CEO 過度自信、CEO 權力與企業業績波動性

鐘 熙,陳偉宏,宋鐵波,朱子君

(1.廣東工業大學 管理學院,廣州 510640;2.華南理工大學 工商管理學院,廣州 510640)

在商業實踐中,過度自信的CEO 毀譽參半。雷曼兄弟前CEO 理查德·富爾德在享受每平方米6 000美元的豪華公寓之際,其執掌的雷曼兄弟公司正滑向破產邊緣[1]。與之相對,蘋果前CEO 史蒂夫·喬布斯則帶領蘋果公司度過財政危機、走向了復興之路,也正是基于喬布斯打下的基礎,后喬布斯時代的蘋果公司發展勢頭仍猛。例如,在2017年,蘋果公司的利潤與市值均占據著世界第一的寶座。富爾德與喬布斯都被公認為過度自信CEO 的典型代表,但二人所執掌企業的經營狀況反差如此之大,著實令人驚嘆。

鑒于CEO 對企業經營決策與經營業績的關鍵影響,以及過度自信在CEO 群體中存在的普遍性與客觀性[2],學者們針對CEO 緣何過度自信[3],以及過度自信的CEO 將會做出怎樣的戰略性決策展開了大量探討[4]。此外,少數學者也探究了CEO過度自信與企業絕對業績之間的直接關系。然而,已有研究結論截然相反[1,5]。實際上,由于企業業績不僅包括業績絕對水平的高低,還包括相對水平的業績波動大小,因而看似互相矛盾的以往研究結論可在業績波動性中同時獲得佐證。誠然,有研究將目標企業的業績在不同年度區間內的偏離程度(即縱向業績波動性)稱作企業風險承擔,明確了CEO 過度自信與企業縱向業績波動性之間的邏輯關系[6]。但根據文獻[7-8]中的研究成果,業績波動性不僅包括縱向業績波動性,還包括橫向業績波動性即目標企業當年的業績對其正常業績水平的偏離程度。由于橫向業績波動性比較了某一時期企業實際實現與企業本應實現的業績表現之間的偏離程度,而縱向業績波動性則比較了一段時間范圍內企業在不同年份的實際業績表現之間的偏離程度,故仍有必要針對CEO 過度自信與企業業績波動性展開探討。

進一步,在CEO 過度自信影響后果的文獻中大多重點強調過度自信的CEO 在戰略性決策中“將會如何”(如探討CEO 過度自信與企業縱向業績波動性的文獻[6]),卻忽視了CEO 權力所體現的CEO“能夠如何”在其間的情境作用。一系列研究指出,企業戰略性決策的制定與執行在本質上是CEO 與董事會兩大關鍵決策群體互動作用的結果[9-10],而戰略性決策制定與實施的差異可能會最終導致企業業績表現的不同。這說明,忽視戰略決策環境中CEO 權力的潛在影響將限制研究發現的有效性,這也可能是導致已有研究結論分歧[1,5]的重要原因之一。鑒于此,本文在探討CEO 過度自信與企業縱向和橫向業績波動性的基礎上納入CEO 權力的調節作用,以便得到更具解釋力的研究結論。

最后,探究CEO 過度自信與企業業績[1,5]或縱向業績波動性的文獻[6],未能明確兩者關系的“傳導路徑”。眾多研究指出,研發活動兼具高風險與高收益的特征,因而只有當決策者感知到研發活動的高潛在收益高于研發活動的高潛在成本時,才會積極參與研發活動[11],增加研發投入。過度自信作為一種心理偏差顯著影響著CEO 對風險與收益的感知[3],這可能會最終導致過度自信CEO 對增加研發投入的偏愛或抵觸[12]。此外,相關研究亦表明,研發投入顯著影響業績波動性(如股票收益波動性、未來收益波動性)[13]。有鑒于此,本文還將探討研發投入能否在CEO 過度自信與業績波動性之間發揮傳導作用。

本文的貢獻體現在:①拓展了對決策者過度自信與企業業績之間關系的認識。在文獻中,一部分研究已經關注到CEO 過度自信對企業絕對業績的影響,但已有研究結論卻存在分歧[1,5];另一部分研究則關注到CEO 過度自信與企業縱向業績波動性之間的邏輯關系[6],但卻忽視了探究CEO 過度自信對橫向業績波動性的影響效應。因此,通過論證CEO 過度自信對企業橫向和縱向業績波動性的重要預測效果,有助于更全面地認識CEO 過度自信與企業業績波動性之間的邏輯關系,對針對CEO過度自信與企業絕對業績的已有研究結論分歧提供了一個新的理論解釋。此外,區別于從CEO 權力視角考察業績波動性前因因素的前期研究[7-8],本文關注于CEO 隱性特征(過度自信),豐富了企業業績波動性前因方面的研究。②權力是CEO 影響企業戰略決策及其績效的前提條件之一,雖然少數文獻已經明確了CEO 過度自信對企業縱向業績波動性的影響[6],但卻忽視了CEO 之間的差異性,未能進一步明確CEO 過度自信與CEO 權力交互與企業業績波動性之間的邏輯關系。因此,通過將CEO權力納入研究框架,本文揭示了CEO 過度自信作用于業績波動性的情境邊界,并拓展了“CEO 過度自信-企業績效”分析框架。③在CEO 過度自信和企業絕對業績[1,5]、縱向業績波動性關系的前期研究中[6],大多局限于直接關系的探討,未能明確期間的作用路徑。因此,通過將研發投入作為中介變量引入研究框架,揭示了CEO 過度自信作用于企業業績的“傳導路徑”,本文彌補了前期研究的不足。

1 理論分析與假設提出

1.1 CEO 過度自信與企業橫向和縱向業績波動性

CEO 過度自信一直是戰略管理、公司治理等多個領域持續關注的焦點話題[14]。目前,學術界對CEO 過度自信的影響后果存在兩種針鋒相對的觀點:“有害論”與“有益論”。

CEO 過度自信影響后果的“有害論”認為,過度自信CEO 極端水平的信心和信念最終將給企業帶來不利影響。Huang等[15]指出過度自信的CEO 會相信自己掌握了市場當前尚未了解的私人信息,因而對比非過度自信的CEO,過度自信的CEO 更傾向于短期債務結構,這是因為當未來的利好消息到來時,他/她認為自己可以使用成本更低的短期債務進行再融資。Hiller等[16]研究發現,過度自信的CEO 傾向于高估自己獲得成功的能力,這最終將導致其大量投資本不該投資的項目即收益低于成本的項目。

與之相對,CEO 過度自信影響后果的“有益論”認為,過度自信的CEO 能夠推動高管團隊及時、高效地完成復雜決策過程[1],或過度自信的CEO 會將其注意力聚焦于創新[17-18],最終推動企業實施有助于維持、增加企業競爭優勢的研發活動等[12]。世人的確也見證了在不確定、快速變化、以及激烈行業競爭中取得斐然成績的過度自信CEO,例如史蒂夫·喬布斯。總而言之,以往文獻針對過度自信的CEO將有助于還是有害于企業成功仍存在較大爭議。文獻[1,5]中探討CEO 過度自信與企業業績關系的實證研究也分別支持了“有害論”與“有益論”。Park等[1]的研究表明,CEO 過度自信與企業業績水平顯著負相關。Hsu等[5]的研究顯示,相較于非過度自信CEO 所執掌企業,過度自信CEO 所執掌的企業將表現出更高的企業業績水平。

事實上,企業業績不僅包括業績絕對水平的高低,還包括業績波動程度的大小[8]。綜合CEO 過度自信影響后果“有害論”與“有益論”這兩種針鋒相對的觀點,本文推測,對比非過度自信CEO 執掌的企業,過度自信CEO 執掌企業會表現出更大的橫向和縱向業績波動性。首先,由于過度自信的個體傾向于高估自身解決問題的能力[16]、以及自身掌握私人信息的價值與數量等[15],因而當CEO 過度自信時,他/她往往會高估即將實施的新戰略性決策的預期回報[12]。在這種狀況下,過度自信的CEO 在新戰略性決策的制定與實施過程中通常更為“激進”。Camerer等[19]的研究表明,由于過度自信的決策者會認為自己具備使企業獲得超額利潤的能力,他/她將積極推動企業進入新目標市場,即便新目標市場已經不存在利基空間。誠然,“激進”新戰略性決策的實施可能因恰好契合當前和未來環境的變化趨勢(如消費需求),從而幫助企業在當前和未來一段時間內獲得了超額利潤。與此同時,它也有可能因未能匹配當前及未來的環境變化而導致企業的巨額虧損[20]。換言之,CEO 過度自信會同時導致企業出現較大的橫向業績波動性和縱向業績波動性。

其次,過度自信CEO 存在著高估自身能力等的狀況[12],將使得其對自己主導的、正付諸實施的既有戰略性決策保持著強信心,即便既有戰略性決策已經出現無法響應外部消費者偏好、政策要求等的苗頭之時,過度自信CEO 仍會滿懷信心地認為“暫時的困難是即將取得巨大成功的前兆”,并繼續堅持既有項目或戰略性決策。換言之,過度自信的CEO 更有可能對既有戰略性決策表現出“承諾升級”狀況。在此情況下,企業既可能因CEO 真知灼見型的“承諾升級”而使得企業在當前和未來較長一段時間范圍內獲得巨大收益,也可能因CEO 價值摧毀型的“承諾升級”而在當前和未來較長一段時間范圍內遭受巨額虧損。例如,福特CEO 亨利·福特在面對顧客對汽車車型與顏色等逐漸展現出個性化需求時,仍堅持T 型轎車,并咆哮“顧客可選擇任何一種顏色,只要它是黑色”[21]。正如隨后情況所表明的,這種“承諾升級”導致福特在較長一段時間范圍內遭受巨額虧損。可見,因對既有戰略性決策“承諾升級”狀況的存在,過度自信CEO 所執掌企業最終也將表現出較大的橫向業績波動性和縱向業績波動性。

綜上所述,提出假設:

H1CEO 過度自信對企業橫向和縱向業績波動性均具有正向影響。

1.2 CEO 權力的調節作用

Weber[22]將權力定義為“個體將自己的意志強加于他人行為的可能性”。現代企業中最為核心的權力是戰略性決策的最終決定權,它通常由CEO與董事會這兩大關鍵決策者共同掌握,并存在此消彼長的狀況[1]。隨著CEO 權力的增強,CEO 左右企業戰略性決策程度與方向的能力將提高[23],這繼而使CEO 得以將自身偏好不打折扣地貫徹到最終落實的戰略性決策中。因此,雖然假設H1根據過度自信CEO“將會如何”的邏輯闡述了CEO 過度自信與橫向和縱向業績波動性之間的邏輯關系,但這并不意味著CEO“將會如何”的狀況必然會不打折扣地落實,CEO 權力所體現的CEO“能夠如何”在其間也扮演著關鍵角色。相關研究指出,CEO 兩職兼任、CEO 任期、CEO 所有權以及內部董事比例顯著影響CEO 權力的大小[1,24]。鑒于此,本文將進一步考慮CEO 兩職兼任、CEO 任期、CEO 所有權以及內部董事會比例這4種CEO 權力的情境,以增強研究結論的解釋力和預測力。

(1)CEO 兩職兼任的調節作用。CEO 兩職兼任普遍存在于世界各國,它是指在商業實踐中,CEO 同時兼任董事長職位的一種公司治理現象[25],理論界圍繞著這種現象也展開了大量探討。一般地,董事長負責制定董事會議程并主持董事會討論,因而兩職兼任的CEO 能夠:①主導董事會會議的內容和議程;②控制董事會會議所能獲取的信息[26];③選擇忠誠于自己的董事成員來增強自身權力[27]。因此,兩職兼任的CEO 能很好地減少董事會的干預或反對意見等,繼而將自己的決策偏好或制定的戰略性決策付諸落實。兩職兼任可增強CEO 相對于董事會對戰略性決策的影響力[25,27]。與之相對,兩職分離會導致CEO 缺乏將自身決策偏好與傾向等不打折扣落實的能力。此外,隨著權力的增加,CEO 忽視風險的可能性將隨之提高,其所制定、實施的戰略性決策將更為“激進”[20,28]。總之,當過度自信的CEO 同時還擔任董事長時,在權力的增強作用下,CEO 將更加偏愛風險性的戰略性決策,且其對“激進”新戰略決策的偏愛以及對既有戰略性決策的“承諾升級”更可能被貫徹落實,最終,企業出現業績波動性的可能性將提高。據此提出假設:

H2aCEO 兩職兼任增強了CEO 過度自信對企業橫向和縱向業績波動性的正向影響。

(2)CEO 任期的調節作用。以往研究指出,由于信息不對稱的緣故,新上任CEO 其真實的工作經驗與管理能力等可能并未與公司需求相匹配、或未能達到董事會的期許[29]。而CEO 對企業經營決策與業績表現又發揮著至關重要的影響[27],錯誤遴選(即聘任了無法勝任的CEO)則可能導致企業的巨大損失[30]。因此,董事會除了在新任CEO 上任之前進行信息搜集、信息篩選以保證正確遴選外,在新任CEO 上任之后的一段時間內,董事會還會加強對反映CEO 勝任能力信息的收集以及對CEO進行嚴格的監督考核等。Karaevli等[31]的實證研究顯示,新任CEO 的經營行為受到董事會強有力的監督,尤其是在前任CEO 因業績不佳而被迫離職的企業之中。毫無疑問,這種強有力的董事會監督勢必將減少CEO 的自由決策空間等。而且,為避免因短期業績不佳而遭到董事會的無情解雇,新任CEO 會致力于短期便幫助企業獲得成功的“速勝”[32],并將規避可能會對短期業績造成負面影響的“激進”或風險性活動[29]。然而,隨著CEO 任期的進一步延長,CEO 將獲得更多專業性的管理知識與自由裁量權[1],此時CEO 的戰略決策空間及其對戰略性決策的影響力將提高。并且,任期較長CEO 與董事會成員發展出強關系的可能較高,這種強關系將弱化董事會對CEO 的監督力度以及對CEO 戰略性決策的反對強度等[33]。因此,隨著任期的延長,過度自信CEO 對“激進”新戰略決策的偏愛傾向,對既有戰略性決策的“承諾升級”更可能被貫徹落實,最終,CEO 過度自信對企業業績波動性的正向影響將增強。據此提出假設:

H2bCEO 任期增強了CEO 過度自信對企業橫向和縱向業績波動性的正向影響。

(3)CEO 所有權的調節作用。CEO 持有其所執掌企業股票意味著CEO 對企業擁有了所有權,這種集經營權與所有權于一體的狀況,使得原本僅掌握經營權的CEO 對企業戰略性決策等的影響力進一步增強[34]。此外,當CEO 是企業創始人或與創始人具有較大關聯時,他/她能夠利用自己獨特的職位來暗中控制董事會,這最終也增強了CEO 的權力[1]。事實上,在以往研究中眾多學者都將CEO所有權視為CEO 權力一個不可忽視的來源,并認為CEO 所有權越多則CEO 權力越大[8,20],越能影響到企業戰略性決策的制定與實施,以及企業業績表現等。Weisbach[35]研究發現,所有權增強了CEO 反對董事會解雇業績不佳CEO 提議的能力。Mcclelland等[36]的研究表明,CEO 所有權增強了CEO 年齡對企業未來業績的影響。可見,在所有權對CEO 權力的增強效應下,過度自信的CEO 將更有能力無視或壓制住董事會的反對意見,繼而制定并實施“激進”新戰略性決策,或持續加大對既有戰略性決策的支持,最終使得企業出現業績波動性的可能性進一步提高。據此提出假設:

H2cCEO 所有權增強了CEO 過度自信對企業橫向和縱向業績波動性的正向影響。

(4)內部董事比例的調節作用。CEO 與董事會之間權力的動態關系還取決于內部董事會的占比[20]。公司治理領域文獻強調,董事會監督角色的發揮在很大程度上取決于董事會的獨立性與公正性[37]。由于外部董事通常不在企業內任職,通過日常接觸與CEO 產生強關系的可能性較低,因而較多外部董事的存在有助于提高董事會的獨立性以及董事會對CEO 經營決策行為的警惕性[38],最終更好地保障了股東利益。具體講,相較于內部董事,外部董事會更有可能:①解雇業績表現不佳的CEO[35];②盡職盡責來提高自己在業內的聲譽[39-40],具有較強的動力對不合理的決策、議案等說“不”或投非贊成票。對比之下,由于內部董事在企業內擔任管理職務,內部董事與CEO 接觸較多、互動頻繁,這可能會促使雙方建立情感、產生友誼或發展出強關系,繼而降低了董事會反對CEO 所制定決策、議案的可能性。上述表明,隨著內部董事比例的提高,過度自信的CEO 在貫徹落實“激進”新戰略決策,或對既有戰略性決策“承諾升級”時,將更少遭遇董事會的反對或更低的董事會反對強度等。最終,CEO 過度自信對業績波動性的正向影響將增強。據此提出假設:

H2d內部董事比例增強了CEO 過度自信對企業橫向和縱向業績波動性的正向影響。

1.3 研發投入的中介作用

研發活動蘊含著較強的風險、困難和挑戰[11]。一般而言,為規避研發活動風險對自身薪酬、職位安全等的影響,掌握經營權的CEO 往往不愿參與研發活動[41]。但當CEO 過度自信時反而更愿意實施研發活動,原因在于:①過度自信的CEO 傾向于高估自己解決問題的能力[17],繼而導致CEO 高估了研發活動的預期回報、低估了研發活動的潛在風險,繼而推動企業加大研發投入;②過度自信的CEO具有較強的“內控傾向”,這使其相信研發活動的最終結果并不取決于他們控制之外的因素,而僅取決于自身的努力[42];③追求研發活動契合了過度自信CEO 顯示強大的管理視野和能力的自我形象需要。Galasso等[43]實證表明,過度自信的CEO 更有可能推動公司開展創新活動,且過度自信CEO 所在企業獲得更多數量的專利和專利引用。Tang等[12]實證研究亦發現,CEO 過度自信與企業研發投入顯著正相關。

另外,很難簡單地提出,研發投入對企業業績具有正向影響或負向影響。一方面,增加研發投入可能給企業帶來大受消費者喜愛的、獨具一格的產品或服務等,繼而幫助企業獲得超額利潤;但另一方面,增加研發投入可能沒有任何產出,反而消耗了大量物力及人力,繼而導致企業業績承壓、甚至巨額虧損。鑒于此,部分學者考察了研發投入與業績波動性的關系。在前期研究中,Kothari等[44]探討了研發投入、資本支出以及其他經濟因素對未來收益波動性的影響,研究顯示,研發投入與未來收益波動性之間系數是資本支出與未來收益波動性之間系數的3倍,這說明,對比其他支出,從研發投入中獲得的未來收益遠比其他支出帶來的收益更不確定。Chen等[45]的研究表明,研發投入正向影響業績波動性。綜上可見,相較于非過度自信CEO 所執掌企業,過度自信CEO 所執掌的企業將進行更多的研發投入,繼而導致更大的業績波動性。據此提出假設:

H3研發投入在CEO 過度自信與企業橫向和縱向業績波動性之間發揮著中介作用。

本研究理論框架如圖1所示。

圖1 理論框架

2 研究設計

2.1 樣本選擇與數據來源

考慮到2008年金融危機對企業經營業績造成了巨大影響,并考慮到不同行業之間企業業績狀況可能存在顯著差異,以2009～2016 年中國深滬A股制造業所有上市公司作為研究對象。由于本文旨在考慮CEO 過度自信與業績波動性之間的關系,借鑒相關主流文獻的做法,對樣本進行了如下篩選:①剔除交易狀態為ST、PT 的企業樣本;②剔除資產負債率大于1的企業樣本;③剔除CEO 發生變更的企業樣本;④剔除數據存在缺失的企業樣本。最終獲得了涉及1 117家上市企業的3 824個非平衡面板數據。

變量數據中,CEO 以及董事會成員的人物特征數據來自CSMAR 數據庫,研發投入包括費用化研發投入與資本化研發投入,來自WIND 數據庫,其他變量數據來自CSMAR 和WIND 數據庫。

2.2 指標選擇與變量定義

CEO 過度自信(OC)。結合中國證券市場的實際情況,國內學者提出了多種衡量CEO 過度自信的方法,其中比較常用的有管理者持股變動、業績預測法、相對薪酬法、行業景氣指數和企業家信心指數4種。首先,由于中國上市公司大多數業績預告都是在臨近披露時才發布,沒有做到真實的事前預測[2],故使用業績預測法存在一定的偏差;其次,由于中國政府對國有企業高管實施“限薪”政策,致使高管薪酬數據名不副實,故使用相對薪酬法也存在一定的偏差;最后,基于行業或宏觀經濟整體預期的行業景氣指數和企業家信心指數在反映管理者個體差異方面存在一定的欠缺,未考慮到中國證券市場的實際狀況以及數據的可得性。基于此,參照文獻[2,46-47],采用CEO 的長期持股情況來判斷CEO是否過度自信。前期研究表明,風險分散的高管會在任期內盡可能地減少自身持有的股票期權[46,48],然而,股票期權計劃在中國實施較晚,且實施數量較少,難以獲取相應的數據。因此,本文使用股票持有量作為替代。與王鐵男等[2,47]的研究保持一致,本文將樣本期間內從未減持過本公司股票的CEO 視為過度自信,取值為1;否則,視為非過度自信,取值為0。

橫向業績波動性(|U_ROA|)。考慮到中國資本市場還不夠完善,使用TobinQ衡量企業業績存在一定的偏差,故使用ROA 衡量企業業績。參照以往研究的做法[7-8],將企業業績指標ROA 與影響業績指標的各變量進行面板隨機效應模型的估計,預測業績水平并計算殘差u。最后,使用殘差u的絕對值表示業績的橫向波動度。其中,影響業績指標各變量的選取包括:CEO 過度自信、CEO 權力的4個子維度以及本文的所有控制變量。為了緩解內生性問題,橫向業績波動性采用第t+2年的企業業績指標ROA 進行估計。

縱向業績波動性(Std_ROA)。已有研究多采用企業在一定年度區間內業績指標ROA 的標準差表示業績的縱向波動性[7-8]。但考慮到經濟周期和細分行業差異對業績指標的影響,本文在計算縱向業績波動性之前,將樣本企業的業績指標ROA 按年度和行業的均值進行調整。最后,采用年份滾動(窗口期為3年)的方法,計算樣本企業在每個時段內經調整后業績指標ROA 的標準差,以衡量業績的縱向波動性。為了緩解內生性問題,計算縱向業績波動性時所使用的窗口期設定為第t年～第t+2年。

本文涉及4 個反映CEO 權力的子維度:CEO兩職兼任(DUA)、CEO 任期(CEOTENU)、CEO 所有權(CEOHOLD)以及內部董事比例(BODIS)。各變量具體測量如下:CEO 兩職兼任(DUA),若CEO 同時兼任董事長,則取值為1,否則為0;CEO任期(CEOTENU),CEO 在其職位上的任職年限;CEO 所有權(CEOHOLD),采用CEO 所持有股票數量與企業股票總數的比值衡量;內部董事比例(BODIS),采用參與企業內部經營的董事人數與董事會總人數的比值衡量。

研發投入(RD)。參考文獻[11,49],采用企業當期研發投入與營業收入的比值衡量企業研發投入。其中,研發投入包括費用化研發投入和資本化研發投入。

參考前期研究成果[1,5,7-8,50],選取如下控制變量:企業資產規模(SIZE),選取企業期末總資產加1后取自然對數衡量;企業上市年限(AGE),選取企業上市年份數加1后取自然對數衡量;所有權性質(STA),若該企業為國有企業,則取值為1,否則為0;銷管費用比率(SGA),銷售費用與管理費用之和與銷售收入的比值;董事會規模(BODSIZE),選取董事會人數加1后取自然對數衡量;董事會流動率(BODTURN),董事會離職人數與董事會總人數的比值;環境動蕩性(EU),采用經行業中位數調整后的企業過去5年銷售收人的變異系數;環境敵對性(EH),1減去行業內所有上市企業所占市場份額的平方和;環境豐腴性(ER),企業過去5年平均銷售增長率。此外,本文還考慮了年度效應(YEAR)的影響。

3 實證分析與結果

3.1 描述性統計與相關性系數表

表1 列示了變量間的描述性統計與相關性系數。表中結果顯示,樣本企業橫向業績波動性(|U_ROA|)和縱向業績波動性(Std_ROA)的均值分別為0.039 6和0.026 2,且各樣本企業間的業績波動性存在較為明顯的差異。CEO 過度自信的均值為0.413 4,表明有超過4成樣本企業的CEO 判定為過度自信。CEO 兩職兼任的均值為0.293 1,表明樣本企業中約有3成的CEO 同時兼任董事長。CEO 任期的均值為3.734 8,表明樣本企業的CEO在其職位上的平均任職年限約為3～4年。CEO 所有權的均值為0.064 2,表明樣本企業的CEO 平均持有其所在企業6.42%的股份。內部董事比例的均值為0.254 8,表明樣本企業的董事會中約有1/4的董事參與企業的內部經營。研發投入的均值為0.045 5,表明樣本企業的研發投入約占其銷售收入的4.55%。此外,表1結果還顯示,解釋變量之間的相關性系數均不高于0.6,說明本文不存在嚴重的多重共線性問題,適合進一步實證分析。

3.2 假設檢驗與結果分析

為保證模型估計的一致性和有效性,參照相關主題的文獻,在回歸分析之前對數據進行如下處理:①對主要連續變量在1%水平上進行縮尾處理;②在構造乘積項之前將原始變量去中心化;③對各模型的所有進入變量進行方差膨脹因子(VIF)診斷,結果顯示,各模型的VIF 均值小于閾值2且各變量VIF值均遠小于閾值10,進一步說明本文不存在多重共線性問題;④面板數據的回歸分析可能同時存在異方差、序列相關以及截面相關等問題,故采用Driscoll-Kraay標準誤進行修正;⑤在固定效應與隨機效應模型的選擇中,豪斯曼分析的檢驗結果表明,后文中所有模型均在1%水平上支持固定效應模型的選擇(具體統計值見回歸結果)。因此,本文采用雙向固定效應模型進行回歸分析。

表1 變量間的描述性統計與相關性系數表

表2列示了CEO 過度自信與企業橫向業績波動性兩者關系的檢驗結果。表3列示了CEO 過度自信與企業縱向業績波動性兩者關系的檢驗結果。其中,模型(1)檢驗了CEO 過度自信與業績波動性之間的關系。模型(2)～(5)分別檢驗了CEO 權力各個方面對CEO 過度自信與業績波動性兩者關系的調節作用;模型(6)為包括所有變量的全模型。

表2、3中的模型(1)共同檢驗了假設H1。由表2模型(1)可知,CEO 過度自信與企業橫向業績波動性顯著正相關(β=0.008 7,p＜0.01)。由表3模型(1)可知,CEO 過度自信與企業縱向業績波動性亦顯著正相關(β=0.003 9,p＜0.01)。上述結果表明,相比于非過度自信CEO 所執掌企業,過度自信CEO 所執掌企業的業績波動性更大,從而支持了假設H1。

表2、3中的模型(2)共同檢驗了假設H2a。由表2模型(2)可知,CEO 過度自信和CEO 兩職兼任的乘積項與企業橫向業績波動性顯著正相關(β=0.016 3,p＜0.01)。由表3模型(2)可知,CEO 過度自信和CEO 兩職兼任的乘積項與企業縱向業績波動性亦顯著正相關(β=0.006 6,p＜0.01)。上述結果表明,相比于兩職分離企業,兩職兼任企業中CEO 過度自信與業績波動性間的正相關關系更強,從而支持了假設H2a。

表2、3中的模型(3)共同檢驗了假設H2b。由表2模型(3)可知,CEO 過度自信和CEO 任期的乘積項與企業橫向業績波動性間的關系沒有統計意義上的顯著性(β=-0.000 6,p＞0.1)。由表3模型(3)可知,CEO 過度自信和CEO 任期的乘積項與企業縱向業績波動性顯著負相關(β=-0.000 5,p＜0.05)。上述結果表明,CEO 任期未能增強CEO 過度自信與業績波動性間的正相關關系,反而部分弱化了CEO 過度自信與業績波動性間的正相關關系。因此,假設H2b得到部分反向支持。

表2、3中的模型(4)共同檢驗了假設H2c。由表2模型(4)可知,CEO 過度自信和CEO 所有權的乘積項與企業橫向業績波動性間顯著正相關(β=0.103 6,p＜0.01)。由表3模型(4)可知,CEO 過度自信和CEO 所有權的乘積項與企業縱向業績波動性間亦顯著正相關(β=0.073 0,p＜0.01)。上述結果表明,隨著CEO 所有權的提高,CEO 過度自信對業績波動性的正向影響將增強,從而支持了假設H2c。

表2 CEO過度自信與橫向業績波動性回歸結果

表2、3中的模型(5)共同檢驗了假設H2d。由表2模型(5)可知,CEO 過度自信和內部董事比例的乘積項與企業橫向業績波動性間顯著正相關(β=0.055 6,p＜0.01)。由表3 模型(5)可 知,CEO 過度自信和內部董事比例的乘積項與企業縱向業績波動性間亦顯著正相關(β=0.014 0,p＜0.01)。上述結果表明,隨著內部董事比例的提高,CEO 過度自信對業績波動性的正向影響將增強,從而支持了假設H2d。

表4、5中的模型(2)～(4)共同檢驗了假設H3。遵照文獻[51]中提出的5步驟中介效應檢驗來檢驗研發投入在CEO 過度自信與企業業績波動性間的中介作用。第1步,檢驗自變量與因變量之間回歸系數c的顯著性,由表4模型(2)可知,CEO 過度自信與企業橫向業績波動性之間的回歸系數顯著為正(c=0.008 7,p＜0.01),因此可按中介效應立論;第2步,依次檢驗自變量與中介變量之間回歸系數a,以及中介變量與因變量之間回歸系數b的顯著性,由表4模型(1)可知,CEO 過度自信與研發投入之間的回歸系數顯著為正(a=0.014 2,p＜0.01),且由表4模型(3)可知,研發投入與企業橫向業績波動性之間的回歸系數亦顯著為正(b=0.037 2,p＜0.01),因此間接效應顯著,可轉到第4步;第4步,檢驗加入中介變量后,自變量與因變量之間回歸系數c'的顯著性,由表4模型(4)可知,在控制研發投入后,CEO 過度自信與企業橫向業績波動性之間的回歸系數顯著為正(c'=0.008 2,p＜0.01),表明可能存在部分中介效應或遮掩效應;第5步,比較ab和c的符號,本文ab和c的符號均為正,因此,研發投入在CEO 過度自信與橫向業績波動性關系中具有部分中介作用,中介效應占總效應的比例(ab/c)為0.060 7。同理,由表5模型(1)～(4)可知,研發投入在CEO 過度自信與縱向業績波動性關系中亦具有部分中介作用,中介效應占總效應的比例(ab/c)為0.124 2。上述結果表明,研發投入在CEO 過度自信作用于業績波動性的過程中具有部分中介作用,從而支持了假設H3。

表3 CEO過度自信與縱向業績波動性回歸結果

表4 CEO過度自信、研發投入與企業橫向業績波動性

表5 CEO過度自信、研發投入與縱向業績波動性

3.3 穩健性檢驗

為保證研究結論的可靠性,進行了如下穩健性檢驗:①更換企業業績的替代指標。上文中使用資產收益率ROA 衡量企業業績,在此采用凈資產收益率ROE衡量企業業績做穩健性檢驗。重新計算橫向和縱向業績波動性后,回歸分析檢驗結果與表2～5的結果保持一致。②更換研發投入的測量方式。上文中采用企業當期研發投入與營業收入的比值衡量研發投入,在此采用企業當期研發投入與資產總額的比值衡量研發投入。重新計算研發投入后,回歸分析檢驗結果與表2～5的結果保持一致。③為解決內生性問題的影響,本文基于配對樣本重新回歸分析。由于本文的解釋變量CEO 過度自信是二元變量,本文的模型可能存在自我選擇偏誤的問題,從而導致遺漏變量的內生性問題,故采用傾向得分匹配(PSM)技術獲取配對樣本。首先,通過Logit二元選擇模型對樣本企業CEO 是否過度自信進行概率得分值的計算。其中,預測模型的初始解釋變量包括上述模型的所有解釋變量,并采用Logit逐步回歸模型在10%的顯著性水平上自動進行變量的篩選。其次,依據上述計算得到的概率得分值采用半徑匹配(r=0.001)方法進行樣本匹配。完成配對后,樣本的核密度函數以及樣本的特征均得到了有效的改善與控制。最后,采用匹配完成后的樣本重新進行回歸分析,檢驗結果與表2～5的結果保持一致(限于篇幅略)。

4 結論

本文在引入CEO 權力作為調節變量、研發投入作為中介變量的基礎上,深入剖析了CEO 過度自信與橫向和縱向業績波動性之間的邏輯關系。以2009～2016年中國制造業為研究對象,得到如下研究結論:

(1)CEO 過度自信對企業橫向業績波動性與縱向業績波動性均存在顯著的正向影響。

(2)CEO 權力顯著影響CEO 過度自信與橫向和縱向業績波動性兩者間的關系。具體講,CEO 兩職兼任、CEO 所有權與內部董事比例均會增強CEO 過度自信對企業橫向和縱向業績波動性的正向影響。但CEO 任期會削弱CEO 過度自信與企業業績波動性之間的關系,可能的原因是:隨著任期的延長,盡管CEO 的權力會在一定程度上增強,但此時CEO“安于現狀”、不思進取的心理與行為特征可能會顯現,CEO 的風險承擔水平將大幅度降低[52],這最終使得CEO 任期削弱了CEO 過度自信對企業(縱向)業績波動性的正向影響。

(3)CEO 過度自信不僅對企業橫向和縱向業績波動性具有直接影響效應,還將通過研發投入的部分中介作用影響企業橫向和縱向業績波動性。

本文的實踐啟示體現在:

(1)本文表明,當CEO 過度自信時,企業將面臨更大的經營風險(即更大的橫向和縱向業績波動性)。這說明,CEO 隱性心理特征對企業經營風險產生了重要影響,因而在篩選CEO 候選人時,企業不僅應關注CEO 的工作經驗、專業技能等,還應該強化對CEO 隱性心理特征的評估。

(2)CEO 的過度自信是把雙刃劍,它既可能幫助企業獲取超額利潤,也有可能導致企業遭受巨額虧損,因此,企業應結合自身實際情況對過度自信CEO 所引致的收益和成本進行衡量。

(3)隨著CEO 權力的增大,過度自信CEO 對企業橫向和縱向業績波動性的正向影響將增強。這說明,企業在評估過度自信CEO 對企業經營風險的影響時不應忽視CEO 權力的影響;同時也說明,企業可通過重新配置CEO 的權力結構,來管控過度自信CEO 所引致的經營風險。

(4)研發投入在CEO 過度自信與企業橫向和縱向業績波動性關系中發揮了中介作用。由于研發活動有助于企業未來競爭優勢的維持與獲取狀況,因而過度自信CEO 在一定程度上也有助于企業競爭優勢的增加。

本文存在的局限性與不足:①除CEO 權力外,其他影響CEO“能夠”狀況的因素可能也會制約CEO 過度自信對企業橫向和縱向業績波動性的影響,例如企業資源等,因此可進一步探討其他情境因素。②研發投入在CEO 過度自信與企業橫向和縱向業績波動性僅發揮著部分中介作用。這說明,CEO 過度自信可能通過多條不同的間接路徑影響企業橫向和縱向業績波動性,因此,未來研究可嘗試探討其他間接路徑。③本文僅采用制造行業的樣本進行分析,研究結論可能無法推廣到其他行業,未來研究可以跨行業進行分析與比較。