CEO过度自信与研发投入强度的门限效应研究*

湖北文理学院管理学院 卢君生 朱艳阳

CEO过度自信与研发投入强度的门限效应研究*

湖北文理学院管理学院 卢君生 朱艳阳

为什么过度自信的CEO只影响高科技行业和国企的研发投入，现有研究未能作出基于经验数据的解释。本文通过手工收集2010～2015年中国高新技术企业研发投入数据，运用面板门限模型实证检验CEO过度自信对研发投入强度的非线性影响。结果表明，CEO过度自信对研发投入的影响显著存在基于科研人员自由探索精神的单门限效应，只有自由探索氛围超过4.5%左右的门限，过度自信的CEO才会增加研发投入强度。研究结论为CEO过度自信的不同影响模式提供了经验证据，且有助于政府部门完善高新技术企业认定办法。

CEO过度自信 研发投入 自由探索精神 门限效应

一、引言

苹果公司年报显示，自2011年库克接替乔布斯担任CEO以来，其最近五年研发投入占营业收入的比重，即研发投入强度，从前五年的年均3.24%下降到2.74%。库克极度谨慎与冷静，乔布斯极富远见又超级自信（Kenrick和Griskevicius，2014），苹果公司两任CEO的风格泾渭分明。前者发起了苹果公司有史以来规模最大的股票回购与现金派息计划，而后者却是募集更多资金，加大研发力度。过度自信的乔布斯倾向于更高的研发投入，这为行为金融理论的过度自信假说提供了完美注脚。然而，这一结论仅能推广到高科技行业和国有企业，在非高科技行业和非国企中，CEO过度自信与研发投入的正向关联并不存在（Hirshleifer、Low和Teoh，2012；王山慧、王宗军和田原，2013）。这种现有理论难以解释的“异象”表明，CEO过度自信与研发投入强度的关系可能是非线性的，因情境差异而表现出不同的模式。于长宏和原毅军（2015）在这方面进行了有益的理论探索，提出科研人员的自由探索精神对两者关系存在影响，但还缺少实证检验。

为弥补上述不足，本文基于2010～2015年我国高新技术企业样本数据，实证检验CEO过度自信对企业研发投入强度的非线性影响。本文的研究证实了CEO过度自信对研发投入的影响存在基于科研人员自由探索精神的单门限效应，从而为于长宏和原毅军（2015）的理论分析提供了经验证据，也为完善高新技术企业认定办法，制定高学历人才认证标准，提供了政策依据。在分析时选择面板门限模型，以避免人为划定门限值的局限。

二、理论分析与研究假设

为解释不同行业和所有制企业的CEO过度自信对创新投入具有不同影响模式的原因，于长宏和原毅军（2015）引入科研人员因素，认为主要是由于不同类型企业的科研人员自由探索精神存在差异所致。具体而言，在其他条件既定的情况下，科研人员的努力程度高低决定了企业创新成果的多寡，而科研人员的努力程度取决于其能在多大程度上按照自身意愿进行自由探索，因为自由探索精神是科研人员的一项重要特质（Aghion和Tirole，1997），不受干预的自由探索能够给其带来正效用。也就是说，科研人员遵循“不受干预（努力探索（更多创新成果”的行为模式。然而，过度自信的CEO由于对自身能力和研究项目前景的高度自信，却倾向于干预科研人员的工作，其内心信念是通过干预，企业的创新产出与价值会增加。CEO的过度自信，一方面固然可以提高其对企业未来收益的预期；但另一方面，也会增加其干预科研项目的概率，这种干预会给科研人员带来负效应，降低其努力程度，从而减少创新产出与企业收益。科研人员的自由探索精神越强，干预的负效应越大，努力程度下降的越多，创新产出与企业收益减少的越多。

CEO在决定研发投入力度时，需要综合权衡预期收益增加的正效应与科研人员努力程度下降的负效应。如果科研人员自由探索精神足够强烈，以致超过某一程度，使得CEO干预导致其努力程度下降对企业收益产生的负效应足够大，大到超过CEO过度自信所导致的企业预期收益增加的正效应，则会使CEO认为企业创新产出和未来收益会下降。为避免此种情况的出现，CEO必须增加研发投入力度，以实现企业净收益最大化。反之，如果科研人员的自由探索精神较弱，负效应低于正效应，CEO也就没有提高研发投入的必要，甚至有可能降低投入以降低成本，以便最大化企业净收益。因此，本文提出以下假设：

H1：CEO过度自信对研发投入的影响存在基于科研人员自由探索精神的门限效应。只有自由探索氛围超过某个门限时，过度自信的CEO才会增加研发投入，否则有可能降低投入

三、研究设计

（一）样本选择本文选择面临相同优惠政策的我国高新技术上市公司作为研究对象。由于我国自2008年起执行更为严格的高新技术企业认定标准，且为了保证认定时限超过一年，从锐思数据库中搜寻得到2008～2014年末发布《高新技术企业认定报告》的1107家A股公司，控制变量取样区间为2009～2014年，其余变量为2010～2015年，并按照剔除新三板公司、ST和PT等特殊处理公司、数据缺失或异常公司的原则进行筛选，最终得到733家企业6年的非平衡面板数据2490条。其中，研发投入数据通过手工搜集上市公司年报中以“研发投入”、“研发支出”等方式报告的数据，营业收入、硕、博、博士后人数、职工总数、企业规模、资产负债率、资产报酬率、企业成立年限、股权集中度、股权分散度、所属行业数据来源于锐思数据库，CEO过度自信、高管持股、独立董事比例、实际控制人性质的原始数据来源于国泰安数据库。

（二）变量定义及模型设定鉴于Hansen（1999）提出的固定效应门限回归模型可以根据数据自身特征估计门限值，依据门限值将样本分为多个区间，估计解释变量与被解释变量之间的不同关系，本文设定如下面板门限模型：

其中，模型（1）是检验H1的以K0为待估计门限值的单门限模型。RD表示研发投入强度，与大多数研究一样，以研发经费占营业收入的比值衡量。OC表示CEO过度自信程度。根据李新春（2003）和宋德舜（2004）的研究，中国公司的最高决策者是董事长，权力与国外的CEO等同。因此，借鉴Hayward和Hambrick（1997）的研究，以董事长薪酬与董监高人员中非董事长成员的最高薪酬的比值衡量其过度自信程度。该比值越高，董事长觉得自己越重要，越容易过度自信。1（Kit≤K0）和1（Ki，t＞K0）为示性函数，K表示科研人员对自由探索重视程度，以企业加权硕博士员工数占职工总数的比例衡量，硕士、博士、博士后的权重分别为1：2：3。因为硕博士等高学历人才均受过严格的学术训练，更加认同现代学术的基本价值观——自由探索，以至于宁愿就职于薪酬较低的大学或者科研机构而非薪酬更高的企业（Stern，2008），所以硕博士人才越多的企业，自由探索氛围越浓厚。

Controls为滞后一期的控制变量，包括企业规模（lnSize—总资产对数）、资产负债率（Dbastrt—总负债除以总资产）、资产报酬率（ROA—净利润除以总资产）、企业成立年限（Age）、股权集中度（Owncon—第一大股东股权占比）、股权分散度（Ownbal—第二至第五大股东股权比例之和）、高管持股（Share—高管持股除以总股本）、独立董事比例（Indpct—独立董事占董事会人数的比例）。

各变量的说明与定义见表1。

四、实证结果与分析

（一）描述性统计表2是变量的描述性统计结果。从研发投入强度看，我国高新技术上市公司研发经费占营业收入的比例均值为5.345%，超过了认定标准所规定的3%，说明政策效果明显。公司间差异较大，最低的东陵国际2014年仅为0.015%，最高的数码视讯2013年达到了46.498%。基于董事长相对薪酬衡量过度自信程度，发现47.7%的董事长领取了公司的最高薪酬，最高的胜利股份董事长薪酬甚至达到4倍以上，但也有15.5%的董事长没有领取薪酬。以加权硕博士占比衡量的科研人员对自由探索重视程度均值为3.251%，30.8%的样本值为0，说明中国高新技术企业的高学历人才较少，这可能与认定标准只规定了职工中大专以上人员比例而未涉及硕博士等高学历人才比例有关。

表1 变量定义

表2 变量的描述性统计结果

（二）门限效应检验由于面板门限模型要求平衡面板，故依据涵盖最多企业的原则，选取2012～2014年405家企业的1215条平衡面板数据，通过Stata14.1软件的xthreg命令得到检验结果，如表3、图1所示。

表3 门限效应存在性检验结果

图1 模型（1）的门限估计值及置信区间

表3是门限效应存在性检验的结果，包括F值及使用bootstrap自抽样300次得到的接受原假设的概率P值和临界值。可以看出，单一门限效应显著（P=3.3%），双重门限和三重门限效应不显著（P＞10%），说明科研人员自由探索精神对CEO过度自信与研发投入的关系存在显著的单门限效应。H1得到初步证实。

门限效应检验通过后，还需要估计门限值，并检验其是否等于真实值。图1是门限估计量与似然比统计量LR的关系图，图中虚线表示95%置信水平的LR临界值7.35。LR等于0时的门限变量取值为门限估计值，LR值在图中虚线以下部分所对应的门限变量取值区间为门限估计量的95%置信区间。图1表明，科研人员自由探索精神门限估计值K0为3.4325%，位于其95%的置信区间［3.1243，3.6111］里，门限值估计有效。

（三）非平衡面板的进一步分析在确认存在门限效应后，进一步利用2010～2015年的非平衡面板数据进行验证，并与平衡面板的回归结果进行对照分析。由于样本扩大，门限值可能发生轻微偏移，故在上述95%置信区间附近搜寻。分析时经豪斯曼检验发现，适合使用固定效应模型。表4列出了从不显著到显著的关键点的系数估计结果，系数显著性检验采用聚类稳健标准误。

表4 面板门限模型的系数估计结果

从表4第3～5列可以看出，对于非平衡面板数据，当门限值K0低于4.5，超过门限值的企业CEO过度自信对研发投入的影响虽然为正，但并不显著（P=13.3%）；一旦门限值达到4.5，上述影响开始变得显著（P=8.1%），且随着门限值继续提高，显著性水平逐渐提高，如K0取值为4.6时，P值为6.2%；而低于门限值的企业CEO过度自信的影响均在10%的水平显著为负。与平衡面板数据的回归结果（第2列）相比，非平衡面板的门限值略有提高，从3.4325提高到4.5；超过门限值企业CEO过度自信的影响依然显著为正，显著性水平从1%略微下降到10%；低于门限值企业CEO过度自信的影响方向依然为负，从不显著（P=23.3%）变为在10%的水平显著。这表明，非平衡面板的结果进一步证实了平衡面板的结论，CEO过度自信对研发投入的影响确实是非线性的，存在基于科研人员自由探索精神的单门限效应，门限值在4.5附近。只有以加权硕博士占比衡量的科研人员对自由探索重视程度超过4.5%时，过度自信的CEO才会提高研发投入力度，反之则不影响甚至产生负面影响。H1得到了证实。

控制变量方面，资产负债率Dbastrt的影响显著为负，资产报酬率ROA、企业成立年限Age、股权分散度Ownbal和独立董事比例Indpct的影响均为正，与经济意义相符。

（四）稳健性检验上述分析使用了不同年限范围的平衡和非平衡面板数据，仅门限值发生了合理的轻微偏移，各主要变量的影响依然显著，说明研究结果对样本而言是稳健的。本文又以企业每股收益同比下降而CEO持股不变甚至增加作为过度自信的判断标准，结果发现：平衡面板的门限值略微下降到3.3146，非平衡面板的门限值略微下降到4.4，各主要变量的显著性水平也仅轻微下降，说明研究结果对于变量而言也是稳健的。

五、研究结论

本文实证结果表明，CEO过度自信对研发投入强度的影响取决于企业自由探索氛围的高低，只有科研人员的自由探索精神足够强大，过度自信的CEO才会增加研发投入。这正是前人研究得出的只有高科技行业和国有企业的CEO过度自信才对研发投入具有正影响的深层原因。事实上，尽管本文的样本均为高新技术企业，但有些企业并不属于前人研究所用样本的高科技行业，因此将医药制造业、计算机、通信和其他电子设备制造业、仪器仪表制造业、电信和广电传输服务业、互联网和相关服务业、软件和信息技术服务业、生态保护和环境治理业设定为高科技行业，将实际控制人性质为政府、开发区、国企和事业单位的企业设定为国有企业，分别计算不同类别企业的科研人员对自由探索重视程度变量的均值，发现以加权硕博士人员占比衡量，高科技行业的均值（4.544%）确实高于非高科技行业（2.522%），国企的均值（4.408%）确实高于非国企（2.894%）。正是由于高科技行业和国企的较为浓厚的自由探索氛围，才使得过度自信的CEO不得不提高研发投入强度，以弥补其干预项目所造成的对自由探索精神的伤害。因为高科技行业技术要求高，研发难度大，不得不吸纳硕博士等高学历人才，国企存在失业风险较小、享受更多体制保障等优势，更容易吸纳高学历人才，使得这两类企业的自由探索氛围更为浓厚。

鉴于超过4.5门限值的样本数仅占研究样本的23.13%，说明我国高新技术企业的自由探索氛围整体较弱。因此，要加强企业研发投入力度，高新技术企业不仅需要聘请具备超强信心的强力领导人，更需要加大力度引进硕博士等高学历人才，营造自由探索的创新氛围。可以从高新技术企业认定政策的制定角度入手，规定加权硕博士人员占比不低于4.5%的门槛，使过度自信的CEO能够发挥其激励创新的应有作用。

*本文受湖北省软科学研究项目（项目编号：2015BDF0 86）资助。

参考文献：

［1］王山慧、王宗军、田原：《管理者过度自信与企业技术创新投入关系研究》，《科研管理》2013年第5期。

［2］于长宏、原毅军：《CEO过度自信与企业创新》，《系统工程学报》2015年第5期。

［3］李新春：《经理人市场失灵与家族企业治理》，《管理世界》2003年第4期。

［4］宋德舜：《国有控股、最高决策者激励与公司绩效》，《中国工业经济》2004年第3期。

［5］David Hirshleifer，Angie Low and Siew Hong Teoh.Are Overconfident CEOs Better Innovators?［J］.Journal of Finance，2012，67（4）：1457-1498.

［6］AghionP，TiroleJ.FormalandRealAuthorityin Organizations［J］.Journal of Political Economy，1997，105（1）：1-29.

［7］Hansen B E.Threshold effects in non-dynamic panels：Estimation，testing，and inference［J］.Journal of Econometrics，1999，93（2）：345-368.

［8］MathewL.A.HaywardandDonaldC.Hambrick. Explaining the Premiums Paid for Large Acquisitions：Evidence of CEO Hubris［J］.Administrative Science Quarterly，1997，42（1）：103-127.

［9］Aghion P，Dewatripont M，Stein J C.Academic freedom，private-sector focus，and the process of innovation［J］.Rand Journal of Economics，2008，39（3）：617-635.

（编辑杜昌）