高管過度自信對企業(yè)權(quán)益資本成本的影響

姚越晟

【摘要】本文以我國2015年滬深1167家上市公司為樣本，通過實(shí)證分析檢驗(yàn)了企業(yè)管理者過度自信與企業(yè)權(quán)益資本成本之間的關(guān)系。通過整體回歸我們發(fā)現(xiàn)高管過度自信與企業(yè)的權(quán)益資本成存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。

【關(guān)鍵詞】高管過度自信；權(quán)益資本成本；過度投資

一、引言

目前，學(xué)術(shù)界關(guān)于管理者過度自信對公司投資行為的影響幾乎一致，管理者的過度自信往往使管理者高估投資收益而忽視投資風(fēng)險(xiǎn)，從而導(dǎo)致投資決策失誤，例如過度投資、投資不足、投資短視行為、盲目并購、盲目多元化等。此外，還有學(xué)者認(rèn)為由于過度自信的管理者容易誤以為股票市場低估了公司的內(nèi)在價(jià)值，將導(dǎo)致非理性的投融資行為，在這種情況下，投資者會(huì)要求更高的風(fēng)險(xiǎn)回報(bào)，從而使權(quán)益資本成本增加。

基于已有的研究成果，我們產(chǎn)生了一個(gè)問題，由于中國的企業(yè)相較于西方國家具有較強(qiáng)的特殊性，無論從企業(yè)性質(zhì)還是企業(yè)經(jīng)營目標(biāo)上，中國所獨(dú)有的國有企業(yè)與非國有企業(yè)之間存在著很大的不同，那么國企與非國企之間管理者過度自信是否對企業(yè)權(quán)益資本成本產(chǎn)生了不同的影響？為了驗(yàn)證這一問題，本文擬通過實(shí)證檢驗(yàn)管理者過度自信對權(quán)益資本成本的影響。文章余下部分安排如下：第二部分是研究設(shè)計(jì)，第三部分是實(shí)證結(jié)果，第四部分是結(jié)論。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本來源

本文的樣本來自深市2011年之前已經(jīng)上市的公司上市公司，剔除了金融類、ST、PT類公司，金融類的分類是按照CSMAR數(shù)據(jù)庫中的老行業(yè)分類中金融類進(jìn)行剔除。本文在樣本選取過程中剔除了數(shù)據(jù)不完備（數(shù)據(jù)空缺）的公司以及凈資產(chǎn)為負(fù)值的公司。此外學(xué)習(xí)其他文獻(xiàn)數(shù)據(jù)篩選的經(jīng)驗(yàn)，我們剔除了ROE超過100%的數(shù)據(jù)和顯著為負(fù)（小于-50%）的數(shù)據(jù)。對保留的數(shù)據(jù)做了異常值處理，剔除每個(gè)指標(biāo)在平均值加減3倍的標(biāo)準(zhǔn)差之外的數(shù)據(jù)，即X±2*RE（Xi））。最后我們得到了2015年1167個(gè)公司樣本。

（二）變量界定

1.因變量界定

公司金融中認(rèn)為，股票的期望收益率就是公司的權(quán)益資本成本。理論上，可以用資本資產(chǎn)定價(jià)模型CAPM、套利定價(jià)法APT、股利貼現(xiàn)模型DDM來估計(jì)必要收益率。

其中，資本資產(chǎn)定價(jià)模型CAPM形式為：Ri=Rf+βi（Rm-Rf），其中Rm表示市場組合的收益率，Rf表示無風(fēng)險(xiǎn)收益率，βi系數(shù)反映股票收益率變化對市場指數(shù)收益率變化的敏感度。由于本文主要研究目的是研究管理者過度自信對股權(quán)資本成本的影響因素，而CAPM法在計(jì)算股權(quán)資本成本時(shí)只是考慮到了企業(yè)的系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)，沒有考慮其他影響股權(quán)資本成本的因素，因此CAPM法不適合本研究。

對套利定價(jià)模型APT，其形式為：，表示無風(fēng)險(xiǎn)收益率，表示i證券收益率對j因素的敏感程度，也成為因素敏感度。在理論上，APT模型是完美的，其理論基礎(chǔ)是一項(xiàng)資產(chǎn)的價(jià)格是由不同因素驅(qū)動(dòng)，但是由于它沒有給出都是哪些因素驅(qū)動(dòng)資產(chǎn)價(jià)格，沒有確定統(tǒng)一的風(fēng)險(xiǎn)因子體系，其應(yīng)用還存在很多缺陷。

對套利定價(jià)模型APT，其形式為：Ri=Rf+bi1F1+bi2F2+…+bikFk，Rf表示無風(fēng)險(xiǎn)收益率，bij表示i證券收益率對j因素的敏感程度，也成為因素敏感度。在理論上，APT模型是完美的，其理論基礎(chǔ)是一項(xiàng)資產(chǎn)的價(jià)格是由不同因素驅(qū)動(dòng)，但是由于它沒有給出都是哪些因素驅(qū)動(dòng)資產(chǎn)價(jià)格，沒有確定統(tǒng)一的風(fēng)險(xiǎn)因子體系，其應(yīng)用還存在很多缺陷。

對股利貼現(xiàn)模型DDM，其形式為r=Div/p+g，其中P是股票的每股價(jià)格，Div是下一年股東將收到的每股股利，g是每股股利的固定年增長率。如果用折現(xiàn)率r來表示權(quán)益資本成本，關(guān)鍵在于估算出股利增長率。然而，學(xué)術(shù)界認(rèn)為現(xiàn)存的估算g的方法存在很多的誤差，因而對于DDM模型僅應(yīng)用于提供重要的直覺判斷，在實(shí)踐中的應(yīng)用持批判態(tài)度。

綜上所述，我們根據(jù)股權(quán)資本成本的定義，即股東對企業(yè)投資所要求的回報(bào)率，股利回報(bào)率可以被認(rèn)為企業(yè)的股權(quán)資本成本，由于股利已經(jīng)包含了可能影響企業(yè)股權(quán)資本成本的各個(gè)因素，所以選擇股利回報(bào)率計(jì)算上市公司的股權(quán)資本成本是合理的。然而，由于我國派發(fā)股利的上市公司相對較少，為了數(shù)據(jù)的充分性，我們擬采用股票收益率即股票收益與股價(jià)的比值，亦即市盈率的倒數(shù)來表示權(quán)益資本成本。

2.自變量界定

（1）管理者過度自信

本文采用CEO的相對薪酬差距比例來衡量管理者過度自信，已有研究表明，CEO相對于公司內(nèi)其他管理者的薪酬越高，說明CEO的地位越高，也就越易過度自信，越自信的管理者，他的控制力也越強(qiáng)。此外，我們考慮到國有控股上市公司的董事會(huì)也是由國家控股人所委托的代理人組成的，沒有實(shí)際的控股權(quán)，因此我們將國有控股公司的董事會(huì)成員也算作高管。用高管前三名薪酬除以總體高管薪酬作為相對薪酬差距的計(jì)算指標(biāo)。

（2）過度投資

此外，以往的研究幾乎都認(rèn)同管理者的過度自信往往會(huì)使管理者高估投資收益而忽視風(fēng)險(xiǎn)，從而導(dǎo)致諸如盲目并購，過度投資等非理性行為。根據(jù)本文假設(shè)，過度投資將增加投資和融資現(xiàn)金流之間的敏感性并導(dǎo)致激進(jìn)的融資，使得企業(yè)的權(quán)益資本成本增加。因此本文將過度投資變量加入模型作為控制變量。

3.控制變量選取

以往的研究中積累了大量關(guān)于權(quán)益資本成本影響因素的成果，本文在分析管理者過度自信與權(quán)益資本成本關(guān)系時(shí)需要控制這些因素的影響。

（1）市場風(fēng)險(xiǎn)

股票的β系數(shù)，在資本資產(chǎn)定價(jià)模型中被表述為證券市場特征線的斜率，用以度量一項(xiàng)資產(chǎn)相對于總體資產(chǎn)波動(dòng)性的系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)，又稱為股票市場的系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)系數(shù)。其計(jì)算公式為：

βi=cov（rm，ri）/δ2m

其中：cov（rm，ri）是證券i的收益與市場收益的協(xié)方差，δ2m是市場收益的方差。

如果用股票市場的價(jià)格指數(shù)的收益率來代表市場組合的收益率，β系數(shù)反應(yīng)股票收益率變化對市場指數(shù)收益變化的敏感度。β系數(shù)越大，股票的市場風(fēng)險(xiǎn)越高，但股票的預(yù)期收益也應(yīng)該越高，反之亦然。其中，β=1，表示股票的系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)與市場組合相同，及股票市場價(jià)格波動(dòng)與市場價(jià)格指數(shù)的波動(dòng)幅度大體一致。根據(jù)以上提到的資本資產(chǎn)定價(jià)模型，權(quán)益資本成本僅與市場收益率，無風(fēng)險(xiǎn)利率及β系數(shù)有關(guān)系，對于個(gè)股來說前兩者是固定的，對個(gè)股資本成本唯一的影響因素就是個(gè)股的β系數(shù)，所以從理論上來說β系數(shù)與資本成本呈顯著的正相關(guān)關(guān)系。

本文選取CISMAR中國股票上市公司風(fēng)險(xiǎn)評價(jià)系數(shù)β數(shù)據(jù)庫中上市公司綜合年市場β系數(shù)作為市場風(fēng)險(xiǎn)衡量指標(biāo)。

（2）公司規(guī)模

一般認(rèn)為規(guī)模大的企業(yè)相對于規(guī)模小的企業(yè)來說業(yè)務(wù)更加成熟，市場更加穩(wěn)定，從而抗風(fēng)險(xiǎn)能力也越強(qiáng)，投資者對其盈利預(yù)測風(fēng)險(xiǎn)相對較小，要求的風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)越低，因此有理由認(rèn)為規(guī)模大的企業(yè)權(quán)益資本成本比較低，而且規(guī)模大的企業(yè)更容易為公眾所了解，與外部投資者之間的信息不對稱程度較低，也更容易吸引分析師的跟從，理論上講公司規(guī)模與權(quán)益資本成本呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。因此，結(jié)合以往中國市場現(xiàn)狀及相應(yīng)的實(shí)證分析研究，在本文中，我們假定權(quán)益資本成本公司規(guī)模呈正相關(guān)關(guān)系。此外，根據(jù)《統(tǒng)計(jì)上大中小型企業(yè)劃分辦法（暫行）》以三個(gè)指標(biāo)作為公司規(guī)模的劃分標(biāo)志，即企業(yè)的“從業(yè)人員數(shù)”、“銷售額”、“資產(chǎn)總額”，其中“資產(chǎn)總額”可以從資源占用和生產(chǎn)要素的層面上反映企業(yè)規(guī)模，另外從以往文獻(xiàn)研究以及數(shù)據(jù)的可獲取性考慮，因此本文采用“總資產(chǎn)對數(shù)”來衡量企業(yè)規(guī)模指標(biāo)具有一定的科學(xué)性與可操作性。

（3）資產(chǎn)負(fù)債比率

財(cái)務(wù)杠桿反映了一個(gè)公司的負(fù)債程度，財(cái)務(wù)杠桿越高，負(fù)債程度越高，關(guān)于企業(yè)最有資本結(jié)構(gòu)的MM定理指出，企業(yè)負(fù)債率越高，企業(yè)面臨的破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)也會(huì)隨著上升，從而股東相應(yīng)會(huì)要求高的回報(bào)率以彌補(bǔ)其承擔(dān)的破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)。一般認(rèn)為理性的投資者都是厭惡風(fēng)險(xiǎn)的，公司的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)必然會(huì)通過投資者額預(yù)期而反映在公司的權(quán)益資本成本上。同時(shí)，財(cái)務(wù)杠桿率也通過資本結(jié)構(gòu)的變化而影響公司的資本成本，所以財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)越大，投資者要求的資本成本回報(bào)率越高，即股權(quán)成本上升。考慮已有的實(shí)證研究，結(jié)合中國實(shí)際情況，本文以負(fù)債比率來反映企業(yè)的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)，計(jì)算公式為企業(yè)負(fù)債占總資產(chǎn)的比重，并擬采用葉康濤和陸正飛2004年的研究結(jié)果，認(rèn)為負(fù)債比率與股權(quán)資本成本成反比。

（4）賬面市值比

賬面市值比，即每股賬面價(jià)值與公司股票價(jià)值的比值。Fama和French（1992）年認(rèn)為若公司的賬面市值比較高，表明這些公司所面臨的系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)較高，或v者這些公司的股價(jià)被市場低估，這意味著賬面市值比較高的公司應(yīng)該有更高的投資回報(bào)比率，即它們的股權(quán)資本成本較高。而且，國內(nèi)外學(xué)者研究權(quán)益資本成本與某個(gè)因素的關(guān)系時(shí)，賬面市值比是必選的控制變量。大多學(xué)者的研究證實(shí)賬面市值與權(quán)益資本成本顯著成正相關(guān)，是影響權(quán)益資本成本的重要因素之一。為此，本文假設(shè)權(quán)益資本成本與賬面市值比成正比。

（5）資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率

Ang等認(rèn)為，企業(yè)資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率的高低反映了管理層在多大程度上能夠有效使用公司的資產(chǎn)，因此資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率可以作為企業(yè)經(jīng)營效率的指標(biāo)。企業(yè)的經(jīng)營效率越高，投資者進(jìn)行投資的風(fēng)險(xiǎn)越小，因而要求的投資回報(bào)率越低，企業(yè)的權(quán)益資本成本越低。學(xué)者葉康濤和陸正飛認(rèn)為，企業(yè)的資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率越低，表示企業(yè)的代理問題越嚴(yán)重，從而權(quán)益資本成本越高。因此本文將資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率作為控制變量，并預(yù)計(jì)資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率與權(quán)益資本成本負(fù)相關(guān)。

三、實(shí)證分析結(jié)果

一般情況下，受不同地區(qū)經(jīng)濟(jì)情況的差異影響，截面數(shù)據(jù)往往具有異方差的特征。受上市公司的資產(chǎn)規(guī)模、行業(yè)風(fēng)險(xiǎn)差距影響，我們的數(shù)據(jù)也存在一定的異方差，所以在采用最小二乘估計(jì)時(shí)，我們使用了white異方差標(biāo)準(zhǔn)誤來估計(jì)參數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤差。其界面回歸結(jié)果如下表：

表1conf的整體回歸結(jié)果

VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C-0.2138110.016883-12.664380.0000VELOSITY0.0069940.0015664.4673990.0000BMR0.0172940.0033735.1267690.0000DTAR-0.0289520.003267-8.8618180.0000BETA0.0066780.0030992.1547450.0314SIZE0.0249810.00175314.254400.0000CONF0.0073920.0039781.8580800.0634R-squared0.269013Mean dependent var0.038045Adjusted R-squared0.265790S.D.dependent var0.025608S.E.of regression0.021942Akaike info criterion-4.795694Sum squared resid0.655275Schwarz criterion-4.768978Log likelihood3287.255Hannan-Quinn criter.-4.785695F-statistic83.47767Durbin-Watson stat1.989960Prob（F-statistic）0.000000表2過度投資與CONF對RE的聯(lián)合回歸結(jié)果

VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C-0.2110910.016635-12.689540.0000VELOSITY0.0065200.0015504.2072240.0000DTAR-0.0276570.003227-8.5701690.0000BMR0.0193350.0033475.7765410.0000SIZE0.0241030.00174213.833510.0000BETA0.0076640.0030872.4825330.0132CONF0.0073710.0039871.8486990.0647OVERINV0.0064290.0011955.3791550.0000R-squared0.284163Mean dependent var0.038045Adjusted R-squared0.280479S.D.dependent var0.025608S.E.of regression0.021722Akaike info criterion-4.815175Sum squared resid0.641695Schwarz criterion-4.784642Log likelihood3301.580Hannan-Quinn criter.-4.803748F-statistic77.12483Durbin-Watson stat1.970254Prob（F-statistic）0.000000Y=-0.2111+0.0065*VELOSITY-0.0277*DTAR+0.0193*BMR+0.0241*SIZE+0.007*BETA+0.0074*CONF+0.0064*OVERINV

CONF單獨(dú)回歸結(jié)果的可決系數(shù)R2為0.269，CONF和過度投資的聯(lián)合回歸結(jié)果的可決系數(shù)R2為0.284，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)值為77.125。由此看來過度投資對RE的回歸結(jié)果顯著，聯(lián)合回歸的效果也比單獨(dú)回歸的效果好，所以下面我們就對聯(lián)合回歸結(jié)果進(jìn)行分析。整體來看，控制變量中資產(chǎn)負(fù)債率、公司規(guī)模、賬面市值比對股權(quán)資本回報(bào)率的影響最大。相對于資產(chǎn)負(fù)債率來說，高管過度自信水平對股權(quán)回報(bào)率影響更大。下面是各個(gè)指標(biāo)的詳細(xì)分析。

（一）CONF的回歸結(jié)果分析

高管過度自信測量指標(biāo)CONF的回歸系數(shù)為0.0074，且在0.1的顯著性水平下通過檢驗(yàn)，在樣本上市公司中，高管自信度和股權(quán)資本成本是成正相關(guān)的。即高管薪酬差距沒增加1個(gè)單位，股權(quán)資本成本會(huì)增加0.74%。這與前面的假設(shè)相符合，從代理角度來看，高管過度自信的情況會(huì)導(dǎo)致公司的風(fēng)險(xiǎn)增加，投資者對公司的要求回報(bào)率會(huì)增加。

（二）資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率的回歸分析

資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率VELOSITY的回歸系數(shù)為0.0065，在0.05的顯著性水平下通過檢驗(yàn)。我國企業(yè)股權(quán)資本成本與資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率具有顯著正相關(guān)關(guān)系，這與前面的假設(shè)不一致，一般情況下資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率低的企業(yè)代理問題越嚴(yán)重，其股權(quán)資本成本應(yīng)該是越高的。股權(quán)資本成本與資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率之間的相關(guān)分析結(jié)果，說明我國證券投資者沒有給企業(yè)所存在的代理問題給予足夠重視并要求風(fēng)險(xiǎn)補(bǔ)償，同時(shí)也說明我國證券市場對股票定價(jià)的時(shí)候沒有充分考慮代理問題。董飛、黃國良、劉建勇（2010年）以中國A股上市公司2002年至2005年的數(shù)據(jù)，對上市公司股權(quán)資本成本影響因素進(jìn)行了實(shí)證研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率與股權(quán)資本成本在0.05的顯著性水平下負(fù)相關(guān)。一個(gè)合理的解釋就是我國的證券市場還處于初期階段，股票定價(jià)機(jī)制不完善；另一方面，我國缺少投資者的集體懲罰機(jī)制，投資者不能達(dá)到預(yù)期一致，從而對代理風(fēng)險(xiǎn)大的企業(yè)施行高回報(bào)率的懲罰。

（三）資產(chǎn)負(fù)債比率的回歸分析

資產(chǎn)負(fù)債比率DTAR的回歸系數(shù)為-0.0276，在0.05的顯著性水平下與股權(quán)回報(bào)率負(fù)相關(guān)。我國股權(quán)高度集中，而且多數(shù)企業(yè)是由國家直接或間接控股，導(dǎo)致我國上市公司的負(fù)債行為與國外上市公司的負(fù)債行為有所不同，我國上市公司的負(fù)債行為還處在被動(dòng)階段，他們并沒有為了提高股東回報(bào)率來進(jìn)行主動(dòng)的負(fù)債融資，陳曉、單鑫（1999）以1997年為研究窗口，應(yīng)用截面數(shù)據(jù)研究資本結(jié)構(gòu)與資本成本的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)長期財(cái)務(wù)杠桿與權(quán)益資本成本至少在5%的顯著水平上負(fù)相關(guān)。這一中國特有的現(xiàn)象也反映出我國上市公司的委托代理問題還存在很多問題，代理人不能以股東利益最大化為目標(biāo)來進(jìn)行融資選擇，與我國上市公司偏好股權(quán)融資而非債權(quán)融資的現(xiàn)象吻合。

（四）賬面市值比的回歸分析

賬面市值比BMR的回歸系數(shù)為0.0193，在0.05的顯著性水平下通過檢驗(yàn)。我國上市公司賬面市值比與股權(quán)收益率顯著負(fù)相關(guān)說明了在我國上市公司存在著BM效應(yīng)（賬面市值比效應(yīng)）。法瑪（Fama）和弗蘭士（French）在1992年的研究表明，賬面市值比高的企業(yè)其面臨的系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)也較高，也即是說，該企業(yè)的股價(jià)越易被市場所低估，這就導(dǎo)致該企業(yè)的股權(quán)融資成本的提高。這與前面的假設(shè)相一致。

（五）公司規(guī)模對股權(quán)資本成本的回歸分析

公司總資產(chǎn)對數(shù)SIZE的回歸系數(shù)為0.0241，在0.05的顯著性水平下與股權(quán)回報(bào)率正相關(guān)。這與一般的規(guī)模效應(yīng)理論相?！，F(xiàn)實(shí)中我國上市公司大部分脫胎于國有企業(yè)，上市公司質(zhì)量差而政策風(fēng)險(xiǎn)較高。大規(guī)模公司存在著較為嚴(yán)重的治理問題，面臨著發(fā)展空間小，投資機(jī)會(huì)受限的困難。也正是因?yàn)榇笠?guī)模公司的低投資效率和未來發(fā)展空間，投資者提高了大公司的風(fēng)險(xiǎn)預(yù)期，增加了其股權(quán)資本成本。另外一種解釋是我國證券市場可能存在“小盤股”效應(yīng)，即股盤越小的公司，越容易炒作，所以其股價(jià)也就越高，相應(yīng)地該企業(yè)的股權(quán)資本成本就越低。

（六）股票的貝塔系數(shù)的回歸分析

beta的回歸系數(shù)為0.0077，在0.05的顯著性水平下通過檢驗(yàn)。企業(yè)貝塔值與股權(quán)資本成本正相關(guān)符合前面的假設(shè)說明我國上市公司股東已經(jīng)考慮到了企業(yè)存在的系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)問題，而且對于系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)高的企業(yè)，股東就相應(yīng)也會(huì)要求高的回報(bào)率。

（七）過度投資的回歸分析

過度投資系數(shù)為0.0064，在0.05的顯著性水平下與權(quán)益資本成本正相關(guān)。過度投資一方面是高管過度自信的行為表現(xiàn)，由于管理者的過度自信，管理者對企業(yè)的盈利能力的估計(jì)過于樂觀，高估收益低估風(fēng)險(xiǎn)，從而使一些凈現(xiàn)值為負(fù)的項(xiàng)目獲得了投資的機(jī)會(huì)。另一方面，這種由過于樂觀導(dǎo)致的過度投資必然會(huì)影響企業(yè)的自由現(xiàn)金流，從而使企業(yè)面臨融資方面的約束對預(yù)期收益的過分樂觀使管理者趨于采用激進(jìn)的融資行為，增加了企業(yè)的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)。在這種情況下，對投資者來說，他便會(huì)要求更高的資本回報(bào)以抵消投資風(fēng)險(xiǎn)，從而導(dǎo)致企業(yè)的權(quán)益資本成本增加。

四、總結(jié)

本文以我國2015年滬深1167家上市公司為樣本，通過實(shí)證分析檢驗(yàn)了國有企業(yè)與非國有企業(yè)管理者過度自信與企業(yè)權(quán)益資本成本之間的關(guān)系，得出如下研究結(jié)論：通過所有樣本的多元回歸，檢驗(yàn)了高管人員相對薪酬與企業(yè)的權(quán)益資本成本存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，過度投資和相對薪酬對企業(yè)權(quán)益資本成本的聯(lián)合影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)過度投資增加了企業(yè)的權(quán)益資本成本。

參考文獻(xiàn)：

[1]張征爭，黃登仕.CEO過度自信對薪酬合同影響理論綜述[J].西南交通大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2007

[2]余明桂，夏新平，鄒振松.管理者過度自信與企業(yè)激進(jìn)負(fù)債行為.[J]管理世界，2006

[3]于富生，張勝，李巖.管理者過度自信與權(quán)益資本成本—來自我國證券市場的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].審計(jì)與經(jīng)濟(jì)研究，2015

[4]郝穎，劉星，林朝南.我國上市公司高管人員過度投資決策的實(shí)證研究[J].中國管理科學(xué)，2005

[5]李麗，王明好.基金經(jīng)理過度自信對基金收益與風(fēng)險(xiǎn)的影響研究[J].運(yùn)籌與管理，2005

[6]汪德華，周曉艷.管理者過度自信與企業(yè)投資扭曲[J].山西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2007

[7]姜付秀，張敏，陸正飛，陳財(cái)東.管理者過度自信、企業(yè)擴(kuò)張與財(cái)務(wù)困境[J].經(jīng)濟(jì)研究，2009

[8]周愛保，趙鑫.社會(huì)比較中的認(rèn)知偏差探析：優(yōu)于常人效應(yīng)和差于常人效應(yīng)[J].心理學(xué)探新，2008