過(guò)度自信、市場(chǎng)反饋與管理者最終決策——基于定向增發(fā)的實(shí)證研究

高偉偉 李婉麗,2 黃 珍

(1.西安交通大學(xué) 管理學(xué)院，陜西 西安 710049； 2.上海對(duì)外經(jīng)貿(mào)大學(xué) 會(huì)計(jì)學(xué)院，上海 201620)

過(guò)度自信、市場(chǎng)反饋與管理者最終決策——基于定向增發(fā)的實(shí)證研究

高偉偉1李婉麗1,2黃 珍1

(1.西安交通大學(xué) 管理學(xué)院，陜西 西安 710049； 2.上海對(duì)外經(jīng)貿(mào)大學(xué) 會(huì)計(jì)學(xué)院，上海 201620)

以2006—2013年我國(guó)滬、深兩市上市公司公布的定向增發(fā)公告為樣本，從信號(hào)傳遞理論出發(fā)，基于雙向信息流的角度，實(shí)證檢驗(yàn)管理者對(duì)待增發(fā)公告市場(chǎng)反饋的態(tài)度，并利用行為金融學(xué)的理論，將管理者過(guò)度自信心理納入研究范疇，考察管理者認(rèn)知偏差對(duì)其最終決策與市場(chǎng)反饋之間關(guān)系的影響。研究表明：總體而言，上市公司管理者在進(jìn)行定向增發(fā)最終決策時(shí)會(huì)以市場(chǎng)反饋為導(dǎo)向，但是管理者的過(guò)度自信心理將削弱其決策的市場(chǎng)反饋導(dǎo)向傾向。

定向增發(fā)；市場(chǎng)反饋；過(guò)度自信；信號(hào)傳遞

一、引言

2006年5月，我國(guó)證監(jiān)會(huì)發(fā)布《上市公司證券發(fā)行管理辦法》，此后，定向增發(fā)作為上市公司進(jìn)行股權(quán)再融資的渠道之一，獲得快速發(fā)展。從萬(wàn)德數(shù)據(jù)庫(kù)的統(tǒng)計(jì)看，2006—2013年間，通過(guò)定向增發(fā)進(jìn)行股權(quán)再融資的上市公司已經(jīng)占到所有股權(quán)再融資(公開(kāi)增發(fā)、定向增發(fā)與配股)公司總數(shù)的86.83%，實(shí)際募集資金總額占所有股權(quán)再融資募集資金總額的81.40%，定向增發(fā)儼然成為上市公司進(jìn)行股權(quán)再融資的主流方式。然而，從實(shí)際情況來(lái)看，我國(guó)上市公司最終對(duì)定向增發(fā)預(yù)案的撤銷(xiāo)率也比較高，2006—2013年，上市公司對(duì)定向增發(fā)預(yù)案的撤銷(xiāo)率分別為29.44%、41.58%、55.62%、28.21%、23.18%、37.50%、26.23%和32.81%，呈現(xiàn)較高的態(tài)勢(shì)。諸多文獻(xiàn)研究指出，定向增發(fā)很可能成為大股東獲取控制權(quán)私人收益或者現(xiàn)金私人收益的工具(章衛(wèi)東，2010；趙玉芳 等，2011)以及管理者建造“企業(yè)帝國(guó)”等投資行為的資金來(lái)源(田昆儒 等，2014)，加之定向增發(fā)的實(shí)施門(mén)檻與信息披露要求都比較低，因此，定向增發(fā)備受上市公司青睞。那么既然如此，為何還有如此多的上市公司會(huì)撤銷(xiāo)已經(jīng)公告的增發(fā)預(yù)案呢？眾所周知，我國(guó)上市公司尚未建立非常完善的管理者監(jiān)督體系，管理者與股東之間存在嚴(yán)重的信息不對(duì)稱(chēng)，公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)受管理者行為的影響較大，那么，不同特征的管理者所進(jìn)行的決策是否會(huì)對(duì)定向增發(fā)的最終實(shí)施狀態(tài)產(chǎn)生一定的影響？針對(duì)這些問(wèn)題，現(xiàn)有文獻(xiàn)并未給予足夠的關(guān)注。

Fama于19世紀(jì)提出“有效市場(chǎng)假說(shuō)”(EMH)，認(rèn)為資本市場(chǎng)對(duì)公司決策帶來(lái)的收益與風(fēng)險(xiǎn)具有一定的預(yù)見(jiàn)效應(yīng)，并且會(huì)將其反映在公司的股票價(jià)格中。國(guó)外學(xué)者考察了資本市場(chǎng)在公司決策中所發(fā)揮的作用，發(fā)現(xiàn)市場(chǎng)反饋確實(shí)能影響管理者的最終決策(Luo，2005；Kau et al.，2008；Aktas et al.，2009；高偉偉 等，2015)，并且管理者是否接受市場(chǎng)的反饋信息，取決于市場(chǎng)反饋所含信息量以及管理者所擁有的私人信息的豐富程度(Jennings et al.，1991)。但是，由于管理者的有限理性(例如，過(guò)度自信)，資本市場(chǎng)在上市公司的財(cái)務(wù)決策中只能發(fā)揮有限作用(Aktas et al.，2009)。那么，在定向增發(fā)過(guò)程中，管理者撤銷(xiāo)增發(fā)預(yù)案的決策是否受市場(chǎng)反饋的影響？其非理性心理又會(huì)對(duì)管理者整個(gè)決策過(guò)程產(chǎn)生何種影響？

公司所有權(quán)與經(jīng)營(yíng)權(quán)的分離使得管理者擁有對(duì)公司資源的控制優(yōu)勢(shì)以及相關(guān)決策的決定性影響。雖然管理者面臨來(lái)自大股東以及債權(quán)人等利益相關(guān)者的多方監(jiān)督，但是在公司的日常經(jīng)營(yíng)活動(dòng)中，這種行為約束比較有限。由于存在信息不對(duì)稱(chēng)，大股東對(duì)相關(guān)決策的了解主要來(lái)自管理者的描述，因此，管理者會(huì)竭盡所能甚至通過(guò)夸大決策前景以說(shuō)服股東接受其決策方案。而且，傳統(tǒng)的理論分析都是在“管理者是理性經(jīng)紀(jì)人”的假設(shè)下進(jìn)行的，但實(shí)際上管理者是有限理性的，其行為并不完全遵循貝葉斯學(xué)習(xí)法則以及效用最大化原則。因此，從行為金融學(xué)的角度出發(fā)，分析市場(chǎng)反饋對(duì)管理者決策行為的影響尤為必要。而管理者有限理性心理的表現(xiàn)之一便是過(guò)度自信，過(guò)度自信被認(rèn)為是影響人們行為最穩(wěn)固的心理特征(閆永海 等，2010)。

心理學(xué)認(rèn)為，過(guò)度自信是一種普遍存在的心理，是一種優(yōu)于平均(better than average)的認(rèn)知偏差(Langer，1975)。在公司的管理與經(jīng)營(yíng)中，這種認(rèn)知偏差尤為常見(jiàn)。Roll(1986)提出“自負(fù)假說(shuō)(hubris hypothesis)”來(lái)解釋公司并購(gòu)中管理者存在的逆向選擇問(wèn)題。由于存在自我歸因偏差(將成功歸因于自身能力等主觀因素，而將失敗歸因于周?chē)h(huán)境等客觀因素)(Billett et al.，2008)，在決策中，管理者很容易過(guò)度相信自己的判斷(Malmendier et al.，2008)，從而高估決策所帶來(lái)的收益，低估決策所產(chǎn)生的潛在風(fēng)險(xiǎn)(姜付秀 等，2009)。過(guò)度自信心理不僅會(huì)影響管理者對(duì)其初始決策的判斷，還會(huì)對(duì)其學(xué)習(xí)行為(對(duì)待市場(chǎng)反饋的態(tài)度)產(chǎn)生影響(Aktas et al.，2009)，最終導(dǎo)致其決策不利于公司價(jià)值的提升。但是與傳統(tǒng)理論不同的是，過(guò)度自信的管理者對(duì)公司股東是忠誠(chéng)的，他們的決策目的并非追求自身利益最大化，而只是因?yàn)樗麄冞^(guò)度自信。由于受儒家思想的影響，我國(guó)企業(yè)推崇絕對(duì)權(quán)威，所以管理者的過(guò)度自信程度可能更加嚴(yán)重。因此，本研究以信號(hào)傳遞理論為基礎(chǔ)，運(yùn)用行為金融學(xué)的相關(guān)理論，探討市場(chǎng)反饋對(duì)管理者定向增發(fā)決策的影響，并且將管理者的過(guò)度自信心理納入研究范疇，考察管理者的非理性心理對(duì)兩者之間關(guān)系的影響。

本研究可能的創(chuàng)新和貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在兩個(gè)方面：一是，突破市場(chǎng)反饋對(duì)上市公司投資決策影響的框架，將市場(chǎng)反饋效應(yīng)應(yīng)用于上市公司的融資決策中，展示了資本市場(chǎng)在公司相關(guān)財(cái)務(wù)決策中的風(fēng)向標(biāo)作用，拓展了已有市場(chǎng)反饋效應(yīng)方面的文獻(xiàn)。二是，從行為金融學(xué)的角度出發(fā)，探討了管理者的非理性心理，即過(guò)度自信對(duì)市場(chǎng)反饋與管理者最終增發(fā)決策之間關(guān)系的影響，揭示了管理者認(rèn)知偏差帶來(lái)的公司相關(guān)融資決策的潛在風(fēng)險(xiǎn)，對(duì)于指導(dǎo)我國(guó)上市公司提升決策效率以及加強(qiáng)公司治理等具有重要意義。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

盡管直接檢驗(yàn)市場(chǎng)反饋與管理者最終融資決策的文獻(xiàn)并不多，但是很多研究都證實(shí)了資本市場(chǎng)在公司其他財(cái)務(wù)決策中所發(fā)揮的作用。資本市場(chǎng)具備優(yōu)于公司本身的強(qiáng)有力的信息挖掘與處理能力(Bond et al.，2012)，并且以股票價(jià)格作為信息載體傳達(dá)給上市公司，管理者會(huì)從市場(chǎng)的反饋信息中提取有用信息，進(jìn)而做出改變最初決策或者實(shí)施新決策的行為。Kau et al.(2008)基于委托代理和公司治理理論，對(duì)上市公司實(shí)施的并購(gòu)行為進(jìn)行了研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)當(dāng)資本市場(chǎng)對(duì)公司的并購(gòu)決策反應(yīng)不好時(shí)，管理者更加傾向于取消最初決策，而且當(dāng)管理者的自身利益與公司利益綁定愈加緊密時(shí)，管理者越容易接受市場(chǎng)的反饋信息。Luo(2005)將公司管理者接受市場(chǎng)反饋信息的行為定義為“學(xué)習(xí)行為(learning)”，指出當(dāng)公司取消最初決策的成本比較低、公司內(nèi)部人與外部人之間的信息不對(duì)稱(chēng)程度比較低、公司規(guī)模比較小時(shí)，管理者更容易向市場(chǎng)學(xué)習(xí)。Chikn et al.(2011)以及Betton et al.(2014)也驗(yàn)證了市場(chǎng)反饋對(duì)管理層并購(gòu)決策的影響，都得出了相似的結(jié)論。Luo(2005)指出，市場(chǎng)的反饋效應(yīng)不單單適用于公司的并購(gòu)決策，還應(yīng)存在于每一個(gè)財(cái)務(wù)決策中。實(shí)際上，在上市公司的融資活動(dòng)(Li et al.，2015)、股票分割(Harris et al.，2011)、信息披露(Gao et al.，2013)以及股票回購(gòu)(Chen et al.，2009)等財(cái)務(wù)決策中，市場(chǎng)反饋信息均起到了風(fēng)向標(biāo)作用。那么，作為上市公司的股權(quán)再融資渠道之一，定向增發(fā)過(guò)程中，管理者的最終決策應(yīng)該也會(huì)受到市場(chǎng)反饋的影響?；诖耍疚奶岢觯?/p>

假設(shè)1：上市公司定向增發(fā)預(yù)案的實(shí)施與否與市場(chǎng)反饋有關(guān)，正的市場(chǎng)反饋會(huì)提升管理者完成定向增發(fā)預(yù)案的概率，而負(fù)的市場(chǎng)反饋會(huì)降低管理者完成定向增發(fā)預(yù)案的概率。

Roll(1986)在對(duì)公司并購(gòu)決策的研究中指出，由于傲慢心理(hubris)的存在，管理者可能會(huì)忽視市場(chǎng)傳來(lái)的信號(hào)，從而引發(fā)低效甚至無(wú)效的并購(gòu)。同樣，由于存在過(guò)度自信心理等，管理者的很多決策并不完全以市場(chǎng)為導(dǎo)向，市場(chǎng)反饋在公司財(cái)務(wù)決策中只能發(fā)揮有限作用(Aktas，2009)。Heaton(2002)開(kāi)創(chuàng)性地用實(shí)證數(shù)據(jù)將管理者的過(guò)度自信與公司的投資決策聯(lián)系起來(lái)。在此基礎(chǔ)上，后續(xù)很多研究都對(duì)此問(wèn)題進(jìn)行了探討，結(jié)果顯示，與非過(guò)度自信的管理者相比，過(guò)度自信的管理者所進(jìn)行的投資更多，甚至?xí)M(jìn)行大量的過(guò)度投資，并且投資現(xiàn)金流敏感性更高(姜付秀 等，2009；周杰 等，2011)。定向增發(fā)一般以購(gòu)買(mǎi)資產(chǎn)和投資項(xiàng)目為目的，因此，其很可能成為公司資金來(lái)源的重要渠道。那么，作為公司內(nèi)部人，管理者擁有更多的非公開(kāi)信息，如果受過(guò)度自信的影響，則管理者很容易高估自身?yè)碛行畔⒌臏?zhǔn)確性。因此，作為一種認(rèn)知偏差，過(guò)度自信的管理者往往對(duì)于自己的判斷能力以及所掌握的知識(shí)過(guò)于自負(fù)，高估決策所帶來(lái)的收益，而低估市場(chǎng)反饋信息的準(zhǔn)確性，因此，他們不太可能考慮市場(chǎng)的反饋信息，從而忽視決策所引發(fā)的潛在風(fēng)險(xiǎn)，最終給公司價(jià)值的提升帶來(lái)不利影響?；诖耍疚奶岢觯?/p>

假設(shè)2：與非過(guò)度自信管理者相比，受過(guò)度自信影響的管理者更不容易接受定向增發(fā)的市場(chǎng)反饋信息。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)研究樣本及數(shù)據(jù)來(lái)源

本文以2006—2013年間滬、深兩市上市公司所公布的定向增發(fā)公告為初始樣本，并進(jìn)行了如下處理：首先，選取在樣本期間內(nèi)具有盈利預(yù)測(cè)的上市公司為研究對(duì)象；其次，考慮金融類(lèi)上市公司的經(jīng)營(yíng)極易受政策性的影響，并且其與ST類(lèi)上市公司的財(cái)務(wù)決策都具有較大的特殊性，因此，剔除了金融類(lèi)、ST類(lèi)以及ST*類(lèi)的上市公司；最后，剔除相關(guān)變量指標(biāo)數(shù)據(jù)缺失的樣本。最終得到1447個(gè)定向增發(fā)公告。

與已有研究(以上市公司的首次增發(fā)為研究對(duì)象，剔除了后續(xù)增發(fā)樣本)不同，為更加準(zhǔn)確地把握管理者對(duì)市場(chǎng)反饋的態(tài)度，本文以上市公司所有的定向增發(fā)公告為研究對(duì)象，而未剔除多次公告樣本。本文的定向增發(fā)公告數(shù)據(jù)來(lái)自巨潮資訊網(wǎng)(http://www.cninfo.com.cn)，其他數(shù)據(jù)來(lái)自萬(wàn)德數(shù)據(jù)庫(kù)，缺失數(shù)據(jù)通過(guò)國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)進(jìn)行補(bǔ)充。

(二)研究方法

市場(chǎng)反饋，即資本市場(chǎng)對(duì)待上市公司定向增發(fā)預(yù)案公告的反應(yīng)，因此，本研究采用事件研究法計(jì)算增發(fā)公告的市場(chǎng)反饋，并且用市場(chǎng)模型檢驗(yàn)增發(fā)公告的超額收益。本文所用市場(chǎng)模型如下：

Rit=αi+βiRmt+εit

(1)

其中：Rit為公司i在t交易日的實(shí)際收益率；Rmt為市場(chǎng)指數(shù)在t交易日的平均收益率(即等權(quán)平均法計(jì)算的不考慮現(xiàn)金紅利的日市場(chǎng)回報(bào)率)；εit為日超額收益率；累積超額收益率即為特定事件期內(nèi)εit的累加值。

定向增發(fā)過(guò)程中存在多個(gè)重要的時(shí)間點(diǎn)，具體包括董事會(huì)決議公告日(即定向增發(fā)預(yù)案公告日)、股東大會(huì)決議公告日、證監(jiān)會(huì)過(guò)會(huì)公告日(或有)、證監(jiān)會(huì)批復(fù)公告日以及實(shí)施完畢日等。由于董事會(huì)決議公告日后，資本市場(chǎng)(外部投資者)首次能夠從公開(kāi)渠道獲得定向增發(fā)的相關(guān)信息，并且根據(jù)信息的流通性，定向增發(fā)的確定性隨著之后公告的發(fā)布不斷得到加強(qiáng)。因此，本文選取董事會(huì)決議公告日為事件日(即t=0)。為考察資本市場(chǎng)對(duì)定向增發(fā)公告的短期反應(yīng)，本研究選取公告日前(-240，-10)天為估計(jì)窗口期，選取(-1，3)天為事件窗口期。

圖1定向增發(fā)事件的時(shí)間軸

圖1列出了定向增發(fā)事件的時(shí)間軸。首次公告發(fā)生在T=1(董事會(huì)召開(kāi))和T=2(市場(chǎng)反饋)之間。定向增發(fā)公告發(fā)布后，資本市場(chǎng)將獲得定向增發(fā)的相關(guān)信息，并對(duì)公司當(dāng)前以及未來(lái)的經(jīng)營(yíng)狀況進(jìn)行分析，同時(shí)以公司股價(jià)上漲或者下跌的形式予以反應(yīng)。在T=3，管理者會(huì)對(duì)市場(chǎng)反饋進(jìn)行觀測(cè)，而且在此期間，由于股東大會(huì)等事件的發(fā)生，可能有新的信息出現(xiàn)。基于市場(chǎng)反饋和新信息，管理者會(huì)重估先前決策。如果最終(在T=4)公司未能按照預(yù)案完成增發(fā)，那么說(shuō)明管理者很可能接受了市場(chǎng)對(duì)定向增發(fā)公告的反饋信息。需要指出的是，本研究并未考慮定向增發(fā)過(guò)程中浮現(xiàn)出的新信息對(duì)管理者最終決策的影響，也沒(méi)有考慮增發(fā)公告前因監(jiān)管不當(dāng)而出現(xiàn)的信息泄露情形。

(三)主要變量界定

1.管理者過(guò)度自信的衡量

雖然管理者的過(guò)度自信心理對(duì)公司決策的影響已成為國(guó)內(nèi)外研究的焦點(diǎn)之一，然而如何對(duì)過(guò)度自信進(jìn)行準(zhǔn)確衡量仍然是該領(lǐng)域的一個(gè)難題。對(duì)此，國(guó)內(nèi)外學(xué)者開(kāi)展了諸多有益嘗試，試圖找尋一些替代變量來(lái)量化過(guò)度自信心理。目前，用于衡量管理者過(guò)度自信的變量主要有管理者所持公司期權(quán)或者股票數(shù)量的變化(Malmendier et al.，2008；饒育蕾 等，2010)、傳播媒介對(duì)管理者相關(guān)信息的披露或評(píng)價(jià)(Brown et al.，2007)、管理者相對(duì)薪酬的多少(姜付秀 等，2009；余明桂 等，2013)、管理者進(jìn)行并購(gòu)的頻率(Doukas et al.，2007)、管理者的個(gè)人背景特征(余明桂 等，2013)、國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的企業(yè)景氣指數(shù)(余明桂 等，2006)以及管理者對(duì)公司業(yè)績(jī)預(yù)測(cè)的偏差(姜付秀 等，2009；余明桂 等，2006；Lin et al.，2005)等。不難發(fā)現(xiàn)，學(xué)者針對(duì)如何衡量過(guò)度自信展開(kāi)了大量嘗試，但至今仍未達(dá)成共識(shí)。

同時(shí)，考慮到我國(guó)資本市場(chǎng)與制度環(huán)境的特殊性，針對(duì)過(guò)度自信的一些計(jì)量方法對(duì)于我國(guó)的上市公司可能并不適用。比如：(1)本文搜集數(shù)據(jù)時(shí)發(fā)現(xiàn)，我國(guó)上市公司管理層的持股比例與數(shù)量都非常低，而且其所持股份的買(mǎi)賣(mài)受政策的影響較大，偏離了市場(chǎng)化行為，因此，根據(jù)管理層持有公司股票數(shù)量的變化來(lái)判斷其是否存在過(guò)度自信不夠合理。(2)與西方國(guó)家相比，我國(guó)尚未建立完全的媒體監(jiān)督制度，因此，根據(jù)媒體評(píng)價(jià)來(lái)判斷管理者過(guò)度自信的方法也稍有欠缺。(3)企業(yè)景氣指數(shù)是管理層對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)狀況以及所在行業(yè)的預(yù)期，但是我國(guó)統(tǒng)計(jì)局公布的企業(yè)景氣指數(shù)只反映某一行業(yè)的發(fā)展前景，并不能反映上市公司的微觀層面，而且，只有與實(shí)際情況相比較，才能判斷管理層是否存在過(guò)度自信。因此，該方法的合理性也值得商榷。

Lin et al.(2005)利用管理層的盈利預(yù)測(cè)與公司實(shí)際盈利的偏差判斷上市公司管理層是否過(guò)度自信，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，過(guò)度自信的管理者在進(jìn)行盈利預(yù)測(cè)時(shí)更容易出現(xiàn)高估。我國(guó)上市公司業(yè)績(jī)預(yù)告的披露時(shí)間與實(shí)際披露時(shí)間比較臨近，管理層已經(jīng)對(duì)公司的經(jīng)營(yíng)狀況有所了解，因此，如果管理層在盈利預(yù)測(cè)時(shí)仍然高估，則說(shuō)明其對(duì)公司的經(jīng)營(yíng)前景過(guò)度自信。有鑒于此，本文參考Lin et al.(2005)的方法，通過(guò)比較上市公司業(yè)績(jī)預(yù)告中的盈利水平與實(shí)際盈利水平，并以此作為管理層是否過(guò)度自信的判斷標(biāo)準(zhǔn)，用OC表示。賦值方法為：若預(yù)測(cè)盈利水平高于實(shí)際盈利水平，則賦值為1；否則，賦值為0。

2.其他關(guān)鍵變量以及控制變量的衡量

(1)因變量用Complete表示，為虛擬變量。賦值標(biāo)準(zhǔn)為：若上市公司最終按照預(yù)案完成定向增發(fā)，則Complete賦值為1；若首次公告日后的一年有效期內(nèi)未實(shí)施增發(fā)(主要包括延長(zhǎng)增發(fā)有效期和增發(fā)轉(zhuǎn)配股等)、上市公司明確公告定向增發(fā)失效或者直接明確公告放棄增發(fā)，則Complete賦值為0。

(2)市場(chǎng)反饋用CAR表示，為上市公司定向增發(fā)公告日(-1，3)天的累積超額收益率。

(3)由于管理者的最終增發(fā)決策還可能受到公司財(cái)務(wù)與經(jīng)營(yíng)狀況、定向增發(fā)特征以及市場(chǎng)環(huán)境等其他因素的影響，因此，根據(jù)相關(guān)文獻(xiàn)，本研究設(shè)置了以下控制變量：資產(chǎn)負(fù)債率(Lev，取自離增發(fā)公告日最近的財(cái)務(wù)報(bào)表)；增發(fā)比例(Frac，定向增發(fā)股份數(shù)量與增發(fā)后公司股份的總數(shù)量之比)；公司成長(zhǎng)性(Growth，上市公司上年末的主營(yíng)業(yè)務(wù)收入同比增長(zhǎng)率)；公司股票流動(dòng)性(Liquid，公司流通股與增發(fā)前公司股份總額之比)；股權(quán)結(jié)構(gòu)(Holding，第一大股東持股比例，取自離增發(fā)公告日最近的財(cái)務(wù)報(bào)告)；公司規(guī)模(Ln size，用公司上年末總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)表示)；發(fā)行折價(jià)(Disct，增發(fā)日的股票價(jià)格與公告價(jià)格之差除以增發(fā)日的股票價(jià)格)；盈利性(ROA，資產(chǎn)收益率，為增發(fā)上年末上市公司凈利潤(rùn)與資產(chǎn)總額之比)；市場(chǎng)環(huán)境(Market，公告日前(-60，-1)天日市場(chǎng)回報(bào)率的平均值)；公司所屬行業(yè)(Industry，根據(jù)證監(jiān)會(huì)發(fā)布的《上市公司分類(lèi)指引》進(jìn)行控制)；年份(Year，根據(jù)公司公告所在的年份進(jìn)行控制)。

(四)模型設(shè)計(jì)

本文主要驗(yàn)證兩個(gè)問(wèn)題：定向增發(fā)公告的市場(chǎng)反饋對(duì)管理者最終增發(fā)決策的影響；管理者的過(guò)度自信心理對(duì)兩者之間關(guān)系的影響。研究模型設(shè)定如下：

Logit(Complete)=α0+α1CAR+α2OC+α3OC×CAR+α4Q+∑Industry+∑Year

(2)

其中，Q為控制變量。由于因變量是虛擬變量，所以模型采用Logistic回歸。為排除異常值與異方差對(duì)研究結(jié)果的影響，我們對(duì)所有連續(xù)變量都進(jìn)行了1%和99%分位數(shù)上的Winsorize處理，結(jié)果中的標(biāo)準(zhǔn)誤都進(jìn)行了公司水平的聚類(lèi)處理。同時(shí)，考慮到樣本的行業(yè)跨度與時(shí)間跨度，我們?cè)谀Ｐ椭袑?duì)公司行業(yè)(Industry)與年份(Year)都進(jìn)行了控制。

四、實(shí)證結(jié)果

(一)描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

表1報(bào)告了各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。從中可見(jiàn)，2006—2013年間，只有67.5%的定向增發(fā)公告預(yù)案最終被實(shí)施，可見(jiàn)定向增發(fā)預(yù)案的最終撤銷(xiāo)率相對(duì)較高。而超過(guò)一半以上(OC的均值為52.7%)的樣本公司，其管理者存在過(guò)度自信心理。總體來(lái)說(shuō)，資本市場(chǎng)對(duì)定向增發(fā)首次公告的反應(yīng)為正(均值為0.049)，說(shuō)明定向增發(fā)公告可以向市場(chǎng)傳遞公司經(jīng)營(yíng)以及未來(lái)發(fā)展的積極信號(hào)，與國(guó)內(nèi)外研究一致(高偉偉 等，2015；徐壽福，2010；Tan et al.，2002)。已有研究普遍認(rèn)為，公開(kāi)增發(fā)能夠向資本市場(chǎng)傳遞上市公司價(jià)值被高估的信號(hào)，而定向增發(fā)則會(huì)向資本市場(chǎng)傳遞上市公司價(jià)值被低估的信號(hào)。因此，定向增發(fā)公告有助于提升市場(chǎng)投資者對(duì)公司未來(lái)發(fā)展的信心，資本市場(chǎng)總體上將其視為利好信號(hào)。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

表1中其他變量的統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示：進(jìn)行定向增發(fā)的上市公司資產(chǎn)負(fù)債率的均值為54.7%，屬正常水平，利于風(fēng)險(xiǎn)與收益的相對(duì)平衡；上市公司進(jìn)行定向增發(fā)的比例平均為24.3%，平均折價(jià)率為21.4%；銷(xiāo)售增長(zhǎng)率的均值為18.4%，說(shuō)明具有定向增發(fā)需求的上市公司大部分處于成長(zhǎng)期；在股權(quán)結(jié)構(gòu)方面，第一大股東持股比例的均值高達(dá)35.6%，說(shuō)明我國(guó)上市公司的股權(quán)相對(duì)比較集中。

(二)獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)

表2是獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)的結(jié)果，其用于比較對(duì)于過(guò)度自信管理者與理性(非過(guò)度自信)管理者來(lái)說(shuō)，市場(chǎng)對(duì)定向增發(fā)公告的反饋(CAR)的大小。從中可見(jiàn)，對(duì)于過(guò)度自信的管理者而言，最終按照預(yù)案完成增發(fā)的公告效應(yīng)低于最終撤銷(xiāo)預(yù)案的公告效應(yīng)(差異為-0.028，但不顯著)。對(duì)于理性(非過(guò)度自信)管理者來(lái)說(shuō)，結(jié)果恰恰相反(差異為0.049，在10%的水平下顯著)，這反映管理者非理性心理對(duì)其最終決策的影響：當(dāng)公告的市場(chǎng)反饋較差(CAR較小)時(shí)，理性(非過(guò)度自信)管理者會(huì)撤銷(xiāo)預(yù)案，放棄增發(fā)；當(dāng)公告的市場(chǎng)反饋較好(CAR較大)時(shí)，理性管理者會(huì)按照預(yù)案完成增發(fā)。然而，當(dāng)管理者受過(guò)度自信心理影響時(shí)，由于過(guò)分相信自己的判斷，市場(chǎng)反饋對(duì)其決策的影響較小，因此，其決策行為與理性管理者恰恰相反。

表2 獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)結(jié)果

注：***、**和*分別表示在p<0.01、p<0.05和p<0.1水平下顯著；括號(hào)內(nèi)為p值。

(三)市場(chǎng)反饋與管理者最終決策之間的關(guān)系

表3是模型(2)的回歸結(jié)果,其中，回歸(1)主要檢驗(yàn)上市公司定向增發(fā)過(guò)程中，市場(chǎng)反饋信息對(duì)管理者最終增發(fā)決策的影響。

表3 市場(chǎng)反饋與管理者最終決策之間的關(guān)系以及過(guò)度自信對(duì)兩者之間關(guān)系的影響

注：括號(hào)內(nèi)的值表示穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤；***、**和*分別表示p<0.01、p<0.05和p<0.1水平下顯著。

通過(guò)表3可以發(fā)現(xiàn)，CAR的系數(shù)為正(0.352)，并且在5%的水平下顯著，這意味著，總體來(lái)說(shuō)，市場(chǎng)對(duì)定向增發(fā)公告的積極性反饋可以提升管理層最終按照預(yù)案完成增發(fā)的概率，這與現(xiàn)有研究的結(jié)論一致(Luo，2005；Kau et al.，2008；高偉偉 等，2015)。由此說(shuō)明，在公司的決策過(guò)程中，絕大部分管理者能以市場(chǎng)反饋信息作為風(fēng)向標(biāo)。因此，假設(shè)1得到有效支持。另外，Lev的檢驗(yàn)系數(shù)顯著為負(fù)，表明隨著公司債務(wù)比例的提高，管理者面臨來(lái)自債權(quán)人的監(jiān)督與干預(yù)程度也隨之上升。在債權(quán)人看來(lái)，由于定向增發(fā)主要面向公司大股東，而大股東與管理者存在合謀的可能，使定向增發(fā)成為大股東與管理者謀取個(gè)人私利的工具，因此管理者的增發(fā)決策受到來(lái)自債權(quán)人方面的抑制。Liquid的系數(shù)顯著為正，表明公司股票的流動(dòng)性會(huì)促進(jìn)管理者完成定向增發(fā)。公司股票的流動(dòng)性高，意味著股票價(jià)格的信息含量較大，因此，較高的股票流動(dòng)性會(huì)通過(guò)提升市場(chǎng)反饋的信息含量(Andres et al.，2014)，進(jìn)而影響管理層的最終增發(fā)決策。

(四)過(guò)度自信對(duì)市場(chǎng)反饋與管理者最終決策之間關(guān)系的影響

在表3的回歸(2)中，我們加入管理者過(guò)度自信變量(OC)及其與市場(chǎng)反饋(CAR)的交叉項(xiàng)，以此檢驗(yàn)管理者的過(guò)度自信心理對(duì)市場(chǎng)反饋與管理者最終決策之間關(guān)系的影響。從中可見(jiàn)，CAR的系數(shù)依然顯著為正，與回歸(1)的結(jié)果保持一致。OC的系數(shù)雖然為負(fù)，但并不顯著；然而，交叉變量OC×CAR的系數(shù)卻在1%的水平下顯著為負(fù)，說(shuō)明管理者的過(guò)度自信心理并不會(huì)對(duì)其最終增發(fā)決策產(chǎn)生直接性的影響，而是通過(guò)影響管理者對(duì)待市場(chǎng)反饋的態(tài)度，進(jìn)而間接影響最終增發(fā)決策。管理者的過(guò)度自信心理會(huì)弱化市場(chǎng)反饋對(duì)其最終決策的影響，而且過(guò)度自信帶來(lái)的負(fù)效應(yīng)(-2.574)超過(guò)了市場(chǎng)反饋對(duì)管理者最終決策的影響(1.590)。但是這只能說(shuō)明管理者過(guò)度自信對(duì)管理層是否接受市場(chǎng)反饋態(tài)度的弱化效應(yīng)，并不能準(zhǔn)確反映市場(chǎng)反饋對(duì)過(guò)度自信管理者最終決策的影響。為進(jìn)一步檢驗(yàn)兩者之間的關(guān)系，本研究將樣本分成管理者過(guò)度自信與非過(guò)度自信兩個(gè)子樣本，分別檢驗(yàn)市場(chǎng)反饋與管理者最終增發(fā)決策之間的關(guān)系。結(jié)果如表4所示。

表4 管理者不同心理下，市場(chǎng)反饋對(duì)其最終增發(fā)決策的影響

注：括號(hào)內(nèi)的值表示穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤；***、**和*分別表示p<0.01、p<0.05和p<0.1水平下顯著。

表4的回歸(1)只包括過(guò)度自信的樣本，結(jié)果表明，CAR的系數(shù)雖然為負(fù)，但并不顯著，說(shuō)明當(dāng)管理者過(guò)度自信時(shí)，市場(chǎng)對(duì)定向增發(fā)公告的反饋并不會(huì)對(duì)其最終增發(fā)決策產(chǎn)生影響。受過(guò)度自信心理的影響，管理者在最終決策時(shí)不會(huì)參考市場(chǎng)對(duì)增發(fā)公告的反饋，但需要指出的是，這只能說(shuō)明管理層的自負(fù)心理，并不能反映其行為的自利性?；貧w(2)只包括非過(guò)度自信的樣本，結(jié)果顯示，CAR的系數(shù)在5%的水平下顯著為正，說(shuō)明理性(非過(guò)度自信)管理者在最終決策時(shí)會(huì)以市場(chǎng)反饋為導(dǎo)向，充分考慮資本市場(chǎng)對(duì)公司增發(fā)事件的態(tài)度，從而避免股東利益受損。表3與表4的回歸結(jié)果充分支持假設(shè)1與假設(shè)2。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(一)內(nèi)生性檢驗(yàn)

很多文獻(xiàn)指出，定向增發(fā)的公告效應(yīng)，即市場(chǎng)反饋會(huì)受到公司層面與宏觀層面等其他因素的影響(魏立江 等，2008；賈鋼 等，2009；徐斌 等，2012)。因此，為防止變量之間的內(nèi)生性，本研究利用兩階段回歸模型(2SLS)對(duì)上述結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。在第一階段，先用CAR對(duì)其影響變量進(jìn)行線性回歸，估算出CAR的擬合值，然后將其擬合值帶入第二階段進(jìn)行分析。結(jié)果見(jiàn)表5。在第一階段回歸中，市場(chǎng)反饋CAR的影響變量的系數(shù)都通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明第一階段的擬合結(jié)果比較理想。在第二階段的回歸(1)中，CAR的系數(shù)在5%的水平下顯著為正；在回歸(2)中，CAR與OC×CAR的系數(shù)分別在5%的水平下顯著為正、在1%的水平下顯著為負(fù)，說(shuō)明正的市場(chǎng)反饋會(huì)提升管理者按照預(yù)案完成增發(fā)的概率，而管理者的過(guò)度自信心理會(huì)弱化這種正向影響，這與上文實(shí)證結(jié)果一致，說(shuō)明研究結(jié)論具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。

表5 控制內(nèi)生性后，市場(chǎng)反饋對(duì)管理者最終增發(fā)決策的影響

注：括號(hào)內(nèi)的值表示穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤；***、**和*分別表示p<0.01、p<0.05和p<0.1水平下顯著。

(二)變量替代

首先，為進(jìn)一步強(qiáng)化研究結(jié)論的穩(wěn)健性，不同于實(shí)證檢驗(yàn)中用上市公司業(yè)績(jī)預(yù)告中的盈利水平與實(shí)際盈利水平的偏差作為管理層是否過(guò)度自信的判斷標(biāo)準(zhǔn)，在此我們將預(yù)測(cè)盈利與實(shí)際盈利的偏差超過(guò)一定幅度(本文選取20%)作為界定管理者過(guò)度自信與否的標(biāo)準(zhǔn)，重新進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表6所示。不難發(fā)現(xiàn)，研究結(jié)論與上文一致。

其次，在實(shí)證檢驗(yàn)中，我們采用市場(chǎng)模型檢驗(yàn)了增發(fā)公告的超額收益，在此部分，我們利用市場(chǎng)調(diào)整法計(jì)算定向增發(fā)的累計(jì)超額收益率，即假設(shè)股票i在第t天的收益率為Rit，市場(chǎng)指數(shù)在相同時(shí)間段的收益率為Rmt，則這段時(shí)間內(nèi)股票i相對(duì)于大盤(pán)的超額收益率為：

ARit=Rit-Rmt

(3)

則定向增發(fā)在特定時(shí)期內(nèi)的累計(jì)超額收益率CARi為：

CARit=∑ARit

(4)

經(jīng)過(guò)變量替代，我們得出與上述檢驗(yàn)非常類(lèi)似的結(jié)論，限于篇幅，不再詳細(xì)報(bào)告。綜上可知，本文的結(jié)論是可靠的。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果：管理者過(guò)度自信的重新判斷

注：括號(hào)內(nèi)的值表示穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤；***、**和*分別表示p<0.01、p<0.05和p<0.1水平下顯著。

六、結(jié)論、啟示及未來(lái)研究展望

(一)研究結(jié)論

行為金融學(xué)理論的快速發(fā)展，使得我們可以從一個(gè)新的視角來(lái)分析管理者的決策行為。在現(xiàn)實(shí)中，管理者并不總是自利的或者并非所有的管理者都是自利的，他們也會(huì)有“利他主義”(altruism)傾向。因此，本文跳出“理性經(jīng)紀(jì)人”假設(shè)的理論框架，從過(guò)度自信的視角分析管理者在定向增發(fā)中的決策行為。

本文以2006—2013年我國(guó)滬、深兩市上市公司公布的定向增發(fā)公告為樣本，從信號(hào)傳遞理論出發(fā)，立足于雙向信息流的角度，實(shí)證檢驗(yàn)了管理者對(duì)待定向增發(fā)公告的市場(chǎng)反饋的態(tài)度，并且利用行為金融學(xué)的相關(guān)理論，將管理者的過(guò)度自信心理納入研究范疇，考察了管理者的認(rèn)知偏差對(duì)其最終增發(fā)決策與市場(chǎng)反饋之間關(guān)系的影響。研究表明：總體而言，我國(guó)上市公司的管理者在進(jìn)行定向增發(fā)最終決策時(shí)會(huì)以首次公告的市場(chǎng)反饋為導(dǎo)向，但是過(guò)度自信心理將削弱管理者決策的市場(chǎng)反饋導(dǎo)向傾向。

(二)理論啟示與政策建議

通過(guò)本研究的結(jié)論可以看出，管理者的認(rèn)知偏差可能會(huì)引發(fā)公司相關(guān)決策一定程度的“扭曲”，至少在定向增發(fā)決策中的確如此。因此，僅僅依靠上市公司內(nèi)外部的制衡機(jī)制來(lái)解決委托-代理問(wèn)題，只是實(shí)現(xiàn)了公司股東利益與管理者利益的相對(duì)一致，并不能保證管理者決策的有效性與科學(xué)性。這一結(jié)論對(duì)于指導(dǎo)我國(guó)上市公司改善決策效率以及加強(qiáng)公司治理等無(wú)疑具有重要的意義。因此，在公司的日常經(jīng)營(yíng)中，應(yīng)該提高大股東等治理主體對(duì)公司決策的參與度、降低公司管理者權(quán)力的集中性以及加強(qiáng)各主體之間的權(quán)力制衡，進(jìn)而抑制由管理者過(guò)度自信心理引發(fā)的非理性決策，降低非科學(xué)決策給公司價(jià)值提升帶來(lái)的不利影響。

(三)研究不足與展望

本研究仍然存在一定的局限性，主要表現(xiàn)在：(1)未考慮公司內(nèi)部和外部的治理機(jī)制與管理者過(guò)度自信心理之間的互動(dòng)關(guān)系；(2)將管理團(tuán)隊(duì)作為一個(gè)整體來(lái)分析，而沒(méi)有考慮團(tuán)隊(duì)內(nèi)不同層次管理者的心理狀態(tài)；(3)未考慮定向增發(fā)預(yù)案公告前，由于公司內(nèi)部監(jiān)管不力等而導(dǎo)致的信息泄露情況，以及增發(fā)過(guò)程中浮現(xiàn)出的新信息對(duì)管理者最終增發(fā)決策的影響。因此，在未來(lái)的研究中，可考慮將以上問(wèn)題納入分析范疇。

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(責(zé)任編輯 張建軍)

Overconfidence,MarketFeedbackandManagers′FinalDecisions:EvidencefromChinesePrivatePlacement

GAO WeiWei1LI WanLi1，2HUANG Zhen1

(1.School of Management,Xi′an Jiaotong University, Xi′an 710049;2.School of Accounting,Shanghai University of International Business and Economics, Shanghai 201620)

Based on signaling theory, this paper empirically investigates the relation between managers′ final decisions in private placement and market feedback, using a sample of announced private placements from Shanghai and Shenzhen Stock Exchanges from 2006 to 2013. The study takes managers′ overconfidence into account to examine its effect on the relation between managers′ final decisions and market feedback to the announcements. The analysis suggests that managers′ final decisions are market feedback-oriented. Supplementary testing indicates that managers, affected by overconfidence, tend to ignore the market feedback when they make final decisions on whether to implement the private placement as previously announced.

private placement; market feedback; overconfidence; signaling

2016-05-09

高偉偉(1988--)，女，山東德州人，西安交通大學(xué)管理學(xué)院博士生。 李婉麗(1963--)，女，陜西西安人，西安交通大學(xué)管理學(xué)院教授，上海對(duì)外經(jīng)貿(mào)大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師。 黃 珍(1989--)，女，河南南陽(yáng)人，西安交通大學(xué)管理學(xué)院博士生。

教育部人文社會(huì)科學(xué)研究西部和邊疆地區(qū)青年基金項(xiàng)目“重要性判斷、公司治理與財(cái)務(wù)重述信息披露”(14XJC790001)。

F272.3

：A

：1001-6260(2017)07-0088-11

10.19337/j.cnki.34-1093/f.2017.07.009