上市公司管理層過(guò)度自信對(duì)公司投資水平影響的實(shí)證分析

賀纓

摘要：本文選取2013-2017年我國(guó)滬深A(yù)股上市公司的面板數(shù)據(jù)，以研究管理層過(guò)度自信對(duì)公司投資支出水平的影響。運(yùn)用回歸分析，對(duì)管理者過(guò)度自信、公司凈現(xiàn)金流與公司投資水平進(jìn)行檢驗(yàn)。經(jīng)驗(yàn)證得出如下結(jié)論：第一，上市公司管理層過(guò)度自信程度與公司投資水平呈正相關(guān)關(guān)系;第二，上市公司的投資與現(xiàn)金流存在正相關(guān)關(guān)系，而管理層的過(guò)度自信會(huì)使這一關(guān)系的敏感性增強(qiáng)。最后，根據(jù)研究結(jié)論，提出相應(yīng)的研究建議。

關(guān)鍵詞：管理者過(guò)度自信;投資水平;上市公司

1前言

在許多企業(yè)管理實(shí)踐中，企業(yè)投資效果難以達(dá)到其預(yù)期的水平。因此，準(zhǔn)確地分析投資效率的影響因素，非常關(guān)鍵。在上市公司的投資決策中，管理層的決定性作用非常明顯。管理層的心理因素，或者說(shuō)自信程度成為投資效率的重要影響因素。在早期的研究中，研究者強(qiáng)調(diào)“理性經(jīng)濟(jì)人”這個(gè)前提，從而公司和決策者處在復(fù)雜的經(jīng)營(yíng)和社會(huì)環(huán)境中，這可能導(dǎo)致人的決策會(huì)受到很多非理性因素的影響。隨著“有限理性”假設(shè)的提出，人們逐漸理解，在很多情況下，由于個(gè)人所處環(huán)境、心理狀態(tài)、情緒等因素，會(huì)在個(gè)人心理中產(chǎn)生心理偏差，這可能導(dǎo)致不理性的決策的產(chǎn)生。而且，普遍情況下人通常存在“優(yōu)于平均”的心理，這種心態(tài)在上市公司的管理層中表現(xiàn)更為突出，因此，研究管理層過(guò)度自信是否對(duì)投資決策產(chǎn)生顯著的影響就顯得非常重要。

因此，本文選取2013-2017年我國(guó)滬深A(yù)股上市公司的面板數(shù)據(jù)，對(duì)管理者過(guò)度自信、公司凈現(xiàn)金流與公司投資水平進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，以探究管理者過(guò)度自信對(duì)投資水平的影響。

2文獻(xiàn)綜述

在國(guó)外相關(guān)研究方面，在管理者自信與投資的相關(guān)性方面，學(xué)者們基本認(rèn)同管理層過(guò)度自信對(duì)企業(yè)投資決策具有顯著影響（Malmendier & Tate，2005[1];Hackbarth，2008[2];Augustin & Thesmar，2009[3]）。在管理者自信與創(chuàng)新的相關(guān)性方面，相關(guān)研究認(rèn)為，管理層過(guò)度自信使企業(yè)更傾向于高風(fēng)險(xiǎn)的投資項(xiàng)目（Answer & Duellman，2013[4];Banerjee et al.，2015[5]）。在管理者自信與其他金融活動(dòng)的相關(guān)性方面，相關(guān)研究也驗(yàn)證管理層自信對(duì)融資決策和并購(gòu)意愿的影響（Ho et al.，2016[6];Wang，2017[7]）

在國(guó)內(nèi)研究方面，許多學(xué)者也做了相應(yīng)的研究，比如，管理者自信與公司投資的關(guān)系（于素靜，2017[8]）;管理層自信水平的影響程度（葉玲，王亞星，2013）[9];管理者自信與創(chuàng)新投資的關(guān)系（周弋力，張沁，2017[10]）;還有學(xué)者對(duì)上市公司進(jìn)行了實(shí)證研究（趙純祥，張敦力，2013[11];錢桂林，2018[12];），并認(rèn)為，管理者過(guò)度自信對(duì)風(fēng)險(xiǎn)及投資都具有影響。

綜上所述，國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)管理層過(guò)度自信與投資水平的研究?jī)?nèi)容比較豐富，但研究結(jié)論有不同。研究普遍認(rèn)為，管理層過(guò)度自信是影響公司投資的因素之一，但是，其影響結(jié)果是過(guò)度投資還是投資不足仍然沒(méi)有確切的定論。而且，有些研究認(rèn)為管理層自信水平與投資水平不存在線性關(guān)系甚至不相關(guān)的結(jié)論，因此關(guān)于這方面研究還需要更加深入。

3研究假設(shè)及研究變量

3.1研究假設(shè)

企業(yè)的高級(jí)管理層是制定企業(yè)決策的重要機(jī)構(gòu)，對(duì)企業(yè)戰(zhàn)略選擇產(chǎn)生至關(guān)重要的影響。結(jié)合上述文獻(xiàn)，本文認(rèn)為，過(guò)度自信管理者往往會(huì)過(guò)高估計(jì)自己對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)管理的判斷和分析能力，在復(fù)雜多變的投資方案決策中，會(huì)傾向于更具有挑戰(zhàn)的投資方案，以向其他人展示其“優(yōu)于常人”的投資決策能力。

基于以上文獻(xiàn)和理論分析，提出以下研究假設(shè)：

H1：管理層過(guò)度自信對(duì)公司投資效率產(chǎn)生顯著正向影響。

H2：在其他條件不變的情況下，公司現(xiàn)金流強(qiáng)化了管理層的過(guò)度自信程度與公司投資水平之間的正向關(guān)系。

3.2變量選取和數(shù)據(jù)來(lái)源

3.2.1變量選取與說(shuō)明

（1）被解釋變量

因?yàn)樗颖緜€(gè)體的資產(chǎn)規(guī)模不盡相同，為了減少這一差異造成的影響，選取了投資的相對(duì)指標(biāo)作為被解釋變量，用Y表示，采用固定資產(chǎn)投資量與資本存量的比值來(lái)衡量。其中，I=[（本年末固定資產(chǎn)凈額+無(wú)形資產(chǎn)+在建工程）-（本年初固定資產(chǎn)凈額+無(wú)形資產(chǎn)+在建工程）];K為年初總資產(chǎn)。計(jì)算公式如下：

（2）解釋變量

公司凈現(xiàn)金流（X1）：企業(yè)的凈現(xiàn)金流能夠反映出公司的凈財(cái)富水平，參考伯納克與格特勒的融資約束理論中的方法，選用企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流量來(lái)代表企業(yè)的凈財(cái)富值。這里出于穩(wěn)定性考量，只選擇經(jīng)營(yíng)活動(dòng)凈現(xiàn)金流入。

管理層過(guò)度自信程度（X2）：目前國(guó)外使用較多且成熟的方法是管理層持股狀況的指標(biāo)，但是在我國(guó)，實(shí)施股權(quán)激勵(lì)制度的上市公司還比較少，使用這一方法可能會(huì)導(dǎo)致數(shù)據(jù)不全。因此，選取入不敷出指標(biāo)作為過(guò)度自信的衡量標(biāo)準(zhǔn)。其計(jì)算方法為：

根據(jù)以上分析，本文所選取變量如表1所示。

3.2.2數(shù)據(jù)來(lái)源及樣本選擇

實(shí)證分析的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)全部來(lái)源于CSMAR國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)，為典型的面板數(shù)據(jù)，以con值大于1的公司作為過(guò)度自信的考察對(duì)象，收集2013-2017年我國(guó)滬深A(yù)股上市公司的相關(guān)數(shù)據(jù)。

首先，對(duì)樣本進(jìn)行了篩選，剔除金融類與房地產(chǎn)類上市公司;剔除ST和PT的以及數(shù)據(jù)不完整的上市公司;剔除財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)如每股收益、凈資產(chǎn)收益率等比較極端的上市公司;剔除2013年及以后上市的公司;剔除資產(chǎn)負(fù)債率大于1的公司。通過(guò)樣本篩選共得到344家上市公司，一共1720個(gè)觀測(cè)數(shù)據(jù)。

3.3模型設(shè)定

根據(jù)前文的理論分析，建立初步模型如式（3）、（4）所示：

其中，Y代表企業(yè)投資支出水平，C表示截距項(xiàng)，與各個(gè)因素沒(méi)有關(guān)系，β1、β2代表回歸系數(shù)，表示各自變量對(duì)因變量Y的影響程度，而u是回歸方程的隨機(jī)誤差項(xiàng)。模型（3）是驗(yàn)證假設(shè)H1，模型（4）是驗(yàn)證假設(shè)H2。

4實(shí)證分析

4.1描述性統(tǒng)計(jì)分析

首先，對(duì)研究變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析，其中，因變量投資水平最大值為20.56，最小值為-17.00，均值為0.17，標(biāo)準(zhǔn)差為1.10，這說(shuō)明我國(guó)上市公司的投資水平差異較大，造成差異的原因可能與管理層的投資決策或公司治理結(jié)構(gòu)，管理制度有關(guān)。自變量管理層自信程度的均值為5.41，標(biāo)準(zhǔn)差為6.23，說(shuō)明上市公司管理層的自信程度差異較大，且管理層人員普遍都有過(guò)度自信的心理特征。

4.2回歸結(jié)果分析

對(duì)被解釋變量與解釋變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，各個(gè)變量在LLC 檢驗(yàn)和ADF-Fisher檢驗(yàn)兩種檢驗(yàn)方式下均顯示平穩(wěn)，因此可以直接進(jìn)行回歸分析。

建立面板數(shù)據(jù)模型分析，分析時(shí)可用的模型有3種，分別為混合效應(yīng)的，固定效應(yīng)的以及隨機(jī)效應(yīng)模型，進(jìn)一步對(duì)模型進(jìn)行選擇，似然比檢驗(yàn)和豪斯曼檢驗(yàn)結(jié)果均選擇固定效應(yīng)變系數(shù)模型。

由于本文采用的面板數(shù)據(jù)截面數(shù)大于時(shí)序數(shù)，因此在進(jìn)行固定效應(yīng)回歸時(shí)，采用廣義的最小二乘法回歸消除異方差，結(jié)果如表2所示。

首先，從表2模型（3）的結(jié)果中可以看到，X2系數(shù)估計(jì)值為0.0027，且在p<0.05的水平上顯著。因此，驗(yàn)證了研究假設(shè)H1，即管理層過(guò)度自信水平確實(shí)對(duì)公司投資水平具有顯著正向影響。結(jié)果說(shuō)明，一個(gè)公司管理層的自信水平越高，那么該公司的投資水平增加就越會(huì)，這時(shí)的管理層做出的投資決策很可能是盲目的，并且容易造成過(guò)度的投資行為。

表2模型（3）和（4）的結(jié)果中顯示，兩個(gè)回歸分析結(jié)果中的現(xiàn)金流系數(shù)普遍分別為0.0027和0.0795，且分別在p<0.05和p<0.01的水平上顯著。說(shuō)明公司投資水平與內(nèi)部的現(xiàn)金流呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。同時(shí)，也可以發(fā)現(xiàn)交互項(xiàng)的系數(shù)估計(jì)值為0.0235，且p<0.01的水平上顯著。這說(shuō)明公司現(xiàn)金流的增加對(duì)管理層的過(guò)度自信程度起到的作用是加強(qiáng)的，或者說(shuō)公司管理人過(guò)度自信時(shí)，對(duì)公司內(nèi)部現(xiàn)金流變化的敏感度較高，因此，H2成立。

5研究建議

根據(jù)實(shí)證結(jié)果，管理層過(guò)度自信程度對(duì)公司的投資水平具有顯著正向影響。而且，管理層過(guò)度自信程度越高，投資對(duì)現(xiàn)金流就越敏感，同時(shí)公司現(xiàn)金流的增加會(huì)對(duì)管理層的過(guò)度自信程度起到加強(qiáng)的作用。

針對(duì)以上結(jié)論，提出以下建議：（1）對(duì)管理層的權(quán)力進(jìn)行適度限制與監(jiān)督，避免管理層的權(quán)力過(guò)度，進(jìn)而減少非效率投資;（2）規(guī)范投資程序，建立有效的投資評(píng)估機(jī)制，從投資項(xiàng)目的可行性、效益性和風(fēng)險(xiǎn)性等方面進(jìn)行評(píng)估;（3）企業(yè)應(yīng)該建立一套科學(xué)的心理測(cè)評(píng)機(jī)制，招聘人才時(shí)，不僅要注重個(gè)人能力，還要考察其是否有過(guò)度自信傾向;（4）適當(dāng)減少管理層可支配的現(xiàn)金流，降低經(jīng)營(yíng)者與投資者之間的代理成本，抑制企業(yè)的過(guò)度投資。

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（湖南工業(yè)大學(xué)）