劉小飛 宋曉華

摘? ?要：為深入研究管理層過度自信與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系，本文以滬深兩市2012—2016年上市公司為研究樣本，實(shí)證檢驗(yàn)了管理層過度自信對企業(yè)創(chuàng)新的影響，以及在不同產(chǎn)權(quán)和資本性質(zhì)下二者影響的差異。研究結(jié)果表明，管理層過度自信對企業(yè)創(chuàng)新投入具有積極的促進(jìn)作用;在保證企業(yè)創(chuàng)新投入不變的情況下，管理層過度自信還可以為企業(yè)帶來更多的創(chuàng)新產(chǎn)出，促進(jìn)了企業(yè)創(chuàng)新水平的提升;相比于非國有企業(yè)，國有企業(yè)管理層過度自信與企業(yè)創(chuàng)新的正相關(guān)關(guān)系更為顯著;相對于外資企業(yè)，內(nèi)資企業(yè)管理層過度自信對企業(yè)創(chuàng)新具有更加顯著的正向影響。

關(guān)鍵詞：管理層過度自信;產(chǎn)權(quán)性質(zhì);資本差異;企業(yè)創(chuàng)新

一、引言

創(chuàng)新是經(jīng)濟(jì)增長的重要驅(qū)動(dòng)力，也是企業(yè)競爭優(yōu)勢的主要來源。目前，學(xué)術(shù)界對企業(yè)創(chuàng)新進(jìn)行了深入研究，狹義上認(rèn)為企業(yè)創(chuàng)新是指真正引入市場的發(fā)明，如專利技術(shù)、新產(chǎn)品和新工藝的開發(fā)等;廣義上則認(rèn)為企業(yè)創(chuàng)新是指從企業(yè)產(chǎn)生創(chuàng)意到新產(chǎn)品創(chuàng)造的整個(gè)過程。

已有的文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)戰(zhàn)略決策、企業(yè)規(guī)模、技術(shù)選擇和投入強(qiáng)度等都會(huì)在不同程度上對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生影響，但上述研究大部分都是基于經(jīng)典經(jīng)濟(jì)學(xué)理論框架?！袄硇匀恕奔僭O(shè)經(jīng)濟(jì)決策主體是完全理性的經(jīng)濟(jì)人，其決策被認(rèn)為是一種能夠謀求最大成功的決策，但在實(shí)踐活動(dòng)中，決策主體在經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中并不是完全理性的。心理學(xué)研究也證明了大部分人存在過度自信心理偏差，這種心理偏差會(huì)使人低估風(fēng)險(xiǎn)，高估自己的能力和對信息的掌握程度。一些研究認(rèn)為，過度自信心理偏差不僅存在于普通人中，公司管理層也存在一定程度的過度自信。

創(chuàng)新活動(dòng)相較于企業(yè)其他日常經(jīng)營活動(dòng)而言，更具有挑戰(zhàn)性和風(fēng)險(xiǎn)性，企業(yè)創(chuàng)新項(xiàng)目的成功更能體現(xiàn)管理者的個(gè)人能力。因此，存在過度自信心理偏差的管理層更傾向于對企業(yè)創(chuàng)新項(xiàng)目投入更多的關(guān)注?；诖?，本文將以管理層過度自信這一角度為切入點(diǎn)，從企業(yè)創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出視角出發(fā)，深入研究管理層過度自信對企業(yè)創(chuàng)新的影響，并進(jìn)一步檢驗(yàn)二者關(guān)系在不同產(chǎn)權(quán)和資本異質(zhì)性下的差異。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）管理層過度自信與企業(yè)創(chuàng)新

已有的文獻(xiàn)研究了管理層過度自信心理偏差如何影響公司決策，本文重點(diǎn)關(guān)注管理層過度自信對企業(yè)創(chuàng)新的影響。過度自信管理層傾向于高估未來不確定的預(yù)期收益，具體表現(xiàn)為對未來結(jié)果的樂觀態(tài)度，且高估個(gè)人能力在實(shí)現(xiàn)成功方面的意義。此外，研究發(fā)現(xiàn)相對于簡單的日常管理活動(dòng)，管理層的過度自信心理偏差在復(fù)雜且困難的企業(yè)活動(dòng)中表現(xiàn)的更為明顯。因此，本文認(rèn)為相對于理性管理層，過度自信管理層更熱衷于有一定風(fēng)險(xiǎn)和挑戰(zhàn)的企業(yè)項(xiàng)目。

企業(yè)創(chuàng)新項(xiàng)目具有高風(fēng)險(xiǎn)和挑戰(zhàn)性，創(chuàng)新項(xiàng)目的成功也更能體現(xiàn)管理者的個(gè)人能力。而過度自信的管理層往往熱衷于冒險(xiǎn)，認(rèn)為自己可以勝任更有難度的項(xiàng)目，因而過度自信的管理層相比于理性管理層對于企業(yè)創(chuàng)新項(xiàng)目會(huì)有更為強(qiáng)烈的偏好，期望通過創(chuàng)新項(xiàng)目的成功來證明自己的能力。一些學(xué)者認(rèn)為創(chuàng)新項(xiàng)目的成果具有滯后性，且產(chǎn)生收益的周期較長，過度自信的心理偏差在這樣的項(xiàng)目實(shí)施過程中往往表現(xiàn)的更加明顯。因此，本文認(rèn)為過度自信的管理者能夠接受更大的風(fēng)險(xiǎn)，更多的投資于創(chuàng)新項(xiàng)目。

此外，在控制研發(fā)投入（R&D）之后，過度自信管理層是否依然能夠促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新還不清楚。研究表明過度自信管理層可以通過接受高收益但有風(fēng)險(xiǎn)的項(xiàng)目來實(shí)現(xiàn)更高的平均創(chuàng)新生產(chǎn)力。積極追求創(chuàng)新的管理層很可能會(huì)接受高預(yù)期收益的創(chuàng)新項(xiàng)目，而理性的管理層更偏愛于一些可靠的低風(fēng)險(xiǎn)項(xiàng)目。當(dāng)研發(fā)投入一定的情況下，過度自信管理層會(huì)有更大幾率投資于創(chuàng)新項(xiàng)目，而理性的投資者則傾向于可靠的低風(fēng)險(xiǎn)項(xiàng)目。因此，本文認(rèn)為在控制研發(fā)投入（R&D）之后，過度自信管理層依然能夠促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新。

基于上述分析，本文認(rèn)為在給定研發(fā)投入下，過度自信管理層能夠更好地對資源進(jìn)行配置，從各方面提高企業(yè)研發(fā)投入的轉(zhuǎn)化效率，給企業(yè)帶來更多的創(chuàng)新產(chǎn)出?；诖?，本文提出假設(shè)1。

H1：管理層過度自信與企業(yè)創(chuàng)新顯著正相關(guān)。

（二）企業(yè)產(chǎn)權(quán)與資本性質(zhì)的調(diào)節(jié)作用

管理層作為公司戰(zhàn)略的制定者，其過度自信的心理偏差必然會(huì)影響公司決策。企業(yè)創(chuàng)新作為公司日常經(jīng)營管理活動(dòng)中重要的投資決策之一，在一定程度上也會(huì)受到管理層過度自信的影響。企業(yè)創(chuàng)新投入的增加會(huì)促進(jìn)創(chuàng)新產(chǎn)出的提升，研究表明這種促進(jìn)作用在不同程度上與公司規(guī)模和所有權(quán)類型等因素有關(guān)。此外，不同產(chǎn)權(quán)和資本性質(zhì)的企業(yè)，由于管理層所處的企業(yè)環(huán)境不同，企業(yè)的戰(zhàn)略目標(biāo)存在差異，因而其對創(chuàng)新活動(dòng)的重視程度不同，最終導(dǎo)致不同產(chǎn)權(quán)和資本性質(zhì)的企業(yè)創(chuàng)新成果出現(xiàn)差異。因此，產(chǎn)權(quán)和資本性質(zhì)差異是影響企業(yè)管理層創(chuàng)新決策的重要因素，這種影響為過度自信管理層塑造了不同的創(chuàng)新決策情境。

1.企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)：“創(chuàng)新型企業(yè)”理論

在新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)企業(yè)理論中，目前有一套完整的研究表明，國有企業(yè)的效率低于非國有企業(yè)。這些研究都是基于委托代理理論，認(rèn)為國家并非是合格的企業(yè)所有者，國有企業(yè)普遍存在嚴(yán)重的效率低下問題。這種效率低下通常被認(rèn)為是由以下兩方面原因造成的：一是因?yàn)閲衅髽I(yè)缺乏監(jiān)督和激勵(lì)機(jī)制，代理成本高，從而導(dǎo)致效率低下;二是國有企業(yè)存在“預(yù)算軟約束”問題，容易導(dǎo)致企業(yè)過度投資，降低企業(yè)投資效率。但學(xué)術(shù)界對上述觀點(diǎn)的反駁也一直存在，張宇等（2012）通過研究表明，委托代理問題不僅在國有企業(yè)存在，非國有企業(yè)也同樣存在，這種問題并不簡單的是由所有制造成的。而 “預(yù)算軟約束”也不僅僅只產(chǎn)生消極的影響，申克龍就認(rèn)為對于發(fā)展中國家而言，經(jīng)濟(jì)越落后，特殊制度對市場的替代作用就越大。在市場制度不完善的國家，大型的創(chuàng)新投資需要“耐心資本”，國有企業(yè)的“預(yù)算軟約束”能夠保證為重大創(chuàng)新項(xiàng)目提供充足的資金，非國有企業(yè)由于追求“股東利益最大化”而傾向于短期收益，因此資金支持力度沒有國有企業(yè)那么強(qiáng)。

“創(chuàng)新型企業(yè)理論”認(rèn)為促成市場經(jīng)濟(jì)繁榮的原因不是市場交換，而是通過特定組織形式整合資源并創(chuàng)造價(jià)值的能力。與非國有企業(yè)不同，國有企業(yè)在戰(zhàn)略控制上具有明顯優(yōu)勢。雖然國有和非國有企業(yè)都有意愿進(jìn)行創(chuàng)新活動(dòng)，但對于通用性技術(shù)創(chuàng)新和高端價(jià)值鏈創(chuàng)新，這兩種類型創(chuàng)新活動(dòng)外部性要求高且通常需要不同學(xué)科知識(shí)的融合，非國有企業(yè)往往難以提供所需資源，從而導(dǎo)致創(chuàng)新激勵(lì)的缺失。相比于非國有企業(yè)，國有企業(yè)的管理層更容易把資源投入到上述兩類創(chuàng)新中，主要原因如下：一是國有企業(yè)并不是純粹的追求利潤最大化的企業(yè)組織，這讓國有企業(yè)擁有非逐利優(yōu)勢，能夠投入更多的耐心成本;二是國有企業(yè)穩(wěn)定的管理層結(jié)構(gòu)能夠有效的提升企業(yè)組織整合能力，非國有企業(yè)管理層因?yàn)榇嬖陔S時(shí)被解雇的風(fēng)險(xiǎn)，很有可能選擇以自身利益為最優(yōu)的投資項(xiàng)目;三是國有企業(yè)財(cái)務(wù)承諾優(yōu)勢，創(chuàng)新特別是技術(shù)創(chuàng)新具有高風(fēng)險(xiǎn)性，需要大量的創(chuàng)新投入，這些投入是一般企業(yè)無法承受的。相比于非國有企業(yè)，國有企業(yè)因?yàn)楦菀讖膰业玫郊夹g(shù)創(chuàng)新研究的資金支持，可以更好的應(yīng)對創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)所帶來的潛在損失，更有能力開展長期創(chuàng)新活動(dòng)。因此，在國有企業(yè)和非國有企業(yè)中，由于創(chuàng)新能力的顯著差異，管理層過度自信對企業(yè)創(chuàng)新的影響也會(huì)存在差異。基于此，本文提出假設(shè)2。

H2：其它條件不變時(shí)，在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下，管理層過度自信對企業(yè)創(chuàng)新影響不同，國有企業(yè)管理層過度自信對企業(yè)創(chuàng)新的影響較非國有企業(yè)更強(qiáng)。

2.外資企業(yè)：Aghion假說

多年來，我國積極采取“以市場換技術(shù)”的方式引入外資企業(yè)，大量的外資企業(yè)紛紛在國內(nèi)建立分支機(jī)構(gòu)。早期的研究發(fā)現(xiàn)，相對于內(nèi)資企業(yè)，外資企業(yè)在規(guī)模、經(jīng)營能力和技術(shù)創(chuàng)新等方面具有明顯的優(yōu)勢。內(nèi)資企業(yè)為了在激烈的市場競爭中生存下去，必須提升企業(yè)自身的行業(yè)競爭力，因此極有可能加大對企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的投入。Aghion（2005）的研究也指出外資的進(jìn)入和市場競爭的加劇，使得內(nèi)資企業(yè)有更大的創(chuàng)新動(dòng)機(jī)和能力，而外資企業(yè)由于技術(shù)水平和經(jīng)濟(jì)實(shí)力都具有明顯的優(yōu)勢等原因?qū)е聞?chuàng)新動(dòng)力不足。因此本文認(rèn)為，管理層過度自信對企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)作用在內(nèi)外資企業(yè)中的表現(xiàn)具有一定的差異性，內(nèi)資企業(yè)中過度自信管理層更可能投資于企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)?；诖?，本文提出假設(shè)3。

H3：與外資企業(yè)相比，內(nèi)資企業(yè)管理層過度自信對企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)作用更加顯著。

三、樣本選擇與模型設(shè)定

（一）樣本選擇

本文使用的是來自國泰安金融經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫中2012—2016年上市公司作為研究樣本。在樣本的選取過程中，本文剔除了2012—2016年數(shù)據(jù)缺失樣本、創(chuàng)新投入大于1的觀測值、凈資本小于0的值。最終確定各年的樣本為546家上市公司，共2730個(gè)樣本數(shù)據(jù)。

（二）變量選取

1.企業(yè)創(chuàng)新

國內(nèi)許多關(guān)于企業(yè)創(chuàng)新的研究主要是通過創(chuàng)新活動(dòng)投資水平來度量企業(yè)創(chuàng)新，較少使用企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出來衡量企業(yè)創(chuàng)新。為此，本文綜合以往的研究分別以創(chuàng)新活動(dòng)投資水平和企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出來衡量企業(yè)創(chuàng)新。創(chuàng)新投入層面，本文借鑒學(xué)術(shù)界一般做法采用上市公司R&D投入與營業(yè)收入的比值來衡量上市公司創(chuàng)新投資水平?？紤]到R&D投入占營業(yè)收入的比值在0-1之間，可能存在非正太分布問題，本文對企業(yè)R&D投入與營業(yè)收入的比值進(jìn)行取自然對數(shù)處理得到測度企業(yè)創(chuàng)新投入的指標(biāo)LnRD。創(chuàng)新產(chǎn)出層面，Hirshleifer（2012）與姚立杰和周穎（2018）認(rèn)為企業(yè)專利活動(dòng)能夠有效反映企業(yè)創(chuàng)新成果。因此本文用專利授權(quán)數(shù)量來測度企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出，而專利授權(quán)具有一定的滯后性，當(dāng)年申請的專利并不一定是在當(dāng)年獲得授權(quán)，因此本文借鑒已有研究以企業(yè)當(dāng)年及未來三年活動(dòng)的專利授權(quán)數(shù)量來衡量企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出。由于專利授權(quán)數(shù)量可能為0，根據(jù)現(xiàn)有研究的處理方法，本文對專利授權(quán)數(shù)量加1后再取自然對數(shù)，得到測度企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的指標(biāo)LnPatent。

2.管理層過度自信

過度自信（Ocon）是一種普遍存在的心理現(xiàn)象，其理論是二十世紀(jì)末提出的一種行為金融學(xué)理論。在行為金融學(xué)中，過度自信被定義為投資者認(rèn)為自己得到的市場信息更加準(zhǔn)確可靠，高估了這類信息的準(zhǔn)確度，因而錯(cuò)誤的認(rèn)為自己掌握的信息高于市場平均準(zhǔn)確度。雖然管理層過度自信的相關(guān)研究受到越來越多人的重視，但如何準(zhǔn)確的衡量該變量仍然是一個(gè)非常復(fù)雜的問題。目前國內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)對于管理層過度自信（Ocon）替代變量的選取主要有下面幾種：（1）管理層持股變化情況。（2）管理層薪酬集中度，上市公司管理層薪酬按照公司章程一般由董事會(huì)、公司自身?xiàng)l件和管理者本人的才能決定，而管理者本人議價(jià)能力在某種程度上也反映了其是否過度自信;研究表明，管理者相對于企業(yè)內(nèi)部的其它人員而言，薪酬越高越容易過度自信。（3）企業(yè)投資表現(xiàn)，管理層過度自信會(huì)影響企業(yè)投資決策，企業(yè)投資水平可以反映管理層過度自信程度，企業(yè)過度自信的管理層并購頻率會(huì)顯著上升。因此，本文綜合考慮樣本數(shù)據(jù)的可獲得性和科學(xué)性分別從管理層薪酬和企業(yè)投資表現(xiàn)角度衡量管理層過度自信。參考Ahmed等的做法，基于上市公司投資決策建立模型（1）來衡量管理層過度自信（Ocon1）：

其中，被解釋變量為總資產(chǎn)增長率，解釋變量為營業(yè)收入增長率，用模型（1）估計(jì)所得的公司總資產(chǎn)增長率與實(shí)際總資產(chǎn)增長率的殘差減去樣本企業(yè)所在行業(yè)當(dāng)年殘差的平均數(shù)，大于0表示該企業(yè)管理層過度自信，賦值為1;否則賦值為0。

其中，Salaryi，t表示的是i公司第t年的薪酬集中度;Salaryiave表示的是樣本公司當(dāng)年所處行業(yè)的中位數(shù)。當(dāng)大于0時(shí)表示該企業(yè)管理層過度自信（Ocon2），賦值為1，否則賦值為0。

3.控制變量

本文在選取各控制變量時(shí)，參考以往相關(guān)研究對可能影響企業(yè)創(chuàng)新的其他變量進(jìn)行了控制。主要包括：公司規(guī)模（LNSize）、資本結(jié)構(gòu)（Leve）、盈利能力（ROA）、營運(yùn)能力（LAZ）、固定資產(chǎn)密集度（PPE）、凈利潤增長率（PGR）、創(chuàng)新投入占營業(yè)收入比例（ RDS）。各變量定義與計(jì)量方法如表1所示。同時(shí)，按照CMSAR提供的《中國上市公司股東研究數(shù)據(jù)庫使用說明》，將樣本分國有與非國有企業(yè)、內(nèi)資與外資企業(yè)分別進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

（三）模型設(shè)定

本文的模型設(shè)定包括兩部分：一是管理層過度自信變量對創(chuàng)新活動(dòng)投資水平回歸;二是管理層過度自信變量對創(chuàng)新產(chǎn)出的回歸。由于企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出具有一定的滯后性，因此本文使用滯后一期的專利數(shù)據(jù)來衡量企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出。此外，本文加入行業(yè)固定效應(yīng)和年度固定效應(yīng)，以控制行業(yè)和年度的影響。

四、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

樣本公司的創(chuàng)新活動(dòng)投資水平存在顯著差異，研發(fā)投入占營業(yè)收入比例的均值為0.043，標(biāo)準(zhǔn)差為0.051，而最大值為0.526，最小值為0.001，說明樣本內(nèi)各公司對研發(fā)投入的重視程度不同，呈現(xiàn)出兩極分化的趨勢。對于企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的衡量指標(biāo)，專利授權(quán)數(shù)量的平均值為3.452，最大值為8.349，最小值為0，說明企業(yè)間創(chuàng)新產(chǎn)出的差距較大。此外，由于衡量管理層過度自信的方法存在差異，因此管理層過度自信變量指標(biāo)Ocon1和Ocon2之間的平均值略有不同，其平均值分別為0.305和0.506，說明在不同衡量標(biāo)準(zhǔn)下，企業(yè)管理層是否過度自信存在細(xì)微的差異。按照產(chǎn)權(quán)差異區(qū)分研究樣本，樣本內(nèi)包括1210個(gè)國有上市公司樣本和1520個(gè)非國有上市公司樣本;而按照資本異質(zhì)性區(qū)分，樣本內(nèi)則包括1700個(gè)內(nèi)資上市公司樣本和100個(gè)外資上市公司樣本（見表2）。

（二）回歸分析

1.管理層過度自信與企業(yè)創(chuàng)新

表3報(bào)告的是管理層過度自信與企業(yè)創(chuàng)新關(guān)系的檢驗(yàn)結(jié)果。檢驗(yàn)結(jié)果（1）、檢驗(yàn)結(jié)果（2）報(bào)告了管理層過度自信（Ocon1、Ocon2）與企業(yè)創(chuàng)新投入之間關(guān)系的回歸結(jié)果，Ocon1的回歸系數(shù)為0.191，Ocon2的回歸系數(shù)0.222，二者均在1%的顯著性水平下與企業(yè)創(chuàng)新投入正相關(guān)。這說明無論是從企業(yè)投資的角度（Ocon1）或是管理層薪酬角度（Ocon2）衡量管理層過度自信，它都與企業(yè)創(chuàng)新投入正相關(guān)。檢驗(yàn)結(jié)果（3）與檢驗(yàn)結(jié)果（4）表示的是在控制企業(yè)創(chuàng)新投入的前提下，通過回歸檢驗(yàn)管理層過度自信與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的關(guān)系，可以看到Ocon1和Ocon2的回歸系數(shù)分別是0.198和0.221，二者與LnPatent均在1%的水平下顯著正相關(guān)。表明在給定創(chuàng)新投入情況下，管理層過度自信對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出具有積極的促進(jìn)作用。通過對上述回歸結(jié)果的分析，表明在基于不同的管理層過度自信的測量指標(biāo)下，管理層過度自信對企業(yè)創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出均具有積極的正向影響。因此，管理層過度自信能夠促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新水平的提高，假設(shè)H1得到了驗(yàn)證。

2.產(chǎn)權(quán)與資本異質(zhì)性

在上述回歸的基礎(chǔ)上，本文進(jìn)一步將研究樣本分為國有和非國有企業(yè)，通過分類回歸來檢驗(yàn)假設(shè)H2。在表4中，檢驗(yàn)結(jié)果（1）、（2）表示的是國有企業(yè)管理層過度自信與企業(yè)創(chuàng)新投入之間的關(guān)系，檢驗(yàn)結(jié)果（5）、（6）表示的是國有企業(yè)管理層過度自信與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出之間的關(guān)系，檢驗(yàn)結(jié)果（3）、（4）報(bào)告的是非國有企業(yè)管理層過度自信對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響，檢驗(yàn)結(jié)果（7）、（8）報(bào)告的是非國有企業(yè)管理層過度自信對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響。從檢驗(yàn)結(jié)果（1）、（2）、（3）和（4）可以發(fā)現(xiàn)，當(dāng)從企業(yè)投資的角度（Ocon1）衡量管理層過度自信時(shí)，國有企業(yè)和非國有企業(yè)的回歸系數(shù)分別時(shí)0.228和0.101。其中，國有企業(yè)管理層過度自信在1%的水平下與企業(yè)創(chuàng)新投入顯著正相關(guān)，非國有企業(yè)則在5%的水平下與企業(yè)創(chuàng)新投入顯著相關(guān);當(dāng)從管理層薪酬角度（Ocon2）衡量管理層過度自信時(shí)，國有企業(yè)與非國有企業(yè)的回歸系數(shù)分別為0.240和0.142，且都在1%的水平下與企業(yè)創(chuàng)新投入顯著正相關(guān)。綜合Ocon1和Ocon2的回歸結(jié)果，本文認(rèn)為相對于非國有企業(yè)，國有企業(yè)過度自信的管理層更傾向于投資創(chuàng)新項(xiàng)目。

其次，檢驗(yàn)結(jié)果（5）、（6）、（7）和（8）則分別表示的是在不同的過度自信測量指標(biāo)下，國有和非國有企業(yè)管理層過度自信與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出之間的關(guān)系。其中，檢驗(yàn)結(jié)果（5）和（7）表示的是基于企業(yè)投資角度的國有企業(yè)與非國有企業(yè)管理層過度自信（Ocon1）與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出之間的關(guān)系，在控制創(chuàng)新投入的情形下，國有企業(yè)的管理層過度自信（Ocon1）的系數(shù)為0.293，且在1%的水平下與創(chuàng)新產(chǎn)出顯著正相關(guān)，而非國有企業(yè)的系數(shù)為0.077，雖然與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出正向關(guān)，但不顯著。這表明相比于非國有企業(yè)，國有企業(yè)管理層過度自信能顯著的提高企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出。檢驗(yàn)結(jié)果（7）和（8）表示的是基于管理層薪酬角度的國有企業(yè)與非國有企業(yè)管理層過度自信與企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系，當(dāng)使用Ocon2度量管理層過度自信時(shí)，國有企業(yè)與非國有企業(yè)管理層過度自信的回歸系數(shù)分別是0.202和0.145，國有企業(yè)在5%的水平下與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出顯著相關(guān)，非國有企業(yè)則在10%的水平下與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出顯著相關(guān)，這說明國有企業(yè)管理層過度自信對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的促進(jìn)作用更明顯。因此本文認(rèn)為，基于過度自信不同的測量方式，國有企業(yè)管理層過度自信對創(chuàng)新產(chǎn)出的促進(jìn)作用都要優(yōu)于非國有企業(yè)。

基于上述分析結(jié)果，假設(shè)2也同樣成立。即無論是在企業(yè)創(chuàng)新投入層面還是創(chuàng)新產(chǎn)出層面，國有企業(yè)對二者關(guān)系的影響比非國有企業(yè)更為顯著。因此，在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下，管理層過度自信對企業(yè)創(chuàng)新的影響不同，國有企業(yè)管理層過度自信對企業(yè)創(chuàng)新的影響較非國有企業(yè)更強(qiáng)。

除上述回歸外，本文還進(jìn)一步將樣本按照《中國上市公司股東研究數(shù)據(jù)庫使用說明》分為內(nèi)資和外資企業(yè)，通過模型（3）和模型（4）驗(yàn)證假設(shè)H3。表5報(bào)告的是內(nèi)外資企業(yè)管理層過度自行與企業(yè)創(chuàng)新關(guān)系的OLS回歸結(jié)果。

在表5中，檢驗(yàn)結(jié)果（1）、（3）、（5）和（7）表示的是基于企業(yè)投資角度衡量管理層過度自信（Ocon1）的回歸結(jié)果。其中，檢驗(yàn)結(jié)果（1）和（3）報(bào)告的是內(nèi)資與外資企業(yè)管理層過度自信與企業(yè)創(chuàng)新投入的關(guān)系，內(nèi)資企業(yè)管理層過度自信對創(chuàng)新投入的回歸系數(shù)為0.150，在1%的水平下與創(chuàng)新投入顯著正相關(guān)，這說明內(nèi)資企業(yè)管理層過度自信會(huì)促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投入的增加。外資企業(yè)管理層過度自信對創(chuàng)新投入的回歸系數(shù)為-0.362，且在10%的水平下與創(chuàng)新投入顯著負(fù)相關(guān)，說明外資企業(yè)管理過度自信會(huì)抑制企業(yè)創(chuàng)新投入的增長。檢驗(yàn)結(jié)果（5）和（7）表示的是在控制企業(yè)創(chuàng)新投入的情況下，管理層過度自信與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的關(guān)系，內(nèi)資企業(yè)管理層過度自信的回歸系數(shù)為0.188，且在5%的水平下與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出顯著正相關(guān)，表明內(nèi)資企業(yè)管理層過度自信對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出有正向的促進(jìn)作用;而外資企業(yè)管理過度自信的回系數(shù)為負(fù)，且不顯著，說明在外資企業(yè)管理層過度自信對創(chuàng)新產(chǎn)出無顯著影響。綜上所述，當(dāng)從投資角度衡量管理層過度自信（Ocon1）時(shí)，內(nèi)資企業(yè)管理層過度自信對企業(yè)創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出都具有正向的促進(jìn)作用，而外資企業(yè)管理層過度自信抑制了企業(yè)創(chuàng)新投入且與創(chuàng)新產(chǎn)出無顯著關(guān)系。因此，本文認(rèn)為相對與外資企業(yè)，內(nèi)資企業(yè)管理層過度自信對企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)作用更為顯著，這一結(jié)果驗(yàn)證了本文的假設(shè)H3。

檢驗(yàn)結(jié)果（2）、（4）、（6）和（8）是基于管理層薪酬角度衡量過度自信與企業(yè)創(chuàng)新的回歸結(jié)果。其中，（2）和（4）表示的是內(nèi)外資企業(yè)管理層過度自信與企業(yè)創(chuàng)新投入的關(guān)系，內(nèi)資企業(yè)管理層過度自信的系數(shù)在1%的水平下顯著為正，說明內(nèi)資企業(yè)管理層過度自信對企業(yè)創(chuàng)新投入有正向的促進(jìn)作用，而外資企業(yè)回歸系數(shù)為負(fù)且不顯著，說明外資企業(yè)過度自信對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出沒有顯著影響。結(jié)果（6）和（8）表示的是在控制創(chuàng)新投入下，管理層過度自信與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的關(guān)系，管理層過度自信在內(nèi)資企業(yè)樣本中系數(shù)為正且在1%的水平下顯著，外資企業(yè)組中系數(shù)為負(fù)且在5%的水平下顯著;表明內(nèi)資企業(yè)管理層過度自信與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出顯著正相關(guān)，外資企業(yè)管理層過度自信與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出顯著負(fù)相關(guān)。其結(jié)果與使用Ocon1作為衡量管理層過度自信指標(biāo)的回歸結(jié)果基本一致。因此，本文認(rèn)為，在基于不同管理層過度自信測量方法下，假設(shè)H3同樣成立。即相對于外資企業(yè)，在內(nèi)資企業(yè)中，管理層過度自信對企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)作用更加的顯著。