CEO權(quán)力、過度自信與企業(yè)績效*

北京師范大學(xué)珠海分校管理學(xué)院 李夢璐

北京師范大學(xué)人文和社會科學(xué)高等研究院 熊朗羽

CEO是公司管理層的核心，決定公司戰(zhàn)略和資源分配，對企業(yè)未來的發(fā)展有著大有可觀的作用，較大程度影響企業(yè)的績效表現(xiàn)[1]。有學(xué)者發(fā)現(xiàn)CEO權(quán)力越大，企業(yè)的經(jīng)營業(yè)績波動性變大[2]，企業(yè)越容易產(chǎn)生極端績效[3]，而有學(xué)者指出CEO是一種“管家角色”[4]，賦予其組織權(quán)力和所有制權(quán)力可以使他們恪盡職守[1]，從而促進創(chuàng)新[5]，對企業(yè)的績效有正面的作用?？梢?，現(xiàn)有研究對于CEO權(quán)力對企業(yè)績效的影響尚未達成共識。

在企業(yè)運營過程中，CEO做出的決策在很大程度上受到個人特質(zhì)的影響，有一系列的非理性特征，包含過度自信[6]。過度自信的管理者可能會高估自己，做出有害企業(yè)發(fā)展的決策，使企業(yè)陷入危難；但在信心較強的CEO的帶領(lǐng)下，企業(yè)面臨較大風(fēng)險的同時，獲得高回報的機率也更大。因此，在“CEO權(quán)力—企業(yè)績效”的分析中，需要進一步引入CEO過度自信研究其對CEO權(quán)力與企業(yè)績效關(guān)系的影響。

本文采用A股上市公司數(shù)據(jù)，利用混合OLS模型，分析CEO權(quán)力對企業(yè)績效的影響，并進一步分析CEO過度自信對其權(quán)力與企業(yè)績效的調(diào)節(jié)作用，為企業(yè)CEO的權(quán)力配置、CEO特質(zhì)選擇等提供一定的實證依據(jù)。

一、文獻綜述與假設(shè)

(一)CEO權(quán)力與企業(yè)績效

權(quán)力意味著配置企業(yè)資源的能力。做為企業(yè)的“一把手”，CEO的權(quán)力越大意味著可以自由配置企業(yè)資源的能力越大。CEO做為企業(yè)的代理人，需面對雇傭風(fēng)險或來自董事會績效考核的壓力。CEO權(quán)力越大，可以更好地運用資源緩解自身的雇傭風(fēng)險和績效壓力，最終促進績效提高。國內(nèi)外研究發(fā)現(xiàn)也提供了支持，CEO各個維度的權(quán)力可以提高企業(yè)績效或財務(wù)績效[7-8]。

CEO掌握著公司的真實信息[9]，具備信息優(yōu)勢，在做決策要考慮多方影響的情況下可降低企業(yè)所面臨的不確定性。CEO權(quán)力越高越能對企業(yè)產(chǎn)生有利影響。一方面，權(quán)力高的CEO擁有企業(yè)股份，企業(yè)的發(fā)展就與CEO的利益密切相關(guān)。高權(quán)力的CEO就會更加努力地為企業(yè)創(chuàng)造財富，達到雙贏的目的。另一方面，CEO權(quán)力越高，歸屬感越高[10]，這樣CEO會發(fā)自內(nèi)心地認同企業(yè)的目標(biāo)，并積極承擔(dān)自己的職責(zé)，高度投入到工作當(dāng)中。由此可見，CEO玩忽職守的現(xiàn)象，可以被高權(quán)力弱化。從以上分析得出，權(quán)力高的CEO會帶領(lǐng)企業(yè)謀取更高的利潤。

本文認為CEO權(quán)力會提高企業(yè)績效。首先，企業(yè)權(quán)力的分配全方位影響企業(yè)的發(fā)展方向，其中CEO的權(quán)力分配尤為重要。CEO權(quán)力較強的團隊中，CEO在決策中位居主導(dǎo)地位[11]，也就不難理解CEO是整個企業(yè)的帶頭人，很大程度上決定企業(yè)經(jīng)營的成敗。其次，隨著CEO留學(xué)經(jīng)歷的增加以及其他水平的提升，CEO做決策時采用先進的手段和方法[12]，會給企業(yè)帶來好的收益。最后，隨著市場體系的完善企業(yè)引進新的制度，越來越多的企業(yè)給社會帶來福利的同時，也創(chuàng)造了巨大收益。因此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：CEO權(quán)力可以促進企業(yè)績效。

(二)CEO過度自信的調(diào)節(jié)作用

在理論研究中，通常將CEO視為理性人，但實質(zhì)上CEO是有限理性個體，其所做決策受到心理狀態(tài)、個性特征的影響，從而進一步影響企業(yè)的經(jīng)濟后果。其中，過度自信是一種普遍存在的心理狀態(tài)，過度自信是指在決策時對自己的判斷過于自信所產(chǎn)生的認知偏差，他們過分相信取得成功的有效性，低估風(fēng)險和虧損。過度自信的CEO會加大創(chuàng)新投入以謀求更大的競爭優(yōu)勢[13]，但傾向于過度投資和較高的債務(wù)融資[14]，對企業(yè)績效產(chǎn)生不良后果。

CEO的過度自信心理會影響公司決策[15]，也就不難推測這種心理會對CEO權(quán)力和企業(yè)績效產(chǎn)生影響。當(dāng)今市場變幻莫測，企業(yè)需要一個自信的CEO來給他們信心。另外，CEO自信的態(tài)度，往往會給企業(yè)員工帶來好的心理暗示，形成良好的氛圍，從而促進企業(yè)績效。在已有的研究成果中，CEO過度自信確實起到過正向調(diào)節(jié)的作用，如CEO過度自信正向調(diào)節(jié)了IT投入與企業(yè)績效的關(guān)系[16]。

本文認為CEO權(quán)力與企業(yè)績效之間的關(guān)系會隨著CEO過度自信的變化而變化。過度自信的CEO能保證權(quán)力的發(fā)揮，從而創(chuàng)造高績效。否則，高權(quán)力的CEO過于膽怯、做決策不夠果斷，可能造成權(quán)力資源浪費，錯失機遇或市場影響績效。CEO過度自信會促進CEO權(quán)力與企業(yè)績效之間的關(guān)系，對企業(yè)績效產(chǎn)生有利的影響。因此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：過度自信正向調(diào)節(jié)CEO權(quán)力與企業(yè)績效的關(guān)系。

二、研究設(shè)計

(一)研究數(shù)據(jù)

本文以2010—2017年我國滬深A(yù)股上市公司為樣本，(1)去除金融類公司，金融行業(yè)的績效較其他行業(yè)有著獨特的評定標(biāo)準(zhǔn)；(2)去除ST類公司，這類公司的績效受到很多無法度量的因素的影響，并有退市的風(fēng)險，會降低研究結(jié)果的穩(wěn)定性且不具備普適性；(3)對連續(xù)性變量在1%和99%水平進行縮尾處理，最終得到 13 999 個樣本觀測值。本文研究數(shù)據(jù)均來自CSMAR，使用Stata15進行統(tǒng)計分析。

(二)變量設(shè)定

1.企業(yè)績效。關(guān)于企業(yè)績效，不同學(xué)者按照不同研究目的采用的指標(biāo)存在差異。國內(nèi)研究采用資產(chǎn)收益率(ROA)、凈資產(chǎn)收益率(ROE)和托賓Q值等來測量企業(yè)績效。其中，資產(chǎn)收益率(ROA)不僅反映了企業(yè)獲取利潤的能力，也反映了對全部資產(chǎn)的運營能力[17]。而且，本文關(guān)注企業(yè)當(dāng)期的會計績效，所以，采用資產(chǎn)收益率(ROA)衡量企業(yè)績效。

2.CEO權(quán)力。本文基于Finkelstein[18]的權(quán)力模型，四個維度衡量CEO權(quán)力，并結(jié)合國內(nèi)權(quán)小鋒和吳世農(nóng)的測量方法，最終選取8個變量來描述CEO權(quán)力，具體詳見表1。

表1 CEO權(quán)力維度指標(biāo)

(1)結(jié)構(gòu)權(quán)力。CEO是企業(yè)管理的最高長官，最具發(fā)言權(quán)，處于管理金字塔的頂端，可以對別人施加影響。本文用是否為公司內(nèi)部董事、是否兼任董事長以及董事會規(guī)模三個變量來衡量CEO結(jié)構(gòu)權(quán)力。當(dāng)CEO為公司內(nèi)部董事時，便可以在做決策時有更大的自由權(quán)，董事會對他的限制會相對減小。因此當(dāng)CEO為公司內(nèi)部董事時值取1，否則為0。董事長在企業(yè)中扮演重要的角色[19]。當(dāng)CEO為董事長時，能對企業(yè)產(chǎn)生更大的影響，擁有的權(quán)力相應(yīng)較大，因此當(dāng)CEO兼任董事長時值取1，否則為0。董事會的規(guī)模是組成CEO結(jié)構(gòu)權(quán)力的重要一環(huán)，受到了國內(nèi)外許多學(xué)者的關(guān)注。有研究認為董事會成員比例越高，CEO就越有可能對董事會行使權(quán)力[20]。也就是說，CEO的影響范圍隨著董事會規(guī)模的增大而增大。本文以董事會規(guī)模的平均值作為劃分依據(jù)，高于平均值取1，低于平均值取0。

(2)聲譽權(quán)力。擁有較高聲譽的CEO會給公司帶來正面的社會影響，贏得大眾的信任和擁護，從而使企業(yè)走得更加長遠。本文以CEO是否在外兼任和學(xué)歷來衡量聲譽權(quán)力。當(dāng)CEO在外兼任時，從側(cè)面反映出社會和公眾對他有著較高的認可度，當(dāng)CEO有外部兼任時值取1，否則為0；公眾對高學(xué)歷的人有著獨特的尊重和信賴，若CEO擁有碩士及以上學(xué)歷值取1，否則取0。

(3)所有制權(quán)力。當(dāng)CEO持有本公司股份時，就有一定的能力來弱化董事會的束縛和監(jiān)管，對應(yīng)的權(quán)力較大，因此CEO持股公司股份時值取1，否則為0。

(4)專家權(quán)力。由于教育背景優(yōu)越、任期時間較長的CEO專家權(quán)力越大[21]，本文采用任職時間和海外經(jīng)歷衡量專家權(quán)力。當(dāng)CEO的任職時間達到均值及以上時，取值為1，否則為0；當(dāng)CEO有海外學(xué)習(xí)或海外工作經(jīng)歷時，取值為1，否則為0。

綜上，以上8個指標(biāo)相加取平均值，數(shù)值越大，CEO權(quán)力越大。

3.CEO過度自信。Chatterjee和Hambrick[22]的研究中提到以下5種測量方法：(1)CEO照片在年度報告中的突出度；(2)相對薪酬；(3)新聞發(fā)布中的突出度；(4)相對非現(xiàn)金薪酬；(5)訪談中使用第一人稱的次數(shù)。CEO的高薪酬代表處于重要地位，地位越高越易產(chǎn)生過度自信的心理[23]。本文選擇相對薪酬來測量CEO過度自信的程度，參考樊宏濤[24]的方法，用CEO相對薪酬作為衡量指標(biāo)，以CEO薪酬與高管薪酬前三總和之比來衡量。

4.控制變量。本文在模型中添加了會影響企業(yè)績效的其他變量。其中包括杠桿率、獨立董事比例、第一大股東持股比率、企業(yè)規(guī)模、成長性、年份、地區(qū)以及行業(yè)等。本文變量的定義和說明詳見表2。

表2 變量定義

(三)計量模型

為了驗證假設(shè)，本文建立了三個研究模型，具體為：

roait=β0+β1powerit+αX+εit

(1)

roait=β0+β1powerit+β2ocit+αX+εit

(2)

roait=β0+β1powerit+β2ocit+β3powerit×ocit+αX+εit

(3)

其中：roait為資產(chǎn)收益率；powerit為CEO權(quán)力；ocit為CEO過度自信；X表示一系列控制變量，此處不再贅述。

三、實證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計

描述性統(tǒng)計結(jié)果如表3所示。從表3中可見，資產(chǎn)收益率(roa)的均值為0.046，說明我國上市公司總體呈現(xiàn)盈利狀態(tài)，擁有較好的績效。其中，最大值為0.191，最小值為-0.129，反映出不同企業(yè)之間的績效高低不一、存在較大差異，從而說明企業(yè)間的勞動生產(chǎn)率不同、盈利能力存在差別。樣本中CEO權(quán)力(power)的均值為0.501，整體處于中等水平，說明隨著市場和政府監(jiān)管的加強以及企業(yè)內(nèi)部管理制度的完備，CEO權(quán)力的安排趨于理性化。CEO過度自信(oc)的均值為0.336，標(biāo)準(zhǔn)差為0.099，說明不同企業(yè)CEO的自信程度存在差異。另外，第一大股東持股比率(topl)和公司成長性(growth)的極差較大，說明不同企業(yè)之間的股權(quán)集中度和市場預(yù)期都有較大差異。在樣本中獨立董事比例(indep)均值為0.373，標(biāo)準(zhǔn)差為0.053，說明企業(yè)設(shè)置了一定的監(jiān)督力度，不同企業(yè)之間的獨立董事比例相差較小、數(shù)值波動不劇烈。

表3 描述性統(tǒng)計

表4展示了連續(xù)型變量兩兩之間的皮爾遜相關(guān)系數(shù)。表中結(jié)果顯示，各變量之間相關(guān)系數(shù)的絕對值小于0.6，說明各變量之間不存在多重共線性問題。

表4 相關(guān)系數(shù)

(二)回歸分析

1.CEO權(quán)力與企業(yè)績效的關(guān)系。本文使用最小二乘法(OLS)+穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤方法進行回歸分析，這種方法較好地克服了模型回歸中擾動項可能存在的異方差現(xiàn)象。表5展示了回歸結(jié)果。本文采用逐步法，將企業(yè)績效作為因變量，加入自變量和控制變量，得到模型(1)。其中CEO權(quán)力(power)的回歸系數(shù)為0.0113，在1%的水平上顯著,說明假設(shè)1成立?？梢娢覈鲜泄靖吖軋F隊中CEO的高學(xué)歷、長任期和海外背景等得到了認可，發(fā)揮了治理作用，提升了企業(yè)績效。同時，在模型(2)加入CEO過度自信(oc)作為自變量，可以看出對CEO權(quán)利(power)系數(shù)和顯著性的影響甚微，CEO權(quán)力(power)仍然在1%水平上顯著。模型(2)說明了CEO權(quán)力對企業(yè)績效的促進作用并沒有因為加入了過度自信而發(fā)生大的變化。模型(1)和模型(2)都證明假設(shè)1成立。

2.CEO過度自信的調(diào)節(jié)作用。本文通過加入一階交叉項檢驗CEO過度自信的調(diào)節(jié)作用。如表5中模型(3)所示，加入CEO過度自信交互項(powe×oc)，交乘項的系數(shù)為0.0371，在5%的水平上顯著正相關(guān)，說明CEO過度自信對CEO權(quán)力與企業(yè)績效的關(guān)系起到了正向調(diào)節(jié)作用，假設(shè)2成立。綜上，CEO權(quán)力會提高企業(yè)績效，CEO過度自信心理會增強CEO權(quán)力對企業(yè)績效的促進作用。上市公司應(yīng)以任期長、學(xué)歷高、有海外背景、持有公司股票并且在外兼職的人優(yōu)先作為CEO候選人。

表5 CEO權(quán)力強度與公司業(yè)績多元回歸系數(shù)表

(三)穩(wěn)健性檢驗

本文更換關(guān)鍵控制變量來進行穩(wěn)健性測試，具體將第一大股東持股比率更換為前十大股東持股比例(top10)，同時更換企業(yè)規(guī)模的衡量方式，以員工人數(shù)的自然對數(shù)(lnsize2)為衡量指標(biāo)，重新按照模型進行回歸。結(jié)果如表6所示，回歸結(jié)果的系數(shù)和顯著性水平基本保持一致，說明模型具有一定的穩(wěn)健性。

表6 穩(wěn)健性檢驗

四、結(jié)論

本文基于2010—2017年上海和深圳A股上市公司的數(shù)據(jù)，采用高階理論，得到研究結(jié)果如下：(1)CEO權(quán)力顯著促進企業(yè)績效。(2)CEO過度自信會對CEO的權(quán)力與公司績效之間的關(guān)系產(chǎn)生有利影響。實證結(jié)果啟示上市公司在任命CEO時，應(yīng)看重學(xué)歷、海外留學(xué)經(jīng)歷、持股以及在外兼職等因素。CEO權(quán)力、CEO過度自信協(xié)同提高企業(yè)績效。本文的創(chuàng)新點在于，將非理性因素——CEO過度自信納入已有的體系模型，補充并完善了該領(lǐng)域的研究。

本文存在兩方面的不足：一方面，未探討內(nèi)生性問題。本文盡可能控制了遺漏變量問題，但是依然可能存在反向因果等問題，未來需要尋找合適的工具變量緩解內(nèi)生性問題。第二，本文尚未進一步探索CEO權(quán)力影響企業(yè)績效的路徑，未來可以通過路徑分析的方法打開CEO權(quán)力促進企業(yè)績效的“黑箱”。