管理者過(guò)度自信與樂(lè)觀對(duì)公司轉(zhuǎn)型績(jī)效的影響

管理者過(guò)度自信與樂(lè)觀對(duì)公司轉(zhuǎn)型績(jī)效的影響-戰(zhàn)略管理論文-管理學(xué)論文文章均為WORD文檔，下載后可直接編輯使用亦可打印、引言近年來(lái)，由于科學(xué)技術(shù)的不連續(xù)性變化、政府管制的放松以及消費(fèi)者偏好的不斷變化等因素的影響，越來(lái)越多的企業(yè)主動(dòng)或被迫走上業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型之路(ZookandAllen,2010;Asparaetal.,2011)[1,2].在北美，那些持續(xù)成長(zhǎng)的最優(yōu)業(yè)績(jī)公司中，有近20%的公司至少經(jīng)歷了一次核心業(yè)務(wù)的根本性變革(ZookandAllen,2010)[1]?在中國(guó)，面對(duì)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型和市場(chǎng)化改革過(guò)程中蘊(yùn)藏的巨大投資機(jī)會(huì)，業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型更是成為績(jī)效下滑企業(yè)乃至許多績(jī)優(yōu)企業(yè)成長(zhǎng)戰(zhàn)略的首選。然而，業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型也是一個(gè)充滿風(fēng)險(xiǎn)和挑戰(zhàn)的過(guò)程，大量企業(yè)甚至是行業(yè)的領(lǐng)導(dǎo)者因未能成功轉(zhuǎn)型而沒(méi)落或被淘汰，例如美國(guó)電報(bào)電話、柯達(dá)、黑莓、蘇常柴等企業(yè)。在此背景下，企業(yè)為何實(shí)施業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型、如何實(shí)施業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型等問(wèn)題，已經(jīng)成為企業(yè)變革管理研究領(lǐng)域的重要議題。以往文獻(xiàn)大都將產(chǎn)業(yè)衰退和企業(yè)業(yè)績(jī)下滑看作促使企業(yè)進(jìn)行業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型的根本因素，認(rèn)為企業(yè)實(shí)施業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型是基于長(zhǎng)遠(yuǎn)考慮而對(duì)產(chǎn)業(yè)衰退或業(yè)績(jī)下滑的一種適應(yīng)性反應(yīng)(Delmaretal.,2003;ZookandAllen,2010)[3,1].同時(shí)，傳統(tǒng)的委托-代理理論認(rèn)為管理者是自利的，而增長(zhǎng)最大化更符合管理者利益，因此，經(jīng)理控制型企業(yè)的經(jīng)營(yíng)目標(biāo)并非利潤(rùn)最大化而是增長(zhǎng)最大化(Marris,1963)[4]?然而，現(xiàn)實(shí)中也能夠觀察到，并非所有企業(yè)在轉(zhuǎn)型前都處于衰退產(chǎn)業(yè)或出現(xiàn)績(jī)效嚴(yán)重下滑現(xiàn)象，許多具有較大成長(zhǎng)空間的績(jī)優(yōu)企業(yè)也熱衷于業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型；也并非所有管理者都是自利的，或者并不是任何時(shí)候都是自利的，人們也會(huì)表現(xiàn)出利他傾向。管理者認(rèn)知偏差理論為我們提供了一個(gè)新的視角來(lái)分析企業(yè)的業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型問(wèn)題。本文之所以強(qiáng)調(diào)和關(guān)注管理者的非理性行為，尤其是過(guò)度自信和過(guò)度樂(lè)觀與業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型之間的關(guān)系，主要原因有三點(diǎn)。(1)傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論往往認(rèn)為管理者行為服從期望效用最大化原則和貝葉斯學(xué)習(xí)法則。然而，事實(shí)并非如此，由于人的感知、記憶、思維、計(jì)算能力都存在局限性，管理者在決策過(guò)程中并非完全理性的經(jīng)濟(jì)人,而是存在認(rèn)知的巨大偏差(Simon,1986)[5].轉(zhuǎn)型戰(zhàn)略決策是一個(gè)直接關(guān)乎企業(yè)生存和可持續(xù)發(fā)展的重要問(wèn)題，同樣也會(huì)受到管理者認(rèn)知偏差的影響。(2)在認(rèn)知偏差的眾多表現(xiàn)形式中，過(guò)度自信和過(guò)度樂(lè)觀被認(rèn)為是最經(jīng)得起考驗(yàn)的發(fā)現(xiàn)(BondtandThaler,1994)[6]?從中國(guó)傳統(tǒng)文化和企業(yè)發(fā)展史來(lái)看，企業(yè)管理者的過(guò)度自信和過(guò)度樂(lè)觀程度可能更大。例如，作為中國(guó)傳統(tǒng)文化主流和重要組成部分的儒家文化所推崇的是君臣思想，強(qiáng)調(diào)領(lǐng)導(dǎo)者的權(quán)威性，因此在中國(guó)企業(yè)里高層管理者具有絕對(duì)的權(quán)威，很容易滋生過(guò)度自信心理。中國(guó)經(jīng)濟(jì)經(jīng)歷了30年的高速發(fā)展，許多經(jīng)濟(jì)矛盾和企業(yè)問(wèn)題被掩蓋，再加上近年來(lái)各級(jí)政府出臺(tái)了一系列刺激經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的政策，從而很容易導(dǎo)致管理者對(duì)市場(chǎng)前景過(guò)度樂(lè)觀。(3)雖然基于有限理性假設(shè)的行為金融學(xué)研究大都未對(duì)管理者過(guò)度自信與過(guò)度樂(lè)觀進(jìn)行區(qū)分，但兩者的確有著顯著的區(qū)別(Herzetal.,2014)[7].過(guò)度自信是管理者在自身評(píng)價(jià)中產(chǎn)生的認(rèn)知偏差，強(qiáng)調(diào)管理者對(duì)自身管理才能的評(píng)定，評(píng)價(jià)的對(duì)象是管理者自身，而過(guò)度樂(lè)觀更多的則是管理者在外部經(jīng)營(yíng)環(huán)境評(píng)價(jià)中產(chǎn)生的認(rèn)知偏差，強(qiáng)調(diào)管理者對(duì)企業(yè)未來(lái)經(jīng)營(yíng)態(tài)勢(shì)正面結(jié)果的預(yù)期，評(píng)價(jià)的對(duì)象是企業(yè)外部環(huán)境，二者分別從內(nèi)、外兩個(gè)方面詮釋了管理者認(rèn)知偏差的心理根源。因此，與以往研究文獻(xiàn)不同，本文基于轉(zhuǎn)型動(dòng)機(jī)戰(zhàn)略選擇轉(zhuǎn)型績(jī)效的研究范式，并對(duì)過(guò)度自信和過(guò)度樂(lè)觀加以區(qū)分，分別實(shí)證考察二者對(duì)企業(yè)業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型戰(zhàn)略和轉(zhuǎn)型績(jī)效的影響。二、假設(shè)演繹一)管理者過(guò)度自信與企業(yè)業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型管理者過(guò)度自信是指管理者高估自身管理才能、所掌握信息的準(zhǔn)確性、決策收益而低估決策風(fēng)險(xiǎn)或失敗概率的心理偏差(Roll,1986;MalmendierandTate,2008)[8,9].對(duì)于業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型企業(yè)的管理者而言，學(xué)習(xí)效應(yīng)的不適用將使得他們更容易過(guò)度自信。這是因?yàn)?，學(xué)習(xí)效應(yīng)通常發(fā)生在當(dāng)非常相似的問(wèn)題反復(fù)出現(xiàn)，尤其是當(dāng)決策的結(jié)果很快就可以知道而且能夠提供明確的反饋信息時(shí)(KahnemanandLovallo,1993)[10].然而，業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型作為企業(yè)發(fā)展過(guò)程中的重大戰(zhàn)略決策，不但管理者很難與以往的經(jīng)驗(yàn)進(jìn)行對(duì)照，而且轉(zhuǎn)型效果也難以立即體現(xiàn)出來(lái)，致使他們不能夠參照過(guò)去的行為坐標(biāo)來(lái)對(duì)當(dāng)前決策的合理性進(jìn)行判斷，從而容易產(chǎn)生盲目的成就感。由于企業(yè)核心業(yè)務(wù)的性質(zhì)在很大程度上決定了企業(yè)的組織體系、運(yùn)營(yíng)模式、資源配置和文化屬性等，因此，業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型必然會(huì)相應(yīng)地引起包括企業(yè)組織結(jié)構(gòu)、管理模式、資源分配、企業(yè)文化等在內(nèi)的多個(gè)層面的變革，這無(wú)疑是一種復(fù)雜性程度更高、難度最大和風(fēng)險(xiǎn)最高的組織變革(Shendeletal.,1976)[11].一旦業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型失敗，不僅會(huì)影響到企業(yè)成長(zhǎng)甚至?xí)＜捌髽I(yè)的生存。對(duì)于過(guò)度自信的管理者而言，他們通常表現(xiàn)出一定的知識(shí)幻覺(jué)，即高估自身掌握知識(shí)的精確性和對(duì)不確定性判斷的準(zhǔn)確性。在這一心理作用的驅(qū)使下，他們?cè)诿鎸?duì)獲利性更高的產(chǎn)業(yè)投資機(jī)會(huì)時(shí)，很可能會(huì)堅(jiān)信自己必然成功，而忽視業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型過(guò)程中可能存在的風(fēng)險(xiǎn)和客觀條件的約束，從而發(fā)企業(yè)的業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型。另外，公司業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型必將伴隨著大量的資本支出，當(dāng)企業(yè)擁有充足的現(xiàn)金流時(shí)，管理者將擁有更多的資金用于業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型。與傳統(tǒng)的完全理性假設(shè)不同的是，管理者過(guò)度自信理論認(rèn)為管理者是忠于股東的(MalmendierandTate,2008)[9],他們實(shí)施企業(yè)業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型，并非出于自身利益的考慮，而僅僅是因?yàn)檫^(guò)度自信。由此，我們提出如下研究假設(shè)：H1a:與非過(guò)度自信的管理者相比，過(guò)度自信的管理者更加熱衷于企業(yè)業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型，投資規(guī)模也更大，而且當(dāng)企業(yè)擁有充足的現(xiàn)金流時(shí)，情況更是如此。既有文獻(xiàn)表明，企業(yè)的并購(gòu)行為和內(nèi)部技術(shù)創(chuàng)新行為都會(huì)受到管理者過(guò)度自信心理的顯著影響。Rol(11986)[8]首次將過(guò)度自信納入到公司金融領(lǐng)域并提出了并購(gòu)的自大理論。該理論認(rèn)為，管理者的過(guò)度自信是促進(jìn)公司實(shí)施并購(gòu)行為的重要原因。MalmendierandTate(2011,2008)[12,9]認(rèn)為，過(guò)度自信的管理者通常會(huì)高估目標(biāo)公司創(chuàng)造利潤(rùn)的能力，是企業(yè)并購(gòu)行為的重要解釋變量。而且，過(guò)度自信的管理者在企業(yè)擁有自由現(xiàn)金流時(shí)傾向于投資過(guò)度，在沒(méi)有自由現(xiàn)金流時(shí)則會(huì)投資不足。Hackbarth(2008)[13]認(rèn)為，管理者過(guò)度自信有助于降低企業(yè)委托代理成本，其做出的決策更有利于股東利益。因此，過(guò)度自信的管理者能夠克服短視心理，追求技術(shù)創(chuàng)新投資所帶來(lái)的高回報(bào)。同時(shí)，過(guò)度自信的管理者要比非過(guò)度自信的管理者更具企業(yè)家精神(Forbes,2005)[14],而以創(chuàng)新和冒險(xiǎn)為主要特征的企業(yè)家精神會(huì)極大地推動(dòng)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)(Knight,2012)[15].GalassoandSimcoe(2011)[16]、Hirshleifer(2011,2012)[17,18]的研究也表明，過(guò)度自信的管理者普遍存在控制幻覺(jué)，期望通過(guò)技術(shù)創(chuàng)新來(lái)彰顯他們的管理視野和才能，因而他們相較于非過(guò)度自信的管理者更加熱衷于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)。在中國(guó)，由于資本市場(chǎng)尚處于發(fā)展階段，相關(guān)的法律法規(guī)尚不健全，公司往往具有強(qiáng)烈的外部融資沖動(dòng)，只要有可能大都會(huì)進(jìn)行外部融資，甚至一些公司為了達(dá)成融資目的而采取財(cái)務(wù)舞弊手段。在公司融進(jìn)外部資本時(shí)，過(guò)度自信的管理者很可能采取各種手段進(jìn)行投資和擴(kuò)張。既然內(nèi)部培育和并購(gòu)都是企業(yè)業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型的重要途徑，過(guò)度自信的管理者都會(huì)重視并采用。由此，我們提出如下假設(shè)：H1b:過(guò)度自信的管理者會(huì)同時(shí)采取內(nèi)部培育和并購(gòu)兩種方式實(shí)施企業(yè)業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型。管理者采用并購(gòu)方式實(shí)施業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型，能夠有效降低企業(yè)對(duì)新產(chǎn)業(yè)的進(jìn)入成本，迅速增值其可支配資本(Biggadike,1979)[19].企業(yè)進(jìn)入一個(gè)新的產(chǎn)業(yè)時(shí)將面臨許多方面的障礙，除了進(jìn)入新領(lǐng)域的學(xué)習(xí)成本外，還有來(lái)自該行業(yè)內(nèi)既有企業(yè)的排斥、競(jìng)爭(zhēng)問(wèn)題。新產(chǎn)品的研制、新的市場(chǎng)渠道的建立等一系列問(wèn)題的解決都需要企業(yè)投入大量的資金，而在位企業(yè)對(duì)新的競(jìng)爭(zhēng)對(duì)手的本能抵觸反應(yīng)也加大了企業(yè)的進(jìn)入難度。尤其是如果企業(yè)完全采用投資新建的方式進(jìn)入新產(chǎn)業(yè)，新增產(chǎn)能對(duì)市場(chǎng)供求平衡的影響將有可能使產(chǎn)業(yè)內(nèi)部出現(xiàn)產(chǎn)能過(guò)剩從而引發(fā)價(jià)格戰(zhàn)。但是，如果企業(yè)采取兼并或收購(gòu)的方式進(jìn)入新產(chǎn)業(yè)，不僅能夠迅速獲取競(jìng)爭(zhēng)對(duì)手的資源，同時(shí)還能夠在短期內(nèi)保持行業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)結(jié)構(gòu)不變，使企業(yè)在進(jìn)入新行業(yè)的初期引起價(jià)格戰(zhàn)或招致報(bào)復(fù)的可能性減少。然而，單純通過(guò)并購(gòu)方式進(jìn)行業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型也面臨著巨大的風(fēng)險(xiǎn)(Gomesetal.,2013)[20],例如，并購(gòu)企業(yè)往往需要承擔(dān)被兼并企業(yè)過(guò)多的成本，或者一些攜帶關(guān)鍵技術(shù)、知識(shí)、經(jīng)驗(yàn)和訣竅的核心人才在并購(gòu)過(guò)程中流失，這顯然不利于新業(yè)務(wù)的健康發(fā)展。因此，為提高企業(yè)長(zhǎng)期績(jī)效，轉(zhuǎn)型企業(yè)還需要投入大量的資源來(lái)對(duì)被兼并企業(yè)的組織、文化、技術(shù)等方面進(jìn)行有效整合。前已述及，過(guò)度自信的管理者不僅具有強(qiáng)烈的并購(gòu)沖動(dòng)，而且熱衷于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)。兩種轉(zhuǎn)型方式的綜合運(yùn)用，不僅能夠加快企業(yè)業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型速度，降低轉(zhuǎn)型成本，提高企業(yè)短期績(jī)效，而且有助于企業(yè)不斷獲得核心能力并予以鞏固和消化，從而提高企業(yè)長(zhǎng)期績(jī)效。由此，我們提出如下假設(shè)：H1c:過(guò)度自信的管理者實(shí)施的業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型能夠提高企業(yè)的財(cái)務(wù)績(jī)效和市場(chǎng)價(jià)值。二）管理者過(guò)度樂(lè)觀與企業(yè)業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型過(guò)度樂(lè)觀管理者的主要特征就是容易過(guò)高估計(jì)宏觀經(jīng)濟(jì)的走勢(shì)、證券市場(chǎng)的前景和投資的未來(lái)收益，這一認(rèn)知偏差也會(huì)對(duì)企業(yè)業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型戰(zhàn)略決策產(chǎn)生重要影響。建立私人帝國(guó)是企業(yè)家精神的重要組成部分，擴(kuò)張沖動(dòng)是企業(yè)家最重要的內(nèi)生性行為特征之一，對(duì)于過(guò)度樂(lè)觀的企業(yè)管理者而言，這一點(diǎn)可能更甚。無(wú)論是在政府干預(yù)較強(qiáng)的計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制下還是在完全市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制下，管理者的投資決策和行為都是基于行業(yè)和企業(yè)自身發(fā)展前景做出的，行業(yè)前景和景氣程度是影響企業(yè)擴(kuò)張的主要因素。現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)組織理論認(rèn)為，如果某一個(gè)行業(yè)的TobinsQ值較高，則意味著該行業(yè)存在較高的超額收益率，在位企業(yè)就能獲得較大的市場(chǎng)力量和超額利潤(rùn)，因而企業(yè)熱衷于從TobinsQ值較低的產(chǎn)業(yè)進(jìn)入To-binsQ值較高的產(chǎn)業(yè)。對(duì)于過(guò)度樂(lè)觀的管理者而言，由于他們往往相信企業(yè)盈利水平會(huì)比實(shí)際狀況要好(Heaton,2002;Hackbarth,2008)[21,13],因而當(dāng)面對(duì)大量的產(chǎn)業(yè)投資機(jī)會(huì)時(shí)，他們往往會(huì)高估擬進(jìn)入產(chǎn)業(yè)的預(yù)期收益，從而樂(lè)于調(diào)整企業(yè)主營(yíng)業(yè)務(wù)。尤其在當(dāng)前中國(guó)轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)加新興市場(chǎng)的特殊背景下，投資驅(qū)動(dòng)型的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式、消費(fèi)者購(gòu)買力的不斷提升以及國(guó)企改革、國(guó)企退出一般競(jìng)爭(zhēng)性行業(yè)等都為企業(yè)提供了大量的發(fā)展空間和投資機(jī)會(huì)，過(guò)度樂(lè)觀的管理者將更加熱衷于實(shí)施業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型。此外，如同過(guò)度自信的管理者一樣，當(dāng)企業(yè)擁有充足的現(xiàn)金流時(shí)，管理者將擁有更多的資金用于業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型。由此，我們提出如下假設(shè)：H2a:與非過(guò)度樂(lè)觀的管理者相比，過(guò)度樂(lè)觀的管理者更加熱衷于實(shí)施業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型，而且當(dāng)企業(yè)擁有充足的現(xiàn)金流時(shí)，情況更是如此內(nèi)部培育的新建業(yè)務(wù)大約需要7~8年時(shí)間才能取得正的投資報(bào)酬率，而采用并購(gòu)方式則可立即從這項(xiàng)業(yè)務(wù)中獲利(Biggadike,1979)[19].因此，過(guò)度樂(lè)觀的管理者更愿意采取立竿見(jiàn)影的并購(gòu)方式來(lái)迅速完成業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型。已有研究也表明，過(guò)度樂(lè)觀的管理者往往偏好于通過(guò)并購(gòu)來(lái)實(shí)現(xiàn)企業(yè)擴(kuò)張，即使市場(chǎng)并不看好這些并購(gòu)(Friedman,2007)[22].而且，當(dāng)企業(yè)進(jìn)行并購(gòu)的時(shí)候，管理者的過(guò)度樂(lè)觀可能會(huì)導(dǎo)致贏家的詛咒問(wèn)題(Roll,1986)[8].與對(duì)外擴(kuò)張方面的過(guò)度投資傾向形成對(duì)比的是，過(guò)度樂(lè)觀的管理者在企業(yè)內(nèi)部研發(fā)方面往往表現(xiàn)出投資不足的傾向。Jean-Sebastien(2010)[23]以777個(gè)得到風(fēng)險(xiǎn)資本支持的IPO企業(yè)為樣本，研究了管理者過(guò)度樂(lè)觀對(duì)企業(yè)研發(fā)投資行為的影響。結(jié)果表明，過(guò)度樂(lè)觀的管理者傾向于進(jìn)行較少的研發(fā)投資，而且投資規(guī)模對(duì)現(xiàn)金流較為敏感。過(guò)度樂(lè)觀的管理者對(duì)企業(yè)前景更加看好，高估企業(yè)盈利能力，相應(yīng)地，他們也會(huì)低估企業(yè)面臨的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)壓力，導(dǎo)致企業(yè)缺乏足夠的危機(jī)意識(shí)。市場(chǎng)壓力和危機(jī)感是企業(yè)進(jìn)行核心能力建設(shè)的重要驅(qū)動(dòng)力，因此，當(dāng)管理者對(duì)市場(chǎng)壓力的主觀感受變小時(shí)，企業(yè)進(jìn)行核心能力建設(shè)的緊迫感就可能減弱，進(jìn)而導(dǎo)致企業(yè)的內(nèi)部投資不足。由此，我們提出如下假設(shè)：H2b:過(guò)度樂(lè)觀的管理者傾向于采取并購(gòu)方式實(shí)施業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型。過(guò)度樂(lè)觀的管理者往往高估公司未來(lái)的期望現(xiàn)金流量(Heaton,2002)[21],相信企業(yè)不會(huì)面臨財(cái)務(wù)危機(jī)(Hackbarth,2008)[13],在融資方面愿意支付的資本成本相對(duì)較少(Jean-Sebastien,2010)[23].他們不僅會(huì)選擇較高的債務(wù)融資方式，而且會(huì)以更高的頻率發(fā)行新債，使得企業(yè)債務(wù)的期限結(jié)構(gòu)更短，從而加大企業(yè)陷入財(cái)務(wù)危機(jī)的可能性。此外，技術(shù)創(chuàng)新是推動(dòng)企業(yè)轉(zhuǎn)型和升級(jí)的核心驅(qū)動(dòng)力，而大規(guī)模的研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入則是技術(shù)創(chuàng)新能力建設(shè)的重要保障(Nunesetal.,2012;Saha,2014)[24,25].由于過(guò)度樂(lè)觀的管理者對(duì)市場(chǎng)壓力的主觀感受較弱，缺乏足夠的動(dòng)力開(kāi)展技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)，這必然會(huì)削弱企業(yè)核心競(jìng)爭(zhēng)力，不利于企業(yè)新主營(yíng)業(yè)務(wù)的持續(xù)健康發(fā)展。更為重要的是，過(guò)度樂(lè)觀的管理者在企業(yè)業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型過(guò)程中往往過(guò)于重視轉(zhuǎn)型的速度和新業(yè)務(wù)的規(guī)模，而低估轉(zhuǎn)型風(fēng)險(xiǎn)或忽略對(duì)轉(zhuǎn)型風(fēng)險(xiǎn)的控制，從而造成企業(yè)業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型的低效性。由此，我們提出如下假設(shè)：H2c:過(guò)度樂(lè)觀的管理者實(shí)施的業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型將導(dǎo)致企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效和市場(chǎng)價(jià)值下降。三、研究設(shè)計(jì)一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源我們首先根據(jù)中國(guó)證監(jiān)會(huì)制定的《上市公司行業(yè)分類指引》，對(duì)轉(zhuǎn)型企業(yè)做出具體界定：如果企業(yè)主營(yíng)業(yè)務(wù)所屬的產(chǎn)業(yè)四位代碼發(fā)生了變化，那么該企業(yè)就為轉(zhuǎn)型企業(yè)，并且當(dāng)新主營(yíng)業(yè)務(wù)的營(yíng)業(yè)收入占企業(yè)總收入的比例超過(guò)30%時(shí)，則認(rèn)為該企業(yè)完成了轉(zhuǎn)型。需要說(shuō)明的是，上市公司行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)的重新修訂也可能造成公司主營(yíng)業(yè)務(wù)發(fā)生變化。因此，我們?cè)谵D(zhuǎn)型企業(yè)樣本收集過(guò)程中，對(duì)比分析了每一個(gè)公司轉(zhuǎn)型前后的主營(yíng)業(yè)務(wù)，避免了因分類標(biāo)準(zhǔn)變化而誤判為轉(zhuǎn)型企業(yè)的情況。為對(duì)本文假設(shè)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，我們選取2001~2010年期間的中國(guó)上市公司為樣本。為保證樣本的規(guī)范性，我們對(duì)樣本進(jìn)行了如下剔除：（1）剔除金融類和包含金融類經(jīng)營(yíng)單元的公司；（2）剔除主營(yíng)業(yè)務(wù)不突出而劃分為綜合類的公司；（3）剔除年報(bào)中信息披露不充分，無(wú)法判斷其主營(yíng)業(yè)務(wù)是否發(fā)生變革的公司；（4）剔除年報(bào)中相關(guān)數(shù)據(jù)、資料和信息披露不完整的公司；（5）剔除1%和99%分位數(shù)之外的因變量和自變量異常值的公司。最后，我們得到5238個(gè)觀測(cè)值。以上述樣本為基礎(chǔ)，我們收集了樣本公司在2001~2010年間有關(guān)主營(yíng)業(yè)務(wù)的數(shù)據(jù)和資料。在此期間實(shí)施并完成業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型的公司有376家，為了保證研究結(jié)論的穩(wěn)健性，我們還對(duì)樣本進(jìn)行了如下剔除：（1）剔除*ST、SST等企圖通過(guò)賣殼來(lái)進(jìn)行轉(zhuǎn)型的上市公司23家；（2）剔除屬于關(guān)聯(lián)交易的轉(zhuǎn)型企業(yè)13家；（3）剔除轉(zhuǎn)型前3年和轉(zhuǎn)型過(guò)程中董事長(zhǎng)或總經(jīng)理發(fā)生變更的公司22家。最后，我們得到318家完成業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型的企業(yè)。企業(yè)轉(zhuǎn)型方式、轉(zhuǎn)型開(kāi)始和結(jié)束時(shí)間根據(jù)中國(guó)證監(jiān)會(huì)指定信息披露網(wǎng)站提供的公司季報(bào)和年報(bào)進(jìn)行手工整理。管理者過(guò)度自信和過(guò)度樂(lè)觀程度測(cè)量中所用到的數(shù)據(jù)、企業(yè)績(jī)效及其他控制變量數(shù)據(jù)全部來(lái)自CCER色諾芬數(shù)據(jù)庫(kù)。二）變量定義與測(cè)量管理者過(guò)度自信和過(guò)度樂(lè)觀。目前，對(duì)于管理者過(guò)度自信程度的測(cè)量，除了少部分文獻(xiàn)采用直接測(cè)量法之外（LiandTang,2010）[26],其他文獻(xiàn)大都采用替代指標(biāo)進(jìn)行間接測(cè)量，如CEO股票期權(quán)的持有情況（MalmendierandTate,2008）⑼、企業(yè)并購(gòu)頻率（DoukasandPetmezas,2007)[27]、主流媒體對(duì)CEO的評(píng)價(jià)(BrownandSarma,2007)[28]等。對(duì)于管理者過(guò)度樂(lè)觀程度的測(cè)量，已有研究主要是采用問(wèn)卷調(diào)查法(Scheieretal.,1994)[29],也有學(xué)者采用企業(yè)景氣指數(shù)(余明桂等，2006)[30]、盈利預(yù)測(cè)(Linetal.,2005)[31]等替代指標(biāo)進(jìn)行間接測(cè)量?？紤]到中國(guó)證券市場(chǎng)的實(shí)際情況，上述方法在實(shí)際操作中均存在一定的局限性。例如，中國(guó)上市公司的股權(quán)激勵(lì)并不普遍；收購(gòu)和兼并市場(chǎng)的不完善使得多次收購(gòu)活動(dòng)并不多；企業(yè)景氣指數(shù)只是反映了管理者對(duì)某一行業(yè)總體水平的認(rèn)知。更為重要的是，這些方法主要是依據(jù)管理者過(guò)度自信和過(guò)度樂(lè)觀時(shí)可能出現(xiàn)的行為特點(diǎn)選擇評(píng)價(jià)指標(biāo)，通常僅判斷管理者是否過(guò)度自信或過(guò)度樂(lè)觀，而無(wú)法對(duì)其程度進(jìn)行連續(xù)性評(píng)價(jià)。綜合考慮，本文采用王陽(yáng)(2011)[32]的研究思路，以企業(yè)投資經(jīng)營(yíng)活動(dòng)作為管理者認(rèn)知的外在表現(xiàn)，以宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)規(guī)律作為參照系，進(jìn)而根據(jù)管理者投資經(jīng)營(yíng)活動(dòng)與宏觀經(jīng)濟(jì)狀況之間的匹配關(guān)系，對(duì)管理者過(guò)度自信和過(guò)度樂(lè)觀程度進(jìn)行定量測(cè)量。企業(yè)業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型。根據(jù)前文對(duì)轉(zhuǎn)型企業(yè)的界定，我們?cè)O(shè)置了企業(yè)是否實(shí)施業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型(Trans-DUM)啞變量，如果企業(yè)主營(yíng)業(yè)務(wù)發(fā)生變化，賦值為1,否則賦值為0.企業(yè)業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型方式包括內(nèi)部培育和并購(gòu)兩種基本類型。我們采用并購(gòu)金額(MA)和是否并購(gòu)(MA-DUM)兩個(gè)變量作為并購(gòu)方式的替代變量，采用內(nèi)部投資額(INInvest)作為內(nèi)部培育的替代變量。相應(yīng)的，企業(yè)總投資額（Invest）等于內(nèi)部投資額與并購(gòu)金額之和，該指標(biāo)在一定程度上反映了企業(yè)轉(zhuǎn)型動(dòng)機(jī)的強(qiáng)弱程度以及企業(yè)業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型的速度。此外，為了研究并購(gòu)和內(nèi)部培育兩種轉(zhuǎn)型方式之間的關(guān)系，我們?cè)O(shè)置了并購(gòu)金額是否大于內(nèi)部投資額啞變量（MA-INInvest）。轉(zhuǎn)型績(jī)效。在實(shí)證研究中，公司績(jī)效的度量可以采用財(cái)務(wù)績(jī)效指標(biāo)（如資產(chǎn)收益率、凈資產(chǎn)收益率等）和市場(chǎng)價(jià)值指標(biāo)（如TobinsQ值、股票年收益率等）。會(huì)計(jì)指標(biāo)綜合性強(qiáng)，反映了公司短期年度經(jīng)營(yíng)狀況。市場(chǎng)價(jià)值指標(biāo)反映了企業(yè)的預(yù)期情況，是公司長(zhǎng)期績(jī)效的表現(xiàn)形式。綜合考慮，本文同時(shí)采用資產(chǎn)收益率（ROA）與TobinsQ值兩個(gè)指標(biāo)來(lái)考察公司績(jī)效。指標(biāo)的具體計(jì)算如下：ROA=凈利潤(rùn)/期初和期末平均總資產(chǎn)；TobinsQ=［流通股股數(shù)流通股股價(jià)+（總股數(shù)-流通股股數(shù)）流通股股價(jià)（1-82%）+負(fù)債的賬面價(jià)值］/資產(chǎn)的賬面價(jià)值。在測(cè)量企業(yè)轉(zhuǎn)型績(jī)效時(shí)，我們分別以這兩項(xiàng)指標(biāo)轉(zhuǎn)型完成后第1年的數(shù)值減去轉(zhuǎn)型前1年的數(shù)值所得到的差值來(lái)度量轉(zhuǎn)型績(jī)效?？刂谱兞?。企業(yè)業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型及轉(zhuǎn)型績(jī)效還會(huì)受到其他因素的影響。根據(jù)已有研究文獻(xiàn)，我們選取的控制變量包括四類。第一類是公司治理變量，主要包括企業(yè)的實(shí)際控制人類別、第一大股東持股比例、董事會(huì)規(guī)模和高管持股比例，這些因素會(huì)對(duì)企業(yè)的擴(kuò)張和投資行為及企業(yè)績(jī)效產(chǎn)生影響。第二類是財(cái)務(wù)特征變量，主要包括公司規(guī)模、現(xiàn)金流、轉(zhuǎn)型前企業(yè)經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)、企業(yè)新進(jìn)入產(chǎn)業(yè)的平均績(jī)效。已有研究表明，企業(yè)年齡越長(zhǎng)、規(guī)模越大、現(xiàn)金流越充裕、新進(jìn)入產(chǎn)業(yè)績(jī)效越好，企業(yè)越傾向于實(shí)施業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型，而且轉(zhuǎn)型過(guò)程中的投資規(guī)模越大。第三類是高管特征變量，主要包括管理者年齡、學(xué)歷。第四類為企業(yè)轉(zhuǎn)型年份和轉(zhuǎn)型前所屬產(chǎn)業(yè)兩個(gè)虛擬變量。表1給出了本文選取的相關(guān)變量的定義和參考文獻(xiàn)。三）研究模型說(shuō)明在進(jìn)行回歸分析之前，我們首先對(duì)各線性回歸模型進(jìn)行了共線性分析，發(fā)現(xiàn)方差膨脹因子都小于8,說(shuō)明自變量之間基本上不存在共線性問(wèn)題。然后，對(duì)有關(guān)回歸模型進(jìn)行了Hausman檢驗(yàn)，結(jié)果顯示面板數(shù)據(jù)拒絕隨機(jī)效應(yīng)模型更優(yōu)的假設(shè)，因此我們采用固定效應(yīng)模型。對(duì)于混合截面數(shù)據(jù)，OLS回歸存在偏差，可以對(duì)回歸標(biāo)準(zhǔn)誤差進(jìn)行個(gè)體和時(shí)間雙重cluster調(diào)整以減少偏差。因此，回歸分析中，當(dāng)被解釋變量為MA、INInvest、Invest、△ROA和△TobinsQ時(shí)，我們對(duì)回歸模型采用個(gè)體和時(shí)間雙重eluster調(diào)整；當(dāng)被解釋變量為Trans-DUM、MA-DUM和MA-INIvest時(shí)，我們采用probit模型。四、實(shí)證結(jié)果與討論一）描述性統(tǒng)計(jì)與分組檢驗(yàn)圖1、2展示了5238個(gè)基礎(chǔ)樣本的管理者過(guò)度自信和過(guò)度樂(lè)觀程度的測(cè)量結(jié)果，表2報(bào)告了基礎(chǔ)樣本和轉(zhuǎn)型企業(yè)樣本過(guò)度自信和過(guò)度樂(lè)觀程度的描述性統(tǒng)計(jì)。就基礎(chǔ)樣本而言，管理者過(guò)度自信的均值和中位數(shù)分別為0.155和0.151,過(guò)度樂(lè)觀的均值和中位數(shù)分別為0.159和0.147,而且不同公司的管理者過(guò)度自信和過(guò)度樂(lè)觀程度差異較大，說(shuō)明考察管理者過(guò)度自信和過(guò)度樂(lè)觀對(duì)企業(yè)轉(zhuǎn)型決策的影響是必要的。進(jìn)一步比較轉(zhuǎn)型企業(yè)樣本與基礎(chǔ)樣本可以發(fā)現(xiàn)，轉(zhuǎn)型企業(yè)樣本管理者過(guò)度自信和過(guò)度樂(lè)觀的均值和中位數(shù)全都高于基礎(chǔ)樣本的均值和中位數(shù)。此外，在318家轉(zhuǎn)型企業(yè)樣本中，管理者過(guò)度自信程度大于零的企業(yè)為221家，所占比例超過(guò)61%;管理者過(guò)度樂(lè)觀程度的均值為0.225,大于零的企業(yè)為243家，所占比例超過(guò)66%.以上結(jié)果表明，與非轉(zhuǎn)型企業(yè)的管理者相比，轉(zhuǎn)型企業(yè)的管理者的過(guò)度自信和過(guò)度樂(lè)觀程度總體上更高。表3報(bào)告了以認(rèn)知偏差為基礎(chǔ)對(duì)企業(yè)業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型特征進(jìn)行的分組檢驗(yàn)結(jié)果。A部分以管理者過(guò)度自信變量為基礎(chǔ)，分組檢驗(yàn)了過(guò)度自信樣本和非過(guò)度自信樣本之間企業(yè)并購(gòu)金額、內(nèi)部投資額、總投資額以及轉(zhuǎn)型績(jī)效是否存在顯著性差異，檢驗(yàn)方法包括t檢驗(yàn)和Wilcoxon檢驗(yàn)。數(shù)據(jù)顯示，就企業(yè)并購(gòu)金額、內(nèi)部投資額、總投資額以及轉(zhuǎn)型績(jī)效而言，管理者過(guò)度自信樣本的均值和中位數(shù)都高于非過(guò)度自信樣本，而且兩類檢驗(yàn)都顯著。該結(jié)果初步說(shuō)明，過(guò)度自信的管理者傾向于同時(shí)采取并購(gòu)和內(nèi)部投資兩種方式實(shí)施企業(yè)業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型，在業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型中的投資規(guī)模顯著高于其他企業(yè)，而且管理者過(guò)度自信的企業(yè)的轉(zhuǎn)型績(jī)效也優(yōu)于其他企業(yè)。B部分以管理者過(guò)度樂(lè)觀變量為基礎(chǔ)，分組檢驗(yàn)了過(guò)度樂(lè)觀樣本和非過(guò)度樂(lè)觀樣本之間企業(yè)并購(gòu)金額、內(nèi)部投資額、總投資額以及轉(zhuǎn)型績(jī)效是否存在顯著性差異，檢驗(yàn)方法同A部分一致。數(shù)據(jù)顯示，就企業(yè)并購(gòu)金額和總投資額而言，過(guò)度樂(lè)觀樣本的均值和中位數(shù)皆大于非過(guò)度樂(lè)觀樣本，而且兩類檢驗(yàn)都顯著；就內(nèi)部投資而言，過(guò)度樂(lè)觀樣本的均值和中位數(shù)均小于非過(guò)度樂(lè)觀樣本，但兩組樣本間的差異并不顯著；就業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型績(jī)效而言，過(guò)度樂(lè)觀樣本企業(yè)的ROA和TobinsQ均顯著低于非過(guò)度樂(lè)觀樣本。以上結(jié)果初步說(shuō)明，過(guò)度樂(lè)觀的管理者更加傾向于采取并購(gòu)方式實(shí)施業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型，而且在業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型上的投資規(guī)模顯著高于其他企業(yè)但管理者過(guò)度樂(lè)觀的企業(yè)的轉(zhuǎn)型績(jī)效卻顯著低于其他企業(yè)。二）回歸結(jié)果1.管理者認(rèn)知偏差與企業(yè)業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型決策。我們分別以企業(yè)是否實(shí)施業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型（Trans-DUM）、是否并購(gòu)（MA-DUM）、并購(gòu)金額（MA）、內(nèi)部投資額（IN-lnvest））并購(gòu)金額是否大于內(nèi)部投資額（MA-INIvest）和總投資（Invest）作為被解釋變量，以認(rèn)知偏差（CB）、CB與現(xiàn)金流（CF）的交互項(xiàng)以及其他控制變量作為解釋變量進(jìn)行回歸。在被解釋變量相同的模型中，我們分別用過(guò)度自信（OCD）和過(guò)度樂(lè)觀（OOD）表示認(rèn)知偏差變量（CB）。這樣，根據(jù)被解釋變量和解釋變量的不同，我們得到了12個(gè)回歸模型。表4和表5分別報(bào)告了管理者過(guò)度自信、過(guò)度樂(lè)觀與企業(yè)業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型決策的回歸結(jié)果。表4數(shù)據(jù)顯示，在以Trans-DUM為因變量的模型中，OCD和OCD*CF的回歸系數(shù)分別在5%和1%的水平上顯著為正，說(shuō)明與非過(guò)度自信的管理者相比，過(guò)度自信的管理者更加熱衷于實(shí)施企業(yè)業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型，當(dāng)企業(yè)現(xiàn)金流充裕時(shí)更是如此。在以MA-DUM、MA、INInvest為因變量的模型中,OCD和OCD*CF的回歸系數(shù)均在5%的水平上顯著為正。然而，在以MA-INInvest為因變量的模型中，OCD和OCD*CF的回歸系數(shù)均不顯著。由此可以看出，過(guò)度自信的管理者傾向于同時(shí)采取激進(jìn)的并購(gòu)方式和穩(wěn)健的內(nèi)部投資方式實(shí)施企業(yè)業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型，而且并購(gòu)方式與內(nèi)部培育方式兩者之間也不存在優(yōu)先順序。在以Invest為因變量的模型中，OCD和OCD*CF的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，說(shuō)明管理者過(guò)度自信的公司在業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型過(guò)程中的投資規(guī)模顯著高于其他公司，在企業(yè)有充裕的現(xiàn)金流時(shí)更是如此。上述結(jié)果與前文的分組檢驗(yàn)結(jié)果一致，從而支持了本文的假設(shè)1a和假設(shè)1b.表5數(shù)據(jù)顯示，在以Trans-DUM為因變量的模型，OOD和OOD*CF的回歸系數(shù)分別在1%和5%的水平上顯著為正，說(shuō)明管理者的過(guò)度樂(lè)觀心理也是發(fā)企業(yè)業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型的重要因素。在以MA-DUMMA、MA-INInvest為因變量的模型中，OOD和OOD*CF的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正,而在以INInvest為因變量的模型中,OOD和OOD*CF的回歸系數(shù)均不顯著。由此可以看出，過(guò)度樂(lè)觀的管理者更加傾向于采取激進(jìn)的并購(gòu)方式而不是溫和的內(nèi)部培育方式來(lái)完成企業(yè)主營(yíng)業(yè)務(wù)變革，當(dāng)企業(yè)有充裕的現(xiàn)金流時(shí)，情況更是如此。此外，在以Invest為因變量的模型中，OOD和OOD*CF的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，說(shuō)明管理者過(guò)度樂(lè)觀的企業(yè)在業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型過(guò)程中的投資規(guī)模顯著高于其他公司。上述結(jié)果與前文的分組檢驗(yàn)結(jié)一致，從而支持了本文的假設(shè)2a和假設(shè)2b.2.管理者認(rèn)知偏差與企業(yè)轉(zhuǎn)型績(jī)效。前文的實(shí)證結(jié)果表明，管理者認(rèn)知偏差是發(fā)企業(yè)業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型的重要因素，而且過(guò)度自信和過(guò)度樂(lè)觀的管理者所采取的業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型策略存在顯著性差異，由此引出另外一個(gè)問(wèn)題，即管理者過(guò)度自信和過(guò)度樂(lè)觀所導(dǎo)致的企業(yè)業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型是否會(huì)影響到轉(zhuǎn)型績(jī)效？為此，本文進(jìn)行了相應(yīng)的回歸分析。本文重點(diǎn)關(guān)注的變量有三個(gè)：管理者認(rèn)知偏差、業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型與轉(zhuǎn)型績(jī)效。這三個(gè)變量之間可能并非簡(jiǎn)單的單向關(guān)系，而是相互影響的關(guān)系。如果采用單一方程進(jìn)行回歸分析，可能產(chǎn)生偏差。為此，本文采用聯(lián)立方程模型進(jìn)行回歸，相應(yīng)的聯(lián)立回歸方程組如下，這一部分我們以已經(jīng)完成業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型的318家企業(yè)為樣本。Performance=0+1CB+2Invest+3Invest*CB+4FCR+5Size+6Betea+7Top1+8MSH+9Board+10NIROA+liYeari+liIndustryi+Invest=0+1CB+2CB*CF+3CF+4ROA+5FCR+6Size+7Betea+8Top1+9MSH+10Board+11Age+12Edu+13NIROA+liYeari+liIndustryi+CB=0+1Invest-1+2ROA+3CF+4FCR+5Size+6Betea+7Top1+8MSH+9Board+10Age+11Edu+liYeari+liIndustryi+1業(yè)業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型績(jī)效，分別用△ROA和△TobinsQ表示。解釋變量包括管理者認(rèn)知偏差（CB）、企業(yè)總投資（Invest）及其與管理者認(rèn)知偏差變量的交叉項(xiàng)，用以考察管理者認(rèn)知偏差對(duì)企業(yè)業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型決策與轉(zhuǎn)型績(jī)效關(guān)系的影響。根據(jù)已有研究文獻(xiàn)，我們?cè)谠摲匠讨羞€控制了實(shí)際控制人類別、公司治理變量、企業(yè)財(cái)務(wù)變量、新進(jìn)入產(chǎn)業(yè)績(jī)效以及行業(yè)和年度變量。第二個(gè)方程為業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型方程，被解釋變量為企業(yè)總投資（Invest）o解釋變量為管理者認(rèn)知偏差（CB）、企業(yè)現(xiàn)金流（CF）以及它們的交互項(xiàng)，另外還有企業(yè)業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型前1年的績(jī)效（包括ROA-1和To-binsQ-1）o此外，我們還控制了公司治理結(jié)構(gòu)、財(cái)務(wù)指標(biāo)、管理者特征以及行業(yè)和年度等變量。我們可以看出，和本文前面的回歸模型相比，目前的模型中只是增加了企業(yè)轉(zhuǎn)型前1年的績(jī)效。這樣，我們也可以通過(guò)將前后模型的回歸結(jié)果進(jìn)行比較來(lái)驗(yàn)證結(jié)論的穩(wěn)健性。第三個(gè)方程是管理者認(rèn)知偏差方程，被解釋變量為管理者過(guò)度自信（OCD）和過(guò)度樂(lè)觀（00D）。解釋變量為企業(yè)轉(zhuǎn)型前1年的績(jī)效（ROA-1和TobinsQI）和總投資額（Invest-1），用以考察企業(yè)歷史投資規(guī)模與歷史績(jī)效對(duì)管理者過(guò)度自信心理的影響。此外，我們還控制了公司治理變量、企業(yè)財(cái)務(wù)變量和管理者個(gè)人特質(zhì)變量以及行業(yè)和年度變量。已有研究表明，上述變量也可能會(huì)對(duì)管理者認(rèn)知產(chǎn)生影響。本文采用三階段最小二乘法（3SLS）對(duì)上述方程組進(jìn)行回歸分析。根據(jù)被解釋變量和解釋變量的不同，我們得到了4組聯(lián)立方程，回歸結(jié)果如表6、7所示。從表6、7中的轉(zhuǎn)型績(jī)效方程來(lái)看，在以O(shè)CD和00D為解釋變量的模型中‘Invest的回歸系數(shù)均顯著為正，這在一定程度上說(shuō)明在其他因素不變的情況下，管理者不存在認(rèn)知偏差的企業(yè)的投資能夠提高企業(yè)轉(zhuǎn)型績(jī)效。Invest*OCD的回歸系數(shù)都顯著為正，Invest和OCD*Invest的回歸系數(shù)之和為正，而且F檢驗(yàn)均顯著，表明過(guò)度自信的管理者所進(jìn)行的投資有助于提升轉(zhuǎn)型企業(yè)的財(cái)務(wù)績(jī)效和市場(chǎng)價(jià)值，從而假設(shè)1c得到充分驗(yàn)證。Invest*OOD的回歸系數(shù)都顯著為負(fù)，Invest和OOD*Invest的回歸系數(shù)之和為負(fù)，而且F檢驗(yàn)均顯著，表明過(guò)度樂(lè)觀的管理者所進(jìn)行的投資將導(dǎo)致企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效和市場(chǎng)價(jià)值下降，從而假設(shè)2c得到充分驗(yàn)證。上述結(jié)果，一方面證明了將管理者過(guò)度自信和過(guò)度樂(lè)觀這兩種看似相似的認(rèn)知偏差加以區(qū)分的必要性，另一方面為Hirshleiferetal（.2012）[18]的觀點(diǎn)提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，即管理者過(guò)度自信并非總是給企業(yè)績(jī)效帶來(lái)消極影響，也可以使管理者敢于去做原本不愿或不敢做的事情，給企業(yè)帶來(lái)積極的收益。因此，考察管理者過(guò)度自信對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響時(shí)，必須根植于特定的決策情景之中。從表6、7中的業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型方程來(lái)看,OCD、OOD以及OCD*CF、OOD*CF的回歸系數(shù)都顯著為正，該結(jié)果和前文相一致，說(shuō)明在控制了內(nèi)生性后結(jié)果還是保持穩(wěn)定，從而再次證明了前文研究結(jié)論的穩(wěn)健性。ROA的回歸系數(shù)為正，但只有微弱的顯著性，而NROA和TobinQ的回歸系數(shù)均在5%的水平上顯著為正，表明企業(yè)新進(jìn)入產(chǎn)業(yè)的績(jī)效狀況對(duì)企業(yè)業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型決策的影響較大，而企業(yè)在轉(zhuǎn)型前的績(jī)效水平的影響則是較小。這一結(jié)果與中國(guó)企業(yè)的轉(zhuǎn)型實(shí)踐也是相吻合的。在中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整日益深入和公司治理尚不完善的雙重背景下，許多上市公司被證券市場(chǎng)炒作熱點(diǎn)左右。例如，由于股市崇尚高科技，許多上市公司一味地追求高科技，但又把高科技產(chǎn)業(yè)概念狹隘化，往往只注重計(jì)算機(jī)、網(wǎng)絡(luò)、新能源等高技術(shù)產(chǎn)業(yè)，從而導(dǎo)致大量上市公司集中投資于某一產(chǎn)業(yè)的現(xiàn)象。從表6、7中的過(guò)度自信方程來(lái)看，Invest-1的回歸系數(shù)均在5%的水平上顯著為正，說(shuō)明企業(yè)過(guò)去的投資規(guī)模越大，管理者越容易過(guò)度自信。ROA和TobinsQ的回歸系數(shù)都顯著為正，說(shuō)明良好的過(guò)往業(yè)績(jī)將增強(qiáng)管理者的過(guò)度自信，這一結(jié)論符合中國(guó)企業(yè)的現(xiàn)實(shí)。就國(guó)有企業(yè)而言，在中國(guó)經(jīng)濟(jì)體制改革進(jìn)程中出現(xiàn)了眾多的教父級(jí)的國(guó)企，他們?cè)趲ьI(lǐng)企業(yè)擺脫困境的過(guò)程中發(fā)揮了關(guān)鍵性的作用，他們?yōu)槠髽I(yè)所立下的汗馬功勞以及多年的成功更是會(huì)加深他們的過(guò)度自信心理。就民營(yíng)企業(yè)而言，由于國(guó)家的激勵(lì)政策以及企業(yè)經(jīng)營(yíng)的靈活性，誕生了許多成功的民營(yíng)企業(yè)家。但是，也有許多民營(yíng)企業(yè)的發(fā)展是采用非市場(chǎng)手段，而管理者可能并未意識(shí)到企業(yè)發(fā)展的真正原因容易高估其經(jīng)營(yíng)才能。從表6、7中的過(guò)度樂(lè)觀方程來(lái)看，lnvest-1、ROA和TobinsQ的回歸系數(shù)均為正，但只有微弱的顯著性，說(shuō)明企業(yè)過(guò)去的投資行為和企業(yè)績(jī)效對(duì)管理者過(guò)度樂(lè)觀的影響是十分有限的。值得注意的是，過(guò)度樂(lè)觀方程中TOP1、MSH和Board的回歸系數(shù)均不顯著，而在過(guò)度自信方程中三個(gè)變量的回歸系數(shù)都是顯著的。也就是說(shuō)，公司治理對(duì)管理者過(guò)度自信程度具有顯著性影響，但對(duì)其過(guò)度樂(lè)觀程度的影響并不顯著。該結(jié)果在一定程度上說(shuō)明，由于管理者過(guò)度自信和過(guò)度樂(lè)觀產(chǎn)生的心理根源不同，因而公司治理機(jī)制對(duì)這兩種認(rèn)知偏差的影響也存在顯著性差異。三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)考慮到管理者認(rèn)知偏差和轉(zhuǎn)型戰(zhàn)略對(duì)轉(zhuǎn)型績(jī)效的影響可能具有一定的滯后性，因此，我們對(duì)聯(lián)立方程中的績(jī)效方程進(jìn)行了一定的調(diào)整。首先，以t+1期的轉(zhuǎn)型績(jī)效（△ROA+I和△TobinsQ+1）作為被解釋變量，并且在原來(lái)的解釋變量的基礎(chǔ)上增加t+1期的總投資及其與管理者認(rèn)知偏差變量的交叉項(xiàng)，重新進(jìn)行了回歸。其次，以t+2期的轉(zhuǎn)型績(jī)效（^ROA+2和△TobinsQ+2）作為被解釋變量，重新進(jìn)行了回歸?；貧w結(jié)果顯示，無(wú)論是以△ROA+I和△TobinsQ+l還是以^ROA+2和△TobinsQ+2作為被解釋變量，結(jié)果與前面的基本一致。這表明，過(guò)度自信和過(guò)度樂(lè)觀的管理者所進(jìn)行的業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型對(duì)隨后數(shù)年的財(cái)務(wù)績(jī)效和市場(chǎng)價(jià)值都有顯著的影響。此外，我們還采用企業(yè)轉(zhuǎn)型后第1年的ROA和TobinsQ分別作為轉(zhuǎn)型績(jī)效的替代變量，對(duì)聯(lián)立方程重新進(jìn)行了回歸分析?；貧w結(jié)果顯示，基本結(jié)論沒(méi)有發(fā)生變化。我們以企業(yè)業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型前第1年和轉(zhuǎn)型期間管理者過(guò)度自信及過(guò)度樂(lè)觀程度的平均值作為解釋變