張 超，劉 星，田夢可

（重慶大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院，重慶 400030）

一、引 言

美國次貸危機(jī)引發(fā)的國際金融危機(jī)從2008年開始向全球蔓延。為了緩解金融危機(jī)對(duì)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的負(fù)面影響，我國政府于同年11月制定并實(shí)施了以“四萬億”投資計(jì)劃為主的一攬子財(cái)政刺激政策。近期，關(guān)于此次財(cái)政刺激政策對(duì)宏微觀經(jīng)濟(jì)影響的研究主要集中在兩個(gè)方面：第一，財(cái)政刺激與地方政府債務(wù)的關(guān)系；第二，財(cái)政刺激對(duì)微觀債務(wù)配置及企業(yè)行為的影響。針對(duì)后一話題的研究顯示，財(cái)政刺激可能通過改變外部信息環(huán)境和放松投資預(yù)算軟約束兩條途徑加劇企業(yè)過度投資行為。但也有研究發(fā)現(xiàn)，財(cái)政刺激在短期內(nèi)提供了一定的投資機(jī)會(huì)，只是這種投資機(jī)會(huì)難以長期存在（陸正飛和韓非池，2013）。可見，財(cái)政刺激對(duì)企業(yè)過度投資行為的影響尚未獲得統(tǒng)一的結(jié)論。

MM理論認(rèn)為，管理者在做出決策時(shí)是完全理性的，并且投資者和管理者對(duì)企業(yè)及其投資項(xiàng)目具有等價(jià)的估計(jì)，在這種完全理性和同質(zhì)信念的假定下，資本結(jié)構(gòu)不影響企業(yè)價(jià)值。在放松這一假定后，我們將管理者的非理性估計(jì)定義為管理者信念，①而將投資者與管理者之間的相對(duì)估計(jì)差異定義為異質(zhì)信念。①異質(zhì)信念包括投資者之間的異質(zhì)信念以及投資者與管理者之間的異質(zhì)信念兩種。本文立足管理者視角，僅討論后者，即異質(zhì)信念＝投資者信念－管理者信念。在這一分析框架下，管理者信念和異質(zhì)信念均對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)行為具有重要影響（Camerer和Lovallo，1999），如過強(qiáng)的管理者信念將造成企業(yè)過度投資（Malmendier和Tate，2005；郝穎等，2005），過強(qiáng)的異質(zhì)信念則使企業(yè)產(chǎn)生股權(quán)融資偏好并導(dǎo)致過度投資（Dittmar和Thakor，2007；馬健等，2013）。

在金融危機(jī)沖擊下，市場情緒整體較為悲觀，財(cái)政刺激作為政府救市政策，對(duì)管理者信念和異質(zhì)信念具有重要影響。那么，除了對(duì)微觀債務(wù)配置存在影響外，財(cái)政刺激是否可能通過調(diào)整管理者信念或異質(zhì)信念的波動(dòng)而影響企業(yè)投資行為呢？不同特征的企業(yè)是否對(duì)債務(wù)配置效應(yīng)（資金效應(yīng)）和信念波動(dòng)效應(yīng)（信號(hào)效應(yīng)）具有選擇性呢？本文在財(cái)政刺激政策微觀效應(yīng)研究的基礎(chǔ)上，試圖結(jié)合行為財(cái)務(wù)的研究成果來探討以上問題。

本文的研究具有一定的理論價(jià)值與現(xiàn)實(shí)意義。首先，以往的研究考察了財(cái)政刺激下市場流動(dòng)性水平、信貸配置方式等對(duì)企業(yè)投融資決策和現(xiàn)金持有決策的作用，而鮮有文獻(xiàn)將行為財(cái)務(wù)理論引入到相關(guān)研究中。畢曉方等（2015）僅以案例的形式考察了產(chǎn)業(yè)政策對(duì)管理者過度自信和流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)的影響。本文則深入探討了在財(cái)政刺激政策實(shí)施與退出時(shí)，管理者信念和異質(zhì)信念的波動(dòng)特征，以及這種波動(dòng)對(duì)企業(yè)過度投資行為的影響。這既是對(duì)已有研究的補(bǔ)充，也為深入了解企業(yè)投資行為提供了非常規(guī)框架下的解讀。其次，本文既關(guān)注了財(cái)政刺激政策實(shí)施前后的時(shí)序影響，還考慮了不同特征的企業(yè)對(duì)財(cái)政刺激效應(yīng)路徑的選擇，從而為進(jìn)一步認(rèn)識(shí)財(cái)政刺激政策的微觀效應(yīng)提供了多個(gè)維度的有益證據(jù)。再次，本文發(fā)現(xiàn)部分企業(yè)受到資金效應(yīng)的影響更加明顯，而部分企業(yè)受到信號(hào)效應(yīng)的影響更加明顯，但針對(duì)兩條路徑的研究結(jié)果均表明財(cái)政刺激政策對(duì)企業(yè)過度投資行為的影響方向是相同的，這為完善政策制定、提高施政水平提供了有價(jià)值的借鑒。最后，本文對(duì)Malmendier和Tate（2005）的基本模型以及郝穎等（2005）的改進(jìn)模型在異質(zhì)信念方面有所發(fā)展，使理論模型更適用于分析我國制度環(huán)境下的相關(guān)問題。

二、政策背景與相關(guān)文獻(xiàn)

2008年下半年，國際金融危機(jī)開始向全球蔓延。在這一形勢下，我國政府迅速推出了以“四萬億”投資計(jì)劃為主的一攬子財(cái)政刺激政策，其目的是熨平經(jīng)濟(jì)波動(dòng)、維持經(jīng)濟(jì)較快增長。四萬億資金包括中央政府投資的1.18萬億元以及地方、社會(huì)配套的2.82萬億元，其中中央政府在2008年第四季度、2009年以及2010年分別投入1 040億元、4 875億元和5 885億元。所有資金分配在保障安居工程、農(nóng)村民生工程、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等多個(gè)方面。

理論界對(duì)此次財(cái)政刺激的評(píng)價(jià)包括兩個(gè)方面。部分學(xué)者認(rèn)為，我國經(jīng)濟(jì)能夠率先從金融危機(jī)中恢復(fù)，主要得益于財(cái)政刺激的積極影響。Cova等（2010）的研究指出，財(cái)政刺激拉動(dòng)我國2009年GDP增長高達(dá)2.6個(gè)百分點(diǎn)。但也有學(xué)者指出，財(cái)政刺激嚴(yán)重干擾了市場的資源配置功能，并造成地方政府債務(wù)激增。賈俊雪和郭慶旺（2012）發(fā)現(xiàn)，財(cái)政刺激政策導(dǎo)致政府債務(wù)規(guī)模攀升、通脹壓力增大。另外，針對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)行為的研究顯示，財(cái)政刺激在短期內(nèi)既可能通過改變外部信息環(huán)境、放松投資預(yù)算軟約束等途徑加劇過度投資行為，也可能提供一定的投資機(jī)會(huì)，提升企業(yè)現(xiàn)金持有的市場競爭效應(yīng)（陸正飛和韓非池，2013）。

行為財(cái)務(wù)領(lǐng)域的研究成果顯示，企業(yè)財(cái)務(wù)行為不僅受到企業(yè)內(nèi)部特質(zhì)和外部沖擊的作用，在非完全理性框架下還將受到管理者信念和異質(zhì)信念的影響。Malmendier和Tate（2005）以及郝穎等（2005）研究發(fā)現(xiàn)，過強(qiáng)的管理者信念將導(dǎo)致企業(yè)投資－現(xiàn)金流敏感性增強(qiáng)。Bayar等（2011）認(rèn)為，企業(yè)將根據(jù)外部投資者與內(nèi)部投資者之間的信念離差來選擇最優(yōu)投資方式。馬健等（2013）構(gòu)建的理論模型和實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果反映了異質(zhì)信念對(duì)企業(yè)投融資決策的影響，即在異質(zhì)信念作用下，企業(yè)具有較強(qiáng)的股權(quán)融資偏好和過度投資傾向。

綜上分析，已有文獻(xiàn)分別探究了財(cái)政刺激和管理者信念、異質(zhì)信念對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)行為的影響，但鮮有文獻(xiàn)研究信念波動(dòng)在財(cái)政刺激與企業(yè)過度投資行為之間的中介效應(yīng)。

三、理論分析與研究假設(shè)

我國政府在金融危機(jī)期間實(shí)施的財(cái)政刺激政策向企業(yè)傳遞了積極的信號(hào)。首先，這種積極信號(hào)的影響是廣泛的。張其仔等（2009）以2006年全國投入產(chǎn)出表為基礎(chǔ)，計(jì)算了各行業(yè)的影響力系數(shù)和感應(yīng)度系數(shù)。兩類系數(shù)均超過中位數(shù)的建筑業(yè)等12個(gè)行業(yè)基本被財(cái)政刺激政策支持的行業(yè)所覆蓋，財(cái)政刺激的影響廣度可見一斑。其次，財(cái)政刺激政策所傳遞的積極信號(hào)具有較強(qiáng)的行業(yè)針對(duì)性，提升了相關(guān)行業(yè)的景氣程度，具有一定的影響深度。圖1顯示了2008年第三季度到2011年第四季度房地產(chǎn)業(yè)與采礦業(yè)、批發(fā)零售業(yè)和住宿餐飲業(yè)的標(biāo)準(zhǔn)化景氣指數(shù)差異，其中房地產(chǎn)業(yè)是財(cái)政刺激政策直接支持的行業(yè)之一，而其他三個(gè)行業(yè)并沒有受到財(cái)政刺激政策的直接影響。相對(duì)于2008年第三季度，行業(yè)間景氣指數(shù)差異在2008年第四季度到2010年第四季度維持高位波動(dòng)。在財(cái)政刺激政策積極信號(hào)的影響下，所在行業(yè)受到直接支持的企業(yè)管理者既恢復(fù)了對(duì)本行業(yè)的發(fā)展信心，又增強(qiáng)了對(duì)整體經(jīng)濟(jì)形勢的正向判斷，即管理者在決策時(shí)較為樂觀，管理者信念增強(qiáng)。

圖1 行業(yè)間景氣指數(shù)差異

此外，有研究發(fā)現(xiàn)不確定性較強(qiáng)、經(jīng)濟(jì)處于災(zāi)難時(shí)期的異質(zhì)信念明顯增加（Bloom等，2007；Chen等，2012），而財(cái)政刺激作為熨平經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的有效手段之一，對(duì)異質(zhì)信念可能具有負(fù)向影響。有研究認(rèn)為，信息的漸進(jìn)性、對(duì)信息的有限注意以及異質(zhì)先驗(yàn)等是產(chǎn)生異質(zhì)信念的主要原因（Hong和Stein，2007）。首先，財(cái)政刺激信息由我國政府部門統(tǒng)一發(fā)布，通過各種媒介迅速傳遞到受眾，受支持行業(yè)能夠及時(shí)獲得這些信息，因此漸進(jìn)性較弱。其次，在遭受危機(jī)沖擊時(shí)，財(cái)政刺激作為國家層面的“救市”政策必然備受關(guān)注，具體的十項(xiàng)措施對(duì)縮小投資者與管理者之間的預(yù)期差異具有明顯作用。最后，從雷曼兄弟公司9月中旬申請(qǐng)破產(chǎn)開始計(jì)算，到財(cái)政刺激政策于11月初實(shí)施，歷時(shí)不超過兩個(gè)月。這反映了政府“救市”的決心在一定程度上縮小了投資者與管理者之間的先驗(yàn)信念差異。由于財(cái)政刺激政策具有傳遞積極信號(hào)的作用，加之實(shí)施力度大、針對(duì)性強(qiáng)、速度快等特點(diǎn)，其在實(shí)施期間很可能增強(qiáng)管理者信念而減弱異質(zhì)信念。由此，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：對(duì)于所在行業(yè)受到財(cái)政刺激政策直接支持的企業(yè)，在政策實(shí)施期間，管理者信念增強(qiáng)，異質(zhì)信念減弱。

財(cái)政刺激政策在退出后對(duì)管理者信念和異質(zhì)信念的影響會(huì)減弱。首先，隨著積極信號(hào)的消失、市場流動(dòng)性的減弱，管理者對(duì)市場的樂觀態(tài)度和對(duì)未來融資的判斷可能發(fā)生轉(zhuǎn)變。如圖1所示，行業(yè)間景氣指數(shù)差異在2010年第四季度以后顯著下降，說明財(cái)政刺激作為政府的短期政策較難維持相關(guān)行業(yè)的長期景氣，這也可能造成管理者信念在政策退出后減弱。其次，對(duì)相關(guān)行業(yè)的資金支持結(jié)束后，市場不免產(chǎn)生預(yù)期差異，財(cái)政刺激政策縮小先驗(yàn)信念差異的效果降低，導(dǎo)致異質(zhì)信念增強(qiáng)。最后，大量集中投放的資金在財(cái)政刺激政策退出后會(huì)分散在更廣泛的領(lǐng)域中，不受財(cái)政刺激政策直接支持的行業(yè)也會(huì)逐漸受到影響，行業(yè)間管理者信念和異質(zhì)信念的差異將恢復(fù)到均值。因此，在財(cái)政刺激政策退出后，管理者信念可能減弱，異質(zhì)信念則可能增強(qiáng)。由此，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)2：對(duì)于所在行業(yè)受到財(cái)政刺激政策直接支持的企業(yè)，在政策退出后，管理者信念減弱，異質(zhì)信念增強(qiáng)。

祛濕化瘀方來源于臨床經(jīng)驗(yàn)方，由茵陳、梔子等5味中藥組成，在動(dòng)物實(shí)驗(yàn)中多次證實(shí)，該方對(duì)高脂飲食誘導(dǎo)的NAFLD模型大鼠有明顯的治療作用，能夠改善肝臟脂肪代謝，降低肝臟中三酰甘油（TG）和游離脂肪酸的含量[9]。但是在代謝水平上，祛濕化瘀方治療NAFLD的具體作用機(jī)制還未闡明，尤其該方對(duì)NAFLD模型大鼠血清中不同類型的游離脂肪酸的影響尚未見報(bào)道。因此，本研究通過高脂飲食誘導(dǎo)建立NAFLD大鼠模型，考察祛濕化瘀方對(duì)模型大鼠血清游離脂肪酸譜的影響，為臨床有效治療NAFLD及更全面、深入地闡明該方的作用機(jī)制提供實(shí)驗(yàn)依據(jù)。

當(dāng)管理者信念較強(qiáng)時(shí)，管理者傾向于高估收益、低估風(fēng)險(xiǎn)，此時(shí)即使代理問題較小，也可能會(huì)造成管理者非理性擴(kuò)張，進(jìn)而導(dǎo)致過度投資；當(dāng)管理者信念較弱時(shí)，企業(yè)的過度投資行為則得到緩解。當(dāng)異質(zhì)信念較強(qiáng)時(shí)，管理者可能為了“迎合”投資者而傾向于增加投資支出，導(dǎo)致對(duì)投資項(xiàng)目本身的收益情況考慮欠佳，從而造成過度投資；同時(shí)，管理者也可能認(rèn)為投資者掌握了更多的投資項(xiàng)目信息，從而“追隨”投資者，導(dǎo)致過度投資。當(dāng)異質(zhì)信念較弱時(shí)，管理者的“迎合”和“追隨”動(dòng)機(jī)也較弱，對(duì)企業(yè)過度投資的影響不明顯。

與擁有發(fā)達(dá)資本市場的國家不同，由于國有股權(quán)占比較高且資本市場制度尚不完善，我國投資者與管理者之間的異質(zhì)信念可能對(duì)企業(yè)投資決策具有更重要的影響。據(jù)此，我們在Malmendier和Tate（2005）基本模型以及郝穎等（2005）改進(jìn)模型的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步強(qiáng)化了異質(zhì)信念因素，從而更適用于分析我國制度環(huán)境下管理者信念和異質(zhì)信念的投資行為效應(yīng)。假設(shè)：（1）管理者和投資者的信念不為負(fù)，且存在信息不對(duì)稱，投資者信念不弱于管理者信念；（2）企業(yè)投資資金完全依靠外部融資，①不考慮內(nèi)源融資因素是因?yàn)楸疚闹饕芯客獠空邲_擊對(duì)管理者信念、投資者信念以及外部融資（資金效應(yīng)）的影響，加入內(nèi)源融資變量的必要性不大；同時(shí)，即使在模型中加入內(nèi)源融資變量，對(duì)最終推論也沒有實(shí)質(zhì)影響（已測試）。包括股權(quán)融資和債務(wù)融資。A為企業(yè)當(dāng)前資產(chǎn)價(jià)值，S為企業(yè)股票價(jià)值。當(dāng)企業(yè)面對(duì)一個(gè)投資機(jī)會(huì)時(shí)，投資I可獲得收益E（I），E′（I）＞0，E″（I）＜0。在管理者信念的影響下，管理者認(rèn)為投資I可獲得的收益為θmE（I），θm≥1；同樣地，在投資者信念的影響下，投資者認(rèn)為投資I可獲得的收益為θiE（I），θi≥1。異質(zhì)信念下投資I的收益為（θi－θm）E（I），其中θi－θm≥0。由于投資項(xiàng)目所需資金全部依賴外部融資，企業(yè)發(fā)行價(jià)值為ΔS的股票，并獲得負(fù)債融資ΔD，ΔD＜I且ΔD＜A。投資價(jià)值最大化模型如下：

將約束函數(shù)代入目標(biāo)函數(shù)，整理后對(duì)I求一階導(dǎo)數(shù)可得：

（1）情形一：當(dāng)管理者信念和異質(zhì)信念均為0，即θm＝θi＝1時(shí)投資效率保持不變，不存在過度投資行為。

（2）情形二：當(dāng)異質(zhì)信念為0但存在管理者信念，即θm＝θi＞1時(shí)越大則E′（I）越小，即投資收益率隨θm的增大而減小，管理者信念增強(qiáng)將導(dǎo)致企業(yè)投資效率降低，過度投資行為加劇。

（3）情形三：當(dāng)管理者信念為0但存在異質(zhì)信念，即θi＞θm＝1時(shí)，0＜E′＜θi－θm越大則E′（I）越小，即投資收益率隨θi－θm的增大而減小，異質(zhì)信念增強(qiáng)也導(dǎo)致企業(yè)投資效率降低，過度投資行為加劇。

（4）情形四：當(dāng)同時(shí)存在管理者信念和異質(zhì)信念，即θi＞θm＞1時(shí)，0＜E′＜投資收益率隨θm和θi－θm的增大而減小，管理者信念和異質(zhì)信念對(duì)企業(yè)過度投資行為均產(chǎn)生負(fù)向影響。

在我國現(xiàn)階段，國有產(chǎn)權(quán)占比較高和資本市場制度不完善是兩個(gè)基本事實(shí)。企業(yè)在國有產(chǎn)權(quán)的“父愛主義”影響下可獲得更多的投融資機(jī)會(huì)，由于投資項(xiàng)目沒有經(jīng)過科學(xué)的可行性評(píng)估就輕易“上馬”，企業(yè)過度投資行為對(duì)管理者信念的敏感性比國外要強(qiáng)。同時(shí)，在不完善的資本市場制度下，企業(yè)內(nèi)部人通過概念炒作、選擇性披露等手段增強(qiáng)投資者信念，使異質(zhì)信念增強(qiáng)并擇機(jī)獲得股權(quán)融資的現(xiàn)象也屢見不鮮，造成異質(zhì)信念對(duì)我國企業(yè)過度投資行為的影響也可能更加明顯。由此，本文提出以下假設(shè)：

根據(jù)以上假設(shè)，財(cái)政刺激政策的實(shí)施既可能通過增強(qiáng)管理者信念而加劇企業(yè)過度投資，也可能通過減弱異質(zhì)信念而使企業(yè)過度投資行為得到緩解（政策退出時(shí)的效果相反）。我們認(rèn)為，如果管理者面對(duì)財(cái)政刺激采取的是主動(dòng)決策，即依據(jù)自我信念的絕對(duì)水平做出投資決策，則θm對(duì)E（I）邊際水平的影響應(yīng)強(qiáng)于θi－θm，管理者信念在財(cái)政刺激與企業(yè)過度投資行為之間存在的中介效應(yīng)就是主要的，財(cái)政刺激政策在實(shí)施期間增強(qiáng)管理者信念將加劇企業(yè)過度投資，政策退出后將緩解企業(yè)過度投資。而如果管理者面對(duì)財(cái)政刺激采取的是參考投資者信念的被動(dòng)決策，則θi－θm對(duì)E（I）邊際水平的影響應(yīng)強(qiáng)于θm，異質(zhì)信念在財(cái)政刺激與企業(yè)過度投資行為之間存在的中介效應(yīng)就是主要的，財(cái)政刺激政策在實(shí)施期間減弱異質(zhì)信念將緩解企業(yè)過度投資，政策退出后將加劇企業(yè)過度投資。由此，本文提出以下兩個(gè)互不相容的假設(shè)：

假設(shè)4a：在管理者信念的中介效應(yīng)影響下，財(cái)政刺激政策在實(shí)施期間將加劇企業(yè)過度投資，政策退出后緩解企業(yè)過度投資。

假設(shè)4b：在異質(zhì)信念的中介效應(yīng)影響下，財(cái)政刺激政策在實(shí)施期間將緩解企業(yè)過度投資，政策退出后加劇企業(yè)過度投資。

四、實(shí)證設(shè)計(jì)

本文借鑒Richardson（2006）以及Biddle等（2009）的研究設(shè)計(jì)，構(gòu)建如下模型將企業(yè)當(dāng)期投資規(guī)模區(qū)分為可預(yù)期投資規(guī)模和投資規(guī)模偏離兩部分：

其中，Inv表示投資規(guī)模，以固定資產(chǎn)、長期投資與無形資產(chǎn)的變動(dòng)值經(jīng)前期總資產(chǎn)調(diào)整后的結(jié)果來衡量；Growth、Cash、Lev、Size、Ret和Age分別表示企業(yè)的成長能力、現(xiàn)金水平、財(cái)務(wù)杠桿、資產(chǎn)規(guī)模、股市表現(xiàn)和上市年齡。為了剔除宏觀因素對(duì)可預(yù)期投資規(guī)模的干擾，我們采用1999－2006年宏觀環(huán)境相對(duì)平穩(wěn)時(shí)期的數(shù)據(jù)估計(jì)得到各企業(yè)特征變量的系數(shù)，然后利用估計(jì)系數(shù)求得所有樣本企業(yè)（1999－2011年）的可預(yù)期投資規(guī)模和投資規(guī)模偏離。我們對(duì)投資規(guī)模偏離按升序排列并劃分三分位點(diǎn)，設(shè)置離散變量Eff來衡量投資效率，①我們還采用四等分和無約束回歸等多種方法進(jìn)行了穩(wěn)健性測試，結(jié)果一致。下1／3樣本取－1代表投資不足，上1／3樣本取1代表過度投資，中間1／3樣本取0代表投資適度。

為了檢驗(yàn)假設(shè)1和假設(shè)2，我們利用DID方法建立如下模型：

其中，MB表示管理者信念，HB表示異質(zhì)信念，參考馬健等（2013）的研究設(shè)計(jì)，分別以預(yù)告盈利與真實(shí)盈利的差額以及分析師預(yù)測盈利與預(yù)告盈利的差額來衡量。T和P1（P2）分別是處置變量和時(shí)期變量。金融危機(jī)從2008年第四季度開始對(duì)我國工業(yè)產(chǎn)生負(fù)面影響，直到2011年經(jīng)濟(jì)才進(jìn)入新的平穩(wěn)增長階段，以“四萬億”投資計(jì)劃為主的一攬子財(cái)政刺激政策則主要在2009－2010年實(shí)施。因此，我們將2009－2010年設(shè)定為刺激政策的實(shí)施期間（P1），②考慮到2008年經(jīng)濟(jì)形勢大反轉(zhuǎn)對(duì)企業(yè)投資行為有系統(tǒng)性影響，我們沒有將2008年設(shè)定為財(cái)政刺激政策實(shí)施時(shí)期。將2011年設(shè)定為退出期間（P2）。根據(jù)“四萬億”計(jì)劃整體分配方案，并參考陸正飛和韓非池（2013）等相關(guān)研究，本文設(shè)定的財(cái)政刺激政策直接支持的行業(yè)（T）包括房地產(chǎn)業(yè)、信息技術(shù)業(yè)等15類。

心理學(xué)研究認(rèn)為，管理者在風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度、決策風(fēng)格等因素上的差異對(duì)其信念水平具有顯著影響，而異質(zhì)信念則主要受到信息效率的影響（Hong和Stein，2007）。據(jù)此，我們主要從管理者特征和信息效率兩方面進(jìn)行控制，式（2）中控制變量包括相對(duì)資產(chǎn)規(guī)模（Asset）、實(shí)物資產(chǎn)比重（Tangibility）、資本結(jié)構(gòu)偏離度（Deviation）、盈利水平（ROE）、流通股占比（Tra＿share）以及產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（SOE）。此外，由于不同行業(yè)存在顯著不同的特征，控制行業(yè)固定效應(yīng)（Ind）也是達(dá)到DID模型基本假定的重要方法。如果假設(shè)1和假設(shè)2均通過檢驗(yàn)，則當(dāng)MB為因變量時(shí)，T×P1的系數(shù)顯著為正，T×P2的系數(shù)顯著為負(fù)；當(dāng)HB為因變量時(shí)，T×P1的系數(shù)顯著為負(fù)，T×P2的系數(shù)顯著為正。

為了檢驗(yàn)假設(shè)3，本文構(gòu)建如下模型，利用mlogit方法進(jìn)行回歸分析：③我們還調(diào)整base outcome進(jìn)行了穩(wěn)健性測試，結(jié)果并沒有顯著差異。

已有研究表明，第一類和第二類代理問題以及企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)水平、資產(chǎn)結(jié)構(gòu)等均可能導(dǎo)致企業(yè)的過度投資行為。結(jié)合Biddle等（2009）的研究設(shè)計(jì)，我們在式（3）中控制了代理沖突、公司治理水平、破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)以及資產(chǎn)分布特征，包括現(xiàn)金分紅（Dividend）、管理費(fèi)用率（Man＿expenses）、第一大股東持股比例（Top1）、獨(dú)立董事（Outdir）、大股東權(quán)利（Occuppy）、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（SOE）、Z值（Z－score）和實(shí)物資產(chǎn)比重（Tangibility）等變量。我們以Eff等于0為基準(zhǔn)，觀察過度投資的回歸結(jié)果，如果假設(shè)3通過檢驗(yàn)，則MB和HB的系數(shù)均顯著為正。

根據(jù)中介效應(yīng)的基本定義，如果財(cái)政刺激政策的實(shí)施與退出對(duì)管理者信念和異質(zhì)信念存在顯著影響，而管理者信念和異質(zhì)信念又對(duì)企業(yè)過度投資行為存在影響，則應(yīng)先利用式（4）單獨(dú)考察財(cái)政刺激對(duì)企業(yè)過度投資的影響方向，根據(jù)影響方向判斷是管理者信念還是異質(zhì)信念可能具有中介效應(yīng)（影響同向時(shí)才可能存在中介效應(yīng)），再利用式（5）考察是否存在中介效應(yīng)。

我們同樣以Eff等于0作為基準(zhǔn)，如果式（4）中T×P1的系數(shù)顯著大于0，T×P2的系數(shù)顯著小于0，且式（5）中MB的系數(shù)顯著大于0，則假設(shè)4a得到驗(yàn)證；而如果式（4）中T×P1的系數(shù)顯著小于0，T×P2的系數(shù)顯著大于0，且式（5）中HB的系數(shù)顯著大于0，則假設(shè)4b得到驗(yàn)證。

本文的樣本為非金融類A股上市公司，樣本區(qū)間為1999－2011年。由于回歸模型中有滯后一期變量，數(shù)據(jù)采集期為1998－2011年。我們剔除了當(dāng)年上市的公司、市場價(jià)值小于等于0以及數(shù)據(jù)缺失的樣本。最終用于式（1）計(jì)算投資效率的觀測值有8 195個(gè)，用于式（2）－式（5）的觀測值有2 273個(gè)。①為了得到更為普適的擬合結(jié)果，估計(jì)式（1）時(shí)沒有剔除管理者信念和異質(zhì)信念缺失的觀測值。為了避免極端值的影響，我們對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行了上下1%的Winsorize處理。本文數(shù)據(jù)取自CSMAR數(shù)據(jù)庫，使用Stata12.0進(jìn)行分析。本文主要變量的定義和描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表1。

表1 主要變量定義與描述性統(tǒng)計(jì)

續(xù)表1 主要變量定義與描述性統(tǒng)計(jì)

五、實(shí)證結(jié)果與分析

表2是利用式（2）對(duì)假設(shè)1和假設(shè)2的檢驗(yàn)結(jié)果。當(dāng)樣本不處于財(cái)政刺激政策實(shí)施期間時(shí)，政策直接支持行業(yè)的企業(yè)管理者信念均值為－0.068，小于未受到直接支持行業(yè)的企業(yè)均值（－0.063）；在政策實(shí)施期間，政策直接支持行業(yè)的企業(yè)均值提高了0.016，未受到直接支持行業(yè)的企業(yè)均值僅提高了0.009。這造成政策直接支持行業(yè)的企業(yè)管理者信念均值（－0.052）大于未受到直接支持行業(yè)的企業(yè)均值（－0.054），雙重差分0.007在10%的水平上顯著。這一結(jié)果表明財(cái)政刺激政策的實(shí)施明顯增強(qiáng)了相關(guān)行業(yè)的管理者信念。相反地，在非財(cái)政刺激政策實(shí)施期間，異質(zhì)信念在兩類企業(yè)間的差異為0.004，而在政策實(shí)施期間，兩者的差異為－0.002，雙重差分－0.006在10%的水平上顯著。這說明政策實(shí)施明顯減弱了相關(guān)行業(yè)的異質(zhì)信念。以上檢驗(yàn)結(jié)果支持了假設(shè)1。

在財(cái)政刺激政策退出后，兩類企業(yè)的管理者信念均減弱，政策直接支持行業(yè)的企業(yè)管理者信念減弱更加明顯，雙重差分－0.008在10%的水平上顯著；同時(shí)，政策直接支持行業(yè)的企業(yè)異質(zhì)信念在政策退出后增強(qiáng)也更加明顯，雙重差分0.007在5%的水平上顯著。這一結(jié)果說明政策退出導(dǎo)致管理者信念減弱、異質(zhì)信念增強(qiáng)，假設(shè)2得到了支持。

表2 財(cái)政刺激與信念波動(dòng)

表3列示了式（3）的回歸結(jié)果。在未引入控制變量時(shí)，MB和HB的系數(shù)均顯著為正；在控制其他因素對(duì)企業(yè)過度投資的影響后，MB和HB的系數(shù)仍顯著為正。這說明管理者信念和異質(zhì)信念越強(qiáng)，企業(yè)過度投資的可能性就越大，從而支持了假設(shè)3。在控制變量方面，Dividend和Man＿expenses都不顯著，說明現(xiàn)金分紅和管理費(fèi)用率對(duì)企業(yè)過度投資行為的影響不明顯；Top1的系數(shù)為正，但不顯著，說明股權(quán)集中可能導(dǎo)致企業(yè)過度投資，但影響效應(yīng)不明顯；Outdir的系數(shù)為負(fù)，但不顯著，說明獨(dú)立董事對(duì)抑制過度投資有一定作用，但影響效應(yīng)不明顯；Occuppy、Z－score和Tangibility的系數(shù)顯著為正，說明大股東權(quán)利越大、企業(yè)破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)越低、實(shí)物資產(chǎn)比重越大，企業(yè)過度投資越嚴(yán)重，與預(yù)期一致。

表3 信念波動(dòng)與過度投資

表4中列（1）和列（4）列示的是式（4）的回歸結(jié)果。在列（1）中，T的系數(shù)顯著為負(fù)，說明當(dāng)不處于政策實(shí)施期間時(shí)，財(cái)政刺激政策直接支持企業(yè)的過度投資可能性小于控制組企業(yè)；P1的系數(shù)為負(fù)，說明財(cái)政刺激政策未直接支持的企業(yè)在政策實(shí)施期間的過度投資可能性小于控制期間；T×P1的系數(shù)為0.593，在1%的水平上顯著，表明財(cái)政刺激政策直接支持的企業(yè)在政策實(shí)施期間的過度投資可能性比控制組企業(yè)要大。同時(shí)，列（4）中T×P2的系數(shù)為－0.448，在10%的水平上顯著，說明政策直接支持的企業(yè)在政策退出后的過度投資可能性比控制組企業(yè)要小。

綜合以上結(jié)果，我們認(rèn)為管理者信念在財(cái)政刺激與企業(yè)過度投資行為之間可能存在中介效應(yīng)，而異質(zhì)信念對(duì)過度投資的影響方向與財(cái)政刺激政策對(duì)異質(zhì)信念的影響方向相反，因此可能不存在中介效應(yīng)。為了進(jìn)一步檢驗(yàn)中介效應(yīng)，表4中的列（2）和列（3）以及列（5）和列（6）列示了式（5）的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，T×P1的系數(shù)仍顯著為正，T×P2的系數(shù)仍顯著為負(fù)，而MB和HB的系數(shù)均顯著為正。這表明管理者信念在財(cái)政刺激與企業(yè)過度投資行為之間存在非完全的中介效應(yīng)，異質(zhì)信念對(duì)企業(yè)過度投資行為產(chǎn)生一定影響，但并不存在明顯的中介效應(yīng)。已有研究發(fā)現(xiàn)，異質(zhì)信念與過度投資之間的正向關(guān)系在股權(quán)融資樣本中更加顯著，而在債權(quán)融資樣本中不明顯（馬健等，2013）。當(dāng)企業(yè)傾向于股權(quán)融資時(shí)，管理者將考慮與投資者之間的相對(duì)信念水平，做出被動(dòng)投資決策；而當(dāng)企業(yè)傾向于債權(quán)融資時(shí)，管理者將依據(jù)自我信念的絕對(duì)水平，做出主動(dòng)投資決策。我們認(rèn)為，異質(zhì)信念不具有中介效應(yīng)的原因可能就在于財(cái)政刺激政策主要通過提高銀行信貸（而非股權(quán)融資）在企業(yè)融資中的比重來緩解企業(yè)融資約束。以上結(jié)果支持了假設(shè)4a，而拒絕了假設(shè)4b。

表4 財(cái)政刺激、信念波動(dòng)與過度投資

六、進(jìn)一步研究——財(cái)政刺激政策的效應(yīng)路徑選擇

（一）國有產(chǎn)權(quán)

已有研究顯示，我國在金融危機(jī)期間實(shí)施的財(cái)政刺激政策所提供的資金大多被國有企業(yè)吸收，刺激政策對(duì)國有企業(yè)的資金支持明顯強(qiáng)于民營企業(yè)（Johansson和Feng，2013）。實(shí)際上，財(cái)政刺激對(duì)微觀經(jīng)濟(jì)的影響可以被區(qū)分為資金效應(yīng)和信號(hào)效應(yīng)兩條路徑。資金效應(yīng)表現(xiàn)為企業(yè)對(duì)政策性貸款的可得性，是財(cái)政刺激政策對(duì)企業(yè)投資行為的直接影響；信號(hào)效應(yīng)則表現(xiàn)為管理者信念的波動(dòng)，是財(cái)政刺激政策對(duì)企業(yè)投資行為的間接影響，管理者信念波動(dòng)具有中介效應(yīng)。財(cái)政刺激政策的實(shí)施使國有企業(yè)獲得了更多的外部資金支持，從而對(duì)國有企業(yè)的影響可能表現(xiàn)為資金效應(yīng)。而由于民營企業(yè)具有相對(duì)較弱的代理沖突，財(cái)政刺激政策所傳遞的信號(hào)更容易被其管理者所識(shí)別，導(dǎo)致管理者信念增強(qiáng)，從而間接影響過度投資行為。由此我們推斷，財(cái)政刺激政策對(duì)國有企業(yè)過度投資行為的影響主要源于直接的資金效應(yīng)，而對(duì)民營企業(yè)的影響則主要源于間接的信號(hào)效應(yīng)。

我們分別通過分組回歸和引入交乘項(xiàng)來檢驗(yàn)以上推論。表5的結(jié)果顯示，分組回歸中T×P1的系數(shù)僅在SOE等于1時(shí)顯著為正，T×P2的系數(shù)僅在SOE等于1時(shí)顯著為負(fù)，而MB的系數(shù)僅在SOE等于0時(shí)顯著為正；在引入交乘項(xiàng)的回歸中，T×P1×SOE和T×P2×SOE的系數(shù)分別顯著為正和為負(fù)，MB×SOE的系數(shù)顯著為負(fù)。以上結(jié)果說明，國有企業(yè)受到財(cái)政刺激政策的資金效應(yīng)較為明顯，導(dǎo)致其過度投資傾向在政策實(shí)施期間增強(qiáng)，政策退出后減弱；民營企業(yè)受到財(cái)政刺激政策的信號(hào)效應(yīng)較為明顯，導(dǎo)致其過度投資傾向隨管理者信念的增強(qiáng)而增強(qiáng)。

表5 國有產(chǎn)權(quán)的影響

（二）企業(yè)規(guī)模和破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)

本文進(jìn)一步以企業(yè)規(guī)模大小和破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)高低進(jìn)行分組，考察不同特征的企業(yè)對(duì)財(cái)政刺激效應(yīng)路徑的敏感性差異。表6的結(jié)果顯示，T×P1的系數(shù)在企業(yè)規(guī)模較大組顯著為正，在企業(yè)規(guī)模較小組不顯著，T×P2的系數(shù)在兩組中均不顯著。這表明企業(yè)規(guī)模越大，可抵押的資產(chǎn)越多、現(xiàn)金流越穩(wěn)定，同時(shí)代理問題也越嚴(yán)重，因此財(cái)政刺激政策提供的外部資金更多地流入了規(guī)模較大的企業(yè)，加劇了其過度投資。而財(cái)政刺激政策的退出對(duì)大規(guī)模企業(yè)的融資并沒有產(chǎn)生足夠的影響。同時(shí)，T×P1的系數(shù)在破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)較高組顯著為正，在破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)較低組不顯著，T×P2的系數(shù)也僅在破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)較高組顯著為負(fù)。由于運(yùn)營不暢和經(jīng)營業(yè)績較差等原因，破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)高的企業(yè)所獲得的資金并沒有投入到經(jīng)營中，而是注入投資項(xiàng)目中，這可能導(dǎo)致經(jīng)營繼續(xù)惡化，投資效率降低。

表6中MB的系數(shù)僅在企業(yè)規(guī)模較大組和破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)較低組顯著為正，在企業(yè)規(guī)模較小組和破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)較高組則不顯著，說明財(cái)政刺激政策的信號(hào)效應(yīng)對(duì)規(guī)模較大和破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)較低企業(yè)的過度投資行為的影響更加明顯。兩類企業(yè)都具有相對(duì)豐富的內(nèi)部現(xiàn)金流，當(dāng)收到財(cái)政刺激政策傳遞的信號(hào)時(shí)便會(huì)實(shí)施投資決策，導(dǎo)致過度投資行為加劇。以上結(jié)果表明，企業(yè)規(guī)模和破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)財(cái)政刺激政策的效應(yīng)路徑具有選擇性作用。

七、結(jié)論與政策建議

近期諸多文獻(xiàn)從投融資環(huán)境、法律監(jiān)管等方面研究了宏觀經(jīng)濟(jì)政策對(duì)微觀企業(yè)行為的影響，但鮮有文獻(xiàn)結(jié)合行為財(cái)務(wù)的研究成果，探討決策者非理性行為對(duì)宏觀政策微觀影響的中介效應(yīng)。本文基于管理者視角，研究了管理者信念和異質(zhì)信念在財(cái)政刺激與企業(yè)過度投資行為之間的中介效應(yīng)，以及產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、企業(yè)規(guī)模和破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)不同的企業(yè)對(duì)財(cái)政刺激資金效應(yīng)與信號(hào)效應(yīng)路徑的選擇性反應(yīng)。結(jié)果表明，財(cái)政刺激政策通過影響管理者信念間接影響企業(yè)過度投資行為，異質(zhì)信念的中介效應(yīng)不明顯；財(cái)政刺激政策對(duì)國有企業(yè)和民營企業(yè)的過度投資行為分別產(chǎn)生了資金效應(yīng)和信號(hào)效應(yīng)；同時(shí)，企業(yè)規(guī)模和破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)財(cái)政刺激政策的效應(yīng)路徑具有選擇性作用。

近年來，世界經(jīng)濟(jì)環(huán)境風(fēng)云變幻，我國也正處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的重要階段。因此，政府頻繁推出因勢利導(dǎo)的經(jīng)濟(jì)政策，一方面是為了推進(jìn)市場經(jīng)濟(jì)制度的建設(shè)，另一方面則是為了撫平經(jīng)濟(jì)波動(dòng)。而如何更好地處理政府與市場的關(guān)系，仍需要深入探索。2008年的金融危機(jī)促使政府實(shí)施了短期的財(cái)政刺激政策，從微觀效應(yīng)看，它通過資金效應(yīng)和信號(hào)效應(yīng)兩條路徑加劇了上市公司的過度投資行為。我們認(rèn)為，面對(duì)危機(jī)沖擊，政府不僅需要關(guān)注應(yīng)對(duì)政策的針對(duì)性，靈活運(yùn)用調(diào)控工具以實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)發(fā)展；在政策實(shí)施過程中，還需要考慮微觀主體對(duì)經(jīng)濟(jì)政策的解讀和認(rèn)知能力，這樣才能更好地平滑政府政策對(duì)市場的影響，實(shí)現(xiàn)市場運(yùn)行與政府調(diào)控的雙贏。

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