管理者自信程度與企業(yè)價值之間的動態(tài)影響關(guān)系研究

1、管理者自信程度與企業(yè)價值之間的動態(tài) 影響關(guān)系研究徐鳳菊代飛武漢理工大學(xué)管理學(xué)院摘要：管理者過度自信對企業(yè)價值的影響在國內(nèi)外得到了大量的研究。本文認(rèn)為，管理 者自信程度與企業(yè)價值之間不僅存在相互影響，還具有時滯性。本文以我國 20072015年滬深a股上市公司為研究樣本，建立平衡面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用系統(tǒng)gmm 方法，實(shí)證分析了管理者自信程度與企業(yè)價值之間的動態(tài)相互影響。結(jié)果表明， 滯后兩期的管理者自信程度對當(dāng)期企業(yè)價值有顯著正向影響，滯后一期的企業(yè) 價值對當(dāng)期管理者自信程度有顯著正向影響。關(guān)鍵詞：管理者自信程度;企業(yè)價值；動態(tài)影響;系統(tǒng)gmm方法;基金：國家社科基金項目“基于資木管理視角的混合所有制企

2、業(yè)公司治理能力評 價及提升路徑研究”(項目編號:15bjy065) 一、引言自行為金融學(xué)誕生以來，學(xué)者們對管理者過度自信與企業(yè)價值之間的關(guān)系進(jìn)行 了大量研究,但至今未得出一致結(jié)論。gervais> heaton和odean (2003)等研 究得岀管理者過度自信與企業(yè)價值顯著正相關(guān)的結(jié)論。roll (1986)、heaton (2002)、ilackbarth (2003)、fairchild (2005)、饒育蕾和王建新(2010)等 研究則得出管理者過度自信與企業(yè)價值之間顯著負(fù)相關(guān)的結(jié)論。而geol.thakor (2005) , weinberg (2006),葉禧、袁建國(200

3、8)等則認(rèn)為適度的管理者過 度自信能夠提升企業(yè)價值，過度的管理者過度自信則會降低企業(yè)價值。本文在對相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行梳理后不難發(fā)現(xiàn):管理者過度自信與企業(yè)價值之間的關(guān)系 z所以尚未取得一致的結(jié)論，主要原因在于學(xué)者們所采用的研究方法不同，以 及對主要變量的衡量方式存在一定的差異。從研究方法上分析，現(xiàn)有的實(shí)證研究 都是靜態(tài)地、單向地研究管理者過度自信對企業(yè)價值的影響，并沒有對兩者之間 的相互影響進(jìn)行研究，同時并未考慮變量之間的滯后性問題。但世間萬物均存在 時空關(guān)系，在不考慮時空特點(diǎn)的情況下，所有的實(shí)證研究都很難得出可靠的結(jié) 論。從對主要變量的衡量上看，現(xiàn)有實(shí)證研究對管理者過度白信的衡量主要是通 過啞變量來

4、判斷是否存在管理者過度自信，但鮮有將管理者自信程度作為連續(xù) 變量指標(biāo)進(jìn)行衡量，且對企業(yè)價值的衡量指標(biāo)又各有不同，這些難免造成實(shí)證 研究的片面性和偏差性?；诖耍疚囊晕覈?0072015年滬深a股上市公司為研究樣本，建立平衡面板 數(shù)據(jù)，運(yùn)用系統(tǒng)gmm方法考察管理者自信程度與企業(yè)價值之間的動態(tài)關(guān)系o從而 豐富了管理者自信程度與企業(yè)價值之間關(guān)系研究的理論，具有一定的現(xiàn)實(shí)意義。二、理論分析和研究假設(shè)日常生活中普遍存在過度自信的表現(xiàn)，人們總是將成功歸因于自己的個人努力 程度，而總認(rèn)為失敗是因自己的運(yùn)氣不佳或各種外部原因造成的(ilastorf ct al., 1970;langer> roth,

5、 1975;miller> ross, 1975)。在企業(yè)經(jīng)營管理活動 中，中高層管理者相應(yīng)地比一般人表現(xiàn)岀更為明顯的過度自信，在決策中總是 高估收益和取得成功的可能性，而低估成木和失敗的風(fēng)險(lichtenstein, 1977;alpert> raiffe, 1982;bettman> weitz, 1983;tylor> brown, 1988;buscnitz> barney, 1997;malmendier> tate, 2002)。作為企業(yè)的決策者 和控制者，管理者在企業(yè)經(jīng)營方針戰(zhàn)略的制定和決策中具有導(dǎo)向功能，在企業(yè) 日常生產(chǎn)經(jīng)營活動中肩負(fù)著監(jiān)督

6、和控制的重任，他們的舉措決定了企業(yè)未來經(jīng) 營績效的好壞，并影響著企業(yè)價值的高低。因此，管理者自信程度的高低與企業(yè) 價值有著密切的聯(lián)系?，F(xiàn)有研究文獻(xiàn)表明，管理者過度自信有助于提高企業(yè)價值。這主要?dú)w因于:一是 過度自信的管理者會降低企業(yè)投資不足的可能性。相比風(fēng)險規(guī)避型的理性管理者, 過度自信的管理者往往由于會低估風(fēng)險并能在項目的最佳行權(quán)期行權(quán)，從而更 容易對凈現(xiàn)值可能大于零的項目進(jìn)行投資，使企業(yè)獲得額外收益的可能性更大， 并最終使企業(yè)價值得以提升(gervais等，2003)。二是過度自信的管理者因偏 好外部融資，最終降低了企業(yè)的資本成本olkickbarth (2003) >fairchi

7、ld (2005) 等研究發(fā)現(xiàn)，過度自信的管理者在進(jìn)行融資方式選擇時并不遵循融資優(yōu)序理論 (myers> majluf, 1984)，而是更偏向于債務(wù)融資。過度自信的管理者在進(jìn)行項 目投資時，由于對企業(yè)狀況保持樂觀心態(tài)，在內(nèi)部融資滿足不了投資需求時， 鑒于股權(quán)融資成本過高和增發(fā)股票最終會導(dǎo)致股權(quán)稀釋等不利因素，同時既想 做大企業(yè)這塊“蛋糕”，但又不愿與更多人分享，因此最終會選擇債務(wù)融資， 從而降低了企業(yè)融資成本，提升了企業(yè)價值。三是過度自信的管理者因“自我歸 因偏差”和“控制幻覺”降低了企業(yè)的委托代理成本。過度自信的管理者因自我 歸因偏差而總認(rèn)為自己的能力在平均水平之上，同時因控制幻覺而

8、認(rèn)為不確定 性事物都在自己的能力可控范圍之內(nèi)(aylor> brown, 1988),更容易使企業(yè)處 于扁平化組織結(jié)構(gòu)，從而降低了企業(yè)的委托代理成本，最終提升了企業(yè)價值 (firechild, 2005;geol> thakor, 2005)。在企業(yè)管理實(shí)踐活動中，管理者自信程度對企業(yè)價值的影響并不是即時性的， 而是具有一定的時滯性。其原因在于，企業(yè)的日常經(jīng)營管理活動是一個循序漸進(jìn) 的過程。因此，管理者因過度自信對企業(yè)所做決策的結(jié)果可能在滯后期后才能體 現(xiàn)出來，最后提升企業(yè)價值;而在滯后期內(nèi)，管理者因過度自信所做出的決策在 企業(yè)經(jīng)營活動中可能會因擴(kuò)大企業(yè)投資而增加了企業(yè)當(dāng)期經(jīng)營成本

9、，最終減少 了木期收益而使企業(yè)價值在短期內(nèi)降低。據(jù)此，在實(shí)證研究管理者自信程度對企 業(yè)價值的影響吋，為了保證研究結(jié)論的可靠性，必須考慮滯后性。綜上，本文提 出研究假設(shè)：假設(shè)1:管理者自信程度與企業(yè)價值呈正相關(guān)關(guān)系，且當(dāng)期管理者自信程度對后 期企業(yè)價值的影響可能比對當(dāng)期企業(yè)價值的影響大。同時，企業(yè)價值也會反過來影響管理者自信程度。隨著企業(yè)價值的增加，管理者 將會由于自我歸因效應(yīng)（aylor. brown, 1988）,將企業(yè)價值的升高歸功于自己 的能力，并高估企業(yè)未來成功的可能性以及低估企業(yè)所面臨的不確定風(fēng)險，從 而變得更加自信。但企業(yè)價值反映的是企業(yè)經(jīng)營管理活動累積過程的指標(biāo)量，管 理者在對這

10、個指標(biāo)進(jìn)行判斷并做出相關(guān)決策時述存在一個從認(rèn)知過程、情緒過程 到意志過程的影響階段，并最終產(chǎn)生行為偏差，這一系列的心理活動必然具有 一定的時間性。基于這些原因，企業(yè)價值對管理者自信程度的影響也可能具有滯 后性。綜上，本文提出研究假設(shè)：假設(shè)2:當(dāng)期企業(yè)價值對后期管理者i信程度的影響可能比對當(dāng)期管理者i信程 度的影響大。三、研究設(shè)計（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源本文以我國20072015年滬、深兩市所有a股上市企業(yè)為初始樣本。并按如下規(guī) 則對樣本進(jìn)行了篩選：（1）剔除金融保險行業(yè)的樣本（考慮到金融保險行業(yè)的 資產(chǎn)負(fù)債率和普通行業(yè)的差別太大）；（2）剔除在樣本期間內(nèi)st、*st、pt及退 市的公司樣木。在

11、此基礎(chǔ)上，建立平衡面板數(shù)據(jù)。最后，得到14個行業(yè)787家 公司9年期間共計7083個年度觀測數(shù)據(jù)，所有數(shù)據(jù)均來源于國泰安數(shù)據(jù)庫。（-）變量定義1. 企業(yè)價值。現(xiàn)有研究文獻(xiàn)中用作表示企業(yè)價值的指標(biāo)很多，如myers （1977）采用的每股收 益（eps）、凈資產(chǎn)收益率（roe）、經(jīng)濟(jì)增加值（eva）、收益現(xiàn)值法（dcf）與 tobin q值。為使衡量我國上市公司價值具有可行性，本文采用tobin q值（）作 為企業(yè)價值的替代變量。2. 管理者自信程度。衡量管理者過度自信的方法有很多，如股票期權(quán)法（carpenterx jennifer, 1998;malmendier> tate, 200

12、5;郝穎等，2005;王霞等，2007）、盈利預(yù)測偏差 法（lin、hu 等，2005;hribar. yang, 2006;王霞等，2007）、并購頻率法(doukasx petmezas, 2006; aktas 等，2006;吳超鵬等，2008)、企業(yè)景氣指數(shù) 和消費(fèi)者情緒指數(shù)法(oliver, 2005;傅強(qiáng)、方文俊,2008)、管理者相對薪酬 法(hayward、hambrick, 1997;brown、sa/rma, 2007;)、歷史業(yè)績法(cooper et al., 1988;hayward> hambrick, 1997)、管理者的身份特征(barros silvei

13、ra, 2007)、財務(wù)指標(biāo)法、主流媒體對管理者的描述法(hayward> hambrick, 1997 ;malmendiera tate, 2005; brown a sarina, 2007)等，上述方法各有優(yōu)缺 點(diǎn)和一定的適用范圍。考慮到我國上市公司的實(shí)際情況和相關(guān)研究數(shù)據(jù)的可獲得 性，借鑒的管理者相對薪酬法，本文采用薪酬最高的前三名高管薪酬之和與所 有高管薪酬z和的比例來衡量管理者自信程度，即以前三名高管薪酬z和與所 有董監(jiān)高薪酬總額的比例作為衡量管理者自信程度的連續(xù)變量替代指標(biāo)。3. 控制變量。為防止虛假相關(guān)性干擾研究結(jié)論，參考相關(guān)研究文獻(xiàn)，木文將公司規(guī)模、資產(chǎn)負(fù) 債率、企業(yè)

14、股權(quán)性質(zhì)(企業(yè)是否為國有企業(yè))、盈利能力、股權(quán)集中度、獨(dú)立董 事比例、年度虛擬變量和行業(yè)虛擬變量等作為模型的控制變量。文中所用到的主要變量及其定義見表lo表1變量定義 下載原表(三)模型構(gòu)建現(xiàn)有研究文獻(xiàn)表明，在動態(tài)模型屮只需將因變量滯后兩期，就能保證信息的完 整性(glen et al., 2001;)。參照的做法，在管理者自信程度和企業(yè)價值分別 作為因變量的回歸模型中將滯后項均滯后兩期，構(gòu)建檢驗(yàn)管理者自信程度與企 業(yè)價值影響的動態(tài)模型如下：1 描述性統(tǒng)計分析。表2是對主要變量的描述性統(tǒng)計，樣本數(shù)據(jù)為7083個。由 表2可知，上市公司企業(yè)價值的最大值為31. 423,最小值為0. 083,公司

15、之間差 異很大，平均值僅為1.813,說明我國上市公司企業(yè)價值總體水平不高，和實(shí) 際情況一致，表明樣木公司具有代表性。管理者自信程度的平均值為0. 407,標(biāo) 準(zhǔn)差很小，說明管理者在平吋比一般人表現(xiàn)出更高的自信程度，這與kruger (1999)的“管理者優(yōu)于平均效應(yīng)”理論相一致。資產(chǎn)負(fù)債率的平均值為49.7%, 說明上市公司的平均負(fù)債水平較好。國有企業(yè)在樣本中約占66.8%。盈利能力的 平均值為0. 042,表明上市公司的盈利能力不足，還有待提高。第一大股東持股 比例的平均值為35. 6%,說明上市公司中股權(quán)集中度較高。獨(dú)立董事比例的平均 值為36. 4%,符合我國證監(jiān)會對上市公司獨(dú)立董事人

16、數(shù)設(shè)置的相關(guān)要求。表2變量描述性統(tǒng)計下載原表2. 冋歸結(jié)果分析。為了檢驗(yàn)管理者自信程度與企業(yè)價值的動態(tài)影響關(guān)系，本文在 模型（1）中分別以當(dāng)期、滯后一期和滯后兩期的管理者自信程度作為自變量對 企業(yè)價值進(jìn)行回歸，在模型（2）屮分別以當(dāng)期、滯后一期和滯后兩期的企業(yè)價 值作為自變量對管理者自信程度進(jìn)行回歸。nickell （1981）認(rèn)為,對動態(tài)面板 數(shù)據(jù)使用0ls方法和固定效應(yīng)進(jìn)行回歸會存在偏倚和不一致的問題。blundelk 的研究證明使用系統(tǒng)gmm方法能得到動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的一致性估計量。由于木 文分析的是動態(tài)面板數(shù)據(jù)，故采用系統(tǒng)gmm方法對模型（1）、（2）進(jìn)行回歸分 析，回歸結(jié)果見表3。結(jié)

17、果顯示，在模型（1）中，滯后兩期的管理者自信程度對當(dāng)期企業(yè)價值有顯著 的正向影響，當(dāng)期和滯后一期的管理者自信程度對當(dāng)期企業(yè)價值的影響不顯著， 這說明管理者自信程度對企業(yè)價值的影響更多表現(xiàn)在后期。在模型（2）中，滯 后一期的企業(yè)價值對當(dāng)期管理者自信程度有顯著的正向影響，當(dāng)期和滯后兩期 的企業(yè)價值對當(dāng)期管理者自信程度的影響不顯著，這表明當(dāng)期企業(yè)價值的高低 直接影響著未來一期的管理者自信程度。3. 穩(wěn)健性檢驗(yàn)。為檢驗(yàn)研究結(jié)論的可靠性，本文借鑒malmendier. tate （2005） 的股票或股票期權(quán)法，以的相對薪酬法為基礎(chǔ)，將上市公司高管持股數(shù)量與管 理層持股數(shù)量的比值作為衡量管理者自信程度的

18、替代指標(biāo)，再次對模型（1）和 （2）進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果（見表4）與前文結(jié)果基本一致。不同之處在于:在穩(wěn) 健性檢驗(yàn)中，管理者自信程度與企業(yè)價值之間的動態(tài)影響程度更大，部分控制 變量的符號和顯著性與使用管理者相對薪酬作為考察變量時的回歸結(jié)果有所差 異，這可能同整個高管團(tuán)隊持股狀況代表的是團(tuán)隊效應(yīng)而非管理者個人特征的 因素有關(guān)，但并不影響本文研究結(jié)論。五、結(jié)論與啟示1結(jié)論。本文在建立管理者自信程度連續(xù)變量替代指標(biāo)的基礎(chǔ)上，以我國 20072015年滬深a股上市公司為研究樣木，建立平衡面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用系統(tǒng)gmm 方法，對管理者自信程度與企業(yè)價值之間的動態(tài)相互關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，得 出結(jié)論：（1）滯后兩期

19、的管理者自信程度對當(dāng)期企業(yè)價值有顯著的正向影響， 而當(dāng)期和滯后一期的管理者自信程度對當(dāng)期企業(yè)價值雖有正向影響，但并不顯 著；（2）滯后一期的企業(yè)價值對當(dāng)期管理者自信程度有顯著的正向影響，而當(dāng) 期和滯后兩期的企業(yè)價值對當(dāng)期管理者自信稈度雖有正向影響，但影響不顯著。 研究結(jié)論表明，在研究管理者自信程度與企業(yè)價值之間的關(guān)系時，不僅要考慮 兩者之間的相互影響，還要考慮到相互作用的滯后性，這樣才能得出可靠的研 究結(jié)論。表3系統(tǒng)gmm回歸結(jié)果下載原表表4穩(wěn)健性檢驗(yàn) 下載原表2啟示。本文結(jié)論為企業(yè)管理實(shí)踐提供了兩方面的啟示:一是樂觀、自信的管理 者更容易為企業(yè)創(chuàng)造價值，在企業(yè)引進(jìn)和培養(yǎng)管理人才時，除了考察專業(yè)技術(shù) 水平和工作經(jīng)驗(yàn)外，更應(yīng)注重管理者的自信程度;二是在對管理者進(jìn)行業(yè)績考核 時應(yīng)放寬考核期限，這樣既能凸顯企業(yè)考核機(jī)制的合理性，又能有效規(guī)避管理 者為了應(yīng)付考核而做出的各種有損企業(yè)長期利益的短視決策行為。在對管理者自信程度這一連續(xù)變量的替代指標(biāo)進(jìn)行衡量時，本文是建立在現(xiàn)有 文獻(xiàn)對管理者過度自信虛擬變量的衡量理論基礎(chǔ)上的，由于兩種變