CEO過度自信與研發投入強度的門限效應研究*

湖北文理學院管理學院 盧君生 朱艷陽

CEO過度自信與研發投入強度的門限效應研究*

湖北文理學院管理學院 盧君生 朱艷陽

為什么過度自信的CEO只影響高科技行業和國企的研發投入，現有研究未能作出基于經驗數據的解釋。本文通過手工收集2010～2015年中國高新技術企業研發投入數據，運用面板門限模型實證檢驗CEO過度自信對研發投入強度的非線性影響。結果表明，CEO過度自信對研發投入的影響顯著存在基于科研人員自由探索精神的單門限效應，只有自由探索氛圍超過4.5%左右的門限，過度自信的CEO才會增加研發投入強度。研究結論為CEO過度自信的不同影響模式提供了經驗證據，且有助于政府部門完善高新技術企業認定辦法。

CEO過度自信 研發投入 自由探索精神 門限效應

一、引言

蘋果公司年報顯示，自2011年庫克接替喬布斯擔任CEO以來，其最近五年研發投入占營業收入的比重，即研發投入強度，從前五年的年均3.24%下降到2.74%。庫克極度謹慎與冷靜，喬布斯極富遠見又超級自信（Kenrick和Griskevicius，2014），蘋果公司兩任CEO的風格涇渭分明。前者發起了蘋果公司有史以來規模最大的股票回購與現金派息計劃，而后者卻是募集更多資金，加大研發力度。過度自信的喬布斯傾向于更高的研發投入，這為行為金融理論的過度自信假說提供了完美注腳。然而，這一結論僅能推廣到高科技行業和國有企業，在非高科技行業和非國企中，CEO過度自信與研發投入的正向關聯并不存在（Hirshleifer、Low和Teoh，2012；王山慧、王宗軍和田原，2013）。這種現有理論難以解釋的“異象”表明，CEO過度自信與研發投入強度的關系可能是非線性的，因情境差異而表現出不同的模式。于長宏和原毅軍（2015）在這方面進行了有益的理論探索，提出科研人員的自由探索精神對兩者關系存在影響，但還缺少實證檢驗。

為彌補上述不足，本文基于2010～2015年我國高新技術企業樣本數據，實證檢驗CEO過度自信對企業研發投入強度的非線性影響。本文的研究證實了CEO過度自信對研發投入的影響存在基于科研人員自由探索精神的單門限效應，從而為于長宏和原毅軍（2015）的理論分析提供了經驗證據，也為完善高新技術企業認定辦法，制定高學歷人才認證標準，提供了政策依據。在分析時選擇面板門限模型，以避免人為劃定門限值的局限。

二、理論分析與研究假設

為解釋不同行業和所有制企業的CEO過度自信對創新投入具有不同影響模式的原因，于長宏和原毅軍（2015）引入科研人員因素，認為主要是由于不同類型企業的科研人員自由探索精神存在差異所致。具體而言，在其他條件既定的情況下，科研人員的努力程度高低決定了企業創新成果的多寡，而科研人員的努力程度取決于其能在多大程度上按照自身意愿進行自由探索，因為自由探索精神是科研人員的一項重要特質（Aghion和Tirole，1997），不受干預的自由探索能夠給其帶來正效用。也就是說，科研人員遵循“不受干預（努力探索（更多創新成果”的行為模式。然而，過度自信的CEO由于對自身能力和研究項目前景的高度自信，卻傾向于干預科研人員的工作，其內心信念是通過干預，企業的創新產出與價值會增加。CEO的過度自信，一方面固然可以提高其對企業未來收益的預期；但另一方面，也會增加其干預科研項目的概率，這種干預會給科研人員帶來負效應，降低其努力程度，從而減少創新產出與企業收益。科研人員的自由探索精神越強，干預的負效應越大，努力程度下降的越多，創新產出與企業收益減少的越多。

CEO在決定研發投入力度時，需要綜合權衡預期收益增加的正效應與科研人員努力程度下降的負效應。如果科研人員自由探索精神足夠強烈，以致超過某一程度，使得CEO干預導致其努力程度下降對企業收益產生的負效應足夠大，大到超過CEO過度自信所導致的企業預期收益增加的正效應，則會使CEO認為企業創新產出和未來收益會下降。為避免此種情況的出現，CEO必須增加研發投入力度，以實現企業凈收益最大化。反之，如果科研人員的自由探索精神較弱，負效應低于正效應，CEO也就沒有提高研發投入的必要，甚至有可能降低投入以降低成本，以便最大化企業凈收益。因此，本文提出以下假設：

H1：CEO過度自信對研發投入的影響存在基于科研人員自由探索精神的門限效應。只有自由探索氛圍超過某個門限時，過度自信的CEO才會增加研發投入，否則有可能降低投入

三、研究設計

（一）樣本選擇本文選擇面臨相同優惠政策的我國高新技術上市公司作為研究對象。由于我國自2008年起執行更為嚴格的高新技術企業認定標準，且為了保證認定時限超過一年，從銳思數據庫中搜尋得到2008～2014年末發布《高新技術企業認定報告》的1107家A股公司，控制變量取樣區間為2009～2014年，其余變量為2010～2015年，并按照剔除新三板公司、ST和PT等特殊處理公司、數據缺失或異常公司的原則進行篩選，最終得到733家企業6年的非平衡面板數據2490條。其中，研發投入數據通過手工搜集上市公司年報中以“研發投入”、“研發支出”等方式報告的數據，營業收入、碩、博、博士后人數、職工總數、企業規模、資產負債率、資產報酬率、企業成立年限、股權集中度、股權分散度、所屬行業數據來源于銳思數據庫，CEO過度自信、高管持股、獨立董事比例、實際控制人性質的原始數據來源于國泰安數據庫。

（二）變量定義及模型設定鑒于Hansen（1999）提出的固定效應門限回歸模型可以根據數據自身特征估計門限值，依據門限值將樣本分為多個區間，估計解釋變量與被解釋變量之間的不同關系，本文設定如下面板門限模型：

其中，模型（1）是檢驗H1的以K0為待估計門限值的單門限模型。RD表示研發投入強度，與大多數研究一樣，以研發經費占營業收入的比值衡量。OC表示CEO過度自信程度。根據李新春（2003）和宋德舜（2004）的研究，中國公司的最高決策者是董事長，權力與國外的CEO等同。因此，借鑒Hayward和Hambrick（1997）的研究，以董事長薪酬與董監高人員中非董事長成員的最高薪酬的比值衡量其過度自信程度。該比值越高，董事長覺得自己越重要，越容易過度自信。1（Kit≤K0）和1（Ki，t＞K0）為示性函數，K表示科研人員對自由探索重視程度，以企業加權碩博士員工數占職工總數的比例衡量，碩士、博士、博士后的權重分別為1：2：3。因為碩博士等高學歷人才均受過嚴格的學術訓練，更加認同現代學術的基本價值觀——自由探索，以至于寧愿就職于薪酬較低的大學或者科研機構而非薪酬更高的企業（Stern，2008），所以碩博士人才越多的企業，自由探索氛圍越濃厚。

Controls為滯后一期的控制變量，包括企業規模（lnSize—總資產對數）、資產負債率（Dbastrt—總負債除以總資產）、資產報酬率（ROA—凈利潤除以總資產）、企業成立年限（Age）、股權集中度（Owncon—第一大股東股權占比）、股權分散度（Ownbal—第二至第五大股東股權比例之和）、高管持股（Share—高管持股除以總股本）、獨立董事比例（Indpct—獨立董事占董事會人數的比例）。

各變量的說明與定義見表1。

四、實證結果與分析

（一）描述性統計表2是變量的描述性統計結果。從研發投入強度看，我國高新技術上市公司研發經費占營業收入的比例均值為5.345%，超過了認定標準所規定的3%，說明政策效果明顯。公司間差異較大，最低的東陵國際2014年僅為0.015%，最高的數碼視訊2013年達到了46.498%。基于董事長相對薪酬衡量過度自信程度，發現47.7%的董事長領取了公司的最高薪酬，最高的勝利股份董事長薪酬甚至達到4倍以上，但也有15.5%的董事長沒有領取薪酬。以加權碩博士占比衡量的科研人員對自由探索重視程度均值為3.251%，30.8%的樣本值為0，說明中國高新技術企業的高學歷人才較少，這可能與認定標準只規定了職工中大專以上人員比例而未涉及碩博士等高學歷人才比例有關。

表1 變量定義

表2 變量的描述性統計結果

（二）門限效應檢驗由于面板門限模型要求平衡面板，故依據涵蓋最多企業的原則，選取2012～2014年405家企業的1215條平衡面板數據，通過Stata14.1軟件的xthreg命令得到檢驗結果，如表3、圖1所示。

表3 門限效應存在性檢驗結果

圖1 模型（1）的門限估計值及置信區間

表3是門限效應存在性檢驗的結果，包括F值及使用bootstrap自抽樣300次得到的接受原假設的概率P值和臨界值。可以看出，單一門限效應顯著（P=3.3%），雙重門限和三重門限效應不顯著（P＞10%），說明科研人員自由探索精神對CEO過度自信與研發投入的關系存在顯著的單門限效應。H1得到初步證實。

門限效應檢驗通過后，還需要估計門限值，并檢驗其是否等于真實值。圖1是門限估計量與似然比統計量LR的關系圖，圖中虛線表示95%置信水平的LR臨界值7.35。LR等于0時的門限變量取值為門限估計值，LR值在圖中虛線以下部分所對應的門限變量取值區間為門限估計量的95%置信區間。圖1表明，科研人員自由探索精神門限估計值K0為3.4325%，位于其95%的置信區間［3.1243，3.6111］里，門限值估計有效。

（三）非平衡面板的進一步分析在確認存在門限效應后，進一步利用2010～2015年的非平衡面板數據進行驗證，并與平衡面板的回歸結果進行對照分析。由于樣本擴大，門限值可能發生輕微偏移，故在上述95%置信區間附近搜尋。分析時經豪斯曼檢驗發現，適合使用固定效應模型。表4列出了從不顯著到顯著的關鍵點的系數估計結果，系數顯著性檢驗采用聚類穩健標準誤。

表4 面板門限模型的系數估計結果

從表4第3～5列可以看出，對于非平衡面板數據，當門限值K0低于4.5，超過門限值的企業CEO過度自信對研發投入的影響雖然為正，但并不顯著（P=13.3%）；一旦門限值達到4.5，上述影響開始變得顯著（P=8.1%），且隨著門限值繼續提高，顯著性水平逐漸提高，如K0取值為4.6時，P值為6.2%；而低于門限值的企業CEO過度自信的影響均在10%的水平顯著為負。與平衡面板數據的回歸結果（第2列）相比，非平衡面板的門限值略有提高，從3.4325提高到4.5；超過門限值企業CEO過度自信的影響依然顯著為正，顯著性水平從1%略微下降到10%；低于門限值企業CEO過度自信的影響方向依然為負，從不顯著（P=23.3%）變為在10%的水平顯著。這表明，非平衡面板的結果進一步證實了平衡面板的結論，CEO過度自信對研發投入的影響確實是非線性的，存在基于科研人員自由探索精神的單門限效應，門限值在4.5附近。只有以加權碩博士占比衡量的科研人員對自由探索重視程度超過4.5%時，過度自信的CEO才會提高研發投入力度，反之則不影響甚至產生負面影響。H1得到了證實。

控制變量方面，資產負債率Dbastrt的影響顯著為負，資產報酬率ROA、企業成立年限Age、股權分散度Ownbal和獨立董事比例Indpct的影響均為正，與經濟意義相符。

（四）穩健性檢驗上述分析使用了不同年限范圍的平衡和非平衡面板數據，僅門限值發生了合理的輕微偏移，各主要變量的影響依然顯著，說明研究結果對樣本而言是穩健的。本文又以企業每股收益同比下降而CEO持股不變甚至增加作為過度自信的判斷標準，結果發現：平衡面板的門限值略微下降到3.3146，非平衡面板的門限值略微下降到4.4，各主要變量的顯著性水平也僅輕微下降，說明研究結果對于變量而言也是穩健的。

五、研究結論

本文實證結果表明，CEO過度自信對研發投入強度的影響取決于企業自由探索氛圍的高低，只有科研人員的自由探索精神足夠強大，過度自信的CEO才會增加研發投入。這正是前人研究得出的只有高科技行業和國有企業的CEO過度自信才對研發投入具有正影響的深層原因。事實上，盡管本文的樣本均為高新技術企業，但有些企業并不屬于前人研究所用樣本的高科技行業，因此將醫藥制造業、計算機、通信和其他電子設備制造業、儀器儀表制造業、電信和廣電傳輸服務業、互聯網和相關服務業、軟件和信息技術服務業、生態保護和環境治理業設定為高科技行業，將實際控制人性質為政府、開發區、國企和事業單位的企業設定為國有企業，分別計算不同類別企業的科研人員對自由探索重視程度變量的均值，發現以加權碩博士人員占比衡量，高科技行業的均值（4.544%）確實高于非高科技行業（2.522%），國企的均值（4.408%）確實高于非國企（2.894%）。正是由于高科技行業和國企的較為濃厚的自由探索氛圍，才使得過度自信的CEO不得不提高研發投入強度，以彌補其干預項目所造成的對自由探索精神的傷害。因為高科技行業技術要求高，研發難度大，不得不吸納碩博士等高學歷人才，國企存在失業風險較小、享受更多體制保障等優勢，更容易吸納高學歷人才，使得這兩類企業的自由探索氛圍更為濃厚。

鑒于超過4.5門限值的樣本數僅占研究樣本的23.13%，說明我國高新技術企業的自由探索氛圍整體較弱。因此，要加強企業研發投入力度，高新技術企業不僅需要聘請具備超強信心的強力領導人，更需要加大力度引進碩博士等高學歷人才，營造自由探索的創新氛圍。可以從高新技術企業認定政策的制定角度入手，規定加權碩博士人員占比不低于4.5%的門檻，使過度自信的CEO能夠發揮其激勵創新的應有作用。

*本文受湖北省軟科學研究項目（項目編號：2015BDF0 86）資助。

參考文獻：

［1］王山慧、王宗軍、田原：《管理者過度自信與企業技術創新投入關系研究》，《科研管理》2013年第5期。

［2］于長宏、原毅軍：《CEO過度自信與企業創新》，《系統工程學報》2015年第5期。

［3］李新春：《經理人市場失靈與家族企業治理》，《管理世界》2003年第4期。

［4］宋德舜：《國有控股、最高決策者激勵與公司績效》，《中國工業經濟》2004年第3期。

［5］David Hirshleifer，Angie Low and Siew Hong Teoh.Are Overconfident CEOs Better Innovators?［J］.Journal of Finance，2012，67（4）：1457-1498.

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（編輯杜昌）