經(jīng)理人過度樂觀下的企業(yè)投資決策

鄭開元，李燈強(qiáng)

（1.武漢大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，武漢 430072；2.湖北省社會(huì)科學(xué)院，武漢 430077）

0 引言

公司投資理論中存在兩套理論，一套是以傳統(tǒng)財(cái)務(wù)理論為基礎(chǔ)，以理性人假設(shè)為前期的公司投資理論，主要包括MM理論、信息不對稱理論和代理理論。其中，信息不對稱產(chǎn)生的融資約束會(huì)導(dǎo)致企業(yè)投資不足并高度依賴于企業(yè)內(nèi)部自由現(xiàn)金流量。代理理論則正好相反，代理人為了獲取自身利益最大化導(dǎo)致了公司投資決策發(fā)生扭曲，造成過度投資。另一套理論則否定了理性人假設(shè)，從決策者認(rèn)知偏差角度入手，著重考察了管理者非理性帶來的非效率投資。非效率投資包括過度投資和投資不足。

針對管理者過度自信問題，Landier和Thesmar（2009）提出企業(yè)管理者相對一般員工而言更加自信。崔?。?014）通過進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)由于一個(gè)經(jīng)理人的收入與其投融資決策密切相關(guān)，因此在信息不對稱的情況下，樂觀的經(jīng)理人只能依賴于自己的能力，為了獲得更多的收入而增加投資。但也有學(xué)者指出，當(dāng)公司內(nèi)部現(xiàn)金流充裕時(shí)，管理者過度自信不會(huì)導(dǎo)致過度投資，反而會(huì)減少投資。為了驗(yàn)證樂觀經(jīng)理人對公司投資的真實(shí)影響，本文研究了Baker和 Wurgler（2012）理論，并參考 Mohamed，Bouri和Fairchild（2013）托賓Q投資模型，考察了樂觀經(jīng)理人下的非效率投資問題。

1 研究設(shè)計(jì)

1.1 假設(shè)提出

部分學(xué)者認(rèn)為由于過度自信的經(jīng)理人一方面堅(jiān)信公司股價(jià)被市場所低估，一方面又認(rèn)為公司進(jìn)行外部融資成本過高，因此會(huì)采取內(nèi)部融資的方式對投資項(xiàng)目進(jìn)行融資，這一行為加強(qiáng)了公司投資與內(nèi)部現(xiàn)金流的聯(lián)系，導(dǎo)致投資-現(xiàn)金流敏感度的提高。

但Baker和Wurgler（2012）提出當(dāng)管理者只對現(xiàn)有資產(chǎn)過度樂觀時(shí)，管理者過度樂觀不會(huì)造成過度投資。相反，充裕的內(nèi)部現(xiàn)金流使得公司具有還債能力，公司會(huì)優(yōu)先將內(nèi)部現(xiàn)金流用于還債，而不會(huì)在此期間進(jìn)行大量投資。

為了證實(shí)Baker和Wurgler（2012）的觀點(diǎn)，本文提出假設(shè)1：

H1：經(jīng)理人過度樂觀會(huì)導(dǎo)致投資-現(xiàn)金流敏感度的降低。

接著，本文進(jìn)一步考察了受到不同融資約束程度公司的樂觀經(jīng)理人對投資-現(xiàn)金流敏感度的影響，并提出假設(shè)2：

H2：過度樂觀經(jīng)理人對投資-現(xiàn)金流敏感度的影響在融資約束較大的公司中更加明顯。

1.2 樣本選取

本文選取2008～2014年中國滬深兩市A股上市公司作為研究樣本。同時(shí)依據(jù)以下標(biāo)準(zhǔn)對樣本進(jìn)行篩選：（1）剔除ST、PT類公司。因?yàn)镾T、PT類公司財(cái)務(wù)狀況異常，會(huì)對研究結(jié)果產(chǎn)生影響。（2）剔除金融行業(yè)公司。金融行業(yè)與非金融行業(yè)采取的會(huì)計(jì)標(biāo)準(zhǔn)不同，因此不具有可比性。（3）剔除2007年以后上市的公司。（4）剔除相關(guān)數(shù)據(jù)有所缺失的公司。本文選取2008～2014年5530個(gè)平衡面板數(shù)據(jù)作為樣本，其中2008～2014年各選取了790家公司。所有數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫。

1.3 變量選擇

本文選取投資支出作為被解釋變量，經(jīng)理人過度自信、現(xiàn)金流和過度自信與現(xiàn)金流的交叉項(xiàng)作為解釋變量。為了控制其他因素對投資支出的影響，本文引入托賓Q值、獨(dú)立董事個(gè)數(shù)和獨(dú)立董事比例。其中引入托賓Q值是為了剔除公司成長性對模型的影響，引入獨(dú)立董事個(gè)數(shù)和獨(dú)立董事比例是為了剔除公司董事會(huì)結(jié)構(gòu)對模型的影響。具體變量定義見表1。

表1 變量定義

I為被解釋變量，使用標(biāo)準(zhǔn)化后資本支出來計(jì)算，I=（經(jīng)營租賃所支付的現(xiàn)金+購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其它長期資產(chǎn)所支付的現(xiàn)金-處置固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)而收回的現(xiàn)金凈額）/年初資產(chǎn)總計(jì)；Opt為解釋變量，虛擬變量，其中，高管持股數(shù)量變化用當(dāng)年高管持股數(shù)量減去前一年高管持股數(shù)量，如果該值大于0，就把管理者定義為過度樂觀的管理者，取值為1；其余取值為0。高管相對薪酬比例作為Opt用于穩(wěn)健性檢驗(yàn)。如果高管前三名薪酬總額/所有高管薪酬總額大于中位數(shù)，就把管理者定義為過度自信的管理者，取值為1；其余取值為0。CF為解釋變量，使用標(biāo)準(zhǔn)化后息稅折舊攤銷前利潤（EBITDA）來計(jì)算。CF=（營業(yè)利潤+財(cái)務(wù)費(fèi)用+固定資產(chǎn)折舊、油氣資產(chǎn)折耗、生產(chǎn)性生物資產(chǎn)折舊+無形資產(chǎn)攤銷+長期待攤費(fèi)用攤銷)/年初資產(chǎn)總計(jì)。Q為t-1期的滯后變量。用市場價(jià)值/期末總資產(chǎn)來計(jì)算。X為控制變量，包括獨(dú)立董事個(gè)數(shù)、獨(dú)立董事比例和董事長兼任情況。其中，獨(dú)立董事比例用獨(dú)立董事人數(shù)/董事人數(shù)來計(jì)算。董事長兼任情況為虛擬變量，如果存在董事長兼任情況，則取值為1；其余取值為0。

本文通過公司股息分配率情況進(jìn)行了分組。其中，將股息支付率為0的公司劃分為融資約束較大的公司，將股息支付率大于0的公司劃分為融資約束較小的公司。

1.4 計(jì)量模型

本文基于國內(nèi)外針對投資-現(xiàn)金流敏感度的前期研究，參考托賓Q投資模型（Malmendier和 Tate，2005）來考察投資-現(xiàn)金流敏感度。

基本模型：

Iit=β0+β1Qit-1+β2CFit+β3optit+β4optit*CFit+β5Xit+εit

其中I為標(biāo)準(zhǔn)化后的資本支出；Q為前一年的托賓Q值；CF為標(biāo)準(zhǔn)化后息稅折舊攤銷前利潤；Opt為高管持股數(shù)量變化和高管相對薪酬比例（用于穩(wěn)健性檢驗(yàn)），是虛擬變量；Opt*CF為高管過度樂觀與現(xiàn)金流的交互項(xiàng)；X是與董事會(huì)結(jié)構(gòu)有關(guān)的變量，包括獨(dú)立董事個(gè)數(shù)、獨(dú)立董事比例和是否兼任董事長；ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

2 實(shí)證結(jié)果和分析

2.1 描述性統(tǒng)計(jì)

表2 描述性統(tǒng)計(jì)（全樣本）

如表2所示，本文針對投資支出、托賓Q值、現(xiàn)金流、高管持股數(shù)量變化、高管相對薪酬比例、獨(dú)立董事個(gè)數(shù)、獨(dú)立董事比例、兼任董事長情況以及股息支付率的樣本數(shù)量、最大值、最小值、平均值、中位數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì)。表2為全樣本的描述性統(tǒng)計(jì)。

2.2 回歸結(jié)果

表3 回歸結(jié)果

本文通過對790家公司，5530個(gè)樣本進(jìn)行回歸得到以下結(jié)果，見表3。其中第二列為全樣本的回歸結(jié)果，后兩列為子樣本的回歸結(jié)果。

對于本文考察的所有上市公司而言，我們可以看出代表公司成長性的托賓Q值與公司投資之間并不顯著，這說明公司投資水平并不依賴于公司的成長機(jī)會(huì)。相反，公司投資與內(nèi)部現(xiàn)金流在10%的顯著水平下呈顯著正相關(guān)關(guān)系，這說明公司投資水平依賴于內(nèi)部現(xiàn)金流供給和內(nèi)部現(xiàn)金流水平。同樣的，公司投資和經(jīng)理人過度樂觀之間也呈顯著正相關(guān)關(guān)系，這意味著一個(gè)過度樂觀的經(jīng)理人會(huì)增加公司投資。關(guān)于該結(jié)果，崔巍（2014）認(rèn)為，由于一個(gè)經(jīng)理人的收入與其投資決策密切相關(guān)，因此，一旦經(jīng)理人對自己的能力過于樂觀，在信息不對稱的情況下，他只能依賴于自己的能力，為了獲得更多的收入而增加投資。接著我們可以看到經(jīng)理人過度樂觀和現(xiàn)金流之間的交叉項(xiàng)與公司投資之間呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，即證實(shí)了假設(shè)1。這一結(jié)果與大部分前期研究相違背，Malmendier和Tate（2005）等國內(nèi)外學(xué)者認(rèn)為當(dāng)公司內(nèi)部現(xiàn)金流水平較高時(shí)，過度自信的管理者會(huì)帶來投資-現(xiàn)金流敏感度的增加，造成過度投資。但是，Baker和Wurgler（2012）提出當(dāng)管理者只對現(xiàn)有資產(chǎn)過度樂觀時(shí)，管理者過度自信不會(huì)產(chǎn)生過度投資。相反，充裕的內(nèi)部現(xiàn)金流使得公司具有還債能力，公司會(huì)優(yōu)先將內(nèi)部現(xiàn)金流用于還債，而不會(huì)在此期間進(jìn)行大量投資。Hackbarth（2009）從反面亦證實(shí)了以上觀點(diǎn)。他認(rèn)為一個(gè)過度樂觀、自信的管理者會(huì)進(jìn)行大量債務(wù)融資，導(dǎo)致公司債務(wù)的不斷積壓，公司一時(shí)無法還清所有債務(wù)，反而還會(huì)為了還債而加大公司投資力度，使得公司投資不足現(xiàn)象得到緩解。

本文根據(jù)Mohamed，Bouri和 Fairchild（2013）對融資約束的分組方式將所有公司劃分為融資約束較大的公司和融資約束較小的公司。其中，股息支付率為0的公司定義為融資約束較大的公司；而股息支付率大于0的公司則定義為融資約束較小的公司。

我們將融資約束不同的兩類公司進(jìn)行對比發(fā)現(xiàn)，融資約束較小的公司的內(nèi)部現(xiàn)金流與投資之間呈顯著正相關(guān)關(guān)系，且系數(shù)相對于融資約束較大的公司而言要大一些。這說明融資約束較小的公司投資對內(nèi)部現(xiàn)金流的依賴性很大。對于該結(jié)果，Mohamed，Bouri和 Fairchild（2013）認(rèn)為這反映出了受融資約束較大的公司更容易暴露出投資-現(xiàn)金流敏感度的問題。接著，我們發(fā)現(xiàn)盡管兩類公司過度樂觀的經(jīng)理人都會(huì)導(dǎo)致投資的增加，但是融資約束較小的公司并不顯著。這說明過度樂觀的經(jīng)理人對融資約束較大的公司的影響要遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過融資約束較小的公司，即驗(yàn)證了假設(shè)2。最后，我們發(fā)現(xiàn)對于融資約束較大的公司，投資與內(nèi)部現(xiàn)金流在10%的顯著水平下呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，而融資約束較小的公司雖然也呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，但是并不顯著。當(dāng)融資約束較大的公司陷入財(cái)務(wù)困境的時(shí)候，過度樂觀的管理者會(huì)增加投資，甚至有可能帶來投資過度問題。

2.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步驗(yàn)證實(shí)證結(jié)果，本文選取高管相對薪酬比例作為度量管理者過度樂觀的衡量指標(biāo)。在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，本文選取2008～2014年5000個(gè)非平衡面板數(shù)據(jù)作為樣本，并在樣本中剔除了ST、PT類公司、金融行業(yè)公司和相關(guān)數(shù)據(jù)有所缺失的公司。得出結(jié)果基本與本文研究結(jié)果一致。

3 結(jié)論

本文對2008～2014年非金融類上市公司進(jìn)行研究，考察了經(jīng)理人過度樂觀與企業(yè)投資決策之間的關(guān)系。發(fā)現(xiàn)過度樂觀的經(jīng)理人普遍傾向于過度投資，但是當(dāng)內(nèi)部現(xiàn)金流充裕的時(shí)候，公司投資會(huì)減少。在考慮融資約束因素后，我們發(fā)現(xiàn)過度樂觀經(jīng)理人對投資-現(xiàn)金流敏感度的影響在融資約束較大的公司中顯得更加明顯。但經(jīng)理人過度自信對投資的影響可能會(huì)隨著公司生命周期的變化而發(fā)生改變。我們可以結(jié)合生命周期理論和投資理論做進(jìn)一步的研究。

[1]Baker.Behavioral Corporate Finance:An Updated Survey,Handbook of The Economics,George M.Constantinides[C].Milton Harris,Rene M.Stulz,eds.,Vol.2,Elsevier Press,NYU Working Paper No.FIN-11-022，2012.

[2]Malmendier and Tate,CEO Overconfidence and Corporate Investment[J].Journal of Finance,2005.

[3]崔巍.管理者過度自信對公司金融決策的影響[J].山東社會(huì)科學(xué)，2014，（1）.

[4]高登云.管理者過度自信、現(xiàn)金流量與投資決策[J].中國證券期貨，2013，（8）.

[5]胡國柳.高管過度自信程度、自由現(xiàn)金流與過度投資[J].預(yù)測，2013，（6）.