(浙江工商大學(xué) 工商管理學(xué)院，浙江杭州 310018)

一、引言

在現(xiàn)代企業(yè)所有權(quán)與經(jīng)營(yíng)權(quán)分離的制度設(shè)計(jì)下，人們大多只關(guān)注管理者自利導(dǎo)致的種種代理問(wèn)題。但大量的研究證明，管理者不僅是“自利”的，還可能是“過(guò)度自信”的，管理者過(guò)度自信同樣會(huì)帶來(lái)非效率投資、盲目并購(gòu)、盈余管理等一系列問(wèn)題[1]。過(guò)度自信是指人們普遍存在的認(rèn)知偏差[2]，管理者由于其工作和經(jīng)驗(yàn)等原因比一般人更容易產(chǎn)生過(guò)度自信心理，對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)決策產(chǎn)生重要影響。那么，過(guò)度自信是穩(wěn)定且不可治理的嗎？沈卓卿等(2009)[3]研究指出，過(guò)度自信并非一項(xiàng)穩(wěn)定的人格特質(zhì)，其產(chǎn)生會(huì)受到情景的影響。以往研究側(cè)重分析管理者過(guò)度自信的不良后果，而鮮有研究關(guān)注過(guò)度自信產(chǎn)生的原因和可能存在“藥方”。結(jié)合社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和認(rèn)知心理學(xué)相關(guān)研究，本文發(fā)現(xiàn)公司間的董事網(wǎng)絡(luò)可能會(huì)對(duì)管理者過(guò)度自信產(chǎn)生治理作用：一方面董事連鎖任職在企業(yè)中已經(jīng)十分普遍[4]，由此形成的連鎖董事網(wǎng)絡(luò)在企業(yè)間遍布廣泛且數(shù)量龐大，這成為董事網(wǎng)絡(luò)可以作為公司治理機(jī)制的基礎(chǔ)；另一方面，董事網(wǎng)絡(luò)能夠給網(wǎng)絡(luò)中的個(gè)體帶來(lái)大量的異質(zhì)性信息和資源[5-6]，這些信息和資源成為糾正管理者認(rèn)知偏差、抑制管理者過(guò)度自信的重要因素。那么，董事網(wǎng)絡(luò)對(duì)管理者過(guò)度自信是否有治理作用？通過(guò)何種途徑發(fā)揮作用？在國(guó)有企業(yè)經(jīng)營(yíng)管理受政府干預(yù)較大的背景下，董事網(wǎng)絡(luò)治理作用的發(fā)揮是否會(huì)受到影響？

本文以我國(guó)A股上市公司2007-2014年的數(shù)據(jù)為樣本，從企業(yè)非效率投資角度出發(fā)，實(shí)證檢驗(yàn)了董事網(wǎng)絡(luò)對(duì)管理者過(guò)度自信的治理效果以及作用路徑。本文的貢獻(xiàn)和意義在于：結(jié)合社會(huì)網(wǎng)絡(luò)理論和認(rèn)知理論，理論分析并實(shí)證檢驗(yàn)了董事網(wǎng)絡(luò)對(duì)管理者過(guò)度自信的治理效果和作用機(jī)制，豐富了抑制管理者過(guò)度自信機(jī)制研究的相關(guān)文獻(xiàn)，促進(jìn)了學(xué)科間的交叉融合；在此基礎(chǔ)上，從董事會(huì)層面和連鎖董事個(gè)體層面剖析了董事網(wǎng)絡(luò)治理管理者過(guò)度自信的作用路徑，進(jìn)一步揭開(kāi)了董事網(wǎng)絡(luò)治理的黑箱，具有重要的理論研究?jī)r(jià)值。與此同時(shí)，本文研究結(jié)果證實(shí)了董事網(wǎng)絡(luò)能夠有效治理管理者過(guò)度自信帶來(lái)的非效率投資問(wèn)題，幫助企業(yè)找到了抑制管理者過(guò)度自信問(wèn)題的方法，對(duì)于企業(yè)完善董事網(wǎng)絡(luò)治理機(jī)制、提升投資效率具有重要的現(xiàn)實(shí)指導(dǎo)意義。

二、文獻(xiàn)回顧、理論分析和研究假設(shè)

(一)管理者過(guò)度自信與公司治理

管理者過(guò)度自信會(huì)對(duì)企業(yè)投融資決策、股利政策、盈余管理等造成影響，其中管理者過(guò)度自信對(duì)投資效率的影響受到學(xué)者們廣泛的關(guān)注和探討。Graham等(2013)[7]的研究表明，對(duì)于同一國(guó)家、同一行業(yè)、相同規(guī)模的企業(yè)，管理者的不同心里特質(zhì)會(huì)導(dǎo)致截然不同的投資經(jīng)營(yíng)決策。過(guò)度自信作為人們普遍存在的心理特質(zhì)，對(duì)管理者的投資決策有著重要影響。過(guò)度自信的CEO傾向于高估投資項(xiàng)目未來(lái)現(xiàn)金流，低估項(xiàng)目風(fēng)險(xiǎn)，過(guò)分相信自己對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)的控制能力，造成非效率投資。Heaton(2002)[8]首次利用理論模型證實(shí)了管理者過(guò)度自信對(duì)投資效率的影響：由于認(rèn)知偏差導(dǎo)致的管理者過(guò)度自信會(huì)使項(xiàng)目的NPV(凈現(xiàn)法)發(fā)生向上偏移，從而導(dǎo)致在企業(yè)具備大量的現(xiàn)金流時(shí)會(huì)盲目投資NPV為負(fù)的項(xiàng)目，造成投資過(guò)度；在企業(yè)現(xiàn)金流不足時(shí)，則會(huì)認(rèn)為企業(yè)的證券價(jià)值被低估，從而放棄NPV為正的項(xiàng)目，導(dǎo)致投資不足。無(wú)論投資不足還是投資過(guò)度，都會(huì)造成投資效率下降，即皆為非效率投資。后續(xù)的學(xué)者雖然利用不同的模型和方法對(duì)此問(wèn)題進(jìn)行驗(yàn)證，但得出的結(jié)論基本相同：過(guò)度自信會(huì)導(dǎo)致非效率投資[9-13]。

雖然學(xué)者們對(duì)管理者過(guò)度自信帶來(lái)的后果已經(jīng)進(jìn)行了大量的研究，但何種機(jī)制能夠有效治理管理者過(guò)度自信的相關(guān)研究還略顯不足。有些學(xué)者對(duì)此做了嘗試性的研究，如Brown和Sarma(2007)[14]研究發(fā)現(xiàn)董事會(huì)中獨(dú)立董事人數(shù)的增加可以抑制管理者過(guò)度自信導(dǎo)致的并購(gòu)決策失誤；我國(guó)學(xué)者李佳(2016)[15]研究發(fā)現(xiàn)股權(quán)集中度的提高有利于減弱過(guò)度自信驅(qū)使的低效率投資等，但這些研究并沒(méi)有從管理者產(chǎn)生過(guò)度自信的根源入手去解釋這些因素是如何抑制管理者過(guò)度自信以及通過(guò)何種路徑發(fā)揮作用的?；谏鐣?huì)網(wǎng)絡(luò)理論，從管理者認(rèn)知偏差導(dǎo)致過(guò)度自信入手，筆者認(rèn)為企業(yè)間普遍存在的董事網(wǎng)絡(luò)能夠有效地治理管理者過(guò)度自信以及其帶來(lái)的不良后果。因此，本文以企業(yè)非效率投資為切入點(diǎn)，理論分析并實(shí)證檢驗(yàn)董事網(wǎng)絡(luò)對(duì)管理者過(guò)度自信的治理效果和作用路徑，彌補(bǔ)了相關(guān)領(lǐng)域的研究不足。

(二)董事網(wǎng)絡(luò)治理：事前抑制與事后補(bǔ)償

認(rèn)知心理學(xué)認(rèn)為，人們之所以會(huì)產(chǎn)生過(guò)度自信心理，源于認(rèn)知偏差[2]。這種認(rèn)知偏差對(duì)投資效率的影響主要來(lái)自兩方面：一方面，在做決策之前，認(rèn)知偏差導(dǎo)致CEO可能會(huì)高估項(xiàng)目未來(lái)收益，低估項(xiàng)目可能存在的風(fēng)險(xiǎn)，造成投資過(guò)度；另一方面，CEO在做決策時(shí)可能高估了自己獲取資源的能力，在做出決策之后沒(méi)有足夠資源對(duì)項(xiàng)目進(jìn)行支持，造成投資不足。因此，董事網(wǎng)絡(luò)對(duì)管理者過(guò)度自信造成的非效率投資的治理作用體現(xiàn)在兩個(gè)方面：一是在投資決策作出之前對(duì)CEO認(rèn)知偏差進(jìn)行抑制；二是在投資決策作出之后在項(xiàng)目實(shí)施過(guò)程中進(jìn)行事后補(bǔ)償。

1.事前抑制機(jī)制

董事網(wǎng)絡(luò)對(duì)過(guò)度自信管理者非效率投資的事前抑制作用，主要通過(guò)降低市場(chǎng)信息不對(duì)稱性、幫助管理者糾正認(rèn)知偏差來(lái)實(shí)現(xiàn)。研究表明，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)是一種重要的信息傳導(dǎo)路徑，信息可以通過(guò)網(wǎng)絡(luò)加速傳導(dǎo)，從而降低管理者信息搜尋的成本[5]。管理者決策需要以及時(shí)、準(zhǔn)確的信息為基礎(chǔ)，如果缺乏有效的信息，管理者極有可能會(huì)形成認(rèn)知偏差，從而產(chǎn)生過(guò)度自信心理。管理者對(duì)信息的獲取一般來(lái)自于企業(yè)內(nèi)部員工以及社交網(wǎng)絡(luò)，但對(duì)于擁有連鎖董事在本企業(yè)任職的管理者來(lái)說(shuō)，來(lái)自于董事網(wǎng)絡(luò)的信息正成為管理者獲取大量稀缺信息的重要渠道。

企業(yè)間可以通過(guò)多種方式形成關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，比如交叉持股、連鎖董事、高管兼任等，其中連鎖董事網(wǎng)絡(luò)是形成社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的主要形式，也是管理者獲取外部異質(zhì)性信息和稀缺信息的重要渠道。由于董事網(wǎng)絡(luò)中的獨(dú)立董事往往同時(shí)在多家企業(yè)任職，因此網(wǎng)絡(luò)中的獨(dú)立董事能夠比企業(yè)內(nèi)部的管理者更加及時(shí)和準(zhǔn)確地了解市場(chǎng)中的關(guān)鍵信息，這些信息能夠幫助管理者降低市場(chǎng)信息不對(duì)稱程度，糾正管理者認(rèn)知偏差，抑制管理者過(guò)度自信，降低管理者做出非效率投資決策的幾率。Cai和Sevilir(2012)[16]發(fā)現(xiàn)董事網(wǎng)絡(luò)可以降低收購(gòu)方和目標(biāo)方的信息不對(duì)稱程度，擁有董事會(huì)連帶的公司間的收購(gòu)兼并交易產(chǎn)生了更好的并購(gòu)收益，這證明了董事網(wǎng)絡(luò)在降低市場(chǎng)信息不對(duì)稱方面的重要作用。與此同時(shí)，網(wǎng)絡(luò)中的連鎖董事同時(shí)任職的多家企業(yè)在業(yè)務(wù)上往往具有相似性和可比性，例如機(jī)械工程專業(yè)的連鎖董事可能同時(shí)在多家汽車行業(yè)公司任職，這意味著董事網(wǎng)絡(luò)提供的信息往往具有可參考性和針對(duì)性，董事網(wǎng)絡(luò)中其他企業(yè)的投資經(jīng)驗(yàn)?zāi)転楸酒髽I(yè)的管理者提供前車之鑒，這也能夠事前抑制管理者由于認(rèn)知偏差做出非效率投資決策。綜上所述，董事網(wǎng)絡(luò)可以通過(guò)事前抑制機(jī)制削弱管理者過(guò)度自信帶來(lái)的非效率投資決策。

2.事后補(bǔ)償機(jī)制

董事網(wǎng)絡(luò)對(duì)過(guò)度自信管理者非效率投資的事后補(bǔ)償機(jī)制，主要通過(guò)為管理者投資決策提供資源支持來(lái)發(fā)揮作用。董事網(wǎng)絡(luò)之所以重要，在于鑲嵌于網(wǎng)絡(luò)中的各種社會(huì)資本，從而能讓企業(yè)獲取有利的各種資源。正如Farina(2009)[6]提出，公司間的外部聯(lián)系如連鎖董事可以為公司獲取關(guān)鍵性資源。董事網(wǎng)絡(luò)能夠?yàn)楣芾碚咄顿Y決策提供必要的資源如資金、技術(shù)支持等，且越處于網(wǎng)絡(luò)中心的企業(yè)能夠獲得的資源越多。陳運(yùn)森和謝德仁(2011)[17]的研究發(fā)現(xiàn)，網(wǎng)絡(luò)中心度越高，企業(yè)能夠獲取的信息與資源越多，投資效率越高。過(guò)度自信的管理者在做出決策之后，在項(xiàng)目實(shí)施遇到困難時(shí)，網(wǎng)絡(luò)中的其他成員能夠?yàn)槠涮峁┍匾馁Y源與技術(shù)支持，幫助項(xiàng)目度過(guò)難關(guān)，提高項(xiàng)目成功率。有些資源是投資決策成敗的關(guān)鍵，例如董事會(huì)中擁有政治背景的董事往往能夠?yàn)槠髽I(yè)提供這種關(guān)鍵性資源。因此，董事網(wǎng)絡(luò)能夠通過(guò)事后補(bǔ)償機(jī)制有效彌補(bǔ)管理者過(guò)度自信所帶來(lái)的決策偏差?；谝陨戏治觯疚奶岢鲆韵录僭O(shè)。

H1董事網(wǎng)絡(luò)會(huì)減弱管理者過(guò)度自信與非效率投資的正相關(guān)關(guān)系，具有治理效應(yīng)。

(三)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對(duì)董事網(wǎng)絡(luò)治理效果的影響

本文試圖探討在國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)中，董事網(wǎng)絡(luò)的這種治理效應(yīng)是否存在差別。與非國(guó)有企業(yè)相比，國(guó)有企業(yè)選聘董事往往帶有行政色彩，這會(huì)削弱董事網(wǎng)絡(luò)的治理效果。與此同時(shí)，國(guó)有企業(yè)管理者在制定投資決策時(shí)，不僅會(huì)受到個(gè)人心理特質(zhì)的影響，同時(shí)還會(huì)受到來(lái)自政府的約束。很多研究發(fā)現(xiàn)，為了完成特定的政策目標(biāo)，政府經(jīng)常會(huì)干預(yù)國(guó)有企業(yè)管理者的投資決策[18-20]。因此，政府的干預(yù)一定程度上會(huì)影響國(guó)有企業(yè)中董事網(wǎng)絡(luò)治理作用的發(fā)揮。此外，國(guó)有企業(yè)比非國(guó)有企業(yè)受到更多的政府支持，比如在行業(yè)準(zhǔn)入門(mén)檻、融資等方面，這意味著國(guó)有企業(yè)管理者獲取的信息和資源更多地來(lái)自于政府而非市場(chǎng)，這將導(dǎo)致董事網(wǎng)絡(luò)的效用降低。相比于國(guó)有企業(yè)，非國(guó)有企業(yè)董事選聘主要通過(guò)市場(chǎng)化流程進(jìn)行，受到的政府干預(yù)較小，董事網(wǎng)絡(luò)是管理者獲取市場(chǎng)信息和資源的重要渠道，其所帶來(lái)的信息和資源會(huì)被管理者充分考慮，從而減少因管理者過(guò)度自信所帶來(lái)的非效率投資。因此在非國(guó)有企業(yè)中，董事網(wǎng)絡(luò)的治理效應(yīng)更為顯著。因此，本文提出以下假設(shè)。

H2相比于國(guó)有企業(yè)，非國(guó)有企業(yè)中董事網(wǎng)絡(luò)的治理效應(yīng)更顯著。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選取

本文以2007-2014年度我國(guó)A股上市公司為樣本。為了保證數(shù)據(jù)的有效性，剔除了部分公司樣本：(1)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)異常的ST、*ST公司；(2)本文過(guò)度自信的度量需要用到財(cái)務(wù)預(yù)測(cè)指標(biāo)，因此剔除了沒(méi)有披露財(cái)務(wù)預(yù)測(cè)數(shù)據(jù)的公司；(3)金融類上市公司。經(jīng)過(guò)整理，最終得到2 712個(gè)公司年度觀測(cè)值。本文董事兼職信息以及其他公司治理數(shù)據(jù)來(lái)自于國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)中上市公司公開(kāi)披露的數(shù)據(jù)，盈利預(yù)測(cè)數(shù)據(jù)來(lái)自于RESSET數(shù)據(jù)庫(kù)，一部分?jǐn)?shù)據(jù)庫(kù)中缺失數(shù)據(jù)通過(guò)企業(yè)公開(kāi)披露的年報(bào)中手工搜集得到。

(二)研究模型和變量選擇

根據(jù)本文的研究?jī)?nèi)容和假設(shè)，設(shè)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為解釋變量過(guò)度自信，包含兩個(gè)指標(biāo)OC_P和OC_S。Inv為被解釋變量非效率投資水平，Cen為調(diào)節(jié)變量董事網(wǎng)絡(luò)中心度，ε為模型的殘差，其他變量為控制變量。為了盡可能消除本期的影響，對(duì)自變量進(jìn)行了滯后一期的處理。與此同時(shí)，為了消除異常值對(duì)回歸結(jié)果的影響，對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行了上下1%的縮尾處理。

模型1主要檢驗(yàn)管理者過(guò)度自信是否會(huì)加劇企業(yè)非效率投資水平，模型2在模型1的基礎(chǔ)上加入董事網(wǎng)絡(luò)中心度Cen以及管理者過(guò)度自信與董事網(wǎng)絡(luò)中心度的交互項(xiàng)OC*Cen，用來(lái)檢驗(yàn)董事網(wǎng)絡(luò)是否會(huì)對(duì)管理者過(guò)度自信帶來(lái)的非效率投資起到治理作用；模型3在模型2基礎(chǔ)上進(jìn)一步檢驗(yàn)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對(duì)董事網(wǎng)絡(luò)治理效果的影響，具體的，本文采用分組回歸的方式對(duì)這種影響進(jìn)行檢驗(yàn)。主要變量解釋如表1所示。

表1主要變量定義

變量符號(hào)變量定義非效率投資Inv采用Richardson模型中|ε|的值來(lái)測(cè)度,值越大代表非效率投資水平越高解釋變量OC_P采用盈利預(yù)測(cè)方法測(cè)度,如果OC_P=1則表示高管過(guò)度自信OC_S采用持股變化法測(cè)度,如果OC_S=1則表示高管過(guò)度自信調(diào)節(jié)變量Cen董事網(wǎng)絡(luò)中心度,測(cè)度方法見(jiàn)上文控制變量Indr獨(dú)立董事比例,計(jì)算公式為獨(dú)立董事數(shù)量/董事總數(shù)Mshare管理層持股,年度內(nèi)管理層持有的本公司股票份額Duality兩職合一,董事長(zhǎng)和總經(jīng)理為同一人,則該值為1,否則為0Pay管理者薪酬水平,用高管前三名的薪酬總額代替Cash現(xiàn)金流水平,通過(guò)"年度內(nèi)現(xiàn)金流凈額/總資產(chǎn)"計(jì)算得來(lái)Growth凈利潤(rùn)增長(zhǎng)率Adm管理費(fèi)用/營(yíng)業(yè)收入Asset公司總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)Industry企業(yè)所處的行業(yè),并生成虛擬變量Year年度虛擬變量

1.非效率投資的度量

本文參考Richardson(2006)[21]的方法來(lái)測(cè)度非效率投資，具體如下

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值由現(xiàn)金流量表中的數(shù)據(jù)計(jì)算得到，分別將購(gòu)置固定資產(chǎn)、無(wú)形資產(chǎn)和其他長(zhǎng)期資產(chǎn)支出，對(duì)子公司凈支出，對(duì)其他單位凈支出累加起來(lái)，除以總資產(chǎn)平均值，衡量i公司在t期的投資支出；Sizei,t-1用總資產(chǎn)平均值的自然對(duì)數(shù)，衡量i公司在t-1期的規(guī)模；Agei,t-1用當(dāng)前年度減去公司的上市年度加上1的自然對(duì)數(shù)，衡量i公司在t-1年的上市年齡；Groi,t-1用主營(yíng)業(yè)務(wù)收入增長(zhǎng)率，衡量i公司在t-1期的成長(zhǎng)水平；Cashi,t-1從現(xiàn)金流量表中獲取現(xiàn)金及其等價(jià)物余額，用此數(shù)據(jù)除以總資產(chǎn)平均值，表示在t-1期的i公司的現(xiàn)金比；Levi,t-1用公司總負(fù)債與總資產(chǎn)之比，衡量i公司在t-1期負(fù)債率；Ri,t-1表示為i公司在t-1期的股票收益率；此外，還需綜合考慮年度(Year)和行業(yè)(Industry)因素，進(jìn)行分行業(yè)和分年度進(jìn)行回歸。如果|ε|大于0，表示非效率投資。本文用|ε|的值測(cè)度Invit，值越大，代表非效率投資水平越高。

2.過(guò)度自信的度量

為了增加論證的可信度以及減少變量?jī)?nèi)生性問(wèn)題，本文采用兩種方式對(duì)管理者過(guò)度自信進(jìn)行度量。

首先借鑒姜付秀(2009)[22]的方法，采用樂(lè)觀盈利預(yù)測(cè)來(lái)測(cè)度管理者的過(guò)度自信。利用2007-2014年披露了盈利預(yù)測(cè)的上市公司數(shù)據(jù)，把滿足以下四中情形之一的定義為過(guò)度自信：(1)預(yù)增，實(shí)際利潤(rùn)增長(zhǎng)少于50%；(2)略增，實(shí)際利潤(rùn)增長(zhǎng)小于零；(3)續(xù)贏或扭虧，實(shí)際虧損；(4)略減，實(shí)際虧損大于50%。每季度披露的盈利預(yù)測(cè)中，至少一次是樂(lè)觀預(yù)測(cè)，則定義該公司的管理者存在過(guò)度自信，即OC_P=1。如果預(yù)測(cè)信息披露的時(shí)間在報(bào)告期結(jié)束的前三周內(nèi)，則定義為盈利預(yù)告而非盈利預(yù)測(cè)，從樣本中剔除。

其次，利用持股變化法測(cè)量管理者過(guò)度自信。由于CEO在管理層中的特殊地位和影響，本文借鑒了饒育蕾和王建新(2010)[23]的測(cè)度方法，通過(guò)CEO持股變化作為管理者過(guò)度自信的替代變量。具體的，如果本公司股價(jià)增長(zhǎng)幅度小于市場(chǎng)綜合股價(jià)增長(zhǎng)幅度，而CEO仍然增持或者未減持本公司股票，則代表管理者存在過(guò)度自信心理，OC_S賦值為1，否則為0。

3.董事網(wǎng)絡(luò)的度量

中心度分析是社會(huì)網(wǎng)絡(luò)分析中常用的方法，考慮到實(shí)際研究需要，本文最終采用程度中心度(Cen)指標(biāo)對(duì)董事網(wǎng)絡(luò)進(jìn)行測(cè)度，公式為Cen=∑jxij/(n-1)。其中，i代表某個(gè)董事；j代表當(dāng)年除了i之外的其他董事；xij代表一個(gè)關(guān)系連結(jié)，如果董事i和董事j至少在一個(gè)公司董事會(huì)共事則取值為1，否則為0。同時(shí)為了消除不同年份網(wǎng)絡(luò)規(guī)模不同的影響，用(n-1)來(lái)消除規(guī)模差異。借鑒陳運(yùn)森和謝德仁(2011)[17]的方法，利用社會(huì)網(wǎng)絡(luò)分析軟件Ucinet，首先構(gòu)建了A股上市公司“董事-董事”的網(wǎng)絡(luò)矩陣，然后取公司中所有董事網(wǎng)絡(luò)中心度的中位數(shù)作為公司層面的董事網(wǎng)絡(luò)中心度。

4.控制變量

參考前人的研究，控制變量選取了管理層持股(Mshare)、現(xiàn)金流水平(Cash)、企業(yè)規(guī)模(Asset)、利潤(rùn)增長(zhǎng)率(Growth)、管理者薪酬水平(Pay)、獨(dú)立董事比例(Indr)、兩職合一(Duality)、企業(yè)性質(zhì)(Soe)以及行業(yè)虛擬變量(Industry)和年度虛擬變量(Year)。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)變量描述性統(tǒng)計(jì)

本文對(duì)主要變量進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì)，統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2所示。非效率投資(Inv)的均值為0.626，標(biāo)準(zhǔn)差達(dá)到了0.850，這說(shuō)明樣本企業(yè)間非效率投資水平存在較大差異；采用業(yè)績(jī)預(yù)測(cè)法測(cè)度的管理者過(guò)度自信(OC_P)的均值為0.181，這說(shuō)明樣本企業(yè)中18.1%的管理者存在過(guò)度自信心理，采用持股變化法測(cè)度的過(guò)度自信(OC_S)的均值為0.127，與OC_P的值存在一點(diǎn)差異，這可能是由于我國(guó)管理層持股水平仍然較低所致，但對(duì)檢驗(yàn)結(jié)果穩(wěn)健性沒(méi)有太大影響；董事網(wǎng)絡(luò)中心度(Cen)的均值為0.174，最小值為0，最大值達(dá)到了1.016，這說(shuō)明樣本公司間董事網(wǎng)絡(luò)存在一定的差異；在獨(dú)立董事比例(Indr)方面，樣本企業(yè)間無(wú)太大差別，基本都達(dá)到證監(jiān)會(huì)的1/3比例要求；樣本企業(yè)中31.9%的企業(yè)存在董事長(zhǎng)和CEO兩職合一現(xiàn)象；管理者薪酬(Pay)方面樣本企業(yè)間存在較大差異，標(biāo)準(zhǔn)差達(dá)到了2.869。其他指標(biāo)都在合理范圍內(nèi)。

表2主要變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

變量平均值標(biāo)準(zhǔn)差最小值p25中位數(shù)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：描述性統(tǒng)計(jì)樣本觀測(cè)值為2 712。

(二)回歸結(jié)果與分析

本文利用統(tǒng)計(jì)軟件STATA 14.0對(duì)樣本進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。

表3為管理者過(guò)度自信與非效率投資關(guān)系以及董事網(wǎng)絡(luò)調(diào)節(jié)效應(yīng)的回歸結(jié)果。在模型1中，OC_P的系數(shù)為0.169且通過(guò)了1%水平上的顯著性檢驗(yàn)，模型3中OC_S的系數(shù)為0.142，同樣通過(guò)了1%水平上的顯著性檢驗(yàn)。模型1和模型3的回歸結(jié)果表明，管理者過(guò)度自信加劇了企業(yè)非效率投資水平，與前人的研究結(jié)論一致。其次，本文檢驗(yàn)了董事網(wǎng)絡(luò)對(duì)管理者過(guò)度自信造成的非效率投資的治理效應(yīng)。借鑒溫忠麟等(2005)[24]提出的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)方法，在模型2和模型4分別加入了調(diào)節(jié)變量Cen與自變量OC的交互項(xiàng)OC_P*Cen、OC_S*Cen，以此來(lái)測(cè)度董事網(wǎng)絡(luò)是否對(duì)管理者過(guò)度自信與非效率投資的關(guān)系產(chǎn)生影響。模型2中和模型4中，OC_P*Cen與OC_S*Cen的系數(shù)分別為-0.287和-0.476且均通過(guò)了5%水平上的顯著性檢驗(yàn)，這說(shuō)明隨著董事網(wǎng)絡(luò)中心度的提高，管理者過(guò)度自信對(duì)非效率投資的影響減小。如前文所述，在管理者做出決策前，董事網(wǎng)絡(luò)中的大量異質(zhì)性和稀缺信息能夠幫助管理者糾正認(rèn)知偏差，抑制管理者過(guò)度自信心理，從而避免管理者盲目做出投資決策；在管理者做出投資決策后，董事網(wǎng)絡(luò)能夠通過(guò)資源輸送進(jìn)行支持，防止產(chǎn)生投資不足。因此，假設(shè)1得到了很好的支持。

此外，模型2中董事網(wǎng)絡(luò)(Cen)的系數(shù)為-0.114且通過(guò)了5%水平上的顯著性檢驗(yàn)，這說(shuō)明董事網(wǎng)絡(luò)的存在會(huì)減弱企業(yè)的非效率投資水平；獨(dú)立董事比例(Indr)的系數(shù)不顯著，說(shuō)明單純依靠提高獨(dú)立董事比例并不能抑制管理者過(guò)度自信帶來(lái)的非效率投資水平，還需要提高獨(dú)立董事的質(zhì)量，多引進(jìn)具有良好聲譽(yù)和擁有社會(huì)資源的獨(dú)立董事；管理者持股比例與非效率投資水平顯著正相關(guān)，這可能是股權(quán)激勵(lì)導(dǎo)致了管理者產(chǎn)生過(guò)度自信心理從而造成非效率投資所致；兩職合一(Duality)雖然與非效率投資正相關(guān)但沒(méi)有通過(guò)5%水平上的顯著性檢驗(yàn)，這說(shuō)明兩職合一并非是造成管理者非效率投資的關(guān)鍵因素；管理者薪酬(Pay)與非效率投資顯著負(fù)相關(guān)，這可能是因?yàn)樵谛匠昱c績(jī)效掛鉤的制度傾向下，管理者為了提高自己的薪酬水平會(huì)努力提高投資水平。

表3 過(guò)度自信與非效率投資關(guān)系以及董事網(wǎng)絡(luò)調(diào)節(jié)效應(yīng)的回歸結(jié)果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平上顯著，括號(hào)內(nèi)為相應(yīng)的t值，下同。

表4產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對(duì)董事網(wǎng)絡(luò)治理效果影響的回歸結(jié)果

變量/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/行業(yè)控制控制控制控制調(diào)整R20.1620.1540.0900.151樣本量2 2562 256456456

表4為不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下董事網(wǎng)絡(luò)治理效果的回歸結(jié)果。本文對(duì)樣本進(jìn)行了分組檢驗(yàn)，其中模型1和模型2為非國(guó)有企業(yè)樣本回歸結(jié)果，模型3和模型4為國(guó)有企業(yè)樣本回歸結(jié)果。在模型1和模型2中，指標(biāo)OC_P*Cen、OC_S*Cen的系數(shù)依然顯著為負(fù)，說(shuō)明在非國(guó)有企業(yè)中董事網(wǎng)絡(luò)對(duì)管理者過(guò)度自信帶來(lái)的非效率投資依然具有顯著的治理作用；在模型3與模型4中，OC_P*Cen、OC_S*Cen的系數(shù)均不顯著，這說(shuō)明在國(guó)有企業(yè)中董事網(wǎng)絡(luò)并沒(méi)有對(duì)管理者過(guò)度自信與非效率投資的關(guān)系起到調(diào)節(jié)作用，治理效應(yīng)不顯著。如前文所述，國(guó)有企業(yè)的經(jīng)營(yíng)管理受政府干預(yù)較大，如董事任命、項(xiàng)目決策、績(jī)效考核等都受到政府的限制，董事網(wǎng)絡(luò)難以發(fā)揮其有效的治理作用；相反，在非國(guó)有企業(yè)中，企業(yè)經(jīng)營(yíng)受政府干預(yù)較小，企業(yè)可以根據(jù)實(shí)際情況聘請(qǐng)所需的連鎖董事，并通過(guò)董事網(wǎng)絡(luò)將外部的信息和資源輸送到企業(yè)內(nèi)部，充分發(fā)揮董事網(wǎng)絡(luò)的治理作用。因此，假設(shè)2得證。

值得注意的是，在對(duì)樣本進(jìn)行分組回歸后，管理層持股水平(Mshare)、薪酬水平(Pay)以及現(xiàn)金流(Cash)的系數(shù)和顯著性在兩組樣本中產(chǎn)生了差異。在國(guó)有企業(yè)中，管理者持股比例系數(shù)顯著為正，而在非國(guó)有企業(yè)中該系數(shù)不顯著，這說(shuō)明在國(guó)有企業(yè)中管理者持股比例越大投資效率越低，而在非國(guó)有企業(yè)中則不存在這種關(guān)系。一種可能的解釋是，在非國(guó)有企業(yè)中，股權(quán)激勵(lì)能夠很好地發(fā)揮作用，管理者為了自身和企業(yè)長(zhǎng)遠(yuǎn)的利益會(huì)傾向于努力提高投資效率，而國(guó)有企業(yè)中股權(quán)激勵(lì)并沒(méi)有發(fā)揮很好的效果，反而激發(fā)了管理者的過(guò)度自信心理，降低了投資效率。在非國(guó)有企業(yè)樣本中，管理者薪酬水平(Pay)的系數(shù)為顯著為負(fù)，而在國(guó)有企業(yè)中該指標(biāo)不顯著，這說(shuō)明在非國(guó)有企業(yè)中薪酬激勵(lì)能夠促使管理者提高投資效率，而在國(guó)有企業(yè)中由于限薪政策以及績(jī)效考核特殊性等原因，薪酬激勵(lì)并沒(méi)有帶來(lái)投資效率的提升。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.變量度量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

第一，對(duì)管理者過(guò)度自信的度量。上文中對(duì)管理者過(guò)度自信的度量采用了業(yè)績(jī)預(yù)測(cè)法和股權(quán)變動(dòng)法兩種方法，且回歸結(jié)果一致，這初步證明本文檢驗(yàn)結(jié)果具有穩(wěn)健性。第二，對(duì)投資效率的度量。獲得投資收益是上市公司進(jìn)行投資的主要目的，因此 借鑒李笑雪(2010)[25]的測(cè)量方法， 利用投資報(bào)酬率與資本成本的比值來(lái)對(duì)投資效率進(jìn)行測(cè)度，回歸結(jié)果與前文基本一致。第三，對(duì)董事網(wǎng)絡(luò)的測(cè)量。網(wǎng)絡(luò)中心度的測(cè)量除了程度中心度還包括中介中心度、接近中心度以及結(jié)構(gòu)洞等。鑒于本文的研究?jī)?nèi)容， 將中介中心度以及結(jié)構(gòu)洞作為程度中心度的替代變量進(jìn)行回歸檢驗(yàn)，回歸結(jié)果與前文一致。

2.關(guān)于內(nèi)生性的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文所研究的主要變量為管理者過(guò)度自信、非效率投資以及董事網(wǎng)絡(luò)，這些變量可能會(huì)共同受到某些公司特征以及其他變量的影響，從而造成內(nèi)生性問(wèn)題。在變量度量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)中， 已經(jīng)對(duì)文中主要變量進(jìn)行了替代，以此來(lái)降低不同變量同時(shí)受到某些因素影響從而產(chǎn)生內(nèi)生性問(wèn)題的可能性。

為了進(jìn)一步減少變量間的內(nèi)生性問(wèn)題，本文利用兩階段回歸法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。管理者個(gè)人經(jīng)驗(yàn)和特質(zhì)會(huì)影響其過(guò)度自信心理， 選取管理團(tuán)隊(duì)平均學(xué)歷以及擁有高級(jí)職稱數(shù)量?jī)蓚€(gè)變量作為工具變量，進(jìn)行二階段回歸檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在第一階段回歸中，管理者過(guò)度自信與平均學(xué)歷以及擁有高級(jí)職稱數(shù)量顯著正相關(guān)，這意味著學(xué)歷高和擁有高級(jí)職稱的管理者傾向于過(guò)度自信。利用第一階段回歸得到的管理者過(guò)度自信估計(jì)值(Overcon_E)進(jìn)行第二階段的回歸，結(jié)果與上文基本一致，這說(shuō)明本文檢驗(yàn)結(jié)果具有穩(wěn)健性。限于篇幅，本文所有穩(wěn)健性檢驗(yàn)未予列示。

(四)進(jìn)一步研究：董事網(wǎng)絡(luò)治理的作用路徑

上文檢驗(yàn)了董事網(wǎng)絡(luò)對(duì)管理者過(guò)度自信帶來(lái)的非效率投資的治理效果，但董事網(wǎng)絡(luò)中的信息和資源是如何傳遞到管理者手中的？為了進(jìn)一步揭開(kāi)董事網(wǎng)絡(luò)治理的黑箱， 本文選取了董事會(huì)會(huì)議次數(shù)(MNum)以及連鎖董事出席董事會(huì)會(huì)議次數(shù)(ANum)指標(biāo)，從董事會(huì)和連鎖董事個(gè)體兩個(gè)層面進(jìn)一步分析董事網(wǎng)絡(luò)治理管理者過(guò)度自信的作用路徑。

董事會(huì)會(huì)議次數(shù)是正式制度約束下董事履職強(qiáng)度的體現(xiàn)，反映了董事之間信息交換的頻率。董事會(huì)會(huì)議次數(shù)越多，則連鎖董事與企業(yè)內(nèi)部管理者交流的機(jī)會(huì)越多，董事網(wǎng)絡(luò)中的稀缺信息和資源傳遞到管理者手中的幾率越大。董事會(huì)會(huì)議為連鎖董事將外部信息和資源傳遞到管理者手中提供了途徑，但如果連鎖董事缺席董事會(huì)會(huì)議，則董事網(wǎng)絡(luò)便失去了治理作用的直接載體。因此，連鎖董事出席董事會(huì)會(huì)議對(duì)董事網(wǎng)絡(luò)治理效用的發(fā)揮也起到至關(guān)重要的作用。為了進(jìn)一步揭開(kāi)董事網(wǎng)絡(luò)治理的黑箱，本文檢驗(yàn)了董事會(huì)會(huì)議次數(shù)(MNum)以及連鎖董事出席會(huì)議次數(shù)(ANum)對(duì)董事網(wǎng)絡(luò)治理效果的影響。構(gòu)建了管理者過(guò)度自信(OC)、董事網(wǎng)絡(luò)中心度(Cen)以及董事會(huì)會(huì)議次數(shù)(MNum)三者的交互項(xiàng)OC_P*Cen*MNum加入到模型1與模型3中，構(gòu)建管理者過(guò)度自信(OC)、董事網(wǎng)絡(luò)中心度(Cen)以及連鎖董事出席董事會(huì)會(huì)議次數(shù)(ANum)三者的交互項(xiàng)OC_P*Cen*ANum加入到模型2與模型4中，以此來(lái)分別檢驗(yàn)董事會(huì)會(huì)議次數(shù)以及連鎖董事出席會(huì)議次數(shù)對(duì)董事網(wǎng)絡(luò)治理效果的影響。模型1和模型3中，OC_P*Cen*MNum和OC_S*Cen*MNum的系數(shù)顯著為正，這說(shuō)明隨著董事會(huì)會(huì)議召開(kāi)次數(shù)的增多，董事網(wǎng)絡(luò)的治理效果增強(qiáng)；模型2與模型4中，OC_P*Cen*ANum和OC_S*Cen*ANum的系數(shù)同樣顯著為正，這說(shuō)明連鎖董事越勤勉，出席董事會(huì)會(huì)議次數(shù)越多，董事網(wǎng)絡(luò)的治理效果越強(qiáng)。

以上研究結(jié)果表明，董事會(huì)會(huì)議以及連鎖董事出席董事會(huì)會(huì)議是董事網(wǎng)絡(luò)發(fā)揮治理作用的重要路徑，企業(yè)只有合理設(shè)計(jì)董事會(huì)會(huì)議制度以及規(guī)范連鎖董事履職行為，才能充分發(fā)揮董事網(wǎng)絡(luò)的治理作用，提高企業(yè)經(jīng)營(yíng)效率。

表5董事會(huì)會(huì)議以及連鎖董事出席會(huì)議對(duì)董事網(wǎng)絡(luò)治理效果的影響

變量模型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)控制變量控制———年度/行業(yè)控制———調(diào)整R20.1520.2010.1360.182樣本量2 7122 7122 7122 712

五、研究結(jié)論與啟示

(一)主要研究結(jié)論

本文采用我國(guó)A股上市公司2007-2014年間的數(shù)據(jù)，基于企業(yè)非效率投資視角，理論分析并實(shí)證檢驗(yàn)了董事網(wǎng)絡(luò)對(duì)管理者過(guò)度自信的治理作用。研究結(jié)果表明，隨著董事網(wǎng)絡(luò)中心度的提高，管理者過(guò)度自信與非效率投資的關(guān)系顯著減弱，這說(shuō)明董事網(wǎng)絡(luò)削弱了管理者過(guò)度自信對(duì)非效率投資的影響，具有治理效應(yīng)；相比于國(guó)有企業(yè)，董事網(wǎng)絡(luò)在非國(guó)有企業(yè)中的治理作用更顯著；進(jìn)一步地，董事會(huì)會(huì)議次數(shù)越多，連鎖董事出席董事會(huì)會(huì)議次數(shù)越多，董事網(wǎng)絡(luò)的治理效果越好。本文研究結(jié)果表明，董事網(wǎng)絡(luò)是治理管理者過(guò)度自信的有效“藥方”，能夠幫助企業(yè)削弱管理者過(guò)度自信帶來(lái)的非效率投資，研究結(jié)論具有重要的實(shí)踐意義。與此同時(shí)，本文從董事會(huì)層面和連鎖董事個(gè)體層面剖析了董事網(wǎng)絡(luò)的治理路徑，揭開(kāi)了董事網(wǎng)絡(luò)治理的黑箱，彌補(bǔ)了相關(guān)領(lǐng)域的研究不足，具有重要的理論意義。

(二)研究啟示

在企業(yè)間董事網(wǎng)絡(luò)普遍存在且日益成為重要公司治理機(jī)制的背景下，本文揭示了董事網(wǎng)絡(luò)治理管理者過(guò)度自信的效果和作用路徑，對(duì)于企業(yè)完善董事網(wǎng)絡(luò)治理機(jī)制、提高投資效率具有重要啟示。

(1)充分發(fā)揮董事網(wǎng)絡(luò)治理作用，提高投資決策水平。企業(yè)間通過(guò)連鎖董事形成了一張巨大的“網(wǎng)”，網(wǎng)絡(luò)中每個(gè)個(gè)體都會(huì)受到網(wǎng)絡(luò)中其他個(gè)體的影響，信息和資源通過(guò)網(wǎng)絡(luò)可以在企業(yè)間快速的流動(dòng)，實(shí)現(xiàn)資源的再分配。以往企業(yè)對(duì)于董事的任命往往為了滿足政策要求，如證監(jiān)會(huì)對(duì)獨(dú)立董事比例不得小于1/3的要求，而忽略了董事可能帶來(lái)的外部信息和資源。因此，企業(yè)對(duì)董事尤其是獨(dú)立董事的選聘應(yīng)該根據(jù)企業(yè)實(shí)際需求進(jìn)行，引入擁有大量社會(huì)資本以及具有較高聲譽(yù)的連鎖董事進(jìn)入董事會(huì)，充分發(fā)揮其鏈接外部董事網(wǎng)絡(luò)和企業(yè)內(nèi)部管理者的紐帶作用，為管理者提供稀缺信息和資源，抑制管理者過(guò)度自信心理，幫助管理者提高投資決策水平。具體到國(guó)有企業(yè)，董事尤其是獨(dú)立董事的選聘應(yīng)該盡量減少行政干預(yù)，盡可能通過(guò)市場(chǎng)化途徑選聘高質(zhì)量的董事，提高國(guó)有企業(yè)投資決策效率。

(2)優(yōu)化董事會(huì)會(huì)議制度，提高連鎖董事履職效果。董事會(huì)會(huì)議經(jīng)常被人詬病，原因在于很多董事會(huì)會(huì)議往往是企業(yè)經(jīng)營(yíng)不善的事后補(bǔ)救措施，沒(méi)有起到完善經(jīng)營(yíng)決策的事前控制作用。但不可否認(rèn)，董事會(huì)會(huì)議為連鎖董事尤其是獨(dú)立董事提供了為數(shù)不多的和管理者交流的機(jī)會(huì)，這能夠幫助管理者及時(shí)獲取外部信息和資源，提升董事網(wǎng)絡(luò)的治理效果。因此，企業(yè)需要優(yōu)化董事會(huì)會(huì)議制度，構(gòu)建較完善的董事會(huì)會(huì)議運(yùn)作、決策和反饋機(jī)制。企業(yè)重大決策要經(jīng)過(guò)董事會(huì)反復(fù)開(kāi)會(huì)討論，不要拘泥于會(huì)議形式和次數(shù)，提高投資決策質(zhì)量。與此同時(shí)，要規(guī)范連鎖董事的履職行為，建立健全董事會(huì)問(wèn)責(zé)制度，對(duì)于經(jīng)常缺席董事會(huì)會(huì)議的連鎖董事要予以通報(bào)，施加解雇壓力和市場(chǎng)聲譽(yù)壓力，提高連鎖董事履職效果，提高企業(yè)投資決策水平。