投資績效論文：企業(yè)投資與企業(yè)績效透析

1、投資績效論文：企業(yè)投資與企業(yè)績效透析 本文 文獻(xiàn)回顧 從心理學(xué)的角度進(jìn)行描述，過度自信的定義是：人們過于相信自己的判斷能力，往往高估自己成功的概率，把成功歸于自己的能力，而低估外部客觀因素如運(yùn)氣、機(jī)遇等的作用。人們過分相信自己的判斷能力，但這種判斷與客觀標(biāo)準(zhǔn)存在偏離（Hayward&Hambrick,1997；Hiller&Hambrick,2005）。過度自信發(fā)生時，個人對自己決策預(yù)期的肯定性會超過預(yù)期本身（Hilary&Menzly,2006；Klayman,etal,1999；Simon&Houghton,2003）。認(rèn)知心理學(xué)實(shí)驗(yàn)證明，社會上各種職業(yè)的人士都可能存在過度自信的認(rèn)知偏差，

2、尤其是在律師、投資銀行家、工程師、政府官員、藝術(shù)家、企業(yè)高管等社會精英身上表現(xiàn)得更為明顯。企業(yè)管理者過度自信心理對企業(yè)各項(xiàng)經(jīng)營與財務(wù)決策會產(chǎn)生不容忽視的影響（Kahneman，Slovic,&Tversky,1982）。最早對管理者過度自信與企業(yè)投資進(jìn)行研究的是美國學(xué)者Rol（l1986），他認(rèn)為，過度自信是大部分企業(yè)并購的原因，大部分并購活動是由于經(jīng)理人過于樂觀和驕傲自大促成的，如果并購成功，經(jīng)理人就會受到獎勵，使其產(chǎn)生控制幻覺，高估控制能力，低估風(fēng)險，即“狂妄自大假說”（HubrisHypothesis）。Heaton（2002）考察了管理者過度自信對企業(yè)投資的影響，認(rèn)為在不考慮信息不對稱

3、和委托代理問題時，管理者過度自信會改變企業(yè)現(xiàn)金流的成本與收益，影響企業(yè)的投資行為。他通過構(gòu)建模型對研究思路進(jìn)行了推演，證明了管理者過度自信會引發(fā)投資扭曲，一方面造成投資過度，另一方面造成投資不足。過度自信的管理者傾向于高估企業(yè)價值，認(rèn)為公司股價被低估，偏好于內(nèi)部融資，當(dāng)公司現(xiàn)金流短缺時，不愿意進(jìn)行外部融資，使得投資對現(xiàn)金流的敏感性增強(qiáng)，因而會放棄一些好的投資項(xiàng)目。另外，過度自信的管理者還會高估投資項(xiàng)目的價值，投資一些實(shí)際凈現(xiàn)值小于零的項(xiàng)目，從而引起過度投資。Malmendier和Tate（2005）對企業(yè)管理者存在的過度自信傾向進(jìn)行了一系列研究，認(rèn)為管理者過度自信對投資規(guī)模產(chǎn)生了正向影響，在做

4、項(xiàng)目決策時，管理者高估項(xiàng)目回報，低估項(xiàng)目風(fēng)險與成本，樂觀地預(yù)期項(xiàng)目前景，從而對不該進(jìn)行投資的項(xiàng)目投入資金。臺灣學(xué)者Lin（2005）以臺灣上市公司為樣本，以盈利預(yù)測與實(shí)際結(jié)果的偏差作為判斷管理者過度自信的依據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了過度自信與投資的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)高管過度自信程度與投資現(xiàn)金流敏感性顯著正相關(guān)。Ben-David、Graham和Harvey（2006）通過比較實(shí)際盈利水平是否達(dá)到盈利預(yù)測來衡量企業(yè)CFO的自信程度，發(fā)現(xiàn)CFO過度自信會對企業(yè)的財務(wù)決策產(chǎn)生影響，如投資規(guī)模、投資金額、投資頻率較大，投資現(xiàn)金流敏感度較高，較少發(fā)放現(xiàn)金股利等。Glaser、Scehers和Weber（2007）對2001

5、2005年德國400家非金融上市公司的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析后發(fā)現(xiàn)，企業(yè)整個管理層存在明顯的過度自信；管理者過度自信的企業(yè)，其投資水平較管理者理性的企業(yè)投資水平更高，而且投資現(xiàn)金流敏感度也更高；投資現(xiàn)金流敏感度在融資約束嚴(yán)重的企業(yè)中表現(xiàn)得尤為明顯。在企業(yè)并購活動方面，過度自信、過度樂觀也是并購活動頻繁發(fā)生的重要影響因素。Malmendier（2005）發(fā)現(xiàn)，過度自信管理者進(jìn)行的并購活動比理性管理者更頻繁，大部分兼并活動都與管理者過度自信有關(guān)，經(jīng)理人在進(jìn)行并購決策時容易受過度自信心理的影響，相信并購能挽救經(jīng)營不善的目標(biāo)公司，實(shí)現(xiàn)管理協(xié)同效應(yīng)。過度自信的管理者在公司投資規(guī)模、并購頻率上與理性管理者的差異最終

6、也會反映到公司績效和企業(yè)價值上。學(xué)者們對此有兩種不同的觀點(diǎn)：一種觀點(diǎn)認(rèn)為，管理者過度自信有利于公司績效、企業(yè)價值的提升；另一種觀點(diǎn)則認(rèn)為，管理者過度自信的企業(yè)出現(xiàn)過度投資的概率增大，對公司績效、企業(yè)價值會產(chǎn)生不利影響。Gervais、Heaton和Odean（2005）認(rèn)為，謹(jǐn)慎規(guī)避風(fēng)險的管理者可能會放棄增加企業(yè)價值的投資項(xiàng)目，而過度自信的管理者可能投資風(fēng)險大、收益也高的項(xiàng)目。風(fēng)險與收益是成正比的，高風(fēng)險能夠帶來高回報，過度自信的管理者做出的資本預(yù)算更有利于股東利益，薪酬契約的激勵作用也更為明顯，可以增加企業(yè)價值與管理者的薪酬。Goel和Thako（2008）研究發(fā)現(xiàn)，謹(jǐn)慎、理性的管理者容易造

7、成企業(yè)投資不足，從而降低公司價值，而過度自信的管理者能夠有效減少投資不足的情況，增加公司價值。CEO過度自信與公司價值之間并非是線性關(guān)系，過度自信的程度不同，對企業(yè)價值的影響也不同，中等程度的過度自信管理者通過投資會提升公司價值，而高程度的過度自信管理者投資過度會貶損公司價值。與上述研究結(jié)論不同，Rol（l1986）等認(rèn)為，過度自信管理者的并購活動不僅不能為公司創(chuàng)造價值，反而會降低企業(yè)收益。Doukas和Petmezas（2007）證實(shí)，自我歸因偏差是管理者過度自信產(chǎn)生的主要原因，企業(yè)的并購次數(shù)越多，管理者過度自信的程度也越高，而并購績效卻逐次降低。Malmendier和Tate（2008）研

8、究發(fā)現(xiàn)，過度自信管理者比理性管理者進(jìn)行多元化并購的可能性更大，但對企業(yè)價值可能產(chǎn)生不利影響，外部市場能夠識別過度自信管理者發(fā)布的并購公告，股價也會降低。近年來，國內(nèi)學(xué)者也開始關(guān)注管理者過度自信這一非理性心理。郝穎、劉星等（2005）研究發(fā)現(xiàn)，在實(shí)施股權(quán)激勵的上市公司中,大約有1/4的高管具有過度自信傾向。與適度自信相比，高管過度自信心理與企業(yè)的投資水平顯著正相關(guān)，而且投資的現(xiàn)金流敏感性更高。這一觀點(diǎn)也為葉蓓、袁建國（2008）所支持，他們采用聯(lián)立方程模型進(jìn)一步研究了過度自信與企業(yè)價值的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)管理者適度自信會對企業(yè)價值產(chǎn)生正向影響,有助于提升企業(yè)價值，而自信超過一定限度即過度自信后，則對企業(yè)

9、有不利影響。姜付秀、張敏等（2009）認(rèn)為，管理者過度自信與企業(yè)的總投資水平、內(nèi)部擴(kuò)張之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，當(dāng)企業(yè)擁有充裕的現(xiàn)金流時，這種正相關(guān)性程度更高。聯(lián)立方程模型的結(jié)果表明，管理者過度自信下的并購戰(zhàn)略會增大企業(yè)陷入財務(wù)困境的可能性。綜上所述，管理者過度自信的非理性心理會對企業(yè)內(nèi)部投資和外部投資產(chǎn)生重要影響，這些影響主要通過投資規(guī)模、投資頻率等方式體現(xiàn)。對于過度自信下的投資行為是否會降低企業(yè)價值，目前的研究尚未形成統(tǒng)一的結(jié)論。本文在借鑒前人研究成果的基礎(chǔ)上，對管理者過度自信指標(biāo)的衡量方法進(jìn)行改進(jìn)，利用我國A股上市公司的數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)過度自信對企業(yè)投資行為及企業(yè)績效的影響。 理論分析與研

10、究假設(shè) 公司最重要的財務(wù)決策資本性投資，一般是指內(nèi)部的固定資產(chǎn)投資和對外項(xiàng)目投資。資本性投資是一種戰(zhàn)略投資，它可以改變公司的規(guī)模、結(jié)構(gòu)、經(jīng)營方向和發(fā)展趨勢等。錯誤的資本投資決策不僅嚴(yán)重影響企業(yè)的正常經(jīng)營，甚至?xí)侠燮髽I(yè)至破產(chǎn)境地。因此,企業(yè)在進(jìn)行資本性投資之前,必須對投資方案進(jìn)行評估，然后做出選擇。項(xiàng)目可行性評估的方法有很多，常用的方法有凈現(xiàn)值法、內(nèi)部報酬率法。這兩種方法的原理相同，即都是對投資方案未來現(xiàn)金流量計算現(xiàn)值方法的運(yùn)用，必須正確估計投資方案運(yùn)營期間產(chǎn)生的現(xiàn)金流量以及各時期的折現(xiàn)率。采用凈現(xiàn)值法存在兩項(xiàng)人為的估計,即運(yùn)營期間產(chǎn)生的現(xiàn)金流量和折現(xiàn)率，過度自信的管理者對這兩項(xiàng)的估計可能存在

11、較大偏差。事實(shí)上，項(xiàng)目未來現(xiàn)金流量的預(yù)測包含了公司高管對企業(yè)未來發(fā)展的預(yù)期、對自身管理能力的估計以及對經(jīng)營環(huán)境的分析。過度自信的管理者在評估項(xiàng)目時,一方面高估收入、低估成本費(fèi)用，另一方面產(chǎn)生控制幻覺，高估自己掌控局面的能力和經(jīng)營管理能力,從而容易采取積極冒進(jìn)的投資策略，導(dǎo)致企業(yè)內(nèi)部投資規(guī)模、投資水平以及對外投資頻率較高的問題。投資項(xiàng)目的折現(xiàn)率是由投資項(xiàng)目現(xiàn)金流量的風(fēng)險程度來確定的。如果投資項(xiàng)目的未來現(xiàn)金流量風(fēng)險程度很高，那么折現(xiàn)率就會相應(yīng)提高；反之，折現(xiàn)率就會降低。投資項(xiàng)目的風(fēng)險程度是一個主觀判斷的過程，折現(xiàn)率的確定也是一個估計的數(shù)值。過度自信的管理者由于存在控制幻覺、證實(shí)偏差等認(rèn)知偏差，往往

12、會高估自己的經(jīng)營管理能力，低估投資項(xiàng)目的風(fēng)險,在選擇折現(xiàn)率時采用較低的折現(xiàn)率。在投資項(xiàng)目評估階段，管理者由于認(rèn)知偏差導(dǎo)致的過度自信對決策產(chǎn)生的影響路徑如圖1所示。可見，過度自信的管理者要么高估投資項(xiàng)目的未來凈現(xiàn)金流，要么低估投資項(xiàng)目的風(fēng)險，并采用較低的折現(xiàn)率，使得NPV增大。遇到不具有投資價值、凈現(xiàn)值為負(fù)的項(xiàng)目，過度自信的管理者若估計出NPV大于零，其還是會采取投資行為。因此，相對于理性的管理者，過度自信的管理者更有投資擴(kuò)張的沖動，從而導(dǎo)致企業(yè)投資規(guī)模、投資水平更高?；谝陨戏治觯疚奶岢鲇写龣z驗(yàn)的假設(shè)。假設(shè)1：管理者過度自信的企業(yè)與管理者理性的企業(yè)相比，其投資水平更高，即管理者過度自信與企業(yè)

13、投資水平正相關(guān)。投資行為無疑會對企業(yè)績效產(chǎn)生顯著的影響，高效率的投資會提升企業(yè)績效，低效率或無效率的投資會降低企業(yè)績效。當(dāng)管理者的過度自信心理對投資行為產(chǎn)生影響時，該投資行為就會不可避免地對公司業(yè)績產(chǎn)生影響。管理者過度自信的企業(yè)可能在投資規(guī)模、投資頻率方面高于其他企業(yè)，由此產(chǎn)生的一個問題是：管理者過度自信所導(dǎo)致的投資行為將對企業(yè)績效產(chǎn)生影響。對此，我們需要利用回歸分析來證明該命題。從本文所要解決的問題來看，最為關(guān)鍵的變量是管理者過度自信與投資的交互項(xiàng)（Overcon*inv），即從交互項(xiàng)的符號可以判斷過度自信管理者的投資行為對企業(yè)績效產(chǎn)生了什么樣的影響。如前所述，本文預(yù)期管理者過度自信的企業(yè)的

14、投資水平較高，但投資效率不高，從而可能降低企業(yè)績效。假設(shè)2：管理者過度自信的企業(yè)通過投資行為影響企業(yè)績效，對企業(yè)績效產(chǎn)生負(fù)面影響，即管理者過度自信的企業(yè)增加投資與企業(yè)績效負(fù)相關(guān)。 變量界定、樣本選取與模型構(gòu)建 （一）變量界定1.管理者過度自信（Overcon）。國外學(xué)者提出的管理者過度自信指標(biāo)衡量方法多達(dá)七種，但適用于我國的主要有四種：管理者持股變動（Malendier&Tate，2005）、行業(yè)景氣指數(shù)和企業(yè)家信心指數(shù)（余明桂，2006）、上市公司年度盈利預(yù)測超過實(shí)際水平（Lin，2005）、CEO相對薪酬（Hayward&Hambrick，1997）。第一種衡量方法需要使用股權(quán)激勵數(shù)據(jù)，但

15、目前實(shí)施管理層股份激勵的公司數(shù)量較少，采用該方法會缺失很多樣本，無法全面反映我國上市公司管理者過度自信的真實(shí)情況。第二種方法是企業(yè)家對其所在行業(yè)或宏觀經(jīng)濟(jì)整體情況做出的預(yù)期，與管理者對企業(yè)的預(yù)期存在一定的差異，且企業(yè)景氣指數(shù)是分行業(yè)發(fā)布的，在反映管理者個體差異方面存在一定的欠缺。例如，在余明桂等人的研究樣本中，企業(yè)景氣指數(shù)值都在100以上，均值為127.31，最小值為120.26，這意味著所有企業(yè)均存在過度自信傾向。因此，用行業(yè)景氣指數(shù)和企業(yè)家信心指數(shù)來度量管理者過度自信仍有待商榷。本文以盈利預(yù)測是否超過實(shí)際水平作為首選指標(biāo)。一般而言，過度自信的管理者對公司的生產(chǎn)經(jīng)營狀況及近期的發(fā)展趨勢傾向于

16、樂觀向上的估計，他們在財務(wù)報表報告期結(jié)束前做出的盈利預(yù)測一般是等于或高于實(shí)際完成數(shù)的，且公開發(fā)布盈利預(yù)測也都經(jīng)過高管授意并審核，與高管的個人心理認(rèn)知最為貼近，所以，該指標(biāo)既能從心理層面衡量管理者的認(rèn)知偏差，也能充分反映企業(yè)管理者的個體差異。2002年9月27日，證交所發(fā)布了關(guān)于做好上市公司2002年第三季度季度報告工作的通知，要求上市公司在第三季度報告中預(yù)測公司全年的經(jīng)營業(yè)績。自此，上市公司的盈利預(yù)測披露開始規(guī)范化。因此，我們的樣本選取了20032010年期間披露盈余預(yù)告的滬深A(yù)股上市公司。選取過度自信樣本的具體做法是，將數(shù)據(jù)庫提供的盈利預(yù)告信息分為定性描述與定量描述。定性描述一般包括樂觀預(yù)測

17、（預(yù)盈、預(yù)增、略增、續(xù)盈和扭虧為盈）、悲觀預(yù)測（預(yù)虧、預(yù)減、首虧和微虧）、較大幅度變動等模糊表述，20032010年共有3339個定性描述樣本。如果樂觀預(yù)測不能實(shí)現(xiàn)，即預(yù)測業(yè)績與實(shí)際業(yè)績不一致，則視公司的管理者為過度自信管理者。定量描述是公布預(yù)測全年業(yè)績的具體數(shù)額或增長、降低比例，20032010年共有2048個定量描述樣本。若上市公司樣本期內(nèi)實(shí)際的盈利水平低于其披露預(yù)測的盈利水平，則將該公司的管理者定義為過度自信管理者。2.企業(yè)投資（INV）。按照投資方向，企業(yè)的資本性投資可以分為內(nèi)部投資和對外投資。內(nèi)部投資（Nbtz）是指企業(yè)把資金放在企業(yè)內(nèi)部，購置生產(chǎn)經(jīng)營所需的各種資產(chǎn)的投資活動，主要包

18、括固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)等長期資產(chǎn)投資。對外投資分為兩種，即對外直接投資和對外證券投資。由于對外證券投資的動機(jī)是取得投資收益，投機(jī)性強(qiáng)，本文對此不做考察。我們主要考察對外直接投資（MA），即直接投資于其他企業(yè)，并以企業(yè)并購來衡量對外直接投資的水平。本文的企業(yè)總投資是指對內(nèi)投資與對外直接投資的總和。（二）樣本選取本文以盈利預(yù)告數(shù)據(jù)衡量管理者過度自信，這一指標(biāo)最早可以追溯到2003年，所以研究樣本的時間窗口選為20032010年。本文所用的公司治理數(shù)據(jù)和財務(wù)數(shù)據(jù)來自于深圳國泰安公司的CSMAR公司治理數(shù)據(jù)庫，盈利預(yù)告數(shù)據(jù)來自于銳思數(shù)據(jù)庫，上市公司實(shí)際控制人性質(zhì)數(shù)據(jù)來自于CCER數(shù)據(jù)庫。我們以滬深A(yù)股上

19、市公司為初始樣本，執(zhí)行了如下篩選程序：（1）為了消除IPO的影響，剔除了2002年12月31日以后上市的公司；（2）由于金融類公司性質(zhì)特殊，參照同類文獻(xiàn)，剔除了該類樣本；（3）剔除了財務(wù)數(shù)據(jù)與公司治理結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)不全的樣本。經(jīng)過上述程序，我們最終獲得的樣本數(shù)為10885個公司年。數(shù)據(jù)分析和處理采用的是Stata11.0軟件。（三）模型構(gòu)建為了檢驗(yàn)研究假設(shè)，本文建立了管理者過度自信與企業(yè)投資水平、企業(yè)績效的多元回歸模型。根據(jù)管理者過度自信相關(guān)理論及文獻(xiàn)（葉蓓，2008；姜付秀、張敏和陸正飛，2009），我們在模型中添加了公司治理與財務(wù)層面控制變量：公司經(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量（CF）、董事長與總經(jīng)理兩職合

20、一（JR）、獨(dú)立董事規(guī)模（Ddsize）、企業(yè)的實(shí)際控制人性質(zhì)（Nature）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、公司規(guī)模（Size）、公司成長性（Growth）。同時，我們還控制了宏觀經(jīng)濟(jì)因素（年度）和行業(yè)因素的影響。各變量的含義及計算方法見表2。1假設(shè)1的檢驗(yàn)：管理者過度自信與企業(yè)投資水平之間的關(guān)系。 實(shí)證研究結(jié)果 （一）描述性統(tǒng)計結(jié)果模型中各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表3所示。因企業(yè)并購（MA）、總投資（Inv）、資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）、企業(yè)成長性（Growth）的標(biāo)準(zhǔn)差較大，需進(jìn)行極值調(diào)整，我們采用Winsor命令在1%分位上縮尾調(diào)整。從表3中可以看出，在總樣本中，管理者過度自信的公司樣本數(shù)為623個公

21、司年，未過度自信的樣本數(shù)為4065個公司年，即管理者過度自信公司的比例為13.28%；國有上市公司占總樣本的63.59%，說明國有上市公司是資本市場的主要力量，占據(jù)了大部分比重；董事長、總經(jīng)理兩職兼任的公司占總樣本的14.17%，說明約有15%的公司董事長和總經(jīng)理由同一人擔(dān)任；獨(dú)董人數(shù)占了董事會人數(shù)的35%，即董事會每10人中有3、4人是獨(dú)董，這基本上達(dá)到了上市公司的公司治理要求。從連續(xù)變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果來看，企業(yè)內(nèi)部投資（Nbtz）的均值為6.6%，即每年的內(nèi)部投資額占總資產(chǎn)的6.6%；并購?fù)顿Y均值為2.14%，總投資均值為7.4%；所有企業(yè)的平均資產(chǎn)負(fù)債率在53%左右，這樣的資本結(jié)構(gòu)比例

22、是較為合理的；公司成長性的均值為22%，即營業(yè)收入增長率保持在22%左右；企業(yè)規(guī)模即總資產(chǎn)經(jīng)過自然對數(shù)標(biāo)準(zhǔn)化后的均值為21.3。（二）單變量分析表4給出了管理者過度自信樣本與管理者未過度自信樣本在公司投資行為（Nbtz、MA、Inv）、公司績效（ROA）以及控制變量公司規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、公司成長性等方面的獨(dú)立樣本檢驗(yàn)結(jié)果。從表4中可以看出，管理者過度自信公司與未過度自信公司相比，其投資行為的均值差異都是顯著的（P值均小于0.1），這初步證明了管理者過度自信的公司的投資水平顯著高于未過度自信的公司，但中位數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果沒有通過顯著性水平的最低要求；管理者過度自信公司的經(jīng)營業(yè)績也顯著低于管理者未過度自

23、信的公司，ROA的均值和中位數(shù)檢驗(yàn)都證明了這一點(diǎn)；管理者過度自信公司的現(xiàn)金流均值高于未過度自信的公司，且通過了5%水平的顯著性檢驗(yàn)。另外，控制變量公司規(guī)模和資產(chǎn)負(fù)債率在過度自信與未過度自信組間的比較也顯示出統(tǒng)計上的差異；公司成長性在過度自信與未過度自信公司的均值T檢驗(yàn)和中位數(shù)Wilcoxon檢驗(yàn)中均未通過顯著性檢驗(yàn)。表4管理者過度自信與管理者未過度自信樣本主要變量的T檢驗(yàn)（三）相關(guān)性分析為了驗(yàn)證管理者過度自信與公司投資行為之間是否存在相關(guān)性，我們首先對主要變量進(jìn)行了相關(guān)性分析。從表5中可以看出，管理者過度自信與公司投資行為（內(nèi)部投資、并購?fù)顿Y、總投資）在1%的顯著水平上正相關(guān)，即管理者過度自信

24、會使公司內(nèi)部投資、并購?fù)顿Y的投資規(guī)模更大、投資頻率更高；管理者過度自信公司的業(yè)績也較差，在1%的水平上顯著負(fù)相關(guān)；現(xiàn)金流CF與管理者過度自信顯著正相關(guān)，即現(xiàn)金流越大的企業(yè)，管理者越容易過度自信；董事長和總經(jīng)理為同一人的上市公司的管理者過度自信程度較高，在6%的水平上顯著正相關(guān)；產(chǎn)權(quán)性質(zhì)nature變量與過度自信變量顯著負(fù)相關(guān)，說明非國有企業(yè)過度自信的傾向更明顯；規(guī)模越小的公司越容易發(fā)生管理者過度自信，在1%的水平上顯著負(fù)相關(guān)；資產(chǎn)負(fù)債率LEV和公司成長性Growth與管理者過度自信正相關(guān)，但不顯著。（四）實(shí)證結(jié)果分析本文關(guān)注的是管理者過度自信給企業(yè)投資帶來的影響,而企業(yè)投資也會影響管理者的自信

25、心，若投資成功，管理者就會對自己的決策和判斷更加自信，可能會加大投資規(guī)模、投資力度，以期獲得更大的回報。因此，這里可能存在內(nèi)生性問題。相比于OLS回歸方法，采用固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型可以控制非觀測效應(yīng)對回歸結(jié)果的影響。對于究竟應(yīng)該采用固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型，我們進(jìn)行了豪斯曼（Hausman,1978）檢驗(yàn)。其思想是：Hausman統(tǒng)計量服從自由度為k的2分布，當(dāng)H大于一定顯著水平的臨界值時，就認(rèn)為模型中存在固定效應(yīng)，從而選用固定效應(yīng)模型，否則選用隨機(jī)效應(yīng)模型。表6為Hausman檢驗(yàn)結(jié)果，它拒絕了使用隨機(jī)效應(yīng)模型。因此，我們選擇固定效應(yīng)模型作為解決內(nèi)生性問題的回歸模型。表7列示了使用

26、固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果。在控制了不隨時間變化的行業(yè)固定因素后，管理者過度自信對企業(yè)投資行為的影響顯著為正，即管理者越過度自信，企業(yè)內(nèi)部投資、并購?fù)顿Y和總投資的規(guī)模就越大,假設(shè)1得到了充分驗(yàn)證。從企業(yè)經(jīng)營活動現(xiàn)金流指標(biāo)來看，該變量在內(nèi)部投資和總投資方程中都是顯著正相關(guān)的，說明企業(yè)投資項(xiàng)目的資金有一部分來源于企業(yè)經(jīng)營活動現(xiàn)金流；該變量在并購方程中是負(fù)相關(guān)，但并不顯著，這可能與并購?fù)顿Y的特殊性有關(guān)，大型的并購除了依靠自有資金外，還常常依靠換股合并、資產(chǎn)交換、外部融資等多種方式實(shí)現(xiàn)。公司治理層面的控制變量在固定效應(yīng)模型中幾乎都沒有通過顯著性檢驗(yàn)，只有獨(dú)立董事規(guī)模變量在并購和總投資方程中是顯著負(fù)相關(guān)的，

27、說明獨(dú)立董事比例高的公司，董事會在做出重大投資決策時會讓獨(dú)董參與其中，提出意見建議，審慎地做出決策。產(chǎn)權(quán)性質(zhì)變量沒有通過顯著性檢驗(yàn)，說明無論是國有還是非國有上市公司，投資規(guī)模和投資水平均無顯著差異。資產(chǎn)負(fù)債率與企業(yè)投資行為顯著負(fù)相關(guān)，即資產(chǎn)負(fù)債率越高，投資行為受到的限制越多，投資水平越低。公司規(guī)模變量與企業(yè)投資也是顯著負(fù)相關(guān)，即小規(guī)模的公司，投資比例越高，投資規(guī)模越大，因?yàn)橐?guī)模小的企業(yè)有積極投資的沖動，希望通過擴(kuò)大投資來做大做強(qiáng)。表8的回歸結(jié)果驗(yàn)證了管理者過度自信與企業(yè)績效存在的顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，即會降低企業(yè)績效。內(nèi)部投資、并購?fù)顿Y、總投資與企業(yè)績效顯著正相關(guān)，這與投資規(guī)模的有效擴(kuò)大會帶來規(guī)模效

28、應(yīng)、提高企業(yè)利潤的觀點(diǎn)是一致的。關(guān)鍵變量交互項(xiàng)Overcon*nbtz與企業(yè)績效負(fù)相關(guān)，即管理者過度自信的企業(yè)進(jìn)行內(nèi)部投資對企業(yè)績效是有損害的，但其沒有通過顯著性檢驗(yàn)。交互項(xiàng)Overcon*MA的統(tǒng)計結(jié)果是顯著負(fù)相關(guān)，其系數(shù)為-0.076，即過度自信的管理者在并購?fù)顿Y中與未過度自信的管理者相比會降低7%左右的企業(yè)績效。交互項(xiàng)Overcon*inv與企業(yè)績效顯著負(fù)相關(guān)，即過度自信的管理者通過投資行為使企業(yè)績效降低了3%左右，假設(shè)2在企業(yè)并購?fù)顿Y和總投資領(lǐng)域均得到了驗(yàn)證。控制變量兩職合一和獨(dú)立董事規(guī)模都未通過顯著性水平檢驗(yàn)。產(chǎn)權(quán)性質(zhì)變量的回歸結(jié)果表明，非國有上市公司的業(yè)績顯著高于國有上市公司，并且

29、在5%的顯著性水平上得到了驗(yàn)證。資產(chǎn)負(fù)債率與企業(yè)績效顯著負(fù)相關(guān)，即資產(chǎn)負(fù)債率越高，企業(yè)的破產(chǎn)風(fēng)險越大，因此，必須合理控制企業(yè)的負(fù)債水平。公司規(guī)模與企業(yè)績效顯著正相關(guān)，即規(guī)模越大的公司業(yè)績越好。公司成長性越高的企業(yè)，績效也越好，且在1%的水平上顯著正相關(guān)。 穩(wěn)健性測試 為了進(jìn)一步檢驗(yàn)研究結(jié)論的穩(wěn)健性，本文用高管相對薪酬作為管理者過度自信的替代變量，重新檢驗(yàn)了管理者過度自信、企業(yè)投資與公司績效的關(guān)系。根據(jù)Hayward和Hambrick（1997）的研究成果，首席執(zhí)行官相對于公司其他高管的薪酬越高，說明首席執(zhí)行官的地位越重要，其也越容易過度自信。出于數(shù)據(jù)的可獲得性，本文先求出前三名高管薪酬占所有高管薪酬之和的相對比例，再求出該比例的中位數(shù)、25%分位數(shù)和75%分位數(shù)，將高管相對薪酬比大于75%中位數(shù)的公司作為管理者過度自信的公司，將高管相對薪酬比小于25%中位數(shù)的公司作為管理者未過度自信的公司。表9為以前三名高管相對薪酬啞變量為解釋變量的回歸分析結(jié)果，可以看出