梁彤纓 陳昌杰

（華南理工大學(xué)工商管理學(xué)院，廣州 510000）

引 言

自從Roll（1986）提出了管理者 “自大 （Hubris）” 假說以來，高管／CEO過度自信 （Overconfidence）或者樂觀主義 （Optimism）逐漸受到國內(nèi)外學(xué)界的廣泛關(guān)注。在研究早期，學(xué)者普遍認為管理者過度自信這一非理性因素會損害公司價值，因為過度自信的管理者與過度投資［1，2］、更高的投資——現(xiàn)金流敏感性［3，4］、 更低質(zhì)量的并購［5，6］、較少發(fā)放現(xiàn)金股利［7］和發(fā)行更多的債務(wù)［8］顯著正相關(guān)。

上述研究結(jié)論引出了一個問題——既然過度自信的管理者是一個股東價值破壞者，為什么企業(yè)仍然愿意聘用這些過度自信的管理者呢？國內(nèi)外學(xué)者從不同的角度嘗試對這一疑問進行了解釋。Gervais等 （2001）、 Goel和 Thakor （2008） 認為適度過度自信的管理者比理性管理者更能做出對股東有益的投資決策，因為適度的過度自信可以削弱理性管理者風(fēng)險厭惡帶來的負面影響，而極端過度自信或者過于保守的管理者會因為過度投資／投資不足損害公司價值［9，10］。 Campbell等 （2011） 通過實證研究驗證了上述觀點［11］。另外一些學(xué)者則嘗試從創(chuàng)新的角度進行解釋。其主要邏輯是考慮到創(chuàng)新活動具有投入規(guī)模大、產(chǎn)出的周期較長并且不穩(wěn)定、前景不明朗特點，導(dǎo)致理性的經(jīng)理人不愿意加大對創(chuàng)新的投資，而過度自信的管理者具有高估項目收益、低估項目風(fēng)險的特征，因此可能會加大創(chuàng)新投入。如Simcoe和Galasso（2011）認為過度自信的管理者會低估失敗的可能性和出于展示自身能力的考慮追求創(chuàng)新，并且這種影響在競爭性行業(yè)中更明顯［12］。Hirshleifer等 （2012） 研究發(fā)現(xiàn)CEO過度自信與更多的創(chuàng)新投資相關(guān)聯(lián)，但是只有在創(chuàng)新行業(yè)中過度自信的管理者才能實現(xiàn)更大的創(chuàng)新產(chǎn)出［13］。國內(nèi)也有很多學(xué)者對管理者過度自信和企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系進行了研究，研究基本發(fā)現(xiàn)管理者過度自信與更多的研發(fā)投入相關(guān) （王山慧等， 2013； 易靖韜等， 2015）［14，15］。

但是上述對管理者過度自信與企業(yè)創(chuàng)新投資關(guān)系的研究仍存在一些缺陷。（1）忽視了融資約束的影響。Heaton（2002）的理論推導(dǎo)表明過度自信管理者偏好內(nèi)源融資，當(dāng)企業(yè)面臨良好投資機會而內(nèi)部現(xiàn)金流短缺時，經(jīng)理人可能放棄原本有利的投資機會，引發(fā)投資不足，而當(dāng)現(xiàn)金流充足時，又會過度投資，即過度自信管理者投資的現(xiàn)金流敏感性較高［34］， Malmendier和 Tate （2005，2015） 的實證研究也證實了這一觀點［3，4］。 創(chuàng)新投資是企業(yè)投資決策的一種，而且需要更多的資金投入，回報的周期更長，因此企業(yè)面臨的融資約束程度勢必影響過度自信管理者的創(chuàng)新投資決策；（2）已有研究僅僅考慮管理者創(chuàng)新投資的內(nèi)在動機——過度自信帶來的探索沖動，而忽略了外部激勵因素，如股權(quán)激勵對企業(yè)創(chuàng)新投資的影響①。股權(quán)激勵被認為是解決委托代理問題的主要工具 （鼓勵風(fēng)險規(guī)避的管理者勇于承擔(dān)風(fēng)險），雖然對股權(quán)激勵與企業(yè)創(chuàng)新關(guān)系的研究文獻可謂汗牛充棟，而且研究結(jié)論莫衷一是，但是不可否認的是股權(quán)激勵制度在促進企業(yè)創(chuàng)新方面仍扮演著至關(guān)重要的角色。此外，管理者過度自信會影響企業(yè)對其進行股權(quán)激勵的水平，如Gervais等 （2011）認為公司提供的薪酬契約的形式取決于管理者過度自信的程度［16］， Malmendier等 （2011） 發(fā)現(xiàn)董事會會根據(jù)管理者的行為特征調(diào)整激勵措施［17］。

因此，在已有研究的基礎(chǔ)上，本文將融資約束和股權(quán)激勵納入研究框架，試圖探討以下問題：（1）融資約束會影響管理者過度自信與企業(yè)創(chuàng)新投資之間的關(guān)系嗎？如何影響呢？（2）過度自信的管理者得到的股權(quán)激勵更多嗎？又會對企業(yè)創(chuàng)新投資產(chǎn)生怎樣的影響呢？

1 理論分析和研究假設(shè)

由于創(chuàng)新項目一般包括開發(fā)新技術(shù)、提供新產(chǎn)品或服務(wù)和探索新商業(yè)模式，這也意味其風(fēng)險較高，對管理者的風(fēng)險承受能力提出了較高的要求。非過度自信的管理者 （包括理性經(jīng)理人和悲觀的經(jīng)理人）是風(fēng)險規(guī)避者，導(dǎo)致創(chuàng)新投資不足。而過度自信的管理者最顯著的特征是高估收益、低估風(fēng)險。所以在進行創(chuàng)新投資決策時，基于對自身能力和獲取的信息絕對信任，過度自信的管理者會低估創(chuàng)新項目失敗的可能性，從而對創(chuàng)新項目進行投資。另外，過度自信的管理者自視甚高，希望通過創(chuàng)新活動來彰顯自身的能力和視野，突出自己的價值。因此本文也認為管理者過度自信會顯著促進企業(yè)創(chuàng)新投資，與已有的研究看法一致，這也是本研究的基礎(chǔ)假設(shè)。

1.1 融資約束的調(diào)節(jié)作用

按照經(jīng)典的MM理論，企業(yè)的投資決策不受融資的影響，因為所有投資所需要的資金都可以通過資本市場獲得，并且成本不會高于內(nèi)部資金。融資約束理論則認為，在現(xiàn)實中，由于代理成本和信息不對稱的存在，企業(yè)的外部融資成本遠遠高于內(nèi)部融資成本。

企業(yè)創(chuàng)新投資需要持續(xù)不斷的投入資金，對融資的需求較高，因此容易受到融資約束的影響。一般認為，融資約束的存在會降低企業(yè)研發(fā)投入的意愿。融資約束的存在限制了企業(yè)的資金來源，如果內(nèi)部資源不足，企業(yè)就會放棄投資較大的創(chuàng)新項目，導(dǎo)致研發(fā)投入不足；另外，融資約束的存在使研發(fā)投資失敗的可能性增大，從而增強了管理者的風(fēng)險規(guī)避傾向，因為研發(fā)的失敗不僅損害自己的收益，也會降低自己在經(jīng)理人市場上的價值。Saviganc（2006）采用Probit模型估計了研發(fā)與融資約束的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)融資約束強的企業(yè)進行研發(fā)的傾向較低［35］。 Canepa 和 Stoneman （2008）探討了融資約束對創(chuàng)新的制約作用，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，融資約束會減少創(chuàng)新投資，而且對高科技行業(yè)和小型企業(yè)的影響更為嚴(yán)重［18］。Ayyagari（2011） 研究發(fā)現(xiàn)外部融資，特別是銀行信貸融資對企業(yè)研發(fā)有顯著的促進作用。國內(nèi)的研究也基本支持了融資約束會降低研發(fā)投資的結(jié)論［36］。如蔡地等 （2012）利用世界銀行2005年對我國120個城市6826家民營企業(yè)的調(diào)查數(shù)據(jù)，驗證了融資約束程度對其研發(fā)投入水平的影響，研究發(fā)現(xiàn)地區(qū)融資約束程度的降低有利于促進我國民營企業(yè)提高研發(fā)投入［19］。

對于過度自信的管理者來說，當(dāng)企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流充足時，不需要進行外部融資，過度自信的管理者既有動機又有能力進行創(chuàng)新投資，已有研究已經(jīng)證實了這一觀點。但是當(dāng)企業(yè)面臨較強的融資約束時，過度自信的管理者會認為市場低估了公司的價值，而發(fā)行股票將會稀釋現(xiàn)有股東的股權(quán)價值，所以不愿意進行外部融資。因此，相較于理性管理者，過度自信的管理者感受到的融資約束程度更大，從而降低了過度自信管理者創(chuàng)新投資的意愿。

因此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：其他條件相同時，融資約束在管理者過度自信與創(chuàng)新投資之間起負向調(diào)節(jié)作用。

1.2 股權(quán)激勵的中介作用

以往關(guān)于管理者過度自信與企業(yè)創(chuàng)新投資的研究是將股權(quán)激勵作為外生變量，但是相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)管理者過度自信會影響其激勵薪酬契約。Gervais、Heaton和Odean（2011）（以下簡稱 GHO）對 CEO 過度自信與激勵薪酬之間的關(guān)系建立了模型［16］。模型提供了兩種假設(shè)，Humphery等（2014）分別將其稱為 “弱激勵假設(shè)” 和 “利用假設(shè)”［20］。GHO通過理論推導(dǎo)，發(fā)現(xiàn)如果管理者是適度過度自信的，對公司來說是一件好事，公司會通過減少其薪酬契約相對于理性管理者契約的凸度來增加公司的價值。在這種情況下，企業(yè)會對管理者的激勵薪酬進行調(diào)整，更少的基于績效發(fā)放薪酬 （如獎金、股票和期權(quán)），促使他們接受有價值的風(fēng)險項目，因為過度自信的管理者感知到的風(fēng)險更小。相反，如果管理者極端過度自信，則為過度自信CEO提供一個強激勵契約是最優(yōu)的。因為極端過度自信的管理者比公司還要高估激勵性薪酬的價值，并且會過高估計收益的可能性和過于低估失敗的可能性，對于公司來說，提供一個高期權(quán)與股票強度的薪酬契約就是相對便宜的。Humphery等 （2014）使用1992～2011年CEO薪酬數(shù)據(jù)檢驗過度自信是否影響CEO以及其他高管人員的薪酬結(jié)構(gòu)，發(fā)現(xiàn)CEO過度自信會增加期權(quán)和股權(quán)占總薪酬的比例，并且這一結(jié)論同樣可以推廣到其他非CEO高管［20］。因此本文認為公司會提供給過度自信管理者更多的股權(quán)激勵。

而針對管理者實施股權(quán)激勵則可以顯著促進企業(yè)創(chuàng)新投資，這一點在理論和實證研究中都得到了廣泛驗證。從理論上分析，股權(quán)激勵的獨特機制決定了其對創(chuàng)新投資的促進作用。（1）股權(quán)激勵將管理者個人財富的增減變動與公司股價變動聯(lián)系起來，從一定程度上解決了管理者的風(fēng)險和收益不對等的問題，管理者有動機去承擔(dān)更多的風(fēng)險，一旦創(chuàng)新成功，公司股價大漲，管理者個人會獲得很高的收益；（2）即便創(chuàng)新失敗，被授予股權(quán)激勵的管理者的個人財富的損失也較少，因為很多股權(quán)激勵 （尤其是股票期權(quán)）都會為管理者提供股價下行保護，被授予股票期權(quán)的管理者可以選擇不行權(quán)來規(guī)避創(chuàng)新失敗帶來的股價下行的損失；（3）股權(quán)激勵的有效期一般較長，這在一定程度上避免了管理者對短期項目 （如并購）的偏好，而研發(fā)活動也具有一定的周期性，是比較好的投資項目。

在實證研究上，很多學(xué)者都驗證了管理者股權(quán)激勵對企業(yè)創(chuàng)新投資的促進作用。在早期，由于我國還沒有出臺股權(quán)激勵相關(guān)規(guī)定或者股權(quán)激勵實施數(shù)量過少等原因，學(xué)者們大多采用管理者持股比例作為股權(quán)激勵的替代變量，并發(fā)現(xiàn)管理層持股對企業(yè)研發(fā)支出具有顯著的促進作用 （劉偉和劉星，2007；王燕妮，2011；姜濤和王懷明，2012）［21-23］，隨著股權(quán)激勵制度在我國不斷得到應(yīng)用，學(xué)者們開始驗證上市公司股權(quán)激勵計劃與企業(yè)研發(fā)支出之間的關(guān)系，如孫菁等 （2016）使用2009～2013年上市公司數(shù)據(jù)，考慮了樣本選擇偏誤和內(nèi)生性問題，采用傾向得分匹配法探究了股權(quán)激勵與研發(fā)支出的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)企業(yè)對高管實施股權(quán)激勵能有效促進創(chuàng)新投資［24］。田軒和孟清揚 （2018）為了克服股權(quán)激勵的樣本選擇偏差，將傾向得分匹配法與雙重差分法結(jié)合起來檢驗股權(quán)激勵與企業(yè)創(chuàng)新投資的關(guān)系，為了進一步降低選擇性偏誤，還選擇了外生政策沖擊變量——2008年證監(jiān)會發(fā)布的3個與股權(quán)激勵相關(guān)的 “備忘錄”，結(jié)果都發(fā)現(xiàn)股權(quán)激勵對企業(yè)創(chuàng)新投資有顯著促進作用［25］。

因此，本文認為高管過度自信對企業(yè)創(chuàng)新投資的促進作用有兩條路徑：（1）管理者過度自信自身對企業(yè)創(chuàng)新投資的促進作用；（2）通過股權(quán)激勵發(fā)揮作用，即企業(yè)會授予過度自信的管理者更多的股權(quán)激勵，從而進一步促進創(chuàng)新投資。所以，本文提出如下假設(shè)。

假設(shè)2：股權(quán)激勵在管理者過度自信與企業(yè)創(chuàng)新投資關(guān)系中具有部分中介作用。

2 研究設(shè)計

2.1 研究模型

為了檢驗融資約束在管理者過度自信與企業(yè)創(chuàng)新投資之間的調(diào)節(jié)作用，本文構(gòu)建了如下模型：

為了檢驗管理者過度自信通過股權(quán)激勵影響企業(yè)創(chuàng)新投資的中介作用，借鑒Baron和Kenny（1986）［26］、 溫忠麟等 （2004）［27］的方法， 本文構(gòu)建以下模型：

其中，RD是企業(yè)創(chuàng)新投資，OC是管理者過度自信，EI是股權(quán)激勵，β0是截距，βi是系數(shù)，εi是殘差。上述模型都是線性回歸模型。

針對假設(shè)1和假設(shè)2——股權(quán)激勵的中介作用，具體檢驗程序如下：對模型 （1）進行回歸分析，如果變量β1的系數(shù)顯著為正，則表明管理者過度自信可以顯著促進企業(yè)創(chuàng)新投資 （假設(shè)1得到驗證）；對模型 （2）和模型 （3）進行回歸，如果β2、β3都顯著，則假設(shè)2和3得到驗證；對模型 （4） 進行回歸， 根據(jù)溫忠麟等 （2004）［27］提出的中介檢驗方法，如果β4和β5都顯著，則表明管理者過度自信對企業(yè)創(chuàng)新投資的影響中有一部分是通過股權(quán)激勵的中介渠道產(chǎn)生作用的。

但是近年來，很多學(xué)者發(fā)現(xiàn)Baron和Kenny（1986）［26］、 溫忠麟等 （2004）［27］的因果逐步回歸法存在如檢驗程序不合理、有效性不足等問題。為了克服傳統(tǒng)因果逐步回歸檢驗方法的局限性，本文將進一步使用 Zhao等 （2010）［28］、 Preacher和 Hayes （2013）［29］提出的 Bootstrap 法進行中介檢驗。

2.2 變量說明

（1）管理者過度自信。

管理者過度自信的衡量一直是相關(guān)研究的難點所在。目前在學(xué)術(shù)界應(yīng)用比較廣泛的主要有3種：①媒體評價法 （如 Malmendier和 Tate， 2008）［6］；②期權(quán)法（如Malmendier和Tate， 2005； Campbell，2011）［3，11］； ③盈利預(yù)測偏差法（如 Otto， 2014）［32］。由于國內(nèi)相關(guān)數(shù)據(jù)的匱乏，媒體評價法的可行性較差。對于期權(quán)法而言，我國2006年才開始實施股權(quán)激勵制度，用于衡量過度自信的數(shù)據(jù)量不足。國內(nèi)學(xué)者一般采用其變形——持股法——來衡量過度自信 （王鐵男等，2017）［30］，但是本文的研究涉及到股權(quán)激勵，如果用持股法衡量過度自信可能會出現(xiàn)較大的偏誤。因此，綜合考慮上述因素和相關(guān)數(shù)據(jù)的可獲得性，本文擬采用企業(yè)盈利預(yù)測偏差法衡量管理者過度自信。

具體來說，上市公司信息披露制度要求在第3季度的報告中披露本年度的業(yè)績預(yù)告，業(yè)績預(yù)告的預(yù)測一般分為區(qū)間預(yù)測和點預(yù)測。針對區(qū)間預(yù)測，本文將實際凈利潤與預(yù)測的最低凈利潤進行比較；針對點預(yù)測，將實際凈利潤與預(yù)測凈利潤進行比較?？紤]到管理者過度自信是一種心理特質(zhì)，具有非時變的特征，本文認為如果公司在2010～2017年間，出現(xiàn)2次實際凈利潤低于預(yù)測的 （最低）凈利潤的，將其高管團隊視為過度自信，賦值為1；否則視為非過度自信，賦值為0。

（2） 股權(quán)激勵

借鑒 Humphery等 （2014）［20］的方法， 本文用公司股票價格每變化1%時，期權(quán)／限制性股票激勵份額價值變動對高管當(dāng)年財富變動的百分比來衡量期權(quán)／限制性股票激勵的強度：

模型中Pricei，t-1為年初公司股票價格，Rstocki，t-1為t年年初公司所涉及限制性股票的激勵份額，Optionsi，t-1為t年年初公司授予高管股票期權(quán)的激勵份額，UNRstocki，t-1為公司全部高管在t年年初所持有的非限制性股票總數(shù)，Cashpayi，t-1為公司全部高管當(dāng)年在公司所獲得的現(xiàn)金薪酬總額。

（3） 融資約束

借鑒 Kaplan 和 Zingales （1997）［31］的方法， 用我國上市公司的經(jīng)營現(xiàn)金流量凈額、現(xiàn)金股利、現(xiàn)金持有、資產(chǎn)負債率和托賓Q構(gòu)建KZ指數(shù)。

（4）企業(yè)創(chuàng)新投資

用研發(fā)強度即企業(yè)當(dāng)年研發(fā)支出占營業(yè)收入的比例衡量企業(yè)創(chuàng)新投資。

（5） 控制變量

模型 （1）、 （2）、 （4） 和 （5） 中， 參照 Hirshleifer等 （2012）［13］的研究， 我們選取企業(yè)規(guī)模（Size），托賓Q （TBQ），銷售收入增長率 （Sales-Growth），資產(chǎn)收益率 （ROA），財務(wù)杠桿 （Lev）和現(xiàn)金 （Cash）作為控制變量。模型 （3）中，參考 Otto （2014）［32］、 Humphery 等 （2014）［20］的研究，我們控制了企業(yè)規(guī)模 （Size）、托賓Q （TBQ）、財務(wù)杠桿 （Lev）、股票收益率 （StockReturn）、外部董事比例 （Outdirector）、現(xiàn)金 （OCF）。所有模型都控制了高管層面的年齡和任期，以及行業(yè)和年度效應(yīng)。文中各變量具體定義和計算見表1。

表1 研究變量定義及說明

2.3 樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本文選取2010～2017年中國滬深兩市所有上市公司為初始樣本。按以下順序進行篩選： （1）剔除金融保險行業(yè)的上市公司；（2）剔除被冠以ST、PT警示標(biāo)記的上市公司； （3）剔除沒有進行盈利預(yù)測的公司。最后確定的研究樣本總數(shù)為4801個。本文所有數(shù)據(jù)通過WIND軟件收集，高管股權(quán)激勵相關(guān)變量通過手動搜集上市公司頒布的股權(quán)激勵草案獲取。此外，本文將所有樣本視為混合截面數(shù)據(jù)進行后續(xù)處理。

3 實證結(jié)果分析與討論

3.1 描述性統(tǒng)計

表2給出了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。根據(jù)表2，樣本企業(yè)研發(fā)投入強度的均值為0.04，中位數(shù)為0.03。樣本中，僅有16%的企業(yè)管理者是過度自信的，比例較低，這主要是由于本文對管理者過度自信的認定標(biāo)準(zhǔn)較為苛刻。股權(quán)激勵強度EI的均值只有0.004，說明目前在我國上市公司高管的個人財富中，股票期權(quán)或者限制性股票的占比較少。

3.2 構(gòu)建KZ指數(shù)

借鑒 Kaplan 和 Zingales （1997）［33］的方法，按照以下步驟構(gòu)建KZ指數(shù)：（1）計算每個公司的經(jīng)營現(xiàn)金流量凈額／上期末資產(chǎn)總額（CFit／Ait-1），如果該值低于整體中位數(shù)，則令KZ1＝1，否則為0；計算每個公司的現(xiàn)金股利／上期末資產(chǎn)總額（DIVit／Ait-1），如果該值低于整體中位數(shù)，則令KZ2＝1，否則為0；計算每個公司的現(xiàn)金持有（貨幣資金）／上期末資產(chǎn)總額（Cit／Ait-1）， 如果該值低于整體中位數(shù)，則令KZ3＝1，否則為0；計算每個公司的資產(chǎn)負債率（LEVit），如果該值低于整體中位數(shù)，則令KZ4＝1，否則為0；計算每個公司的托賓Q（TBQit），如果該值低于整體中位數(shù)，則令KZ5＝1，否則為0；（2） 計算KZ指數(shù)，令KZ＝KZ1＋KZ2＋KZ3＋KZ4＋KZ5； （3） 以KZ指數(shù)作為因變量，CFit／Ait-1、DIVit／Ait-1、Cit／Ait-1、LEVit和TBQit為自變量，用排序邏輯回歸 （Ordered Logistic Regression）得出各個變量的回歸系數(shù)；（4）利用第3步的回歸結(jié)果，計算每個公司的KZ指數(shù)。實證結(jié)果見表3。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

表3 中國上市公司融資約束程度估計模型的回歸結(jié)果

根據(jù)表3，經(jīng)營現(xiàn)金流量凈額、現(xiàn)金股利和現(xiàn)金持有越低，資產(chǎn)負債率和托賓Q越高，公司面臨的融資約束越強，這與已有的研究結(jié)論一致。

3.3 檢驗結(jié)果分析與討論

（1）融資約束的調(diào)節(jié)作用

為了檢驗融資約束的調(diào)節(jié)作用，本文按照模型 （1）進行回歸，然后對融資約束變量進行分組，上文構(gòu)建的KZ指數(shù)取值為0、1、2、3、4、5，將KZ指數(shù)＝0和1的劃為低融資約束組，將KZ指數(shù)＝2和3的劃為中融資約束組，KZ指數(shù)＝4和5的劃為高融資約束組，然后進行分組回歸。具體結(jié)果見表4。

表4 融資約束對管理者過度自信與企業(yè)創(chuàng)新投資關(guān)系的影響

根據(jù)表4，在全樣本回歸結(jié)果中，OC的系數(shù)為0.008，顯著性水平為5%，說明在控制了融資約束后，企業(yè)創(chuàng)新投資仍然與管理者過度自信呈正相關(guān)關(guān)系，與已有研究結(jié)論一致。OC?KZ的系數(shù)為-0.003，在1%的水平上顯著，即融資約束程度越高，管理者過度自信對企業(yè)創(chuàng)新投資的促進作用越弱。假設(shè)1得到初步驗證。

分組回歸結(jié)果中，低融資約束組的企業(yè)創(chuàng)新投資與管理者過度自信呈顯著正相關(guān)關(guān)系 （系數(shù)為0.010，顯著性水平為1%）；中融資約束組中，管理者過度自信 （OC）的系數(shù)為0.006，顯著性水平只有10%；而在高融資約束組中，企業(yè)創(chuàng)新投資與管理者過度自信呈顯著負相關(guān) （系數(shù)為-0.005，顯著性水平為1%）。以上結(jié)果表明企業(yè)面臨較高融資約束時，管理者過度自信不僅不利于促進企業(yè)創(chuàng)新投資，反而由于自身的融資偏好 （認為公司股價被低估，不愿意進行外部融資）會導(dǎo)致缺乏足夠的資金進行創(chuàng)新投資，從而造成創(chuàng)新投資不足。

（2）股權(quán)激勵的中介作用

股權(quán)激勵對管理者過度自信與企業(yè)創(chuàng)新投資的中介作用的檢驗結(jié)果如表5所示。根據(jù)模型 （2）的回歸結(jié)果，OC的系數(shù)為0.013，在1%的水平上顯著，表明管理者過度自信可以促進研發(fā)投資，這與已有研究的結(jié)論一致。模型 （3）的回歸結(jié)果顯示，OC系數(shù)為0.001，顯著性水平為5%，表明過度自信的管理者被授予更多的股權(quán)激勵。而根據(jù)模型 （4）的回歸結(jié)果，中介變量EI的系數(shù)為0.138，顯著性水平為1%，而自變量OC的系數(shù)為0.003，小于模型 （2）的0.013，并且顯著性水平只有10%，這說明股權(quán)激勵對管理者過度自信促進企業(yè)創(chuàng)新投資具有部分中介作用。

表5 股權(quán)激勵中介作用的回歸結(jié)果

由于 Baron 和 Kenny （1986）［26］和溫忠麟等（2004）［27］的中介檢驗方法存在諸多不足，因此本文繼續(xù)采用 Preacher和 Hayes （2013）［37］提出的Bootstrap法對中介作用進行檢驗。樣本量選擇為5000，置信區(qū)間的顯著性水平為95%的情況下，中介檢驗的結(jié)果見表6。

結(jié)果顯示，中介檢驗的95%置信區(qū)間為0.0289～0.0535，區(qū)間不包含0，表明股權(quán)激勵的中介效應(yīng)顯著，其大小為0.0977。同時，在控制了中介變量股權(quán)激勵后，過度自信對企業(yè)創(chuàng)新投資的影響顯著 （區(qū)間不包含0），說明股權(quán)激勵在管理者過度自信對企業(yè)創(chuàng)新投資的關(guān)系中起部分中介作用，支持了假設(shè)2。

表6 利用Bootstrap法進行中介作用檢驗

3.4 穩(wěn)健性檢驗

為檢驗上述結(jié)論的穩(wěn)健性，本文進行了如下測試：

（1）改變關(guān)鍵變量的衡量方式

①改變管理者過度自信的衡量方法。Malmendier和 Tate （2005）［3］發(fā)現(xiàn)內(nèi)部資源充足時， 過度自信高管會加大投資。因此企業(yè)投資水平可能反映了高管過度自信程度。我們用總資產(chǎn)增長率對營業(yè)收入增長率回歸的殘差減去行業(yè)平均殘差后的殘差值作為高管過度自信的代理變量，若該殘差值大于0，則表示過度自信，OC取1，否則取0；②采用 “貨幣資金＋短期投資／總資產(chǎn)”衡量現(xiàn)金持有水平。

（2）前文回歸中采用的是混合截面數(shù)據(jù)，為了使結(jié)果更加穩(wěn)健，繼續(xù)采用面板數(shù)據(jù)進行回歸。

（3）考慮到行業(yè)差異可能會對本文的結(jié)論產(chǎn)生影響，本文進一步將樣本分為高新技術(shù)企業(yè)和非高新技術(shù)企業(yè)，分別進行回歸。

經(jīng)過上述檢驗后，基本結(jié)論仍然一致，結(jié)果是穩(wěn)健的。

4 結(jié) 論

本文選取2010～2017年我國上市公司為樣本，研究了管理者過度自信、股權(quán)激勵與企業(yè)創(chuàng)新投資之間的關(guān)系。通過實證研究得到如下結(jié)論：（1）控制融資約束后，企業(yè)創(chuàng)新投資水平仍然與管理者過度自信正相關(guān)；（2）融資約束在管理者過度自信與企業(yè)創(chuàng)新投資之間起負向調(diào)節(jié)作用，當(dāng)企業(yè)融資約束程度較高時，管理者過度自信甚至?xí)焕谄髽I(yè)創(chuàng)新投資水平的提升；（3）股權(quán)激勵在管理者過度自信與企業(yè)創(chuàng)新投資之間具有部分中介作用，管理者過度自信促進企業(yè)創(chuàng)新投資的路徑有兩個：①過度自信管理者本身所具備的創(chuàng)新投資的內(nèi)在動機；②公司利用管理者過度自信的特征，為其提供更多的股權(quán)激勵，從而進一步激發(fā)其創(chuàng)新動力。

本文通過考察融資約束和股權(quán)激勵在管理者過度自信與企業(yè)創(chuàng)新投資之間起到的作用，進一步拓展了管理者非理性因素與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的相關(guān)文獻，也對深入理解管理者過度自信對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響及其作用機理提供了新的經(jīng)驗證據(jù)。

本文的政策啟示是：如果企業(yè)想通過創(chuàng)新投資提升企業(yè)核心競爭力，可以聘用過度自信的管理者，同時利用這一特征，為其提供更多的股權(quán)激勵，從而更有利于企業(yè)創(chuàng)新投資水平的提升。但是對融資約束程度較高的企業(yè)來說，聘用過度自信的管理者并不是一個好的選擇，因為管理者由于過度自信而不愿意進行外部融資，會導(dǎo)致創(chuàng)新投資不足。因此，過度自信的管理者在擁有良好現(xiàn)金流和股權(quán)激勵制度的企業(yè)時，才能更好地發(fā)揮促進創(chuàng)新的作用。。

注釋：

①大多數(shù)研究是將股權(quán)激勵、管理者薪酬／持股作為控制變量。