周嘉南，張 希，黃登仕

（西南交通大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，成都 四川 610031）＊

一、引 言

過(guò)度自信是金融和財(cái)務(wù)學(xué)界所廣泛關(guān)注的一種行為偏差。隨著行為公司金融學(xué)的深入研究，已有許多文獻(xiàn)，如 Malmendier and Tate［1］、Ben－David et al.［2］、姜付秀等［3］、余明桂等［4］證實(shí)了經(jīng)理的過(guò)度自信會(huì)影響公司財(cái)務(wù)決策，如過(guò)度投資、過(guò)度負(fù)債、盲目兼并的決策，從而減損股東財(cái)富。然而，近期也有研究認(rèn)為，經(jīng)理的過(guò)度自信對(duì)公司而言具有積極的意義，例如 Gervais，Heaton，and Odean［5］、周嘉南和黃登仕［6］、張征爭(zhēng)和黃登仕［7］通過(guò)建立理論模型發(fā)現(xiàn)，經(jīng)理的過(guò)度自信在一定程度上能夠減輕由公司所有權(quán)和經(jīng)營(yíng)權(quán)分離所引發(fā)的代理成本。經(jīng)典代理理論認(rèn)為，為了激勵(lì)經(jīng)理盡可能多的付出努力，需要給予其基于業(yè)績(jī)的薪酬［8］。但是風(fēng)險(xiǎn)厭惡的經(jīng)理會(huì)因?yàn)槌袚?dān)了風(fēng)險(xiǎn)而要求更高的補(bǔ)償，從而使得激勵(lì)成本隨風(fēng)險(xiǎn)的上升而增加，由此風(fēng)險(xiǎn)越大的公司，其給予經(jīng)理的報(bào)酬業(yè)績(jī)敏感度應(yīng)該越低［9］。而在委托代理模型中引入經(jīng)理過(guò)度自信的行為偏差后，盡管很難通過(guò)薪酬激勵(lì)來(lái)糾正或減輕經(jīng)理過(guò)度自信的程度［10］，但過(guò)度自信反過(guò)來(lái)卻能夠使經(jīng)理更樂(lè)于承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)，愿意接受具有高報(bào)酬業(yè)績(jī)敏感度的薪酬，從而增加激勵(lì)的強(qiáng)度，減少激勵(lì)成本。

目前國(guó)內(nèi)已有較多的文獻(xiàn)，如周嘉南和黃登仕、李維安等、方軍雄，證實(shí)了我國(guó)上市公司已初步建立了基于業(yè)績(jī)的薪酬激勵(lì)機(jī)制［11－16］。這為進(jìn)一步探索報(bào)酬業(yè)績(jī)敏感度與經(jīng)理風(fēng)險(xiǎn)厭惡的態(tài)度以及過(guò)度自信之間的關(guān)系奠定了基礎(chǔ)。由此，利用我國(guó)上市公司的數(shù)據(jù)，對(duì)經(jīng)理過(guò)度自信、風(fēng)險(xiǎn)厭惡與報(bào)酬業(yè)績(jī)敏感度之間關(guān)系的檢驗(yàn)不僅可作為針對(duì)理論模型的經(jīng)驗(yàn)探討，對(duì)考察我國(guó)目前高管薪酬激勵(lì)現(xiàn)狀也具有較重要的現(xiàn)實(shí)意義。

二、研究假設(shè)的提出

在Holmstrom和Milgrom［9］的模型框架下，股東對(duì)風(fēng)險(xiǎn)厭惡的經(jīng)理給予的最優(yōu)報(bào)酬業(yè)績(jī)敏感度b可由式（1）表示：

其中，ρ是經(jīng)理風(fēng)險(xiǎn)厭惡的程度，γ是經(jīng)理付出努力的邊際成本，σ2是公司收益的方差。由式（1）可看到，b是σ2的減函數(shù)，從而報(bào)酬業(yè)績(jī)敏感度將隨著公司風(fēng)險(xiǎn)的增大而減小。然而在本文中，我們認(rèn)為經(jīng)理出于過(guò)度自信可能會(huì)低估方差σ2，即經(jīng)理所見(jiàn)方差為δσ2，其中0＜δ＜1。假如股東對(duì)經(jīng)理過(guò)度自信的表現(xiàn)及其程度是已知的，則當(dāng)其他一切條件不變時(shí)，很容易得到股東對(duì)過(guò)度自信的經(jīng)理給予的最優(yōu)報(bào)酬業(yè)績(jī)敏感度bo為：

對(duì)比式（1）和式（2），可以發(fā)現(xiàn)bo＞b，即過(guò)度自信的經(jīng)理，其薪酬中最優(yōu)的報(bào)酬業(yè)績(jī)敏感度將更高。由此，提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：相比非過(guò)度自信的經(jīng)理而言，過(guò)度自信的經(jīng)理薪酬中的報(bào)酬業(yè)績(jī)敏感度更高。

對(duì)比式（1）和式（2）可以發(fā)現(xiàn)，若A公司的實(shí)際風(fēng)險(xiǎn)小于B公司的實(shí)際風(fēng)險(xiǎn)，但B公司的經(jīng)理是過(guò)度自信的，則該公司經(jīng)理的認(rèn)知風(fēng)險(xiǎn)有可能反而小于A公司的實(shí)際風(fēng)險(xiǎn)，從而經(jīng)理樂(lè)于承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)，業(yè)績(jī)薪酬激勵(lì)成本降低，導(dǎo)致風(fēng)險(xiǎn)大的B公司經(jīng)理的報(bào)酬業(yè)績(jī)敏感度較風(fēng)險(xiǎn)小的A公司經(jīng)理的報(bào)酬業(yè)績(jī)敏感度更高。由此，在公司橫截面比較上，可能會(huì)觀(guān)察到風(fēng)險(xiǎn)越大的公司卻給予經(jīng)理更高報(bào)酬業(yè)績(jī)敏感度的現(xiàn)象。此外，若前述A和B兩家公司的風(fēng)險(xiǎn)同時(shí)上升相同的程度，B公司經(jīng)理的報(bào)酬業(yè)績(jī)敏感度下降幅度也將小于A公司經(jīng)理報(bào)酬業(yè)績(jī)敏感度下降的幅度。綜上所述，提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：經(jīng)理的過(guò)度自信將促使報(bào)酬業(yè)績(jī)敏感度與風(fēng)險(xiǎn)之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系減弱。

公司的總體風(fēng)險(xiǎn)又可分解為系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)和非系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)，相比系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)，經(jīng)理更可能對(duì)公司的非系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)產(chǎn)生認(rèn)知上的偏差，這是因?yàn)槭袌?chǎng)風(fēng)險(xiǎn)所產(chǎn)生的收益很難讓經(jīng)理進(jìn)行自我歸因，而公司的個(gè)體風(fēng)險(xiǎn)則容易讓經(jīng)理產(chǎn)生控制性幻覺(jué)，從而不正確的低估這種風(fēng)險(xiǎn)。由此可以認(rèn)為，過(guò)度自信的經(jīng)理出于相信自己可以對(duì)公司遭受的非系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)有較好的控制，從而對(duì)風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知的偏差更可能來(lái)源于對(duì)非系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)的程度估計(jì)過(guò)小。此時(shí)式（2）可以重新寫(xiě)為：

其中，pu和ps是系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)和非系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)各自所占總風(fēng)險(xiǎn)的比重，且有pu＋ps＝1。從式（4）很容易證明過(guò)度自信經(jīng)理的報(bào)酬業(yè)績(jī)敏感度bo是ps的增函數(shù)，即報(bào)酬業(yè)績(jī)敏感度將隨著非系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)占總風(fēng)險(xiǎn)比重的上升而增加。這也意味著過(guò)度自信的經(jīng)理愿意接收更高水平的報(bào)酬業(yè)績(jī)敏感度，主要是由其低估非系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)引起的。為了驗(yàn)證本文假定和推導(dǎo)，提出如下假設(shè)。

假設(shè)3：非系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)所占比重較大的公司將給予過(guò)度自信的經(jīng)理更高的報(bào)酬業(yè)績(jī)敏感度。

本文試圖通過(guò)對(duì)以上假設(shè)1－假設(shè)3的經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)，逐步驗(yàn)證我國(guó)上市公司高管薪酬激勵(lì)設(shè)計(jì)的有效性，探討過(guò)度自信對(duì)經(jīng)理風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知和薪酬激勵(lì)強(qiáng)度的影響。

三、樣本描述和變量設(shè)計(jì)

本文選取的樣本為在滬深股市發(fā)行A股的上市公司所公布的高管薪酬，樣本年度為2007～2008年。2007年度的樣本為截至2004年底已經(jīng)上市且在2004～2007年間沒(méi)有退市的共計(jì)1005家公司；2008年度的樣本為截至2005年底已經(jīng)上市且在2005～2008年間沒(méi)有退市的共計(jì)1023家公司；樣本數(shù)量共計(jì)2028個(gè)。

關(guān)于公司高管是否過(guò)度自信，本文采用的判別標(biāo)準(zhǔn)是看其是否在會(huì)計(jì)年度內(nèi)增持了本公司的股票，且增加的原因是由于高管人員自行從二級(jí)市場(chǎng)購(gòu)入股票、認(rèn)購(gòu)配股、用獎(jiǎng)勵(lì)基金買(mǎi)股，而非由高管接受送股、紅股，股權(quán)分置改革引起的持股增加等原因引發(fā)。這種度量方式與郝穎［17］所采用的方法類(lèi)似，但本文進(jìn)一步區(qū)分了發(fā)生高管股票增持的原因。只有當(dāng)公司高管人員主動(dòng)而非被動(dòng)或自然的增持了本公司的股票，本文才認(rèn)為是高管人員對(duì)本公司的股票很有信心的表現(xiàn)。文中所使用的高管2007年持股變動(dòng)及原因的數(shù)據(jù)來(lái)源于銳思（RESET）數(shù)據(jù)庫(kù)，2008年持股變動(dòng)及原因的數(shù)據(jù)來(lái)自于對(duì)上市公司公布的2008年會(huì)計(jì)報(bào)表中披露信息的分析和整理，其余相關(guān)的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)均來(lái)自于CCER數(shù)據(jù)庫(kù)。經(jīng)過(guò)分析整理，得到高管表現(xiàn)出過(guò)度自信的樣本161個(gè)，沒(méi)有表現(xiàn)出過(guò)度自信的樣本1867個(gè)。

本文的被解釋變量為上市公司公布的高管人員年薪均值對(duì)數(shù)，記為acomp。在高管人員表現(xiàn)出過(guò)度自信的公司樣本中，該變量等于那些表現(xiàn)出過(guò)度自信的高管人員所得到薪酬平均數(shù)取對(duì)數(shù)，而在高管人員沒(méi)有表現(xiàn)出過(guò)度自信的公司樣本中，該變量等于所有在公司領(lǐng)取年薪的高管人員的薪酬的平均數(shù)取對(duì)數(shù)。

在解釋變量設(shè)計(jì)方面，考慮到營(yíng)業(yè)利潤(rùn)可能比凈利潤(rùn)更能代表公司的業(yè)績(jī)，本文所選擇的公司業(yè)績(jī)變量是攤薄凈利潤(rùn)每股收益和攤薄營(yíng)業(yè)利潤(rùn)每股收益兩個(gè)變量，分別記為jeps和yeps。而對(duì)公司風(fēng)險(xiǎn)的度量，通過(guò)計(jì)算單個(gè)樣本的樣本年度前3年的每股收益標(biāo)準(zhǔn)差得到。并將樣本按標(biāo)準(zhǔn)差從小到大排序，若某一樣本排在第n位，則cdf＿jeps（cdf＿yeps）＝（n1）／（樣本總體個(gè)數(shù) 1），從而cdf＿jeps（cdf＿yeps）將位于［0，1］之間，以此方法檢驗(yàn)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)報(bào)酬業(yè)績(jī)敏感度的影響。此外，用啞變量oc代表某公司高管是否過(guò)度自信，若某樣本公司中有高管人員自行從二級(jí)市場(chǎng)購(gòu)入股票、認(rèn)購(gòu)配股、用獎(jiǎng)勵(lì)基金買(mǎi)股，則令該樣本公司的oc值為1；否則為0。此外，使用了總資產(chǎn)的對(duì)數(shù)asset作為公司規(guī)模的控制變量，年度啞變量year控制年份對(duì)薪酬的影響。

四、模型描述與回歸結(jié)果

（一）描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)系數(shù)矩陣

在對(duì)假設(shè)1～假設(shè)3進(jìn)行檢驗(yàn)之前，首先利用表1和表2給出主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)系數(shù)矩陣。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

表2 相關(guān)系數(shù)矩陣

由表2可以發(fā)現(xiàn)，不論公司基于凈利潤(rùn)計(jì)算的每股盈余和基于營(yíng)業(yè)利潤(rùn)的每股盈余，與高管薪酬均具有顯著的正相關(guān)關(guān)系，這表明我國(guó)上市公司高管薪酬已具備了一定的激勵(lì)特征，基于業(yè)績(jī)的薪酬已經(jīng)初現(xiàn)端倪。

（二）對(duì)假設(shè)1的檢驗(yàn)

為了對(duì)假設(shè)1進(jìn)行檢驗(yàn)，構(gòu)建如下模型：

其中，eps取值為jeps或yeps。在此模型中，主要關(guān)注交叉變量的回歸系數(shù)a2。如果假設(shè)1成立，意味著過(guò)度自信高管將被給予更高的報(bào)酬業(yè)績(jī)敏感度，則預(yù)測(cè)a2＞0。在模型回歸中，本文采用了OLS和LAD兩種回歸方法，后一種回歸方法主要是為了減輕極端值對(duì)回歸結(jié)果的影響。回歸結(jié)果見(jiàn)表3。

表3 假設(shè)1檢驗(yàn)的回歸結(jié)果

從表3可以看出，我國(guó)上市公司高管薪酬與公司盈余具有顯著的正相關(guān)關(guān)系，這表明我國(guó)上市公司普遍建立起了以業(yè)績(jī)?yōu)榛A(chǔ)的薪酬激勵(lì)制度。正如本文所預(yù)測(cè)的，jeps×oc的回歸系數(shù)a2顯著為正，這說(shuō)明在控制了公司規(guī)模和樣本年度變量后，公司給予過(guò)度自信高管人員的報(bào)酬業(yè)績(jī)敏感度比其他公司更高，假設(shè)1得到了支持。

（三）對(duì)假設(shè)2的檢驗(yàn)

在假設(shè)1得到驗(yàn)證的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步考察過(guò)度自信是否會(huì)減弱報(bào)酬業(yè)績(jī)敏感度與風(fēng)險(xiǎn)之間的負(fù)向關(guān)系。在同等風(fēng)險(xiǎn)水平下，預(yù)測(cè)過(guò)度自信的高管會(huì)被給予更多的基于業(yè)績(jī)的薪酬。由此，設(shè)立如下模型對(duì)假設(shè)2進(jìn)行檢驗(yàn)。

該模型的建立是基于Garen、Aggarwal和Samwick的方法［18，19］，并進(jìn)行了必要的改動(dòng)。報(bào)酬業(yè)績(jī)敏感度就等于a1＋a2cdf。而如果高管過(guò)度自信，則報(bào)酬業(yè)績(jī)敏感度為a1＋ （a2＋a3）cdf。藉此方法同樣可以考察過(guò)度自信的高管與非過(guò)度自信的高管，其報(bào)酬業(yè)績(jī)敏感度與風(fēng)險(xiǎn)之間關(guān)系的差異，而考察的關(guān)鍵點(diǎn)就在于回歸系數(shù)a2，a3。如假設(shè)2所述，經(jīng)理的過(guò)度自信將促使報(bào)酬業(yè)績(jī)敏感度與風(fēng)險(xiǎn)之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系減弱。如果假設(shè)2成立，則可以預(yù)測(cè)a2＜0，a3＞0。表4是關(guān)于假設(shè)2的回歸結(jié)果。

表4 假設(shè)2檢驗(yàn)的回歸結(jié)果

表4的回歸結(jié)果顯示，a2＜0，a3＞0，且a2＋a3＜0。這表明整體上報(bào)酬業(yè)績(jī)敏感度與風(fēng)險(xiǎn)之間正如經(jīng)典理論所預(yù)測(cè)的那樣，呈現(xiàn)出負(fù)相關(guān)關(guān)系。然而高管的過(guò)度自信會(huì)減弱二者的負(fù)相關(guān)關(guān)系，也即過(guò)度自信的高管出于對(duì)風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知產(chǎn)生的偏差，在給定的風(fēng)險(xiǎn)程度上，比非過(guò)度自信的高管更易于接收基于業(yè)績(jī)的變動(dòng)薪酬，從而報(bào)酬業(yè)績(jī)敏感度隨風(fēng)險(xiǎn)上升而下降的程度減小。因此，過(guò)度自信是有利于減小代理成本的。于是假設(shè)2得以驗(yàn)證。

（四）對(duì)假設(shè)3的檢驗(yàn)

為了驗(yàn)證這一研究假設(shè)，本文首先利用式（7）將公司總體風(fēng)險(xiǎn)拆分為系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)和非系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)：

接著將擁有過(guò)度自信高管的上市公司樣本選出，分別計(jì)算每個(gè)樣本的非系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)占總風(fēng)險(xiǎn)的比重pu和系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)占總風(fēng)險(xiǎn)的比重ps，由此構(gòu)造啞變量D。若pu／ps＞1，則該樣本的非系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)所占比重較大，令D＝1；而若pu／ps＜1，表明系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)所占比重較大，則令D＝0。設(shè)計(jì)好變量后，針對(duì)過(guò)度自信的樣本，構(gòu)造以下模型對(duì)假設(shè)3進(jìn)行檢驗(yàn)。

若假設(shè)3成立，則預(yù)期模型中交叉變量eps×D的回歸系數(shù)a2＞0，即同為過(guò)度自信高管的樣本，相比系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)所占比例較重的公司，非系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)所占總風(fēng)險(xiǎn)比重較大的公司將給予高管更高的報(bào)酬業(yè)績(jī)敏感度。但是，由于高管表現(xiàn)出過(guò)度自信的樣本總數(shù)是161個(gè)，樣本總量較小，為了排除極端值的影響，本文剔除了少數(shù)每股收益大于1和小于－1的樣本，保留了－1＜eps＜1的樣本。在這些樣本中，D＝1的樣本占樣本總量近40%。表5是相關(guān)的回歸結(jié)果。

表5 假設(shè)3檢驗(yàn)的回歸結(jié)果

從表5可以看出，非系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)所占總風(fēng)險(xiǎn)比重較大的樣本公司會(huì)給予其過(guò)度自信的高管更高的基于業(yè)績(jī)的薪酬，由此假設(shè)3得以驗(yàn)證，這意味著高管對(duì)公司風(fēng)險(xiǎn)的低估主要是由其對(duì)公司非系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知的偏差引起的。非系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)所占比重越大，則高管表現(xiàn)出的風(fēng)險(xiǎn)低估水平越高，由此基于高管所認(rèn)知的風(fēng)險(xiǎn)給予的報(bào)酬業(yè)績(jī)敏感度也將越高。

五、結(jié) 論

通過(guò)以上理論分析和實(shí)證檢驗(yàn)可以發(fā)現(xiàn)，過(guò)度自信的經(jīng)理，盡管其仍然是厭惡風(fēng)險(xiǎn)的，但由于對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的低估，相比非過(guò)度自信的經(jīng)理，他們更愿意接受基于變動(dòng)業(yè)績(jī)的薪酬，表現(xiàn)為年度薪酬中的報(bào)酬業(yè)績(jī)敏感度更高，且報(bào)酬業(yè)績(jī)敏感度隨風(fēng)險(xiǎn)上升而下降的程度明顯減弱，本文的結(jié)論為已有的理論研究關(guān)于過(guò)度自信在一定程度上可以減輕風(fēng)險(xiǎn)厭惡所引致的代理成本這一結(jié)論提供了經(jīng)驗(yàn)支持。同時(shí)，進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，過(guò)度自信主要來(lái)源于經(jīng)理對(duì)公司非系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)的認(rèn)知偏差，表現(xiàn)為非系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)起主導(dǎo)作用的公司，其高管的報(bào)酬業(yè)績(jī)敏感度也將更高。通過(guò)這一發(fā)現(xiàn)，本文將過(guò)度自信高管的薪酬激勵(lì)設(shè)計(jì)進(jìn)一步細(xì)化，公司在為這種類(lèi)型的高管設(shè)計(jì)薪酬時(shí)，可著重關(guān)注于公司非系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)的測(cè)度。

注釋?zhuān)?/p>

① 關(guān)于高管過(guò)度自信的度量方法，迄今已有如下七種：（1）CEO持股狀況（Malmendier and Tate［1，21］；郝穎等［17］）；（2）相關(guān)的主流媒體對(duì) CEO 的評(píng)價(jià)；Jin and Kothari［22－25］）；（3）企業(yè)盈利預(yù)測(cè)偏差［26］；（4）CEO實(shí)施并購(gòu)的頻率［27］；（5）CEO 的相對(duì)薪酬［22］；（6）企業(yè)的歷史業(yè)績(jī)［22］；（7）企業(yè)景氣指數(shù)［4］。

② 這種計(jì)算累計(jì)分布函數(shù)的方法可普遍見(jiàn)于如Garen、Aggarwal和Samwick［18，19］、Core和 Guay、Mengistae和 Xu。

［1］Malmendier，U.，and Tate，G.CEO overconfidence and corporate investment［J］.Journal of Finance，2005，60（6）：2661－2700.

［2］Ben－David，I.，Graham，J.R.，and Harvey，C.R.Managerial overconfidence and corporate policies［R］.AFA Annual Meetings，Chicago，2007.

［3］姜付秀，張敏，陸正飛，陳才東.管理者過(guò)度自信、企業(yè)擴(kuò)張與財(cái)務(wù)困境［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2009，（1）：131－143.

［4］余明桂，夏新平，鄒振松.管理者過(guò)度自信與企業(yè)激進(jìn)負(fù)債行為［J］.管理世界2006，（11）：104－112.

［5］Gervais，S.，Heaton，J.B.，and Odean，T.Overcondence，compensation contracts，and capital budgeting［R］.working paper，F(xiàn)uqua School of Business，Duke University，2010.

［6］周嘉南，黃登仕.過(guò)度自信對(duì)經(jīng)理業(yè)績(jī)分享系數(shù)與風(fēng)險(xiǎn)之間關(guān)系的影響［J］.系統(tǒng)管理學(xué)報(bào)，2007，（3）：269－274.

［7］張征爭(zhēng)，黃登仕.不同風(fēng)險(xiǎn)偏好的過(guò)度自信代理人薪酬合同設(shè)計(jì)［J］.系統(tǒng)工程學(xué)報(bào)，2009，（2）：104－109.

［8］Holmstrom，B.Moral hazard and observability［J］.Bell Journal of Economics，1979，10（1）：74－91.

［9］Holmstrom，B.，and Milgrom，P.Aggregation and linearity in the provision of interemporal incentives［J］.Econometrica，1987，55：303－328.

［10］Shefrin，H.Behavior corporate finance［M］.Mcgraw－Hill Publisher，2007.

［11］周嘉南，黃登仕.上市公司高級(jí)管理層報(bào)酬業(yè)績(jī)敏感度與風(fēng)險(xiǎn)之間關(guān)系的實(shí)證檢驗(yàn)［J］.會(huì)計(jì)研究，2006，（4）：44－50.

［12］周暉，馬瑞，朱久華.中國(guó)國(guó)有控股上市公司高管薪酬激勵(lì)與盈余管理［J］.財(cái)經(jīng)理論與實(shí)踐，2010，（4）：48－52.

［13］李維安，劉緒光，陳靖涵.經(jīng)理才能、公司治理與契約參照點(diǎn)［J］.管理世界，2010，13（2）：4－15.

［14］方軍雄.我國(guó)上市公司高管的薪酬存在粘性嗎？［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2009，（3）：110－124.

［15］萬(wàn)媛媛，井潤(rùn)田，劉玉煥.中美兩國(guó)上市公司高管薪酬決定因素比較研究［J］.管理科學(xué)學(xué)報(bào)，2008，11（2）：100－110.

［16］武立東，王健.民營(yíng)上市公司高管人員報(bào)酬的決定因素研究［J］.管理科學(xué)，2008，21（3）：16－23.

［17］郝穎，劉星，林朝南.我國(guó)上市公司高管人員過(guò)度自信與投資決策的實(shí)證研究［J］.中國(guó)管理科學(xué)，2005，13（5）：142－148.

［18］Garen，J.Executive compensation and principal－agent theory［J］.Journal of Political Economy，1994，102（6）：1175－1199.

［19］Aggarwal，R.and Samwick，A.The other side of the tradeoff：the impact of risk on executive compensation［J］.Journal of Political Economy，1999，107（1）：65－105.

［20］Keiber，K.L.Managerial compensation contracts and overcon－fidence［R］.EFA 2002Berlin Meetings Discussion Paper，2002.

［21］Malmendler，U.，and Tate G.Who makes acquisitions？CEO overconfidence and the market＇s reaction［R］.Working Paper，2003.

［22］Hayward，L.A.M.，and Donald C.H.Explaining the premiums paid for large acquisitions：evidence of CEO hubris［J］.Administrative Science Quarterly，1997，42（1）：103－127.

［23］Brown，R.and Sarma N.CEO overconfidence，CEO dominance and corporate acquisitions［R］.Working Paper，2006.

［24］Hribar，P.and Yang H.CEO overconfidence，management earnings forecasts，and earnings management［R］.Working Paper，2006.

［25］Jin L.，and Kothari S.P.Determinants of management ownership of unrestricted equity：overconfidence versus tax explanations［R］.Working Paper，2005.

［26］Lin Y.，Hu S.，Chen M.Managerial optimism and corporate investment：some empirical evidence from taiwan ，pacific－basin［J］.Finance Journal，2005，13（5）：523－546.

［27］Doukas J.A.，and Petmezas D.Acquisitions，overconfident managers and self－attribution bias［R］.Working Paper，2006.