劉 柏 盧家銳 琚 濤

(吉林大學商學院)

1 研究背景

已有研究表明，研發(fā)投資是企業(yè)提高核心競爭能力及長期績效的有效途徑[1]。自從創(chuàng)新理論被提出以來，不斷有學者從企業(yè)規(guī)模等內(nèi)部因素，以及市場化程度等外部因素探索企業(yè)研發(fā)投資的驅(qū)動因素[2,3]。隨著行為公司金融理論的深入發(fā)展，學者們逐漸放棄經(jīng)濟理性人的前提假設(shè)，開始探索企業(yè)決策如何受到管理者非理性行為的影響。其中，過度自信作為眾多心理特征中最穩(wěn)定的一種，逐漸進入學者們的視線。與非過度自信的管理者相比，HIRSHLEIFER等[4]、易靖韜等[5]發(fā)現(xiàn)，過度自信的管理者傾向于高估收益和低估風險，更傾向于實施風險極高的研發(fā)活動，從而能有效提高公司價值。GOEL等[6]、CHEN等[7]卻發(fā)現(xiàn)，過度自信管理者過多的研發(fā)投入實際上是過度投資的表現(xiàn)，會損害公司未來績效。以上結(jié)論產(chǎn)生矛盾的原因，可能是現(xiàn)有文獻主要基于過度自信同質(zhì)性的前提假設(shè)，忽略了管理者過度自信異質(zhì)性對企業(yè)研發(fā)投資及其績效的差異性影響。由此，管理者過度自信和企業(yè)研發(fā)投資及其績效的關(guān)系究竟如何，需要進一步從過度自信異質(zhì)性進行解釋，以補充現(xiàn)有過度自信同質(zhì)性研究的缺口。

在西方文獻中，控制幻覺和過度樂觀被認為是過度自信的重要特征之一[8,9]。隨著行為金融學的發(fā)展，學者們發(fā)現(xiàn)，不同類型的過度自信對財務決策的影響也有明顯不同[10]。此外，過度自信是否“過度”也成為了具有爭議的話題，即管理者過度自信對公司而言究竟是有利還是有弊。隨后，有學者提出了過度自信程度論[11～13]，認為過度自信對企業(yè)決策的影響是否有益因程度而異，只有弱過度自信才能實現(xiàn)公司價值最大化。但這一發(fā)現(xiàn)在實證研究上仍比較匱乏?；诂F(xiàn)有成果，本研究以中國上市公司為樣本，探索管理者過度自信類別異質(zhì)性、程度異質(zhì)性對企業(yè)研發(fā)投資的影響，以及不同程度的管理者過度自信在通過研發(fā)投資，進而影響下一期的企業(yè)績效上是否存在差異。

2 理論分析與研究假設(shè)

2.1 管理者過度自信類型與企業(yè)研發(fā)投資

高階理論認為，高層管理者的性格、價值觀、認知模式等特質(zhì)影響管理層的戰(zhàn)略決策，進而影響管理者的戰(zhàn)略選擇和企業(yè)未來績效。隨著行為金融學的興起，過度自信被認為是管理者重要且穩(wěn)定的心理特征之一。在此研究框架下，大量國內(nèi)外文獻發(fā)現(xiàn)，管理者過度自信是影響財務決策的重要因素。例如，MALMENDIER等[14]認為，管理者過度自信造成了過度投資和低質(zhì)量并購的發(fā)生，從而損害了企業(yè)價值。姜付秀等[15]發(fā)現(xiàn)，過度自信的管理者會更傾向于實施擴張戰(zhàn)略，并加大企業(yè)陷入財務困境的可能性。相對于一般性投資而言，研發(fā)投資作為一種高風險的特殊投資行為，不確定和不及時性導致其很大可能以失敗告終，或者在較長時間以后才能獲取收益。易靖韜等[5]發(fā)現(xiàn)，管理者的過度自信特質(zhì)激發(fā)其熱衷于風險，導致其低估風險、高估未來收益，并相信自身能夠勝任有挑戰(zhàn)性的活動，期盼通過創(chuàng)新活動的高回報證明自己的能力，表現(xiàn)為促進企業(yè)的研發(fā)投資。由此，管理者過度自信特質(zhì)是促進研發(fā)投資的重要因素。

上述文獻均在過度自信同質(zhì)性的框架下討論其對財務決策的影響，那么，同樣是過度自信，不同類別的過度自信對研發(fā)投資的影響是否會存在差異？HERZ等[10]通過實驗的方法發(fā)現(xiàn)，不同類型的過度自信對企業(yè)研發(fā)投資具有差異性的影響。本研究主要選取過度自信其中兩個比較重要的類型：①控制幻覺。例如，人們總是傾向于相信自身對不確定事件具有很強的控制力，而未能充分考慮到未來事件是隨機且不可控的。②過度樂觀。例如，人們對未來不確定性收益抱有不切實際的樂觀心態(tài)，認為會按照其期望的方向發(fā)展[8,9]。這兩種類型的過度自信，在中國傳統(tǒng)文化和企業(yè)發(fā)展史情境下較西方會體現(xiàn)得更加明顯：一方面，由于中國公司治理制度的不健全，受到傳統(tǒng)儒家文化“君君臣臣”、突出領(lǐng)導者權(quán)威性思想的影響，企業(yè)高層管理者極易滋生控制幻覺心理，對自身能力產(chǎn)生認知偏差；另一方面，在改革開放經(jīng)濟高速發(fā)展和政府相繼推出刺激經(jīng)濟政策的背景下，經(jīng)濟矛盾和企業(yè)問題大多被忽視，企業(yè)管理者容易萌生過度樂觀心理，對外部經(jīng)營環(huán)境產(chǎn)生認知偏差。由于控制幻覺型和過度樂觀型是基于內(nèi)、外兩方面刻畫管理者過度自信特征的兩個典型分類，尤其在中國特殊的制度文化背景下表現(xiàn)得更加突出，因而在過度自信類別異質(zhì)性方面，本研究僅探討這兩種類別對企業(yè)研發(fā)投資的差異性影響。

過度樂觀型過度自信的管理者，通常會高估未來研發(fā)活動的收益，主要體現(xiàn)于對外在環(huán)境的過分樂觀，相信最終結(jié)果將優(yōu)于預期，表現(xiàn)出高估收益的均值特征；控制幻覺型過度自信的管理者，往往會低估未來研發(fā)活動的風險，其傾向于相信自己對未來不確定的研發(fā)活動有極強的控制力，主要是對自己內(nèi)在能力的錯誤判斷，從而低估收益的波動幅度，表現(xiàn)出低估風險的方差特征[16]。相比于非過度自信的管理者，面對收益周期長、失敗概率高的研發(fā)活動，不管是控制幻覺型還是過度樂觀型的管理者，他們往往低估研發(fā)項目失敗風險，或者高估研發(fā)項目未來收益，這些特征都會促使他們偏好投入更多資金到研發(fā)項目，以獲得更高的成就感和報酬。這一觀點得到了現(xiàn)有過度自信與研發(fā)投資方面研究的普遍認同[5]。此外，與過度樂觀型相比，控制幻覺型過度自信對企業(yè)研發(fā)投資的促進作用更強，原因主要有以下幾點：①從來源上看，控制幻覺比過度樂觀型過度自信更為穩(wěn)定，自信程度更高。控制幻覺來源于對自身能力的高估，其自信的根基更為穩(wěn)定，在充滿不確定性和周期漫長的研發(fā)過程中，更堅信自己能取得成功；而過度樂觀來源于對外部環(huán)境的認知偏差，一旦宏觀經(jīng)濟或企業(yè)研發(fā)環(huán)境發(fā)生變化，其自信程度會受到影響。②從結(jié)果上看，控制幻覺比過度樂觀型過度自信產(chǎn)生的行為偏差更大。心理學研究表明，人們對于損失的厭惡程度往往大于收益的喜愛程度，損益效用曲線在圖形上表現(xiàn)為非對稱曲線，即損失對于決策的影響要比收益大得多?？刂苹糜X型通常體現(xiàn)為低估風險的特征，過度樂觀型則體現(xiàn)為高估收益的特征，由于管理者低估一單位損失帶來的效用比高估一單位收益效用更高，因而在同等單位下，低估相同單位的風險導致的行為偏差比高估收益理應更大，控制幻覺型過度自信促進研發(fā)投資的效果應該更強。基于此，提出如下假設(shè)：

假設(shè)1控制幻覺型和過度樂觀型過度自信均能促進企業(yè)研發(fā)投資；與過度樂觀型過度自信相比，管理者控制幻覺型過度自信更能促進企業(yè)研發(fā)投資。

2.2 管理者過度自信程度與企業(yè)研發(fā)投資

控制幻覺和過度樂觀屬于過度自信橫向的兩個類型，體現(xiàn)的是過度自信的類別異質(zhì)性。那么縱向來看，過度自信程度異質(zhì)性是否也會對研發(fā)投資造成不同的影響？在管理者不同程度過度自信與企業(yè)財務決策的關(guān)系方面，現(xiàn)有研究仍需進一步豐富。BOULTON等[17]基于企業(yè)投資水平這一單一類型劃分管理者過度自信程度的差異，即當投資水平處于行業(yè)80分位以上的為強過度自信，處于20分位以下的為弱過度自信，其余稱之為適度過度自信，并發(fā)現(xiàn)強過度自信的管理者試圖使用更高的IPO溢價向市場傳遞正面信號，以便在再融資時募集更多的資金。PIKULINA等[11]基于心理學實驗的方法，發(fā)現(xiàn)過度自信程度的不同對公司投資效果會產(chǎn)生不同的影響，適度的過度自信能達到最佳投資效果，而強過度自信會造成過度投資。以往文獻發(fā)現(xiàn)，理性管理者往往表現(xiàn)為風險厭惡，而過度自信管理者富有冒險精神和風險承擔能力，樂于接受有挑戰(zhàn)的項目，尤其是研發(fā)活動這種高風險、周期長的財務決策[5]。據(jù)此，與非過度自信的管理者相比，過度自信的管理者更可能實施有風險、有挑戰(zhàn)性的研發(fā)活動。同理，相比于弱過度自信的管理者，強過度自信的管理者會更加高估收益并且低估風險，表現(xiàn)為更多的促進企業(yè)的研發(fā)投資。

基于此，本研究探討過度自信程度異質(zhì)性對企業(yè)研發(fā)投資的差異性影響。不同于BOULTON等[17]的研究，本研究通過雙類型衡量管理者過度自信的程度，以期克服單一類型衡量的局限性。具體而言，控制幻覺型來源于對自身能力的高估，過度樂觀型來源于對外部環(huán)境的認知偏差，兩者分別從內(nèi)、外兩方面刻畫管理者過度自信。而滿足兩個類型的過度自信的來源更為廣泛，且在行為表現(xiàn)上同時滿足低估風險和高估收益兩種特征，造成的行為偏差更大，自信程度更高。由此，本研究進一步在過度自信樣本中，將管理者同時滿足兩個類型的過度自信定義為強過度自信，將只滿足單一類型的過度自信稱之為弱過度自信，該方法可能比在全樣本中采用單一類型衡量方法刻畫過度自信程度更為嚴格。將過度自信分為控制幻覺型和過度樂觀型2個類型：過度自信均不存在的為理性管理者(第III象限)，只滿足單一類型的為弱過度自信(第II和第IV象限)，兩個類型均滿足的稱之為強過度自信(第I象限)(見圖1)。由于強過度自信同時存在控制幻覺和過度樂觀兩種類型的心理偏差，自信程度更高，比只存在二者之一的弱過度自信在高估收益和低估風險特征方面體現(xiàn)更加明顯，從而進行更多的研發(fā)投資?；诖?，提出如下假設(shè)：

假設(shè)2與弱過度自信相比，管理者強過度自信會進一步提高企業(yè)研發(fā)投資。

圖1 管理者過度自信異質(zhì)性分析

2.3 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的調(diào)節(jié)作用

產(chǎn)權(quán)性質(zhì)是中國上市公司最具特色的制度情境之一，其外生性決定了公司治理的差異，在影響過度自信的管理者融資、并購等財務決策中發(fā)揮著重要的調(diào)節(jié)作用[18,19]。由此，強弱程度不同的過度自信在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)中，其表達效果可能存在一定的差異。與非國有企業(yè)相比，國有企業(yè)管理者在決策上會受到更多政府的干預[20]，并且在投資、并購、研發(fā)等重大決策上需要經(jīng)過上級層層審批，在一定程度上抑制了管理者決策的自由度。相比于弱過度自信，管理者強過度自信因為政府干預的存在，其促進企業(yè)研發(fā)的作用受到抑制，表現(xiàn)為在國有企業(yè)中過度自信程度異質(zhì)性對公司研發(fā)投入決策不存在差異化影響。此外，由于國有企業(yè)薪酬和任免制度受到管制，管理者較高風險的承擔往往無法獲得對等的收益，可能還會因為研發(fā)失敗影響仕途，因而在一定程度上削弱了強過度自信管理者對于研發(fā)投資的積極性。在非國有企業(yè)中，由于審批流程比較簡單，管理者激勵不受政府管制，而是完全由市場化原則確定，高風險與高收益對等。相比于弱過度自信，管理者強過度自信更能促進企業(yè)研發(fā)的效應只存在于非國有企業(yè)中?；诖?，提出如下假設(shè)：

假設(shè)3相對于非國有企業(yè)，企業(yè)的國有產(chǎn)權(quán)性質(zhì)會抑制過度自信程度異質(zhì)性對研發(fā)投資的正向影響。

本研究的邏輯框架見圖2(1)圖2中假設(shè)1“OC類型比較”，指的是將控制幻覺型過度自信和過度樂觀型過度自信進行比較，即設(shè)立一個過度自信類別異質(zhì)性虛擬變量，過度樂觀型為0，控制幻覺型為1；假設(shè)2“OD強弱比較”，指的是將強過度自信和弱過度自信進行比較，即設(shè)立一個過度自信程度異質(zhì)性虛擬變量，弱過度自信為0，強過度自信為1。。

圖2 邏輯框架

3 樣本選取與研究設(shè)計

3.1 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

選擇在滬深上市的A股公司為樣本進行研究，主檢驗區(qū)間為2011～2017年，而進一步檢驗需要推后一期，所以樣本區(qū)間為2012～2018年，數(shù)據(jù)主要取自國泰安數(shù)據(jù)庫。參考已有研究的做法[5]，本研究剔除了以下公司：①ST和*ST類上市公司；②金融類、保險類、房地產(chǎn)類上市公司；③變量數(shù)據(jù)缺失的公司；④為消除極端值的影響，對于本研究所使用到的連續(xù)變量，均按1%和99%水平進行處理。

3.2 變量定義

(1)被解釋變量借鑒ZHONG[21]的研究，本研究采用研發(fā)投入與其總資產(chǎn)之比，作為企業(yè)研發(fā)投資(RD)的代理變量。

(2)解釋變量對于控制幻覺型過度自信，本研究參考何威風等[22]和劉柏等[23]基于管理者(2)基于以往研究和國泰安數(shù)據(jù)可得性，本研究將管理者界定為公司年報披露的高管、董事會和監(jiān)事會等成員，具體有：董事會成員、總經(jīng)理(總裁)、副總經(jīng)理(副總裁)、監(jiān)事會成員、財務總監(jiān)、總經(jīng)濟師、董秘等。非預期薪酬的方式加以衡量。在借鑒FIRTH等[24]研究的基礎(chǔ)上，構(gòu)建管理者正常薪酬估算模型(3)借鑒FIRTH等[24]的預期薪酬模型，該模型中控制了公司規(guī)模、公司業(yè)績、資產(chǎn)負債率、產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)、地區(qū)以及年度行業(yè)等對管理者薪酬影響較大的變量，確保后面計算的相對薪酬主要取決于管理者過度自信的心理偏差。該管理者預期正常薪酬模型在國內(nèi)薪酬研究領(lǐng)域得到了廣泛使用[25]。，然后用模型估算出的預期薪酬水平與管理者實際薪酬水平之差(即回歸殘差)，來衡量管理者是否過度自信。若Δ=PAY-PAY0(PAY代表管理者的實際薪酬水平，PAY0代表預估的管理者正常薪酬水平)>0，表示管理者下一期是過度自信的。因為這種由外部給予的實際薪酬大于預期薪酬的表象，會使得管理者認為自己地位相對更高，由此產(chǎn)生強烈的控制幻覺，能控制或者至少影響他們實際上無法控制或影響的結(jié)果[26]，并進而在下一會計期間產(chǎn)生過度自信的心理偏差。對于過度樂觀型過度自信，借鑒MALMENDIER等[14]、劉柏等[27]管理者自愿持股的方式加以衡量。具體為：如果在當期剔除分紅送轉(zhuǎn)、增發(fā)配股以及股權(quán)激勵等被動持股后，管理者依舊自愿增持了公司的股票，本研究認為管理者是過度自信的。這主要因為在現(xiàn)代企業(yè)中，管理者因其人力資本不可避免地捆綁于企業(yè)當中，從而承擔巨大的經(jīng)營風險，過度自信的管理者會高估企業(yè)未來的收益，因而出于對公司未來前景抱過度樂觀的態(tài)度[28]，區(qū)別于理性管理者選擇投資其他公司股票分散風險的策略，非理性的管理者選擇繼續(xù)增持本公司股票，體現(xiàn)為“過度樂觀”的特征，本研究將該類型定義為過度樂觀型過度自信。便于理解，過度自信異質(zhì)性(4)過度自信異質(zhì)性包括兩方面：橫向類別異質(zhì)性(即控制幻覺型過度自信與過度樂觀型過度自信)和縱向程度異質(zhì)性(即弱過度自信與強過度自信)。其中，用非預期薪酬方式衡量的過度自信為控制幻覺型過度自信，用自愿增持股票方式衡量的過度自信為過度樂觀型過度自信，滿足控制幻覺型和過度樂觀型之一的過度自信為弱過度自信，而同時滿足控制幻覺型和過度樂觀型的過度自信為強過度自信。衡量見圖3。各解釋變量定義如下：①管理者控制幻覺型過度自信(OI)。在全樣本中，前一會計年度，如果管理者實際薪酬高于其預期薪酬，本期取值為1，否則為0。②管理者過度樂觀型過度自信(OB)。在全樣本中，當前會計年度，管理者自愿增持本公司股票取值為1，否則為0。③管理者過度自信類別異質(zhì)性(OC)。在管理者弱過度自信樣本(即A+B樣本，不包含C樣本)中，管理者為控制幻覺型過度自信，取值為1；管理者為過度樂觀型過度自信，取值為0。④管理者過度自信程度異質(zhì)性(OD)。在管理者過度自信樣本(即A+B+C樣本)中，管理者既屬于控制幻覺型過度自信又屬于過度樂觀型過度自信，取值為1；僅僅為控制幻覺型過度自信或僅僅為過度樂觀型過度自信，取值為0。

圖3 過度自信異質(zhì)性衡量

(3)控制變量在借鑒張兆國等[29]研究的基礎(chǔ)上，本研究控制資產(chǎn)負債率、公司上市年數(shù)、股權(quán)集中度、盈利水平、成長機會、公司規(guī)模、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、年度虛擬變量和行業(yè)虛擬變量等其他影響企業(yè)研發(fā)投資的變量。具體的變量定義見表1。

表1 變量的定義

3.3 模型構(gòu)建

本研究選擇在混合OLS模型基礎(chǔ)上還控制了年度、行業(yè)的虛擬變量，可以減少一定程度因為樣本過于聚集產(chǎn)生的影響。根據(jù)前文的理論分析，為了驗證管理者過度自信異質(zhì)性對企業(yè)研發(fā)投資的影響，并進一步探究企業(yè)產(chǎn)權(quán)的調(diào)節(jié)作用，本研究設(shè)置如下兩個公式

RDi,t=α0+α1Xi,t+CNi,t+εi,t，

X=I,B,C,D；

(1)

RDi,t=β0+β1ODi,t+β2ODi,t×STi,t+CNi,t+θi,t，

(2)

式中，X=I表示控制幻覺型過度自信；X=B表示過度樂觀型過度自信；X=C表示管理者過度自信類別異質(zhì)性；X=D表示管理者過度自信程度異質(zhì)性。當X=I,B,C時，驗證本研究的假設(shè)1；當X=D時，驗證本研究的假設(shè)2。CN表示控制變量；i表示公司；t表示年度；α0、β0分別表示各模型的截距項；α1、β1、β2分別表示各變量的回歸系數(shù)；ε、θ分別表示兩個模型的隨機誤差；其他變量見表1。需要說明的是，在實證部分，假設(shè)1首先是基于全樣本分別研究控制幻覺型過度自信和過度樂觀型過度自信對研發(fā)投資的影響；進一步地，在弱過度自信樣本(圖3的A+B部分)中，考察過度自信類別異質(zhì)性對研發(fā)投資的影響，比較不同類別過度自信對研發(fā)投資是否存在差異；假設(shè)2是基于過度自信樣本(圖3的A+B+C部分)，研究過度自信程度異質(zhì)性對研發(fā)投資的影響；假設(shè)3是基于過度自信樣本加入產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，考察產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對過度自信程度異質(zhì)性與研發(fā)投資之間的調(diào)節(jié)作用。

4 實證結(jié)果與分析

4.1 樣本描述性統(tǒng)計

本研究對管理者過度自信及其異質(zhì)性變量進行了深度分析(見表2)。首先，總樣本中，過度自信樣本達到9 760，占比67%。這表明中國上市公司中，超過三分之二的管理者存在過度自信心理偏差，但管理者偏離理性的比例如此之高似乎不太合理。緊接著，在過度自信樣本中，本研究發(fā)現(xiàn)弱過度自信樣本為7 182，而強過度自信為2 578，占過度自信樣本僅僅26.4%，這一結(jié)果又趨于合理：這是因為內(nèi)部治理和外部監(jiān)督的同時存在，迫使管理者強過度自信偏差并不會長期保持，表現(xiàn)為管理者弱過度自信樣本遠多于強過度自信樣本。進一步，在弱過度自信樣本中，控制幻覺型過度自信幾乎是過度樂觀型樣本的兩倍。

從企業(yè)產(chǎn)權(quán)來看，國有企業(yè)中管理者過度自信比率為58.3%，低于非國有企業(yè)72.8%的管理者過度自信比率，這主要由于在非國有企業(yè)中，成功競爭到領(lǐng)導地位的過程激發(fā)了管理者擁有對個人能力更強烈的控制錯覺和對未來前景的過度樂觀，表現(xiàn)為過度自信比率更高，這一現(xiàn)象同樣存在于過度自信樣本中，即非國有企業(yè)中管理者更容易表現(xiàn)為強過度自信。在弱過度自信樣本中，過度樂觀型過度自信在非國有企業(yè)中占比較高，這可能是因為非國有企業(yè)過度自信的管理者對公司未來的前景相對來說更加樂觀。從企業(yè)板塊來看，創(chuàng)業(yè)板中管理者過度自信和強過度自信比率總是最高，中小板次之，主板則相對較低。而在弱過度自信樣本中，控制幻覺型的過度自信比率在企業(yè)板塊中的分布恰好相反，即主板比率最高、中小板次之，創(chuàng)業(yè)板最低。

表2 樣本的描述性統(tǒng)計

4.2 變量的描述性統(tǒng)計

變量的描述性統(tǒng)計值見表3。由表3可知，RD均值為0.011，極大值為0.067，與張兆國等[29]的研究結(jié)果相似。RD的均值較低，表明中國上市公司研發(fā)投資處于相對較低的水平；RD的標準差僅為0.014，說明企業(yè)間研發(fā)投資水平差異不大。OI、OB的均值分別為0.506、0.341，控制幻覺型過度自信的比率大于過度樂觀型過度自信的比率，原因可能是我國現(xiàn)階段過度自信管理者中更多地體現(xiàn)為控制幻覺特征。OC的均值為0.668，同樣表明在弱過度自信樣本中，控制幻覺型更為普遍。此外，OD的均值為0.264，意味著相比于弱過度自信而言，管理者出現(xiàn)強過度自信的可能性較低，這與現(xiàn)實相符。其他變量在上下縮尾1%后均處于合理的范圍內(nèi)，表明后文的實證結(jié)果并不受到變量異常值的影響。

表3 變量的描述性統(tǒng)計

4.3 回歸結(jié)果分析

本研究樣本的主檢驗回歸結(jié)果見表4。

(1)管理者過度自信類別異質(zhì)性對企業(yè)研發(fā)投資的影響表4中，用模型1到模型3檢驗假設(shè)1，即管理者過度自信類別異質(zhì)性與企業(yè)研發(fā)投資的相關(guān)性；用模型4檢驗假設(shè)2，即管理者過度自信程度異質(zhì)性對企業(yè)研發(fā)投資的影響；用模型5到模型7檢驗假設(shè)3，即不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下管理者過度自信程度異質(zhì)性對企業(yè)研發(fā)投資的影響。其中，模型6代表國有企業(yè)、模型7代表非國有企業(yè)。

由表4模型1可知，管理者控制幻覺型過度自信(OI)系數(shù)為0.003，且在1%的水平上顯著，說明和理性管理者相比，控制幻覺型過度自信管理者增加了0.3%的企業(yè)研發(fā)投資水平。從模型2可知，管理者過度樂觀型過度自信(OB)系數(shù)為0.001，且在1%的水平上顯著，說明和理性管理者相比，過度樂觀型過度自信管理者增加了0.1%的企業(yè)研發(fā)投資水平。與中國上市公司平均研發(fā)水平1.1%相比，以上系數(shù)均具有顯著的經(jīng)濟學意義。同時，控制幻覺型過度自信回歸系數(shù)大于過度樂觀型過度自信，意味著兩類過度自信對企業(yè)研發(fā)投資的影響存在差異。進一步從模型3可以看出，管理者過度自信類別異質(zhì)性(OC)與企業(yè)研發(fā)投資的回歸系數(shù)為0.002，且在1%的水平上顯著，說明相比于過度樂觀型過度自信，管理者控制幻覺型過度自信增加了0.2%的企業(yè)研發(fā)投資水平。假設(shè)1得到驗證。

表4 主檢驗回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)為t值(經(jīng)過穩(wěn)健標準誤修正，并考慮了公司層面的聚類效應)；*、**、***分別表示在10%、5%、1%顯著性水平通過檢驗。下同。

(2)管理者過度自信程度異質(zhì)性對企業(yè)研發(fā)投資的影響由表4模型4可知，管理者過度自信程度異質(zhì)性(OD)與企業(yè)研發(fā)投資的回歸系數(shù)為0.002，在1%水平上顯著為正，說明與管理者弱過度自信相比，管理者強過度自信增加了0.2%的企業(yè)研發(fā)投資水平。假設(shè)2得到驗證。PIKULINA等[11]的研究表明，過度自信程度越強，投資額度越高，本研究以企業(yè)研發(fā)投資為視角，在一定程度上支持了這一觀點。

(3)企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對管理者過度自信程度異質(zhì)性與企業(yè)研發(fā)投資關(guān)系影響的分析已有研究表明，國有企業(yè)與非國有企業(yè)在政策干預、制度審批方面存在顯著差異，企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對管理者程度異質(zhì)性與企業(yè)研發(fā)投資間的關(guān)系可能存在調(diào)節(jié)效應。表4的模型5顯示，企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與管理者過度自信程度的交互項(OD×ST)系數(shù)為-0.002，在5%水平上顯著，說明企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)起到了負向調(diào)節(jié)的作用，即企業(yè)的國有性質(zhì)會抑制過度自信程度異質(zhì)性與研發(fā)投資之間的正向關(guān)系。進一步地，模型6的國有企業(yè)樣本中，管理者過度自信程度異質(zhì)性與企業(yè)研發(fā)投資不顯著；在模型7的非國有企業(yè)樣本中，管理者過度自信程度異質(zhì)性與企業(yè)研發(fā)投資顯著正相關(guān)。換言之，在國有企業(yè)中，管理者強、弱過度自信對企業(yè)研發(fā)投資的影響不存在顯著差異；在非國有企業(yè)中，管理者強、弱過度自信對企業(yè)研發(fā)投資存在顯著差異。實證結(jié)果支持了本研究的假設(shè)3。

4.4 穩(wěn)健性檢驗

為保證結(jié)論的可靠性，本研究從以下幾方面進行穩(wěn)健性檢驗，包括：①更換因變量衡量方式，研發(fā)投資(RD)的衡量方式更換為研發(fā)投入與其主營業(yè)務收入之比，結(jié)論基本一致，表明以上結(jié)果具有良好的穩(wěn)健性。②采用連續(xù)變量替代過度自信程度異質(zhì)性，為了進一步驗證過度自信程度對企業(yè)研發(fā)投資的影響，本研究將原來雙類型衡量管理者過度自信程度改為單類型衡量，并由虛擬變量調(diào)整為連續(xù)變量。具體為，在剔除分紅送轉(zhuǎn)、增發(fā)配股和股權(quán)激勵等被動持股后，管理者自愿增持公司股票的比率越高，說明管理者過度自信程度越高，結(jié)果保持不變。③采用工具變量法克服內(nèi)生性，為緩解互為因果產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，本研究使用各模型中對應的滯后一期的管理者過度自信異質(zhì)性變量作為工具變量，回歸結(jié)果保持不變。④采用Tobit兩階段法優(yōu)化實證模型，由于企業(yè)研發(fā)投資變量取值在(0,1)之間，采用以模型自變量滯后一期作為工具變量的Tobit模型兩階段，既能修正這一受限因變量模型，還可以減少內(nèi)生性的干擾，研究結(jié)論保持不變。限于篇幅，未列出穩(wěn)健性檢驗結(jié)果，備索。

5 進一步研究：基于過度自信的研發(fā)投資與企業(yè)未來績效

以往文獻認為，過度自信的管理者更容易造成企業(yè)投資扭曲[14]、公司資源浪費，甚至使企業(yè)陷入財務困境[15]。CAMPBELL等[13]發(fā)現(xiàn)，弱過度自信才能實現(xiàn)公司價值最大化，而強過度自信的管理者往往容易導致過度投資，因而后者比前者更容易被董事會強制更換。PIKULINA等[11]基于心理學實驗的方法，發(fā)現(xiàn)不同程度的過度自信會對公司投資決策產(chǎn)生不同的影響，即管理者強過度自信導致了企業(yè)的過度投資，管理者信心不足引發(fā)了企業(yè)的投資不足，而管理者弱過度自信保證了企業(yè)最佳的投資水平。相對于一般性投資，管理者過度自信對企業(yè)研發(fā)投資產(chǎn)生的未來績效是否也會受到程度的影響？對于研發(fā)這一特殊企業(yè)投資而言，現(xiàn)有文獻基于過度自信同質(zhì)性框架，發(fā)現(xiàn)過度自信對企業(yè)未來績效大多起正面作用，即過度自信的管理者在不確定的環(huán)境中更具有冒險精神，可促進企業(yè)研發(fā)投資，抓住更多創(chuàng)新成長機會，從而提升公司價值[1,5]。然而，對于研發(fā)投資來說，管理者過度自信程度是否真的越高越好？孫曉華等[30]發(fā)現(xiàn)，研發(fā)投資滿足邊際收益遞減規(guī)律，加之系統(tǒng)失靈會導致的效率損失，因此研發(fā)投資并非越多越好。GOEL等[6]、CHEN等[7]則發(fā)現(xiàn)，管理者過度自信更容易造成研發(fā)過度投資，不利于公司未來績效。由前文結(jié)論可知，在非國有企業(yè)中，隨著管理者過度自信程度的提高，企業(yè)研發(fā)投資越多，那么，是否意味著強過度自信通過提升企業(yè)的研發(fā)投資，進而更有利于企業(yè)的未來績效？基于此，借鑒林慧婷等[1]的研究，本研究以管理者過度自信程度進行分組，并加入管理者非過度自信組作為對照，探討管理者不同程度過度自信樣本中，研發(fā)投資對企業(yè)下一期績效(ROAt+1)的影響。

表5 進一步研究回歸結(jié)果(非國有樣本組)

進一步研究的實證結(jié)果見表5。由表5可知，在不同組別中，企業(yè)研發(fā)投資(RD)系數(shù)均顯著為正，說明研發(fā)投資對公司未來績效的提高有促進作用。通過比較不同組別企業(yè)研發(fā)投資變量的系數(shù)發(fā)現(xiàn)，弱過度自信組中研發(fā)投資對企業(yè)未來績效的影響效果最優(yōu)，非過度自信組居中，強過度自信組最低，并且對任意兩組之間進行鄒至莊檢驗，結(jié)果在1%水平上顯著，說明系數(shù)間存在明顯差異。與預期假設(shè)不同的是，管理者過度自信程度通過研發(fā)投資而與企業(yè)未來績效并非呈現(xiàn)單調(diào)的線性關(guān)系。這可能是因為，企業(yè)研發(fā)投資是一項在短期內(nèi)看不到收益的特殊投資行為，由于管理者短視效應的存在，使得其往往在乎眼前的利益，而忽略企業(yè)的長遠價值，這表現(xiàn)為非過度自信管理者的平均研發(fā)水平并未達到最佳投資點；而相對于非過度自信，弱過度自信的管理者冒險精神更強，在一定程度上抑制了自身的短視行為，表現(xiàn)為弱過度自信管理者所在的企業(yè)，其研發(fā)水平與最佳研發(fā)投資點較為接近；相對于弱過度自信，強過度自信管理者過高估計了研發(fā)收益，同時又低估了研發(fā)風險，以致于在研發(fā)決策上的過度投資，導致了公司資源的浪費，向右偏離了使得企業(yè)利益最大化的最佳投資點(見圖4)。

圖4 過度自信程度異質(zhì)性與研發(fā)投資凈收益曲線

6 研究結(jié)論與啟示

不同于以往基于管理者過度自信同質(zhì)性的研究，本研究以2011～2017年A股金融業(yè)和房地產(chǎn)業(yè)上市公司為樣本，首次基于實證分析，探討管理者過度自信異質(zhì)性與企業(yè)研發(fā)投資間的關(guān)系，并進一步研究在不同程度過度自信組別中，企業(yè)研發(fā)投資是否存在投資過度的現(xiàn)象。研究表明：①不同類型的管理者過度自信對企業(yè)創(chuàng)新投入存在差異。在管理者過度自信類別異質(zhì)性方面，控制幻覺型和過度樂觀型過度自信均能促進企業(yè)研發(fā)投資，其中，管理者控制幻覺型過度自信與企業(yè)研發(fā)投資間的正相關(guān)關(guān)系更為強烈。②管理者不同程度的過度自信對企業(yè)創(chuàng)新投資的影響存在差異。相比于弱過度自信，管理者強過度自信更能促進企業(yè)的研發(fā)投資。③中國國有企業(yè)的獨特產(chǎn)權(quán)背景抑制了過度自信程度異質(zhì)性對創(chuàng)新投入的差異性影響。產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的不同構(gòu)成了這種差異的調(diào)節(jié)作用，非國有企業(yè)的市場化環(huán)境是擴大過度自信程度異質(zhì)性對研發(fā)投資差異的原因；相反，國有企業(yè)繁雜的項目審批手續(xù)等原因造成了這種差異的不顯著。④過度自信通過促進創(chuàng)新投資對企業(yè)價值的影響隨著程度不同而發(fā)生變化。進一步研究發(fā)現(xiàn)，在非國有企業(yè)中，弱過度自信組研發(fā)投資提高企業(yè)未來績效的效果更好，而強過度自信組更容易造成研發(fā)決策中的過度投資。

本研究的貢獻可能包括：①現(xiàn)有研究關(guān)于過度自信對企業(yè)研發(fā)投資及其績效影響好壞存在爭議，原因在于它們主要采用過度自信同質(zhì)性假設(shè)，忽略了過度自信對企業(yè)財務決策的影響可能取決于其異質(zhì)性。由此，本研究的可能貢獻在于，放松了過度自信同質(zhì)性的前提假設(shè)，在前人基礎(chǔ)上進一步探討不同程度過度自信對研發(fā)投資及其績效的影響，發(fā)現(xiàn)在非國有企業(yè)中，只有管理者弱過度自信，才能通過研發(fā)投資提升企業(yè)未來績效，而強過度自信則容易造成研發(fā)決策中的過度投資。這加深了對過度自信非線性影響機制的理解，也對國內(nèi)現(xiàn)有的關(guān)于過度自信與研發(fā)投資的研究做了有益的補充。②與HERZ 等[10]、PIKULINA等[11]、WEINBERG[12]基于數(shù)理推導或心理學實驗刻畫過度自信異質(zhì)性的方式不同，本研究使用實證數(shù)據(jù)量化過度自信異質(zhì)性，并區(qū)分為橫向類別異質(zhì)性(即控制幻覺型過度自信與過度樂觀型過度自信)和縱向程度異質(zhì)性(即弱過度自信與強過度自信)，在理論和實證層面深化了對過度自信偏差內(nèi)在“黑箱”的理解。

本研究對實踐的啟示是：傳統(tǒng)基于過度自信同質(zhì)性框架的研究，單方面提出“過度自信有害論”和“過度自信有益論”，在企業(yè)是否應該聘任過度自信高管方面產(chǎn)生了巨大分歧?；谝陨戏制纾狙芯繌倪^度自信異質(zhì)性視角進一步發(fā)展和完善了“過度自信程度論”，發(fā)現(xiàn)管理者過度自信對企業(yè)決策的影響利弊因程度而異，只有弱過度自信能實現(xiàn)企業(yè)研發(fā)過程中的公司價值最大化，而強過度自信會造成企業(yè)研發(fā)過度投資。由此，企業(yè)應該客觀地看待管理者不同程度的過度自信帶給企業(yè)價值的兩面性，聘任適度(弱)過度自信的管理者，可以一方面有效地規(guī)避其嚴重高估收益和低估風險帶來的負面作用，另一方面發(fā)揮其在克服研發(fā)技術(shù)難關(guān)的正面作用，尤其是在過度自信程度對企業(yè)決策影響明顯的非國有企業(yè)。