侯巧銘　宋力　蔣亞朋

摘 要：本文對現(xiàn)有管理者過度自信度量方法進(jìn)行比較，依據(jù)心理學(xué)自利歸因理論提出新的度量方法——自利歸因度量方法，對2012—2013年深滬A股上市公司管理者過度自信狀況進(jìn)行度量。結(jié)果表明，自利歸因度量方法較現(xiàn)有方法對管理者過度自信的識別更加寬泛且符合實(shí)際。通過對樣本公司的管理者過度自信與企業(yè)非效率投資關(guān)系的實(shí)證檢驗(yàn)，得出管理者過度自信易導(dǎo)致企業(yè)非效率投資、提高投資現(xiàn)金流敏感性的結(jié)論，從而驗(yàn)證新方法度量變量的有效性。

關(guān)鍵詞：公司金融；管理者過度自信；自利歸因理論；自利歸因度量方法

中圖分類號：F270.7 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1000-176X（2015）07-0058-08

一、引 言

人們在經(jīng)濟(jì)生活中表現(xiàn)出的過度自信傾向，在大量的心理學(xué)研究文獻(xiàn)中早已得到了證明。Langer[1]和Miller和Ross[2]以及Cooper等[3]調(diào)查發(fā)現(xiàn)，在2 994個(gè)企業(yè)家中，認(rèn)為本企業(yè)存續(xù)可能性高于70%的占81%，認(rèn)為本企業(yè)肯定存續(xù)的占33%，而事實(shí)上近75%的企業(yè)存續(xù)時(shí)間不超過5年。Landier 和 Thesmar[4]對法國企業(yè)的研究得出了相似的結(jié)果。Roll[5]則開創(chuàng)性地將管理者過度自信納入公司金融研究領(lǐng)域，最早提出了狂妄自大（Hubris）假說，指出管理者過度自信導(dǎo)致了過度擴(kuò)張并購行為。這一假說同樣得到Hayward 和Hambrick[6]實(shí)證研究的證實(shí)?？梢?，管理者普遍存在過度自信的心理認(rèn)知偏差，這種非理性行為將對公司金融決策產(chǎn)生重大的影響。

過度自信是一種心理認(rèn)知偏差，產(chǎn)生這種偏差的原因在于對自身能力和知識面的判斷總是高于實(shí)際，而事實(shí)卻并非如此。自 Roll 開創(chuàng)性研究以來，管理者過度自信對投資影響的研究在較長一段時(shí)間里處于理論探討階段，直到20世紀(jì)末，研究者才開始嘗試對管理者過度自信這一心理認(rèn)知偏差進(jìn)行定量描述，尋求替代變量進(jìn)行實(shí)證研究。但不得不承認(rèn)管理者過度自信替代變量的可靠性和有效性一直是阻礙其實(shí)證研究的根本性問題，如何建立一個(gè)度量過度自信的標(biāo)準(zhǔn)仍然是本領(lǐng)域研究中所面臨的最大困難和挑戰(zhàn)[7]。本文在此方面做了探索性的研究，期待找到更可靠有效的新的過度自信度量方法，促進(jìn)公司金融領(lǐng)域中管理者過度自信研究的發(fā)展。

二、管理者過度自信度量方法的比較

近年來國內(nèi)外研究者在進(jìn)行相關(guān)問題研究時(shí)，對過度自信的度量主要采用以下方法：

一是持股狀況法。Malmendier 和 Tate[7]首次提出，管理者在行權(quán)期機(jī)會較好的情況下不選擇行權(quán)而是繼續(xù)持有股票期權(quán)則表明管理者對企業(yè)發(fā)展持樂觀態(tài)度。故以管理者持有本企業(yè)的股票或股票期權(quán)的數(shù)量在行權(quán)期內(nèi)是否凈增長作為衡量管理者是否過度自信的變量。郝穎等[8]就應(yīng)用了這種方法，饒育蕾和王建新[9]對這種方法進(jìn)行了更嚴(yán)格的限制，認(rèn)為CEO在大盤增長幅度高于企業(yè)股票價(jià)格增長幅度時(shí)繼續(xù)持有或購買企業(yè)股票則表現(xiàn)為管理者過度自信。但是鑒于我國資本市場對高管持股及行權(quán)限制不足，股權(quán)激勵(lì)實(shí)施條件不完備，絕大多數(shù)研究者很難取得完整資料進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析和實(shí)證研究。

二是消費(fèi)者情緒指數(shù)法。消費(fèi)者情緒指數(shù)由美國密歇根大學(xué)通過電話訪問編制而成。Oliver[10]以此度量管理者過度自信程度。在我國并沒有相關(guān)機(jī)構(gòu)進(jìn)行此類調(diào)查和統(tǒng)計(jì)，且管理者和消費(fèi)者對經(jīng)濟(jì)情況的預(yù)期存在差距。

三是企業(yè)景氣指數(shù)法。余明桂等[11]使用國家統(tǒng)計(jì)局公布的企業(yè)景氣指數(shù)來衡量管理者過度自信。指數(shù)值在0—200之間，大于100表明企業(yè)處于景氣狀態(tài)，企業(yè)家對企業(yè)經(jīng)營發(fā)展較樂觀；小于100則表明企業(yè)家對企業(yè)經(jīng)營發(fā)展悲觀。這一數(shù)據(jù)較易獲得，但國家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)是分行業(yè)發(fā)布的，難以表現(xiàn)管理者對自身管理能力認(rèn)識的個(gè)體差異，有效性略差。

四是媒體評價(jià)法。Malmendier和Tate收集《紐約時(shí)報(bào)》、《商業(yè)周刊》和《金融時(shí)報(bào)》等有影響力的報(bào)紙和雜志中有關(guān)CEO的報(bào)道，通過對自信、樂觀等詞進(jìn)行文字分析，進(jìn)而判斷管理者是否表現(xiàn)出過度自信。Rayna和Neal[12]同樣使用了該方法，但這種方法主要在國外應(yīng)用，在國內(nèi)并未得到廣泛認(rèn)同。

五是高管相對薪酬法。Hayward和Hambrick[6]最先采用這種方法，他們發(fā)現(xiàn)管理者薪酬比例越高，控制力越強(qiáng)，就越容易產(chǎn)生過度自信。于是用CEO薪酬與管理者中第二高薪酬的相對比例來衡量過度自信。姜付秀等[13]借鑒此方法，考慮了數(shù)據(jù)的可獲得性，選用“薪酬最高的前三名高管薪酬之和/所有高管薪酬之和”來度量管理者過度自信。而我國上市公司高管薪酬受政策等因素影響，變量可靠性不強(qiáng)。

六是盈利預(yù)測偏差法。Lin等[14]將管理者對企業(yè)盈利水平的預(yù)測與企業(yè)實(shí)際盈利水平進(jìn)行比較，檢驗(yàn)管理者是否過度自信。Hribar和Yang[15]研究發(fā)現(xiàn)過度自信的管理者對企業(yè)盈利水平的預(yù)測更容易高出企業(yè)實(shí)際盈利水平。余明桂等[11]以及姜付秀等[13]也分別在研究中使用了該方法。在現(xiàn)有度量方法中，盈利預(yù)測偏差法對管理者過度自信的度量具有一定的可靠性。因?yàn)楣芾碚邔ζ髽I(yè)盈利水平的預(yù)測正是管理者對自身能力判斷行為的結(jié)果化。

姜付秀等[13]在具體使用該方法時(shí)，界定了企業(yè)披露的預(yù)測信息是盈利預(yù)測還是盈利預(yù)告，認(rèn)為企業(yè)在報(bào)告期結(jié)束的前三周內(nèi)，管理者基本可以掌握企業(yè)盈利的實(shí)際水平，此時(shí)的盈利預(yù)測只能是盈利預(yù)告，不能反映管理者過度自信。只有在報(bào)告期結(jié)束三周以前的盈利預(yù)測才是真正的盈利預(yù)測，才可以用來度量管理者過度自信。盡管這種考慮是合理的，但在實(shí)證研究中卻剔除了大量的樣本，導(dǎo)致度量的范圍非常有限。

比較上述各種度量方法可以看出目前過度自信的替代變量普遍存在以下兩個(gè)主要問題：第一，測量變量的選擇缺乏心理學(xué)理論依據(jù)，合理性和可信度有限。管理者過度自信是一種心理認(rèn)知偏差，這種偏差是一種潛變量，不能夠直接度量，通過觀察、分辨管理者的行為不失為一種可行方法，但這種方法必須要有充分的心理學(xué)理論依據(jù)，只有從心理學(xué)角度入手進(jìn)行分析和度量才可能找到合理且可信度高的測量變量。第二，測量變量識別過度自信范圍有限，存在減少測量誤差的空間。在近年的相關(guān)研究中，使用盈利預(yù)測偏差法對管理者過度自信的度量結(jié)果為存在過度自信的樣本一般都在樣本總數(shù)的15%以下，每年最多有近60余家企業(yè)的管理者表現(xiàn)出過度自信，而使用持股狀況法度量管理者是否過度自信時(shí)，其存在過度自信的樣本最多也只有1/4左右，這些結(jié)果與廣泛存在的管理者過度自信心理存在一定的測量誤差。這種測量誤差本身正是測量變量存在可靠性問題的具體表現(xiàn)，因而唯有依據(jù)心理學(xué)理論，對管理者行為進(jìn)行分析，才可能找到測量誤差偏小且符合實(shí)際的測量變量。

三、基于心理學(xué)自利歸因理論的度量方法

（一）自利歸因度量方法的心理學(xué)依據(jù)

1. 自利歸因行為是管理者過度自信的函數(shù)

社會心理學(xué)領(lǐng)域的大量研究證明，個(gè)人傾向于將有利結(jié)果歸因?yàn)閭€(gè)人能力、努力等內(nèi)部因素，將不利結(jié)果歸因?yàn)樽陨硪酝獾娜蝿?wù)難度、他人影響等外部因素，這種傾向被稱為自利歸因偏差（Self-Serving Attributions Bias）[16]。將個(gè)體的自利歸因行為延伸到企業(yè)中，自利歸因被定義為管理者在業(yè)績表現(xiàn)好時(shí)將其歸因?yàn)槠髽I(yè)發(fā)展戰(zhàn)略、管理改善等內(nèi)部因素，在業(yè)績表現(xiàn)差時(shí)將其歸因?yàn)楹暧^政策、市場競爭激烈等外部因素[17]。

管理者過度自信具體是指管理者對他們的經(jīng)營管理能力、選擇更好投資機(jī)會的能力、知識的豐富程度等過分自信，即對自己的判斷總是高于實(shí)際情況的一種心理偏差。

著名心理學(xué)家勒溫提出行為是個(gè)體及情境的函數(shù)。即個(gè)體行為是個(gè)體與其所處情境相互作用的結(jié)果。社會心理活動不僅與個(gè)體所處的即時(shí)情境有關(guān)，而且與其過去的經(jīng)驗(yàn)以及個(gè)體的人格特征有關(guān)。管理者過度自信是人的一種社會心理，而自利歸因則是人的社會行為。因而我們可以認(rèn)定管理者過度自信可以導(dǎo)致自利歸因行為，自利歸因行為正是管理者過度自信的表現(xiàn)之一。心理學(xué)相關(guān)研究同樣指出，“優(yōu)于平均效應(yīng)”的過度自信心理可以影響個(gè)體行為的歸因判斷，即行為個(gè)體更愿意將好的結(jié)果歸因?yàn)樽约?，而將壞的結(jié)果歸因?yàn)檫\(yùn)氣不佳。

Bettman和Weitz[18]研究發(fā)現(xiàn)管理者在分析企業(yè)年報(bào)時(shí)，更愿意將企業(yè)業(yè)績上升解釋為自己能力出色，將企業(yè)業(yè)績下降解釋為外界因素作用的結(jié)果。Larwood和Whittaker發(fā)現(xiàn)企業(yè)高管明顯存在“成功歸功于自己，失敗推卸為壞運(yùn)氣”的“自我防衛(wèi)型”感知偏差。孫蔓莉等[19]首次在國內(nèi)對自利歸因理論進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)績優(yōu)、績差企業(yè)之間存在明顯的歸因傾向差異，符合自利歸因理論。蔣亞朋[20]發(fā)現(xiàn)管理者更多地將盈余增長歸因?yàn)楣芾碚咦陨硇袆拥葍?nèi)部因素，將盈余下降歸因?yàn)榻?jīng)濟(jì)波動、政策變化等外部因素，存在著明顯的自利性傾向。

2. 自利歸因行為影響管理者過度自信

19世紀(jì)美國心理學(xué)教授詹姆斯曾提出“表現(xiàn)原理”，即人的行為會影響心理狀態(tài)。人們可以通過改變自己的行為來改變自己的心理狀態(tài)，可以使自己變得更加開心，更加自信，更加快樂，取得更好的成績。

心理學(xué)歸因理論認(rèn)為，個(gè)體認(rèn)識和評價(jià)自己和他人不僅依賴于其在現(xiàn)實(shí)生活中成功和失敗的歷史，而且依賴于個(gè)體如何理解成功和失敗的原因。毫無疑問，把正面的、積極的行為結(jié)果歸因?yàn)閭€(gè)體的能力、努力、個(gè)性特點(diǎn)等內(nèi)部因素造成的，將會增強(qiáng)和提高諸如自尊、自信、自豪、自滿之類的情緒；而把它歸因?yàn)檫\(yùn)氣、被人幫助等外部因素造成的，則不會提高甚至還會降低自尊、自信、自豪、自滿之類的情緒。相反，將負(fù)面的、消極的行為結(jié)果歸因?yàn)槟芰Σ蛔?、努力不夠、個(gè)性缺陷等內(nèi)部因素造成的，將會降低或損害個(gè)人的自尊，引起自卑、自棄之類的情緒、情感；而把它歸因?yàn)檫\(yùn)氣不好、別人不支持等外部因素造成的，則有助于維護(hù)個(gè)人的自尊和自信。因而對行為結(jié)果的歸因和個(gè)體的自我價(jià)值有關(guān)的情緒、情感之間建立規(guī)律性的聯(lián)系具有明顯的現(xiàn)實(shí)經(jīng)驗(yàn)基礎(chǔ)。

在企業(yè)經(jīng)營情境下，企業(yè)管理者受投資者的委托負(fù)責(zé)企業(yè)的日常經(jīng)營管理，對企業(yè)經(jīng)營業(yè)績負(fù)責(zé)。如果經(jīng)過一定期間的經(jīng)營，企業(yè)取得較好業(yè)績或業(yè)績較以往有大幅上升，如將這一結(jié)果歸因?yàn)楣芾碚咧贫苏_的發(fā)展戰(zhàn)略或是提升管理水平等內(nèi)部因素，那么管理者自身就會產(chǎn)生與自身價(jià)值有關(guān)的自信心理；而將業(yè)績改善歸因?yàn)楹暧^經(jīng)濟(jì)環(huán)境改善或是會計(jì)政策變化等外部因素，則這種自信心理將不會提升。相反，在企業(yè)經(jīng)營業(yè)績較差，特別是業(yè)績大幅下滑時(shí)，管理者如果將消極結(jié)果歸因?yàn)槟芰Σ蛔恪⑴Σ粔虻葍?nèi)部因素，將會降低其自信心理，甚至產(chǎn)生自卑情緒，而把不利的經(jīng)營業(yè)績歸因?yàn)樽匀粸?zāi)害影響、市場競爭過于激烈等外部因素，則有助于維護(hù)其自信心理。Gervais和Odean[21]指出，即使CEO一開始并不是過度自信的，但由于自利歸因的作用，以往的成功經(jīng)歷也會使那些成功的CEO逐漸變得過度自信起來。

自利歸因行為既是管理者過度自信的函數(shù)，同時(shí)又影響管理者過度自信?？梢?，管理者過度自信的個(gè)體心理與自利歸因的個(gè)體行為兩者聯(lián)系緊密，前者是內(nèi)隱的、屬于個(gè)體的主觀世界，不能直接觀察；后者是外顯的、客觀存在的，比較容易觀察和判斷。兩者擁有相同的主體，即企業(yè)管理者。因此，較其他度量方法，采用自利歸因方法對管理者過度自信進(jìn)行度量更符合心理學(xué)理論依據(jù)。

（二）自利歸因度量方法

自利歸因度量方法是依據(jù)自利歸因行為判斷來度量管理者過度自信的一種方法。具體是指對上市公司業(yè)績預(yù)告中業(yè)績變動的原因說明進(jìn)行閱讀分析，找出文字表述中的歸因句子，通過文字分析，對歸因信息的部位進(jìn)行計(jì)量，即判斷每一歸因句子傾向于內(nèi)部因素還是外部因素，并依據(jù)其對企業(yè)業(yè)績正向或負(fù)向的影響關(guān)系，對自利歸因行為傾向進(jìn)行判斷，進(jìn)而對管理者過度自信進(jìn)行識別和度量。

對于自利歸因行為的判斷主要依據(jù)Salancik和Meindl[22]提出的簡單模型，孫蔓莉等[19]首次在國內(nèi)對自利歸因理論進(jìn)行檢驗(yàn)時(shí)就使用了這種模型，之后蔣亞朋等的研究也一直使用這一經(jīng)典模型對自利歸因行為進(jìn)行判斷。模型變量中用P表示業(yè)績正向變動，用N表示業(yè)績負(fù)向變動，用I表示內(nèi)部歸因，E則表示外部歸因。據(jù)此IP表示正向業(yè)績內(nèi)部歸因，EP表示正向業(yè)績外部歸因，IN表示負(fù)向業(yè)績內(nèi)部歸因，EN則表示負(fù)向業(yè)績外部歸因。顯然，當(dāng)IP-EP>0，表示將好的業(yè)績歸因?yàn)閮?nèi)部的事項(xiàng)多于歸因?yàn)橥獠康氖马?xiàng)；當(dāng)EN-IN>0，表示將差的業(yè)績歸因?yàn)橥獠康氖马?xiàng)多于歸因?yàn)閮?nèi)部的事項(xiàng)。在這兩種情況下，自利歸因行為出現(xiàn)，表現(xiàn)出管理者過度自信。而當(dāng)IP-EP<0或EN-IN<0時(shí)，未表現(xiàn)出自利歸因行為，管理者不存在過度自信的心理。因此，我們可以用IP-EP+EN-IN來識別和度量管理者過度自信。

目前以國泰安數(shù)據(jù)庫為例，上市公司業(yè)績預(yù)告包括大增、略增、扭虧、續(xù)盈、續(xù)虧、轉(zhuǎn)虧、略降、大降和不確定等九種類型。除不確定類型外，前四種類型為業(yè)績正向變動，后四種類型為業(yè)績負(fù)向變動。借鑒Baginski 等[23]提出的業(yè)績歸因分類表，戴德明和鄧璠[24]總結(jié)的虧損企業(yè)經(jīng)營業(yè)績改善措施統(tǒng)計(jì)表，洪劍峭和皮建屏[25]總結(jié)的企業(yè)中報(bào)披露的業(yè)績下滑原因匯總表，對歸因部位進(jìn)行判斷。

運(yùn)用自利歸因度量方法度量出的管理者過度自信變量有定性和定量兩種類型。其一為虛擬變量（用OC1表示），取值為0或1。當(dāng)IP-EP+EN-IN>0，表示管理者過度自信，取值為1；當(dāng)IP-EP+EN-IN<0，表示管理者并未過度自信，取值為0。這樣可以從定性的角度判斷管理者是否存在過度自信的心理。其二為離散變量（用OC2表示），其值的范圍由IP-EP+EN-IN決定。當(dāng)IP-EP+EN-IN>0時(shí)，結(jié)果越大表示管理者過度自信程度越高；當(dāng)IP-EP+EN-IN<0時(shí)，管理者過度自信程度取0。這樣可以從定量的角度對管理者過度自信程度進(jìn)行度量。

四、自利歸因度量方法度量變量的可靠性和有效性檢驗(yàn)

（一）可靠性檢驗(yàn)

選取2012—2013年深滬A股發(fā)布業(yè)績預(yù)告的公司為樣本，剔除金融行業(yè)公司和發(fā)布風(fēng)險(xiǎn)提示的公司，確定初始樣本1 368家，其中2012年647家，2013年721家。在此基礎(chǔ)上，剔除以下公司：（1）在定期報(bào)告中重復(fù)預(yù)告的公司，共158家，其中2012年68家，2013年90家。（2）出現(xiàn)修正公告的公司，共73家，其中2012年32家，2013年41家。（3）預(yù)告類型為不確定的公司，共24家，其中2012年8家，2013年16家。最終確定有效樣本1 113家，其中2012年539家，2013年574家。數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫。

運(yùn)用自利歸因度量方法，對樣本公司管理者過度自信程度進(jìn)行度量，OC1結(jié)果如表1所示。OC2變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表2所示。

從表1可以看出，近兩年擁有過度自信管理者的公司2012年380家，2013年411家。管理者過度自信的變化程度不大，最大值均為6，最小值為1，均值接近2，方差較小。

較以往的度量方法，采用自利歸因度量方法得到的結(jié)果在確認(rèn)比例和范圍上都有較大的突破，這種度量結(jié)果更接近于實(shí)際情況，在某種意義來講，減少了管理者過度自信測量變量的測量誤差。隨著2012年深滬證券交易所股票上市規(guī)則的修訂，上市公司業(yè)績預(yù)告披露制度的逐漸完善，將為管理者過度自信度量及相關(guān)研究提供更多充足的樣本數(shù)據(jù)。

（二）有效性檢驗(yàn)

1.檢驗(yàn)方法

以往的同類研究主要考察了管理者過度自信與企業(yè)非效率投資及投資現(xiàn)金流敏感性的關(guān)系，具體研究過程是研究者應(yīng)用自己選定的度量管理者過度自信的度量方法，確定存在管理者過度自信的樣本及變量后，運(yùn)用多元線性回歸模型驗(yàn)證管理者過度自信與企業(yè)非效率投資、投資現(xiàn)金流敏感性存在正相關(guān)關(guān)系。如果本文建立的自利歸因度量方法對管理者過度自信的度量是有效的，重復(fù)以往研究者的同類研究將會得到相同的結(jié)論。因此，為了進(jìn)一步驗(yàn)證自利歸因度量方法度量管理者過度自信的有效性，本文將依據(jù)自利歸因度量方法度量得出的樣本與過度自信變量，對管理者過度自信與企業(yè)非效率投資、提高投資現(xiàn)金流敏感性的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，如果得出的研究結(jié)論與以往研究者的結(jié)論相同，則說明自利歸因度量方法度量管理者過度自信是有效的。

2.研究假設(shè)

國內(nèi)外研究者對管理者過度自信與企業(yè)非效率投資的研究較為深入。Malmendier 和 Tate[7]首次進(jìn)行了實(shí)證研究，得出過度自信的CEO對投資現(xiàn)金流更敏感的結(jié)論。因?yàn)檫^度自信的管理者將高估投資收益，認(rèn)為外部融資成本偏高，因而在企業(yè)現(xiàn)金流不足時(shí)寧愿放棄投資也不愿外部融資，導(dǎo)致投資不足。相反，當(dāng)企業(yè)現(xiàn)金流充裕時(shí)，企業(yè)投資行為不受資金的約束和限制，將會導(dǎo)致投資過度。Lin等[14]應(yīng)用臺灣企業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果顯示企業(yè)面臨的融資約束程度越高，管理者過度自信與投資現(xiàn)金流敏感性正相關(guān)的關(guān)系越強(qiáng)。郝穎等[8]首次選取我國上市公司為研究對象進(jìn)行實(shí)證研究，得出類似結(jié)論。葉蓓和袁建國[26]則認(rèn)為管理者過度自信與企業(yè)投資現(xiàn)金流敏感度正相關(guān)，而管理者過度自信可能造成非效率投資，也可能提高管理者努力水平，所以管理者過度自信與企業(yè)非效率投資存在非單調(diào)關(guān)系。Jiang等[27]也認(rèn)為管理者過度自信與企業(yè)投資規(guī)模顯著正相關(guān)。Wei等[28]采用預(yù)測盈利偏差法和高管相對薪酬作為衡量過度自信的替代變量，研究表明，政府控制型企業(yè)高管過度自信與投資現(xiàn)金流敏感性關(guān)系更顯著。因此，本文依據(jù)前人的研究提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：過度自信的管理者更易進(jìn)行非效率投資。

假設(shè)2：管理者過度自信程度越大，企業(yè)投資現(xiàn)金流敏感性越強(qiáng)。

3.研究設(shè)計(jì)

（1）非效率投資的度量

本文借鑒Richardson的研究，采用模型（1）對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，用回歸模型估計(jì)的殘差來度量非效率投資。

在模型（1）中，Inv為當(dāng)年新增投資支出，Growth為成長機(jī)會，根據(jù)方紅星的研究，采用托賓Q，Lev為資產(chǎn)負(fù)債率，Cash為現(xiàn)金持有量，Age為上市年限，Size為公司規(guī)模，Ret為考慮現(xiàn)金紅利再投資的年個(gè)股回報(bào)率，Year為年份控制變量，Industry為行業(yè)控制變量，按中國證監(jiān)會2012年新頒布的《上市公司行業(yè)分類指引》進(jìn)行分類，制造業(yè)取二位代碼分類。

Ine_Inv為非效率投資，用模型（1）回歸估計(jì)的殘差來表示，殘差為正表示投資過度，殘差為負(fù)表示投資不足，但用絕對值進(jìn)行計(jì)量。

（2）管理者過度自信與非效率投資關(guān)系模型的構(gòu)建

本文重在檢驗(yàn)自利歸因度量方法度量管理者過度自信變量的有效性，因而在前人研究的基礎(chǔ)上，選擇了一些基本變量，構(gòu)建模型（2）和模型（3），用于檢驗(yàn)假設(shè)1和假設(shè)2。

在模型（2）—（3）中，Ine_Invt表示非效率投資；OC表示管理者過度自信，其中OC1為虛擬變量，OC2為離散變量，本文將使用自利歸因度量方法得出的兩種過度自信變量分別進(jìn)行檢驗(yàn)；FCF為自由現(xiàn)金流；TOP表示股權(quán)集中度；Board表示董事會規(guī)模；Inde表示獨(dú)立董事比例，其他變量解釋如模型（1）。模型變量說明如表3所示。

4. 實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果分析

本文數(shù)據(jù)源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，使用EXCEL軟件和STATAL3進(jìn)行數(shù)據(jù)整理和統(tǒng)計(jì)分析。

（1）投資效率的回歸分析

本文參考Richardson的研究方法來衡量投資效率，選取2012—2013年深滬A股上市公司，剔除金融行業(yè)公司和發(fā)布風(fēng)險(xiǎn)提示的公司，最終確定總樣本為2 483家。運(yùn)用最小二乘法（OLS）進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表4所示。

從表4可以看出，模型中企業(yè)成長性和上市年限通過10%顯著性水平的檢驗(yàn)，其余各變量均通過5%顯著性水平的檢驗(yàn)，模型（1）回歸方程擬合度為0.48，F(xiàn)值為96.72，說明方程總體成立。故可以用方程殘差度量企業(yè)非效率投資，為下面的模型檢驗(yàn)提供被解釋變量的數(shù)據(jù)。

（2）管理者過度自信與非效率投資關(guān)系模型的回歸分析

度量管理者過度自信時(shí)確定的樣本公司共1 113家，其中2012年539家，2013年574家。通過模型（1）中的殘差得到各公司對應(yīng)年份的非效率投資變量值，其余變量值的選取源自CSMAR數(shù)據(jù)庫，剔除數(shù)據(jù)不全的公司和極端值的公司，最終確定樣本公司為1 017家，其中2012年500家，2013年517家。分別使用OC1和OC2對模型（2）和模型（3）進(jìn)行檢驗(yàn)，由于模型中變量存在異方差問題，運(yùn)用加強(qiáng)最小二乘法（WLS）進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表5所示。

從表5可以看出，在對模型（2）的檢驗(yàn)結(jié)果中，OC1與企業(yè)非效率投資正相關(guān)并通過1%顯著性水平的檢驗(yàn)；同樣，OC2與企業(yè)非效率投資正相關(guān)并通過5%顯著性水平的檢驗(yàn)，因而可以證明假設(shè)1的成立，即過度自信的管理者更易進(jìn)行非效率投資。在對模型（3）的檢驗(yàn)結(jié)果中，OC1與企業(yè)非效率投資顯著正相關(guān)，F(xiàn)CF與企業(yè)非效率投資正相關(guān)并通過1%顯著性水平的檢驗(yàn)，兩者交互項(xiàng)也與企業(yè)非效率投資正相關(guān)并通過1%顯著性水平的檢驗(yàn)；同樣，OC2與企業(yè)非效率投資正相關(guān)，通過10%顯著性水平的檢驗(yàn)，F(xiàn)CF與企業(yè)非效率投資正相關(guān)并通過1%顯著性水平的檢驗(yàn)，兩者交互項(xiàng)也與企業(yè)非效率投資正相關(guān)并通過5%顯著性水平的檢驗(yàn)?？梢?，管理者過度自信程度越大，企業(yè)投資現(xiàn)金流敏感性越強(qiáng)，從而證明假設(shè)2成立。 實(shí)證研究結(jié)論的得出對自利歸因度量方法度量的兩種管理者過度自信測量變量的有效性給予了充分的驗(yàn)證和支持。

五、結(jié) 論

本文依據(jù)心理學(xué)自利歸因理論，闡述了自利歸因行為與管理者過度自信心理的關(guān)系，即管理者過度自信導(dǎo)致自利歸因行為，自利歸因行為是管理者過度自信的表現(xiàn)之一；同時(shí)，自利歸因行為又會影響管理者過度自信，幫助管理者形成過度自信的心理。因而用外顯的、客觀的自利歸因行為作為內(nèi)隱的、不能直接觀察的管理者過度自信的測量變量，具有充分的心理學(xué)理論依據(jù)。運(yùn)用自利歸因度量方法對2012—2013年深滬A股上市公司進(jìn)行實(shí)際度量，得出較寬泛的結(jié)果；運(yùn)用實(shí)證方法檢驗(yàn)過度自信與企業(yè)非效率投資的關(guān)系，同樣得出過度自信導(dǎo)致企業(yè)非效率投資、提高投資現(xiàn)金流敏感性的實(shí)證結(jié)論。自利歸因度量方法可以同時(shí)對管理者過度自信進(jìn)行定性和定量的判斷和度量，較其他度量方法而言，無論是在測量變量的選取依據(jù)方面，還是測量變量的誤差空間方面，都體現(xiàn)出一定的可靠性和有效性。

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（責(zé)任編輯：韓淑麗）