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

    2017-07-18 11:38:02上海大學(xué)管理學(xué)院陳可喜李珍珍
    財(cái)會(huì)通訊 2017年18期
    關(guān)鍵詞:負(fù)向管理層董事

    上海大學(xué)管理學(xué)院 陳可喜 李珍珍

    管理層過度自信、董事會(huì)治理與公司績(jī)效
    ——來自滬深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,并沒有顯著減弱管理層過度自信與公司績(jī)效的負(fù)向關(guān)系。

    管理層過度自信 董事會(huì)治理 公司績(jī)效

    一、引言

    “過度自信”一詞最早來源于心理學(xué)。在管理層的非理性行為中,過度自信是一個(gè)很重要的表現(xiàn)。過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)為更容易過度自信的行為特征。當(dāng)前,過度自信問題已經(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度自信與公司在投融資方面的關(guān)系,而直接討論過度自信與公司績(jī)效的文獻(xiàn)卻相對(duì)較少。基于這樣的背景,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,管理者過度自信的現(xiàn)象普遍存在。過度自信作為一種認(rèn)知偏差,雖然不會(huì)直接影響上市企業(yè)的業(yè)績(jī),但是卻能通過影響管理者在公司運(yùn)營(yíng)中的經(jīng)營(yíng)決策來影響公司業(yè)績(jī)。潘博(2012)通過研究發(fā)現(xiàn),管理層的過度自信會(huì)降低公司的并購績(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)通過分析東星集團(tuán)的案例,得出其管理者因過度自信導(dǎo)致其大規(guī)模舉債和進(jìn)行過度投資,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)管理層過度自信與公司績(jī)效間的關(guān)系。可見,管理層的過度自信導(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)非常值得探究的問題。基于已有研究成果以及關(guān)于管理者過度自信的現(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度自信。同時(shí)從一定程度上來看,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)管理層過度自信與公司績(jī)效關(guān)系的研究問題卻是缺少的。在研究管理層過度自信與公司績(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)通過研究發(fā)現(xiàn),對(duì)于過度自信的管理層,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度自信心理有所減弱。由于過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)通過研究說明,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。張棟等(2008)通過研究得出我國(guó)的獨(dú)立董事制度并沒有發(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)主要來源于WIND數(shù)據(jù)庫和RESSET數(shù)據(jù)庫,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)于過度自信指標(biāo)的選取問題仍然需要根據(jù)實(shí)際情況展開進(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)布的樂觀的業(yè)績(jī)預(yù)報(bào)為樣本。而在樂觀的業(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買其他公司的股票,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)購買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度自信,取值為1,否則為非過度自信,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。這也說明了在兩職合一的樣本中,過度自信與公司績(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)?;貧w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,過度自信與公司績(jī)效顯著呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。過度自信與董事會(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)過度自信與公司績(jī)效的調(diào)節(jié)效應(yīng)

    從回歸結(jié)果來看,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)立董事的比重在過度自信與公司績(jī)效關(guān)系上并沒有發(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)薪酬比來度量管理層過度自信,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,并沒有顯著減弱管理層過度自信與公司績(jī)效的負(fù)向關(guān)系。

    (二)建議 為減少過度自信產(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,這能通過抑制管理層的過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)

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