管理者過度自信、內(nèi)部控制與企業(yè)現(xiàn)金持有

鄭培培，陳少華

廈門大學(xué) 管理學(xué)院，福建 廈門 361005

引言

自20世紀(jì)90年代開始，國內(nèi)外學(xué)者就開始關(guān)注企業(yè)高額持有現(xiàn)金的現(xiàn)象?，F(xiàn)金是企業(yè)一項重要的資產(chǎn)，收益雖低但流動性高，常被比喻為企業(yè)的“血液”，因為它直接關(guān)乎到企業(yè)的生死存亡。例如，中國江龍控股、日本Shimokane株式會社、法國油墨生產(chǎn)企業(yè)Brancher、俄羅斯電影發(fā)行商West公司、韓國韓進(jìn)海運和英國老牌零售店英國家居店等都因資金鏈問題而破產(chǎn)。2007年爆發(fā)的金融危機(jī)給各國實體經(jīng)濟(jì)帶來的重創(chuàng)使企業(yè)深刻認(rèn)識到持有現(xiàn)金的重要性，“現(xiàn)金為王”的理念漸漸根植于企業(yè)經(jīng)營管理理念中。國內(nèi)外企業(yè)現(xiàn)金持有量均處于一個較高水平，經(jīng)統(tǒng)計，中國非金融類上市公司2006年至2016年平均現(xiàn)金持有量占總資產(chǎn)的19.74%，意味著上市公司總資產(chǎn)約有五分之一是以現(xiàn)金形式存在；穆迪公司最新數(shù)據(jù)顯示，到2017年底美國非金融公司的現(xiàn)金及流動投資將達(dá)到1.9萬億美元，比2016年約增加5%?，F(xiàn)金作為流動性最高的資產(chǎn)，其回報率低，國內(nèi)外企業(yè)出于何種原因儲藏大量現(xiàn)金值得深思。

如何決定公司的現(xiàn)金持有量一直是學(xué)術(shù)界研究的熱點，且形成了較為成熟的理論研究框架，如動機(jī)理論[1]、權(quán)衡理論[2]、融資優(yōu)序理論[3]和代理理論[4]等。然而，這些研究都是基于理性經(jīng)濟(jì)人假設(shè)，與現(xiàn)實情況不相符，其研究結(jié)論的現(xiàn)實解釋力有限。鑒于此，本研究將行為金融與傳統(tǒng)公司財務(wù)相結(jié)合，以管理者過度自信為研究切入點，選取2010年至2016年中國滬深股市A股非金融類上市公司為研究對象，實證檢驗管理者過度自信對企業(yè)現(xiàn)金持有的影響，這對理解管理者非理性特征是否影響企業(yè)現(xiàn)金決策以及現(xiàn)實中企業(yè)的現(xiàn)金管理將具有重要的理論意義和實踐價值。

1相關(guān)研究評述

現(xiàn)金持有決策是企業(yè)財務(wù)決策中最重要的一項決策，已有關(guān)于企業(yè)現(xiàn)金持有水平影響因素的研究主要從微觀、中觀和宏觀3個層次展開。微觀層面，主要集中在公司特征和內(nèi)部治理機(jī)制兩大方面。在公司特征方面，財務(wù)杠桿、凈營運資本、公司規(guī)模、現(xiàn)金替代物、流動資產(chǎn)、投資機(jī)會、股利支付、公司增長率、經(jīng)營年限、資本支出等指標(biāo)是學(xué)者們使用較多的影響因素[5-6]。在公司內(nèi)部治理機(jī)制方面，自由現(xiàn)金流說認(rèn)為，當(dāng)缺乏有效的公司治理機(jī)制時，經(jīng)理人為了自己的私利會持有高額現(xiàn)金；而現(xiàn)金花費說和股東權(quán)力說則認(rèn)為公司治理水平越高，企業(yè)現(xiàn)金持有越多[7]。中觀層面，產(chǎn)品市場競爭越激烈，導(dǎo)致企業(yè)現(xiàn)金持有水平越高[8]。宏觀層面，投資者法律保護(hù)程度越好的國家，其現(xiàn)金持有水平越低[9]；與寬松的貨幣政策相比，企業(yè)在緊縮的貨幣政策期間會持有更多的現(xiàn)金[10]；宏觀經(jīng)濟(jì)不確定性越高時，企業(yè)的現(xiàn)金持有水平越高[11]。

已有關(guān)于企業(yè)現(xiàn)金持有水平影響因素的研究存在一個共同點，即假定管理者是理性的，這與現(xiàn)實情況不相符，其研究結(jié)論的現(xiàn)實解釋力值得商榷，因為人普遍存在過度自信的心理特征，且在管理者和企業(yè)家這一群體身上表現(xiàn)得更為突出[12]。已有研究表明過度自信的管理者在制定公司投資決策[13]、融資決策[14]和盈余預(yù)測[15]等重要決策時存在行為偏差，然而鮮有研究直接探討管理者過度自信對企業(yè)現(xiàn)金持有的影響[16]。現(xiàn)金決策是企業(yè)最重要的財務(wù)決策之一，而管理者又掌握現(xiàn)金持有的決策權(quán)，顯然其過度自信的特征會對現(xiàn)金決策產(chǎn)生重要影響。因此，基于行為金融學(xué)理論，探討管理者過度自信是否以及如何影響企業(yè)現(xiàn)金決策具有重要的研究意義。另外，管理者的行為離不開企業(yè)制度安排，而內(nèi)部控制作為企業(yè)一項重要的制度安排，能夠?qū)ζ髽I(yè)經(jīng)營過程進(jìn)行全面的監(jiān)控，研究表明良好的內(nèi)部控制可以有效地監(jiān)督和約束管理者的行為[17-18]。綜上所述，本研究試圖將管理者過度自信、內(nèi)部控制和企業(yè)現(xiàn)金持有三者結(jié)合起來，系統(tǒng)分析并檢驗管理者過度自信與企業(yè)現(xiàn)金持有的關(guān)系以及內(nèi)部控制在其中扮演的角色。

2理論分析和研究假設(shè)

過度自信(overconfidence)屬于認(rèn)知心理學(xué)范疇的專業(yè)術(shù)語，已有研究主要從風(fēng)險、能力和信息3個方面定義管理者過度自信。風(fēng)險方面，過度自信的管理者傾向于高估投資項目的收益、低估投資風(fēng)險[12]；能力方面，過度自信的管理者在評價自己的能力時，認(rèn)為自己的能力好于一般水平[19]，容易將成功歸因于自己、失敗歸因于外部因素[20]；信息方面，過度自信的管理者過高估計自己所掌握信息的精確度，導(dǎo)致其對未來不確定性事件成功概率的判斷水平過高[21]。在中國，由于傳統(tǒng)文化中君君臣臣的思想影響、特殊的轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)環(huán)境以及企業(yè)內(nèi)外部治理機(jī)制的不完善等問題，導(dǎo)致中國上市公司管理者過度自信程度可能比國外上市公司更嚴(yán)重[22]。已有研究表明管理者過度自信能夠影響企業(yè)其他決策[13-14]，顯然這些決策與企業(yè)現(xiàn)金決策息息相關(guān)，所以管理者過度自信對企業(yè)現(xiàn)金決策也能產(chǎn)生影響。然而，管理者過度自信對現(xiàn)金決策的影響卻較少被研究。

與外部投資者相比，管理者擁有私人信息，過度自信使他們在判斷自己擁有的信息時，認(rèn)為負(fù)面信息比正面信息更不準(zhǔn)確和更沒有價值，導(dǎo)致負(fù)面信息容易被敷衍或忽視[23]，再加上過度自信管理者認(rèn)為自己的能力好于一般水平，可以將公司經(jīng)營好并取得好的業(yè)績。這種對信息的樂觀錯覺和對自己能力的高估導(dǎo)致過度自信的管理者認(rèn)為，盡管目前外部融資成本昂貴，但預(yù)期隨著時間的推移，外部投資者對公司盈利能力逐漸了解后，未來的融資成本將會下降，所以過度自信的管理者會推遲外部融資，主要使用企業(yè)現(xiàn)有的現(xiàn)金，從而導(dǎo)致企業(yè)現(xiàn)金持有余額低[16]。另外，風(fēng)險規(guī)避假說認(rèn)為，企業(yè)持有更多現(xiàn)金是經(jīng)理人過度規(guī)避風(fēng)險的表現(xiàn)，而過度自信的管理者具有冒險精神，認(rèn)為自己可以勝任更有難度的項目[24]，容易低估企業(yè)陷入財務(wù)困境的風(fēng)險，導(dǎo)致其風(fēng)險承擔(dān)水平較高[25]，所以從風(fēng)險角度而言，過度自信會降低管理者持有現(xiàn)金的傾向。

但是，過度自信也可能增加管理者持有現(xiàn)金的傾向，其原因在于：①過度自信的管理者容易高估自己為企業(yè)創(chuàng)造的價值，并因此認(rèn)為自己所在公司發(fā)行的證券價值被市場低估，這種過高估計導(dǎo)致他們不愿意與新股東分享公司的未來收益，傾向遵循內(nèi)部融資→債務(wù)融資→權(quán)益融資這樣的一種融資順序[26]。內(nèi)部現(xiàn)金是一種最直接且廉價的融資方式，因此過度自信的管理者傾向于持有更多的現(xiàn)金。②基于控制幻覺理論，若管理者存在過度自信，他們會覺得投資項目受不確定性因素的影響有限，往往低估項目失敗風(fēng)險，高估項目收益，導(dǎo)致出現(xiàn)過度投資行為[13]。過度自信也使管理者傾向?qū)嵤┎①徢以诓①徶懈矛F(xiàn)金支付[27]。因此，過度自信促使管理者往往持有大量現(xiàn)金以抓住其認(rèn)為有利的投資機(jī)會和并購機(jī)會。③過度自信有助于緩解代理問題。揮霍假說認(rèn)為，企業(yè)的代理問題越嚴(yán)重，現(xiàn)金被“揮霍”就越嚴(yán)重，因而持有的現(xiàn)金就越少。而研究表明過度自信能促使管理者努力工作，一定程度上緩解代理問題[25]，進(jìn)而促使企業(yè)增加現(xiàn)金持有以應(yīng)對未來風(fēng)險?；谏鲜龇治?，本研究提出競爭性假設(shè)。

H1a限定其他條件后，過度自信管理者所在企業(yè)的現(xiàn)金持有水平更高；

H1b限定其他條件后，過度自信管理者所在企業(yè)的現(xiàn)金持有水平更低。

2008年，中國財政部等五部委聯(lián)合發(fā)布的《內(nèi)部控制基本規(guī)范》指出，內(nèi)部控制的目標(biāo)是合理保證企業(yè)經(jīng)營管理合法合規(guī)、資產(chǎn)安全、財務(wù)報告及相關(guān)信息真實完整等，這表明內(nèi)部控制建設(shè)的一個重要環(huán)節(jié)是構(gòu)建一個各司其責(zé)、有效制衡的公司治理結(jié)構(gòu)，從而督促、制約和監(jiān)督企業(yè)管理者行動與股東財富最大化目標(biāo)相一致。已有研究表明，高質(zhì)量的內(nèi)部控制能有效抑制管理者的盈余管理行為[17]和腐敗行為[18]等。具體到管理者過度自信方面，研究表明管理者在決策時常表現(xiàn)出過度自信的傾向，當(dāng)他們擁有很高的話語權(quán)和控制權(quán)時，這種過度自信心理更容易膨脹[28]，但當(dāng)他們的決策權(quán)和控制能力一旦受到制約時，其自信程度會大大下降[29]。高質(zhì)量的內(nèi)部控制可以通過建立科學(xué)的決策機(jī)制，既促使管理者做出決策時更加謹(jǐn)慎并反復(fù)評估決策后果，也加強(qiáng)公司內(nèi)外部利益相關(guān)者對公司決策過程的參與程度并監(jiān)督?jīng)Q策執(zhí)行過程，削弱管理者決策權(quán)和控制權(quán)，及時矯正過度自信管理者存在的認(rèn)知偏差，從而控制和預(yù)防管理者的非理性行為(如過度投資)，最終影響到企業(yè)現(xiàn)金持有。此外，高質(zhì)量的內(nèi)部控制還可以通過設(shè)立有效的激勵機(jī)制，激發(fā)和提高管理者工作的能動性和積極性，減輕他們的尋租動機(jī)，進(jìn)而實現(xiàn)現(xiàn)金的合理持有和有效使用。基于上述分析，本研究提出假設(shè)。

H2限定其他條件后，內(nèi)部控制能夠緩解管理者過度自信對現(xiàn)金持有水平的影響。

3研究設(shè)計

3.1樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本研究采用2010年至2016年中國滬深股市A股上市公司作為初始樣本。對初始樣本進(jìn)行如下篩選：①剔除金融類公司，因為這類公司由于自身經(jīng)營特征會持有大量現(xiàn)金，而且其會計制度也有特殊性；②剔除ST或*ST等經(jīng)營異常的公司，因為財務(wù)狀況異常的公司會導(dǎo)致現(xiàn)金持有量非正常變化；③剔除發(fā)行B股、H股和其他境外股的上市公司，因為這類股票的市場價格、會計標(biāo)準(zhǔn)、監(jiān)管環(huán)境與A股不同；④由于重要高管變動對公司決策具有重大影響，剔除樣本期內(nèi)CEO或董事長發(fā)生變更的樣本；⑤剔除當(dāng)年發(fā)生過IPO、增股、配股、可轉(zhuǎn)債的樣本，因為企業(yè)的這些融資行為會影響其現(xiàn)金持有水平；⑥剔除數(shù)據(jù)缺失的公司樣本。經(jīng)過上述篩選后，共獲得6 876個樣本觀測值。另外，為了排除異常值對回歸檢驗的干擾，對所有連續(xù)型變量在1%和99%的水平上進(jìn)行縮尾處理。本研究數(shù)據(jù)主要取自CSMAR數(shù)據(jù)庫和CCER數(shù)據(jù)庫。

3.2變量界定

3.2.1現(xiàn)金持有水平(Cas)

借鑒KALCHEVA et al.[9]和楊興全等[4]的做法，采用現(xiàn)金與總資產(chǎn)的比值測量企業(yè)現(xiàn)金持有水平。穩(wěn)健性檢驗部分，使用現(xiàn)金與非現(xiàn)金資產(chǎn)之比測量現(xiàn)金持有水平。

3.2.2管理者過度自信(OC)

目前，學(xué)術(shù)界對于管理者的界定尚未形成一致的看法，企業(yè)最高領(lǐng)導(dǎo)者、高層管理團(tuán)隊和管理層都被用來作為管理者[25,30]?？紤]到中國企業(yè)具有群體決策的傳統(tǒng)，企業(yè)的重大事項普遍由管理團(tuán)隊商議決定，因此本研究借鑒已有研究對管理者定義的范圍以及上市公司年報中披露的管理者信息，將管理者界定為上市公司年報中披露的董事、監(jiān)事、總經(jīng)理(總裁)、副總經(jīng)理(副總裁)、財務(wù)總監(jiān)(或財務(wù)負(fù)責(zé)人)、董事會秘書、總經(jīng)濟(jì)師、技術(shù)總監(jiān)、總工程師等高級經(jīng)理人員。

過度自信作為管理者的一種心理行為偏差，直接度量比較困難。截至目前，國內(nèi)外研究關(guān)于管理者過度自信的測量方法主要包括媒體評價[31]、管理者股票期權(quán)的執(zhí)行情況[32]、管理者持股變動情況[33-34]、管理者相對薪酬[35]、盈余預(yù)告偏差[35]、企業(yè)過度投資[36]，這些方法各有利弊。例如，媒體評價假定所有公司的CEO都接受過主流媒體的報道，這不符合實際情況，而且新聞媒體摻雜了主觀性，是否客觀和公正有待商榷，特別是對財經(jīng)媒體還不夠發(fā)達(dá)且欠缺權(quán)威性的中國來說更是如此。管理者股票期權(quán)的執(zhí)行情況這一指標(biāo)主要被國外研究使用，由于中國資本市場不夠發(fā)達(dá)，上市公司推行股票期權(quán)計劃的較少，限制了其在中國研究中的應(yīng)用。管理者相對薪酬指標(biāo)，就中國來說，國有企業(yè)存在著較強(qiáng)的高管貨幣薪酬管制，高管對自己薪酬的影響力還很??；而民營企業(yè)的高管，由于創(chuàng)業(yè)成功，往往表現(xiàn)出過度自信，但他們的現(xiàn)金薪酬并沒有那么豐厚，他們更在意的是公司的長期發(fā)展和經(jīng)營。盈余預(yù)告偏差指標(biāo)，雖然從2002年開始中國滬深交易所就要求上市公司在第3季報中披露業(yè)績預(yù)告，但是業(yè)績預(yù)告的披露形式并沒有統(tǒng)一的模板，有定量描述，也有定性描述，描述含糊，損害了指標(biāo)的可靠性，而且中國上市公司信息披露不夠及時、不夠完整以及存在違法違規(guī)現(xiàn)象，可能導(dǎo)致管理者高估業(yè)績是由過度自信以外的其他因素所驅(qū)動?？梢?，在中國使用媒體評價、管理者期權(quán)的執(zhí)行情況、管理者相對薪酬、盈余預(yù)告偏差都存在一定的局限性。

中國新修訂的《公司法》和《證券法》規(guī)定，自2006年1月1日起，上市公司董事、監(jiān)事和高級管理人員可以轉(zhuǎn)讓其持有的公司股份(每年轉(zhuǎn)讓的份額不得超過其所持股份總數(shù)的25%)，這為上市公司管理層自愿交易其所在公司股票掃除了政策障礙。而且，為了加強(qiáng)對上市公司董事、監(jiān)事和高級管理人員所持本公司股份及其變動的管理，2007年4月中國證監(jiān)會制定了《上市公司董事、監(jiān)事和高級管理人員所持本公司股份及其變動管理規(guī)則》，規(guī)定交易窗口期，禁止董事、監(jiān)事和高級管理人員在信息敏感期內(nèi)進(jìn)行交易，并要求他們及時披露買賣本公司股票的相關(guān)情況，以避免他們利用信息優(yōu)勢謀取私利。由此可見，中國上市公司管理者雖然在買賣本公司股票時還存在限制，但是他們可以在法律法規(guī)允許的范圍內(nèi)，通過二級市場自由交易?；诜稚L(fēng)險的考慮，我們有理由相信公司管理者會選擇購買其他公司的股票，而不是增持本公司的股票。那么，若管理者選擇增持本公司股票，則在一定程度上可以說明管理者對企業(yè)未來盈利能力和發(fā)展前景有信心[33]，他們認(rèn)為在自己的經(jīng)營下，公司的股價將上漲，持有股票將會帶來收益。

因此，本研究基于中國資本市場這一特殊的制度背景以及數(shù)據(jù)可獲得性的考慮，借鑒已有研究[33,37]，通過管理者持股變動情況構(gòu)建管理者過度自信虛擬變量OC，若管理者當(dāng)期主動增持本公司股票(剔除被動原因持股樣本，如送股、轉(zhuǎn)股等)，則OC取值為1，表示管理者過度自信；否則OC取值為0，表示管理者非過度自信。

3.2.3內(nèi)部控制

采用深圳迪博公司公布的2010年至2016年中國滬深股市A股上市公司內(nèi)部控制指數(shù)作為測量內(nèi)部控制質(zhì)量的替代指標(biāo)，該指數(shù)的取值范圍是0～1 000，數(shù)值越大，表示企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量越高。具體使用時，構(gòu)建公司內(nèi)部控制質(zhì)量虛擬變量Hic，若公司內(nèi)部控制指數(shù)高于樣本年度行業(yè)的中位數(shù)時，Hic取值為1，表示內(nèi)部控制質(zhì)量高；否則Hic取值為0，表示內(nèi)部控制質(zhì)量低。

3.2.4控制變量

關(guān)于影響企業(yè)現(xiàn)金持有水平的控制變量，參照已有研究[4]，選取公司規(guī)模、債務(wù)水平、銀行債務(wù)、債務(wù)結(jié)構(gòu)、投資機(jī)會、凈營運資本、現(xiàn)金流量、資本支出、股利支付、上市年限、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、兩職兼任、獨立董事比例、股權(quán)集中度、產(chǎn)品市場競爭程度和貨幣供應(yīng)量為控制變量。為了控制年度和行業(yè)對企業(yè)現(xiàn)金持有水平的影響，本研究還在回歸模型中加入年度和行業(yè)虛擬變量。變量定義見表1。

表1變量定義Table 1Variables Definition

資料來源：作者手工整理，下同。

3.3模型構(gòu)建

為驗證本研究假設(shè)，構(gòu)建如下模型：

Casi,t=α0+α1OCi,t+α2Sizi,t+α3Levi,t+α4Bani,t+

α5Debi,t+α6Groi,t+α7Nwci,t+α8Cfi,t+

α9Capi,t+α10Divi,t+α11Agei,t+α12Soei,t+

α13Duai,t+α14Indei,t+α15Top1i,t+α16HHIi,t+

α17MPi,t+Year+Ind+εi,t

(1)

Casi,t=β0+β1OCi,t+β2Hici,t+β3Hici,t·OCi,t+

β4Sizi,t+β5Levi,t+β6Bani,t+β7Debi,t+

β8Groi,t+β9Nwci,t+β10Cfi,t+β11Capi,t+

β12Divi,t+β13Agei,t+β14Soei,t+β15Duai,t+

β16Indei,t+β17Top1i,t+β18HHIi,t+β19MPi,t+

Year+Ind+μi,t

(2)

其中，α0和β0為常數(shù)項，α1～α17和β1～β19為各變量的回歸系數(shù)，εi,t和μi,t為殘差項。(1)式中若α1顯著為正，表示過度自信的管理者所在公司的現(xiàn)金持有水平更高，則H1a成立；若α1顯著為負(fù)，表示過度自信的管理者所在公司的現(xiàn)金持有水平更低，則H1b成立。(2)式用于檢驗H2，若β3顯著且符號與(1)式中α1的符號相反，說明內(nèi)部控制能夠緩解管理者過度自信對企業(yè)現(xiàn)金持有水平的影響，則H2成立。

4實證研究結(jié)果

4.1描述性統(tǒng)計分析

表2給出變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。由表2可知，Cas的均值為0.195，表明樣本上市公司近五分之一的資產(chǎn)是以現(xiàn)金形式存在，Cas的最小值為0.015，最大值為0.689，說明中國上市公司現(xiàn)金持有狀況存在較大的差異。OC的均值為0.291，中位數(shù)為0，說明樣本企業(yè)約有30%的管理者是過度自信的。Gro的最小值和最大值分別為-0.546和1.602，表明樣本企業(yè)面臨的投資機(jī)會存在較大差異。Soe的均值為0.432，說明樣本企業(yè)中國企與非國企數(shù)量較為接近。

4.2相關(guān)性分析

表3給出變量間皮爾遜相關(guān)系數(shù)。OC與Cas的相關(guān)系數(shù)為0.135，在1%水平上顯著，這為本研究假設(shè)提供了初步經(jīng)驗證據(jù)。Hic與Cas的相關(guān)系數(shù)為0.040，在1%水平上顯著，說明內(nèi)部控制好的企業(yè)，現(xiàn)金持有水平可能越高。各變量之間相關(guān)系數(shù)都小于0.500，說明主檢驗?zāi)Ｐ突静淮嬖趪?yán)重的多重共線性問題。

4.3模型回歸結(jié)果分析

采用實證模型(1)式和(2)式進(jìn)行回歸，表4給出管理者過度自信、內(nèi)部控制與現(xiàn)金持有水平的回歸結(jié)果。第2列僅控制年度和行業(yè)虛擬變量，OC的回歸系數(shù)為0.033，在1%的水平上顯著；第3列僅控制了控制變量，OC的回歸系數(shù)為0.018，在1%水平上顯著為正；第4列同時控制年度和行業(yè)虛擬變量以及控制變量，OC的回歸系數(shù)為0.017，仍在1%的水平上顯著為正。表明在控制其他可能影響現(xiàn)金持有水平因素的前提下，過度自信的管理者所在公司現(xiàn)金持有水平更高，H1a得到驗證。第5列僅控制年度和行業(yè)虛擬變量，Hic·OC的回歸系數(shù)為-0.016，在5%水平上顯著為負(fù)；第6列控制了控制變量，Hic·OC的回歸系數(shù)為-0.012，在10%水平上顯著為負(fù)；第7列在同時控制年度和行業(yè)虛擬變量以及控制變量后，OC的回歸系數(shù)為0.022，在1%水平上顯著為正，Hic·OC的回歸系數(shù)為-0.010，在10%水平上顯著為負(fù)。說明上市公司的內(nèi)部控制質(zhì)量越高，管理者過度自信對現(xiàn)金持有水平的正向影響越弱，即內(nèi)部控制質(zhì)量在管理者過度自信與現(xiàn)金持有水平的關(guān)系中具有負(fù)向調(diào)節(jié)作用，H2得到驗證。

表2描述性統(tǒng)計結(jié)果Table 2Results for Descriptive Statistics

注：觀測值為6 876。

5進(jìn)一步分析

5.1基于企業(yè)特征的進(jìn)一步檢驗

融資約束和投資機(jī)會能夠作用于企業(yè)現(xiàn)金持有水平，研究表明融資約束強(qiáng)或成長性高的企業(yè)會持有更多的現(xiàn)金[38-39]。而且，與非國有企業(yè)相比，國有企業(yè)在獲取資源方面具有優(yōu)勢，國有企業(yè)面臨的融資約束程度相對低些。所以，在檢驗管理者過度自信與現(xiàn)金持有水平之間的關(guān)系時，應(yīng)考慮企業(yè)在這些方面存在的差異。基于此，借鑒已有研究[38,40]，分別以公司規(guī)模和主營業(yè)務(wù)收入增長率測量企業(yè)融資約束程度和成長性，以第33百分位和第66百分位為分界點，將全部樣本等分為3組，進(jìn)而把公司規(guī)模和主營業(yè)務(wù)收入增長率大于第66百分位的公司定義為非融資約束組和高成長性組，把公司規(guī)模和主營業(yè)務(wù)收入增長率小于第33百分位的公司定義為融資約束組和低成長性組。另外，依據(jù)企業(yè)最終控制人性質(zhì)，將全樣本分為國有企業(yè)組和非國有企業(yè)組。采用模型(1)式進(jìn)行回歸，表5分別給出融資約束、成長性和企業(yè)性質(zhì)分組后的回歸結(jié)果。由表5可知，①融資約束組OC的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，非融資約束組OC的回歸系數(shù)雖為正但不顯著，前者回歸系數(shù)的大小和顯著性都高于后者，說明管理者過度自信對企業(yè)現(xiàn)金持有水平的正向影響在融資約束的企業(yè)更加明顯；②高成長性組OC的回歸系數(shù)為0.022，在1%的水平上顯著，低成長性組OC的回歸系數(shù)為0.015，在5%水平上顯著，前者回歸系數(shù)的大小和顯著性都高于后者，說明管理者過度自信對企業(yè)現(xiàn)金持有水平的正向影響在成長性高的企業(yè)更加明顯；③非國有企業(yè)組OC的回歸系數(shù)為0.016，在1%的水平上顯著，國有企業(yè)組OC的回歸系數(shù)為0.011，在5%水平上顯著，前者回歸系數(shù)的大小和顯著性都高于后者，說明管理者過度自信對企業(yè)現(xiàn)金持有水平的正向影響在非國有企業(yè)中更加明顯。綜上所述，管理者過度自信導(dǎo)致企業(yè)現(xiàn)金持有的增加在融資約束的企業(yè)、成長性高的企業(yè)和非國有企業(yè)中體現(xiàn)得更加明顯。

表3變量間相關(guān)系數(shù)Table 3Correlation Coefficients between Variables

注：*為在10%水平上顯著，**為在5%水平上顯著，***為在1%水平上顯著，雙尾檢驗，下同。

表4管理者過度自信、內(nèi)部控制與企業(yè)現(xiàn)金持有水平回歸結(jié)果Table 4Regression Results for Managers′ Overconfidence, Internal Control and the Level of Corporate Cash Holdings

注：括號內(nèi)數(shù)據(jù)為基于異方差穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤的t統(tǒng)計量，標(biāo)準(zhǔn)誤經(jīng)過企業(yè)層面的Cluster調(diào)整。限于篇幅，控制變量以及行業(yè)和年份虛擬變量結(jié)果未報告，下同。

5.2管理者過度自信與超額現(xiàn)金使用方式

企業(yè)持有的現(xiàn)金通?？梢杂脕硌邪l(fā)、并購、資本支出、償還借款或分紅，主檢驗結(jié)果發(fā)現(xiàn)管理者過度自信的企業(yè)持有更多的現(xiàn)金，為了進(jìn)一步觀察公司的后續(xù)行為，本研究將樣本限定為持有超額現(xiàn)金的企業(yè)，以考察管理者過度自信與超額現(xiàn)金的使用方式。由于公司的目標(biāo)現(xiàn)金持有量由公司特征等因素決定，因此建立回歸模型為

Casi,t=δ0+δ1Sizi,t+δ2Levi,t+δ3Bani,t+δ4Debi,t+

δ5Groi,t+δ6Nwci,t+δ7Cfi,t+δ8Capi,t+

δ9Divi,t+δ10Agei,t+δ11Soei,t+δ12Duai,t+

δ13Indei,t+δ14Top1i,t+δ15HHIi,t+δ16MPi,t+

Year+Ind+υi,t

(3)

其中，δ0為常數(shù)項，δ1～δ16為各變量的回歸系數(shù)，υi,t為殘差項。若(3)式的回歸殘差大于0，則認(rèn)為企業(yè)持有超額現(xiàn)金。

管理者過度自信與超額現(xiàn)金的使用方式通過(4)式予以檢驗，研發(fā)投入數(shù)據(jù)取自同花順數(shù)據(jù)庫，由于變量取值時間涉及到t年和(t+1)年，剔除變量的缺失值后，最終獲得2 750個樣本。

RDi,t+1/Pro(RD_di,t+1,MA_di,t+1,INV_di,t+1,D_di,t+1,LJK_di,t+1)

=φ0+φ1OCi,t+φ2Sizi,t+φ3Levi,t+φ4Bani,t+φ5Debi,t+

φ6Groi,t+φ7Nwci,t+φ8Cfi,t+φ9Capi,t+φ10Divi,t+

φ11Agei,t+φ12Soei,t+φ13Duai,t+φ14Indei,t+φ15Top1i,t+

φ16HHIi,t+φ17MPi,t+Year+Ind+σi,t

(4)

其中，RDi,t+1為第(t+1)年的研發(fā)投入除以第t年的總資產(chǎn)，RD_di,t+1為虛擬變量，測量企業(yè)在第(t+1)年是否增加研發(fā)總投入，如果增加取值為1，否則取值為0；MA_di,t+1為虛擬變量，測量企業(yè)在第(t+1)年是否增加并購支出，如果增加取值為1，否則取值為0；INV_di,t+1為虛擬變量，測量企業(yè)在第(t+1)年是否增加資本支出，如果增加取值為1，否則取值為0；D_di,t+1為虛擬變量，測量企業(yè)在第(t+1)年是否增加現(xiàn)金股利，如果增加取值為1，否則取值為0；LJK_di,t+1為虛擬變量，測量企業(yè)在第(t+1)年是否償還長期借款，如果償還取值為1，否則取值為0；φ0為常數(shù)項；φ1～φ17為各變量的回歸系數(shù)；σi,t為殘差項。(4)式的回歸結(jié)果見表6，第2列為OLS回歸，得到調(diào)整R2，其余各列為Probit回歸，得到偽R2。第2列和第3列給出管

表5管理者過度自信與企業(yè)現(xiàn)金持有水平回歸結(jié)果：企業(yè)特征的影響Table 5Regression Results for Managers′ Overconfidence and the Level of Corporate Cash Holdings: Effect of Enterprise Characteristics

表6管理者過度自信與超額現(xiàn)金使用方式回歸結(jié)果Table 6Regression Results for Managers′ Overconfidence and the Ways to Use Excess Cash

理者過度自信與企業(yè)未來研發(fā)投入關(guān)系的回歸結(jié)果，第4列～第7列分別給出管理者過度自信與企業(yè)未來并購支出、資本支出、現(xiàn)金股利和長期借款償還關(guān)系的回歸結(jié)果。由表6可知，當(dāng)企業(yè)持有超額現(xiàn)金時，過度自信的管理者更可能增加下一年度的研發(fā)總投入。原因可能在于，研發(fā)投入是一種特殊的投資行為，具有風(fēng)險大和高度不確定性的特點[36]，過度自信的管理者愿意承擔(dān)更大的風(fēng)險[25]，認(rèn)為自己可以勝任更有難度的項目[24]，傾向高估項目收益、低估項目失敗的概率[33]，因而過度自信的管理者更可能愿意將持有多的現(xiàn)金用于研發(fā)投資，并期望通過創(chuàng)新項目的成功來證明自己的能力。

5.3管理者過度自信與現(xiàn)金持有價值

在完美的資本市場中，由于不存在交易成本、代理成本和信息不對稱問題，持有1元現(xiàn)金的價值等價于1元企業(yè)的價值。然而，實際的資本市場并不完全有效，企業(yè)持有現(xiàn)金究竟是增加價值還是降低價值尚未形成定論[4,41]。前文結(jié)果表明管理者過度自信的企業(yè)會持有更多的現(xiàn)金，那么其對現(xiàn)金持有價值將會產(chǎn)生怎樣的影響，有必要進(jìn)行檢驗。目前，現(xiàn)金持有價值模型的選擇主要有兩種，一種是FAMA et al.[42]提出的經(jīng)典企業(yè)價值回歸模型，另一種是FAULKENDER et al.[43]提出的邊際價值回歸模型?？紤]到中國資本市場發(fā)展還不成熟以及中國大多數(shù)學(xué)者都使用經(jīng)典企業(yè)價值回歸模型[44-45]，本研究借鑒楊興全等[40]和SHEN et al.[44]的研究，構(gòu)建模型(5)式予以檢驗，由于變量取值時間涉及到(t-1)年和(t+1)年，剔除變量的缺失值后，最終獲得5 684個樣本。

Vi,t=φ0+φ1Casi,t+φ2OCi,t+φ3OCi,t·Casi,t+φ4Ei,t+

φ5dEi,t+φ6dEi,t+1+φ7Ii,t+φ8dIi,t+φ9dIi,t+1+

φ10Di,t+φ11dDi,t+φ12dDi,t+1+φ13Capi,t+

φ14dCapi,t+φ15dCapi,t+1+φ16dNai,t+

φ17dNai,t+1+φ18dVi,t+1+Year+Ind+θi,t

(5)

其中，V為企業(yè)市場價值，等于企業(yè)權(quán)益市場價值與債務(wù)賬面價值之和；E為息稅前利潤；I為本年發(fā)生的財務(wù)費用；D為發(fā)放的現(xiàn)金股利；Na為非現(xiàn)金資產(chǎn)，等于總資產(chǎn)減去現(xiàn)金資產(chǎn)；dXi,t為變量X從(t-1)年到t年的變化量，dXi,t+1為變量X從t年到(t+1)年的變化量，X代表E、I、D、Cap、Na和V；φ0為常數(shù)項；φ1～φ18為各變量的回歸系數(shù)；θi,t為殘差項。(5)式中除OC以及年度和行業(yè)虛擬變量之外，所有變量均除以t年總資產(chǎn)。

表7給出管理者過度自信與現(xiàn)金持有價值關(guān)系的回歸結(jié)果，第2列控制年度和行業(yè)虛擬變量，第3列同時控制年度和行業(yè)虛擬變量以及控制變量，這兩列中OC·Cas的回歸系數(shù)都顯著為正，說明過度自信的管理者帶來的現(xiàn)金持有價值更高。原因可能在于，過度自信能夠誘導(dǎo)管理者更加努力工作，降低代理成本，增加管理者承擔(dān)風(fēng)險的意愿[25]，加大創(chuàng)新項目的投入并提高企業(yè)創(chuàng)新績效[36]，最終提高企業(yè)資本配置效率。

表7管理者過度自信與現(xiàn)金持有價值回歸結(jié)果Table 7Regression Results for Managers′ Overconfidence and the Value of Cash Holdings

進(jìn)一步考慮內(nèi)部控制的情景效應(yīng)，即在(5)式的基礎(chǔ)上加入Hic、Hic·OC、Hic·Cash和Hic·OC·Cash后重新回歸，結(jié)果見表7的第4列和第5列。第4列控制年度和行業(yè)虛擬變量，第5列同時控制年度和行業(yè)虛擬變量以及控制變量，兩列中Hic·OC·Cash的回歸系數(shù)都顯著為正，說明管理者過度自信對企業(yè)現(xiàn)金持有價值的提升作用在內(nèi)部控制質(zhì)量高的企業(yè)更加明顯。原因可能在于，內(nèi)部控制是一套旨在督促和監(jiān)督企業(yè)管理者行動與股東財富最大化目標(biāo)相一致的機(jī)制，高質(zhì)量的內(nèi)部控制可通過設(shè)置具體的規(guī)則和職責(zé)權(quán)限，預(yù)防和約束管理者非理性行為，從而提高現(xiàn)金決策的科學(xué)性，為投資者創(chuàng)造更多的價值。

5.4管理者過度自信與現(xiàn)金持有動態(tài)調(diào)整

公司現(xiàn)金持有是一個動態(tài)調(diào)整的過程，公司的目標(biāo)現(xiàn)金持有量由公司特征等因素決定，并隨著公司內(nèi)、外部環(huán)境的改變而不斷變化[2,46]。因此，本研究進(jìn)一步考察管理者過度自信如何影響企業(yè)現(xiàn)金持有動態(tài)調(diào)整。借鑒已有研究[2,47]，本研究采用標(biāo)準(zhǔn)部分調(diào)整模型估計現(xiàn)金持有動態(tài)調(diào)整速度，建立的標(biāo)準(zhǔn)部分調(diào)整模型為

(6)

在(6)式的基礎(chǔ)上添加管理者過度自信與企業(yè)現(xiàn)金持有偏離程度的交互項，考察管理者過度自信對現(xiàn)金持有調(diào)整速度的影響，得到(7)式，即

η3OCi,t+ψi,t

(7)

(η0+η1OCi,t)為現(xiàn)金持有動態(tài)調(diào)整速度。由于OC是非負(fù)數(shù)，如果η1的符號為正，說明管理者過度自信會加快現(xiàn)金持有調(diào)整速度，反之則會降低現(xiàn)金持有調(diào)整速度。

表8管理者過度自信與現(xiàn)金持有動態(tài)調(diào)整回歸結(jié)果Table 8Regression Results for Managers′ Over-confidence and Dynamic Adjustment for Cash Holdings

注：Ove_Casi,t為i公司在t年初實際現(xiàn)金持有水平高于目標(biāo)現(xiàn)金持有水平，需要向下調(diào)整；Und_Casi,t為i公司在t年初實際現(xiàn)金持有水平低于目標(biāo)現(xiàn)金持有水平，需要向上調(diào)整。

6穩(wěn)健性檢驗

6.1傾向得分匹配法

為解決管理者過度自信與現(xiàn)金持有之間潛在的內(nèi)生性問題，本研究采用傾向得分匹配法。首先，參考雷霆等[48]的研究，選取公司特征和公司治理等因素判斷管理者是否過度自信，相應(yīng)地建立模型(8)式；其次，運用Logit回歸，通過(8)式計算傾向性得分，使用最近鄰匹配對管理者過度自信樣本與管理者非過度自信樣本進(jìn)行一對一匹配，得到配對后參與回歸的樣本；最后，對匹配后的樣本采用(1)式和(2)式回歸，以驗證假設(shè)。最終配對成功的樣本有1 996個，由于是1:1匹配，因此共獲得3 992個樣本。

OCi,t=λ0+λ1Sizi,t+λ2Levi,t+λ3Roai,t+

λ4Duai,t+λ5Indei,t+λ6Inbi,t+

λ7Top1i,t+λ8Inpi,t+λ9Inci,t+λ10Soei,t+

λ11Arei,t+Year+Ind+ωi,t

(8)

其中，Roa為盈利能力；Inb為董事會規(guī)模的自然對數(shù)；Inp為董事、監(jiān)事和高級管理人員薪酬總額的自然對數(shù)；Inc為公司委員會設(shè)立個數(shù)加1的自然對數(shù)；Are為企業(yè)注冊地，若在東部取值為1，否則取值為0；λ0為常數(shù)項；λ1～λ11為各變量的回歸系數(shù)，ωi,t為殘差項。

表9第2列和第3列給出匹配后的樣本回歸結(jié)果，第2列中OC的回歸系數(shù)顯著為正，說明管理者過度自信與現(xiàn)金持有水平顯著正相關(guān)，第3列中Hic·OC的回歸系數(shù)為負(fù)，說明高質(zhì)量的內(nèi)部控制可能有助于緩解管理者過度自信對現(xiàn)金持有水平的影響。將全部樣本分成低內(nèi)部控制質(zhì)量組和高內(nèi)部控制質(zhì)量組，采用(1)式進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果列示于表9第4列和第5列。第4列中OC回歸系數(shù)的大小和顯著性都高于第5列中OC的回歸系數(shù)，說明管理者過度自信對企業(yè)現(xiàn)金持有水平的正向影響在內(nèi)部控制質(zhì)量低的企業(yè)中更明顯。H1a和H2得到進(jìn)一步驗證。

表9穩(wěn)健性檢驗：傾向得分匹配回歸結(jié)果Table 9Robust Test: Regression Results for PSM

注：表中沒有列示Logit模型的回歸結(jié)果，如需要可向作者索取。

6.2工具變量

針對管理者過度自信與企業(yè)現(xiàn)金持有水平之間可能存在的內(nèi)生性問題，本研究還進(jìn)行2SLS工具變量回歸分析，以管理者過度自信變量的滯后1期(OCt-1)和滯后2期(OCt-2)作為當(dāng)期管理者過度自信(OCt)的工具變量。由于管理者過度自信變量的滯后期存在缺失值，導(dǎo)致樣本量為6 374個。弱工具變量檢驗得到F值為50.317，工具變量過度識別問題得到卡方值為1.005，p=0.316，大于0.100，說明本研究選取的工具變量合適。本研究采用兩階段最小二乘法回歸，結(jié)果見表10。表10中，第2列給出第1階段的回歸結(jié)果，工具變量OCi,t-1和OCi,t-2的回歸系數(shù)都顯著為正；第3列給出由第1階段得到的管理者期望過度自信變量P_OCi,t與現(xiàn)金持有水平關(guān)系的回歸結(jié)果，P_OCi,t的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，H1a得到驗證；第4列給出內(nèi)部控制調(diào)節(jié)作用的回歸結(jié)果，Hici,t·P_OCi,t的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為負(fù)，H2得到驗證。所以，管理者過度自信會增加企業(yè)現(xiàn)金持有，但隨著企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量的提高，這種增加作用會被削弱。

表10穩(wěn)健性檢驗：工具變量回歸結(jié)果Table 10Robust Test: Regression Results for Instrumental Variables

6.3改變變量的測量方法

為了保證研究結(jié)果的穩(wěn)健性，本研究改變有關(guān)變量的測量方法。

(1)改變管理者過度自信的測量，采用兩種方法重新測量過度自信。方法一，以總經(jīng)理(CEO)是否主動增持本公司股票測量管理者過度自信，若總經(jīng)理當(dāng)期主動增持本公司股票，表示過度自信，OC取值為1，否則取值為0；方法二，借鑒已有研究[36]，基于投資決策測量過度自信，建立模型為

Assi,t=γ0+γ1Sali,t+ξi,t

(9)

其中，Ass為總資產(chǎn)增長率，Sal為營業(yè)收入增長率，γ0為常數(shù)項，γ1為解釋變量的回歸系數(shù)，ξi,t為殘差項。估計(9)式的殘差，若殘差大于行業(yè)殘差中位數(shù)，表示管理者過度自信，OC取值為1，否則取值為0。使用管理者過度自信變量的兩種替代測量方法時，剔除變量缺失值后，得到的最終樣本量分別是6 469個和8 793個。

表11穩(wěn)健性檢驗：改變變量測量方法回歸結(jié)果Table 11Robust Test: Regression Results for Changing the Method of Measuring Variables

(2)改變企業(yè)現(xiàn)金持有水平的測量，借鑒楊興全等[49]的研究，采用現(xiàn)金資產(chǎn)與非現(xiàn)金資產(chǎn)之比(Cashna)測量企業(yè)現(xiàn)金持有水平，非現(xiàn)金資產(chǎn)等于總資產(chǎn)減去現(xiàn)金資產(chǎn)，得到6 876個樣本量。

(3)改變?nèi)谫Y約束的測量。由于銀行授信能夠為企業(yè)提供靈活、便捷且穩(wěn)定的資金來源，相對于其他融資約束指標(biāo)，它是測量企業(yè)融資約束更為有效的指標(biāo)[50]。所以，借鑒張璇等[51]的做法，以企業(yè)是否獲得銀行授信測量企業(yè)的融資約束，如果企業(yè)獲得銀行授信，其面臨的融資約束程度低，反之企業(yè)面臨的融資約束程度高。銀行授信數(shù)據(jù)來源于銳思數(shù)據(jù)庫借貸明細(xì)，剔除缺失值后，得到有銀行授信(非融資約束組)的樣本量是1 526個，無銀行授信(融資約束組)的樣本量是5 350個。

表11給出改變變量測量方法后對(1)式和(2)式進(jìn)行重新回歸的結(jié)果。由表11可知，無論是以總經(jīng)理是否主動增持本公司股票測量過度自信(第2列和第3列)，或者以投資指標(biāo)構(gòu)建過度自信變量(第4列和第5列)，還是改變現(xiàn)金持有水平的測量方法(第6列和第7列)，OC的回歸系數(shù)都顯著為正，Hic·OC的回歸系數(shù)也仍顯著為負(fù)，表明過度自信的管理者所在企業(yè)的現(xiàn)金持有水平更高，高質(zhì)量的內(nèi)部控制能夠弱化這種正向影響，本研究假設(shè)得到進(jìn)一步驗證。以企業(yè)是否獲得銀行授信測量融資約束的回歸結(jié)果見表11的第8列和第9列，可以看出，與非融資約束企業(yè)相比，管理者過度自信對現(xiàn)金持有水平的正向影響在融資約束的企業(yè)中更明顯，與前文結(jié)果一致。

7結(jié)論

隨著行為金融學(xué)的興起，越來越多的研究表明，管理者的非理性特征能夠?qū)ζ髽I(yè)行為及其后果產(chǎn)生重要的影響。本研究基于行為金融學(xué)理論，以2010年至2016年中國A股非金融類上市公司為研究樣本，實證檢驗管理者過度自信、內(nèi)部控制對企業(yè)現(xiàn)金持有決策的影響。研究結(jié)果表明，①限定其他條件后，過度自信的管理者所在企業(yè)的現(xiàn)金持有水平更高；②管理者過度自信對現(xiàn)金持有水平影響的大小受企業(yè)內(nèi)部控制的約束，高質(zhì)量的內(nèi)部控制能夠在一定程度上抑制管理者過度自信對現(xiàn)金持有水平的正向影響；③進(jìn)一步考察過度自信管理者如何使用超額現(xiàn)金，結(jié)果發(fā)現(xiàn)持有的超額現(xiàn)金主要用于下一期研發(fā)；④與非過度自信管理者相比，過度自信的管理者帶來的現(xiàn)金持有價值更高，在調(diào)整企業(yè)現(xiàn)金持有時，調(diào)整速度存在非對稱性，向上調(diào)整的速度明顯快于向下調(diào)整的速度。

本研究的主要貢獻(xiàn)可能體現(xiàn)在3個方面。①已有研究主要關(guān)注公司特征及其所處的內(nèi)、外部環(huán)境對企業(yè)現(xiàn)金持有決策的影響，本研究基于行為金融學(xué)理論，從管理者過度自信的視角為企業(yè)現(xiàn)金持有決策提供新的解釋，豐富了現(xiàn)金持有決策影響因素領(lǐng)域的研究成果；②已有研究探討管理者過度自信對企業(yè)投融資決策等其他財務(wù)決策的影響，本研究落腳于企業(yè)現(xiàn)金持有決策，豐富了管理者過度自信對企業(yè)財務(wù)決策影響的研究成果；③內(nèi)部控制作為企業(yè)一項重要的制度安排，已有大量研究檢驗內(nèi)部控制的經(jīng)濟(jì)后果[18,52]，本研究從管理者過度自信視角，檢驗內(nèi)部控制質(zhì)量的不同造成管理者過度自信對企業(yè)現(xiàn)金持有決策的影響存在差異，深化了內(nèi)部控制領(lǐng)域的研究。

本研究結(jié)論對管理實踐有兩點政策啟示。①本研究結(jié)論表明管理者非理性特征表現(xiàn)之一，即過度自信能夠?qū)ι鲜泄粳F(xiàn)金持有策略產(chǎn)生重要的影響，這不僅有助于管理者清晰認(rèn)識其過度自信對公司財務(wù)決策行為的影響，而且指導(dǎo)企業(yè)在實際制定現(xiàn)金持有策略時應(yīng)考慮管理者自身的心理特征因素，以提高決策的科學(xué)性，促進(jìn)企業(yè)資源配置效率。上市公司可以通過不斷加強(qiáng)管理人員的培訓(xùn)和考核，建立健全公司的決策機(jī)制，避免管理者“一言堂”現(xiàn)象的發(fā)生。②本研究結(jié)論表明，內(nèi)部控制能夠影響管理者非理性特征作用于公司財務(wù)決策，因此，實踐中做好企業(yè)內(nèi)部控制工作顯得尤為重要。對于政府相關(guān)部門而言，應(yīng)完善企業(yè)內(nèi)部控制制度及相關(guān)法律法規(guī)，并且對中國上市公司披露的內(nèi)部控制自我評價報告和內(nèi)部控制審計報告進(jìn)行嚴(yán)格監(jiān)督和檢查，加大違規(guī)成本，致力于從源頭上杜絕“內(nèi)控假象”；對于企業(yè)而言，應(yīng)嚴(yán)格落實內(nèi)部控制方面相關(guān)的法律法規(guī)，建立和健全內(nèi)部控制體系，對于不合理之處及時修正和完善，真正確保企業(yè)內(nèi)部控制系統(tǒng)有效，尤其是財務(wù)決策方面的內(nèi)部控制。

本研究還存在一些不足之處。受制于管理者過度自信直接測量的困難，本研究采用管理者是否主動增持股票測量，可能仍無法準(zhǔn)確描述管理者過度自信特征，需要進(jìn)一步挖掘更可靠的測量方法。