摘要：在總結(jié)現(xiàn)有研究成果的基礎(chǔ)上，分析得出了管理者特征以及房地產(chǎn)行業(yè)的融資偏好特征：資產(chǎn)負(fù)債率偏高，短期負(fù)債率明顯高于長期負(fù)債率，股權(quán)集中度過高。據(jù)此，選取2012年滬深兩市A股的120家房地產(chǎn)企業(yè)的相關(guān)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)和指標(biāo)為樣本，實(shí)證分析了該行業(yè)過度自信的管理者與企業(yè)融資偏好的相關(guān)關(guān)系。研究結(jié)果表明，管理者過度自信對我國上市的房地產(chǎn)業(yè)公司的融資偏好具有顯著的影響，上市房地產(chǎn)公司的管理者過度自信程度越高，公司越傾向于選擇財(cái)務(wù)杠桿率高的負(fù)債融資，且偏好于短期負(fù)債融資。

關(guān)鍵詞：管理者過度自信；融資偏好；房地產(chǎn)行業(yè)

中圖分類號：F235.19 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

在傳統(tǒng)財(cái)務(wù)理論范疇下探討了企業(yè)融資偏好，主要基于兩個(gè)基本前提假設(shè)，即理性經(jīng)濟(jì)人假設(shè)和有效市場假設(shè)。該假設(shè)前提是：市場參與主體的決策行為都是理性的，不動情感的，他們擁有全部信息，目標(biāo)是追求個(gè)人利益最大化。管理者作為企業(yè)的最高領(lǐng)導(dǎo)層，對企業(yè)的日常決策與行為承擔(dān)最重要的責(zé)任。過度自信的管理者不喜歡聽取他人提出的異議和看法，這必然會影響企業(yè)的債務(wù)結(jié)構(gòu)和融資決策。從行為財(cái)務(wù)學(xué)中的管理者過度自信角度出發(fā)，探求管理者過度自信是否影響上市公司的融資偏好及資本成本，探討企業(yè)財(cái)務(wù)決策中存在的認(rèn)知陷阱，為幫助企業(yè)提升企業(yè)價(jià)值提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

一、相關(guān)文獻(xiàn)綜述

人的過度自信傾向是一種普遍存在的現(xiàn)象，尤其是對在企業(yè)中處于金字塔頂端的管理者而言，這一點(diǎn)表現(xiàn)得尤為明顯。文中所提到的管理者指公司CEO或董事長。管理者非理性假說認(rèn)為，過度自信的管理者選擇的融資偏好是偏離企業(yè)最佳融資結(jié)構(gòu)的選擇偏好。

Shefrin [1]研究發(fā)現(xiàn)，過度自信的管理者會對投資收益過高估計(jì)，而低估企業(yè)違約的可能性，因此會選擇高負(fù)債率的融資結(jié)構(gòu)。并且Shefrin認(rèn)為，由于管理者過度自信而導(dǎo)致的心理問題和認(rèn)知偏差，使得上市公司的內(nèi)在價(jià)值和股價(jià)出現(xiàn)偏離，由于管理者的過度自信會低估投資項(xiàng)目收益的變化，偏好選擇高風(fēng)險(xiǎn)的項(xiàng)目甚至凈現(xiàn)值實(shí)際上為負(fù)的項(xiàng)目，更傾向于選擇激進(jìn)的負(fù)債融資。Malmendier 和Tate[2]對融資優(yōu)序理論進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，研究結(jié)果顯示：過度自信的管理者更多地偏好在資本市場實(shí)施內(nèi)源融資；當(dāng)公司有外部融資需求時(shí)，過度自信的管理者更多地進(jìn)行債務(wù)融資，權(quán)益融資偏少。Oliver[3]的研究表明，管理者過度自信與公司融資有顯著的相關(guān)性，公司的負(fù)債水平隨著管理者自信程度的增強(qiáng)而提高。

而Malmendier， Ulrike and Geoffre等[4]針對公司管理者是否適時(shí)執(zhí)行股票期權(quán)來度量管理者過度自信，選取1980-1994年美國上市公司數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，結(jié)果表明，過度自信的管理者在融資方式的選擇上與融資優(yōu)序理論是相吻合的，遵循內(nèi)部融資—債務(wù)融資—股權(quán)融資的順序。李占雷和高俊山[5]建立了企業(yè)價(jià)值最大化的決策模型，發(fā)現(xiàn)過度自信的管理者在進(jìn)行融資選擇時(shí)，偏好于先進(jìn)行內(nèi)部融資，其后才選擇外部融資的方式，如果必須籌措外部資金，也偏好于先債務(wù)后股權(quán)的融資順序。黃蓮琴[6]利用上市公司盈余預(yù)告來度量管理者過度自信，將2002-2007年我國上市公司的數(shù)據(jù)作為樣本，研究發(fā)現(xiàn)，過度自信的管理者的融資行為遵循融資優(yōu)序理論。劉星和魏鋒等[7]修正了Myers融資優(yōu)序理論的模型，選取滬深兩市A股上市公司的數(shù)據(jù)對過度自信CEO進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果驗(yàn)證了我國上市公司過度自信管理者是具有股權(quán)融資偏好的，次選債務(wù)融資，內(nèi)部融資則是放在最后，這個(gè)結(jié)果跟Malmendier對融資順序的選擇的結(jié)論恰好相反。

同時(shí)，在優(yōu)先選擇債務(wù)融資的相關(guān)文獻(xiàn)中，Campbell[8]的實(shí)證檢驗(yàn)也表明，管理者過度自信的公司更傾向于使用較多的負(fù)債，并且偏好短期債務(wù)。Ben.David、Graham Harvey[9]以受訪的美國公司CFO對本公司股票市場收益率的預(yù)測偏差來度量管理者過度自信程度，考察了CFO過度自信行為對公司融資決策的影響。結(jié)果表明，過度自信的CFO偏好于承擔(dān)更多的債務(wù)，且主要是長期債務(wù)。周洪亮 [10] 以2001-2006年度中國上市公司為原始數(shù)據(jù)樣本，以CEO的相對薪酬比例為管理者過度自信的替代變量，實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，管理者越過度自信，企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率越高，且過度自信的管理者傾向于長期負(fù)債。周明[11]以2007-2009年在我國上海和深圳證券交易所上市的公布樂觀業(yè)績預(yù)測的上市公司為研究樣本，采用管理者的業(yè)績預(yù)測偏差作為管理者過度自信的替代變量，運(yùn)用ordered.Probit模型檢驗(yàn)管理者過度自信與樣本公司融資結(jié)構(gòu)二者之間的關(guān)系，結(jié)果顯示，管理者過度自信與上市公司負(fù)債率具有顯著正相關(guān)關(guān)系，且上市公司的管理者越是過度自信，其選擇的債務(wù)期限結(jié)構(gòu)就越長。胡玉萍[12]采用首次并購成功與否來衡量管理者過度自信，選取滬深股市A股上市的560家上市公司作為樣本，實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，管理者過度自信是企業(yè)融資結(jié)構(gòu)的重要影響因子，管理者過度自信與資產(chǎn)負(fù)債率正相關(guān)，且具有短期負(fù)債融資偏好。崔婧[13]在其研究中選取 2007-2010 年間滬深兩市A股上市公司中在第三季報(bào)披露盈余預(yù)告作為研究樣本，用盈余預(yù)測偏差值來衡量管理者過度自信，研究結(jié)果表明，管理者過度自信與企業(yè)總資產(chǎn)負(fù)債率以及短期債務(wù)比率呈顯著正相關(guān)。

目前，關(guān)于管理者過度自信的相關(guān)研究主要存在兩個(gè)主要問題：一是相關(guān)學(xué)者還沒能找到一個(gè)公認(rèn)可行的方法來度量管理者過度自信，也尚未找到一個(gè)恰當(dāng)?shù)倪B續(xù)替代變量作為統(tǒng)一標(biāo)準(zhǔn)；二是國外學(xué)者關(guān)于管理者過度自信對融資結(jié)構(gòu)的選擇偏好觀點(diǎn)基本一致，即管理者過度自信與企業(yè)債務(wù)水平正相關(guān)，但由于我國特有的資本市場特點(diǎn)，債務(wù)融資偏好問題受到了質(zhì)疑。在債務(wù)期限研究方面，學(xué)者們的觀點(diǎn)也未能達(dá)成一致。一種觀點(diǎn)是管理者過度自信與債務(wù)期限結(jié)構(gòu)呈正相關(guān)，具有短期負(fù)債融資偏好；另一種觀點(diǎn)是管理者過度自信與債務(wù)期限結(jié)構(gòu)負(fù)相關(guān)，即過度自信的管理者偏好于長期負(fù)債。

由于我國房地產(chǎn)行業(yè)具有高附加值、產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)度強(qiáng)、資金密集型、受政策影響大等特征，融資結(jié)構(gòu)比較特殊，管理者過度自信表現(xiàn)也比較突出。本文以我國房地產(chǎn)上市公司為研究對象，探討管理者過度自信是否以及如何影響上市公司的融資偏好。

二、房地產(chǎn)上市公司管理者特征和融資結(jié)構(gòu)特征

截止到2013年底，共有130家房地產(chǎn)公司在滬、深兩市A股上市，上海證券交易所上市的房地產(chǎn)公司有71家，深圳證券交易所上市的有59家，房地產(chǎn)上市公司主要分布在北京、上海、廣州、深圳、天津等較發(fā)達(dá)的城市。

（一） 房地產(chǎn)上市公司管理者的相關(guān)特征

從獲得完整數(shù)據(jù)的120家樣本公司來看，只有7家公司的董事長為女性，其余113家全是男性。從學(xué)歷因素來看，董事長為?？茖W(xué)歷的有5家，大學(xué)本科學(xué)歷的有44家，碩士學(xué)歷的有62家，博士學(xué)歷的有6家，中專學(xué)歷的3家。從年齡來看，董事長平均年齡在55歲左右，年齡小于45歲的有7家，年齡在45～50歲的有36家，年齡在50～55歲的有59家，年齡在55歲以上的有18家。從薪酬?duì)顩r來看，董事長的平均年薪在77.5萬左右，薪酬最高的是萬科董事長約564萬，最低的是海南亞太董事長約3萬。

從獨(dú)立董事比例來看，獨(dú)立董事比例在20%以下的房地產(chǎn)上市公司有4家，20%～25%的有15家，25%～30%的有25家，30%～35%的有32家，35%～40%的有20家，40%以上的有24家。獨(dú)立董事比例對管理者的過度自信影響顯而易見，當(dāng)獨(dú)立董事比例低時(shí)，給管理者的自主決策創(chuàng)造了更大空間，容易造成管理者信心膨脹。而從任職屆次來看，房地產(chǎn)上市公司的董事長任職一般在兩屆及以上，董事長更換頻率較小。

（二）上市房地產(chǎn)公司的融資結(jié)構(gòu)特征

融資結(jié)構(gòu)包括債權(quán)結(jié)構(gòu)和股權(quán)結(jié)構(gòu)兩個(gè)方面，由于房地產(chǎn)行業(yè)資金需求量大，且占用時(shí)間長，這往往會形成其不同于其他行業(yè)的特殊融資結(jié)構(gòu)。

1.債權(quán)股權(quán)結(jié)構(gòu)特征。對房地產(chǎn)上市120家公司2010-2012年3年的資產(chǎn)負(fù)債率、平均長短期負(fù)債率的數(shù)據(jù)資料進(jìn)行整合，得到表1。

從表2可以看出，我國房地產(chǎn)上市公司總負(fù)債中短期負(fù)債所占比重明顯大于長期負(fù)債。由于從事房地產(chǎn)行業(yè)的公司大多具備雄厚的資金實(shí)力，與地方政府關(guān)系密切，同時(shí)也具有很強(qiáng)的風(fēng)險(xiǎn)偏好，管理者常常會高估企業(yè)的盈利能力和償債能力，高估企業(yè)投資項(xiàng)目回收期，而短期負(fù)債容易獲得，融資成本低，這恰好滿足了他們急需大量資金的需求。

3.股權(quán)結(jié)構(gòu)特征。對120家房地產(chǎn)上市公司2010-2012年3年的股權(quán)集中度、國有股比例的數(shù)據(jù)資料進(jìn)行整合，得到表3。

通過表3可以看出，國有股比例均值從2010年的11.4%下降到了2012年的3.5%，下降幅度很明顯。股權(quán)集中度1均值和股權(quán)集中度10均值2012年相對2010年有小幅上升，股權(quán)集中度1都在40%以上，股權(quán)集中度10保持在55%以上的較高水平。

三、研究假設(shè)和數(shù)據(jù)來源

（一）研究假設(shè)

由于過度自信的管理者容易高估自身掌握的信息與知識，高估企業(yè)未來收益，低估企業(yè)陷入財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的可能性，對企業(yè)的發(fā)展前景過于看好，具有更大的融資需求。因而企業(yè)管理者在進(jìn)行外源融資時(shí)，在進(jìn)行債務(wù)融資和股權(quán)融資的權(quán)衡比較中，認(rèn)為市場投資者會嚴(yán)重低估公司價(jià)值，所以代表股東利益的他們不愿意通過發(fā)行股票的方式進(jìn)行融資，并認(rèn)為新股東的加入對他們的利益構(gòu)成威脅。據(jù)此，我們提出假設(shè)1。

假設(shè)1：管理者過度自信程度與企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率正相關(guān)，即管理者過度自信的程度越高，企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率越高，其融資結(jié)構(gòu)越偏好于債務(wù)融資。

長期負(fù)債能在一定程度上緩解企業(yè)暫時(shí)的現(xiàn)金流壓力，給企業(yè)一個(gè)緩沖期，但對于過度自信的管理者來說，短期負(fù)債更有利，因?yàn)樗麄兪冀K看好企業(yè)的盈利能力和營運(yùn)能力，從來不擔(dān)心企業(yè)會出現(xiàn)資金鏈斷裂的現(xiàn)象，同時(shí)也高估了企業(yè)投資項(xiàng)目的回收期，認(rèn)為企業(yè)有能力償還到期債務(wù)，并且短期負(fù)債相對于長期負(fù)債更容易獲得，在資金取得方面限制條款少，還可以降低企業(yè)的債務(wù)成本利息。另外，過度自信的管理者擁有擴(kuò)大生產(chǎn)經(jīng)營和投資的熱情，急需大量現(xiàn)金來融通資金，而短期負(fù)債可以為他們提供資金支持。據(jù)此，我們提出假設(shè)2。

假設(shè)2：管理者過度自信程度與企業(yè)短期負(fù)債率正相關(guān)，即管理者過度自信程度越高，企業(yè)短期負(fù)債率越高，其融資結(jié)構(gòu)越偏好短期債務(wù)融資。

（二）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取的是2012年滬、深兩市A股上市的房地產(chǎn)企業(yè)作為研究樣本，剔除狀態(tài)為ST、*ST、暫停上市、退市及三板市場的企業(yè)。為了保證數(shù)據(jù)的可獲得性和完整性，最后獲得120家企業(yè)的樣本數(shù)據(jù)。樣本所涉及的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)、財(cái)務(wù)指標(biāo)主要源自銳思數(shù)據(jù)庫、中國經(jīng)濟(jì)金融數(shù)據(jù)庫（CCER）、巨潮資訊網(wǎng)、新浪財(cái)經(jīng)、上海證券交易所網(wǎng)站、深圳證券交易所網(wǎng)站。數(shù)據(jù)的處理和分析采用了Excel2003 和Eviews6.0分析軟件。

四、變量選擇與模型的構(gòu)建

（一） 變量的選擇

本文將管理者過度自信作為解釋變量，融資結(jié)構(gòu)作為融資偏好的被解釋變量，由于影響融資結(jié)構(gòu)的因素有很多，本文將對一些重要影響因素加以控制，引入控制變量。

1.被解釋變量（Leverage） 。被解釋變量為融資結(jié)構(gòu)，被解釋變量分別用資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、短期負(fù)債率（LevS）和長期負(fù)債率（LevL）來表示。

2.解釋變量（Overconfidence）。本文解釋變量為管理者過度自信（Overcon），用虛擬變量表示。衡量管理者過度自信的指標(biāo)國內(nèi)外相關(guān)學(xué)者的研究并沒有一致的替代變量，鑒于數(shù)據(jù)的可獲得性、客觀性、容易計(jì)算以及相關(guān)指標(biāo)的局限性，本文采用資產(chǎn)規(guī)模與銷售收入比較法作為衡量管理者過度自信的依據(jù)。若資產(chǎn)增長率大于銷售收入增長率，則說明企業(yè)管理者呈現(xiàn)過度自信特征，用1表示；若資產(chǎn)增長率小于銷售收入增長率，則企業(yè)管理者不具備過度自信特征，用0表示。另外，將相對薪酬比例（Overcon1）作為管理者過度自信的替代變量，選擇上市公司前三位高管相對薪酬比例（即前三位高管薪酬之和占全部高管薪酬總和的比例）來衡量管理者過度自信。計(jì)算樣本公司2012年的前三位高管相對薪酬比例的中位數(shù)，若某公司指標(biāo)值大于中位數(shù)，則取值為1，否則取為0， 在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中作為管理者過度自信的替代變量加以使用。

3.控制變量。對于融資結(jié)構(gòu)影響因素的研究，包括公司特征和公司治理方面的因素，主要選取企業(yè)規(guī)模、有形資產(chǎn)率、盈利能力，成長性，公司治理、實(shí)際稅率等加以衡量。

（二） 模型構(gòu)建

本文在控制影響公司融資結(jié)構(gòu)的公共特征下，采用LS回歸法，建立以下回歸方程：

式中：Lev、LevS和LevL分別為被解釋變量，表示資產(chǎn)負(fù)債率、短期負(fù)債率和長期負(fù)債率；Overcon為解釋變量，是管理者過度自信的替代變量，其他為控制變量；Size表示企業(yè)規(guī)模大??；Tangibility表示有形資產(chǎn)率；Profitability表示企業(yè)盈利能力；Growth表示企業(yè)成長性；DDR表示公司治理結(jié)構(gòu)；Tax表示實(shí)際稅率；β0 是常數(shù)項(xiàng)；ε是隨機(jī)誤差項(xiàng)。

五、實(shí)證結(jié)果分析

（一）描述性分析

2012年120家樣本公司的非虛擬變量的描述性統(tǒng)計(jì)見表4。

由表1可以看出，各指標(biāo)的標(biāo)準(zhǔn)差不大，說明選取的樣本在正常觀測范圍內(nèi)。資產(chǎn)負(fù)債率均值達(dá)到63.95%，中位數(shù)為68.51%，說明房地產(chǎn)行業(yè)具有明顯的負(fù)債融資偏好。短期負(fù)債率最大值88.64%，總資產(chǎn)有將近90%來自短期負(fù)債，長期負(fù)債率最大值為48.01%，最小值為0，均值為17.25%，中位數(shù)17.27%，從短期負(fù)債率和長期負(fù)債率可以初步判斷，我國上市公司選擇債務(wù)期限結(jié)構(gòu)時(shí)傾向于短期負(fù)債。

（二） 相關(guān)性分析

對2012年120家樣本公司相關(guān)指標(biāo)進(jìn)行相關(guān)性分析，見表5。

由表5可知，管理者過度自信與資產(chǎn)負(fù)債率正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為 0.307，初步驗(yàn)證了假設(shè)1。管理者過度自信與短期負(fù)債比率正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為 0.039，初步驗(yàn)證了假設(shè)2。同時(shí)還可以看出，資產(chǎn)負(fù)債率、短期負(fù)債率與公司規(guī)模、有形資產(chǎn)率、成長性、盈利能力、獨(dú)立董事比例、實(shí)際稅率之間相關(guān)系數(shù)都較低。從表4可以看出，各被解釋變量與解釋變量、控制變量之間的相關(guān)系數(shù)處在較低的范圍之內(nèi)，說明模型中各變量之間不存在嚴(yán)重的共線性關(guān)系。

（三）回歸分析

回歸結(jié)果檢驗(yàn)了管理者過度自信與融資結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系，具體見表6。從Lev模型（1）來看，調(diào)整的R2為0.49，模型整體上對樣本數(shù)據(jù)擬合良好。模型的P值均為 0.0000，表明該模型顯著，并且具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。從多元回歸結(jié)果來看，管理者過度自信的替代變量通過了5%的顯著性水平，該檢驗(yàn)結(jié)果驗(yàn)證了本文的假設(shè)1。在控制變量中，企業(yè)規(guī)模與資產(chǎn)負(fù)債率顯著正相關(guān)，通過1%的顯著性水平，企業(yè)盈利能力與資產(chǎn)負(fù)債率顯著負(fù)相關(guān)，在5%的水平上顯著。實(shí)際稅率與融資結(jié)構(gòu)在10%的水平上正相關(guān)，企業(yè)的有形資產(chǎn)率與資產(chǎn)負(fù)債率正相關(guān)，托賓Q值、獨(dú)立董事比例與資產(chǎn)負(fù)債率負(fù)相關(guān)，但他們對融資結(jié)構(gòu)的影響都不顯著。

從LevS模型（2）來看，回歸結(jié)果檢驗(yàn)了管理者過度自信與企業(yè)短期負(fù)債率之間的關(guān)系。從整個(gè)模型來看，P值均為 0.0000，表明該模型顯著并且具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。從多元回歸結(jié)果來看，管理者過度自信的替代變量通過了1%的顯著性水平，該檢驗(yàn)結(jié)果驗(yàn)證了本文的假設(shè)2，過度自信的管理者更偏好于使用短期債務(wù)融資，管理者的過度自信程度與短期負(fù)債率正相關(guān)。總資產(chǎn)自然對數(shù)、銷售凈利率也都通過了1%的顯著性水平。有形資產(chǎn)率、獨(dú)立董事比例、實(shí)際稅率與短期負(fù)債率正相關(guān)，托賓Q值與短期負(fù)債率負(fù)相關(guān)。從回歸結(jié)果可以看出，有形資產(chǎn)率、托賓Q值及獨(dú)立董事比例都未通過t檢驗(yàn)，而且對短期負(fù)債率的影響不顯著。

從LevL模型（3）來看， 調(diào)整的R2為0.16， P值均為 0.0000，表明該模型顯著并且具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。從多元回歸結(jié)果來看，管理者過度自信程度與長期負(fù)債率負(fù)相關(guān)，該檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)一步驗(yàn)證了本文的假設(shè)2，管理者過度自信程度越高，長期負(fù)債融資越少，其融資結(jié)構(gòu)越傾向于短期負(fù)債?？傎Y產(chǎn)自然對數(shù)、有形資產(chǎn)率、實(shí)際稅率都與長期負(fù)債率正相關(guān)，銷售凈利率、托賓Q值、獨(dú)立董事比例與長期負(fù)債率負(fù)相關(guān)。

根據(jù)式（1）、（2）、（3）的回歸結(jié)果，對上述模型進(jìn)行調(diào)整，剔除影響不顯著，經(jīng)濟(jì)意義不明顯的未通過t檢驗(yàn)的相關(guān)變量。由于模型（3）只是為了輔助說明模型二，所以不對它進(jìn)行調(diào)整，得到表7的回歸結(jié)果。

由表7可知，調(diào)整后的Lev模型（1）的R2 為0.47， P值為0，F(xiàn)值為21.02，說明F檢驗(yàn)顯著。從回歸結(jié)果來看，管理者過度自信與融資結(jié)構(gòu)顯著正相關(guān)，并通過了5%的顯著性水平?？傎Y產(chǎn)自然對數(shù)與資產(chǎn)負(fù)債率顯著正相關(guān)，在1%的水平上顯著，說明房地產(chǎn)企業(yè)規(guī)模越大，其融資結(jié)構(gòu)越偏向于負(fù)債融資。銷售凈利率與資產(chǎn)負(fù)債率呈現(xiàn)顯著負(fù)相關(guān)，說明房地產(chǎn)企業(yè)盈利能力越強(qiáng)，資產(chǎn)負(fù)債率越低，這是因?yàn)樗麄儞碛谐渥愕默F(xiàn)金流可以為日常經(jīng)營以及投融資決策所需要的資金提供支持。

調(diào)整后的模型Levs模型（2）的R2 為0.24， P值為0，F(xiàn)值為9.79，說明F檢驗(yàn)顯著。從回歸結(jié)果來看，管理者過度自信與短期負(fù)債率具有顯著正相關(guān)，并通過1%的顯著性水平?？傎Y產(chǎn)自然對數(shù)與短期負(fù)債率顯著正相關(guān)，在1%的水平上顯著，說明房地產(chǎn)企業(yè)規(guī)模越大，其融資結(jié)構(gòu)越偏向于短期負(fù)債融資。

六、研究結(jié)論

本文以2012年房地產(chǎn)企業(yè)上市公司為樣本，分析了管理者過度自信對企業(yè)融資結(jié)構(gòu)的影響，得出以下結(jié)論：

一是管理者過度自信程度與企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率正相關(guān)。由于房地產(chǎn)行業(yè)自身的高杠桿化以及資源集中的特點(diǎn)，房地產(chǎn)行業(yè)管理者大多具有風(fēng)險(xiǎn)偏好，過度自信的管理者高估了企業(yè)發(fā)展前景，也高估了企業(yè)收益。若新股東加入，會稀釋掉原有股東的利益，并且債務(wù)融資成本相對較低。因而，相對于股權(quán)融資，他們更傾向于選擇激進(jìn)的負(fù)債融資。

二是管理者過度自信與企業(yè)的債務(wù)期限結(jié)構(gòu)顯著正相關(guān)。由于短期債務(wù)比較容易取得，資金成本相對較低，而且過度自信的管理者高估了企業(yè)的盈利能力和營運(yùn)能力，高估了企業(yè)投資回收期，同時(shí)低估了企業(yè)可能面臨的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)，認(rèn)為企業(yè)能夠及時(shí)償還到期債務(wù)。另外，過度自信的管理者對于投資和擴(kuò)張也存在著更多的渴望，而公司的投資活動急需大量的現(xiàn)金，所以過度自信的管理者更偏好于選擇短期債務(wù)進(jìn)行融資。

三是公司規(guī)模與企業(yè)的融資結(jié)構(gòu)和債務(wù)期限結(jié)構(gòu)顯著正相關(guān)。由于房地產(chǎn)企業(yè)本身具有資金需求量大的特點(diǎn)，當(dāng)公司規(guī)模越大時(shí)，往往采用多元化經(jīng)營模式，其經(jīng)營和投資活動所需的資金也就越多，也就傾向于負(fù)債融資，而與長期負(fù)債相比，短期負(fù)債相對容易，且資金成本低。所以公司規(guī)模越大，短期資產(chǎn)負(fù)債率都越高。

四是獨(dú)立董事比例與企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率負(fù)相關(guān)，但不顯著。獨(dú)立董事比例高，可以對管理者負(fù)債融資偏好起到抑制作用，降低資產(chǎn)負(fù)債率。這兩者不顯著可能是由于我國大部分房地產(chǎn)上市公司股權(quán)集中度高，大股東對公司有絕對的控制權(quán)，存在“一言堂”的現(xiàn)象，而獨(dú)立董事比例偏小，且上市公司聘請獨(dú)立董事更多的是迫于監(jiān)管壓力，而不是自覺提高治理水平的結(jié)果，或者是由大股東選定，成為大股東的代言人，或者由政府委派，缺乏相應(yīng)的激勵(lì)機(jī)制，他們未能履行一名董事的職責(zé)，對公司高層管理者的約束有限。

[參考文獻(xiàn)]

[1]Hersh Shefrin.Behavioral corporate Finance[M].New York：McGraw Hill Higher Education， 2005：16.17.

[2]Malmendier U，Tate G.CEO overconfidence and corporate investment[J].Journal of Finance，2005 （6）：2661.2700.

[3]Oliver B R.The Impact of Management Confidence on Financial structure[R].Australian National University：Working Paper Series in Finance，2005 （7）：223.251.

[4]Ulrike Malmendier，Geoffrey Tate. Jonathan Yan.Corporate Financial Policies With Overconfident Managers[R].California：NBER Working Paper，2007：25.26.

[5]李占雷，高俊山.管理者過度自信與公司融資結(jié)構(gòu)決策[J].開發(fā)研究，2007（7）：152.154.

[6]黃蓮琴.管理者過度自信與公司融資行為研究綜述[J].財(cái)會月刊，2009（5）：47.49.

[7]劉 星，魏 鋒，詹 宇，等.中國上市公司融資順序的實(shí)證研究[J].會計(jì)研究，2004（6）：66.72.

[8]Campbell R， Harvey. Managerial Overconfidence and Corporate Policies[R].Cambridge：NBER Working Paper，2007：50.55.

[9]Ben.David， Graham， John R. Managerial Overconfidence and Corporate Policies[C]. Chicago： AFA Chicago Meetings Paper， 2007：28.29.

[10]周洪亮.管理者過度自信與企業(yè)財(cái)務(wù)行為的實(shí)證研究[D].廈門：廈門大學(xué)，2009： 61.62.

[11]周 明.管理者過度自信與企業(yè)融資關(guān)系研究[D].大連： 大連理工大學(xué)，2010：48.50.

[12]胡玉萍.我國上市公司高管人員過度自信與融資結(jié)構(gòu)關(guān)系的實(shí)證分析[D].廣州：暨南大學(xué)，2012：46.47.

[13]崔 婧.上市公司管理者過度自信與融資決策的實(shí)證研究[D].長春：吉林大學(xué)，2013：50.54.

（責(zé)任編輯 王婷婷）