行業競爭度、管理者過度自信與公司戰略差異度

孫洪鋒，劉 嫦（教授），楊茜雅

一、引言

Hitt[1]認為，戰略是公司設計用來開發核心競爭力和獲取競爭優勢的一系列綜合協調的約定和行動。一般來說，同一行業因面臨著相似的宏觀經濟環境、市場監管環境和行業結構特征，往往會形成一套常規戰略模式[2]。基于風險規避和獲取存續發展資源的考慮，大部分公司會選擇追隨行業常規戰略，以增強公司發展的穩定性[3]。但在競爭加劇、行業利潤率普遍低迷的現實情境下，也有不少公司會選擇劍走偏鋒，以期通過實施區別于行業常規的差異化戰略來獲得競爭優勢和超額收益。

戰略差異度反映了公司戰略偏離行業常規戰略的程度[4，5]。關于戰略差異度的研究，國外學者主要從CEO權力和薪酬結構[6]、行業競爭環境[7]以及競爭優勢獲取[8]等角度闡釋了公司實施差異化戰略的動因，并從業績波動性方面討論了戰略差異度的經濟后果[4]。國內學者的相關研究則多集中于探討戰略差異度對會計信息的價值相關性[5]、對財務決策[9]以及盈余管理[10]的影響等方面。鮮有文獻涉及戰略差異度的驅動因素，尤其是從行為金融理論的視角來考察管理者特征是否影響公司戰略選擇的研究尚付闕如。

近年來，隨著行為金融學的蓬勃發展，學者們開創性地將行為學、社會學和心理學引入對公司經營決策的研究中，打破了管理者完全理性的假說。如Shefrin[11]研究發現，管理者并非是完全理性的決策人，過度自信會使管理者產生認知和行為方面的偏差，進而做出非理性決策。現有研究表明，過度自信往往使得管理者高估自身能力和項目決策成功的可能性，認為自己能夠勝任更具難度和挑戰性的任務，且認為自身經營的企業成功的概率高于其他企業，卻低估項目決策的風險和失敗的概率[12]。在此心理偏差的引導下，管理者過度自信既可能會降低公司的投資效率[13]、抑制IPO溢價[14]、提高公司財務風險[12]，帶來公司的“價值毀滅”，同時又可能會增加公司的研發創新[15，16]、提高公司績效[17]。在上述研究的基礎上，本文試圖進一步探索管理者過度自信與戰略差異度之間的關系。一方面，關于管理者過度自信對公司價值的影響尚存在爭議；另一方面，如何獲取競爭優勢，保障經營安全，已經成為轉型經濟背景下管理者亟待解決的難題。而差異化戰略作為公司開展商業模式創新、打造個性化產品和服務，以及謀求持續競爭優勢的重要戰略選擇[8]，對公司的價值創造和長遠發展具有重要影響。因此，開展相關主題的研究具有重要的理論和現實意義。

本文可能的貢獻在于：①基于行為金融理論考察了管理者過度自信對公司戰略差異度的影響，并進一步分析了這種影響的經濟后果，印證了管理者過度自信這一心理偏差對公司戰略選擇的影響，豐富了管理者過度自信領域的相關文獻。②從行為金融學視角探討公司戰略差異度的動因理論，并將行業競爭度納入同一研究框架，考察了不同情境下公司戰略模式選擇的差異，不僅彌補了現有研究的不足，也豐富和拓展了公司戰略研究領域的相關文獻及研究邊界。③本文的研究發現還具有一定的實踐價值。一方面，研究在一定程度上佐證了以往關于過度自信的積極作用的結論，有助于公司完善管理者的聘任和考核機制，為其甄別和選拔管理人才提供了一定的借鑒和參考；另一方面，研究發現差異化戰略在較高內控質量的條件下可以幫助公司建立市場競爭優勢，這為經濟新常態下公司制定和實施適宜的戰略決策以及提高內控質量提供了重要啟示。

二、理論分析與研究假設

（一）管理者過度自信與公司戰略差異度

行為金融學的研究表明，過度自信會使管理者產生認知和行為方面的偏差，使得他們高估自身能力和對信息的掌握度，認為自己能夠勝任更具難度和挑戰性的任務，且認為自身經營的企業成功的概率要高于其他企業，進而導致過度自信的管理者在制定和實施戰略決策時，不自覺地會高估項目成功的概率和收益，而低估項目決策的風險和失敗的概率[16]。這種心理偏差使得管理者更具冒險精神和企業家精神[14]，更偏好風險承擔和商業競爭[18]，進而更青睞實施高風險、高收益的戰略決策。

新制度經濟學理論強調，每個行業因為面臨著相似的宏觀經濟環境、市場監管環境和行業結構特征，往往會形成一套常規戰略模式，行業內的公司為避免與現有法律法規的沖突和獲取公司存續發展所需要的資源，會選擇追隨行業常規戰略，以降低經營活動所面臨的不確定性風險，增強公司發展的穩定性[2]。一方面，采取行業常規戰略意味著公司放棄了獲取持續競爭優勢和超額收益的機會，只能得到行業平均利潤率，業績相對來說比較平庸。另一方面，實施差異化戰略則意味著公司面臨較少的競爭，更易于獲取競爭優勢和超額收益，而且一旦實施成功，由于難以被其他公司模仿和趕超，因而公司能夠持續保持競爭優勢，長期提升公司績效。管理學研究表明，在產品和服務競爭日益加劇的情況下，公司會尋求轉變經營模式，采用差異化戰略來獲取競爭優勢[19]。因此，差異化戰略作為一種高風險、高收益的戰略決策，可能會更受過度自信管理者的青睞。理由如下：

其一，隨著經濟全球化的深入發展和國民生活質量的快速提升，現代消費需求具有多樣化、個性化和高端化的傾向[20]，傳統的生產方式和產品服務難以滿足市場需求，企業需要積極創新變革，只有推出新產品和個性化服務，才能鞏固并擴大市場份額。然而，在轉型經濟背景下，經濟形勢變幻莫測，市場競爭復雜多變，企業戰略變革面臨的不確定性陡增，易取得極端業績，進而抑制了企業實施戰略變革的意愿。但過度自信的管理者往往高估自身能力和對信息的掌握度，認為自己能夠解決更具挑戰性的難題，且認為自身經營的企業成功的概率高于其他企業，因而他們更傾向于高估實施差異化戰略成功的概率及帶來的收益，而低估差異化戰略失敗的概率和損失。在更具冒險精神和風險承擔精神的心理驅動下，過度自信的管理者可能會更青睞于采取差異化戰略以奪取競爭優勢。

其二，實施異于行業常規的戰略，公司所面臨的來自組織內部、行業及政府的壓力和阻力都會增大，戰略實施的困難度和挑戰性更強。然而，戰略一旦實施成功，則意味著管理者更具企業家才能，管理者的薪酬報償及在經理人市場上的聲譽也會隨之提高。過度自信的管理者相比非過度自信的管理者對于成功有著更強烈的偏好，期望通過更具挑戰性的戰略實施來證明自己的能力[16]。如Galasso等[15]的研究表明，過度自信的管理者更傾向于偏離公司既定戰略，實施更具挑戰性和風險性的科技型戰略。綜上所述，本文提出如下假設：

H1：管理者過度自信與公司戰略差異度顯著正相關。

（二）行業競爭度對管理者過度自信與戰略差異度關系的影響效應

Porter[21]指出，行業結構對決定博弈的競爭規則以及公司潛在戰略的選擇具有重要影響，行業競爭趨于激烈會激化公司的戰略變革，特別是在競爭過度的情況下，差異化戰略為公司創造了避免競爭的隔離層。產業組織理論強調，行業競爭程度對公司戰略選擇具有決定性作用，競爭會促進公司實施戰略變革[22]。產品市場競爭作為公司經營的重要外部環境和無法規避的外在壓力，會威脅產品的市場價格和市場份額，削弱公司的盈利能力。而依據前景理論的基本觀點，相對于處在潛在的獲益狀態，處于潛在的損失風險下公司更可能從事高風險活動[23]。結合我國轉型經濟背景來說，伴隨著市場競爭的加劇，傳統的行業常規戰略加大了公司獲取競爭優勢的難度，同時行業競爭的淘汰機制和掠奪效應也進一步強化了公司間普遍面臨的生存壓力和成長壓力，公司有實施戰略變革的外在壓力。

差異化戰略作為一種高風險高收益的競爭戰略，通過研發創新、品牌營銷以及為客戶提供個性化產品和服務，可以為公司建立牢固的客戶關系，進而幫助公司獲取競爭優勢。但戰略差異度過大也可能會使公司陷入“成本泥潭”，導致市場份額喪失和競爭力下降[21]。因此，對所處行業競爭度較低的公司而言，由于缺乏市場競爭的外在壓力和實施差異化戰略潛在的市場風險，管理者即使存在過度自信心理偏差，實施差異化戰略而劍走偏鋒的傾向也可能較弱。相反，對所處行業競爭度較高的公司來說，競爭壓力的威脅效應和實施差異化戰略帶來的潛在競爭優勢刺激，可能會強化管理者過度自信與公司戰略差異度之間的關系。如Galasso 等[15]研究發現，行業競爭程度會顯著促進過度自信的管理者實施高風險和高不確定性的創新行為。據此，本文提出如下假設：

H2：行業競爭程度越高，管理者過度自信與公司戰略差異度之間的正向關系越顯著。

三、研究設計與描述性統計

（一）樣本選擇和數據來源

本文選擇滬深兩市A 股上市公司為研究樣本，研究區間為2009～2017年。樣本篩選標準包括：①剔除ST 和PT 類上市公司；②剔除金融保險類上市公司；③剔除財務數據嚴重缺失及管理者特質資料缺失的樣本公司；④剔除資不抵債及銷售收入小于0 等異常值類公司。經過上述篩選，最終得到15474 個樣本觀測值。此外，為控制極端值對研究結論的影響，本文對所有連續變量進行了1%和99%的Winsorize 處理。樣本公司的數據均來自CSMAR 數據庫，使用的統計及數據處理軟件為Stata 15。

（二）變量定義及模型設計

1.主要變量定義。

（1）戰略差異度（DS）。戰略差異度是指公司戰略偏離行業常規戰略的程度，本文借鑒葉康濤等[5]的研究，具體計算過程如下：

首先，選取反映公司戰略的六個指標：①廣告和宣傳投入（銷售費用/營業收入）；②研發投入（無形資產凈值/營業收入）；③資本密集度（固定資產凈額/員工人數）；④固定資產更新程度（固定資產凈額/固定資產原值）；⑤管理費用投入（管理費用/營業收入）；⑥企業財務杠桿[（短期借款+長期借款+應付債券）/權益賬面價值]。由于我國上市公司較少單獨披露廣告費用和研發費用，因此分別采用銷售費用和無形資產凈值來近似代替廣告費用和研發費用。其次，將這六個維度的指標減去各自年度行業平均值并除以年度行業標準差予以標準化，然后取絕對值，從而得到每個公司在各維度上偏離行業平均水平的程度。最后，對六個標準化后的戰略指標取均值，得到戰略差異度指標DS，DS 數值越大，表明企業的戰略差異越大。

（2）管理者過度自信（Overcon）。高管薪酬作為公司對管理者企業家才能的評價，管理者薪酬越高，意味著其才能越突出、地位越重要，也就越容易助長管理者的過度自信心理。本文借鑒姜付秀等[12]的方法，采用薪酬最高的前三名高管薪酬之和占全部高管薪酬的比例來衡量管理者過度自信。

（3）行業競爭度（Cm）。本文參考姜付秀等[24]的研究，選用反映企業績效和流動性的主營業務利潤率、存貨周轉率和應收賬款周轉率三個指標作為反映產品市場競爭的替代變量，并對其取倒數變為正指標進行主成分分析，得到一個反映市場競爭程度的綜合指數Cm，該指數越大，表示產品市場競爭越激烈。

2.模型設計。為檢驗本文的研究假設，建立如下多元回歸模型：

其中：被解釋變量DS 為戰略差異度的衡量指標；解釋變量Overcon 為管理者過度自信的衡量指標。控制變量包括：公司規模（Size）、資產負債率（Lev）、銷售增長率（Ros）、營運資本（Wcapital）、有形資產比重（PPE）、員工規模（Eint）、盈利能力（Roa）、市場份額（Share）、虧損變量（Loss）、股權集中度（Shrhfd10）、董事會規模（Bsize）、兩職合一（Dual）、獨董比例（Indep）、公司年齡（Age）、產權性質（Soe）。各變量定義詳見表1。此外，本文還加入了年度與行業虛擬變量，以控制年度與行業固定效應。

表1 變量定義

3.描述性統計。表2 報告了主要變量的描述性統計結果。結果顯示，戰略差異度（DS）的均值和中值分別為0.613 和0.535，最小值和最大值分別為0.179 和2.135，標準差為0.332，說明行業內各企業的戰略存在較大差異。管理者過度自信（Overcon）的均值和中值分別為0.408 和0.388，最小值和最大值分別為0.188 和0.812，標準差為0.124，說明我國上市公司管理者普遍存在過度自信，且不同企業間管理者過度自信的程度存在較大差異。行業競爭度（Cm）的均值和中值均為0，最小值和最大值分別為-0.275和0.272，標準差為0.052，說明不同行業的競爭程度存在較大區別。

表2 描述性統計

表3報告了單變量統計檢驗結果。其中，管理者過度自信（Overcon）按照中值進行分組，如果管理者過度自信（Overcon）大于中值則取1，定義為管理者過度自信組，否則取0，定義為管理者非過度自信組。結果顯示，在管理者過度自信組，戰略差異度的均值和中值分別為0.638 和0.552，其絕對值都大于管理者非過度自信組相應的值0.589 和0.522，并且均值檢驗和中位數檢驗均在1%的水平上顯著，初步表明管理者過度自信與公司戰略差異度呈正相關關系。

表3 單變量檢驗

四、實證結果與分析

（一）管理者過度自信與公司戰略差異度關系的基本檢驗

表4報告了管理者過度自信與公司戰略差異度的回歸結果。結果顯示，無論是否引入控制變量和行業，年份虛擬變量，回歸系數β1至少在5%的水平上顯著為正。上述結果均表明，管理者過度自信與公司戰略差異度顯著正相關，即過度自信的管理者會更傾向于實施差異化戰略，驗證了H1。另外，公司規模（Size）的回歸系數為負，表明公司規模越大，戰略差異度越小，這可能是因為公司規模越大，其內部規章制度和公司治理機制更完善，一定程度上制約了過度自信管理者實施高風險、高不確定性的差異化戰略傾向[21]；資產負債率（Lev）的回歸系數顯著為正，表明公司的風險承擔能力越強，公司戰略偏離行業常規模式的程度越高。

（二）內生性檢驗

上述回歸分析可能存在內生性問題，為控制內生性問題的影響，本文采用多種方法以減少這一問題帶來的偏差。

1.引入滯后一期的管理者過度自信（Lovercon）進行回歸。限于篇幅，僅列示了主要變量的回歸結果，如表 5 中列（1）所示，Lovercon 的回歸系數為0.092，在5%的水平上顯著，這說明結果依然穩健。

2.工具變量法。參考Srinidhi等[25]的研究，將上一年度同行業其他公司高管過度自信程度的均值作為工具變量，并驗證了工具變量的有效性，采用兩階段最小二乘法進行檢驗，表5列（2）報告了第二階段的回歸結果。結果顯示，工具變量（Iv_Overcon）的回歸系數為1.477，在1%的水平上顯著，說明基本結論沒有發生變化。

3.傾向得分匹配法。為控制遺漏變量的影響，進一步采用傾向得分匹配法予以檢驗。具體地，按過度自信變量（Overcon）的中值進行分組，如果大于中值則取1，定義為管理者過度自信組，否則取0，定義為管理者非過度自信組，然后使用該啞變量對所有控制變量進行回歸，得到各個觀測值的分數；基于這個分數，將管理者過度自信與管理者非過度自信的樣本進行一對一匹配。表5列（3）報告了匹配后樣本的回歸結果。結果顯示，回歸系數β1為0.093，在5%的水平上顯著，說明主要研究結論穩健不變。

表4 管理者過度自信與公司戰略差異度關系的基本檢驗

4.引入管理者個人特征的控制變量。現有研究發現，管理者的個人特征（如管理者的性別、年齡等）亦會影響管理者的過度自信和戰略決策。為避免遺漏這些特征變量對結果造成的影響，在回歸模型中加入管理者性別（SEX）、年齡（AGE）、教育水平（EDU）和任職長短（GTIME）四個變量。表5 列（4）報告了回歸結果，回歸系數β1為0.094，且在5%的水平上顯著。上述結果表明，本文的研究結論在控制內生性問題的影響后，具有較好的穩健性。

表5 管理者過度自信與公司戰略差異度關系的內生性檢驗

（三）行業競爭度對管理者過度自信與戰略差異度關系的調節效應

表6報告了行業競爭度對管理者過度自信與戰略差異度關系的調節效應檢驗結果。列（1）、列（2）為分組檢驗的結果。結果顯示，在行業競爭度較大組，回歸系數β1為0.176，在1%的水平上顯著；而在行業競爭度較小組，回歸系數β1為0.054，未通過顯著性檢驗。列（3）中進一步引入管理者過度自信與行業競爭度的交乘項Overcon×Cm，結果顯示，交乘項Overcon×Cm 的回歸系數顯著為正。上述結果說明在行業競爭激烈的環境中，由于競爭壓力的威脅效應和實施差異化戰略帶來的潛在超額利潤刺激，促進了過度自信的管理者實施差異化戰略的傾向，H2得到驗證。

表6 行業競爭度對管理者過度自信與戰略差異度關系的影響效應檢驗

（四）穩健性檢驗

為進一步增強研究結論的可靠性，本文還做了如下穩健性檢驗：

1.變換管理者過度自信的衡量指標。參考潘愛玲等[26]的做法，通過選取總經理的性別（總經理為男性時取1，否則取0）、年齡（總經理的年齡小于樣本中值時取1，否則取0）、學歷（總經理的學歷為本科及以上時取1，否則取0）以及任職長短（總經理任職時間小于樣本中值時取1，否則取0）和兩職合一（總經理和董事長為同一人時取1，否則取0）五個人口背景特征合成一個綜合指標，綜合指標得分不低于4分時，定義為管理者過度自信，賦值為1，否則為0。表7列（1）報告了H1的回歸結果。結果顯示，回歸系數β1為0.031，在1%的水平上顯著，結論穩定不變。列（2）～（4）報告了H2 的回歸結果，結論同樣保持不變。

2.變換戰略差異度的衡量指標。前面在構建戰略差異度指標時，用無形資產近似代替研發費用，用銷售費用近似代替廣告費用，這可能引起結論偏誤，因此參考葉康濤等[5]的做法，剔除廣告宣傳投入和研發投入兩個維度，以剩余的四個戰略維度為基礎構建戰略差異度指標，并重新驗證假設。表7 列（5）報告了H1 的回歸結果。結果顯示，回歸系數β1為0.065，在5%的水平上顯著，表明本文的結論較為穩健。列（6）～（8）報告了H2 的回歸結果，結論同樣保持不變。

表7 管理者過度自信與公司戰略差異度關系的穩健性檢驗

五、基于競爭優勢的進一步檢驗

戰略差異度反映了公司較為激進的戰略模式選擇，一方面能夠幫助公司降低競爭強度，更好地獲取競爭性資源[7]；同時還能為公司建立難以復制的創新型商業模式，通過為顧客提供個性化的產品和服務而增強公司的競爭優勢[19]。但另一方面，戰略差異度越大，意味著公司面臨的不確定性風險和經營失敗風險也越大，進而可能削弱公司的競爭優勢。特別地，在管理者過度自信的影響下，公司的戰略差異度于市場競爭優勢，究竟是劍走偏鋒還是作繭自縛？考慮到過度自信可能存在的雙刃劍效應，如果差異化戰略提升了公司的競爭優勢，則這一效應是否又會受到相關條件的制約？內控質量作為公司防范風險的重要機制，可以通過風險評估、過程控制、分析評價和監督制約等手段減少戰略執行過程中的不確定性[27]。同時，鄭培培、陳少華[28]研究發現，良好的內控質量通過建立科學的決策機制和監督機制，可以及時矯正過度自信管理者存在的認知偏差，從而控制和預防管理者的過度激進行為。因此，過度自信管理者影響下的差異化戰略于市場競爭優勢的作用是否會受到公司內控質量的影響呢？此外，這一效應在行業競爭度不同的公司是否又會存在差異？為回答上述問題，本文建立如下回歸模型（2）和模型（3）：

其中，模型（2）用來考察過度自信管理者影響下的差異化戰略是否增強了公司的市場競爭優勢，同時，為考察內控質量的作用，運用迪博內部指數進行分組檢驗；模型（3）通過加入交乘項Overcon×DS×Cm 來考察這一效應在不同競爭環境中的差異性表現。被解釋變量HTobinQ為市場競爭優勢的衡量指標，采用經行業調整的托賓Q（HTobinQ）度量。控制變量參考現有研究，主要包括：公司規模（Size）、資產負債率（Lev）、盈利能力（Roa）、市場份額（Share）、股權集中度（Shrhfd10）、董事會規模（Bsize）、兩職合一（Dual）、獨董比例（Indep）、產權性質虛擬變量（Soe）、公司年齡（Age）、管理層持股比例（Mshare）。此外，本文還加入了年度與行業虛擬變量，以控制年度與行業固定效應。

表8列（1）～（3）報告了模型（2）的回歸結果。結果顯示，列（1）全樣本中，交乘項Overcon×DS 的回歸系數在1%的水平上顯著為正；在列（2）內控質量高的樣本公司中，交乘項Overcon×DS 的系數在5%的水平上顯著為正，而在列（3）內控質量低的樣本公司中，交乘項Overcon×DS的系數為負且不顯著。上述結果表明，較高的內控質量可以促使管理者過度自信發揮積極作用，進而通過實施差異化戰略增強公司的市場競爭優勢。但在內控質量較低的情況下，由于缺乏相應的監督制約機制，管理者過度自信的負面作用可能會被放大，從而削弱公司的競爭優勢。列（4）～（6）報告了模型（3）的回歸結果。結果顯示，交乘項Overcon×DS×Cm的回歸系數在全樣本和內控質量高的樣本中均顯著為正，而在內控質量低的樣本中顯著為負，表明行業競爭度對差異化戰略與競爭優勢的關系具有顯著的調節效應。

表8 基于競爭優勢的進一步檢驗

六、研究結論與啟示

本文基于行為金融理論，深入研究了管理者過度自信對公司戰略差異度的影響，并考察了行業競爭度的調節效應。研究發現，管理者過度自信與公司戰略差異度顯著正相關，即過度自信的管理者促進了公司實施差異化戰略的傾向，而行業競爭度明顯增強了二者之間的關系。進一步研究發現，差異化戰略增強公司競爭優勢的作用依賴于較高的內控質量，且該效應在行業競爭度高的公司中更為突出。

本文可能的研究啟示在于：①管理者作為公司戰略決策制定和實施的主體，其行為選擇對于公司的競爭優勢和價值最大化具有直接作用。以往的研究多認為管理者過度自信會加劇公司的財務風險、非效率投資、股價崩盤風險等，進而造成公司“價值毀滅”。本文從公司戰略的視角出發，發現管理者過度自信在一定程度上提升了公司的風險承擔水平，增強了公司市場競爭優勢。因此，本文的研究對于企業管理者的聘任決策具有一定的指導和借鑒意義。②本文發現管理者過度自信與公司戰略差異度的關系在行業競爭度高的樣本組中更為突出，說明宏觀的市場環境是影響公司戰略選擇和市場競爭優勢獲取的重要外部條件，這提醒公司在制定戰略決策時不僅需要考慮自身的實際情況，也需要結合宏觀的行業結構。③戰略差異度作為公司的一種戰略模式選擇，雖然充斥著高度的不確定性風險，但是隨著我國經濟步入新常態，市場競爭加劇，依靠傳統的行業常規模式越發難以奪取競爭優勢，企業面臨的生存風險加劇。本文的研究發現，差異化戰略在較高的內控質量下可以有效增強公司的競爭優勢，這對處于新常態下的公司如何選擇戰略模式和完善內控質量以謀求持續穩定發展具有重要的啟示和參考價值。