投資者情緒和管理者過(guò)度自信對(duì)企業(yè)投資異化的影響

謝園

摘要：基于殘差模型，本文研究了投資者情緒和管理者過(guò)度自信對(duì)于我國(guó)A股上市公司投資異化行為的影響。通過(guò)實(shí)證檢驗(yàn)的方法，檢驗(yàn)了2009-2012年，市場(chǎng)參與者的這二種非理性行為并沒有造成上市公司的投資異化的假設(shè)。金融危機(jī)之后公司投資決策趨于謹(jǐn)慎，管理者過(guò)度自信無(wú)法發(fā)揮其中介效應(yīng)，投資者情緒發(fā)揮作用的融資渠道和迎合渠道失效，使得市場(chǎng)表現(xiàn)出宏觀理性特征，其微觀主體也較少受到市場(chǎng)參與者非理性行為的影響。

關(guān)鍵詞：投資者情緒 過(guò)度自信 企業(yè)投資異化 所有權(quán)性質(zhì)

一、引言

近年來(lái)，隨著行為金融學(xué)的發(fā)展，國(guó)內(nèi)學(xué)者在這方面的研究也不斷增加，其成果主要在兩個(gè)方面：一、管理者過(guò)度自信等非理性行為對(duì)企業(yè)決策影響的研究逐漸完善，學(xué)者們通過(guò)實(shí)證研究的手段，結(jié)合中國(guó)國(guó)情，檢驗(yàn)了許多西方先進(jìn)的理論假設(shè)，如管理者過(guò)度自信會(huì)導(dǎo)致企業(yè)投資水平上升和過(guò)度自信的管理者對(duì)現(xiàn)金流更敏感等；二、投資者的非理性行為如投資者情緒，會(huì)扭曲企業(yè)投資決策。但是，同時(shí)考慮管理者和投資者的非理性，即完全擺脫“經(jīng)濟(jì)人”假設(shè)的研究非常有限。

其中，花如貴等人（2010）基于情緒感染理論和迎合理論，提出了管理者過(guò)度自信的中介效應(yīng)理論，認(rèn)為投資者情緒不僅直接干擾企業(yè)投資決策，還通過(guò)影響管理者的過(guò)度自信程度影響投資決策，驗(yàn)證了Polk和Sapienza（2009）提出的投資者情緒迎合理論，即公司的管理者會(huì)追求短期股價(jià)的最大化，利用股東的短視行為，在投資者情緒高漲時(shí)，增加投資推動(dòng)股價(jià)上升，而在情緒回落時(shí)減少投資的理論假設(shè)。此后，黃蓮琴（2011）、王海明（2012）等人也使用類似的方法再次對(duì)其進(jìn)行了檢驗(yàn)，得到了相對(duì)一致的結(jié)論。

可惜的是，上述研究主要分析了企業(yè)投資的絕對(duì)水平，而不能體現(xiàn)企業(yè)投資的相對(duì)水平，不能判斷因?yàn)橥顿Y者和管理者的非理性所造成的投資水平的上升是否合理。而苗文娟（2013）則在他們的基礎(chǔ)之上進(jìn)一步考慮了投資異化的情況，利用企業(yè)經(jīng)營(yíng)數(shù)據(jù)建立殘差模型，劃分企業(yè)投資水平的偏差，從而進(jìn)一步分析了二者對(duì)企業(yè)投資偏差程度的影響。

但是上面的研究也仍有不足。首先，其過(guò)分重視選取樣本的時(shí)間長(zhǎng)度，而忽視了期間企業(yè)管理者變換等因素所可能造成的復(fù)雜影響。其次，根據(jù)花如貴等人（2010）得出的結(jié)論，投資者和管理者的非理性行為所產(chǎn)生的影響存在這兩面性，高漲的投資者情緒和管理者的過(guò)度自信可能使得企業(yè)出現(xiàn)嚴(yán)重的投資過(guò)度，也可能緩解管理者過(guò)分謹(jǐn)慎所帶來(lái)的投資過(guò)低。因此，若不區(qū)分投資過(guò)度和投資不足，可能低估非理性行為對(duì)企業(yè)投資的影響。而且王德魯（2013）在研究中通過(guò)區(qū)分所有權(quán)性質(zhì)，發(fā)現(xiàn)管理者過(guò)度自信的增加會(huì)提高國(guó)企的投資水平，而降低民企的投資水平。這說(shuō)明，確實(shí)有必要在今后的研究中，對(duì)非理性行為的影響對(duì)象進(jìn)行更加細(xì)致的劃分。

本文將在上述研究的基礎(chǔ)上進(jìn)行改進(jìn)，綜合其優(yōu)點(diǎn)擯棄其缺陷，在市場(chǎng)的宏觀理性框架下，區(qū)分投資異化和公司所有權(quán)性質(zhì)，結(jié)合我國(guó)后經(jīng)濟(jì)危機(jī)時(shí)代的投資和經(jīng)營(yíng)特點(diǎn)，進(jìn)一步分析當(dāng)前投資者情緒、管理者過(guò)度自信對(duì)企業(yè)投資異化的影響，探討各市場(chǎng)參與者非理性的傳遞效率。

二、理論分析和研究假說(shuō)

（一）投資者情緒對(duì)投資異化的作用

Stein（1996）將投資者情緒定義為，投資者在有限理性下，對(duì)與未來(lái)預(yù)期的系統(tǒng)性偏差，受到大多數(shù)學(xué)者的認(rèn)可，因此本文對(duì)投資者情緒的討論也將以這一定義為基礎(chǔ)。

根據(jù)現(xiàn)有研究，投資者情緒對(duì)公司投資決策的影響，主要有二個(gè)方面：一是融資渠道機(jī)制。投資者情緒首先造成公司股價(jià)與其實(shí)際價(jià)值的偏離，放寬或者收束了該公司的融資渠道，增加了該公司的融資成本，使得公司的現(xiàn)金流相應(yīng)減少，要求該公司只能優(yōu)先投資于回報(bào)率較高或者具有重大戰(zhàn)略意義的項(xiàng)目，而減少次要的投資項(xiàng)目；二是迎合渠道。短視的經(jīng)理為了突出其經(jīng)營(yíng)成果，將以短期股價(jià)的最大化作為經(jīng)營(yíng)目標(biāo)，而這一目標(biāo)偏差將導(dǎo)致管理者錯(cuò)誤配置資本，甚至盲目地?cái)U(kuò)大投資。因此，投資者情緒的高漲將導(dǎo)致公司投資水平的升高，并且國(guó)外學(xué)者Barberis和Thaler（2003）和國(guó)內(nèi)學(xué)者吳世農(nóng)等人（2009）的研究，已經(jīng)通過(guò)實(shí)證的手段證實(shí)了這一推論。但是投資者的非理性行為所造成的投資水平變化是否超出了正常范圍？由投資者非理性行為所促成的投資項(xiàng)目一定是負(fù)NPV的項(xiàng)目嗎？對(duì)于這一問(wèn)題的研究十分罕見。本文認(rèn)為，投資者情緒雖然會(huì)造成整體投資水平的變化，但是任何訓(xùn)練有素的管理者都不可能完全參照投資者情緒進(jìn)行投資決策，因此這一變化應(yīng)當(dāng)仍然處于理性投資決策的范圍之內(nèi)，不會(huì)造成企業(yè)投資行為的異化。由此，提出兩個(gè)假設(shè)：

H1：投資者情緒雖然可能影響企業(yè)投資水平，但是不會(huì)造成企業(yè)投資行為的異化。

（二）管理者過(guò)度自信對(duì)投資異化的作用

公司擴(kuò)張是企業(yè)家經(jīng)營(yíng)的重要目標(biāo)，但是過(guò)度自信的管理者在決策時(shí)可能存在高估項(xiàng)目收益、低估風(fēng)險(xiǎn)或者盲目樂(lè)觀的情況，具體來(lái)說(shuō)，管理者可能會(huì)采取激進(jìn)的債務(wù)融資決策、提高企業(yè)投資水平、對(duì)現(xiàn)金流更加敏感。目前國(guó)內(nèi)研究對(duì)于上述方面的結(jié)論還是比較一致的，但是過(guò)度自信所造成的決策雖然不一定是理性的最優(yōu)決策，卻未必是非理性的。上市公司的管理者都具備出色的經(jīng)營(yíng)技巧和豐富的決策經(jīng)營(yíng)，在長(zhǎng)期的管理生涯中基本養(yǎng)成了理性決策的習(xí)慣。而激進(jìn)的決策并不一定是非理性（對(duì)風(fēng)險(xiǎn)和收益存在錯(cuò)誤估計(jì)）的，管理者做成激進(jìn)決策未必是出于對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的低估，更多的是出于企業(yè)長(zhǎng)期戰(zhàn)略布局考慮的。因此可以將管理者視為短期非理性而長(zhǎng)期理性的決策者，其長(zhǎng)期理性會(huì)在一定程度上限制并糾正短期非理性行為，將非理性行為的消極影響控制在一定范圍之內(nèi)，管理者可能做出激進(jìn)的決策，但較少作出非理性決策。由此提出本文的第3個(gè)假設(shè)：

H2：管理者過(guò)度自信不會(huì)造成企業(yè)投資異化。

（三）所有權(quán)性質(zhì)對(duì)投資異化的作用

由于我國(guó)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的特點(diǎn)，國(guó)有企業(yè)在許多方面有別于非國(guó)有經(jīng)濟(jì)主體，具有明顯的經(jīng)營(yíng)優(yōu)勢(shì)，甚至導(dǎo)致部分國(guó)有企業(yè)長(zhǎng)期處于壟斷地位。二者在公司結(jié)構(gòu)和經(jīng)營(yíng)特點(diǎn)上也具有明顯的不同，非國(guó)有公司體現(xiàn)出較強(qiáng)的經(jīng)濟(jì)活力和對(duì)市場(chǎng)的快速反應(yīng)能力，而國(guó)有公司則傾向與穩(wěn)健經(jīng)營(yíng)。而二者的不同也將影響投資者情緒和管理者過(guò)度自信的傳遞渠道和傳遞效率，甚至可能完全消除市場(chǎng)非理性參與者的行為影響，維持宏觀市場(chǎng)的總體理性。endprint

李維安（2005）的研究表明，民營(yíng)企業(yè)通過(guò)合理配置股東的持股比例，均衡各方利益的方式，可以抑制管理者過(guò)度自信對(duì)公司投資水平的影響。王德魯（2013）發(fā)現(xiàn)，非理性行為確實(shí)造成了國(guó)企投資水平的增加，但對(duì)民企的作用卻正好相反。所以在研究中有必要區(qū)分國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)。本文在以上基礎(chǔ)上提出以下假設(shè)：

H3：國(guó)有企業(yè)更容易受到管理者過(guò)度自信的直接影響，而非國(guó)有企業(yè)則更容易受到以過(guò)度自信為中介的投資者情緒效應(yīng)的影響。

三、研究數(shù)據(jù)與研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)選擇

本文選取2009～2012年滬深證券交易所的上市公司數(shù)據(jù)為研究對(duì)象，并提出以下樣本：金融類和ST公司；主要財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)缺失的公司；總經(jīng)理在考察年度未能連任的公司。最后篩選出826個(gè)上市公司，共3304組觀測(cè)值。所有數(shù)據(jù)均來(lái)自深圳自國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)（CSMAR）。

（二）變量選擇

1、企業(yè)投資異化的度量

Vogt（1994）采用自由現(xiàn)金流和托賓Q來(lái)衡量企業(yè)的過(guò)度投資行為。國(guó)內(nèi)大多數(shù)學(xué)者也采用托賓Q值或者分解托賓Q值的方法來(lái)度量企業(yè)的投資水平。但遺憾的是，這種方法并不能確切地度量企業(yè)投資異化的程度。本文借鑒Richardson（2006），通過(guò)擬合預(yù)期投資支出，以實(shí)際投資支出與預(yù)期投資支出之差來(lái)衡量企業(yè)的投資異化的方法，基于市場(chǎng)的宏觀理性特征和我國(guó)企業(yè)的實(shí)際情況，對(duì)Richardson殘差模型進(jìn)行改進(jìn)，設(shè)置如下：

[Invi，t=α+β1Invi，t-1+β2Growthi，t+β3Debti，t-1+β4ROEi，t-1+β5Scalei，t-1+β6Cashi，t+β7Cashi，t-1+Year+∑Company+εi，t]（1）

其中，[Invi，t]表示i企業(yè)t年的實(shí)際投資支出；[Growthi，t]表示i企業(yè)t年的投資機(jī)會(huì)，這里要說(shuō)明的是，本文之所以選取t年的企業(yè)主營(yíng)收入增長(zhǎng)率，而不是像Richardson一樣選擇t-1年的企業(yè)主營(yíng)收入增長(zhǎng)率，作為企業(yè)投資機(jī)會(huì)的代理變量，是因?yàn)楸疚恼J(rèn)為企業(yè)當(dāng)年以及后一年主營(yíng)收入增長(zhǎng)能夠更好地衡量當(dāng)年企業(yè)投資是否產(chǎn)生了預(yù)期的投資收益，即投資是否過(guò)度，但由于后一年數(shù)據(jù)不可得，因而僅采用t年的主營(yíng)收入增長(zhǎng)率作為替代變量；[Debti，t-1]、[Roei，t-1]、[Scalei，t-1]、[Cashi，t]、[Cashi，t-1]分別表示i企業(yè)t-1年末的資產(chǎn)負(fù)債率、股票收益率、企業(yè)規(guī)模和t年及t-1年年末的經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流。之所以在模型里添加t年的經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流是考慮到企業(yè)當(dāng)年的現(xiàn)金流也可能使得企業(yè)臨時(shí)改變投資計(jì)劃，增減投資金額，從而影響著當(dāng)年企業(yè)的實(shí)際投資。[Company]和[Year]分別為公司虛擬變量和年度虛擬變量。

2、投資者情緒的度量

本文借鑒花貴如的研究，通過(guò)上一年7-12月的股票累計(jì)月收益率，計(jì)算半年期的動(dòng)量指標(biāo)，衡量投資者情緒：計(jì)算公司如下：

[ISt=i=712Ri，t-1] （2）

其中[Ri，t-1]表示t-1年第i月的股票月收益率。雖然我國(guó)投資者的投資理念更傾向于短期交易，主要收益由資本利得組成，而較少考慮股利和分紅因素，但是依然不能排除特定公司的股利政策對(duì)投資者的影響。因此，所以在統(tǒng)計(jì)月收益率時(shí)，采用了考慮現(xiàn)金紅利再投資的月回報(bào)率，以使得這一指標(biāo)具有普遍性。

3、管理者過(guò)度自信的度量

通過(guò)對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)的整理可以發(fā)現(xiàn)，國(guó)內(nèi)外學(xué)者們對(duì)高管過(guò)度自信的量化指標(biāo)尚未統(tǒng)一，但是基于國(guó)內(nèi)已有的研究，以下幾種方法較為適合我國(guó)實(shí)際情況：一是高管薪酬比例法；二是打分法；三是持股數(shù)量變化法。

本文認(rèn)為，方法一由于薪酬這一變量自身的客觀性，將使其對(duì)過(guò)度自信這一主觀因素的解釋力大大降低；而方法二的成本較高，并且其評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)難以制定，實(shí)行起來(lái)具有一定的困難。并且根據(jù)唐蓓（2010）的研究，由于我國(guó)上市公司高管持股不能自由流通，其增持股票的前提是對(duì)公司前景非常樂(lè)觀，并且愿意承擔(dān)因此增加的風(fēng)險(xiǎn)，因此高管增持股票可以視為過(guò)度自信的表現(xiàn)形式。因此，選取高管持股數(shù)量變化率作為過(guò)度自信的衡量指標(biāo)，若CEO增持股票則將其視為過(guò)度自信的管理者，反之則為非過(guò)度自信。

4、控制變量的選取和處理

同時(shí)，參照國(guó)內(nèi)外學(xué)者的相關(guān)研究，本文進(jìn)一步考慮公司治理中的約束節(jié)制和管理機(jī)制，已經(jīng)其他可能對(duì)企業(yè)投資決策產(chǎn)生影響的因素，具體定義如表1。同時(shí)由于本文在樣本選取中可能包含了部分?jǐn)?shù)據(jù)異常的樣本，為消除其影響，對(duì)各數(shù)值型控制變量，對(duì)變量值處于0%-1%和99%-100%的范圍內(nèi)的樣本進(jìn)行winsorize處理。

表1 變量定義

[變量類型＼&變量名稱＼&變量符號(hào)＼&變量定義＼&被解釋

變量＼&實(shí)際投資＼&Inv＼&（購(gòu)建固定資產(chǎn)、無(wú)形資產(chǎn)和其他長(zhǎng)期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金-處置固定資產(chǎn)、無(wú)形資產(chǎn)和其他長(zhǎng)期資產(chǎn)收回的現(xiàn)金凈額）/年末總資產(chǎn)＼&投資異化＼&IB＼&Richardson模型的回歸殘差＼&主解釋

變量＼&投資者情緒＼&IS＼&股票半年的累計(jì)月收益率＼&高管過(guò)度自信＼&Con＼&高管持股數(shù)量變化率，定義管理者過(guò)度自信，變量值為1，反之為0＼&監(jiān)督

機(jī)制＼&獨(dú)立董事比例＼&ID＼&獨(dú)立董事人數(shù)/董事會(huì)總?cè)藬?shù)＼&董事會(huì)勤勉度＼&BM＼&董事會(huì)會(huì)議次數(shù)＼&兼任董事長(zhǎng)＼&Boss＼&CEO是否兼任董事長(zhǎng)職務(wù)，兼任則為1，否則為0＼&激勵(lì)

機(jī)制＼&董事會(huì)持股比例＼&Bhold＼&董事會(huì)成員持股數(shù)/總股份＼&監(jiān)事會(huì)持股比例＼&Ahold＼&監(jiān)事會(huì)成員持股數(shù)/總股份＼&控

制

變

量＼&最終控制人＼&State＼&國(guó)有取1，非國(guó)有取0＼&企業(yè)成長(zhǎng)機(jī)會(huì)＼&Growth＼&主營(yíng)業(yè)務(wù)收入增長(zhǎng)率＼&現(xiàn)金流＼&Cash＼&現(xiàn)金流凈額/總資產(chǎn)＼&資產(chǎn)負(fù)債率＼&Debt＼&總負(fù)債/總資產(chǎn)＼&企業(yè)規(guī)模＼&Scale＼&總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)＼&股本回報(bào)率＼&Roe＼&凈利潤(rùn)/所有者權(quán)益＼&公司虛擬變量＼&Company＼&本公司則取值為1，否則為0＼&年度虛擬變量＼&Year＼&本年度取值為1，否則為0＼&]endprint

四、實(shí)證結(jié)果及分析

（一）資本投資模型

首先通過(guò)方差膨脹因子（VIF）方法，對(duì)上文所述改進(jìn)的Richardson資本投資模型的自變量進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，最大的VIF值為1.24，小于2，故認(rèn)為變量之間不存在多重共線性。由于需要建立動(dòng)態(tài)面板模型，進(jìn)行Arellano-Bond檢驗(yàn)，檢驗(yàn)的p值為0.3061，說(shuō)明存在自相關(guān)，但由于所取樣本時(shí)間段較短，不再進(jìn)行差分處理，而使用自相關(guān)適應(yīng)的Blundell-Bond估計(jì)量建立資本投資模型，具體結(jié)果如表2：

表2 資本投資模型的檢驗(yàn)和參數(shù)估計(jì)

[變量＼&[Invi，t-1]＼&[Growthi，t]＼&[Debti，t-1]＼&[Roei，t-1]＼&[Scalei，t-1]＼&[Cashi，t]＼&[Cashi，t-1]＼&系數(shù)＼&-0.1949**＼&0.0065***＼&-0.0537***＼&0.0016＼&0.0053＼&-0.0521***＼&0.0019＼&標(biāo)準(zhǔn)誤＼&（0.0962）＼&（0.0022）＼&（0.0130）＼&（0.0091）＼&（0.0039）＼&（0.0199）＼&（0.0126）＼&時(shí)間＼&控制＼&公司＼&控制＼&Wald chi2＼&191.55***＼&]

注：***、**、**分別表示在1%、5%、10%顯著性水平上顯著。

從表3可以看出，多數(shù)的系數(shù)是顯著的，而模型的卡方檢驗(yàn)值也表明模型的整體擬合情況較好。以上結(jié)果說(shuō)明，通過(guò)上述資本投資模型能夠較好地衡量企業(yè)當(dāng)年的投資水平。因此，在市場(chǎng)的宏觀有效和理性假設(shè)下，通過(guò)其殘差來(lái)衡量企業(yè)投資異化程度的方法是有效的。在此基礎(chǔ)上，分別以殘差大于0的樣本為過(guò)度投資組，而殘差小于0的樣本為投資不足組進(jìn)行后續(xù)分析。

（二）企業(yè)投資異化模型

根據(jù)前文的分析，建立如下企業(yè)投資異化模型分析管理者過(guò)度自信、投資者評(píng)價(jià)與企業(yè)投資異化水平的關(guān)系，并驗(yàn)證投資者評(píng)價(jià)是否對(duì)企業(yè)投資異化水平產(chǎn)生影響：

[IBit=β0+β1ISit+β2Conit+β3JDit+β4JLit+β5Xit+εit] （2）

注：JD表示監(jiān)督機(jī)制；JL表示激勵(lì)機(jī)制；X表示其他控制變量。

首先通過(guò)VIF方法進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)，最大的VIF值為1.49，依然不超過(guò)2，因此不存在多重共線性的現(xiàn)象。而表3的左側(cè)4個(gè)模型分別展示投資者情緒、管理者過(guò)度自信、公司監(jiān)督和激勵(lì)機(jī)制以及其他控制變量的回歸結(jié)果。

表3 面板數(shù)據(jù)回歸

[分組＼&投資異化模型＼&穩(wěn)健性檢驗(yàn)＼&國(guó)企＼&民企＼&國(guó)企＼&民企＼&IB>0＼&IB<0＼&IB>0＼&IB<0＼&IB>0＼&IB<0＼&IB>0＼&IB<0＼&[IS]＼&-0.0026＼&-0.0003＼&0.0027＼&0.0028＼&-0.0026＼&-0.0003＼&0.0023＼&0.0030＼&（0.0079）＼&（0.0030）＼&（0.0095）＼&（0.0037）＼&（0.0079）＼&（0.0030）＼&（0.0095）＼&（0.0037）＼&[Con]＼&-0.0045＼&0.0035＼&0.0062＼&0.0019＼&-0.0019＼&-0.0024＼&0.0004＼&-0.0010＼&（0.0062）＼&（0.0025）＼&（0.0052）＼&（0.0024）＼&（0.0040）＼&（0.0017）＼&（0.0054）＼&（0.0020）＼&[ID]＼&-0.0132＼&-0.0030＼&0.0736＼&-0.0106＼&-0.0128＼&-0.0018＼&0.0738＼&-0.0098＼&（0.0481）＼&（0.0197）＼&（0.0600）＼&（0.0219）＼&（0.0483）＼&（0.0198）＼&（0.0610）＼&（0.0218）＼&[BM]＼&0.0009＼&0.0004＼&0.0008＼&-0.0004＼&0.0008＼&0.0004＼&0.0009＼&-0.0004＼&（0.0007）＼&（0.0002）＼&（0.0008）＼&（0.0003）＼&（0.0007）＼&（0.0002）＼&（0.0008）＼&（0.0003）＼&[Boss]＼&-0.0031＼&-0.0068*＼&0.0038＼&-0.0032＼&-0.0024＼&-0.0064*＼&0.0034＼&-0.0031＼&（0.0092）＼&（0.0036）＼&（0.0066）＼&（0.0026）＼&（0.0092）＼&（0.0036）＼&（0.0066）＼&（0.0026）＼&[Bhold]＼&0.0309＼&0.0425＼&-0.0037＼&0.0485***＼&0.0246＼&0.0556＼&0.0029＼&0.0502***＼&（0.1054）＼&（0.0352）＼&（0.0263）＼&（0.0118）＼&（0.1033）＼&（0.0343）＼&（0.0259）＼&（0.0116）＼&[Ahold]＼&-0.4941＼&0.3142＼&0.2294＼&0.3600***＼&-0.5633＼&0.2593＼&0.2872＼&0.3688***＼&（1.6424）＼&（0.5060）＼&（0.3155）＼&（0.1310）＼&（1.5777）＼&（0.5207）＼&（0.3031）＼&（0.1312）＼&[Cash]＼&0.0975***＼&0.0604***＼&0.0379＼&0.0719***＼&0.0974**＼&0.0608***＼&0.0369＼&0.0714***＼&（0.0346）＼&（0.0106）＼&（0.0317）＼&（0.0111）＼&（0.0346）＼&（0.0105）＼&（0.0317）＼&（0.0111）＼&[Scale]＼&0.0123***＼&0.0143***＼&0.0070**＼&0.0154***＼&0.0122***＼&0.0144***＼&0.0071**＼&0.0155***＼&（0.0020）＼&（0.0012）＼&（0.0029）＼&（0.0013）＼&（0.0020）＼&（0.0012）＼&（0.0029）＼&（0.0013）＼&時(shí)間＼&控制＼&公司＼&控制＼&Wald chi2＼&55.46***＼&208.67***＼&16.99＼&199.29***＼&33.22***＼&33.67***＼&90.91***＼&85.94***＼&調(diào)整[R2]＼&0.1088＼&0.3463＼&0.0419＼&0.3373＼&0.1104＼&0.3462＼&0.0419＼&0.3357＼&N＼&578＼&662＼&507＼&729＼&578＼&662＼&507＼&729＼&]endprint

注：***、**、**分別表示在1%、5%、10%顯著性水平上顯著。

1、模型的整體分析

從整體上來(lái)看，本文的投資異化模型對(duì)企業(yè)過(guò)度投資現(xiàn)象的解釋較弱，但是能夠較好解釋企業(yè)投資不足問(wèn)題，并且模型整體的顯著性證明了企業(yè)投資異化的存在，也說(shuō)明該模型能較好地解釋各因素對(duì)企業(yè)投資異化的影響。

下面從誤差分析的角度進(jìn)行分析，首先對(duì)殘差模型的誤差項(xiàng)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)，其均值約為0.002，標(biāo)準(zhǔn)差約為0.073，可以認(rèn)為其服從正態(tài)分布。那么投資異化模型對(duì)投資異化的低解釋程度則主要有3種可能：第一，除了本文所考慮的因素，還有其它重要因素沒有考慮，即存在遺漏變量；第二，所選取樣本中的許多公司沒有出現(xiàn)投資異化的行為，總體上沒有表現(xiàn)出投資異化；第三，前2種情況共通作用的結(jié)果。

若是第一種情況，則雖然模型并不是最優(yōu)的，卻并不影響本文對(duì)各因素作用的分析。若是第二種情況，則說(shuō)明至少在本文所選取的樣本區(qū)間內(nèi)，我國(guó)的上市公司確實(shí)具有宏觀上的理性投資特點(diǎn)，并且能夠?yàn)樽C明本文的假設(shè)1和2提供了有力的證據(jù)。若是第三種情況，即宏觀市場(chǎng)的理性并非是真實(shí)的，而是其它遺漏變量的作用結(jié)果，則較為復(fù)雜，且其范圍已經(jīng)超出了本文所討論的主題，因此暫不考慮第3種情況。在此基礎(chǔ)上，本文繼續(xù)對(duì)各類因素進(jìn)行具體分析。

2、投資者情緒和管理者過(guò)度自信

從表3中可以看出，投資者情緒和管理者過(guò)度自信對(duì)企業(yè)投資異化均沒有顯著的影響。相反，若單純地以企業(yè)投資水平為因變量，二者的系數(shù)依然是不顯著的；若剔除財(cái)務(wù)指標(biāo)而只考慮公司治理因素，則過(guò)度自信的系數(shù)變?yōu)轱@著，但是整體模型的解釋程度卻相當(dāng)?shù)牡?，其調(diào)整的R2最大的也僅有0.05，但出于篇幅限制本文將不展示不同模型的嘗試結(jié)果。

而正如前文所提到的，之前國(guó)內(nèi)學(xué)者的研究中，二者對(duì)公司的投資水平的影響確實(shí)是顯著的。具體來(lái)看，上述研究所采用的數(shù)據(jù)均以2008年之前的數(shù)據(jù)為主，而本文所選取的樣本時(shí)間段則在09-12年，說(shuō)明我國(guó)上市公司在2008年的金融危機(jī)之后出現(xiàn)了明顯的變化，上市公司對(duì)于投資者情緒和管理者過(guò)度自信的反應(yīng)明顯弱化，基本不受二者的影響。這一結(jié)果也符合08年以來(lái)我國(guó)的經(jīng)濟(jì)特點(diǎn)，雖然我國(guó)經(jīng)濟(jì)在金融危機(jī)之后依然高速增長(zhǎng)，但是各上市公司依然受到了較大的影響，股價(jià)的下跌導(dǎo)致公司股權(quán)融資效率大大降低，直接限制了公司的投資水平，從而堵塞了投資者情緒發(fā)生作用的股權(quán)融資渠道。而在近年來(lái)的大熊市中，我國(guó)滬深市場(chǎng)依然持續(xù)低迷，投資者情緒保持相對(duì)中性，09-12年的均值約為0.09，標(biāo)準(zhǔn)差約為0.34，既沒有嚴(yán)重的恐慌，也沒有過(guò)分的低估。再加上我國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌進(jìn)程的不斷推進(jìn)，使得我國(guó)公司在這一經(jīng)濟(jì)階段的投資決策以慎重為主，部分公司對(duì)于現(xiàn)金流的依賴導(dǎo)致企業(yè)投資對(duì)于現(xiàn)金流的敏感性大大增加。使得管理者在進(jìn)行決策時(shí)無(wú)暇顧及投資者的情緒，大大削弱了迎合渠道的作用，使得投資者情緒造成公司投資行為的異化。而在后金融危機(jī)時(shí)代，即使是過(guò)度自信的管理者，其對(duì)于未來(lái)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的判斷也是相對(duì)謹(jǐn)慎的，沒有造成公司投資的異化。

因此，可以認(rèn)為本文的H1和H2在所選樣本區(qū)間內(nèi)是成立的，市場(chǎng)參與者的非理性并沒有造成公司投資行為的異化，而不能證明H3是成立的。

3、所有權(quán)性質(zhì)對(duì)投資異化的影響

從回歸結(jié)果可以看出，民企和國(guó)企最顯著的不同便是公司激勵(lì)機(jī)制的作用。董事會(huì)持股比例和監(jiān)事會(huì)持股比例這2個(gè)因素對(duì)于投資不足的民企有顯著的影響，而對(duì)于國(guó)企卻沒有。并且其系數(shù)表明：監(jiān)事會(huì)股權(quán)激勵(lì)機(jī)制的效果遠(yuǎn)遠(yuǎn)好于董事會(huì)的股權(quán)激勵(lì)機(jī)制的效果。說(shuō)明這一政策的邊界效應(yīng)遠(yuǎn)高于董事會(huì)激勵(lì)機(jī)制。因此，在公司經(jīng)營(yíng)管理過(guò)程中，應(yīng)當(dāng)給予監(jiān)事會(huì)成員適當(dāng)?shù)闹匾?，激?lì)其發(fā)揮監(jiān)督職能，從而防止公司投資決策過(guò)分謹(jǐn)慎，改善經(jīng)營(yíng)狀況。同時(shí)，通過(guò)對(duì)于過(guò)度投資組的觀察可以發(fā)現(xiàn)，公司治理結(jié)構(gòu)對(duì)于消除過(guò)度投資行為并沒有顯著的效果。因此所有權(quán)性質(zhì)其實(shí)是決定我國(guó)公司治理結(jié)構(gòu)是否能夠發(fā)揮作用的關(guān)鍵因素之一，但其具體作用和改進(jìn)方式仍然需要其它研究進(jìn)行補(bǔ)充。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)回歸結(jié)果穩(wěn)健性，本文借鑒高管薪酬判定法。即認(rèn)為高管的薪酬相對(duì)于公司其他管理者的薪酬越高，他們的地位越重要，也就越容易發(fā)生過(guò)度自信。以CEO薪酬占前三名董事、監(jiān)事及高管薪酬之和的比值，衡量高管過(guò)度自信程度。若其比值大于中位數(shù)，則認(rèn)為高管存在過(guò)度自信，否則認(rèn)為不存在過(guò)度自信。同時(shí)使用更為普遍的托賓Q值衡量企業(yè)投資水平，具體計(jì)算方式如下：

TobinQ=（年末流通市值+非流通股份占凈資產(chǎn)的金額（非流通股份*每股凈資產(chǎn)）+總負(fù)債合計(jì)）/年末總資產(chǎn)

穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果已在表3的右側(cè)給出，其與之前的回歸結(jié)果并沒有明顯的區(qū)別，因而認(rèn)為本文的結(jié)論是穩(wěn)健的。

六、結(jié)束語(yǔ)

通過(guò)對(duì)于09-12年我國(guó)滬深兩市上市公司數(shù)據(jù)的分析，本文發(fā)現(xiàn)金融危機(jī)之后，我國(guó)上市公司的投資行為確實(shí)存在著一定程度的投資異化現(xiàn)象，這主要是由公司的經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流和公司規(guī)模導(dǎo)致的——大公司在危機(jī)中積極尋找機(jī)會(huì)，利用其相對(duì)充裕的現(xiàn)金流增加了投資力度。而投資者情緒則因?yàn)槠涔蓹?quán)融資渠道和迎合渠道的同時(shí)失效，沒有對(duì)公司投資決策產(chǎn)生顯著的影響。同時(shí)，在這一經(jīng)濟(jì)階段管理者的謹(jǐn)慎決策和管理水平的上升也大大降低了管理者過(guò)度自信對(duì)于公司投資決策的影響，使得宏觀市場(chǎng)上表現(xiàn)出上市公司投資的集體理性特點(diǎn)。證明了投資者情緒和管理者過(guò)度自信在樣本區(qū)間內(nèi)，確實(shí)沒有造成公司投資行為的異化。公司治理結(jié)構(gòu)對(duì)于公司投資決策的監(jiān)督機(jī)制雖然沒有明顯的效果，但是其激勵(lì)機(jī)制確實(shí)能改善我國(guó)非國(guó)有上市公司的投資行為，在危機(jī)時(shí)彌補(bǔ)了因?yàn)檫^(guò)度謹(jǐn)慎造成的投資不足，為公司長(zhǎng)期發(fā)展帶來(lái)了好處。這也從另一側(cè)面說(shuō)明，我國(guó)國(guó)有經(jīng)濟(jì)的改革依然任重道遠(yuǎn)。

但是本文也有自身的缺陷，投資異化模型的擬合情況說(shuō)明本文遺漏了某些重要變量，比如在樣本區(qū)間內(nèi)的政策因素以及各公司海外業(yè)務(wù)拓展情況等。然而這些因素雖然影響深遠(yuǎn)，卻難以通過(guò)系統(tǒng)的方法統(tǒng)計(jì)，是目前研究的一大難點(diǎn)。其次，本文選取樣本時(shí)較強(qiáng)的約束條件（CEO連任），限制了樣本時(shí)間的長(zhǎng)度和樣本數(shù)量。endprint

參考文獻(xiàn)：

[1]花如貴.投資者情緒對(duì)企業(yè)投資行為的影響研究[D].天津：南開大學(xué)，2010

[2]黃蓮琴，楊露璐.投資者情緒、管理者過(guò)度自信與資本投資[J].東南學(xué)術(shù)，2011，（5）

[3]王海明，曾德明.投資者情緒對(duì)企業(yè)投資行為的影響[J].統(tǒng)計(jì)與決策，2012，（24）

[4]苗文娟.投資者情緒、管理者過(guò)度自信和公司投資異化[D].廣州：暨南大學(xué)，2013

[5]王德魯，宋學(xué)鋒.公司治理機(jī)制、管理者過(guò)度自信對(duì)企業(yè)與市場(chǎng)績(jī)效的影響——基于不同所有權(quán)性質(zhì)視角的經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)[J].現(xiàn)代財(cái)經(jīng)，2013，（5）

[6]吳世農(nóng)，汪強(qiáng).迎合投資者情緒？過(guò)度保守？還是兩者并存——關(guān)于公司投資行為的實(shí)證研究[J].公司治理評(píng)論，2009，（1）：185-204

[7]余明桂，夏新平，鄒振松.管理者過(guò)度自信與企業(yè)激進(jìn)負(fù)債行為[J].管理世界，2006，（8）

[8]李維安，邱艾超，牛建波.公司治理的新進(jìn)展：國(guó)際趨勢(shì)與中國(guó)模式[J].南開管理評(píng)論，2010，（6）：15-26

[9]郝穎，劉星，林朝南. 我國(guó)上市公司高管人員過(guò)度自信與投資決策的實(shí)證研究[J].中國(guó)管理科學(xué)，2005，（13）

[10]唐蓓.管理者過(guò)度自信對(duì)上市企業(yè)并購(gòu)?fù)顿Y的影響[J].審計(jì)與經(jīng)濟(jì)研究，2010，（25）：77-83.

[11]Roll， Richard. The Hubris Hypothesis of Corporate Takeovers. Journal of Business， 1985， 59（2）：197-216.

[12]Heaton， J. B. Managerial Optimism and Corporate Finance. Journal of Finance， 2001， （56）：1533-1597.

[13]Stein， Jeremy. Rational Capital Budgeting in An Irrational World. Journal of Business， 1996， （69）：429-455

[14]Polk C， Sapienza P. The Stock Market and Corporate Investment：A Test of Catering Theory[J]. Review of Financial Studies， 2009， 22（1）：187-217.

[15]Barberis Nicholas， Richard Thaler. A Survey of Behavioral Finance [M]. Handbook of the Economics of Finance，Edited by G.M.Constantinides， M.Harris， R.Stulz， 2003.

[16]Malmendier U， Tate G. Who Makes Acquisitions CEO Overconfidence and the Markets Reaction[J]. Journal of Financial Economics， 2008，（1）

[17]Malmendier， Tate. CEO Overconfidence and Corporte Investment [J]. The Journal of Finance， 2005， （60）：2661-2770.

[18]Vogt S. The Cash Flow， Investment relationship： Evidence From U.S. Manufacturing Firms [J]. Financial Management， 1994， （23）：3-20.

[19]Richardson. Over-Investment of Free Cash Flow [J]. Review of accounting studies， 2006， （11）：159-189.endprint

參考文獻(xiàn)：

[1]花如貴.投資者情緒對(duì)企業(yè)投資行為的影響研究[D].天津：南開大學(xué)，2010

[2]黃蓮琴，楊露璐.投資者情緒、管理者過(guò)度自信與資本投資[J].東南學(xué)術(shù)，2011，（5）

[3]王海明，曾德明.投資者情緒對(duì)企業(yè)投資行為的影響[J].統(tǒng)計(jì)與決策，2012，（24）

[4]苗文娟.投資者情緒、管理者過(guò)度自信和公司投資異化[D].廣州：暨南大學(xué)，2013

[5]王德魯，宋學(xué)鋒.公司治理機(jī)制、管理者過(guò)度自信對(duì)企業(yè)與市場(chǎng)績(jī)效的影響——基于不同所有權(quán)性質(zhì)視角的經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)[J].現(xiàn)代財(cái)經(jīng)，2013，（5）

[6]吳世農(nóng)，汪強(qiáng).迎合投資者情緒？過(guò)度保守？還是兩者并存——關(guān)于公司投資行為的實(shí)證研究[J].公司治理評(píng)論，2009，（1）：185-204

[7]余明桂，夏新平，鄒振松.管理者過(guò)度自信與企業(yè)激進(jìn)負(fù)債行為[J].管理世界，2006，（8）

[8]李維安，邱艾超，牛建波.公司治理的新進(jìn)展：國(guó)際趨勢(shì)與中國(guó)模式[J].南開管理評(píng)論，2010，（6）：15-26

[9]郝穎，劉星，林朝南. 我國(guó)上市公司高管人員過(guò)度自信與投資決策的實(shí)證研究[J].中國(guó)管理科學(xué)，2005，（13）

[10]唐蓓.管理者過(guò)度自信對(duì)上市企業(yè)并購(gòu)?fù)顿Y的影響[J].審計(jì)與經(jīng)濟(jì)研究，2010，（25）：77-83.

[11]Roll， Richard. The Hubris Hypothesis of Corporate Takeovers. Journal of Business， 1985， 59（2）：197-216.

[12]Heaton， J. B. Managerial Optimism and Corporate Finance. Journal of Finance， 2001， （56）：1533-1597.

[13]Stein， Jeremy. Rational Capital Budgeting in An Irrational World. Journal of Business， 1996， （69）：429-455

[14]Polk C， Sapienza P. The Stock Market and Corporate Investment：A Test of Catering Theory[J]. Review of Financial Studies， 2009， 22（1）：187-217.

[15]Barberis Nicholas， Richard Thaler. A Survey of Behavioral Finance [M]. Handbook of the Economics of Finance，Edited by G.M.Constantinides， M.Harris， R.Stulz， 2003.

[16]Malmendier U， Tate G. Who Makes Acquisitions CEO Overconfidence and the Markets Reaction[J]. Journal of Financial Economics， 2008，（1）

[17]Malmendier， Tate. CEO Overconfidence and Corporte Investment [J]. The Journal of Finance， 2005， （60）：2661-2770.

[18]Vogt S. The Cash Flow， Investment relationship： Evidence From U.S. Manufacturing Firms [J]. Financial Management， 1994， （23）：3-20.

[19]Richardson. Over-Investment of Free Cash Flow [J]. Review of accounting studies， 2006， （11）：159-189.endprint

參考文獻(xiàn)：

[1]花如貴.投資者情緒對(duì)企業(yè)投資行為的影響研究[D].天津：南開大學(xué)，2010

[2]黃蓮琴，楊露璐.投資者情緒、管理者過(guò)度自信與資本投資[J].東南學(xué)術(shù)，2011，（5）

[3]王海明，曾德明.投資者情緒對(duì)企業(yè)投資行為的影響[J].統(tǒng)計(jì)與決策，2012，（24）

[4]苗文娟.投資者情緒、管理者過(guò)度自信和公司投資異化[D].廣州：暨南大學(xué)，2013

[5]王德魯，宋學(xué)鋒.公司治理機(jī)制、管理者過(guò)度自信對(duì)企業(yè)與市場(chǎng)績(jī)效的影響——基于不同所有權(quán)性質(zhì)視角的經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)[J].現(xiàn)代財(cái)經(jīng)，2013，（5）

[6]吳世農(nóng)，汪強(qiáng).迎合投資者情緒？過(guò)度保守？還是兩者并存——關(guān)于公司投資行為的實(shí)證研究[J].公司治理評(píng)論，2009，（1）：185-204

[7]余明桂，夏新平，鄒振松.管理者過(guò)度自信與企業(yè)激進(jìn)負(fù)債行為[J].管理世界，2006，（8）

[8]李維安，邱艾超，牛建波.公司治理的新進(jìn)展：國(guó)際趨勢(shì)與中國(guó)模式[J].南開管理評(píng)論，2010，（6）：15-26

[9]郝穎，劉星，林朝南. 我國(guó)上市公司高管人員過(guò)度自信與投資決策的實(shí)證研究[J].中國(guó)管理科學(xué)，2005，（13）

[10]唐蓓.管理者過(guò)度自信對(duì)上市企業(yè)并購(gòu)?fù)顿Y的影響[J].審計(jì)與經(jīng)濟(jì)研究，2010，（25）：77-83.

[11]Roll， Richard. The Hubris Hypothesis of Corporate Takeovers. Journal of Business， 1985， 59（2）：197-216.

[12]Heaton， J. B. Managerial Optimism and Corporate Finance. Journal of Finance， 2001， （56）：1533-1597.

[13]Stein， Jeremy. Rational Capital Budgeting in An Irrational World. Journal of Business， 1996， （69）：429-455

[14]Polk C， Sapienza P. The Stock Market and Corporate Investment：A Test of Catering Theory[J]. Review of Financial Studies， 2009， 22（1）：187-217.

[15]Barberis Nicholas， Richard Thaler. A Survey of Behavioral Finance [M]. Handbook of the Economics of Finance，Edited by G.M.Constantinides， M.Harris， R.Stulz， 2003.

[16]Malmendier U， Tate G. Who Makes Acquisitions CEO Overconfidence and the Markets Reaction[J]. Journal of Financial Economics， 2008，（1）

[17]Malmendier， Tate. CEO Overconfidence and Corporte Investment [J]. The Journal of Finance， 2005， （60）：2661-2770.

[18]Vogt S. The Cash Flow， Investment relationship： Evidence From U.S. Manufacturing Firms [J]. Financial Management， 1994， （23）：3-20.

[19]Richardson. Over-Investment of Free Cash Flow [J]. Review of accounting studies， 2006， （11）：159-189.endprint