鐘 熙,陳偉宏,宋鐵波,朱子君

(1.廣東工業(yè)大學(xué) 管理學(xué)院,廣州 510640;2.華南理工大學(xué) 工商管理學(xué)院,廣州 510640)

在商業(yè)實(shí)踐中,過(guò)度自信的CEO 毀譽(yù)參半。雷曼兄弟前CEO 理查德·富爾德在享受每平方米6 000美元的豪華公寓之際,其執(zhí)掌的雷曼兄弟公司正滑向破產(chǎn)邊緣[1]。與之相對(duì),蘋果前CEO 史蒂夫·喬布斯則帶領(lǐng)蘋果公司度過(guò)財(cái)政危機(jī)、走向了復(fù)興之路,也正是基于喬布斯打下的基礎(chǔ),后喬布斯時(shí)代的蘋果公司發(fā)展勢(shì)頭仍猛。例如,在2017年,蘋果公司的利潤(rùn)與市值均占據(jù)著世界第一的寶座。富爾德與喬布斯都被公認(rèn)為過(guò)度自信CEO 的典型代表,但二人所執(zhí)掌企業(yè)的經(jīng)營(yíng)狀況反差如此之大,著實(shí)令人驚嘆。

鑒于CEO 對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)決策與經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)的關(guān)鍵影響,以及過(guò)度自信在CEO 群體中存在的普遍性與客觀性[2],學(xué)者們針對(duì)CEO 緣何過(guò)度自信[3],以及過(guò)度自信的CEO 將會(huì)做出怎樣的戰(zhàn)略性決策展開了大量探討[4]。此外,少數(shù)學(xué)者也探究了CEO過(guò)度自信與企業(yè)絕對(duì)業(yè)績(jī)之間的直接關(guān)系。然而,已有研究結(jié)論截然相反[1,5]。實(shí)際上,由于企業(yè)業(yè)績(jī)不僅包括業(yè)績(jī)絕對(duì)水平的高低,還包括相對(duì)水平的業(yè)績(jī)波動(dòng)大小,因而看似互相矛盾的以往研究結(jié)論可在業(yè)績(jī)波動(dòng)性中同時(shí)獲得佐證。誠(chéng)然,有研究將目標(biāo)企業(yè)的業(yè)績(jī)?cè)诓煌甓葏^(qū)間內(nèi)的偏離程度(即縱向業(yè)績(jī)波動(dòng)性)稱作企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān),明確了CEO 過(guò)度自信與企業(yè)縱向業(yè)績(jī)波動(dòng)性之間的邏輯關(guān)系[6]。但根據(jù)文獻(xiàn)[7-8]中的研究成果,業(yè)績(jī)波動(dòng)性不僅包括縱向業(yè)績(jī)波動(dòng)性,還包括橫向業(yè)績(jī)波動(dòng)性即目標(biāo)企業(yè)當(dāng)年的業(yè)績(jī)對(duì)其正常業(yè)績(jī)水平的偏離程度。由于橫向業(yè)績(jī)波動(dòng)性比較了某一時(shí)期企業(yè)實(shí)際實(shí)現(xiàn)與企業(yè)本應(yīng)實(shí)現(xiàn)的業(yè)績(jī)表現(xiàn)之間的偏離程度,而縱向業(yè)績(jī)波動(dòng)性則比較了一段時(shí)間范圍內(nèi)企業(yè)在不同年份的實(shí)際業(yè)績(jī)表現(xiàn)之間的偏離程度,故仍有必要針對(duì)CEO 過(guò)度自信與企業(yè)業(yè)績(jī)波動(dòng)性展開探討。

進(jìn)一步,在CEO 過(guò)度自信影響后果的文獻(xiàn)中大多重點(diǎn)強(qiáng)調(diào)過(guò)度自信的CEO 在戰(zhàn)略性決策中“將會(huì)如何”(如探討CEO 過(guò)度自信與企業(yè)縱向業(yè)績(jī)波動(dòng)性的文獻(xiàn)[6]),卻忽視了CEO 權(quán)力所體現(xiàn)的CEO“能夠如何”在其間的情境作用。一系列研究指出,企業(yè)戰(zhàn)略性決策的制定與執(zhí)行在本質(zhì)上是CEO 與董事會(huì)兩大關(guān)鍵決策群體互動(dòng)作用的結(jié)果[9-10],而戰(zhàn)略性決策制定與實(shí)施的差異可能會(huì)最終導(dǎo)致企業(yè)業(yè)績(jī)表現(xiàn)的不同。這說(shuō)明,忽視戰(zhàn)略決策環(huán)境中CEO 權(quán)力的潛在影響將限制研究發(fā)現(xiàn)的有效性,這也可能是導(dǎo)致已有研究結(jié)論分歧[1,5]的重要原因之一。鑒于此,本文在探討CEO 過(guò)度自信與企業(yè)縱向和橫向業(yè)績(jī)波動(dòng)性的基礎(chǔ)上納入CEO 權(quán)力的調(diào)節(jié)作用,以便得到更具解釋力的研究結(jié)論。

最后,探究CEO 過(guò)度自信與企業(yè)業(yè)績(jī)[1,5]或縱向業(yè)績(jī)波動(dòng)性的文獻(xiàn)[6],未能明確兩者關(guān)系的“傳導(dǎo)路徑”。眾多研究指出,研發(fā)活動(dòng)兼具高風(fēng)險(xiǎn)與高收益的特征,因而只有當(dāng)決策者感知到研發(fā)活動(dòng)的高潛在收益高于研發(fā)活動(dòng)的高潛在成本時(shí),才會(huì)積極參與研發(fā)活動(dòng)[11],增加研發(fā)投入。過(guò)度自信作為一種心理偏差顯著影響著CEO 對(duì)風(fēng)險(xiǎn)與收益的感知[3],這可能會(huì)最終導(dǎo)致過(guò)度自信CEO 對(duì)增加研發(fā)投入的偏愛(ài)或抵觸[12]。此外,相關(guān)研究亦表明,研發(fā)投入顯著影響業(yè)績(jī)波動(dòng)性(如股票收益波動(dòng)性、未來(lái)收益波動(dòng)性)[13]。有鑒于此,本文還將探討研發(fā)投入能否在CEO 過(guò)度自信與業(yè)績(jī)波動(dòng)性之間發(fā)揮傳導(dǎo)作用。

本文的貢獻(xiàn)體現(xiàn)在:①拓展了對(duì)決策者過(guò)度自信與企業(yè)業(yè)績(jī)之間關(guān)系的認(rèn)識(shí)。在文獻(xiàn)中,一部分研究已經(jīng)關(guān)注到CEO 過(guò)度自信對(duì)企業(yè)絕對(duì)業(yè)績(jī)的影響,但已有研究結(jié)論卻存在分歧[1,5];另一部分研究則關(guān)注到CEO 過(guò)度自信與企業(yè)縱向業(yè)績(jī)波動(dòng)性之間的邏輯關(guān)系[6],但卻忽視了探究CEO 過(guò)度自信對(duì)橫向業(yè)績(jī)波動(dòng)性的影響效應(yīng)。因此,通過(guò)論證CEO 過(guò)度自信對(duì)企業(yè)橫向和縱向業(yè)績(jī)波動(dòng)性的重要預(yù)測(cè)效果,有助于更全面地認(rèn)識(shí)CEO 過(guò)度自信與企業(yè)業(yè)績(jī)波動(dòng)性之間的邏輯關(guān)系,對(duì)針對(duì)CEO過(guò)度自信與企業(yè)絕對(duì)業(yè)績(jī)的已有研究結(jié)論分歧提供了一個(gè)新的理論解釋。此外,區(qū)別于從CEO 權(quán)力視角考察業(yè)績(jī)波動(dòng)性前因因素的前期研究[7-8],本文關(guān)注于CEO 隱性特征(過(guò)度自信),豐富了企業(yè)業(yè)績(jī)波動(dòng)性前因方面的研究。②權(quán)力是CEO 影響企業(yè)戰(zhàn)略決策及其績(jī)效的前提條件之一,雖然少數(shù)文獻(xiàn)已經(jīng)明確了CEO 過(guò)度自信對(duì)企業(yè)縱向業(yè)績(jī)波動(dòng)性的影響[6],但卻忽視了CEO 之間的差異性,未能進(jìn)一步明確CEO 過(guò)度自信與CEO 權(quán)力交互與企業(yè)業(yè)績(jī)波動(dòng)性之間的邏輯關(guān)系。因此,通過(guò)將CEO權(quán)力納入研究框架,本文揭示了CEO 過(guò)度自信作用于業(yè)績(jī)波動(dòng)性的情境邊界,并拓展了“CEO 過(guò)度自信-企業(yè)績(jī)效”分析框架。③在CEO 過(guò)度自信和企業(yè)絕對(duì)業(yè)績(jī)[1,5]、縱向業(yè)績(jī)波動(dòng)性關(guān)系的前期研究中[6],大多局限于直接關(guān)系的探討,未能明確期間的作用路徑。因此,通過(guò)將研發(fā)投入作為中介變量引入研究框架,揭示了CEO 過(guò)度自信作用于企業(yè)業(yè)績(jī)的“傳導(dǎo)路徑”,本文彌補(bǔ)了前期研究的不足。

1 理論分析與假設(shè)提出

1.1 CEO 過(guò)度自信與企業(yè)橫向和縱向業(yè)績(jī)波動(dòng)性

CEO 過(guò)度自信一直是戰(zhàn)略管理、公司治理等多個(gè)領(lǐng)域持續(xù)關(guān)注的焦點(diǎn)話題[14]。目前,學(xué)術(shù)界對(duì)CEO 過(guò)度自信的影響后果存在兩種針鋒相對(duì)的觀點(diǎn):“有害論”與“有益論”。

CEO 過(guò)度自信影響后果的“有害論”認(rèn)為,過(guò)度自信CEO 極端水平的信心和信念最終將給企業(yè)帶來(lái)不利影響。Huang等[15]指出過(guò)度自信的CEO 會(huì)相信自己掌握了市場(chǎng)當(dāng)前尚未了解的私人信息,因而對(duì)比非過(guò)度自信的CEO,過(guò)度自信的CEO 更傾向于短期債務(wù)結(jié)構(gòu),這是因?yàn)楫?dāng)未來(lái)的利好消息到來(lái)時(shí),他/她認(rèn)為自己可以使用成本更低的短期債務(wù)進(jìn)行再融資。Hiller等[16]研究發(fā)現(xiàn),過(guò)度自信的CEO 傾向于高估自己獲得成功的能力,這最終將導(dǎo)致其大量投資本不該投資的項(xiàng)目即收益低于成本的項(xiàng)目。

與之相對(duì),CEO 過(guò)度自信影響后果的“有益論”認(rèn)為,過(guò)度自信的CEO 能夠推動(dòng)高管團(tuán)隊(duì)及時(shí)、高效地完成復(fù)雜決策過(guò)程[1],或過(guò)度自信的CEO 會(huì)將其注意力聚焦于創(chuàng)新[17-18],最終推動(dòng)企業(yè)實(shí)施有助于維持、增加企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的研發(fā)活動(dòng)等[12]。世人的確也見證了在不確定、快速變化、以及激烈行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)中取得斐然成績(jī)的過(guò)度自信CEO,例如史蒂夫·喬布斯?？偠灾?以往文獻(xiàn)針對(duì)過(guò)度自信的CEO將有助于還是有害于企業(yè)成功仍存在較大爭(zhēng)議。文獻(xiàn)[1,5]中探討CEO 過(guò)度自信與企業(yè)業(yè)績(jī)關(guān)系的實(shí)證研究也分別支持了“有害論”與“有益論”。Park等[1]的研究表明,CEO 過(guò)度自信與企業(yè)業(yè)績(jī)水平顯著負(fù)相關(guān)。Hsu等[5]的研究顯示,相較于非過(guò)度自信CEO 所執(zhí)掌企業(yè),過(guò)度自信CEO 所執(zhí)掌的企業(yè)將表現(xiàn)出更高的企業(yè)業(yè)績(jī)水平。

事實(shí)上,企業(yè)業(yè)績(jī)不僅包括業(yè)績(jī)絕對(duì)水平的高低,還包括業(yè)績(jī)波動(dòng)程度的大小[8]。綜合CEO 過(guò)度自信影響后果“有害論”與“有益論”這兩種針鋒相對(duì)的觀點(diǎn),本文推測(cè),對(duì)比非過(guò)度自信CEO 執(zhí)掌的企業(yè),過(guò)度自信CEO 執(zhí)掌企業(yè)會(huì)表現(xiàn)出更大的橫向和縱向業(yè)績(jī)波動(dòng)性。首先,由于過(guò)度自信的個(gè)體傾向于高估自身解決問(wèn)題的能力[16]、以及自身掌握私人信息的價(jià)值與數(shù)量等[15],因而當(dāng)CEO 過(guò)度自信時(shí),他/她往往會(huì)高估即將實(shí)施的新戰(zhàn)略性決策的預(yù)期回報(bào)[12]。在這種狀況下,過(guò)度自信的CEO 在新戰(zhàn)略性決策的制定與實(shí)施過(guò)程中通常更為“激進(jìn)”。Camerer等[19]的研究表明,由于過(guò)度自信的決策者會(huì)認(rèn)為自己具備使企業(yè)獲得超額利潤(rùn)的能力,他/她將積極推動(dòng)企業(yè)進(jìn)入新目標(biāo)市場(chǎng),即便新目標(biāo)市場(chǎng)已經(jīng)不存在利基空間。誠(chéng)然,“激進(jìn)”新戰(zhàn)略性決策的實(shí)施可能因恰好契合當(dāng)前和未來(lái)環(huán)境的變化趨勢(shì)(如消費(fèi)需求),從而幫助企業(yè)在當(dāng)前和未來(lái)一段時(shí)間內(nèi)獲得了超額利潤(rùn)。與此同時(shí),它也有可能因未能匹配當(dāng)前及未來(lái)的環(huán)境變化而導(dǎo)致企業(yè)的巨額虧損[20]。換言之,CEO 過(guò)度自信會(huì)同時(shí)導(dǎo)致企業(yè)出現(xiàn)較大的橫向業(yè)績(jī)波動(dòng)性和縱向業(yè)績(jī)波動(dòng)性。

其次,過(guò)度自信CEO 存在著高估自身能力等的狀況[12],將使得其對(duì)自己主導(dǎo)的、正付諸實(shí)施的既有戰(zhàn)略性決策保持著強(qiáng)信心,即便既有戰(zhàn)略性決策已經(jīng)出現(xiàn)無(wú)法響應(yīng)外部消費(fèi)者偏好、政策要求等的苗頭之時(shí),過(guò)度自信CEO 仍會(huì)滿懷信心地認(rèn)為“暫時(shí)的困難是即將取得巨大成功的前兆”,并繼續(xù)堅(jiān)持既有項(xiàng)目或戰(zhàn)略性決策。換言之,過(guò)度自信的CEO 更有可能對(duì)既有戰(zhàn)略性決策表現(xiàn)出“承諾升級(jí)”狀況。在此情況下,企業(yè)既可能因CEO 真知灼見型的“承諾升級(jí)”而使得企業(yè)在當(dāng)前和未來(lái)較長(zhǎng)一段時(shí)間范圍內(nèi)獲得巨大收益,也可能因CEO 價(jià)值摧毀型的“承諾升級(jí)”而在當(dāng)前和未來(lái)較長(zhǎng)一段時(shí)間范圍內(nèi)遭受巨額虧損。例如,福特CEO 亨利·福特在面對(duì)顧客對(duì)汽車車型與顏色等逐漸展現(xiàn)出個(gè)性化需求時(shí),仍堅(jiān)持T 型轎車,并咆哮“顧客可選擇任何一種顏色,只要它是黑色”[21]。正如隨后情況所表明的,這種“承諾升級(jí)”導(dǎo)致福特在較長(zhǎng)一段時(shí)間范圍內(nèi)遭受巨額虧損。可見,因?qū)扔袘?zhàn)略性決策“承諾升級(jí)”狀況的存在,過(guò)度自信CEO 所執(zhí)掌企業(yè)最終也將表現(xiàn)出較大的橫向業(yè)績(jī)波動(dòng)性和縱向業(yè)績(jī)波動(dòng)性。

綜上所述,提出假設(shè):

H1CEO 過(guò)度自信對(duì)企業(yè)橫向和縱向業(yè)績(jī)波動(dòng)性均具有正向影響。

1.2 CEO 權(quán)力的調(diào)節(jié)作用

Weber[22]將權(quán)力定義為“個(gè)體將自己的意志強(qiáng)加于他人行為的可能性”?，F(xiàn)代企業(yè)中最為核心的權(quán)力是戰(zhàn)略性決策的最終決定權(quán),它通常由CEO與董事會(huì)這兩大關(guān)鍵決策者共同掌握,并存在此消彼長(zhǎng)的狀況[1]。隨著CEO 權(quán)力的增強(qiáng),CEO 左右企業(yè)戰(zhàn)略性決策程度與方向的能力將提高[23],這繼而使CEO 得以將自身偏好不打折扣地貫徹到最終落實(shí)的戰(zhàn)略性決策中。因此,雖然假設(shè)H1根據(jù)過(guò)度自信CEO“將會(huì)如何”的邏輯闡述了CEO 過(guò)度自信與橫向和縱向業(yè)績(jī)波動(dòng)性之間的邏輯關(guān)系,但這并不意味著CEO“將會(huì)如何”的狀況必然會(huì)不打折扣地落實(shí),CEO 權(quán)力所體現(xiàn)的CEO“能夠如何”在其間也扮演著關(guān)鍵角色。相關(guān)研究指出,CEO 兩職兼任、CEO 任期、CEO 所有權(quán)以及內(nèi)部董事比例顯著影響CEO 權(quán)力的大小[1,24]。鑒于此,本文將進(jìn)一步考慮CEO 兩職兼任、CEO 任期、CEO 所有權(quán)以及內(nèi)部董事會(huì)比例這4種CEO 權(quán)力的情境,以增強(qiáng)研究結(jié)論的解釋力和預(yù)測(cè)力。

(1)CEO 兩職兼任的調(diào)節(jié)作用。CEO 兩職兼任普遍存在于世界各國(guó),它是指在商業(yè)實(shí)踐中,CEO 同時(shí)兼任董事長(zhǎng)職位的一種公司治理現(xiàn)象[25],理論界圍繞著這種現(xiàn)象也展開了大量探討。一般地,董事長(zhǎng)負(fù)責(zé)制定董事會(huì)議程并主持董事會(huì)討論,因而兩職兼任的CEO 能夠:①主導(dǎo)董事會(huì)會(huì)議的內(nèi)容和議程;②控制董事會(huì)會(huì)議所能獲取的信息[26];③選擇忠誠(chéng)于自己的董事成員來(lái)增強(qiáng)自身權(quán)力[27]。因此,兩職兼任的CEO 能很好地減少董事會(huì)的干預(yù)或反對(duì)意見等,繼而將自己的決策偏好或制定的戰(zhàn)略性決策付諸落實(shí)。兩職兼任可增強(qiáng)CEO 相對(duì)于董事會(huì)對(duì)戰(zhàn)略性決策的影響力[25,27]。與之相對(duì),兩職分離會(huì)導(dǎo)致CEO 缺乏將自身決策偏好與傾向等不打折扣落實(shí)的能力。此外,隨著權(quán)力的增加,CEO 忽視風(fēng)險(xiǎn)的可能性將隨之提高,其所制定、實(shí)施的戰(zhàn)略性決策將更為“激進(jìn)”[20,28]。總之,當(dāng)過(guò)度自信的CEO 同時(shí)還擔(dān)任董事長(zhǎng)時(shí),在權(quán)力的增強(qiáng)作用下,CEO 將更加偏愛(ài)風(fēng)險(xiǎn)性的戰(zhàn)略性決策,且其對(duì)“激進(jìn)”新戰(zhàn)略決策的偏愛(ài)以及對(duì)既有戰(zhàn)略性決策的“承諾升級(jí)”更可能被貫徹落實(shí),最終,企業(yè)出現(xiàn)業(yè)績(jī)波動(dòng)性的可能性將提高。據(jù)此提出假設(shè):

H2aCEO 兩職兼任增強(qiáng)了CEO 過(guò)度自信對(duì)企業(yè)橫向和縱向業(yè)績(jī)波動(dòng)性的正向影響。

(2)CEO 任期的調(diào)節(jié)作用。以往研究指出,由于信息不對(duì)稱的緣故,新上任CEO 其真實(shí)的工作經(jīng)驗(yàn)與管理能力等可能并未與公司需求相匹配、或未能達(dá)到董事會(huì)的期許[29]。而CEO 對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)決策與業(yè)績(jī)表現(xiàn)又發(fā)揮著至關(guān)重要的影響[27],錯(cuò)誤遴選(即聘任了無(wú)法勝任的CEO)則可能導(dǎo)致企業(yè)的巨大損失[30]。因此,董事會(huì)除了在新任CEO 上任之前進(jìn)行信息搜集、信息篩選以保證正確遴選外,在新任CEO 上任之后的一段時(shí)間內(nèi),董事會(huì)還會(huì)加強(qiáng)對(duì)反映CEO 勝任能力信息的收集以及對(duì)CEO進(jìn)行嚴(yán)格的監(jiān)督考核等。Karaevli等[31]的實(shí)證研究顯示,新任CEO 的經(jīng)營(yíng)行為受到董事會(huì)強(qiáng)有力的監(jiān)督,尤其是在前任CEO 因業(yè)績(jī)不佳而被迫離職的企業(yè)之中。毫無(wú)疑問(wèn),這種強(qiáng)有力的董事會(huì)監(jiān)督勢(shì)必將減少CEO 的自由決策空間等。而且,為避免因短期業(yè)績(jī)不佳而遭到董事會(huì)的無(wú)情解雇,新任CEO 會(huì)致力于短期便幫助企業(yè)獲得成功的“速勝”[32],并將規(guī)避可能會(huì)對(duì)短期業(yè)績(jī)?cè)斐韶?fù)面影響的“激進(jìn)”或風(fēng)險(xiǎn)性活動(dòng)[29]。然而,隨著CEO 任期的進(jìn)一步延長(zhǎng),CEO 將獲得更多專業(yè)性的管理知識(shí)與自由裁量權(quán)[1],此時(shí)CEO 的戰(zhàn)略決策空間及其對(duì)戰(zhàn)略性決策的影響力將提高。并且,任期較長(zhǎng)CEO 與董事會(huì)成員發(fā)展出強(qiáng)關(guān)系的可能較高,這種強(qiáng)關(guān)系將弱化董事會(huì)對(duì)CEO 的監(jiān)督力度以及對(duì)CEO 戰(zhàn)略性決策的反對(duì)強(qiáng)度等[33]。因此,隨著任期的延長(zhǎng),過(guò)度自信CEO 對(duì)“激進(jìn)”新戰(zhàn)略決策的偏愛(ài)傾向,對(duì)既有戰(zhàn)略性決策的“承諾升級(jí)”更可能被貫徹落實(shí),最終,CEO 過(guò)度自信對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)波動(dòng)性的正向影響將增強(qiáng)。據(jù)此提出假設(shè):

H2bCEO 任期增強(qiáng)了CEO 過(guò)度自信對(duì)企業(yè)橫向和縱向業(yè)績(jī)波動(dòng)性的正向影響。

(3)CEO 所有權(quán)的調(diào)節(jié)作用。CEO 持有其所執(zhí)掌企業(yè)股票意味著CEO 對(duì)企業(yè)擁有了所有權(quán),這種集經(jīng)營(yíng)權(quán)與所有權(quán)于一體的狀況,使得原本僅掌握經(jīng)營(yíng)權(quán)的CEO 對(duì)企業(yè)戰(zhàn)略性決策等的影響力進(jìn)一步增強(qiáng)[34]。此外,當(dāng)CEO 是企業(yè)創(chuàng)始人或與創(chuàng)始人具有較大關(guān)聯(lián)時(shí),他/她能夠利用自己獨(dú)特的職位來(lái)暗中控制董事會(huì),這最終也增強(qiáng)了CEO 的權(quán)力[1]。事實(shí)上,在以往研究中眾多學(xué)者都將CEO所有權(quán)視為CEO 權(quán)力一個(gè)不可忽視的來(lái)源,并認(rèn)為CEO 所有權(quán)越多則CEO 權(quán)力越大[8,20],越能影響到企業(yè)戰(zhàn)略性決策的制定與實(shí)施,以及企業(yè)業(yè)績(jī)表現(xiàn)等。Weisbach[35]研究發(fā)現(xiàn),所有權(quán)增強(qiáng)了CEO 反對(duì)董事會(huì)解雇業(yè)績(jī)不佳CEO 提議的能力。Mcclelland等[36]的研究表明,CEO 所有權(quán)增強(qiáng)了CEO 年齡對(duì)企業(yè)未來(lái)業(yè)績(jī)的影響?？梢?在所有權(quán)對(duì)CEO 權(quán)力的增強(qiáng)效應(yīng)下,過(guò)度自信的CEO 將更有能力無(wú)視或壓制住董事會(huì)的反對(duì)意見,繼而制定并實(shí)施“激進(jìn)”新戰(zhàn)略性決策,或持續(xù)加大對(duì)既有戰(zhàn)略性決策的支持,最終使得企業(yè)出現(xiàn)業(yè)績(jī)波動(dòng)性的可能性進(jìn)一步提高。據(jù)此提出假設(shè):

H2cCEO 所有權(quán)增強(qiáng)了CEO 過(guò)度自信對(duì)企業(yè)橫向和縱向業(yè)績(jī)波動(dòng)性的正向影響。

(4)內(nèi)部董事比例的調(diào)節(jié)作用。CEO 與董事會(huì)之間權(quán)力的動(dòng)態(tài)關(guān)系還取決于內(nèi)部董事會(huì)的占比[20]。公司治理領(lǐng)域文獻(xiàn)強(qiáng)調(diào),董事會(huì)監(jiān)督角色的發(fā)揮在很大程度上取決于董事會(huì)的獨(dú)立性與公正性[37]。由于外部董事通常不在企業(yè)內(nèi)任職,通過(guò)日常接觸與CEO 產(chǎn)生強(qiáng)關(guān)系的可能性較低,因而較多外部董事的存在有助于提高董事會(huì)的獨(dú)立性以及董事會(huì)對(duì)CEO 經(jīng)營(yíng)決策行為的警惕性[38],最終更好地保障了股東利益。具體講,相較于內(nèi)部董事,外部董事會(huì)更有可能:①解雇業(yè)績(jī)表現(xiàn)不佳的CEO[35];②盡職盡責(zé)來(lái)提高自己在業(yè)內(nèi)的聲譽(yù)[39-40],具有較強(qiáng)的動(dòng)力對(duì)不合理的決策、議案等說(shuō)“不”或投非贊成票。對(duì)比之下,由于內(nèi)部董事在企業(yè)內(nèi)擔(dān)任管理職務(wù),內(nèi)部董事與CEO 接觸較多、互動(dòng)頻繁,這可能會(huì)促使雙方建立情感、產(chǎn)生友誼或發(fā)展出強(qiáng)關(guān)系,繼而降低了董事會(huì)反對(duì)CEO 所制定決策、議案的可能性。上述表明,隨著內(nèi)部董事比例的提高,過(guò)度自信的CEO 在貫徹落實(shí)“激進(jìn)”新戰(zhàn)略決策,或?qū)扔袘?zhàn)略性決策“承諾升級(jí)”時(shí),將更少遭遇董事會(huì)的反對(duì)或更低的董事會(huì)反對(duì)強(qiáng)度等。最終,CEO 過(guò)度自信對(duì)業(yè)績(jī)波動(dòng)性的正向影響將增強(qiáng)。據(jù)此提出假設(shè):

H2d內(nèi)部董事比例增強(qiáng)了CEO 過(guò)度自信對(duì)企業(yè)橫向和縱向業(yè)績(jī)波動(dòng)性的正向影響。

1.3 研發(fā)投入的中介作用

研發(fā)活動(dòng)蘊(yùn)含著較強(qiáng)的風(fēng)險(xiǎn)、困難和挑戰(zhàn)[11]。一般而言,為規(guī)避研發(fā)活動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)自身薪酬、職位安全等的影響,掌握經(jīng)營(yíng)權(quán)的CEO 往往不愿參與研發(fā)活動(dòng)[41]。但當(dāng)CEO 過(guò)度自信時(shí)反而更愿意實(shí)施研發(fā)活動(dòng),原因在于:①過(guò)度自信的CEO 傾向于高估自己解決問(wèn)題的能力[17],繼而導(dǎo)致CEO 高估了研發(fā)活動(dòng)的預(yù)期回報(bào)、低估了研發(fā)活動(dòng)的潛在風(fēng)險(xiǎn),繼而推動(dòng)企業(yè)加大研發(fā)投入;②過(guò)度自信的CEO具有較強(qiáng)的“內(nèi)控傾向”,這使其相信研發(fā)活動(dòng)的最終結(jié)果并不取決于他們控制之外的因素,而僅取決于自身的努力[42];③追求研發(fā)活動(dòng)契合了過(guò)度自信CEO 顯示強(qiáng)大的管理視野和能力的自我形象需要。Galasso等[43]實(shí)證表明,過(guò)度自信的CEO 更有可能推動(dòng)公司開展創(chuàng)新活動(dòng),且過(guò)度自信CEO 所在企業(yè)獲得更多數(shù)量的專利和專利引用。Tang等[12]實(shí)證研究亦發(fā)現(xiàn),CEO 過(guò)度自信與企業(yè)研發(fā)投入顯著正相關(guān)。

另外,很難簡(jiǎn)單地提出,研發(fā)投入對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)具有正向影響或負(fù)向影響。一方面,增加研發(fā)投入可能給企業(yè)帶來(lái)大受消費(fèi)者喜愛(ài)的、獨(dú)具一格的產(chǎn)品或服務(wù)等,繼而幫助企業(yè)獲得超額利潤(rùn);但另一方面,增加研發(fā)投入可能沒(méi)有任何產(chǎn)出,反而消耗了大量物力及人力,繼而導(dǎo)致企業(yè)業(yè)績(jī)承壓、甚至巨額虧損。鑒于此,部分學(xué)者考察了研發(fā)投入與業(yè)績(jī)波動(dòng)性的關(guān)系。在前期研究中,Kothari等[44]探討了研發(fā)投入、資本支出以及其他經(jīng)濟(jì)因素對(duì)未來(lái)收益波動(dòng)性的影響,研究顯示,研發(fā)投入與未來(lái)收益波動(dòng)性之間系數(shù)是資本支出與未來(lái)收益波動(dòng)性之間系數(shù)的3倍,這說(shuō)明,對(duì)比其他支出,從研發(fā)投入中獲得的未來(lái)收益遠(yuǎn)比其他支出帶來(lái)的收益更不確定。Chen等[45]的研究表明,研發(fā)投入正向影響業(yè)績(jī)波動(dòng)性。綜上可見,相較于非過(guò)度自信CEO 所執(zhí)掌企業(yè),過(guò)度自信CEO 所執(zhí)掌的企業(yè)將進(jìn)行更多的研發(fā)投入,繼而導(dǎo)致更大的業(yè)績(jī)波動(dòng)性。據(jù)此提出假設(shè):

H3研發(fā)投入在CEO 過(guò)度自信與企業(yè)橫向和縱向業(yè)績(jī)波動(dòng)性之間發(fā)揮著中介作用。

本研究理論框架如圖1所示。

圖1 理論框架

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

考慮到2008年金融危機(jī)對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)?cè)斐闪司薮笥绊?并考慮到不同行業(yè)之間企業(yè)業(yè)績(jī)狀況可能存在顯著差異,以2009～2016 年中國(guó)深滬A股制造業(yè)所有上市公司作為研究對(duì)象。由于本文旨在考慮CEO 過(guò)度自信與業(yè)績(jī)波動(dòng)性之間的關(guān)系,借鑒相關(guān)主流文獻(xiàn)的做法,對(duì)樣本進(jìn)行了如下篩選:①剔除交易狀態(tài)為ST、PT 的企業(yè)樣本;②剔除資產(chǎn)負(fù)債率大于1的企業(yè)樣本;③剔除CEO 發(fā)生變更的企業(yè)樣本;④剔除數(shù)據(jù)存在缺失的企業(yè)樣本。最終獲得了涉及1 117家上市企業(yè)的3 824個(gè)非平衡面板數(shù)據(jù)。

變量數(shù)據(jù)中,CEO 以及董事會(huì)成員的人物特征數(shù)據(jù)來(lái)自CSMAR 數(shù)據(jù)庫(kù),研發(fā)投入包括費(fèi)用化研發(fā)投入與資本化研發(fā)投入,來(lái)自WIND 數(shù)據(jù)庫(kù),其他變量數(shù)據(jù)來(lái)自CSMAR 和WIND 數(shù)據(jù)庫(kù)。

2.2 指標(biāo)選擇與變量定義

CEO 過(guò)度自信(OC)。結(jié)合中國(guó)證券市場(chǎng)的實(shí)際情況,國(guó)內(nèi)學(xué)者提出了多種衡量CEO 過(guò)度自信的方法,其中比較常用的有管理者持股變動(dòng)、業(yè)績(jī)預(yù)測(cè)法、相對(duì)薪酬法、行業(yè)景氣指數(shù)和企業(yè)家信心指數(shù)4種。首先,由于中國(guó)上市公司大多數(shù)業(yè)績(jī)預(yù)告都是在臨近披露時(shí)才發(fā)布,沒(méi)有做到真實(shí)的事前預(yù)測(cè)[2],故使用業(yè)績(jī)預(yù)測(cè)法存在一定的偏差;其次,由于中國(guó)政府對(duì)國(guó)有企業(yè)高管實(shí)施“限薪”政策,致使高管薪酬數(shù)據(jù)名不副實(shí),故使用相對(duì)薪酬法也存在一定的偏差;最后,基于行業(yè)或宏觀經(jīng)濟(jì)整體預(yù)期的行業(yè)景氣指數(shù)和企業(yè)家信心指數(shù)在反映管理者個(gè)體差異方面存在一定的欠缺,未考慮到中國(guó)證券市場(chǎng)的實(shí)際狀況以及數(shù)據(jù)的可得性?；诖?參照文獻(xiàn)[2,46-47],采用CEO 的長(zhǎng)期持股情況來(lái)判斷CEO是否過(guò)度自信。前期研究表明,風(fēng)險(xiǎn)分散的高管會(huì)在任期內(nèi)盡可能地減少自身持有的股票期權(quán)[46,48],然而,股票期權(quán)計(jì)劃在中國(guó)實(shí)施較晚,且實(shí)施數(shù)量較少,難以獲取相應(yīng)的數(shù)據(jù)。因此,本文使用股票持有量作為替代。與王鐵男等[2,47]的研究保持一致,本文將樣本期間內(nèi)從未減持過(guò)本公司股票的CEO 視為過(guò)度自信,取值為1;否則,視為非過(guò)度自信,取值為0。

橫向業(yè)績(jī)波動(dòng)性(|U_ROA|)?？紤]到中國(guó)資本市場(chǎng)還不夠完善,使用TobinQ衡量企業(yè)業(yè)績(jī)存在一定的偏差,故使用ROA 衡量企業(yè)業(yè)績(jī)。參照以往研究的做法[7-8],將企業(yè)業(yè)績(jī)指標(biāo)ROA 與影響業(yè)績(jī)指標(biāo)的各變量進(jìn)行面板隨機(jī)效應(yīng)模型的估計(jì),預(yù)測(cè)業(yè)績(jī)水平并計(jì)算殘差u。最后,使用殘差u的絕對(duì)值表示業(yè)績(jī)的橫向波動(dòng)度。其中,影響業(yè)績(jī)指標(biāo)各變量的選取包括:CEO 過(guò)度自信、CEO 權(quán)力的4個(gè)子維度以及本文的所有控制變量。為了緩解內(nèi)生性問(wèn)題,橫向業(yè)績(jī)波動(dòng)性采用第t+2年的企業(yè)業(yè)績(jī)指標(biāo)ROA 進(jìn)行估計(jì)。

縱向業(yè)績(jī)波動(dòng)性(Std_ROA)。已有研究多采用企業(yè)在一定年度區(qū)間內(nèi)業(yè)績(jī)指標(biāo)ROA 的標(biāo)準(zhǔn)差表示業(yè)績(jī)的縱向波動(dòng)性[7-8]。但考慮到經(jīng)濟(jì)周期和細(xì)分行業(yè)差異對(duì)業(yè)績(jī)指標(biāo)的影響,本文在計(jì)算縱向業(yè)績(jī)波動(dòng)性之前,將樣本企業(yè)的業(yè)績(jī)指標(biāo)ROA 按年度和行業(yè)的均值進(jìn)行調(diào)整。最后,采用年份滾動(dòng)(窗口期為3年)的方法,計(jì)算樣本企業(yè)在每個(gè)時(shí)段內(nèi)經(jīng)調(diào)整后業(yè)績(jī)指標(biāo)ROA 的標(biāo)準(zhǔn)差,以衡量業(yè)績(jī)的縱向波動(dòng)性。為了緩解內(nèi)生性問(wèn)題,計(jì)算縱向業(yè)績(jī)波動(dòng)性時(shí)所使用的窗口期設(shè)定為第t年～第t+2年。

本文涉及4 個(gè)反映CEO 權(quán)力的子維度:CEO兩職兼任(DUA)、CEO 任期(CEOTENU)、CEO 所有權(quán)(CEOHOLD)以及內(nèi)部董事比例(BODIS)。各變量具體測(cè)量如下:CEO 兩職兼任(DUA),若CEO 同時(shí)兼任董事長(zhǎng),則取值為1,否則為0;CEO任期(CEOTENU),CEO 在其職位上的任職年限;CEO 所有權(quán)(CEOHOLD),采用CEO 所持有股票數(shù)量與企業(yè)股票總數(shù)的比值衡量;內(nèi)部董事比例(BODIS),采用參與企業(yè)內(nèi)部經(jīng)營(yíng)的董事人數(shù)與董事會(huì)總?cè)藬?shù)的比值衡量。

研發(fā)投入(RD)。參考文獻(xiàn)[11,49],采用企業(yè)當(dāng)期研發(fā)投入與營(yíng)業(yè)收入的比值衡量企業(yè)研發(fā)投入。其中,研發(fā)投入包括費(fèi)用化研發(fā)投入和資本化研發(fā)投入。

參考前期研究成果[1,5,7-8,50],選取如下控制變量:企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模(SIZE),選取企業(yè)期末總資產(chǎn)加1后取自然對(duì)數(shù)衡量;企業(yè)上市年限(AGE),選取企業(yè)上市年份數(shù)加1后取自然對(duì)數(shù)衡量;所有權(quán)性質(zhì)(STA),若該企業(yè)為國(guó)有企業(yè),則取值為1,否則為0;銷管費(fèi)用比率(SGA),銷售費(fèi)用與管理費(fèi)用之和與銷售收入的比值;董事會(huì)規(guī)模(BODSIZE),選取董事會(huì)人數(shù)加1后取自然對(duì)數(shù)衡量;董事會(huì)流動(dòng)率(BODTURN),董事會(huì)離職人數(shù)與董事會(huì)總?cè)藬?shù)的比值;環(huán)境動(dòng)蕩性(EU),采用經(jīng)行業(yè)中位數(shù)調(diào)整后的企業(yè)過(guò)去5年銷售收人的變異系數(shù);環(huán)境敵對(duì)性(EH),1減去行業(yè)內(nèi)所有上市企業(yè)所占市場(chǎng)份額的平方和;環(huán)境豐腴性(ER),企業(yè)過(guò)去5年平均銷售增長(zhǎng)率。此外,本文還考慮了年度效應(yīng)(YEAR)的影響。

3 實(shí)證分析與結(jié)果

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性系數(shù)表

表1 列示了變量間的描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性系數(shù)。表中結(jié)果顯示,樣本企業(yè)橫向業(yè)績(jī)波動(dòng)性(|U_ROA|)和縱向業(yè)績(jī)波動(dòng)性(Std_ROA)的均值分別為0.039 6和0.026 2,且各樣本企業(yè)間的業(yè)績(jī)波動(dòng)性存在較為明顯的差異。CEO 過(guò)度自信的均值為0.413 4,表明有超過(guò)4成樣本企業(yè)的CEO 判定為過(guò)度自信。CEO 兩職兼任的均值為0.293 1,表明樣本企業(yè)中約有3成的CEO 同時(shí)兼任董事長(zhǎng)。CEO 任期的均值為3.734 8,表明樣本企業(yè)的CEO在其職位上的平均任職年限約為3～4年。CEO 所有權(quán)的均值為0.064 2,表明樣本企業(yè)的CEO 平均持有其所在企業(yè)6.42%的股份。內(nèi)部董事比例的均值為0.254 8,表明樣本企業(yè)的董事會(huì)中約有1/4的董事參與企業(yè)的內(nèi)部經(jīng)營(yíng)。研發(fā)投入的均值為0.045 5,表明樣本企業(yè)的研發(fā)投入約占其銷售收入的4.55%。此外,表1結(jié)果還顯示,解釋變量之間的相關(guān)性系數(shù)均不高于0.6,說(shuō)明本文不存在嚴(yán)重的多重共線性問(wèn)題,適合進(jìn)一步實(shí)證分析。

3.2 假設(shè)檢驗(yàn)與結(jié)果分析

為保證模型估計(jì)的一致性和有效性,參照相關(guān)主題的文獻(xiàn),在回歸分析之前對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行如下處理:①對(duì)主要連續(xù)變量在1%水平上進(jìn)行縮尾處理;②在構(gòu)造乘積項(xiàng)之前將原始變量去中心化;③對(duì)各模型的所有進(jìn)入變量進(jìn)行方差膨脹因子(VIF)診斷,結(jié)果顯示,各模型的VIF 均值小于閾值2且各變量VIF值均遠(yuǎn)小于閾值10,進(jìn)一步說(shuō)明本文不存在多重共線性問(wèn)題;④面板數(shù)據(jù)的回歸分析可能同時(shí)存在異方差、序列相關(guān)以及截面相關(guān)等問(wèn)題,故采用Driscoll-Kraay標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行修正;⑤在固定效應(yīng)與隨機(jī)效應(yīng)模型的選擇中,豪斯曼分析的檢驗(yàn)結(jié)果表明,后文中所有模型均在1%水平上支持固定效應(yīng)模型的選擇(具體統(tǒng)計(jì)值見回歸結(jié)果)。因此,本文采用雙向固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸分析。

表1 變量間的描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性系數(shù)表

表2列示了CEO 過(guò)度自信與企業(yè)橫向業(yè)績(jī)波動(dòng)性兩者關(guān)系的檢驗(yàn)結(jié)果。表3列示了CEO 過(guò)度自信與企業(yè)縱向業(yè)績(jī)波動(dòng)性兩者關(guān)系的檢驗(yàn)結(jié)果。其中,模型(1)檢驗(yàn)了CEO 過(guò)度自信與業(yè)績(jī)波動(dòng)性之間的關(guān)系。模型(2)～(5)分別檢驗(yàn)了CEO 權(quán)力各個(gè)方面對(duì)CEO 過(guò)度自信與業(yè)績(jī)波動(dòng)性兩者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用;模型(6)為包括所有變量的全模型。

表2、3中的模型(1)共同檢驗(yàn)了假設(shè)H1。由表2模型(1)可知,CEO 過(guò)度自信與企業(yè)橫向業(yè)績(jī)波動(dòng)性顯著正相關(guān)(β=0.008 7,p＜0.01)。由表3模型(1)可知,CEO 過(guò)度自信與企業(yè)縱向業(yè)績(jī)波動(dòng)性亦顯著正相關(guān)(β=0.003 9,p＜0.01)。上述結(jié)果表明,相比于非過(guò)度自信CEO 所執(zhí)掌企業(yè),過(guò)度自信CEO 所執(zhí)掌企業(yè)的業(yè)績(jī)波動(dòng)性更大,從而支持了假設(shè)H1。

表2、3中的模型(2)共同檢驗(yàn)了假設(shè)H2a。由表2模型(2)可知,CEO 過(guò)度自信和CEO 兩職兼任的乘積項(xiàng)與企業(yè)橫向業(yè)績(jī)波動(dòng)性顯著正相關(guān)(β=0.016 3,p＜0.01)。由表3模型(2)可知,CEO 過(guò)度自信和CEO 兩職兼任的乘積項(xiàng)與企業(yè)縱向業(yè)績(jī)波動(dòng)性亦顯著正相關(guān)(β=0.006 6,p＜0.01)。上述結(jié)果表明,相比于兩職分離企業(yè),兩職兼任企業(yè)中CEO 過(guò)度自信與業(yè)績(jī)波動(dòng)性間的正相關(guān)關(guān)系更強(qiáng),從而支持了假設(shè)H2a。

表2、3中的模型(3)共同檢驗(yàn)了假設(shè)H2b。由表2模型(3)可知,CEO 過(guò)度自信和CEO 任期的乘積項(xiàng)與企業(yè)橫向業(yè)績(jī)波動(dòng)性間的關(guān)系沒(méi)有統(tǒng)計(jì)意義上的顯著性(β=-0.000 6,p＞0.1)。由表3模型(3)可知,CEO 過(guò)度自信和CEO 任期的乘積項(xiàng)與企業(yè)縱向業(yè)績(jī)波動(dòng)性顯著負(fù)相關(guān)(β=-0.000 5,p＜0.05)。上述結(jié)果表明,CEO 任期未能增強(qiáng)CEO 過(guò)度自信與業(yè)績(jī)波動(dòng)性間的正相關(guān)關(guān)系,反而部分弱化了CEO 過(guò)度自信與業(yè)績(jī)波動(dòng)性間的正相關(guān)關(guān)系。因此,假設(shè)H2b得到部分反向支持。

表2、3中的模型(4)共同檢驗(yàn)了假設(shè)H2c。由表2模型(4)可知,CEO 過(guò)度自信和CEO 所有權(quán)的乘積項(xiàng)與企業(yè)橫向業(yè)績(jī)波動(dòng)性間顯著正相關(guān)(β=0.103 6,p＜0.01)。由表3模型(4)可知,CEO 過(guò)度自信和CEO 所有權(quán)的乘積項(xiàng)與企業(yè)縱向業(yè)績(jī)波動(dòng)性間亦顯著正相關(guān)(β=0.073 0,p＜0.01)。上述結(jié)果表明,隨著CEO 所有權(quán)的提高,CEO 過(guò)度自信對(duì)業(yè)績(jī)波動(dòng)性的正向影響將增強(qiáng),從而支持了假設(shè)H2c。

表2 CEO過(guò)度自信與橫向業(yè)績(jī)波動(dòng)性回歸結(jié)果

表2、3中的模型(5)共同檢驗(yàn)了假設(shè)H2d。由表2模型(5)可知,CEO 過(guò)度自信和內(nèi)部董事比例的乘積項(xiàng)與企業(yè)橫向業(yè)績(jī)波動(dòng)性間顯著正相關(guān)(β=0.055 6,p＜0.01)。由表3 模型(5)可 知,CEO 過(guò)度自信和內(nèi)部董事比例的乘積項(xiàng)與企業(yè)縱向業(yè)績(jī)波動(dòng)性間亦顯著正相關(guān)(β=0.014 0,p＜0.01)。上述結(jié)果表明,隨著內(nèi)部董事比例的提高,CEO 過(guò)度自信對(duì)業(yè)績(jī)波動(dòng)性的正向影響將增強(qiáng),從而支持了假設(shè)H2d。

表4、5中的模型(2)～(4)共同檢驗(yàn)了假設(shè)H3。遵照文獻(xiàn)[51]中提出的5步驟中介效應(yīng)檢驗(yàn)來(lái)檢驗(yàn)研發(fā)投入在CEO 過(guò)度自信與企業(yè)業(yè)績(jī)波動(dòng)性間的中介作用。第1步,檢驗(yàn)自變量與因變量之間回歸系數(shù)c的顯著性,由表4模型(2)可知,CEO 過(guò)度自信與企業(yè)橫向業(yè)績(jī)波動(dòng)性之間的回歸系數(shù)顯著為正(c=0.008 7,p＜0.01),因此可按中介效應(yīng)立論;第2步,依次檢驗(yàn)自變量與中介變量之間回歸系數(shù)a,以及中介變量與因變量之間回歸系數(shù)b的顯著性,由表4模型(1)可知,CEO 過(guò)度自信與研發(fā)投入之間的回歸系數(shù)顯著為正(a=0.014 2,p＜0.01),且由表4模型(3)可知,研發(fā)投入與企業(yè)橫向業(yè)績(jī)波動(dòng)性之間的回歸系數(shù)亦顯著為正(b=0.037 2,p＜0.01),因此間接效應(yīng)顯著,可轉(zhuǎn)到第4步;第4步,檢驗(yàn)加入中介變量后,自變量與因變量之間回歸系數(shù)c'的顯著性,由表4模型(4)可知,在控制研發(fā)投入后,CEO 過(guò)度自信與企業(yè)橫向業(yè)績(jī)波動(dòng)性之間的回歸系數(shù)顯著為正(c'=0.008 2,p＜0.01),表明可能存在部分中介效應(yīng)或遮掩效應(yīng);第5步,比較ab和c的符號(hào),本文ab和c的符號(hào)均為正,因此,研發(fā)投入在CEO 過(guò)度自信與橫向業(yè)績(jī)波動(dòng)性關(guān)系中具有部分中介作用,中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例(ab/c)為0.060 7。同理,由表5模型(1)～(4)可知,研發(fā)投入在CEO 過(guò)度自信與縱向業(yè)績(jī)波動(dòng)性關(guān)系中亦具有部分中介作用,中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例(ab/c)為0.124 2。上述結(jié)果表明,研發(fā)投入在CEO 過(guò)度自信作用于業(yè)績(jī)波動(dòng)性的過(guò)程中具有部分中介作用,從而支持了假設(shè)H3。

表3 CEO過(guò)度自信與縱向業(yè)績(jī)波動(dòng)性回歸結(jié)果

表4 CEO過(guò)度自信、研發(fā)投入與企業(yè)橫向業(yè)績(jī)波動(dòng)性

表5 CEO過(guò)度自信、研發(fā)投入與縱向業(yè)績(jī)波動(dòng)性

3.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為保證研究結(jié)論的可靠性,進(jìn)行了如下穩(wěn)健性檢驗(yàn):①更換企業(yè)業(yè)績(jī)的替代指標(biāo)。上文中使用資產(chǎn)收益率ROA 衡量企業(yè)業(yè)績(jī),在此采用凈資產(chǎn)收益率ROE衡量企業(yè)業(yè)績(jī)做穩(wěn)健性檢驗(yàn)。重新計(jì)算橫向和縱向業(yè)績(jī)波動(dòng)性后,回歸分析檢驗(yàn)結(jié)果與表2～5的結(jié)果保持一致。②更換研發(fā)投入的測(cè)量方式。上文中采用企業(yè)當(dāng)期研發(fā)投入與營(yíng)業(yè)收入的比值衡量研發(fā)投入,在此采用企業(yè)當(dāng)期研發(fā)投入與資產(chǎn)總額的比值衡量研發(fā)投入。重新計(jì)算研發(fā)投入后,回歸分析檢驗(yàn)結(jié)果與表2～5的結(jié)果保持一致。③為解決內(nèi)生性問(wèn)題的影響,本文基于配對(duì)樣本重新回歸分析。由于本文的解釋變量CEO 過(guò)度自信是二元變量,本文的模型可能存在自我選擇偏誤的問(wèn)題,從而導(dǎo)致遺漏變量的內(nèi)生性問(wèn)題,故采用傾向得分匹配(PSM)技術(shù)獲取配對(duì)樣本。首先,通過(guò)Logit二元選擇模型對(duì)樣本企業(yè)CEO 是否過(guò)度自信進(jìn)行概率得分值的計(jì)算。其中,預(yù)測(cè)模型的初始解釋變量包括上述模型的所有解釋變量,并采用Logit逐步回歸模型在10%的顯著性水平上自動(dòng)進(jìn)行變量的篩選。其次,依據(jù)上述計(jì)算得到的概率得分值采用半徑匹配(r=0.001)方法進(jìn)行樣本匹配。完成配對(duì)后,樣本的核密度函數(shù)以及樣本的特征均得到了有效的改善與控制。最后,采用匹配完成后的樣本重新進(jìn)行回歸分析,檢驗(yàn)結(jié)果與表2～5的結(jié)果保持一致(限于篇幅略)。

4 結(jié)論

本文在引入CEO 權(quán)力作為調(diào)節(jié)變量、研發(fā)投入作為中介變量的基礎(chǔ)上,深入剖析了CEO 過(guò)度自信與橫向和縱向業(yè)績(jī)波動(dòng)性之間的邏輯關(guān)系。以2009～2016年中國(guó)制造業(yè)為研究對(duì)象,得到如下研究結(jié)論:

(1)CEO 過(guò)度自信對(duì)企業(yè)橫向業(yè)績(jī)波動(dòng)性與縱向業(yè)績(jī)波動(dòng)性均存在顯著的正向影響。

(2)CEO 權(quán)力顯著影響CEO 過(guò)度自信與橫向和縱向業(yè)績(jī)波動(dòng)性兩者間的關(guān)系。具體講,CEO 兩職兼任、CEO 所有權(quán)與內(nèi)部董事比例均會(huì)增強(qiáng)CEO 過(guò)度自信對(duì)企業(yè)橫向和縱向業(yè)績(jī)波動(dòng)性的正向影響。但CEO 任期會(huì)削弱CEO 過(guò)度自信與企業(yè)業(yè)績(jī)波動(dòng)性之間的關(guān)系,可能的原因是:隨著任期的延長(zhǎng),盡管CEO 的權(quán)力會(huì)在一定程度上增強(qiáng),但此時(shí)CEO“安于現(xiàn)狀”、不思進(jìn)取的心理與行為特征可能會(huì)顯現(xiàn),CEO 的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平將大幅度降低[52],這最終使得CEO 任期削弱了CEO 過(guò)度自信對(duì)企業(yè)(縱向)業(yè)績(jī)波動(dòng)性的正向影響。

(3)CEO 過(guò)度自信不僅對(duì)企業(yè)橫向和縱向業(yè)績(jī)波動(dòng)性具有直接影響效應(yīng),還將通過(guò)研發(fā)投入的部分中介作用影響企業(yè)橫向和縱向業(yè)績(jī)波動(dòng)性。

本文的實(shí)踐啟示體現(xiàn)在:

(1)本文表明,當(dāng)CEO 過(guò)度自信時(shí),企業(yè)將面臨更大的經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)(即更大的橫向和縱向業(yè)績(jī)波動(dòng)性)。這說(shuō)明,CEO 隱性心理特征對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)產(chǎn)生了重要影響,因而在篩選CEO 候選人時(shí),企業(yè)不僅應(yīng)關(guān)注CEO 的工作經(jīng)驗(yàn)、專業(yè)技能等,還應(yīng)該強(qiáng)化對(duì)CEO 隱性心理特征的評(píng)估。

(2)CEO 的過(guò)度自信是把雙刃劍,它既可能幫助企業(yè)獲取超額利潤(rùn),也有可能導(dǎo)致企業(yè)遭受巨額虧損,因此,企業(yè)應(yīng)結(jié)合自身實(shí)際情況對(duì)過(guò)度自信CEO 所引致的收益和成本進(jìn)行衡量。

(3)隨著CEO 權(quán)力的增大,過(guò)度自信CEO 對(duì)企業(yè)橫向和縱向業(yè)績(jī)波動(dòng)性的正向影響將增強(qiáng)。這說(shuō)明,企業(yè)在評(píng)估過(guò)度自信CEO 對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)的影響時(shí)不應(yīng)忽視CEO 權(quán)力的影響;同時(shí)也說(shuō)明,企業(yè)可通過(guò)重新配置CEO 的權(quán)力結(jié)構(gòu),來(lái)管控過(guò)度自信CEO 所引致的經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)。

(4)研發(fā)投入在CEO 過(guò)度自信與企業(yè)橫向和縱向業(yè)績(jī)波動(dòng)性關(guān)系中發(fā)揮了中介作用。由于研發(fā)活動(dòng)有助于企業(yè)未來(lái)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的維持與獲取狀況,因而過(guò)度自信CEO 在一定程度上也有助于企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的增加。

本文存在的局限性與不足:①除CEO 權(quán)力外,其他影響CEO“能夠”狀況的因素可能也會(huì)制約CEO 過(guò)度自信對(duì)企業(yè)橫向和縱向業(yè)績(jī)波動(dòng)性的影響,例如企業(yè)資源等,因此可進(jìn)一步探討其他情境因素。②研發(fā)投入在CEO 過(guò)度自信與企業(yè)橫向和縱向業(yè)績(jī)波動(dòng)性僅發(fā)揮著部分中介作用。這說(shuō)明,CEO 過(guò)度自信可能通過(guò)多條不同的間接路徑影響企業(yè)橫向和縱向業(yè)績(jī)波動(dòng)性,因此,未來(lái)研究可嘗試探討其他間接路徑。③本文僅采用制造行業(yè)的樣本進(jìn)行分析,研究結(jié)論可能無(wú)法推廣到其他行業(yè),未來(lái)研究可以跨行業(yè)進(jìn)行分析與比較。