高管過度自信行為與投融資關(guān)系
——基于投資價(jià)值模型

張 彤，趙 輝

(天津大學(xué) 管理與經(jīng)濟(jì)學(xué)部， 天津 300072)

隨著行為金融學(xué)的發(fā)展，西方學(xué)者將行為金融的基本假設(shè)和研究方法與公司決策主體的投資與融資行為結(jié)合起來，從企業(yè)高管行為特質(zhì)的角度研究企業(yè)投資和融資，尋求對(duì)企業(yè)投資和融資的決策行為的完善和補(bǔ)充[1]。Heaton研究表明：過度自信的管理者認(rèn)為資本市場(chǎng)低估了風(fēng)險(xiǎn)債券的價(jià)值，不愿意采用外部融資，進(jìn)而會(huì)因?yàn)閮?nèi)部資金不足從而放棄一些正的凈現(xiàn)金流項(xiàng)目；另一方面，當(dāng)公司存在自由現(xiàn)金流時(shí)，過度自信管理者會(huì)高估一些投資機(jī)會(huì)，造成過度投資市場(chǎng)。Malmendier等及Peng等[2]的實(shí)證檢驗(yàn)都支持了Heaton的新解釋。

在該領(lǐng)域我國(guó)學(xué)者的研究尙處于探索階段，而在我國(guó)由政府主導(dǎo)的新興股票市場(chǎng)中，中小板塊的企業(yè)與主板板塊企業(yè)相比，股權(quán)有其特殊性。中小板塊企業(yè)中多為民營(yíng)企業(yè)，在民營(yíng)企業(yè)中又以家族企業(yè)為主，中小企業(yè)板塊公司存在“一股獨(dú)大”[3]。在這樣一個(gè)特殊的環(huán)境下，中小板塊企業(yè)的高管是否存在過度自信行為？該行為對(duì)于企業(yè)的投資和融資偏好又產(chǎn)生了什么樣的影響？中小板塊企業(yè)高管過度自信與主板板塊有哪些不同？哪種融資約束能夠?qū)^度自信高管投資的現(xiàn)金流敏感性進(jìn)行解釋？本文試圖通過理論分析與實(shí)證研究對(duì)上述問題進(jìn)行探討，為中小板塊企業(yè)的研究提供一些經(jīng)驗(yàn)性的結(jié)論。

1 高管過度自信與投資的理論分析

過度自信指人們過于相信自己的判斷力，把成功歸因于自己的能力，低估運(yùn)氣、機(jī)遇和外部力量的作用[4]。企業(yè)高管的過度自信更為普遍，主要因?yàn)楦吖苷J(rèn)為他們對(duì)自己的企業(yè)有很大的掌控能力。同時(shí)，高管的行為結(jié)果與自身利益密切，并且過度自信更容易得到職業(yè)提升。這些原因在中小板塊企業(yè)中尤為突出。本文以股東與公司高層管理人員之間的投資最大化模型為基礎(chǔ)，在模型中加入過度自信這個(gè)變量，通過模型在理論上分析高管人員過度自信與投資之間的關(guān)系。在我國(guó)市場(chǎng)投資者非理性、債券市場(chǎng)發(fā)展相對(duì)落后和普遍的股權(quán)融資偏好的背景下，模型假定如下：① 只在內(nèi)部現(xiàn)金流和股權(quán)融資中選擇投資來源；② 市場(chǎng)投資者存在噪音導(dǎo)致的過度投資行為[5]。理論模型如下：V為公司起初現(xiàn)有資產(chǎn)價(jià)值，S為公司股票價(jià)值，F(xiàn)為公司現(xiàn)金流，U(I)為投資收益函數(shù)，且U(I)′>0,U(I)″<0。過度自信的高管會(huì)高估未來收益，比正常收益高U(I)×Cm，Cm>0表示高管人員過度自信。投資者也會(huì)高估未來收益，也比正常收益高U(I)×Ci,Ci>0表示投資者過度自信。當(dāng)I>F時(shí)，需要發(fā)行價(jià)值為S1的股票來補(bǔ)充投資資金。在投資人和高管都存在過度自信的情況下投資價(jià)值最大化模型為:

(1)

(2)

最優(yōu)化條件為：

(3)

由式(3)可以看出：0

投資與現(xiàn)金流的關(guān)系為

(4)

其中：

E(I)=U(I)[1+Ci+Cm+2CiCm+(1+Ci)(I-F)Cm]+V(1+Cm)

(5)

G(I)=1+Ci+Cm+2CiCm+(1+Ci)(I-F)Cm

(6)

2 高管過度自信的度量

在財(cái)務(wù)經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域研究高管過度自信對(duì)財(cái)務(wù)決策影響的關(guān)鍵和難點(diǎn)在于過度自信的度量。到目前為止，對(duì)過度自信的度量主要包括 CEO持股狀況、相關(guān)主流媒體對(duì)CEO的評(píng)價(jià)、 CEO所做的盈利預(yù)測(cè)偏差、 CEO實(shí)施并購的頻率、CEO的相對(duì)報(bào)酬、企業(yè)的當(dāng)前業(yè)績(jī)、企業(yè)景氣指數(shù)等[6]。

在以家族企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)為主的中小板塊中，企業(yè)高管持有企業(yè)大部分股票[5]。本文采用高管人員在任期內(nèi)持股數(shù)量的變化作為衡量管理者過度自信的指標(biāo)，做出如下劃分：① 將3年內(nèi)持股數(shù)量不變的高管劃分為適度自信；② 將在2009—2011年3年間持股數(shù)量不是因?yàn)榧t利和業(yè)績(jī)股而增加的高管人員劃分為過度自信。

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 研究假設(shè)與樣本的選擇

根據(jù)之前的理論分析提出3個(gè)假設(shè)：

假設(shè)1 中小板塊企業(yè)管理者的過度自信與投資支出水平正相關(guān)。

假設(shè)2 中小板塊企業(yè)中管理者過度自信的公司自由現(xiàn)金與投資之間沒有敏感性。

假設(shè)3 中小板塊企業(yè)中管理者過度自信的公司融資現(xiàn)金與投資的敏感性比管理者適度自信的公司高。

本文選取中小板塊中的上市公司為研究的初始研究樣本，選取2008年12月31日之前中小板塊上市公司為研究對(duì)象，剔除在2009—2011年股東發(fā)生很大更替的公司或者公司的管理層發(fā)生重大變動(dòng)的公司，以及金融類公司和數(shù)據(jù)嚴(yán)重缺失的公司。數(shù)據(jù)來自國(guó)泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫和巨潮網(wǎng)。

3.2 構(gòu)建模型和變量描述

為了檢驗(yàn)上述假設(shè)，構(gòu)建如下2個(gè)基本多元回歸模型：

模型1

Iit=a0+a1Cit+a2C·NCFit+a3NCFit+a4Qit+a5Bit+a6Rit+a8Ait+a9Tt+ξit

其中：i=1,2,…,N;t=1,2,…,T。

模型2

Iit=a0+a1Cit+a2C·FCFit+a3FCFit+a4Qit+a5Bit+a6Rit+a8Ait+a9Tt+ξit

其中：i=1,2,…,N;t=1,2,…,T。

I表示企業(yè)的投資，為被解釋變量，具體為上市公司固定資產(chǎn)原值、工程物資和在建工程的凈值之和的增加值。同時(shí)為消除規(guī)模效應(yīng)，用年末總資產(chǎn)對(duì)其進(jìn)行平減。解釋變量有C、C×NCF、C×FCF。C表示高管自信程度，其值取1或者0。C×NCF表示管理者過度自信與融資現(xiàn)金流的敏感性。C×FCF表示管理者過度自信與融資現(xiàn)金流的敏感性。其余為控制變量。NCF為現(xiàn)金流量表中籌資活動(dòng)產(chǎn)生的現(xiàn)金流量?jī)纛~。同時(shí)為消除規(guī)模效應(yīng)，用年末總資產(chǎn)對(duì)其進(jìn)行平減。FCF為經(jīng)營(yíng)活動(dòng)中產(chǎn)生的現(xiàn)金流量?jī)糁蹬c分配股利、利潤(rùn)或者償付利息支付的現(xiàn)金的差額[7]。同時(shí)為消除規(guī)模效應(yīng)，用年末總資產(chǎn)對(duì)其進(jìn)行平減。Q為公司權(quán)益市場(chǎng)價(jià)值加上公司負(fù)債面值之和，用公司總資賬面價(jià)值的比值表示。在模型中，Q值是為了控制潛在投資機(jī)會(huì)對(duì)投資決策的影響[8]。B表示資產(chǎn)負(fù)債率，等于公司的總負(fù)債與總資產(chǎn)的比值。R為獨(dú)立董事人數(shù)占董事會(huì)人數(shù)的比例。A表示企業(yè)總資產(chǎn)，等于資產(chǎn)總值的自然對(duì)數(shù)。T為年度虛擬變量。

4 實(shí)證檢驗(yàn)

4.1 按照高管持股分類的投資增長(zhǎng)狀況

本文按照高管人員持股分類對(duì)中小板塊上市公司的投資狀況進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析(見表1)。以中小板塊企業(yè)投資的平均增長(zhǎng)率為標(biāo)準(zhǔn)值，對(duì)高管過度自信類公司的投資增長(zhǎng)率進(jìn)行one-sampleT檢驗(yàn)。從時(shí)間的縱向?qū)Ρ瓤梢钥闯觯焊吖苓^度自信類公司在2010年最多，并且投資增長(zhǎng)率的中位數(shù)和均值也都大于2009年和2011年。從3類公司的橫向比較看，不論投資的均值還是投資的中位數(shù)都為依次遞增的關(guān)系，即過度自信公司比適度自信公司的投資增長(zhǎng)率年平均高出1.61%。適度自信的公司比總體樣本公司的投資增長(zhǎng)率平均高出0.53%，而且過度自信的公司的投資增長(zhǎng)率都高于同期的總體樣本公司的投資增長(zhǎng)率，年平均高出2.14%。上述統(tǒng)計(jì)和檢驗(yàn)結(jié)果說明了增持公司股票的高管表現(xiàn)出比較一致的過度自信傾向，并且其投資水平明顯高于總體投資水平，假設(shè)1得到基本驗(yàn)證。

表1 按照高管人員持股分類的上市公司投資增長(zhǎng)率的描述性分析

注：(a)為上市公司總體；(b)為高管適度自信類公司；(c)為高管過度自信類公司；***表示在1%水平上顯著相關(guān)；**表示在5%水平上顯著相關(guān)。

4.2 實(shí)證結(jié)果及分析

首先在在回歸之前利用方差膨脹因子對(duì)模型的多重共線性進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)模型中方差膨脹因子都小于10，說明自變量之間不存在多重共線性。

4.2.1 管理者適度自信與過度自信下投資與內(nèi)部現(xiàn)金流的關(guān)系

從表2的管理者適度自信的回歸結(jié)果中可以看出：模型1中投資與適度自信并沒有顯著的相關(guān)關(guān)系，投資與適度自信-自由現(xiàn)金流之間也沒有顯著的關(guān)系。在引入控制變量的模型2中可以看出：投資與適度自信和適度自信-自由現(xiàn)金流之間也不存在顯著的相關(guān)關(guān)系。Q的參數(shù)估計(jì)值為0.096，在5%的水平上顯著，說明投資與Q之間正相關(guān)。B的參數(shù)估計(jì)值為0.082，在5%的水平上顯著，說明其與資產(chǎn)負(fù)債率存在正相關(guān)性。

從表2的管理者過度自信的回歸結(jié)果中可以看出：模型3過度自信的參數(shù)估計(jì)值為0.247，在1%的水平上顯著，但是投資與過度自信-自由現(xiàn)金流之間并沒有相關(guān)性。在引入控制變量的模型4中可以看出：投資與過度自信之間仍然存在較強(qiáng)的正顯著關(guān)系，在1%的水平上顯著，說明過度自信容易造成過度投資。同時(shí)投資跟過度自信-自由現(xiàn)金流之間仍然沒有顯著關(guān)系，說明過度自信的管理者容易增加投資，并且過度自信管理者與企業(yè)內(nèi)部自由現(xiàn)金流之間沒有敏感性，假設(shè)1和假設(shè)2得到驗(yàn)證。

表2 管理者適度自信與過度自信下投資與內(nèi)部現(xiàn)金流的回歸檢驗(yàn)

注：*表示在10%的水平上顯著；**表示在5%水平上顯著相關(guān)；***表示在1%水平上顯著相關(guān)；DW在2附近表示不存在相關(guān)性；括號(hào)內(nèi)是估計(jì)參數(shù)的t值。

4.2.2 管理者適度自信與過度自信下投資與外部融資現(xiàn)金流的關(guān)系

從表3的管理者適度自信的回歸結(jié)果中可以看出：模型5中適度自信與投資并不敏感，但是適度自信-融資現(xiàn)金流的參數(shù)估計(jì)值為0.1610，在1%的水平上顯著。模型6在引入其他控制變量后，適度自信-融資現(xiàn)金流參數(shù)估計(jì)值為0.182,仍然保持在1%的水平上顯著，表明適度自信的公司投資跟融資現(xiàn)金流存很高的敏感性，當(dāng)外部融資現(xiàn)金流充裕的時(shí)候適度自信的公司會(huì)表現(xiàn)出投資增加的現(xiàn)象。同時(shí)NCF的參數(shù)估計(jì)值為0.162,在1%的水平上顯著，說明適度自信的公司投資與NCF保持比較高的敏感性，在管理者適度自信與過度自信的情況下，Q、B都與投資在5%的水平上顯著，這與國(guó)內(nèi)一些學(xué)者在主板板塊上的研究結(jié)果相同。以上結(jié)果說明中小板市場(chǎng)與主板市場(chǎng)在企業(yè)投資環(huán)境中存在一些相同點(diǎn)。

從表3的管理者過度自信的回歸結(jié)果中可以看出：在模型7和模型8中過度自信與投資的參數(shù)為0.407 和0.487,在八個(gè)模型中最大，都保持在1%的顯著水平上，從而進(jìn)一步驗(yàn)證了假設(shè)H1。同時(shí)模型7過度自信參數(shù)估計(jì)值為0.407，是模型3過度自信參數(shù)估計(jì)值的1.65倍，這表明在外部融資現(xiàn)金流充裕的情況下，企業(yè)高管更容易過度自信，從而增加投資支出，造成過度投資的現(xiàn)象。模型7的過度自信-融資現(xiàn)金流的參數(shù)估計(jì)值為0.611,是模型5參數(shù)估計(jì)值的3.8倍，說明在融資現(xiàn)金流充裕的情況下，過度自信的管理者比適度自信的管理者有更強(qiáng)的投資-融資現(xiàn)金流敏感性。在引入控制變量的模型8中過度自信和過度自信-融資現(xiàn)金流參數(shù)估計(jì)都變大(從0.407增加為0.487，從0.611增加為0.842)，說明過度自信與投資關(guān)系及外部融資與投資的關(guān)系是很穩(wěn)定的。模型8的外部融資NCF參數(shù)估計(jì)為0.495,是模型7的3.06倍，這表明外部融資是影響中小企業(yè)投資的重要因素，中小企業(yè)在增加投資時(shí)，多采用外部融資方式進(jìn)行融資。

表3 管理者適度自信與過度自信下投資與外部融資現(xiàn)金流的回歸檢驗(yàn)

注：*表示在10%的水平上顯著；**表示在5%水平上顯著相關(guān)；***表示在1%水平上顯著相關(guān)；DW在2附近表示不存在相關(guān)性；括號(hào)內(nèi)是估計(jì)參數(shù)的t值。

5 結(jié)束語

以我國(guó)中小板塊2009年以前上市公司為樣本，研究了管理者過度自信對(duì)企業(yè)投資支出的影響和管理者過度自信的企業(yè)投資與自由現(xiàn)金流和融資現(xiàn)金流之間的敏感性。在以托賓Q和資產(chǎn)負(fù)債率為控制變量的情況下的回歸結(jié)果表明：管理者過度自信與企業(yè)投資有顯著的正相關(guān)關(guān)系。同時(shí)本研究發(fā)現(xiàn)：在我國(guó)的中小板塊上市的公司中管理者過度自信的公司投資與融資現(xiàn)金流之間敏感性很強(qiáng)，而與自由現(xiàn)金流之間沒有敏感性，這與Heaton和Malmendier以及國(guó)內(nèi)的一些研究結(jié)果不同。這個(gè)結(jié)果對(duì)我國(guó)中小板塊上市公司具有重要意義。中下板塊企業(yè)從資本市場(chǎng)上籌集到資金后會(huì)進(jìn)行盲目的投資，造成投資過度，給企業(yè)帶來很大的風(fēng)險(xiǎn)，因此在中小板塊企業(yè)中建立嚴(yán)格、科學(xué)的投資管理機(jī)制，嚴(yán)控投資風(fēng)險(xiǎn)，防止過度自信造成過度投資是很有必要的。中小企業(yè)無論是在活躍市場(chǎng)和經(jīng)濟(jì)調(diào)整方面還是在擴(kuò)大就業(yè)保持經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定方面都起到了巨大的作用，現(xiàn)在已經(jīng)成為經(jīng)濟(jì)建設(shè)主力軍，所以做好中小企業(yè)投資監(jiān)管對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)良好發(fā)展具有重大意義。

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