【正文】 和平均年齡對管理者信心有正向促進作用，平均任期和董 事會規(guī)模對管理者信心有負面 影響，除了董事會成員學歷的異質性為， 董事會成員年齡的異質性、任期的異質性和職業(yè)經驗的異質性都對管理者信心具有負向抑制作用。但 董事長和總經理兩職兼任卻 對 管理者信心有顯著的正向促進作用，顯著性水平為 5%。研究結果如表 4所示，其中第（ 2） 和第（ 3） 列 是以 管理者自信程度 1為被解釋變量的 OLS 回歸結果， 第（ 2）列 揭示了國有產權控股公司董事會成員特征與管理者信心的關系。 表 4 的第（ 6）列是以 管理者自信程度 2 為被解釋變量時 全樣本 OLS 回歸結 果，從中可以看出，董事會成員特征對管理者 自信程度的影響與上述 分析是一致的。 其他變量中， 管理者的政治聯(lián)系與其信心之間在5%的水平上顯著正相關，政治聯(lián)系可能使公司在稀缺資源的配置等方面受益，進而促進管理者的自我歸因， 提升其信心 。本文認為，不同的年齡 意味著不同的時代、不同的 成長環(huán)境 ，甚至 所受教育 理念 的不同， 造就其 在價值觀、認知能力方面會存在較大的不同， 對管理者的同一 提案達成共識的難度加大，管理者更 難以盲目自信。這 說明董事會成員異質性越強，管理者越能夠聽到不同的意見和聲音， 董事會 越有可能 成為 “ 持不同意見的同伴” ，成為與管理者 “相互對立的權威” ，減少團隊對管理者的盲從，實現對管理者過度自信的 負向調節(jié)作用。本文認為董事會成員任期延長，“資深董事”對 企業(yè)的實際經營狀況更為熟知，也就更不易對管理者的提案盲目附和， 不同意見的提出 可以有效抑制管理者的 盲目自信， 使其 決策 更為理性。 因此，高學歷也意味著更多“有修養(yǎng)”的“謙謙君子 ” ， 這種環(huán)境 下管理者的決策會受到較少的挑戰(zhàn)從而 促進 其 信心的增長。 （一） 董事會成員 特征 對 管理者 自信程度 的影響 實證檢驗結果如表 4 所示 ， 第（ 1）列 是 以 管理者自信程度 1 為被解釋變量時 全樣本回歸結果 ， 從中可以看出， 董事會成員 平均教育水平 和平均年齡對管理者 自信程度具 有正向促進作用， 且 前者 在 5%水平上顯著正相關 。 表 3 變量 描述性統(tǒng)計 變量 均值 最大值 最小值 標準差 Confiden1 Confiden2 Aage Aterm Aedu 1 Bsize 15 5 Hage Hedu 0 Hterm 0 6 Hexp 四、 實證 結果與分析 這一部分 首先通過全樣本的 OLS 回歸 檢驗 了董事會成員特征 與 管理者 自信程度 的相關性 ，其次按照公司實際控制人性質不同將樣本分為國有上市公司組和非國有上市公司組 ， 分別檢驗 公司的產權性質對該 相關性 的影響 ，再根據 管理者是否具有政治聯(lián)系分組檢驗政治聯(lián)系是否會影響這種相關性。 平均任職期限為 ，基本為一屆 。 從中可以看出， 董事會成員平均年齡為 歲， 這 說明 總體來看，董事會 成 員中 年長者偏多 。 Hedu 董事會成員教育水平 異質性 Hterm 董事會成員任 期異 質性 Hexp 董事會成員職業(yè)經驗異質性 職業(yè)經驗的異質性的測量采用 Herfindal Hirschman系數，值越大，說明團隊的異質性程 度越高。具體 變量 定義 參見表 2。管理者具有政府（部隊）、人大代表和政協(xié)委員工作經歷的取值為 1，否則取值為 0。 控制變量 除了董事會成員特征以外，本文對其他可能對管理者信心產生影響的因素予以控制。高層管理團隊職業(yè)經驗的異質性的測量采用 Herfindal Hirschman 系數，計算公式是 ???? ni iPH 11 ，其中 iP 是團隊中第 i 類的成員所占的百分比，H 的取值界于 01 之間，值越大，說明團隊的異質性程度越高 [24]。 高層管理團隊年齡、任期、教育水平異質性的測量采用標準差系數，標準差系數越大表示高層管理團隊成員的年齡、任期、教育程度差異越大。 平均年齡，取值為董事會全體成員在樣本期間實際年齡的平均值；平均教育水平，根據董事會成員 的實際學歷，按照博士、碩士、本科、?？啤？埔韵路謩e賦值為 1， 再 將董事會全體成員的學歷取平均值；平均任期， 為 董事會成員在董事會實際任職年限的平均值；董事會規(guī)模，取值為董事會成員的具體人數。根據 深 交所和上交所的規(guī)定，從 2020 年開始，上市公司被要求在業(yè)績可能出現大幅波動時，于第三季度做出預告，由于會計年度尚未完結，這時的預告能體現管理者的預測，從而反映出管理者對該年公司業(yè)績的信心。 葉 蓓 、 袁建國 [17]也曾采用該指標，但他們未能剔除管理者持股增加中的股改因素和股權激勵因素，而這二者是管理者持股增加的 重要原因，本文在樣本篩選中已剔除該部分數據。 根據 修訂后的《公司法》和《證券法》規(guī)定 ， 自 2020年 1 月 1日起 ，上市公司董事、監(jiān)事和高級管理人員可以轉讓其持有的公司股份 （ 但在任 職期間每年轉讓的份額不得超過其所持股份總數的 25% )， 為上市公司管理層自愿交易 其 所在 公司 股票掃除了政策障礙。 表 1 樣本 分布 管理者持股的非金融類樣本數（ 1） 管理者持股不滿一年樣本數 （ 2） 管理者因股權分置和股權激勵增持樣本 數 （ 3） 董事會成員數據不全樣本數 （ 4） 未準確報告盈余預測變動百分比的樣本數（ 5） 本研究最終保留樣本數（ 6）= )()1( 52???i i 2020 年 189 48 16 1 76 48 2020 年 229 50 13 19 68 79 4 2020 年 270 56 3 16 80 115 合 計 688 154 32 36 224 242 （二） 變量定義 管理者自信程度的度量 在現有的研究文獻中，關于管理者過度自信的度量方式主要有以下幾種： 以長期持有 公司 期權以及 增 持公司 股票等行為來衡量管理者過度自信 [3,1718]； 以媒體 等 外部人對管理者的評價 來衡量 [3]；以盈利預測來度量 [19]； 采用直接的方式 ， 調查 CFO 對未來股市和公司的預測 ， 對統(tǒng)計結果進行分析計算得出 [20]； 用并購頻率度量 [21]；其他指標，如 首次并購成功 [22]等。 董事會成員特征數據 和管理者政治聯(lián)系 通過手工收集獲得。 三、 研究設計 （一） 樣本 選擇與數據來源 本文以 20202020年間深市 A股上市公司 中管理者持股 并 且在 第三季度 進行本年度盈利預測的公司 為樣本 ，并按照以下標準進 一步 篩選： （ 1） 剔除金融類上市公司；（ 2） 剔除管理者持股不滿一年的樣本；（ 3） 考慮到股改前股份流 通的限制和股改給管理者帶來增持的可能，以及 公司在對高管進行股權激勵時并未詳細披露具體的股份數額， 剔除 管理者持股增加原因為 股權分置和 股權激勵的樣本；（ 4） 剔除 董事會成員特征 數據 不全的樣本；（ 5） 剔除未準確報告盈利預測變動百分比的樣本。 當董事會 成員 在管理者決策 過程 中 可以發(fā)出不同的意見和聲音，而不是盲從和默許時， 我們可以預期 管理者決策的理性 程度可以得到提高，其盲目樂觀和過度自信的傾向會得以緩解，而這些有賴于董事會成員 認知基礎、價值觀 和 洞察力 的不同 ，有賴于董事會成員 個人特征的不同 。 Korsgaard et 多元化的團隊成員的決策風格可以糾正 CEO的決策方向，提高戰(zhàn)略柔性 [16]。 而 團隊成員個體的特征，如年齡、 教育水平、任期和經歷等，是形成其認知基礎、價值觀、洞察力的重要因素 。但不難發(fā)現，現有的改革是在理性假設前提下，試圖基于公司與個人利益的無關性來維護董事會的獨立性（如獨立董事的設 立），但從以上分析可知，群體對權威的遵從，并不僅僅是利益驅動的 結果 ，其他行為因素的影響是不容忽視的，如群體成員的認知問題。 本文認為， 相對于公司的管理者而言，董事會理應可以擔當起這份職責，董事會成員 對 CEO提案的不同意見和 挑戰(zhàn) 可以打開 一個自由質疑的大門。 一個成功的CEO在其公司中會更自由，等級中過度的順從會強化 CEO的自信認為自己是對的 ， 使其不能進行 合理的 自我批評和評估。 Morck認為公司治理中的丑聞在很大程度上由董事會成員“錯置的忠誠”縱容的 [12]。 如安然（ The Enron）公司 董事會有很強的團隊認同，被贊為美國最 3 好的五個公司董事會之一。 因此， 一個融洽的團隊會被團體盲從、團體壓力和個人興趣所左右 。在這種時候，集團意志戰(zhàn)勝了獨立性?！蓖瑫r，他提到“在過去的 40 年中，我曾經在 19 家 上市公司的董事會呆過。 巴菲特在其 2020年 的 基金年報中描 述了董事會的決策過程，認為董事會之所以不能制止 CEO 對股東利益的損害，“主要原因不在于法律的漏洞，而在于董事會氣氛。但集體決策也是不完美的，集體容易患一些獨特的認知偏差，如 群體 可能 基于從眾的壓力而對不尋常的、少數人的或不受歡迎的觀點得不出客觀的評價 ，這便是 “群體思維” 問題 ， 可能帶來獨特的代理成本。這種精神上的暗示甚至使人們 公然 從事不道德行為 ，如 董事會 由于 對 CEO的 忠誠 ， 會 對明顯錯誤的 公司 戰(zhàn)略 予以 默許 ，而 其他行為因素，如互惠交易，群體一致又 會進一步強化 這種傾向。 這說明 人不僅僅受自利的驅動，還會受到其他心理偏好以及社會因素的影響，即使不存在委托代理矛盾，董事會成員的非理性心理也會導致其失職， 做 出有損于公司價值的決策，或 是 不能有效阻止經理人有損于公司價值的行為 。 這與 Jensen 和 Meckling[11] 及其他代理問題的經濟和財務文獻所關心的第一類代理問題是不同的，第一類代理問題是，如果行為人擔當起代理人責任時社會福利會更高，而他卻代理了自己 ； 第二類帶來問題意味著行為人代言自己時社會福利會更高，而他卻擔當起代理人責任。 管理者這種心理偏差會 導致公司經營決策偏離股東價值最大化目標。但后續(xù)研究卻發(fā)現，這些被調查企業(yè)中有 66%以失敗告終。Cooper 等 [10]對美國企業(yè)家 進行的 調查顯示，創(chuàng)業(yè)企業(yè)家們認為別人的企業(yè)成功的概率只有59%，而自己成功的概率則高達 81%。 但 心理學的研究卻發(fā)現，人并非完全理性的，人在做決策時的信念和偏好會出現系統(tǒng)性的偏差，并表現出過度自信、錨定 效應 、損失規(guī)避以及心理會計 賬戶 等行為特征 [8]，其中最為穩(wěn)定的研究發(fā)現就是人們在判斷過程中的過度自信行為。因此， 董事會成員特征可否調節(jié)管理者的自信程度呢？本文試圖從實證角度回答這一問題。但目前關于董事會的研究主要側重于 董事會規(guī)模、董事會構成、董事會會議頻率 等方面，董事會成員特征較少被關注。 相對于公司管理者而言， 作為公 * 基金項目： 本文由 中國博士后科學基金面上項目（編號： 20200490845 ） 和 廣東省自然科學基金面上項目（項目編號： S2020040001881 ） 資助。 Milgram [7]通過實驗研究 揭示 人類天生 具有 服從權威的心理 傾向，而 “ 持不同意見的同伴 ” 、“相互 對立的權威” 等 因素可 削弱這種依從傾向 。 大量文獻研究了管理者 信心 對公司決策的影響 [15]， 發(fā)現 管理者過度自信是公司決策 行為 異化的重要原因之一 。 【 關鍵詞 】 董事會 成員 特征 管理者 過度自信 政治 聯(lián)系 產權性質 Characteristics of Directors and Overconfidence of Managers Wen Fang (School of Management, Xiamen University, Xiamen 361005) Abstract： How do the characteristics of directors affect managers’ overconfidence?Through using the change o f manager holding his own firm stocks and the earnings forecast errors to measure manager overconfidence, on the basis of the date of listed panies in Shenzhen exchange during 20202020, this study examines the relationship between characteristics of directors and overconfidence of managers. The empirical results show characteristics of directors, including the heterogeneity of age, tenure, managers’ technologic functional background and education level, can regulate managers’ overconfidence, especially in nonnational