謝園

摘要：基于殘差模型，本文研究了投資者情緒和管理者過度自信對于我國A股上市公司投資異化行為的影響。通過實證檢驗的方法，檢驗了2009-2012年，市場參與者的這二種非理性行為并沒有造成上市公司的投資異化的假設。金融危機之后公司投資決策趨于謹慎，管理者過度自信無法發(fā)揮其中介效應，投資者情緒發(fā)揮作用的融資渠道和迎合渠道失效，使得市場表現(xiàn)出宏觀理性特征，其微觀主體也較少受到市場參與者非理性行為的影響。

關鍵詞：投資者情緒 過度自信 企業(yè)投資異化 所有權性質(zhì)

一、引言

近年來，隨著行為金融學的發(fā)展，國內(nèi)學者在這方面的研究也不斷增加，其成果主要在兩個方面：一、管理者過度自信等非理性行為對企業(yè)決策影響的研究逐漸完善，學者們通過實證研究的手段，結合中國國情，檢驗了許多西方先進的理論假設，如管理者過度自信會導致企業(yè)投資水平上升和過度自信的管理者對現(xiàn)金流更敏感等；二、投資者的非理性行為如投資者情緒，會扭曲企業(yè)投資決策。但是，同時考慮管理者和投資者的非理性，即完全擺脫“經(jīng)濟人”假設的研究非常有限。

其中，花如貴等人（2010）基于情緒感染理論和迎合理論，提出了管理者過度自信的中介效應理論，認為投資者情緒不僅直接干擾企業(yè)投資決策，還通過影響管理者的過度自信程度影響投資決策，驗證了Polk和Sapienza（2009）提出的投資者情緒迎合理論，即公司的管理者會追求短期股價的最大化，利用股東的短視行為，在投資者情緒高漲時，增加投資推動股價上升，而在情緒回落時減少投資的理論假設。此后，黃蓮琴（2011）、王海明（2012）等人也使用類似的方法再次對其進行了檢驗，得到了相對一致的結論。

可惜的是，上述研究主要分析了企業(yè)投資的絕對水平，而不能體現(xiàn)企業(yè)投資的相對水平，不能判斷因為投資者和管理者的非理性所造成的投資水平的上升是否合理。而苗文娟（2013）則在他們的基礎之上進一步考慮了投資異化的情況，利用企業(yè)經(jīng)營數(shù)據(jù)建立殘差模型，劃分企業(yè)投資水平的偏差，從而進一步分析了二者對企業(yè)投資偏差程度的影響。

但是上面的研究也仍有不足。首先，其過分重視選取樣本的時間長度，而忽視了期間企業(yè)管理者變換等因素所可能造成的復雜影響。其次，根據(jù)花如貴等人（2010）得出的結論，投資者和管理者的非理性行為所產(chǎn)生的影響存在這兩面性，高漲的投資者情緒和管理者的過度自信可能使得企業(yè)出現(xiàn)嚴重的投資過度，也可能緩解管理者過分謹慎所帶來的投資過低。因此，若不區(qū)分投資過度和投資不足，可能低估非理性行為對企業(yè)投資的影響。而且王德魯（2013）在研究中通過區(qū)分所有權性質(zhì)，發(fā)現(xiàn)管理者過度自信的增加會提高國企的投資水平，而降低民企的投資水平。這說明，確實有必要在今后的研究中，對非理性行為的影響對象進行更加細致的劃分。

本文將在上述研究的基礎上進行改進，綜合其優(yōu)點擯棄其缺陷，在市場的宏觀理性框架下，區(qū)分投資異化和公司所有權性質(zhì)，結合我國后經(jīng)濟危機時代的投資和經(jīng)營特點，進一步分析當前投資者情緒、管理者過度自信對企業(yè)投資異化的影響，探討各市場參與者非理性的傳遞效率。

二、理論分析和研究假說

（一）投資者情緒對投資異化的作用

Stein（1996）將投資者情緒定義為，投資者在有限理性下，對與未來預期的系統(tǒng)性偏差，受到大多數(shù)學者的認可，因此本文對投資者情緒的討論也將以這一定義為基礎。

根據(jù)現(xiàn)有研究，投資者情緒對公司投資決策的影響，主要有二個方面：一是融資渠道機制。投資者情緒首先造成公司股價與其實際價值的偏離，放寬或者收束了該公司的融資渠道，增加了該公司的融資成本，使得公司的現(xiàn)金流相應減少，要求該公司只能優(yōu)先投資于回報率較高或者具有重大戰(zhàn)略意義的項目，而減少次要的投資項目；二是迎合渠道。短視的經(jīng)理為了突出其經(jīng)營成果，將以短期股價的最大化作為經(jīng)營目標，而這一目標偏差將導致管理者錯誤配置資本，甚至盲目地擴大投資。因此，投資者情緒的高漲將導致公司投資水平的升高，并且國外學者Barberis和Thaler（2003）和國內(nèi)學者吳世農(nóng)等人（2009）的研究，已經(jīng)通過實證的手段證實了這一推論。但是投資者的非理性行為所造成的投資水平變化是否超出了正常范圍？由投資者非理性行為所促成的投資項目一定是負NPV的項目嗎？對于這一問題的研究十分罕見。本文認為，投資者情緒雖然會造成整體投資水平的變化，但是任何訓練有素的管理者都不可能完全參照投資者情緒進行投資決策，因此這一變化應當仍然處于理性投資決策的范圍之內(nèi)，不會造成企業(yè)投資行為的異化。由此，提出兩個假設：

H1：投資者情緒雖然可能影響企業(yè)投資水平，但是不會造成企業(yè)投資行為的異化。

（二）管理者過度自信對投資異化的作用

公司擴張是企業(yè)家經(jīng)營的重要目標，但是過度自信的管理者在決策時可能存在高估項目收益、低估風險或者盲目樂觀的情況，具體來說，管理者可能會采取激進的債務融資決策、提高企業(yè)投資水平、對現(xiàn)金流更加敏感。目前國內(nèi)研究對于上述方面的結論還是比較一致的，但是過度自信所造成的決策雖然不一定是理性的最優(yōu)決策，卻未必是非理性的。上市公司的管理者都具備出色的經(jīng)營技巧和豐富的決策經(jīng)營，在長期的管理生涯中基本養(yǎng)成了理性決策的習慣。而激進的決策并不一定是非理性（對風險和收益存在錯誤估計）的，管理者做成激進決策未必是出于對風險的低估，更多的是出于企業(yè)長期戰(zhàn)略布局考慮的。因此可以將管理者視為短期非理性而長期理性的決策者，其長期理性會在一定程度上限制并糾正短期非理性行為，將非理性行為的消極影響控制在一定范圍之內(nèi)，管理者可能做出激進的決策，但較少作出非理性決策。由此提出本文的第3個假設：

H2：管理者過度自信不會造成企業(yè)投資異化。

（三）所有權性質(zhì)對投資異化的作用

由于我國經(jīng)濟結構的特點，國有企業(yè)在許多方面有別于非國有經(jīng)濟主體，具有明顯的經(jīng)營優(yōu)勢，甚至導致部分國有企業(yè)長期處于壟斷地位。二者在公司結構和經(jīng)營特點上也具有明顯的不同，非國有公司體現(xiàn)出較強的經(jīng)濟活力和對市場的快速反應能力，而國有公司則傾向與穩(wěn)健經(jīng)營。而二者的不同也將影響投資者情緒和管理者過度自信的傳遞渠道和傳遞效率，甚至可能完全消除市場非理性參與者的行為影響，維持宏觀市場的總體理性。endprint

李維安（2005）的研究表明，民營企業(yè)通過合理配置股東的持股比例，均衡各方利益的方式，可以抑制管理者過度自信對公司投資水平的影響。王德魯（2013）發(fā)現(xiàn)，非理性行為確實造成了國企投資水平的增加，但對民企的作用卻正好相反。所以在研究中有必要區(qū)分國有企業(yè)和非國有企業(yè)。本文在以上基礎上提出以下假設：

H3：國有企業(yè)更容易受到管理者過度自信的直接影響，而非國有企業(yè)則更容易受到以過度自信為中介的投資者情緒效應的影響。

三、研究數(shù)據(jù)與研究設計

（一）數(shù)據(jù)選擇

本文選取2009～2012年滬深證券交易所的上市公司數(shù)據(jù)為研究對象，并提出以下樣本：金融類和ST公司；主要財務數(shù)據(jù)缺失的公司；總經(jīng)理在考察年度未能連任的公司。最后篩選出826個上市公司，共3304組觀測值。所有數(shù)據(jù)均來自深圳自國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR）。

（二）變量選擇

1、企業(yè)投資異化的度量

Vogt（1994）采用自由現(xiàn)金流和托賓Q來衡量企業(yè)的過度投資行為。國內(nèi)大多數(shù)學者也采用托賓Q值或者分解托賓Q值的方法來度量企業(yè)的投資水平。但遺憾的是，這種方法并不能確切地度量企業(yè)投資異化的程度。本文借鑒Richardson（2006），通過擬合預期投資支出，以實際投資支出與預期投資支出之差來衡量企業(yè)的投資異化的方法，基于市場的宏觀理性特征和我國企業(yè)的實際情況，對Richardson殘差模型進行改進，設置如下：

[Invi，t=α+β1Invi，t-1+β2Growthi，t+β3Debti，t-1+β4ROEi，t-1+β5Scalei，t-1+β6Cashi，t+β7Cashi，t-1+Year+∑Company+εi，t]（1）

其中，[Invi，t]表示i企業(yè)t年的實際投資支出；[Growthi，t]表示i企業(yè)t年的投資機會，這里要說明的是，本文之所以選取t年的企業(yè)主營收入增長率，而不是像Richardson一樣選擇t-1年的企業(yè)主營收入增長率，作為企業(yè)投資機會的代理變量，是因為本文認為企業(yè)當年以及后一年主營收入增長能夠更好地衡量當年企業(yè)投資是否產(chǎn)生了預期的投資收益，即投資是否過度，但由于后一年數(shù)據(jù)不可得，因而僅采用t年的主營收入增長率作為替代變量；[Debti，t-1]、[Roei，t-1]、[Scalei，t-1]、[Cashi，t]、[Cashi，t-1]分別表示i企業(yè)t-1年末的資產(chǎn)負債率、股票收益率、企業(yè)規(guī)模和t年及t-1年年末的經(jīng)營現(xiàn)金流。之所以在模型里添加t年的經(jīng)營現(xiàn)金流是考慮到企業(yè)當年的現(xiàn)金流也可能使得企業(yè)臨時改變投資計劃，增減投資金額，從而影響著當年企業(yè)的實際投資。[Company]和[Year]分別為公司虛擬變量和年度虛擬變量。

2、投資者情緒的度量

本文借鑒花貴如的研究，通過上一年7-12月的股票累計月收益率，計算半年期的動量指標，衡量投資者情緒：計算公司如下：

[ISt=i=712Ri，t-1] （2）

其中[Ri，t-1]表示t-1年第i月的股票月收益率。雖然我國投資者的投資理念更傾向于短期交易，主要收益由資本利得組成，而較少考慮股利和分紅因素，但是依然不能排除特定公司的股利政策對投資者的影響。因此，所以在統(tǒng)計月收益率時，采用了考慮現(xiàn)金紅利再投資的月回報率，以使得這一指標具有普遍性。

3、管理者過度自信的度量

通過對現(xiàn)有文獻的整理可以發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)外學者們對高管過度自信的量化指標尚未統(tǒng)一，但是基于國內(nèi)已有的研究，以下幾種方法較為適合我國實際情況：一是高管薪酬比例法；二是打分法；三是持股數(shù)量變化法。

本文認為，方法一由于薪酬這一變量自身的客觀性，將使其對過度自信這一主觀因素的解釋力大大降低；而方法二的成本較高，并且其評價標準難以制定，實行起來具有一定的困難。并且根據(jù)唐蓓（2010）的研究，由于我國上市公司高管持股不能自由流通，其增持股票的前提是對公司前景非常樂觀，并且愿意承擔因此增加的風險，因此高管增持股票可以視為過度自信的表現(xiàn)形式。因此，選取高管持股數(shù)量變化率作為過度自信的衡量指標，若CEO增持股票則將其視為過度自信的管理者，反之則為非過度自信。

4、控制變量的選取和處理

同時，參照國內(nèi)外學者的相關研究，本文進一步考慮公司治理中的約束節(jié)制和管理機制，已經(jīng)其他可能對企業(yè)投資決策產(chǎn)生影響的因素，具體定義如表1。同時由于本文在樣本選取中可能包含了部分數(shù)據(jù)異常的樣本，為消除其影響，對各數(shù)值型控制變量，對變量值處于0%-1%和99%-100%的范圍內(nèi)的樣本進行winsorize處理。

表1 變量定義

[變量類型＼&變量名稱＼&變量符號＼&變量定義＼&被解釋

變量＼&實際投資＼&Inv＼&（購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金-處置固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)收回的現(xiàn)金凈額）/年末總資產(chǎn)＼&投資異化＼&IB＼&Richardson模型的回歸殘差＼&主解釋

變量＼&投資者情緒＼&IS＼&股票半年的累計月收益率＼&高管過度自信＼&Con＼&高管持股數(shù)量變化率，定義管理者過度自信，變量值為1，反之為0＼&監(jiān)督

機制＼&獨立董事比例＼&ID＼&獨立董事人數(shù)/董事會總人數(shù)＼&董事會勤勉度＼&BM＼&董事會會議次數(shù)＼&兼任董事長＼&Boss＼&CEO是否兼任董事長職務，兼任則為1，否則為0＼&激勵

機制＼&董事會持股比例＼&Bhold＼&董事會成員持股數(shù)/總股份＼&監(jiān)事會持股比例＼&Ahold＼&監(jiān)事會成員持股數(shù)/總股份＼&控

制

變

量＼&最終控制人＼&State＼&國有取1，非國有取0＼&企業(yè)成長機會＼&Growth＼&主營業(yè)務收入增長率＼&現(xiàn)金流＼&Cash＼&現(xiàn)金流凈額/總資產(chǎn)＼&資產(chǎn)負債率＼&Debt＼&總負債/總資產(chǎn)＼&企業(yè)規(guī)模＼&Scale＼&總資產(chǎn)的自然對數(shù)＼&股本回報率＼&Roe＼&凈利潤/所有者權益＼&公司虛擬變量＼&Company＼&本公司則取值為1，否則為0＼&年度虛擬變量＼&Year＼&本年度取值為1，否則為0＼&]endprint

四、實證結果及分析

（一）資本投資模型

首先通過方差膨脹因子（VIF）方法，對上文所述改進的Richardson資本投資模型的自變量進行多重共線性檢驗。檢驗結果顯示，最大的VIF值為1.24，小于2，故認為變量之間不存在多重共線性。由于需要建立動態(tài)面板模型，進行Arellano-Bond檢驗，檢驗的p值為0.3061，說明存在自相關，但由于所取樣本時間段較短，不再進行差分處理，而使用自相關適應的Blundell-Bond估計量建立資本投資模型，具體結果如表2：

表2 資本投資模型的檢驗和參數(shù)估計

[變量＼&[Invi，t-1]＼&[Growthi，t]＼&[Debti，t-1]＼&[Roei，t-1]＼&[Scalei，t-1]＼&[Cashi，t]＼&[Cashi，t-1]＼&系數(shù)＼&-0.1949**＼&0.0065***＼&-0.0537***＼&0.0016＼&0.0053＼&-0.0521***＼&0.0019＼&標準誤＼&（0.0962）＼&（0.0022）＼&（0.0130）＼&（0.0091）＼&（0.0039）＼&（0.0199）＼&（0.0126）＼&時間＼&控制＼&公司＼&控制＼&Wald chi2＼&191.55***＼&]

注：***、**、**分別表示在1%、5%、10%顯著性水平上顯著。

從表3可以看出，多數(shù)的系數(shù)是顯著的，而模型的卡方檢驗值也表明模型的整體擬合情況較好。以上結果說明，通過上述資本投資模型能夠較好地衡量企業(yè)當年的投資水平。因此，在市場的宏觀有效和理性假設下，通過其殘差來衡量企業(yè)投資異化程度的方法是有效的。在此基礎上，分別以殘差大于0的樣本為過度投資組，而殘差小于0的樣本為投資不足組進行后續(xù)分析。

（二）企業(yè)投資異化模型

根據(jù)前文的分析，建立如下企業(yè)投資異化模型分析管理者過度自信、投資者評價與企業(yè)投資異化水平的關系，并驗證投資者評價是否對企業(yè)投資異化水平產(chǎn)生影響：

[IBit=β0+β1ISit+β2Conit+β3JDit+β4JLit+β5Xit+εit] （2）

注：JD表示監(jiān)督機制；JL表示激勵機制；X表示其他控制變量。

首先通過VIF方法進行多重共線性檢驗，最大的VIF值為1.49，依然不超過2，因此不存在多重共線性的現(xiàn)象。而表3的左側4個模型分別展示投資者情緒、管理者過度自信、公司監(jiān)督和激勵機制以及其他控制變量的回歸結果。

表3 面板數(shù)據(jù)回歸

[分組＼&投資異化模型＼&穩(wěn)健性檢驗＼&國企＼&民企＼&國企＼&民企＼&IB>0＼&IB<0＼&IB>0＼&IB<0＼&IB>0＼&IB<0＼&IB>0＼&IB<0＼&[IS]＼&-0.0026＼&-0.0003＼&0.0027＼&0.0028＼&-0.0026＼&-0.0003＼&0.0023＼&0.0030＼&（0.0079）＼&（0.0030）＼&（0.0095）＼&（0.0037）＼&（0.0079）＼&（0.0030）＼&（0.0095）＼&（0.0037）＼&[Con]＼&-0.0045＼&0.0035＼&0.0062＼&0.0019＼&-0.0019＼&-0.0024＼&0.0004＼&-0.0010＼&（0.0062）＼&（0.0025）＼&（0.0052）＼&（0.0024）＼&（0.0040）＼&（0.0017）＼&（0.0054）＼&（0.0020）＼&[ID]＼&-0.0132＼&-0.0030＼&0.0736＼&-0.0106＼&-0.0128＼&-0.0018＼&0.0738＼&-0.0098＼&（0.0481）＼&（0.0197）＼&（0.0600）＼&（0.0219）＼&（0.0483）＼&（0.0198）＼&（0.0610）＼&（0.0218）＼&[BM]＼&0.0009＼&0.0004＼&0.0008＼&-0.0004＼&0.0008＼&0.0004＼&0.0009＼&-0.0004＼&（0.0007）＼&（0.0002）＼&（0.0008）＼&（0.0003）＼&（0.0007）＼&（0.0002）＼&（0.0008）＼&（0.0003）＼&[Boss]＼&-0.0031＼&-0.0068*＼&0.0038＼&-0.0032＼&-0.0024＼&-0.0064*＼&0.0034＼&-0.0031＼&（0.0092）＼&（0.0036）＼&（0.0066）＼&（0.0026）＼&（0.0092）＼&（0.0036）＼&（0.0066）＼&（0.0026）＼&[Bhold]＼&0.0309＼&0.0425＼&-0.0037＼&0.0485***＼&0.0246＼&0.0556＼&0.0029＼&0.0502***＼&（0.1054）＼&（0.0352）＼&（0.0263）＼&（0.0118）＼&（0.1033）＼&（0.0343）＼&（0.0259）＼&（0.0116）＼&[Ahold]＼&-0.4941＼&0.3142＼&0.2294＼&0.3600***＼&-0.5633＼&0.2593＼&0.2872＼&0.3688***＼&（1.6424）＼&（0.5060）＼&（0.3155）＼&（0.1310）＼&（1.5777）＼&（0.5207）＼&（0.3031）＼&（0.1312）＼&[Cash]＼&0.0975***＼&0.0604***＼&0.0379＼&0.0719***＼&0.0974**＼&0.0608***＼&0.0369＼&0.0714***＼&（0.0346）＼&（0.0106）＼&（0.0317）＼&（0.0111）＼&（0.0346）＼&（0.0105）＼&（0.0317）＼&（0.0111）＼&[Scale]＼&0.0123***＼&0.0143***＼&0.0070**＼&0.0154***＼&0.0122***＼&0.0144***＼&0.0071**＼&0.0155***＼&（0.0020）＼&（0.0012）＼&（0.0029）＼&（0.0013）＼&（0.0020）＼&（0.0012）＼&（0.0029）＼&（0.0013）＼&時間＼&控制＼&公司＼&控制＼&Wald chi2＼&55.46***＼&208.67***＼&16.99＼&199.29***＼&33.22***＼&33.67***＼&90.91***＼&85.94***＼&調(diào)整[R2]＼&0.1088＼&0.3463＼&0.0419＼&0.3373＼&0.1104＼&0.3462＼&0.0419＼&0.3357＼&N＼&578＼&662＼&507＼&729＼&578＼&662＼&507＼&729＼&]endprint

注：***、**、**分別表示在1%、5%、10%顯著性水平上顯著。

1、模型的整體分析

從整體上來看，本文的投資異化模型對企業(yè)過度投資現(xiàn)象的解釋較弱，但是能夠較好解釋企業(yè)投資不足問題，并且模型整體的顯著性證明了企業(yè)投資異化的存在，也說明該模型能較好地解釋各因素對企業(yè)投資異化的影響。

下面從誤差分析的角度進行分析，首先對殘差模型的誤差項進行統(tǒng)計，其均值約為0.002，標準差約為0.073，可以認為其服從正態(tài)分布。那么投資異化模型對投資異化的低解釋程度則主要有3種可能：第一，除了本文所考慮的因素，還有其它重要因素沒有考慮，即存在遺漏變量；第二，所選取樣本中的許多公司沒有出現(xiàn)投資異化的行為，總體上沒有表現(xiàn)出投資異化；第三，前2種情況共通作用的結果。

若是第一種情況，則雖然模型并不是最優(yōu)的，卻并不影響本文對各因素作用的分析。若是第二種情況，則說明至少在本文所選取的樣本區(qū)間內(nèi)，我國的上市公司確實具有宏觀上的理性投資特點，并且能夠為證明本文的假設1和2提供了有力的證據(jù)。若是第三種情況，即宏觀市場的理性并非是真實的，而是其它遺漏變量的作用結果，則較為復雜，且其范圍已經(jīng)超出了本文所討論的主題，因此暫不考慮第3種情況。在此基礎上，本文繼續(xù)對各類因素進行具體分析。

2、投資者情緒和管理者過度自信

從表3中可以看出，投資者情緒和管理者過度自信對企業(yè)投資異化均沒有顯著的影響。相反，若單純地以企業(yè)投資水平為因變量，二者的系數(shù)依然是不顯著的；若剔除財務指標而只考慮公司治理因素，則過度自信的系數(shù)變?yōu)轱@著，但是整體模型的解釋程度卻相當?shù)牡?，其調(diào)整的R2最大的也僅有0.05，但出于篇幅限制本文將不展示不同模型的嘗試結果。

而正如前文所提到的，之前國內(nèi)學者的研究中，二者對公司的投資水平的影響確實是顯著的。具體來看，上述研究所采用的數(shù)據(jù)均以2008年之前的數(shù)據(jù)為主，而本文所選取的樣本時間段則在09-12年，說明我國上市公司在2008年的金融危機之后出現(xiàn)了明顯的變化，上市公司對于投資者情緒和管理者過度自信的反應明顯弱化，基本不受二者的影響。這一結果也符合08年以來我國的經(jīng)濟特點，雖然我國經(jīng)濟在金融危機之后依然高速增長，但是各上市公司依然受到了較大的影響，股價的下跌導致公司股權融資效率大大降低，直接限制了公司的投資水平，從而堵塞了投資者情緒發(fā)生作用的股權融資渠道。而在近年來的大熊市中，我國滬深市場依然持續(xù)低迷，投資者情緒保持相對中性，09-12年的均值約為0.09，標準差約為0.34，既沒有嚴重的恐慌，也沒有過分的低估。再加上我國經(jīng)濟轉(zhuǎn)軌進程的不斷推進，使得我國公司在這一經(jīng)濟階段的投資決策以慎重為主，部分公司對于現(xiàn)金流的依賴導致企業(yè)投資對于現(xiàn)金流的敏感性大大增加。使得管理者在進行決策時無暇顧及投資者的情緒，大大削弱了迎合渠道的作用，使得投資者情緒造成公司投資行為的異化。而在后金融危機時代，即使是過度自信的管理者，其對于未來經(jīng)濟形勢的判斷也是相對謹慎的，沒有造成公司投資的異化。

因此，可以認為本文的H1和H2在所選樣本區(qū)間內(nèi)是成立的，市場參與者的非理性并沒有造成公司投資行為的異化，而不能證明H3是成立的。

3、所有權性質(zhì)對投資異化的影響

從回歸結果可以看出，民企和國企最顯著的不同便是公司激勵機制的作用。董事會持股比例和監(jiān)事會持股比例這2個因素對于投資不足的民企有顯著的影響，而對于國企卻沒有。并且其系數(shù)表明：監(jiān)事會股權激勵機制的效果遠遠好于董事會的股權激勵機制的效果。說明這一政策的邊界效應遠高于董事會激勵機制。因此，在公司經(jīng)營管理過程中，應當給予監(jiān)事會成員適當?shù)闹匾?，激勵其發(fā)揮監(jiān)督職能，從而防止公司投資決策過分謹慎，改善經(jīng)營狀況。同時，通過對于過度投資組的觀察可以發(fā)現(xiàn)，公司治理結構對于消除過度投資行為并沒有顯著的效果。因此所有權性質(zhì)其實是決定我國公司治理結構是否能夠發(fā)揮作用的關鍵因素之一，但其具體作用和改進方式仍然需要其它研究進行補充。

五、穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗回歸結果穩(wěn)健性，本文借鑒高管薪酬判定法。即認為高管的薪酬相對于公司其他管理者的薪酬越高，他們的地位越重要，也就越容易發(fā)生過度自信。以CEO薪酬占前三名董事、監(jiān)事及高管薪酬之和的比值，衡量高管過度自信程度。若其比值大于中位數(shù)，則認為高管存在過度自信，否則認為不存在過度自信。同時使用更為普遍的托賓Q值衡量企業(yè)投資水平，具體計算方式如下：

TobinQ=（年末流通市值+非流通股份占凈資產(chǎn)的金額（非流通股份*每股凈資產(chǎn)）+總負債合計）/年末總資產(chǎn)

穩(wěn)健性檢驗的結果已在表3的右側給出，其與之前的回歸結果并沒有明顯的區(qū)別，因而認為本文的結論是穩(wěn)健的。

六、結束語

通過對于09-12年我國滬深兩市上市公司數(shù)據(jù)的分析，本文發(fā)現(xiàn)金融危機之后，我國上市公司的投資行為確實存在著一定程度的投資異化現(xiàn)象，這主要是由公司的經(jīng)營現(xiàn)金流和公司規(guī)模導致的——大公司在危機中積極尋找機會，利用其相對充裕的現(xiàn)金流增加了投資力度。而投資者情緒則因為其股權融資渠道和迎合渠道的同時失效，沒有對公司投資決策產(chǎn)生顯著的影響。同時，在這一經(jīng)濟階段管理者的謹慎決策和管理水平的上升也大大降低了管理者過度自信對于公司投資決策的影響，使得宏觀市場上表現(xiàn)出上市公司投資的集體理性特點。證明了投資者情緒和管理者過度自信在樣本區(qū)間內(nèi)，確實沒有造成公司投資行為的異化。公司治理結構對于公司投資決策的監(jiān)督機制雖然沒有明顯的效果，但是其激勵機制確實能改善我國非國有上市公司的投資行為，在危機時彌補了因為過度謹慎造成的投資不足，為公司長期發(fā)展帶來了好處。這也從另一側面說明，我國國有經(jīng)濟的改革依然任重道遠。

但是本文也有自身的缺陷，投資異化模型的擬合情況說明本文遺漏了某些重要變量，比如在樣本區(qū)間內(nèi)的政策因素以及各公司海外業(yè)務拓展情況等。然而這些因素雖然影響深遠，卻難以通過系統(tǒng)的方法統(tǒng)計，是目前研究的一大難點。其次，本文選取樣本時較強的約束條件（CEO連任），限制了樣本時間的長度和樣本數(shù)量。endprint

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