熊家闊 趙衛(wèi)東 梁 瑩 王曉明

(電子科技大學 經(jīng)濟與管理學院,四川 成都 611731)

0 引言

高層梯隊理論認為TMT(高層管理團隊)通過企業(yè)決策對企業(yè)績效產(chǎn)生重要影響。依據(jù)Fishbein和Ajzen提出的“信念-態(tài)度-意向-行為”經(jīng)典研究模型,TMT的行為源于意向,意向源于態(tài)度,而態(tài)度又取決于基于認知的深層信念。樂觀作為一種典型的認知特征[1],早期研究認為它對人體健康有積極的影響[2],近期被引入社會科學研究。

現(xiàn)有的研究對象主要分為四類,普通個體、企業(yè)家、創(chuàng)業(yè)者和管理者。在普通個體方面,主要研究樂觀對經(jīng)濟選擇和人際關(guān)系的影響。例如,Shepperd等認為樂觀有助于提升人際關(guān)系[3],Puri等通過研究發(fā)現(xiàn)樂觀的人工作更多、退休前的準備更少和再婚的可能性更大[4]。在企業(yè)家方面,集中研究樂觀對吸引投資方式和組織變革的影響。例如,Dushnitsky研究發(fā)現(xiàn)樂觀的企業(yè)家更傾向于采用披露的方式作為吸引投資者的手段[5],Paolillo等認為越樂觀越不會進行持續(xù)性的變革投入[6]。在創(chuàng)業(yè)者方面,聚焦于樂觀對新創(chuàng)企業(yè)績效的影響。Hmieleski等認為樂觀對新創(chuàng)企業(yè)績效有著消極的影響[7],而劉東等則在國內(nèi)企業(yè)背景下研究發(fā)現(xiàn)樂觀有助于提升新創(chuàng)企業(yè)績效[8]。在管理者方面,主要體現(xiàn)在樂觀與融資決策和搜索傾向的關(guān)系。吳國通、Lin等人發(fā)現(xiàn)樂觀的管理者的企業(yè)債務發(fā)行和融資赤字更強[9-10],Papenhausen研究得到樂觀的管理者有更高程度的搜索傾向[11]。

在以管理者為對象時,現(xiàn)有研究主要集中于CEO而忽略了TMT。但是,我國正在進行的經(jīng)濟深化改革加大了環(huán)境的復雜性,這迫使企業(yè)需要建立“真正的團隊”,并依賴團隊領導的“集體智慧”而非單個領導者來應對復雜環(huán)境[12]。Murray認為戰(zhàn)略變革能否取得預期成效有賴于TMT的組成[13],因為TMT掌握企業(yè)戰(zhàn)略決策和實施的關(guān)鍵性資源,Finkelstein也認為TMT對企業(yè)的決策過程和結(jié)果有非常重要的影響[14]。另外,Carpenter在高層梯隊理論的基礎上提出了多理論整合模型,該模型強調(diào)TMT成員的認知基礎和價值觀會對企業(yè)戰(zhàn)略決策和績效產(chǎn)生影響[15]。樂觀作為TMT一種典型的認知特征,以往由于缺少有效的測量工具以及樣本數(shù)量獲取有限,一直缺少相關(guān)的實證研究。隨著計算機文本分析技術(shù)的發(fā)展和大樣本下公司管理層文本信息披露的研究,利用情感分析的方法來測量認知特征被研究學者廣泛采用,謝德仁等學者也證明了其有效性[16]。因此,有必要利用新的數(shù)據(jù)和變量測量方式,對TMT的樂觀與企業(yè)績效之間的關(guān)系進行研究,這對企業(yè)TMT建設具有一定參考作用。

社會認知理論的基本出發(fā)點是,人類活動是由行為、認知及其他特征、所處的外部環(huán)境這三種因素交互決定的。從所處外部環(huán)境來看,尚未見從環(huán)境動態(tài)性角度,分析其對TMT的樂觀與企業(yè)績效之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。針對環(huán)境動態(tài)性,依據(jù)不確定性減少理論,TMT通過與過去的經(jīng)驗相聯(lián)系,從而適應環(huán)境和理解環(huán)境的不確定性[17]。樂觀的TMT會有選擇地將過去積極信息映射到當前的情況中,造成選擇性認知。另外,依據(jù)動態(tài)能力理論,當企業(yè)外部環(huán)境不斷變化時,為了滿足企業(yè)發(fā)展需求,要求企業(yè)組織結(jié)構(gòu)不斷變革,資源重新配置等[18]。因此,環(huán)境動態(tài)性會影響TMT的選擇性認知和組織變革,進而對TMT的樂觀與企業(yè)績效之間的關(guān)系產(chǎn)生影響。從行為來看,尚未發(fā)現(xiàn)將管理經(jīng)驗作為情景因素,分析其對TMT的樂觀與企業(yè)績效之間關(guān)系的影響。針對管理經(jīng)驗,依據(jù)高層梯隊理論,有經(jīng)驗的TMT更善于處理企業(yè)運作的不確定性和模糊性,更容易獲得有效實施企業(yè)戰(zhàn)略的信息和資源[19]。由此可見,管理經(jīng)驗會影響TMT的信息處理和資源獲取,進而對TMT的樂觀與企業(yè)績效之間的關(guān)系產(chǎn)生影響。根據(jù)企業(yè)所處環(huán)境的動態(tài)性和管理經(jīng)驗多寡,選擇樂觀程度合適的TMT,對實現(xiàn)企業(yè)積極發(fā)展具有重要意義。因此,本文將結(jié)合權(quán)變思想和社會認知理論,主要回答兩個問題:第一,TMT的樂觀與企業(yè)績效之間存在怎樣的關(guān)系?第二,TMT的樂觀與企業(yè)績效之間的關(guān)系是否受環(huán)境動態(tài)性和管理經(jīng)驗的影響?

與現(xiàn)有研究相比,本文特色之處主要有三點。第一,在研究樂觀與企業(yè)績效關(guān)系時,以TMT為研究對象,一定程度上彌補了以往研究集中于CEO而忽略了TMT的缺陷,也體現(xiàn)了目前企業(yè)需要團隊領導的“集體智慧”而非單個領導者來應對復雜環(huán)境的要求。第二,采用了情感分析方式測量TMT的樂觀,克服了以往測量方式效度不高、獲取樣本數(shù)量少等問題,豐富了大樣本下企業(yè)TMT文本信息披露研究。第三,在社會認知理論框架下,從行為和所處的外部環(huán)境兩個角度出發(fā),考慮環(huán)境動態(tài)性和管理經(jīng)驗兩個情境因素對TMT的樂觀與企業(yè)績效的關(guān)系的影響。這有助于解決企業(yè)是否應該在環(huán)境波動性較高的時候雇傭樂觀的TMT,以及TMT的管理經(jīng)驗是否越多越好等TMT建設問題。

1 文獻綜述和研究假設

1.1 樂觀與企業(yè)績效

樂觀的研究起源于心理學,特別是人格心理學和決策心理學,是刻畫人格特征的重要變量,也是一種典型的認知特征。Scheier等將樂觀定義為對未來取得積極成果的預期[2],并且研究表明,隨著時間、背景和環(huán)境的變化,樂觀往往保持相對穩(wěn)定[20]。目前雖然關(guān)于TMT與企業(yè)績效之間有較多研究,但大多都集中在TMT某些屬性特征的異質(zhì)性、平均水平以及TMT權(quán)力分配對企業(yè)績效的影響[21-23],缺乏在社會認知理論視角下對TMT的樂觀與企業(yè)績效之間關(guān)系的研究。

一方面,適度范圍內(nèi)的樂觀有利于企業(yè)績效的提升,可以從目標設定、信息處理和創(chuàng)新導向3個視角分析。第一,樂觀的TMT通常會比較有熱情和韌勁地去迎接挑戰(zhàn)[7],依據(jù)目標設置理論,在目標具體的情況下,個體設置的目標越具有挑戰(zhàn)性,越有可能導致高績效。第二,樂觀的TMT在對信息進行處理時,會平衡正面和負面觀點[24],對負面信息更為敏感,更少可能去掩蓋實際偏差[25],不易被單方面的正面信息影響,較少可能產(chǎn)生基于正面刺激的偏見,擁有較現(xiàn)實的期望[26]。因此,他們能夠認識到積極和消極暗示的平衡,同時注意到與每個決策相關(guān)的潛在利益和風險[7],進而設定適度高且現(xiàn)實可行的目標,并為實現(xiàn)這些目標做出必要的努力。第三,樂觀的TMT會更傾向于進行創(chuàng)新和采取超前行動,從而更善于抓住市場機會[27]。所以,他們往往能夠達到較高的績效水平。相比之下,悲觀的人往往缺乏動力,認為無論他們多么努力,都可能會失敗。同時,他們傾向于關(guān)注負面的信息,這樣更會加強他們的觀點即失敗在等著他們。當困難一旦出現(xiàn)時,他們往往就會選擇放棄,所以通常只能達到相對較低的績效水平。

另一方面,樂觀達到一定的程度后,再增強就會對績效產(chǎn)生消極影響,可以從變革投入、目標設定和信息處理3個視角分析。第一,有研究表明高度樂觀的個體對持續(xù)的變革投入較少[6],依據(jù)動態(tài)能力理論,讓組織結(jié)構(gòu)與不斷變化的環(huán)境需求保持一致,對企業(yè)績效的提高有積極的影響[18]。高度樂觀的TMT因為不能有效地通過整合、構(gòu)建和重新配置其內(nèi)外部資源和能力來適應快速變化的環(huán)境而擁有較低的動態(tài)能力,進而不利于新機遇的有效開發(fā)和實施,對企業(yè)績效造成消極影響。第二,高度樂觀的人會制定不切實際的目標而承擔過多的風險[28],并且他們更傾向于尋找新的機會,尤其對于不能輕易決定抓住哪一個機會的人來說,容易產(chǎn)生目標沖突。依據(jù)目標設置理論,實現(xiàn)目標設定與績效成正比,需要個體設定清晰、具體的目標并且對目標有很強的專注力。第三,高度樂觀的TMT通常選擇性關(guān)注,焦聚于正面信息,并以此為支撐,自信地認為能夠?qū)崿F(xiàn)目標[29],特別是對于制定了不切實際目標的企業(yè),造成的影響更明顯?；谝陨显?高度樂觀對變革投入、目標設定和信息處理產(chǎn)生重大影響,從而使TMT更可能做出低于最優(yōu)的決策,達不到一個較高的績效水平。

另外,許多研究表明高層管理者普遍具有較高程度的樂觀[30-32],范圍通常是從中等到極端,即對企業(yè)績效會產(chǎn)生消極的影響。基于以上分析,本文提出如下假設:

假設1TMT的樂觀負向影響企業(yè)績效。

1.2 環(huán)境動態(tài)性的調(diào)節(jié)作用

環(huán)境動態(tài)性是指企業(yè)所處環(huán)境變化的不確定性,這種不確定性會對企業(yè)決策者決策產(chǎn)生影響[33]。動態(tài)性環(huán)境的特點是變化不可預測和迅速,這增加了在環(huán)境中運作的個人和企業(yè)的不確定性[34]?，F(xiàn)有研究將外部環(huán)境作為情景因素時,主要考察了其對TMT和戰(zhàn)略再定位、組織發(fā)展之間關(guān)系的影響[35-36],而對于TMT的樂觀與績效之間關(guān)系的影響有待研究。本文將從戰(zhàn)略決策、信息負擔、選擇性認知、企業(yè)變革以及環(huán)境感知5個視角來分析環(huán)境動態(tài)性對TMT的樂觀與企業(yè)績效之間關(guān)系的作用。

第一,環(huán)境動態(tài)性越高,越不利于制定合理的戰(zhàn)略和做出最優(yōu)決策,使樂觀對企業(yè)績效的消極效應增強。環(huán)境具有較高的動態(tài)性時,提升了環(huán)境活力,環(huán)境活力構(gòu)成了商業(yè)機會產(chǎn)生的肥沃環(huán)境[37]。樂觀的TMT有更高程度的搜索傾向,他們認為環(huán)境中會存在一些更積極的機會或解決辦法,并且認為通過搜索有可能發(fā)現(xiàn)這些機會或解決辦法[11]。雖然環(huán)境動態(tài)性的提高會增加商業(yè)機會數(shù)量,樂觀的TMT可能會通過搜索發(fā)現(xiàn)更多商業(yè)機會,但這些不會對企業(yè)績效產(chǎn)生積極的影響。一方面,動態(tài)的環(huán)境下,企業(yè)的戰(zhàn)略決策更加復雜,并具有時間敏感性,企業(yè)TMT沒有充分的時間了解各方面的情況,也就難以制定合理的戰(zhàn)略[38]。另一方面,這容易造成目標沖突,對于那些缺乏果斷、沒有特定目標的TMT來說,無疑會做出一個次優(yōu)決策。第二,動態(tài)的環(huán)境下,產(chǎn)生的沉重信息負擔會使樂觀對企業(yè)績效的消極作用得到進一步發(fā)揮。環(huán)境動態(tài)性高就意味著會有大量與風險相關(guān)的金融資本處理[39],進而導致沉重的信息負擔[40],在此情況下,樂觀的TMT更易產(chǎn)生過度自信或其他認知偏差[41],從而進一步對判斷和決策造成負面影響[42]。第三,不確定的環(huán)境下,產(chǎn)生的選擇性認知偏差會使樂觀對企業(yè)績效的消極作用增強。依據(jù)不確定性減少理論,樂觀程度高的TMT通過與過去的經(jīng)驗相聯(lián)系,從而適應環(huán)境和理解環(huán)境的不確定性[17]。他們有選擇的將過去積極信息映射到當前的情況中,造成選擇性認知,從一切可能的角度來為目標成功做出解釋,以此來證明目標或期望的可行性。第四,環(huán)境動態(tài)性的增強,加劇了高度樂觀的TMT不愿進行持續(xù)變革投入對企業(yè)績效的消極影響。依據(jù)動態(tài)能力理論,當企業(yè)外部環(huán)境不斷變化時,為了滿足企業(yè)發(fā)展需求,就要求企業(yè)組織結(jié)構(gòu)不斷變革,資源重新配置等[18],然而樂觀程度高的TMT卻很少進行持續(xù)性的變革投入[6]。第五,環(huán)境動態(tài)性的提高強化了高度樂觀對環(huán)境感知的消極影響,從而增強了高度樂觀對企業(yè)績效的消極作用。在動態(tài)的環(huán)境下,TMT無法準確預測未來事件的發(fā)生,需要運用認知架構(gòu)感知環(huán)境的變化。依據(jù)心智模型理論,TMT通過對環(huán)境發(fā)生的事件,外部信息與知識的主觀認知和理解建構(gòu)企業(yè)所處的經(jīng)營環(huán)境,據(jù)此決定采取何種戰(zhàn)略行動來應對變化和探索新的市場機會[43],而樂觀主義卻與情境意識和環(huán)境感知有著消極的聯(lián)系[44],這就意味著環(huán)境動態(tài)性的提高強化了樂觀對企業(yè)績效的消極作用?；谝陨戏治?本文提出如下假設:

假設2環(huán)境動態(tài)性會增強TMT的樂觀與企業(yè)績效的負向關(guān)系。

1.3 管理經(jīng)驗的調(diào)節(jié)作用

經(jīng)驗是管理者的一種傳記性特征,是我們理解和評價管理者的重要媒介。管理經(jīng)驗是管理者在企業(yè)管理過程中所獲得的感性和理性的觀念、隱性和顯性的知識等。以往關(guān)于TMT的經(jīng)驗研究很少,并且沒有將其作為情景因素[12],在社會認知理論框架下考察其對TMT的樂觀與績效關(guān)系的影響。

一方面,管理者擁有適度的經(jīng)驗將有助于削弱樂觀與企業(yè)績效的負向關(guān)系,可以從管理者能力和心智框架2個視角分析。第一,管理經(jīng)驗有助于提高TMT的學習管理能力和技術(shù)能力,有助于提高TMT為新市場和細分市場服務的能力[45],從而平衡或削弱樂觀對企業(yè)績效的消極影響。同時,依據(jù)高層梯隊理論,有經(jīng)驗的TMT更善于處理企業(yè)運作的不確定性和模糊性,更容易獲得有效實施企業(yè)戰(zhàn)略的信息和資源[19]。第二,管理經(jīng)驗會對TMT心智框架的構(gòu)建產(chǎn)生積極影響,而心智框架又會影響解釋和整合信息的能力[46]。所以,擁有適度的管理經(jīng)驗會通過增強TMT的能力,使其擁有更多的渠道處理和獲取信息資源,促進其構(gòu)建成熟的心智框架,進而削弱高度樂觀對企業(yè)績效造成的消極影響。

另一方面,過度的管理經(jīng)驗卻會促進樂觀與企業(yè)績效的負向關(guān)系,可以從確認偏差、過度自信和機會過載3個視角來分析。第一,Klayman等認為高度樂觀的TMT往往會遭遇“確認偏差”[47],專注于支持或驗證他們當前信念的信息,而基本上忽略了與這些信念不一致的信息[48]。第二,盡管管理經(jīng)驗高的TMT擁有高度發(fā)展的心智框架,但是當經(jīng)驗太高時,TMT就會產(chǎn)生過度自信,增加了決策的失誤率,擴大樂觀對企業(yè)績效造成的消極效應。第三,經(jīng)驗非常豐富的個體往往通過更廣泛的關(guān)系網(wǎng)絡獲得更多的機會,并擁有更豐富的認知框架來處理這種機會[49],但是對于樂觀的TMT來說,這會增加他們的信息處理能力要求,導致“機會過載”。并且對于高度樂觀的TMT,他們在許多情況下十分期望積極的結(jié)果,這種“機會過載”可能會鼓勵他們追求更好的機會,甚至是不可能實現(xiàn)的機會?？傊?TMT的樂觀對企業(yè)績效的負向作用受管理經(jīng)驗的調(diào)節(jié),且管理經(jīng)驗對其關(guān)系的調(diào)節(jié)作用是非線性的。當管理經(jīng)驗適度時,管理者會因為增強管理能力、技術(shù)能力以及心智框架的發(fā)展而削弱了樂觀對企業(yè)績效的負向作用;當管理經(jīng)驗過度時,管理者會因為產(chǎn)生確認偏差、過度自信和機會過載,促進了樂觀對企業(yè)績效的負向作用。基于以上分析,本文提出如下假設:

假設3管理經(jīng)驗對TMT的樂觀和企業(yè)績效之間的關(guān)系具有非線性調(diào)節(jié)效應,即當管理經(jīng)驗較低時,管理經(jīng)驗的提高會抑制TMT的樂觀對企業(yè)績效的負向作用;當管理經(jīng)驗突破調(diào)節(jié)效應臨界點后,管理經(jīng)驗的提高會反過來促進TMT的樂觀對企業(yè)績效的負向作用。

基于以上假設和理論分析,本文在社會認知理論框架下進一步提出OPEE理論模型,其中O代表TMT的樂觀,P代表企業(yè)績效,E代表環(huán)境動態(tài)性和管理經(jīng)驗,具體如圖1。

圖1 OPEE理論模型Figure 1 OPEE theoreticalmodel

2 研究設計

2.1 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取2014-2018年滬深上市企業(yè)為樣本,主要基于兩點原因:第一,2013年末,國務院部署推進取消企業(yè)年檢制度,對企業(yè)年度報告公示加大監(jiān)督力度。這不僅有助于提高企業(yè)年報質(zhì)量,而且還使年報更能體現(xiàn)管理層的真實意愿、態(tài)度。第二,上市企業(yè)大樣本新數(shù)據(jù)獲取較易、質(zhì)量較高。通過(1)剔除金融類上市公司樣本;(2)剔除數(shù)據(jù)缺失的公司樣本,最終得到10373個樣本。采用的上市公司年報來源于上海證券交易所網(wǎng)站、深圳證券交易所網(wǎng)站以及巨潮資訊網(wǎng),其他財務數(shù)據(jù)、公司治理數(shù)據(jù)等來自CSMAR數(shù)據(jù)庫,部分行業(yè)類數(shù)據(jù)來源于網(wǎng)絡手工整理。

2.2 變量說明

2.2.1 樂觀

對于TMT的樂觀的觀察和界定比較模糊和難以統(tǒng)一,目前除了國外對此有些研究外,國內(nèi)研究涉及很少。目前對TMT的樂觀比較主流的測量方法主要有四種。第一,以TMT持股變化作為衡量TMT樂觀的指標。Malmendier等認為管理者持股增加代表管理者比較樂觀[50],但研究表明這種間接的計量方法并不適合中國資本市場的制度背景[51]。第二,Oliver等以企業(yè)景氣指數(shù)作為衡量管理者樂觀主義的指標,但是企業(yè)景氣指數(shù)反映了企業(yè)家整體對市場的預判,沒法細分出個體的差異[9]。第三,Ben-David以盈余預測偏差作為衡量管理者樂觀主義的指標,但是饒育蕾和王建新考察了2004年業(yè)績預測的數(shù)據(jù),發(fā)現(xiàn)上市公司業(yè)績預測驚人的準確[52],所以很難用來測量樂觀。第四,問卷測量,數(shù)據(jù)的收集難度很大,并且無法進行大樣本量研究。

上市公司年報的制定TMT參與程度很高,本文依據(jù)Henry和Huang的方法,通過分析年報中的語調(diào)來預測TMT的樂觀[53-54]。具體步驟如下:第一,下載年報。通過網(wǎng)絡爬蟲方式獲取2014-2018年所有滬深上市公司年報;第二,構(gòu)建情感詞庫。General Inquirer情感詞庫和HOWNET情感詞典并不適合于財經(jīng)領域的語調(diào)分析[55],本文基于臺大詞典,參考Loughran和McDonald提供的單詞列表[56],建立詞庫。前者屬于中華文化范疇,用詞習慣和語境相較西方更貼近,后者是在西方文化背景下使用廣泛的金融領域詞表。第三,情感詞頻統(tǒng)計。采用Python的語言分析模塊統(tǒng)計不同情感詞匯的頻率。

借鑒林樂和謝德仁[55]的做法,采用如下公式1來衡量TMT語調(diào):

其中,OPSit表示是公司i第t年年報中所用的正面語調(diào)詞語數(shù)目占詞語總數(shù)的比例;NEGit表示公司i第t年年報中所用的負面語調(diào)詞語數(shù)目占詞語總數(shù)的比例;TONEit表示凈正面語調(diào)的概念,并且0≤TONEit≤1。

Huang等指出,管理者在年報中的語調(diào)是對企業(yè)實際經(jīng)營和未來前景的一種反映[53]。管理者語調(diào)應該與企業(yè)實際經(jīng)營和未來前景存在公式2的線性關(guān)系:

其中,EPS表示基本每股收益;SIZE表示企業(yè)規(guī)模;LEV表示資產(chǎn)負債率;GROWTH表示營業(yè)收入增長率;ROE表示凈資產(chǎn)收益率;AGE表示上市年限;LOSS表示是否虧損的虛擬變量。回歸的殘差表示TMT語調(diào)與企業(yè)實際經(jīng)營、未來前景不匹配的程度,可以作為TMT的樂觀的代理變量。考慮到不同年份、不同地區(qū)企業(yè)實際經(jīng)營和未來前景的差異,本文在計算語調(diào)回歸分析時,采用分年度、分地區(qū)進行回歸求殘差。

2.2.2 企業(yè)績效

參照Chari[57]和王鐵男[52]等學者的研究,采用Tobin′s Q值來測量企業(yè)績效。Tobin′s Q值不但能反應短期績效,也能反應長期績效[58],是一個很好反映企業(yè)績效的綜合指標,所以在研究企業(yè)績效的影響因素相關(guān)文獻中廣泛使用。

2.2.3 環(huán)境動態(tài)性

采用被廣泛使用的基于行業(yè)的“環(huán)境活力”測量[59],GIROD等認為動態(tài)性是年度行業(yè)銷售變動率的波動性,即年度行業(yè)營業(yè)收入變動率的標準差[60],本文使用最近兩年行業(yè)營業(yè)收入變化率的標準差作為環(huán)境動態(tài)性的代理變量。

2.2.4 管理經(jīng)驗

參照Hoffmana等學者的研究,采用職齡來測量經(jīng)驗[61],本文使用TMT的平均職齡(月數(shù))來測量管理經(jīng)驗。同時,為了降低異方差,使結(jié)果更穩(wěn)健,使用TMT的平均職齡(月數(shù))的自然對數(shù)作為管理經(jīng)驗的代理變量。

2.2.5 控制變量

在企業(yè)特征方面,(1)企業(yè)規(guī)模,影響了規(guī)模經(jīng)濟和范圍

其中,Pi代表不同類別成員的數(shù)目占比。Blau值越大,代表多樣性越高。同時,還控制了TMT的所有權(quán)權(quán)力,TMT的所有權(quán)權(quán)力通過影響高管的決策權(quán)力和行為選擇,進而影響企業(yè)績效。借鑒朱焱等研究[23],采用TMT平均年末持股數(shù)量來衡量TMT的所有權(quán)權(quán)力。另外,根據(jù)王鐵男[52]等研究發(fā)現(xiàn),企業(yè)技術(shù)變動和競爭強度會對企業(yè)績效產(chǎn)生重要影響,故也將其作為控制變量。

通過上述分析,文中各變量的定義和計算參見表1。

表1 變量的定義和計算Table 1 Definition and calculation of variables

2.3 內(nèi)生性問題

潛在的內(nèi)生性問題可能會對本研究造成影響,使研究的結(jié)論出現(xiàn)偏差。造成內(nèi)生性問題的原因很多,但在本研究中主要分為兩類。第一,解釋變量遺漏。例如,研究中雖然考慮了TMT的樂觀這一自變量、環(huán)境動態(tài)性和管理經(jīng)驗這兩個調(diào)節(jié)變量以及企業(yè)規(guī)模等盡可能多的控制變量,但仍可以肯定企業(yè)績效的影響因素不止這些。為此,本文采用基于面板數(shù)據(jù)的固定效應回歸模型來降低其帶來的影響。第二,雙向因果關(guān)系。例如,可能不是TMT的樂觀對企業(yè)績效造成消極影響,而是企業(yè)績效對TMT的樂觀造成的反向影響。為此,本文采用滯后一年的Tobin′s Q值作為因變量。同時,考慮到可能因為滯后而帶來的自相關(guān)造成的回歸偏差影響,采用了DW值來檢驗。另外,對于研究過程中可能出現(xiàn)的異方差影響,采取了對部分變量取自然對數(shù)的方式來解決,同時,也進行了穩(wěn)健性檢驗。經(jīng)濟的獲取[62],對企業(yè)績效有重要影響;(2)資產(chǎn)負債率,代表了企業(yè)對負債的態(tài)度,企業(yè)財務杠桿的大小會導致企業(yè)績效極大的差異[52];(3)企業(yè)成長性,體現(xiàn)了企業(yè)的發(fā)展前景,和企業(yè)績效之間往往存在著積極的聯(lián)系[63];(4)國有持股比例(SO)。采用國有股股數(shù)除以總股數(shù)的比值來測量國有持股比例;(5)外資持股比例(FO)。采用境外發(fā)起人法人股股數(shù)除以總股數(shù)的比值來測量外資持股比例。在企業(yè)董事會和CEO的特征方面,控制了董事長與CEO兩職合一、董事會規(guī)模、CEO年齡、CEO性別和CEO職齡等5個變量。在TMT層面,除了控制規(guī)模外,依據(jù)徐細雄等[12]和魏立群等[22]的研究,TMT某些屬性特征的平均水平和分布情況會影響組織產(chǎn)出和企業(yè)績效,因此本文控制了平均年齡、平均教育水平、男性比例以及年齡多樣性、教育水平多樣性、任期多樣性和職業(yè)背景多樣性。參考李衛(wèi)寧等[21],年齡多樣性與任期多樣性采用標準差系數(shù)測量;教育水平多樣性和職業(yè)背景多樣性采用Blau系數(shù)測量。計算公式為:

3 實證檢驗

3.1 描述性與相關(guān)性分析

表2報告了各變量的描述性統(tǒng)計分析和它們之間的相關(guān)關(guān)系,提供了各變量(除LEV的平均值 0.429、標準差0.212外)的均值、標準差和相關(guān)性系數(shù)。表中部分變量的平均值和標準差與王鐵男等[52]的研究近似,說明這些數(shù)據(jù)具有可靠性。由表2可知,各變量間的相關(guān)性系數(shù)均小于0.4,都在小于0.6的可接受范圍內(nèi),且在各個回歸中方差膨脹因子檢驗顯示各變量VIF遠小于10,表明研究受多重共線性問題影響很小。

表2 描述性統(tǒng)計分析及相關(guān)性分析Table 2 Descriptive statistical analysis and correlation analysis

3.2 回歸模型的確定

在面板數(shù)據(jù)回歸模型的選擇上,學術(shù)界普遍采用統(tǒng)計檢驗的方法確定應該選用何種回歸模型,使用豪斯曼檢驗確定選擇固定效應模型還是隨機效應模型,使用似然比檢驗確定選擇固定效應模型還是混合估計模型。表3-6依次為利用Eview8軟件得到的回歸模型Hausman檢驗、混合回歸模型與個體固定效應模型F檢驗、混合回歸模型與時間固定效應模型F檢驗以及混合回歸模型與雙向固定效應模型F檢驗結(jié)果。

由表3可知,Hausman檢驗相應的Prob.值為0.000,說明拒絕原假設,即拒絕選擇隨機效應回歸模型;由表4-6可知,個體、時間和雙向固定效應模型F檢驗相應的Prob.值為0.000、0.000和0.000,說明拒絕原假設,即拒絕混合估計回歸模型,選擇固定效應回歸模型。根據(jù)上文統(tǒng)計檢驗的結(jié)果以及研究的實際需要,選擇雙向固定效應模型作為回歸模型。如果不同的截面、不同的時間序列(個體)模型的截距都顯著不相同,應該建立雙向固定效應模型。

表3 回歸模型Hausman檢驗Table 3 Hausman test of regression model

表4 混合回歸模型與個體固定效應模型F檢驗Table 4 M ixed regression model and individual fixed effect model F test

3.3 假設檢驗

3.3.1 TMT的樂觀與企業(yè)績效的關(guān)系檢驗

本文使用雙向固定效應回歸模型,即通過固定時間、樣本個體來檢驗TMT的樂觀與企業(yè)績效的關(guān)系。第一步是將控制變量作為解釋變量,企業(yè)績效作為被解釋變量,如模型1.1。已經(jīng)過調(diào)整的可決系數(shù)為0.7648,說明解釋變量對被解釋變量的解釋效果良好。DW檢驗值為2.1506,接近于2,表明該回歸不存在由于自相關(guān)造成的回歸偏差影響。第二步是將樂觀加入到解釋變量行列,如模型1.2。已經(jīng)過調(diào)整的可決系數(shù)為0.7654＞0.7648,說明添加TMT的樂觀后,解釋變量的解釋效果進一步增強。DW檢驗值為2.1505,表明該回歸模型不存在由于自相關(guān)造成的回歸偏差影響。由回歸結(jié)果知,樂觀的回歸系數(shù)為-2.154(p＜0.001),說明TMT的樂觀負向影響企業(yè)績效,因此假設1得到支持。

3.3.2 環(huán)境動態(tài)性對TMT的樂觀與企業(yè)績效之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應檢驗

本部分在模型1.1和1.2的基礎上,將環(huán)境動態(tài)性和環(huán)境動態(tài)性與樂觀的乘積項加入到解釋變量行列,如模型1.3?？梢园l(fā)現(xiàn)已經(jīng)過調(diào)整的可決系數(shù)為0.7655,DW檢驗值為2.1509。由回歸結(jié)果可知,雖然環(huán)境動態(tài)性的回歸系數(shù)-0.077(p＞0.05)不顯著,但是環(huán)境動態(tài)性與樂觀的乘積項的回歸系數(shù)-9.750(p＜0.001)非常顯著,說明環(huán)境動態(tài)性不會直接對企業(yè)績效造成影響,而是會對樂觀與企業(yè)績效之間的關(guān)系產(chǎn)生影響,即環(huán)境動態(tài)性會增強TMT的樂觀與企業(yè)績效的負向關(guān)系,假設2得到支持。具體關(guān)系如圖2所示,當環(huán)境動態(tài)性高時,TMT的樂觀與企業(yè)績效的關(guān)系強度很大;而當環(huán)境動態(tài)性低時,TMT的樂觀與企業(yè)績效的關(guān)系強度有所降低。

圖2 環(huán)境動態(tài)性對TMT的樂觀與企業(yè)績效關(guān)系的調(diào)節(jié)效應Figure 2 Themoderating effect of environmental dynam ics on the relationship between TM T′s optim ism and firm performance

表5 混合回歸模型與時間固定效應模型F檢驗Table 5 M ixed regression model and time fixed effectmodel F test

表6 混合回歸模型與雙向固定效應模型F檢驗Table 6 M ixed regression model and two dimensional fixed effectmodel F test

表7 回歸模型結(jié)果Table 7 Results of regression models

3.3.3 管理經(jīng)驗對TMT的樂觀與企業(yè)績效之間關(guān)系的非線性調(diào)節(jié)效應檢驗

本部分在模型1.1和1.2的基礎上,將管理經(jīng)驗和管理經(jīng)驗與樂觀的乘積項加入到解釋變量行列,如模型1.4。可以發(fā)現(xiàn)經(jīng)過調(diào)整的可決系數(shù)為0.7653＞0.7648,說明添加管理經(jīng)驗和管理經(jīng)驗與樂觀的乘積項后解釋變量的解釋效果進一步增強。DW檢驗值為2.1507。由回歸結(jié)果可知,管理經(jīng)驗與樂觀的乘積項的回歸系數(shù)0.587(p＞0.05)不顯著,所以表明不存在管理經(jīng)驗線性調(diào)節(jié)TMT的樂觀與企業(yè)績效之間的關(guān)系。參照溫忠麟等學者提出的調(diào)節(jié)效應檢驗模型[64]以及李根強等學者的非線性調(diào)節(jié)效應的檢驗模型[65],在模型1.1、1.2和1.4的基礎上,將管理經(jīng)驗的平方、管理經(jīng)驗的平方和樂觀的乘積項加入到解釋變量行列,如模型1.5?？梢园l(fā)現(xiàn)經(jīng)過調(diào)整的可決系數(shù)為0.7654＞0.7648,說明添加管理經(jīng)驗的平方、管理經(jīng)驗的平方和樂觀的乘積項后解釋變量的解釋效果進一步增強。DW檢驗值為2.1504。由回歸結(jié)果可知,管理經(jīng)驗的平方和樂觀的乘積項的回歸系數(shù)-0.698(p＜0.05)顯著,說明管理經(jīng)驗對TMT的樂觀和企業(yè)績效之間的關(guān)系具有非線性調(diào)節(jié)效應,假設3得到支持。具體關(guān)系如圖3所示,當管理經(jīng)驗較低時,管理經(jīng)驗的提高會抑制TMT的樂觀對企業(yè)績效的負向作用;當管理經(jīng)驗突破調(diào)節(jié)效應臨界點后,管理經(jīng)驗的提高會反過來促進TMT的樂觀對企業(yè)績效的負向作用。

圖3 管理經(jīng)驗對樂觀與企業(yè)績效關(guān)系的非線性調(diào)節(jié)效應Figure 3 The nonlinear moderating effect ofmanagement experience on the relationship between TM T′s optim ism and firm performance

另外,考慮到檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性,在模型1.6中將所有的控制變量、TMT的樂觀、環(huán)境動態(tài)性、管理經(jīng)驗以及樂觀與環(huán)境動態(tài)性的乘積項、樂觀與管理經(jīng)驗的乘積項、管理經(jīng)驗平方、管理經(jīng)驗的平方和樂觀的乘積項一同作為解釋變量放入模型中,可以發(fā)現(xiàn)已經(jīng)過調(diào)整的可決系數(shù)為0.7660,優(yōu)于其他模型。DW檢驗值為2.1507,表示該回歸模型不存在由于自相關(guān)造成的回歸偏差影響。由回歸結(jié)果可知,與分別各自求解的結(jié)果沒有太大的不同。

3.4 穩(wěn)健性檢驗

借鑒吳國通等[7]、Henry[66]、Price等[67]的變量測量方式,對TMT語調(diào)TONEit進行重新計算,具體如公式4,進而將其帶入公式2中求出TMT的樂觀,詳細的回歸結(jié)果如表8。

表8 替換自變量計算方式后的回歸模型結(jié)果Table 8 Results of regression models after replacing the calculation of the independent variable

其中,OPSit表示是公司i第t年年報中所用的正面語調(diào)詞語數(shù)目占詞語總數(shù)的比例;NEGit表示公司i第t年年報中所用的負面語調(diào)詞語數(shù)目占詞語總數(shù)的比例;TONEit表示凈正面語調(diào)的概念,并且0≤TONEit≤1。

由模型2.2～2.6的回歸結(jié)果可知,TMT的樂觀與企業(yè)績效的關(guān)系方向、環(huán)境動態(tài)性對樂觀與企業(yè)績效的關(guān)系的調(diào)節(jié)作用方向以及管理經(jīng)驗對樂觀與企業(yè)績效的關(guān)系的調(diào)節(jié)作用方向沒有發(fā)生變化,說明本文的研究結(jié)論具有一定的穩(wěn)健性。

4 討論

4.1 結(jié)果討論

本文從社會認知的理論視角,以情感分析方式測量TMT的樂觀,采用雙向固定效應模型檢驗了TMT的樂觀與企業(yè)績效的關(guān)系以及二者關(guān)系是否受環(huán)境和管理經(jīng)驗的影響。針對數(shù)據(jù)處理結(jié)果,從企業(yè)TMT建設方面進行簡要討論:

第一,謹防企業(yè)TMT“樂極生悲”。樂觀一直以來作為一個正面的生活態(tài)度備受推崇,也有諸多研究表明樂觀有益于身體健康。但是,企業(yè)管理是一個不同的領域,TMT每天依據(jù)繁多且復雜的信息做出諸多決策,每一個決策都會影響著企業(yè)績效。TMT本身已經(jīng)普遍樂觀,如果樂觀程度再增加就會對企業(yè)績效產(chǎn)生負面影響。高度樂觀的TMT會選擇性的關(guān)注正面消息而忽視負面消息、不斷搜索新的機會最后導致“機會過載”、設定過高的不切實際目標等對他們的判斷和決策造成消極影響,發(fā)生實實在在的“樂極生悲”。

第二,外部環(huán)境波動性較高時,不應雇用高度樂觀的TMT。首先,外部環(huán)境波動性較高意味著有大量與風險相關(guān)的金融資本處理,會有沉重的信息負擔,在此情況下,樂觀的TMT更易產(chǎn)生過度自信或其他認知偏差,對事物判斷和企業(yè)決策造成負面影響。其次,依據(jù)不確定性減少理論,樂觀程度高的TMT通過與過去的經(jīng)驗相聯(lián)系,從而適應環(huán)境和理解環(huán)境的不確定性。他們有選擇的將過去積極信息映射到當前的情況中,造成選擇性認知,從一切可能的角度來為目標成功做出解釋,以此來證明目標或期望的可行性。最后,依據(jù)動態(tài)能力理論,當企業(yè)外部環(huán)境波動性較高時,為了滿足企業(yè)發(fā)展需求,就要求企業(yè)組織結(jié)構(gòu)不斷變革,資源重新配置等,然而樂觀程度高的TMT卻很少進行持續(xù)性的變革投入。所以,外部環(huán)境波動性較高時,不應雇用高度樂觀的TMT。

第三,TMT不需一直調(diào)整,也不要一直不調(diào)整。TMT人員職齡的結(jié)構(gòu)要平衡,不能全是“新晉”高管,也不能全是“老資格”高管。適度的管理經(jīng)驗有助于提高TMT的管理能力、技術(shù)能力,提升心智框架和信息處理渠道,增強分析與處理事務能力,有助于削減樂觀傾向?qū)ζ髽I(yè)績效造成的消極影響。但是,經(jīng)驗太多時,卻又不是好事。經(jīng)驗太多的TMT就會越容易“自以為是”和“思維固化”,產(chǎn)生過度自信,從而對企業(yè)績效產(chǎn)生消極影響。

4.2 理論貢獻

本研究的理論貢獻主要體現(xiàn)在兩個方面:第一,本文從TMT的認知特征出發(fā)研究了TMT的樂觀與企業(yè)績效之間存在的關(guān)系。目前,對于TMT與企業(yè)績效的研究主要從TMT的構(gòu)成層面考慮。吳建祖[68]、魏立群[22]等研究了TMT某些屬性特征的平均水平,如年齡、教育水平、任期等對企業(yè)績效的影響。李衛(wèi)寧[21]等研究發(fā)現(xiàn)TMT在年齡、教育水平、任期以及職業(yè)背景等特征的異質(zhì)性會消極影響企業(yè)績效。朱焱等[23]從權(quán)力分配方面研究了TMT所有權(quán)權(quán)力、結(jié)構(gòu)權(quán)力、專家權(quán)力等對企業(yè)績效的影響?？梢?學術(shù)界主要從宏觀的TMT構(gòu)成層面考察了TMT對戰(zhàn)略決策、企業(yè)產(chǎn)出的影響,對于微觀層面的認知特征造成的影響缺乏關(guān)注。樂觀作為一種典型的認知特征,通過選擇性認知、目標設定、風險承擔等,對企業(yè)決策和績效產(chǎn)生影響。本研究發(fā)現(xiàn)TMT的樂觀顯著負向影響企業(yè)績效,說明基于微觀層面的認知特征樂觀也是影響企業(yè)績效的重要因素,進而豐富了TMT的認知特征與企業(yè)績效的實證研究。

第二,在社會認知理論框架下,進一步提出了OPEE模型,用于解釋TMT的樂觀與企業(yè)績效之間的關(guān)系,以及二者關(guān)系應如何受環(huán)境動態(tài)性和管理經(jīng)驗的影響。社會認知理論說明個體活動受行為、認知及其他個體特征、外部環(huán)境影響,但是一項特定的活動會受到多種具體的行為、認知特征、外部環(huán)境影響,并且影響的強度、方向也會不同。因此,需要進一步針對特定的對象、活動、認知特征和外部環(huán)境開展研究?，F(xiàn)有國外研究主要考察了外部環(huán)境與文化背景作為情景因素對TMT和戰(zhàn)略再定位、組織發(fā)展、創(chuàng)新決策之間關(guān)系的影響[35-36]。而國內(nèi)這方面的研究少之又少,其中吳建祖等研究了高管團隊薪酬差距對并購經(jīng)驗與海外并購績效之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用,姚冰湜[69]考察了CEO權(quán)力對高管團隊職能異質(zhì)性與企業(yè)績效關(guān)系的影響。這些研究缺乏在社會認知理論框架下,考察環(huán)境動態(tài)性和管理經(jīng)驗作為兩種情景因素對TMT的樂觀與企業(yè)績效之間的關(guān)系的影響。本研究的發(fā)現(xiàn),即環(huán)境動態(tài)性和管理經(jīng)驗均會對TMT的樂觀與企業(yè)績效之間的關(guān)系產(chǎn)生顯著影響,驗證了OPEE模型,一定程度上檢驗了社會認知理論。

4.3 不足與展望

本文的不足在于以下兩個方面:第一,潛在的內(nèi)生性問題仍可能對本文結(jié)果造成影響。盡管本文已經(jīng)控制了盡可能多的控制變量,并且采用雙向固定效應模型來消除遺漏變量的影響,采用滯后一年的Tobin′s Q值來消除反向因果的影響,但是其余存在的內(nèi)生性問題仍可能會對研究結(jié)果造成偏差。第二,沒有進一步考慮樂觀和企業(yè)績效之間的具體作用機制以及對其進行實證檢驗。因此,未來可以從進一步降低內(nèi)生性、提高穩(wěn)健性和探索樂觀和企業(yè)績效之間的作用機制等方面繼續(xù)開展研究。