董事会成员特征与管理者过度自信

1、董事会成员特征与管理者过度自信【摘要】文章研究董事会成员特征对管理者过度自信是否具有显著的调节作用。以管理者持股比例变化和对公司未来盈余预测偏误作为衡量管理者过度自信的代理变量，以2006-2008年深市A股上市公司为样本,从董事会成员年龄、任期、职业经验、教育水平等方面，回归分析了作为公司治理核心机制的董事会对管 理者自信程度的调节作用。实证结果发现，董事会成员特征是管理者自信程度的重要影响因素，董事会成 员年龄异质性、任期异质性和职业经验的异质性都对管理者信心具有明显的抑制作用；与国有上市公司相 比，非国有上市公司中董事会成员特征对管理者信心的影响更为显著；管理者的政治联系可以增强其在公

2、司中的地位和威信，弱化董事会的监督和制约机制，表现为董事会成员特征对管理者信心的影响甚微。针 对管理者过度自信衡量方法和实证检验方法的稳健性检验都表明研究结论具有较好的稳定性。【关键词】 董事会成员特征管理者过度自信政治联系 产权性质Characteristics of Directors and Overconfidence ofManagersWen Fang(School of Management, Xiamen University, Xiamen 361005)Abstract: How do the characteristics of directors affect mana

3、gers' overconfidence?Through using the change o f manager holding his own firm stocks and the earnings forecast errors to measure manager overconfidence, on the basis of the date of listed companies in Shenzhen exchange during 2006-2008, this study examines the relationship between characteristi

4、cs of directors and overconfidence of managers. The empirical results show characteristics of directors, including the heterogeneity of age, tenure, managers ' technologic functional background and education level, can regulate managers overconfidence, especially in non-national companies. The p

5、olitical-connected -managers can ignore regulation of directors. At last, the study made two robust tests about measurement of manager overconfidence and regression method, and the results keep still in both tests.Key Words : directors' characteristics； managers overconfidence ； political connec

6、tion ； property right引言7传统经济理论认为，管理者行为遵守期望效用最大化原则和贝叶斯学习法则，但行为经济学研究发现，人们的决策行为未必都是理性的。作为公司的主要决策者，管理者在面临决策风险与收益的权衡时，其认知偏差会导致公司决策行为偏离股东价值最大化目标。大量文献研究了管理者信心对公司决策的影响1-5，发现管理者过度自信是公司决策行为异化的重要原因之一。如果管理者的过度自信不是天生的，而是来自于实践，那么基于管理者实践的合理公司治理就是必要的6。Milgram通过实验研究揭示人类天生具有服从权威的心理倾 向，而“持不同意见的同伴”、“相互对立的权威”等因素可削弱这种依从倾

7、向。该发现引20110490845 ）和广东省自然科学基金面上项起了大量文献的响应，但在公司治理领域，实证文献很少。相对于公司管理者而言，作为公基金项目：本文由中国博士后科学基金面上项目（编号: 目（项目编号：S2011040001881）资助。司治理核心机制的董事会理应可以成为“持不同意见的同伴”，或是“相互对立的权威”， 减少团队对管理者的盲从， 实现对管理者信心的有效调节。 但目前关于董事会的研究主要侧 重于董事会规模、董事会构成、董事会会议频率等方面，董事会成员特征较少被关注。本文 认为董事会成员特征，如年龄、学历、任期、职业经验等是形成其认知基础、价值观、洞察 力的重要因素， 这进一

8、步关系到董事会成员对管理者战略决策的认识和态度， 即管理者的提 案在董事会中是否会受到不同意见的挑战。 因此，董事会成员特征可否调节管理者的自信程 度呢？本文试图从实证角度回答这一问题。二、相关研究评述传统的理性人假设认为， 人们在做决策时存在一致的信念和一致的偏好， 并依据主观期 望效用最大化的标准来做出决策。 但心理学的研究却发现， 人并非完全理性的， 人在做决策 时的信念和偏好会出现系统性的偏差， 并表现出过度自信、 锚定效应、 损失规避以及心理会 计账户等行为特征 8 ，其中最为稳定的研究发现就是人们在判断过程中的过度自信行为。过 度自信行为主要产生人们倾向于高估自己的能力，认为自己的

9、能力要高于平均水平 9 。 Cooper 等10 对美国企业家进行的调查显示，创业企业家们认为别人的企业成功的概率只有 59%，而自己成功的概率则高达 81%。其中，只有 11%的人认为别人的成功概率为 100%，而 相信自己成功的概率为 100%的高达 33%。但后续研究却发现，这些被调查企业中有66%以失败告终。 这说明创业企业家们普遍存在着过度自信心理。 管理者这种心理偏差会导致公司 经营决策偏离股东价值最大化目标。Milgram 7 在社会心理学的实验中观察到， 人类天生就有服从权威的倾向， 他将这种 “不 加思考的顺从”称作“第二类代理问题”，即人们只对权威的指示负责任，而不管权威指

10、示 他们要做的内容是什么。 这与 Jensen 和 Meckling 11 及其他代理问题的经济和财务文献 所关心的第一类代理问题是不同的， 第一类代理问题是， 如果行为人担当起代理人责任时社 会福利会更高， 而他却代理了自己； 第二类带来问题意味着行为人代言自己时社会福利会更 高，而他却担当起代理人责任。因此，在公司治理中，当高管们未能诚实地履行公众股东的 代理职责而屈从于个人私利时，就发生了第一类代理问题；当董事对CEO盲从时，就发生了第二类代理问题 12 。这说明人不仅仅受自利的驱动， 还会受到其他心理偏好以及社会因素的 影响， 即使不存在委托代理矛盾， 董事会成员的非理性心理也会导致其

11、失职， 做出有损于公 司价值的决策，或是不能有效阻止经理人有损于公司价值的行为。Milgram解释董事会服从于 CEQ是与精神上的概念相联系的，如忠诚、信任、职责等。这种精神上的暗示甚至使人们公然从事不道德行为，如董事会由于对CEC的忠诚，会对明显错误的公司战略予以默许， 而其他行为因素， 如互惠交易， 群体一致又会进一步强化这种倾 向。法学家 Bainbridge 13 认为集体与个人相比具有明显的优势，集体决策过程由于存在集 体内部的协同作用而不仅优于群体的平均水平， 而且优于群体中最好的决策者。 但集体决策 也是不完美的， 集体容易患一些独特的认知偏差， 如群体可能基于从众的压力而对不寻

12、常的、 少数人的或不受欢迎的观点得不出客观的评价，这便是“群体思维”问题，可能带来独特的 代理成本。 组织内那些拥有权威、 说话自信的成员， 他们的想法更容易成为群体的共同意见， 即使群体中大多数人并不赞成这一提议， 但群体成员感受到群体规范要求共识的压力， 不愿 或难以表达不同见解。巴菲特在其 2002 年的基金年报中描述了董事会的决策过程，认为董事会之所以不能制 止 CEO 对股东利益的损害，“主要原因不在于法律的漏洞，而在于董事会气氛。在一个气 氛和谐的董事会例会上， 几乎不可能让一个家教良好， 受过上等教育的绅士举起手说 我认 为应该更换首席执行官，或者说我不同意刚才CEO所做的陈述，

13、这是令人尴尬和需要勇气的。”同时，他提到“在过去的 40 年中，我曾经在 19 家上市公司的董事会呆过。 我必须悲哀地承认：在很多时候，当我意识到CEO的提议是有违股东利益时， 我选择了沉默。 在这种时候，集团意志战胜了独立性。”而CEO在设定董事会的议程时，往往把讨论的信息“框定” 得有利于达成一致意见， 这样即使是完全独立的董事也会觉得需要附和集体的意 见14 。因此， 一个融洽的团队会被团体盲从、团体压力和个人兴趣所左右。公司财务丑闻的爆发也可证明这一点。如安然( The Enron )公司董事会有很强的团队认同，被赞为美国最好的五个公司董事会之一。董事会成员具有相似的背景，批评和讨论非

14、常缺乏，强势的公司文化又进一步促进了对公司高管的忠诚。Morck认为公司治理中的丑闻在很大程度上由董事会成员“错置的忠诚”纵容的12。因此，对CEO的尊重会导致CEO的过度自信。一个成功的 CEO在其公司中会更自由，等级中过度的顺从会强化CEC的自信认为自己是对的，使其不能进行合理的自我批评和评估。那么，如何有效解决这一问题呢？Milgram在实验中发现“持不同意见的同伴”、“相互对立的权威”等因素能够削弱人类天性中对权威的依从倾向。本文认为，相对于公司的管理者而言，董事会理应可以担当起这份职责，董事会成员对CEO提案的不同意见和挑战可以打开一个自由质疑的大门。在公司治理改革的实践中，人们已经

15、关注到这一问题，如关于 董事会中独立董事人数的要求，关于董事长与总经理的兼任问题，关于建立独立外部审计委员会的要求等。但不难发现，现有的改革是在理性假设前提下，试图基于公司与个人 利益的无关性来维护董事会的独立性（如独立董事的设立），但从以上分析可知，群体对权威的遵从，并不仅仅是利益驱动的结果，其他行为因素的影响是不容忽视的，如群体成员的认知问题。151»、”.Hambrick和 Mason 在高层理论（Upper Echelons Theory, UET ）中指出，高管团队成员不同的认知基础、价值观、洞察力以及这些特质的作用过程会影响组织的战略选择和组 织绩效。而团队成员个体的特征

16、，如年龄、教育水平、任期和经历等，是形成其认知基础、 价值观、洞察力的重要因素。本文认为，团队成员个人特征的不同，也就意味着他们认知基 础的差异，他们会从不同的来源收集信息并且对问题具有不同的解释和观点，这直接影响管理者的战略抉择，从而造就不同的组织绩效。Korsgaard et al.研究认为多元化的团队成员的决策风格可以纠正 CEO勺决策方向，提高战略柔性16。这就说明了团队成员的个人特征 对公司决策者的影响力。当董事会成员在管理者决策过程中可以发出不同的意见和声音，而不是盲从和默许时， 我们可以预期管理者决策的理性程度可以得到提高，其盲目乐观和过度自信的倾向会得以缓解，而这些有赖于董事会

17、成员认知基础、价值观和洞察力的不同，有赖于董事会成员个人特征的不同。基于以上分析，本文认为，董事会成员特征是管理者自信程度的重要影响因素，成员构成的异质性对管理者信心具有抑制作用。三、研究设计（一）样本选择与数据来源本文以2006-2008年间深市A股上市公司中管理者持股并且在第三季度进行本年度盈利 预测的公司为样本，并按照以下标准进一步筛选：（1）剔除金融类上市公司；（2）剔除管理者持股不满一年的样本；（3 ）考虑到股改前股份流通的限制和股改给管理者带来增持的可能， 以及公司在对高管进行股权激励时并未详细披露具体的股份数额，剔除管理者持股增加原因为股权分置和股权激励的样本；（4）剔除董事会成

18、员特征数据不全的样本；（5）剔除未准确报告盈利预测变动百分比的样本。盈余预测和高管持股数据来自Wind数据库，并通过新浪财经与公司年度公告逐一核对。董事会成员特征数据和管理者政治联系通过手工收集获得。 具体样本分布如表1所示。表1 样本分布管理者持 股的非金 融类样本 数（1）管理者持 股不满一 年样本数（2）管理者因股权分 置和股权激励增持样本数（3）董事会成员数据不 全样本数（4）未准确报告盈 余预测变动百 分比的样本数（5）本研究最终保留样本数（6）5=（1）-、（i）i =22006 年1894816176482007 年22950131968792008 年270561680115合

19、计6881543236224242（二）变量定义1、管理者自信程度的度量在现有的研究文献中，关于管理者过度自信的度量方式主要有以下几种：以长期持有公司期权以及增持公司股票等行为来衡量管理者过度自信3,17-18；以媒体等外部人对管理者的评价来衡量3;以盈利预测来度量19;采用直接的方式，调查CFO对未来股市和公司的预测，对统计结果进行分析计算得出20;用并购频率度量21;其他指标，如首次并购成功22等。借鉴Malmendier和Tate的思路，本文选取管理者持股变化的连续变量作为管理者自 信程度的衡量指标。根据修订后的公司法和证券法规定，自2006年1月1日起，上市公司董事、监事和高级管理人员

20、可以转让其持有的公司股份（但在任职期间每年转让的份额不得超过其所持股份总数的25%），为上市公司管理层自愿交易其所在公司股票扫除了政策障碍。如果管理者选择继续持有或增加持股，可以认为管理者对企业前景和个人能力抱有较大的信心。叶蓓、袁建国17也曾采用该指标，但他们未能剔除管理者持股增加中的股改因素和股权激励因素，而这二者是管理者持股增加的重要原因，本文在样本筛选中已剔除该部分数据。该指标的计算公式为：1+ （年末管理者持股数-上年末持股数-公司本年分红送股数）/上年末持股数考虑到公司盈余预测偏误是衡量管理者过度自信的常用指标之一，本文以其作为管理者自信程度的又一度量指标。根据深交所和上交所的规定

21、，从2002年开始，上市公司被要求在业绩可能出现大幅波动时，于第三季度做出预告，由于会计年度尚未完结，这时的预告能 体现管理者的预测，从而反映出管理者对该年公司业绩的信心。计算公式如下：（预测年度净利润增长率-实际年度净利润增长率）/|实际年度净利润增长率|2、董事会成员特征本文从年龄、教育水平、任期、职业经验，董事会规模五个维度对董事会成员特征予以 考察。平均年龄，取值为董事会全体成员在样本期间实际年龄的平均值；平均教育水平，根 据董事会成员的实际学历，按照博士、硕士、本科、专科、专科以下分别赋值为5、4、3、2、1,再将董事会全体成员的学历取平均值；平均任期，为董事会成员在董事会实际任职年

22、 限的平均值；董事会规模，取值为董事会成员的具体人数。董事会成员构成的异质性，包括董事会成员年龄、任期、教育水平和职业经验异质性等 四个维度。高层管理团队年龄、任期、教育水平异质性的测量采用标准差系数，标准差系数 越大表示高层管理团队成员的年龄、任期、教育程度差异越大。Allison 在比较了测量差异的各指标后，认为标准差系数由于是一个比例恒定的测量指标，在测量连续数据例如年龄、 时间时，要优于标准差和方差23。高层管理团队职业经验的异质性的测量采用Herfi ndal-nH"-瓦 RPHirschman系数，计算公式是宀 ，其中P是团队中第丨类的成员所占的百分比，H的取值界于0-1

23、之间，值越大，说明团队的异质性程度越高24。对于团队成员的职业经验背景，本文将其分为五类：技术（包括研究、工程和生产制造）、金融财会、市场营销（包 括贸易）、法律、其他（包括党务、政府职员等）。3、控制变量除了董事会成员特征以外，本文对其他可能对管理者信心产生影响的因素予以控制。管理者的政治联系变量，学者们证实，管理者的政治联系可以给公司带来额外的资源，如融资便利、行业准入25，本文认为，这会给管理者带来自己“关系能力”很强的自我归因，促 进其过度自信。管理者具有政府（部队）、人大代表和政协委员工作经历的取值为1,否则取值为0。其他控制变量包括总经理与董事长是否兼任、控股股东类型、公司规模、业

24、绩， 2006-2008年间，是中国股市在连续四年低迷之后的高涨时期，考虑到市场行情对管理者信 心影响，设置年度虚拟变量进行控制。具体变量定义参见表2。表2变量定义变量代码变量名称变量取值方法及说明Confidenl管理者自信程度1（预测年度净利润增长率-实际年度净利润增长率）/ 实际年度净利润增长率Confiden2管理者自信程度21+（年末管理者持股数-上年末持股数-公司本年分红 送股数）/上年末持股数Aage董事会成员平均年龄取值为董事会成员在样本期的平均年龄Aterm董事会成员平均任期取值为董事会成员进入董事会到样本期为止的任职 年限的平均值Aedu董事会成员平均教育水 平取值为董事会

25、成员学历的平均值Bsize董事会规模取值为董事会人数Hage董事会成员年龄异质性采用标准差系数衡量董事会成员年龄、教育水平、Hedu董事会成员教育水平异任期的异质性，标准差系数越大表示高层管理团队质性成员的年龄、教育水平、任期差异越大。Hterm董事会成员任期异质性Hexp董事会成员职业经验异职业经验的异质性的测量采用Herfindal- Hirschman质性系数，值越大，说明团队的异质性程度越高。Polit管理者政治背景管理者具有从政经历则取值为1,否则取值为0Dual总经理与董事长兼任总经理与董事长兼任则取值为1,否则取值为0State控股股东类型国有控股股东取值为1,否则取值为0Roe

26、公司业绩公司净利润/公司平均总资产Size公司规模公司总资产的自然对数Year年度虚拟变量公司处于该年度时取值为1,否则取值为0（三）描述性统计对样本数据的描述性统计结果如表3所示。从中可以看出，董事会成员平均年龄为 48.42岁，这说明总体来看，董事会成员中年长者偏多。一般认为在中国这种“以和为贵”的文化 背景下，年长者会更倾向于隐藏自己的观点以避免矛盾，当然，这是否意味着管理者在董事会中受到较少的挑战从而更为自信还有待实证检验。平均任职期限为3.93年，基本为一届。董事会成员学历平均达到大学以上，从某种意义上说，学历可以传递一种受教育者素质的信号，如果我国教育体制下的学历能够承担起这种信号

27、传递功能的话，那就说明上市公司董事们的素质还是值得乐观的，只是尚不能确定其对管理者信心增减的调节作用。表3变量描述性统计变量均值最大值最小值标准差Confiden10.991.600.500.14Confiden20.7733.68-27.454.58Aage48.4159.3739.753.34Aterm3.424.422.110.45Aedu3.938.9011.46Bsize9.141551.65Hage0.170.400.050.05Hedu0.250.5200.09Hterm0.431.2700.27Hexp0.390.820.080.10四、实证结果与分析这一部分首先通过全样本的

28、OLS回归检验了董事会成员特征与管理者自信程度的相关 性，其次按照公司实际控制人性质不同将样本分为国有上市公司组和非国有上市公司组，分别检验公司的产权性质对该相关性的影响，再根据管理者是否具有政治联系分组检验政治联系是否会影响这种相关性。最后对实证结果进行稳健性分析。（一）董事会成员特征对管理者自信程度的影响实证检验结果如表 4所示，第（1）列是以管理者自信程度 1为被解释变量时全样本回 归结果，从中可以看出，董事会成员平均教育水平和平均年龄对管理者自信程度具有正向促 进作用，且前者在 5%水平上显著正相关。如巴菲特在其2002年的基金年报中所描述，在一个气氛和谐的董事会例会上，让“受过上等教

29、育的绅士”提出反对意见是“令人尴尬和需 要勇气的”。因此，高学历也意味着更多“有修养”的“谦谦君子”，这种环境下管理者的 决策会受到较少的挑战从而促进其信心的增长。董事会成员平均任期和董事会规模都对管理者信心有负面影响，前者在10%水平上显著。本文认为董事会成员任期延长，“资深董事”对企业的实际经营状况更为熟知，也就更不易对管理者的提案盲目附和，不同意见的提出可以有效抑制管理者的盲目自信，使其决策更为理性。董事会成员年龄的异质性、任期的异质性和职业经验的异质性都对管理者信心具有负向 抑制作用。这说明董事会成员异质性越强，管理者越能够听到不同的意见和声音，董事会越有可能成为“持不同意见的同伴”，

30、成为与管理者“相互对立的权威”，减少团队对管理者 的盲从，实现对管理者过度自信的负向调节作用。其中，年龄的异质性在1%水平上显著负相关。本文认为，不同的年龄意味着不同的时代、不同的成长环境，甚至所受教育理念的不 同，造就其在价值观、 认知能力方面会存在较大的不同，对管理者的同一提案达成共识的难度加大，管理者更难以盲目自信。而董事会学历的异质性却与管理者自信程度显著正相关， 如前文所述，高学历的董事会成员有“谦谦君子”倾向，而囿于群体思维，低学历者基于从 众的压力也难以对管理者决策提出挑战。其他变量中，管理者的政治联系与其信心之间在 5%的水平上显著正相关，政治联系可能使公司在稀缺资源的配置等方

31、面受益，进而促进管 理者的自我归因，提升其信心。董事长和总经理两职兼任对管理者信心有正向促进作用，且在10%的水平上显著，这是两职兼任者“大权独揽”的必然结果。表4的第（6）列是以管理者自信程度 2为被解释变量时全样本 OLS回归结果，从中可 以看出，董事会成员特征对管理者自信程度的影响与上述分析是一致的。（二）进一步研究1、不同产权性质下董事会成员特征与管理者自信程度的相关性考虑到我国上市公司特殊的产权类型，本文以公司实际控制人为依据，将样本分为国有产权控股样本组（简称国有组）和非国有产权控股样本组（简称非国有组），分别考察董事 会成员特征对管理者信心的影响。研究结果如表4所示，其中第（2）

32、和第（3）列是以管理者自信程度1为被解释变量的 OLS回归结果，第（2）列揭示了国有产权控股公司董事会成 员特征与管理者信心的关系。从中可以看出，除董事会成员平均教育水平与管理者信心在 10%的水平上显著正相关外，其他董事会成员特征对管理者自信程度的影响均不显著。但董 事长和总经理两职兼任却对管理者信心有显著的正向促进作用，显著性水平为5%。本文认为，在国有背景公司终极控制人缺位的情况下，两职兼任使管理者权力更为放大，尤其是缺乏董事会的有效制衡时，不可避免地会造成管理者信心膨胀。相反，在第（3）列非国有组的检验结果中，董事会成员特征对管理者信心的影响显示了与全样本分析中一致的结论，即董事会成员

33、平均教育水平和平均年龄对管理者信心有正向促进作用，平均任期和董事会规模对管理者信心有负面影响， 除了董事会成员学历的异质性为，董事会成员年龄的异质性、 任期的异质性和职业经验的异质性都对管理者信心具有负向抑制作用。与全样本分析中不同的8是，在非国有组中，公司规模是管理者信心的一个重要来源，二者显著正相关。我们认为， 非国有上市公司规模的扩大是管理者经营成效的一个表现，尤其是民营企业，当自己的公司规模越办越大，而不是日趋萎缩时，管理者应当可以从中获得来自成功的信心。总体来看， 与国有上市公司相比， 非国有上市公司的董事会成员特征对管理者信心有更大的影响。当以管理者自信程度 2为被解释变量进行 O

34、LS回归时，如第（7）列和第（8）列所示，上述研 究结果并未发生变更。表4回归结果（1）管理者自信程度1（1）全样本（2）国有组（3）非国有组（4）政治联系（5）非政治联系截距-12.37*(-1.86)-7.18(-0.88)-23.81*(-2.04)-4.90(-0.11)-9.86(-1.51)Aage0.14(1.50)-0.02(0.20)0.28*(2.04)0.21(0.34)0.12(1.37)Aterm1.67*(2.10)2.34*(1.76)1.53(1.49)0.23(0.05)1.53*(1.87)Aedu-0.39*(-1.79)0.06(0.24)-0.64*(

35、-2.05)-1.03(-1.07)-0.24(-1.06)Bsize-0.11(-0.64)-0.24(-0.98)-0.016(-0.06)-1.60(-0.94)-0.002(-0.01)Hage-19.83*(-3.48)-2.63(-0.26)-24.57*(-3.45)16.07(0.33)-19.49*(-3.53)Hedu10.14*(2.59)3.63(0.55)9.86*(1.89)19.71(1.01)7.72*(1.87)Hterm-1.69(-1.46)-0.02(0.02)-2.79*(-1.66)1.24(0.20)-1.45(-1.22)Hexp-1.54(-0

36、.52)-2.25(-0.57)-1.74(-0.40)-8.50(-0.43)0.12(0.04)Polit1.76*(1.93)0.54(0.51)1.78(1.54)Dual1.27*(1.79)2.68*(2.19)0.92(0.97)3.88(0.91)0.82(1.13)State-0.62(-0.87)-1.07(-0.21)-0.95(-1.34)Size0.41(1.14)0.31(0.71)0.95*(1.67)0.58(0.25)0.23(0.65)Roe-2.61(-1.01)-7.94(-1.32)-2.40(-0.75)3.66(0.42)-8.20*(-1.80)

37、Year-i控制控制控制控制控制Adjust-R 26.57%4.08%8.56%-3.47%F2 13*1.262.04*0.781.54*N2428615630212注：表中被解释变量为管理者自信程度1，括号中为t值，并经White异方差稳健性修正；年度效应在回归结果中没有报告；*、*、*分别表示显著性水平为 0.01、0.05、0.10。2、政治联系对董事会成员特征与管理者自信程度相关性的影响在中国“关系社会”的文化背景下，企业管理者的政治网络与关系可以使企业获得许多 额外的资源。基于心理学的自我归因理论，本文认为，如果公司获取的“成功”不是来源于 公司的生产经营、自主创新等路径，而是来

38、自于管理者政治联系，那么管理者会更多的将公司的成长归因于自己的“关系能力”，进而导致其过度自信。那么这种“关系能力”是否会 强化管理者在公司中的威信，影响董事会作用的发挥呢？本文以管理者是否具有政治联系为依据，将样本分为管理者具有政治联系的样本组（简称政治联系组）和管理者不具有政治联系的样本组（简称非政治联系组），分别其考察董事会成员特征对管理者自信程度的影响。 当以管理者自信程度 1为被解释变量时，OLS回归结果如表4第（4）和第（5）列所示， 其中第（4）列揭示了管理者具有政治联系的上市公司中董事会成员特征与管理者自信程度 的关系。从中可以看出，董事会成员特征各变量指标对管理者自信程度的影

39、响均不显著，模型的解释力很弱。相反，在第（5 ）列非政治联系组的检验结果中，董事会成员特征对管理者自信程度的影响显示了与全样本分析中一致的结论。这说明，管理者的政治联系增强了自己在公司中的地位和威信，弱化了董事会的监督和制约机制，也说明具有政治联系的管理者比没有政治联系的管理者自信心更强。我们以管理者自信程度2为被解释变量进行 OLS回归，结果如表4第（9）和第（10）列所示，进一步证实了上述结论。表4 回归结果(2)管理者自信程度2(6)全样本(7)国有组(8)非国有组(9)政治联系(10)非政治联系截距0.37*(1.71)0.74*(1.86)-0.06(-0.23)0.41(0.28)

40、0.43*(1.98)Aage0.005*(1.70)-0.005(0.89)0.01*(3.35)0.001(0.01)0.006*(1.98)Aterm0.42*(1.65)0.08(1.30)0.02(1.05)0.06(0.40)0.03(1.09)Aedu-0.007(-1.02)0.01(1.12)-0.02*(-2.52)-0.001(-0.04)-0.008(-1.03)Bsize-0.007(-1.20)-0.001(-0.16)-0.005(-0.73)-0.01(-0.28)-0.006(-1.10)Hage-0.34*(-1.83)0.21(0.44)-0.43*(-2

41、.29)-0.23(-0.15)-0.32*(-1.75)Hedu0.30*(2.38)0.25(0.81)0.24*(1.74)0.88(1.41)0.14(1.06)Hterm-0.01(-0.41)0.03(0.51)-0.03(-0.72)-0.01(-0.06)0.02(0.67)Hexp-0.03(-0.33)0.15(0.81)-1.13(-1.18)-0.12(-0.19)0.006(0.07)Polit0.04(1.34)0.022(0.26)0.04(1.54)Dual0.02(1.18)-0.01(0.33)0.03(1.54)0.02(0.21)0.02(0.89)St

42、ate0.007(0.30)50.03(0.19)-0.005(-0.23)Size0.02(1.96)0.003(0.15)0.04* (3.11)0.03(0.49)0.02*(1.85)Roe-0.04(-0.54)-0.26(-0.91)-0.03(-0.41)-0.10(-0.37)-0.25*(-1.69)Year-i控制控制控制控制控制Adjust-R10.87%2.36%11.49%-6.53%F1.84*1.152.44*0.362.05*N2428615630212注：表中被解释变量为管理者自信程度2，括号中为t值，并经White异方差稳健性修正；年度效应在回归结果中没有报

43、告；*、*、*分别表示显著性水平为0.01、0.05、0.10(三) 稳健性分析1、不同管理者自信程度计量指标检验结果的一致性管理者自信程度是本文的被解释变量，为了研究结果的稳健性，本文在上述实证过程中, 分别以公司盈余预测偏误率和管理者在样本期间持股变化率两个指标作为管理者自信程度 的替代变量，实证结果发现，无论是全样本分析，还是按公司控股股东性质分组检验，按管验证了前文实证结果的稳健性。带来更大的自由度，可以减少 本文进一步采用面板数据进行理者是否具有政治联系的分组检验， 检验结果均具有一致性,2、变更实证检验方法的结果一致性考虑到面板数据结合了截面数据和时间序列数据的特点， 缺省变量带来

44、的问题， 从而更好的揭示经济变量之间的关系，检验。首先，对模型的个体效应进行Hausman检验，以确定应该采用固定效应还是随机效 应模型。分别以管理者自信程度 1和管理者自信程度 2为被解释变量时，Hausman检验结果 的P值分别为0.96和0.86，均不能拒绝原假设，因此选择随机效应回归。其次，对样本数 据进行随机效应检验，结果与前文一致，进一步验证了前文实证检验结果的稳健性。五、研究结论与启示管理者过度自信是公司决策行为异化的重要原因，探索其有效调节途径是当前迫切需要研究的问题。本文以2006-2008年深市A股上市公司为样本，从董事会成员的平均年龄、平均教育水平、平均任期、董事会规模，

45、董事会成员构成年龄的异质性、教育水平的异质性、任期的异质性和职业经验的抑制性等多个维度研究了公司董事会成员特征是否会影响管理 者自信程度，以证实作为公司治理核心机制的董事会是否对管理者过度自信具有调节作用。 研究发现， 董事会成员特征是管理者自信程度的重要影响因素。 董事会成员的平均年龄、 平 均学历对管理者自信程度有正向促进作用， 而平均任期、 董事会规模对管理者信心有负向调 节作用。 在董事会成员的构成中， 学历构成的异质性会促进管理者信心， 而董事会成员年龄 异质性、 任期异质性和职业经验的异质性都对管理者信心具有明显的抑制作用； 与国有上市 公司相比， 非国有上市公司中董事会成员特征对

46、管理者信心的影响更为显著。管理者的政治联系可以增强其在公司中的地位和威信， 弱化董事会的监督和制约机制， 表现为其董事会成 员特征对管理者自信程度的影响甚微。本文的研究结果说明， 关于董事会构建中还有许多被忽视的因素在影响董事会功能的发 挥。董事会成员在决策中的个人心理过程、群体心理特征、董事会文化特征与作用机制等， 都应当纳入有效公司治理机制建设的考虑范畴。 由于人的心理是难以观测的， 本文认为从行 为理论出发， 考虑参与者的非理性因素， 建立基于参与者行为表征的公司治理机制， 可以为 当前理性假设前提下公司治理效率低下的尴尬现实寻找新的解决方案。 因此，我们的后续研 究将从公司治理参与者的

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