【正文】 panies. The politicalconnected managers can ignore regulation of directors. At last, the study made two robust tests about measurement of manager overconfidence and regression method, and the results keep still in both tests. Key Words： directors’ characteristics； managers’ overconfidence； political connection； property right 一、 引言 傳統(tǒng)經(jīng)濟理論認(rèn)為，管 理者行為遵守期望效用最大化原則和貝葉斯學(xué)習(xí)法則，但 行為經(jīng)濟學(xué)研究發(fā)現(xiàn)， 人們 的 決策行為未必都是理性的 。實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，董事會成員特征是管理者自信程度的重要影響因素，董事會成員年齡異質(zhì)性、任期異質(zhì)性和職業(yè)經(jīng)驗的異質(zhì)性都對管理者信心具有明顯的抑制作用；與國有上市公司 相比，非國有上市公司中董事會成員特征對管理者信心的影響更為顯著；管理者的政治聯(lián)系可以增強其在公司中的地位和威信，弱化董事會的監(jiān)督和制約機制，表現(xiàn)為董事會成員特征對管理者信心的影響甚微。 1 董事會 成員 特征 與 管理者 過度自信 * 【 摘要 】 文章研究董事會成員特征對管理者過度自信是否具有顯著的調(diào)節(jié)作用。以管理者持股比例變化和對公司未來盈余預(yù)測偏誤作為衡量管理者過度自信的代理變量，以 20202020 年深市 A 股上市公司為樣本，從董事會成員年齡、任期、職業(yè)經(jīng)驗、教育水平等方面，回歸分析了作為公司治理核心機制的董事會對管理者自信程度的調(diào)節(jié)作用。針對管理者過度自信衡量方法和實證檢驗方法的穩(wěn)健性檢驗都表明研究結(jié)論具有較好的穩(wěn)定性。 作為 公司 的主要決策者 ， 管理者 在 面臨 決策 風(fēng)險與收益的權(quán)衡 時 ， 其 認(rèn)知 偏差 會導(dǎo)致 公司決策 行為 偏離股東價值最大化目標(biāo)。 如果 管理者 的過度自信 不是天生的，而是 來自 于 實踐，那么基于 管理者 實踐的合理公司治理 就是必要的 [6]。 該 發(fā)現(xiàn)引起了大量文獻的響應(yīng)，但在公司治理領(lǐng)域，實證文獻很少。 2 司治理核心機制的 董事會 理應(yīng) 可以成為 “持不同意見的同伴” ，或是 “相互對立的權(quán)威” ，減少團隊對管理者的盲從，實現(xiàn)對管理者信心的有效調(diào)節(jié)。本文認(rèn)為董事會成員特征，如年齡、學(xué)歷、任期、職業(yè)經(jīng)驗等是 形成其認(rèn)知基礎(chǔ)、價值觀、洞察力的重要因素 ，這進一步關(guān)系到董事會成員對管理者戰(zhàn)略決策的認(rèn)識和態(tài)度 ，即管理者的提案在董事會中是否會受到不同意見的挑戰(zhàn)。 二、 相關(guān)研究評述 傳統(tǒng)的理性人假設(shè)認(rèn)為，人 們 在做決策時存在一致的信念和一致的偏好， 并 依據(jù) 主觀期望效用最大化的標(biāo)準(zhǔn)來做出決策。過度自信行為主要產(chǎn)生人們傾向于高估自己的能 力，認(rèn)為自己的能力要高于平均水平 [9]。其中，只有 11%的人認(rèn)為別人的成功概率為 100%，而相 信自己成功的概率為 100%的高達 33%。這說明創(chuàng)業(yè)企業(yè)家們普遍存在著過度自信心理。 Milgram[7]在社會心理學(xué) 的 實驗 中 觀察到 ， 人類天生 就 有服從權(quán)威 的 傾向， 他 將這種 “不加 思考的順從”稱作“第二類代理問題”，即 人們只對權(quán)威的指示負(fù)責(zé)任，而不管權(quán)威指示他們要做的內(nèi)容是什么 。 因此， 在公司治理中，當(dāng)高管們未能誠實地履行公眾股東的代理職責(zé)而屈從于個人私利時，就發(fā)生了第一類代理問題；當(dāng)董事對 CEO盲從時，就發(fā)生了第二類代理 問題 [12]。 Milgram[7]解釋 董事會服從于 CEO， 是 與精神上的概念相聯(lián)系 的 ，如忠誠、信任、職責(zé) 等 。 法學(xué)家 Bainbridge[13]認(rèn)為 集體與個人相比具有明顯的優(yōu)勢，集體決策過程由于存在集體內(nèi)部的協(xié)同作用而不僅優(yōu)于群體的平均水平，而且優(yōu)于群體中最好的決策者。 組織內(nèi)那些擁有權(quán)威、說話自信 的成員 ，他們 的想法 更 容易成為群體的共同意見，即使 群體中 大多數(shù)人并不贊成這一提議 ，但 群體成員感受到群體規(guī)范要求共識的壓力，不愿或難以 表達不同見解。在一個氣氛和諧的董事會例會上，幾乎不可能讓一個家教良好，受過上等教育的紳士舉起手說‘我認(rèn)為應(yīng)該更換首席執(zhí)行官’，或者說‘我不同意剛才 CEO 所做的陳述’，這是令人尷尬和需要勇氣的。我必須悲哀地承認(rèn) ： 在很多時候，當(dāng)我意識到 CEO的提議是有違股東利益時，我選擇了沉默。” 而 CEO在設(shè)定董事會 的議程時，往往把討論的信息“框定”得有利于達成一致意見，這樣即使是完全獨立的董事也會覺得需要附和集體的意見 [14]。公司 財務(wù)丑聞 的爆發(fā)也 可證明這一點 。董事會成員 具有 相似的背景 ， 批評 和 討論非常缺乏 ，強勢的公司文化又 進一步促進 了對公司高管的忠誠 。 因此 ，對 CEO的尊重 會 導(dǎo)致 CEO的 過度自信。 那么，如何有效解決這一問題呢？ Milgram在實驗中 發(fā)現(xiàn) “持不同意見的同伴” 、 “相互對立的權(quán)威” 等 因素能夠削弱 人類天性中對權(quán)威的 依從傾向 [7]。 在公司治理改革的實踐中，人們已經(jīng)關(guān)注到這一問題，如關(guān)于董事會中獨立董事人數(shù)的要求，關(guān)于董事長與總經(jīng)理的兼任 問題，關(guān)于建立 獨立外部審計委員會的要求等。 Hambrick 和 Mason[15]在 高層理論（ Upper Echelons Theory, UET）中指出 ， 高管 團隊成員不同的認(rèn)知基礎(chǔ)、價值觀、洞察力以及這些特質(zhì)的作用過程會影響組織的戰(zhàn)略選擇和組織績效。 本文 認(rèn)為， 團隊成員個人特征的不同，也就 意味著 他們 認(rèn)知基礎(chǔ)的差異 ，他們 會從不同的來源收集信息并且對問題具有不同的解釋和觀點 ，這直接 影響管理者的戰(zhàn)略抉擇，從而造就不同的組織績效。 這就說明 了 團隊成員的個人特征對公司決策者的影響力。 基于以上分析， 本文 認(rèn)為， 董事會成員特征是管理者 自信程度 的重要影響因素， 成員 構(gòu)成 的異質(zhì)性對管理者 信心 具 有 抑制 作用 。 盈余預(yù)測和高管持股數(shù)據(jù) 來自 Wind 數(shù)據(jù)庫，并 通過新浪財經(jīng) 與公司年度公告逐一核對 。具體樣本分布如表 1 所示。 借鑒 Malmendier 和 Tate的思路 [3]，本文選取管理者持股變化的連續(xù)變量作為管理者 自信程度 的 衡量指標(biāo)。如果 管理者 選擇繼續(xù)持有或增加持股 ，可以認(rèn)為 管理者對企業(yè)前景和個人能力抱有 較大的信心 。 該指標(biāo)的計算公式為： 1+（年末管理者持股數(shù) 上年末持股數(shù) 公司本年分紅送股數(shù)） /上年末持股數(shù) 考慮到 公司盈余預(yù)測偏誤是衡量管理者過度自信的常用指標(biāo) 之一，本 文以其作為管理者自信程度 的 又 一度量指標(biāo) 。計算公式如下： （預(yù)測年度凈利潤增長率 實際年度凈利潤增長率） /|實際年度凈利潤增長率 | 董事會成員 特征 本文從年齡、教育水平、任期、職業(yè)經(jīng)驗 ，董事會規(guī)模五 個維度對董事會成員特征予以考察。 董事會 成員 構(gòu)成 的異質(zhì)性，包括董事會成員 年齡、任期、教育水平和職業(yè)經(jīng)驗異質(zhì)性等四個維度。 Allison在比較了測量差異的各指標(biāo)后，認(rèn)為標(biāo)準(zhǔn)差系數(shù)由于是一個比例恒定的測量指標(biāo)，在測量連 續(xù)數(shù)據(jù)例如年齡、時間時，要優(yōu)于標(biāo)準(zhǔn)差和方差 [23]。 對于團隊成員的職業(yè) 經(jīng)驗 背景，本文將其分為五類：技術(shù)（包括研究、工程和生產(chǎn)制造）、金融財會、市場營銷（包括貿(mào)易）、法律、其他（包括黨務(wù)、政府職員等）。管理者的政治聯(lián)系 變量 ， 學(xué)者 們 證實，管理者的政治聯(lián)系可以給公司帶來額外的資源， 如融資便利、行業(yè)準(zhǔn)入 [25]， 本文認(rèn)為， 這會給管理者帶來自己“關(guān)系能力”很強的自我歸因，促進其過度自信。 其他控制變量包括 總經(jīng)理與董事長 是否 兼任 、 控股股東類型 、 公司規(guī)模 、 業(yè)績 ，20202020年間，是中國股市在連續(xù)四年低迷之 后的高漲時期，考慮到市場行情對管理者信心影響 ， 設(shè)置年度虛擬變量進行控制 。 表 2 變量定義 5 變量代碼 變量名稱 變量取值方法及說明 Confiden1 管理者自信程度 1 （預(yù)測年度凈利潤增長率 實際年度凈利潤增長率） /實際年度凈利潤增長率 Confiden2 管理者自信程度 2 1+（年末管理者持股數(shù) 上年末持股數(shù) 公司本年分紅送股數(shù)） /上年末持股數(shù) Aage 董事會成員平均年齡 取值為董事會成員 在樣本期的平均年齡 Aterm 董事會成員 平均任期 取值為 董事會 成員進入董事會到樣本 期為止的任職年限的平均值 Aedu 董事會成員 平均教育水平 取值為董事會成員學(xué)歷的平均值 Bsize 董事會 規(guī)模 取值為董事會人數(shù) Hage 董事會成員年齡異質(zhì)性 采用標(biāo)準(zhǔn)差系數(shù)衡量董事會成員年齡、教育水平、任期的異質(zhì)性， 標(biāo)準(zhǔn)差系數(shù)越大表示高層管理團隊成員的年齡、 教育水平、 任期差異越大。 Polit 管理者政治背景 管理者具有從政經(jīng)歷則取值為 1，否則取值為 0 Dual 總經(jīng)理與董事長兼任 總經(jīng)理與董事長兼任則取值為 1，否則取值為 0 State 控股股東類型 國有控股股東取值為 1，否則取值為 0 Roe 公司業(yè)績 公司凈利潤 /公司平均總資產(chǎn) Size 公司規(guī)模 公司總資產(chǎn)的自然對數(shù) Year 年度虛擬變量 公司處于該年度時取值為 1，否則取值為 0 （三） 描述性統(tǒng)計 對樣本數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表 3所示。 一般認(rèn)為 在中國這種“以和為貴”的文化背景下，年長者會更傾向于隱藏自己的觀點以避免矛盾， 當(dāng)然， 這是否意味著管理者 在董事會中 受到較少的挑戰(zhàn) 從 而更為自信還有待實證檢驗。董事會成員 學(xué)歷平均達到大學(xué)以上， 從某種意義上說，學(xué)歷可以傳遞一種受教育者素質(zhì)的信號， 如果我 國教育體制下的學(xué)歷能夠承擔(dān)起這種信號傳遞功能的話， 那就說明 上市公司 董事們 的 素質(zhì)還 是 值得樂觀 的 ，只是 尚 不能確定其對管理者信心增減的 調(diào)節(jié) 作用 。 最后對實證結(jié)果進行穩(wěn)健性分析。如 巴菲特在其 2020 年 的 基金年報中 所 描述 ， 在一個氣氛和諧的董事會例會上，讓 “ 受過上等教育的紳士 ”提出反對意見是“ 令人尷尬和需要勇氣的 ” 。 董事會成員平均任期 和董事會規(guī)模 都 對管理者信心有負(fù)面影響， 前者 在 10%水平上顯著。 董事會成員年齡的異質(zhì)性、任期的異質(zhì)性和職業(yè)經(jīng)驗的 異質(zhì)性 都對管理者信心具有負(fù)向抑制作用 。其中， 年齡的異質(zhì)性在 1%水平上顯著負(fù)相關(guān)。 而董事會學(xué)歷的異質(zhì)性卻與管理者 自信程度 顯著正相關(guān)，如前文所述，高學(xué)歷的董事會成員有“謙謙君子”傾向 ， 而囿于群體思維，低學(xué)歷者 基于從眾的壓力 也難以對管理者 決策提出挑戰(zhàn) 。董事長和總經(jīng)理兩職 兼任對 管理者信心 有正向促進作用，且在 10%的水平上顯著， 這是兩職兼任者“大權(quán)獨攬”的必然結(jié)果。 （二） 進一步研究 不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下董事會成員特征與管理者 自信程度 的相關(guān)性 考慮到我國上市公司特殊的產(chǎn)權(quán)類型，本文以公司實際控制人為依據(jù)，將樣本分為國有產(chǎn)權(quán)控股樣本組（簡稱國有組）和非國有產(chǎn)權(quán)控股樣本組（簡稱非國有組），分別考察董事會成員特征對管理者信心的影響。從中可以看出， 除董事會成員平均教育水平與管理者信心在10%的水平上顯著正相關(guān)外，其他董事會成員特征對管理者 自信程度 的影響均不顯著。本文認(rèn)為，在國有背景 公司 終極控制人缺位的情況下，兩職兼任使管理者權(quán)力更為放大， 尤其是 缺乏董事會的有效制衡時，不可避免地 會 造成管理者信心膨脹。與全樣本分析中不同的 7 是， 在非國有組中，公司規(guī)模是管理者信心的一個重要來源，二者顯著正相關(guān)?？傮w來看，與國有上市公司相比，非國有上市公司的董事會成員特征對管理者信心有更大的影響。 表 4 回歸結(jié)果 (1) 管理者自信程度 1 (1)全樣本 (2)國有組 (3)非國有組 (4)政治聯(lián)系 (5)非政治聯(lián)系 截距 *() () **() () () Aage () () **() () () Aterm **() *() () () *() Aedu *() () **() () () Bsize () () () () () Hage ***() () ***() () ***() Hedu ***() () *() () *() Hterm () () *() () () Hexp () () () () () Polit **() () () Dual *() **() () () () State () () () Size () () *() () () Roe () () () () *() Yeari 控制 控制 控制 控制 控制 AdjustR2 F N % *** 242 % 86 % ** 156 30 % * 212 注：表中被解釋變量為管理者自信程度 1，括號中為 t 值，并經(jīng) White 異方差穩(wěn)健性修正；年度效應(yīng)在回歸結(jié)果中沒有報告； ***、 **、 *分別表示顯著性水平為 、 、 ?；谛睦韺W(xué)的自我歸因理論，本文認(rèn)為，如果公司獲取的“成功”不是來源于公司的生產(chǎn)經(jīng)營、自主創(chuàng)新等路徑，而是來自于管理者政治聯(lián)系，那么管理者會更多的將公司的成長歸因于自己的“關(guān)系能力”，進而導(dǎo)致其過度自信。當(dāng)以 管理者自信程 度 1 為被解釋變量時， OL