基于CEO過度自信的公司多元化動(dòng)機(jī)實(shí)證研究

陳碧琴，李 濤，鄧秀媛

（重慶理工大學(xué) 財(cái)會(huì)研究與開發(fā)中心，重慶400054）

0 引言

多元化是現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中重要的公司戰(zhàn)略。美國1990～1996年多元化公司雇員占全國50%的比重，交易價(jià)值占全部股市交易50%。加拿大、德國、日本和英國的公司多元化也相當(dāng)普遍。在新興經(jīng)濟(jì)國家由家族治理和政府控制的多元化公司也越來越多。然而實(shí)施多元化不一定能給公司帶來正的效應(yīng)，可能增加公司價(jià)值，也可能會(huì)折損公司價(jià)值。因此，盲目多元化會(huì)使公司面臨風(fēng)險(xiǎn)。

公司實(shí)施多元化能否實(shí)施成功受到公司內(nèi)部資源條件和外部市場機(jī)會(huì)的兩方面影響。缺乏對公司內(nèi)部核心能力的戰(zhàn)略性思考往往會(huì)導(dǎo)致多元化的高風(fēng)險(xiǎn)性。那么作為公司最高行政長官CEO過度自信是否是公司實(shí)施多元化的動(dòng)機(jī)？這一個(gè)值得研究的課題。

1 過度自信的度量

CEO過度自信的度量一直是個(gè)難題。文獻(xiàn)中出現(xiàn)的方法有三種：①CEO對持有的公司股票或選擇權(quán)的處置態(tài)度。為了激勵(lì)CEO，公司通常會(huì)配發(fā)給與其一定數(shù)量的公司股票或股票期權(quán)。通常情況下，理性CEO是風(fēng)險(xiǎn)厭惡型的投資者，他們會(huì)選擇出售部分本公司股票或執(zhí)行選擇權(quán)以實(shí)現(xiàn)分散資產(chǎn)的非系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)。當(dāng)CEO出現(xiàn)持續(xù)持有或增加買入公司股票便被認(rèn)為是過度自信。②管理者盈余預(yù)測。通過管理階層對公司的財(cái)務(wù)預(yù)測的偏差來衡量CEO的過度樂觀傾向。如果出現(xiàn)持續(xù)高估公司盈余則被認(rèn)為是過度自信。③外部人或媒體觀感。Malmendier&Tate（2005b）通過媒體對CEO的評(píng)價(jià)來衡量CEO是否存在過度自信。我們認(rèn)為第一類方法較為可靠。CEO對待自身資產(chǎn)的態(tài)度是最真實(shí)的，比較能夠客觀地反映出CEO個(gè)性特質(zhì)。承接Malmendier&Tate（2005a）的思路，本文以CEO對持股有公司股票的處置態(tài)度作為判斷過度自信依據(jù)而提出如下方法：

首先，計(jì)算在其任期內(nèi)CEO每年持有公司股份的價(jià)值（方法為持股數(shù)量乘以年末股票價(jià)格），將某年CEO持股價(jià)值減去前一年持股價(jià)值，得到CEO持股的價(jià)值變動(dòng)。

2 數(shù)據(jù)、變量及計(jì)量模型

2.1 數(shù)據(jù)說明

本文樣本為1995～2010年于NYSE（紐約股票交易所）上市的公司，數(shù)據(jù)來源于Execu Compustat和Compustat&Compustat Industry Segment.數(shù)據(jù)庫，經(jīng)理人補(bǔ)償（股權(quán)）數(shù)據(jù)獲得自Standard&Poor的ExecuCompustat數(shù)據(jù)庫，G指數(shù)數(shù)據(jù)來自IRRC（美國投資者責(zé)任中心）。根據(jù)Hyland&Diltz(2002)提出的選擇方法剔除金融產(chǎn)業(yè)(SIC 6000-6999)與公共事業(yè)產(chǎn)業(yè)（SIC 4900-4999）。并且將公司資產(chǎn)小于1億美元的公司刪除以便獲得合理的樣本容量（Hyland et al，2002）。所有上述數(shù)據(jù)依據(jù)6位美國證券庫斯普號(hào)碼（cusip）進(jìn)行合并，剔除缺失數(shù)據(jù)后的有效樣本公司為3332個(gè)。

2.2 解釋變量及操作性定義

本文的解釋變量包括CEO過度自信變量OvCon以及控制變量，操作性定義及說明見表1。

2.3 回歸模型

其中，D表示代表多元化，i代表公司，t代表年份。業(yè)務(wù)單元數(shù)量是上市公司報(bào)告公布的獨(dú)立業(yè)務(wù)部門（或子公司）的數(shù)量。

第二和第三種方法的計(jì)算公式類似，分別是收入Herfindahl指數(shù)和資產(chǎn)Herfindahl指數(shù)。計(jì)算方法如下：

其中，D表示代表多元化，i代表公司，t代表年份。Sit代表i公司在t年度收入或者資產(chǎn)的賬面價(jià)值。模型2：

其中,i代表公司，t代表年份。?1-9代表回歸參數(shù)，εit則代表回歸殘差。模型2用來檢驗(yàn)CEO過度自信變量與非相關(guān)多元化之間的關(guān)系。解釋變量與模型1相同，被解釋變量related為公司相關(guān)業(yè)務(wù)單元的數(shù)量，采用Berger&Ofek(1995)計(jì)算方法：公司報(bào)告中總業(yè)務(wù)單元數(shù)量減去非相關(guān)業(yè)務(wù)單元數(shù)量。

表1 解釋變量操作性定義及說明

表2 CEO過度自信、現(xiàn)金流與多元化Tobit回歸結(jié)果

3 實(shí)證結(jié)果分析

3.1 CEO過度自信與公司多元化

3.1.1 CEO過度自信對公司多元化的影響

表2中基本回歸（1）的被解釋變量是資產(chǎn)Herfindahl指數(shù)。本文基于1992-2007年公司樣本的估計(jì)結(jié)果印證了以往文獻(xiàn)得出的論斷：資產(chǎn)規(guī)模、未來投資機(jī)會(huì)、經(jīng)營業(yè)績、現(xiàn)金流、R&D投入、公司治理和公司年齡是公司多元化的影響因素。

表2回歸（2）和（3）檢驗(yàn)了過度自信CEO行為對多元化的影響。在模型（2）中加入過度自信虛擬變量OvCon。系數(shù)為-0.0519，在0.01水平上顯著，說明了CEO過度自信確實(shí)是影響公司多元化的因素，或者說由過度自信CEO領(lǐng)導(dǎo)的公司更有可能去實(shí)施多元化。其他財(cái)務(wù)變量的系數(shù)符號(hào)較在模型（1）中沒有發(fā)生變化并且系數(shù)值的變化很小，說明過度自信變量OvCon幾乎沒有影響到財(cái)務(wù)變量對多元化的解釋。Gervais et al（2005）、Aktas et al（2005）&Hackbarth（2006)的研究結(jié)果表明過度自信的管理者會(huì)高估項(xiàng)目的凈現(xiàn)值（NPV），甚至?xí)e(cuò)誤地執(zhí)行負(fù)凈現(xiàn)值的項(xiàng)目，因此他們會(huì)投資過度。結(jié)合本文實(shí)證結(jié)果，過度自信的CEO會(huì)高估多元化項(xiàng)目的收益性低估其風(fēng)險(xiǎn)，過度樂觀地認(rèn)為實(shí)施多元化以后會(huì)給公司帶來更大的收益。

3.1.2 CEO過度自信、現(xiàn)金流與公司多元化

表3 基于G指標(biāo)的回歸結(jié)果

基于Jensen(1996)的自由現(xiàn)金流理論，許多研究已經(jīng)證實(shí)公司現(xiàn)金流量是與經(jīng)理人投資行為較為敏感的因素。Lin et al(2005)以Malmendier&Tate(2005a)發(fā)現(xiàn)持有過多現(xiàn)金流的CEO將會(huì)消耗掉現(xiàn)金流以及過度投資，可以說足夠可支配的現(xiàn)金流為經(jīng)理人的投資行為提供了條件。在表2回歸（3）中，加入了過度自信與現(xiàn)金流的交叉變量Cash×OvCon。系數(shù)估計(jì)為-0.7462并在0.01水平上顯著，與多元化程度存在正相關(guān)。并且系數(shù)絕對值較模型（2）中OvCon的系數(shù)絕對值大，交叉變量對解釋變量D的解釋能力更強(qiáng)，這意味著CEO過度自信的公司若擁有足夠可支配的現(xiàn)金流則會(huì)導(dǎo)致實(shí)施多元化的可能性更大。結(jié)合（Heaton,2002）的研究我們對這一點(diǎn)解釋為：過度自信CEO比外部投資者對多元化投資項(xiàng)目更為樂觀，容易認(rèn)為資本市場低估了公司價(jià)值。他們不愿進(jìn)行外部融資支持投資項(xiàng)目，而導(dǎo)致對現(xiàn)金流的敏感性將增加。自由現(xiàn)金流為過度自信CEO實(shí)施多元化提供了條件，增加公司多元化的可能性，也展示了CEO過度自信如何影響公司多元化的路徑。

3.1.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果呈現(xiàn)在表2中回歸（4）、（5）、（6）和（7）。首先，用收入的Herfindahl指數(shù)替代資產(chǎn)的Herfindahl指數(shù)作為被解釋變量進(jìn)行回歸?；貧w（4）結(jié)果顯示過度自信變量OvCon的系數(shù)為-00.5414，與多元化水平仍然是顯著正相關(guān)。回歸（5）中cash×OvCon的系數(shù)為-0.5414也是顯著正相關(guān)，并且其絕對值仍然較回歸（4）中OvCon的絕對值大。其次，采用業(yè)務(wù)單元衡量多元化作為被解釋變量進(jìn)行回歸。公司報(bào)告的業(yè)務(wù)單元數(shù)量越多則業(yè)務(wù)單元指標(biāo)越小，公司多元化程度越高?；貧w結(jié)果顯示OvCon與cash×OvCon交叉變量仍然與多元化水平正相關(guān)，且仍然保持了同時(shí)考慮CEO過度自信與自由現(xiàn)金流問題會(huì)加大公司實(shí)施多元化這一特征。

公司治理機(jī)制是影響CEO決策的一個(gè)關(guān)鍵因素，在此采用G指標(biāo)（Gompers et al，2003）代理公司治理變量分別對三個(gè)多元化被解釋變量重新進(jìn)行回歸，結(jié)果顯示在表3。此外，我還用了相關(guān)研究常用的機(jī)構(gòu)持股比例或者是否擁有獨(dú)立董事來代理公司治理機(jī)制。結(jié)果顯示過度自信對公司多元化策略的影響減弱但符號(hào)仍然未變（限于篇幅未報(bào)告）。穩(wěn)健性檢驗(yàn)表明CEO過度自信顯著影響公司多元化的實(shí)證結(jié)果是可靠的。

4 結(jié)論

我國正處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型階段，大量上市公司采用多元化戰(zhàn)略。然而，從內(nèi)部環(huán)境看，相應(yīng)的激勵(lì)和約束機(jī)制尚不健全。從外部環(huán)境看，新興市場(emerging markets)國家的產(chǎn)品市場、資本市場、勞動(dòng)力市場、政府管制、司法執(zhí)行等方面均不完善，存在制度缺失(institutional void)。CEO決策過多依賴個(gè)人能力和判斷。公司決策由于沒有受到足夠的制約和監(jiān)管，CEO過度自信的行為更容易導(dǎo)致盲目的多元化擴(kuò)張，不僅會(huì)使企業(yè)分散風(fēng)險(xiǎn)的能力遞減而且會(huì)造成為此付出的代價(jià)遞增，從而導(dǎo)致集團(tuán)的資產(chǎn)收益率下降。鑒于此，我國上市公司不應(yīng)該過分追求多元化而是要培養(yǎng)替代外部制度缺失的能力、完善內(nèi)部監(jiān)督機(jī)制并注重培養(yǎng)企業(yè)多元化的核心能力。

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