管理者層級(jí)差異的過度自信對(duì)企業(yè)投資決策的影響研究

劉 柏 梁 超

(吉林大學(xué)商學(xué)院)

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管理者層級(jí)差異的過度自信對(duì)企業(yè)投資決策的影響研究

劉 柏 梁 超

(吉林大學(xué)商學(xué)院)

將管理者劃分為董事長(zhǎng)和總經(jīng)理兩個(gè)管理層級(jí)，考察不同管理層級(jí)過度自信對(duì)投資水平的影響。以管理者自愿持股增加作為過度自信的代理變量，通過建立全樣本、董事長(zhǎng)過度自信、總經(jīng)理過度自信、二職合一過度自信、董事長(zhǎng)和總經(jīng)理同時(shí)過度自信5個(gè)樣本組，用2010～2014年A股上市公司的數(shù)據(jù)，分別對(duì)5個(gè)樣本組進(jìn)行回歸。實(shí)證結(jié)果表明，管理者過度自信對(duì)公司投資水平具有正向影響，而且籌資現(xiàn)金流對(duì)該影響具有負(fù)向調(diào)節(jié)作用。不同管理者過度自信對(duì)投資水平的作用途徑有所不同：董事長(zhǎng)過度自信在直接調(diào)整投資水平的同時(shí)，會(huì)降低投資對(duì)經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流的敏感性；總經(jīng)理的過度自信只影響投資水平，不改變投資對(duì)現(xiàn)金流的敏感性。相對(duì)于董事長(zhǎng)和總經(jīng)理同時(shí)過度自信的管理者而言，二職合一管理者過度自信對(duì)投資水平影響更顯著。

管理層級(jí)； 過度自信； 投資水平； 現(xiàn)金流敏感性； 公司治理

大量的行為金融學(xué)研究成果表明，企業(yè)的經(jīng)營(yíng)決策除了受到客觀條件的制約外，還會(huì)受到管理者主觀心理偏差的影響，比如過度自信、過度樂觀、控制幻覺和框架依賴等。其中，過度自信被認(rèn)為是在探討經(jīng)理人非理性行為時(shí)最穩(wěn)定的發(fā)現(xiàn)[1]。在過度自信對(duì)投資水平影響的研究中，理論和實(shí)證分析都表明，管理者過度自信不僅會(huì)直接影響公司的投資規(guī)模，還會(huì)進(jìn)一步調(diào)節(jié)投資對(duì)現(xiàn)金流的敏感性?，F(xiàn)有文獻(xiàn)中，國(guó)外學(xué)者通常是以CEO作為過度自信的考察對(duì)象，而受集體決策制影響，國(guó)內(nèi)學(xué)者則大多是考察公司整個(gè)管理層的過度自信，對(duì)于不同層級(jí)的管理者個(gè)人過度自信的影響鮮有涉及。然而，現(xiàn)實(shí)中公司的經(jīng)營(yíng)決策可能并不是由整個(gè)管理團(tuán)隊(duì)而是由個(gè)人做出的，那么，管理者個(gè)人的過度自信是否會(huì)對(duì)公司投資水平產(chǎn)生影響？不同層級(jí)的管理者個(gè)人的過度自信傾向是否存在差異？是否會(huì)對(duì)公司的投資及現(xiàn)金流的敏感性產(chǎn)生影響?中國(guó)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)正處于完善階段，經(jīng)理人市場(chǎng)尚未成熟，管理者的非理性行為比較突出[2]，所以，需要利用上市公司的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)，通過實(shí)證分析進(jìn)行檢驗(yàn)。

1 理論分析和研究假設(shè)

用于解釋非效率投資的傳統(tǒng)理論是委托代理理論和信息不對(duì)稱論。委托代理理論認(rèn)為，管理者為滿足獲取特權(quán)、建立商業(yè)帝國(guó)等個(gè)人私欲，會(huì)在企業(yè)現(xiàn)金流充裕時(shí)，投資凈現(xiàn)值為負(fù)的項(xiàng)目，導(dǎo)致過度投資[3]；信息不對(duì)稱論則認(rèn)為，由于逆向選擇的存在，使得企業(yè)使用外部資金的成本高于內(nèi)部資金，從而使管理者放棄具有投資價(jià)值的項(xiàng)目，導(dǎo)致投資不足[4]。這兩種理論用來解釋投資行為時(shí)，是以“理性人”為前提的，而隨著投資效率低下、頻繁變換投資方向等投資異象的出現(xiàn)，人們發(fā)現(xiàn)，基于完全理性人假設(shè)的傳統(tǒng)理論，并不能很好地解釋這些非理性投資行為。與傳統(tǒng)財(cái)務(wù)理論不同，行為財(cái)務(wù)學(xué)放寬了理性人假設(shè)，認(rèn)為人是有限理性的，在進(jìn)行認(rèn)知和決策時(shí)，會(huì)受到各種心理偏差的影響，這些非理性投資決策的產(chǎn)生，并不僅是因?yàn)楣芾碚吆屯顿Y者之間的利益差異或資本市場(chǎng)的不完善而產(chǎn)生的結(jié)果，而是由于管理者存在一些心理上的缺陷，妨礙了他們對(duì)傳統(tǒng)財(cái)務(wù)理論工具的正確運(yùn)用。大量研究表明，管理者尤其容易受過度自信的影響[5]。

1.1 過度自信和企業(yè)投資

過度自信是一個(gè)心理學(xué)概念，是指因人們對(duì)自身能力和知識(shí)面了解程度不足而產(chǎn)生的偏差。包括絕對(duì)和相對(duì)過度自信，絕對(duì)過度自信是指認(rèn)為自己的能力高于實(shí)際水平，相對(duì)過度自信認(rèn)為自己的能力要高于其他人。產(chǎn)生過度自信的原因主要有以下幾個(gè)方面：①難度效應(yīng)。對(duì)于比較復(fù)雜的問題，通常很難預(yù)測(cè)事情未來的發(fā)展方向，而實(shí)驗(yàn)表明，由于無法確定事物未來發(fā)展的可能性，人們通常會(huì)按照已知的情況進(jìn)行判斷，即將復(fù)雜的事情簡(jiǎn)單化。②控制幻覺。所謂控制幻覺是指在進(jìn)行經(jīng)營(yíng)決策時(shí)，管理者會(huì)在潛意識(shí)上夸大他們對(duì)決策結(jié)果的掌控能力，低估機(jī)運(yùn)或不可控因素在事件發(fā)展過程及結(jié)論上所起的作用。③社會(huì)信號(hào)。BURKS等[6]認(rèn)為，當(dāng)試驗(yàn)者擁有積極的社會(huì)反饋時(shí)，比如在組織里起主導(dǎo)作用，將大大增加個(gè)人的過度自信傾向。企業(yè)經(jīng)營(yíng)決策是一個(gè)復(fù)雜的過程，要求在不確定的情況下進(jìn)行預(yù)測(cè)，符合難度效應(yīng)，與普通員工相比，高管人員擁有更多信息和決策權(quán)力，容易產(chǎn)生控制幻覺；同時(shí)，可以成功晉升為董事長(zhǎng)或總經(jīng)理，說明高管人員已經(jīng)在組織內(nèi)部獲得了積極的反饋信號(hào)。由此可知，高管人員更容易產(chǎn)生過度自信的心理特征，在經(jīng)營(yíng)管理中通常表現(xiàn)為高估自身決策能力和信息準(zhǔn)確性，從而高估收益卻低估風(fēng)險(xiǎn)[7]。

過度自信對(duì)企業(yè)投資的作用，主要體現(xiàn)在直接影響投資水平和調(diào)節(jié)投資對(duì)現(xiàn)金流的敏感性上。在理論方面，ROLL[8]最先發(fā)現(xiàn)過度自信會(huì)影響企業(yè)投資，他提出的“狂妄自大”假說認(rèn)為，管理者的“狂妄自負(fù)”容易引發(fā)非效率并購(gòu)行為；MALMENDIER等[9,10]進(jìn)一步驗(yàn)證了過度自信的管理者會(huì)更加頻繁地進(jìn)行公司投資和并購(gòu)。國(guó)內(nèi)學(xué)者也通過經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)驗(yàn)證了相關(guān)理論，郝穎等[11]認(rèn)為，同高管人員適度自信行為相比，過度自信的高管人員行為與公司的投資增長(zhǎng)水平正相關(guān)；姜付秀等[12]研究發(fā)現(xiàn),管理者過度自信與企業(yè)的總投資水平顯著正相關(guān)，且會(huì)加大企業(yè)陷入財(cái)務(wù)困境的可能性?？梢姡P(guān)于過度自信對(duì)投資水平的影響，國(guó)內(nèi)外學(xué)者基本取得了一致看法，即由于在公司經(jīng)營(yíng)中，存在過度自信傾向的管理者往往會(huì)高估公司未來業(yè)績(jī)而低估風(fēng)險(xiǎn)，表現(xiàn)在投資決策方面，管理者可能會(huì)高估現(xiàn)金流流入，低估投資風(fēng)險(xiǎn)，從而增加投資規(guī)模。

然而，關(guān)于研究主體方面，國(guó)內(nèi)外存在一定差異，由于歐美國(guó)家股權(quán)較為分散，CEO掌握著公司主要經(jīng)營(yíng)決策權(quán)，因而成為外國(guó)學(xué)者研究過度自信的主要對(duì)象。我國(guó)大多數(shù)企業(yè)名義上采取的是集體決策制，所以，目前國(guó)內(nèi)通常研究整個(gè)管理層過度自信的影響。即便是在股權(quán)結(jié)構(gòu)相對(duì)分散的歐美資本市場(chǎng)，GLASER等[13]也用德國(guó)上市公司的數(shù)據(jù)驗(yàn)證了相對(duì)于CEO個(gè)人，公司其他高管人員個(gè)人的過度自信也對(duì)投資水平具有解釋作用。在中國(guó)，受到崇尚權(quán)力和地位的現(xiàn)實(shí)影響，整個(gè)團(tuán)隊(duì)的經(jīng)營(yíng)決策難免會(huì)打上個(gè)別核心人物行為特質(zhì)的烙印。董事長(zhǎng)作為整個(gè)董事會(huì)的最高領(lǐng)導(dǎo)者，無疑在公司的投資決策中擁有絕對(duì)權(quán)威，負(fù)責(zé)實(shí)施具體投資方案的總經(jīng)理也可能會(huì)對(duì)投資過程產(chǎn)生重大影響，因此，本研究的管理者個(gè)人具體是指董事長(zhǎng)和總經(jīng)理。在我國(guó)上市公司中，相對(duì)于整個(gè)管理層過度自信，董事長(zhǎng)或(和)總經(jīng)理的過度自信更具有對(duì)投資規(guī)模的解釋作用。由此，提出以下假設(shè)：

假設(shè)1 管理者個(gè)人的過度自信對(duì)企業(yè)投資水平具有正向影響。

除了對(duì)投資水平的直接作用，學(xué)者們更加關(guān)注在不同融資約束條件下，過度自信對(duì)投資水平的影響。目前，大部分研究認(rèn)為，管理者的過度自信在直接增加投資水平的同時(shí)，還會(huì)提高投資對(duì)現(xiàn)金流的敏感性，加劇投資過度或投資不足。HEATON[14]通過構(gòu)造二期模型發(fā)現(xiàn)，即便在資本市場(chǎng)有效和沒有代理成本的情況下，過度自信的管理者也會(huì)認(rèn)為資本市場(chǎng)低估了公司的證券價(jià)值，從而放棄那些可以給公司帶來價(jià)值但需要進(jìn)行外部融資的項(xiàng)目；同時(shí)，當(dāng)公司內(nèi)部現(xiàn)金流充裕時(shí)，由于對(duì)收益的高估和風(fēng)險(xiǎn)的低估，則會(huì)投資凈現(xiàn)值為負(fù)的項(xiàng)目，損害公司利益。MALMENDIER等[9]的實(shí)證研究也證實(shí)了這一點(diǎn)，通過對(duì)《福布斯》500家企業(yè)CEO的檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，當(dāng)公司內(nèi)部擁有充足現(xiàn)金流時(shí)，過度自信的管理者會(huì)增加投資；當(dāng)內(nèi)部現(xiàn)金流短缺時(shí)，對(duì)投資進(jìn)行縮減，這種影響對(duì)存在股權(quán)依賴的公司更為明顯。GLASER等[13]在運(yùn)用德國(guó)上市公司經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)時(shí)，對(duì)于管理人員(CEO、CFO、董事監(jiān)事等)過度自信也得出了與MALMENDIER等[9]類似的結(jié)論。

關(guān)于過度自信對(duì)投資和現(xiàn)金流敏感性的調(diào)節(jié)作用，國(guó)內(nèi)學(xué)者在運(yùn)用我國(guó)經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)檢驗(yàn)時(shí)得出的結(jié)論則不盡相同。郝穎等[11]認(rèn)為，我國(guó)過度自信高管投資的經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流敏感性更高，但該敏感性與融資約束大小無關(guān)，而是和股權(quán)融資數(shù)量負(fù)相關(guān)，這點(diǎn)與MALMENDIER等[9]的研究結(jié)論不同；王霞等[15]的研究發(fā)現(xiàn)，過度自信的管理者的投資對(duì)融資現(xiàn)金流敏感，但和自由現(xiàn)金流的敏感性沒有顯著關(guān)系；李云鶴等[16]認(rèn)為，在高成長(zhǎng)高現(xiàn)金流企業(yè)，過度自信管理者會(huì)發(fā)生過度投資，但對(duì)自由現(xiàn)金流的敏感性不顯著?？梢?，關(guān)于過度自信管理者投資現(xiàn)金流的敏感性方面，國(guó)內(nèi)學(xué)者并沒有取得一致結(jié)論，究其原因，主要是國(guó)內(nèi)外企業(yè)在融資方式的選擇上存在巨大差異。融資優(yōu)序理論認(rèn)為，資本市場(chǎng)存在信息不對(duì)稱和交易成本，進(jìn)行股權(quán)融資不僅會(huì)對(duì)外傳遞企業(yè)不利信息，還會(huì)增加資金使用成本，因此，企業(yè)會(huì)遵循留存收益—債務(wù)融資—權(quán)益融資的順序[4]。然而，在我國(guó)資本市場(chǎng)現(xiàn)有約束條件下，由于對(duì)上市公司沒有硬性派息要求，股權(quán)融資成本明顯低于債權(quán)融資成本，導(dǎo)致上市公司存在著明顯的股權(quán)融資偏好，表現(xiàn)為：公司上市之前，有著極其強(qiáng)烈的沖動(dòng)去謀求股票的首次公開發(fā)行；公司上市之后，在再融資方式的選擇上，非常積極地選擇配股或增發(fā)等股權(quán)融資方式，使中國(guó)上市公司的融資順位表現(xiàn)為股權(quán)融資、短期債權(quán)融資、長(zhǎng)期債權(quán)融資和內(nèi)源融資[17]。不同融資約束下的資金供給曲線見圖1。HEATON[14]提出的關(guān)于過度自信管理者投資現(xiàn)金流敏感性的理論，就是以融資優(yōu)序理論為基礎(chǔ)的，面臨的資金供給曲線見圖1中S1所示，i1表示市場(chǎng)實(shí)際利率水平。對(duì)于國(guó)外企業(yè)而言，他們會(huì)優(yōu)先選擇資金成本較低的內(nèi)部資金，當(dāng)資金需求量超過公司的自由現(xiàn)金流(CF0)時(shí)，外部融資的成本會(huì)逐漸增加；而我國(guó)上市公司股權(quán)融資的成本一般低于債務(wù)融資，企業(yè)通常對(duì)超過股權(quán)融資的部分才進(jìn)行債權(quán)和內(nèi)部融資，供給曲線為S2所示。E0為企業(yè)可以在資本市場(chǎng)籌集的資金量。

圖1 不同融資約束下的資金供給曲線

圖2 內(nèi)部資金不足時(shí)過度自信管理者投資水平

當(dāng)內(nèi)部資金不足時(shí)，過度自信管理者投資水平見圖2。由圖2所示，在新古典投資模型中，企業(yè)面臨的資金供給曲線是截距為i的水平線，因此，最優(yōu)投資水平為S0和D0交點(diǎn)確定的K*，當(dāng)企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流不足時(shí)，企業(yè)只能使用股權(quán)融資，實(shí)際面臨的是向上傾斜的供給曲線S1，實(shí)際的投資水平為D0和S1的交點(diǎn)確定的投資水平K0>K*，表明即使管理者是理性的，由于權(quán)益融資的低成本，也會(huì)導(dǎo)致企業(yè)的過度投資，即我國(guó)企業(yè)普遍存在的“重融資，輕投資”現(xiàn)象。對(duì)于過度自信的管理者而言，由于會(huì)高估項(xiàng)目投資的收益低估風(fēng)險(xiǎn)，面臨的資金需求曲線會(huì)右移至D1，此時(shí)的投資規(guī)模為D1和S1的交點(diǎn)確定的投資水平K1，為了彌補(bǔ)內(nèi)部資金的不足，當(dāng)企業(yè)經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流越低時(shí)，過度自信的管理者越傾向于增加股權(quán)融資規(guī)模，以彌補(bǔ)內(nèi)部資金的不足，供給曲線擴(kuò)大至S2，實(shí)際的投資規(guī)模為D1和S2確定的交點(diǎn)K2，與理性投資者的投資水平K0的差異用Δ表示，由兩部分組成，其中Δ1表示過度自信導(dǎo)致投資增加的部分，Δ2表示內(nèi)部經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流缺乏導(dǎo)致投資增加的部分。由此，對(duì)于我國(guó)上市公司而言，由于股權(quán)融資優(yōu)于內(nèi)部融資，當(dāng)內(nèi)部現(xiàn)金流不足時(shí)，公司的投資規(guī)模不會(huì)因?yàn)閮?nèi)部資金的不足而減少，反而會(huì)由于股權(quán)融資的易獲得性和低成本性增加，換言之，過度自信的管理者企業(yè)投資對(duì)內(nèi)部現(xiàn)金流的敏感性為負(fù)。

當(dāng)企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流充裕時(shí)，過度自信管理者投資水平見圖3，企業(yè)面臨的實(shí)際供給曲線見圖3的S1所示，企業(yè)最優(yōu)投資規(guī)模為D0和S1的交點(diǎn)確定的K*，過度自信管理者的實(shí)際投資規(guī)模為D1和S1的交點(diǎn)確定的K1，雖然K1>K*，但主要是由于過度自信產(chǎn)生的投資水平的增加，不會(huì)影響投資對(duì)現(xiàn)金流的敏感性，即當(dāng)企業(yè)內(nèi)部資金充裕時(shí)，過度自信管理者的投資水平對(duì)內(nèi)部現(xiàn)金流不敏感。

圖3 內(nèi)部資金充足時(shí)過度自信管理者投資水平

綜上，提出以下假設(shè)：

假設(shè)2 管理者個(gè)人過度自信能夠調(diào)節(jié)投資對(duì)經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流的敏感性。

假設(shè)2a 當(dāng)企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流充裕時(shí)，過度自信不會(huì)影響投資水平對(duì)內(nèi)部現(xiàn)金流的敏感性。

假設(shè)2b 當(dāng)企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流不足時(shí)，過度自信會(huì)降低投資水平對(duì)內(nèi)部現(xiàn)金流的敏感性。

1.2 管理層級(jí)和過度自信

董事長(zhǎng)和總經(jīng)理是公司管理層中最具影響力的個(gè)人，一般而言，以董事長(zhǎng)為決策核心的董事會(huì)負(fù)責(zé)確定公司的經(jīng)營(yíng)方針、發(fā)展規(guī)劃等重大戰(zhàn)略決策及日常經(jīng)營(yíng)中的重大事項(xiàng)，總經(jīng)理則負(fù)責(zé)實(shí)施董事會(huì)所做的各項(xiàng)重大決議，并進(jìn)行公司的日常經(jīng)營(yíng)管理。由此，在我國(guó)目前的公司治理機(jī)制下，董事長(zhǎng)無疑是決策團(tuán)隊(duì)中最具控制力和影響力的個(gè)人，同時(shí)，還有很多公司存在董事長(zhǎng)和總經(jīng)理二職合一的情況，根據(jù)MORCK[18]的心理實(shí)驗(yàn)，董事會(huì)存在對(duì)CEO的盲目忠誠(chéng)，CEO在董事會(huì)的權(quán)威導(dǎo)致董事們對(duì)股東和公司的責(zé)任轉(zhuǎn)移為對(duì)CEO的服從，從而導(dǎo)致二職合一的管理人員對(duì)公司有更高的控制權(quán)和決策權(quán)。如前所述，產(chǎn)生過度自信的主要原因包括控制幻覺和社會(huì)反饋，是否擁有決策權(quán)力與控制能力是決定管理者控制幻覺程度的重要因素，同時(shí)，級(jí)別越高的管理者，往往會(huì)收到更為積極的社會(huì)反饋，從而加強(qiáng)過度自信水平。由此，提出以下假設(shè)：

假設(shè)3 不同管理層級(jí)的過度自信對(duì)企業(yè)投資水平的影響存在差異。

假設(shè)3a 相對(duì)于總經(jīng)理過度自信的管理者，董事長(zhǎng)單獨(dú)過度自信對(duì)投資水平影響更大。

假設(shè)3b 相對(duì)于董事長(zhǎng)和總經(jīng)理同時(shí)過度自信的管理者，二職合一的管理者過度自信對(duì)投資水平影響更大。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 變量界定

(1)解釋變量 關(guān)于過度自信的衡量，目前國(guó)內(nèi)外的文獻(xiàn)中存在以下幾種方法：管理層持股變化、主流媒體的評(píng)價(jià)、業(yè)績(jī)預(yù)告偏差、高管人員的相對(duì)薪酬等。鑒于對(duì)不同管理層級(jí)進(jìn)行衡量的指標(biāo)適用性，本研究借鑒郝穎等[11]的方法，即用管理者個(gè)人持股的自愿增加作為衡量過度自信的標(biāo)準(zhǔn)。由于管理者已將個(gè)人的人力資源風(fēng)險(xiǎn)完全暴露于所在公司，從風(fēng)險(xiǎn)分散角度考慮，管理者有理由購(gòu)買其他公司股票而非增持本公司股票，除非管理者對(duì)自己的經(jīng)營(yíng)能力過度自信，相信增持本公司股票可以獲得超額收益。以年度為考察區(qū)間，當(dāng)剔除分紅和業(yè)績(jī)股后，管理者仍在增持本公司股票時(shí)，過度自信變量取1，否則取0。

另外，根據(jù)《證券法》和《上市公司董事、監(jiān)事和高級(jí)管理人員所持本公司股份及其變動(dòng)管理規(guī)則》相關(guān)規(guī)定，上市公司董事、監(jiān)事及高級(jí)管理人員不得在出現(xiàn)短期交易機(jī)會(huì)或窗口期買賣本公司股票，進(jìn)一步排除了管理層買入股票的短期逐利動(dòng)機(jī)。同時(shí)，國(guó)資委下發(fā)的《關(guān)于規(guī)范國(guó)有企業(yè)職工持股、投資的意見》、《關(guān)于規(guī)范國(guó)有控股上市公司實(shí)施股權(quán)激勵(lì)制度有關(guān)問題的通知》等相關(guān)法規(guī)，雖然對(duì)國(guó)有企業(yè)員工持股存在諸多制約，但均是為防范國(guó)有資產(chǎn)流失，針對(duì)國(guó)有企業(yè)股權(quán)激勵(lì)、增資擴(kuò)股行為實(shí)施的限制，并不涉及管理者個(gè)人在二級(jí)市場(chǎng)上的股票買入，因此，國(guó)有企業(yè)高管持股增加沒有受到明確的限制，和私人企業(yè)一樣，二級(jí)市場(chǎng)上自愿持股增加可以較為適當(dāng)?shù)胤从称髽I(yè)管理者過度自信的情況。

關(guān)于現(xiàn)金流水平的衡量，如前所述，投資規(guī)模不僅直接受現(xiàn)金流水平的影響，其敏感性還可能會(huì)進(jìn)一步受到過度自信的調(diào)節(jié)，所以，選取經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流作為企業(yè)現(xiàn)金流水平的替代變量，并用期初總資產(chǎn)進(jìn)行平減。

(2)控制變量 主要借鑒MALMENDIER等[9]及姜付秀等[12]的研究成果，選取以下控制變量：①投資機(jī)會(huì)。一般而言，企業(yè)面臨的投資機(jī)會(huì)越多，越傾向于提高投資水平，這里用托賓Q體現(xiàn)投資機(jī)會(huì)對(duì)投資水平的影響。②董事會(huì)結(jié)構(gòu)。獨(dú)立董事制度是規(guī)范公司治理的重要方面，當(dāng)董事會(huì)獨(dú)立董事占比越高時(shí)，表明企業(yè)接受的外部監(jiān)督越強(qiáng)。陳運(yùn)森等[19]認(rèn)為，獨(dú)立董事會(huì)在一定程度上影響企業(yè)的投資行為，所以，采用獨(dú)立董事占比作為董事會(huì)結(jié)構(gòu)的替代變量。③資產(chǎn)負(fù)債率。李金等[20]認(rèn)為，企業(yè)的償債能力會(huì)負(fù)向影響投資對(duì)現(xiàn)金流的敏感性，使用資產(chǎn)負(fù)債率指標(biāo)對(duì)該影響進(jìn)行控制。④實(shí)際控制人。鑒于國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)在所有權(quán)性質(zhì)及公司治理等方面的諸多差別，本研究對(duì)實(shí)際控制人變量進(jìn)行了控制，國(guó)有企業(yè)取1，非國(guó)有企業(yè)取0。研究中涉及變量的具體定義見表1。

表1 變量定義

2.2 樣本選擇

選取2010～2014年滬深兩市A股上市公司為研究樣本，并進(jìn)行以下處理：①剔除金融和地產(chǎn)行業(yè)上市公司。證券行業(yè)高管人員持股受到嚴(yán)格限制，無法采用持股變化衡量過度自信。與其他企業(yè)相比，銀行業(yè)的財(cái)務(wù)報(bào)表較為特殊，因此，將金融行業(yè)予以剔除。房地產(chǎn)業(yè)投資規(guī)模受國(guó)家行業(yè)政策影響較大，可能無法真實(shí)反映管理者的投資意愿，予以剔除。②剔除ST、*ST公司，這類企業(yè)連年虧損，財(cái)務(wù)狀況異常，予以剔除。③剔除研究年度內(nèi)上市的公司。企業(yè)上市當(dāng)年，股權(quán)融資現(xiàn)金流較大，可能會(huì)對(duì)投資決策產(chǎn)生影響，予以剔除。④剔除年度內(nèi)董事長(zhǎng)或總經(jīng)理發(fā)生變更的樣本，高管職務(wù)發(fā)生變更時(shí)，可能會(huì)影響管理者個(gè)人對(duì)公司及個(gè)人的認(rèn)知和判斷，將該類樣本剔除。⑤剔除資產(chǎn)負(fù)債率大于1的企業(yè)。這類企業(yè)所有者權(quán)益小于0，資本結(jié)構(gòu)特殊，予以剔除。⑥剔除其他數(shù)據(jù)缺失的樣本公司。經(jīng)過以上篩選后，共得到6 949個(gè)樣本，其中2010年999個(gè)，2011年1 276個(gè)，2012年1 531個(gè)，2013年1 611個(gè)，2014年1 532個(gè)。其中，上市公司的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)根據(jù)國(guó)泰安上市公司股東研究數(shù)據(jù)庫(kù)中的實(shí)際控制人確定，缺失數(shù)據(jù)通過萬德數(shù)據(jù)庫(kù)上市公司性質(zhì)資料進(jìn)行補(bǔ)充，將上市公司分為國(guó)有和非國(guó)有兩類，其余數(shù)據(jù)均來自國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)。

2.3 統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)

數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表2。6 949個(gè)總樣本中，二職合一的樣本1 905個(gè)，二職分離的樣本5 044個(gè)。其中，有609個(gè)二職合一過度自信樣本，占比32%；二職分離樣本中，董事長(zhǎng)單獨(dú)過度自信樣本776個(gè)，占比15%，總經(jīng)理單獨(dú)過度自信樣本784個(gè)，占比16%，董事長(zhǎng)和總經(jīng)理同時(shí)過度自信的樣本為562個(gè)，占比11%?？梢姡毢弦坏墓芾碚哌^度自信傾向最為明顯，董事長(zhǎng)和總經(jīng)理總體比率相當(dāng)。然而，在國(guó)有和非國(guó)有企業(yè)中，過度自信樣本比率差別較大，在非國(guó)有企業(yè)中，二職合一過度自信比率明顯大于董事長(zhǎng)過度自信比率，總經(jīng)理過度自信比率最小，基本符合管理者控制權(quán)利越大，過度自信傾向越明顯的設(shè)想。在國(guó)有企業(yè)中，總經(jīng)理過度自信比率卻高于董事長(zhǎng)，這可能與董事長(zhǎng)和總經(jīng)理的任命方式有關(guān)；在市場(chǎng)化的企業(yè)中，總經(jīng)理對(duì)董事會(huì)負(fù)責(zé)，由董事會(huì)聘任和監(jiān)督，而國(guó)有企業(yè)的董事長(zhǎng)和總經(jīng)理基本上都是由上級(jí)主管部門委派的，二者的權(quán)利差距要遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于非國(guó)有企業(yè)，總經(jīng)理在權(quán)利方面的提升或許導(dǎo)致了更強(qiáng)的過度自信傾向。值得注意的是，非國(guó)有上市公司各層級(jí)的過度自信比率均高于國(guó)有企業(yè)，究其原因，一方面，可能是因?yàn)閲?guó)有上市公司高管對(duì)于持股不像非國(guó)有上市公司高管那么敏感；另一方面，可能是由于非國(guó)有企業(yè)管理者在決策制定時(shí)，較少受到行政指令的支配，擁有更加靈活的決策權(quán)和支配權(quán)，從而更容易產(chǎn)生控制幻覺。同時(shí)，與國(guó)有企業(yè)管理者的上級(jí)委任方式不同，非國(guó)有企業(yè)的管理者往往是公司的創(chuàng)立者，見證了公司從初創(chuàng)到發(fā)展壯大的過程，因此，在公司內(nèi)部擁有更高的權(quán)威性，從而產(chǎn)生過度自信的心理偏差。

表2 數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)結(jié)果

2.4 研究模型

為驗(yàn)證不同管理層級(jí)過度自信對(duì)投資水平的影響，運(yùn)用以下模型進(jìn)行回歸分析：

3 實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果分析

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)

對(duì)6 949個(gè)全樣本的主要研究變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)，結(jié)果見表3。投資水平的最小值為-0.51，最大值為10.38，說明我國(guó)上市公司的投資水平存在較大差異；過度自信的平均數(shù)是0.23，說明有23%的管理者存在過度自信；籌資現(xiàn)金流水平均值為總資產(chǎn)的5%，且差異較大；托賓Q的均值為2.14，該值處于一個(gè)較為合理的水平，能較好地反映公司的價(jià)值；實(shí)際控制人類型均值為0.41，說明非國(guó)有控股公司略多于國(guó)有控股公司。模型中主要變量間的相關(guān)系數(shù)均小于0.3，不存在多重共線性。

表3 描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果(N=6 949)

3.2 實(shí)證結(jié)果分析

經(jīng)檢驗(yàn)，樣本數(shù)據(jù)符合多元線性回歸的基本假設(shè)，同時(shí)還進(jìn)行了D.W.檢驗(yàn)和VIF檢驗(yàn)。D.W.值均在1.9～2.0之間(在回歸結(jié)果中列示)，各變量方差膨脹因子均小于3，進(jìn)一步說明，觀測(cè)樣本中不存在顯著的序列自相關(guān)和多重共線性，因此，采用多元線性回歸方法對(duì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。全樣本和不同現(xiàn)金流水平的回歸結(jié)果見表4。

全樣本的回歸結(jié)果顯示，過度自信在1%的水平上與投資水平顯著正相關(guān)，說明與非過度自信的管理者相比，過度自信的管理者更傾向于增加投資水平，假設(shè)1得到證實(shí)。然而，交互項(xiàng)的系數(shù)顯著為負(fù)，即過度自信會(huì)降低投資對(duì)經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流的敏感性。隨著模型中控制變量的引入，并沒有改變過度自信、經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流和交互項(xiàng)的顯著性，解釋變量影響效果比較穩(wěn)定。在全樣本回歸的模型2和模型3中，托賓Q的回歸系數(shù)顯著為正，表示投資機(jī)會(huì)的增加會(huì)提高企業(yè)投資規(guī)模，與傳統(tǒng)的新古典綜合理論的結(jié)論相一致。資產(chǎn)負(fù)債率與投資水平顯著正相關(guān)，說明負(fù)債是企業(yè)進(jìn)行投資的一項(xiàng)主要資金來源，但獨(dú)立董事占比對(duì)公司投資水平?jīng)]有顯著影響。

表4 全樣本和不同現(xiàn)金流水平的回歸結(jié)果

注：*、**、***分別表示相關(guān)系數(shù)在10%、5%、1%上顯著，下同。

為進(jìn)一步分析過度自信對(duì)投資-現(xiàn)金流敏感性的調(diào)節(jié)作用，將樣本總體按照經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流是否充足分別進(jìn)行回歸，假定當(dāng)企業(yè)經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流小于等于零時(shí)為內(nèi)部資金不足，反之為內(nèi)部資金充足。6 949個(gè)總樣本中，經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流小于等于零的1 575個(gè)，大于零的5 374個(gè)，說明大部分上市公司經(jīng)營(yíng)方面流動(dòng)性狀況良好。在現(xiàn)金流不足樣本的回歸模型4中，只有交互項(xiàng)的系數(shù)顯著，其余兩個(gè)解釋變量均不顯著，而且在增加控制變量的過程中，過度自信與投資水平的相關(guān)性依然不明顯。由此可見，當(dāng)企業(yè)內(nèi)部資金不足時(shí)，管理者可支配資金有限，雖然過度自信對(duì)投資水平具有正向影響，但效果并不顯著。同時(shí)，過度自信管理者具有高估收益低估相關(guān)風(fēng)險(xiǎn)的特點(diǎn)，項(xiàng)目選擇域會(huì)大于理性管理者，由于我國(guó)股權(quán)融資成本較低，當(dāng)經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流不足時(shí)，過度自信管理者往往會(huì)選擇外部融資對(duì)投資資金進(jìn)行補(bǔ)充，從而表現(xiàn)為過度自信降低投資對(duì)內(nèi)部現(xiàn)金流的敏感性。隨著控制變量的增加，雖然經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流對(duì)投資影響的顯著性逐漸提高，但系數(shù)值遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于全樣本回歸，說明與總樣本相比，當(dāng)內(nèi)部資金不足時(shí),經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流對(duì)投資水平的解釋程度大大降低?？刂谱兞恐型匈eQ和資產(chǎn)負(fù)債率的回歸系數(shù)顯著為正，而且托賓Q的系數(shù)要大于全樣本中的系數(shù)值，說明在企業(yè)內(nèi)部資金不足時(shí)，投資機(jī)會(huì)對(duì)投資水平的正向影響反而更大，從側(cè)面進(jìn)一步驗(yàn)證了企業(yè)利用外源融資進(jìn)行投資的可能性。資產(chǎn)負(fù)債率回歸系數(shù)顯著為正，但低于全樣本中系數(shù)值，說明雖然企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流不足，需要外部融資，但并沒有增加企業(yè)對(duì)負(fù)債的依賴。這主要和我國(guó)上市公司“股權(quán)融資-債權(quán)融資-內(nèi)部資金”[17]的融資偏好有關(guān)，大部分內(nèi)部資金不足的企業(yè)通常會(huì)選擇股權(quán)融資，現(xiàn)金流不足的樣本回歸的擬合優(yōu)度普遍低于其他兩組，也間接說明當(dāng)內(nèi)部資金短缺時(shí)，有其他因素(比如股權(quán)現(xiàn)金流)對(duì)投資水平產(chǎn)生重要影響。

模型7的回歸結(jié)果表明，與現(xiàn)金流不足的企業(yè)剛好相反，過度自信和經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流對(duì)內(nèi)部資金充裕企業(yè)的投資水平具有顯著的解釋作用，但過度自信對(duì)現(xiàn)金流的調(diào)節(jié)作用不明顯。出現(xiàn)這種情況的可能原因是，我國(guó)上市公司比較容易從資本市場(chǎng)上以較低成本籌集資金，當(dāng)企業(yè)擁有較高的外部資金和充足的內(nèi)部資金時(shí)，面臨的融資約束就很低，過度自信的管理者可以根據(jù)對(duì)項(xiàng)目收益和風(fēng)險(xiǎn)的評(píng)估進(jìn)行投資，不需要受現(xiàn)金流的約束，因此，對(duì)內(nèi)部資金充足的企業(yè)管理者而言，過度自信會(huì)顯著增加投資水平，由于不需要受到投資資金的制約，使得過度自信對(duì)投資-內(nèi)部現(xiàn)金流的調(diào)節(jié)作用不顯著。與前兩組樣本的回歸相比，現(xiàn)金流充裕的公司托賓Q回歸系數(shù)不再顯著，說明當(dāng)內(nèi)部資金充裕時(shí)，管理者可以完全根據(jù)收益和風(fēng)險(xiǎn)對(duì)投資項(xiàng)目進(jìn)行評(píng)判，不再需要受到投資機(jī)會(huì)的制約。至此，假設(shè)2全部得到驗(yàn)證。

不同管理層級(jí)過度自信回歸結(jié)果見表5。在考察不同管理層級(jí)過度自信對(duì)投資水平的影響時(shí)發(fā)現(xiàn)，董事長(zhǎng)過度自信的回歸系數(shù)在1%的水平下顯著為正，交乘項(xiàng)回歸系數(shù)顯著為負(fù)，說明董事長(zhǎng)的過度自信在導(dǎo)致投資水平增加的同時(shí)，會(huì)降低投資對(duì)經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流的敏感性，與之前的理論分析一致。然而，總經(jīng)理過度自信回歸系數(shù)在10%的水平下顯著為正，顯著性明顯下降，而且系數(shù)值也小于董事長(zhǎng)，可見，總經(jīng)理過度自信對(duì)投資水平的影響要遠(yuǎn)低于董事長(zhǎng)過度自信的影響，假設(shè)3a得到證實(shí)；同時(shí)，可能是由于總經(jīng)理對(duì)公司資金投向的影響有限，在總經(jīng)理過度自信樣本組中，交乘項(xiàng)的系數(shù)并不顯著。另外，由于董事長(zhǎng)代表的是股東的利益，因此，在經(jīng)營(yíng)管理中不存在委托代理問題，但在回歸模型中，董事長(zhǎng)系數(shù)值和顯著性要顯著高于總經(jīng)理，間接說明在解釋非效率投資問題時(shí)，過度自信比委托代理理論具有更強(qiáng)的解釋效力。董事長(zhǎng)和總經(jīng)理分別過度自信的兩組樣本中，現(xiàn)金流、托賓Q和實(shí)際控制人的回歸系數(shù)基本一致，相對(duì)于董事長(zhǎng)過度自信，總經(jīng)理過度自信時(shí)，資產(chǎn)負(fù)債率的回歸系數(shù)更高。

表5 不同管理層級(jí)過度自信回歸結(jié)果

注：過度自信時(shí)取1，下同。

為比較權(quán)利集中和分散條件下管理者過度自信的影響，需要先對(duì)董事長(zhǎng)和總經(jīng)理二職合一和分離的樣本組進(jìn)行鄒氏檢驗(yàn)。結(jié)果表明，二職是否合一不會(huì)導(dǎo)致自變量和因變量關(guān)系的結(jié)構(gòu)性差異，可以直接通過變量系數(shù)比較其顯著性。根據(jù)對(duì)兩組數(shù)據(jù)分別回歸的結(jié)果顯示，兩組過度自信均對(duì)投資水平具有顯著正向影響，且會(huì)降低投資對(duì)經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流的敏感性，但二職合一管理者過度自信的影響更為明顯，對(duì)投資現(xiàn)金流敏感性的調(diào)節(jié)也更加顯著，說明當(dāng)管理者的權(quán)利越集中，對(duì)公司的控制力越強(qiáng)時(shí)，過度自信會(huì)對(duì)公司投資產(chǎn)生更加明顯的影響。表5的4組回歸中，獨(dú)立董事占比的回歸系數(shù)均不顯著，說明獨(dú)立董事對(duì)公司投資決策的影響較小，實(shí)際控制人的系數(shù)均顯著為負(fù)，表明相對(duì)于非國(guó)有控股公司而言，國(guó)有控股公司的投資水平更低。這與前人的研究結(jié)果有所不同，可能是由于近些年資本市場(chǎng)擴(kuò)容，非國(guó)有上市公司數(shù)量增加，面臨的融資約束下降，導(dǎo)致投資規(guī)模增長(zhǎng)，也從側(cè)面驗(yàn)證了統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)中，非國(guó)有上市公司管理者更容易產(chǎn)生過度自信的現(xiàn)象。

3.3 穩(wěn)健性測(cè)試

鑒于對(duì)管理者個(gè)人過度自信衡量指標(biāo)有限，未對(duì)該指標(biāo)進(jìn)行替換檢驗(yàn)。2006年以后，上市公司公開的財(cái)務(wù)報(bào)表中只披露固定資產(chǎn)和在建工程的凈值，考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性和適用性，實(shí)證分析采用固定資產(chǎn)凈值的變化作為投資水平的替代變量，由于凈值為原值減去折舊和減值準(zhǔn)備的余額，而折舊和減值的變化并不是企業(yè)主動(dòng)投資引起的，因此，將報(bào)表附注中的折舊額和減值額作為對(duì)凈值的補(bǔ)充，采用資產(chǎn)原值變化作為投資水平的替代變量，對(duì)被解釋變量進(jìn)行替換檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表6。由于替代變量更好地代表了企業(yè)的投資規(guī)模，各子樣本的回歸擬合優(yōu)度均有所提高，大部分解釋變量的符號(hào)和顯著性未發(fā)生變化，只有總經(jīng)理過度自信和現(xiàn)金流的交互項(xiàng)在不顯著的情況下發(fā)生了符號(hào)變化，進(jìn)一步說明，總經(jīng)理只負(fù)責(zé)日常經(jīng)營(yíng)，對(duì)公司投資現(xiàn)金流的影響較低。另外，還在模型中增加了無形資產(chǎn)占比(IA)和前五大股東持比(Srit)兩個(gè)控制變量，回歸結(jié)果未發(fā)生明顯變化(見表7)。經(jīng)過以上檢驗(yàn)，假設(shè)1～假設(shè)3結(jié)論依然成立。

表6 更換投資水平穩(wěn)健檢驗(yàn)結(jié)果

表7 增加控制變量穩(wěn)健檢驗(yàn)結(jié)果

4 結(jié)論

本研究以持股自愿增加作為衡量過度自信的方式，通過我國(guó)A股上市公司2010～2014年的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)了管理者個(gè)人過度自信與公司投資水平的關(guān)系，并進(jìn)一步探究了不同管理層級(jí)過度自信對(duì)投資水平的影響。研究結(jié)果表明：①在我國(guó)集體決策的背景下，管理者個(gè)人的過度自信對(duì)公司投資水平具有顯著正向解釋作用；②結(jié)合我國(guó)特有的融資啄序理論，從理論上提出，當(dāng)企業(yè)內(nèi)部資金不足時(shí)，過度自信管理者可能通過提高權(quán)益融資水平擴(kuò)大投資規(guī)模，并通過實(shí)證數(shù)據(jù)驗(yàn)證，在經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流不足時(shí)，過度自信對(duì)投資-現(xiàn)金流敏感性的負(fù)向調(diào)節(jié)作用；③不同管理層級(jí)的過度自信水平存在差異，當(dāng)管理者在公司的控制權(quán)和決策權(quán)越大時(shí)，過度自信的傾向越明顯，對(duì)投資的影響程度越高。相對(duì)于總經(jīng)理過度自信而言，董事長(zhǎng)過度自信對(duì)公司投資水平的解釋作用更為顯著，而且投資-現(xiàn)金流敏感性的調(diào)節(jié)作用更強(qiáng)。作為公司管理架構(gòu)中的最高層級(jí)，二職合一管理者的過度自信對(duì)投資水平的影響，不僅大于二職分離管理者，還分別高于董事長(zhǎng)和總經(jīng)理過度自信的影響。

通過管理層級(jí)視角考察過度自信對(duì)投資水平的影響，本研究結(jié)論具有一定的理論和現(xiàn)實(shí)意義：①相對(duì)于大部分對(duì)管理層過度自信的研究而言，管理者個(gè)人在不同融資約束下過度自信的影響更加顯著，而董事長(zhǎng)或總經(jīng)理個(gè)人的行為偏差，往往更容易被監(jiān)管層和公司所有者及時(shí)發(fā)現(xiàn)并糾正，從而有效提高公司治理水平；②面對(duì)融資約束，過度自信管理者更加傾向于通過股權(quán)融資來擴(kuò)大投資規(guī)模，這樣可能引發(fā)更大規(guī)模的非效率投資，這種改變傳統(tǒng)融資路徑的非理性做法，不僅是企業(yè)投資異化的重要來源，還分散和削弱了企業(yè)的控制權(quán)；③我國(guó)上市公司“重融資，輕投資”的現(xiàn)實(shí)表現(xiàn)，被高級(jí)管理者的過度自信進(jìn)一步放大，而獨(dú)立董事對(duì)投資水平的不顯著影響，再次說明董事會(huì)無法提供科學(xué)完善的決策機(jī)制。對(duì)不同的管理層級(jí)而言，管理者對(duì)公司經(jīng)營(yíng)的控制力和決策權(quán)明顯不同，這種職位和權(quán)力所造成的行為偏差的有效識(shí)別和監(jiān)控應(yīng)該具有預(yù)測(cè)性。由此，除了完善公司治理機(jī)制，企業(yè)還需進(jìn)一步優(yōu)化崗位決策機(jī)制。

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(編輯 桂林)

Impact of Different Managerial Level Overconfidence on Corporate Investment Decision

LIU Bai LIANG Chao

(Jilin University, Changchun, China)

In order to test the effect of different managerial levels’ overconfidence on investment, this study divides managers into two levels: board chairman and CEO. Here managers are classified as being overconfident if they increase the shareholding of employed company voluntarily. Then regression anaysis was conducted on five sample groups respectively: full sample, chairman’s overconfidence sample, CEO’s overconfidence sample, chairman cum CEO’s overconfidence sample, chairman and CEO simultaneous overconfidence sample, using A-share listed company data of 2010 to 2014. The empirical results show that managerial overconfidence impact on investment positively, but the financing cash flow can reduce the impact. Further research found that the sensitivity of investment to cash flow can be reduced by chairman’s overconfidence; CEO’s overconfidence only affect investment level, without changing the investment sensitivity to cash flow. With respect to the chairman and general manager simultaneous overconfidence, the impact of one person holding two posts at the same time is more significant.

management level; overconfidence; level of investment; cash flow sensitivity; corporate governance

10.3969/j.issn.1672-884x.2016.11.005

2016-07-05

國(guó)家自然科學(xué)基金資助項(xiàng)目(71573104)；國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金資助項(xiàng)目(15BJY156)；教育部人文社會(huì)科學(xué)研究規(guī)劃基金資助項(xiàng)目(16YJA790023)；吉林大學(xué)哲學(xué)社會(huì)科學(xué)青年學(xué)術(shù)領(lǐng)袖培育計(jì)劃資助項(xiàng)目(2015FRLX16)

C93

A

1672-884X(2016)11-1614-10

劉柏(1971～)，男，吉林長(zhǎng)春人。吉林大學(xué)(長(zhǎng)春市 130012)商學(xué)院教授、博士研究生導(dǎo)師，博士。研究方向?yàn)楣拘袨樨?cái)務(wù)。E-mail：Liubai@jlu.edu.cn