管理者过度自信与乐观对公司转型绩效的影响

管理者过度自信与乐观对公司转型绩效的影响-战略管理论文-管理学论文文章均为WORD文档，下载后可直接编辑使用亦可打印、引言近年来，由于科学技术的不连续性变化、政府管制的放松以及消费者偏好的不断变化等因素的影响，越来越多的企业主动或被迫走上业务转型之路(ZookandAllen,2010;Asparaetal.,2011)[1,2].在北美，那些持续成长的最优业绩公司中，有近20%的公司至少经历了一次核心业务的根本性变革(ZookandAllen,2010)[1]•在中国，面对经济转型和市场化改革过程中蕴藏的巨大投资机会，业务转型更是成为绩效下滑企业乃至许多绩优企业成长战略的首选。然而，业务转型也是一个充满风险和挑战的过程，大量企业甚至是行业的领导者因未能成功转型而没落或被淘汰，例如美国电报电话、柯达、黑莓、苏常柴等企业。在此背景下，企业为何实施业务转型、如何实施业务转型等问题，已经成为企业变革管理研究领域的重要议题。以往文献大都将产业衰退和企业业绩下滑看作促使企业进行业务转型的根本因素，认为企业实施业务转型是基于长远考虑而对产业衰退或业绩下滑的一种适应性反应(Delmaretal.,2003;ZookandAllen,2010)[3,1].同时，传统的委托-代理理论认为管理者是自利的，而增长最大化更符合管理者利益，因此，经理控制型企业的经营目标并非利润最大化而是增长最大化(Marris,1963)[4]•然而，现实中也能够观察到，并非所有企业在转型前都处于衰退产业或出现绩效严重下滑现象，许多具有较大成长空间的绩优企业也热衷于业务转型；也并非所有管理者都是自利的，或者并不是任何时候都是自利的，人们也会表现出利他倾向。管理者认知偏差理论为我们提供了一个新的视角来分析企业的业务转型问题。本文之所以强调和关注管理者的非理性行为，尤其是过度自信和过度乐观与业务转型之间的关系，主要原因有三点。(1)传统经济学理论往往认为管理者行为服从期望效用最大化原则和贝叶斯学习法则。然而，事实并非如此，由于人的感知、记忆、思维、计算能力都存在局限性，管理者在决策过程中并非完全理性的经济人,而是存在认知的巨大偏差(Simon,1986)[5].转型战略决策是一个直接关乎企业生存和可持续发展的重要问题，同样也会受到管理者认知偏差的影响。(2)在认知偏差的众多表现形式中，过度自信和过度乐观被认为是最经得起考验的发现(BondtandThaler,1994)[6]•从中国传统文化和企业发展史来看，企业管理者的过度自信和过度乐观程度可能更大。例如，作为中国传统文化主流和重要组成部分的儒家文化所推崇的是君臣思想，强调领导者的权威性，因此在中国企业里高层管理者具有绝对的权威，很容易滋生过度自信心理。中国经济经历了30年的高速发展，许多经济矛盾和企业问题被掩盖，再加上近年来各级政府出台了一系列刺激经济增长的政策，从而很容易导致管理者对市场前景过度乐观。(3)虽然基于有限理性假设的行为金融学研究大都未对管理者过度自信与过度乐观进行区分，但两者的确有着显着的区别(Herzetal.,2014)[7].过度自信是管理者在自身评价中产生的认知偏差，强调管理者对自身管理才能的评定，评价的对象是管理者自身，而过度乐观更多的则是管理者在外部经营环境评价中产生的认知偏差，强调管理者对企业未来经营态势正面结果的预期，评价的对象是企业外部环境，二者分别从内、外两个方面诠释了管理者认知偏差的心理根源。因此，与以往研究文献不同，本文基于转型动机战略选择转型绩效的研究范式，并对过度自信和过度乐观加以区分，分别实证考察二者对企业业务转型战略和转型绩效的影响。二、假设演绎一)管理者过度自信与企业业务转型管理者过度自信是指管理者高估自身管理才能、所掌握信息的准确性、决策收益而低估决策风险或失败概率的心理偏差(Roll,1986;MalmendierandTate,2008)[8,9].对于业务转型企业的管理者而言，学习效应的不适用将使得他们更容易过度自信。这是因为，学习效应通常发生在当非常相似的问题反复出现，尤其是当决策的结果很快就可以知道而且能够提供明确的反馈信息时(KahnemanandLovallo,1993)[10].然而，业务转型作为企业发展过程中的重大战略决策，不但管理者很难与以往的经验进行对照，而且转型效果也难以立即体现出来，致使他们不能够参照过去的行为坐标来对当前决策的合理性进行判断，从而容易产生盲目的成就感。由于企业核心业务的性质在很大程度上决定了企业的组织体系、运营模式、资源配置和文化属性等，因此，业务转型必然会相应地引起包括企业组织结构、管理模式、资源分配、企业文化等在内的多个层面的变革，这无疑是一种复杂性程度更高、难度最大和风险最高的组织变革(Shendeletal.,1976)[11].一旦业务转型失败，不仅会影响到企业成长甚至会危及企业的生存。对于过度自信的管理者而言，他们通常表现出一定的知识幻觉，即高估自身掌握知识的精确性和对不确定性判断的准确性。在这一心理作用的驱使下，他们在面对获利性更高的产业投资机会时，很可能会坚信自己必然成功，而忽视业务转型过程中可能存在的风险和客观条件的约束，从而发企业的业务转型。另外，公司业务转型必将伴随着大量的资本支出，当企业拥有充足的现金流时，管理者将拥有更多的资金用于业务转型。与传统的完全理性假设不同的是，管理者过度自信理论认为管理者是忠于股东的(MalmendierandTate,2008)[9],他们实施企业业务转型，并非出于自身利益的考虑，而仅仅是因为过度自信。由此，我们提出如下研究假设：H1a:与非过度自信的管理者相比，过度自信的管理者更加热衷于企业业务转型，投资规模也更大，而且当企业拥有充足的现金流时，情况更是如此。既有文献表明，企业的并购行为和内部技术创新行为都会受到管理者过度自信心理的显着影响。Rol(11986)[8]首次将过度自信纳入到公司金融领域并提出了并购的自大理论。该理论认为，管理者的过度自信是促进公司实施并购行为的重要原因。MalmendierandTate(2011,2008)[12,9]认为，过度自信的管理者通常会高估目标公司创造利润的能力，是企业并购行为的重要解释变量。而且，过度自信的管理者在企业拥有自由现金流时倾向于投资过度，在没有自由现金流时则会投资不足。Hackbarth(2008)[13]认为，管理者过度自信有助于降低企业委托代理成本，其做出的决策更有利于股东利益。因此，过度自信的管理者能够克服短视心理，追求技术创新投资所带来的高回报。同时，过度自信的管理者要比非过度自信的管理者更具企业家精神(Forbes,2005)[14],而以创新和冒险为主要特征的企业家精神会极大地推动企业的技术创新活动(Knight,2012)[15].GalassoandSimcoe(2011)[16]、Hirshleifer(2011,2012)[17,18]的研究也表明，过度自信的管理者普遍存在控制幻觉，期望通过技术创新来彰显他们的管理视野和才能，因而他们相较于非过度自信的管理者更加热衷于企业技术创新活动。在中国，由于资本市场尚处于发展阶段，相关的法律法规尚不健全，公司往往具有强烈的外部融资冲动，只要有可能大都会进行外部融资，甚至一些公司为了达成融资目的而采取财务舞弊手段。在公司融进外部资本时，过度自信的管理者很可能采取各种手段进行投资和扩张。既然内部培育和并购都是企业业务转型的重要途径，过度自信的管理者都会重视并采用。由此，我们提出如下假设：H1b:过度自信的管理者会同时采取内部培育和并购两种方式实施企业业务转型。管理者采用并购方式实施业务转型，能够有效降低企业对新产业的进入成本，迅速增值其可支配资本(Biggadike,1979)[19].企业进入一个新的产业时将面临许多方面的障碍，除了进入新领域的学习成本外，还有来自该行业内既有企业的排斥、竞争问题。新产品的研制、新的市场渠道的建立等一系列问题的解决都需要企业投入大量的资金，而在位企业对新的竞争对手的本能抵触反应也加大了企业的进入难度。尤其是如果企业完全采用投资新建的方式进入新产业，新增产能对市场供求平衡的影响将有可能使产业内部出现产能过剩从而引发价格战。但是，如果企业采取兼并或收购的方式进入新产业，不仅能够迅速获取竞争对手的资源，同时还能够在短期内保持行业的竞争结构不变，使企业在进入新行业的初期引起价格战或招致报复的可能性减少。然而，单纯通过并购方式进行业务转型也面临着巨大的风险(Gomesetal.,2013)[20],例如，并购企业往往需要承担被兼并企业过多的成本，或者一些携带关键技术、知识、经验和诀窍的核心人才在并购过程中流失，这显然不利于新业务的健康发展。因此，为提高企业长期绩效，转型企业还需要投入大量的资源来对被兼并企业的组织、文化、技术等方面进行有效整合。前已述及，过度自信的管理者不仅具有强烈的并购冲动，而且热衷于企业技术创新活动。两种转型方式的综合运用，不仅能够加快企业业务转型速度，降低转型成本，提高企业短期绩效，而且有助于企业不断获得核心能力并予以巩固和消化，从而提高企业长期绩效。由此，我们提出如下假设：H1c:过度自信的管理者实施的业务转型能够提高企业的财务绩效和市场价值。二）管理者过度乐观与企业业务转型过度乐观管理者的主要特征就是容易过高估计宏观经济的走势、证券市场的前景和投资的未来收益，这一认知偏差也会对企业业务转型战略决策产生重要影响。建立私人帝国是企业家精神的重要组成部分，扩张冲动是企业家最重要的内生性行为特征之一，对于过度乐观的企业管理者而言，这一点可能更甚。无论是在政府干预较强的计划经济体制下还是在完全市场经济体制下，管理者的投资决策和行为都是基于行业和企业自身发展前景做出的，行业前景和景气程度是影响企业扩张的主要因素。现代产业组织理论认为，如果某一个行业的TobinsQ值较高，则意味着该行业存在较高的超额收益率，在位企业就能获得较大的市场力量和超额利润，因而企业热衷于从TobinsQ值较低的产业进入To-binsQ值较高的产业。对于过度乐观的管理者而言，由于他们往往相信企业盈利水平会比实际状况要好(Heaton,2002;Hackbarth,2008)[21,13],因而当面对大量的产业投资机会时，他们往往会高估拟进入产业的预期收益，从而乐于调整企业主营业务。尤其在当前中国转型经济加新兴市场的特殊背景下，投资驱动型的经济增长模式、消费者购买力的不断提升以及国企改革、国企退出一般竞争性行业等都为企业提供了大量的发展空间和投资机会，过度乐观的管理者将更加热衷于实施业务转型。此外，如同过度自信的管理者一样，当企业拥有充足的现金流时，管理者将拥有更多的资金用于业务转型。由此，我们提出如下假设：H2a:与非过度乐观的管理者相比，过度乐观的管理者更加热衷于实施业务转型，而且当企业拥有充足的现金流时，情况更是如此内部培育的新建业务大约需要7~8年时间才能取得正的投资报酬率，而采用并购方式则可立即从这项业务中获利(Biggadike,1979)[19].因此，过度乐观的管理者更愿意采取立竿见影的并购方式来迅速完成业务转型。已有研究也表明，过度乐观的管理者往往偏好于通过并购来实现企业扩张，即使市场并不看好这些并购(Friedman,2007)[22].而且，当企业进行并购的时候，管理者的过度乐观可能会导致赢家的诅咒问题(Roll,1986)[8].与对外扩张方面的过度投资倾向形成对比的是，过度乐观的管理者在企业内部研发方面往往表现出投资不足的倾向。Jean-Sebastien(2010)[23]以777个得到风险资本支持的IPO企业为样本，研究了管理者过度乐观对企业研发投资行为的影响。结果表明，过度乐观的管理者倾向于进行较少的研发投资，而且投资规模对现金流较为敏感。过度乐观的管理者对企业前景更加看好，高估企业盈利能力，相应地，他们也会低估企业面临的市场竞争压力，导致企业缺乏足够的危机意识。市场压力和危机感是企业进行核心能力建设的重要驱动力，因此，当管理者对市场压力的主观感受变小时，企业进行核心能力建设的紧迫感就可能减弱，进而导致企业的内部投资不足。由此，我们提出如下假设：H2b:过度乐观的管理者倾向于采取并购方式实施业务转型。过度乐观的管理者往往高估公司未来的期望现金流量(Heaton,2002)[21],相信企业不会面临财务危机(Hackbarth,2008)[13],在融资方面愿意支付的资本成本相对较少(Jean-Sebastien,2010)[23].他们不仅会选择较高的债务融资方式，而且会以更高的频率发行新债，使得企业债务的期限结构更短，从而加大企业陷入财务危机的可能性。此外，技术创新是推动企业转型和升级的核心驱动力，而大规模的研发经费投入则是技术创新能力建设的重要保障(Nunesetal.,2012;Saha,2014)[24,25].由于过度乐观的管理者对市场压力的主观感受较弱，缺乏足够的动力开展技术创新活动，这必然会削弱企业核心竞争力，不利于企业新主营业务的持续健康发展。更为重要的是，过度乐观的管理者在企业业务转型过程中往往过于重视转型的速度和新业务的规模，而低估转型风险或忽略对转型风险的控制，从而造成企业业务转型的低效性。由此，我们提出如下假设：H2c:过度乐观的管理者实施的业务转型将导致企业财务绩效和市场价值下降。三、研究设计一）样本选择与数据来源我们首先根据中国证监会制定的《上市公司行业分类指引》，对转型企业做出具体界定：如果企业主营业务所属的产业四位代码发生了变化，那么该企业就为转型企业，并且当新主营业务的营业收入占企业总收入的比例超过30%时，则认为该企业完成了转型。需要说明的是，上市公司行业分类标准的重新修订也可能造成公司主营业务发生变化。因此，我们在转型企业样本收集过程中，对比分析了每一个公司转型前后的主营业务，避免了因分类标准变化而误判为转型企业的情况。为对本文假设进行实证检验，我们选取2001~2010年期间的中国上市公司为样本。为保证样本的规范性，我们对样本进行了如下剔除：（1）剔除金融类和包含金融类经营单元的公司；（2）剔除主营业务不突出而划分为综合类的公司；（3）剔除年报中信息披露不充分，无法判断其主营业务是否发生变革的公司；（4）剔除年报中相关数据、资料和信息披露不完整的公司；（5）剔除1%和99%分位数之外的因变量和自变量异常值的公司。最后，我们得到5238个观测值。以上述样本为基础，我们收集了样本公司在2001~2010年间有关主营业务的数据和资料。在此期间实施并完成业务转型的公司有376家，为了保证研究结论的稳健性，我们还对样本进行了如下剔除：（1）剔除*ST、SST等企图通过卖壳来进行转型的上市公司23家；（2）剔除属于关联交易的转型企业13家；（3）剔除转型前3年和转型过程中董事长或总经理发生变更的公司22家。最后，我们得到318家完成业务转型的企业。企业转型方式、转型开始和结束时间根据中国证监会指定信息披露网站提供的公司季报和年报进行手工整理。管理者过度自信和过度乐观程度测量中所用到的数据、企业绩效及其他控制变量数据全部来自CCER色诺芬数据库。二）变量定义与测量管理者过度自信和过度乐观。目前，对于管理者过度自信程度的测量，除了少部分文献采用直接测量法之外（LiandTang,2010）[26],其他文献大都采用替代指标进行间接测量，如CEO股票期权的持有情况（MalmendierandTate,2008）⑼、企业并购频率（DoukasandPetmezas,2007)[27]、主流媒体对CEO的评价(BrownandSarma,2007)[28]等。对于管理者过度乐观程度的测量，已有研究主要是采用问卷调查法(Scheieretal.,1994)[29],也有学者采用企业景气指数(余明桂等，2006)[30]、盈利预测(Linetal.,2005)[31]等替代指标进行间接测量。考虑到中国证券市场的实际情况，上述方法在实际操作中均存在一定的局限性。例如，中国上市公司的股权激励并不普遍；收购和兼并市场的不完善使得多次收购活动并不多；企业景气指数只是反映了管理者对某一行业总体水平的认知。更为重要的是，这些方法主要是依据管理者过度自信和过度乐观时可能出现的行为特点选择评价指标，通常仅判断管理者是否过度自信或过度乐观，而无法对其程度进行连续性评价。综合考虑，本文采用王阳(2011)[32]的研究思路，以企业投资经营活动作为管理者认知的外在表现，以宏观经济波动规律作为参照系，进而根据管理者投资经营活动与宏观经济状况之间的匹配关系，对管理者过度自信和过度乐观程度进行定量测量。企业业务转型。根据前文对转型企业的界定，我们设置了企业是否实施业务转型(Trans-DUM)哑变量，如果企业主营业务发生变化，赋值为1,否则赋值为0.企业业务转型方式包括内部培育和并购两种基本类型。我们采用并购金额(MA)和是否并购(MA-DUM)两个变量作为并购方式的替代变量，采用内部投资额(INInvest)作为内部培育的替代变量。相应的，企业总投资额（Invest）等于内部投资额与并购金额之和，该指标在一定程度上反映了企业转型动机的强弱程度以及企业业务转型的速度。此外，为了研究并购和内部培育两种转型方式之间的关系，我们设置了并购金额是否大于内部投资额哑变量（MA-INInvest）。转型绩效。在实证研究中，公司绩效的度量可以采用财务绩效指标（如资产收益率、净资产收益率等）和市场价值指标（如TobinsQ值、股票年收益率等）。会计指标综合性强，反映了公司短期年度经营状况。市场价值指标反映了企业的预期情况，是公司长期绩效的表现形式。综合考虑，本文同时采用资产收益率（ROA）与TobinsQ值两个指标来考察公司绩效。指标的具体计算如下：ROA=净利润/期初和期末平均总资产；TobinsQ=［流通股股数流通股股价+（总股数-流通股股数）流通股股价（1-82%）+负债的账面价值］/资产的账面价值。在测量企业转型绩效时，我们分别以这两项指标转型完成后第1年的数值减去转型前1年的数值所得到的差值来度量转型绩效。控制变量。企业业务转型及转型绩效还会受到其他因素的影响。根据已有研究文献，我们选取的控制变量包括四类。第一类是公司治理变量，主要包括企业的实际控制人类别、第一大股东持股比例、董事会规模和高管持股比例，这些因素会对企业的扩张和投资行为及企业绩效产生影响。第二类是财务特征变量，主要包括公司规模、现金流、转型前企业经营风险、企业新进入产业的平均绩效。已有研究表明，企业年龄越长、规模越大、现金流越充裕、新进入产业绩效越好，企业越倾向于实施业务转型，而且转型过程中的投资规模越大。第三类是高管特征变量，主要包括管理者年龄、学历。第四类为企业转型年份和转型前所属产业两个虚拟变量。表1给出了本文选取的相关变量的定义和参考文献。三）研究模型说明在进行回归分析之前，我们首先对各线性回归模型进行了共线性分析，发现方差膨胀因子都小于8,说明自变量之间基本上不存在共线性问题。然后，对有关回归模型进行了Hausman检验，结果显示面板数据拒绝随机效应模型更优的假设，因此我们采用固定效应模型。对于混合截面数据，OLS回归存在偏差，可以对回归标准误差进行个体和时间双重cluster调整以减少偏差。因此，回归分析中，当被解释变量为MA、INInvest、Invest、△ROA和△TobinsQ时，我们对回归模型采用个体和时间双重eluster调整；当被解释变量为Trans-DUM、MA-DUM和MA-INIvest时，我们采用probit模型。四、实证结果与讨论一）描述性统计与分组检验图1、2展示了5238个基础样本的管理者过度自信和过度乐观程度的测量结果，表2报告了基础样本和转型企业样本过度自信和过度乐观程度的描述性统计。就基础样本而言，管理者过度自信的均值和中位数分别为0.155和0.151,过度乐观的均值和中位数分别为0.159和0.147,而且不同公司的管理者过度自信和过度乐观程度差异较大，说明考察管理者过度自信和过度乐观对企业转型决策的影响是必要的。进一步比较转型企业样本与基础样本可以发现，转型企业样本管理者过度自信和过度乐观的均值和中位数全都高于基础样本的均值和中位数。此外，在318家转型企业样本中，管理者过度自信程度大于零的企业为221家，所占比例超过61%;管理者过度乐观程度的均值为0.225,大于零的企业为243家，所占比例超过66%.以上结果表明，与非转型企业的管理者相比，转型企业的管理者的过度自信和过度乐观程度总体上更高。表3报告了以认知偏差为基础对企业业务转型特征进行的分组检验结果。A部分以管理者过度自信变量为基础，分组检验了过度自信样本和非过度自信样本之间企业并购金额、内部投资额、总投资额以及转型绩效是否存在显着性差异，检验方法包括t检验和Wilcoxon检验。数据显示，就企业并购金额、内部投资额、总投资额以及转型绩效而言，管理者过度自信样本的均值和中位数都高于非过度自信样本，而且两类检验都显着。该结果初步说明，过度自信的管理者倾向于同时采取并购和内部投资两种方式实施企业业务转型，在业务转型中的投资规模显着高于其他企业，而且管理者过度自信的企业的转型绩效也优于其他企业。B部分以管理者过度乐观变量为基础，分组检验了过度乐观样本和非过度乐观样本之间企业并购金额、内部投资额、总投资额以及转型绩效是否存在显着性差异，检验方法同A部分一致。数据显示，就企业并购金额和总投资额而言，过度乐观样本的均值和中位数皆大于非过度乐观样本，而且两类检验都显着；就内部投资而言，过度乐观样本的均值和中位数均小于非过度乐观样本，但两组样本间的差异并不显着；就业务转型绩效而言，过度乐观样本企业的ROA和TobinsQ均显着低于非过度乐观样本。以上结果初步说明，过度乐观的管理者更加倾向于采取并购方式实施业务转型，而且在业务转型上的投资规模显着高于其他企业但管理者过度乐观的企业的转型绩效却显着低于其他企业。二）回归结果1.管理者认知偏差与企业业务转型决策。我们分别以企业是否实施业务转型（Trans-DUM）、是否并购（MA-DUM）、并购金额（MA）、内部投资额（IN-lnvest））并购金额是否大于内部投资额（MA-INIvest）和总投资（Invest）作为被解释变量，以认知偏差（CB）、CB与现金流（CF）的交互项以及其他控制变量作为解释变量进行回归。在被解释变量相同的模型中，我们分别用过度自信（OCD）和过度乐观（OOD）表示认知偏差变量（CB）。这样，根据被解释变量和解释变量的不同，我们得到了12个回归模型。表4和表5分别报告了管理者过度自信、过度乐观与企业业务转型决策的回归结果。表4数据显示，在以Trans-DUM为因变量的模型中，OCD和OCD*CF的回归系数分别在5%和1%的水平上显着为正，说明与非过度自信的管理者相比，过度自信的管理者更加热衷于实施企业业务转型，当企业现金流充裕时更是如此。在以MA-DUM、MA、INInvest为因变量的模型中,OCD和OCD*CF的回归系数均在5%的水平上显着为正。然而，在以MA-INInvest为因变量的模型中，OCD和OCD*CF的回归系数均不显着。由此可以看出，过度自信的管理者倾向于同时采取激进的并购方式和稳健的内部投资方式实施企业业务转型，而且并购方式与内部培育方式两者之间也不存在优先顺序。在以Invest为因变量的模型中，OCD和OCD*CF的回归系数均在1%的水平上显着为正，说明管理者过度自信的公司在业务转型过程中的投资规模显着高于其他公司，在企业有充裕的现金流时更是如此。上述结果与前文的分组检验结果一致，从而支持了本文的假设1a和假设1b.表5数据显示，在以Trans-DUM为因变量的模型，OOD和OOD*CF的回归系数分别在1%和5%的水平上显着为正，说明管理者的过度乐观心理也是发企业业务转型的重要因素。在以MA-DUMMA、MA-INInvest为因变量的模型中，OOD和OOD*CF的回归系数均在1%的水平上显着为正,而在以INInvest为因变量的模型中,OOD和OOD*CF的回归系数均不显着。由此可以看出，过度乐观的管理者更加倾向于采取激进的并购方式而不是温和的内部培育方式来完成企业主营业务变革，当企业有充裕的现金流时，情况更是如此。此外，在以Invest为因变量的模型中，OOD和OOD*CF的回归系数均在1%的水平上显着为正，说明管理者过度乐观的企业在业务转型过程中的投资规模显着高于其他公司。上述结果与前文的分组检验结一致，从而支持了本文的假设2a和假设2b.2.管理者认知偏差与企业转型绩效。前文的实证结果表明，管理者认知偏差是发企业业务转型的重要因素，而且过度自信和过度乐观的管理者所采取的业务转型策略存在显着性差异，由此引出另外一个问题，即管理者过度自信和过度乐观所导致的企业业务转型是否会影响到转型绩效？为此，本文进行了相应的回归分析。本文重点关注的变量有三个：管理者认知偏差、业务转型与转型绩效。这三个变量之间可能并非简单的单向关系，而是相互影响的关系。如果采用单一方程进行回归分析，可能产生偏差。为此，本文采用联立方程模型进行回归，相应的联立回归方程组如下，这一部分我们以已经完成业务转型的318家企业为样本。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业业务转型绩效，分别用△ROA和△TobinsQ表示。解释变量包括管理者认知偏差（CB）、企业总投资（Invest）及其与管理者认知偏差变量的交叉项，用以考察管理者认知偏差对企业业务转型决策与转型绩效关系的影响。根据已有研究文献，我们在该方程中还控制了实际控制人类别、公司治理变量、企业财务变量、新进入产业绩效以及行业和年度变量。第二个方程为业务转型方程，被解释变量为企业总投资（Invest）o解释变量为管理者认知偏差（CB）、企业现金流（CF）以及它们的交互项，另外还有企业业务转型前1年的绩效（包括ROA-1和To-binsQ-1）o此外，我们还控制了公司治理结构、财务指标、管理者特征以及行业和年度等变量。我们可以看出，和本文前面的回归模型相比，目前的模型中只是增加了企业转型前1年的绩效。这样，我们也可以通过将前后模型的回归结果进行比较来验证结论的稳健性。第三个方程是管理者认知偏差方程，被解释变量为管理者过度自信（OCD）和过度乐观（00D）。解释变量为企业转型前1年的绩效（ROA-1和TobinsQI）和总投资额（Invest-1），用以考察企业历史投资规模与历史绩效对管理者过度自信心理的影响。此外，我们还控制了公司治理变量、企业财务变量和管理者个人特质变量以及行业和年度变量。已有研究表明，上述变量也可能会对管理者认知产生影响。本文采用三阶段最小二乘法（3SLS）对上述方程组进行回归分析。根据被解释变量和解释变量的不同，我们得到了4组联立方程，回归结果如表6、7所示。从表6、7中的转型绩效方程来看，在以OCD和00D为解释变量的模型中‘Invest的回归系数均显着为正，这在一定程度上说明在其他因素不变的情况下，管理者不存在认知偏差的企业的投资能够提高企业转型绩效。Invest*OCD的回归系数都显着为正，Invest和OCD*Invest的回归系数之和为正，而且F检验均显着，表明过度自信的管理者所进行的投资有助于提升转型企业的财务绩效和市场价值，从而假设1c得到充分验证。Invest*OOD的回归系数都显着为负，Invest和OOD*Invest的回归系数之和为负，而且F检验均显着，表明过度乐观的管理者所进行的投资将导致企业财务绩效和市场价值下降，从而假设2c得到充分验证。上述结果，一方面证明了将管理者过度自信和过度乐观这两种看似相似的认知偏差加以区分的必要性，另一方面为Hirshleiferetal（.2012）[18]的观点提供了经验证据，即管理者过度自信并非总是给企业绩效带来消极影响，也可以使管理者敢于去做原本不愿或不敢做的事情，给企业带来积极的收益。因此，考察管理者过度自信对企业绩效的影响时，必须根植于特定的决策情景之中。从表6、7中的业务转型方程来看,OCD、OOD以及OCD*CF、OOD*CF的回归系数都显着为正，该结果和前文相一致，说明在控制了内生性后结果还是保持稳定，从而再次证明了前文研究结论的稳健性。ROA的回归系数为正，但只有微弱的显着性，而NROA和TobinQ的回归系数均在5%的水平上显着为正，表明企业新进入产业的绩效状况对企业业务转型决策的影响较大，而企业在转型前的绩效水平的影响则是较小。这一结果与中国企业的转型实践也是相吻合的。在中国产业结构调整日益深入和公司治理尚不完善的双重背景下，许多上市公司被证券市场炒作热点左右。例如，由于股市崇尚高科技，许多上市公司一味地追求高科技，但又把高科技产业概念狭隘化，往往只注重计算机、网络、新能源等高技术产业，从而导致大量上市公司集中投资于某一产业的现象。从表6、7中的过度自信方程来看，Invest-1的回归系数均在5%的水平上显着为正，说明企业过去的投资规模越大，管理者越容易过度自信。ROA和TobinsQ的回归系数都显着为正，说明良好的过往业绩将增强管理者的过度自信，这一结论符合中国企业的现实。就国有企业而言，在中国经济体制改革进程中出现了众多的教父级的国企，他们在带领企业摆脱困境的过程中发挥了关键性的作用，他们为企业所立下的汗马功劳以及多年的成功更是会加深他们的过度自信心理。就民营企业而言，由于国家的激励政策以及企业经营的灵活性，诞生了许多成功的民营企业家。但是，也有许多民营企业的发展是采用非市场手段，而管理者可能并未意识到企业发展的真正原因容易高估其经营才能。从表6、7中的过度乐观方程来看，lnvest-1、ROA和TobinsQ的回归系数均为正，但只有微弱的显着性，说明企业过去的投资行为和企业绩效对管理者过度乐观的影响是十分有限的。值得注意的是，过度乐观方程中TOP1、MSH和Board的回归系数均不显着，而在过度自信方程中三个变量的回归系数都是显着的。也就是说，公司治理对管理者过度自信程度具有显着性影响，但对其过度乐观程度的影响并不显着。该结果在一定程度上说明，由于管理者过度自信和过度乐观产生的心理根源不同，因而公司治理机制对这两种认知偏差的影响也存在显着性差异。三）稳健性检验考虑到管理者认知偏差和转型战略对转型绩效的影响可能具有一定的滞后性，因此，我们对联立方程中的绩效方程进行了一定的调整。首先，以t+1期的转型绩效（△ROA+I和△TobinsQ+1）作为被解释变量，并且在原来的解释变量的基础上增加t+1期的总投资及其与管理者认知偏差变量的交叉项，重新进行了回归。其次，以t+2期的转型绩效（^ROA+2和△TobinsQ+2）作为被解释变量，重新进行了回归。回归结果显示，无论是以△ROA+I和△TobinsQ+l还是以^ROA+2和△TobinsQ+2作为被解释变量，结果与前面的基本一致。这表明，过度自信和过度乐观的管理者所进行的业务转型对随后数年的财务绩效和市场价值都有显着的影响。此外，我们还采用企业转型后第1年的ROA和TobinsQ分别作为转型绩效的替代变量，对联立方程重新进行了回归分析。回归结果显示，基本结论没有发生变化。我们以企业业务转型前第1年和转型期间管理者过度自信及过度乐观程度的平均值作为解释变