高管過度自信與企業(yè)績效關(guān)系研究

摘要：文章以2004-2011年國內(nèi)A股上市公司為研究樣本，通過理論和實證兩個方面論證治理結(jié)構(gòu)差異如何影響高管過度自信，進而改善企業(yè)績效。研究結(jié)果表明，高管過度自信對企業(yè)績效有消極的負向影響。而獨立董事比例對高管過度自信不產(chǎn)生影響。此外，企業(yè)前5大股東持股集中度對高管過度自信有抑制作用，并且能夠通過這種抑制作用使企業(yè)績效朝著有利于股東的方向發(fā)展。

關(guān)鍵詞：高管過度自信；企業(yè)績效；管理層權(quán)力；調(diào)節(jié)效應(yīng)

一、引言

大量研究表明，管理者普遍存在過度自信心理，而過度自信的管理者容易產(chǎn)生決策偏差，進而威脅企業(yè)的健康發(fā)展。因此，如何通過抑制高管過度自信來減少其決策偏差將對提高企業(yè)績效產(chǎn)生至關(guān)重要的影響。本文研究高管過度自信與企業(yè)績效的關(guān)系，并在此基礎(chǔ)上探尋獨立董事比例和企業(yè)前5大股東持股集中度是否能夠通過抑制高管過度自信來提高企業(yè)績效。本文分為四個部分，第一部分為引言，第二部分為對現(xiàn)有相關(guān)的研究評述，第三部分為實證分析，第四部分為全文總結(jié)。

二、相關(guān)研究評述

（一）高管過度自信與企業(yè)績效

現(xiàn)有研究認為，企業(yè)高層管理者的過度自信會通過影響企業(yè)的投資或擴張行為對企業(yè)績效產(chǎn)生消極影響。Malmendier&Tate（2005）認為過度自信的管理者過高地估計他們投資項目的回報，并且認為外部資金過于昂貴。當他們有充裕的內(nèi)部現(xiàn)金流時，會出現(xiàn)過度投資的現(xiàn)象，進而損害股東的利益。Glaser（2008）發(fā)現(xiàn)，樂觀的管理者傾向于更多的投資，并且公司的價值和管理者過度自信成顯著負相關(guān)。Li&Tang（2010）通過研究發(fā)現(xiàn)，狂妄自大的CEO會增加公司的經(jīng)營風(fēng)險。姜付秀等（2009）通過對2002-2005國內(nèi)上市公司的研究得出管理者過度自信與企業(yè)擴張存在顯著正相關(guān)性，并且企業(yè)陷入財務(wù)困境的幾率會隨著過度自信管理者采取的擴張戰(zhàn)略的加大而增加。郝穎等（2005）通過研究發(fā)現(xiàn)公司投資水平會隨著高管過度自信的增加而提高，并且由過度自信而引發(fā)的過度投資行更容易出現(xiàn)資金的配置效率低下。

（二）治理結(jié)構(gòu)與企業(yè)績效

現(xiàn)有研究表明，董事會的存在會對企業(yè)高層管理者的行為產(chǎn)生一定的限制作用，使得企業(yè)績效朝著對股東有利的方向發(fā)展。其中，獨立董事在扮演了重要的角色。寧家耀等（2008）研究發(fā)現(xiàn)獨立董事能夠影響董事會的行為，并且這種影響會對企業(yè)績效產(chǎn)生積極的正向作用。Rosentein等（1990）的研究表明，公司績效會隨著獨立董事比例的增加而提高。王躍堂等（2006）通過對國內(nèi)資本市場的研究發(fā)現(xiàn)了與Rosentein相似的結(jié)論。但Agrawal等（1996）美國上市公司作為研究對象卻發(fā)現(xiàn)了相反的結(jié)論，即公司績效隨著外部獨立董事的增加而降低。

此外，有研究表明，企業(yè)的股權(quán)結(jié)構(gòu)對企業(yè)績效有著顯著的影響，這種影響來自于企業(yè)大股東對高管們的監(jiān)督作用。Grossman（1980）研究發(fā)現(xiàn)，高度分散的股權(quán)結(jié)構(gòu)會減少促使股東監(jiān)事高管人員的激勵。

（三）研究假設(shè)

在委托代理理論下，企業(yè)的高管應(yīng)該處于完全理性狀態(tài)，并且會最求自身利益的最大化（如工資、津貼等），而股東也會最求自身財富最大化，即企業(yè)績效的最優(yōu)化。股東的利益很可能與高管的利益產(chǎn)生沖突，在這種情況下，過度自信會使高管做出背離股東利益的決策。此外，董事會對高管的行為具有監(jiān)督的職能。企業(yè)大股東持股的集中度越高，越能對大股東產(chǎn)生監(jiān)督高管的激勵，并且增加大股東的投票權(quán)，從而有效地抑制由高管過度自信所引發(fā)的決策偏差，使企業(yè)績效朝向有利于股東的方向發(fā)展，即提高企業(yè)績效。另外，獨立董事的存在也能對高管的行為、決策起到一定的監(jiān)督作用，從而保護股東的利益。通過以上分析，本文提出三個假設(shè)：

H1：企業(yè)高管的過度自信對企業(yè)績效有負向影響。

H2：獨立董事比例的提高能夠降低高管過度自信對企業(yè)績效的影響，從而提高企業(yè)績效。

H3：大股東股權(quán)集中度與高管過度自信負相關(guān)，即高的股權(quán)集中度能抑制高管過度自信，從而提高企業(yè)績效。

（四）過度自信測量方法

對高管過度自信的測量，是研究其與企業(yè)績效關(guān)系的關(guān)鍵。現(xiàn)有的測量方法主要可以分為直接測量和間接測量兩類。直接測量方式主要有通過高管持股數(shù)量的變化、高管行權(quán)時間的長短、管理回報預(yù)測和實施的并購的次數(shù)來判斷并衡量他們的過度自信。Malmendier&Tate（2005）將習(xí)慣性地增持公司股票的高管定義為過度自信。Hall等（2002）認為風(fēng)險厭惡的高管應(yīng)該早早地行權(quán)，因為他們不愿意將自己的利益同公司的風(fēng)險捆綁在一起，而那些在行權(quán)期開始后一年的時間里沒有行權(quán)的高管則被認為是過度自信。此外，LinYueh-hsiang（2005）將在任期內(nèi)對管理回報預(yù)測向上偏見大于向下偏見數(shù)量的CEO們定義為過度自信。Doukas（2007）將短時間內(nèi)進行多次并購的CEO定義為過度自信。但直接測量存在著諸多弊端，如那些不缺錢的高管會在沒有過度自信特征的情況下，長期持有公司股票；我國高管持股數(shù)量的增加和減少受到政策法規(guī)的限制，而不是自由行為。

對高管過度自信的測量還可以采取間接的方式，如通過媒體對高管的描述來分析過度自信特征（Malmendier&Tate，2011）。或者通過企業(yè)的盈利預(yù)測偏差來判斷。如果上市公司的高管在觀察期內(nèi)有一次盈利預(yù)測水平高于實際盈利水平，則將他或她定義為過度自信。本文采取每股收益預(yù)測偏差衡量管理者過度自信。如果預(yù)測每股收益小于實際每股收益，則認為該公司高管不存在過度自信，取0；否則，用二者的差值比上實際每股收益的值來衡量過度自信程度。這樣的好處是成功地將管理者過度自信轉(zhuǎn)換成連續(xù)性變量，衡量起來更加準確。

三、實證分析

（一）樣本選取

本文選取2004-2011年在滬深證券交易所A股上市的公司為研究對象。在樣本選擇的過程中，提出了以下公司：一是數(shù)據(jù)不完整的公司；二是金融類、保險類公司；三是*ST、ST公司；四是樣本中的極端值。最后共獲得4302個觀測值。樣本中的上市公司盈利預(yù)測數(shù)據(jù)來自萬得（Wind）數(shù)據(jù)庫，公司治理數(shù)據(jù)來自色諾芬（CCER）數(shù)據(jù)庫，公司財務(wù)數(shù)據(jù)來自國泰安（GTA）數(shù)據(jù)庫，并采用SPSS18.0作為統(tǒng)計分析軟件。

（二）研究變量定義

本文主要研究上市公司高管過度自信與企業(yè)績效的關(guān)系，以及董事會權(quán)力集中程度對二者關(guān)系的影響。在研究的過程中，被解釋變量為資產(chǎn)收益率，解釋變量為高管過度自信、獨立董事比例和CR_5指數(shù)，控制變量為年份、行業(yè)、資產(chǎn)負債率、總資產(chǎn)自然對數(shù)、董事會規(guī)模及最終控制人類型。具體變量性質(zhì)、變量名稱和變量定義如表1所示。

（三）模型構(gòu)建

根據(jù)研究假設(shè)，本文建立5個模型。模型1用來研究各控制變量與被解釋變量的關(guān)系；模型2在模型1的基礎(chǔ)上，研究高管過度自信與企業(yè)績效的關(guān)系；模型3在模型2的基礎(chǔ)上，觀察獨立董事比例對高管過度自信的影響；模型4在模型3的基礎(chǔ)上，研究企業(yè)前5大股東持股比例之和對高管過度自信和企業(yè)績效之間關(guān)系的影響。

模型1：ROA=α0+α1Year+α2ID+α3LEV+α4lnTA+α5BS+α6Owner+ε

其中，α0為截距，α1-α6為各項系數(shù)，ε為隨機誤差項。

模型2：ROA=β0+β1Year+β2ID+β3LEV+β4lnTA+β5BS+β6Owner+β7OC+ε

其中，β0為截距，β1-β7為各項系數(shù)，ε為隨機誤差項。

模型3：ROA=γ0+γ1Year+γ2ID+γ3LEV+γ4lnTA+γ5BS+γ6Owner+γ7OC+γ8NED+ε

其中，γ0為截距，γ1-γ8為各項系數(shù)，ε為隨機誤差項。

模型4：ROA=δ0+δ1Year+δ2ID+δ3LEV+δ4lnTA+δ5BS+δ6Owner+δ7OC+δ8NED+δ9CR_5+ε

其中，δ0為截距，δ1-δ9為各項系數(shù)，ε為隨機誤差項。

（四）描述性統(tǒng)計

根據(jù)表2給出的4302個全樣本的描述性統(tǒng)計，可以發(fā)現(xiàn)各個變量的標準差均在1.7以下，變異程度不是很大，說明剔除極值效果顯著。另外，除高管過度自信變量外，其他變量的均值均近似等于中位數(shù)，加之樣本數(shù)量足夠大，因此這些變量可以認為近似服從正太分布。此外，高管過度自信變量的均值為0.502，并且樣本中有54%的高管存在過度自信。獨立董事比例樣本的均值為0.566，高于證監(jiān)會要求的1/3水平，并且其標準差只有0.122，說明樣本中各公司的獨立董事比例相似。CR_5指數(shù)的均值為0.551，標準差僅為0.154，說明樣本中上市公司前5明高管的持股比例之和差異不大，集中0.551這個水平。

（五）主要變量相關(guān)性分析

從表3提供的主要變量相關(guān)性分析結(jié)果可以看出，高管過度自信（OC）和資產(chǎn)收益率（ROA）在1%的水平上顯著負相關(guān)。而CR_5指數(shù)和資產(chǎn)收益率在1%的水平顯著正相關(guān)。此外，CR_5指數(shù)和高管過度自信在1%的水平顯著負相關(guān)。而獨立董事比例和高管過度自信在1%的水平上顯著正相關(guān)。

（六）回歸結(jié)果分析

由表4和表5列出的回歸分析結(jié)果可以看出，四個模型的調(diào)整R2都在0.22以上，說明四個模型對被解釋變量（ROA）有較好的解釋力。模型2的回歸結(jié)果顯示，在模型1控制了年份、行業(yè)、資產(chǎn)負債率、總資產(chǎn)自然對數(shù)、董事會規(guī)模和控制人類型的基礎(chǔ)上，高管過度自信1%的水平上顯著并且和資產(chǎn)收益率負相關(guān)，說明高管過度自信對企業(yè)績效產(chǎn)生負效應(yīng)，并且產(chǎn)生的負效應(yīng)隨著高管過度自信水平的提高而增加。驗證了假設(shè)1。

模型3在模型2的基礎(chǔ)上添加獨立董事比例變量，發(fā)現(xiàn)獨立董事比例和資產(chǎn)收益率沒有顯著的相關(guān)性，即在本文選取的樣本中，獨立董事比例的提高不會帶來企業(yè)資產(chǎn)收益率的提高。此外，盡管在相關(guān)性分析中得出獨立董事比例和高管過度自信在1%的水平顯著正相關(guān)，但在模型3中并沒有體現(xiàn)出這種關(guān)系，因為添加獨立董事比例變量后，高管過度自信的顯著性水平和系數(shù)沒有任何變化。因此，可以得出獨立董事比例對高管過度自信和企業(yè)績效之間的關(guān)系沒有顯著影響。證明假設(shè)2不成立。

此外，在模型4添加了企業(yè)前5大股東持股比例之和變量后，CR_5指數(shù)和企業(yè)資產(chǎn)收益率在1%的水平上顯著正相關(guān)，這說明企業(yè)前5大股東持股比例的提高會對企業(yè)績效產(chǎn)生正向影響。另外，添加CR_5指數(shù)后，過度自信變量的系數(shù)由0.009減少到0.005，加之相關(guān)性分析部分得出的CR_5指數(shù)和高管過度自信在1%的水平顯著負相關(guān)，可以得出企業(yè)前5名高管持股比例對高管過度自信有抑制效應(yīng)，即前5名高管持股比例的提高會通過抑制高管過度自信程度來提高企業(yè)績效，證明了假設(shè)3。

四、研究結(jié)論

本文以國內(nèi)A股上市公司2004年至2011年的數(shù)據(jù)為研究對像，從理論和實證兩個方面研究了高管過度自信與企業(yè)績效的關(guān)系，以及獨立董事比例、企業(yè)前5名大股東持股比例對高管過度自信與企業(yè)企業(yè)績效間關(guān)系的影響。研究結(jié)果表明，高管過度自信和企業(yè)績效在1%的水平上顯著不相關(guān)。而獨立董事比例沒有抑制高管過度自信的效應(yīng)，并且不對企業(yè)績效直接產(chǎn)生影響。此外，企業(yè)前5大股東持股比例在1%的水平上顯著，并且對高管過度自信有抑制效應(yīng)，說明企業(yè)前5大股東持股集中可以通過對高管過度自信的抑制來提升企業(yè)績效。

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*本文受遼寧省教育廳人文社科項目資助（W2010170）。

（作者單位：遼寧大學(xué)新華國際商學(xué)院）