò)抑制高管過(guò)度自信程度來(lái)提高企業(yè)績(jī)效，證明了假設(shè)3。

四、研究結(jié)論

本文以國(guó)內(nèi)A股上市公司2004年至2011年的數(shù)據(jù)為研究對(duì)像，從理論和實(shí)證兩個(gè)方面研究了高管過(guò)度自信與企業(yè)績(jī)效的關(guān)系，以及獨(dú)立董事比例、企業(yè)前5名大股東持股比例對(duì)高管過(guò)度自信與企業(yè)企業(yè)績(jī)效間關(guān)系的影響。研究結(jié)果表明，高管過(guò)度自信和企業(yè)績(jī)效在1%的水平上顯著不相關(guān)。而獨(dú)立董事比例沒(méi)有抑制高管過(guò)度自信的效應(yīng)，并且不對(duì)企業(yè)績(jī)效直接產(chǎn)生影響。此外，企業(yè)前5大股東持股比例在1%的水平上顯著，并且對(duì)高管過(guò)度自信有抑制效應(yīng)，說(shuō)明企業(yè)前5大股東持股集中可以通過(guò)對(duì)高管過(guò)度自信的抑制來(lái)提升企業(yè)績(jī)效。

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*本文受遼寧省教育廳人文社科項(xiàng)目資助（W2010170）。

（作者單位：遼寧大學(xué)新華國(guó)際商學(xué)院）