李詩田 邱偉年

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管理者過度自信與企業(yè)創(chuàng)新投入
——基于中國民營上市公司的實(shí)證研究

李詩田 邱偉年

激勵(lì)企業(yè)提高創(chuàng)新投入強(qiáng)度和效率是促進(jìn)企業(yè)自主創(chuàng)新，乃至促進(jìn)中國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級(jí)的關(guān)鍵所在。從管理者過度自信的視角，以披露了創(chuàng)新投入的制造業(yè)和信息技術(shù)業(yè)民營上市公司為研究樣本，實(shí)證研究影響企業(yè)創(chuàng)新投入強(qiáng)度和效率的因素。結(jié)果顯示：過度自信管理者所在企業(yè)的創(chuàng)新投入強(qiáng)度更高，而創(chuàng)新投入效率卻更低。研究結(jié)論有助于在政策層面考慮管理者過度自信心理特征分別對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入強(qiáng)度及效率的積極與消極意義。有關(guān)管理部門應(yīng)充分發(fā)揮企業(yè)管理者對(duì)自主創(chuàng)新活動(dòng)過度自信的正面作用，同時(shí)抑制其負(fù)面作用。

自主創(chuàng)新； 管理者過度自信； 創(chuàng)新投入強(qiáng)度；創(chuàng)新投入效率

一 引 言

十八屆三中全會(huì)《中共中央關(guān)于全面深化改革若干重大問題的決定》進(jìn)一步明確了轉(zhuǎn)變中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，加快建設(shè)創(chuàng)新型國家的發(fā)展目標(biāo)；并提出強(qiáng)化企業(yè)在自主創(chuàng)新中的主體地位，激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新活力的深化科技體制改革思路。創(chuàng)新投入是企業(yè)重要的創(chuàng)新財(cái)務(wù)資源要素，其強(qiáng)度和效率分別是企業(yè)創(chuàng)新的物質(zhì)基礎(chǔ)和產(chǎn)出績(jī)效，二者也是衡量企業(yè)自主創(chuàng)新能力的重要指標(biāo)。近年來，中國創(chuàng)新投入水平增長(zhǎng)迅速，自主創(chuàng)新能力不斷增強(qiáng)，但創(chuàng)新投入強(qiáng)度和效率仍遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于發(fā)達(dá)國家。因此，激勵(lì)中國企業(yè)提高創(chuàng)新投入強(qiáng)度和效率是促進(jìn)企業(yè)自主創(chuàng)新，乃至促進(jìn)中國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級(jí)的關(guān)鍵所在。另一方面，管理者是組織企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的能動(dòng)主體和人力資源要素，是驅(qū)動(dòng)企業(yè)自主創(chuàng)新活動(dòng)的內(nèi)在動(dòng)力，其個(gè)人特征是決定企業(yè)創(chuàng)新投入強(qiáng)度和效率的重要因素。與實(shí)施集體決策機(jī)制的國有企業(yè)不同，民營企業(yè)在創(chuàng)新活動(dòng)決策中更能體現(xiàn)出管理者個(gè)人性格特征，如具有代表性的中國民營企業(yè)華為公司、阿里巴巴集團(tuán)，其管理者的個(gè)性特征對(duì)企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)決策起到了舉足輕重的作用。

在上述背景下，本文試圖以民營上市公司為樣本,研究管理者個(gè)人性格特征與企業(yè)創(chuàng)新投入強(qiáng)度及效率之間的關(guān)系。主要貢獻(xiàn)在于將管理者過度自信這一非理性特征引入到企業(yè)創(chuàng)新投入強(qiáng)度及效率研究領(lǐng)域之中，豐富了行為金融學(xué)理論的應(yīng)用范圍，也拓寬了企業(yè)創(chuàng)新投入強(qiáng)度及效率影響因素的研究視角。本文主要內(nèi)容安排如下：第一部是引言，介紹研究背景和主要貢獻(xiàn)；第二部分是文獻(xiàn)綜述和理論基礎(chǔ)，在介紹國內(nèi)外研究現(xiàn)狀的基礎(chǔ)上提出研究命題；第三部分是研究設(shè)計(jì)，介紹模型設(shè)定、變量定義、樣本選擇和數(shù)據(jù)來源；第四部分是實(shí)證結(jié)果分析，匯報(bào)回歸分析和穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果；第五部分是結(jié)論和政策啟示，在總結(jié)研究結(jié)論的基礎(chǔ)上，提出政策建議。

二 文獻(xiàn)綜述和理論基礎(chǔ)

(一)研究現(xiàn)狀

國內(nèi)外學(xué)者主要從企業(yè)特征、公司治理和外部環(huán)境等視角對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入強(qiáng)度和效率進(jìn)行研究。

(1)企業(yè)特征與企業(yè)創(chuàng)新投入強(qiáng)度及效率。現(xiàn)有文獻(xiàn)主要從行業(yè)、盈利能力和規(guī)模等企業(yè)基本特征研究企業(yè)創(chuàng)新投入強(qiáng)度與效率的影響因素。Hirschey et al.(2012)通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，相對(duì)于規(guī)模、盈利等因素，行業(yè)特征是解釋1976-2010年間美國公司創(chuàng)新投入強(qiáng)度呈增加趨勢(shì)的更重要因素。溫軍等(2011)則發(fā)現(xiàn)中國上市公司創(chuàng)新投入強(qiáng)度與盈利水平顯著正相關(guān)，與規(guī)模顯著負(fù)相關(guān)。柴俊武和萬迪昉(2003)利用中國上市公司數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，其創(chuàng)新投入強(qiáng)度與規(guī)模呈U型關(guān)系。Pavitt et al.(1987)以英國企業(yè)數(shù)據(jù)為樣本，研究發(fā)現(xiàn)，規(guī)模越小和規(guī)模越大的企業(yè)創(chuàng)新投入效率高于規(guī)模中等的企業(yè)。朱有為和徐康寧(2006)、周立群和鄧路(2009)對(duì)中國高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新投入效率進(jìn)行了實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)企業(yè)規(guī)模與創(chuàng)新投入效率之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。

(2)公司治理與企業(yè)創(chuàng)新投入強(qiáng)度及效率。研究企業(yè)創(chuàng)新投入強(qiáng)度與效率影響因素的公司治理維度主要包括股東、董事會(huì)和管理層等方面。股東維度方面：Baysinger et al.(1991 )、Bushee(1998)研究了股東特征與創(chuàng)新投入強(qiáng)度的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)機(jī)構(gòu)投資者持股比例越高，企業(yè)創(chuàng)新投入強(qiáng)度越高。董事會(huì)維度方面：Deutsch(2007)研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)創(chuàng)新投入強(qiáng)度與外部董事期權(quán)激勵(lì)呈顯著的正相關(guān)關(guān)系。何強(qiáng)和陳松(2009)[10]通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，中國上市公司創(chuàng)新投入強(qiáng)度與獨(dú)立董事比例負(fù)相關(guān)。管理層維度方面：劉運(yùn)國和劉雯(2007)[11]研究了中國上市公司管理者任期與創(chuàng)新投入強(qiáng)度的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)管理者任期越長(zhǎng)，企業(yè)創(chuàng)新投入強(qiáng)度越高。Hirshleifer et al.(2012)[12]則研究發(fā)現(xiàn)，管理者短視的性格特征對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入效率有顯著的負(fù)面影響。陳修德等(2015)[13]以中國制造業(yè)上市公司為樣本，研究發(fā)現(xiàn)管理者股權(quán)、薪酬激勵(lì)與創(chuàng)新投入效率顯著正相關(guān)。

(3)外部環(huán)境與企業(yè)創(chuàng)新投入強(qiáng)度及效率?，F(xiàn)有文獻(xiàn)主要從政策、市場(chǎng)等正式制度環(huán)境角度研究企業(yè)創(chuàng)新投入強(qiáng)度與效率的影響因素。馮海紅等(2015)[14]利用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，政府稅收優(yōu)惠政策能顯著激勵(lì)中國企業(yè)提高創(chuàng)新投入強(qiáng)度，對(duì)技術(shù)密集型企業(yè)更是如此。李詩田和邱偉年(2015)[15]以中國制造業(yè)和信息技術(shù)業(yè)上市公司為樣本研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)創(chuàng)新投入強(qiáng)度與所在地區(qū)制度環(huán)境呈顯著正相關(guān)關(guān)系。Lin et al．( 2010)[16]從法治環(huán)境的角度研究了中國企業(yè)創(chuàng)新投入強(qiáng)度的影響因素，研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)所在地區(qū)產(chǎn)權(quán)保護(hù)越好，政府服務(wù)水平越高，其創(chuàng)新投入強(qiáng)度和效率越高。張杰等(2011)[17]的研究結(jié)果顯示，對(duì)要素市場(chǎng)管制會(huì)顯著抑制企業(yè)創(chuàng)新投入強(qiáng)度和效率。朱有為和徐康寧(2006)、陳修德等(2014)[18]則發(fā)現(xiàn)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度與創(chuàng)新投入效率之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。

國內(nèi)外文獻(xiàn)主要從上述三個(gè)方面研究企業(yè)創(chuàng)新投入強(qiáng)度和效率的影響因素，其中基于公司治理之管理者層面研究創(chuàng)新投入強(qiáng)度和效率的影響因素是最活躍的研究領(lǐng)域之一，不過此領(lǐng)域研究文獻(xiàn)大都基于管理者理性假設(shè)前提。隨著行為和實(shí)驗(yàn)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論的興起，管理者非理性現(xiàn)象開始受到學(xué)術(shù)界的重視。Langer(1975)[19]和Weinstein(1980)[20]的實(shí)驗(yàn)研究結(jié)果顯示，與一般員工相比，企業(yè)管理層在重大決策時(shí)往往會(huì)高估成功的概率，表現(xiàn)出明顯的過度自信心理特征。Camerer 和Lovallo(1996)[21]通過實(shí)驗(yàn)研究發(fā)現(xiàn)，大多數(shù)企業(yè)管理者都認(rèn)為自己能力要高于同行，其所在企業(yè)的盈利能力也要高于同行。在公司財(cái)務(wù)研究領(lǐng)域，國內(nèi)外學(xué)者主要研究了管理者過度自信與融資、投資等方面的關(guān)系(Heaton,2002[22]；Malmendier和Tate，2005[23])。其中，在與企業(yè)投資行為關(guān)系方面，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要研究管理者過度自信與一般投資、并購?fù)顿Y支出的關(guān)系(姜付秀等，2009[24]；Malmendier和Tate，2008[25]；李詩田和邱偉年，2015[26])，對(duì)其與企業(yè)創(chuàng)新投入這種特殊投資行為關(guān)系的研究文獻(xiàn)較少。因此，本文試圖以披露了創(chuàng)新投入的制造業(yè)和信息技術(shù)業(yè)民營上市公司為研究樣本，從管理者過度自信的角度對(duì)中國企業(yè)創(chuàng)新投入強(qiáng)度和效率的影響因素進(jìn)行實(shí)證研究。

(二)研究命題

相對(duì)于理性的企業(yè)管理者，具有過度自信心理特征的管理者更傾向于低估項(xiàng)目的風(fēng)險(xiǎn)水平，高估投資項(xiàng)目的期望回報(bào)率，從而更容易進(jìn)行過度投資(Malmendier和Tate，2005[23]；姜付秀等，2009[24]；李詩田和邱偉年，2015[26])，創(chuàng)新投入作為特殊的投資形式也是如此(Hirshleifer et al.，2012)[12]。與一般投資支出相比，創(chuàng)新投入具有不可逆性、投資周期更長(zhǎng)、見效更慢、技術(shù)與經(jīng)濟(jì)不確定性更大等特點(diǎn)，因此創(chuàng)新投入面臨的風(fēng)險(xiǎn)更大。余明桂等(2013)[27]研究發(fā)現(xiàn)管理者過度自信有利于企業(yè)承擔(dān)更多的風(fēng)險(xiǎn)，對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)性投資決策有一定的積極作用。本文認(rèn)為，理性的管理者在評(píng)估創(chuàng)新項(xiàng)目時(shí)，對(duì)項(xiàng)目各種風(fēng)險(xiǎn)因素考慮更加周密，在決定創(chuàng)新投入預(yù)算時(shí)更加客觀和謹(jǐn)慎，創(chuàng)新投入水平將保持在合理水平；過度自信的管理者在評(píng)估創(chuàng)新項(xiàng)目時(shí)，往往低估甚至忽視創(chuàng)新投入的不確定性，對(duì)項(xiàng)目成功的信心更高，更容易出現(xiàn)認(rèn)知錯(cuò)覺和控制幻覺，偏離理性的軌道，低估創(chuàng)新項(xiàng)目的風(fēng)險(xiǎn)，即更能容忍研發(fā)項(xiàng)目的高風(fēng)險(xiǎn)，因此，在決定創(chuàng)新投入時(shí)往往更加主觀和激進(jìn)，創(chuàng)新投入強(qiáng)度更可能超過平均水平。據(jù)此，提出命題1：

命題1：過度自信管理者所在企業(yè)的創(chuàng)新投入強(qiáng)度更高

Morgado和Pindado(2003)[28]認(rèn)為企業(yè)存在一個(gè)合理的投資水平，低于和高于合理投資水平皆損害企業(yè)投資效率。胡國柳和周遂(2012)[29]、王艷林和薛魯(2014)[30]等研究發(fā)現(xiàn)管理者過度自信與企業(yè)投資效率負(fù)相關(guān)。本文認(rèn)為，雖然過度自信管理者促使企業(yè)在創(chuàng)新活動(dòng)中投入更多的財(cái)務(wù)資源，但在創(chuàng)新項(xiàng)目實(shí)施推進(jìn)過程中，由于管理者低估了創(chuàng)新項(xiàng)目的風(fēng)險(xiǎn)，高估了創(chuàng)新項(xiàng)目成功的概率，未能理性預(yù)知的風(fēng)險(xiǎn)因素將對(duì)創(chuàng)新效率造成負(fù)面影響；換言之，創(chuàng)新項(xiàng)目實(shí)施的過程是理性知識(shí)轉(zhuǎn)換為科技產(chǎn)品的過程，管理者對(duì)創(chuàng)新過程的理性掌控更有利于提高企業(yè)創(chuàng)新投入效率。因此，提出命題2：

命題2：過度自信管理者所在企業(yè)的創(chuàng)新投入效率更低

三 研究設(shè)計(jì)

(一)模型設(shè)定

為了檢驗(yàn)命題1、命題2，參照 Deutsch(2007) 、李丹蒙和夏立軍(2008)[31]、李詩田和邱偉年(2015)[15]等的研究，本文分別以創(chuàng)新投入強(qiáng)度、創(chuàng)新投入效率為被解釋變量，管理者過度自信為解釋變量，引入相關(guān)控制變量，構(gòu)建以下計(jì)量模型:

Rdr=β1+β2Oc+β3Id+β4S1+β5Ceocha+β6Lnsize+β7Ind+β8Pr

(1)

Rde=β1+β2Oc+β3Id+β4S1+β5Ceocha+β6Lnsize+β7Ind+β8Pr

(2)

其中Rdr為企業(yè)創(chuàng)新投入強(qiáng)度，Rde為企業(yè)創(chuàng)新投入效率，是模型的被解釋變量；Oc為管理者過度自信變量，是模型的解釋變量；Id為獨(dú)立董事比例，S1為股權(quán)集中度變量，Ceocha為總經(jīng)理與董事長(zhǎng)是否兩職合一,Lnsize為企業(yè)資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)，Ind為行業(yè)啞變量，Pr為公司的營業(yè)毛利率，皆為計(jì)量模型的控制變量。

(二)變量定義

1.過度自信變量

衡量企業(yè)管理者過度自信的常用方法包括高管股票期權(quán)執(zhí)行時(shí)機(jī)(Malmendier和Tate,2005[23])、高管盈利預(yù)測(cè)偏差(Hayward和Hambric，1997[32]； 姜付秀等,2009[24]；李云鶴,2014[33])等。在中國管理層盈利預(yù)測(cè)和高管股權(quán)激勵(lì)的上市公司數(shù)量較少，且主動(dòng)披露創(chuàng)新投入的民營上市公司數(shù)量也不多的情況下，如果采用上述兩種方法衡量管理者過度自信，會(huì)大大減少樣本容量，因此，上述兩種方法不太適用于本研究。結(jié)合中國上市公司現(xiàn)狀，本文選擇管理者相對(duì)薪酬和管理者是否為創(chuàng)業(yè)者這兩個(gè)指標(biāo)作為企業(yè)管理者過度自信衡量指標(biāo)。

(1)管理者相對(duì)薪酬指標(biāo)。Hayward和Hambrick(1997)[32]認(rèn)為管理者對(duì)自身能力自信程度與CEO薪酬對(duì)于其他管理者薪酬的比例正相關(guān)，他們采用CEO薪酬與企業(yè)所有管理者中第二高薪酬之比來衡量管理者過度自信。姜付秀等(2009)[24]、余明桂等(2013)[27]則用企業(yè)前三名高管薪酬總和與所有高管薪酬總和之比來衡量管理者過度自信。梁上坤(2015)[34]以全體管理層與員工的相對(duì)薪酬來衡量過度自信。本文以某樣本企業(yè)當(dāng)年董事長(zhǎng)、總經(jīng)理二者中的最高薪酬對(duì)全體管理團(tuán)隊(duì)平均薪酬的比例衡量管理者過度自信，用Oc1表示，其中：某樣本企業(yè)管理團(tuán)隊(duì)平均薪酬=董事、監(jiān)事及高管年薪總額/在某企業(yè)領(lǐng)取薪酬的董事、監(jiān)事及高管總?cè)藬?shù)。

(2)管理者是否為創(chuàng)業(yè)者指標(biāo)。Cooper et al.(1988)[35]以美國企業(yè)為調(diào)研對(duì)象，研究發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)業(yè)企業(yè)家普遍認(rèn)為自己成功的概率要比他人高，即表現(xiàn)出明顯的過度自信心理特征。Hayward et al.(2006)[36]認(rèn)為，創(chuàng)業(yè)企業(yè)家的過度自信心理是社會(huì)建構(gòu)的產(chǎn)物，其被社會(huì)認(rèn)可的成功經(jīng)歷會(huì)使自己對(duì)自身能力水平形成一種信念。本文認(rèn)為，創(chuàng)業(yè)企業(yè)家心理特征更容易受到過往成功經(jīng)歷的影響，在創(chuàng)新投入決策過程中，相對(duì)于一般管理者，更傾向于高估自己的能力，也更容易出現(xiàn)“控制幻覺”。因此，如果樣本企業(yè)董事長(zhǎng)和總經(jīng)理之一屬于創(chuàng)業(yè)者，則該企業(yè)的管理者被認(rèn)為具有過度自信的心理特征；否則，被認(rèn)為是理性的。該變量具體定義如下：董事長(zhǎng)或總經(jīng)理與企業(yè)實(shí)際控制人是同一人，則認(rèn)為該管理者是企業(yè)創(chuàng)業(yè)者，其被認(rèn)為是過度自信的；否則，該管理者被認(rèn)為是理性的。企業(yè)管理者是否為創(chuàng)業(yè)者用啞變量Oc2表示，如管理者是企業(yè)創(chuàng)業(yè)者，Oc2=1；否則，Oc2=0。

2.創(chuàng)新投入強(qiáng)度和效率變量

對(duì)于被解釋變量企業(yè)創(chuàng)新投入強(qiáng)度Rdr,用研發(fā)支出強(qiáng)度指標(biāo)來衡量,分別用總體研發(fā)支出強(qiáng)度(Rdr1=研發(fā)支出/營業(yè)收入)、自主研發(fā)支出強(qiáng)度(Rdr2=(研發(fā)支出-政府補(bǔ)貼)/營業(yè)收入)兩種指標(biāo)表示。對(duì)于被解釋變量企業(yè)創(chuàng)新投入效率Rde，用研發(fā)支出效率指標(biāo)來衡量，即分別用企業(yè)各年每百萬研發(fā)支出所產(chǎn)生的專利授權(quán)數(shù)(Rde1)、每百萬研發(fā)支出所產(chǎn)生的發(fā)明專利授權(quán)數(shù)(Rde2)兩種指標(biāo)表示。

3.控制變量

模型的控制變量定義如下：獨(dú)立董事比例用Id表示，其中Id=樣本企業(yè)獨(dú)立董事人數(shù)/董事會(huì)總?cè)藬?shù)；第一大股東持股比例用S1表示；總經(jīng)理與董事長(zhǎng)是否兩職合一用Ceocha表示，Ceocha=1表示兩職合一，Ceocha=0表示兩職分離；樣本企業(yè)規(guī)模用總資產(chǎn)自然對(duì)數(shù)Lnsize表示；樣本企業(yè)所在行業(yè)用Ind表示，Ind=1為信息技術(shù)業(yè)，Ind=0為制造業(yè)；公司的營業(yè)毛利率用Pr表示，即Pr=(營業(yè)收入-營業(yè)成本)/營業(yè)收入。

表1 變量定義一覽表

(續(xù)上表)

變量性質(zhì)變量名稱變量代碼說明控制變量獨(dú)立董事比例Id獨(dú)立董事人數(shù)/董事會(huì)總?cè)藬?shù)股權(quán)集中度S1第一大股東持股比例總經(jīng)理與董事長(zhǎng)兩職合一Ceocha虛擬變量,取1表示兩職合一,取0表示兩職分離企業(yè)規(guī)模Lnsize總資產(chǎn)①的自然對(duì)數(shù)行業(yè)Ind虛擬變量,取1表示信息技術(shù)業(yè),取0表示制造業(yè)營業(yè)毛利率Pr=(營業(yè)收入-營業(yè)成本)/營業(yè)收入①總資產(chǎn)單位為元。

(三)樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

研究樣本取自2009-2010年披露了創(chuàng)新投入的制造業(yè)和信息技術(shù)業(yè)民營上市公司。對(duì)樣本篩選原則如下：(1)將披露了開發(fā)支出的樣本按其占研發(fā)支出比例調(diào)整為研發(fā)支出，剔除只披露了開發(fā)支出的樣本。(2)剔除董事長(zhǎng)、總經(jīng)理和實(shí)際控制人三者都是同一人的樣本。剔除原因在于三者合一的管理者持有公司股份，其收入來源中資本所得占比較高，管理者相對(duì)薪酬指標(biāo)不一定能衡量過度自信。(3)剔除營業(yè)收入為0和負(fù)數(shù)的樣本。剔除原因在于這類企業(yè)經(jīng)營異常，以及基于計(jì)算營業(yè)毛利率指標(biāo)的需要。(4)剔除研發(fā)支出是0的項(xiàng)目。剔除原因是基于計(jì)算每百萬研發(fā)支出所產(chǎn)生的專利授權(quán)數(shù)、每百萬研發(fā)支出所產(chǎn)生的發(fā)明專利授權(quán)數(shù)這些創(chuàng)新投入效率指標(biāo)的需要。經(jīng)過篩選后一共得到404個(gè)樣本。

本文數(shù)據(jù)來源如下：創(chuàng)新投入數(shù)據(jù)摘自上市公司年報(bào)董事會(huì)報(bào)告，或財(cái)務(wù)報(bào)表附注中的管理費(fèi)用項(xiàng)目、其他與經(jīng)營活動(dòng)有關(guān)的現(xiàn)金支付項(xiàng)目，創(chuàng)新投入效率涉及的專利數(shù)據(jù)來自于國泰安中國上市公司專利數(shù)據(jù)庫。解釋變量(過度自信變量)根據(jù)國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)相關(guān)指標(biāo)數(shù)據(jù)整理和計(jì)算，所有控制變量數(shù)據(jù)也全部來源于國泰安數(shù)據(jù)庫。

四 實(shí)證結(jié)果分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)分析

表2是各變量描述性統(tǒng)計(jì)表。結(jié)果顯示：2009-2010 年中國民營上市公司總體研發(fā)支出強(qiáng)度(Rdr1)、自主研發(fā)支出強(qiáng)度(Rdr2)指標(biāo)的平均值分別為0.0365、0.0233，最大值分別為0.7562、0.5534，最小值分別為0.0001、-0.0871，說明中國民營上市公司創(chuàng)新投入強(qiáng)度差異明顯，總體來看分布比較正態(tài)；中國民營上市公司每百萬研發(fā)支出所產(chǎn)生的專利授權(quán)數(shù)(Rde1)、每百萬研發(fā)支出所產(chǎn)生的發(fā)明專利授權(quán)數(shù)(Rde2) 的平均值分別為0.8904、0.3171，最大值分別為28.7555、10.0169，最小值皆為0.0000，說明中國民營上市公司創(chuàng)新投入效率差異較大，呈較為正態(tài)的分布。管理者相對(duì)薪酬指標(biāo)Oc1、獨(dú)立董事比例Id、第一大股東持股比例S1、企業(yè)規(guī)模Lnsize和營業(yè)毛利率Pr等連續(xù)變量亦大致呈正態(tài)分布。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

(二)回歸分析

本文使用的是混合短面板數(shù)據(jù)，樣本之間截面差異較大，時(shí)間序列特征較少，如果采用普通最小二乘法(OLS)進(jìn)行回歸分析，產(chǎn)生嚴(yán)重異方差問題的可能性較大，導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果不是有效的。因此，為了克服可能的異方差問題，本文采用加權(quán)最小二乘法(WLS)進(jìn)行回歸分析。表3、表4是管理者過度自信與企業(yè)創(chuàng)新投入強(qiáng)度以及效率的多元回歸結(jié)果。

表3是管理者過度自信與企業(yè)創(chuàng)新投入強(qiáng)度的回歸結(jié)果。模型(1)、模型(2)管理者相對(duì)薪酬指標(biāo)(Oc1)、管理者是否為創(chuàng)業(yè)者指標(biāo)(Oc2)分別與被解釋變量企業(yè)總體研發(fā)支出強(qiáng)度(Rdr1)的回歸檢驗(yàn)結(jié)果顯示：Oc1、Oc2的系數(shù)皆在1%水平上顯著為正，說明過度自信管理者所在企業(yè)的創(chuàng)新投入強(qiáng)度更高，與命題1相符。模型(3)、模型(4)Oc1、Oc2分別與被解釋變量企業(yè)自主研發(fā)支出強(qiáng)度Rdr2的回歸檢驗(yàn)結(jié)果也顯示：Oc1、Oc2的系數(shù)分別在1%、10%水平上顯著為正，命題1再次得到證明。對(duì)于4個(gè)模型的控制變量，一些變量的系數(shù)是顯著的，一些變量的系數(shù)不顯著。譬如，獨(dú)立董事比例(Id)、總經(jīng)理與董事長(zhǎng)兩職合一(Ceocha)的系數(shù)顯著為負(fù)，說明在公司治理層面對(duì)管理層進(jìn)行制約將降低企業(yè)創(chuàng)新投入；規(guī)模(Lnsize)的系數(shù)分別顯著為負(fù)，說明企業(yè)成長(zhǎng)性越高，企業(yè)創(chuàng)新投入強(qiáng)度越高；行業(yè)(Ind)的系數(shù)顯著為正，說明信息技術(shù)行業(yè)企業(yè)比制造行業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新投入強(qiáng)度更高；企業(yè)營業(yè)毛利率(Pr)的系數(shù)也顯著為正，說明初步績(jī)效越高的企業(yè)傾向于更高強(qiáng)度的創(chuàng)新投入。上述控制變量的回歸結(jié)論也與現(xiàn)實(shí)經(jīng)驗(yàn)、理論預(yù)期基本相符，與溫軍等(2011)、Deutsch(2007)等的研究結(jié)果一致。

表3 管理者過度自信與企業(yè)創(chuàng)新投入強(qiáng)度的回歸結(jié)果

表4是管理者過度自信與企業(yè)創(chuàng)新投入效率的回歸結(jié)果。模型(5)、模型(6)過度自信變量Oc1、Oc2分別與被解釋變量Rde1(每百萬研發(fā)支出所產(chǎn)生的專利授權(quán)數(shù))的回歸檢驗(yàn)結(jié)果顯示：Oc1、Oc2的系數(shù)分別在5%、10%水平上顯著為負(fù)，說明過度自信管理者所在企業(yè)的創(chuàng)新投入效率更低，與命題2相符。模型(7)、模型(8)Oc1、Oc2分別與被解釋變量Rde2(每百萬研發(fā)支出所產(chǎn)生的發(fā)明專利授權(quán)數(shù))的回歸檢驗(yàn)結(jié)果也顯示：Oc1、Oc2的系數(shù)都在5%水平上顯著為負(fù)，命題2再次得到證明。另外，對(duì)于本表4個(gè)模型的控制變量，一些變量系數(shù)是顯著的，一些變量系數(shù)不顯著。

表4 管理者過度自信與企業(yè)創(chuàng)新投入效率的回歸結(jié)果

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

考慮到回歸結(jié)果的可靠性，本文對(duì)回歸模型進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。首先，采用董事、監(jiān)事及高管前三名薪酬總額與管理團(tuán)隊(duì)平均薪酬之比作為管理者過度自信衡量指標(biāo)，表5創(chuàng)新投入強(qiáng)度影響因素回歸結(jié)果中管理者過度自信Oc3的系數(shù)依然顯著為正,創(chuàng)新投入效率影響因素回歸結(jié)果中管理者過度自信的系數(shù)也基本上顯著為負(fù)，結(jié)論與命題1、命題2依然是相符的。其次，采用研發(fā)支出/總資產(chǎn)衡量總體研發(fā)支出強(qiáng)度，以及(研發(fā)支出-政府補(bǔ)貼)/總資產(chǎn)衡量總體研發(fā)支出強(qiáng)度，表6回歸結(jié)果與命題1依然是相符的。最后，按照總資產(chǎn)中位數(shù)對(duì)樣本進(jìn)行分組，將樣本分為大規(guī)模樣本組和小規(guī)模樣本組，兩組樣本的回歸檢驗(yàn)結(jié)果顯示，表7、表8大規(guī)模組和表9、表10小規(guī)模組中管理者過度自信的回歸系數(shù)顯著性與上文全樣本組基本一致，結(jié)論與命題1、命題2仍然是相符的。綜上所述，本文回歸結(jié)果比較穩(wěn)健。

表5 管理者過度自信與企業(yè)創(chuàng)新投入的回歸結(jié)果

表6 管理者過度自信與企業(yè)創(chuàng)新投入強(qiáng)度的回歸結(jié)果

(續(xù)上表)

變量Rdr1模型(1)模型(2)Rdr2模型(3)模型(4)Lnsize-0.0021***-0.0022***-0.0012***-0.0013***(-6.26)(-7.16)(-3.92)(-3.45)Ind0.0224***0.0211***0.0175***0.0168***(17.59)(13.94)(11.03)(9.46)Pr0.0095***0.0113***0.0071**0.0068**(4.68)(4.81)(3.13)(2.47)常數(shù)項(xiàng)0.0521***0.0542***0.0250***0.0303***(6.72)(7.79)(3.79)(3.45)Adj_R20.67510.56540.60640.2716F值120.6175.9089.6822.47

表7 管理者過度自信與企業(yè)創(chuàng)新投入強(qiáng)度的回歸結(jié)果(大規(guī)模組)

(續(xù)上表)

變量Rdr1模型(1)模型(2)Rdr2模型(3)模型(4)Adj_R20.90970.62600.44930.4134F值290.3549.0624.4321.24

表8 管理者過度自信與企業(yè)創(chuàng)新投入效率的回歸結(jié)果(大規(guī)模組)

表9 管理者過度自信與企業(yè)創(chuàng)新投入強(qiáng)度的回歸結(jié)果(小規(guī)模組)

表10 管理者過度自信與企業(yè)創(chuàng)新投入效率的回歸結(jié)果(小規(guī)模組)

(續(xù)上表)

變量Rde1模型(5)模型(6)Rde2模型(7)模型(8)Ceocha-0.6627***-0.3711***-0.1312***-0.0672*(-6.88)(-2.93)(-3.00)(-1.78)Lnsize0.5439***0.5019***0.2181***0.2473***(5.74)(4.90)(5.96)(8.28)Ind0.07230.0140-0.01230.0827**(0.72)(0.11)(-0.27)(2.05)Pr-0.8145***-0.9174***0.1150*-0.0344(-3.62)(-4.21)(1.66)(-0.43)常數(shù)項(xiàng)-8.8038***-8.7383***-4.2119***-4.9190***(-4.48)(-4.10)(-5.49)(-7.61)Adj_R20.77000.23570.21910.5556F值97.129.869.0636.89

五 結(jié)論和政策啟示

本文以2009-2010年披露了創(chuàng)新投入的制造業(yè)和信息技術(shù)業(yè)民營上市公司為研究樣本，基于管理者過度自信的角度對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入強(qiáng)度及效率的影響因素進(jìn)行了回歸檢驗(yàn)。主要研究結(jié)論如下：(1)過度自信管理者所在企業(yè)的創(chuàng)新投入強(qiáng)度更高。這一結(jié)論說明過度自信的管理者在評(píng)估創(chuàng)新項(xiàng)目時(shí)，更相信自己的主觀判斷，表現(xiàn)出更強(qiáng)的企業(yè)家冒險(xiǎn)和創(chuàng)新精神，從而增加創(chuàng)新投入強(qiáng)度。(2)過度自信管理者所在企業(yè)的創(chuàng)新投入效率更低。這一結(jié)論說明過度自信管理者雖然傾向于在創(chuàng)新活動(dòng)中投入更多的財(cái)務(wù)資源，但在創(chuàng)新項(xiàng)目實(shí)施過程中，會(huì)因?yàn)榈凸绖?chuàng)新項(xiàng)目的風(fēng)險(xiǎn)而對(duì)企業(yè)創(chuàng)新效率產(chǎn)生負(fù)面影響。上述兩個(gè)結(jié)論進(jìn)一步說明，不考慮其他因素，過度自信管理者所在企業(yè)會(huì)有較高的創(chuàng)新投入強(qiáng)度，但不一定會(huì)有較高的創(chuàng)新投入效率。

政策啟示：在中國整體經(jīng)濟(jì)面臨結(jié)構(gòu)調(diào)整和轉(zhuǎn)型升級(jí)的背景下，為了促進(jìn)企業(yè)進(jìn)行自主創(chuàng)新活動(dòng)，有關(guān)管理部門應(yīng)充分發(fā)揮企業(yè)管理者過度自信的正面作用，抑制其負(fù)面作用。譬如，在給企業(yè)提供科技創(chuàng)新資金資助時(shí)，管理部門可以通過一定方法甄別出管理者過度自信的企業(yè)，充分利用其冒險(xiǎn)和創(chuàng)新精神，最大程度上發(fā)揮政府創(chuàng)新資金資助的杠桿效應(yīng)；而在實(shí)施科技創(chuàng)新項(xiàng)目時(shí)，應(yīng)采取相關(guān)制度避免具有過度自信特征的管理層過度介入創(chuàng)新項(xiàng)目的實(shí)施，充分發(fā)揮企業(yè)一線研發(fā)團(tuán)隊(duì)的理性決策作用。

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[引用方式]李詩田， 邱偉年. 管理者過度自信與企業(yè)創(chuàng)新投入——基于中國民營上市公司的實(shí)證研究. 產(chǎn)經(jīng)評(píng)論， 2016， 7(4)： 146-160.

Management Overconfidence and Firms’ Innovation Investment ——An Empirical Study on Private-owned Listed Companies in China

LI Shi-tian QIU Wei-nian

How to encourage a firm to raise the intensity and efficiency of its innovation investment is the key for successful industrial independent innovation enhancement, and even an impetus for Chinese economic transformation and upgrading. Using the sample from private-owned listed companies in manufacturing and IT sectors which disclosed innovation investment, this paper empirically studies factors influencing the intensity and efficiency of innovation investment from the perspective of management overconfidence. The results indicate that companies with overconfident management tend to have a higher level of intensity and a lower level of efficiency of innovation investment. Since the management overconfidence has both positive and negative influences on the intensity and efficiency of firms’ innovation investment, our study provides some implications for policy formulation.

independent innovation； management overconfidence； intensity of innovation investment; efficiency of innovation investment

2016-04-12

國家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目“制造集群網(wǎng)絡(luò)創(chuàng)新機(jī)制研究”(課題編號(hào)：11CGL043，項(xiàng)目主持人：左小明)；廣州哲學(xué)社會(huì)科學(xué)規(guī)劃青年項(xiàng)目“廣州高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新投入影響因素及效果研究”(課題編號(hào)：14Q16，項(xiàng)目主持人：李詩田)。

李詩田，管理學(xué)博士，華南師范大學(xué)國際商學(xué)院講師，研究方向?yàn)樨?cái)務(wù)管理與企業(yè)創(chuàng)新；邱偉年，管理學(xué)博士，廣東外語外貿(mào)大學(xué)國際工商管理學(xué)院教授，研究方向?yàn)楣局卫砼c企業(yè)創(chuàng)新。

F272.91； F273.1

A

1674-8298(2016)04-0146-15

[責(zé)任編輯:鄭筱婷]

10.14007/j.cnki.cjpl.2016.04.013