劉 柏 梁 超

(吉林大學商學院)

?

管理者層級差異的過度自信對企業(yè)投資決策的影響研究

劉 柏 梁 超

(吉林大學商學院)

將管理者劃分為董事長和總經(jīng)理兩個管理層級，考察不同管理層級過度自信對投資水平的影響。以管理者自愿持股增加作為過度自信的代理變量，通過建立全樣本、董事長過度自信、總經(jīng)理過度自信、二職合一過度自信、董事長和總經(jīng)理同時過度自信5個樣本組，用2010～2014年A股上市公司的數(shù)據(jù)，分別對5個樣本組進行回歸。實證結果表明，管理者過度自信對公司投資水平具有正向影響，而且籌資現(xiàn)金流對該影響具有負向調節(jié)作用。不同管理者過度自信對投資水平的作用途徑有所不同：董事長過度自信在直接調整投資水平的同時，會降低投資對經(jīng)營現(xiàn)金流的敏感性；總經(jīng)理的過度自信只影響投資水平，不改變投資對現(xiàn)金流的敏感性。相對于董事長和總經(jīng)理同時過度自信的管理者而言，二職合一管理者過度自信對投資水平影響更顯著。

管理層級； 過度自信； 投資水平； 現(xiàn)金流敏感性； 公司治理

大量的行為金融學研究成果表明，企業(yè)的經(jīng)營決策除了受到客觀條件的制約外，還會受到管理者主觀心理偏差的影響，比如過度自信、過度樂觀、控制幻覺和框架依賴等。其中，過度自信被認為是在探討經(jīng)理人非理性行為時最穩(wěn)定的發(fā)現(xiàn)[1]。在過度自信對投資水平影響的研究中，理論和實證分析都表明，管理者過度自信不僅會直接影響公司的投資規(guī)模，還會進一步調節(jié)投資對現(xiàn)金流的敏感性。現(xiàn)有文獻中，國外學者通常是以CEO作為過度自信的考察對象，而受集體決策制影響，國內學者則大多是考察公司整個管理層的過度自信，對于不同層級的管理者個人過度自信的影響鮮有涉及。然而，現(xiàn)實中公司的經(jīng)營決策可能并不是由整個管理團隊而是由個人做出的，那么，管理者個人的過度自信是否會對公司投資水平產生影響？不同層級的管理者個人的過度自信傾向是否存在差異？是否會對公司的投資及現(xiàn)金流的敏感性產生影響?中國市場經(jīng)濟正處于完善階段，經(jīng)理人市場尚未成熟，管理者的非理性行為比較突出[2]，所以，需要利用上市公司的經(jīng)驗數(shù)據(jù)，通過實證分析進行檢驗。

1 理論分析和研究假設

用于解釋非效率投資的傳統(tǒng)理論是委托代理理論和信息不對稱論。委托代理理論認為，管理者為滿足獲取特權、建立商業(yè)帝國等個人私欲，會在企業(yè)現(xiàn)金流充裕時，投資凈現(xiàn)值為負的項目，導致過度投資[3]；信息不對稱論則認為，由于逆向選擇的存在，使得企業(yè)使用外部資金的成本高于內部資金，從而使管理者放棄具有投資價值的項目，導致投資不足[4]。這兩種理論用來解釋投資行為時，是以“理性人”為前提的，而隨著投資效率低下、頻繁變換投資方向等投資異象的出現(xiàn)，人們發(fā)現(xiàn)，基于完全理性人假設的傳統(tǒng)理論，并不能很好地解釋這些非理性投資行為。與傳統(tǒng)財務理論不同，行為財務學放寬了理性人假設，認為人是有限理性的，在進行認知和決策時，會受到各種心理偏差的影響，這些非理性投資決策的產生，并不僅是因為管理者和投資者之間的利益差異或資本市場的不完善而產生的結果，而是由于管理者存在一些心理上的缺陷，妨礙了他們對傳統(tǒng)財務理論工具的正確運用。大量研究表明，管理者尤其容易受過度自信的影響[5]。

1.1 過度自信和企業(yè)投資

過度自信是一個心理學概念，是指因人們對自身能力和知識面了解程度不足而產生的偏差。包括絕對和相對過度自信，絕對過度自信是指認為自己的能力高于實際水平，相對過度自信認為自己的能力要高于其他人。產生過度自信的原因主要有以下幾個方面：①難度效應。對于比較復雜的問題，通常很難預測事情未來的發(fā)展方向，而實驗表明，由于無法確定事物未來發(fā)展的可能性，人們通常會按照已知的情況進行判斷，即將復雜的事情簡單化。②控制幻覺。所謂控制幻覺是指在進行經(jīng)營決策時，管理者會在潛意識上夸大他們對決策結果的掌控能力，低估機運或不可控因素在事件發(fā)展過程及結論上所起的作用。③社會信號。BURKS等[6]認為，當試驗者擁有積極的社會反饋時，比如在組織里起主導作用，將大大增加個人的過度自信傾向。企業(yè)經(jīng)營決策是一個復雜的過程，要求在不確定的情況下進行預測，符合難度效應，與普通員工相比，高管人員擁有更多信息和決策權力，容易產生控制幻覺；同時，可以成功晉升為董事長或總經(jīng)理，說明高管人員已經(jīng)在組織內部獲得了積極的反饋信號。由此可知，高管人員更容易產生過度自信的心理特征，在經(jīng)營管理中通常表現(xiàn)為高估自身決策能力和信息準確性，從而高估收益卻低估風險[7]。

過度自信對企業(yè)投資的作用，主要體現(xiàn)在直接影響投資水平和調節(jié)投資對現(xiàn)金流的敏感性上。在理論方面，ROLL[8]最先發(fā)現(xiàn)過度自信會影響企業(yè)投資，他提出的“狂妄自大”假說認為，管理者的“狂妄自負”容易引發(fā)非效率并購行為；MALMENDIER等[9,10]進一步驗證了過度自信的管理者會更加頻繁地進行公司投資和并購。國內學者也通過經(jīng)驗數(shù)據(jù)驗證了相關理論，郝穎等[11]認為，同高管人員適度自信行為相比，過度自信的高管人員行為與公司的投資增長水平正相關；姜付秀等[12]研究發(fā)現(xiàn),管理者過度自信與企業(yè)的總投資水平顯著正相關，且會加大企業(yè)陷入財務困境的可能性。可見，關于過度自信對投資水平的影響，國內外學者基本取得了一致看法，即由于在公司經(jīng)營中，存在過度自信傾向的管理者往往會高估公司未來業(yè)績而低估風險，表現(xiàn)在投資決策方面，管理者可能會高估現(xiàn)金流流入，低估投資風險，從而增加投資規(guī)模。

然而，關于研究主體方面，國內外存在一定差異，由于歐美國家股權較為分散，CEO掌握著公司主要經(jīng)營決策權，因而成為外國學者研究過度自信的主要對象。我國大多數(shù)企業(yè)名義上采取的是集體決策制，所以，目前國內通常研究整個管理層過度自信的影響。即便是在股權結構相對分散的歐美資本市場，GLASER等[13]也用德國上市公司的數(shù)據(jù)驗證了相對于CEO個人，公司其他高管人員個人的過度自信也對投資水平具有解釋作用。在中國，受到崇尚權力和地位的現(xiàn)實影響，整個團隊的經(jīng)營決策難免會打上個別核心人物行為特質的烙印。董事長作為整個董事會的最高領導者，無疑在公司的投資決策中擁有絕對權威，負責實施具體投資方案的總經(jīng)理也可能會對投資過程產生重大影響，因此，本研究的管理者個人具體是指董事長和總經(jīng)理。在我國上市公司中，相對于整個管理層過度自信，董事長或(和)總經(jīng)理的過度自信更具有對投資規(guī)模的解釋作用。由此，提出以下假設：

假設1 管理者個人的過度自信對企業(yè)投資水平具有正向影響。

除了對投資水平的直接作用，學者們更加關注在不同融資約束條件下，過度自信對投資水平的影響。目前，大部分研究認為，管理者的過度自信在直接增加投資水平的同時，還會提高投資對現(xiàn)金流的敏感性，加劇投資過度或投資不足。HEATON[14]通過構造二期模型發(fā)現(xiàn)，即便在資本市場有效和沒有代理成本的情況下，過度自信的管理者也會認為資本市場低估了公司的證券價值，從而放棄那些可以給公司帶來價值但需要進行外部融資的項目；同時，當公司內部現(xiàn)金流充裕時，由于對收益的高估和風險的低估，則會投資凈現(xiàn)值為負的項目，損害公司利益。MALMENDIER等[9]的實證研究也證實了這一點，通過對《福布斯》500家企業(yè)CEO的檢驗發(fā)現(xiàn)，當公司內部擁有充足現(xiàn)金流時，過度自信的管理者會增加投資；當內部現(xiàn)金流短缺時，對投資進行縮減，這種影響對存在股權依賴的公司更為明顯。GLASER等[13]在運用德國上市公司經(jīng)驗數(shù)據(jù)進行檢驗時，對于管理人員(CEO、CFO、董事監(jiān)事等)過度自信也得出了與MALMENDIER等[9]類似的結論。

關于過度自信對投資和現(xiàn)金流敏感性的調節(jié)作用，國內學者在運用我國經(jīng)驗數(shù)據(jù)檢驗時得出的結論則不盡相同。郝穎等[11]認為，我國過度自信高管投資的經(jīng)營現(xiàn)金流敏感性更高，但該敏感性與融資約束大小無關，而是和股權融資數(shù)量負相關，這點與MALMENDIER等[9]的研究結論不同；王霞等[15]的研究發(fā)現(xiàn)，過度自信的管理者的投資對融資現(xiàn)金流敏感，但和自由現(xiàn)金流的敏感性沒有顯著關系；李云鶴等[16]認為，在高成長高現(xiàn)金流企業(yè)，過度自信管理者會發(fā)生過度投資，但對自由現(xiàn)金流的敏感性不顯著?？梢姡P于過度自信管理者投資現(xiàn)金流的敏感性方面，國內學者并沒有取得一致結論，究其原因，主要是國內外企業(yè)在融資方式的選擇上存在巨大差異。融資優(yōu)序理論認為，資本市場存在信息不對稱和交易成本，進行股權融資不僅會對外傳遞企業(yè)不利信息，還會增加資金使用成本，因此，企業(yè)會遵循留存收益—債務融資—權益融資的順序[4]。然而，在我國資本市場現(xiàn)有約束條件下，由于對上市公司沒有硬性派息要求，股權融資成本明顯低于債權融資成本，導致上市公司存在著明顯的股權融資偏好，表現(xiàn)為：公司上市之前，有著極其強烈的沖動去謀求股票的首次公開發(fā)行；公司上市之后，在再融資方式的選擇上，非常積極地選擇配股或增發(fā)等股權融資方式，使中國上市公司的融資順位表現(xiàn)為股權融資、短期債權融資、長期債權融資和內源融資[17]。不同融資約束下的資金供給曲線見圖1。HEATON[14]提出的關于過度自信管理者投資現(xiàn)金流敏感性的理論，就是以融資優(yōu)序理論為基礎的，面臨的資金供給曲線見圖1中S1所示，i1表示市場實際利率水平。對于國外企業(yè)而言，他們會優(yōu)先選擇資金成本較低的內部資金，當資金需求量超過公司的自由現(xiàn)金流(CF0)時，外部融資的成本會逐漸增加；而我國上市公司股權融資的成本一般低于債務融資，企業(yè)通常對超過股權融資的部分才進行債權和內部融資，供給曲線為S2所示。E0為企業(yè)可以在資本市場籌集的資金量。

圖1 不同融資約束下的資金供給曲線

圖2 內部資金不足時過度自信管理者投資水平

當內部資金不足時，過度自信管理者投資水平見圖2。由圖2所示，在新古典投資模型中，企業(yè)面臨的資金供給曲線是截距為i的水平線，因此，最優(yōu)投資水平為S0和D0交點確定的K*，當企業(yè)內部現(xiàn)金流不足時，企業(yè)只能使用股權融資，實際面臨的是向上傾斜的供給曲線S1，實際的投資水平為D0和S1的交點確定的投資水平K0>K*，表明即使管理者是理性的，由于權益融資的低成本，也會導致企業(yè)的過度投資，即我國企業(yè)普遍存在的“重融資，輕投資”現(xiàn)象。對于過度自信的管理者而言，由于會高估項目投資的收益低估風險，面臨的資金需求曲線會右移至D1，此時的投資規(guī)模為D1和S1的交點確定的投資水平K1，為了彌補內部資金的不足，當企業(yè)經(jīng)營現(xiàn)金流越低時，過度自信的管理者越傾向于增加股權融資規(guī)模，以彌補內部資金的不足，供給曲線擴大至S2，實際的投資規(guī)模為D1和S2確定的交點K2，與理性投資者的投資水平K0的差異用Δ表示，由兩部分組成，其中Δ1表示過度自信導致投資增加的部分，Δ2表示內部經(jīng)營現(xiàn)金流缺乏導致投資增加的部分。由此，對于我國上市公司而言，由于股權融資優(yōu)于內部融資，當內部現(xiàn)金流不足時，公司的投資規(guī)模不會因為內部資金的不足而減少，反而會由于股權融資的易獲得性和低成本性增加，換言之，過度自信的管理者企業(yè)投資對內部現(xiàn)金流的敏感性為負。

當企業(yè)內部現(xiàn)金流充裕時，過度自信管理者投資水平見圖3，企業(yè)面臨的實際供給曲線見圖3的S1所示，企業(yè)最優(yōu)投資規(guī)模為D0和S1的交點確定的K*，過度自信管理者的實際投資規(guī)模為D1和S1的交點確定的K1，雖然K1>K*，但主要是由于過度自信產生的投資水平的增加，不會影響投資對現(xiàn)金流的敏感性，即當企業(yè)內部資金充裕時，過度自信管理者的投資水平對內部現(xiàn)金流不敏感。

圖3 內部資金充足時過度自信管理者投資水平

綜上，提出以下假設：

假設2 管理者個人過度自信能夠調節(jié)投資對經(jīng)營現(xiàn)金流的敏感性。

假設2a 當企業(yè)內部現(xiàn)金流充裕時，過度自信不會影響投資水平對內部現(xiàn)金流的敏感性。

假設2b 當企業(yè)內部現(xiàn)金流不足時，過度自信會降低投資水平對內部現(xiàn)金流的敏感性。

1.2 管理層級和過度自信

董事長和總經(jīng)理是公司管理層中最具影響力的個人，一般而言，以董事長為決策核心的董事會負責確定公司的經(jīng)營方針、發(fā)展規(guī)劃等重大戰(zhàn)略決策及日常經(jīng)營中的重大事項，總經(jīng)理則負責實施董事會所做的各項重大決議，并進行公司的日常經(jīng)營管理。由此，在我國目前的公司治理機制下，董事長無疑是決策團隊中最具控制力和影響力的個人，同時，還有很多公司存在董事長和總經(jīng)理二職合一的情況，根據(jù)MORCK[18]的心理實驗，董事會存在對CEO的盲目忠誠，CEO在董事會的權威導致董事們對股東和公司的責任轉移為對CEO的服從，從而導致二職合一的管理人員對公司有更高的控制權和決策權。如前所述，產生過度自信的主要原因包括控制幻覺和社會反饋，是否擁有決策權力與控制能力是決定管理者控制幻覺程度的重要因素，同時，級別越高的管理者，往往會收到更為積極的社會反饋，從而加強過度自信水平。由此，提出以下假設：

假設3 不同管理層級的過度自信對企業(yè)投資水平的影響存在差異。

假設3a 相對于總經(jīng)理過度自信的管理者，董事長單獨過度自信對投資水平影響更大。

假設3b 相對于董事長和總經(jīng)理同時過度自信的管理者，二職合一的管理者過度自信對投資水平影響更大。

2 研究設計

2.1 變量界定

(1)解釋變量 關于過度自信的衡量，目前國內外的文獻中存在以下幾種方法：管理層持股變化、主流媒體的評價、業(yè)績預告偏差、高管人員的相對薪酬等。鑒于對不同管理層級進行衡量的指標適用性，本研究借鑒郝穎等[11]的方法，即用管理者個人持股的自愿增加作為衡量過度自信的標準。由于管理者已將個人的人力資源風險完全暴露于所在公司，從風險分散角度考慮，管理者有理由購買其他公司股票而非增持本公司股票，除非管理者對自己的經(jīng)營能力過度自信，相信增持本公司股票可以獲得超額收益。以年度為考察區(qū)間，當剔除分紅和業(yè)績股后，管理者仍在增持本公司股票時，過度自信變量取1，否則取0。

另外，根據(jù)《證券法》和《上市公司董事、監(jiān)事和高級管理人員所持本公司股份及其變動管理規(guī)則》相關規(guī)定，上市公司董事、監(jiān)事及高級管理人員不得在出現(xiàn)短期交易機會或窗口期買賣本公司股票，進一步排除了管理層買入股票的短期逐利動機。同時，國資委下發(fā)的《關于規(guī)范國有企業(yè)職工持股、投資的意見》、《關于規(guī)范國有控股上市公司實施股權激勵制度有關問題的通知》等相關法規(guī)，雖然對國有企業(yè)員工持股存在諸多制約，但均是為防范國有資產流失，針對國有企業(yè)股權激勵、增資擴股行為實施的限制，并不涉及管理者個人在二級市場上的股票買入，因此，國有企業(yè)高管持股增加沒有受到明確的限制，和私人企業(yè)一樣，二級市場上自愿持股增加可以較為適當?shù)胤从称髽I(yè)管理者過度自信的情況。

關于現(xiàn)金流水平的衡量，如前所述，投資規(guī)模不僅直接受現(xiàn)金流水平的影響，其敏感性還可能會進一步受到過度自信的調節(jié)，所以，選取經(jīng)營現(xiàn)金流作為企業(yè)現(xiàn)金流水平的替代變量，并用期初總資產進行平減。

(2)控制變量 主要借鑒MALMENDIER等[9]及姜付秀等[12]的研究成果，選取以下控制變量：①投資機會。一般而言，企業(yè)面臨的投資機會越多，越傾向于提高投資水平，這里用托賓Q體現(xiàn)投資機會對投資水平的影響。②董事會結構。獨立董事制度是規(guī)范公司治理的重要方面，當董事會獨立董事占比越高時，表明企業(yè)接受的外部監(jiān)督越強。陳運森等[19]認為，獨立董事會在一定程度上影響企業(yè)的投資行為，所以，采用獨立董事占比作為董事會結構的替代變量。③資產負債率。李金等[20]認為，企業(yè)的償債能力會負向影響投資對現(xiàn)金流的敏感性，使用資產負債率指標對該影響進行控制。④實際控制人。鑒于國有企業(yè)和非國有企業(yè)在所有權性質及公司治理等方面的諸多差別，本研究對實際控制人變量進行了控制，國有企業(yè)取1，非國有企業(yè)取0。研究中涉及變量的具體定義見表1。

表1 變量定義

2.2 樣本選擇

選取2010～2014年滬深兩市A股上市公司為研究樣本，并進行以下處理：①剔除金融和地產行業(yè)上市公司。證券行業(yè)高管人員持股受到嚴格限制，無法采用持股變化衡量過度自信。與其他企業(yè)相比，銀行業(yè)的財務報表較為特殊，因此，將金融行業(yè)予以剔除。房地產業(yè)投資規(guī)模受國家行業(yè)政策影響較大，可能無法真實反映管理者的投資意愿，予以剔除。②剔除ST、*ST公司，這類企業(yè)連年虧損，財務狀況異常，予以剔除。③剔除研究年度內上市的公司。企業(yè)上市當年，股權融資現(xiàn)金流較大，可能會對投資決策產生影響，予以剔除。④剔除年度內董事長或總經(jīng)理發(fā)生變更的樣本，高管職務發(fā)生變更時，可能會影響管理者個人對公司及個人的認知和判斷，將該類樣本剔除。⑤剔除資產負債率大于1的企業(yè)。這類企業(yè)所有者權益小于0，資本結構特殊，予以剔除。⑥剔除其他數(shù)據(jù)缺失的樣本公司。經(jīng)過以上篩選后，共得到6 949個樣本，其中2010年999個，2011年1 276個，2012年1 531個，2013年1 611個，2014年1 532個。其中，上市公司的產權性質根據(jù)國泰安上市公司股東研究數(shù)據(jù)庫中的實際控制人確定，缺失數(shù)據(jù)通過萬德數(shù)據(jù)庫上市公司性質資料進行補充，將上市公司分為國有和非國有兩類，其余數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫。

2.3 統(tǒng)計數(shù)據(jù)

數(shù)據(jù)統(tǒng)計結果見表2。6 949個總樣本中，二職合一的樣本1 905個，二職分離的樣本5 044個。其中，有609個二職合一過度自信樣本，占比32%；二職分離樣本中，董事長單獨過度自信樣本776個，占比15%，總經(jīng)理單獨過度自信樣本784個，占比16%，董事長和總經(jīng)理同時過度自信的樣本為562個，占比11%?？梢姡毢弦坏墓芾碚哌^度自信傾向最為明顯，董事長和總經(jīng)理總體比率相當。然而，在國有和非國有企業(yè)中，過度自信樣本比率差別較大，在非國有企業(yè)中，二職合一過度自信比率明顯大于董事長過度自信比率，總經(jīng)理過度自信比率最小，基本符合管理者控制權利越大，過度自信傾向越明顯的設想。在國有企業(yè)中，總經(jīng)理過度自信比率卻高于董事長，這可能與董事長和總經(jīng)理的任命方式有關；在市場化的企業(yè)中，總經(jīng)理對董事會負責，由董事會聘任和監(jiān)督，而國有企業(yè)的董事長和總經(jīng)理基本上都是由上級主管部門委派的，二者的權利差距要遠遠低于非國有企業(yè)，總經(jīng)理在權利方面的提升或許導致了更強的過度自信傾向。值得注意的是，非國有上市公司各層級的過度自信比率均高于國有企業(yè)，究其原因，一方面，可能是因為國有上市公司高管對于持股不像非國有上市公司高管那么敏感；另一方面，可能是由于非國有企業(yè)管理者在決策制定時，較少受到行政指令的支配，擁有更加靈活的決策權和支配權，從而更容易產生控制幻覺。同時，與國有企業(yè)管理者的上級委任方式不同，非國有企業(yè)的管理者往往是公司的創(chuàng)立者，見證了公司從初創(chuàng)到發(fā)展壯大的過程，因此，在公司內部擁有更高的權威性，從而產生過度自信的心理偏差。

表2 數(shù)據(jù)統(tǒng)計結果

2.4 研究模型

為驗證不同管理層級過度自信對投資水平的影響，運用以下模型進行回歸分析：

3 實證檢驗與結果分析

3.1 描述性統(tǒng)計

對6 949個全樣本的主要研究變量進行描述性統(tǒng)計，結果見表3。投資水平的最小值為-0.51，最大值為10.38，說明我國上市公司的投資水平存在較大差異；過度自信的平均數(shù)是0.23，說明有23%的管理者存在過度自信；籌資現(xiàn)金流水平均值為總資產的5%，且差異較大；托賓Q的均值為2.14，該值處于一個較為合理的水平，能較好地反映公司的價值；實際控制人類型均值為0.41，說明非國有控股公司略多于國有控股公司。模型中主要變量間的相關系數(shù)均小于0.3，不存在多重共線性。

表3 描述統(tǒng)計結果(N=6 949)

3.2 實證結果分析

經(jīng)檢驗，樣本數(shù)據(jù)符合多元線性回歸的基本假設，同時還進行了D.W.檢驗和VIF檢驗。D.W.值均在1.9～2.0之間(在回歸結果中列示)，各變量方差膨脹因子均小于3，進一步說明，觀測樣本中不存在顯著的序列自相關和多重共線性，因此，采用多元線性回歸方法對統(tǒng)計數(shù)據(jù)進行分析。全樣本和不同現(xiàn)金流水平的回歸結果見表4。

全樣本的回歸結果顯示，過度自信在1%的水平上與投資水平顯著正相關，說明與非過度自信的管理者相比，過度自信的管理者更傾向于增加投資水平，假設1得到證實。然而，交互項的系數(shù)顯著為負，即過度自信會降低投資對經(jīng)營現(xiàn)金流的敏感性。隨著模型中控制變量的引入，并沒有改變過度自信、經(jīng)營現(xiàn)金流和交互項的顯著性，解釋變量影響效果比較穩(wěn)定。在全樣本回歸的模型2和模型3中，托賓Q的回歸系數(shù)顯著為正，表示投資機會的增加會提高企業(yè)投資規(guī)模，與傳統(tǒng)的新古典綜合理論的結論相一致。資產負債率與投資水平顯著正相關，說明負債是企業(yè)進行投資的一項主要資金來源，但獨立董事占比對公司投資水平?jīng)]有顯著影響。

表4 全樣本和不同現(xiàn)金流水平的回歸結果

注：*、**、***分別表示相關系數(shù)在10%、5%、1%上顯著，下同。

為進一步分析過度自信對投資-現(xiàn)金流敏感性的調節(jié)作用，將樣本總體按照經(jīng)營現(xiàn)金流是否充足分別進行回歸，假定當企業(yè)經(jīng)營現(xiàn)金流小于等于零時為內部資金不足，反之為內部資金充足。6 949個總樣本中，經(jīng)營現(xiàn)金流小于等于零的1 575個，大于零的5 374個，說明大部分上市公司經(jīng)營方面流動性狀況良好。在現(xiàn)金流不足樣本的回歸模型4中，只有交互項的系數(shù)顯著，其余兩個解釋變量均不顯著，而且在增加控制變量的過程中，過度自信與投資水平的相關性依然不明顯。由此可見，當企業(yè)內部資金不足時，管理者可支配資金有限，雖然過度自信對投資水平具有正向影響，但效果并不顯著。同時，過度自信管理者具有高估收益低估相關風險的特點，項目選擇域會大于理性管理者，由于我國股權融資成本較低，當經(jīng)營現(xiàn)金流不足時，過度自信管理者往往會選擇外部融資對投資資金進行補充，從而表現(xiàn)為過度自信降低投資對內部現(xiàn)金流的敏感性。隨著控制變量的增加，雖然經(jīng)營現(xiàn)金流對投資影響的顯著性逐漸提高，但系數(shù)值遠遠低于全樣本回歸，說明與總樣本相比，當內部資金不足時,經(jīng)營現(xiàn)金流對投資水平的解釋程度大大降低?？刂谱兞恐型匈eQ和資產負債率的回歸系數(shù)顯著為正，而且托賓Q的系數(shù)要大于全樣本中的系數(shù)值，說明在企業(yè)內部資金不足時，投資機會對投資水平的正向影響反而更大，從側面進一步驗證了企業(yè)利用外源融資進行投資的可能性。資產負債率回歸系數(shù)顯著為正，但低于全樣本中系數(shù)值，說明雖然企業(yè)內部現(xiàn)金流不足，需要外部融資，但并沒有增加企業(yè)對負債的依賴。這主要和我國上市公司“股權融資-債權融資-內部資金”[17]的融資偏好有關，大部分內部資金不足的企業(yè)通常會選擇股權融資，現(xiàn)金流不足的樣本回歸的擬合優(yōu)度普遍低于其他兩組，也間接說明當內部資金短缺時，有其他因素(比如股權現(xiàn)金流)對投資水平產生重要影響。

模型7的回歸結果表明，與現(xiàn)金流不足的企業(yè)剛好相反，過度自信和經(jīng)營現(xiàn)金流對內部資金充裕企業(yè)的投資水平具有顯著的解釋作用，但過度自信對現(xiàn)金流的調節(jié)作用不明顯。出現(xiàn)這種情況的可能原因是，我國上市公司比較容易從資本市場上以較低成本籌集資金，當企業(yè)擁有較高的外部資金和充足的內部資金時，面臨的融資約束就很低，過度自信的管理者可以根據(jù)對項目收益和風險的評估進行投資，不需要受現(xiàn)金流的約束，因此，對內部資金充足的企業(yè)管理者而言，過度自信會顯著增加投資水平，由于不需要受到投資資金的制約，使得過度自信對投資-內部現(xiàn)金流的調節(jié)作用不顯著。與前兩組樣本的回歸相比，現(xiàn)金流充裕的公司托賓Q回歸系數(shù)不再顯著，說明當內部資金充裕時，管理者可以完全根據(jù)收益和風險對投資項目進行評判，不再需要受到投資機會的制約。至此，假設2全部得到驗證。

不同管理層級過度自信回歸結果見表5。在考察不同管理層級過度自信對投資水平的影響時發(fā)現(xiàn)，董事長過度自信的回歸系數(shù)在1%的水平下顯著為正，交乘項回歸系數(shù)顯著為負，說明董事長的過度自信在導致投資水平增加的同時，會降低投資對經(jīng)營現(xiàn)金流的敏感性，與之前的理論分析一致。然而，總經(jīng)理過度自信回歸系數(shù)在10%的水平下顯著為正，顯著性明顯下降，而且系數(shù)值也小于董事長，可見，總經(jīng)理過度自信對投資水平的影響要遠低于董事長過度自信的影響，假設3a得到證實；同時，可能是由于總經(jīng)理對公司資金投向的影響有限，在總經(jīng)理過度自信樣本組中，交乘項的系數(shù)并不顯著。另外，由于董事長代表的是股東的利益，因此，在經(jīng)營管理中不存在委托代理問題，但在回歸模型中，董事長系數(shù)值和顯著性要顯著高于總經(jīng)理，間接說明在解釋非效率投資問題時，過度自信比委托代理理論具有更強的解釋效力。董事長和總經(jīng)理分別過度自信的兩組樣本中，現(xiàn)金流、托賓Q和實際控制人的回歸系數(shù)基本一致，相對于董事長過度自信，總經(jīng)理過度自信時，資產負債率的回歸系數(shù)更高。

表5 不同管理層級過度自信回歸結果

注：過度自信時取1，下同。

為比較權利集中和分散條件下管理者過度自信的影響，需要先對董事長和總經(jīng)理二職合一和分離的樣本組進行鄒氏檢驗。結果表明，二職是否合一不會導致自變量和因變量關系的結構性差異，可以直接通過變量系數(shù)比較其顯著性。根據(jù)對兩組數(shù)據(jù)分別回歸的結果顯示，兩組過度自信均對投資水平具有顯著正向影響，且會降低投資對經(jīng)營現(xiàn)金流的敏感性，但二職合一管理者過度自信的影響更為明顯，對投資現(xiàn)金流敏感性的調節(jié)也更加顯著，說明當管理者的權利越集中，對公司的控制力越強時，過度自信會對公司投資產生更加明顯的影響。表5的4組回歸中，獨立董事占比的回歸系數(shù)均不顯著，說明獨立董事對公司投資決策的影響較小，實際控制人的系數(shù)均顯著為負，表明相對于非國有控股公司而言，國有控股公司的投資水平更低。這與前人的研究結果有所不同，可能是由于近些年資本市場擴容，非國有上市公司數(shù)量增加，面臨的融資約束下降，導致投資規(guī)模增長，也從側面驗證了統(tǒng)計數(shù)據(jù)中，非國有上市公司管理者更容易產生過度自信的現(xiàn)象。

3.3 穩(wěn)健性測試

鑒于對管理者個人過度自信衡量指標有限，未對該指標進行替換檢驗。2006年以后，上市公司公開的財務報表中只披露固定資產和在建工程的凈值，考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性和適用性，實證分析采用固定資產凈值的變化作為投資水平的替代變量，由于凈值為原值減去折舊和減值準備的余額，而折舊和減值的變化并不是企業(yè)主動投資引起的，因此，將報表附注中的折舊額和減值額作為對凈值的補充，采用資產原值變化作為投資水平的替代變量，對被解釋變量進行替換檢驗，檢驗結果見表6。由于替代變量更好地代表了企業(yè)的投資規(guī)模，各子樣本的回歸擬合優(yōu)度均有所提高，大部分解釋變量的符號和顯著性未發(fā)生變化，只有總經(jīng)理過度自信和現(xiàn)金流的交互項在不顯著的情況下發(fā)生了符號變化，進一步說明，總經(jīng)理只負責日常經(jīng)營，對公司投資現(xiàn)金流的影響較低。另外，還在模型中增加了無形資產占比(IA)和前五大股東持比(Srit)兩個控制變量，回歸結果未發(fā)生明顯變化(見表7)。經(jīng)過以上檢驗，假設1～假設3結論依然成立。

表6 更換投資水平穩(wěn)健檢驗結果

表7 增加控制變量穩(wěn)健檢驗結果

4 結論

本研究以持股自愿增加作為衡量過度自信的方式，通過我國A股上市公司2010～2014年的經(jīng)驗數(shù)據(jù)，檢驗了管理者個人過度自信與公司投資水平的關系，并進一步探究了不同管理層級過度自信對投資水平的影響。研究結果表明：①在我國集體決策的背景下，管理者個人的過度自信對公司投資水平具有顯著正向解釋作用；②結合我國特有的融資啄序理論，從理論上提出，當企業(yè)內部資金不足時，過度自信管理者可能通過提高權益融資水平擴大投資規(guī)模，并通過實證數(shù)據(jù)驗證，在經(jīng)營現(xiàn)金流不足時，過度自信對投資-現(xiàn)金流敏感性的負向調節(jié)作用；③不同管理層級的過度自信水平存在差異，當管理者在公司的控制權和決策權越大時，過度自信的傾向越明顯，對投資的影響程度越高。相對于總經(jīng)理過度自信而言，董事長過度自信對公司投資水平的解釋作用更為顯著，而且投資-現(xiàn)金流敏感性的調節(jié)作用更強。作為公司管理架構中的最高層級，二職合一管理者的過度自信對投資水平的影響，不僅大于二職分離管理者，還分別高于董事長和總經(jīng)理過度自信的影響。

通過管理層級視角考察過度自信對投資水平的影響，本研究結論具有一定的理論和現(xiàn)實意義：①相對于大部分對管理層過度自信的研究而言，管理者個人在不同融資約束下過度自信的影響更加顯著，而董事長或總經(jīng)理個人的行為偏差，往往更容易被監(jiān)管層和公司所有者及時發(fā)現(xiàn)并糾正，從而有效提高公司治理水平；②面對融資約束，過度自信管理者更加傾向于通過股權融資來擴大投資規(guī)模，這樣可能引發(fā)更大規(guī)模的非效率投資，這種改變傳統(tǒng)融資路徑的非理性做法，不僅是企業(yè)投資異化的重要來源，還分散和削弱了企業(yè)的控制權；③我國上市公司“重融資，輕投資”的現(xiàn)實表現(xiàn)，被高級管理者的過度自信進一步放大，而獨立董事對投資水平的不顯著影響，再次說明董事會無法提供科學完善的決策機制。對不同的管理層級而言，管理者對公司經(jīng)營的控制力和決策權明顯不同，這種職位和權力所造成的行為偏差的有效識別和監(jiān)控應該具有預測性。由此，除了完善公司治理機制，企業(yè)還需進一步優(yōu)化崗位決策機制。

[1] BAKER M, RUBACK R S, WURGLER J. Behavioral Corporate Finance: A Survey[M]//ESPEN E. Handbook in Corporate Finance: Empirical Corporate Finance. North Holland: Elsevier, 2007:1～60

[2] 吳文清，李超群，趙黎明. 雙邊過度自信下科技企業(yè)孵化器與創(chuàng)業(yè)者博弈及協(xié)調[J]. 管理學報，2014,11(8):1 208～1 214

[3] JENSEN M C. Agency Costs of Free Cashflow, Corporate Finance and Takeovers [J]. American Economic Review, 1986, 76(2):323～329

[4] MYERS S C, MAJLUF N S. Corporate Financing and Investment Decisions When Firms Have Information That Investors Do Not Have[J]. Journal of Financial Economics，1984，13(2):187～221

[5] BILLETT M T, QIAN Y. Are Overconfident CEOs Born or Made? Evidence of Self-Attribution Bias from Frequent Acquirers[J]. Management Science, 2008, 54(6):1 037～1 051

[6] BURKS S V, CARPENTER J P, GOETTE L, et al. Overconfidence Is a Social Signaling Bias[R].Bonn: IZA, 2010

[7] 卞娜,馬連福,高麗. 基于投資者關系的投資者行為國外理論研究綜述[J]. 管理學報，2013,10(7):1 086～1 092

[8] ROLL R. The Hubris Hypothesis of Corporate Takeovers[J]. Journal of Business, 1986, 59(2):197～216

[9] MALMENDIER U, TATE G. CEO Overconfidence and Corporate Investment[J]. Journal of Finance, 2005, 60(6):2 661～2 700

[10] MALMENDIER U, TATE G. Who Makes Acquisitions? CEO Overconfidence and the Market’s Reaction[J]. Journal of Financial Economics, 2008, 89(1):20～43

[11] 郝穎,劉星,林朝南. 我國上市公司高管人員過度自信與投資決策的實證研究[J].中國管理科學, 2005, 13(5):142～148

[12] 姜付秀,張敏,陸正飛,等. 管理者過度自信、企業(yè)擴張與財務困境[J]. 經(jīng)濟研究，2009(1):131～143

[13] GLASER M, SCHFERS P, WEBER M. Managerial Optimism and Corporate Investment: Is the CEO Alone Responsible for the Relation?[EB/OL].(2008-10-30)[2016-06-03]. http://ssrn.com/abstract=967649

[14] HEATON J B. Managerial Optimism and Corporate Finance[J]. Financial Management, 2002, 31(2):33～45

[15] 王霞,張敏,于富生. 管理者過度自信與企業(yè)投資行為異化——來自我國證券市場的經(jīng)驗證據(jù)[J]. 南開管理評論，2008, 11(2):77～83

[16] 李云鶴,李湛. 自由現(xiàn)金流代理成本假說還是過度自信假說?——中國上市公司投資——現(xiàn)金流敏感性的實證研究[J]. 管理工程學報, 2011, 25(3):155～161

[17] 黃少安,鐘衛(wèi)東. 股權融資成本軟約束與股權融資偏好——對中國公司股權融資偏好的進一步解釋[J]. 財經(jīng)問題研究, 2012(12):3～10

[18] MORCK R. Behavioral Finance in Corporate Governance-Independent Directors and Non-Executive Chairs[EB/OL].(2007-04-11)[2016-06-08].http://ssrn.com/abstract=979880

[19] 陳運森,謝德仁. 網(wǎng)絡位置、獨立董事治理與投資效率[J]. 管理世界, 2011(7):113～127

[20] 李金,李仕明,熊小舟. 我國上市公司投資-現(xiàn)金流敏感度實證研究[J]. 管理學報, 2007，4(6):824～828

(編輯 桂林)

Impact of Different Managerial Level Overconfidence on Corporate Investment Decision

LIU Bai LIANG Chao

(Jilin University, Changchun, China)

In order to test the effect of different managerial levels’ overconfidence on investment, this study divides managers into two levels: board chairman and CEO. Here managers are classified as being overconfident if they increase the shareholding of employed company voluntarily. Then regression anaysis was conducted on five sample groups respectively: full sample, chairman’s overconfidence sample, CEO’s overconfidence sample, chairman cum CEO’s overconfidence sample, chairman and CEO simultaneous overconfidence sample, using A-share listed company data of 2010 to 2014. The empirical results show that managerial overconfidence impact on investment positively, but the financing cash flow can reduce the impact. Further research found that the sensitivity of investment to cash flow can be reduced by chairman’s overconfidence; CEO’s overconfidence only affect investment level, without changing the investment sensitivity to cash flow. With respect to the chairman and general manager simultaneous overconfidence, the impact of one person holding two posts at the same time is more significant.

management level; overconfidence; level of investment; cash flow sensitivity; corporate governance

10.3969/j.issn.1672-884x.2016.11.005

2016-07-05

國家自然科學基金資助項目(71573104)；國家社會科學基金資助項目(15BJY156)；教育部人文社會科學研究規(guī)劃基金資助項目(16YJA790023)；吉林大學哲學社會科學青年學術領袖培育計劃資助項目(2015FRLX16)

C93

A

1672-884X(2016)11-1614-10

劉柏(1971～)，男，吉林長春人。吉林大學(長春市 130012)商學院教授、博士研究生導師，博士。研究方向為公司行為財務。E-mail：Liubai@jlu.edu.cn