董事网络能够治理管理者过度自信吗？——基于企业非效率投资的视角

(浙江工商大学 工商管理学院，浙江杭州 310018)

一、引言

在现代企业所有权与经营权分离的制度设计下，人们大多只关注管理者自利导致的种种代理问题。但大量的研究证明，管理者不仅是“自利”的，还可能是“过度自信”的，管理者过度自信同样会带来非效率投资、盲目并购、盈余管理等一系列问题[1]。过度自信是指人们普遍存在的认知偏差[2]，管理者由于其工作和经验等原因比一般人更容易产生过度自信心理，对企业经营决策产生重要影响。那么，过度自信是稳定且不可治理的吗？沈卓卿等(2009)[3]研究指出，过度自信并非一项稳定的人格特质，其产生会受到情景的影响。以往研究侧重分析管理者过度自信的不良后果，而鲜有研究关注过度自信产生的原因和可能存在“药方”。结合社会网络和认知心理学相关研究，本文发现公司间的董事网络可能会对管理者过度自信产生治理作用：一方面董事连锁任职在企业中已经十分普遍[4]，由此形成的连锁董事网络在企业间遍布广泛且数量庞大，这成为董事网络可以作为公司治理机制的基础；另一方面，董事网络能够给网络中的个体带来大量的异质性信息和资源[5-6]，这些信息和资源成为纠正管理者认知偏差、抑制管理者过度自信的重要因素。那么，董事网络对管理者过度自信是否有治理作用？通过何种途径发挥作用？在国有企业经营管理受政府干预较大的背景下，董事网络治理作用的发挥是否会受到影响？

本文以我国A股上市公司2007-2014年的数据为样本，从企业非效率投资角度出发，实证检验了董事网络对管理者过度自信的治理效果以及作用路径。本文的贡献和意义在于：结合社会网络理论和认知理论，理论分析并实证检验了董事网络对管理者过度自信的治理效果和作用机制，丰富了抑制管理者过度自信机制研究的相关文献，促进了学科间的交叉融合；在此基础上，从董事会层面和连锁董事个体层面剖析了董事网络治理管理者过度自信的作用路径，进一步揭开了董事网络治理的黑箱，具有重要的理论研究价值。与此同时，本文研究结果证实了董事网络能够有效治理管理者过度自信带来的非效率投资问题，帮助企业找到了抑制管理者过度自信问题的方法，对于企业完善董事网络治理机制、提升投资效率具有重要的现实指导意义。

二、文献回顾、理论分析和研究假设

(一)管理者过度自信与公司治理

管理者过度自信会对企业投融资决策、股利政策、盈余管理等造成影响，其中管理者过度自信对投资效率的影响受到学者们广泛的关注和探讨。Graham等(2013)[7]的研究表明，对于同一国家、同一行业、相同规模的企业，管理者的不同心里特质会导致截然不同的投资经营决策。过度自信作为人们普遍存在的心理特质，对管理者的投资决策有着重要影响。过度自信的CEO倾向于高估投资项目未来现金流，低估项目风险，过分相信自己对企业业绩的控制能力，造成非效率投资。Heaton(2002)[8]首次利用理论模型证实了管理者过度自信对投资效率的影响：由于认知偏差导致的管理者过度自信会使项目的NPV(净现法)发生向上偏移，从而导致在企业具备大量的现金流时会盲目投资NPV为负的项目，造成投资过度；在企业现金流不足时，则会认为企业的证券价值被低估，从而放弃NPV为正的项目，导致投资不足。无论投资不足还是投资过度，都会造成投资效率下降，即皆为非效率投资。后续的学者虽然利用不同的模型和方法对此问题进行验证，但得出的结论基本相同：过度自信会导致非效率投资[9-13]。

虽然学者们对管理者过度自信带来的后果已经进行了大量的研究，但何种机制能够有效治理管理者过度自信的相关研究还略显不足。有些学者对此做了尝试性的研究，如Brown和Sarma(2007)[14]研究发现董事会中独立董事人数的增加可以抑制管理者过度自信导致的并购决策失误；我国学者李佳(2016)[15]研究发现股权集中度的提高有利于减弱过度自信驱使的低效率投资等，但这些研究并没有从管理者产生过度自信的根源入手去解释这些因素是如何抑制管理者过度自信以及通过何种路径发挥作用的。基于社会网络理论，从管理者认知偏差导致过度自信入手，笔者认为企业间普遍存在的董事网络能够有效地治理管理者过度自信以及其带来的不良后果。因此，本文以企业非效率投资为切入点，理论分析并实证检验董事网络对管理者过度自信的治理效果和作用路径，弥补了相关领域的研究不足。

(二)董事网络治理：事前抑制与事后补偿

认知心理学认为，人们之所以会产生过度自信心理，源于认知偏差[2]。这种认知偏差对投资效率的影响主要来自两方面：一方面，在做决策之前，认知偏差导致CEO可能会高估项目未来收益，低估项目可能存在的风险，造成投资过度；另一方面，CEO在做决策时可能高估了自己获取资源的能力，在做出决策之后没有足够资源对项目进行支持，造成投资不足。因此，董事网络对管理者过度自信造成的非效率投资的治理作用体现在两个方面：一是在投资决策作出之前对CEO认知偏差进行抑制；二是在投资决策作出之后在项目实施过程中进行事后补偿。

1.事前抑制机制

董事网络对过度自信管理者非效率投资的事前抑制作用，主要通过降低市场信息不对称性、帮助管理者纠正认知偏差来实现。研究表明，社会网络是一种重要的信息传导路径，信息可以通过网络加速传导，从而降低管理者信息搜寻的成本[5]。管理者决策需要以及时、准确的信息为基础，如果缺乏有效的信息，管理者极有可能会形成认知偏差，从而产生过度自信心理。管理者对信息的获取一般来自于企业内部员工以及社交网络，但对于拥有连锁董事在本企业任职的管理者来说，来自于董事网络的信息正成为管理者获取大量稀缺信息的重要渠道。

企业间可以通过多种方式形成关系网络，比如交叉持股、连锁董事、高管兼任等，其中连锁董事网络是形成社会网络的主要形式，也是管理者获取外部异质性信息和稀缺信息的重要渠道。由于董事网络中的独立董事往往同时在多家企业任职，因此网络中的独立董事能够比企业内部的管理者更加及时和准确地了解市场中的关键信息，这些信息能够帮助管理者降低市场信息不对称程度，纠正管理者认知偏差，抑制管理者过度自信，降低管理者做出非效率投资决策的几率。Cai和Sevilir(2012)[16]发现董事网络可以降低收购方和目标方的信息不对称程度，拥有董事会连带的公司间的收购兼并交易产生了更好的并购收益，这证明了董事网络在降低市场信息不对称方面的重要作用。与此同时，网络中的连锁董事同时任职的多家企业在业务上往往具有相似性和可比性，例如机械工程专业的连锁董事可能同时在多家汽车行业公司任职，这意味着董事网络提供的信息往往具有可参考性和针对性，董事网络中其他企业的投资经验能为本企业的管理者提供前车之鉴，这也能够事前抑制管理者由于认知偏差做出非效率投资决策。综上所述，董事网络可以通过事前抑制机制削弱管理者过度自信带来的非效率投资决策。

2.事后补偿机制

董事网络对过度自信管理者非效率投资的事后补偿机制，主要通过为管理者投资决策提供资源支持来发挥作用。董事网络之所以重要，在于镶嵌于网络中的各种社会资本，从而能让企业获取有利的各种资源。正如Farina(2009)[6]提出，公司间的外部联系如连锁董事可以为公司获取关键性资源。董事网络能够为管理者投资决策提供必要的资源如资金、技术支持等，且越处于网络中心的企业能够获得的资源越多。陈运森和谢德仁(2011)[17]的研究发现，网络中心度越高，企业能够获取的信息与资源越多，投资效率越高。过度自信的管理者在做出决策之后，在项目实施遇到困难时，网络中的其他成员能够为其提供必要的资源与技术支持，帮助项目度过难关，提高项目成功率。有些资源是投资决策成败的关键，例如董事会中拥有政治背景的董事往往能够为企业提供这种关键性资源。因此，董事网络能够通过事后补偿机制有效弥补管理者过度自信所带来的决策偏差。基于以上分析，本文提出以下假设。

H1董事网络会减弱管理者过度自信与非效率投资的正相关关系，具有治理效应。

(三)产权性质对董事网络治理效果的影响

本文试图探讨在国有企业和非国有企业中，董事网络的这种治理效应是否存在差别。与非国有企业相比，国有企业选聘董事往往带有行政色彩，这会削弱董事网络的治理效果。与此同时，国有企业管理者在制定投资决策时，不仅会受到个人心理特质的影响，同时还会受到来自政府的约束。很多研究发现，为了完成特定的政策目标，政府经常会干预国有企业管理者的投资决策[18-20]。因此，政府的干预一定程度上会影响国有企业中董事网络治理作用的发挥。此外，国有企业比非国有企业受到更多的政府支持，比如在行业准入门槛、融资等方面，这意味着国有企业管理者获取的信息和资源更多地来自于政府而非市场，这将导致董事网络的效用降低。相比于国有企业，非国有企业董事选聘主要通过市场化流程进行，受到的政府干预较小，董事网络是管理者获取市场信息和资源的重要渠道，其所带来的信息和资源会被管理者充分考虑，从而减少因管理者过度自信所带来的非效率投资。因此在非国有企业中，董事网络的治理效应更为显著。因此，本文提出以下假设。

H2相比于国有企业，非国有企业中董事网络的治理效应更显著。

三、研究设计

(一)样本选取

本文以2007-2014年度我国A股上市公司为样本。为了保证数据的有效性，剔除了部分公司样本：(1)财务数据异常的ST、*ST公司；(2)本文过度自信的度量需要用到财务预测指标，因此剔除了没有披露财务预测数据的公司；(3)金融类上市公司。经过整理，最终得到2 712个公司年度观测值。本文董事兼职信息以及其他公司治理数据来自于国泰安数据库中上市公司公开披露的数据，盈利预测数据来自于RESSET数据库，一部分数据库中缺失数据通过企业公开披露的年报中手工搜集得到。

(二)研究模型和变量选择

根据本文的研究内容和假设，设定以下研究模型

模型1Invit=γ0+β1OCi,t-1+∑βjControli,t-1+∑Industry+∑Year+εi,t-1

模型2Invit=γ0+β1OCi,t-1+β2Ceni,t-1+β3OC*Ceni,t-1+∑βjControli,t-1+∑Industry+∑Year+εi,t-1

模型3Invit=γ0+β1OCi,t-1+β2Ceni,t-1+β3OC*Cen*Soei,t-1+∑βjControli,t-1+∑Soe+∑Industry+∑Year+εi,t-1

模型1、2、3中，OC为解释变量过度自信，包含两个指标OC_P和OC_S。Inv为被解释变量非效率投资水平，Cen为调节变量董事网络中心度，ε为模型的残差，其他变量为控制变量。为了尽可能消除本期的影响，对自变量进行了滞后一期的处理。与此同时，为了消除异常值对回归结果的影响，对所有连续变量进行了上下1%的缩尾处理。

模型1主要检验管理者过度自信是否会加剧企业非效率投资水平，模型2在模型1的基础上加入董事网络中心度Cen以及管理者过度自信与董事网络中心度的交互项OC*Cen，用来检验董事网络是否会对管理者过度自信带来的非效率投资起到治理作用；模型3在模型2基础上进一步检验产权性质对董事网络治理效果的影响，具体的，本文采用分组回归的方式对这种影响进行检验。主要变量解释如表1所示。

表1主要变量定义

变量符号变量定义非效率投资Inv采用Richardson模型中|ε|的值来测度,值越大代表非效率投资水平越高解释变量OC_P采用盈利预测方法测度,如果OC_P=1则表示高管过度自信OC_S采用持股变化法测度,如果OC_S=1则表示高管过度自信调节变量Cen董事网络中心度,测度方法见上文控制变量Indr独立董事比例,计算公式为独立董事数量/董事总数Mshare管理层持股,年度内管理层持有的本公司股票份额Duality两职合一,董事长和总经理为同一人,则该值为1,否则为0Pay管理者薪酬水平,用高管前三名的薪酬总额代替Cash现金流水平,通过"年度内现金流净额/总资产"计算得来Growth净利润增长率Adm管理费用/营业收入Asset公司总资产的自然对数Industry企业所处的行业,并生成虚拟变量Year年度虚拟变量

1.非效率投资的度量

本文参考Richardson(2006)[21]的方法来测度非效率投资，具体如下

Investit=γ0+γ1Sizei,t-1+γ2Agei,t-1+γ3Groi,t-1+γ4Cashi,t-1+γ5Levi,t-1+γ6Ri,t-1+γ7Invi,t-1+∑year+∑Industry+ε

Invit值由现金流量表中的数据计算得到，分别将购置固定资产、无形资产和其他长期资产支出，对子公司净支出，对其他单位净支出累加起来，除以总资产平均值，衡量i公司在t期的投资支出；Sizei,t-1用总资产平均值的自然对数，衡量i公司在t-1期的规模；Agei,t-1用当前年度减去公司的上市年度加上1的自然对数，衡量i公司在t-1年的上市年龄；Groi,t-1用主营业务收入增长率，衡量i公司在t-1期的成长水平；Cashi,t-1从现金流量表中获取现金及其等价物余额，用此数据除以总资产平均值，表示在t-1期的i公司的现金比；Levi,t-1用公司总负债与总资产之比，衡量i公司在t-1期负债率；Ri,t-1表示为i公司在t-1期的股票收益率；此外，还需综合考虑年度(Year)和行业(Industry)因素，进行分行业和分年度进行回归。如果|ε|大于0，表示非效率投资。本文用|ε|的值测度Invit，值越大，代表非效率投资水平越高。

2.过度自信的度量

为了增加论证的可信度以及减少变量内生性问题，本文采用两种方式对管理者过度自信进行度量。

首先借鉴姜付秀(2009)[22]的方法，采用乐观盈利预测来测度管理者的过度自信。利用2007-2014年披露了盈利预测的上市公司数据，把满足以下四中情形之一的定义为过度自信：(1)预增，实际利润增长少于50%；(2)略增，实际利润增长小于零；(3)续赢或扭亏，实际亏损；(4)略减，实际亏损大于50%。每季度披露的盈利预测中，至少一次是乐观预测，则定义该公司的管理者存在过度自信，即OC_P=1。如果预测信息披露的时间在报告期结束的前三周内，则定义为盈利预告而非盈利预测，从样本中剔除。

其次，利用持股变化法测量管理者过度自信。由于CEO在管理层中的特殊地位和影响，本文借鉴了饶育蕾和王建新(2010)[23]的测度方法，通过CEO持股变化作为管理者过度自信的替代变量。具体的，如果本公司股价增长幅度小于市场综合股价增长幅度，而CEO仍然增持或者未减持本公司股票，则代表管理者存在过度自信心理，OC_S赋值为1，否则为0。

3.董事网络的度量

中心度分析是社会网络分析中常用的方法，考虑到实际研究需要，本文最终采用程度中心度(Cen)指标对董事网络进行测度，公式为Cen=∑jxij/(n-1)。其中，i代表某个董事；j代表当年除了i之外的其他董事；xij代表一个关系连结，如果董事i和董事j至少在一个公司董事会共事则取值为1，否则为0。同时为了消除不同年份网络规模不同的影响，用(n-1)来消除规模差异。借鉴陈运森和谢德仁(2011)[17]的方法，利用社会网络分析软件Ucinet，首先构建了A股上市公司“董事-董事”的网络矩阵，然后取公司中所有董事网络中心度的中位数作为公司层面的董事网络中心度。

4.控制变量

参考前人的研究，控制变量选取了管理层持股(Mshare)、现金流水平(Cash)、企业规模(Asset)、利润增长率(Growth)、管理者薪酬水平(Pay)、独立董事比例(Indr)、两职合一(Duality)、企业性质(Soe)以及行业虚拟变量(Industry)和年度虚拟变量(Year)。

四、实证结果与分析

(一)变量描述性统计

本文对主要变量进行了描述性统计，统计结果如表2所示。非效率投资(Inv)的均值为0.626，标准差达到了0.850，这说明样本企业间非效率投资水平存在较大差异；采用业绩预测法测度的管理者过度自信(OC_P)的均值为0.181，这说明样本企业中18.1%的管理者存在过度自信心理，采用持股变化法测度的过度自信(OC_S)的均值为0.127，与OC_P的值存在一点差异，这可能是由于我国管理层持股水平仍然较低所致，但对检验结果稳健性没有太大影响；董事网络中心度(Cen)的均值为0.174，最小值为0，最大值达到了1.016，这说明样本公司间董事网络存在一定的差异；在独立董事比例(Indr)方面，样本企业间无太大差别，基本都达到证监会的1/3比例要求；样本企业中31.9%的企业存在董事长和CEO两职合一现象；管理者薪酬(Pay)方面样本企业间存在较大差异，标准差达到了2.869。其他指标都在合理范围内。

表2主要变量描述性统计结果

变量平均值标准差最小值p25中位数p75最大值Inv0.6260.85000.1510.3870.6675.275OC_P0.1810.38500001OC_S0.1270.33300001Cen0.1740.17500.0570.1240.2271.016Soe0.1990.39900001Indr0.3720.0510.3330.3330.3330.4290.571Mshare2.7330.2721.4332.6342.8652.9103.066Duality0.3190.46600011Pay13.332.869013.42013.91014.33015.610Cash-0.1180.318-1.437-0.247-0.06901.171Growth0.2889.097-41.600-0.781-0.0410.81355.750Adm0.1150.11500.0560.0880.1320.832Asset21.3301.01318.75020.69021.25021.84024.550

注：描述性统计样本观测值为2 712。

(二)回归结果与分析

本文利用统计软件STATA 14.0对样本进行统计分析。

表3为管理者过度自信与非效率投资关系以及董事网络调节效应的回归结果。在模型1中，OC_P的系数为0.169且通过了1%水平上的显著性检验，模型3中OC_S的系数为0.142，同样通过了1%水平上的显著性检验。模型1和模型3的回归结果表明，管理者过度自信加剧了企业非效率投资水平，与前人的研究结论一致。其次，本文检验了董事网络对管理者过度自信造成的非效率投资的治理效应。借鉴温忠麟等(2005)[24]提出的调节效应检验方法，在模型2和模型4分别加入了调节变量Cen与自变量OC的交互项OC_P*Cen、OC_S*Cen，以此来测度董事网络是否对管理者过度自信与非效率投资的关系产生影响。模型2中和模型4中，OC_P*Cen与OC_S*Cen的系数分别为-0.287和-0.476且均通过了5%水平上的显著性检验，这说明随着董事网络中心度的提高，管理者过度自信对非效率投资的影响减小。如前文所述，在管理者做出决策前，董事网络中的大量异质性和稀缺信息能够帮助管理者纠正认知偏差，抑制管理者过度自信心理，从而避免管理者盲目做出投资决策；在管理者做出投资决策后，董事网络能够通过资源输送进行支持，防止产生投资不足。因此，假设1得到了很好的支持。

此外，模型2中董事网络(Cen)的系数为-0.114且通过了5%水平上的显著性检验，这说明董事网络的存在会减弱企业的非效率投资水平；独立董事比例(Indr)的系数不显著，说明单纯依靠提高独立董事比例并不能抑制管理者过度自信带来的非效率投资水平，还需要提高独立董事的质量，多引进具有良好声誉和拥有社会资源的独立董事；管理者持股比例与非效率投资水平显著正相关，这可能是股权激励导致了管理者产生过度自信心理从而造成非效率投资所致；两职合一(Duality)虽然与非效率投资正相关但没有通过5%水平上的显著性检验，这说明两职合一并非是造成管理者非效率投资的关键因素；管理者薪酬(Pay)与非效率投资显著负相关，这可能是因为在薪酬与绩效挂钩的制度倾向下，管理者为了提高自己的薪酬水平会努力提高投资水平。

表3 过度自信与非效率投资关系以及董事网络调节效应的回归结果

注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著，括号内为相应的t值，下同。

表4产权性质对董事网络治理效果影响的回归结果

变量/模型Soe=0Soe=1模型1模型2模型3模型4截距2.189***(3.57)2.241***(3.60)-2.130**(-2.42)-2.178**(-2.31)OC_P0.184***(2.98)—0.341***(2.66)—OC_P*Cen-0.653**(-2.07)—-0.634(-1.56)—OC_S—0.162***(2.90)—0.140*(1.77)OC_S*Cen—-0.693**(-2.01)—-0.102(-1.57)Cen-0.151**(-2.31)-0.005*(-1.82)-0.015(-1.53)-0.001(-1.51)Indr-0.417(-1.60)-0.419(-1.59)-1.188(-41)-1.222(-1.50)Mshare0.096(1.58)0.094(1.51)0.330**(2.20)0.350**(2.27)Duality0.061*(1.83)0.060*(1.85)0.116(1.61)0.097(0.57)Pay-0.105***(-2.91)-0.105***(-2.92)0.002(1.59)0.010(1.65)Cash0.144**(2.17)0.147**(2.22)0.021(1.48)0.033(1.50)Growth0.003(1.60)0.003(1.60)0.001(0.47)0.001(1.40)Adm0.027(1.58)0.024(1.56)0.527(1.47)0.482(1.40)Asset-0.010(-1.50)-0.010(-1.51)0.102**(2.23)0.100**(2.20)年度/行业控制控制控制控制调整R20.1620.1540.0900.151样本量2 2562 256456456

表4为不同产权性质下董事网络治理效果的回归结果。本文对样本进行了分组检验，其中模型1和模型2为非国有企业样本回归结果，模型3和模型4为国有企业样本回归结果。在模型1和模型2中，指标OC_P*Cen、OC_S*Cen的系数依然显著为负，说明在非国有企业中董事网络对管理者过度自信带来的非效率投资依然具有显著的治理作用；在模型3与模型4中，OC_P*Cen、OC_S*Cen的系数均不显著，这说明在国有企业中董事网络并没有对管理者过度自信与非效率投资的关系起到调节作用，治理效应不显著。如前文所述，国有企业的经营管理受政府干预较大，如董事任命、项目决策、绩效考核等都受到政府的限制，董事网络难以发挥其有效的治理作用；相反，在非国有企业中，企业经营受政府干预较小，企业可以根据实际情况聘请所需的连锁董事，并通过董事网络将外部的信息和资源输送到企业内部，充分发挥董事网络的治理作用。因此，假设2得证。

值得注意的是，在对样本进行分组回归后，管理层持股水平(Mshare)、薪酬水平(Pay)以及现金流(Cash)的系数和显著性在两组样本中产生了差异。在国有企业中，管理者持股比例系数显著为正，而在非国有企业中该系数不显著，这说明在国有企业中管理者持股比例越大投资效率越低，而在非国有企业中则不存在这种关系。一种可能的解释是，在非国有企业中，股权激励能够很好地发挥作用，管理者为了自身和企业长远的利益会倾向于努力提高投资效率，而国有企业中股权激励并没有发挥很好的效果，反而激发了管理者的过度自信心理，降低了投资效率。在非国有企业样本中，管理者薪酬水平(Pay)的系数为显著为负，而在国有企业中该指标不显著，这说明在非国有企业中薪酬激励能够促使管理者提高投资效率，而在国有企业中由于限薪政策以及绩效考核特殊性等原因，薪酬激励并没有带来投资效率的提升。

(三)稳健性检验

1.变量度量的稳健性检验

第一，对管理者过度自信的度量。上文中对管理者过度自信的度量采用了业绩预测法和股权变动法两种方法，且回归结果一致，这初步证明本文检验结果具有稳健性。第二，对投资效率的度量。获得投资收益是上市公司进行投资的主要目的，因此 借鉴李笑雪(2010)[25]的测量方法， 利用投资报酬率与资本成本的比值来对投资效率进行测度，回归结果与前文基本一致。第三，对董事网络的测量。网络中心度的测量除了程度中心度还包括中介中心度、接近中心度以及结构洞等。鉴于本文的研究内容， 将中介中心度以及结构洞作为程度中心度的替代变量进行回归检验，回归结果与前文一致。

2.关于内生性的稳健性检验

本文所研究的主要变量为管理者过度自信、非效率投资以及董事网络，这些变量可能会共同受到某些公司特征以及其他变量的影响，从而造成内生性问题。在变量度量的稳健性检验中， 已经对文中主要变量进行了替代，以此来降低不同变量同时受到某些因素影响从而产生内生性问题的可能性。

为了进一步减少变量间的内生性问题，本文利用两阶段回归法进行稳健性检验。管理者个人经验和特质会影响其过度自信心理， 选取管理团队平均学历以及拥有高级职称数量两个变量作为工具变量，进行二阶段回归检验。检验结果显示，在第一阶段回归中，管理者过度自信与平均学历以及拥有高级职称数量显著正相关，这意味着学历高和拥有高级职称的管理者倾向于过度自信。利用第一阶段回归得到的管理者过度自信估计值(Overcon_E)进行第二阶段的回归，结果与上文基本一致，这说明本文检验结果具有稳健性。限于篇幅，本文所有稳健性检验未予列示。

(四)进一步研究：董事网络治理的作用路径

上文检验了董事网络对管理者过度自信带来的非效率投资的治理效果，但董事网络中的信息和资源是如何传递到管理者手中的？为了进一步揭开董事网络治理的黑箱， 本文选取了董事会会议次数(MNum)以及连锁董事出席董事会会议次数(ANum)指标，从董事会和连锁董事个体两个层面进一步分析董事网络治理管理者过度自信的作用路径。

董事会会议次数是正式制度约束下董事履职强度的体现，反映了董事之间信息交换的频率。董事会会议次数越多，则连锁董事与企业内部管理者交流的机会越多，董事网络中的稀缺信息和资源传递到管理者手中的几率越大。董事会会议为连锁董事将外部信息和资源传递到管理者手中提供了途径，但如果连锁董事缺席董事会会议，则董事网络便失去了治理作用的直接载体。因此，连锁董事出席董事会会议对董事网络治理效用的发挥也起到至关重要的作用。为了进一步揭开董事网络治理的黑箱，本文检验了董事会会议次数(MNum)以及连锁董事出席会议次数(ANum)对董事网络治理效果的影响。构建了管理者过度自信(OC)、董事网络中心度(Cen)以及董事会会议次数(MNum)三者的交互项OC_P*Cen*MNum加入到模型1与模型3中，构建管理者过度自信(OC)、董事网络中心度(Cen)以及连锁董事出席董事会会议次数(ANum)三者的交互项OC_P*Cen*ANum加入到模型2与模型4中，以此来分别检验董事会会议次数以及连锁董事出席会议次数对董事网络治理效果的影响。模型1和模型3中，OC_P*Cen*MNum和OC_S*Cen*MNum的系数显著为正，这说明随着董事会会议召开次数的增多，董事网络的治理效果增强；模型2与模型4中，OC_P*Cen*ANum和OC_S*Cen*ANum的系数同样显著为正，这说明连锁董事越勤勉，出席董事会会议次数越多，董事网络的治理效果越强。

以上研究结果表明，董事会会议以及连锁董事出席董事会会议是董事网络发挥治理作用的重要路径，企业只有合理设计董事会会议制度以及规范连锁董事履职行为，才能充分发挥董事网络的治理作用，提高企业经营效率。

表5董事会会议以及连锁董事出席会议对董事网络治理效果的影响

变量模型1模型2模型3模型4截距1.102**(2.03)1.096**(2.02)1.093**(2.27)1.083**(2.25)OC_P0.156***(2.81)0.153***(2.79)——OC_P*Cen-0.287**(-2.19)-0.282**(-2.13)——OC_P* Cen*MNum0.024**(2.30)———OC_P* Cen*ANum—0.005**(2.28)——OC_S——0.118***(3.67)0.112***(3.61)OC_S*Cen——-0.485*(-1.81)-0.461*(-1.74)OC_S* Cen*MNum——0.016**(2.18)—OC_S* Cen*ANum———0.008**(2.13)控制变量控制———年度/行业控制———调整R20.1520.2010.1360.182样本量2 7122 7122 7122 712

五、研究结论与启示

(一)主要研究结论

本文采用我国A股上市公司2007-2014年间的数据，基于企业非效率投资视角，理论分析并实证检验了董事网络对管理者过度自信的治理作用。研究结果表明，随着董事网络中心度的提高，管理者过度自信与非效率投资的关系显著减弱，这说明董事网络削弱了管理者过度自信对非效率投资的影响，具有治理效应；相比于国有企业，董事网络在非国有企业中的治理作用更显著；进一步地，董事会会议次数越多，连锁董事出席董事会会议次数越多，董事网络的治理效果越好。本文研究结果表明，董事网络是治理管理者过度自信的有效“药方”，能够帮助企业削弱管理者过度自信带来的非效率投资，研究结论具有重要的实践意义。与此同时，本文从董事会层面和连锁董事个体层面剖析了董事网络的治理路径，揭开了董事网络治理的黑箱，弥补了相关领域的研究不足，具有重要的理论意义。

(二)研究启示

在企业间董事网络普遍存在且日益成为重要公司治理机制的背景下，本文揭示了董事网络治理管理者过度自信的效果和作用路径，对于企业完善董事网络治理机制、提高投资效率具有重要启示。

(1)充分发挥董事网络治理作用，提高投资决策水平。企业间通过连锁董事形成了一张巨大的“网”，网络中每个个体都会受到网络中其他个体的影响，信息和资源通过网络可以在企业间快速的流动，实现资源的再分配。以往企业对于董事的任命往往为了满足政策要求，如证监会对独立董事比例不得小于1/3的要求，而忽略了董事可能带来的外部信息和资源。因此，企业对董事尤其是独立董事的选聘应该根据企业实际需求进行，引入拥有大量社会资本以及具有较高声誉的连锁董事进入董事会，充分发挥其链接外部董事网络和企业内部管理者的纽带作用，为管理者提供稀缺信息和资源，抑制管理者过度自信心理，帮助管理者提高投资决策水平。具体到国有企业，董事尤其是独立董事的选聘应该尽量减少行政干预，尽可能通过市场化途径选聘高质量的董事，提高国有企业投资决策效率。

(2)优化董事会会议制度，提高连锁董事履职效果。董事会会议经常被人诟病，原因在于很多董事会会议往往是企业经营不善的事后补救措施，没有起到完善经营决策的事前控制作用。但不可否认，董事会会议为连锁董事尤其是独立董事提供了为数不多的和管理者交流的机会，这能够帮助管理者及时获取外部信息和资源，提升董事网络的治理效果。因此，企业需要优化董事会会议制度，构建较完善的董事会会议运作、决策和反馈机制。企业重大决策要经过董事会反复开会讨论，不要拘泥于会议形式和次数，提高投资决策质量。与此同时，要规范连锁董事的履职行为，建立健全董事会问责制度，对于经常缺席董事会会议的连锁董事要予以通报，施加解雇压力和市场声誉压力，提高连锁董事履职效果，提高企业投资决策水平。