林 兢，許宇宸，林麗花

（1．2．3．福州大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，福建福州，350108）

一、引言

關(guān)于公司可轉(zhuǎn)債的融資動(dòng)機(jī)及影響因素研究主要集中在：可轉(zhuǎn)債融資可以解決由于信息不對(duì)稱造成的逆向選擇問(wèn)題[1]；可轉(zhuǎn)債融資可緩解股東與代理人之間的代理沖突，減少代理成本[2]；可轉(zhuǎn)債融資具有稅盾作用（與普通股相比）[3]；公司財(cái)務(wù)特征、自身屬性、市場(chǎng)時(shí)機(jī)等對(duì)可轉(zhuǎn)債融資有影響[4]?，F(xiàn)有研究忽略了管理層個(gè)人特質(zhì)（如過(guò)度自信）對(duì)可轉(zhuǎn)債融資選擇的影響。公司管理層是公司融資決策的第一責(zé)任人，管理層個(gè)人特質(zhì)直接影響公司融資決策，但現(xiàn)有涉及管理層過(guò)度自信對(duì)公司融資行為影響研究主要是針對(duì)債務(wù)[5]和股權(quán)融資[6]選擇，缺乏可轉(zhuǎn)債方面研究。同時(shí)，現(xiàn)有關(guān)于公司治理對(duì)可轉(zhuǎn)債融資選擇的影響研究主要從股權(quán)結(jié)構(gòu)的角度[7]入手，對(duì)其他公司治理因素較少考慮，而且有關(guān)股權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)可轉(zhuǎn)債融資選擇影響的研究往往采用名義上的股權(quán)結(jié)構(gòu)進(jìn)行研究，缺少對(duì)上市公司各個(gè)大股東之間的一致行動(dòng)人關(guān)系的考慮。本文通過(guò)手工收集上市公司一致行動(dòng)人信息，將采用第一大股東實(shí)際的控股比例來(lái)研究股權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)可轉(zhuǎn)債融資選擇的影響，使研究更符合經(jīng)濟(jì)實(shí)際。盡管關(guān)于公司治理對(duì)管理層過(guò)度自信心理的調(diào)節(jié)作用研究文獻(xiàn)很多，但尚未發(fā)現(xiàn)把公司治理、管理層過(guò)度自信與可轉(zhuǎn)債融資選擇納入統(tǒng)一研究框架的文獻(xiàn)。那么，管理層過(guò)度自信是否會(huì)影響公司的可轉(zhuǎn)債融資選擇，公司治理機(jī)制是否會(huì)影響公司的可轉(zhuǎn)債融資選擇，良好的公司治理是否會(huì)矯正管理層過(guò)度自信而選擇可轉(zhuǎn)債融資的行為等，一系列問(wèn)題需要進(jìn)一步研究。

二、理論分析與研究假設(shè)

現(xiàn)有研究表明，企業(yè)進(jìn)行可轉(zhuǎn)債融資更多是出于延緩股權(quán)融資的目的。[8-9]上市公司選擇發(fā)行可轉(zhuǎn)債是希望其最終能成功轉(zhuǎn)股，而不是到期還本，市場(chǎng)上多次出現(xiàn)的上市公司利用可轉(zhuǎn)債下修條款降低轉(zhuǎn)股價(jià)格促使投資者轉(zhuǎn)股也說(shuō)明了這一點(diǎn)。在面對(duì)債務(wù)融資、可轉(zhuǎn)債融資和股權(quán)融資決策時(shí)，由于債務(wù)融資需要到期還本，可轉(zhuǎn)債融資和股權(quán)融資的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)通常比債務(wù)融資小，當(dāng)公司現(xiàn)金流存在較大不確定性時(shí)使用債務(wù)融資可能具有較大的破產(chǎn)成本，使公司陷入財(cái)務(wù)困境，這時(shí)公司往往摒棄債務(wù)融資，考慮可轉(zhuǎn)債融資或者股權(quán)融資。

可轉(zhuǎn)債相比于股權(quán)融資面臨著轉(zhuǎn)股的風(fēng)險(xiǎn)，當(dāng)投資者在轉(zhuǎn)股期內(nèi)沒(méi)有進(jìn)行轉(zhuǎn)股時(shí)，公司在可轉(zhuǎn)債到期時(shí)會(huì)面臨巨大償債壓力，若公司的股價(jià)長(zhǎng)期低迷，觸發(fā)了可轉(zhuǎn)債的回售條款，提前還款的壓力會(huì)給公司帶來(lái)較大資金壓力，若公司選擇使用可轉(zhuǎn)債的下修條款以降低轉(zhuǎn)股價(jià)格進(jìn)行妥協(xié)，或在可轉(zhuǎn)債到期前通過(guò)各種方式接手可轉(zhuǎn)債然后自己轉(zhuǎn)股，那可能也違背了公司當(dāng)時(shí)發(fā)行可轉(zhuǎn)債的初衷，也不能視為轉(zhuǎn)股成功。過(guò)度自信管理者的最顯著特征是高估收益而低估風(fēng)險(xiǎn)[6]，公司的股票是否能夠成功被轉(zhuǎn)股取決于公司未來(lái)的股價(jià)，當(dāng)管理層過(guò)度自信時(shí)，其對(duì)公司未來(lái)收益、股價(jià)的信心高于一般的經(jīng)理人，會(huì)高估公司未來(lái)的股價(jià)，認(rèn)為投資者轉(zhuǎn)股的概率也會(huì)更高，容易低估可轉(zhuǎn)債未轉(zhuǎn)股的風(fēng)險(xiǎn)，因此相比股權(quán)融資，他們會(huì)放大可轉(zhuǎn)債的優(yōu)點(diǎn)，忽視可轉(zhuǎn)債的風(fēng)險(xiǎn)，有更大的可轉(zhuǎn)債融資選擇傾向。另外，作為“走后門(mén)”的權(quán)益融資方式，由于可轉(zhuǎn)債的轉(zhuǎn)股價(jià)格通常高于發(fā)行可轉(zhuǎn)債時(shí)公司的股價(jià)，發(fā)行可轉(zhuǎn)債相當(dāng)于可以在相同融資量的情況下以更高的價(jià)格進(jìn)行股權(quán)融資，相比股權(quán)融資能獲得更多的融資，減少增發(fā)新股對(duì)現(xiàn)有股東股權(quán)的稀釋，并且由于轉(zhuǎn)股是在未來(lái)，推遲稀釋股權(quán)的時(shí)間，一定程度上減少了股權(quán)稀釋效應(yīng)。因此，當(dāng)公司發(fā)行可轉(zhuǎn)債時(shí)，相比于股權(quán)融資，與新股東分享公司未來(lái)經(jīng)營(yíng)成果的程度降低，時(shí)間也推遲了。過(guò)度自信的管理者對(duì)公司未來(lái)收益的估計(jì)更高，更不愿意與新股東分享公司的未來(lái)收益[5-6]，因此，過(guò)度自信管理層可能更愿意選擇可轉(zhuǎn)債融資。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：過(guò)度自信的管理層比非過(guò)度自信的管理層選擇可轉(zhuǎn)債融資的概率更高。

股權(quán)制衡、兩職設(shè)置等公司治理因素會(huì)對(duì)公司可轉(zhuǎn)債融資行為產(chǎn)生重要影響。直接進(jìn)行股權(quán)融資會(huì)稀釋控股股東的股權(quán)、分散公司的控制權(quán)，而可轉(zhuǎn)債作為“延遲的股權(quán)融資”，其轉(zhuǎn)股帶來(lái)的稀釋程度更低，稀釋的時(shí)間更遲，能更好地保持大股東的控制權(quán)，進(jìn)而幫助其實(shí)現(xiàn)控制權(quán)價(jià)值。[7]股權(quán)制衡度較低的公司控股股東保持著控制權(quán)，其想實(shí)現(xiàn)控制權(quán)價(jià)值的動(dòng)機(jī)更大，而其他股東很可能無(wú)法阻止控股股東利用可轉(zhuǎn)債融資實(shí)現(xiàn)控制權(quán)私有收益的行為。因此，更高的股權(quán)制衡度會(huì)抑制公司的可轉(zhuǎn)債融資選擇傾向；而對(duì)于董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兩職合一的公司，董事會(huì)的治理效果相對(duì)較弱，大股東基于控制權(quán)收益動(dòng)機(jī)而選擇發(fā)行可轉(zhuǎn)債的融資決策更容易得以實(shí)施，而兩職分離加大了大股東獲取控制權(quán)收益行為的難度，從而降低公司進(jìn)行可轉(zhuǎn)債融資的傾向。另外，對(duì)于董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兩職合一的公司來(lái)說(shuō)，由于管理層控制權(quán)更大，更容易產(chǎn)生控制幻覺(jué)[10]，也就更容易產(chǎn)生過(guò)度自信的心理，從而更有可能選擇發(fā)行可轉(zhuǎn)債。因此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)2a：公司的股權(quán)制衡度越低，選擇可轉(zhuǎn)債融資的概率越高。

假設(shè)2b：董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兩職合一的公司比兩職分離的公司選擇可轉(zhuǎn)債融資的概率更高。

Heaton認(rèn)為對(duì)管理層給予較強(qiáng)激勵(lì)和較強(qiáng)監(jiān)管是抑制管理者過(guò)度自信的良策。[6]公司治理機(jī)制會(huì)很好地修正管理層的非理性行為，及時(shí)發(fā)現(xiàn)和制止管理層做出有損股東和公司價(jià)值的行為。[11]不同公司治理制度下，管理者的決策會(huì)受到不同程度的限制，導(dǎo)致不同的過(guò)度自信傾向，不完善的公司治理機(jī)制會(huì)導(dǎo)致管理者過(guò)度自信心理很難及時(shí)矯正，可能會(huì)造成董事會(huì)成員對(duì)管理層的過(guò)度服從，進(jìn)而使管理層非理性的融資行為難以受到抑制，因此，通過(guò)完善公司股東治理、董事會(huì)治理等公司治理機(jī)制，會(huì)抑制管理層過(guò)度自信的心理，有效監(jiān)督、糾正管理層的非理性行為，弱化管理層過(guò)度自信對(duì)可轉(zhuǎn)債融資選擇的正向影響。

在公司治理中，外部大股東能有效監(jiān)督內(nèi)部大股東（即控股股東）和管理層的行為[12]，多個(gè)大股東的相互制衡能使第一大股東的私利行為和管理層的非理性行為得到有效的約束與監(jiān)督（陳信元和汪輝）[13]。因此，如果公司的股權(quán)比較集中，管理層的行為缺少更多股東的監(jiān)督，其過(guò)度自信心理所導(dǎo)致的行為難以被糾正，而隨著股權(quán)制衡的加強(qiáng)，制衡股東的股權(quán)比例更大，自身的利益與公司利益更趨于一致，其有更大的動(dòng)機(jī)去監(jiān)督管理層制定的融資決策，糾正其因管理層過(guò)度自信心理所造成的非理性融資行為，從而減少管理層因過(guò)度自信而進(jìn)行的可轉(zhuǎn)債融資選擇；良好的董事會(huì)治理可以抑制管理層的非理性行為，推動(dòng)管理層形成理性的決策并發(fā)揮治理作用抑制管理層過(guò)度自信傾向。董事會(huì)規(guī)模、董事會(huì)獨(dú)立性、董事長(zhǎng)與總經(jīng)理的兩職設(shè)置都是董事會(huì)治理的重要方面；更大規(guī)模的董事會(huì)意味著董事會(huì)擁有更多知識(shí)背景不同的董事，能為企業(yè)提供多元化資源和專業(yè)知識(shí)，幫助企業(yè)形成更科學(xué)穩(wěn)健的財(cái)務(wù)決策，避免管理層過(guò)度自信心理引發(fā)的非理性行為，從而抑制管理層過(guò)度自信引起的可轉(zhuǎn)債融資選擇傾向的增加。另外，更大的董事會(huì)規(guī)模提供了針對(duì)企業(yè)融資決策的更多信息，通過(guò)各個(gè)董事會(huì)成員之間的信息互補(bǔ)、資源共享，能更有效地發(fā)揮董事會(huì)的治理作用，避免公司出現(xiàn)極端行為，形成更加穩(wěn)健的財(cái)務(wù)決策，從而抑制管理層過(guò)度自信引起的可轉(zhuǎn)債融資選擇傾向的增加；高效獨(dú)立的董事會(huì)有助于緩解管理層過(guò)度自信行為的負(fù)面影響[14]。而在公司董事會(huì)的獨(dú)立性較弱的情況下，董事會(huì)成員容易服從管理層的決策[15]，這將導(dǎo)致管理層對(duì)公司決策的判斷偏差難以被及時(shí)修正。因此，更加獨(dú)立的董事會(huì)能夠抑制管理層過(guò)度自信心理所導(dǎo)致的非理性行為，減少因管理層盲目過(guò)度自信、較少考慮風(fēng)險(xiǎn)而導(dǎo)致的選擇可轉(zhuǎn)債融資的行為；在董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兩職合一情況下，由于其權(quán)利的高度集中使管理層產(chǎn)生更強(qiáng)的控制幻覺(jué)，導(dǎo)致其過(guò)度自信傾向更強(qiáng)，且由于其權(quán)利更大導(dǎo)致公司治理機(jī)制對(duì)其非理性行為的約束力更小，其因盲目過(guò)度自信、不考慮風(fēng)險(xiǎn)而導(dǎo)致的選擇可轉(zhuǎn)債融資的行為更加難以得到約束，這兩點(diǎn)強(qiáng)化了管理層的過(guò)度自信行為[14-15]，而當(dāng)董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兩職分離時(shí)，管理層的權(quán)力受到制約，過(guò)度自信管理層的控制幻覺(jué)會(huì)得到有效遏制，從而避免由于權(quán)力過(guò)度集中而導(dǎo)致的過(guò)度自信行為，同時(shí)董事會(huì)能更好地發(fā)揮監(jiān)督職能，修正管理層過(guò)度自信造成的非理性決策行為；從而弱化管理層過(guò)度自信心理而導(dǎo)致選擇可轉(zhuǎn)債融資傾向。

綜上，本文從股權(quán)制衡度、董事會(huì)規(guī)模、董事會(huì)獨(dú)立性和董事長(zhǎng)與總經(jīng)理的兩職設(shè)置四個(gè)公司治理的內(nèi)容方面提出四個(gè)分假說(shuō)：

假設(shè)3a：股權(quán)制衡度的提高會(huì)弱化管理層過(guò)度自信對(duì)可轉(zhuǎn)債融資選擇的正向影響。

假設(shè)3b：董事會(huì)規(guī)模的提高會(huì)弱化管理層過(guò)度自信對(duì)可轉(zhuǎn)債融資選擇的正向影響。

假設(shè)3c：董事會(huì)獨(dú)立性的提高會(huì)弱化管理層過(guò)度自信對(duì)可轉(zhuǎn)債融資選擇的正向影響。

假設(shè)3d：董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兩職分離會(huì)弱化管理層過(guò)度自信對(duì)可轉(zhuǎn)債融資選擇的正向影響。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

由于我國(guó)可轉(zhuǎn)債的發(fā)行主要在2002年后，因此本文選取了2002—2017年A股發(fā)行了可轉(zhuǎn)債和進(jìn)行了公開(kāi)增發(fā)的上市公司為樣本，在此基礎(chǔ)上，按照以下步驟對(duì)樣本進(jìn)行篩選，為了避免研究結(jié)果受到部分異常數(shù)值的影響，對(duì)采用的連續(xù)變量進(jìn)行上下各1%的Winsorize處理：（1）對(duì)金融以及保險(xiǎn)業(yè)公司樣本予以排除；（2）對(duì)ST公司樣本予以排除；（3）對(duì)關(guān)鍵變量數(shù)據(jù)缺失和異常數(shù)據(jù)的樣本予以排除；（4）對(duì)再融資實(shí)施前后的較短期間內(nèi)更換管理者的樣本予以排除，最終得到262個(gè)有效樣本，其中發(fā)行可轉(zhuǎn)債樣本125個(gè)，公開(kāi)增發(fā)樣本137個(gè)。

本文的可轉(zhuǎn)債與公開(kāi)增發(fā)的發(fā)行及預(yù)案數(shù)據(jù)、管理層過(guò)度自信變量所需的總經(jīng)理、董事長(zhǎng)個(gè)人特征相關(guān)數(shù)據(jù)、公司治理數(shù)據(jù)以及財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)等來(lái)自wind數(shù)據(jù)庫(kù)、CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)、銳思數(shù)據(jù)庫(kù)，并利用上市公司年報(bào)等途徑對(duì)部分缺失數(shù)據(jù)進(jìn)行補(bǔ)充，其中上市公司總經(jīng)理、董事長(zhǎng)個(gè)人特征部分?jǐn)?shù)據(jù)來(lái)自網(wǎng)絡(luò)新聞報(bào)道等手工收集。本文利用Excel、Word對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行初步歸集和整理，然后通過(guò)Stata13.0對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。

（二）變量定義

1.可轉(zhuǎn)債融資選擇

可轉(zhuǎn)債融資選擇（CB）是本文的被解釋變量，對(duì)比可轉(zhuǎn)債和增發(fā)股票的發(fā)行條件，發(fā)現(xiàn)可轉(zhuǎn)債融資與公開(kāi)增發(fā)的基本條件比較相近，均需要滿足上市公司公開(kāi)增發(fā)普通股的一般條件和“最近3個(gè)會(huì)計(jì)年度加權(quán)平均凈資產(chǎn)收益率平均不低于6%”的盈利條件，可比性較強(qiáng)，因此本文使用上市公司公開(kāi)增發(fā)的樣本作為上市公司可轉(zhuǎn)債融資樣本的對(duì)照樣本進(jìn)行研究。本文將可轉(zhuǎn)債融資選擇變量設(shè)為虛擬變量，如果上市公司以可轉(zhuǎn)債的方式進(jìn)行融資，則賦值為1；如果沒(méi)有以可轉(zhuǎn)債的方式進(jìn)行融資，即以公開(kāi)增發(fā)的方式進(jìn)行融資，則賦值為0。

2.管理層過(guò)度自信

迄今為止，學(xué)者們提出了多種方法來(lái)衡量管理層過(guò)度自信。Malmendier and Tate等人采取管理者持股變化來(lái)衡量管理者信心。[14]唐康德等將實(shí)際年度盈利水平低于預(yù)測(cè)的年度盈利水平的公司的管理層作為過(guò)度自信的管理層。[4]Hayward and Hambrick、姜付秀等提出使用高管薪酬的相對(duì)比例來(lái)度量高管的過(guò)度自信。[15-16]余明桂等采用總經(jīng)理的個(gè)人特征作為管理層過(guò)度自信的替代變量。[17]

管理層過(guò)度自信是一個(gè)心理學(xué)概念，心理因素會(huì)在很大程度上影響管理者行為。管理層過(guò)度自信更多來(lái)源于其性別、年齡、背景等可觀測(cè)的人口背景特征以及價(jià)值觀、心理認(rèn)知等不可觀測(cè)的心理特征，而人口背景特征可以作為心理認(rèn)知、價(jià)值觀等心理特征的代理變量。因此，結(jié)合我國(guó)上市公司具體情境，本文借鑒余明桂等[17]的研究，采用總經(jīng)理的人口背景特征作為管理層過(guò)度自信的替代變量，具體評(píng)價(jià)指標(biāo)如下：（1）性別：當(dāng)總經(jīng)理為男性時(shí)，賦值為1，否則為0；（2）年齡：當(dāng)總經(jīng)理年齡小于同年度樣本平均年齡時(shí)賦值為1，否則為0；（3）學(xué)歷水平：當(dāng)總經(jīng)理學(xué)歷為本科及以上時(shí)賦值為1，否則為0；（4）教育背景：當(dāng)總經(jīng)理不具有經(jīng)管類教育背景時(shí)賦值為1，否則為0；（5）兩職合一：當(dāng)企業(yè)董事長(zhǎng)與總經(jīng)理為同一人時(shí)賦值為1，否則為0。最后將各指標(biāo)得分進(jìn)行加總，綜合指標(biāo)得分在4分及以上時(shí)，定義為過(guò)度自信，賦值為1，否則為0。

3.公司治理

本文采用股權(quán)制衡度、董事會(huì)規(guī)模、董事會(huì)獨(dú)立性和兩職合一作為公司治理的變量：（1）股權(quán)制衡度（Z）。股權(quán)制衡度反映其余股東對(duì)第一大股東股權(quán)的制衡，本文采用第2到第5大股東持股比例之和除以第1大股東持股比例作為股權(quán)制衡度的衡量指標(biāo)?？紤]到數(shù)據(jù)庫(kù)中的大股東比例數(shù)據(jù)只是名義上的股權(quán)比例，沒(méi)有考慮大股東之間可能存在的一致行動(dòng)人關(guān)系，以此為基礎(chǔ)來(lái)判斷公司的股權(quán)制衡度可能會(huì)存在偏差，因此本文參考吳紅軍和吳世農(nóng)[18]等的研究，手工收集大股東一致行動(dòng)人信息，調(diào)整第一大股東的持股比例，并計(jì)算出股權(quán)制衡度。（2）董事會(huì)規(guī)模（BS）。本文采用董事會(huì)人數(shù)作為董事會(huì)規(guī)模的衡量指標(biāo)。（3）董事會(huì)獨(dú)立性（IDP）。本文采用獨(dú)立董事的比例，即獨(dú)立董事人數(shù)除以董事會(huì)總?cè)藬?shù)作為董事會(huì)獨(dú)立性的衡量指標(biāo)。（4）兩職合一（Dual）。該指標(biāo)可表明最高管理者對(duì)董事會(huì)的控制狀況，本文為兩職合一變量設(shè)置虛擬變量，當(dāng)樣本公司的董事長(zhǎng)和總經(jīng)理為同一人時(shí)，取值為1，否則為0。

4.控制變量

根據(jù)已有研究，本文設(shè)置了如下控制變量：財(cái)務(wù)杠桿（Lev）、盈利能力（ROE）、成長(zhǎng)性（Growth）、公司規(guī)模（Size）、市凈率（Pb）、發(fā)行規(guī)模（RPRO），上述變量的含義以及計(jì)算方法見(jiàn)表1。

表1 研究變量一覽表

（三）模型設(shè)計(jì)

針對(duì)假設(shè)1，本文構(gòu)建Logit模型1進(jìn)行驗(yàn)證：

針對(duì)假設(shè)2a和假設(shè)2b，本文構(gòu)建Logit模型2和模型3進(jìn)行驗(yàn)證：

針對(duì)假設(shè)3a、3b、3c和3d，本文采用分組回歸的方式利用模型1進(jìn)行驗(yàn)證。

本文按股權(quán)制衡度（Z）的中位數(shù)將全樣本分為高股權(quán)制衡度組和低股權(quán)制衡度組，而董事會(huì)規(guī)模（BS）和董事會(huì)獨(dú)立性（IDP）方面，由于這2個(gè)變量樣本中位數(shù)落在9和1/3，而且大部分樣本董事會(huì)人數(shù)為9人，大部分樣本獨(dú)立董事占比為1/3，因此將董事會(huì)規(guī)模大于9的樣本作為高董事會(huì)規(guī)模樣本組，其余作為低董事會(huì)規(guī)模樣本組，將獨(dú)立董事占比大于1/3的樣本作為高董事會(huì)獨(dú)立性組，其余作為低獨(dú)立董事樣本組，兩職設(shè)置方面，按董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兩職是否合一將全樣本分為兩職合一組和兩職分離組，根據(jù)分組回歸的結(jié)果對(duì)假設(shè)進(jìn)行驗(yàn)證。

四、實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)分析

各變量的描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表2。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

由表2可知，管理層過(guò)度自信（Conf）的均值為0.210，說(shuō)明過(guò)度自信的樣本公司占到樣本總量的21%，過(guò)度自信的情況不是很普遍。公司治理的變量方面，股權(quán)制衡度（Z）的最大值為1.953，最小值為0.007，均值為0.363，說(shuō)明我國(guó)第一大股東的股權(quán)比例普遍較高，“一股獨(dú)大”的現(xiàn)象仍然比較明顯，且公司之間差異比較大。兩職合一（Dual）的均值為16.8%，說(shuō)明上市公司兩職分離的現(xiàn)象比較普遍，內(nèi)部職位的設(shè)置相對(duì)比較合理。董事會(huì)規(guī)模（BS）的均值為9.771，上市公司董事會(huì)人數(shù)大多集中在9人左右。董事會(huì)獨(dú)立性（IDP）的均值為34%，標(biāo)準(zhǔn)差僅為0.067，說(shuō)明上市公司董事會(huì)的獨(dú)立董事占比大部分還是在1/3左右。

為避免多重共線性影響，本文進(jìn)行了方差膨脹因子（VIF）診斷，結(jié)果顯示VIF均值為1.35，最大值為1.79，遠(yuǎn)小于10（表略），說(shuō)明各變量間不存在多重共線性問(wèn)題，可以用其進(jìn)行回歸分析。

（二）回歸結(jié)果分析

模型1、模型2、模型3的回歸結(jié)果見(jiàn)表3。

從模型1回歸結(jié)果可以看出，在控制了各控制變量后，管理層過(guò)度自信（Conf）和可轉(zhuǎn)債融資選擇（CB）的回歸系數(shù)為0.858，在5%的水平上顯著為正，表明在選擇可轉(zhuǎn)債與股權(quán)融資2種融資方式時(shí)，過(guò)度自信的管理層比非過(guò)度自信的管理層選擇發(fā)行可轉(zhuǎn)債的概率更高，驗(yàn)證了第一個(gè)假設(shè)，證明了過(guò)度自信的管理層對(duì)公司未來(lái)更為樂(lè)觀，對(duì)可轉(zhuǎn)債轉(zhuǎn)股可能性判斷更為樂(lè)觀，低估了可轉(zhuǎn)債風(fēng)險(xiǎn)，由于管理層不愿意與新股東分享公司未來(lái)經(jīng)營(yíng)成果，而可轉(zhuǎn)債會(huì)延遲這一過(guò)程因此其更傾向于發(fā)行可轉(zhuǎn)債；從模型2回歸結(jié)果看出，在控制相關(guān)變量后，股權(quán)制衡度（Z）與可轉(zhuǎn)債融資選擇（CB）的回歸系數(shù)為-0.662，在10%的顯著性水平上顯著為負(fù)；兩職合一（Dual）與可轉(zhuǎn)債融資選擇（CB）的回歸系數(shù)為1.108，在5%的顯著性水平上顯著為正?？梢?jiàn)，當(dāng)面對(duì)可轉(zhuǎn)債還是股權(quán)融資時(shí)，股權(quán)制衡度越低的公司選擇可轉(zhuǎn)債融資概率越高，由于大股東能夠通過(guò)發(fā)行可轉(zhuǎn)債延緩股權(quán)稀釋并降低股權(quán)稀釋的程度，獲取更多控制權(quán)收益，而股權(quán)制衡度越低的公司大股東獲取控制權(quán)收益的動(dòng)機(jī)越高，其他股東也更難以遏制大股東進(jìn)行可轉(zhuǎn)債融資的行為，因此更傾向于發(fā)行可轉(zhuǎn)債；模型3回歸結(jié)果表明當(dāng)選擇可轉(zhuǎn)債或股權(quán)融資時(shí)，董事長(zhǎng)和總經(jīng)理兩職合一的公司比兩職分離的公司選擇可轉(zhuǎn)債融資的概率更高，因?yàn)閮陕毢弦坏墓敬蠊蓶|更容易獲取控制權(quán)收益，且公司管理層更容易出現(xiàn)過(guò)度自信心理，從而傾向于發(fā)行可轉(zhuǎn)債，回歸結(jié)果證實(shí)了前文提出的2a、2b的假設(shè)。

表3 管理層過(guò)度自信、公司治理與可轉(zhuǎn)債融資選擇回歸結(jié)果

根據(jù)公司治理相關(guān)變量對(duì)管理層過(guò)度自信與可轉(zhuǎn)債融資選擇進(jìn)行分組回歸，結(jié)果見(jiàn)表4。

表4 公司治理、管理層過(guò)度自信與可轉(zhuǎn)債融資選擇回歸結(jié)果

由表4的股權(quán)制衡度（Z）分組回歸1和2的結(jié)果可以看出，在股權(quán)制衡度較高樣本中，管理層過(guò)度自信（Conf）和可轉(zhuǎn)債融資選擇（CB）回歸系數(shù)十分不顯著，而在股權(quán)制衡度較低的樣本組中，管理層過(guò)度自信（Conf）和可轉(zhuǎn)債融資選擇（CB）的回歸系數(shù)為1.409，在5%的水平上顯著為正，而且系數(shù)值也遠(yuǎn)大于高股權(quán)制衡度組，這意味著當(dāng)股權(quán)制衡度提高時(shí)，其他股東會(huì)有效加強(qiáng)對(duì)管理層的控制和監(jiān)督，抑制其過(guò)度自信心理導(dǎo)致的可轉(zhuǎn)債融資選擇傾向，從而弱化了管理層過(guò)度自信對(duì)可轉(zhuǎn)債融資選擇的正向影響，這驗(yàn)證了假設(shè)3a。

由表4的董事會(huì)規(guī)模（BS）分組回歸3和4的結(jié)果可以看出，在董事會(huì)規(guī)模較大的樣本組中，管理層過(guò)度自信（Conf）和可轉(zhuǎn)債融資選擇（CB）的回歸系數(shù)十分不顯著，而在董事會(huì)規(guī)模較小的樣本組中，管理層過(guò)度自信（Conf）和可轉(zhuǎn)債融資選擇（CB）的回歸系數(shù)為1.151，在5%的水平上顯著為正，而且系數(shù)值也遠(yuǎn)大于高董事會(huì)規(guī)模組，這意味著隨著董事會(huì)規(guī)模的增大，董事會(huì)能為公司融資決策提供更多的資源和專業(yè)知識(shí)，通過(guò)董事會(huì)成員之間的信息互補(bǔ)、資源共享，能形成更穩(wěn)健的融資決策，從而弱化了管理層過(guò)度自信對(duì)可轉(zhuǎn)債融資選擇的正向影響，這驗(yàn)證了假設(shè)3b。

由表4的董事會(huì)獨(dú)立性（IDP）分組回歸5和6的結(jié)果可以看出，在董事會(huì)獨(dú)立性較高的樣本組中，管理層過(guò)度自信（Conf）和可轉(zhuǎn)債融資選擇（CB）的回歸系數(shù)為1.323，在5%的水平上顯著為正，而在董事會(huì)獨(dú)立性較低的樣本組中，管理層過(guò)度自信（Conf）和可轉(zhuǎn)債融資選擇（CB）的回歸系數(shù)未能在10%的水平上顯著，而系數(shù)值方面，高董事會(huì)獨(dú)立性組還大于低董事會(huì)獨(dú)立性組，這說(shuō)明董事會(huì)獨(dú)立性未能有效抑制管理層過(guò)度自信對(duì)可轉(zhuǎn)債融資選擇的正向影響。假設(shè)3c未能得到驗(yàn)證，這可能是由于我國(guó)上市公司大多數(shù)只是為了滿足證監(jiān)會(huì)“上市公司董事會(huì)成員中獨(dú)立董事的比例不得少于1/3”的要求、應(yīng)付監(jiān)管等方面的考慮而設(shè)置獨(dú)立董事，獨(dú)立董事由于話語(yǔ)權(quán)較少等種種原因未能真正對(duì)公司的決策起到實(shí)質(zhì)影響，同時(shí)由于其任免和薪酬等由企業(yè)決定等原因也使其難以保持自身的獨(dú)立地位，從而未能對(duì)上市公司的融資決策起到有效的監(jiān)督作用。

由表4的兩職合一（Dual）分組回歸7和8的結(jié)果可以看出，在董事長(zhǎng)和總經(jīng)理兩職合一的樣本組和董事長(zhǎng)和總經(jīng)理兩職分離的樣本組，管理層過(guò)度自信（Conf）和可轉(zhuǎn)債融資選擇（CB）的回歸系數(shù)為2.441和0.637，均未能在10%水平上顯著。雖然董事長(zhǎng)和總經(jīng)理兩職合一樣本組的回歸系數(shù)遠(yuǎn)大于兩職分離組，但二者均未能在10%的水平上顯著，且顯著性差異不大，這說(shuō)明董事長(zhǎng)與總經(jīng)理的兩職分離的設(shè)置對(duì)抑制公司管理層過(guò)度自信對(duì)可轉(zhuǎn)債融資選擇的正向影響作用不夠明顯。這可能是由于我國(guó)上市公司董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兩職分離的設(shè)置不夠規(guī)范，兩職分離的效果還有待提高，部分上市公司可能僅存在表面上的“兩職分離”，未做到實(shí)質(zhì)上分離，導(dǎo)致該制度并未有效約束管理層的權(quán)力。管理層依然對(duì)企業(yè)融資決策有著較大的話語(yǔ)權(quán)，其過(guò)度自信的心理引發(fā)的非理性融資行為并未得到有效抑制，回歸的結(jié)果未能驗(yàn)證假設(shè)3d。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了驗(yàn)證研究結(jié)論的可靠性，本文分別使用有發(fā)行預(yù)案的樣本數(shù)據(jù)，用董事長(zhǎng)的個(gè)人特征衡量管理層過(guò)度自信，用“前十大股東中的其他大股東持股比例之和，除以第一大股東及其一致行動(dòng)人的持股比例之和”作為股權(quán)制衡度的替代指標(biāo)等進(jìn)行穩(wěn)健經(jīng)驗(yàn)，結(jié)果都依然穩(wěn)健。

五、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

研究結(jié)果表明：（1）相較于股權(quán)融資，過(guò)度自信的管理層比非過(guò)度自信的管理層選擇可轉(zhuǎn)債融資的概率更高，管理層過(guò)度自信心理會(huì)使其高估公司未來(lái)的股價(jià)增長(zhǎng)，高估可轉(zhuǎn)債轉(zhuǎn)股的可能性，從而低估可轉(zhuǎn)債的風(fēng)險(xiǎn)；（2）相較于股權(quán)融資，公司的股權(quán)制衡度越低，選擇發(fā)行可轉(zhuǎn)債的概率越高；董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兩職合一的公司比兩職分離的公司選擇可轉(zhuǎn)債融資的概率更高，當(dāng)公司的股權(quán)制衡度較低時(shí)，由于其他股東對(duì)大股東的股權(quán)制衡能力較低，難以遏制大股東希望通過(guò)發(fā)行可轉(zhuǎn)債來(lái)維持控制權(quán)，獲取控制權(quán)收益的傾向。當(dāng)公司的董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兩職合一時(shí)，董事會(huì)治理效果較差，大股東獲取控制權(quán)收益的行為不受限制，而且管理層的權(quán)力更大，過(guò)度自信心理更強(qiáng)，從而公司發(fā)行可轉(zhuǎn)債的可能性更大；（3）相較于股權(quán)融資，股權(quán)制衡度、董事會(huì)規(guī)模的提高，對(duì)管理層的控制和監(jiān)督就會(huì)加強(qiáng)，抑制其過(guò)度自信心理導(dǎo)致的可轉(zhuǎn)債融資傾向；董事會(huì)獨(dú)立性的提高無(wú)法弱化管理層過(guò)度自信對(duì)可轉(zhuǎn)債融資選擇的正向影響，董事長(zhǎng)和總經(jīng)理兩職分離的設(shè)置對(duì)管理層過(guò)度自信對(duì)可轉(zhuǎn)債融資選擇的正向影響的弱化作用不夠明顯。

（二）建議

基于上述結(jié)論，建議公司應(yīng)從管理層和公司治理機(jī)制兩方面建立相應(yīng)機(jī)制來(lái)抑制管理層過(guò)度自信心理導(dǎo)致的非理性融資決策：（1）管理層方面，在選擇聘任管理層時(shí)應(yīng)關(guān)注其個(gè)人素養(yǎng)（是否是過(guò)于冒險(xiǎn)）素質(zhì)，在考核體系中加入因決策失誤給公司造成損失的處罰措施，同時(shí)完善經(jīng)理人市場(chǎng)；（2）在公司治理方面，通過(guò)優(yōu)化公司股權(quán)結(jié)構(gòu)、適當(dāng)提高董事會(huì)規(guī)模、提升獨(dú)立董事的權(quán)力，使獨(dú)立董事有更多的話語(yǔ)權(quán)、加強(qiáng)兩職分離等公司治理措施，抑制管理層過(guò)度自信心理，避免非理性可轉(zhuǎn)債融資決策。