CEO過度自信對薪酬的影響研究

鄧偉 賀彬煒

摘 ? 要：CEO過度自信是影響其自身薪酬的重要因素。本文以2008—2018年A股上市公司CEO的薪酬情況為研究樣本，實(shí)證檢驗了在中國情境下CEO過度自信對薪酬水平和薪酬結(jié)構(gòu)的影響。研究發(fā)現(xiàn)：過度自信的CEO比非過度自信的CEO擁有更高的總薪酬和股權(quán)激勵強(qiáng)度以及更低的現(xiàn)金薪酬比例;同時，相比非國有企業(yè)，國有企業(yè)中CEO過度自信對薪酬的影響更為顯著。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)：企業(yè)面臨的風(fēng)險大小和創(chuàng)新程度會強(qiáng)化過度自信與CEO薪酬之間的關(guān)聯(lián)關(guān)系。

關(guān)鍵詞：過度自信;薪酬水平;薪酬結(jié)構(gòu)

中圖分類號：F830 ?文獻(xiàn)標(biāo)識碼：B ?文章編號：1674-2265（2020）02-0020-12

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2020.02.003

一、引言

在傳統(tǒng)的西方經(jīng)濟(jì)理論中，有一個最基本的假設(shè)和前提，即“經(jīng)濟(jì)人”的假設(shè)。這一假定認(rèn)為市場活動中的參與者具有完全的理性。但同時人們也認(rèn)識到，經(jīng)濟(jì)行為中的參與者并非總是理性的，他們的行為決策中往往還夾雜著其他更加情緒化的成分，例如過度自信。過度自信是指人們過高地估計自己判斷的精確度（李紓，2016）。反映在公司金融領(lǐng)域，就是人們對公司未來的發(fā)展前景過于樂觀，對自己能力水平的高估。亞當(dāng)·斯密就曾在他的《國富論》中指出，人們總是高估贏的機(jī)會而低估損失的機(jī)會。

一方面，過度自信一直是學(xué)術(shù)界討論的熱點(diǎn)話題之一。心理學(xué)和公司金融領(lǐng)域的研究發(fā)現(xiàn)，決策者的過度自信可能會導(dǎo)致創(chuàng)業(yè)失敗、股市泡沫、金融危機(jī)和戰(zhàn)爭等（Ho等，2016;Johnson等，2011;Navis和Ozbek，2016;葉婉敏等，2018），這表明過度自信可能給決策的執(zhí)行帶來難以預(yù)估的損失。另一方面，管理者的薪酬也是公司金融研究的一個重要方向。根據(jù)委托代理理論，企業(yè)的所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)相分離，所有者即委托人保留剩余索取權(quán)，而將經(jīng)營權(quán)讓渡給代理人。但由于信息的不對稱性，相對委托人來說，代理人可能會擁有更多的信息，從而產(chǎn)生了委托代理問題。而設(shè)計合理的代理人薪酬合同是緩解委托—代理問題的重要方式之一。因此，針對管理者薪酬的研究具有十分重要的現(xiàn)實(shí)意義。

目前，國內(nèi)針對過度自信和管理者薪酬的研究已經(jīng)取得了大量的成果。例如，有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，管理者過度自信與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平呈正相關(guān)關(guān)系（余明貴等，2013）;此外，還有研究表明，企業(yè)環(huán)境績效顯著弱化了國有企業(yè)高管薪酬業(yè)績敏感性（張正勇和李玉，2018）。但是，針對管理者過度自信與薪酬之間關(guān)系的研究卻相對較少。因此，本文針對管理者過度自信對其薪酬可能產(chǎn)生的影響展開研究。

本文關(guān)注管理者過度自信對薪酬的影響，同時考慮到CEO在企業(yè)決策過程中起到的決定性作用，因此著重考察CEO的過度自信與薪酬水平和薪酬結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系。相對于非過度自信的CEO來說，過度自信的CEO高估了外部噪音信號的質(zhì)量，高估了自己的個人能力，低估了企業(yè)未來所面臨的風(fēng)險。因此，過度自信的CEO對企業(yè)未來的狀況存在一定的認(rèn)知偏差，而管理者過度自信的認(rèn)知偏差是其薪酬契約設(shè)計的重要影響因素（Keiber，2005），從而CEO的過度自信情緒必然會對其薪酬產(chǎn)生一定的影響。

本文的研究結(jié)果表明，過度自信的CEO相對于非過度自信的CEO來說，擁有更高的總薪酬水平和更高的股權(quán)激勵強(qiáng)度。從我國A股上市公司的所有制背景角度來說，針對獨(dú)特的體制安排，本文又分別討論了過度自信的CEO在國有企業(yè)與非國有企業(yè)中的薪酬水平和薪酬結(jié)構(gòu)差異。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，相對于非國有企業(yè)來說，國有企業(yè)中CEO過度自信對其薪酬水平和股權(quán)激勵強(qiáng)度的正向影響更大一些。另外，本文又對可能影響CEO薪酬的其他因素進(jìn)行了考察，以期研究這些因素對過度自信CEO薪酬的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

本文的創(chuàng)新點(diǎn)如下：首先，目前雖然國內(nèi)已經(jīng)有一部分學(xué)者進(jìn)行了過度自信與薪酬水平之間關(guān)系的研究，但這些研究僅簡單停留在過度自信對薪酬水平的影響上，并未對CEO薪酬進(jìn)行分解，從而深入探究過度自信對薪酬結(jié)構(gòu)的影響。本文則在對薪酬水平研究的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步分析了過度自信對CEO薪酬的各個組成部分的影響。其次，此前有極少數(shù)學(xué)者意識到了CEO薪酬結(jié)構(gòu)的不同組成部分在過度自信的影響上會呈現(xiàn)出不同的變動特征，但其研究缺乏穩(wěn)健性。本文則在此基礎(chǔ)上使用傾向得分匹配法消除了內(nèi)生性問題，使研究結(jié)果更加穩(wěn)健。最后，本文進(jìn)一步探討了企業(yè)風(fēng)險、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、兩職合一和企業(yè)業(yè)績對過度自信CEO薪酬的影響，從而使研究更為全面。

本文第二部分回顧了國內(nèi)外現(xiàn)有文獻(xiàn)對過度自信和管理者薪酬的研究，第三部分提出研究假設(shè)，第四部分報告了實(shí)證結(jié)果，第五部分針對實(shí)證結(jié)果進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗，最后總結(jié)全文。

二、文獻(xiàn)綜述

管理者的過度自信情緒是影響決策制定的重要因素，公司金融領(lǐng)域的學(xué)者對包括過度自信在內(nèi)的非理性因素對管理者決策和企業(yè)戰(zhàn)略等方面影響的研究起步很早，并在最近幾年取得了很多成果。

在公司的投融資決策方面，有研究表明，管理層過度自信能夠抑制企業(yè)的投資效率，加劇企業(yè)過度投資和投資不足的問題（苑澤明等，2018）。內(nèi)部融資可以為投資提供資金，緩解資本短缺，但也可能導(dǎo)致過度投資現(xiàn)象，特別是對管理層過于自信的公司（He等，2018）。

在企業(yè)的盈余管理方面，有學(xué)者認(rèn)為，公司戰(zhàn)略激進(jìn)度與債務(wù)成本顯著正相關(guān)，國有企業(yè)戰(zhàn)略越激進(jìn)，其債務(wù)成本越高，激進(jìn)型企業(yè)越傾向進(jìn)行盈余管理，以降低債務(wù)成本;而民營企業(yè)樣本中，公司戰(zhàn)略與債務(wù)成本不存在顯著正向關(guān)系，盈余管理的負(fù)向調(diào)節(jié)效應(yīng)亦不存在（李曉東和張曉婕，2018）?？毓晒蓶|股權(quán)質(zhì)押與真實(shí)盈余管理之間呈正相關(guān)關(guān)系，這一關(guān)系隨著控股股東持股比例的提高而進(jìn)一步加強(qiáng)，而股權(quán)制衡度和國有股權(quán)性質(zhì)能顯著削弱控股股東股權(quán)質(zhì)押與真實(shí)盈余管理之間的正相關(guān)關(guān)系（曹志鵬和朱敏迪，2018）。同時，預(yù)計盈余管理會提高非國有企業(yè)上市公司的股價暴跌風(fēng)險，不會提高國有企業(yè)上市公司的股價暴跌風(fēng)險，真實(shí)盈余管理對國有企業(yè)和非國有企業(yè)上市公司的股價暴跌風(fēng)險都沒有產(chǎn)生顯著影響（王良成和宋娟，2018）。

此外，有學(xué)者研究了過度自信情緒在CEO做出收購決策時所起的作用，結(jié)果表明，CEO過度自信對解釋收購決策非常重要（Brown和Sarma，2007）。過度自信可能會導(dǎo)致風(fēng)險規(guī)避的CEO選擇使股東價值最大化的最佳投資，而過于樂觀或者過度悲觀將導(dǎo)致投資過度或投資不足的問題（Campbell等，2011）。同時，管理者過度自信的企業(yè)，其并購溢價水平更高，而且這一現(xiàn)象在民營企業(yè)中比國有企業(yè)更顯著（潘愛玲等，2018）。

在管理者薪酬方面，有研究認(rèn)為，在上市公司中，經(jīng)理人的薪酬與公司績效之間存在著積極的關(guān)系（付蕾，2018）。對于非過度自信的管理者而言，管理者薪酬與會計穩(wěn)健性之間呈正相關(guān)關(guān)系;對過度自信的管理者而言，管理者薪酬與會計穩(wěn)健性之間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系（周芬娟，2018）。此外，我國的上市公司在制定管理者薪酬契約時采用了行業(yè)薪酬基準(zhǔn)，并由此導(dǎo)致了管理者薪酬的逐漸增長;而且對處于市場化程度較低地區(qū)以及被保護(hù)性行業(yè)的上市公司來說，外部治理機(jī)制的弱化增強(qiáng)了管理者對于薪酬契約的影響，因此，這些公司的管理者越可能因為公司采用行業(yè)薪酬基準(zhǔn)而獲得薪酬的增長（江偉，2011）。

但到目前為止，公司金融領(lǐng)域中針對過度自信的研究大部分都側(cè)重于對公司層面的影響，過度自信對管理者自身產(chǎn)生的影響卻鮮有人問津，而這同樣具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。過度自信對管理者自身薪酬水平和薪酬結(jié)構(gòu)的影響便是其中十分重要的一個研究視角。近幾年來，國外學(xué)者逐漸重視起對相關(guān)領(lǐng)域的研究，并取得了一定的研究成果，而國內(nèi)的相關(guān)研究相對還較少，在許多方面還存在一定的空白。曾有學(xué)者對管理者過度自信和薪酬合同之間的關(guān)系進(jìn)行了一系列研究，結(jié)論認(rèn)為，當(dāng)委托人較代理人更為悲觀時，閾值合同優(yōu)于線性合同（李娟等，2014）;同時管理者過度自信與其薪酬之間存在顯著的正向關(guān)系（陳杰和劉勝強(qiáng)，2012;文芳和湯四新，2012）。但遺憾的是，這些研究或者側(cè)重于微觀視角的數(shù)學(xué)推導(dǎo)和證明，并未與公司管理經(jīng)營實(shí)際結(jié)合起來;或者僅僅簡單考察了過度自信與薪酬水平之間的關(guān)系，并未深入研究其他可能的影響因素，也沒有針對管理者薪酬的不同組成部分進(jìn)行拆分以研究過度自信對薪酬結(jié)構(gòu)的影響。本文意在彌補(bǔ)這些不足之處，從行為金融學(xué)理論和公司金融角度出發(fā)，考察CEO的過度自信情緒對其總薪酬水平和薪酬結(jié)構(gòu)的影響，并進(jìn)一步對其他可能影響過度自信CEO薪酬的因素進(jìn)行討論。

三、研究假設(shè)

過度自信是指人們過高地估計自己判斷的精確度，高估自己的成功概率，主要體現(xiàn)為自我歸因偏差、過于樂觀和估值的置信區(qū)間過小。反映在公司金融方面，就是管理者對公司未來的發(fā)展前景過于樂觀，認(rèn)為無論經(jīng)濟(jì)形勢、行業(yè)前景或企業(yè)現(xiàn)狀如何，自己所管理的企業(yè)必然能夠?qū)崿F(xiàn)既定的業(yè)績目標(biāo)。同時還有管理者對自己能力水平的高估，認(rèn)為自己可以應(yīng)對未來公司面臨的種種不確定性和風(fēng)險。正是由于這種認(rèn)知差異的存在，CEO可能會對自己的薪酬補(bǔ)償有不同的要求。

CEO的過度自信情緒可能來源于以下幾個方面：一方面，當(dāng)人們相信事情在他們的控制之下時，會更加過度自信。公司對項目的投資和對其他企業(yè)進(jìn)行并購等事務(wù)均由CEO直接進(jìn)行管理決策，這種權(quán)力容易使CEO產(chǎn)生控制幻覺，從而高估自己對公司未來的把握。另一方面，當(dāng)參考點(diǎn)比較明確時，決策者能夠客觀地評價已經(jīng)做出的決策。但對于公司的決策者來說，其決策的參考點(diǎn)總是不確定的信息，結(jié)果總是會滯后一段時間才能被觀察到，而且反饋也很模糊，從而使CEO過度相信自己判斷的情形將會發(fā)生（張征爭和黃登仕，2007）。

具體來說，本文想要回答的問題是：過度自信的CEO相對于理性的CEO來說，其總薪酬水平存在何種差別？過度自信CEO的薪酬結(jié)構(gòu)與理性的CEO是否相同？國外學(xué)者的研究發(fā)現(xiàn)，過度自信CEO的總薪酬水平要高于非過度自信的CEO（Mark等，2016）。過度自信的CEO對自身的能力水平有較高的評價，認(rèn)為自己有能力應(yīng)對未來可能面對的種種不確定性和經(jīng)營過程中的各種挑戰(zhàn)，同時對公司的發(fā)展前景也十分看好，因此會要求更高的薪酬水平。但也有類似的研究得出了相反的結(jié)論：相對于非樂觀主義的CEO，具有樂觀主義情緒的CEO將獲得更低的總薪酬（Otto，2014）。這一結(jié)論背后的邏輯是，由于過度自信的CEO對自身能力水平有較高的評價，對企業(yè)未來的發(fā)展前景也十分看好，因此他們會認(rèn)為事先制定的業(yè)績目標(biāo)會很容易達(dá)成，不需要付出太多努力，從而就會要求較低的薪酬補(bǔ)償。

基于以上的分析，這里提出兩個備擇假設(shè)：

H1a：過度自信的CEO比非過度自信的CEO擁有更高的總薪酬水平。

H1b：相對于非過度自信的CEO來說，過度自信的CEO的總薪酬水平更低。

另一方面，國內(nèi)上市公司CEO的薪酬一般可以劃分為以下兩個部分：現(xiàn)金薪酬和激勵性薪酬。由于國內(nèi)上市公司很少給CEO授予本公司的股票期權(quán)作為激勵標(biāo)的，所以這里的激勵性薪酬主要指CEO持有本公司股票的價值。國外學(xué)者進(jìn)行的相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)，相對于非過度自信的CEO來說，過度自信的CEO擁有更高的股權(quán)激勵強(qiáng)度、期權(quán)強(qiáng)度以及更低的現(xiàn)金薪酬比例（Mark等，2016）。這里的股權(quán)激勵強(qiáng)度、期權(quán)強(qiáng)度和現(xiàn)金薪酬比例分別指CEO持有的股票、期權(quán)的價值和現(xiàn)金在總薪酬中所占的比例。由于過度自信的CEO對公司未來發(fā)展前景和業(yè)績十分看好，因此相對于領(lǐng)取固定金額的現(xiàn)金薪酬，他們更傾向于接受增值空間較大的激勵性薪酬。這樣，當(dāng)事后實(shí)現(xiàn)或超過預(yù)計的業(yè)績目標(biāo)后，過度自信的CEO們就能夠獲得更高的總薪酬。這里同樣有學(xué)者提出了相反的結(jié)論：具有樂觀主義情緒的CEO比非樂觀主義的CEO獲得的激勵性薪酬更少（Otto，2014）。因為樂觀的CEO認(rèn)為好的結(jié)果無須太多努力即可實(shí)現(xiàn)，所以他們更容易接受較少的激勵性薪酬。

基于上述分析，并結(jié)合我國上市公司的實(shí)際，提出假設(shè)：

H2a：過度自信的CEO相對于非過度自信的CEO擁有更高的股權(quán)激勵強(qiáng)度。

H2b：相對于非過度自信的CEO來說，過度自信的CEO擁有更低的股權(quán)激勵強(qiáng)度。

四、實(shí)證設(shè)計

（一）樣本與數(shù)據(jù)

本文選取2008—2018年滬深A(yù)股上市公司的CEO及其薪酬狀況作為研究樣本。樣本中剔除了金融類企業(yè)和ST企業(yè)。對于存在CEO變動的年份，則選取該企業(yè)在變動年份任職時間較長的CEO作為觀測值。最后，在剔除一部分存在缺失的變量值后，共獲得15296個樣本觀測值。本文研究所使用的CEO薪酬數(shù)據(jù)、個人特征和企業(yè)特征等數(shù)據(jù)全部來自國泰安數(shù)據(jù)庫和萬得數(shù)據(jù)庫。

（二）模型設(shè)定與變量定義

為了檢驗前文提出的假設(shè)，這里將檢驗?zāi)Ｐ驮O(shè)定如下：

[TotalSalaryit∣EquityIntensityit∣CashIntensityit=β0+β1Overconfidenceit+β2Controlit+εit]

其中，研究變量[Overconfidenceit]為表示CEO過度自信的虛擬變量，i表示企業(yè)，t表示年份。若CEO過度自信，則取值為1，否則取值為0。在現(xiàn)有的研究文獻(xiàn)中，主要存在以下幾種衡量管理者過度自信的方法：（1）長期持有公司股票和股票期權(quán)（Malmendier等，2005;葉蓓等，2008）;（2）基于媒體的過度自信度量，即外部主體對管理者的評價衡量（Malmendier等，2005）;（3）以預(yù)期業(yè)績與年報中的實(shí)際業(yè)績差額為衡量標(biāo)準(zhǔn)（姜付秀等，2009）;（4）直接法度量，即通過調(diào)查CFO對未來股市和公司的預(yù)測，并對結(jié)果進(jìn)行統(tǒng)計分析（David等，2006）;（5）并購頻率（Doukas等，2007）;（6）構(gòu)建一個基于管理者性別、年齡、教育背景等個人特征的綜合指標(biāo)進(jìn)行衡量（余明桂等，2013）。

本文首先借鑒姜付秀等（2009）的研究思路，即基于業(yè)績預(yù)期來衡量CEO過度自信。具體來說，若事前預(yù)期的業(yè)績高于年報公布后實(shí)際的業(yè)績水平，則判定CEO為過度自信;反之，則CEO非過度自信。這一度量方法背后隱含的基本邏輯是：過度自信的CEO高估了其公司的未來表現(xiàn)，因此相較于理性的同行來說更可能發(fā)布超過事后實(shí)現(xiàn)的業(yè)績的預(yù)期。即使他可能不會親自計算或發(fā)布這一預(yù)期，但公司發(fā)布的業(yè)績預(yù)期無疑反映了CEO的意志，因為CEO不大可能容忍他強(qiáng)烈反對的預(yù)期（Otto，2014）。這里的業(yè)績預(yù)期數(shù)據(jù)來自同花順，計算方法為（預(yù)期凈利潤上限+預(yù)期凈利潤下限）/2。

本文的結(jié)果變量為TotalSalary、EquityIntensity和CashIntensity三個指標(biāo)。其中TotalSalary表示CEO總薪酬水平的自然對數(shù)，這里的總薪酬包括CEO的現(xiàn)金薪酬和當(dāng)年度持有公司股票的獲利。EquityIntensity表示CEO總薪酬結(jié)構(gòu)中的股權(quán)激勵強(qiáng)度，即當(dāng)年度總薪酬中來自股票收益所占的比重。CashIntensity表示CEO總薪酬結(jié)構(gòu)中的現(xiàn)金薪酬比例，即當(dāng)年度總薪酬中來自現(xiàn)金薪酬的收益所占的比重。

控制變量方面，根據(jù)現(xiàn)有的文獻(xiàn)，考慮以下幾個可能對CEO過度自信存在影響的因素：首先是企業(yè)規(guī)模，規(guī)模越大的企業(yè)在CEO的任命上越謹(jǐn)慎，CEO在管理和決策中的過度自信傾向可能越低;其次是兩職合一，如果CEO同時被任命為董事長，這可能會提高他對自身能力的認(rèn)可度，從而加劇其在管理中的過度自信傾向（Schrand和Zechman，2008）;再次是年齡，年齡較大的CEO可能對自身能力有更加清晰地認(rèn)識，也更加傾向于規(guī)避風(fēng)險（江偉，2010）;最后是董事會規(guī)模，規(guī)模更大的董事會意味著監(jiān)督力度的增強(qiáng)，從而可能抑制CEO過度自信。除了上述幾個變量外，本文還加入了CEO性別、企業(yè)財務(wù)杠桿、獨(dú)立董事比例、企業(yè)績效、企業(yè)現(xiàn)金流、CEO股權(quán)收益與企業(yè)總資產(chǎn)之比作為控制變量。

具體的變量名稱與計算方法如表1所示。

（三）描述性統(tǒng)計

樣本總體、過度自信組與非過度自信組主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2所示。從表2中所列數(shù)據(jù)可以清晰地看出，過度自信CEO的總薪酬水平和股權(quán)激勵強(qiáng)度明顯高于非過度自信的CEO，也高于總體均值，這初步印證了本文的假設(shè)。同時，過度自信的CEO管理的企業(yè)的基本財務(wù)指標(biāo)也要優(yōu)于非過度自信的CEO。具體來說，過度自信的CEO管理下的企業(yè)擁有更優(yōu)的績效表現(xiàn)、更大的資產(chǎn)規(guī)模和更低的負(fù)債水平，企業(yè)現(xiàn)金流狀況也更好。另一方面，過度自信的CEO相對于理性的CEO更年輕，這些與上文的分析基本相符。

五、實(shí)證檢驗

（一）CEO過度自信與薪酬水平

為了考察CEO過度自信對薪酬水平的影響，這里將CEO的總薪酬水平作為被解釋變量，利用上文中的模型進(jìn)行檢驗?？紤]到存在一部分CEO的總薪酬為0，在回歸中使用了Tobit模型，回歸結(jié)果如表3所示。

表3中的（1）為CEO總薪酬水平與表示過度自信的虛擬變量的單變量回歸結(jié)果。Overconfidence的系數(shù)在1%的水平上顯著為正。（2）在此基礎(chǔ)上加入了CEO性別和年齡作為控制變量，（3）中進(jìn)一步加入了公司財務(wù)方面的指標(biāo)作為控制變量，（4）中將所有控制變量均加入模型中進(jìn)行檢驗?；貧w結(jié)果表明，過度自信的系數(shù)均顯著為正。同時，Dual的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，表明同時擔(dān)任CEO和董事長的確會強(qiáng)化CEO的過度自信，這與Schrand等（2008）的發(fā)現(xiàn)是一致的。Board和IndBoard的系數(shù)分別在1%和5%的水平上顯著為負(fù)，這說明隨著董事會規(guī)模的增加和董事會獨(dú)立性的增強(qiáng)，其監(jiān)督力度會加大，從而一定程度上對CEO的薪酬水平起到抑制作用。

總的來說，表3的檢驗結(jié)果表明，在所有的回歸中，刻畫過度自信的虛擬變量Overconfidence的系數(shù)均顯著為正。這表明，CEO的總薪酬水平的確會受到其過度自信心理的正向影響，即過度自信的CEO的薪酬要高于非過度自信的CEO，從而假設(shè)H1a得到證明。

（二）CEO過度自信與薪酬結(jié)構(gòu)

為了考察CEO過度自信對薪酬結(jié)構(gòu)的影響，這里將CEO薪酬的股權(quán)激勵強(qiáng)度和現(xiàn)金薪酬比例作為被解釋變量，利用前文中的模型進(jìn)行檢驗，由于存在一部分CEO的持股數(shù)量或現(xiàn)金薪酬為0，因此這里采用Tobit模型進(jìn)行回歸。回歸結(jié)果如表4所示。

表4中（1）為股權(quán)激勵強(qiáng)度與Overconfidence的單變量回歸結(jié)果。Overconfidence的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，這表明，相對于理性的CEO來說，過度自信的CEO擁有更高的股權(quán)激勵強(qiáng)度和更低的現(xiàn)金薪酬比例。在此基礎(chǔ)上，（2）中加入代表了CEO個人特征的性別和年齡指標(biāo)作為控制變量，（3）進(jìn)一步加入了企業(yè)財務(wù)指標(biāo)作為控制變量，（4）則將企業(yè)特征變量加入模型進(jìn)行檢驗，其回歸結(jié)果依然顯著。這一結(jié)果在很大程度上與現(xiàn)有的文獻(xiàn)一致?？偟膩碚f，表4的回歸結(jié)果支持了假設(shè)H2a，即相對于非過度自信的CEO，過度自信CEO的薪酬中擁有更高的股權(quán)激勵強(qiáng)度和更低的現(xiàn)金薪酬比例。

（三）進(jìn)一步研究

1. 在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)中過度自信對CEO薪酬影響的差異。不同的企業(yè)性質(zhì)可能會對CEO的薪酬結(jié)構(gòu)產(chǎn)生不同的影響。借鑒此前相關(guān)文獻(xiàn)的研究思路，按照控股股東的不同類型，將我國的上市公司劃分為國有控股和非國有控股兩類（陳文強(qiáng)，2017）。為了考察不同企業(yè)性質(zhì)對過度自信的CEO薪酬結(jié)構(gòu)的影響，本文使用分組回歸的方式對國有控股組和非國有控股組分別進(jìn)行回歸，實(shí)證結(jié)果如表5所示。在以總薪酬水平為因變量的回歸中，國有控股組合和非國有控股組合過度自信的系數(shù)均顯著為正，且非國有控股組中過度自信的系數(shù)要大于國有控股組。在以股權(quán)激勵強(qiáng)度為因變量的回歸中，國有控股組和非國有控股組過度自信的系數(shù)均顯著為正，但國有控股組中過度自信的系數(shù)要大于非國有控股組，組間差異檢驗的結(jié)果也表明這種差異是顯著的。這說明，國有控股企業(yè)中過度自信CEO薪酬的股權(quán)激勵強(qiáng)度相對于非國有控股企業(yè)來說更高。

這些現(xiàn)象可能來源于國有控股與非國有控股企業(yè)之間權(quán)力結(jié)構(gòu)和監(jiān)管力度等方面的差異。相對于非國有控股企業(yè)來說，國有控股企業(yè)存在目標(biāo)多元化、最終所有者缺位、激勵不足和多重監(jiān)管等問題（陳文強(qiáng)，2017），同時，國有企業(yè)中內(nèi)部人控制的問題也更為嚴(yán)重，因此企業(yè)性質(zhì)的不同可能會使得過度自信對CEO薪酬結(jié)構(gòu)產(chǎn)生的影響更為復(fù)雜。

總的來說，過度自信這一心理狀態(tài)的存在的確會使得CEO的薪酬結(jié)構(gòu)中股權(quán)激勵強(qiáng)度上升，相應(yīng)的現(xiàn)金薪酬比例下降。但是這種影響在國有控股企業(yè)中表現(xiàn)得更強(qiáng)一些。

2. 企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險的影響。過度自信的CEO可能會被更具創(chuàng)新性和風(fēng)險更高的企業(yè)所吸引，因為他們相信自己的能力可以提高此類企業(yè)的價值，能夠應(yīng)對經(jīng)營管理活動中的種種不確定性。同時，在這種企業(yè)中取得成功也更容易使過度自信的CEO獲得成就感。這樣的企業(yè)更可能使用激勵性薪酬合約，過度自信的CEO也更可能接受并追求激勵密集型薪酬合同（Galasso和Simcoe，2011;Hirshleifer等，2012）。因此，這里有以下預(yù)期：過度自信CEO的薪酬激勵強(qiáng)度在更具創(chuàng)新性的公司和風(fēng)險較高的公司中更大。

模型中使用最近24個月的股價歷史波動率作為企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險的衡量指標(biāo)，用Vol來表示。這里使用分組回歸的方式，將樣本數(shù)據(jù)分為過度自信組和非過度自信組對兩個模型進(jìn)行回歸分析。

回歸結(jié)果如表6所示。在以總薪酬水平為因變量的回歸中，過度自信組和非過度自信組Vol的系數(shù)均為正，但并不顯著。在以股權(quán)激勵強(qiáng)度為因變量的回歸中，過度自信組Vol的系數(shù)顯著為正，非過度自信組Vol為負(fù)。這說明在風(fēng)險水平更高的企業(yè)中，過度自信的CEO將會擁有更高的股權(quán)激勵強(qiáng)度。這意味著面對更高的經(jīng)營風(fēng)險，過度自信的CEO將會選擇更少的現(xiàn)金薪酬，從而更偏好于激勵性薪酬。

3. CEO權(quán)力大小對薪酬結(jié)構(gòu)的調(diào)節(jié)效應(yīng)。在一部分上市企業(yè)中，存在CEO兼任董事長的情況。兩職合一情況下，CEO擁有較大的權(quán)力，可以對自身薪酬合同的制定產(chǎn)生一定影響（Mark等，2016），因此，這里有必要考慮CEO兩職合一對薪酬結(jié)構(gòu)的調(diào)節(jié)效應(yīng)。本文將樣本觀測值根據(jù)CEO是否兼任董事長進(jìn)行分組回歸，回歸結(jié)果如表7所示。

回歸結(jié)果表明，在以總薪酬水平為因變量的回歸中，CEO過度自信的系數(shù)均顯著為正，但兩職合一組的系數(shù)要高于非兩職合一組。在以股權(quán)激勵強(qiáng)度為因變量的回歸中，CEO過度自信的系數(shù)均顯著為正，但兩職合一情況下的系數(shù)要小于非兩職合一情況下的系數(shù)。出現(xiàn)上述結(jié)果可能是由于CEO權(quán)力增加導(dǎo)致的。當(dāng)CEO兼任董事長時，其擁有的權(quán)力足以影響自身薪酬合同的定制，此時CEO可能會利用自身權(quán)力盡可能提高自己的薪酬數(shù)額，從而削弱了過度自信對股權(quán)激勵強(qiáng)度的影響。換句話說，過度自信和CEO權(quán)力之間存在一定的替代關(guān)系。兩個分組回歸均通過了組間差異檢驗。

4. 公司業(yè)績對薪酬的調(diào)節(jié)效應(yīng)。公司業(yè)績也可能對CEO的薪酬產(chǎn)生影響，業(yè)績較好的企業(yè)，通常來說CEO的薪酬也會比較高，因此有必要針對公司業(yè)績對CEO薪酬的影響進(jìn)行研究。這里首先根據(jù)ROA的高低將所有樣本分為高于中位數(shù)和低于中位數(shù)兩組，再進(jìn)行分組檢驗?；貧w結(jié)果如表8所示。

回歸結(jié)果表明，在以總薪酬水平為因變量的回歸中，ROA較高的組，其過度自信的系數(shù)顯著為負(fù);在ROA較低的組中，過度自信的系數(shù)顯著為正。在以股權(quán)激勵強(qiáng)度為因變量的回歸中，CEO過度自信的系數(shù)均顯著為正，但在ROA較高的組中，過度自信的系數(shù)要低于ROA較低的組。上述結(jié)果表明，當(dāng)企業(yè)的業(yè)績較好時，CEO的過度自信情緒對薪酬的影響就會相應(yīng)被削弱，即過度自信與公司業(yè)績之間也存在一定的替代效應(yīng)。

六、穩(wěn)健性檢驗

（一）替換過度自信的衡量指標(biāo)

在前文的檢驗中，主要使用了基于業(yè)績預(yù)期的指標(biāo)來作為過度自信的衡量標(biāo)準(zhǔn)（姜付秀等，2009），即將業(yè)績預(yù)期高于實(shí)際預(yù)期的部分作為過度自信的判斷標(biāo)準(zhǔn)。而在現(xiàn)有研究過度自信的文獻(xiàn)中還存在其他可行的衡量方式。為了提高研究結(jié)論的可信度，這里使用CEO個人特征構(gòu)建一個綜合指標(biāo)來衡量過度自信（余明桂等，2013），替代原有刻畫過度自信的指標(biāo)，以達(dá)到穩(wěn)健性檢驗的目的。

本文用以構(gòu)建綜合指標(biāo)的CEO個人特征變量包括年齡、性別、學(xué)歷、教育背景和兩職合一。具體來說，盡管過度自信在男性和女性CEO中均普遍存在，但女性相對會更加謹(jǐn)慎和保守（Byrnes等，1999）。因此，若CEO性別為男，則取Gender=1，否則取值為0。而年齡較高的CEO管理經(jīng)驗更為豐富，也能夠更加清晰地認(rèn)識自己的能力水平，相對于年輕的CEO來說更傾向于規(guī)避風(fēng)險。因此，若CEO年齡低于樣本均值，則取Age=1，否則取值為0。接受過高水平教育、擁有更高學(xué)歷的CEO通常對自己的能力更有信心，更愿意相信自己對企業(yè)未來發(fā)展前景的判斷，因此可能會更多地表現(xiàn)出過度自信的傾向（Schrand和Zechman，2008）。若CEO的學(xué)歷為本科以上，則取Degree=1，否則取值為0。但若CEO同時擁有經(jīng)管類學(xué)科的教育背景，那么他可能對經(jīng)營和管理中的風(fēng)險有更清晰的認(rèn)知，從而較少地表現(xiàn)出過度自信的傾向（Malmendier和Tate，2005）。因此，若CEO沒有經(jīng)管類教育的背景，則取Major=1，否則取值為0。最后，如果一名高管同時被任命為CEO和董事長，那么他將擁有更大的經(jīng)營管理自主權(quán)，這也會進(jìn)一步增強(qiáng)其對自身能力的認(rèn)可，從而增加過度自信的可能（Schrand和Zechman，2008）。因此，若CEO同時兼任董事長，則取Dual=1，否則取值為0。

根據(jù)以上5個變量，可以構(gòu)建出衡量過度自信的綜合指標(biāo)OC。具體來說，若Gender、Age、Degree、Major和Dual這5個虛擬變量的取值之和為4或5，即CEO同時具有以上5個特征中的4個或5個，則認(rèn)為存在過度自信，此時OC=1，否則取值為0。

利用Tobit模型進(jìn)行回歸的結(jié)果如表9所示。（1）、（2）和（3）分別代表總薪酬水平、股權(quán)激勵強(qiáng)度和現(xiàn)金薪酬比例的回歸，其中前兩者OC的系數(shù)均顯著為正，表明過度自信的CEO會擁有更高的薪酬水平和股權(quán)激勵強(qiáng)度;（3）中OC的系數(shù)顯著為負(fù)，表明過度自信的CEO擁有更低的現(xiàn)金薪酬比例?？偟膩碚f，通過替換過度自信的衡量指標(biāo)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，結(jié)論依然與前文的假設(shè)相同。

（二）調(diào)整樣本篩選方法

在此前的研究中，本文針對存在CEO變動的樣本，選擇了變更年度任職時間較長的CEO作為觀測值。為了避免由于CEO變動導(dǎo)致的樣本偏差，這里將存在CEO變動的企業(yè)的當(dāng)年數(shù)據(jù)刪除，用得到的數(shù)據(jù)重新進(jìn)行回歸分析?；貧w結(jié)果如表10所示。

在以總薪酬水平為因變量的回歸模型中，過度自信的系數(shù)顯著為正，表明過度自信的CEO相對非過度自信的CEO來說會有更高的薪酬水平。而在以股權(quán)激勵強(qiáng)度和現(xiàn)金薪酬比例為因變量的回歸模型中，過度自信的系數(shù)分別顯著為正和顯著為負(fù)，這表明過度自信的CEO相對于非過度自信的CEO來說會有更高的股權(quán)激勵強(qiáng)度和更低的現(xiàn)金薪酬比例。上述結(jié)論和前面的研究結(jié)果相符，這進(jìn)一步驗證了假設(shè)H1a和假設(shè)H2a。

（三）基于傾向得分匹配法考慮內(nèi)生性問題

為了保證研究過程的科學(xué)性，更為準(zhǔn)確地評估CEO過度自信對其薪酬水平和結(jié)構(gòu)的影響，本文使用傾向得分匹配法對得到的研究樣本進(jìn)行進(jìn)一步篩選，以消除樣本的選擇性偏誤問題，然后使用匹配后的樣本再進(jìn)行回歸分析。

具體來說，傾向得分匹配法就是通過計算得出的傾向得分估計值，在CEO非過度自信的企業(yè)中尋找與存在過度自信CEO的企業(yè)中其他基本特征盡可能相似的樣本，然后通過比較二者之間薪酬水平和結(jié)構(gòu)的差異來衡量過度自信在其中起到的作用大小。本文首先使用Logit模型對CEO是否過度自信的虛擬變量進(jìn)行回歸，并計算出每個企業(yè)的傾向得分，再使用最近鄰匹配，根據(jù)1：1的標(biāo)準(zhǔn)從非過度自信組中篩選出相應(yīng)的對照組。

回歸結(jié)果如表11所示。（1）為第一階段的Logit回歸結(jié)果，（2）、（3）和（4）為使用匹配后的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸的結(jié)果。在以總薪酬為因變量的回歸中，過度自信的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，這與此前的回歸結(jié)果相同。在以股權(quán)激勵強(qiáng)度為因變量的回歸中，過度自信的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，這符合此前的研究假設(shè)，即過度自信的CEO會擁有更高的股權(quán)激勵強(qiáng)度。在以現(xiàn)金薪酬比例為因變量的回歸中，過度自信的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，這也與之前的研究結(jié)果相符，表明過度自信的CEO會擁有更低的現(xiàn)金薪酬比例。

（四）考慮過度自信程度對CEO薪酬的影響

前文的實(shí)證結(jié)果表明，CEO過度自信會對其薪酬結(jié)構(gòu)中的股權(quán)激勵強(qiáng)度產(chǎn)生正向影響，對現(xiàn)金薪酬比例產(chǎn)生反向影響。但更進(jìn)一步來看，即便是對公司未來前景同樣持樂觀態(tài)度的CEO們，也可能會在其樂觀程度上存在一定的差異，而這種差異將會導(dǎo)致CEO在經(jīng)營管理過程中采取不同的策略和措施，同時也會影響到CEO與企業(yè)董事會的薪酬談判過程，進(jìn)而影響到CEO的薪酬結(jié)構(gòu)。為此，本文進(jìn)一步研究了過度自信程度的不同對CEO薪酬結(jié)構(gòu)的影響。在前文的研究中，使用業(yè)績預(yù)期與實(shí)際業(yè)績的差異作為過度自信的衡量指標(biāo)，當(dāng)業(yè)績預(yù)期高于實(shí)際業(yè)績時，則認(rèn)為CEO存在過度自信。這里進(jìn)一步使用業(yè)績預(yù)期高于實(shí)際業(yè)績的數(shù)額來衡量過度自信程度，數(shù)額越大表明過度自信的程度越高，并用Overconfidencelevel來表示業(yè)績預(yù)期與實(shí)際業(yè)績之間的差額。

研究結(jié)果如表12所示。（1）和（3）是總薪酬水平和股權(quán)激勵強(qiáng)度與過度自信程度的單變量回歸，（2）和（4）進(jìn)一步將剩余的控制變量加入模型進(jìn)行回歸。在以總薪酬水平為因變量的回歸中，過度自信程度Overconfidencelevel的系數(shù)顯著為正，在以股權(quán)激勵強(qiáng)度為因變量的回歸中，過度自信程度Overconfidencelevel的系數(shù)顯著為正。這表明，隨著CEO過度自信程度的加深，其總薪酬會增加，薪酬中的股權(quán)激勵強(qiáng)度會進(jìn)一步提高，相應(yīng)的現(xiàn)金薪酬比例也會更低。

（五）內(nèi)生性問題

雖然面板數(shù)據(jù)能夠在一定程度上解決遺漏變量的問題，但上述的回歸模型可能仍然存在一定的內(nèi)生性問題，所以本文使用工具變量法進(jìn)行進(jìn)一步檢驗。參考此前相關(guān)領(lǐng)域的研究，這里選取同年度同行業(yè)其他企業(yè)過度自信CEO的比例（IV）作為CEO過度自信變量的工具變量（潘愛玲等，2018），對回歸結(jié)果進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗。

檢驗結(jié)果如表13所示。其中（1）和（3）為第一階段的回歸結(jié)果，（2）和（4）為第二階段的回歸結(jié)果。從（1）和（3）的內(nèi)生性檢驗P值為0.0003和0.0202可以看出，過度自信對總薪酬水平和股權(quán)激勵強(qiáng)度的影響的確存在內(nèi)生性問題;同時弱工具變量檢驗的F值分別為920.685和840.959，大于 10%水平下的F值16.38，說明通過了弱工具檢驗，選取同年度同行業(yè)其他企業(yè)過度自信CEO的比例（IV）這個工具變量是合適的。同時從（2）和（4）的回歸結(jié)果可以看出，CEO過度自信對總薪酬水平和股權(quán)激勵強(qiáng)度均有正向影響，這與本文的研究假設(shè)一致。

七、結(jié)論

本文研究了CEO過度自信與CEO的薪酬水平及薪酬結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系，并且進(jìn)一步分析了國有企業(yè)與非國有企業(yè)中過度自信CEO薪酬的差別，以及公司層面的特征對過度自信CEO薪酬的影響。本文以2008—2016年為研究樣本期，用是否實(shí)現(xiàn)企業(yè)事先發(fā)布的業(yè)績預(yù)期為標(biāo)準(zhǔn)衡量CEO過度自信，檢驗過度自信對CEO薪酬水平和薪酬結(jié)構(gòu)的影響，并采用CEO個人特征構(gòu)建的綜合指標(biāo)作為過度自信的替代性衡量指標(biāo)對結(jié)論進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗。以股價的歷史波動率作為企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險水平的衡量指標(biāo)，以研發(fā)支出與營業(yè)收入之比作為衡量企業(yè)創(chuàng)新程度的衡量指標(biāo)，進(jìn)一步研究了企業(yè)風(fēng)險水平和創(chuàng)新程度對過度自信CEO薪酬的調(diào)節(jié)效應(yīng)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在經(jīng)營風(fēng)險較高的企業(yè)和創(chuàng)新型企業(yè)中，過度自信的CEO會擁有更高的股權(quán)激勵強(qiáng)度。針對我國企業(yè)所有制的特征，本文將所有樣本企業(yè)分為國有控股企業(yè)和非國有控股企業(yè)兩組，分別進(jìn)行了檢驗，研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，國有控股企業(yè)中過度自信CEO薪酬的股權(quán)激勵強(qiáng)度相對于非國有控股企業(yè)來說更高。

總的來說，本文揭示了過度自信情緒與CEO薪酬之間存在的關(guān)系。具有過度自信心理特征的CEO更相信自己的能力，因此相對于固定的薪酬，更愿意接受有一定增值空間的股權(quán)激勵。董事會可以根據(jù)CEO的個人特征為其量身定制薪酬合同，利用CEO的過度自信情緒，靈活運(yùn)用股權(quán)激勵措施，從而節(jié)約薪酬成本（Mark等，2016）。本文的結(jié)論也給為何有的公司更傾向于任命過度自信的CEO提供了一種可能的解釋，有助于深化我們對管理者薪酬和過度自信這一心理特征的理解，具有一定的啟示意義。

參考文獻(xiàn)：

[1]Po-Hsin Ho，Chia-Wei Huang，Chih-Yung Lin，Ju-Fang Yen. 2016. CEO Overconfidence and Financial Crisis： Evidence from Bank Lending and Leverage [J].Journal of Financial Economics，120（1）.

[2]DDP Johnson，NB Weidmann， LE Cederman. 2011. Fortune Favours the Bold：An Agent-Based Model Reveals Adaptive Advantages of Overconfidence in War [J]. Plos One，6（6）.

[3]Navis，C.，Ozbek，O.V. 2016. The Right People in the Wrong Places：The Paradox of Entrepreneurial Entry and Successful Opportunity Realization [J].The Academy of Management Review，41（1）.

[4]Keiber K L. 2002. Managerial Compensation Contracts and Overconfidence [J].Social Science Electronic Publishing.

[5]Ying He，Cindy Chen，Yue Hu. 2018. Managerial Overconfidence，Internal Financing，and Investment Efficiency：Evidence from China [J].Research in International Business and Finance.

[6]Rayna Brown，Neal Sarma. 2007. CEO Overconfidence，CEO Dominance and Corporate Acquisitions [J].Journal of Economics and Business，59（5）.

[7]T.Colin Campbell，Michael Gallmeyer，Shane A. Johnson，Jessica Rutherford，Brooke W. Stanley. 2011. CEO Optimism and Forced Turnover [J].Journal of Financial Economics，101（3）.

[8]Mark Humphery-Jenner，Ling Lei Lisic，Vikram Nanda，Sabatino Dino Silveri. 2016. Executive Overconfidence and Compensation Structure [J].Journal of Financial Economics，2016，119（3）.

[9]Clemens A.Otto. 2014. CEO Optimism and Incentive Compensation [J].Journal of Financial Economics，114（2）.

[10]Ulrike Malmendier，Geoffrey Tate. 2005. CEO Overconfidence and Corporate Investment [J].Journal of Finance，60（6）.

[11]Schrand，Zechman. 2012. Executive Overconfidence and the Slippery Slope to Financial Misreporting [J].Journal of Accounting & Economics，52（1）.

[12]T Simcoe，A Galasso. 2011. CEO Overconfidence and Innovation [J].Social Science Electronic Publishing，57（57）.

[13]D Hirshleifer. 2012. Are Overconfident CEOs Better Innovators？ [J].Journal of Finance，67（4）.

[14]Byrnes，J.P，Miller and W.D.Schafer. 1999. Gender Difference in Risk Taking [J].Psychological Bulletin，125（3）.

[15]李紓.決策心理：齊當(dāng)別之道 [M].上海：華東師范大學(xué)出版社，2016年.

[16]葉婉敏，劉亞，徐富明.過度自信的跨文化差異 [J].心理科學(xué)，2018，41（2）.

[17]余明桂，李文貴，潘紅波.管理者過度自信與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān) [J].金融研究，2013，（1）.

[18]張正勇，李玉.企業(yè)環(huán)境績效與高管薪酬激勵有效性研究 [J].華東經(jīng)濟(jì)管理，2018，32（4）.

[19]苑澤明，宋雪梅，孫鈺鵬.管理層過度自信、分析師跟蹤與投資效率 [J].財會月刊，2018，（20）.

[20]李曉東，張曉婕.公司戰(zhàn)略、盈余管理與債務(wù)成本 [J].會計論壇，2018，17（1）.

[21]王良成，宋娟.盈余管理、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與股價暴跌風(fēng)險 [J].金融理論與實(shí)踐，2018，（10）.

[22]潘愛玲，劉文楷，王雪.管理者過度自信、債務(wù)容量與并購溢價 [J].南開管理評論，2018，21（3）.

[23]付蕾.上市公司管理者薪酬與績效研究 [J].時代經(jīng)貿(mào)，2018，（4）.

[24]江偉.市場化程度、行業(yè)競爭與管理者薪酬增長 [J].南開管理評論，2011，14（5）.

[25]李娟，郝忠原，陳彩華.過度自信委托代理人間的薪酬合同研究 [J].系統(tǒng)工程理論與實(shí)踐，2014，34（6）.

[26]陳杰，劉勝強(qiáng).管理者薪酬對過度自信的影響研究——基于深市A股上市公司的經(jīng)驗證據(jù) [J].華東經(jīng)濟(jì)管理，2012，26（9）.

[27]文芳，湯四新.薪酬激勵與管理者過度自信——基于薪酬行為觀的研究 [J].財經(jīng)研究，2012，38（9）.

[28]葉蓓，袁建國.管理者信心、企業(yè)投資與企業(yè)價值：基于我國上市公司的經(jīng)驗證據(jù) [J].中國軟科學(xué)，2008，（2）.

[29]姜付秀，張敏，陸正飛，陳才東.管理者過度自信、企業(yè)擴(kuò)張與財務(wù)困境 [J].經(jīng)濟(jì)研究，2009，44（1）.

[30]江偉.管理者過度自信，融資偏好與公司投資 [J].財貿(mào)研究，2010，（1）.

[31]陳文強(qiáng).控股股東涉入與高管股權(quán)激勵：“監(jiān)督”還是“合謀”？ [J].經(jīng)濟(jì)管理，2017，（1）.

[32]張征爭，黃登仕.CEO過度自信對薪酬合同影響理論綜述 [J].西南交通大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2007，（3）.