董事網(wǎng)絡(luò)能夠治理管理者過度自信嗎？
——基于企業(yè)非效率投資的視角

(浙江工商大學(xué) 工商管理學(xué)院，浙江杭州 310018)

一、引言

在現(xiàn)代企業(yè)所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)分離的制度設(shè)計(jì)下，人們大多只關(guān)注管理者自利導(dǎo)致的種種代理問題。但大量的研究證明，管理者不僅是“自利”的，還可能是“過度自信”的，管理者過度自信同樣會(huì)帶來非效率投資、盲目并購、盈余管理等一系列問題[1]。過度自信是指人們普遍存在的認(rèn)知偏差[2]，管理者由于其工作和經(jīng)驗(yàn)等原因比一般人更容易產(chǎn)生過度自信心理，對(duì)企業(yè)經(jīng)營決策產(chǎn)生重要影響。那么，過度自信是穩(wěn)定且不可治理的嗎？沈卓卿等(2009)[3]研究指出，過度自信并非一項(xiàng)穩(wěn)定的人格特質(zhì)，其產(chǎn)生會(huì)受到情景的影響。以往研究側(cè)重分析管理者過度自信的不良后果，而鮮有研究關(guān)注過度自信產(chǎn)生的原因和可能存在“藥方”。結(jié)合社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和認(rèn)知心理學(xué)相關(guān)研究，本文發(fā)現(xiàn)公司間的董事網(wǎng)絡(luò)可能會(huì)對(duì)管理者過度自信產(chǎn)生治理作用：一方面董事連鎖任職在企業(yè)中已經(jīng)十分普遍[4]，由此形成的連鎖董事網(wǎng)絡(luò)在企業(yè)間遍布廣泛且數(shù)量龐大，這成為董事網(wǎng)絡(luò)可以作為公司治理機(jī)制的基礎(chǔ)；另一方面，董事網(wǎng)絡(luò)能夠給網(wǎng)絡(luò)中的個(gè)體帶來大量的異質(zhì)性信息和資源[5-6]，這些信息和資源成為糾正管理者認(rèn)知偏差、抑制管理者過度自信的重要因素。那么，董事網(wǎng)絡(luò)對(duì)管理者過度自信是否有治理作用？通過何種途徑發(fā)揮作用？在國有企業(yè)經(jīng)營管理受政府干預(yù)較大的背景下，董事網(wǎng)絡(luò)治理作用的發(fā)揮是否會(huì)受到影響？

本文以我國A股上市公司2007-2014年的數(shù)據(jù)為樣本，從企業(yè)非效率投資角度出發(fā)，實(shí)證檢驗(yàn)了董事網(wǎng)絡(luò)對(duì)管理者過度自信的治理效果以及作用路徑。本文的貢獻(xiàn)和意義在于：結(jié)合社會(huì)網(wǎng)絡(luò)理論和認(rèn)知理論，理論分析并實(shí)證檢驗(yàn)了董事網(wǎng)絡(luò)對(duì)管理者過度自信的治理效果和作用機(jī)制，豐富了抑制管理者過度自信機(jī)制研究的相關(guān)文獻(xiàn)，促進(jìn)了學(xué)科間的交叉融合；在此基礎(chǔ)上，從董事會(huì)層面和連鎖董事個(gè)體層面剖析了董事網(wǎng)絡(luò)治理管理者過度自信的作用路徑，進(jìn)一步揭開了董事網(wǎng)絡(luò)治理的黑箱，具有重要的理論研究價(jià)值。與此同時(shí)，本文研究結(jié)果證實(shí)了董事網(wǎng)絡(luò)能夠有效治理管理者過度自信帶來的非效率投資問題，幫助企業(yè)找到了抑制管理者過度自信問題的方法，對(duì)于企業(yè)完善董事網(wǎng)絡(luò)治理機(jī)制、提升投資效率具有重要的現(xiàn)實(shí)指導(dǎo)意義。

二、文獻(xiàn)回顧、理論分析和研究假設(shè)

(一)管理者過度自信與公司治理

管理者過度自信會(huì)對(duì)企業(yè)投融資決策、股利政策、盈余管理等造成影響，其中管理者過度自信對(duì)投資效率的影響受到學(xué)者們廣泛的關(guān)注和探討。Graham等(2013)[7]的研究表明，對(duì)于同一國家、同一行業(yè)、相同規(guī)模的企業(yè)，管理者的不同心里特質(zhì)會(huì)導(dǎo)致截然不同的投資經(jīng)營決策。過度自信作為人們普遍存在的心理特質(zhì)，對(duì)管理者的投資決策有著重要影響。過度自信的CEO傾向于高估投資項(xiàng)目未來現(xiàn)金流，低估項(xiàng)目風(fēng)險(xiǎn)，過分相信自己對(duì)企業(yè)業(yè)績的控制能力，造成非效率投資。Heaton(2002)[8]首次利用理論模型證實(shí)了管理者過度自信對(duì)投資效率的影響：由于認(rèn)知偏差導(dǎo)致的管理者過度自信會(huì)使項(xiàng)目的NPV(凈現(xiàn)法)發(fā)生向上偏移，從而導(dǎo)致在企業(yè)具備大量的現(xiàn)金流時(shí)會(huì)盲目投資NPV為負(fù)的項(xiàng)目，造成投資過度；在企業(yè)現(xiàn)金流不足時(shí)，則會(huì)認(rèn)為企業(yè)的證券價(jià)值被低估，從而放棄NPV為正的項(xiàng)目，導(dǎo)致投資不足。無論投資不足還是投資過度，都會(huì)造成投資效率下降，即皆為非效率投資。后續(xù)的學(xué)者雖然利用不同的模型和方法對(duì)此問題進(jìn)行驗(yàn)證，但得出的結(jié)論基本相同：過度自信會(huì)導(dǎo)致非效率投資[9-13]。

雖然學(xué)者們對(duì)管理者過度自信帶來的后果已經(jīng)進(jìn)行了大量的研究，但何種機(jī)制能夠有效治理管理者過度自信的相關(guān)研究還略顯不足。有些學(xué)者對(duì)此做了嘗試性的研究，如Brown和Sarma(2007)[14]研究發(fā)現(xiàn)董事會(huì)中獨(dú)立董事人數(shù)的增加可以抑制管理者過度自信導(dǎo)致的并購決策失誤；我國學(xué)者李佳(2016)[15]研究發(fā)現(xiàn)股權(quán)集中度的提高有利于減弱過度自信驅(qū)使的低效率投資等，但這些研究并沒有從管理者產(chǎn)生過度自信的根源入手去解釋這些因素是如何抑制管理者過度自信以及通過何種路徑發(fā)揮作用的?；谏鐣?huì)網(wǎng)絡(luò)理論，從管理者認(rèn)知偏差導(dǎo)致過度自信入手，筆者認(rèn)為企業(yè)間普遍存在的董事網(wǎng)絡(luò)能夠有效地治理管理者過度自信以及其帶來的不良后果。因此，本文以企業(yè)非效率投資為切入點(diǎn)，理論分析并實(shí)證檢驗(yàn)董事網(wǎng)絡(luò)對(duì)管理者過度自信的治理效果和作用路徑，彌補(bǔ)了相關(guān)領(lǐng)域的研究不足。

(二)董事網(wǎng)絡(luò)治理：事前抑制與事后補(bǔ)償

認(rèn)知心理學(xué)認(rèn)為，人們之所以會(huì)產(chǎn)生過度自信心理，源于認(rèn)知偏差[2]。這種認(rèn)知偏差對(duì)投資效率的影響主要來自兩方面：一方面，在做決策之前，認(rèn)知偏差導(dǎo)致CEO可能會(huì)高估項(xiàng)目未來收益，低估項(xiàng)目可能存在的風(fēng)險(xiǎn)，造成投資過度；另一方面，CEO在做決策時(shí)可能高估了自己獲取資源的能力，在做出決策之后沒有足夠資源對(duì)項(xiàng)目進(jìn)行支持，造成投資不足。因此，董事網(wǎng)絡(luò)對(duì)管理者過度自信造成的非效率投資的治理作用體現(xiàn)在兩個(gè)方面：一是在投資決策作出之前對(duì)CEO認(rèn)知偏差進(jìn)行抑制；二是在投資決策作出之后在項(xiàng)目實(shí)施過程中進(jìn)行事后補(bǔ)償。

1.事前抑制機(jī)制

董事網(wǎng)絡(luò)對(duì)過度自信管理者非效率投資的事前抑制作用，主要通過降低市場信息不對(duì)稱性、幫助管理者糾正認(rèn)知偏差來實(shí)現(xiàn)。研究表明，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)是一種重要的信息傳導(dǎo)路徑，信息可以通過網(wǎng)絡(luò)加速傳導(dǎo)，從而降低管理者信息搜尋的成本[5]。管理者決策需要以及時(shí)、準(zhǔn)確的信息為基礎(chǔ)，如果缺乏有效的信息，管理者極有可能會(huì)形成認(rèn)知偏差，從而產(chǎn)生過度自信心理。管理者對(duì)信息的獲取一般來自于企業(yè)內(nèi)部員工以及社交網(wǎng)絡(luò)，但對(duì)于擁有連鎖董事在本企業(yè)任職的管理者來說，來自于董事網(wǎng)絡(luò)的信息正成為管理者獲取大量稀缺信息的重要渠道。

企業(yè)間可以通過多種方式形成關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，比如交叉持股、連鎖董事、高管兼任等，其中連鎖董事網(wǎng)絡(luò)是形成社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的主要形式，也是管理者獲取外部異質(zhì)性信息和稀缺信息的重要渠道。由于董事網(wǎng)絡(luò)中的獨(dú)立董事往往同時(shí)在多家企業(yè)任職，因此網(wǎng)絡(luò)中的獨(dú)立董事能夠比企業(yè)內(nèi)部的管理者更加及時(shí)和準(zhǔn)確地了解市場中的關(guān)鍵信息，這些信息能夠幫助管理者降低市場信息不對(duì)稱程度，糾正管理者認(rèn)知偏差，抑制管理者過度自信，降低管理者做出非效率投資決策的幾率。Cai和Sevilir(2012)[16]發(fā)現(xiàn)董事網(wǎng)絡(luò)可以降低收購方和目標(biāo)方的信息不對(duì)稱程度，擁有董事會(huì)連帶的公司間的收購兼并交易產(chǎn)生了更好的并購收益，這證明了董事網(wǎng)絡(luò)在降低市場信息不對(duì)稱方面的重要作用。與此同時(shí)，網(wǎng)絡(luò)中的連鎖董事同時(shí)任職的多家企業(yè)在業(yè)務(wù)上往往具有相似性和可比性，例如機(jī)械工程專業(yè)的連鎖董事可能同時(shí)在多家汽車行業(yè)公司任職，這意味著董事網(wǎng)絡(luò)提供的信息往往具有可參考性和針對(duì)性，董事網(wǎng)絡(luò)中其他企業(yè)的投資經(jīng)驗(yàn)?zāi)転楸酒髽I(yè)的管理者提供前車之鑒，這也能夠事前抑制管理者由于認(rèn)知偏差做出非效率投資決策。綜上所述，董事網(wǎng)絡(luò)可以通過事前抑制機(jī)制削弱管理者過度自信帶來的非效率投資決策。

2.事后補(bǔ)償機(jī)制

董事網(wǎng)絡(luò)對(duì)過度自信管理者非效率投資的事后補(bǔ)償機(jī)制，主要通過為管理者投資決策提供資源支持來發(fā)揮作用。董事網(wǎng)絡(luò)之所以重要，在于鑲嵌于網(wǎng)絡(luò)中的各種社會(huì)資本，從而能讓企業(yè)獲取有利的各種資源。正如Farina(2009)[6]提出，公司間的外部聯(lián)系如連鎖董事可以為公司獲取關(guān)鍵性資源。董事網(wǎng)絡(luò)能夠?yàn)楣芾碚咄顿Y決策提供必要的資源如資金、技術(shù)支持等，且越處于網(wǎng)絡(luò)中心的企業(yè)能夠獲得的資源越多。陳運(yùn)森和謝德仁(2011)[17]的研究發(fā)現(xiàn)，網(wǎng)絡(luò)中心度越高，企業(yè)能夠獲取的信息與資源越多，投資效率越高。過度自信的管理者在做出決策之后，在項(xiàng)目實(shí)施遇到困難時(shí)，網(wǎng)絡(luò)中的其他成員能夠?yàn)槠涮峁┍匾馁Y源與技術(shù)支持，幫助項(xiàng)目度過難關(guān)，提高項(xiàng)目成功率。有些資源是投資決策成敗的關(guān)鍵，例如董事會(huì)中擁有政治背景的董事往往能夠?yàn)槠髽I(yè)提供這種關(guān)鍵性資源。因此，董事網(wǎng)絡(luò)能夠通過事后補(bǔ)償機(jī)制有效彌補(bǔ)管理者過度自信所帶來的決策偏差?；谝陨戏治?，本文提出以下假設(shè)。

H1董事網(wǎng)絡(luò)會(huì)減弱管理者過度自信與非效率投資的正相關(guān)關(guān)系，具有治理效應(yīng)。

(三)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對(duì)董事網(wǎng)絡(luò)治理效果的影響

本文試圖探討在國有企業(yè)和非國有企業(yè)中，董事網(wǎng)絡(luò)的這種治理效應(yīng)是否存在差別。與非國有企業(yè)相比，國有企業(yè)選聘董事往往帶有行政色彩，這會(huì)削弱董事網(wǎng)絡(luò)的治理效果。與此同時(shí)，國有企業(yè)管理者在制定投資決策時(shí)，不僅會(huì)受到個(gè)人心理特質(zhì)的影響，同時(shí)還會(huì)受到來自政府的約束。很多研究發(fā)現(xiàn)，為了完成特定的政策目標(biāo)，政府經(jīng)常會(huì)干預(yù)國有企業(yè)管理者的投資決策[18-20]。因此，政府的干預(yù)一定程度上會(huì)影響國有企業(yè)中董事網(wǎng)絡(luò)治理作用的發(fā)揮。此外，國有企業(yè)比非國有企業(yè)受到更多的政府支持，比如在行業(yè)準(zhǔn)入門檻、融資等方面，這意味著國有企業(yè)管理者獲取的信息和資源更多地來自于政府而非市場，這將導(dǎo)致董事網(wǎng)絡(luò)的效用降低。相比于國有企業(yè)，非國有企業(yè)董事選聘主要通過市場化流程進(jìn)行，受到的政府干預(yù)較小，董事網(wǎng)絡(luò)是管理者獲取市場信息和資源的重要渠道，其所帶來的信息和資源會(huì)被管理者充分考慮，從而減少因管理者過度自信所帶來的非效率投資。因此在非國有企業(yè)中，董事網(wǎng)絡(luò)的治理效應(yīng)更為顯著。因此，本文提出以下假設(shè)。

H2相比于國有企業(yè)，非國有企業(yè)中董事網(wǎng)絡(luò)的治理效應(yīng)更顯著。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選取

本文以2007-2014年度我國A股上市公司為樣本。為了保證數(shù)據(jù)的有效性，剔除了部分公司樣本：(1)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)異常的ST、*ST公司；(2)本文過度自信的度量需要用到財(cái)務(wù)預(yù)測指標(biāo)，因此剔除了沒有披露財(cái)務(wù)預(yù)測數(shù)據(jù)的公司；(3)金融類上市公司。經(jīng)過整理，最終得到2 712個(gè)公司年度觀測值。本文董事兼職信息以及其他公司治理數(shù)據(jù)來自于國泰安數(shù)據(jù)庫中上市公司公開披露的數(shù)據(jù)，盈利預(yù)測數(shù)據(jù)來自于RESSET數(shù)據(jù)庫，一部分?jǐn)?shù)據(jù)庫中缺失數(shù)據(jù)通過企業(yè)公開披露的年報(bào)中手工搜集得到。

(二)研究模型和變量選擇

根據(jù)本文的研究內(nèi)容和假設(shè)，設(shè)定以下研究模型

模型1Invit=γ0+β1OCi,t-1+∑βjControli,t-1+∑Industry+∑Year+εi,t-1

模型2Invit=γ0+β1OCi,t-1+β2Ceni,t-1+β3OC*Ceni,t-1+∑βjControli,t-1+∑Industry+∑Year+εi,t-1

模型3Invit=γ0+β1OCi,t-1+β2Ceni,t-1+β3OC*Cen*Soei,t-1+∑βjControli,t-1+∑Soe+∑Industry+∑Year+εi,t-1

模型1、2、3中，OC為解釋變量過度自信，包含兩個(gè)指標(biāo)OC_P和OC_S。Inv為被解釋變量非效率投資水平，Cen為調(diào)節(jié)變量董事網(wǎng)絡(luò)中心度，ε為模型的殘差，其他變量為控制變量。為了盡可能消除本期的影響，對(duì)自變量進(jìn)行了滯后一期的處理。與此同時(shí)，為了消除異常值對(duì)回歸結(jié)果的影響，對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行了上下1%的縮尾處理。

模型1主要檢驗(yàn)管理者過度自信是否會(huì)加劇企業(yè)非效率投資水平，模型2在模型1的基礎(chǔ)上加入董事網(wǎng)絡(luò)中心度Cen以及管理者過度自信與董事網(wǎng)絡(luò)中心度的交互項(xiàng)OC*Cen，用來檢驗(yàn)董事網(wǎng)絡(luò)是否會(huì)對(duì)管理者過度自信帶來的非效率投資起到治理作用；模型3在模型2基礎(chǔ)上進(jìn)一步檢驗(yàn)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對(duì)董事網(wǎng)絡(luò)治理效果的影響，具體的，本文采用分組回歸的方式對(duì)這種影響進(jìn)行檢驗(yàn)。主要變量解釋如表1所示。

表1主要變量定義

變量符號(hào)變量定義非效率投資Inv采用Richardson模型中|ε|的值來測度,值越大代表非效率投資水平越高解釋變量OC_P采用盈利預(yù)測方法測度,如果OC_P=1則表示高管過度自信OC_S采用持股變化法測度,如果OC_S=1則表示高管過度自信調(diào)節(jié)變量Cen董事網(wǎng)絡(luò)中心度,測度方法見上文控制變量Indr獨(dú)立董事比例,計(jì)算公式為獨(dú)立董事數(shù)量/董事總數(shù)Mshare管理層持股,年度內(nèi)管理層持有的本公司股票份額Duality兩職合一,董事長和總經(jīng)理為同一人,則該值為1,否則為0Pay管理者薪酬水平,用高管前三名的薪酬總額代替Cash現(xiàn)金流水平,通過"年度內(nèi)現(xiàn)金流凈額/總資產(chǎn)"計(jì)算得來Growth凈利潤增長率Adm管理費(fèi)用/營業(yè)收入Asset公司總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)Industry企業(yè)所處的行業(yè),并生成虛擬變量Year年度虛擬變量

1.非效率投資的度量

本文參考Richardson(2006)[21]的方法來測度非效率投資，具體如下

Investit=γ0+γ1Sizei,t-1+γ2Agei,t-1+γ3Groi,t-1+γ4Cashi,t-1+γ5Levi,t-1+γ6Ri,t-1+γ7Invi,t-1+∑year+∑Industry+ε

Invit值由現(xiàn)金流量表中的數(shù)據(jù)計(jì)算得到，分別將購置固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)支出，對(duì)子公司凈支出，對(duì)其他單位凈支出累加起來，除以總資產(chǎn)平均值，衡量i公司在t期的投資支出；Sizei,t-1用總資產(chǎn)平均值的自然對(duì)數(shù)，衡量i公司在t-1期的規(guī)模；Agei,t-1用當(dāng)前年度減去公司的上市年度加上1的自然對(duì)數(shù)，衡量i公司在t-1年的上市年齡；Groi,t-1用主營業(yè)務(wù)收入增長率，衡量i公司在t-1期的成長水平；Cashi,t-1從現(xiàn)金流量表中獲取現(xiàn)金及其等價(jià)物余額，用此數(shù)據(jù)除以總資產(chǎn)平均值，表示在t-1期的i公司的現(xiàn)金比；Levi,t-1用公司總負(fù)債與總資產(chǎn)之比，衡量i公司在t-1期負(fù)債率；Ri,t-1表示為i公司在t-1期的股票收益率；此外，還需綜合考慮年度(Year)和行業(yè)(Industry)因素，進(jìn)行分行業(yè)和分年度進(jìn)行回歸。如果|ε|大于0，表示非效率投資。本文用|ε|的值測度Invit，值越大，代表非效率投資水平越高。

2.過度自信的度量

為了增加論證的可信度以及減少變量內(nèi)生性問題，本文采用兩種方式對(duì)管理者過度自信進(jìn)行度量。

首先借鑒姜付秀(2009)[22]的方法，采用樂觀盈利預(yù)測來測度管理者的過度自信。利用2007-2014年披露了盈利預(yù)測的上市公司數(shù)據(jù)，把滿足以下四中情形之一的定義為過度自信：(1)預(yù)增，實(shí)際利潤增長少于50%；(2)略增，實(shí)際利潤增長小于零；(3)續(xù)贏或扭虧，實(shí)際虧損；(4)略減，實(shí)際虧損大于50%。每季度披露的盈利預(yù)測中，至少一次是樂觀預(yù)測，則定義該公司的管理者存在過度自信，即OC_P=1。如果預(yù)測信息披露的時(shí)間在報(bào)告期結(jié)束的前三周內(nèi)，則定義為盈利預(yù)告而非盈利預(yù)測，從樣本中剔除。

其次，利用持股變化法測量管理者過度自信。由于CEO在管理層中的特殊地位和影響，本文借鑒了饒育蕾和王建新(2010)[23]的測度方法，通過CEO持股變化作為管理者過度自信的替代變量。具體的，如果本公司股價(jià)增長幅度小于市場綜合股價(jià)增長幅度，而CEO仍然增持或者未減持本公司股票，則代表管理者存在過度自信心理，OC_S賦值為1，否則為0。

3.董事網(wǎng)絡(luò)的度量

中心度分析是社會(huì)網(wǎng)絡(luò)分析中常用的方法，考慮到實(shí)際研究需要，本文最終采用程度中心度(Cen)指標(biāo)對(duì)董事網(wǎng)絡(luò)進(jìn)行測度，公式為Cen=∑jxij/(n-1)。其中，i代表某個(gè)董事；j代表當(dāng)年除了i之外的其他董事；xij代表一個(gè)關(guān)系連結(jié)，如果董事i和董事j至少在一個(gè)公司董事會(huì)共事則取值為1，否則為0。同時(shí)為了消除不同年份網(wǎng)絡(luò)規(guī)模不同的影響，用(n-1)來消除規(guī)模差異。借鑒陳運(yùn)森和謝德仁(2011)[17]的方法，利用社會(huì)網(wǎng)絡(luò)分析軟件Ucinet，首先構(gòu)建了A股上市公司“董事-董事”的網(wǎng)絡(luò)矩陣，然后取公司中所有董事網(wǎng)絡(luò)中心度的中位數(shù)作為公司層面的董事網(wǎng)絡(luò)中心度。

4.控制變量

參考前人的研究，控制變量選取了管理層持股(Mshare)、現(xiàn)金流水平(Cash)、企業(yè)規(guī)模(Asset)、利潤增長率(Growth)、管理者薪酬水平(Pay)、獨(dú)立董事比例(Indr)、兩職合一(Duality)、企業(yè)性質(zhì)(Soe)以及行業(yè)虛擬變量(Industry)和年度虛擬變量(Year)。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)變量描述性統(tǒng)計(jì)

本文對(duì)主要變量進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì)，統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2所示。非效率投資(Inv)的均值為0.626，標(biāo)準(zhǔn)差達(dá)到了0.850，這說明樣本企業(yè)間非效率投資水平存在較大差異；采用業(yè)績預(yù)測法測度的管理者過度自信(OC_P)的均值為0.181，這說明樣本企業(yè)中18.1%的管理者存在過度自信心理，采用持股變化法測度的過度自信(OC_S)的均值為0.127，與OC_P的值存在一點(diǎn)差異，這可能是由于我國管理層持股水平仍然較低所致，但對(duì)檢驗(yàn)結(jié)果穩(wěn)健性沒有太大影響；董事網(wǎng)絡(luò)中心度(Cen)的均值為0.174，最小值為0，最大值達(dá)到了1.016，這說明樣本公司間董事網(wǎng)絡(luò)存在一定的差異；在獨(dú)立董事比例(Indr)方面，樣本企業(yè)間無太大差別，基本都達(dá)到證監(jiān)會(huì)的1/3比例要求；樣本企業(yè)中31.9%的企業(yè)存在董事長和CEO兩職合一現(xiàn)象；管理者薪酬(Pay)方面樣本企業(yè)間存在較大差異，標(biāo)準(zhǔn)差達(dá)到了2.869。其他指標(biāo)都在合理范圍內(nèi)。

表2主要變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

變量平均值標(biāo)準(zhǔn)差最小值p25中位數(shù)p75最大值Inv0.6260.85000.1510.3870.6675.275OC_P0.1810.38500001OC_S0.1270.33300001Cen0.1740.17500.0570.1240.2271.016Soe0.1990.39900001Indr0.3720.0510.3330.3330.3330.4290.571Mshare2.7330.2721.4332.6342.8652.9103.066Duality0.3190.46600011Pay13.332.869013.42013.91014.33015.610Cash-0.1180.318-1.437-0.247-0.06901.171Growth0.2889.097-41.600-0.781-0.0410.81355.750Adm0.1150.11500.0560.0880.1320.832Asset21.3301.01318.75020.69021.25021.84024.550

注：描述性統(tǒng)計(jì)樣本觀測值為2 712。

(二)回歸結(jié)果與分析

本文利用統(tǒng)計(jì)軟件STATA 14.0對(duì)樣本進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。

表3為管理者過度自信與非效率投資關(guān)系以及董事網(wǎng)絡(luò)調(diào)節(jié)效應(yīng)的回歸結(jié)果。在模型1中，OC_P的系數(shù)為0.169且通過了1%水平上的顯著性檢驗(yàn)，模型3中OC_S的系數(shù)為0.142，同樣通過了1%水平上的顯著性檢驗(yàn)。模型1和模型3的回歸結(jié)果表明，管理者過度自信加劇了企業(yè)非效率投資水平，與前人的研究結(jié)論一致。其次，本文檢驗(yàn)了董事網(wǎng)絡(luò)對(duì)管理者過度自信造成的非效率投資的治理效應(yīng)。借鑒溫忠麟等(2005)[24]提出的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)方法，在模型2和模型4分別加入了調(diào)節(jié)變量Cen與自變量OC的交互項(xiàng)OC_P*Cen、OC_S*Cen，以此來測度董事網(wǎng)絡(luò)是否對(duì)管理者過度自信與非效率投資的關(guān)系產(chǎn)生影響。模型2中和模型4中，OC_P*Cen與OC_S*Cen的系數(shù)分別為-0.287和-0.476且均通過了5%水平上的顯著性檢驗(yàn)，這說明隨著董事網(wǎng)絡(luò)中心度的提高，管理者過度自信對(duì)非效率投資的影響減小。如前文所述，在管理者做出決策前，董事網(wǎng)絡(luò)中的大量異質(zhì)性和稀缺信息能夠幫助管理者糾正認(rèn)知偏差，抑制管理者過度自信心理，從而避免管理者盲目做出投資決策；在管理者做出投資決策后，董事網(wǎng)絡(luò)能夠通過資源輸送進(jìn)行支持，防止產(chǎn)生投資不足。因此，假設(shè)1得到了很好的支持。

此外，模型2中董事網(wǎng)絡(luò)(Cen)的系數(shù)為-0.114且通過了5%水平上的顯著性檢驗(yàn)，這說明董事網(wǎng)絡(luò)的存在會(huì)減弱企業(yè)的非效率投資水平；獨(dú)立董事比例(Indr)的系數(shù)不顯著，說明單純依靠提高獨(dú)立董事比例并不能抑制管理者過度自信帶來的非效率投資水平，還需要提高獨(dú)立董事的質(zhì)量，多引進(jìn)具有良好聲譽(yù)和擁有社會(huì)資源的獨(dú)立董事；管理者持股比例與非效率投資水平顯著正相關(guān)，這可能是股權(quán)激勵(lì)導(dǎo)致了管理者產(chǎn)生過度自信心理從而造成非效率投資所致；兩職合一(Duality)雖然與非效率投資正相關(guān)但沒有通過5%水平上的顯著性檢驗(yàn)，這說明兩職合一并非是造成管理者非效率投資的關(guān)鍵因素；管理者薪酬(Pay)與非效率投資顯著負(fù)相關(guān)，這可能是因?yàn)樵谛匠昱c績效掛鉤的制度傾向下，管理者為了提高自己的薪酬水平會(huì)努力提高投資水平。

表3 過度自信與非效率投資關(guān)系以及董事網(wǎng)絡(luò)調(diào)節(jié)效應(yīng)的回歸結(jié)果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平上顯著，括號(hào)內(nèi)為相應(yīng)的t值，下同。

表4產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對(duì)董事網(wǎng)絡(luò)治理效果影響的回歸結(jié)果

變量/模型Soe=0Soe=1模型1模型2模型3模型4截距2.189***(3.57)2.241***(3.60)-2.130**(-2.42)-2.178**(-2.31)OC_P0.184***(2.98)—0.341***(2.66)—OC_P*Cen-0.653**(-2.07)—-0.634(-1.56)—OC_S—0.162***(2.90)—0.140*(1.77)OC_S*Cen—-0.693**(-2.01)—-0.102(-1.57)Cen-0.151**(-2.31)-0.005*(-1.82)-0.015(-1.53)-0.001(-1.51)Indr-0.417(-1.60)-0.419(-1.59)-1.188(-41)-1.222(-1.50)Mshare0.096(1.58)0.094(1.51)0.330**(2.20)0.350**(2.27)Duality0.061*(1.83)0.060*(1.85)0.116(1.61)0.097(0.57)Pay-0.105***(-2.91)-0.105***(-2.92)0.002(1.59)0.010(1.65)Cash0.144**(2.17)0.147**(2.22)0.021(1.48)0.033(1.50)Growth0.003(1.60)0.003(1.60)0.001(0.47)0.001(1.40)Adm0.027(1.58)0.024(1.56)0.527(1.47)0.482(1.40)Asset-0.010(-1.50)-0.010(-1.51)0.102**(2.23)0.100**(2.20)年度/行業(yè)控制控制控制控制調(diào)整R20.1620.1540.0900.151樣本量2 2562 256456456

表4為不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下董事網(wǎng)絡(luò)治理效果的回歸結(jié)果。本文對(duì)樣本進(jìn)行了分組檢驗(yàn)，其中模型1和模型2為非國有企業(yè)樣本回歸結(jié)果，模型3和模型4為國有企業(yè)樣本回歸結(jié)果。在模型1和模型2中，指標(biāo)OC_P*Cen、OC_S*Cen的系數(shù)依然顯著為負(fù)，說明在非國有企業(yè)中董事網(wǎng)絡(luò)對(duì)管理者過度自信帶來的非效率投資依然具有顯著的治理作用；在模型3與模型4中，OC_P*Cen、OC_S*Cen的系數(shù)均不顯著，這說明在國有企業(yè)中董事網(wǎng)絡(luò)并沒有對(duì)管理者過度自信與非效率投資的關(guān)系起到調(diào)節(jié)作用，治理效應(yīng)不顯著。如前文所述，國有企業(yè)的經(jīng)營管理受政府干預(yù)較大，如董事任命、項(xiàng)目決策、績效考核等都受到政府的限制，董事網(wǎng)絡(luò)難以發(fā)揮其有效的治理作用；相反，在非國有企業(yè)中，企業(yè)經(jīng)營受政府干預(yù)較小，企業(yè)可以根據(jù)實(shí)際情況聘請(qǐng)所需的連鎖董事，并通過董事網(wǎng)絡(luò)將外部的信息和資源輸送到企業(yè)內(nèi)部，充分發(fā)揮董事網(wǎng)絡(luò)的治理作用。因此，假設(shè)2得證。

值得注意的是，在對(duì)樣本進(jìn)行分組回歸后，管理層持股水平(Mshare)、薪酬水平(Pay)以及現(xiàn)金流(Cash)的系數(shù)和顯著性在兩組樣本中產(chǎn)生了差異。在國有企業(yè)中，管理者持股比例系數(shù)顯著為正，而在非國有企業(yè)中該系數(shù)不顯著，這說明在國有企業(yè)中管理者持股比例越大投資效率越低，而在非國有企業(yè)中則不存在這種關(guān)系。一種可能的解釋是，在非國有企業(yè)中，股權(quán)激勵(lì)能夠很好地發(fā)揮作用，管理者為了自身和企業(yè)長遠(yuǎn)的利益會(huì)傾向于努力提高投資效率，而國有企業(yè)中股權(quán)激勵(lì)并沒有發(fā)揮很好的效果，反而激發(fā)了管理者的過度自信心理，降低了投資效率。在非國有企業(yè)樣本中，管理者薪酬水平(Pay)的系數(shù)為顯著為負(fù)，而在國有企業(yè)中該指標(biāo)不顯著，這說明在非國有企業(yè)中薪酬激勵(lì)能夠促使管理者提高投資效率，而在國有企業(yè)中由于限薪政策以及績效考核特殊性等原因，薪酬激勵(lì)并沒有帶來投資效率的提升。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.變量度量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

第一，對(duì)管理者過度自信的度量。上文中對(duì)管理者過度自信的度量采用了業(yè)績預(yù)測法和股權(quán)變動(dòng)法兩種方法，且回歸結(jié)果一致，這初步證明本文檢驗(yàn)結(jié)果具有穩(wěn)健性。第二，對(duì)投資效率的度量。獲得投資收益是上市公司進(jìn)行投資的主要目的，因此 借鑒李笑雪(2010)[25]的測量方法， 利用投資報(bào)酬率與資本成本的比值來對(duì)投資效率進(jìn)行測度，回歸結(jié)果與前文基本一致。第三，對(duì)董事網(wǎng)絡(luò)的測量。網(wǎng)絡(luò)中心度的測量除了程度中心度還包括中介中心度、接近中心度以及結(jié)構(gòu)洞等。鑒于本文的研究內(nèi)容， 將中介中心度以及結(jié)構(gòu)洞作為程度中心度的替代變量進(jìn)行回歸檢驗(yàn)，回歸結(jié)果與前文一致。

2.關(guān)于內(nèi)生性的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文所研究的主要變量為管理者過度自信、非效率投資以及董事網(wǎng)絡(luò)，這些變量可能會(huì)共同受到某些公司特征以及其他變量的影響，從而造成內(nèi)生性問題。在變量度量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)中， 已經(jīng)對(duì)文中主要變量進(jìn)行了替代，以此來降低不同變量同時(shí)受到某些因素影響從而產(chǎn)生內(nèi)生性問題的可能性。

為了進(jìn)一步減少變量間的內(nèi)生性問題，本文利用兩階段回歸法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。管理者個(gè)人經(jīng)驗(yàn)和特質(zhì)會(huì)影響其過度自信心理， 選取管理團(tuán)隊(duì)平均學(xué)歷以及擁有高級(jí)職稱數(shù)量兩個(gè)變量作為工具變量，進(jìn)行二階段回歸檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在第一階段回歸中，管理者過度自信與平均學(xué)歷以及擁有高級(jí)職稱數(shù)量顯著正相關(guān)，這意味著學(xué)歷高和擁有高級(jí)職稱的管理者傾向于過度自信。利用第一階段回歸得到的管理者過度自信估計(jì)值(Overcon_E)進(jìn)行第二階段的回歸，結(jié)果與上文基本一致，這說明本文檢驗(yàn)結(jié)果具有穩(wěn)健性。限于篇幅，本文所有穩(wěn)健性檢驗(yàn)未予列示。

(四)進(jìn)一步研究：董事網(wǎng)絡(luò)治理的作用路徑

上文檢驗(yàn)了董事網(wǎng)絡(luò)對(duì)管理者過度自信帶來的非效率投資的治理效果，但董事網(wǎng)絡(luò)中的信息和資源是如何傳遞到管理者手中的？為了進(jìn)一步揭開董事網(wǎng)絡(luò)治理的黑箱， 本文選取了董事會(huì)會(huì)議次數(shù)(MNum)以及連鎖董事出席董事會(huì)會(huì)議次數(shù)(ANum)指標(biāo)，從董事會(huì)和連鎖董事個(gè)體兩個(gè)層面進(jìn)一步分析董事網(wǎng)絡(luò)治理管理者過度自信的作用路徑。

董事會(huì)會(huì)議次數(shù)是正式制度約束下董事履職強(qiáng)度的體現(xiàn)，反映了董事之間信息交換的頻率。董事會(huì)會(huì)議次數(shù)越多，則連鎖董事與企業(yè)內(nèi)部管理者交流的機(jī)會(huì)越多，董事網(wǎng)絡(luò)中的稀缺信息和資源傳遞到管理者手中的幾率越大。董事會(huì)會(huì)議為連鎖董事將外部信息和資源傳遞到管理者手中提供了途徑，但如果連鎖董事缺席董事會(huì)會(huì)議，則董事網(wǎng)絡(luò)便失去了治理作用的直接載體。因此，連鎖董事出席董事會(huì)會(huì)議對(duì)董事網(wǎng)絡(luò)治理效用的發(fā)揮也起到至關(guān)重要的作用。為了進(jìn)一步揭開董事網(wǎng)絡(luò)治理的黑箱，本文檢驗(yàn)了董事會(huì)會(huì)議次數(shù)(MNum)以及連鎖董事出席會(huì)議次數(shù)(ANum)對(duì)董事網(wǎng)絡(luò)治理效果的影響。構(gòu)建了管理者過度自信(OC)、董事網(wǎng)絡(luò)中心度(Cen)以及董事會(huì)會(huì)議次數(shù)(MNum)三者的交互項(xiàng)OC_P*Cen*MNum加入到模型1與模型3中，構(gòu)建管理者過度自信(OC)、董事網(wǎng)絡(luò)中心度(Cen)以及連鎖董事出席董事會(huì)會(huì)議次數(shù)(ANum)三者的交互項(xiàng)OC_P*Cen*ANum加入到模型2與模型4中，以此來分別檢驗(yàn)董事會(huì)會(huì)議次數(shù)以及連鎖董事出席會(huì)議次數(shù)對(duì)董事網(wǎng)絡(luò)治理效果的影響。模型1和模型3中，OC_P*Cen*MNum和OC_S*Cen*MNum的系數(shù)顯著為正，這說明隨著董事會(huì)會(huì)議召開次數(shù)的增多，董事網(wǎng)絡(luò)的治理效果增強(qiáng)；模型2與模型4中，OC_P*Cen*ANum和OC_S*Cen*ANum的系數(shù)同樣顯著為正，這說明連鎖董事越勤勉，出席董事會(huì)會(huì)議次數(shù)越多，董事網(wǎng)絡(luò)的治理效果越強(qiáng)。

以上研究結(jié)果表明，董事會(huì)會(huì)議以及連鎖董事出席董事會(huì)會(huì)議是董事網(wǎng)絡(luò)發(fā)揮治理作用的重要路徑，企業(yè)只有合理設(shè)計(jì)董事會(huì)會(huì)議制度以及規(guī)范連鎖董事履職行為，才能充分發(fā)揮董事網(wǎng)絡(luò)的治理作用，提高企業(yè)經(jīng)營效率。

表5董事會(huì)會(huì)議以及連鎖董事出席會(huì)議對(duì)董事網(wǎng)絡(luò)治理效果的影響

變量模型1模型2模型3模型4截距1.102**(2.03)1.096**(2.02)1.093**(2.27)1.083**(2.25)OC_P0.156***(2.81)0.153***(2.79)——OC_P*Cen-0.287**(-2.19)-0.282**(-2.13)——OC_P* Cen*MNum0.024**(2.30)———OC_P* Cen*ANum—0.005**(2.28)——OC_S——0.118***(3.67)0.112***(3.61)OC_S*Cen——-0.485*(-1.81)-0.461*(-1.74)OC_S* Cen*MNum——0.016**(2.18)—OC_S* Cen*ANum———0.008**(2.13)控制變量控制———年度/行業(yè)控制———調(diào)整R20.1520.2010.1360.182樣本量2 7122 7122 7122 712

五、研究結(jié)論與啟示

(一)主要研究結(jié)論

本文采用我國A股上市公司2007-2014年間的數(shù)據(jù)，基于企業(yè)非效率投資視角，理論分析并實(shí)證檢驗(yàn)了董事網(wǎng)絡(luò)對(duì)管理者過度自信的治理作用。研究結(jié)果表明，隨著董事網(wǎng)絡(luò)中心度的提高，管理者過度自信與非效率投資的關(guān)系顯著減弱，這說明董事網(wǎng)絡(luò)削弱了管理者過度自信對(duì)非效率投資的影響，具有治理效應(yīng)；相比于國有企業(yè)，董事網(wǎng)絡(luò)在非國有企業(yè)中的治理作用更顯著；進(jìn)一步地，董事會(huì)會(huì)議次數(shù)越多，連鎖董事出席董事會(huì)會(huì)議次數(shù)越多，董事網(wǎng)絡(luò)的治理效果越好。本文研究結(jié)果表明，董事網(wǎng)絡(luò)是治理管理者過度自信的有效“藥方”，能夠幫助企業(yè)削弱管理者過度自信帶來的非效率投資，研究結(jié)論具有重要的實(shí)踐意義。與此同時(shí)，本文從董事會(huì)層面和連鎖董事個(gè)體層面剖析了董事網(wǎng)絡(luò)的治理路徑，揭開了董事網(wǎng)絡(luò)治理的黑箱，彌補(bǔ)了相關(guān)領(lǐng)域的研究不足，具有重要的理論意義。

(二)研究啟示

在企業(yè)間董事網(wǎng)絡(luò)普遍存在且日益成為重要公司治理機(jī)制的背景下，本文揭示了董事網(wǎng)絡(luò)治理管理者過度自信的效果和作用路徑，對(duì)于企業(yè)完善董事網(wǎng)絡(luò)治理機(jī)制、提高投資效率具有重要啟示。

(1)充分發(fā)揮董事網(wǎng)絡(luò)治理作用，提高投資決策水平。企業(yè)間通過連鎖董事形成了一張巨大的“網(wǎng)”，網(wǎng)絡(luò)中每個(gè)個(gè)體都會(huì)受到網(wǎng)絡(luò)中其他個(gè)體的影響，信息和資源通過網(wǎng)絡(luò)可以在企業(yè)間快速的流動(dòng)，實(shí)現(xiàn)資源的再分配。以往企業(yè)對(duì)于董事的任命往往為了滿足政策要求，如證監(jiān)會(huì)對(duì)獨(dú)立董事比例不得小于1/3的要求，而忽略了董事可能帶來的外部信息和資源。因此，企業(yè)對(duì)董事尤其是獨(dú)立董事的選聘應(yīng)該根據(jù)企業(yè)實(shí)際需求進(jìn)行，引入擁有大量社會(huì)資本以及具有較高聲譽(yù)的連鎖董事進(jìn)入董事會(huì)，充分發(fā)揮其鏈接外部董事網(wǎng)絡(luò)和企業(yè)內(nèi)部管理者的紐帶作用，為管理者提供稀缺信息和資源，抑制管理者過度自信心理，幫助管理者提高投資決策水平。具體到國有企業(yè)，董事尤其是獨(dú)立董事的選聘應(yīng)該盡量減少行政干預(yù)，盡可能通過市場化途徑選聘高質(zhì)量的董事，提高國有企業(yè)投資決策效率。

(2)優(yōu)化董事會(huì)會(huì)議制度，提高連鎖董事履職效果。董事會(huì)會(huì)議經(jīng)常被人詬病，原因在于很多董事會(huì)會(huì)議往往是企業(yè)經(jīng)營不善的事后補(bǔ)救措施，沒有起到完善經(jīng)營決策的事前控制作用。但不可否認(rèn)，董事會(huì)會(huì)議為連鎖董事尤其是獨(dú)立董事提供了為數(shù)不多的和管理者交流的機(jī)會(huì)，這能夠幫助管理者及時(shí)獲取外部信息和資源，提升董事網(wǎng)絡(luò)的治理效果。因此，企業(yè)需要優(yōu)化董事會(huì)會(huì)議制度，構(gòu)建較完善的董事會(huì)會(huì)議運(yùn)作、決策和反饋機(jī)制。企業(yè)重大決策要經(jīng)過董事會(huì)反復(fù)開會(huì)討論，不要拘泥于會(huì)議形式和次數(shù)，提高投資決策質(zhì)量。與此同時(shí)，要規(guī)范連鎖董事的履職行為，建立健全董事會(huì)問責(zé)制度，對(duì)于經(jīng)常缺席董事會(huì)會(huì)議的連鎖董事要予以通報(bào)，施加解雇壓力和市場聲譽(yù)壓力，提高連鎖董事履職效果，提高企業(yè)投資決策水平。