管理者群體過度自信對企業(yè)投資影響的實證研究

1、管理者群體過度自信對企業(yè)投資影響的實證研究【摘要】隨著公司行為理論的興起，基于管理者過度自信的公司投資決策研究正在成為一個重要的課題。 結(jié)合我國實際情況以及相關(guān)理論分析和實證調(diào)查，我們以2007 2008年為觀察期，以2006年為滯后一年,選取深滬兩市2006年12月31日之前上市的1042家非金融類A股上市公司作為研究樣本，研究管理者群 體過度自信對公司投資的影響，同時與高管個體的投資決策影響力進行比較，研究結(jié)論顯示：包括董事會 和所有高管人員在內(nèi)的管理者對公司投資決策的影響力較單獨的高管個體更強，管理者群體過度自信對投 資的影響較高管個體更為顯著和穩(wěn)定；管理者過度自信的公司具有較高的投資水

2、平；管理者過度自信的公 司具有較強的投資一一現(xiàn)金流敏感性；過度自信管理者的投資一現(xiàn)金流敏感度與公司所受融資約束程度存 在一定微弱的正相關(guān)關(guān)系。【關(guān)鍵詞】管理者；過度自信；投資；群體一、問題的提出投資是一項極為重要的公司財務(wù)活動，是公司成長的主要動因和未來現(xiàn)金流增長的重要基礎(chǔ)。然而，現(xiàn)實中投資過度或投資不足等投資扭曲現(xiàn)象經(jīng)常發(fā)生，如何有效防止投資扭曲問題的發(fā)生一直是現(xiàn)代企業(yè)財務(wù)理論研究的焦點?，F(xiàn)在主流研究多基于代理理論和信息不對稱理論出發(fā)進行解釋，這兩種理論均隱含“理性人”這一基本假設(shè)，忽視了決策者的個性特征，以心理學(xué)相關(guān)研究成果為基礎(chǔ)的行為財務(wù)理論認為，人類的行為決策不可能是完全理性的,現(xiàn)實中

3、人們特別是決策者往往存在過度自信心理，即過于相信自己的判斷能力，高估成功概率等，體現(xiàn)在投資決策中，會高估項目收益或低估風(fēng)險，從而對主觀效用產(chǎn)生扭曲判斷，進而對企業(yè)投資產(chǎn)生影響。由此，隨著行為財務(wù)理論的不斷發(fā)展，基于管理者過度自信的公司投資決策研究開始成為一個重要的課題。從現(xiàn)有研究來看，首次將過度自信引入到公司財務(wù)研究中來的是Roll(1986) ，Roll提出“自以為是假說”(Hubris Hypothesis)來解釋并購中收購方出價偏離行為，他認為傲慢自大的CEO會高估并購收益，因此會頻繁實施并購并且出價過高，從而造成并購過度支出現(xiàn)象。Heat on (2002)構(gòu)建了一個兩期決策模型分析了

4、管理者樂觀主義對企業(yè)投資扭曲的影響， 他指出樂觀的管理者一方面認為資本市場低估了公司風(fēng)險證券價值，不愿意利用外部融資投資于凈現(xiàn)值為正的項目，另一方面高估項目投資收益，在企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流充足的情況下，即便他們對股東忠誠也會投資于凈現(xiàn)值為負的項目。因此作者認為樂觀主義有利于增加投資與現(xiàn)金流之間的敏感性。基于Heaton的理論分析，Malmendier和Tate(2005)兩次運用實證方法進行研究發(fā)現(xiàn)，公司的投資決策對現(xiàn)金流的敏感程度與CEC過度自信密切相關(guān)，CEC越過度自信，公司投資對于現(xiàn)金流的敏感程度越強；在主要依靠權(quán)益融資的公司中，兩者關(guān)系更加顯著。這些實證結(jié)論支持了Heaton的理論分析。Gl

5、aser、Schafers 和Weber( 2008 )認為公司的投資決策并不是由單個CEO獨自決定的，因此將CEC的過度自信擴大為管理層的過度自信，選取德國公司為樣本研究其對投資決策的影響，同樣發(fā)現(xiàn)他們的過度自信對公司的投資一現(xiàn)金流敏感性有正向影響，并且在融資約束嚴(yán)重的公司中表現(xiàn)得尤為明顯，并對公司價值產(chǎn)生不利影響。 該研究還發(fā)現(xiàn)與單個的管理者樂觀程度相比，所有內(nèi)部人的樂觀程度對公司的投資行為更具解釋力。在國內(nèi)相關(guān)研究并不多見，郝穎、劉星、林朝南(2005)首次通過構(gòu)建模型對我國上市公司高管過度自信 (董事長、總經(jīng)理)與企業(yè)投資關(guān)系進行理論分析發(fā)現(xiàn)，高管的過度自 信與投資水平正相關(guān)，并且投資

6、的現(xiàn)金敏感性更高；過度自信高管人員投資的現(xiàn)金流敏感性與融資約束無關(guān)，而是隨股權(quán)融資數(shù)量的減少而上升。但是該文在構(gòu)建關(guān)系模型時，對資金來源只考慮了自由現(xiàn)金和股權(quán)融資，未考慮債務(wù)融資，可能會對理論分析和假設(shè)提出的準(zhǔn)確性產(chǎn)生一定影響；我國臺灣學(xué)者 Yueh-hsiang Lin , Shing-yang Hu 和 Ming-shen Chen(2005) 通過對臺灣公司數(shù)據(jù)進行研究同樣得到“高管過度自信的公司，其投資的現(xiàn)金敏感性更高” 的結(jié)論，但不同之處在于作者還發(fā)現(xiàn)過度自信高管人員投資的現(xiàn)金流敏感性與融資約束密切 相關(guān)，在融資約束程度高的公司(股權(quán)依賴型)，過度自信的影響更為顯著；王霞、張敏、于富

7、生(2008)選取2002-2004年上市公司為樣本進行研究發(fā)現(xiàn)，過度自信的管理者傾向于過度投資，并對融資活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流具有更高的敏感性，而過度投資與經(jīng)營活動產(chǎn)生的自由現(xiàn)金流之間的敏感性基本上不受管理者過度自信心理特征的影響，這與上述一些研究結(jié)論也不一致。此外，葉蓓、袁建國（2008）擴大了管理者范圍，在研究包含董事和經(jīng)理人員在 內(nèi)的管理層信心對企業(yè)投資及企業(yè)價值的影響時同樣發(fā)現(xiàn)，管理層過度自信對企業(yè)投資-現(xiàn)金流敏感度存在顯著正向影響，雖然在一定程度上支持了Glaser、Schafers和Weber（2008）的研究，但沒有針對不同融資約束情況進行檢驗。從上述研究可以看出，相對于國外研究而言

8、，我國現(xiàn)有研究尚未得出一致結(jié)論，并且 現(xiàn)有成果多從CEO或董事長個人過度自信的角度進行研究。雖然CEC或董事長是重要的決策個體，但是有不少研究，例如葉蓓、袁建國（2008）認為我國對于資本支出等重大公司事件一般普遍采用群體決策，同時，Wong（2004）通過實證研究發(fā)現(xiàn)，我國上市公司權(quán)力配置中，董事會的決策權(quán)最大，其次是高管人員，最后是股東大會，其影響因子分別為3. 62、3. 03和2. 67。葉蓓,袁建國經(jīng)理人過度自信、不對稱信息與企業(yè)投資決策J.財會月刊（理論）,2008, （11）:06-09.可以說，公司決策一般普遍體現(xiàn)為一種集體行為，董事會、經(jīng)理層共同對重大決 策負責(zé)。對于這一結(jié)論

9、，目前不少學(xué)者還頗有爭議，不少學(xué)者可能認為，群體決策僅是流于形式，雖然舉行會議對公司決策進行討論，但最終還是遵循“一把手”的意見，因此認為公司決策是“個體決策”。筆者并不這樣認為，即使存在上述問題，這同樣體現(xiàn)為是群體決策，只是在決策群體內(nèi)部不同個體的決策權(quán)力分配有 所不同而已，這是群體決策的常見問題，這并不能否定上市公司的“群體決策”行為。況且，隨著上市公 司管理機制不斷完善，“群體決策”在公司決策上的體現(xiàn)也會越來越明顯。因此擴大決策者范圍，研究決策群體過度自信程度對投資決策的影響更具有現(xiàn)實 意義。鑒于此，本文運用規(guī)范分析和實證分析相結(jié)合的方法，以現(xiàn)有理論分析為基礎(chǔ)，以20072008為研究窗

10、口，突破了以往單純從CEO或董事長個體決策者出發(fā)的角度，將管理者的范圍擴大為上市公司董事會和經(jīng)理層（總經(jīng)理、副總經(jīng)理、CFO所有高管人員），著力研究管理者群體過度自信情況及其對企業(yè)投資決策的影響。另外，針對目前關(guān)于高管個體（CEO過度自信與投資決策關(guān)系研究尚未達成一致的情況，便于比較管理者群體和高管個體的投資決策影響力，本文將在回歸分析中同時圍繞高管個體過度自信（具體指總經(jīng)理）對企業(yè)投資影響進行進一步檢驗，以期望通過兩種情況的比較得到進一步結(jié)論。二、研究設(shè)計（一）假設(shè)的提出通過前文對相關(guān)研究回顧可以看出，即使在不存在代理問題，并且資本市場完全有效的情況下，管理者過度自信這一非理性特征也會扭曲公

11、司投資決策，Heaton（2002）, Malme ndier and Tate（ 2005）等學(xué)者認為過度自信的管理者進行投資決策時，一方面會高估投資項目的現(xiàn)金流 （收益）或低估風(fēng)險，這會導(dǎo)致他們高估項目的凈現(xiàn)值NPV或者錯誤的將凈現(xiàn)值NPV小于0的項目估計為凈現(xiàn)值大于0的投資項目，從而造成投資過多。 基于此我們提出假設(shè)一：H1：管理者過度自信的公司具有較高的投資水平。另一方面，管理者過度自信，會高估公司的價值， 并且相信市場低估了他們公司發(fā)行的 股票或風(fēng)險證券的價值，高估融資成本，這樣當(dāng)需要為投資項目融資時，過度自信的管理者不愿發(fā)行股票或風(fēng)險證券進行外部融資，而是傾向使用內(nèi)部資金，從而對內(nèi)

12、部資金的依賴性增強，進而提高投資一現(xiàn)金流敏感性。即當(dāng)內(nèi)部資金不足時，他們可能選擇放棄凈現(xiàn)值大于0的項目，相應(yīng)的減少投資或造成投資不足；而當(dāng)內(nèi)部資金充足時，由于高估項目收益會造 成投資過多?；谏鲜龇治?，過度自信管理者的投資水平與內(nèi)部現(xiàn)金流高度正相關(guān)，并且這也得到國外實證結(jié)果的證實（如Malmendier and Tate （2005），鑒于此，我們提出假設(shè)二：H2：管理者過度自信的公司具有較強的投資一現(xiàn)金流敏感性。公司投資的資金一般有內(nèi)部資金和外部資金（債務(wù)和股權(quán)融資）兩個來源，有效資本市場中，內(nèi)外部資金成本無差異，然而市場并非完美的，內(nèi)外部資金不能完全替代，內(nèi)部資金更具有成本優(yōu)勢，企業(yè)存在外

13、部融資約束。在外部融資約束偏緊的情況下，內(nèi)外部資金成本差異過大，過度自信的管理者更不愿意外部籌資，會更加依賴內(nèi)部現(xiàn)金流投資，投資一現(xiàn)金流敏感性較高，在外部融資約束偏松的情況下，過度自信的管理者可能會忽視內(nèi)外部資金差 異，對內(nèi)部現(xiàn)金流投資顯得并不敏感，因此過度自信管理者的投資一現(xiàn)金流敏感性表現(xiàn)出與融資約束的強弱高度相關(guān)，并且這也得到了Malme ndier and Tate （2005）的證實。然而結(jié) 合我國實際情況，不少學(xué)者（如黃少安和張崗（ 2001）、施丹和黃國良（2005）等）認為我 國上市公司股權(quán)融資成本低于債權(quán)融資成本， 上市公司普遍存在股權(quán)融資偏好， 我國上市公 司外源融資約束水平

14、低，并且各公司間的差別不大?；谏鲜鲇懻撐覀兲岢黾僭O(shè)三：H3 :過度自信管理者的投資一現(xiàn)金流敏感性與融資約束無關(guān)。（二）樣本選取和數(shù)據(jù)來源本文在選擇樣本時， 以2007 2008年為觀察期，以2006年為滯后一年，收集了深滬兩 市2006年12月31日之前上市的1385家非金融類A股公司及其財務(wù)數(shù)據(jù)，為了保證數(shù)據(jù)的 有效性，消除異常樣本對研究結(jié)論的影響，對上述公司進行如下處理：（1）剔除被ST和PT的公司；（2）剔除相關(guān)財務(wù)數(shù)據(jù)缺失的公司。最后得到以2007 2008年為觀察期的1042家非金融類A股上市公司作為研究樣本，共涉及2084個觀測值。本文所使用的數(shù)據(jù)主要來源于國泰安數(shù)據(jù)庫、色諾芬數(shù)

15、據(jù)庫、中國證券監(jiān)督委員會披露的企業(yè)年報和第三季度季報，以及巨潮咨訊網(wǎng)、證券之星等網(wǎng)站。（三）變量界定1.管理者過度自信指標(biāo)界定本文設(shè)置虛擬變量 OC作為過度自信的替代變量，如果管理者過度自信，令OC=1鑒于下文回歸分析過程中涉及管理者群體過度自信與高管個體過度自信的比較研究，為了便于區(qū)分，我們令OC表示管理者群體（或管理層）過度自信，令OC表示高管個體過度自信。管理者過度自信的合理、準(zhǔn)確的度量一直是國內(nèi)外學(xué)者所面臨的一個難點，目前在衡量主要有以下七種度量方法（1）股票期權(quán)法；（2）消費者情緒指數(shù)法；（3）外界媒體評價法；（4） 企業(yè)景氣指數(shù)法；（5）薪酬比例法 Hayward和Hambrick

16、（1997）認為CEO相對于公司內(nèi)其他管理者的薪酬越高，CEO的控制力越強，越容易過度自信，因此，使用最高薪酬和次高薪酬比例來度量CEC過度自信。但是我國會計報告中僅披露前三名高管薪酬之和所有高管薪酬之和，因此姜付秀、張敏、陸正飛（2009）退而求其次提岀使用“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，該值越高，說明管理者越過度自信。他們認為假定前三位 高管為公司最高管理者（或團隊），而把所有高管視為一個團隊，該指標(biāo)也能在一定程度上反映出最高管理 者在整個管理團隊中的重要性，其與Hayward和Hambrick（1997）思想也是相符合的。； （ 6）持股數(shù)量變化法；（7）盈利預(yù)

17、測法盈利預(yù)測往往是管理層集體決策結(jié)果，并不能代表單個CEO自信程度，因此該方法是一種很好的衡量管理者群體過度自信情況的方法。其中前三種 是國外常用的度量過度自信的方法，但是我國股票期權(quán)激勵制度還不完善，實施股權(quán)激勵的上市公司還不多，同時也沒有研究機構(gòu)和數(shù)據(jù)庫統(tǒng)計相關(guān)指數(shù)以及與CEO有關(guān)的商業(yè)雜志報道，因此前三種方法早國內(nèi)并不適用。而第四種方法中的景氣指數(shù)是分行業(yè)發(fā)布的，沒有具體到每個企業(yè)，也很難應(yīng)用到實證研究中來。由此，后三種方法是目前尚可選擇的最優(yōu)方式，其中薪酬比例法僅能用來衡量高管個體過度自信，盈利預(yù)測法是一種很好的衡量管理者群體過度自信的方法，持股變化法可以用來度量群體和個體過度自信?？?/p>

18、慮到數(shù)據(jù)的易得性和我國的實際情況，本文首先選用盈利預(yù)測法衡量管理者群體過 度自信情況，按照證監(jiān)會的規(guī)定， 上市公司發(fā)生虧損或業(yè)績發(fā)生大幅變動，必須在第三季報中進行關(guān)于盈利預(yù)測的披露，我們對這些盈利預(yù)測信息進行統(tǒng)計，并且規(guī)定如果在觀察期內(nèi)，樣本公司至少一次盈利預(yù)測向上偏離（預(yù)測值 實際值），就將其界定為過度自信。 同時為了避免公司為發(fā)行股票而故意提高盈利預(yù)測的情況，剔除發(fā)布盈利預(yù)測12個月內(nèi)發(fā)行新股再融資的公司，最后得到過度自信樣本93家，涉及186個觀察值，樣本分布情況具體如表1所示。表1樣本分布情況表20072008合計2006.12.31日以前上市的 A股非金融類上市公司138513852

19、770剔除ST、PT以及數(shù)據(jù)不全樣本，得到總樣本104210422084樣本第三季報中具體發(fā)表盈利預(yù)測公司322257579至少有一次盈利預(yù)測向上偏離的樣本公司286694剔除12月內(nèi)發(fā)行新股的樣本公司101過度自信樣本276693在度量高管個體過度自信時，本文采用薪酬比例法，即借鑒姜付秀、張敏、陸正飛（2009）使用的方法，按照2007年和2008年“薪酬最高的前三名高管薪酬之和/所有高管薪酬之和”比值的平均值大小排序，認為比值較大的前1/2的樣本公司高管個體具有過度自信傾向。2 投資、內(nèi)部現(xiàn)金流及控制變量的界定本文所研究的投資主要是指財務(wù)管理中所討論的資本支出，但由于我國會計報表上沒有直接

20、的資本支出項，所以本文借鑒郝穎、文U星、林朝南（2005）的研究用本期固定資產(chǎn)原價、 工程物資與在建土程三項之和的增加值來度量資本支出，并用期末總資產(chǎn)對其進行標(biāo)準(zhǔn)化， 即厶I/K。對于內(nèi)部現(xiàn)金流指標(biāo)，目前主要有有兩種方式來衡量，一種是用凈利潤、折舊與遞延稅款的總和來表示，另一種是以現(xiàn)金流量表中經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額來表示。由于相對于經(jīng)營現(xiàn)金凈流量而言，凈利潤受會計方法的影響很大，具有很大的調(diào)整空間，造假的可能性很大，因此出于數(shù)據(jù)穩(wěn)健性和易得性的考慮，此處采用企業(yè)上期的經(jīng)營現(xiàn)金凈流量表示， 并用上期末總資產(chǎn)對其進行標(biāo)準(zhǔn)化，即CFL=CF/K為了檢驗投資一現(xiàn)金流敏感性，本文設(shè)置過度自信和內(nèi)部現(xiàn)

21、金流交叉變量（OC*CFL）。此外，根據(jù)相關(guān)文獻我們設(shè)置了一些控制變量：投資機會指標(biāo)（TBQ流通股市值+非流通股價值+賬面負債）/賬面資產(chǎn)總值）；投資機會與現(xiàn)金流交互變量（ TBQ*CFL Vigot認為該指標(biāo) 可以用來衡量投資效率，如果系數(shù)為負說明存在投資過度現(xiàn)象）；公司治理變量（CG,選用獨立董事所占比例作為代理變量 ）；資本結(jié)構(gòu)（DEBT；企業(yè)規(guī)模（SIZE，用期末總資產(chǎn)的自然 對數(shù)衡量）；行業(yè)虛擬變量（D,考慮到制造業(yè)資本性支出比重較大，我們將制造業(yè)取值為 1,其他行業(yè)取值為0。）；年度虛擬變量（Y,屬于2007年，設(shè)為1，否則為0）。三、實證分析（一）描述性統(tǒng)計分析本文研究的重點為管

22、理者群體過度自信情況及其對投資的影響，高管個體過度自信對投資的影響作為對比參照將在下文回歸分析中進行，因此出于必要性和文章篇幅的限制，此處僅通過描述性統(tǒng)計分析對我國上市公司管理者群體過度自信情況和主要相關(guān)變量有個初步 整體的了解。我們首先按照管理者群體過度自信指標(biāo)OC將樣本公司劃分為三類，即過度自信類（OC=1）、非過度自信類（OC=0）和全部混合樣本，然后使進行描述性統(tǒng)計分析，具體 統(tǒng)計結(jié)果如表2所示。從表2的統(tǒng)計結(jié)果可以看出， 過度自信類樣本觀測值為 186,約占總體樣本觀測值 2084 的9%左右，說明我國上市公司中存在管理者過度自信的情況。過度自信類樣本的投資增加 值厶I/K的均值為0

23、.0530，最大值為0.6042、最小值為-0.2337，其中最大值與非過度自信 類樣本基本相近，其均值和最小值均顯著高于非過度自信類樣本的投資增加值均值0.0259和最小值-1.9885，分別高出104.63%和88.25%，以上統(tǒng)計結(jié)果表明，我國上市公司中存在 管理者群體過度自信的現(xiàn)象，并且管理層過度自信的公司相對于其他公司而言，其投資規(guī)模和水平較高，這基本與我們前文的理論分析相一致。此外，從過度自信類和非過度自信類公司的其他控制變量的比較可以看出，現(xiàn)金流CFL、托賓Q值、資產(chǎn)負債率 DEBT公司規(guī)模SIZE和獨立董事所占比例 CG等變量的均值、最大 值、最小值和標(biāo)準(zhǔn)差差別不大，說明在這兩

24、類樣本中影響投資支出的現(xiàn)金流、投資機會、資本結(jié)構(gòu)和公司治理變量等因素沒有顯著區(qū)別，而統(tǒng)計結(jié)果表明過度自信類的投資水平較高， 這基本初步驗證了前文的分析，至于管理者群體過度自信指標(biāo)與公司投資的準(zhǔn)確關(guān)系還有待 進一步檢驗。表2管理者群體過度自信描述性統(tǒng)計分析表統(tǒng)計量OC I/KCFLTBQDEBTSIZECG均值Mea n10.05300.05281.70010.529021.45170.356700.02590.05801.71830.491221.70620.3592全部0.02830.0576P 1.71670.494621.6835P 0.3589最大值10.60420.38006.765

25、40.916424.88700.4545Maximum00.79880.458411.31511.076327.34630.6000全部0.79880.458411.31511.076327.34630.6000取小值Minimum1-0.2337-0.1802P 0.81900.082819.6794P 0.25000-1.9885-0.36300.69700.009118.59230.1429全部-1.9885-0.36300.69700.009118.59230.1429標(biāo)準(zhǔn)差Std.Deviati on10.09710.07770.96450.16401.038910.037600.1

26、0900.08100.98670.17621.1300P 0.0492全部0.10830.08070.98460.17541.12430.0483樣本量N118601898全部2084（二）總體樣本的回歸分析表3共列示了 2個模型的回歸結(jié)果，其中：模型1為對管理者群體過度自信的回歸檢驗，模型2為對高管個體過度自信的回歸檢驗。通過觀察可知，兩個模型總體線性關(guān)系顯著，并且所有自變量的方差膨脹因子VIF均控制在5以內(nèi)，遠小于10，這說明各自變量并不存在嚴(yán)重的多重共線性問題（經(jīng)驗認為VIF大于10可能存在嚴(yán)重多重共線性問題）。從模型1可以看出，過度自信指標(biāo)（0C）和投資一現(xiàn)金流敏感性指標(biāo)（ OG*CF

27、L）均在 5%水平上顯著為正，說明過度自信呢管理者具有較高的投資水平和較高的投資一現(xiàn)金流敏感 性，假設(shè)一和假設(shè)二得證。然而觀察模型2發(fā)現(xiàn)，高管個體過度自信（0G）的系數(shù)為負，但并未通過顯著性檢驗， 說明高管個體過度自信對投資可能有負面影響，但影響力并不大；過度自信和現(xiàn)金流交叉項（OC*CFL）的系數(shù)為正，同樣不顯著，這說明過度自信的高管個體與非過度自信的高管個 體相比，并不具有較強的投資一現(xiàn)金流敏感性，即投資對現(xiàn)金流的依賴程度不高；進一步對比發(fā)現(xiàn)，在兩模型中，各控制變量的系數(shù)正負方向一致并且在顯著性方面表現(xiàn)一致，這說明各控制變量對投資的影響方向和影響力度并不存在差別，但管理者群體過度自信對投資

28、的影響要比高管個體過度自信顯著，并且從F檢驗值、可決系數(shù) R2和DW值來看模型1要優(yōu)于模型2,這意味著包括董事會和所有高管人員在內(nèi)的管理者過度自信對公司投資的影響力較單 純的高管個體更為顯著， 同時證實了我國上市公司中群體決策現(xiàn)象。鑒于此，后續(xù)的討論分析以及下文的研究均以管理者群體過度自信指標(biāo)進行，不再對高管個體過度自信進行過多的闡述。表3總體樣本回歸分析結(jié)果模型1-管理者群體過度自信（OG)VIF模型2-系數(shù)-高管個體過度自信（OG)VIF系數(shù)T值P值T值P值a 0-0.427*-8.800.000-0.411*-8.520.000OC0.019*2.510.0121.49-0.002-0.

29、2960.7671.55OC*CFL0.186*2.190.0281.560.0280.580.5642.36CFL0.166*3.720.0003.590.168*3.650.0004.14TBQ0.017*4.350.0002.350.017*4.250.0002.35TBQ*CFL-0.032*-1.790.0734.53-0.032*-1.710.0874.55CG0.0290.660.5091.010.0240.550.5791.01DEBT0.060*3.500.0011.220.064*3.740.0001.22SIZE0.017*7.900.0001.180.016*7.470

30、.0001.19D0.011*2.270.0241.020.012*2.450.0141.02Y0.016*2.600.0091.390.016*2.540.0111.39觀測值NF值A(chǔ)dj-R 2D-Wf直觀測值NF值A(chǔ)dj-R 2D-W直208414.440.0611.97208412.800.0531.96注釋：*表示在1%水平顯著,*表示在5%水平顯著，*表示在10%水平顯著。（三）基于不同融資約束的回歸分析為了考察在不同融資約束程度下管理者過度自信對投資的影響，我們將根據(jù)樣本公司 所受的融資約束程度將其劃分為融資約束高、中、低三組，并分別進行實證分析。目前，衡 量企業(yè)所受融資約束程度

31、的變量主要有公司債務(wù)等級、公司商業(yè)票據(jù)等級、KZ指數(shù)、股利支付率和公司規(guī)模等五種。其中前三種在我國還缺少相應(yīng)的數(shù)據(jù)，而我國上市公司股利支付率普遍較低，難以應(yīng)用，因此國內(nèi)學(xué)者主要采用公司規(guī)模作為融資約束的分類標(biāo)準(zhǔn)。即將全部樣本公司按照2007和2008年平均資產(chǎn)規(guī)模進行由低到高排序，并進行三等分，分別劃分為融資約束高（347個樣本、694個觀測值）、中（348個樣本、696個觀測值）、低（347個樣本、694個觀測值）三組，并分別用各組樣本對回歸模型進行估計，具體分析結(jié)果如表4所示。表4不同融資約束下管理者過度自信對投資影響的回歸結(jié)果變量高融資約束 中低-0.485*-0.822*-0.660*

32、a 0(-3.29 )(-3.58 )(-2.98 )OC-0.005(-0.44 )0.023(1.58 )0.059*(3.46 )OG*CFL0.190*(1.84 )0.423*(2.38 )0.001(0.007 )CFL0.050(0.71 )0.016(0.17 )0.351*(3.31 )TBQ0.007*(1.73 )0.017*(3.31 )0.033*(2.74 )TBQ*CFL-0.002(-0.10 )0.031(0.66 )-0.101*(-2.04 )CG-0.026(-0.39 )0.078(1.21 )0.040(0.45 )DEBT0.035*(1.91 )

33、0.040*(2.03 )0.130*(2.68 )SIZE0.023*(3.25 )0.035*(3.29 )0.023*(2.90 )D0.020*(3.17 )-0.003(-0.54 )0.014(1.28 )Y0.007(0.89 )0.014*(1.98 )0.030*(1.86 )觀測值N694696694F3.596.674.822Adj-R0.0400.0750.052D-W1.962.092.05注釋：*表示在1%水平顯著，*表示在5%水平顯著，*表示在10%水平上顯著；括號內(nèi)為 t 檢驗值（雙尾檢驗）。從表4可知，投資一現(xiàn)金流敏感度指標(biāo)OG*CFL在上述三組樣本中的系數(shù)均

34、為正，但是在融資約束低的一組中未通過顯著性檢驗，而在融資約束高、中兩組中分別通過顯著性檢驗，這說明低融資約束組較高融資約束組而言，過度自信管理者的投資決策對現(xiàn)金流的依賴度較低，即在低融資約束的樣本公司中，過度自信管理者的投資一現(xiàn)金流敏感度較低，在中、高融資約束的樣本公司中，過度自信管理者的投資一現(xiàn)金流敏感度較高，從這個角度來說，似乎可以得出與前文假設(shè)三相反的結(jié)論，即過度自信管理者的投資一現(xiàn)金流敏感度與融資約束正相關(guān)；但是進一步觀察融資約束高、中兩組的回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，OG*CFL的系數(shù)分別在10%和5%水平上顯著，這意味著融資約束中間組較融資約束高組而言，其過度自信管理者的投 資一現(xiàn)金流敏感度更高

35、， 從這兩組結(jié)果的比較來看，過度自信管理者的投資一現(xiàn)金流敏感度并非與融資約束程度高低嚴(yán)格正相關(guān)，但也并非如前文假設(shè)所描述的那樣無關(guān)，而是存在比較微弱的正相關(guān)關(guān)系。由此，前文提出的假設(shè)三并未得到驗證。究其原因，我國上市公司雖然普遍存在股權(quán)融資偏好，外部融資約束相對較低，但并非所有上市公司的外部融資約束都處于一個相當(dāng)?shù)乃?，可能對于大部分公司而言外部融資約束水平基本一致，沒有明顯的高低界限，而僅有少部分公司其融資約束可能絕對偏松，在這一少部分約束絕對偏松的公司中，過度自信的管理者相對更加容易忽視內(nèi)外部融資成本差異，更加傾向通過股權(quán)融資方式籌集資金以支持投資，從而更大程度的減少對內(nèi)部現(xiàn)金流的依賴，表

36、現(xiàn)出極低的投資一現(xiàn)金流敏感性。由此，從整體上看，過度自信管理者的投資一現(xiàn)金流敏感度與融資約束程度高低表現(xiàn) 出比較微弱的正相關(guān)關(guān)系。四、穩(wěn)健性檢驗為了考察前述結(jié)論是否受過度自信指標(biāo)度量方式的影響，保證結(jié)論的穩(wěn)健性，我們另外分別選用管理者群體和高管個體持股總數(shù)量是否變化來衡量管理者群體和高管個體過度自 信情況，并重新對前文假設(shè)進行穩(wěn)健檢驗。我國公司法規(guī)定企業(yè)管理人員所持股份不能自由交易，公司高管無法通過賣空股票來 對沖風(fēng)險，因此持股的管理者將過度地暴露在公司的特定風(fēng)險之中。在此情況下，除非是管理者對公司經(jīng)營前景充滿信心，否則他們也不會在樣本期間主動增持股票?；谶@樣的分析我們認為如果在年內(nèi)剔出紅股

37、、業(yè)績股等非自愿因素后，管理者持股總數(shù)量增加， 那么企業(yè)管理者就具有過度自信傾向。鑒于此，我們以前文篩選的2007-2008年1042家上市公司所涉及的2084個觀測值作為研究樣本，出于謹(jǐn)慎性考慮，我們將包括董事會和所有高管在內(nèi) 的管理者群體持股比例連續(xù)兩年增加的公司確定為管理者群體過度自信樣本（OC=1），共27家樣本54個觀測值。由于紅股和業(yè)績股的派發(fā)不會影響原股東持股比例，因此出于簡便的考慮，為了排除紅股和業(yè)績股等非自 愿因素的影響，此處直接采用持股比例變化來度量過度自信情況。另外，為了考察高管個體過度自信情況，我們按照同樣的原理將總經(jīng) 理（或CEO持股比例連續(xù)兩年增加的公司確定為高管個

38、體過度自信樣本，共16個觀測值。此處考慮到采用持股總量變化法篩選出的管理者群體過度自信樣本相對較少，為了保 證不同融資約束組內(nèi)包含充分的過度自信樣本，我們根據(jù)樣本公司平均資產(chǎn)規(guī)模的大小將總樣本劃分為融資約束程度高和融資約束程度低的兩組。分別進行總體回歸分析和基于不同融資約束的回歸分析，實證結(jié)論基本保持不變，限于篇幅此處不再對回歸結(jié)果進行列示。五、結(jié)論本文采用規(guī)范研究和實證研究相結(jié)合的方式，以20072008年為觀察期，以2006年為滯后一年，選取深滬兩市2006年12月31日之前上市的1042家非金融類A股上市公司作為 研究樣本，探討管理者過度自信對公司投資的影響。通過研究發(fā)現(xiàn)：包括董事會和所

39、有高管人員在內(nèi)的管理者對公司投資決策的影響力較單獨的高管個體更強，管理者群體過度自信對投資的影響較高管個體更為顯著和穩(wěn)定；管理者過度自信的公司具有較高的投資水平；管理者過度自信的公司具有較強的投資一一現(xiàn)金流敏感性；過度自信管理者的投資一現(xiàn)金流敏感度并非與公司所受融資約束程度無關(guān)，也并非嚴(yán)格正相關(guān)而是存在一定微弱的正相關(guān)關(guān)系。以上這些結(jié)論的得出充分證實了管理者群體過度自信這一心理偏差對公司投資存在顯 著影響，提醒我們不應(yīng)單純強調(diào)通過完善公司治理結(jié)構(gòu)，使用激勵機制防止投資過度等扭曲現(xiàn)象的發(fā)生，而是應(yīng)該區(qū)分公司的具體情況，關(guān)注管理者過度自信等非理性心理對投資的影響，通過研究掌握管理者過度自信的影響因

40、素，制定有效的引導(dǎo)措施， 同時在管理者過度自信的公司中考慮吸引非自信類管理者加入，防止和中和過度自信對公司帶來的不良影響。本文的主要貢獻在于充分考慮我國上市公司可能存在群體決策現(xiàn)象，突破了以往研究單純從CEO等高管個體過度自信的角度，擴大了管理者的范圍， 將管理者界定為包括董事會和所有高管人員在內(nèi)的決策群體，并深入研究其過度自信對投資的影響，并得出進一步有益的結(jié)論，這不僅拓展了行為公司財務(wù)理論研究成果，而且有助于揭示我國上市公司管理者過度自信心理與投資行為的潛在聯(lián)系，對今后上市公司合理制定投資決策和治理投資扭曲行為具有重要意義?！緟⒖嘉墨I】1 Roll,Richard.The Hubris H

41、ypothesis of Corporate Takeovers J. Journal ofBusi ness,1986,(59):197-216.2 De nnisDittrich ,Werner Guth ,Boris Maciejovsky.Overc on fide neeinin vestme nt decisi on s:a n experime ntal approachJ.Work ing paper,2001.3 Odea nTerran ce.DoIn vestors Trade Too Much?J.America n Econo micReview,2002,(89):

42、 1279-1298.4 Heato n J.B., Man agerial Optimism and Corporate Finan ceJ. Finan eialMa nageme nt ,2002,(Summer):33-45.5 Ulrike Malme ndier,Geoffrey Tate. CEO Overc on fide nee and CorporateIn vestme ntJ. The Journal of Finan ce,2005,(6):2661-2670.Glaser M, Schafers P,Weber M. Managerial Optimism and

43、Corporate Investment : Is the CEO Alone Responsible for the Relation? R.Mannheim: Mannheim University，2008.7 OliverB R.The Impact of Man ageme nt Con fide neeon CapitalStructureZ.Worki ngPaper Series in Finance no .05-05 ， Australia nNati onalUni versity .8 UlrikeMalme ndier,Geoffrey Tate. Does Over

44、con fide neeAffect CorporateIn vestme nt?CEO Overc on fide neeMeasures RevisitedJ.Europea nFinan cialManagement, 2005,(11):649- 659.9 Ra yna Brow n, Neal Sarma.CEO overc on fide nce,CEOdominance and corporateacquisiti on sJ.Jo urnal of Economics and Busin ess,2007 , (5462):1-22.10 Be n-David I., J.

45、R. Graham , C. R. Harvey. Man agerial overc on fide nee and corporate policiesJ. Work ing Paper, 2006.11 Yueh-hsia ng Lin, Shin g-ya ng Hu, Min g-she n Chen. Man agerial optimism andcorporate investment: Someempirical evidenee from TaiwanJ.Pacific-BasinFinanceJournal, 2005,(13):523-546.12 Wo ng,Sonj

46、a Opper. Shareholdi ng structure,depoliticizatio n and firm performance:Lessons from China ' s listed finnsJ.Economics of Tran sition ,2004,(12):29-66.13 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(xué),2005,(5):142-148.14 葉蓓,袁建國.管理者信心、企業(yè)投資與企業(yè)價值：基于我國上市公司的經(jīng)驗證據(jù) J. 中國軟科學(xué),2008,(2):97-108.15 王霞，張敏，于富生.管理者過

47、度自信與企業(yè)投資行為異化一一來自我國證券市場的經(jīng)驗證據(jù)J.南開管理評論,2008,(2):77-83.16 余明桂，夏新平，鄒振松.管理者過度自信與企業(yè)激進負債行為J.管理世界(月刊),2006,(8):104-112。17 葉蓓,袁建國.經(jīng)理人過度自信、不對稱信息與企業(yè)投資決策J. 財會月刊(理論),2008, (11):06-09.18 馬慶魁，姬美光.管理者過度自信對企業(yè)財務(wù)決策的影響J.當(dāng)代經(jīng) 濟,2008,(11):74-75.19 程仲鳴，夏銀桂.委托代理視角下公司投資理論與實證述評現(xiàn)代管理科學(xué)J.2009,(3): 78-80.20 何金耿，丁加華.上市公司投資決策行為的實證分析

48、J.證券市場導(dǎo)報,2001, (9):44-47.真實誘導(dǎo)報酬方案根本弊端的實驗研究孫玉甫劉小雨王晉玥明李欣悅王亞寧(天津商業(yè)大學(xué) 天津300134 ;河北金誠會計師事務(wù)所有限公司廊坊065000)【摘要】自克服預(yù)算松弛的真實誘導(dǎo)報酬方案提岀以后，弓I發(fā)了研究熱潮。實驗研究普遍證明了其有效 性，但實際應(yīng)用的案例研究卻發(fā)現(xiàn)了該方案(包括其改進后的聯(lián)合確定基數(shù)法)在克服預(yù)算松弛的同時會 導(dǎo)致負面影響，甚至與方案的本意背道而馳。究其根源，是方案設(shè)計時隱含的假設(shè)一一預(yù)算下級可以預(yù)知 自己能夠完成的任務(wù)指標(biāo)一一不符合實際。為了進一步證明該假設(shè)的錯誤，本文從理論和實驗研究兩個方 面證明預(yù)算下級無法事先確切

49、預(yù)見到自己可以完成的預(yù)算指標(biāo)任務(wù)，而只能確定一個范圍，從而為建立新 的預(yù)算報酬方案提供了基礎(chǔ)?！娟P(guān)鍵詞】預(yù)算管理預(yù)算松弛真實誘導(dǎo)報酬方案A research on fundamental shortcomings of the real-inducedreward planSun Yufu, Liu Xiaoyu, Wang Jinyueming, Li Xinyue ,Wang YaningTianjin University of Commerce, Tianjin 300134; Hebei Jincheng Certified Public Accountants, Langfang

50、065000【Abstract 】Since the introduction of the truth-induced pay scheme which can overcome the budgetary slack,it has triggered a great boom of research. The effectiveness of the real-induced pay scheme has been generally demonstrated by experiments and researches , however, it is found that in the

51、practical application of case studies, this program(including improved combined defining base quota)will leads to negative effects while overcoming the budget slack, sometimes it even run counter to the original intentions. Trace to the source, it is the assumption implicated in the program design -

52、that the lower budget can predict their target to complete the task - is not realistic. To prove the hypothesis wrong in further, this article demonstrates that lower budget cannot predicts their targets that can be completed exactly ahead of time in both theoretical and experimental studies, and th

53、e prediction could only be determined in a range, so as to provide a basis to create new budget reward program.【Key words 】 Budget management, Budgetary slack, Truth-induced pay scheme一、真實誘導(dǎo)報酬方案應(yīng)用效果的已有研究預(yù)算管理不僅能夠優(yōu)化企業(yè)的資源配置，全方位地調(diào)動企業(yè)各個層面員工的積極性，而且還要作為企業(yè)內(nèi)部控制的有效手段來發(fā)揮作用，從而全面提升企業(yè)的績效。實施預(yù)算管理的核心是選擇預(yù)算制定方式。在多種預(yù)算制

54、定方式中，參與式預(yù)算成為研究和采用較多的 一種預(yù)算方式。因為參與是普遍承認的能夠提高組織和個體績效的管理方法；但是參與和績效相關(guān)性的實證研究結(jié)論又存在著相當(dāng)程度的沖突1。也就是說，參與式預(yù)算一方面可以在 本文是以下課題的研究成果： 國家級第六批高等學(xué)校特色專業(yè)建設(shè)， 課題編號：TS11882,研究期限2010 年5月-2012年12月；天津市普通高等學(xué)校品牌專業(yè)建設(shè)，課題編號：2010年度第147號，研究期限2010年5月-2012年12月。并得到天津商業(yè)大學(xué)大學(xué)生訓(xùn)練計劃 (SRT)項目的支持，項目編號2010012和2011069。一定程度上調(diào)動員工的積極性，使管理層了解更多的信息，使預(yù)算更加符合實際； 但又在一定程度上為預(yù)算松弛造就了制度基礎(chǔ)2。為了克服預(yù)算松弛，Weitzman在借鑒前人研究的基礎(chǔ)上提出了真實誘導(dǎo)報酬方案的預(yù) 算激勵制度3。真實誘導(dǎo)報酬方案是一種能夠誘使預(yù)算下級提供預(yù)算目標(biāo)實現(xiàn)情況真實信息 的報酬制度，其具體形式為：/ a(xo-xi)+ b(x-x o)x>xo 時Y=A+ 彳- a(xo-xi)+ c(x-x o)x<xo 時其中：Y代表預(yù)算下級所得