CEO 过度自信、CEO 权力与企业业绩波动性

钟 熙,陈伟宏,宋铁波,朱子君

(1.广东工业大学 管理学院,广州 510640;2.华南理工大学 工商管理学院,广州 510640)

在商业实践中,过度自信的CEO 毁誉参半。雷曼兄弟前CEO 理查德·富尔德在享受每平方米6 000美元的豪华公寓之际,其执掌的雷曼兄弟公司正滑向破产边缘[1]。与之相对,苹果前CEO 史蒂夫·乔布斯则带领苹果公司度过财政危机、走向了复兴之路,也正是基于乔布斯打下的基础,后乔布斯时代的苹果公司发展势头仍猛。例如,在2017年,苹果公司的利润与市值均占据着世界第一的宝座。富尔德与乔布斯都被公认为过度自信CEO 的典型代表,但二人所执掌企业的经营状况反差如此之大,着实令人惊叹。

鉴于CEO 对企业经营决策与经营业绩的关键影响,以及过度自信在CEO 群体中存在的普遍性与客观性[2],学者们针对CEO 缘何过度自信[3],以及过度自信的CEO 将会做出怎样的战略性决策展开了大量探讨[4]。此外,少数学者也探究了CEO过度自信与企业绝对业绩之间的直接关系。然而,已有研究结论截然相反[1,5]。实际上,由于企业业绩不仅包括业绩绝对水平的高低,还包括相对水平的业绩波动大小,因而看似互相矛盾的以往研究结论可在业绩波动性中同时获得佐证。诚然,有研究将目标企业的业绩在不同年度区间内的偏离程度(即纵向业绩波动性)称作企业风险承担,明确了CEO 过度自信与企业纵向业绩波动性之间的逻辑关系[6]。但根据文献[7-8]中的研究成果,业绩波动性不仅包括纵向业绩波动性,还包括横向业绩波动性即目标企业当年的业绩对其正常业绩水平的偏离程度。由于横向业绩波动性比较了某一时期企业实际实现与企业本应实现的业绩表现之间的偏离程度,而纵向业绩波动性则比较了一段时间范围内企业在不同年份的实际业绩表现之间的偏离程度,故仍有必要针对CEO 过度自信与企业业绩波动性展开探讨。

进一步,在CEO 过度自信影响后果的文献中大多重点强调过度自信的CEO 在战略性决策中“将会如何”(如探讨CEO 过度自信与企业纵向业绩波动性的文献[6]),却忽视了CEO 权力所体现的CEO“能够如何”在其间的情境作用。一系列研究指出,企业战略性决策的制定与执行在本质上是CEO 与董事会两大关键决策群体互动作用的结果[9-10],而战略性决策制定与实施的差异可能会最终导致企业业绩表现的不同。这说明,忽视战略决策环境中CEO 权力的潜在影响将限制研究发现的有效性,这也可能是导致已有研究结论分歧[1,5]的重要原因之一。鉴于此,本文在探讨CEO 过度自信与企业纵向和横向业绩波动性的基础上纳入CEO 权力的调节作用,以便得到更具解释力的研究结论。

最后,探究CEO 过度自信与企业业绩[1,5]或纵向业绩波动性的文献[6],未能明确两者关系的“传导路径”。众多研究指出,研发活动兼具高风险与高收益的特征,因而只有当决策者感知到研发活动的高潜在收益高于研发活动的高潜在成本时,才会积极参与研发活动[11],增加研发投入。过度自信作为一种心理偏差显著影响着CEO 对风险与收益的感知[3],这可能会最终导致过度自信CEO 对增加研发投入的偏爱或抵触[12]。此外,相关研究亦表明,研发投入显著影响业绩波动性(如股票收益波动性、未来收益波动性)[13]。有鉴于此,本文还将探讨研发投入能否在CEO 过度自信与业绩波动性之间发挥传导作用。

本文的贡献体现在:①拓展了对决策者过度自信与企业业绩之间关系的认识。在文献中,一部分研究已经关注到CEO 过度自信对企业绝对业绩的影响,但已有研究结论却存在分歧[1,5];另一部分研究则关注到CEO 过度自信与企业纵向业绩波动性之间的逻辑关系[6],但却忽视了探究CEO 过度自信对横向业绩波动性的影响效应。因此,通过论证CEO 过度自信对企业横向和纵向业绩波动性的重要预测效果,有助于更全面地认识CEO 过度自信与企业业绩波动性之间的逻辑关系,对针对CEO过度自信与企业绝对业绩的已有研究结论分歧提供了一个新的理论解释。此外,区别于从CEO 权力视角考察业绩波动性前因因素的前期研究[7-8],本文关注于CEO 隐性特征(过度自信),丰富了企业业绩波动性前因方面的研究。②权力是CEO 影响企业战略决策及其绩效的前提条件之一,虽然少数文献已经明确了CEO 过度自信对企业纵向业绩波动性的影响[6],但却忽视了CEO 之间的差异性,未能进一步明确CEO 过度自信与CEO 权力交互与企业业绩波动性之间的逻辑关系。因此,通过将CEO权力纳入研究框架,本文揭示了CEO 过度自信作用于业绩波动性的情境边界,并拓展了“CEO 过度自信-企业绩效”分析框架。③在CEO 过度自信和企业绝对业绩[1,5]、纵向业绩波动性关系的前期研究中[6],大多局限于直接关系的探讨,未能明确期间的作用路径。因此,通过将研发投入作为中介变量引入研究框架,揭示了CEO 过度自信作用于企业业绩的“传导路径”,本文弥补了前期研究的不足。

1 理论分析与假设提出

1.1 CEO 过度自信与企业横向和纵向业绩波动性

CEO 过度自信一直是战略管理、公司治理等多个领域持续关注的焦点话题[14]。目前,学术界对CEO 过度自信的影响后果存在两种针锋相对的观点:“有害论”与“有益论”。

CEO 过度自信影响后果的“有害论”认为,过度自信CEO 极端水平的信心和信念最终将给企业带来不利影响。Huang等[15]指出过度自信的CEO 会相信自己掌握了市场当前尚未了解的私人信息,因而对比非过度自信的CEO,过度自信的CEO 更倾向于短期债务结构,这是因为当未来的利好消息到来时,他/她认为自己可以使用成本更低的短期债务进行再融资。Hiller等[16]研究发现,过度自信的CEO 倾向于高估自己获得成功的能力,这最终将导致其大量投资本不该投资的项目即收益低于成本的项目。

与之相对,CEO 过度自信影响后果的“有益论”认为,过度自信的CEO 能够推动高管团队及时、高效地完成复杂决策过程[1],或过度自信的CEO 会将其注意力聚焦于创新[17-18],最终推动企业实施有助于维持、增加企业竞争优势的研发活动等[12]。世人的确也见证了在不确定、快速变化、以及激烈行业竞争中取得斐然成绩的过度自信CEO,例如史蒂夫·乔布斯。总而言之,以往文献针对过度自信的CEO将有助于还是有害于企业成功仍存在较大争议。文献[1,5]中探讨CEO 过度自信与企业业绩关系的实证研究也分别支持了“有害论”与“有益论”。Park等[1]的研究表明,CEO 过度自信与企业业绩水平显著负相关。Hsu等[5]的研究显示,相较于非过度自信CEO 所执掌企业,过度自信CEO 所执掌的企业将表现出更高的企业业绩水平。

事实上,企业业绩不仅包括业绩绝对水平的高低,还包括业绩波动程度的大小[8]。综合CEO 过度自信影响后果“有害论”与“有益论”这两种针锋相对的观点,本文推测,对比非过度自信CEO 执掌的企业,过度自信CEO 执掌企业会表现出更大的横向和纵向业绩波动性。首先,由于过度自信的个体倾向于高估自身解决问题的能力[16]、以及自身掌握私人信息的价值与数量等[15],因而当CEO 过度自信时,他/她往往会高估即将实施的新战略性决策的预期回报[12]。在这种状况下,过度自信的CEO 在新战略性决策的制定与实施过程中通常更为“激进”。Camerer等[19]的研究表明,由于过度自信的决策者会认为自己具备使企业获得超额利润的能力,他/她将积极推动企业进入新目标市场,即便新目标市场已经不存在利基空间。诚然,“激进”新战略性决策的实施可能因恰好契合当前和未来环境的变化趋势(如消费需求),从而帮助企业在当前和未来一段时间内获得了超额利润。与此同时,它也有可能因未能匹配当前及未来的环境变化而导致企业的巨额亏损[20]。换言之,CEO 过度自信会同时导致企业出现较大的横向业绩波动性和纵向业绩波动性。

其次,过度自信CEO 存在着高估自身能力等的状况[12],将使得其对自己主导的、正付诸实施的既有战略性决策保持着强信心,即便既有战略性决策已经出现无法响应外部消费者偏好、政策要求等的苗头之时,过度自信CEO 仍会满怀信心地认为“暂时的困难是即将取得巨大成功的前兆”,并继续坚持既有项目或战略性决策。换言之,过度自信的CEO 更有可能对既有战略性决策表现出“承诺升级”状况。在此情况下,企业既可能因CEO 真知灼见型的“承诺升级”而使得企业在当前和未来较长一段时间范围内获得巨大收益,也可能因CEO 价值摧毁型的“承诺升级”而在当前和未来较长一段时间范围内遭受巨额亏损。例如,福特CEO 亨利·福特在面对顾客对汽车车型与颜色等逐渐展现出个性化需求时,仍坚持T 型轿车,并咆哮“顾客可选择任何一种颜色,只要它是黑色”[21]。正如随后情况所表明的,这种“承诺升级”导致福特在较长一段时间范围内遭受巨额亏损。可见,因对既有战略性决策“承诺升级”状况的存在,过度自信CEO 所执掌企业最终也将表现出较大的横向业绩波动性和纵向业绩波动性。

综上所述,提出假设:

H1CEO 过度自信对企业横向和纵向业绩波动性均具有正向影响。

1.2 CEO 权力的调节作用

Weber[22]将权力定义为“个体将自己的意志强加于他人行为的可能性”。现代企业中最为核心的权力是战略性决策的最终决定权,它通常由CEO与董事会这两大关键决策者共同掌握,并存在此消彼长的状况[1]。随着CEO 权力的增强,CEO 左右企业战略性决策程度与方向的能力将提高[23],这继而使CEO 得以将自身偏好不打折扣地贯彻到最终落实的战略性决策中。因此,虽然假设H1根据过度自信CEO“将会如何”的逻辑阐述了CEO 过度自信与横向和纵向业绩波动性之间的逻辑关系,但这并不意味着CEO“将会如何”的状况必然会不打折扣地落实,CEO 权力所体现的CEO“能够如何”在其间也扮演着关键角色。相关研究指出,CEO 两职兼任、CEO 任期、CEO 所有权以及内部董事比例显著影响CEO 权力的大小[1,24]。鉴于此,本文将进一步考虑CEO 两职兼任、CEO 任期、CEO 所有权以及内部董事会比例这4种CEO 权力的情境,以增强研究结论的解释力和预测力。

(1)CEO 两职兼任的调节作用。CEO 两职兼任普遍存在于世界各国,它是指在商业实践中,CEO 同时兼任董事长职位的一种公司治理现象[25],理论界围绕着这种现象也展开了大量探讨。一般地,董事长负责制定董事会议程并主持董事会讨论,因而两职兼任的CEO 能够:①主导董事会会议的内容和议程;②控制董事会会议所能获取的信息[26];③选择忠诚于自己的董事成员来增强自身权力[27]。因此,两职兼任的CEO 能很好地减少董事会的干预或反对意见等,继而将自己的决策偏好或制定的战略性决策付诸落实。两职兼任可增强CEO 相对于董事会对战略性决策的影响力[25,27]。与之相对,两职分离会导致CEO 缺乏将自身决策偏好与倾向等不打折扣落实的能力。此外,随着权力的增加,CEO 忽视风险的可能性将随之提高,其所制定、实施的战略性决策将更为“激进”[20,28]。总之,当过度自信的CEO 同时还担任董事长时,在权力的增强作用下,CEO 将更加偏爱风险性的战略性决策,且其对“激进”新战略决策的偏爱以及对既有战略性决策的“承诺升级”更可能被贯彻落实,最终,企业出现业绩波动性的可能性将提高。据此提出假设:

H2aCEO 两职兼任增强了CEO 过度自信对企业横向和纵向业绩波动性的正向影响。

(2)CEO 任期的调节作用。以往研究指出,由于信息不对称的缘故,新上任CEO 其真实的工作经验与管理能力等可能并未与公司需求相匹配、或未能达到董事会的期许[29]。而CEO 对企业经营决策与业绩表现又发挥着至关重要的影响[27],错误遴选(即聘任了无法胜任的CEO)则可能导致企业的巨大损失[30]。因此,董事会除了在新任CEO 上任之前进行信息搜集、信息筛选以保证正确遴选外,在新任CEO 上任之后的一段时间内,董事会还会加强对反映CEO 胜任能力信息的收集以及对CEO进行严格的监督考核等。Karaevli等[31]的实证研究显示,新任CEO 的经营行为受到董事会强有力的监督,尤其是在前任CEO 因业绩不佳而被迫离职的企业之中。毫无疑问,这种强有力的董事会监督势必将减少CEO 的自由决策空间等。而且,为避免因短期业绩不佳而遭到董事会的无情解雇,新任CEO 会致力于短期便帮助企业获得成功的“速胜”[32],并将规避可能会对短期业绩造成负面影响的“激进”或风险性活动[29]。然而,随着CEO 任期的进一步延长,CEO 将获得更多专业性的管理知识与自由裁量权[1],此时CEO 的战略决策空间及其对战略性决策的影响力将提高。并且,任期较长CEO 与董事会成员发展出强关系的可能较高,这种强关系将弱化董事会对CEO 的监督力度以及对CEO 战略性决策的反对强度等[33]。因此,随着任期的延长,过度自信CEO 对“激进”新战略决策的偏爱倾向,对既有战略性决策的“承诺升级”更可能被贯彻落实,最终,CEO 过度自信对企业业绩波动性的正向影响将增强。据此提出假设:

H2bCEO 任期增强了CEO 过度自信对企业横向和纵向业绩波动性的正向影响。

(3)CEO 所有权的调节作用。CEO 持有其所执掌企业股票意味着CEO 对企业拥有了所有权,这种集经营权与所有权于一体的状况,使得原本仅掌握经营权的CEO 对企业战略性决策等的影响力进一步增强[34]。此外,当CEO 是企业创始人或与创始人具有较大关联时,他/她能够利用自己独特的职位来暗中控制董事会,这最终也增强了CEO 的权力[1]。事实上,在以往研究中众多学者都将CEO所有权视为CEO 权力一个不可忽视的来源,并认为CEO 所有权越多则CEO 权力越大[8,20],越能影响到企业战略性决策的制定与实施,以及企业业绩表现等。Weisbach[35]研究发现,所有权增强了CEO 反对董事会解雇业绩不佳CEO 提议的能力。Mcclelland等[36]的研究表明,CEO 所有权增强了CEO 年龄对企业未来业绩的影响。可见,在所有权对CEO 权力的增强效应下,过度自信的CEO 将更有能力无视或压制住董事会的反对意见,继而制定并实施“激进”新战略性决策,或持续加大对既有战略性决策的支持,最终使得企业出现业绩波动性的可能性进一步提高。据此提出假设:

H2cCEO 所有权增强了CEO 过度自信对企业横向和纵向业绩波动性的正向影响。

(4)内部董事比例的调节作用。CEO 与董事会之间权力的动态关系还取决于内部董事会的占比[20]。公司治理领域文献强调,董事会监督角色的发挥在很大程度上取决于董事会的独立性与公正性[37]。由于外部董事通常不在企业内任职,通过日常接触与CEO 产生强关系的可能性较低,因而较多外部董事的存在有助于提高董事会的独立性以及董事会对CEO 经营决策行为的警惕性[38],最终更好地保障了股东利益。具体讲,相较于内部董事,外部董事会更有可能:①解雇业绩表现不佳的CEO[35];②尽职尽责来提高自己在业内的声誉[39-40],具有较强的动力对不合理的决策、议案等说“不”或投非赞成票。对比之下,由于内部董事在企业内担任管理职务,内部董事与CEO 接触较多、互动频繁,这可能会促使双方建立情感、产生友谊或发展出强关系,继而降低了董事会反对CEO 所制定决策、议案的可能性。上述表明,随着内部董事比例的提高,过度自信的CEO 在贯彻落实“激进”新战略决策,或对既有战略性决策“承诺升级”时,将更少遭遇董事会的反对或更低的董事会反对强度等。最终,CEO 过度自信对业绩波动性的正向影响将增强。据此提出假设:

H2d内部董事比例增强了CEO 过度自信对企业横向和纵向业绩波动性的正向影响。

1.3 研发投入的中介作用

研发活动蕴含着较强的风险、困难和挑战[11]。一般而言,为规避研发活动风险对自身薪酬、职位安全等的影响,掌握经营权的CEO 往往不愿参与研发活动[41]。但当CEO 过度自信时反而更愿意实施研发活动,原因在于:①过度自信的CEO 倾向于高估自己解决问题的能力[17],继而导致CEO 高估了研发活动的预期回报、低估了研发活动的潜在风险,继而推动企业加大研发投入;②过度自信的CEO具有较强的“内控倾向”,这使其相信研发活动的最终结果并不取决于他们控制之外的因素,而仅取决于自身的努力[42];③追求研发活动契合了过度自信CEO 显示强大的管理视野和能力的自我形象需要。Galasso等[43]实证表明,过度自信的CEO 更有可能推动公司开展创新活动,且过度自信CEO 所在企业获得更多数量的专利和专利引用。Tang等[12]实证研究亦发现,CEO 过度自信与企业研发投入显著正相关。

另外,很难简单地提出,研发投入对企业业绩具有正向影响或负向影响。一方面,增加研发投入可能给企业带来大受消费者喜爱的、独具一格的产品或服务等,继而帮助企业获得超额利润;但另一方面,增加研发投入可能没有任何产出,反而消耗了大量物力及人力,继而导致企业业绩承压、甚至巨额亏损。鉴于此,部分学者考察了研发投入与业绩波动性的关系。在前期研究中,Kothari等[44]探讨了研发投入、资本支出以及其他经济因素对未来收益波动性的影响,研究显示,研发投入与未来收益波动性之间系数是资本支出与未来收益波动性之间系数的3倍,这说明,对比其他支出,从研发投入中获得的未来收益远比其他支出带来的收益更不确定。Chen等[45]的研究表明,研发投入正向影响业绩波动性。综上可见,相较于非过度自信CEO 所执掌企业,过度自信CEO 所执掌的企业将进行更多的研发投入,继而导致更大的业绩波动性。据此提出假设:

H3研发投入在CEO 过度自信与企业横向和纵向业绩波动性之间发挥着中介作用。

本研究理论框架如图1所示。

图1 理论框架

2 研究设计

2.1 样本选择与数据来源

考虑到2008年金融危机对企业经营业绩造成了巨大影响,并考虑到不同行业之间企业业绩状况可能存在显著差异,以2009～2016 年中国深沪A股制造业所有上市公司作为研究对象。由于本文旨在考虑CEO 过度自信与业绩波动性之间的关系,借鉴相关主流文献的做法,对样本进行了如下筛选:①剔除交易状态为ST、PT 的企业样本;②剔除资产负债率大于1的企业样本;③剔除CEO 发生变更的企业样本;④剔除数据存在缺失的企业样本。最终获得了涉及1 117家上市企业的3 824个非平衡面板数据。

变量数据中,CEO 以及董事会成员的人物特征数据来自CSMAR 数据库,研发投入包括费用化研发投入与资本化研发投入,来自WIND 数据库,其他变量数据来自CSMAR 和WIND 数据库。

2.2 指标选择与变量定义

CEO 过度自信(OC)。结合中国证券市场的实际情况,国内学者提出了多种衡量CEO 过度自信的方法,其中比较常用的有管理者持股变动、业绩预测法、相对薪酬法、行业景气指数和企业家信心指数4种。首先,由于中国上市公司大多数业绩预告都是在临近披露时才发布,没有做到真实的事前预测[2],故使用业绩预测法存在一定的偏差;其次,由于中国政府对国有企业高管实施“限薪”政策,致使高管薪酬数据名不副实,故使用相对薪酬法也存在一定的偏差;最后,基于行业或宏观经济整体预期的行业景气指数和企业家信心指数在反映管理者个体差异方面存在一定的欠缺,未考虑到中国证券市场的实际状况以及数据的可得性。基于此,参照文献[2,46-47],采用CEO 的长期持股情况来判断CEO是否过度自信。前期研究表明,风险分散的高管会在任期内尽可能地减少自身持有的股票期权[46,48],然而,股票期权计划在中国实施较晚,且实施数量较少,难以获取相应的数据。因此,本文使用股票持有量作为替代。与王铁男等[2,47]的研究保持一致,本文将样本期间内从未减持过本公司股票的CEO 视为过度自信,取值为1;否则,视为非过度自信,取值为0。

横向业绩波动性(|U_ROA|)。考虑到中国资本市场还不够完善,使用TobinQ衡量企业业绩存在一定的偏差,故使用ROA 衡量企业业绩。参照以往研究的做法[7-8],将企业业绩指标ROA 与影响业绩指标的各变量进行面板随机效应模型的估计,预测业绩水平并计算残差u。最后,使用残差u的绝对值表示业绩的横向波动度。其中,影响业绩指标各变量的选取包括:CEO 过度自信、CEO 权力的4个子维度以及本文的所有控制变量。为了缓解内生性问题,横向业绩波动性采用第t+2年的企业业绩指标ROA 进行估计。

纵向业绩波动性(Std_ROA)。已有研究多采用企业在一定年度区间内业绩指标ROA 的标准差表示业绩的纵向波动性[7-8]。但考虑到经济周期和细分行业差异对业绩指标的影响,本文在计算纵向业绩波动性之前,将样本企业的业绩指标ROA 按年度和行业的均值进行调整。最后,采用年份滚动(窗口期为3年)的方法,计算样本企业在每个时段内经调整后业绩指标ROA 的标准差,以衡量业绩的纵向波动性。为了缓解内生性问题,计算纵向业绩波动性时所使用的窗口期设定为第t年～第t+2年。

本文涉及4 个反映CEO 权力的子维度:CEO两职兼任(DUA)、CEO 任期(CEOTENU)、CEO 所有权(CEOHOLD)以及内部董事比例(BODIS)。各变量具体测量如下:CEO 两职兼任(DUA),若CEO 同时兼任董事长,则取值为1,否则为0;CEO任期(CEOTENU),CEO 在其职位上的任职年限;CEO 所有权(CEOHOLD),采用CEO 所持有股票数量与企业股票总数的比值衡量;内部董事比例(BODIS),采用参与企业内部经营的董事人数与董事会总人数的比值衡量。

研发投入(RD)。参考文献[11,49],采用企业当期研发投入与营业收入的比值衡量企业研发投入。其中,研发投入包括费用化研发投入和资本化研发投入。

参考前期研究成果[1,5,7-8,50],选取如下控制变量:企业资产规模(SIZE),选取企业期末总资产加1后取自然对数衡量;企业上市年限(AGE),选取企业上市年份数加1后取自然对数衡量;所有权性质(STA),若该企业为国有企业,则取值为1,否则为0;销管费用比率(SGA),销售费用与管理费用之和与销售收入的比值;董事会规模(BODSIZE),选取董事会人数加1后取自然对数衡量;董事会流动率(BODTURN),董事会离职人数与董事会总人数的比值;环境动荡性(EU),采用经行业中位数调整后的企业过去5年销售收人的变异系数;环境敌对性(EH),1减去行业内所有上市企业所占市场份额的平方和;环境丰腴性(ER),企业过去5年平均销售增长率。此外,本文还考虑了年度效应(YEAR)的影响。

3 实证分析与结果

3.1 描述性统计与相关性系数表

表1 列示了变量间的描述性统计与相关性系数。表中结果显示,样本企业横向业绩波动性(|U_ROA|)和纵向业绩波动性(Std_ROA)的均值分别为0.039 6和0.026 2,且各样本企业间的业绩波动性存在较为明显的差异。CEO 过度自信的均值为0.413 4,表明有超过4成样本企业的CEO 判定为过度自信。CEO 两职兼任的均值为0.293 1,表明样本企业中约有3成的CEO 同时兼任董事长。CEO 任期的均值为3.734 8,表明样本企业的CEO在其职位上的平均任职年限约为3～4年。CEO 所有权的均值为0.064 2,表明样本企业的CEO 平均持有其所在企业6.42%的股份。内部董事比例的均值为0.254 8,表明样本企业的董事会中约有1/4的董事参与企业的内部经营。研发投入的均值为0.045 5,表明样本企业的研发投入约占其销售收入的4.55%。此外,表1结果还显示,解释变量之间的相关性系数均不高于0.6,说明本文不存在严重的多重共线性问题,适合进一步实证分析。

3.2 假设检验与结果分析

为保证模型估计的一致性和有效性,参照相关主题的文献,在回归分析之前对数据进行如下处理:①对主要连续变量在1%水平上进行缩尾处理;②在构造乘积项之前将原始变量去中心化;③对各模型的所有进入变量进行方差膨胀因子(VIF)诊断,结果显示,各模型的VIF 均值小于阈值2且各变量VIF值均远小于阈值10,进一步说明本文不存在多重共线性问题;④面板数据的回归分析可能同时存在异方差、序列相关以及截面相关等问题,故采用Driscoll-Kraay标准误进行修正;⑤在固定效应与随机效应模型的选择中,豪斯曼分析的检验结果表明,后文中所有模型均在1%水平上支持固定效应模型的选择(具体统计值见回归结果)。因此,本文采用双向固定效应模型进行回归分析。

表1 变量间的描述性统计与相关性系数表

表2列示了CEO 过度自信与企业横向业绩波动性两者关系的检验结果。表3列示了CEO 过度自信与企业纵向业绩波动性两者关系的检验结果。其中,模型(1)检验了CEO 过度自信与业绩波动性之间的关系。模型(2)～(5)分别检验了CEO 权力各个方面对CEO 过度自信与业绩波动性两者关系的调节作用;模型(6)为包括所有变量的全模型。

表2、3中的模型(1)共同检验了假设H1。由表2模型(1)可知,CEO 过度自信与企业横向业绩波动性显著正相关(β=0.008 7,p＜0.01)。由表3模型(1)可知,CEO 过度自信与企业纵向业绩波动性亦显著正相关(β=0.003 9,p＜0.01)。上述结果表明,相比于非过度自信CEO 所执掌企业,过度自信CEO 所执掌企业的业绩波动性更大,从而支持了假设H1。

表2、3中的模型(2)共同检验了假设H2a。由表2模型(2)可知,CEO 过度自信和CEO 两职兼任的乘积项与企业横向业绩波动性显著正相关(β=0.016 3,p＜0.01)。由表3模型(2)可知,CEO 过度自信和CEO 两职兼任的乘积项与企业纵向业绩波动性亦显著正相关(β=0.006 6,p＜0.01)。上述结果表明,相比于两职分离企业,两职兼任企业中CEO 过度自信与业绩波动性间的正相关关系更强,从而支持了假设H2a。

表2、3中的模型(3)共同检验了假设H2b。由表2模型(3)可知,CEO 过度自信和CEO 任期的乘积项与企业横向业绩波动性间的关系没有统计意义上的显著性(β=-0.000 6,p＞0.1)。由表3模型(3)可知,CEO 过度自信和CEO 任期的乘积项与企业纵向业绩波动性显著负相关(β=-0.000 5,p＜0.05)。上述结果表明,CEO 任期未能增强CEO 过度自信与业绩波动性间的正相关关系,反而部分弱化了CEO 过度自信与业绩波动性间的正相关关系。因此,假设H2b得到部分反向支持。

表2、3中的模型(4)共同检验了假设H2c。由表2模型(4)可知,CEO 过度自信和CEO 所有权的乘积项与企业横向业绩波动性间显著正相关(β=0.103 6,p＜0.01)。由表3模型(4)可知,CEO 过度自信和CEO 所有权的乘积项与企业纵向业绩波动性间亦显著正相关(β=0.073 0,p＜0.01)。上述结果表明,随着CEO 所有权的提高,CEO 过度自信对业绩波动性的正向影响将增强,从而支持了假设H2c。

表2 CEO过度自信与横向业绩波动性回归结果

表2、3中的模型(5)共同检验了假设H2d。由表2模型(5)可知,CEO 过度自信和内部董事比例的乘积项与企业横向业绩波动性间显著正相关(β=0.055 6,p＜0.01)。由表3 模型(5)可 知,CEO 过度自信和内部董事比例的乘积项与企业纵向业绩波动性间亦显著正相关(β=0.014 0,p＜0.01)。上述结果表明,随着内部董事比例的提高,CEO 过度自信对业绩波动性的正向影响将增强,从而支持了假设H2d。

表4、5中的模型(2)～(4)共同检验了假设H3。遵照文献[51]中提出的5步骤中介效应检验来检验研发投入在CEO 过度自信与企业业绩波动性间的中介作用。第1步,检验自变量与因变量之间回归系数c的显著性,由表4模型(2)可知,CEO 过度自信与企业横向业绩波动性之间的回归系数显著为正(c=0.008 7,p＜0.01),因此可按中介效应立论;第2步,依次检验自变量与中介变量之间回归系数a,以及中介变量与因变量之间回归系数b的显著性,由表4模型(1)可知,CEO 过度自信与研发投入之间的回归系数显著为正(a=0.014 2,p＜0.01),且由表4模型(3)可知,研发投入与企业横向业绩波动性之间的回归系数亦显著为正(b=0.037 2,p＜0.01),因此间接效应显著,可转到第4步;第4步,检验加入中介变量后,自变量与因变量之间回归系数c'的显著性,由表4模型(4)可知,在控制研发投入后,CEO 过度自信与企业横向业绩波动性之间的回归系数显著为正(c'=0.008 2,p＜0.01),表明可能存在部分中介效应或遮掩效应;第5步,比较ab和c的符号,本文ab和c的符号均为正,因此,研发投入在CEO 过度自信与横向业绩波动性关系中具有部分中介作用,中介效应占总效应的比例(ab/c)为0.060 7。同理,由表5模型(1)～(4)可知,研发投入在CEO 过度自信与纵向业绩波动性关系中亦具有部分中介作用,中介效应占总效应的比例(ab/c)为0.124 2。上述结果表明,研发投入在CEO 过度自信作用于业绩波动性的过程中具有部分中介作用,从而支持了假设H3。

表3 CEO过度自信与纵向业绩波动性回归结果

表4 CEO过度自信、研发投入与企业横向业绩波动性

表5 CEO过度自信、研发投入与纵向业绩波动性

3.3 稳健性检验

为保证研究结论的可靠性,进行了如下稳健性检验:①更换企业业绩的替代指标。上文中使用资产收益率ROA 衡量企业业绩,在此采用净资产收益率ROE衡量企业业绩做稳健性检验。重新计算横向和纵向业绩波动性后,回归分析检验结果与表2～5的结果保持一致。②更换研发投入的测量方式。上文中采用企业当期研发投入与营业收入的比值衡量研发投入,在此采用企业当期研发投入与资产总额的比值衡量研发投入。重新计算研发投入后,回归分析检验结果与表2～5的结果保持一致。③为解决内生性问题的影响,本文基于配对样本重新回归分析。由于本文的解释变量CEO 过度自信是二元变量,本文的模型可能存在自我选择偏误的问题,从而导致遗漏变量的内生性问题,故采用倾向得分匹配(PSM)技术获取配对样本。首先,通过Logit二元选择模型对样本企业CEO 是否过度自信进行概率得分值的计算。其中,预测模型的初始解释变量包括上述模型的所有解释变量,并采用Logit逐步回归模型在10%的显著性水平上自动进行变量的筛选。其次,依据上述计算得到的概率得分值采用半径匹配(r=0.001)方法进行样本匹配。完成配对后,样本的核密度函数以及样本的特征均得到了有效的改善与控制。最后,采用匹配完成后的样本重新进行回归分析,检验结果与表2～5的结果保持一致(限于篇幅略)。

4 结论

本文在引入CEO 权力作为调节变量、研发投入作为中介变量的基础上,深入剖析了CEO 过度自信与横向和纵向业绩波动性之间的逻辑关系。以2009～2016年中国制造业为研究对象,得到如下研究结论:

(1)CEO 过度自信对企业横向业绩波动性与纵向业绩波动性均存在显著的正向影响。

(2)CEO 权力显著影响CEO 过度自信与横向和纵向业绩波动性两者间的关系。具体讲,CEO 两职兼任、CEO 所有权与内部董事比例均会增强CEO 过度自信对企业横向和纵向业绩波动性的正向影响。但CEO 任期会削弱CEO 过度自信与企业业绩波动性之间的关系,可能的原因是:随着任期的延长,尽管CEO 的权力会在一定程度上增强,但此时CEO“安于现状”、不思进取的心理与行为特征可能会显现,CEO 的风险承担水平将大幅度降低[52],这最终使得CEO 任期削弱了CEO 过度自信对企业(纵向)业绩波动性的正向影响。

(3)CEO 过度自信不仅对企业横向和纵向业绩波动性具有直接影响效应,还将通过研发投入的部分中介作用影响企业横向和纵向业绩波动性。

本文的实践启示体现在:

(1)本文表明,当CEO 过度自信时,企业将面临更大的经营风险(即更大的横向和纵向业绩波动性)。这说明,CEO 隐性心理特征对企业经营风险产生了重要影响,因而在筛选CEO 候选人时,企业不仅应关注CEO 的工作经验、专业技能等,还应该强化对CEO 隐性心理特征的评估。

(2)CEO 的过度自信是把双刃剑,它既可能帮助企业获取超额利润,也有可能导致企业遭受巨额亏损,因此,企业应结合自身实际情况对过度自信CEO 所引致的收益和成本进行衡量。

(3)随着CEO 权力的增大,过度自信CEO 对企业横向和纵向业绩波动性的正向影响将增强。这说明,企业在评估过度自信CEO 对企业经营风险的影响时不应忽视CEO 权力的影响;同时也说明,企业可通过重新配置CEO 的权力结构,来管控过度自信CEO 所引致的经营风险。

(4)研发投入在CEO 过度自信与企业横向和纵向业绩波动性关系中发挥了中介作用。由于研发活动有助于企业未来竞争优势的维持与获取状况,因而过度自信CEO 在一定程度上也有助于企业竞争优势的增加。

本文存在的局限性与不足:①除CEO 权力外,其他影响CEO“能够”状况的因素可能也会制约CEO 过度自信对企业横向和纵向业绩波动性的影响,例如企业资源等,因此可进一步探讨其他情境因素。②研发投入在CEO 过度自信与企业横向和纵向业绩波动性仅发挥着部分中介作用。这说明,CEO 过度自信可能通过多条不同的间接路径影响企业横向和纵向业绩波动性,因此,未来研究可尝试探讨其他间接路径。③本文仅采用制造行业的样本进行分析,研究结论可能无法推广到其他行业,未来研究可以跨行业进行分析与比较。