張辰韻 萬幼清

(武漢理工大學(xué) 管理學(xué)院，湖北 武漢 430070)

引言

R&D投資是企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)的開始，績效是企業(yè)營業(yè)成果的考核，不同企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)得到的效益也會有差別。R&D投入強(qiáng)度提高可以顯著提升企業(yè)績效[1,2]。針對R&D投入與企業(yè)績效之間的調(diào)節(jié)因素與影響機(jī)制，學(xué)者展開大量研究發(fā)現(xiàn)，在企業(yè)復(fù)雜的經(jīng)營中，不僅是R&D強(qiáng)度不斷加大，其他因素也會影響R&D活動(dòng)提升企業(yè)績效作用的發(fā)揮。以往學(xué)者選取二者調(diào)節(jié)變量從宏觀(外部監(jiān)管、政府制度保障、財(cái)稅政策等)和微觀(企業(yè)規(guī)模、治理結(jié)構(gòu)、高管特征等)兩個(gè)方向展開。按照高層梯隊(duì)理論，企業(yè)決策和績效會受具有不同薪酬差距、海外經(jīng)歷、任期和性別等背景特征的管理者的影響。企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新成果的提升依賴優(yōu)秀的管理者。對于創(chuàng)新活動(dòng)及其結(jié)果，過度自信心理調(diào)節(jié)作用尤為突出。部分學(xué)者認(rèn)為，過度自信的管理者具有對現(xiàn)金流的敏感性，影響投資規(guī)模、水平、頻率等，降低反映投資結(jié)果的企業(yè)績效[3,4]。也有學(xué)者基于過度自信管理者的行為特征，認(rèn)為其風(fēng)險(xiǎn)偏好、企業(yè)家精神以及對市場的控制力使得其對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)態(tài)度積極，給企業(yè)帶來R&D投資的高回報(bào)[5]。

以往研究結(jié)論出現(xiàn)異化是因?yàn)殛P(guān)于過度自信的討論是基于其同質(zhì)的假設(shè)，而信息差異理論認(rèn)為，該種心理特征可以細(xì)分為控制幻覺和優(yōu)于平均兩種類別，不同類別行為特征表現(xiàn)不同?；诠芾碚哌^度自信異質(zhì)性框架，控制著公司資源的管理者對企業(yè)績效有什么影響？過度自信異質(zhì)性對R&D投入與績效關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)有何差異？國內(nèi)外鮮有文獻(xiàn)將管理者過度自信的異質(zhì)性作為調(diào)節(jié)變量討論。本文選取2012—2018年滬深A(yù)股上市公司為樣本，探討管理者過度自信異質(zhì)性對公司績效的影響，同時(shí)深入分析兩種類別過度自信心理特征對于R&D投資活動(dòng)對企業(yè)績效調(diào)節(jié)作用的差異。

一、理論分析及假設(shè)提出

創(chuàng)新在經(jīng)濟(jì)長期增長中起核心作用，創(chuàng)新是企業(yè)結(jié)合生產(chǎn)要素和生產(chǎn)調(diào)節(jié)形成的新的生產(chǎn)力。企業(yè)進(jìn)行R&D投資可以降低企業(yè)生產(chǎn)成本、推動(dòng)技術(shù)進(jìn)步、提高企業(yè)盈利水平。大部分學(xué)者的研究證明，企業(yè)R&D投資與企業(yè)績效之間呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。Cohen和Levinthal指出，企業(yè)R&D投資在推動(dòng)技術(shù)進(jìn)步的基礎(chǔ)上對企業(yè)績效有著長足的促進(jìn)作用[6]。薛云奎等人認(rèn)為，R&D投資等無形資產(chǎn)比固定資產(chǎn)對企業(yè)績效的貢獻(xiàn)價(jià)值高[7]。梁萊歆等人基于DEA模型研究我國的高新技術(shù)企業(yè)，發(fā)現(xiàn)企業(yè) R&D投資與企業(yè)的績效有顯著的正相關(guān)關(guān)系[8]?；谝陨涎芯?，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：R&D投資對企業(yè)績效有顯著正向影響。

Lee等人在2006年創(chuàng)新性提出了高階理論，該理論以有限理性為研究假設(shè)，在模型中考慮了管理者的個(gè)人特征對戰(zhàn)略決策和組織績效的影響[9]。高階理論提出后，學(xué)術(shù)界的研究對象從管理者個(gè)人逐漸擴(kuò)大到整個(gè)管理層，研究內(nèi)容涵蓋管理者的年齡、薪酬、任期等人口特征。楊揚(yáng)等人研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)績效與投資者非理性行為之間具有顯著的正相關(guān)關(guān)系[10]。

上述文獻(xiàn)均在過度自信同質(zhì)性框架下討論其對企業(yè)績效的影響，但是不同類別的過度自信對企業(yè)績效的影響存在何種差異？本文選取過度自信兩個(gè)比較重要的類型：1)控制幻覺型。指管理者高估控制事情發(fā)展的能力，低估外部因素產(chǎn)生的影響。Miller等人發(fā)現(xiàn)，當(dāng)人們期待某一特定的事情發(fā)生并當(dāng)這件事情真的發(fā)生的時(shí)候，他們往往高估了自己在其中所起到的決定性作用[11]。Paredes認(rèn)為，CEO過高的薪酬和對CEO過分的服從產(chǎn)生了CEO過度自信[12]。高管在公司重大發(fā)展戰(zhàn)略決策中擁有最終決定權(quán)，這使得管理者認(rèn)為自己能夠控制決策結(jié)果，低估了失敗的風(fēng)險(xiǎn)。2)優(yōu)于平均型。指管理者認(rèn)為自己在各方面都比他人平均水平高。

過度自信管理者的控制幻覺心理能夠調(diào)動(dòng)其維持企業(yè)持續(xù)經(jīng)營能力的積極性，使得自身利益與股東一致，產(chǎn)生個(gè)人利益與公司利益趨同效應(yīng)。與非過度自信的管理者相比，增加其抗風(fēng)險(xiǎn)能力和意愿。鑒于認(rèn)知能力和價(jià)值取向的不同，優(yōu)于平均型過度自信管理者的心理預(yù)期和行為選擇高于非過度自信管理者，故會為提升企業(yè)業(yè)績付出更多的時(shí)間和努力。與控制幻覺型相比，優(yōu)于平均型過度自信對企業(yè)績效的促進(jìn)作用更強(qiáng)。原因是：優(yōu)于平均型管理者因?yàn)榻邮芨叩慕逃鋼碛懈鼜V泛的知識結(jié)構(gòu)、更強(qiáng)的認(rèn)知能力和更豐富的管理經(jīng)驗(yàn)。

假設(shè)2：與非過度自信相比，控制幻覺型和優(yōu)于平均型管理者過度自信均促進(jìn)企業(yè)績效，且優(yōu)于平均型管理者對績效的促進(jìn)作用更強(qiáng)。

高階理論認(rèn)為，管理者的人口統(tǒng)計(jì)特征可以用來解釋公司的戰(zhàn)略，以反映管理者獨(dú)有的經(jīng)驗(yàn)、技能和管理理念等，不同的特征形成不同的認(rèn)知模式，同時(shí)塑造個(gè)人對環(huán)境的感知以及處理問題的方式。Carpenter認(rèn)為，異質(zhì)性比同質(zhì)性更能反映高層管理團(tuán)隊(duì)的溝通與合作水平，更有效地解釋團(tuán)隊(duì)特征對企業(yè)活動(dòng)的影響[13]。本文從異質(zhì)性角度出發(fā)，探討“控制幻覺型”和“優(yōu)于平均型”管理者過度自信異質(zhì)性對企業(yè)R&D投資與企業(yè)績效的調(diào)節(jié)作用的差異。

優(yōu)于平均型過度自信管理者能夠通過有效配置整合資源來促進(jìn)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新，更具有創(chuàng)新精神，使得公司管理層有充分的動(dòng)力把資源配置于R&D投資項(xiàng)目，從而提升企業(yè)績效。優(yōu)于平均型過度自信管理者比非過度自信管理者擁有較高的學(xué)歷，使其能夠在市場信息、拓展業(yè)務(wù)領(lǐng)域和完善組織結(jié)構(gòu)方面具有更大的優(yōu)勢。根據(jù)工作匹配原則，優(yōu)于平均型過度自信管理者更能勝任具有高風(fēng)險(xiǎn)特點(diǎn)的R&D投資項(xiàng)目。具有控制幻覺心理的管理者個(gè)體傾向于將公司成功歸結(jié)于自己的付出與能力，而回避公司失敗的原因，從而將其歸結(jié)于不確定性環(huán)境、動(dòng)蕩的外部條件等。與理性的管理者相比，雖然過高的薪酬差距傳遞給控制幻覺型過度自信的管理者自我成功的信號，為管理者自身提供了強(qiáng)激勵(lì)，但是過高的薪酬水平會造成冗余資源，激勵(lì)作用的邊際效用遞減，企業(yè)資源無法得到有效利用。與控制幻覺型過度自信相比，優(yōu)于平均型過度自信起到的調(diào)節(jié)作用更強(qiáng)。因?yàn)槠淇梢越档推髽I(yè)信息風(fēng)險(xiǎn)和債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)，進(jìn)而降低R&D投資成本。而在財(cái)務(wù)決策中，控制幻覺型管理者過度自信比優(yōu)于平均型過度自信更為保守,故其產(chǎn)生的負(fù)向影響得以減輕。

假設(shè)3-a：與優(yōu)于平均型過度自信相反，控制幻覺型過度自信的管理者在R&D投資與企業(yè)績效關(guān)系中起到負(fù)向作用。

假設(shè)3-b：優(yōu)于平均型過度自信調(diào)節(jié)效應(yīng)強(qiáng)于控制幻覺型過度自信，在二者共同參與企業(yè)經(jīng)營的過程中，對R&D投資提高企業(yè)績效整體起促進(jìn)作用。

二、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2012—2018年滬深A(yù)股上市公司，對樣本進(jìn)行以下處理：將行業(yè)代碼以J、K開頭的樣本企業(yè)剔除；剔除ST和*ST類企業(yè)；對連續(xù)變量進(jìn)行縮尾處理。最終，共得到3 268家企業(yè)、17 997個(gè)樣本。數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫，研發(fā)數(shù)據(jù)缺失部分由作者手動(dòng)整理。

(二)變量選取及定義

1)被解釋變量：企業(yè)績效。本文選取托賓Q值作為衡量企業(yè)績效指標(biāo)，代表市場對企業(yè)業(yè)績的反應(yīng)。

2)解釋變量：R&D投資。本文選取R&D支出的自然對數(shù)表征R&D投資強(qiáng)度，并對相應(yīng)數(shù)據(jù)做了滯后一年處理。

3)調(diào)節(jié)變量：管理者過度自信異質(zhì)性。管理者過度自信來源于心理學(xué)，信息差異理論將過度自信分為四種類別，分別是：控制幻覺、優(yōu)于平均、過度樂觀、校準(zhǔn)偏誤。本文結(jié)合我國上市公司信息披露范圍和數(shù)據(jù)的可獲取性，主要對“控制幻覺型”和“優(yōu)于平均型”兩種管理者過度自信表現(xiàn)進(jìn)行討論。對于控制幻覺型過度自信(KZHJ)，參照姜付秀等人的做法，利用前三名高管薪酬之和占全部高管薪酬總額的比例，控制年度和行業(yè)得均值[14]，若單個(gè)樣本觀測值大于對應(yīng)的行業(yè)均值，則判定為控制幻覺型過度自信，KZHJ取值為1，否則為0。因?yàn)檫@種高于均值的薪酬表象會使得管理者認(rèn)為自己地位相對更高，這就導(dǎo)致了對企業(yè)控制的強(qiáng)烈幻覺。優(yōu)于平均型過度自信(YYPJ)用管理者的教育背景進(jìn)行衡量。將高管學(xué)歷按照等級賦值，高中至博士賦值為1～5。若學(xué)歷大于或等于本科，則YYPJ取值為1，否則為0。借鑒劉柏等人基于管理者過度自信類別異質(zhì)性(OC)只含有一種類別的過度自信管理者進(jìn)行討論[15]，而不分析兩種類別均含有的管理者。當(dāng)管理者為控制幻覺型過度自信，取值為0，否則取值為1。

4)控制變量。借鑒葉蓓等人的管理者過度自信相關(guān)文獻(xiàn)[16]，本文選取公司治理與財(cái)務(wù)層面控制變量：企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、現(xiàn)金實(shí)力、兩職合一、股權(quán)集中度，同時(shí)控制行業(yè)的宏觀經(jīng)濟(jì)因素影響。上述變量的具體描述如表1所示。

表1 變量定義及說明

(三)模型構(gòu)建

根據(jù)前文理論分析，本研究設(shè)置以下模型：

1)驗(yàn)證R&D投入與企業(yè)績效的關(guān)系模型。

TOBQi,t+1=α0+α1RDi,t+α2Sizei,t

+α3Levi,t+α4Cashi,t+α5Bothi,t

+α6Top10i,t+ΣYear+εi,t

(1)

2)驗(yàn)證管理者過度自信異質(zhì)性對企業(yè)績效的影響。

TOBQi,t=α0+α1Xi,t+α2Sizei,t+α3Levi,t

+α4Cashi,t+α5Bothi,t+α6Top10i,t

+ΣYear+εi,t

(2)

3)驗(yàn)證管理者過度自信異質(zhì)性對R&D投資與企業(yè)績效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。

TOBQi,t+1=α0+α1RDi,t+α2Xi,t

+α3Xi,t*RDi,t+α4Sizei,t

+α5Levi,t+α6Cashi,t+α7Bothi,t

+α8Top10i,t+ΣYear+εi,t

X=KZHJ,YYPJ,OC

(3)

式3中，X=KZHJ表示控制幻覺型過度自信；X=YYPJ表示優(yōu)于平均型過度自信；X=OC表示管理者過度自信類別異質(zhì)性。

三、實(shí)證結(jié)果

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

表2為樣本數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。從表2中可以看出，R&D投入強(qiáng)度RD最小值為7.409，最大值為23.81，均值為17.75，表明樣本公司的研發(fā)投入強(qiáng)度較大。控制幻覺型過度自信KZHJ的平均值為0.434，均值為0，說明研究樣本中管理者存在控制幻覺型過度自信心理特征的公司約占43.4%；優(yōu)于平均型過度自信YYPJ的平均值為0.815均值為1，說明研究樣本中管理者存在優(yōu)于平均型過度自信心理特征的公司約占81.5%，樣本公司中管理者團(tuán)隊(duì)平均學(xué)歷大部分高于本科。比較兩種類別的過度自信發(fā)現(xiàn)，企業(yè)中控制幻覺型過度自信管理者少于優(yōu)于平均型管理者。管理者過度自信異質(zhì)性O(shè)C的樣本觀測值為11 619，說明兩種類別過度自信均含有的管理者有6 378個(gè)。

(二)相關(guān)性分析

對變量之間的相關(guān)性分析如表3所示。R&D投入強(qiáng)度RD與企業(yè)績效TOBQ在1%水平上顯著，即R&D投入強(qiáng)度升高會帶來績效的提升，初步驗(yàn)證假設(shè)1成立。控制幻覺型過度自信KZHJ、優(yōu)于平均型過度自信YYPJ與企業(yè)績效TOBQ在1%水平上顯著為正，且過度自信異質(zhì)性O(shè)C與企業(yè)績效在10%水平上顯著。初步驗(yàn)證假設(shè)2成立。

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)

表3 變量相關(guān)性分析表

(三)回歸分析

1.R&D投資、管理者過度自信異質(zhì)性對企業(yè)績效的影響

根據(jù)多元回歸分析，如表4所示，模型1關(guān)于R&D投入與績效TOBQ的回歸分析結(jié)果顯示，R&D投資通過了0.01水平的顯著性檢驗(yàn)。說明加大R&D投資強(qiáng)度，可以提高企業(yè)的創(chuàng)新能力，提高企業(yè)經(jīng)濟(jì)實(shí)力，推動(dòng)績效提升。假設(shè)1得到驗(yàn)證。

表4中模型2—4表示管理者過度自信異質(zhì)性對企業(yè)績效的影響。由模型2可知，管理者控制幻覺型過度自信KZHJ系數(shù)為0.142，且在1%水平上顯著。說明和理性管理者相比，控制幻覺型過度自信心理可為企業(yè)增加0.142%的績效?？刂苹糜X型過度自信能促使管理者工作積極性提高，從而使企業(yè)盈利水平提升。由模型3可知，管理者優(yōu)于平均型過度自信YYPJ系數(shù)為0.339，且在1%水平上顯著，說明和理性管理者相比，優(yōu)于平均型過度自信心理增加了0.34%的企業(yè)績效。同時(shí)，控制幻覺型過度自信回歸系數(shù)于優(yōu)于平均型過度自信，這意味著兩種類型的過度自信對企業(yè)績效的影響存在差異。從模型4可以看出，管理者過度自信類別異質(zhì)性O(shè)C的回歸系數(shù)為0.245；1%的顯著水平說明相比于控制幻覺型過度自信，優(yōu)于平均型過度自信管理者增加了0.245%的企業(yè)績效。這是因?yàn)椋瑑?yōu)于平均型過度自信管理者的存在表明企業(yè)具有強(qiáng)大的外部競爭力，在行業(yè)中存在相對優(yōu)勢地位和較為理想的經(jīng)營狀態(tài)。假設(shè)2得到驗(yàn)證。

控制變量的結(jié)果顯示：公司規(guī)模Size、資產(chǎn)負(fù)債率Lev與企業(yè)績效顯著負(fù)相關(guān)，說明企業(yè)花重金擴(kuò)大企業(yè)規(guī)?；蛘吒吲e負(fù)債利用財(cái)務(wù)杠桿，可能會導(dǎo)致企業(yè)資源的浪費(fèi)，導(dǎo)致企業(yè)績效下降；現(xiàn)金實(shí)力Cash與企業(yè)績效顯著正相關(guān)，說明現(xiàn)金的流動(dòng)帶動(dòng)績效的提升；兩職合一Both、股權(quán)集中度Top10與企業(yè)績效顯著負(fù)相關(guān)，說明董事長與總經(jīng)理兼任情況較多和前十大股東持股比例較高時(shí)，會存在“一股獨(dú)大”的情況，不利于企業(yè)發(fā)展。

表4 基本回歸分析

2.管理者過度自信異質(zhì)性對R&D投入與企業(yè)績效的調(diào)節(jié)作用

如表5所示,模型5—7檢驗(yàn)管理者過度自信異質(zhì)性對R&D投入與企業(yè)績效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。模型5表示控制幻覺型過度自信KZHJ對R&D投入與企業(yè)績效關(guān)系的回歸結(jié)果，引入交互項(xiàng)KZHJ*RD后，通過系數(shù)為-0.101的0.01水平的顯著性檢驗(yàn)，這是因?yàn)榭刂苹糜X型過度自信心理會增加企業(yè)內(nèi)部競爭，阻礙項(xiàng)目的順利運(yùn)行。模型6表示優(yōu)于平均型過度自信YYPJ對R&D投入與企業(yè)績效關(guān)系的回歸結(jié)果，引入交互項(xiàng)YYPJ*RD后，通過系數(shù)為0.034的0.1水平的顯著性檢驗(yàn)。模型7表示過度自信異質(zhì)性O(shè)C對R&D投入與企業(yè)績效關(guān)系的回歸結(jié)果。交互項(xiàng)OC*RD通過系數(shù)為0.078的0.01水平的顯著性檢驗(yàn)。當(dāng)管理者擁有很高的話語權(quán)與控制權(quán)時(shí),更容易導(dǎo)致R&D項(xiàng)目過度投資，而優(yōu)于平均型管理者作出決策時(shí)更加謹(jǐn)慎并反復(fù)評估決策后果，削弱控制幻覺型管理者的控制權(quán)，矯正其存在對項(xiàng)目風(fēng)險(xiǎn)的認(rèn)知偏差，有助于R&D投資項(xiàng)目落地實(shí)施。假設(shè)3得到驗(yàn)證。

表5 管理者過度自信的調(diào)節(jié)作用

3.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

首先，因?yàn)镽&D投入到獲得技術(shù)創(chuàng)新成果給企業(yè)帶來經(jīng)濟(jì)效益的過程，有時(shí)間滯后問題，并且管理者行為對公司經(jīng)營影響有時(shí)間效應(yīng)，因此，對方程中滯后一期數(shù)據(jù)調(diào)整為滯后兩期數(shù)據(jù)，回歸結(jié)果和前文基本一致。這表明，技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)對企業(yè)績效提升有持續(xù)性，并且管理者過度自信行為有“半永久性”特征，持續(xù)影響企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)和績效。

四、研究結(jié)論

本文研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)增加R&D投資強(qiáng)度有助于績效提升。管理者無論是具有控制幻覺型還是優(yōu)于平均型過度自信心理特征，均會為企業(yè)帶來額外的經(jīng)濟(jì)效益，但提升效果有差異。進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，在企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)過程中，控制幻覺型過度自信會抑制R&D投入對企業(yè)績效的促進(jìn)作用。而優(yōu)于平均型過度自信則作用相反，并且其發(fā)揮的調(diào)節(jié)作用更強(qiáng)。意味著，當(dāng)公司同時(shí)擁有兩種類別的管理者時(shí)，優(yōu)于平均型管理者可以利用高資歷和良好團(tuán)隊(duì)溝通，降低控制幻覺型管理者過度自信的不利于R&D投資活動(dòng)的影響，而達(dá)到管理層合作互補(bǔ)共同經(jīng)營公司的結(jié)果。

基于此，本文提出如下建議：制定管理者選拔機(jī)制時(shí)，同時(shí)需考慮管理者的心理特征；聘用人才時(shí)，傾向于將“知識化”作為選定人才標(biāo)準(zhǔn)，為企業(yè)帶來更多優(yōu)于平均型管理者。提高薪酬有助于管理者促使R&D投資活動(dòng)的目標(biāo)達(dá)成；過度提升薪酬則會造成企業(yè)冗余資源，增強(qiáng)管理者控制幻覺心理。本文尚存在不足之處，比如：管理者相對薪酬、學(xué)歷分別可以在多大程度上表征兩種類別過度自信影響了本研究結(jié)論的準(zhǔn)確性；研究僅限于對控制幻覺、優(yōu)于平均型管理者過度自信的影響；而過度自信還有另外兩個(gè)重要來源——校準(zhǔn)偏誤和過度樂觀，但是受制于數(shù)據(jù)獲取的限制，本文沒有進(jìn)一步考察這兩種來源過度自信的具體影響。