企業R&D投入對企業經營績效的影響
——以管理者過度自信為調節效應

歐陽耀 李夢薇

（廣州軟件學院，廣東 廣州 510990）

一、引言

隨著學者們不斷深入研究并積累出一定的實證經驗后發現研究成果出現了有惇于前人所提出的經濟人假設的現象。赫伯特·西蒙在其1947年首次出版的《管理行為》一書中對決策制定過程進行了開創性的研究，這本著作不僅初步描述了管理人的特征，而且首次提出了有限理性假說[1]。有限理性假說是指企業的管理者在進行決策時并非是完全理性的。西蒙認為管理者在作決策時往往會受到自身因數、心理狀態等內在因數或者其他外部環境的影響從而不能做到完全理性。許多關于心理學的實驗也都證明，人類所作出的行為和決策都不可能達到完全理性。人們對于自己自信程度的認知往往存在偏差，對于管理者而言更加明顯，他們更加容易高估獲取成功的概率和低估潛在的風險。作為公司決策的決定者，管理者過度自信的心理狀態會影響著企業對投資、融資、并購、確立資本結構等多種方面的決策。

企業R&D經費投入強度是指企業社會研究與試驗發展經費的支出[2]。作為一種特殊的投資行為，創新投入行為通過在創新領域投入人力、物力和財力等資源，從而達到收益增加和升高價值的目的。本文根據上市公司的基本情況，根據文獻結果聯系實際中的企業，提出研究問題；通過國泰安等收集能夠代表管理者過度自信程度的管理者數據和個人特征信息后根據相關指標的定義進行計算和篩選；最后用線性回歸和process進行檢驗管理者過度自信對R&D投入與績效兩者關系間的調節效應，得出研究結論。

二、研究方案

1.被解釋變量：企業績效

本文選取托賓的Q比率作為衡量企業績效指標，該比率體現了市場對企業績效的反應。

2.解釋變量：R&D投入

國內外學者在R&D投資研究中使用的變量主要包括R&D水平（RDL）和R&D強度（RDI）。本文認為對比研發水平而言，研發強度更加具有代表性。由此本文研究采用研發投入占營業收入比例表示R&D投入強度，并對相應數據做了滯后一年處理。

3.調節變量：管理者過度自信

管理者過度自信是一個比較難衡量的指標，國內外的研究大多數從管理者持股情況、管理者所在公司年度盈利能力的預測水平、媒體對管理者不同類型的評價等方面進行分析統計后作為管理者過度自信的衡量指標。本文將管理者性別、年齡、受教育水平和職位狀況四種個人特質情況進行賦值打分，計算出分值代表自信程度，具體方法如下。

（1）性別特征（Gender-s）。現有大量研究表明，在相同的情形中男性比女性更傾向于風險投資。也就說明了同等條件下男性管理者自信程度往往高于女性管理者。所以，如果數據樣本中的管理者為男性，則將Gender characteristics（性別特征）賦予值1，如果為女性則賦予值為0。

（2）年齡特征（Age-s）。隨著年齡的增加，管理者的閱歷不斷增加，視野更加寬闊。相較于年輕的管理者，年長者對自身能力的認知更加清晰。2003年Bertrand等人對美國上市公司的實證研究表明那些高于平均年齡的高階層管理者不愿意做出具有高風險的投資決策。因此，隨著年齡的不斷增加，管理者的自信程度不斷下降。該特征具體分值定義如下：

其中，max（Age）為該組年齡數據中最大值，min（Age）為該組年齡數據中最小值。

（3）學歷高低程度（Degree-s）。在心理學研究中認為一個人的文化程度越高，這個人的自信心水平越高。本文借鑒該研究結論，認為學歷高的管理者自信程度要高于學歷低的管理者，于是將樣本中管理者學歷以本科劃分，樣本在本科以上DegreeS 分值為 1，本科及以下學歷為0。

（4）管理者過度自信（GDZX）。通過統計上述三種情況的評分，將對應樣本的分值相加后求平均數作為過度自信的測量指標。具體為：

4.控制變量

本文摘選葉蓓和袁建國研究管理者過度自信的相關文獻里使用的公司績效與公司治理變量中企業規模、現金實力、資產負債率、股權集中度和兩職合一這五個變量作為本文研究數據的控制變量。并在前面數據選擇的基礎上，建立了年度虛擬變量。

上述變量關系如表1所示。

表1 變量定義及說明

5.研究假設

實證研究得到的研究成果表明在管理者出現了盲目并購或者過度投資的時候，管理者過度自信對企業有著負向影響。后學者投入關于管理者過度自信的研究中，在此背景下現代管家理論得以快速發展。與代理理論不同的是，現代管家理論從新的研究思路上回答公司內部治理問題。它反對了代理理論中關于經理人有內部機會主義和習慣性偷懶的假定，認為經理人出于尊重心理和自身的需求會努力的工作從而當一名好管家。通過自己的努力完成工作使公司運營達到管理者的預期狀態，由此帶來的成就感和滿足感成為了他們為公司奉獻自我的動力。2001年，通過對外部董事的實質性研究Tian等人認為中國的上市公司的運行發展模式比其他國家公司的運作要更符合現代管家理論一些[3]。

這些年，眾多學者對管理者過度自信開展了一系列的研究，關于過度自信于企業績效之間的關系還未有一致的定論。Hirshleifer等人在2012年通過調查1993年到2003年這10年期間那些聘請了過度自信的管理者的企業比其他企業要存在更多的收益，同時這些企業更加注重關于研發的投入，獲取了更多的例如專利等創新成果[4]。

綜上，本文提出了以下假設：

假設H1：管理者過度自信能對企業績效產生積極影響。

如今中國的經濟已經呈現出了新常態，使得中國政治生活邁入了一個新的階級。在此背景下，邵文武、劉佳和王學強（2021）用2010年到2018年在A股上市的1004家公司作為數據樣本，通過面板門檻模型發現研發投入能使企業績效得到提高并且存在門檻值，但是因為科技投入存在一定的反應階段，當期投入的研發經費不能立刻產生影響，存在一定的滯后性[5]。丁海平（2020）發現企業R&D投入對企業財務績效有顯著的促進作用，但屬于典型的“倒U結構”。當研發投入過低時并沒有起到促進作用，而投入過高時會對企業財務造成壓力[6]?；诖?，提出以下假設：

假設H2：R&D投入對企業績效有著正向影響。

管理者對個人能力或自身判斷能力或對于能否獲得成功的概率有著過于樂觀的趨勢下，會高估所獲得的收益。創新本就是一項充滿著風險和挑戰的行為，在決策時過度自信的管理者往往會高估收益或者低估風險，他們對于創新決策有著重要的潛在影響。已有的文獻認為管理者過度自信會讓企業增加關于R&D的投入，但是目前就管理者自信與創新成果和企業績效的相關研究還沒有形成一致的結論。綜上，提出假設3：

假設H3：管理者過度自信調節了R&D投入與企業績效之間的關系，且為反向調節。

6.模型構建

根據前文的理論分析，本文設置以下模型并構建調節模型圖。

（1）管理者過度自信與R&D投入的關系模型：

（2）R&D投入與企業績效的關系模型：

（3）管理者過度自信對R&D投入與企業績效的關系的調節模型：

式（3）中，X=GDZX表示管理者過度自信；X= int_1表示交互項即R&D投入與管理者自信經標準化處理之后的乘積。

三、實證分析

1.樣本選擇

本文樣本選自證監會2012版行業分類：化學原料及化學制品制造業。選取該行業中的全部上市企業，會計期間設定為2016年至2020年，并對樣本進行以下處理：①剔除選定會計期間內相關指標連續缺失三年以上的樣本公司。②剔除ST、*ST類公司，該類上市公司財務狀況或其它狀況出現異常。③剔除資產負債率大于1的樣本。該類樣本企業的現有總資產小于現有負債合計，存在資不抵債現象。④剔除其他數據確實無法收集的樣本。經篩選處理后得到140家企業，649個樣本。選取的數據來自于CSMAR數據庫及同花順數據庫，缺失部分由作者本人手動歸集整理。

2.描述性統計

樣本數據統計結果見表2。結果顯示， QB的最大值為12.11，最小值為0.822，平均值為2.167。R&D投入強度RD最小值為0.13，最大值為14.63，平均值為3.422。從管理者過度自信GDZX的均值和大小值可以看出樣本公司都存在管理者過度自信的現象但是自信程度各有不同?，F金實力CASH中最大值23.589、最小值16.054和平均值20.057表明樣本公司現金實力都比較雄厚。從公司規模SIZE的最大值25.619、最小值20.073和平均值22.183可以看出我國化學原料及化學制品制造業的公司規模都比較大。由資產負債率LEV的平均值0.374、最小值0.035和最大值0.984可以看出，雖然研究樣本中有小部分公司的資本結構屬于激進型或者是保守型，但我國上市公司的資本結構整體上來說是比較適合進行研究的。

表2 變量描述統計

3.相關性分析

對各變量之間的相關性分析如表3所示?？芍芾碚哌^度自信GDZX與企業績效QB在1%水平上顯著且系數大于0，說明兩者存在相關關系且為正相關。

表3 相關分析表

4.回歸分析

表4對企業績效QB的回歸模型中各變量對企業績效QB的回歸模型中VIF值都小于5，說明數據共線性程度不高。模型2中管理者過度自信GDZX對企業績效QB顯著性為0.002明顯小于0.05，回歸系數為0.047。說明與理性的管理者相比，過度自信的管理者有更多的投資機會能在未來為企業帶來更多的收益。這與相關分析的結果一致，假設1得到驗證。R&D投入與績效QB的回歸分析結果加大R&D投入力度會提高企業績效，假設2得到驗證。

表 4 對企業績效QB的回歸模型

在模型3中則加入了交互項int_1的影響，結果顯示模型依舊是顯著的，回歸系數為-0.97小于0，產生的是負向影響。在int_1的影響下，R&D投入與企業績效QB的回歸系數由0.9變為了0.87，管理者過度自信與企業績效QB的回歸系數由0.47變為了0.40。說明GDZX可以調節研發投入與企業績效之間的關系，假設3得到基本驗證。

5.調節效應分析

由前面的分析結果可知交互項相關系數和回歸系數在1%水平下顯著，說明管理者過度自信調節了研發投資與企業績效之間的關系。因為調節變量GDZX是一個連續變量取值范圍為[22.282， 5.026]，均值為10.579，標準差為2.972，因此采用SPSS 22.0 軟件的 PROCESS 宏執行調節效應分析，結果如表5管理者過度自信的調節效應分析結果所示。

表5 管理者過度自信的調節效應分析

表5模型3顯示交互項非標準化系數B為-0.097。這說明，隨著管理者過度自信程度的不斷增強，企業面對的創新機會增多，此時企業會增加對研發的投入，而經濟效益卻相對減少。即存在反向調節的作用。

進一步進行簡單斜率檢驗，如圖1所示，結果表明GDZX對R&D投入與QB的調節作用是顯著削弱的。當企業管理者過度自信程度較低時，R&D投入能顯著影響企業績效，β=0.23，P＜0.001；當企業管理者過度自信程度較高時，R&D投入能顯著影響企業績效，β=0.07，P＜0.001。低分組斜率明顯要高于高分組，管理者過度自信在R&D投入與企業績效關系中起著調節作用，并且是削弱的作用。假設3得到驗證。

圖1 管理者過度自信對企業R&D投入與企業績效關系的調節效應

四、討論

1.結果分析

本文以2016年至2020年化學原料及化學制品制造業上市公司為研究樣本，打破了前人對理性管理人的觀念認為管理者是非理性的，站在行為金融學視角上重點研究了過度自信的管理者通過影響企業研發投入強度進一步影響企業績效的問題并且研究為管理者過度自信如何影響R&D投入與企業績效的走向趨勢。實證檢驗結論如表6所示。

表 6 假設和驗證結果

2.結論

本文在相關理論的背景下，構建了以管理者過度自信為調節變量，研發投入為自變量，企業績效為因變量的調節模型，通過實證檢驗證實了以下結論。

（1）相對于理性的管理者來說，過度自信的管理者可以為企業帶來更高的經濟效益。管理者現有的視野認知及世界觀價值觀決定了他們看問題所站的角度和對信息的理解程度。也就是說，管理者的個人特征信息代表著他對自己的認知和價值觀，不僅對其所做出的戰略決策有影響，而且進一步影響著其所在企業的行為。

（2）研發投資對企業績效有積極影響，但有滯后性。在本文研究中，將R&D投入RD做了滯后一年的處理，得到的相關分析結果和回歸分析結果都通過了顯著性檢驗。但當未做滯后一年的處理時，所得的結果卻不能通過顯著性檢驗。

（3）管理者過度自信對研發投入與企業績效之間關系的走向趨勢具有負面影響。由上述分析可知管理者過度自信對R&D投入與企業績效兩者關系之間起著反向調節的作用。從高低分組實證結果來看，低分組斜率明顯要高于高分組，斜率分析結果進一步證明，管理者過度自信對R&D投入與企業績效關系的反向調節作用顯著。

3.建議

（1）公司應該加強對管理層的非理性行為的關注。作為在公司治理中不可或缺的角色，企業的管理者極有可能在過度自信的心理下產生非理性行為從而對公司的價值造成不必要的損失。因此，在進行重大決策時企業應有效識別管理者是否是過度自信的。發生非理性活動時通過加強監督、采取限制性措施等手段，最大限度地減少管理者過度自信帶來的不利影響。

（2）制定合理的研發目標，加大研發投入強度。在今日如此激烈的競爭環境下，企業想要脫穎而出獲得一定的市場地位，必然少不了通過創新驅動企業發展。在加大研發投入強度的同時，企業應該使研發投入處于合理的狀態，不能過低或者過多，注重研發投入對企業績效的影響。