管理者代理、過(guò)度自信與企業(yè)投資

劉柏 琚濤

【摘要】基于2007年爆發(fā)的全球金融危機(jī)這一外生沖擊事件，研究管理者理性行為、非理性偏差與企業(yè)投資之間的關(guān)系以及金融危機(jī)對(duì)這一關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。以滬深兩市A股上市公司為研究樣本，基于“現(xiàn)金流一成長(zhǎng)機(jī)會(huì)”框架展開(kāi)實(shí)證檢驗(yàn)。研究發(fā)現(xiàn)：管理者理性的代理問(wèn)題與非理性的過(guò)度自信均與企業(yè)投資正相關(guān);金融危機(jī)會(huì)同時(shí)抑制管理者理性和非理性導(dǎo)致的企業(yè)投資增加，但對(duì)管理者理性行為的沖擊作用更大。進(jìn)一步研究表明，金融危機(jī)后，管理者過(guò)度自信對(duì)于企業(yè)投資的影響隨著時(shí)間的推移會(huì)逐漸恢復(fù)常態(tài)。

【關(guān)鍵詞】金融危機(jī);過(guò)度自信;代理問(wèn)題：企業(yè)投資

【中圖分類(lèi)號(hào)】F230

【文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼】A

【文章編號(hào)】1004-0994（2019）14-0038-10

一、引言

投資行為作為企業(yè)最為重要的價(jià)值體現(xiàn)，一直被理論研究者重點(diǎn)關(guān)注。在探究何種因素能影響公司投資行為時(shí)，學(xué)術(shù)界取得了大量研究成果。從管理者這一視角出發(fā)，主要存在理性和非理性?xún)煞N分析范式。管理者理性假設(shè)認(rèn)為，管理者為了滿(mǎn)足自身控制資源的權(quán)威、建立商業(yè)帝國(guó)等私利，在企業(yè)現(xiàn)金流充足時(shí)會(huì)進(jìn)行過(guò)度投資[1]。而管理者非理性假設(shè)認(rèn)為，過(guò)度自信管理者傾向于高估風(fēng)險(xiǎn)、低估收益，進(jìn)而選擇凈現(xiàn)值為負(fù)的投資項(xiàng)目，也會(huì)導(dǎo)致公司過(guò)度投資[2]。以往學(xué)者多從管理者理性和非理性獨(dú)立角度分別研究其對(duì)公司投資行為的影響，而李云鶴[3]基于“成長(zhǎng)機(jī)會(huì)一現(xiàn)金流”框架，對(duì)上述兩種范式進(jìn)行區(qū)分檢驗(yàn)，指出公司過(guò)度投資既來(lái)源于管理者過(guò)度自信，又來(lái)源于管理者代理行為。對(duì)于如何緩解管理者代理、過(guò)度自信造成的企業(yè)投資行為異化，以往的研究主要集中于保證公司決策理性化的內(nèi)部治理以及管理者性別等的異質(zhì)性上[4，5]。

2008年9月15日雷曼兄弟公司宣布破產(chǎn)。金融危機(jī)造成的負(fù)面沖擊像“流感”病毒一樣在全世界的金融市場(chǎng)和金融系統(tǒng)內(nèi)傳播滲透。反映在企業(yè)微觀層面上，主要表現(xiàn)為顯著降低了企業(yè)投資水平[6]。這些研究以金融危機(jī)為出發(fā)點(diǎn)，探索金融危機(jī)對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)決策的直接沖擊作用。那么，金融危機(jī)的發(fā)生會(huì)帶來(lái)間接影響嗎？金融危機(jī)爆發(fā)后，公司的決策背景發(fā)生了巨大轉(zhuǎn)變，環(huán)境的惡化是抑制管理者理性和非理性導(dǎo)致的投資水平的增加，還是危機(jī)的負(fù)面沖擊轉(zhuǎn)嫁于管理者本身，促使管理者理性和非理性導(dǎo)致的投資水平的增大效應(yīng)更加突出？

基于此，本文從金融危機(jī)視角出發(fā)，以2006～2011年我國(guó)A股上市公司為樣本，重點(diǎn)研究管理者理性和非理性對(duì)企業(yè)投資的影響作用以及該作用在金融危機(jī)前后有何差異。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）管理者代理與企業(yè)投資

在現(xiàn)代企業(yè)所有權(quán)與經(jīng)營(yíng)權(quán)分離的情況下，管理者與股東之間的代理問(wèn)題日益突出。Jensen[l]認(rèn)為管理者為了追逐私人利益，將企業(yè)自由現(xiàn)金流投入缺乏價(jià)值的投資項(xiàng)目，進(jìn)而造成企業(yè)過(guò)度投資。Vogt[7]選取美國(guó)制造業(yè)公司為樣本，研究發(fā)現(xiàn)管理者濫用自由現(xiàn)金流引發(fā)了企業(yè)過(guò)度投資，支持了Jensen的過(guò)度投資假說(shuō)。此后，也有學(xué)者利用不同的自由現(xiàn)金流的替代變量，得出了相同的結(jié)論[8，9]。

對(duì)于管理者非效率投資動(dòng)機(jī)，主要存在兩種解釋。其一，Shleifer、Vishny[10]從管理者“商業(yè)帝國(guó)建造”的角度出發(fā)，發(fā)現(xiàn)管理者偏愛(ài)那些能夠增加自身人力資本價(jià)值的項(xiàng)目，從而提升自己的談判能力。此后，謝佩洪等[11]、彭若弘等[12]進(jìn)一步驗(yàn)證了非效率投資的代理觀。其二，Narayanan[13]基于“機(jī)會(huì)主義”指出，公司管理者過(guò)分關(guān)注自身職業(yè)聲譽(yù)問(wèn)題，由此造成的結(jié)果是忽略了具有長(zhǎng)期投資價(jià)值的項(xiàng)目，而傾向于追逐那些能夠產(chǎn)生短期績(jī)效的項(xiàng)目。如此一來(lái)，往往造成企業(yè)對(duì)某些項(xiàng)目的投資不足。

竇歡等[14]研究發(fā)現(xiàn)，與不存在同業(yè)競(jìng)爭(zhēng)關(guān)系的上市公司相比，當(dāng)同業(yè)競(jìng)爭(zhēng)關(guān)系更激烈時(shí)，上市公司表現(xiàn)出更低的投資效率。而在企業(yè)創(chuàng)新投資方面，He、Tian[15]從外部資本市場(chǎng)角度出發(fā)，發(fā)現(xiàn)分析師追蹤給上市公司管理者帶來(lái)了過(guò)大的短期壓力，從而加劇了管理層的短視行為，進(jìn)而抑制了企業(yè)創(chuàng)新。鐘宇翔等[16]從管理層短視的間接調(diào)節(jié)效應(yīng)出發(fā)，發(fā)現(xiàn)管理層越短視，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)創(chuàng)新的抑制作用越明顯。此外，管理者基于職業(yè)安全等自身利益的考慮，會(huì)放棄一些存在風(fēng)險(xiǎn)但有利于企業(yè)價(jià)值的投資項(xiàng)目，導(dǎo)致投資不足。以上研究揭示了代理問(wèn)題所引發(fā)的非效率投資既包含過(guò)度投資，也包含投資不足。

（二）管理者過(guò)度自信與企業(yè)投資

20世紀(jì)80年代，在學(xué)術(shù)界對(duì)現(xiàn)代金融理論發(fā)起挑戰(zhàn)和質(zhì)疑的背景下，行為金融學(xué)逐漸興起。證實(shí)偏差、過(guò)度自信、確定性損失厭惡等心理狀態(tài)描述了行為金融學(xué)中的非理性心理因素。而過(guò)度自信因其獨(dú)具穩(wěn)定性，逐漸被學(xué)者們視為非理性因素的主要表現(xiàn)之一。Ro11[17]首次提出管理者“自以為是”假說(shuō)，該假說(shuō)認(rèn)為公司管理者在自以為是的心理驅(qū)動(dòng)下，往往高估了并購(gòu)收益，從而導(dǎo)致一些不具價(jià)值的并購(gòu)活動(dòng)得以發(fā)生。Heaton[18]基于管理者過(guò)度自信心理偏差，從理論上提出了一個(gè)投資異化模型，顯示過(guò)度自信的管理者由于低估風(fēng)險(xiǎn)、高估收益，在現(xiàn)金流充足時(shí)引發(fā)投資過(guò)度、在現(xiàn)金流不足時(shí)導(dǎo)致投資不足。Malmendier、Tate[2，19]研究分別發(fā)現(xiàn)，在管理者過(guò)度自信樣本中，投資與現(xiàn)金流的敏感度更高;過(guò)度自信的管理者會(huì)更頻繁地進(jìn)行并購(gòu)活動(dòng)。Pikulina等[20]基于不同測(cè)試主體以及不同媒介的實(shí)驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，過(guò)度自信會(huì)導(dǎo)致過(guò)度投資，自信不足會(huì)導(dǎo)致投資不足，而適度的過(guò)度自信則會(huì)帶來(lái)準(zhǔn)確投資。

郝穎等[21]利用管理者持股變化作為過(guò)度自信的替代變量，不僅驗(yàn)證了管理者過(guò)度自信會(huì)促進(jìn)企業(yè)投資水平提升，同時(shí)表明在管理者存在過(guò)度自信的企業(yè)中，投資現(xiàn)金流敏感性會(huì)隨著股權(quán)融資的下降而上升。姜付秀等[22]運(yùn)用高管的相對(duì)薪酬來(lái)衡量過(guò)度自信，并進(jìn)一步證明了過(guò)度自信與企業(yè)投資水平之間存在正相關(guān)關(guān)系。

縱觀現(xiàn)有文獻(xiàn)，可以發(fā)現(xiàn)學(xué)術(shù)界主流觀點(diǎn)認(rèn)為所有權(quán)與經(jīng)營(yíng)權(quán)所導(dǎo)致的代理問(wèn)題，將引發(fā)管理者對(duì)于私利的追逐，從而促使企業(yè)投資增加;而管理者過(guò)度自信這一非理性情緒，將引發(fā)管理者高估收益、低估風(fēng)險(xiǎn)，亦會(huì)促使企業(yè)投資增加?；诖耍岢霰疚牡募僭O(shè)1：

H1：管理者代理、過(guò)度自信均會(huì)促使企業(yè)投資增加。

（三）金融危機(jī)的調(diào)節(jié)作用

金融危機(jī)極大地打擊了市場(chǎng)投資者的熱情，企業(yè)外部股權(quán)融資成本提高、難度加大，加之銀行業(yè)的擠兌現(xiàn)象嚴(yán)重，企業(yè)的借貸成本上升、借貸機(jī)會(huì)減少，內(nèi)部現(xiàn)金流成為企業(yè)稀缺且珍貴的資產(chǎn)。Ivashi-na、Scharfstein[23]通過(guò)銀行業(yè)的借貸比例來(lái)探究企業(yè)的借款環(huán)境，研究發(fā)現(xiàn)，金融危機(jī)的沖擊，一方面導(dǎo)致2008年第四季度相比于前一季度銀行新增貸款額驟降47%;另一方面，對(duì)諸如資本支出和營(yíng)運(yùn)資本等實(shí)體經(jīng)濟(jì)投資的新增借款額也下降了14%。相關(guān)數(shù)據(jù)表明，金融危機(jī)導(dǎo)致企業(yè)融資環(huán)境惡化，而與融資緊密相連的投資活動(dòng)必然受到牽連。市場(chǎng)環(huán)境的變化、市場(chǎng)情緒的激化、企業(yè)壓力的陡增以及融資能力的驟降勢(shì)必影響管理者的投資決策。Campello等[24]研究發(fā)現(xiàn)，金融危機(jī)期間，管理者傾向于減少支出或投資來(lái)緩解融資能力的限制。Duchin等[6]證實(shí)在金融危機(jī)期間，公司的投資規(guī)模顯著減小，在高短期負(fù)債和低現(xiàn)金儲(chǔ)備企業(yè)投資縮減現(xiàn)象更為突出。周婷婷等[25]以我國(guó)制造業(yè)上市公司為研究對(duì)象，同樣得到了金融危機(jī)沖擊使得企業(yè)投資水平明顯降低的結(jié)論。

一方面，金融危機(jī)的沖擊使得市場(chǎng)信心遭受?chē)?yán)重打擊，企業(yè)通過(guò)發(fā)行股票籌集資金變得異常困難。而證券監(jiān)管部門(mén)采取的暫停IPO或再融資的手段來(lái)穩(wěn)定資本市場(chǎng)的決心，進(jìn)一步增加了企業(yè)籌資的難度。同時(shí)由于信用風(fēng)險(xiǎn)陡然上升，金融機(jī)構(gòu)通過(guò)減少貸款發(fā)放量來(lái)最大限度地緩解信用風(fēng)險(xiǎn)，亦加大了企業(yè)從銀行獲得貸款的難度。Campello等[26]發(fā)現(xiàn)融資約束程度高的企業(yè)在金融危機(jī)期間更為顯著地削減了雇員數(shù)量、技術(shù)和資本支出。曾愛(ài)民等[27]發(fā)現(xiàn)企業(yè)財(cái)務(wù)柔性可有效提升其緩解負(fù)向沖擊的能力。而與管理者代理行為相關(guān)的投資決策在很大程度上依賴(lài)于企業(yè)的各項(xiàng)資源，因此金融危機(jī)對(duì)企業(yè)現(xiàn)金流的沖擊能在一定程度上抑制管理者的代理行為。另一方面，由于投資一現(xiàn)金流在管理者過(guò)度自信情況下更加敏感，因此金融危機(jī)導(dǎo)致企業(yè)存在更大程度的融資約束，相比于非過(guò)度自信的管理者，過(guò)度自信管理者的投資策略在面臨金融危機(jī)時(shí)受到外界的影響更大。Malmendier、Tate[28]利用在金融危機(jī)剛剛發(fā)生后長(zhǎng)期債務(wù)的到期比例來(lái)衡量融資約束，不僅證明高融資約束降低了投資一現(xiàn)金流的敏感性，同時(shí)發(fā)現(xiàn)相比于金融危機(jī)前，金融危機(jī)后管理者過(guò)度自信與投資水平之間的正向關(guān)系減弱。

金融危機(jī)導(dǎo)致的市場(chǎng)行情低迷、企業(yè)投資機(jī)會(huì)減少，加上管理者面臨著來(lái)自企業(yè)經(jīng)營(yíng)、內(nèi)外部監(jiān)管更為沉重的壓力，使得金融危機(jī)期間管理者代理、過(guò)度自信對(duì)于企業(yè)投資水平的解釋力度下降?；诖耍岢霰疚牡募僭O(shè)2：

H2：金融危機(jī)弱化了管理者代理、過(guò)度自信與企業(yè)投資的正相關(guān)關(guān)系。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取2006～2011年滬深兩市A股上市公司作為樣本進(jìn)行研究。2007年第一季度發(fā)生的次貸危機(jī)人們并未很及時(shí)地察覺(jué)，本文認(rèn)為2008年9月15日雷曼兄弟公司申請(qǐng)破產(chǎn)標(biāo)志著金融危機(jī)的爆發(fā)，而金融危機(jī)對(duì)中國(guó)企業(yè)的影響可能存在延遲現(xiàn)象，基于此本文假定2008年年末為金融危機(jī)前后的分界點(diǎn)，考慮到數(shù)據(jù)對(duì)稱(chēng)性原則，因此研究期間選取了2006～2011年這一時(shí)間段。在數(shù)據(jù)處理過(guò)程中，本文剔除了以下樣本：①金融類(lèi)、ST、PT類(lèi)公司的樣本;②數(shù)據(jù)缺失、異常的樣本;③自由現(xiàn)金流量大于0的樣本。最終得到管理者代理2481個(gè)樣本、管理者過(guò)度自信1760個(gè)樣本。為了避免異常值對(duì)結(jié)果的干擾，對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行上下1%和gg%的縮尾處理。數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)，行業(yè)劃分遵循證監(jiān)會(huì)2012年版行業(yè)劃分標(biāo)準(zhǔn)。樣本數(shù)據(jù)分析軟件為Stata 14.0。

（二）變量定義

1.投資水平（lnvest）。本文借鑒郝穎等[21]提出的度量方法，選取期末固定資產(chǎn)原值、工程物資和在建工程年內(nèi)凈增加值與期初總資產(chǎn)的比值來(lái)衡量企業(yè)投資水平。由于固定資產(chǎn)的原值數(shù)據(jù)無(wú)法直接獲得，本文將用固定資產(chǎn)凈值加固定資產(chǎn)折舊、油氣資產(chǎn)折耗、生產(chǎn)性生物資產(chǎn)折舊與資產(chǎn)減值準(zhǔn)備之和來(lái)度量固定資產(chǎn)的原值。

2.管理者代理（Agency）。本文借鑒Ang等[29]的方法采用管理費(fèi)用率（管理費(fèi)用與主營(yíng)業(yè)務(wù)收入的比值）來(lái)衡量管理者代理行為。

3.過(guò)度自信（Over）。國(guó)內(nèi)外學(xué)者主要采用“媒體評(píng)價(jià)”[30]、“CEO相對(duì)薪酬”[22，30]、“CEO持股變化”[2]、“企業(yè)盈利預(yù)測(cè)偏差”[31]等衡量過(guò)度自信?，F(xiàn)代企業(yè)中，管理者承擔(dān)了巨大的經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)，如果管理者堅(jiān)定地持有較多的公司股權(quán)，過(guò)度自信的心理偏差將成為管理者分散化投資不足的一個(gè)合理解釋?zhuān)@一行為表現(xiàn)則體現(xiàn)了管理者的過(guò)度自信?；谝陨线壿?，本文借鑒Malmendier、Tate[2]的方法，采用管理者自愿持股方式衡量管理者過(guò)度自信。具體為：剔除分紅轉(zhuǎn)送、公司增發(fā)新股時(shí)老股東配售、股改對(duì)價(jià)支付、增發(fā)配股等非自愿持股，若某年度內(nèi)管理者持有股票數(shù)量增加，則視為過(guò)度自信，記作1;若管理者持有股票數(shù)量不變或者減少，則視為非過(guò)度自信，記作0。

4.金融危機(jī)（Fc）。本文將2008年末視為金融危機(jī)前和金融危機(jī)后的分界點(diǎn)，因此將2006～2008年的樣本視為金融危機(jī)前，記作0;將2009～2011年的樣本視為金融危機(jī)后，記作1。

5.控制變量。依據(jù)李云鶴[3]的研究，本文選取以下會(huì)影響企業(yè)投資水平的控制變量：自由現(xiàn)金流（ Freecash）、成長(zhǎng)機(jī)會(huì)（Growth）、公司規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)（Zscore）等公司特征變量;獨(dú)立董事比例（Indpt）、董事會(huì)規(guī)模（Dsize）、管理層持股比例（Msh）、董事會(huì)的會(huì)議次數(shù)（Meeting）、第一大股東持股比例（ First）以及兩職合- （Dual）等重要的公司治理指標(biāo)。模型中各變量的解釋和說(shuō)明見(jiàn)表1。

（三）理論框架及模型設(shè)計(jì)

1.現(xiàn)金流與成長(zhǎng)機(jī)會(huì)框架。李云鶴[3]認(rèn)為自由現(xiàn)金流充裕但缺乏投資機(jī)會(huì)的公司往往管理者代理問(wèn)題更加嚴(yán)重，與之對(duì)應(yīng)的是良好的投資機(jī)會(huì)將會(huì)增強(qiáng)管理者的自信心，從而在企業(yè)自由現(xiàn)金流充裕時(shí)更容易引發(fā)管理者過(guò)度自信問(wèn)題。

因此，為了分別檢驗(yàn)管理者代理、管理者過(guò)度自信對(duì)企業(yè)投資的影響以及金融危機(jī)的沖擊作用，本文采用“現(xiàn)金流一成長(zhǎng)機(jī)會(huì)”框架進(jìn)行分析。該框架的基本思路為：分別以現(xiàn)金流和成長(zhǎng)機(jī)會(huì)的平均值為標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行分組。企業(yè)現(xiàn)金流和成長(zhǎng)機(jī)會(huì)衡量的具體方法為：公司自由現(xiàn)金流=凈利潤(rùn)+利息費(fèi)用+非現(xiàn)金支出一營(yíng)運(yùn)資本增加一資本性支出，并借助總資產(chǎn)對(duì)其進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理;成長(zhǎng)機(jī)會(huì)=（本年度主營(yíng)業(yè)收入一上年度主營(yíng)業(yè)務(wù)收入）/上年度主營(yíng)業(yè)務(wù)收入?；谝陨戏治觯咦杂涩F(xiàn)金流、低成長(zhǎng)機(jī)會(huì)組最容易引發(fā)管理者代理問(wèn)題，而高自由現(xiàn)金流、高成長(zhǎng)機(jī)會(huì)組最可能導(dǎo)致管理者過(guò)度自信問(wèn)題。

2.模型設(shè)計(jì)。為了檢驗(yàn)假設(shè)1，本文構(gòu)建以下多元回歸模型：

四、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表2為管理者代理與過(guò)度自信的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果：基于“現(xiàn)金流一成長(zhǎng)機(jī)會(huì)”框架，表2中管理者過(guò)度自信模型包含1760個(gè)總樣本、管理者代理模型包含2487個(gè)總樣本。過(guò)度自信模型中過(guò)度自信樣本489個(gè)，占相應(yīng)總樣本的0.278。金融危機(jī)前后過(guò)度自信樣本分別占各自總樣本的0.264和0.289，表明在金融危機(jī)的沖擊下，管理者過(guò)度自信的可能性更大。這意味著當(dāng)面對(duì)的形勢(shì)越嚴(yán)峻時(shí)，管理者反而越傾向于過(guò)度自信。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，金融危機(jī)前后，過(guò)度自信比例占比最高的是非主板企業(yè)。值得注意的是，在金融危機(jī)前后，相比于國(guó)有企業(yè)，非國(guó)有企業(yè)的管理者更可能存在過(guò)度自信的心理偏差。究其原因，一方面，可能是非國(guó)有企業(yè)的管理者在進(jìn)行決策時(shí)，因其較少受到行政指令的影響而擁有更加靈活的支配權(quán)和決策權(quán)。另一方面，可能是非國(guó)有上市公司管理者在是否持有公司股票方面比國(guó)有上市公司管理者更加敏感。同時(shí)，非國(guó)有企業(yè)的管理者往往是公司的創(chuàng)始人，在公司內(nèi)部擁有更高的權(quán)威。而金融危機(jī)后，管理者過(guò)度自信比例的增大主要來(lái)源于非國(guó)有企業(yè)。在管理者代理行為模型中，總樣本代理行為的均值為0.104。金融危機(jī)前后，代理行為的均值幾乎保持不變。不考慮金融危機(jī)的作用，非國(guó)有企業(yè)、主板企業(yè)管理者的代理行為分別高于國(guó)有企業(yè)和非主板企業(yè)。

表3報(bào)告了高自由現(xiàn)金流一低成長(zhǎng)機(jī)會(huì)組（代理行為）和高自由現(xiàn)金流一高成長(zhǎng)機(jī)會(huì)組（過(guò)度自信）主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)值。在本文的樣本中，現(xiàn)金流和成長(zhǎng)機(jī)會(huì)分別以其各自的平均值0、0.2為分組標(biāo)準(zhǔn)。首先，投資水平方面，在金融危機(jī)前后，過(guò)度自信組的企業(yè)投資水平分別為0.08、0.07，均遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于代理行為組的0.02、0.03，這與“企業(yè)的成長(zhǎng)機(jī)會(huì)在很大程度上決定了企業(yè)投資水平”的結(jié)論一致。但是金融危機(jī)的沖擊并未造成企業(yè)投資水平的大幅降低，反而使得代理行為組的投資水平有所上升。這與金融危機(jī)中我國(guó)政府采取了積極的財(cái)政政策和適度寬松的貨幣政策以應(yīng)對(duì)低迷的市場(chǎng)行情，扭轉(zhuǎn)了經(jīng)濟(jì)快速下滑的局面密切相關(guān)。其次，過(guò)度自信組與代理行為組在自由現(xiàn)金流、第一大股東持股比例、資產(chǎn)負(fù)債率上并無(wú)明顯的差異，表明這些變量受管理者代理行為和過(guò)度自信的影響較小。有所不同的是，第一大股東持股比例在金融危機(jī)前后，基本保持不變;管理層持股比例有所增加，這反映了公司管理層更清楚公司內(nèi)部的運(yùn)營(yíng)情況以及對(duì)于公司的未來(lái)發(fā)展更加樂(lè)觀。而資產(chǎn)負(fù)債率在金融危機(jī)爆發(fā)后有所下降，這與企業(yè)外部債權(quán)人對(duì)于風(fēng)險(xiǎn)的重視程度有關(guān)。在企業(yè)內(nèi)部，企業(yè)的破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)在金融危機(jī)后有所下降，表明企業(yè)內(nèi)部對(duì)于風(fēng)險(xiǎn)的重視程度增加。

（二）回歸分析

1.管理者代理、過(guò)度自信與企業(yè)投資水平回歸結(jié)果?；凇白杂涩F(xiàn)金流一成長(zhǎng)機(jī)會(huì)”模型，本文對(duì)假設(shè)1進(jìn)行檢驗(yàn)，回歸結(jié)果見(jiàn)表4。

列（1）和列（3）中，只加入自變量和因變量以考察管理者代理、過(guò)度自信與投資水平之間的關(guān)系。結(jié)果顯示，代理行為和過(guò)度自信的系數(shù)分別為0.034、0.023，且均在5%的顯著性水平上通過(guò)檢驗(yàn)。而在列（2）和列（4）中，加入控制變量和行業(yè)、年度虛擬變量以后，過(guò)度自信的系數(shù)和顯著性水平有所降低，而代理行為的系數(shù)和顯著性水平顯著提高，但兩者的系數(shù)依舊顯著，且兩個(gè)模型調(diào)整后R2均有大幅度提升?；貧w結(jié)果表明管理者代理、過(guò)度自信均提高了企業(yè)的投資水平，假設(shè)1得證。此外，代理變量的系數(shù)大于過(guò)度自信變量的系數(shù)，表明管理者理性行為對(duì)投資的影響作用大于非理性的心理偏差，這與客觀事實(shí)相符，因?yàn)橛晒芾碚叻抢硇砸蛩卦斐傻漠愊罄響?yīng)是少數(shù)。在控制變量方面，過(guò)度自信模型和代理行為模型中自由現(xiàn)金流、企業(yè)規(guī)模、管理層持股以及成長(zhǎng)性的系數(shù)均顯著為正。兩職合一的系數(shù)不顯著，表明董事長(zhǎng)與總經(jīng)理的集權(quán)并不會(huì)造成投資決策的武斷性，因?yàn)槠錄Q策可能受到董事會(huì)、監(jiān)事會(huì)的制約。

2.金融危機(jī)調(diào)節(jié)作用的回歸結(jié)果。表5報(bào)告了假設(shè)2的回歸結(jié)果，即金融危機(jī)的沖擊是否削弱了管理者代理、過(guò)度自信與企業(yè)投資的相關(guān)關(guān)系。表5中，在金融危機(jī)前，代理行為的回歸系數(shù)在列（1）和列（2）中均在1%的水平上顯著為正，系數(shù)分別為0.120、0.188。而在金融危機(jī)后，代理行為的系數(shù)分別為-0.071、-0.048，且分別在1%、5%的顯著性水平上通過(guò)檢驗(yàn)。這預(yù)示著金融危機(jī)的沖擊，使得管理者與股東之間的代理行為的動(dòng)機(jī)發(fā)生了轉(zhuǎn)變，即從管理者“商業(yè)帝國(guó)的構(gòu)建”轉(zhuǎn)變?yōu)椤皺C(jī)會(huì)主義”或者“管理者防御”。這可能是由于金融危機(jī)的爆發(fā)，市場(chǎng)環(huán)境極度惡化，嚴(yán)重影響了企業(yè)的經(jīng)營(yíng)環(huán)境。同時(shí)金融危機(jī)期間，裁員現(xiàn)象普遍存在，管理者出于自身職業(yè)聲譽(yù)、職位安全和晉升機(jī)會(huì)的考慮，投資策略轉(zhuǎn)為保守，進(jìn)而管理者的代理行為引發(fā)更低的投資水平。在列（5）中，代理行為與金融危機(jī)虛擬變量的交乘項(xiàng)顯著為負(fù)，表明金融危機(jī)前后代理行為的系數(shù)差異顯著。

在過(guò)度自信模型中，列（6）和列（7）過(guò)度自信的系數(shù)分別在10%和5%的水平上顯著為正;而列（8）和列（9）過(guò)度自信的系數(shù)為正，但并非都顯著。在加入了金融危機(jī)虛擬變量及其與過(guò)度自信的交乘項(xiàng)后，過(guò)度自信的系數(shù)依舊顯著，同時(shí)交乘項(xiàng)的系數(shù)為-0.033，在10%的水平上顯著。這一方面表明金融危機(jī)的沖擊抑制了管理者過(guò)度自信對(duì)企業(yè)投資的促進(jìn)作用;另一方面，可以看出金融危機(jī)對(duì)代理行為的沖擊作用更大，也就是代理行為對(duì)于金融危機(jī)這一環(huán)境的劇烈波動(dòng)表現(xiàn)得更加敏感。究其原因，可能是由管理者對(duì)于理性和非理性行為的認(rèn)知偏差導(dǎo)致，即管理者對(duì)其自身代理這一理性行為有著較為清晰的認(rèn)識(shí)，因此更有可能在環(huán)境改變時(shí)進(jìn)行及時(shí)的調(diào)整;而過(guò)度自信作為一種非理性心理偏差，在很多時(shí)候管理者因其盲目自信，導(dǎo)致自己意識(shí)不到自身處于過(guò)度自信的狀態(tài)。此外，在困難面前過(guò)度自信的管理者傾向于變得更加過(guò)度自信，從而在一定程度上抵消了金融危機(jī)的負(fù)向沖擊，因此管理者非理性行為與投資之間的關(guān)系更不容易受到環(huán)境的影響。綜合而言，實(shí)證結(jié)果支持了假設(shè)2。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

首先，考慮到我國(guó)股票市場(chǎng)投機(jī)氛圍濃厚，以經(jīng)典的托賓Q來(lái)衡量企業(yè)的成長(zhǎng)性可能不適用于我國(guó)上市公司。一般而言，成長(zhǎng)性較高的企業(yè)，企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模擴(kuò)張的速度也更快。因此借鑒李云鶴[3]的方法，將企業(yè)總資產(chǎn)增長(zhǎng)率作為企業(yè)成長(zhǎng)機(jī)會(huì)的替代變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。同樣，取樣本中資產(chǎn)增長(zhǎng)率的平均數(shù)（0.128）為分組標(biāo)準(zhǔn)，將總樣本分為高自由現(xiàn)金流一低成長(zhǎng)機(jī)會(huì)組和高自由現(xiàn)金流一高成長(zhǎng)機(jī)會(huì)組，進(jìn)而分別對(duì)管理者代理、過(guò)度自信與企業(yè)投資的關(guān)系以及金融危機(jī)的沖擊作用進(jìn)行檢驗(yàn)。實(shí)證結(jié)果顯示，關(guān)鍵變量的系數(shù)與顯著性水平均與前文一致，進(jìn)一步支持了文章的假設(shè)。

（四）進(jìn)一步研究

前文分別探究了金融危機(jī)對(duì)管理者代理、過(guò)度自信與企業(yè)投資的沖擊作用，發(fā)現(xiàn)金融危機(jī)同時(shí)抑制了管理者兩類(lèi)行為對(duì)于投資水平的提升效應(yīng)，并且金融危機(jī)對(duì)管理者代理行為的沖擊作用更大。接下來(lái)將檢驗(yàn)隨著時(shí)間的推移，管理者兩類(lèi)行為對(duì)投資水平的影響作用是否會(huì)恢復(fù)常態(tài)。

在原樣本的基礎(chǔ)上，此處新增了我國(guó)A股上市公司2012～2014年的樣本，這主要是為了保持金融危機(jī)前后樣本年數(shù)一致。在“現(xiàn)金流一成長(zhǎng)機(jī)會(huì)”框架下，最終得到包含2948個(gè)代理行為樣本和1180個(gè)過(guò)度自信樣本。為了提高結(jié)果的可靠性水平，在兩個(gè)樣本中，我們首先單獨(dú)報(bào)告了2012～2014年樣本的回歸結(jié)果;其次將2012～2014年的樣本與金融危機(jī)前樣本（2006～2008年）對(duì)比，其中設(shè)置金融危機(jī)虛擬變量，2012～2014年的樣本為1，2006～2008年的樣本為0;最后，將2009～2014年的樣本與2006～2008年的樣本對(duì)比，同樣設(shè)置金融危機(jī)虛擬變量。

表6報(bào)告了金融危機(jī)對(duì)管理者代理、過(guò)度自信與投資水平影響的持續(xù)性的回歸結(jié)果。在2012～2014年的樣本中，代理行為的系數(shù)為0.025，在10%的顯著性水平上通過(guò)檢驗(yàn)。即管理者代理行為促進(jìn)了企業(yè)投資水平提升，表明隨著時(shí)間的推移，代理行為引發(fā)的企業(yè)高投資水平效應(yīng)有所恢復(fù)。列（3）、（4）中，代理行為的系數(shù)均在1%水平上顯著，同時(shí)代理行為與金融危機(jī)交乘項(xiàng)的系數(shù)顯著為負(fù)，意味著盡管管理者代理行為的效應(yīng)有所恢復(fù)，但相比于金融危機(jī)前，金融危機(jī)后4年到后6年代理行為與企業(yè)投資水平之間的正相關(guān)關(guān)系處于減弱狀態(tài)。而在2009～2014年的樣本中，代理行為與金融危機(jī)的交乘項(xiàng)依舊顯著為負(fù)，表明金融危機(jī)對(duì)管理者代理行為的影響持續(xù)6年之后依舊存在。在列（6）中，金融危機(jī)的系數(shù)顯著為正，暗示著市場(chǎng)上的投資環(huán)境已經(jīng)好轉(zhuǎn)，企業(yè)的投資水平恢復(fù)了正常的狀態(tài)。而在企業(yè)投資水平相較于金融危機(jī)前有所增加時(shí)，代理行為的系數(shù)依舊顯著低于危機(jī)爆發(fā)前，進(jìn)一步驗(yàn)證了代理行為恢復(fù)緩慢這一結(jié)果的可靠性。

在管理者過(guò)度自信模型中，2012～2014年的樣本結(jié)果顯示，過(guò)度自信的系數(shù)分別為0.022、0.029，均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，基本回到金融危機(jī)前的水平。在列（9）、（10）、（11）、（12）中，過(guò)度自信與金融危機(jī)交乘項(xiàng)的系數(shù)均為負(fù)，但都不顯著，意味著在加入了2012～2014年的樣本后，金融危機(jī)前后管理者過(guò)度自信與投資水平之間的關(guān)系己不存在明顯的差異。可見(jiàn)，隨著時(shí)間的推移，管理者過(guò)度自信對(duì)于企業(yè)投資水平的影響逐漸恢復(fù)常態(tài)。

五、研究結(jié)論與啟示

（一）結(jié)論

本文選取了金融危機(jī)這一外生事件，基于“現(xiàn)金流一成長(zhǎng)機(jī)會(huì)”框架，分別研究管理者代理、過(guò)度自信對(duì)企業(yè)投資的影響作用以及該作用在金融危機(jī)前后有何差異性變化，并進(jìn)一步探索這種差異性變化的持續(xù)性。文章以2006～2011年滬深兩市A股上市公司作為研究樣本，對(duì)此展開(kāi)實(shí)證研究。結(jié)果顯示，在高現(xiàn)金流一低成長(zhǎng)機(jī)會(huì)組，管理者代理提高了公司的投資水平;在高現(xiàn)金流一高成長(zhǎng)機(jī)會(huì)組，管理者過(guò)度自信也提升了公司的投資水平。這意味著企業(yè)的高水平投資既來(lái)源于管理者對(duì)企業(yè)資源的濫用，也來(lái)源于管理者的過(guò)度自信。金融危機(jī)的沖擊并沒(méi)有加劇企業(yè)原本面臨的困難的嚴(yán)重程度，而是削弱了管理者代理、過(guò)度自信與企業(yè)投資水平的正相關(guān)關(guān)系，從而抑制了管理者代理行為和過(guò)度自信的危害。此外，金融危機(jī)對(duì)管理者過(guò)度自信的抑制作用弱于管理者代理行為，這也導(dǎo)致隨著時(shí)間的推移，管理者過(guò)度自信對(duì)企業(yè)投資的影響作用迅速恢復(fù)。

（二）啟示

上述研究結(jié)論在我國(guó)特定的行情下有一定的現(xiàn)實(shí)意義。首先，現(xiàn)代企業(yè)所有權(quán)和經(jīng)營(yíng)權(quán)的分離引發(fā)了管理者代理問(wèn)題，我國(guó)上市公司治理弊端使得管理者代理問(wèn)題十分突出，代理理論解釋了我國(guó)上市公司高水平投資部分來(lái)源于管理者理性和自利性。而管理者非理性心理偏差引發(fā)了管理者過(guò)度自信問(wèn)題，行為金融理論也解釋了我國(guó)上市公司高水平投資部分來(lái)源于管理者非理性的過(guò)度自信。盡管在金融危機(jī)期間，管理者代理、過(guò)度自信的危害有所緩解，但隨著時(shí)間的推移，管理者代理行為、過(guò)度自信的影響將會(huì)恢復(fù)常態(tài)，尤其對(duì)于管理者過(guò)度自信來(lái)說(shuō)，更是迅速恢復(fù)。因此，如何在公司治理上強(qiáng)化對(duì)管理者理性和非理性行為的監(jiān)管，提升企業(yè)投資決策有效性、保證投資者的利益不受侵害是理論界和實(shí)踐者所要解決的問(wèn)題中的重中之重。其次，金融危機(jī)期間，我國(guó)實(shí)體經(jīng)濟(jì)普遍受到侵害，如何變“危機(jī)”為“機(jī)遇”才是發(fā)展的契機(jī)。因此，在金融危機(jī)背景下面對(duì)有限的公司內(nèi)部現(xiàn)金流必須減少非理性投資，用好國(guó)家優(yōu)惠政策，才能更好提升公司價(jià)值。

主要參考文獻(xiàn)：

[1] Jensen M. C_ Agency Cost of Free Cash Flow，Corporate Finance， and Takeovers[J].AmericanEconomic Review， 1986（2）：323～329.

[2] Malmendier U.， Tate G_ CEO Overconfidenceand Corporate Investment[J].Journal of Finance，2005（6）：2661～2700.

[3]李云鶴.公司過(guò)度投資源于管理者代理還是過(guò)度自信[J].世界經(jīng)濟(jì)，2014（12）：95～117.

[4]王益民，方宏.中國(guó)企業(yè)國(guó)際化過(guò)程的“加速”和“跳躍”：過(guò)度自信視角[J].管理科學(xué)，2018 （2）：87～99.

[5]黎海珊，葉建光，王聰.高管性別、過(guò)度自信與投資決策關(guān)系的實(shí)證檢驗(yàn)[J].統(tǒng)計(jì)與決策，2014（18）：158～162.

[6] Duchin R.， Ozbas O.， Sensoy B.A_ CostlyExternal Finance， Corporate Investment， and theSubprime Mortgage Credit Crisis[J].Journal ofFinancial Economics， 2010（3）：418～435.

[7] Vogt F.. The Cash Flow/lnvestment Relationship：Evidence from U.S. Manufacturing Firms [J].Financial Management， 1994（1）：3一20.

[8]張翼，李辰.股權(quán)結(jié)構(gòu)、現(xiàn)金流與資本投資[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2005（4）：230～247.

[9] Richardson S.. Over- investment of Free CashFlow[J]. Review of Accounting Studies， 2006 （2）：159～189.

[10] Shleifer R.， Vishny T.. Management Entrench-ment： The Case of Managerial Specific Investments[J]. Journal of Financial Economics， 1989 （7）： 123～139.

[11]謝佩洪，汪春霞.管理層權(quán)力、企業(yè)生命周期與投資效率——基于中國(guó)制造業(yè)上市公司的經(jīng)驗(yàn)研究[J].南開(kāi)管理評(píng)論，2017（1）：59～68.

[12]彭若弘，于文超.環(huán)境不確定性、代理成本與投資效率[J].投資研究，2018（10）：41～52.

[13] Narayanan B_ Debt vs Equity Under AsymmetricInformation[J].Journal of Financial and Quantita-tive Analysis，1988（3）：39～51.

[14]竇歡，曾建光，王鵬.同業(yè)競(jìng)爭(zhēng)、公司治理與投資效率[J].經(jīng)濟(jì)與管理研究，2018（4）：110 ～122.

[15] He J.J.， Tian X_ The Dark Side of AnalystCoverage： The Case of Innovation[J].Journal ofFinancial Economics， 2013（3）：856～878.

[16]鐘宇翔，呂懷立，李婉麗.管理層短視、會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與企業(yè)創(chuàng)新抑制[J].南開(kāi)管理評(píng)論，2017（6）：163 ～177.

[17] RoU R_ The Hubris Hypothesis of CorporateTakeovers[J].The Journal of Business， 1986 （2）：197～216.

[18] Heaton J.B_ Managerial Optimism and Corpo-rate Finance[J].Financial Management， 2002 （2）：33～45.

[19] Malmendier U.， Tate G_ Who Makes Acquisi-tions？ CEO Overconfidence and the Market'sReaction[J].Journal of Financial Economics， 2008 （1）：20～43.

[20] Pikulina E.， Renneboo L.， Tobler N. P_ Over-confidence and Investment： An Experimental Ap-proach[J].Journal of Corporate Finance， 2017（2）：175 ～192.

[21]郝穎，劉星，林朝南.我國(guó)上市公司高管人員過(guò)度自信與投資決策的實(shí)證研究[J].中國(guó)管理科學(xué)，2005（5）：142～148.

[22]姜付秀，張敏，陸正飛，陳才東.管理者過(guò)度自信、企業(yè)擴(kuò)張與企業(yè)財(cái)務(wù)困境[J].經(jīng)濟(jì)研究，2009（1）：131～143.

[23] Ivashina V.， Scharfstein D_ Bank LendingDuring the Financial Crisis of 2008[J].Journal ofFinancial Economics， 2009（ 97）： 319～338.

[24] CampeUo M.， Giambona E.， Graham J.R.，Harvey C.R_ Liquidity Management and Corpo-rate Investment During a Financial Crisis[J].TheReview of Financial Studies， 2011（6）：1944一1979.

[25]周婷婷，韓忠雪，李浩波.金融危機(jī)下公司實(shí)力、公司治理與投資研究——來(lái)自金融危機(jī)背景下中國(guó)制造業(yè)上市公司的證據(jù)[J].經(jīng)濟(jì)與管理研究，2010 （11）：14～19.

[26] Campello M.， Graham J.R.， Harvey C.R_The Real Effects of Financial Constraints：

Evi-dence from a Financial Crisis[J].Journal of Finan-cial Economics， 2010（3）： 470～487.

[27]曾愛(ài)民，張純，魏志華.金融危機(jī)沖擊、財(cái)務(wù)柔性?xún)?chǔ)備與企業(yè)投資行為——來(lái)自中國(guó)上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].管理世界，2013（4）：107 ～120.

[28] Malmendler U.， Tate G_ Behavioral CEOs： TheRole of Managerial Overconfidence[J].Journal ofEconomic Perspectives， 2015（4）：37一60.

[29] Ang J.S.， Cole R. A.， Lin J.W_ Agency Costsand Ownership Structure[J].Journal of Finance，2000（1）：81～106.

[30] Hayward M.， Hambrick D_ Explaining thePremiums Paid for Large Acquisitions： Evidence ofCEO Hubris[J].Administrative Science Quarterly，1997（1）：103 ～127.

[31] Lin Y.， Hu S.， Chen M_ Managerial Optimismand Corporate Investment： Some Empirical Evi-dence from Taiwan[J].Pacific- Basin FinanceJournal，2005（5）： 523～ 546.