(浙江工商大學 工商管理學院，浙江杭州 310018)

一、引言

在現(xiàn)代企業(yè)所有權與經營權分離的制度設計下，人們大多只關注管理者自利導致的種種代理問題。但大量的研究證明，管理者不僅是“自利”的，還可能是“過度自信”的，管理者過度自信同樣會帶來非效率投資、盲目并購、盈余管理等一系列問題[1]。過度自信是指人們普遍存在的認知偏差[2]，管理者由于其工作和經驗等原因比一般人更容易產生過度自信心理，對企業(yè)經營決策產生重要影響。那么，過度自信是穩(wěn)定且不可治理的嗎？沈卓卿等(2009)[3]研究指出，過度自信并非一項穩(wěn)定的人格特質，其產生會受到情景的影響。以往研究側重分析管理者過度自信的不良后果，而鮮有研究關注過度自信產生的原因和可能存在“藥方”。結合社會網(wǎng)絡和認知心理學相關研究，本文發(fā)現(xiàn)公司間的董事網(wǎng)絡可能會對管理者過度自信產生治理作用：一方面董事連鎖任職在企業(yè)中已經十分普遍[4]，由此形成的連鎖董事網(wǎng)絡在企業(yè)間遍布廣泛且數(shù)量龐大，這成為董事網(wǎng)絡可以作為公司治理機制的基礎；另一方面，董事網(wǎng)絡能夠給網(wǎng)絡中的個體帶來大量的異質性信息和資源[5-6]，這些信息和資源成為糾正管理者認知偏差、抑制管理者過度自信的重要因素。那么，董事網(wǎng)絡對管理者過度自信是否有治理作用？通過何種途徑發(fā)揮作用？在國有企業(yè)經營管理受政府干預較大的背景下，董事網(wǎng)絡治理作用的發(fā)揮是否會受到影響？

本文以我國A股上市公司2007-2014年的數(shù)據(jù)為樣本，從企業(yè)非效率投資角度出發(fā)，實證檢驗了董事網(wǎng)絡對管理者過度自信的治理效果以及作用路徑。本文的貢獻和意義在于：結合社會網(wǎng)絡理論和認知理論，理論分析并實證檢驗了董事網(wǎng)絡對管理者過度自信的治理效果和作用機制，豐富了抑制管理者過度自信機制研究的相關文獻，促進了學科間的交叉融合；在此基礎上，從董事會層面和連鎖董事個體層面剖析了董事網(wǎng)絡治理管理者過度自信的作用路徑，進一步揭開了董事網(wǎng)絡治理的黑箱，具有重要的理論研究價值。與此同時，本文研究結果證實了董事網(wǎng)絡能夠有效治理管理者過度自信帶來的非效率投資問題，幫助企業(yè)找到了抑制管理者過度自信問題的方法，對于企業(yè)完善董事網(wǎng)絡治理機制、提升投資效率具有重要的現(xiàn)實指導意義。

二、文獻回顧、理論分析和研究假設

(一)管理者過度自信與公司治理

管理者過度自信會對企業(yè)投融資決策、股利政策、盈余管理等造成影響，其中管理者過度自信對投資效率的影響受到學者們廣泛的關注和探討。Graham等(2013)[7]的研究表明，對于同一國家、同一行業(yè)、相同規(guī)模的企業(yè)，管理者的不同心里特質會導致截然不同的投資經營決策。過度自信作為人們普遍存在的心理特質，對管理者的投資決策有著重要影響。過度自信的CEO傾向于高估投資項目未來現(xiàn)金流，低估項目風險，過分相信自己對企業(yè)業(yè)績的控制能力，造成非效率投資。Heaton(2002)[8]首次利用理論模型證實了管理者過度自信對投資效率的影響：由于認知偏差導致的管理者過度自信會使項目的NPV(凈現(xiàn)法)發(fā)生向上偏移，從而導致在企業(yè)具備大量的現(xiàn)金流時會盲目投資NPV為負的項目，造成投資過度；在企業(yè)現(xiàn)金流不足時，則會認為企業(yè)的證券價值被低估，從而放棄NPV為正的項目，導致投資不足。無論投資不足還是投資過度，都會造成投資效率下降，即皆為非效率投資。后續(xù)的學者雖然利用不同的模型和方法對此問題進行驗證，但得出的結論基本相同：過度自信會導致非效率投資[9-13]。

雖然學者們對管理者過度自信帶來的后果已經進行了大量的研究，但何種機制能夠有效治理管理者過度自信的相關研究還略顯不足。有些學者對此做了嘗試性的研究，如Brown和Sarma(2007)[14]研究發(fā)現(xiàn)董事會中獨立董事人數(shù)的增加可以抑制管理者過度自信導致的并購決策失誤；我國學者李佳(2016)[15]研究發(fā)現(xiàn)股權集中度的提高有利于減弱過度自信驅使的低效率投資等，但這些研究并沒有從管理者產生過度自信的根源入手去解釋這些因素是如何抑制管理者過度自信以及通過何種路徑發(fā)揮作用的。基于社會網(wǎng)絡理論，從管理者認知偏差導致過度自信入手，筆者認為企業(yè)間普遍存在的董事網(wǎng)絡能夠有效地治理管理者過度自信以及其帶來的不良后果。因此，本文以企業(yè)非效率投資為切入點，理論分析并實證檢驗董事網(wǎng)絡對管理者過度自信的治理效果和作用路徑，彌補了相關領域的研究不足。

(二)董事網(wǎng)絡治理：事前抑制與事后補償

認知心理學認為，人們之所以會產生過度自信心理，源于認知偏差[2]。這種認知偏差對投資效率的影響主要來自兩方面：一方面，在做決策之前，認知偏差導致CEO可能會高估項目未來收益，低估項目可能存在的風險，造成投資過度；另一方面，CEO在做決策時可能高估了自己獲取資源的能力，在做出決策之后沒有足夠資源對項目進行支持，造成投資不足。因此，董事網(wǎng)絡對管理者過度自信造成的非效率投資的治理作用體現(xiàn)在兩個方面：一是在投資決策作出之前對CEO認知偏差進行抑制；二是在投資決策作出之后在項目實施過程中進行事后補償。

1.事前抑制機制

董事網(wǎng)絡對過度自信管理者非效率投資的事前抑制作用，主要通過降低市場信息不對稱性、幫助管理者糾正認知偏差來實現(xiàn)。研究表明，社會網(wǎng)絡是一種重要的信息傳導路徑，信息可以通過網(wǎng)絡加速傳導，從而降低管理者信息搜尋的成本[5]。管理者決策需要以及時、準確的信息為基礎，如果缺乏有效的信息，管理者極有可能會形成認知偏差，從而產生過度自信心理。管理者對信息的獲取一般來自于企業(yè)內部員工以及社交網(wǎng)絡，但對于擁有連鎖董事在本企業(yè)任職的管理者來說，來自于董事網(wǎng)絡的信息正成為管理者獲取大量稀缺信息的重要渠道。

企業(yè)間可以通過多種方式形成關系網(wǎng)絡，比如交叉持股、連鎖董事、高管兼任等，其中連鎖董事網(wǎng)絡是形成社會網(wǎng)絡的主要形式，也是管理者獲取外部異質性信息和稀缺信息的重要渠道。由于董事網(wǎng)絡中的獨立董事往往同時在多家企業(yè)任職，因此網(wǎng)絡中的獨立董事能夠比企業(yè)內部的管理者更加及時和準確地了解市場中的關鍵信息，這些信息能夠幫助管理者降低市場信息不對稱程度，糾正管理者認知偏差，抑制管理者過度自信，降低管理者做出非效率投資決策的幾率。Cai和Sevilir(2012)[16]發(fā)現(xiàn)董事網(wǎng)絡可以降低收購方和目標方的信息不對稱程度，擁有董事會連帶的公司間的收購兼并交易產生了更好的并購收益，這證明了董事網(wǎng)絡在降低市場信息不對稱方面的重要作用。與此同時，網(wǎng)絡中的連鎖董事同時任職的多家企業(yè)在業(yè)務上往往具有相似性和可比性，例如機械工程專業(yè)的連鎖董事可能同時在多家汽車行業(yè)公司任職，這意味著董事網(wǎng)絡提供的信息往往具有可參考性和針對性，董事網(wǎng)絡中其他企業(yè)的投資經驗能為本企業(yè)的管理者提供前車之鑒，這也能夠事前抑制管理者由于認知偏差做出非效率投資決策。綜上所述，董事網(wǎng)絡可以通過事前抑制機制削弱管理者過度自信帶來的非效率投資決策。

2.事后補償機制

董事網(wǎng)絡對過度自信管理者非效率投資的事后補償機制，主要通過為管理者投資決策提供資源支持來發(fā)揮作用。董事網(wǎng)絡之所以重要，在于鑲嵌于網(wǎng)絡中的各種社會資本，從而能讓企業(yè)獲取有利的各種資源。正如Farina(2009)[6]提出，公司間的外部聯(lián)系如連鎖董事可以為公司獲取關鍵性資源。董事網(wǎng)絡能夠為管理者投資決策提供必要的資源如資金、技術支持等，且越處于網(wǎng)絡中心的企業(yè)能夠獲得的資源越多。陳運森和謝德仁(2011)[17]的研究發(fā)現(xiàn)，網(wǎng)絡中心度越高，企業(yè)能夠獲取的信息與資源越多，投資效率越高。過度自信的管理者在做出決策之后，在項目實施遇到困難時，網(wǎng)絡中的其他成員能夠為其提供必要的資源與技術支持，幫助項目度過難關，提高項目成功率。有些資源是投資決策成敗的關鍵，例如董事會中擁有政治背景的董事往往能夠為企業(yè)提供這種關鍵性資源。因此，董事網(wǎng)絡能夠通過事后補償機制有效彌補管理者過度自信所帶來的決策偏差?；谝陨戏治觯疚奶岢鲆韵录僭O。

H1董事網(wǎng)絡會減弱管理者過度自信與非效率投資的正相關關系，具有治理效應。

(三)產權性質對董事網(wǎng)絡治理效果的影響

本文試圖探討在國有企業(yè)和非國有企業(yè)中，董事網(wǎng)絡的這種治理效應是否存在差別。與非國有企業(yè)相比，國有企業(yè)選聘董事往往帶有行政色彩，這會削弱董事網(wǎng)絡的治理效果。與此同時，國有企業(yè)管理者在制定投資決策時，不僅會受到個人心理特質的影響，同時還會受到來自政府的約束。很多研究發(fā)現(xiàn)，為了完成特定的政策目標，政府經常會干預國有企業(yè)管理者的投資決策[18-20]。因此，政府的干預一定程度上會影響國有企業(yè)中董事網(wǎng)絡治理作用的發(fā)揮。此外，國有企業(yè)比非國有企業(yè)受到更多的政府支持，比如在行業(yè)準入門檻、融資等方面，這意味著國有企業(yè)管理者獲取的信息和資源更多地來自于政府而非市場，這將導致董事網(wǎng)絡的效用降低。相比于國有企業(yè)，非國有企業(yè)董事選聘主要通過市場化流程進行，受到的政府干預較小，董事網(wǎng)絡是管理者獲取市場信息和資源的重要渠道，其所帶來的信息和資源會被管理者充分考慮，從而減少因管理者過度自信所帶來的非效率投資。因此在非國有企業(yè)中，董事網(wǎng)絡的治理效應更為顯著。因此，本文提出以下假設。

H2相比于國有企業(yè)，非國有企業(yè)中董事網(wǎng)絡的治理效應更顯著。

三、研究設計

(一)樣本選取

本文以2007-2014年度我國A股上市公司為樣本。為了保證數(shù)據(jù)的有效性，剔除了部分公司樣本：(1)財務數(shù)據(jù)異常的ST、*ST公司；(2)本文過度自信的度量需要用到財務預測指標，因此剔除了沒有披露財務預測數(shù)據(jù)的公司；(3)金融類上市公司。經過整理，最終得到2 712個公司年度觀測值。本文董事兼職信息以及其他公司治理數(shù)據(jù)來自于國泰安數(shù)據(jù)庫中上市公司公開披露的數(shù)據(jù)，盈利預測數(shù)據(jù)來自于RESSET數(shù)據(jù)庫，一部分數(shù)據(jù)庫中缺失數(shù)據(jù)通過企業(yè)公開披露的年報中手工搜集得到。

(二)研究模型和變量選擇

根據(jù)本文的研究內容和假設，設定以下研究模型

模型1Invit=γ0+β1OCi,t-1+∑βjControli,t-1+∑Industry+∑Year+εi,t-1

模型2Invit=γ0+β1OCi,t-1+β2Ceni,t-1+β3OC*Ceni,t-1+∑βjControli,t-1+∑Industry+∑Year+εi,t-1

模型3Invit=γ0+β1OCi,t-1+β2Ceni,t-1+β3OC*Cen*Soei,t-1+∑βjControli,t-1+∑Soe+∑Industry+∑Year+εi,t-1

模型1、2、3中，OC為解釋變量過度自信，包含兩個指標OC_P和OC_S。Inv為被解釋變量非效率投資水平，Cen為調節(jié)變量董事網(wǎng)絡中心度，ε為模型的殘差，其他變量為控制變量。為了盡可能消除本期的影響，對自變量進行了滯后一期的處理。與此同時，為了消除異常值對回歸結果的影響，對所有連續(xù)變量進行了上下1%的縮尾處理。

模型1主要檢驗管理者過度自信是否會加劇企業(yè)非效率投資水平，模型2在模型1的基礎上加入董事網(wǎng)絡中心度Cen以及管理者過度自信與董事網(wǎng)絡中心度的交互項OC*Cen，用來檢驗董事網(wǎng)絡是否會對管理者過度自信帶來的非效率投資起到治理作用；模型3在模型2基礎上進一步檢驗產權性質對董事網(wǎng)絡治理效果的影響，具體的，本文采用分組回歸的方式對這種影響進行檢驗。主要變量解釋如表1所示。

表1主要變量定義

變量符號變量定義非效率投資Inv采用Richardson模型中|ε|的值來測度,值越大代表非效率投資水平越高解釋變量OC_P采用盈利預測方法測度,如果OC_P=1則表示高管過度自信OC_S采用持股變化法測度,如果OC_S=1則表示高管過度自信調節(jié)變量Cen董事網(wǎng)絡中心度,測度方法見上文控制變量Indr獨立董事比例,計算公式為獨立董事數(shù)量/董事總數(shù)Mshare管理層持股,年度內管理層持有的本公司股票份額Duality兩職合一,董事長和總經理為同一人,則該值為1,否則為0Pay管理者薪酬水平,用高管前三名的薪酬總額代替Cash現(xiàn)金流水平,通過"年度內現(xiàn)金流凈額/總資產"計算得來Growth凈利潤增長率Adm管理費用/營業(yè)收入Asset公司總資產的自然對數(shù)Industry企業(yè)所處的行業(yè),并生成虛擬變量Year年度虛擬變量

1.非效率投資的度量

本文參考Richardson(2006)[21]的方法來測度非效率投資，具體如下

Investit=γ0+γ1Sizei,t-1+γ2Agei,t-1+γ3Groi,t-1+γ4Cashi,t-1+γ5Levi,t-1+γ6Ri,t-1+γ7Invi,t-1+∑year+∑Industry+ε

Invit值由現(xiàn)金流量表中的數(shù)據(jù)計算得到，分別將購置固定資產、無形資產和其他長期資產支出，對子公司凈支出，對其他單位凈支出累加起來，除以總資產平均值，衡量i公司在t期的投資支出；Sizei,t-1用總資產平均值的自然對數(shù)，衡量i公司在t-1期的規(guī)模；Agei,t-1用當前年度減去公司的上市年度加上1的自然對數(shù)，衡量i公司在t-1年的上市年齡；Groi,t-1用主營業(yè)務收入增長率，衡量i公司在t-1期的成長水平；Cashi,t-1從現(xiàn)金流量表中獲取現(xiàn)金及其等價物余額，用此數(shù)據(jù)除以總資產平均值，表示在t-1期的i公司的現(xiàn)金比；Levi,t-1用公司總負債與總資產之比，衡量i公司在t-1期負債率；Ri,t-1表示為i公司在t-1期的股票收益率；此外，還需綜合考慮年度(Year)和行業(yè)(Industry)因素，進行分行業(yè)和分年度進行回歸。如果|ε|大于0，表示非效率投資。本文用|ε|的值測度Invit，值越大，代表非效率投資水平越高。

2.過度自信的度量

為了增加論證的可信度以及減少變量內生性問題，本文采用兩種方式對管理者過度自信進行度量。

首先借鑒姜付秀(2009)[22]的方法，采用樂觀盈利預測來測度管理者的過度自信。利用2007-2014年披露了盈利預測的上市公司數(shù)據(jù)，把滿足以下四中情形之一的定義為過度自信：(1)預增，實際利潤增長少于50%；(2)略增，實際利潤增長小于零；(3)續(xù)贏或扭虧，實際虧損；(4)略減，實際虧損大于50%。每季度披露的盈利預測中，至少一次是樂觀預測，則定義該公司的管理者存在過度自信，即OC_P=1。如果預測信息披露的時間在報告期結束的前三周內，則定義為盈利預告而非盈利預測，從樣本中剔除。

其次，利用持股變化法測量管理者過度自信。由于CEO在管理層中的特殊地位和影響，本文借鑒了饒育蕾和王建新(2010)[23]的測度方法，通過CEO持股變化作為管理者過度自信的替代變量。具體的，如果本公司股價增長幅度小于市場綜合股價增長幅度，而CEO仍然增持或者未減持本公司股票，則代表管理者存在過度自信心理，OC_S賦值為1，否則為0。

3.董事網(wǎng)絡的度量

中心度分析是社會網(wǎng)絡分析中常用的方法，考慮到實際研究需要，本文最終采用程度中心度(Cen)指標對董事網(wǎng)絡進行測度，公式為Cen=∑jxij/(n-1)。其中，i代表某個董事；j代表當年除了i之外的其他董事；xij代表一個關系連結，如果董事i和董事j至少在一個公司董事會共事則取值為1，否則為0。同時為了消除不同年份網(wǎng)絡規(guī)模不同的影響，用(n-1)來消除規(guī)模差異。借鑒陳運森和謝德仁(2011)[17]的方法，利用社會網(wǎng)絡分析軟件Ucinet，首先構建了A股上市公司“董事-董事”的網(wǎng)絡矩陣，然后取公司中所有董事網(wǎng)絡中心度的中位數(shù)作為公司層面的董事網(wǎng)絡中心度。

4.控制變量

參考前人的研究，控制變量選取了管理層持股(Mshare)、現(xiàn)金流水平(Cash)、企業(yè)規(guī)模(Asset)、利潤增長率(Growth)、管理者薪酬水平(Pay)、獨立董事比例(Indr)、兩職合一(Duality)、企業(yè)性質(Soe)以及行業(yè)虛擬變量(Industry)和年度虛擬變量(Year)。

四、實證結果與分析

(一)變量描述性統(tǒng)計

本文對主要變量進行了描述性統(tǒng)計，統(tǒng)計結果如表2所示。非效率投資(Inv)的均值為0.626，標準差達到了0.850，這說明樣本企業(yè)間非效率投資水平存在較大差異；采用業(yè)績預測法測度的管理者過度自信(OC_P)的均值為0.181，這說明樣本企業(yè)中18.1%的管理者存在過度自信心理，采用持股變化法測度的過度自信(OC_S)的均值為0.127，與OC_P的值存在一點差異，這可能是由于我國管理層持股水平仍然較低所致，但對檢驗結果穩(wěn)健性沒有太大影響；董事網(wǎng)絡中心度(Cen)的均值為0.174，最小值為0，最大值達到了1.016，這說明樣本公司間董事網(wǎng)絡存在一定的差異；在獨立董事比例(Indr)方面，樣本企業(yè)間無太大差別，基本都達到證監(jiān)會的1/3比例要求；樣本企業(yè)中31.9%的企業(yè)存在董事長和CEO兩職合一現(xiàn)象；管理者薪酬(Pay)方面樣本企業(yè)間存在較大差異，標準差達到了2.869。其他指標都在合理范圍內。

表2主要變量描述性統(tǒng)計結果

變量平均值標準差最小值p25中位數(shù)p75最大值Inv0.6260.85000.1510.3870.6675.275OC_P0.1810.38500001OC_S0.1270.33300001Cen0.1740.17500.0570.1240.2271.016Soe0.1990.39900001Indr0.3720.0510.3330.3330.3330.4290.571Mshare2.7330.2721.4332.6342.8652.9103.066Duality0.3190.46600011Pay13.332.869013.42013.91014.33015.610Cash-0.1180.318-1.437-0.247-0.06901.171Growth0.2889.097-41.600-0.781-0.0410.81355.750Adm0.1150.11500.0560.0880.1320.832Asset21.3301.01318.75020.69021.25021.84024.550

注：描述性統(tǒng)計樣本觀測值為2 712。

(二)回歸結果與分析

本文利用統(tǒng)計軟件STATA 14.0對樣本進行統(tǒng)計分析。

表3為管理者過度自信與非效率投資關系以及董事網(wǎng)絡調節(jié)效應的回歸結果。在模型1中，OC_P的系數(shù)為0.169且通過了1%水平上的顯著性檢驗，模型3中OC_S的系數(shù)為0.142，同樣通過了1%水平上的顯著性檢驗。模型1和模型3的回歸結果表明，管理者過度自信加劇了企業(yè)非效率投資水平，與前人的研究結論一致。其次，本文檢驗了董事網(wǎng)絡對管理者過度自信造成的非效率投資的治理效應。借鑒溫忠麟等(2005)[24]提出的調節(jié)效應檢驗方法，在模型2和模型4分別加入了調節(jié)變量Cen與自變量OC的交互項OC_P*Cen、OC_S*Cen，以此來測度董事網(wǎng)絡是否對管理者過度自信與非效率投資的關系產生影響。模型2中和模型4中，OC_P*Cen與OC_S*Cen的系數(shù)分別為-0.287和-0.476且均通過了5%水平上的顯著性檢驗，這說明隨著董事網(wǎng)絡中心度的提高，管理者過度自信對非效率投資的影響減小。如前文所述，在管理者做出決策前，董事網(wǎng)絡中的大量異質性和稀缺信息能夠幫助管理者糾正認知偏差，抑制管理者過度自信心理，從而避免管理者盲目做出投資決策；在管理者做出投資決策后，董事網(wǎng)絡能夠通過資源輸送進行支持，防止產生投資不足。因此，假設1得到了很好的支持。

此外，模型2中董事網(wǎng)絡(Cen)的系數(shù)為-0.114且通過了5%水平上的顯著性檢驗，這說明董事網(wǎng)絡的存在會減弱企業(yè)的非效率投資水平；獨立董事比例(Indr)的系數(shù)不顯著，說明單純依靠提高獨立董事比例并不能抑制管理者過度自信帶來的非效率投資水平，還需要提高獨立董事的質量，多引進具有良好聲譽和擁有社會資源的獨立董事；管理者持股比例與非效率投資水平顯著正相關，這可能是股權激勵導致了管理者產生過度自信心理從而造成非效率投資所致；兩職合一(Duality)雖然與非效率投資正相關但沒有通過5%水平上的顯著性檢驗，這說明兩職合一并非是造成管理者非效率投資的關鍵因素；管理者薪酬(Pay)與非效率投資顯著負相關，這可能是因為在薪酬與績效掛鉤的制度傾向下，管理者為了提高自己的薪酬水平會努力提高投資水平。

表3 過度自信與非效率投資關系以及董事網(wǎng)絡調節(jié)效應的回歸結果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平上顯著，括號內為相應的t值，下同。

表4產權性質對董事網(wǎng)絡治理效果影響的回歸結果

變量/模型Soe=0Soe=1模型1模型2模型3模型4截距2.189***(3.57)2.241***(3.60)-2.130**(-2.42)-2.178**(-2.31)OC_P0.184***(2.98)—0.341***(2.66)—OC_P*Cen-0.653**(-2.07)—-0.634(-1.56)—OC_S—0.162***(2.90)—0.140*(1.77)OC_S*Cen—-0.693**(-2.01)—-0.102(-1.57)Cen-0.151**(-2.31)-0.005*(-1.82)-0.015(-1.53)-0.001(-1.51)Indr-0.417(-1.60)-0.419(-1.59)-1.188(-41)-1.222(-1.50)Mshare0.096(1.58)0.094(1.51)0.330**(2.20)0.350**(2.27)Duality0.061*(1.83)0.060*(1.85)0.116(1.61)0.097(0.57)Pay-0.105***(-2.91)-0.105***(-2.92)0.002(1.59)0.010(1.65)Cash0.144**(2.17)0.147**(2.22)0.021(1.48)0.033(1.50)Growth0.003(1.60)0.003(1.60)0.001(0.47)0.001(1.40)Adm0.027(1.58)0.024(1.56)0.527(1.47)0.482(1.40)Asset-0.010(-1.50)-0.010(-1.51)0.102**(2.23)0.100**(2.20)年度/行業(yè)控制控制控制控制調整R20.1620.1540.0900.151樣本量2 2562 256456456

表4為不同產權性質下董事網(wǎng)絡治理效果的回歸結果。本文對樣本進行了分組檢驗，其中模型1和模型2為非國有企業(yè)樣本回歸結果，模型3和模型4為國有企業(yè)樣本回歸結果。在模型1和模型2中，指標OC_P*Cen、OC_S*Cen的系數(shù)依然顯著為負，說明在非國有企業(yè)中董事網(wǎng)絡對管理者過度自信帶來的非效率投資依然具有顯著的治理作用；在模型3與模型4中，OC_P*Cen、OC_S*Cen的系數(shù)均不顯著，這說明在國有企業(yè)中董事網(wǎng)絡并沒有對管理者過度自信與非效率投資的關系起到調節(jié)作用，治理效應不顯著。如前文所述，國有企業(yè)的經營管理受政府干預較大，如董事任命、項目決策、績效考核等都受到政府的限制，董事網(wǎng)絡難以發(fā)揮其有效的治理作用；相反，在非國有企業(yè)中，企業(yè)經營受政府干預較小，企業(yè)可以根據(jù)實際情況聘請所需的連鎖董事，并通過董事網(wǎng)絡將外部的信息和資源輸送到企業(yè)內部，充分發(fā)揮董事網(wǎng)絡的治理作用。因此，假設2得證。

值得注意的是，在對樣本進行分組回歸后，管理層持股水平(Mshare)、薪酬水平(Pay)以及現(xiàn)金流(Cash)的系數(shù)和顯著性在兩組樣本中產生了差異。在國有企業(yè)中，管理者持股比例系數(shù)顯著為正，而在非國有企業(yè)中該系數(shù)不顯著，這說明在國有企業(yè)中管理者持股比例越大投資效率越低，而在非國有企業(yè)中則不存在這種關系。一種可能的解釋是，在非國有企業(yè)中，股權激勵能夠很好地發(fā)揮作用，管理者為了自身和企業(yè)長遠的利益會傾向于努力提高投資效率，而國有企業(yè)中股權激勵并沒有發(fā)揮很好的效果，反而激發(fā)了管理者的過度自信心理，降低了投資效率。在非國有企業(yè)樣本中，管理者薪酬水平(Pay)的系數(shù)為顯著為負，而在國有企業(yè)中該指標不顯著，這說明在非國有企業(yè)中薪酬激勵能夠促使管理者提高投資效率，而在國有企業(yè)中由于限薪政策以及績效考核特殊性等原因，薪酬激勵并沒有帶來投資效率的提升。

(三)穩(wěn)健性檢驗

1.變量度量的穩(wěn)健性檢驗

第一，對管理者過度自信的度量。上文中對管理者過度自信的度量采用了業(yè)績預測法和股權變動法兩種方法，且回歸結果一致，這初步證明本文檢驗結果具有穩(wěn)健性。第二，對投資效率的度量。獲得投資收益是上市公司進行投資的主要目的，因此 借鑒李笑雪(2010)[25]的測量方法， 利用投資報酬率與資本成本的比值來對投資效率進行測度，回歸結果與前文基本一致。第三，對董事網(wǎng)絡的測量。網(wǎng)絡中心度的測量除了程度中心度還包括中介中心度、接近中心度以及結構洞等。鑒于本文的研究內容， 將中介中心度以及結構洞作為程度中心度的替代變量進行回歸檢驗，回歸結果與前文一致。

2.關于內生性的穩(wěn)健性檢驗

本文所研究的主要變量為管理者過度自信、非效率投資以及董事網(wǎng)絡，這些變量可能會共同受到某些公司特征以及其他變量的影響，從而造成內生性問題。在變量度量的穩(wěn)健性檢驗中， 已經對文中主要變量進行了替代，以此來降低不同變量同時受到某些因素影響從而產生內生性問題的可能性。

為了進一步減少變量間的內生性問題，本文利用兩階段回歸法進行穩(wěn)健性檢驗。管理者個人經驗和特質會影響其過度自信心理， 選取管理團隊平均學歷以及擁有高級職稱數(shù)量兩個變量作為工具變量，進行二階段回歸檢驗。檢驗結果顯示，在第一階段回歸中，管理者過度自信與平均學歷以及擁有高級職稱數(shù)量顯著正相關，這意味著學歷高和擁有高級職稱的管理者傾向于過度自信。利用第一階段回歸得到的管理者過度自信估計值(Overcon_E)進行第二階段的回歸，結果與上文基本一致，這說明本文檢驗結果具有穩(wěn)健性。限于篇幅，本文所有穩(wěn)健性檢驗未予列示。

(四)進一步研究：董事網(wǎng)絡治理的作用路徑

上文檢驗了董事網(wǎng)絡對管理者過度自信帶來的非效率投資的治理效果，但董事網(wǎng)絡中的信息和資源是如何傳遞到管理者手中的？為了進一步揭開董事網(wǎng)絡治理的黑箱， 本文選取了董事會會議次數(shù)(MNum)以及連鎖董事出席董事會會議次數(shù)(ANum)指標，從董事會和連鎖董事個體兩個層面進一步分析董事網(wǎng)絡治理管理者過度自信的作用路徑。

董事會會議次數(shù)是正式制度約束下董事履職強度的體現(xiàn)，反映了董事之間信息交換的頻率。董事會會議次數(shù)越多，則連鎖董事與企業(yè)內部管理者交流的機會越多，董事網(wǎng)絡中的稀缺信息和資源傳遞到管理者手中的幾率越大。董事會會議為連鎖董事將外部信息和資源傳遞到管理者手中提供了途徑，但如果連鎖董事缺席董事會會議，則董事網(wǎng)絡便失去了治理作用的直接載體。因此，連鎖董事出席董事會會議對董事網(wǎng)絡治理效用的發(fā)揮也起到至關重要的作用。為了進一步揭開董事網(wǎng)絡治理的黑箱，本文檢驗了董事會會議次數(shù)(MNum)以及連鎖董事出席會議次數(shù)(ANum)對董事網(wǎng)絡治理效果的影響。構建了管理者過度自信(OC)、董事網(wǎng)絡中心度(Cen)以及董事會會議次數(shù)(MNum)三者的交互項OC_P*Cen*MNum加入到模型1與模型3中，構建管理者過度自信(OC)、董事網(wǎng)絡中心度(Cen)以及連鎖董事出席董事會會議次數(shù)(ANum)三者的交互項OC_P*Cen*ANum加入到模型2與模型4中，以此來分別檢驗董事會會議次數(shù)以及連鎖董事出席會議次數(shù)對董事網(wǎng)絡治理效果的影響。模型1和模型3中，OC_P*Cen*MNum和OC_S*Cen*MNum的系數(shù)顯著為正，這說明隨著董事會會議召開次數(shù)的增多，董事網(wǎng)絡的治理效果增強；模型2與模型4中，OC_P*Cen*ANum和OC_S*Cen*ANum的系數(shù)同樣顯著為正，這說明連鎖董事越勤勉，出席董事會會議次數(shù)越多，董事網(wǎng)絡的治理效果越強。

以上研究結果表明，董事會會議以及連鎖董事出席董事會會議是董事網(wǎng)絡發(fā)揮治理作用的重要路徑，企業(yè)只有合理設計董事會會議制度以及規(guī)范連鎖董事履職行為，才能充分發(fā)揮董事網(wǎng)絡的治理作用，提高企業(yè)經營效率。

表5董事會會議以及連鎖董事出席會議對董事網(wǎng)絡治理效果的影響

變量模型1模型2模型3模型4截距1.102**(2.03)1.096**(2.02)1.093**(2.27)1.083**(2.25)OC_P0.156***(2.81)0.153***(2.79)——OC_P*Cen-0.287**(-2.19)-0.282**(-2.13)——OC_P* Cen*MNum0.024**(2.30)———OC_P* Cen*ANum—0.005**(2.28)——OC_S——0.118***(3.67)0.112***(3.61)OC_S*Cen——-0.485*(-1.81)-0.461*(-1.74)OC_S* Cen*MNum——0.016**(2.18)—OC_S* Cen*ANum———0.008**(2.13)控制變量控制———年度/行業(yè)控制———調整R20.1520.2010.1360.182樣本量2 7122 7122 7122 712

五、研究結論與啟示

(一)主要研究結論

本文采用我國A股上市公司2007-2014年間的數(shù)據(jù)，基于企業(yè)非效率投資視角，理論分析并實證檢驗了董事網(wǎng)絡對管理者過度自信的治理作用。研究結果表明，隨著董事網(wǎng)絡中心度的提高，管理者過度自信與非效率投資的關系顯著減弱，這說明董事網(wǎng)絡削弱了管理者過度自信對非效率投資的影響，具有治理效應；相比于國有企業(yè)，董事網(wǎng)絡在非國有企業(yè)中的治理作用更顯著；進一步地，董事會會議次數(shù)越多，連鎖董事出席董事會會議次數(shù)越多，董事網(wǎng)絡的治理效果越好。本文研究結果表明，董事網(wǎng)絡是治理管理者過度自信的有效“藥方”，能夠幫助企業(yè)削弱管理者過度自信帶來的非效率投資，研究結論具有重要的實踐意義。與此同時，本文從董事會層面和連鎖董事個體層面剖析了董事網(wǎng)絡的治理路徑，揭開了董事網(wǎng)絡治理的黑箱，彌補了相關領域的研究不足，具有重要的理論意義。

(二)研究啟示

在企業(yè)間董事網(wǎng)絡普遍存在且日益成為重要公司治理機制的背景下，本文揭示了董事網(wǎng)絡治理管理者過度自信的效果和作用路徑，對于企業(yè)完善董事網(wǎng)絡治理機制、提高投資效率具有重要啟示。

(1)充分發(fā)揮董事網(wǎng)絡治理作用，提高投資決策水平。企業(yè)間通過連鎖董事形成了一張巨大的“網(wǎng)”，網(wǎng)絡中每個個體都會受到網(wǎng)絡中其他個體的影響，信息和資源通過網(wǎng)絡可以在企業(yè)間快速的流動，實現(xiàn)資源的再分配。以往企業(yè)對于董事的任命往往為了滿足政策要求，如證監(jiān)會對獨立董事比例不得小于1/3的要求，而忽略了董事可能帶來的外部信息和資源。因此，企業(yè)對董事尤其是獨立董事的選聘應該根據(jù)企業(yè)實際需求進行，引入擁有大量社會資本以及具有較高聲譽的連鎖董事進入董事會，充分發(fā)揮其鏈接外部董事網(wǎng)絡和企業(yè)內部管理者的紐帶作用，為管理者提供稀缺信息和資源，抑制管理者過度自信心理，幫助管理者提高投資決策水平。具體到國有企業(yè)，董事尤其是獨立董事的選聘應該盡量減少行政干預，盡可能通過市場化途徑選聘高質量的董事，提高國有企業(yè)投資決策效率。

(2)優(yōu)化董事會會議制度，提高連鎖董事履職效果。董事會會議經常被人詬病，原因在于很多董事會會議往往是企業(yè)經營不善的事后補救措施，沒有起到完善經營決策的事前控制作用。但不可否認，董事會會議為連鎖董事尤其是獨立董事提供了為數(shù)不多的和管理者交流的機會，這能夠幫助管理者及時獲取外部信息和資源，提升董事網(wǎng)絡的治理效果。因此，企業(yè)需要優(yōu)化董事會會議制度，構建較完善的董事會會議運作、決策和反饋機制。企業(yè)重大決策要經過董事會反復開會討論，不要拘泥于會議形式和次數(shù)，提高投資決策質量。與此同時，要規(guī)范連鎖董事的履職行為，建立健全董事會問責制度，對于經常缺席董事會會議的連鎖董事要予以通報，施加解雇壓力和市場聲譽壓力，提高連鎖董事履職效果，提高企業(yè)投資決策水平。