上海大學(xué)管理學(xué)院 陳可喜 李珍珍

管理層過(guò)度自信、董事會(huì)治理與公司績(jī)效
——來(lái)自滬深A(yù)股制造業(yè)企業(yè)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

上海大學(xué)管理學(xué)院 陳可喜 李珍珍

本文以2011-2015年A股制造業(yè)公司為研究樣本，分析了管理層過(guò)度自信與公司績(jī)效的相關(guān)性，以及董事會(huì)治理對(duì)二者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。研究發(fā)現(xiàn)管理層過(guò)度自信與公司績(jī)效呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系。董事長(zhǎng)和總經(jīng)理兩職合一相較于兩職分離，過(guò)度自信對(duì)公司績(jī)效的負(fù)向影響越強(qiáng)。上市公司的董事會(huì)規(guī)模越大，過(guò)度自信對(duì)公司績(jī)效的負(fù)向影響越強(qiáng)。上市公司的獨(dú)立董事比重的增加，并沒(méi)有顯著減弱管理層過(guò)度自信與公司績(jī)效的負(fù)向關(guān)系。

管理層過(guò)度自信 董事會(huì)治理 公司績(jī)效

一、引言

“過(guò)度自信”一詞最早來(lái)源于心理學(xué)。在管理層的非理性行為中，過(guò)度自信是一個(gè)很重要的表現(xiàn)。過(guò)度自信的管理層傾向于高估其掌握信息的準(zhǔn)確性，并據(jù)此做出決策，而忽視其他信息可能會(huì)對(duì)公司經(jīng)營(yíng)產(chǎn)生影響。通常表現(xiàn)為更容易高估自己的能力與知識(shí)水平，決策時(shí)往往高收益，低估風(fēng)險(xiǎn)。因而即使他們忠于公司的股東，也可能做出偏離預(yù)期收益的決策，損害公司利益。此外，管理層的學(xué)歷背景與薪酬水平不同于普通員工，其管理經(jīng)驗(yàn)也比較豐富，最重要的是還控制著公司的決策管理權(quán)，這些都將會(huì)促使管理層呈現(xiàn)為更容易過(guò)度自信的行為特征。當(dāng)前，過(guò)度自信問(wèn)題已經(jīng)成為業(yè)界研究管理層的非理性行為的熱點(diǎn)內(nèi)容。在現(xiàn)有的國(guó)內(nèi)外的研究中，大多數(shù)人都是在研究高管過(guò)度自信與公司在投融資方面的關(guān)系，而直接討論過(guò)度自信與公司績(jī)效的文獻(xiàn)卻相對(duì)較少?；谶@樣的背景，本文試圖對(duì)我國(guó)上市制造業(yè)公司管理層的過(guò)度自信與公司績(jī)效關(guān)系進(jìn)行研究。董事會(huì)作為公司決策的核心機(jī)構(gòu)，監(jiān)督著公司管理層的經(jīng)營(yíng)決策，能在一定程度上影響著公司績(jī)效。本文將董事會(huì)治理作為調(diào)節(jié)變量，進(jìn)一步探討董事會(huì)治理因素是否能影響過(guò)度自信與公司績(jī)效的相關(guān)關(guān)系。

二、理論分析與研究假設(shè)

在企業(yè)管理實(shí)踐活動(dòng)中，管理者過(guò)度自信的現(xiàn)象普遍存在。過(guò)度自信作為一種認(rèn)知偏差，雖然不會(huì)直接影響上市企業(yè)的業(yè)績(jī)，但是卻能通過(guò)影響管理者在公司運(yùn)營(yíng)中的經(jīng)營(yíng)決策來(lái)影響公司業(yè)績(jī)。潘博(2012)通過(guò)研究發(fā)現(xiàn),管理層的過(guò)度自信會(huì)降低公司的并購(gòu)績(jī)效，從而對(duì)公司整體的獲利能力產(chǎn)生負(fù)面影響。李秉成、朱慧穎（2012）通過(guò)分析東星集團(tuán)的案例，得出其管理者因過(guò)度自信導(dǎo)致其大規(guī)模舉債和進(jìn)行過(guò)度投資，使企業(yè)瀕臨破產(chǎn)的結(jié)論。羅勁博(2014)以會(huì)計(jì)穩(wěn)健性出發(fā)，實(shí)證檢驗(yàn)管理層過(guò)度自信與公司績(jī)效間的關(guān)系?？梢?jiàn)，管理層的過(guò)度自信導(dǎo)致其盲目投融資決策，加大財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)而損害到公司績(jī)效，是一個(gè)非常值得探究的問(wèn)題?；谝延醒芯砍晒约瓣P(guān)于管理者過(guò)度自信的現(xiàn)象，提出本文的第一個(gè)假設(shè)也是基本假設(shè)如下：

H1：管理層的過(guò)度自信與公司績(jī)效呈負(fù)相關(guān)關(guān)系

作為公司最重要的決策和管理機(jī)構(gòu)，董事會(huì)是連接公司股東和管理層的重要平臺(tái)，董事會(huì)也是公司治理核心機(jī)制的組成部分。董事會(huì)治理水平制約著管理層的過(guò)度自信。同時(shí)從一定程度上來(lái)看，董事會(huì)治理效率顯著地影響著公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效，可以說(shuō)董事會(huì)的有效治理程度關(guān)系著公司各項(xiàng)重要決策的制定，這也將最終影響著管理層所處企業(yè)的公司績(jī)效。

從董事會(huì)治理的角度出發(fā)，根據(jù)已有文獻(xiàn)中關(guān)于董事會(huì)治理結(jié)構(gòu)中影響公司績(jī)效的因素及其影響程度的研究。但是董事會(huì)治理對(duì)管理層過(guò)度自信與公司績(jī)效關(guān)系的研究問(wèn)題卻是缺少的。在研究管理層過(guò)度自信與公司績(jī)效的關(guān)系的基礎(chǔ)上，加入董事會(huì)治理這一調(diào)節(jié)變量，探討董事會(huì)治理因素對(duì)管理層過(guò)度自信與公司績(jī)效的影響的調(diào)節(jié)作用究竟如何。

委托代理理論的觀點(diǎn)認(rèn)為，在代理沖突的矛盾中，要防止經(jīng)理層的逆向選擇行為和道德風(fēng)險(xiǎn)，需要建立有效的監(jiān)督與制約機(jī)制，顯然，董事長(zhǎng)和總經(jīng)理兩職分離就有助于維護(hù)公司董事會(huì)的獨(dú)立性與監(jiān)督的有效性，而兩職兼任則會(huì)削弱董事會(huì)的監(jiān)控職能。我國(guó)學(xué)者饒育蕾、王建新（2010）通過(guò)研究發(fā)現(xiàn)，對(duì)于過(guò)度自信的管理層，董事長(zhǎng)與總經(jīng)理的兩職分離會(huì)提高公司業(yè)績(jī)。因此，在這里提出本文的第二個(gè)假設(shè)也是調(diào)節(jié)假設(shè)：

H2：董事長(zhǎng)和總經(jīng)理兩職合一相較于兩職分離，過(guò)度自信對(duì)公司績(jī)效的負(fù)向影響越強(qiáng)

董事會(huì)規(guī)模是董事會(huì)治理的重要內(nèi)容。董事會(huì)的規(guī)模對(duì)董事會(huì)的治理效率存在顯著影響。孫永祥（2001）的研究表明隨著董事會(huì)規(guī)模擴(kuò)大，公司的經(jīng)營(yíng)績(jī)效會(huì)越來(lái)越差。Pablo、Valentin和Felix（2005）以歐美的公司為樣本，證實(shí)了董事會(huì)規(guī)模與經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)負(fù)相關(guān)。本文也認(rèn)可這一觀點(diǎn)，認(rèn)為董事會(huì)的規(guī)模加大會(huì)加劇過(guò)度自信與公司績(jī)效的負(fù)相關(guān)系。為了探討董事會(huì)規(guī)模對(duì)公司管理層的過(guò)度自信與公司績(jī)效的關(guān)系調(diào)節(jié)作用,提出本文的第三個(gè)假設(shè):

H3：上市公司的董事會(huì)規(guī)模越大，過(guò)度自信對(duì)公司績(jī)效的負(fù)向影響越強(qiáng)

獨(dú)立董事比例是衡量董事會(huì)治理的重要變量之一。外部獨(dú)立董事是保持公司董事會(huì)獨(dú)立的重要保證，也能在一定程度上維護(hù)股東的利益。過(guò)低的獨(dú)立董事比例會(huì)損害董事會(huì)的獨(dú)立性，董事會(huì)成員會(huì)更傾向于服從管理者的經(jīng)營(yíng)決策。

隨著董事會(huì)中獨(dú)立董事所占比重的加大，對(duì)董事會(huì)的監(jiān)督也將增強(qiáng)，使得管理層因決策權(quán)力的加大而膨脹的過(guò)度自信心理有所減弱。由于過(guò)度自信做出有損于公司利益的決策行為也會(huì)隨之減少，相應(yīng)地有利于公司績(jī)效的增加。Hermalin and Weisbach（2000）通過(guò)研究說(shuō)明，獨(dú)立董事比例比較高的董事會(huì)，在企業(yè)業(yè)績(jī)下滑時(shí)能發(fā)揮積極的作用。徐高彥（2011）的研究強(qiáng)調(diào)了獨(dú)立董事的重要性,認(rèn)為獨(dú)立董事的獨(dú)立性有助于提升公司績(jī)效。但是還有一些學(xué)者持不同意見(jiàn)。張棟等（2008）通過(guò)研究得出我國(guó)的獨(dú)立董事制度并沒(méi)有發(fā)揮應(yīng)有作用的結(jié)論。饒育蕾、王建新（2010）的研究表明獨(dú)立董事與公司業(yè)績(jī)之間的關(guān)系不顯著。為證實(shí)獨(dú)立董事的外部獨(dú)立性對(duì)過(guò)度自信與公司績(jī)效相關(guān)關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)，因此提出本文的第四個(gè)假設(shè)：

H4：上市公司的董事會(huì)獨(dú)立性越強(qiáng)，過(guò)度自信對(duì)公司績(jī)效的負(fù)向影響越弱

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來(lái)源 本文選取2011-2015年我國(guó)上市A股制造業(yè)公司為初選樣本，并按以下程序進(jìn)行進(jìn)一步的篩選工作：（1）剔除ST、*ST、暫停上市及退市狀態(tài)的公司（2）剔除當(dāng)年IPO上市公司（3）剔除相關(guān)變量數(shù)據(jù)缺失的樣本。最后對(duì)所有變量都在1%和99%水平上進(jìn)行了Winsorize處理。本文涉及數(shù)據(jù)主要來(lái)源于WIND數(shù)據(jù)庫(kù)和RESSET數(shù)據(jù)庫(kù)，運(yùn)用統(tǒng)計(jì)分析軟件SPSS19.0進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)分析。在以盈利預(yù)告偏差作為管理層過(guò)度自信替代變量的回歸模型中，共得到我國(guó)制造業(yè)A股企業(yè)在2011-2015年共2155個(gè)樣本，其中399個(gè)過(guò)度自信的樣本企業(yè)。具體為2011年36個(gè)，2012年98個(gè)，2013年92個(gè)，2014年69個(gè)，2015年104個(gè)；在以高管持股變化情況作為管理層過(guò)度自信替代變量的回歸模型中，共得到5年365個(gè)樣本，其中2011年36個(gè)，2012年71個(gè)，2013年49個(gè)，2014年44個(gè)，2015年165個(gè)。

（二）變量定義 過(guò)度自信是一種心理狀態(tài)。如何準(zhǔn)確而合理地進(jìn)行衡量是本文開(kāi)展研究的難點(diǎn)。當(dāng)前業(yè)界學(xué)者主要采用以下方法作為過(guò)度自信的替代變量：盈利預(yù)告偏差（孫國(guó)光等，2014；Hribar&Yang，2006）、管理層持股狀況（袁曉紅，2007；Ahmed and Duellman，2013）、管理層相對(duì)薪酬（姜付秀，2009；孫光國(guó)等，2014）、企業(yè)并購(gòu)頻率（吳世農(nóng)，2008；Aktas，2010）、主流媒體評(píng)價(jià)（Malmendier&Tate，2005）、國(guó)家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布的企業(yè)氣象指數(shù)（余明桂等，2006）。以上這些方法在相關(guān)研究中已被引用并且具有了一定的影響力。然而，關(guān)于過(guò)度自信指標(biāo)的選取問(wèn)題仍然需要根據(jù)實(shí)際情況展開(kāi)進(jìn)一步的探討。在現(xiàn)有研究的基礎(chǔ)上并結(jié)合我國(guó)的制度背景，本文在研究設(shè)計(jì)時(shí)采用上市公司盈利預(yù)測(cè)偏差的方法作為管理層過(guò)度自信的替代變量，再選用管理層的薪酬集中度進(jìn)行模型的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。采用上市公司盈利預(yù)測(cè)偏差來(lái)衡量。由于當(dāng)前證券交易所要求上市公司在預(yù)計(jì)本報(bào)告期或未來(lái)的報(bào)告期的業(yè)績(jī)將出現(xiàn)虧損、扭虧為盈或較同期出現(xiàn)大幅變動(dòng)（變動(dòng)50%以上）的，應(yīng)當(dāng)及時(shí)進(jìn)行業(yè)績(jī)預(yù)告。

上市公司管理層要在三季度季報(bào)中對(duì)當(dāng)年度的凈利潤(rùn)情況進(jìn)行估計(jì)，并在業(yè)績(jī)預(yù)告中予以披露。因此采用盈利預(yù)測(cè)偏差作為衡量管理者過(guò)度自信的方法具有一定可行性，可信度也較高。本方法選取滬深A(yù)股制造業(yè)企業(yè)在三季度發(fā)布的樂(lè)觀的業(yè)績(jī)預(yù)報(bào)為樣本。而在樂(lè)觀的業(yè)績(jī)預(yù)告中含有扭虧、續(xù)盈、略增、預(yù)增的字樣的上市公司中，如果該公司當(dāng)年實(shí)際凈利潤(rùn)達(dá)到預(yù)期，就將其管理層定義為過(guò)度自信管理層，取值為1，否則為0。對(duì)于用管理層持股狀況進(jìn)行測(cè)度時(shí)，要注意結(jié)合我國(guó)的實(shí)際。我國(guó)法律對(duì)公司管理層持有本公司股票有著一些限制。證監(jiān)會(huì)也對(duì)上市公司的董事、監(jiān)事和高管人員持股變動(dòng)有一些約束。出于分散風(fēng)險(xiǎn)的考慮，我們有理由相信公司管理層選擇購(gòu)買(mǎi)其他公司的股票，而不是增持本公司的股票。只有當(dāng)管理層對(duì)本公司的發(fā)展前景有足夠自信，才會(huì)購(gòu)買(mǎi)本公司股票以期獲得較好的市場(chǎng)回報(bào)。因此，這里選擇在樣本期間（2011年-2015年）內(nèi)，管理者增持本公司的股票，且增加不是因?yàn)榧t股和業(yè)績(jī)股的公司管理層定義為過(guò)度自信，取值為1，否則為非過(guò)度自信，取值為0。董事會(huì)治理，這里用董事長(zhǎng)與總經(jīng)理是否兩職兼任、董事會(huì)規(guī)模與獨(dú)立董事占比這幾個(gè)指標(biāo)進(jìn)行衡量。

表1 變量定義

（三）模型構(gòu)建 本文主要研究管理層過(guò)度自信與公司績(jī)效的相關(guān)關(guān)系以及董事會(huì)治理對(duì)過(guò)度自信與公司績(jī)效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。為了驗(yàn)證假設(shè)1和假設(shè)2，探討管理層過(guò)度自信與公司績(jī)效關(guān)系及董事長(zhǎng)與總經(jīng)理是否兩職兼任對(duì)二者關(guān)系的影響，現(xiàn)構(gòu)建模型1如下：

其中，α0代表著截距項(xiàng)，α1代表各個(gè)變量的回歸系數(shù)，ε代表的是模型隨機(jī)誤差項(xiàng)。

為了驗(yàn)證假設(shè)3與假設(shè)4中董事會(huì)治理結(jié)構(gòu)的調(diào)節(jié)作用，在模型中加入自變量管理者過(guò)度自信與調(diào)節(jié)變量董事會(huì)規(guī)模的交互相，旨在考察董事會(huì)規(guī)模對(duì)自變量和因變量的調(diào)節(jié)作用。構(gòu)建模型2、3如下：

四、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì) 表2主要列出了2155個(gè)全樣本主要研究變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。在盈利預(yù)告偏差與管理層持股變動(dòng)的方法下過(guò)度自信的樣本數(shù)分別為399和365，在全部樣本中的比重較低，導(dǎo)致其均值也較小，僅為0.1852和0.1708。獨(dú)立董事比例ID為0.3855，略高于規(guī)定的最低標(biāo)準(zhǔn)1/3，且其標(biāo)準(zhǔn)差為0.0886，這表明我國(guó)制造業(yè)上市公司的獨(dú)立董事比例相差不大，且近幾年也沒(méi)有明顯變化。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析

（二）相關(guān)性分析 表3詳細(xì)列出相關(guān)性分析結(jié)果，其中對(duì)角線上為Spearman系數(shù)，下方為Pearson系數(shù)。管理層過(guò)度自信水平的替代變量OC1與公司績(jī)效的Spearman相關(guān)系數(shù)為-0.469，Pearson相關(guān)系數(shù)為-0.425，都在1%水平上顯著負(fù)相關(guān)。管理層過(guò)度自信的替代變量OC2與公司績(jī)效EPS之間的Pearson相關(guān)系數(shù)為-0.079，在1%水平上顯著負(fù)相關(guān)，這在一定程度上初步支持了本文的研究假設(shè)。

表3 主要變量間的Spearman及Pearson檢驗(yàn)相關(guān)系數(shù)矩陣

（三）回歸分析

（1）管理層過(guò)度自信與公司績(jī)效。為了驗(yàn)證假設(shè)1，分別對(duì)盈利預(yù)告偏差與管理層持股變動(dòng)法下得出的過(guò)度自信替代變量OC1和OC2進(jìn)行回歸分析。由表4可以得出，在盈利預(yù)告偏差方法下，OC1的回歸系數(shù)為-0.463，t值為-20. 00，二者在1%的水平上顯著負(fù)相關(guān)。同時(shí)在管理層持股變動(dòng)方法下，OC2的回歸系數(shù)為-0.136，t值為-5.33，二者在1%的水平上顯著負(fù)相關(guān)。此外，在兩種方法下F值為113.35和44.92，F(xiàn)檢驗(yàn)結(jié)果顯示模型是顯著的。因此得到管理層過(guò)度自信與公司績(jī)效存在負(fù)相關(guān)關(guān)系的結(jié)論。本文的假設(shè)1得到驗(yàn)證。

表4 管理層過(guò)度自信與公司績(jī)效的回歸結(jié)果

（2）董事會(huì)治理因素的調(diào)節(jié)效應(yīng)。在前述驗(yàn)證管理層過(guò)度自信與公司績(jī)效相關(guān)關(guān)系的基礎(chǔ)上，加入調(diào)節(jié)變量，進(jìn)一步探討董事會(huì)治理因素的調(diào)節(jié)效應(yīng)。首先，驗(yàn)證董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兩職合一是否影響過(guò)度自信與公司績(jī)效的相關(guān)關(guān)系。將全部的2155個(gè)樣本分成兩職合一的776個(gè)樣本和兩職分離的1379個(gè)樣本兩類,分別對(duì)這兩類樣本的進(jìn)行回歸分析。實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示。

表5 兩職合一對(duì)過(guò)度自信與公司績(jī)效的調(diào)節(jié)效應(yīng)

由表5可知，在兩職兼任和非兩職兼任的樣本中，管理層過(guò)度自信與公司績(jī)效都呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。然而在兩職合一的情形中，過(guò)度自信的回歸結(jié)果系數(shù)為-0.516,而非兩職合一相應(yīng)的回歸系數(shù)為-0.320。雖然系數(shù)相差并不大，但前者的絕對(duì)值顯然更大。這也說(shuō)明了在兩職合一的樣本中，過(guò)度自信與公司績(jī)效的負(fù)相關(guān)關(guān)系表現(xiàn)更為強(qiáng)烈，即假設(shè)2得到驗(yàn)證。研究董事會(huì)規(guī)模的調(diào)節(jié)作用時(shí)，應(yīng)當(dāng)先將董事會(huì)人數(shù)與管理層過(guò)度自信水平進(jìn)行中心化處理，再利用處理后的數(shù)據(jù)相乘得到的交互項(xiàng)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。回歸結(jié)果如表6所示。在盈利預(yù)告偏差和管理層持股變動(dòng)兩種方法下，過(guò)度自信與公司績(jī)效顯著呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。過(guò)度自信與董事會(huì)規(guī)模的交互項(xiàng)的回歸系數(shù)都通過(guò)了T檢驗(yàn)，變量的回歸系數(shù)顯著。該回歸結(jié)果支持假設(shè)3即董事會(huì)規(guī)模越大，管理者過(guò)度自信對(duì)公司績(jī)效的負(fù)向影響越強(qiáng)。

表6 董事會(huì)規(guī)模對(duì)過(guò)度自信與公司績(jī)效的調(diào)節(jié)效應(yīng)

獨(dú)立董事是對(duì)上市公司治理的非常重要的制衡因素。研究獨(dú)立董事的調(diào)節(jié)作用時(shí)，類似地將獨(dú)立董事占比與過(guò)度自信進(jìn)行中心化處理，再利用相乘的交互項(xiàng)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)?；貧w結(jié)果如表7所示。

表7 獨(dú)立董事占比對(duì)過(guò)度自信與公司績(jī)效的調(diào)節(jié)效應(yīng)

從回歸結(jié)果來(lái)看，在盈利預(yù)測(cè)偏差法下，OC的回歸系數(shù)為-0.459，而OC*BS回歸系數(shù)為0.416，t值為1.724，在10%的水平上顯著。即獨(dú)立董事比例的增加能減弱管理層過(guò)度自信與公司績(jī)效的負(fù)向相關(guān)關(guān)系。在管理層股權(quán)變動(dòng)法下，OC*BS的回歸系數(shù)雖然為正的0.092，但是這一結(jié)果并不顯著，因此綜合得出獨(dú)立董事人數(shù)占比對(duì)過(guò)度自信與公司績(jī)效有微弱的調(diào)節(jié)效應(yīng)。即獨(dú)立董事的比重在過(guò)度自信與公司績(jī)效關(guān)系上并沒(méi)有發(fā)揮太大作用的結(jié)論。獨(dú)立董事占比的增加不能顯著降低過(guò)度自信與公司績(jī)效的負(fù)向影響，究其原因，應(yīng)該是雖然目前上市根據(jù)有關(guān)規(guī)定，進(jìn)行公司制度改革并建立了獨(dú)立董事制度,但一些上市企業(yè)還不夠重視獨(dú)立董事應(yīng)有的地位與作用，導(dǎo)致獨(dú)立董事的監(jiān)督制衡作用還沒(méi)有充分發(fā)揮。

五、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論 本文采用盈利預(yù)告偏差與管理層持股變動(dòng)及管理層相對(duì)薪酬比來(lái)度量管理層過(guò)度自信，以2011-2015年我國(guó)滬深兩市A股制造業(yè)上市公司為研究樣本，利用SPSS軟件進(jìn)行回歸分析，對(duì)管理層過(guò)度自信、董事會(huì)治理與公司績(jī)效相關(guān)關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究。研究結(jié)果表明管理層過(guò)度自信與公司績(jī)效呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系。董事長(zhǎng)和總經(jīng)理兩職合一相較于兩職分離，過(guò)度自信對(duì)公司績(jī)效的負(fù)向影響越強(qiáng)。上市公司的董事會(huì)規(guī)模越大，過(guò)度自信對(duì)公司績(jī)效的負(fù)向影響越強(qiáng)。上市公司的獨(dú)立董事比重的增加，并沒(méi)有顯著減弱管理層過(guò)度自信與公司績(jī)效的負(fù)向關(guān)系。

（二）建議 為減少過(guò)度自信產(chǎn)生的不利影響，應(yīng)當(dāng)進(jìn)一步完善公司治理，加強(qiáng)公司董事會(huì)的獨(dú)立性，在不斷推進(jìn)董事長(zhǎng)總經(jīng)理兩職分離的同時(shí)，要注意提升獨(dú)立董事的質(zhì)量與客觀性。重視獨(dú)立董事的地位與作用，使其在管理層的決策中發(fā)揮有效積極作用。由于受到傳統(tǒng)文化的影響，加上制約機(jī)制還不完善，很多公司存在著領(lǐng)導(dǎo)“一言堂”現(xiàn)象，這就造成了管理者在公司決策帶有主觀性與隨意性。因此對(duì)公司而言，建立科學(xué)有效的內(nèi)部決策程序十分必要。此外，建立科學(xué)合理的投資評(píng)估體系對(duì)公司而言也是不可或缺的，這能通過(guò)抑制管理層的過(guò)度自信減少其做出的非理性決策，還能提高投資效率，改善公司績(jī)效。

［1］黃蓮琴、屈耀輝、傅元略：《大股東控制、管理層過(guò)度自信與現(xiàn)金股利》，《山西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)》2011年第10期。

［2］黃蓮琴、傅元略、屈耀輝：《管理者過(guò)度自信、稅盾拐點(diǎn)與公司績(jī)效》，《管理科》2011年第2期。

［3］畢曉方、張俊民、李海：《產(chǎn)業(yè)政策、管理者過(guò)度自信與企業(yè)流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)》，《會(huì)計(jì)研究》2015年第5期。

［4］陳夙、吳俊杰：《管理者過(guò)度自信、董事會(huì)結(jié)構(gòu)與企業(yè)投融資風(fēng)險(xiǎn)——基于上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)》，《中國(guó)軟科學(xué)》2014年第6期。

［5］羅勁博：《管理者過(guò)度自信對(duì)公司業(yè)績(jī):好事還是壞事？——基于會(huì)計(jì)穩(wěn)健性視角的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)》，《財(cái)經(jīng)研究》2014年第1期。

（編輯 梁 恒）