收稿日期: 2011 － 07 － 25
基金项目:国家自然科学基金资助项目“我国上市公司‘信息界圈’现象分析及其治理研究”( 70872080 ) ; 中国人民大学科学研究基金
( 中央高校基本科研业务费专项资金资助) ( 12XNH228)
作者简介:杨 扬( 1982—) ，男，河南漯河人，博士研究生，主要从事会计理论、财务理论研究;马元驹( 1957—) ，男，甘肃兰州人，教授，
博士，主要从事会计理论研究;朱小平( 1949—) ，男，湖北武汉人，教授，博士生导师，主要从事审计理论、会计理论研究。
管理者过度自信与企业绩效
杨 扬1，马元驹2，朱小平1
( 1． 中国人民大学商学院，北京 100872; 2． 首都经济贸易大学会计学院，北京 100070)
【摘 要】心理学和行为经济学的研究表明，人们的判断和决策往往受到心态和情绪的影响，企业管理者在经营
活动中表现出的超出一般自信水平的情绪状态称为管理者过度自信。这种“非理性”的管理者过度自信与企业
绩效是否存在相关关系，本文使用披露了业绩预告的上市公司盈利预测偏差作为衡量管理者过度自信的指标，
对我国沪、深股市 2005—2009 年存在管理者过度自信的上市公司样本进行了研究，发现企业经营绩效与“非理
性”的管理者过度自信存在正相关关系。管理者过度自信的企业相对于其他企业能够得到 2． 8%的业绩提高，这
种与业绩正相关的关系在国有企业当中尤为明显。
【关键词】管理者过度自信;企业绩效; 国有企业
【中图分类号】F270 【文献标识码】A 【文章编号】1674 － 2362( 2011) 06 － 0029 － 07
1 问题的提出
企业理论的发展大致可以分为三个阶段:以微
观经济学为基础的新古典企业理论、包含了科斯的
“交易成本”观点和委托—代理理论的现代企业理
论以及出现时间还不长但已成为企业理论研究重
要发展方向的行为企业理论。新古典企业理论和
现代企业理论都假定企业的参与主体是理性的，但
是随着社会和时代的不断发展，个体差异、心理因
素等无法以传统经济学解释的成分导致了一些“非
理性”的经济现象。20 世纪 80 年代兴起并蓬勃发
展的行为经济学、行为企业理论、行为金融学、行为
财务学等学科综合了心理学、行为科学、决策科学
的相关理论探讨经济主体决策过程中人类心理、行
为对经济活动的影响。经过二三十年的发展，国内
外学者的大量理论、实证研究从很大程度上解释了
传统经济学无法解释的问题。
管理者每天都需要做出决策，有时仅仅是几分
钟的一个决定就会影响整个企业未来的命运。娃
哈哈集团的董事长宗庆后认为:创业以及管理企业
靠的就是感觉，一个准确的感觉是很重要的。娃哈
哈从一个小型校办企业发展为当今中国最大、全球
第五的食品饮料生产企业，董事长宗庆后在其中起
到了决定性的作用，管理者的领导才能和自信心在
宗庆后身上体现得十分明显。1991 年宗庆后凭借
个人的判断力和信心排除所有反对意见，兼并了当
时有 2 200 多名职工、严重资不抵债的杭州罐头食
品厂。当时只有 140 名员工的娃哈哈最终盘活了
杭州罐头食品厂的存量资产，三个月扭亏为盈，第
二年销售收入、利税就增长了 1 倍多。这次艰难的
并购，为娃哈哈后来的持续发展奠定了重要基础，
也让员工们对娃哈哈的未来充满信心和希望。可
以看到，宗庆后身上所体现出的管理者的自信心是
超乎一般的，在很多人看来甚至是非理性的，但是
就是这种过度自信创造了娃哈哈的卓越企业绩效。
娃哈哈的成功并非个案，还有很多成功企业的
案例表明管理者过度自信与企业绩效的提高存在
直接联系。本文中过度自信并非一个贬义词，我们
只是沿用了以前学者们常用的说法，用来说明企业
管理者超出一般水平的自信心。以往研究认为，企
业管理者决策行为不可能全部是理性的，过度自信
是非理性行为的表现之一。作为组织的决策者，公
第 31卷 第 6 期
2011 年 11 月
天 津 商 业 大 学 学 报
Journal of Tianjin University of Commerce
Vol． 31 No． 6
Nov． 2011
司的管理人员很容易出现过度自信的认知偏差，他
们对公司经营业绩的预期不切合实际。［1］目前对于
管理者过度自信的研究很多是在分析管理者过度
自信与企业过度投融资、过度实施并购、过度负债
等负向经营业绩方面。而本文基于现代管家理论，
试图分析这种“非理性”的管理者过度自信与企业
绩效之间正向的关系，这是一个新的角度。
本文使用披露了业绩预告的上市公司的盈利
预测偏差作为衡量管理者过度自信的指标，对我国
沪、深股市 2005—2009 年存在管理者过度自信的
上市公司样本进行了研究，结果表明企业经营绩效
反而与看似“非理性”的管理者过度自信之间存在
正相关的关系，并且这种正相关的关系在国有企业
当中更为明显。
2 文献回顾与研究假设
2． 1 文献回顾
以往对管理者过度自信与企业绩效之间关系
的文献可以分为正反两类，即一部分研究者认为管
理者过度自信能提升企业绩效，另一部分研究者认
为管理者过度自信会降低企业绩效，我们分别对两
类文献进行回顾。
认为管理者过度自信能提升企业绩效方面: 现
代管家理论认为，对自身尊严、信仰以及内在工作
满足的追求，会促使 CEO努力经营公司，成为公司
资产的好管家，两职合一有利于提高企业的创新自
由，有利于企业适应瞬息万变的市场环境，从而也
有助于提高企业的经营绩效。Adams 等认为董事
会与 CEO 之间的友好关系有利于公司价值的提
升。［2］ Tian等通过对外部董事的研究发现，中国的
上市公司更加符合现代管家理论。［3］饶育蕾等以经
理人持股比例变化作为衡量 CEO过度自信的代理
变量，用托宾 Q 来衡量企业绩效，用 2007 年和
2008 年中国 A 股上市公司的数据进行回归分析，
结果表明，在 CEO 过度自信的前提下，董事长与
CEO 两职分离有助于提高公司经营业绩，而在
CEO非过度自信时则不存在这样的关系，这说明
两职分离能够纠正由于 CEO过度自信而导致的非
理性决策行为，有利于改善公司的经营绩效。［4］
另一部分研究者认为管理者过度自信会导致
企业过度并购、过度负债，破坏企业价值，使企业陷
入财务困境，并造成负的企业业绩。Roll提出管理
者自大假说并解释了并购在实施后为何破坏企业
价值。［5］Malmendier等在实证研究中发现，过度自
信的企业管理者比理性的企业管理者更可能实施
破坏企业价值的收购活动。［6］国内研究方面，余明
桂等使用企业景气指数作为衡量管理者过度自信
的指标，实证分析发现管理者过度自信与资产负债
率和债务期限结构显著正相关。［7］姜付秀等发现，
管理者过度自信和企业的总投资水平、内部扩张之
间存在显著的正相关关系，过度自信的管理者所实
施的扩张战略会加大企业陷入财务困境的可
能性。［8］
2． 2 研究假设
通过对文献的回顾，我们可以看到，以往的研
究既有认为管理者过度自信能提高企业绩效的，也
有认为会降低企业绩效的。本文认为前者更为合理。
20 世纪 90 年代以来，现代管家理论得到迅速
发展，它从代理理论的对立角度揭示了经理人和委
托人之间存在的另一种关系，为解决公司治理问题
提供了新的思路，在一定程度上弥补了代理理论的
不足。与代理理论不同，现代管家理论认为代理理
论对经营者内在机会主义和偷懒的假定是不合适
的，而且经营者对自身尊严、信仰以及内在工作满
足的追求，会使他们努力工作，做好“管家”。现代
管家理论认为，在经营者的自律基础上，经营者与
股东以及其他利益相关者之间的利益是一致的。
管家理论从组织心理学和组织社会学出发，认为经
理人受成就需要的激励，通过完成挑战性工作、承
担责任、树立权威、取得领导和同事的认可来获得
内在的满足感，这是一种非物质性激励。经理人知
道，即使自己没有股权，但通过雇佣关系和薪酬计
划，自己的未来与公司、股东紧密联系在一起。因
此，管家理论认为经理人并不是机会主义的偷懒
者，对自身尊严、信仰以及内在工作满足的追求，会
促使他们努力经营公司，成为公司资产的“管家”，
经理人在动机方面没有天生的、普遍存在的障碍。
因此，在公司治理安排上不应该仅仅依赖监督和物
质激励，更应通过充分授权、协调和精神激励，发展
一种相互合作、完全信任的关系。
正如 Adams 等所述，董事会与 CEO 之间的友
好关系有利于公司价值的提升。而 Tian 等通过对
外部董事的研究发现，中国的上市公司更加符合现
代管家理论。本文认为，管理者过度自信虽然是一
种“非理性”的情绪状态，但是作为一种对未来盈
利状况的乐观估计，管理者为企业所有员工以及外
部投资者提供了一个美好的“愿景”，这种基于对
自身尊严、信仰以及内在工作满足的追求，会促使
·03· 天 津 商 业 大 学 学 报 2011 年
管理者努力经营公司，并带动企业员工及外部投资
者对该企业的未来更有信心，从而使企业的整体运
转质量以及资金周转效率得到提高，企业的业绩会
相应有所提升。本文试图分析管理者过度自信在
提高企业绩效方面的作用，因此我们提出以下待检
验的假设:
假设 1: 管理者过度自信能够提高企业绩效
水平。
近些年来，国有企业成为“高收入、好福利、稳
定”的代名词。由于国有企业天然比非国有企业具
有很多优势，首先是政府资源更多地向国有企业倾
斜; 其次，国有企业从银行贷款往往比非国有企业
更加便利，融资成本较低;另外，长久发展而获得的
排他性的垄断竞争优势使得国有企业往往有着更
稳定的企业经营绩效。因此我们认为国有企业的
管理者存在过度自信，即对企业未来业绩估计十分
乐观时，国有企业所产生的正向的企业经营绩效会
比非国有企业大。我们提出以下待检验的假设:
假设 2:国有企业的管理者过度自信导致的正
向的企业绩效相对于非国有企业来说程度更大。
3 研究设计
3． 1 样 本
虽然从 2002 年开始，沪、深交易所要求上市公
司在第三季度报告中对公司全年经营业绩进行预
告①，但是刚开始的几年披露公司业绩预告的公司
数量很少，披露方式和披露内容还不完善，故本文
选取的样本从 2005 年开始，选取 2005—2009 年
沪、深两市上市公司作为样本，衡量管理者过度自
信的上市公司盈利预测偏差来自天相证券投资分
析系统以及手工整理，其余变量的数据来自国泰安
CSMAR数据库，本文采用 Winsorize ( 1% ) 方法对
变量的极端值进行了处理，剔除了金融行业样本以
及 ST样本，剔除了缺失值，我们共得到 975 个样本
观察值，其中国有企业样本 594 家，非国有企业样
本 381 家。
3． 2 变量界定
关于管理者过度自信指标的选取，目前大致有
以下几种方法: ( 1) CEO持股状况; ( 2) 相关主流媒
体对 CEO 的评价［9］; ( 3 ) 企业盈利预测偏差［10］;
( 4) CEO的相对薪酬; ( 5 ) 企业景气指数。而针对
这几种方法，学者们的观点也不尽相同，本文使用
的是第( 3) 种方法来衡量管理者过度自信。
我们选择 2005—2009 年在当年 12 月 31 日前
披露了业绩预告的沪、深上市公司作为样本，剔除
了 ST企业样本、金融行业样本。目前上市公司业
绩预测类型主要包括:预增( 预计业绩增长) 、预盈
( 预计报告期盈利) 、预平( 业绩与上年同期变化不
大) 、预亏 ( 预计报告期亏损) 、预警 ( 无法确定盈
亏) 、预降( 预计业绩下降) 。本文选取那些预告本
企业业绩预增以及预盈的公司样本，首先剔除业绩
预告披露时间在当年 12 月 31 日之后的样本公司，
因为这些披露时间滞后的公司其实在披露时已经
知道了企业的真实业绩状况，已经失去了盈利预测
的作用。如果样本公司实际业绩增长低于预计增
长水平，或者预计盈利的公司反而出现亏损，我们
认为 这 个 公 司 是 管 理 者 过 度 自 信 的 公 司
( OVERC) ，在后面模型当中取值为 1。如果该公司
业绩预测类型为预平、预亏、预警、预降，或者实际
业绩不低于企业预计的增长水平，或者预计盈利的
公司确实实现了相应的盈利，我们认为这个公司不
是管理者过度自信的公司，在后面模型当中取值
为 0。
表 1 披露业绩预告的公司数目情况
年度
披露业绩预告的
公司数
披露时间滞后的
公司数
有效的披露
样本数
2005 444 202 242
2006 546 275 271
2007 774 374 400
2008 817 509 308
2009 920 568 352
合计 3501 1928 1573
表 2 变量描述
变量名称 变量描述
ROA 总资产净利润率
EPS 每股收益
OVERC 过度自信取 1，其他取 0
LEV 资产负债率
GROW 成长性，即营业收入增长率
INDE 独立董事比例，即“独立董事人数 /董事人数”
MEET 董事会会议次数
DUAL
两职合一，即董事长与总经理兼任情况，兼任取 1，
非兼任取 0
ASSET 企业规模，即总资产取对数
本文选择总资产净利润率( ROA) 和每股收益
( EPS) 作为衡量企业经营绩效的指标。徐莉萍、辛
宇等认为在选择我国上市公司绩效评价指标时，不
·13·第 6 期 杨 扬，等:管理者过度自信与企业绩效
宜使用西方文献中经常使用的托宾 Q，原因在于:
与以美国为代表的西方成熟市场相比，中国股市的
有效性程度仍然较低;股票价格的高波动性和高换
手率会导致托宾 Q 存在潜在的偏差。［11］前面文献
综述中提到的饶育蕾等的研究就存在因变量选取
托宾 Q 的问题。而本文采用总资产净利润率
( ROA) 和每股收益( EPS) 作为衡量指标则不存在
上述问题，更为合理。参考研究管理者过度自信以
及研究公司绩效、公司治理等方面的文献，我们选
取了一些控制变量，变量描述如表 2 所示。另外，
我们对模型 1、模型 2 控制了年度和行业因素。
3． 3 实证模型
ROA = α0 + α1OVERC + α2 LEV + α3 GROW +
α4 INDE +α5 MEET +α6 DUAL +α7 ASSET +
ΣβiYEARi + Σγi INDj + ε ( 1)
EPS = α0 + α1OVERC + α2 LEV + α3 GROW +
α4 INDE +α5 MEET +α6 DUAL +α7 ASSET +
ΣβiYEARi + Σγi INDj + ε ( 2)
4 实证结果
本文的实证部分采用 STATA11． 1 软件进行操
作，模型中各变量的描述性统计如表 3 所示，变量
间的 Pearson相关分析如表 4 所示，相关分析显示，
企业业绩与管理者过度自信呈正相关的关系。
表 3 对变量的描述性统计
变量 均值 标准差 最小值 最大值 样本数
ROA 0． 0298 0． 0892 － 0． 4569 0． 2236 975
EPS 0． 2373 0． 6152 － 7． 0700 5． 8900 975
OVERC 0． 2533 0． 4351 0 1 975
LEV 0． 5260 0． 2672 0． 0769 2． 6536 975
GROW 0． 5392 1． 8436 － 0． 9281 12． 1558 975
INDE 0． 3554 0． 0466 0 0． 5714 975
MEET 8． 8892 3． 8889 3 33 975
DUAL 0． 1313 0． 3379 0 1 975
ASSET 21． 3521 1． 0656 18． 4790 27． 4883 975
表 4 Pearson相关分析
ROA EPS OVERC LEV GROW INDE MEET DUAL ASSET
ROA 1
EPS 0． 7845＊＊＊ 1
OVERC 0． 0815＊＊＊ 0． 0055＊＊＊ 1
LEV － 0． 4196＊＊＊ － 0． 3010＊＊＊ 0． 0195＊＊ 1
GROW － 0． 0693 － 0． 0453 － 0． 0181 0． 1907＊＊＊ 1
INDE 0． 0404 0． 0416＊＊ 0． 0007 － 0． 0397 － 0． 0131＊＊＊ 1
MEET 0． 0048 0． 0318＊＊＊ 0． 0591* 0． 1016＊＊＊ 0． 0691＊＊＊ 0． 0307＊＊ 1
DUAL － 0． 0208＊＊ － 0． 0589 0． 0040 0． 0224＊＊ 0． 0415＊＊ 0． 0345＊＊＊ － 0． 0381* 1
ASSET 0． 2058＊＊＊ 0． 2886＊＊＊ － 0． 1156＊＊＊ 0． 0461＊＊＊ － 0． 0389＊＊＊ 0． 0231＊＊＊ 0． 1810 － 0． 0365＊＊＊ 1
注: * 、＊＊、＊＊＊分别表示在 10%、5%、1%水平显著。
模型的回归结果如表 5 所示。先来看总体样
本的情况，在模型 1 和模型 2 中用盈利预测偏差作
为自变量对总资产净利润率 ( ROA) 和每股收益
( EPS) 作解释时，管理者过度自信( OVERC) 对总资
产净利润率( ROA) 的解释系数在 1%的水平上显
著为正，即管理者过度自信的企业能够多得到
2． 8%的业绩提高; 而管理者过度自信同样对每股
收益( EPS) 的解释系数在 5%的水平上显著为正，
更加验证了管理者过度自信与企业绩效的正相关
关系。这个结果支持了假设 1，从而得到了与以往
文献不同的结论，即管理者过度自信在提高企业绩
效方面起到了积极的作用。
我们再来看样本分为国有企业和非国有企业
时的情况，如表 6 所示，国有企业的管理者过度自
信( OVERC) 对总资产净利润率( ROA) 的解释系数
在 1%的水平上显著为正，即管理者过度自信的企
业能够多得到 3． 3%的业绩提高，这个结果高出总
体样本的 2． 8%的业绩提高水平，同样，管理者过
度自信对每股收益 ( EPS) 的解释系数在 5%的水
平上显著为正。再来看非国有企业的情况，非国有
企业的管理者过度自信( OVERC) 对总资产净利润
率( ROA) 的解释系数在 10%的水平上显著为正，
即管理者过度自信的企业能够多得到 1． 7%的业
绩提高，这个结果低于总体样本的 2． 8%的业绩提
高水平，更低于国有企业样本的 3． 3%的业绩提高
水平。这说明，国有企业的管理者过度自信导致的
·23· 天 津 商 业 大 学 学 报 2011 年
正的企业绩效相对于非国有企业来说程度更大，即
验证了假设 2。在这里，我们在验证了假设 1 的基
础上对样本进一步分类，从而又得到了一个有启示
意义的结论，即管理者过度自信对国有企业影响程
度更大。虽然非国有企业的管理者过度自信
( OVERC) 对每股收益( EPS) 的解释系数不显著，但
这并不影响我们得出上述结论。
表 5 回归结果
自变量
因变量为 ROA
系数 标准误 t值
因变量为 EPS
系数 标准误 t值
OVERC 0． 0278＊＊＊ 0． 0058 4． 83 0． 1030＊＊ 0． 0415 2． 49
LEV － 0． 1398＊＊＊ 0． 0097 － 14． 46 － 0． 7084＊＊＊ 0． 0696 － 10． 18
GROW 0． 0015 0． 0014 1． 06 0． 0128 0． 0106 1． 26
INDE 0． 0110 0． 0527 0． 21 0． 2245 0． 3795 0． 59
MEET － 0． 0006 0． 0007 － 0． 85 － 0． 0031 0． 0048 － 0． 63
DUAL － 0． 0057 0． 0072 － 0． 79 － 0． 1090＊＊ 0． 0518 － 2． 10
ASSET 0． 0184＊＊＊ 0． 0024 7． 72 0． 1692＊＊＊ 0． 0171 9． 88
_CONS － 0． 3357＊＊＊ 0． 0625 － 5． 37 － 3． 3798＊＊＊ 0． 4499 － 7． 51
年度 已控制 已控制
行业 已控制 已控制
N 975 975
R2 adjusted 0． 299 0． 236
注: * 、＊＊、＊＊＊分别表示在 10%、5%、1%水平显著。
表 6 样本分为国有和非国有时的回归结果
自变量
国有企业样本
因变量为 ROA 因变量为 EPS
系数 t值 系数 t值
非国有企业样本
因变量为 ROA 因变量为 EPS
系数 t值 系数 t值
OVERC 0． 0332＊＊＊ 4． 56 0． 0868＊＊ 2． 02 0． 0170* 1． 80 0． 1097 1． 33
LEV － 0． 1519＊＊＊ － 12． 32 － 0． 5726 － 7． 88 － 0． 1281＊＊＊ － 7． 97 － 0． 9240＊＊＊ － 6． 60
GROW － 0． 0028 － 1． 40 － 0． 0085 － 0． 71 0． 0039* 1． 87 0． 0322* 1． 79
INDE － 0． 0264 － 0． 37 0． 3124 0． 73 0． 0049 0． 06 0． 0314 0． 05
MEET － 0． 0001 － 0． 03 0． 0025 0． 47 － 0． 0010 － 0． 97 － 0． 0095 － 1． 06
DUAL － 0． 0021 － 0． 21 － 0． 0483 － 0． 82 － 0． 0128 － 1． 19 － 0． 1718* － 1． 82
ASSET 0． 0224＊＊＊ 7． 86 0． 1625＊＊＊ 9． 69 0． 0168＊＊＊ 3． 67 0． 2250＊＊＊ 5． 66
_CONS － 0． 4203＊＊＊ － 5． 88 － 3． 3890＊＊＊ － 8． 04 － 0． 2366＊＊ － 2． 03 － 3． 9140＊＊＊ － 3． 86
年度 已控制 已控制
行业 已控制 已控制
注: * 、＊＊、＊＊＊分别表示在 10%、5%、1%水平显著。
对总体样本来说，管理者过度自信对总资产净
利润率作解释时模型拟合优度达到 29． 9%，对每
股收益作解释时模型拟合优度达到 23． 6% ; 当分
别对国有企业和非国有企业样本进行研究时，模型
的拟合优度也都在 20%以上。这些说明解释变量
很好地解释了被解释变量 ROA 以及 EPS，模型设
计较为准确。
5 稳健性检验
使用盈利预测作为管理者过度自信的衡量指
标所得到的结果是否稳健呢? 我们选用另外一个
指标———高管持股量变化( SHARE) 来做检验。如
果本年度高级管理人员持股数比上一年增加，我们
认为该企业存在管理者过度自信的情况，这个指标
·33·第 6 期 杨 扬，等:管理者过度自信与企业绩效
很好理解，管理者对自己管理的企业自信的时候会
增持股票。样本来自于国泰安 CSMAR 数据库
2005—2009 年沪、深两市的上市公司，采用和前面
模型 1、模型 2 相同的控制变量，剔除了金融行业
样本，剔除了缺失值并对异常值进行了 Winsorize
缩尾处理，我们共得到 5 239 个样本观察值。表 7
当中显示了回归结果，用高管持股量变化作为衡量
指标时，管理者过度自信 ( OVERC) 对总资产净利
润率( ROA) 的解释系数在 1%的水平上显著为正，
即管理者过度自信的企业能够多得到 1． 1%的业
绩提高;而管理者过度自信同样对每股收益( EPS)
的解释系数在 5%的水平上显著为正，验证了管理
者过度自信与企业绩效的正相关关系。可见，我们
用另外一个指标———高管持股量变化来做稳健性
检验的结果和用盈利预测作为衡量管理者过度自
信的指标时的结果一致。另外，国有股和非国有股
的情况也和前面的回归结果基本一致。
表 7 用高管持股变化作为因变量的回归结果
自变量
因变量为 ROA
系数 标准误 t值
因变量为 EPS
系数 标准误 t值
SHARE 0． 0106＊＊＊ 0． 0035 3． 06 0． 0516＊＊ 0． 0225 2． 29
LEV － 0． 098＊＊＊ 0． 0033 － 29． 48 － 0． 4067＊＊＊ 0． 0218 － 18． 66
GROW 0． 0017＊＊ 0． 0007 2． 54 0． 0150＊＊＊ 0． 0045 3． 34
INDE － 0． 0353 0． 0218 － 1． 62 － 0． 3957＊＊＊ 0． 1424 － 2． 78
MEET － 0． 0003 0． 0003 － 1． 03 － 0． 0015 0． 0020 － 0． 74
DUAL － 0． 0004 0． 0032 － 0． 13 0． 0191 0． 0208 0． 92
ASSET 0． 0133＊＊＊ 0． 0010 13． 60 0． 1235＊＊＊ 0． 0063 19． 37
_CONS － 0． 2136＊＊＊ 0． 0258 － 8． 29 － 2． 0750＊＊＊ 0． 1680 － 12． 35
年度 已控制 已控制
行业 已控制 已控制
N 5239 5239
R2 adjusted 0． 215 0． 179
注: * 、＊＊、＊＊＊分别表示在 10%、5%、1%水平显著。
6 结 语
心理学和行为经济学的研究表明，人们的判断
和决策往往受到心理、情绪、信念与偏好的影响。
本文探讨了这种超出一般自信水平的“非理性”的
管理者过度自信对企业经营绩效的影响。以往对
于管理者过度自信的研究很多是在分析管理者过
度自信与企业过度投融资、过度实施并购、过度负
债等负向经营业绩方面。而本文基于现代管家理
论，试图分析这种“非理性”的管理者过度自信与
企业绩效之间正向的关系。本文的研究结果表明，
总体样本中，管理者过度自信的企业相对于其他企
业能够得到 2． 8%的业绩提高，而在国有企业样本
中，管理者过度自信的企业更是能够得到 3． 3%的
业绩提高。
管理者过度自信虽然是一种“非理性”的情绪
状态，但是作为一种对未来盈利状况的乐观估计，
管理者为企业所有员工以及外部投资者提供了一
个美好的“愿景”，当企业员工及外部投资者对该
企业的未来更有信心时，企业的整体运转质量以及
资金周转效率得到了提高，从而企业的业绩会相应
有所提升。根据本文的研究，企业经营绩效的好坏
是与管理者过度自信正相关的，当企业的管理者对
企业有一个乐观的业绩预测时，企业的经营业绩显
著提高。这个研究结论是新颖的，至少说明普通投
资者在参考企业发布的业绩预告进行买卖股票操
作时，我们可以多关注那些发布较好业绩预告的公
司，因为这些公司一般也会有较好的经营业绩，而
这一结果在国有企业当中更加显著。当然管理者
过度自信的提高对企业业绩的正向影响不可能是
无限度的，在多大范围和程度内的管理者过度自信
能够给企业绩效带来有益的影响，恐怕是下一步研
究的方向。
注 释:
① 2002 年 9 月 28 日，沪、深证券交易所发布了《关于做好上市公
·43· 天 津 商 业 大 学 学 报 2011 年
司 2002 年第 3 季度报告工作的通知》，规定:公司预测 2002 年
全年经营成果可能亏损或者与上年相比发生大幅度变动，应
在第 3 季报中进行预告。
参考文献:
［1］ Larwood L，Whittaker W． Managerial Myopia: Self － serving Bi-
ases in Organizational Planning［J］． Journal of Applied Psycho
logy，1977，62: 194 － 198．
［2］ Adams R B，Ferreria D A． Theory of Friendly Boards［J］． The
Journal of Finance，2007，62( 1) : 217 － 250．
［3］ Tian J J，Lau C M． Board Composition，Leadership Structure
and Performance in Chinese Shareholding Companies［J］． Asia
Pacific Journal of Management，2001，18( 2) : 245 － 263．
［4］ 饶育蕾，王建新． CEO过度自信、董事会结构与公司业绩的实
证研究［J］．管理科学，2010( 10) : 2 － 13．
［5］ Roll R． The Hubris Hypothesis of Corporate Takeovers［J］． Jour-
nal of Business，1986，59( 2) : 197 － 216．
［6］ Malmendier U，Tate G． CEO Overconfidence and Corporate In-
vestment［J］． Journal of Finance，2005，60( 6) : 2661 － 2700．
［7］ 余明桂，夏新平，邹振松．管理者过度自信与企业激进负债行
为［J］．管理世界，2006( 8) : 104 － 112．
［8］ 姜付秀，张敏，陆正飞，等．管理者过度自信、企业扩张与财务
困境［J］．经济研究，2009( 1) : 131 － 143．
［9］ Hayward L A M，Donald C H． Explaining the Premiums Paid for
Large Acquisitions: Evidence of CEO Hubris［J］． Administrative
Science Quarterly，1997，42( 1) : 103 － 127．
［10］Lin Y，Hu S，Chen M． Managerial Optimism and Corporate In-
vestment: Some Empirical Evidence from Taiwan［J］． Pacific －
Basin Finance Journal，2005，13( 5) : 523 － 546．
［11］ 徐莉萍，辛宇，陈工孟．股权集中度和股权制衡及其对公司经
营绩效的影响［J］．经济研究，2006( 1) : 90 － 100．
Managerial Overconfidence and Firm Performance
YANG Yang1，MA Yuan-ju2，ZHU Xiao-ping1
( 1． School of Business，Renmin University of China，Beijing 100872，China;
2． School of Accounting，Capital University of Economics and Business，Beijing 100070，China)
Abstract: The study of psychology and behavioral economics indicates that people’s decisions are always affected by
mind and emotion． Managerial overconfidence is a kind of irrational behavior when managers show extraordinary confi-
dence over their companies． Is there anything good related to managerial overconfidence? The paper analyzes listed com-
panies which disclosed performance forecasts from 2005 to 2009 in Shanghai Stock Market and Shenzhen Stock Market，
and thinks that there exists managerial overconfidence when there is a deviation between the forecast and the fact in the
company． The study shows that there is a positive correlation between firm performance and“irrational”managerial over-
confidence． The companies in which there exists managerial overconfidence can have a performance improvement of
2． 8% compared with other companies，and the performance improvement is more obvious in state-owned enterprises．
Key words: managerial overconfidence; firm performance; state-owned enterprise
( 责任编辑 朱慧娟)
·53·第 6 期 杨 扬，等:管理者过度自信与企业绩效
