胡国柳，姜岩磊

(海南大学经济与管理学院，海南海口570228)

一、问题的提出

企业的直接投资是把资金投放于生产经营环节中，以期获取经济利益的行为。公司管理者的投资决策判断失误将会导致企业过度投资或投资不足的扭曲行为，这不仅关系到企业自身运营发展与价值，同时也关系到整个社会资源配置效率与整个国家经济的正常运行。因此企业投资决策一直受到财务经济学家和实务界的高度关注。

Modigliani and Miller1958年［1］创立的MM理论认为在理性经济人、信息完全和市场完全竞争的假设条件下，企业的价值与融资结构无关，只取决于投资机会，企业的投资支出总额仅由企业面临的投资机会集决定，不存在出现过度投资的问题。Jensen and Meckling［2］研究认为作为委托人的股东与代理人的公司管理者在公司的最佳规模和股息支付方面存在着利益冲突，特别是当企业现金流充足时，管理者与所有人之间的代理矛盾会更加突出。代理人往往更多地以获取个人利益为出发点，通过过度投资来扩大公司规模①Jensen(1986)将这种偏离股东利益的管理者行为目标总结为“建造帝国”的偏好。。Stulz［3］认为公司管理者可以从公司投资活动中获得更多的薪酬，当管理者可以控制的资源(主要包括自由支配现金流)越丰富，越容易出现过度投资行为。

上述文献对于企业过度投资的分析都是基于“理性经济人”假设，为了能更好地解释现实经济中人们的非理性行为，学者们将心理学、行为学、社会学等研究成果引入到金融学中，放宽了“理性经济人”的假设，提出了行为金融学理论。该理论探讨了过度自信这一心理对于企业投资决策的影响。Weinstein［4］、Alick［5］和March and Shapira［6］通过大量的心理调查发现，人们往往对自己承诺过的或者在自己控制范围的事情，存在着过度乐观的情绪。Roll［7］第一次提出，因为管理者存在过度自信的心理特征，进而对目标公司估值太高或者对企业后期的收益过于乐观，最终导致大量失败并购。不同学者对于过度自信的表述有所不同，如“狂妄自大”［7］、“过度自信”［8］、“过度乐观”［9］等，但他们描述的是同一种心理现象，不存在本质的差别。管理者过度自信的最显著特征是高估收益，而低估风险。作为企业管理者，因为存在着过度自信的心理，他们往往会过高估计企业未来发展前景，对风险和限制性因素考虑欠缺，使企业进入盲目扩张发展的阶段。不过，Richard［10］的研究表明，管理者过度自信未必会对股东产生不利的影响;Paul Hribar and Holly Yang2012年［11］研究同样表明，过度自信的CEO更倾向于对公司未来的业绩进行乐观的精确预测。

我国学者对管理者过度自信的研究起步比较晚。郝颖等［12］通过对我国实施股权激励的上市公司研究发现，企业高管中有1/4的管理人员存在一定程度的过度自信心理，并且过度自信的程度与该企业的投资水平存在显著正相关性。姜付秀等［13］的研究发现，管理者过度自信水平越高，企业的投资额度和内部扩张程度越高，给企业带来的财务风险越大;但企业管理者过度自信水平和企业外部扩张之间不存在显著的相关性。胡国柳和曹丰［14］的研究表明，高管过度自信程度越高，过度投资越严重。并且高管过度自信程度越高，过度投资—自由现金流的敏感性越高。

此后，我国学者对过度自信引起过度投资的治理因素进行研究。发现股权制衡度、会计稳健性和CEO两职合一等会对过度自信引起的非理性投资行为起到抑制作用［15-17］。而董事会勤勉程度(以召开例会次数作为替代变量)不能对过度自信引起的过度投资行为起到显著治理效果［18］。

国内学者对于过度自信导致过度投资的研究结果是一致的，并通过引入公司治理因素来研究其对过度投资的治理效应。而目前在管理者过度自信框架下，研究治理机制的文献更多集中于公司内部治理机制，较少研究外部治理机制对两者的关系的影响。本文将尝试通过引入贷款投放量这一外部治理因素来研究其对过度自信引起过度投资行为的影响。因为我国特殊的制度背景，国有企业所占比例比较大，并且相对于民营企业本身具有更多的资源和政策优势，因此将两者分开对比研究更能清晰反映两者不同，并根据他们各自的局限条件不同给予合理解释。同时，本文的研究结果显示，各省贷款投放量会加重国有企业因过度自信引起的过度投资行为，而对民营企业的影响不显著。作为监管部门和引导机构需要合理引导贷款资金流向，通过控制贷款流向与规模有效治理过度自信引起过度投资行为，以达到提高资金使用效率的目的。

二、理论分析与假设

(一)管理者过度自信与过度投资的关系

过度自信，在本质上是一种认知偏差，过高的估计自己对成功的判断，而低估了失败的概率。公司管理者作为公司的高层人员因为其身份的权威性，更容易滋生过度自信的心理偏向，如Cooper et al.［19］和Merrow et al.［20］分别针对创业型公司和成熟型企业的调查研究发现其管理者的过度自信程度普遍高于一般大众。存在过度自信心理的管理者，往往会过高估计企业未来发展前景，对风险和限制性因素考虑欠缺，使企业进入盲目扩张发展的阶段。Heaton［9］基于的管理者过度自信理论认为，管理者是以公司利益最大化为出发点做出投资决策，因为管理者对自己的决策过于自信才导致出现投资过度的现象。Malmendier和Tate［8］通过实证研究表明，管理者越过度自信，越容易发生并购活动。同时，过度自信管理者的投资行为对于现金流有着较高的敏感性，现金流越充足，过度自信引起的过度投资行为越严重。

作为我国上市公司的管理者，深受中国传统等级文化的影响，公司管理者往往有更高的优越感与自信。改革开放30年以来作为我国上市公司的管理者，因为深受崇尚君臣等级和绝对权威的传统儒家文化影响，我国上市公司管理者一直处于高高在上的绝对领导地位。同时，因为我国目前的经济体制不够完善，对管理者的约束监督力度有限，所以我国上市公司管理者可能存在着更严重的过度自信心理。我国学者使用前三位高管相对薪酬比例、企业盈利预测偏差、管理人员持股数量变化和CEO持股状况作为过度自信替代指标，都得到了过度自信与企业投资水平显著正相关的结果［12-14］。

基于上述分析，本文提出如下假设:

H1:管理者过度自信与企业过度投资显著正相关。

(二)贷款投放量对于过度自信与过度投资关系的影响

米什金2009年［21］对货币政策传导机制进行了总结，认为传统利率、资产价格和信贷是影响企业投资的主要途径。目前由于我国利率尚未完全市场化，资本市场不够成熟，信贷成为影响我国企业投资的最显著因素。祝继高和陆正飞［22］的研究发现，因为我国融资环境不成熟，银行贷款成为企业最主要的融资渠道，货币政策与企业现金持有量存在负相关性。当货币政策宽松、银行贷款投放量充足时，外部融资成本相对比较低，企业会选择加大投资支出，减少持有现金水平。然而在我国特殊经济体制的背景下，外部融资对于不同所有制企业存在着差异。Kornai［23］认为在社会主义体制下，当国有企业出现亏损时，政府会向其提供贷款、税收优惠或者财政补贴，国有企业很难发生破产，这一现象被称为“预算软约束”。这一行为会导致国有企业资源配置和资金使用的低效率。林毅夫等［24］认为处于转型中的国有企业普遍存在着预算软约束问题，而政策性负担是导致预算软约束的主要原因。在信息不对称情况下，政府无法分清政策性负担、企业管理者的道德风险或管理不善在企业亏损中所占比例。企业管理者会将所有亏损都归咎为政策性负担，在政府无法准确划分的情况下，只好对所有亏损进行补贴，最终导致了企业的预算软约束。同时，陆正飞和祝继高［25］对我国民营上市公司研究发现，我国的商业银行对于民营企业存在着“信贷歧视”，国有企业可以享受到优惠的信贷政策，而民营企业更多的是依赖成本较高的融资渠道。郭剑花和杜兴强［26］针对民营企业的研究发现，当民营企业具有政治关联背景时会从政府获得较多的资金支持，政治关联会改变政府补助的流向并导致较低的资金配资效率。贷款投放增加时，相对于普通非国有企业，国有企业更容易获得贷款的资金支持，使国有企业中现金流更加充足。受此影响，过度自信管理者的过度投资程度也会增加。而非国营企业很难享受这种“父爱主义”。因此，当面对贷款投放量增加时，国有企业管理者更容易获得贷款或资金支持，以缓解企业内部现金流的压力，在投资支出上更加积极。而民营企业，虽然贷款投放量增加，但仍旧较难从银行获得贷款以充实内部现金流，其对投资行为的直接影响有限。

基于以上分析，我们做出如下假设:

H2a:在国有企业中，贷款投放量的增加会加重管理者过度自信水平与过度投资程度的正向相关性。

H2b:在民营企业中，贷款投放量增加对过度自信和过度投资关系的影响不显著。

三、研究设计

(一)样本选择

本文以2007—2011年间我国沪深两市公司为研究样本。选取样本公司IPO在2007年之前，并且剔除了金融、ST、PT类公司;为消除连续变量中极端值的影响，对连续变量进行Winsorize处理。最后，总共获得1 246家上市公司样本。通过Richardson(2006)［10］的模型最终我们获得1 529个观测组存在过度投资现象。本文中使用的各省银行业金融机构各项贷款余额数据取自《中国金融年鉴》，上市公司数据来自CSMAR数据库。采用HLM6.08进行二层回归分析。

(二)变量定义

1.过度自信指标定义与选择 过度自信作为一种心理状态，需要通过可以量化的指标进行替代。目前学者们使用的主要替代变量有以下几种:(1)管理者行使期权或持股变化状况(郝颍等，2005［12］);(2)管理者对于企业盈余预测的偏差(姜付秀等，2009［13］);(3)管理者实施并购次数(Doukas和Petmezas，2006［27］);(4)管理者的相对薪酬(姜付秀等，2009［13］);(5)主流媒体对 CEO 的评价(Malmendier和 Tate，2005［28］);(6)外界参照变量，如Oliver②商业银行对于大企业和垄断性行业的贷款业务比较偏好，而对于中小企业则存在歧视。(2005)［29］用消费者情绪指数来判断管理者是否存在过度自信的心理特征。本文将采用相对薪酬(薪酬最高的前三名高管薪酬之和/所有高管的薪酬之和)来替代自信程度。如果CEO在公司地位越高，重要性越强，则他的薪酬比例就更高些，并且影响力越高的CEO其对公司的控制力越强，往往存在较高的过度自信心理。为了更准确表示管理者过度自信这一心理状态，我们将选择相对薪酬高于所有样本公司均值的公司作为过度自信公司的研究样本。

2.过度投资的定义 本文采用Richardson(2006)［10］的模型，来估计企业预期新增投资额。如果企业实际新增投资支出高于预期的新增投资支出则认为企业出现过度投资，如果实际新增投资支出低于预期的新增投资支出则认为是投资不足。过度投资额为模型回归后残差大于零部分的残差数值。Richardson关于企业预期新增投资额确定的模型如下:

其中，Invt代表t年的实际新增投资额;Growtht-1代表企业t-1年的投资机会。在Richardson模型中用Tobin-Q表示，但考虑到我国资本市场不成熟性，Tobin-Q很难反应公司的未来投资机会，本文中采用主营业务收入增长率这一指标进行替代。同样Rett-1在原来的模型中采用股票收益率表示，在本文中用净资产收益率进行替换。Levt-1，Casht-1，Aget-1，Sizet-1，Invt-1分别代表企业t-1年末的资产负债率、持有现金与短期投资之和、公司上市年龄、公司规模和实际新增投资支出。ε为残差，ε＞0时代表出现过度投资，我们将其作为过度投资指标，记为Overinv。Industry Indicator和Year Indicator分别为行业变量和年度变量。在行业分类中考虑到金融行业的特殊性，故将此类上市公司剔除。表1列出了本文中相关变量的具体说明。

表1 相关变量说明

(三)模型设计

A股的上市公司都是来自不同的省份，不同省份的投资环境会对本省的上市公司产生组效应。上市公司代表了数据结构的第一层，而省份代表了数据结构的第二层。在上市公司数据层，各变量之间的关系可能因所在省份不同而出现较大差异。初步的分析结果显示，过度投资在省份水平的方差变异达到了一定的程度，可以考虑以该变量为因变量建立多层线性模型。

在传统线性模型中，对于齐方差和独立的假设在镶嵌性取样中往往不能实现，来自同一组的样本比不同组的样本更加相似。并且当二层单位样本较少时，小样本的基础回归是不稳定的，而多层模型采用通过收缩估计(Shrinkage Estimation)，采用两个估计的加权综合作为最后的估计。这要比使用OLS进行“回归的回归“更加稳定或精确。同时，在样本规模不等时，传统模型无法对方差和协方差成分进行估计。多层线性模型借助复杂的迭代过程(Iterative Process)来对协方差成分进行估计，可以更好地解决这一问题。

本文选取2007—2011年各省银行业金融机构各项贷款余额(Loan)均值的自然对数作为二层变量，分析其对于一层变量中过度自信与过度投资关系的影响。我们选取了Growth、Lev、Cash作为控制变量Overconf作为解释变量。为了均衡各省份注册上市公司数目的差异，把Overinv、Growth、Lev、Cash和Overconf的原始数据以省份为单位转化为Z分数。同时，根据上市公司的最终控制人，将上市公司分为国有企业和非国有企业两类。

首先分别对国有企业与非国有企业分别建立不包括第二层随机变量的随机回归模型:

第一层方程

第二层方程

其中，γi0分别为βij的平均值，并且他们在省份水平上是恒定的，属于βij的固定部分。uij是βij的随机成分，代表省份水平之间的变异部分。

通过表3的回归结果显示:在国有企业中过度自信变量的χ2检验在一定程度上达到了统计上的显著水平，认为过度自信对过度投资的影响在各省之间存在较大变异，考虑引入二层变量贷款投放量对其进行解释。同理，在非国有企业中增长率、财务杠杆和过度自信χ2的检验都到达了统计上的显著水平，认为其在各省之间存在较大变异，考虑引入二层变量贷款投放量Loan对其进行解释。因此，对国有企业与非国有企业分别建立包括二层变量的二层回归模型。

第一层方程如下:

其中，国有企业的第二层方程如下:

非国有企业的第二层方程如下:

四、实证结果

(一)描述性统计分析

变量的描述性统计如表2所示:Overconf为高管相对薪酬指标，其最大值为0.872，最小值为0.162，标准差为0.124，由此可见，高管薪酬比例的差异程度比较大。高管相对薪酬比例均值为0.399，中位数为0.374，两者相差不大。

表2 相关变量的描述性统计

(二)回归结果分析

1.管理者过度自信与企业过度投资的关系 首先建立不含第二层自变量的回归模型，从表3的分析结果得到国有企业与非国有企业中管理者的过度自信都对过度投资有着显著的正向影响，回归系数分别为0.0209与0.0294。假设1得到证明。企业增长率、企业持有现金都与过度投资显著正相关。同时，表3提供了每个自变量的回归效应在各省之间的变异信息。在国有企业的回归模型中，过度自信指标的回归系数相对于其他自变量在省份之间出现较大变异，χ2检验结果为在10%的水平上显著。而在非国有企业中，χ2检验显示增长率、企业持有现金和过度自信的回归系数在省份之间存在较大变异。基于以上分析，我们将只以χ2检验显著的一层模型中的回归系数作因变量，用各省份贷款投放量作为二层自变量，建立省份水平上的回归方程来解释公司之间的差异。

表3 不包括二层变量的随机回归结果

2.贷款投放量对于过度自信与过度投资关系的影响 表4反应了贷款投放量对一层模型中自变量与过度投资关系的影响。二层变量中贷款投放量的系数和相应的第一层的系数符号相同时，说明该第二层变量能加强第一层上该系数所示的关联强度，加强的方向与符号所表示的方向一致。当两层中的系数符号相反时，则说明该第二层变量贷款投放量削弱第一层上该系数所示的关联强度，影响方向与第一层系数的符号所表示的方向相反。分析结果显示，在国有企业中，省内贷款金额发放量(γ=0.1603，t=2.468)显著正向影响过度自信和过度投资的关系(β=0.0209)，说明省内贷款投放量增加，会加强过度自信管理者的过度投资程度。在非国有企业中，省内贷款金额投放量(γ=0.1838，t=1.968)显著正向影响企业增长率和过度投资的关系(β=0.0762)。说明省内贷款投放量增加，会加强企业增长率引起的过度投资。而省内贷款金额投放量对过度自信和过度投资之间的正向关系(β=0.0294)影响不显著(γ=0.2041，t=0.1558)。省内贷款投放量对财务杠杆和过度投资之间负向关系(β=-0.0187)影响也不显著(γ =0.1465，t=0.4260)。

表4 各省贷款投放量对上市公司水平回归系数的影响

续表4

3.贷款投放量对于过度自信与过度投资变异关系的解释程度 表5显示对模型加入省内贷款投放量后，过度自信等自变量对于过度投资的作用在省份之间变异减少情况进行了比较。在国有企业内，过度自信和过度投资的关系在不同省份间的变异有49.72%可以被省内贷款投放量解释掉。贷款投放量分别在一定程度上解释了增长率、持有现金和过度投资之间的关系，解释率分别为36.11%和19.59%。而在非国有企业中增长率和过度投资的关系在不同省份间的变异有10.53%被省内贷款投放量解释掉。企业持有现金和过度投资的关系在不同省份间的变异有6.5%被省内贷款投放量解释掉。而省内贷款投放量对解释过度自信与过度投资的关系的变异没有太大作用，只能解释原来方差的2.21%。

表5 各省贷款投放变量所解释方差成分

五、研究结论与建议

本文通过对2007—2011年沪深A股公司中出现的1 529个过度投资样本进行分析，检验了管理者过度自信与过度投资的关系，并进一步探究产权性质、贷款投放量对于过度自信和过度投资的影响，得到了如下研究结论:(1)在我国无论是国有企业还是非国有企业，上市公司管理者过度自信与过度投资显著正相关。(2)各省贷款投放量作为二层变量的引入，对国有企业中过度自信在省份之间的变异有较好的解释，说明各省贷款投放量会对所在省份国有企业过度自信与过度投资的关系产生显著影响，贷款投放量的增加会加重管理者过度自信水平与过度投资的正相关性。而在非国有企业中，贷款投放量对于管理者过度自信水平与过度投资水平之间的关系影响不显著。贷款投放量对不同产权中过度自信与过度投资影响差异的主要原因是国有企业中存在着预算软约束。相对于非国有企业他们更容易获得国家的贷款和补贴等优惠政策，导致贷款投放增加加重了过度自信引起的过度投资行为。

根据本文的研究结论，笔者建议无论作为企业管理者还是监管层都需要对管理者过度自信与投资过度的问题引起足够关注。公司内部需要建立起规范合理的决策程序，避免独裁型的决策方式;充分发挥股权结构、董事会结构和监事会等各方面的内部治理作用;通过市场化的途径使资金更加有效地流向各种所有制经济，既可以更好解决民营企业资金难的问题，又能提高国有企业的资金使用效率。

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