創業版上市公司管理層自信對企業績效影響的實證研究

賀纓

摘要：管理層具有自信的心理特征，而管理層的心理狀態對企業績效可能會產生影響。本文采用2013-2017年創業板上市公司的相關數據，運用理論與實證分析相結合的方法，探索創業版上市公司管理層自信對企業績效的影響。結果表明，管理層自信對企業績效具有顯著的正向影響。最后，在研究結論的基礎上，提出相應的研究建議。

關鍵詞：管理層自信;企業績效;創業版上市公司

1前言

作為企業的戰略決策者和主要決策者，管理層的心理狀態會對企業的運作和發展產生重要影響。在早期的研究中，研究者強調“理性經濟人”前提，然而公司決策者處在復雜的經營和社會環境中，這可能導致人的決策會受到很多非理性因素的影響。隨著“有限理性”假設的提出，人們逐漸理解，在很多情況下，由于個人所處環境、心理狀態等因素，會在個人心理中產生心理偏差。作為一種認知偏差，管理者的自信不會直接影響上市公司的業績，而是通過影響管理者的相關決策來影響企業的業績。因此，研究管理層的自信程度對企業績效會產生怎樣的影響需要進一步的探討。

因此，本文選取2013-2017年我國創業板上市公司的面板數據，分析管理層自信與企業績效之間的關系，以探究我國創業板上市公司管理者自信對企業績效產生的影響，并希望所提出研究建議對企業管理實踐具有一定的參考價值。

2文獻綜述

在國外相關研究方面，在管理者自信與企業績效的之間關系的研究認為，管理層對企業的貢獻較大，因此管理層自信的可能性更高（Hayward & Hambrick，1997[1]）;學者們還認為管理層自信對企業績效具有顯著影響（Galasso & Simcoe，2010[2）。在管理者自信與創新的研究認為，管理層過度自信使企業更傾向于高風險的投資項目（Banerjee et al.，2015[3]）。在管理者自信與其他金融活動的相關性方面，相關研究也驗證管理層自信對融資決策和并購意愿的影響（Wang，2017[4]）。

在國內研究方面，許多學者也做了相應的研究，比如，管理層更容易具有自信的心理特征（劉柏，梁超，2016[5];）;管理者自信與公司投資的關系（朱磊，唐蓓，2011[6];郝穎，劉星，林朝南20117[7]）;管理層自信水平對企業績效的影響是顯著的（王新紅，石欣欣，2016[8];姚計華，王海芳，2018[9];孫俊成，葉陳剛，唐劍，2019[10]）。

綜上所述，國內外學者對管理層自信與企業的研究角度各有不同，研究內容存在差異性。研究普遍認為，管理層自信是影響公司績效的因素之一，但是，其影響結果地隨著研究目的的不同。因此關于這方面研究還需要更加深入。

3研究假設及研究變量

管理層的自信是一種非理性認知偏差，它的出現同人們的行為特質以及外部環境有關。在公司，管理層一般都是高智商和高學歷的優秀人才，而這樣的人群似乎比普通人更容易產生自信的心理，并且隨著經理層在公司的職權的加強，自信的程度也會越來越高。管理層自信理論強調了傳統金融理論過于理論化和不現實的方面。

企業績效是企業管理人員在生產和管理活動中的目標，反映企業投入和產出在某一時期內的狀況。衡量企業績效的指標財務指標和非財務指標。財務指標的一般采用凈資產收益率或主營業務利潤率等。本文采用的績效衡量主要集中在財務指標上。

3.1研究假設

自我效能理論認為，自我效能是個人對完成任務的信心，即對人的能力的信任程度，具有高自我效能感的個體對成功完成任務的能力更有信心。自信的管理者對自己的工作能力充滿信心，會通過心理變化影響行為，然后通過行為影響企業。因此，自信會影響他們工作積極性和風險規避傾向，最終影響到企業績效。研究表明一定程度的自信可以激發管理者的積極性，避免管理者過于理性的風險規避，提高企業績效;投資是企業經營過程的重要經營決策過程，企業管理者對企業資源和活動的整合與協調以獲得相應投資收效，投資顯然與企業的成績效能密切相關。管理者的自信心理特征對企業投資行為產生影響，企業的投資行為也會在績效中得到體現。本文以高階理論為基礎，分析框架包括管理者自信程度、投資效率和企業績效，以探討管理層自信、投資效率對企業績效的影響。

基于以上文獻和理論分析，提出以下研究假設：

H1：管理層相對薪酬比例對企業績效的影響具有顯著正向影響。

H2：在其他條件不變的情況下，公司投資效率強化了管理層的自信程度與企業績效之間的正向關系。

3.2變量選取和數據來源

3.2.1變量選取與說明

（1）被解釋變量

Y是被解釋變量代表企業績效，借鑒相關研究成果，本文采用凈資產收益率（ROE）作為衡量企業績效的指標。凈資產收益率體現了自有資本獲得凈收益的能力，凈資產收益率越高，說明投資者投入的自有資本獲利能力越強，直接反映了投資與報酬的關系。其計算公式如下：

凈資產收益率=凈利潤/平均凈資產（1）

（2）解釋變量

企業管理層的薪酬可以直觀的衡量管理者的能力和水平，相對報酬高的管理層在公司的地位也不可忽視，這樣的優越感會促使他們更容易產生自信心理。企業中管理層的薪酬比例越高，管理層也就越自信，對公司的控制能力也越強，所以，選擇相對薪酬比例作為解釋變量X1。其計算公式如下：

相對薪酬比例=董事、監事、高管前三名薪酬總額/董事、監事及高管年薪總額（2）

管理層的心理狀況會反映在對企業事務的處理上，最直觀的就是企業的投資行為。自信的管理者更傾向于擴張性的企業經營行為，因此更愿意實施投資項目。通常情況下，有效率的企業投資活動會使公司業績提升，所以在進行實證分析時選取了投資效率作為解釋變量X2。其計算公式如下：

投資效率=投資規模/資本存量（3）

根據以上分析，本文所選取變量如表1所示。

3.2.2數據來源與說明

本文分析所用數據全部來源于CSMAR國泰安數據庫，選取了2013-2017年的創業板上市公司面板數據作為研究樣本。并進一步對樣本數據根據以下原則進行篩選：剔除數據存在漏缺及異常值的上市公司;剔除現在為ST和PT及數據不完整的上市公司;剔除金融保險類上市公司;剔除財務數據如凈資產收益率、總資產收益率等比較極端的上市公司;剔除總經理不領報酬或沒有披露總經理報酬的上市公司;剔除沒有披露管理層（董事、監事、高管人員）報酬的上市公司。經過以上篩選后，共得到346家上市公司跨時5年共計1730個觀測數據。

3.3模型設定

根據前文的理論分析，建立初步模型如式（4）和式（5）所示：

其中，Y代表企業績效，X1代表管理層相對薪酬比例，X2代表企業投資效率，C是常數項，與各個因素沒有關系，β1、β2、β3代表回歸系數，表示各自變量對因變量Y的影響程度，而u是回歸方程的隨機誤差項。

4實證分析

4.1描述性統計分析

首先，對研究變量進行描述性統計分析，其中，被解釋變量凈資產收益率（Y）均值為0.059048，標準差為0.04，最大值為0.3725，最小值為-0.2076。解釋變量相對薪酬比例（X1）均值為0.453726，標準差為0.112709，最大值為0.9408，最小值為0.1793，說明我國創業板市場上市公司高層管理者自信心理特征程度差距比較大;解釋變量投資效率（X2）的均值為0.052944，最大值為0.362400，最小值為-0.0998，說明我國創業板市場上市公司間投資差異較大，造成差異的原因可能與經理層的投資決策或公司治理結構，管理制度有關。

4.2回歸結果分析

對被解釋變量與解釋變量進行平穩性檢驗，如表2所示，各個變量平穩性檢驗下均顯示平穩。建立面板數據模型分析，進一步對模型進行選擇，似然比檢驗和豪斯曼檢驗結果均選擇固定效應變系數模型。

鑒于消除異方差的考慮，直接使用加權最小二乘法對模型進行估計，所得結果如表2所示。從表2模型（4）的結果中可以看到，X1和X2系數估計值分別為0.0831和0.0565，且均在p<0.01的水平上顯著。因此，驗證了研究假設H1，即管理層自信水平確實對企業具有顯著正向影響。結果說明，一個公司管理層的自信水平越高，那么該公司的投資水平增加就越會，這時的管理層做出的投資決策很可能是盲目的，并且容易造成過度的投資行為。

表2模型（5）的結果中顯示，X1和X1*X2的系數分別為0.0712和0.2419，且均在p<0.01的水平上顯著。這說明公司投資效率強化了管理層的自信程度與企業績效之間的正向關系。因此，H2成立。

5研究建議

根據實證結果，管理層自信程度對企業績效具有顯著正向影響。而且，公司投資效率強化了管理層的自信程度與企業績效之間的正向關系。

針對以上結論，提出以下建議：（1）建立有效的薪酬管理體系，可以更好地實現管理層的價值，增強他們的自信心，同時有利于企業員工的內部合理競爭，對企業長久的發展有著積極地作用。（2）建立科學有效的投資評估體系，減少企業投資行為的主觀性與隨意性。（3）建立科學合理的公司決策體系，公司的投資決策的有效性，不僅取決于管理層的個人的判斷能力，也與公司自身的決策體系關系密切。（4）企業應該建立一套科學的心理測評機制，不僅要注重個人能力，還要考察其是否有過度自信傾向。

參考文獻：

[1]Hayward M L A， Hambrick D C.Explaining the Premiums Paid for Large Acquisitions： Evidence of CEO Hubris[J].Journal of Administrative Science Quarterly，1997，42（1）：103-127.

[2]Galasso A ， Simcoe T S.Overconfidence and Innovation [OL/EB].https：// www.nber.org /system/files/ working_papers /w16041/ w16041.pdf，2010.

[3]Banerjee S， Humphery-Jenner M， Nanda V. Restraining Overconfident CEOs through Improved Governance： Evidence from the Sarbanes-Oxley Act[J]. Review of Financial Studies，2015，28（10）：2812-2858.

[4]Wang Z.The empirical research on the influence of managerial overconfidence on the mergers and acquisitions decision[C]// International Conference on Service Systems and Service Management. IEEE，2017：1-5.

[5]劉柏，梁超.管理者層級差異的過度自信對企業投資決策的影響研究[J].管理學報，2016，46（08）：53-61.

[6]朱磊，唐蓓.董事會治理、CEO過度自信與企業過度投資行為—基于2007～2009面板數據的實證分析[A].中國會計學會教育分會，2011：9.

[7]郝穎，劉星，林朝南.我國上市企業高管人員過度自信與投資決策的實證研究[J].中國管理科學，2017，23（5）：33-34.

[8]王新紅，石欣欣.高管激勵、研發投入與企業績效——基于創業板高新技術上市公司的經驗數據[J].財會通訊，2016，34（27）：58-61.

[9]姚計華，王海芳.管理者過度自信，資本結構與企業績效關系研究[J].財會通訊：綜合（下），2018，67（1）：55-58.

[10]孫俊成，葉陳剛，唐劍.高管-職工薪酬差距、管理層權力與企業績效[J].財會通訊，2019，55（12）：10-13.

（湖南工業大學）