劉 柏（博士生導(dǎo)師），琚 濤

一、引言

投資行為作為企業(yè)最為重要的價(jià)值體現(xiàn)，一直被理論研究者重點(diǎn)關(guān)注。在探究何種因素能影響公司投資行為時(shí)，學(xué)術(shù)界取得了大量研究成果。從管理者這一視角出發(fā)，主要存在理性和非理性兩種分析范式。管理者理性假設(shè)認(rèn)為，管理者為了滿足自身控制資源的權(quán)威、建立商業(yè)帝國等私利，在企業(yè)現(xiàn)金流充足時(shí)會(huì)進(jìn)行過度投資[1]。而管理者非理性假設(shè)認(rèn)為，過度自信管理者傾向于高估風(fēng)險(xiǎn)、低估收益，進(jìn)而選擇凈現(xiàn)值為負(fù)的投資項(xiàng)目，也會(huì)導(dǎo)致公司過度投資[2]。以往學(xué)者多從管理者理性和非理性獨(dú)立角度分別研究其對(duì)公司投資行為的影響，而李云鶴[3]基于“成長機(jī)會(huì)—現(xiàn)金流”框架，對(duì)上述兩種范式進(jìn)行區(qū)分檢驗(yàn)，指出公司過度投資既來源于管理者過度自信，又來源于管理者代理行為。對(duì)于如何緩解管理者代理、過度自信造成的企業(yè)投資行為異化，以往的研究主要集中于保證公司決策理性化的內(nèi)部治理以及管理者性別等的異質(zhì)性上[4，5]。

2008年9月15日雷曼兄弟公司宣布破產(chǎn)。金融危機(jī)造成的負(fù)面沖擊像“流感”病毒一樣在全世界的金融市場和金融系統(tǒng)內(nèi)傳播滲透。反映在企業(yè)微觀層面上，主要表現(xiàn)為顯著降低了企業(yè)投資水平[6]。這些研究以金融危機(jī)為出發(fā)點(diǎn)，探索金融危機(jī)對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)決策的直接沖擊作用。那么，金融危機(jī)的發(fā)生會(huì)帶來間接影響嗎？金融危機(jī)爆發(fā)后，公司的決策背景發(fā)生了巨大轉(zhuǎn)變，環(huán)境的惡化是抑制管理者理性和非理性導(dǎo)致的投資水平的增加，還是危機(jī)的負(fù)面沖擊轉(zhuǎn)嫁于管理者本身，促使管理者理性和非理性導(dǎo)致的投資水平的增大效應(yīng)更加突出？

基于此，本文從金融危機(jī)視角出發(fā)，以2006～2011年我國A 股上市公司為樣本，重點(diǎn)研究管理者理性和非理性對(duì)企業(yè)投資的影響作用以及該作用在金融危機(jī)前后有何差異。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）管理者代理與企業(yè)投資

在現(xiàn)代企業(yè)所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)分離的情況下，管理者與股東之間的代理問題日益突出。Jensen[1]認(rèn)為管理者為了追逐私人利益，將企業(yè)自由現(xiàn)金流投入缺乏價(jià)值的投資項(xiàng)目，進(jìn)而造成企業(yè)過度投資。Vogt[7]選取美國制造業(yè)公司為樣本，研究發(fā)現(xiàn)管理者濫用自由現(xiàn)金流引發(fā)了企業(yè)過度投資，支持了Jensen的過度投資假說。此后，也有學(xué)者利用不同的自由現(xiàn)金流的替代變量，得出了相同的結(jié)論[8，9]。

對(duì)于管理者非效率投資動(dòng)機(jī)，主要存在兩種解釋。其一，Shleifer、Vishny[10]從管理者“商業(yè)帝國建造”的角度出發(fā)，發(fā)現(xiàn)管理者偏愛那些能夠增加自身人力資本價(jià)值的項(xiàng)目，從而提升自己的談判能力。此后，謝佩洪等[11]、彭若弘等[12]進(jìn)一步驗(yàn)證了非效率投資的代理觀。其二，Narayanan[13]基于“機(jī)會(huì)主義”指出，公司管理者過分關(guān)注自身職業(yè)聲譽(yù)問題，由此造成的結(jié)果是忽略了具有長期投資價(jià)值的項(xiàng)目，而傾向于追逐那些能夠產(chǎn)生短期績效的項(xiàng)目。如此一來，往往造成企業(yè)對(duì)某些項(xiàng)目的投資不足。

竇歡等[14]研究發(fā)現(xiàn)，與不存在同業(yè)競爭關(guān)系的上市公司相比，當(dāng)同業(yè)競爭關(guān)系更激烈時(shí)，上市公司表現(xiàn)出更低的投資效率。而在企業(yè)創(chuàng)新投資方面，He、Tian[15]從外部資本市場角度出發(fā)，發(fā)現(xiàn)分析師追蹤給上市公司管理者帶來了過大的短期壓力，從而加劇了管理層的短視行為，進(jìn)而抑制了企業(yè)創(chuàng)新。鐘宇翔等[16]從管理層短視的間接調(diào)節(jié)效應(yīng)出發(fā)，發(fā)現(xiàn)管理層越短視，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)創(chuàng)新的抑制作用越明顯。此外，管理者基于職業(yè)安全等自身利益的考慮，會(huì)放棄一些存在風(fēng)險(xiǎn)但有利于企業(yè)價(jià)值的投資項(xiàng)目，導(dǎo)致投資不足。以上研究揭示了代理問題所引發(fā)的非效率投資既包含過度投資，也包含投資不足。

（二）管理者過度自信與企業(yè)投資

20世紀(jì)80年代，在學(xué)術(shù)界對(duì)現(xiàn)代金融理論發(fā)起挑戰(zhàn)和質(zhì)疑的背景下，行為金融學(xué)逐漸興起。證實(shí)偏差、過度自信、確定性損失厭惡等心理狀態(tài)描述了行為金融學(xué)中的非理性心理因素。而過度自信因其獨(dú)具穩(wěn)定性，逐漸被學(xué)者們視為非理性因素的主要表現(xiàn)之一。Roll[17]首次提出管理者“自以為是”假說，該假說認(rèn)為公司管理者在自以為是的心理驅(qū)動(dòng)下，往往高估了并購收益，從而導(dǎo)致一些不具價(jià)值的并購活動(dòng)得以發(fā)生。Heaton[18]基于管理者過度自信心理偏差，從理論上提出了一個(gè)投資異化模型，顯示過度自信的管理者由于低估風(fēng)險(xiǎn)、高估收益，在現(xiàn)金流充足時(shí)引發(fā)投資過度、在現(xiàn)金流不足時(shí)導(dǎo)致投資不足。Malmendier、Tate[2，19]研究分別發(fā)現(xiàn)，在管理者過度自信樣本中，投資與現(xiàn)金流的敏感度更高；過度自信的管理者會(huì)更頻繁地進(jìn)行并購活動(dòng)。Pikulina等[20]基于不同測試主體以及不同媒介的實(shí)驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，過度自信會(huì)導(dǎo)致過度投資，自信不足會(huì)導(dǎo)致投資不足，而適度的過度自信則會(huì)帶來準(zhǔn)確投資。

郝穎等[21]利用管理者持股變化作為過度自信的替代變量，不僅驗(yàn)證了管理者過度自信會(huì)促進(jìn)企業(yè)投資水平提升，同時(shí)表明在管理者存在過度自信的企業(yè)中，投資現(xiàn)金流敏感性會(huì)隨著股權(quán)融資的下降而上升。姜付秀等[22]運(yùn)用高管的相對(duì)薪酬來衡量過度自信，并進(jìn)一步證明了過度自信與企業(yè)投資水平之間存在正相關(guān)關(guān)系。

縱觀現(xiàn)有文獻(xiàn)，可以發(fā)現(xiàn)學(xué)術(shù)界主流觀點(diǎn)認(rèn)為所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)所導(dǎo)致的代理問題，將引發(fā)管理者對(duì)于私利的追逐，從而促使企業(yè)投資增加；而管理者過度自信這一非理性情緒，將引發(fā)管理者高估收益、低估風(fēng)險(xiǎn)，亦會(huì)促使企業(yè)投資增加。基于此，提出本文的假設(shè)1：

H1：管理者代理、過度自信均會(huì)促使企業(yè)投資增加。

（三）金融危機(jī)的調(diào)節(jié)作用

金融危機(jī)極大地打擊了市場投資者的熱情，企業(yè)外部股權(quán)融資成本提高、難度加大，加之銀行業(yè)的擠兌現(xiàn)象嚴(yán)重，企業(yè)的借貸成本上升、借貸機(jī)會(huì)減少，內(nèi)部現(xiàn)金流成為企業(yè)稀缺且珍貴的資產(chǎn)。Ivashina 、Scharfstein[23]通過銀行業(yè)的借貸比例來探究企業(yè)的借款環(huán)境，研究發(fā)現(xiàn)，金融危機(jī)的沖擊，一方面導(dǎo)致2008年第四季度相比于前一季度銀行新增貸款額驟降47%；另一方面，對(duì)諸如資本支出和營運(yùn)資本等實(shí)體經(jīng)濟(jì)投資的新增借款額也下降了14%。相關(guān)數(shù)據(jù)表明，金融危機(jī)導(dǎo)致企業(yè)融資環(huán)境惡化，而與融資緊密相連的投資活動(dòng)必然受到牽連。市場環(huán)境的變化、市場情緒的激化、企業(yè)壓力的陡增以及融資能力的驟降勢必影響管理者的投資決策。Campello等[24]研究發(fā)現(xiàn)，金融危機(jī)期間，管理者傾向于減少支出或投資來緩解融資能力的限制。Duchin 等[6]證實(shí)在金融危機(jī)期間，公司的投資規(guī)模顯著減小，在高短期負(fù)債和低現(xiàn)金儲(chǔ)備企業(yè)投資縮減現(xiàn)象更為突出。周婷婷等[25]以我國制造業(yè)上市公司為研究對(duì)象，同樣得到了金融危機(jī)沖擊使得企業(yè)投資水平明顯降低的結(jié)論。

一方面，金融危機(jī)的沖擊使得市場信心遭受嚴(yán)重打擊，企業(yè)通過發(fā)行股票籌集資金變得異常困難。而證券監(jiān)管部門采取的暫停IPO或再融資的手段來穩(wěn)定資本市場的決心，進(jìn)一步增加了企業(yè)籌資的難度。同時(shí)由于信用風(fēng)險(xiǎn)陡然上升，金融機(jī)構(gòu)通過減少貸款發(fā)放量來最大限度地緩解信用風(fēng)險(xiǎn)，亦加大了企業(yè)從銀行獲得貸款的難度。Campello 等[26]發(fā)現(xiàn)融資約束程度高的企業(yè)在金融危機(jī)期間更為顯著地削減了雇員數(shù)量、技術(shù)和資本支出。曾愛民等[27]發(fā)現(xiàn)企業(yè)財(cái)務(wù)柔性可有效提升其緩解負(fù)向沖擊的能力。而與管理者代理行為相關(guān)的投資決策在很大程度上依賴于企業(yè)的各項(xiàng)資源，因此金融危機(jī)對(duì)企業(yè)現(xiàn)金流的沖擊能在一定程度上抑制管理者的代理行為。另一方面，由于投資—現(xiàn)金流在管理者過度自信情況下更加敏感，因此金融危機(jī)導(dǎo)致企業(yè)存在更大程度的融資約束，相比于非過度自信的管理者，過度自信管理者的投資策略在面臨金融危機(jī)時(shí)受到外界的影響更大。Malmendier、Tate[28]利用在金融危機(jī)剛剛發(fā)生后長期債務(wù)的到期比例來衡量融資約束，不僅證明高融資約束降低了投資—現(xiàn)金流的敏感性，同時(shí)發(fā)現(xiàn)相比于金融危機(jī)前，金融危機(jī)后管理者過度自信與投資水平之間的正向關(guān)系減弱。

金融危機(jī)導(dǎo)致的市場行情低迷、企業(yè)投資機(jī)會(huì)減少，加上管理者面臨著來自企業(yè)經(jīng)營、內(nèi)外部監(jiān)管更為沉重的壓力，使得金融危機(jī)期間管理者代理、過度自信對(duì)于企業(yè)投資水平的解釋力度下降?；诖?，提出本文的假設(shè)2：

H2：金融危機(jī)弱化了管理者代理、過度自信與企業(yè)投資的正相關(guān)關(guān)系。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取2006～2011年滬深兩市A股上市公司作為樣本進(jìn)行研究。2007年第一季度發(fā)生的次貸危機(jī)人們并未很及時(shí)地察覺，本文認(rèn)為2008年9月15日雷曼兄弟公司申請(qǐng)破產(chǎn)標(biāo)志著金融危機(jī)的爆發(fā)，而金融危機(jī)對(duì)中國企業(yè)的影響可能存在延遲現(xiàn)象，基于此本文假定2008年年末為金融危機(jī)前后的分界點(diǎn)，考慮到數(shù)據(jù)對(duì)稱性原則，因此研究期間選取了2006～2011年這一時(shí)間段。在數(shù)據(jù)處理過程中，本文剔除了以下樣本：①金融類、ST、PT類公司的樣本；②數(shù)據(jù)缺失、異常的樣本；③自由現(xiàn)金流量大于0的樣本。最終得到管理者代理2481 個(gè)樣本、管理者過度自信1760 個(gè)樣本。為了避免異常值對(duì)結(jié)果的干擾，對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行上下1%和99%的縮尾處理。數(shù)據(jù)來源于國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫，行業(yè)劃分遵循證監(jiān)會(huì)2012年版行業(yè)劃分標(biāo)準(zhǔn)。樣本數(shù)據(jù)分析軟件為Stata 14.0。

（二）變量定義

1.投資水平（Invest）。本文借鑒郝穎等[21]提出的度量方法，選取期末固定資產(chǎn)原值、工程物資和在建工程年內(nèi)凈增加值與期初總資產(chǎn)的比值來衡量企業(yè)投資水平。由于固定資產(chǎn)的原值數(shù)據(jù)無法直接獲得，本文將用固定資產(chǎn)凈值加固定資產(chǎn)折舊、油氣資產(chǎn)折耗、生產(chǎn)性生物資產(chǎn)折舊與資產(chǎn)減值準(zhǔn)備之和來度量固定資產(chǎn)的原值。

2.管理者代理（Agency）。本文借鑒Ang等[29]的方法采用管理費(fèi)用率（管理費(fèi)用與主營業(yè)務(wù)收入的比值）來衡量管理者代理行為。

3.過度自信（Over）。國內(nèi)外學(xué)者主要采用“媒體評(píng)價(jià)”[30]、“CEO 相對(duì)薪酬”[22，30]、“CEO 持股變化”[2]、“企業(yè)盈利預(yù)測偏差”[31]等衡量過度自信?，F(xiàn)代企業(yè)中，管理者承擔(dān)了巨大的經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)，如果管理者堅(jiān)定地持有較多的公司股權(quán)，過度自信的心理偏差將成為管理者分散化投資不足的一個(gè)合理解釋，而這一行為表現(xiàn)則體現(xiàn)了管理者的過度自信?；谝陨线壿?，本文借鑒Malmendier、Tate[2]的方法，采用管理者自愿持股方式衡量管理者過度自信。具體為：剔除分紅轉(zhuǎn)送、公司增發(fā)新股時(shí)老股東配售、股改對(duì)價(jià)支付、增發(fā)配股等非自愿持股，若某年度內(nèi)管理者持有股票數(shù)量增加，則視為過度自信，記作1；若管理者持有股票數(shù)量不變或者減少，則視為非過度自信，記作0。

4.金融危機(jī)（Fc）。本文將2008年末視為金融危機(jī)前和金融危機(jī)后的分界點(diǎn)，因此將2006～2008年的樣本視為金融危機(jī)前，記作0；將2009～2011年的樣本視為金融危機(jī)后，記作1。

5.控制變量。依據(jù)李云鶴[3]的研究，本文選取以下會(huì)影響企業(yè)投資水平的控制變量：自由現(xiàn)金流（Freecash）、成長機(jī)會(huì)（Growth）、公司規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)（Zscore）等公司特征變量；獨(dú)立董事比例（Indpt）、董事會(huì)規(guī)模（Dsize）、管理層持股比例（Msh）、董事會(huì)的會(huì)議次數(shù)（Meeting）、第一大股東持股比例（First）以及兩職合一（Dual）等重要的公司治理指標(biāo)。模型中各變量的解釋和說明見表1。

（三）理論框架及模型設(shè)計(jì)

1.現(xiàn)金流與成長機(jī)會(huì)框架。李云鶴[3]認(rèn)為自由現(xiàn)金流充裕但缺乏投資機(jī)會(huì)的公司往往管理者代理問題更加嚴(yán)重，與之對(duì)應(yīng)的是良好的投資機(jī)會(huì)將會(huì)增強(qiáng)管理者的自信心，從而在企業(yè)自由現(xiàn)金流充裕時(shí)更容易引發(fā)管理者過度自信問題。

表1 模型中各變量的解釋和說明

因此，為了分別檢驗(yàn)管理者代理、管理者過度自信對(duì)企業(yè)投資的影響以及金融危機(jī)的沖擊作用，本文采用“現(xiàn)金流—成長機(jī)會(huì)”框架進(jìn)行分析。該框架的基本思路為：分別以現(xiàn)金流和成長機(jī)會(huì)的平均值為標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行分組。企業(yè)現(xiàn)金流和成長機(jī)會(huì)衡量的具體方法為：公司自由現(xiàn)金流=凈利潤+利息費(fèi)用+非現(xiàn)金支出-營運(yùn)資本增加-資本性支出，并借助總資產(chǎn)對(duì)其進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理；成長機(jī)會(huì)=（本年度主營業(yè)收入-上年度主營業(yè)務(wù)收入）/上年度主營業(yè)務(wù)收入。基于以上分析，高自由現(xiàn)金流、低成長機(jī)會(huì)組最容易引發(fā)管理者代理問題，而高自由現(xiàn)金流、高成長機(jī)會(huì)組最可能導(dǎo)致管理者過度自信問題。

2.模型設(shè)計(jì)。為了檢驗(yàn)假設(shè)1，本文構(gòu)建以下多元回歸模型：

對(duì)于假設(shè)2，本文加入金融危機(jī)虛擬變量，以考察金融危機(jī)前后的相應(yīng)系數(shù)差異是否顯著，并構(gòu)建以下模型：

四、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表2為管理者代理與過度自信的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果：基于“現(xiàn)金流—成長機(jī)會(huì)”框架，表2中管理者過度自信模型包含1760個(gè)總樣本、管理者代理模型包含2487 個(gè)總樣本。過度自信模型中過度自信樣本489個(gè)，占相應(yīng)總樣本的0.278。金融危機(jī)前后過度自信樣本分別占各自總樣本的0.264 和0.289，表明在金融危機(jī)的沖擊下，管理者過度自信的可能性更大。這意味著當(dāng)面對(duì)的形勢越嚴(yán)峻時(shí)，管理者反而越傾向于過度自信。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，金融危機(jī)前后，過度自信比例占比最高的是非主板企業(yè)。值得注意的是，在金融危機(jī)前后，相比于國有企業(yè)，非國有企業(yè)的管理者更可能存在過度自信的心理偏差。究其原因，一方面，可能是非國有企業(yè)的管理者在進(jìn)行決策時(shí)，因其較少受到行政指令的影響而擁有更加靈活的支配權(quán)和決策權(quán)。另一方面，可能是非國有上市公司管理者在是否持有公司股票方面比國有上市公司管理者更加敏感。同時(shí)，非國有企業(yè)的管理者往往是公司的創(chuàng)始人，在公司內(nèi)部擁有更高的權(quán)威。而金融危機(jī)后，管理者過度自信比例的增大主要來源于非國有企業(yè)。在管理者代理行為模型中，總樣本代理行為的均值為0.104。金融危機(jī)前后，代理行為的均值幾乎保持不變。不考慮金融危機(jī)的作用，非國有企業(yè)、主板企業(yè)管理者的代理行為分別高于國有企業(yè)和非主板企業(yè)。

表3 報(bào)告了高自由現(xiàn)金流—低成長機(jī)會(huì)組（代理行為）和高自由現(xiàn)金流—高成長機(jī)會(huì)組（過度自信）主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)值。在本文的樣本中，現(xiàn)金流和成長機(jī)會(huì)分別以其各自的平均值0、0.2 為分組標(biāo)準(zhǔn)。首先，投資水平方面，在金融危機(jī)前后，過度自信組的企業(yè)投資水平分別為0.08、0.07，均遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于代理行為組的0.02、0.03，這與“企業(yè)的成長機(jī)會(huì)在很大程度上決定了企業(yè)投資水平”的結(jié)論一致。但是金融危機(jī)的沖擊并未造成企業(yè)投資水平的大幅降低，反而使得代理行為組的投資水平有所上升。這與金融危機(jī)中我國政府采取了積極的財(cái)政政策和適度寬松的貨幣政策以應(yīng)對(duì)低迷的市場行情，扭轉(zhuǎn)了經(jīng)濟(jì)快速下滑的局面密切相關(guān)。其次，過度自信組與代理行為組在自由現(xiàn)金流、第一大股東持股比例、資產(chǎn)負(fù)債率上并無明顯的差異，表明這些變量受管理者代理行為和過度自信的影響較小。有所不同的是，第一大股東持股比例在金融危機(jī)前后，基本保持不變；管理層持股比例有所增加，這反映了公司管理層更清楚公司內(nèi)部的運(yùn)營情況以及對(duì)于公司的未來發(fā)展更加樂觀。而資產(chǎn)負(fù)債率在金融危機(jī)爆發(fā)后有所下降，這與企業(yè)外部債權(quán)人對(duì)于風(fēng)險(xiǎn)的重視程度有關(guān)。在企業(yè)內(nèi)部，企業(yè)的破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)在金融危機(jī)后有所下降，表明企業(yè)內(nèi)部對(duì)于風(fēng)險(xiǎn)的重視程度增加。

表2 管理者代理、過度自信數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)結(jié)果

（二）回歸分析

1.管理者代理、過度自信與企業(yè)投資水平回歸結(jié)果?；凇白杂涩F(xiàn)金流—成長機(jī)會(huì)”模型，本文對(duì)假設(shè)1進(jìn)行檢驗(yàn)，回歸結(jié)果見表4。

列（1）和列（3）中，只加入自變量和因變量以考察管理者代理、過度自信與投資水平之間的關(guān)系。結(jié)果顯示，代理行為和過度自信的系數(shù)分別為0.034、0.023，且均在5%的顯著性水平上通過檢驗(yàn)。而在列（2）和列（4）中，加入控制變量和行業(yè)、年度虛擬變量以后，過度自信的系數(shù)和顯著性水平有所降低，而代理行為的系數(shù)和顯著性水平顯著提高，但兩者的系數(shù)依舊顯著，且兩個(gè)模型調(diào)整后R2均有大幅度提升?；貧w結(jié)果表明管理者代理、過度自信均提高了企業(yè)的投資水平，假設(shè)1 得證。此外，代理變量的系數(shù)大于過度自信變量的系數(shù)，表明管理者理性行為對(duì)投資的影響作用大于非理性的心理偏差，這與客觀事實(shí)相符，因?yàn)橛晒芾碚叻抢硇砸蛩卦斐傻漠愊罄響?yīng)是少數(shù)。在控制變量方面，過度自信模型和代理行為模型中自由現(xiàn)金流、企業(yè)規(guī)模、管理層持股以及成長性的系數(shù)均顯著為正。兩職合一的系數(shù)不顯著，表明董事長與總經(jīng)理的集權(quán)并不會(huì)造成投資決策的武斷性，因?yàn)槠錄Q策可能受到董事會(huì)、監(jiān)事會(huì)的制約。

表3 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

表4 管理者代理、過度自信與投資水平的回歸結(jié)果

2.金融危機(jī)調(diào)節(jié)作用的回歸結(jié)果。表5 報(bào)告了假設(shè)2 的回歸結(jié)果，即金融危機(jī)的沖擊是否削弱了管理者代理、過度自信與企業(yè)投資的相關(guān)關(guān)系。表5中，在金融危機(jī)前，代理行為的回歸系數(shù)在列（1）和列（2）中均在1%的水平上顯著為正，系數(shù)分別為0.120、0.188。而在金融危機(jī)后，代理行為的系數(shù)分別為-0.071、-0.048，且分別在1%、5%的顯著性水平上通過檢驗(yàn)。這預(yù)示著金融危機(jī)的沖擊，使得管理者與股東之間的代理行為的動(dòng)機(jī)發(fā)生了轉(zhuǎn)變，即從管理者“商業(yè)帝國的構(gòu)建”轉(zhuǎn)變?yōu)椤皺C(jī)會(huì)主義”或者“管理者防御”。這可能是由于金融危機(jī)的爆發(fā)，市場環(huán)境極度惡化，嚴(yán)重影響了企業(yè)的經(jīng)營環(huán)境。同時(shí)金融危機(jī)期間，裁員現(xiàn)象普遍存在，管理者出于自身職業(yè)聲譽(yù)、職位安全和晉升機(jī)會(huì)的考慮，投資策略轉(zhuǎn)為保守，進(jìn)而管理者的代理行為引發(fā)更低的投資水平。在列（5）中，代理行為與金融危機(jī)虛擬變量的交乘項(xiàng)顯著為負(fù)，表明金融危機(jī)前后代理行為的系數(shù)差異顯著。

在過度自信模型中，列（6）和列（7）過度自信的系數(shù)分別在10%和5%的水平上顯著為正；而列（8）和列（9）過度自信的系數(shù)為正，但并非都顯著。在加入了金融危機(jī)虛擬變量及其與過度自信的交乘項(xiàng)后，過度自信的系數(shù)依舊顯著，同時(shí)交乘項(xiàng)的系數(shù)為-0.033，在10%的水平上顯著。這一方面表明金融危機(jī)的沖擊抑制了管理者過度自信對(duì)企業(yè)投資的促進(jìn)作用；另一方面，可以看出金融危機(jī)對(duì)代理行為的沖擊作用更大，也就是代理行為對(duì)于金融危機(jī)這一環(huán)境的劇烈波動(dòng)表現(xiàn)得更加敏感。究其原因，可能是由管理者對(duì)于理性和非理性行為的認(rèn)知偏差導(dǎo)致，即管理者對(duì)其自身代理這一理性行為有著較為清晰的認(rèn)識(shí)，因此更有可能在環(huán)境改變時(shí)進(jìn)行及時(shí)的調(diào)整；而過度自信作為一種非理性心理偏差，在很多時(shí)候管理者因其盲目自信，導(dǎo)致自己意識(shí)不到自身處于過度自信的狀態(tài)。此外，在困難面前過度自信的管理者傾向于變得更加過度自信，從而在一定程度上抵消了金融危機(jī)的負(fù)向沖擊，因此管理者非理性行為與投資之間的關(guān)系更不容易受到環(huán)境的影響。綜合而言，實(shí)證結(jié)果支持了假設(shè)2。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

首先，考慮到我國股票市場投機(jī)氛圍濃厚，以經(jīng)典的托賓Q 來衡量企業(yè)的成長性可能不適用于我國上市公司。一般而言，成長性較高的企業(yè)，企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模擴(kuò)張的速度也更快。因此借鑒李云鶴[3]的方法，將企業(yè)總資產(chǎn)增長率作為企業(yè)成長機(jī)會(huì)的替代變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。同樣，取樣本中資產(chǎn)增長率的平均數(shù)（0.128）為分組標(biāo)準(zhǔn)，將總樣本分為高自由現(xiàn)金流—低成長機(jī)會(huì)組和高自由現(xiàn)金流—高成長機(jī)會(huì)組，進(jìn)而分別對(duì)管理者代理、過度自信與企業(yè)投資的關(guān)系以及金融危機(jī)的沖擊作用進(jìn)行檢驗(yàn)。實(shí)證結(jié)果顯示，關(guān)鍵變量的系數(shù)與顯著性水平均與前文一致，進(jìn)一步支持了文章的假設(shè)。

（四）進(jìn)一步研究

前文分別探究了金融危機(jī)對(duì)管理者代理、過度自信與企業(yè)投資的沖擊作用，發(fā)現(xiàn)金融危機(jī)同時(shí)抑制了管理者兩類行為對(duì)于投資水平的提升效應(yīng)，并且金融危機(jī)對(duì)管理者代理行為的沖擊作用更大。接下來將檢驗(yàn)隨著時(shí)間的推移，管理者兩類行為對(duì)投資水平的影響作用是否會(huì)恢復(fù)常態(tài)。

在原樣本的基礎(chǔ)上，此處新增了我國A 股上市公司2012～2014年的樣本，這主要是為了保持金融危機(jī)前后樣本年數(shù)一致。在“現(xiàn)金流—成長機(jī)會(huì)”框架下，最終得到包含2948個(gè)代理行為樣本和1180個(gè)過度自信樣本。為了提高結(jié)果的可靠性水平，在兩個(gè)樣本中，我們首先單獨(dú)報(bào)告了2012～2014年樣本的回歸結(jié)果；其次將2012～2014年的樣本與金融危機(jī)前樣本（2006～2008年）對(duì)比，其中設(shè)置金融危機(jī)虛擬變量，2012～2014年的樣本為1，2006～2008年的樣本為 0；最后，將 2009～2014年的樣本與 2006～2008年的樣本對(duì)比，同樣設(shè)置金融危機(jī)虛擬變量。

表5 金融危機(jī)調(diào)節(jié)作用的回歸結(jié)果

表6 報(bào)告了金融危機(jī)對(duì)管理者代理、過度自信與投資水平影響的持續(xù)性的回歸結(jié)果。在2012～2014年的樣本中，代理行為的系數(shù)為0.025，在10%的顯著性水平上通過檢驗(yàn)。即管理者代理行為促進(jìn)了企業(yè)投資水平提升，表明隨著時(shí)間的推移，代理行為引發(fā)的企業(yè)高投資水平效應(yīng)有所恢復(fù)。列（3）、（4）中，代理行為的系數(shù)均在1%水平上顯著，同時(shí)代理行為與金融危機(jī)交乘項(xiàng)的系數(shù)顯著為負(fù)，意味著盡管管理者代理行為的效應(yīng)有所恢復(fù)，但相比于金融危機(jī)前，金融危機(jī)后4年到后6年代理行為與企業(yè)投資水平之間的正相關(guān)關(guān)系處于減弱狀態(tài)。而在2009～2014年的樣本中，代理行為與金融危機(jī)的交乘項(xiàng)依舊顯著為負(fù)，表明金融危機(jī)對(duì)管理者代理行為的影響持續(xù)6年之后依舊存在。在列（6）中，金融危機(jī)的系數(shù)顯著為正，暗示著市場上的投資環(huán)境已經(jīng)好轉(zhuǎn)，企業(yè)的投資水平恢復(fù)了正常的狀態(tài)。而在企業(yè)投資水平相較于金融危機(jī)前有所增加時(shí)，代理行為的系數(shù)依舊顯著低于危機(jī)爆發(fā)前，進(jìn)一步驗(yàn)證了代理行為恢復(fù)緩慢這一結(jié)果的可靠性。

表6 金融危機(jī)對(duì)管理者代理行為、過度自信與投資水平影響的持續(xù)性結(jié)果

在管理者過度自信模型中，2012～2014年的樣本結(jié)果顯示，過度自信的系數(shù)分別為0.022、0.029，均通過了顯著性檢驗(yàn)，基本回到金融危機(jī)前的水平。在列（9）、（10）、（11）、（12）中，過度自信與金融危機(jī)交乘項(xiàng)的系數(shù)均為負(fù)，但都不顯著，意味著在加入了2012～2014年的樣本后，金融危機(jī)前后管理者過度自信與投資水平之間的關(guān)系已不存在明顯的差異?？梢姡S著時(shí)間的推移，管理者過度自信對(duì)于企業(yè)投資水平的影響逐漸恢復(fù)常態(tài)。

五、研究結(jié)論與啟示

（一）結(jié)論

本文選取了金融危機(jī)這一外生事件，基于“現(xiàn)金流—成長機(jī)會(huì)”框架，分別研究管理者代理、過度自信對(duì)企業(yè)投資的影響作用以及該作用在金融危機(jī)前后有何差異性變化，并進(jìn)一步探索這種差異性變化的持續(xù)性。文章以2006～2011年滬深兩市A 股上市公司作為研究樣本，對(duì)此展開實(shí)證研究。結(jié)果顯示，在高現(xiàn)金流—低成長機(jī)會(huì)組，管理者代理提高了公司的投資水平；在高現(xiàn)金流—高成長機(jī)會(huì)組，管理者過度自信也提升了公司的投資水平。這意味著企業(yè)的高水平投資既來源于管理者對(duì)企業(yè)資源的濫用，也來源于管理者的過度自信。金融危機(jī)的沖擊并沒有加劇企業(yè)原本面臨的困難的嚴(yán)重程度，而是削弱了管理者代理、過度自信與企業(yè)投資水平的正相關(guān)關(guān)系，從而抑制了管理者代理行為和過度自信的危害。此外，金融危機(jī)對(duì)管理者過度自信的抑制作用弱于管理者代理行為，這也導(dǎo)致隨著時(shí)間的推移，管理者過度自信對(duì)企業(yè)投資的影響作用迅速恢復(fù)。

（二）啟示

上述研究結(jié)論在我國特定的行情下有一定的現(xiàn)實(shí)意義。首先，現(xiàn)代企業(yè)所有權(quán)和經(jīng)營權(quán)的分離引發(fā)了管理者代理問題，我國上市公司治理弊端使得管理者代理問題十分突出，代理理論解釋了我國上市公司高水平投資部分來源于管理者理性和自利性。而管理者非理性心理偏差引發(fā)了管理者過度自信問題，行為金融理論也解釋了我國上市公司高水平投資部分來源于管理者非理性的過度自信。盡管在金融危機(jī)期間，管理者代理、過度自信的危害有所緩解，但隨著時(shí)間的推移，管理者代理行為、過度自信的影響將會(huì)恢復(fù)常態(tài)，尤其對(duì)于管理者過度自信來說，更是迅速恢復(fù)。因此，如何在公司治理上強(qiáng)化對(duì)管理者理性和非理性行為的監(jiān)管，提升企業(yè)投資決策有效性、保證投資者的利益不受侵害是理論界和實(shí)踐者所要解決的問題中的重中之重。其次，金融危機(jī)期間，我國實(shí)體經(jīng)濟(jì)普遍受到侵害，如何變“危機(jī)”為“機(jī)遇”才是發(fā)展的契機(jī)。因此，在金融危機(jī)背景下面對(duì)有限的公司內(nèi)部現(xiàn)金流必須減少非理性投資，用好國家優(yōu)惠政策，才能更好提升公司價(jià)值。