融資約束對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的影響機(jī)理
——CEO過(guò)度自信的U型調(diào)節(jié)作用

章文文， 陳海燕， 郭婷婷

(阜陽(yáng)師范大學(xué) 商學(xué)院， 安徽 阜陽(yáng) 236000)

一、引言

經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型背景下，企業(yè)的經(jīng)營(yíng)與發(fā)展面臨著各種各樣的問(wèn)題，首當(dāng)其沖的就是融資約束問(wèn)題。國(guó)務(wù)院辦公廳發(fā)布的《2016中國(guó)企業(yè)經(jīng)營(yíng)者問(wèn)卷調(diào)查報(bào)告》顯示，35.1%的企業(yè)家認(rèn)為融資約束是阻礙企業(yè)經(jīng)營(yíng)發(fā)展的首要難題。

越來(lái)越多的學(xué)者開始關(guān)注融資約束對(duì)企業(yè)發(fā)展的影響，主要圍繞企業(yè)創(chuàng)新投入、投資效率、避稅活動(dòng)這三個(gè)方面探討了融資約束的經(jīng)濟(jì)后果。關(guān)于融資約束對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響存在不一致的觀點(diǎn)：LIN Z.J、LIU S.Q等在探討融資約束與企業(yè)研發(fā)投入之間關(guān)系時(shí)發(fā)現(xiàn)，融資約束與企業(yè)研發(fā)投入顯著負(fù)相關(guān)，導(dǎo)致研發(fā)投入不足[1]。基于投資—現(xiàn)金流的敏感性，熊廣勤、周文鋒、李惠平同樣認(rèn)為融資約束對(duì)企業(yè)研發(fā)的抑制作用顯著[2]。王文娜、劉戒驕、張祝凱研究發(fā)現(xiàn),由體制或機(jī)制障礙等造成的融資約束會(huì)對(duì)制造業(yè)企業(yè)研發(fā)部門的技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生顯著的抑制效應(yīng)[3]。而潘士遠(yuǎn)、蔣海威以中國(guó)工業(yè)企業(yè)為樣本對(duì)象,研究融資約束與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系時(shí)發(fā)現(xiàn),受到融資約束的企業(yè)反而擁有更高的創(chuàng)新效率，并且會(huì)優(yōu)化研發(fā)投資策略以獲得更高的創(chuàng)新回報(bào)[4]。大部分學(xué)者認(rèn)為融資約束對(duì)企業(yè)投資效率存在不利影響：Kashif Naeem、Matthew C. Li認(rèn)為融資問(wèn)題會(huì)導(dǎo)致投資偏離最優(yōu)水平，企業(yè)管理人員陷入投資不足或是投資過(guò)度的陷阱，導(dǎo)致投資效率低下[5]。苑改霞、胡彥鑫的實(shí)證研究表明，融資約束導(dǎo)致上市公司投資效率平均水平顯著下降[6]。于曉紅、王玉潔、王世璇從委托代理關(guān)系出發(fā)，考慮到管理層自利動(dòng)機(jī)或風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避動(dòng)機(jī)，分析認(rèn)為融資約束會(huì)加劇投資不足[7]。此外，郝盼盼、張信東通過(guò)企業(yè)異質(zhì)性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，對(duì)于融資約束明顯的企業(yè)來(lái)說(shuō)，CEO過(guò)度自信會(huì)抑制企業(yè)投資活動(dòng)，導(dǎo)致投資不足[8]。融資約束對(duì)于企業(yè)避稅活動(dòng)的影響也得到了學(xué)者們一定的關(guān)注。如趙萌、葉莉得出融資約束在經(jīng)濟(jì)政策不確定性與稅收規(guī)避之間起到橋梁的作用，加劇經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)稅收規(guī)避的影響[9]。根據(jù)資本結(jié)構(gòu)中的“優(yōu)序融資理論”，鄭智群、肖華斌、方爽認(rèn)為企業(yè)在面臨融資約束時(shí)會(huì)更加偏向內(nèi)源融資，避稅活動(dòng)作為獲得內(nèi)部資金的重要渠道勢(shì)必會(huì)受到影響[10]。Onur Bayar、FarizHuseynov、SabuhiSardarli考慮到公司治理對(duì)兩者關(guān)系的影響，分析在公司管理不善的情況下，避稅活動(dòng)與更大可能的融資約束相關(guān)[11]。

梳理有關(guān)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)影響因素的文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)影響因素的研究較為豐富，但較少涉及到融資約束對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的影響，總體上可以從社會(huì)、企業(yè)、個(gè)人這三個(gè)層面來(lái)分析。社會(huì)層面的影響因素大致包括宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境[12-13]、貨幣政策[14-15]、人文法律環(huán)境[16-17]等。企業(yè)層面的影響因素又可細(xì)分為兩個(gè)方面：企業(yè)治理、企業(yè)特征。企業(yè)治理主要涉及股權(quán)結(jié)構(gòu)[18-19]、董事會(huì)規(guī)模[20]、管理層激勵(lì)[21]等。企業(yè)特征主要圍繞產(chǎn)權(quán)性質(zhì)[22]。個(gè)人層面主要是從管理層的性別、年齡、心理特征出發(fā)。企業(yè)高管年齡越大或是女性CEO經(jīng)營(yíng)的公司，公司風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平較低[23-24]。此外，管理者過(guò)度自信正向影響企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平[25]，在投資決策中發(fā)揮了積極作用。鑒于以上分析，本文將探討了融資約束對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的影響作用，兼及CEO過(guò)度自信這一心理特征對(duì)兩者之間關(guān)系可能存在的調(diào)節(jié)作用。

二、理論分析與研究假設(shè)

(一)融資約束與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)

企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平反映了企業(yè)在投資決策中的態(tài)度，企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平較高意味著企業(yè)對(duì)高風(fēng)險(xiǎn)投資項(xiàng)目持樂(lè)觀態(tài)度，更具有冒險(xiǎn)精神，而風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平較低的企業(yè)則更有可能放棄風(fēng)險(xiǎn)較高的投資項(xiàng)目。提高企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平往往需要更多的研發(fā)性與資本性支出[26]。企業(yè)創(chuàng)新作為一種長(zhǎng)期、生產(chǎn)性的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)行為，有助于構(gòu)建企業(yè)核心競(jìng)爭(zhēng)力，獲得市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，但又具有高風(fēng)險(xiǎn)、高投入、高不確定性這三個(gè)明顯特點(diǎn)[27]。企業(yè)的創(chuàng)新意愿也反映了企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平[28]。

我國(guó)上市公司普遍面臨融資約束問(wèn)題，在融資約束程度不同的情況下，企業(yè)所采取的戰(zhàn)略部署也隨之改變，企業(yè)創(chuàng)新意愿會(huì)受到不同程度的影響，對(duì)風(fēng)險(xiǎn)投資的偏好程度也會(huì)發(fā)生改變，故而融資約束對(duì)于企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的影響并不是一成不變的。根據(jù)資源依賴?yán)碚摚?dāng)企業(yè)面臨融資約束時(shí)，融資約束導(dǎo)致企業(yè)可獲得利用的資源減少，可用于創(chuàng)新的資源相應(yīng)減少，面對(duì)的財(cái)務(wù)壓力增加，企業(yè)受到流動(dòng)性約束，管理層進(jìn)行投資活動(dòng)時(shí)會(huì)較為謹(jǐn)慎，企業(yè)對(duì)創(chuàng)新失敗的容忍力減弱，從而抑制了投資創(chuàng)新，降低了企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。而當(dāng)企業(yè)融資約束水平超過(guò)臨界點(diǎn)時(shí)，若放棄更多有利可圖的投資機(jī)會(huì)，必然會(huì)加劇融資約束程度?；谫Y源拼湊理論，融資約束較為緊張時(shí)，外部融資成本明顯高于內(nèi)部融資成本，促使企業(yè)去探尋融資約束源頭，擺脫融資約束困境，表現(xiàn)出明顯的“窮則思變”傾向，此時(shí)企業(yè)沒(méi)有動(dòng)機(jī)去選擇凈現(xiàn)值為負(fù)的投資項(xiàng)目，大大減少了企業(yè)過(guò)度投資的可能，提高了企業(yè)的投資效率與資源利用率。同時(shí)企業(yè)即使面臨著較大的投資風(fēng)險(xiǎn)也會(huì)盡可能地利用一切可以獲得的資源去捕捉高收益的投資項(xiàng)目，通過(guò)高風(fēng)險(xiǎn)投資獲取高收益，增加企業(yè)內(nèi)源性融資，企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)意愿顯著提高，即“貧困”狀態(tài)下更傾向于采用冒險(xiǎn)的方式來(lái)處理問(wèn)題。此外，高融資約束條件強(qiáng)化了內(nèi)源融資對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的促進(jìn)作用[29]，并加強(qiáng)了研發(fā)投資對(duì)企業(yè)績(jī)效的正向作用[30]，大大降低了融資約束對(duì)企業(yè)績(jī)效的負(fù)面影響，有利于擺脫企業(yè)的融資困境，顯著提升企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。基于以上分析，提出假設(shè)1。

假設(shè)1:融資約束與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)呈U型關(guān)系，融資約束越緊張，企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平先下降再上升

(二)CEO過(guò)度自信的調(diào)節(jié)作用

現(xiàn)有研究表明，過(guò)度自信的CEO會(huì)更青睞于創(chuàng)新等風(fēng)險(xiǎn)性投資，但是并未考慮到企業(yè)融資約束程度也會(huì)對(duì)過(guò)度自信的CEO的風(fēng)險(xiǎn)偏好產(chǎn)生影響。當(dāng)企業(yè)感受的融資約束較弱，企業(yè)擁有比較充足的資金進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)投資，即使融資約束一定范圍內(nèi)提升時(shí)，過(guò)度自信的CEO由于較為相信自己對(duì)投資項(xiàng)目的判斷并不會(huì)因此而急劇降低投資意愿，高管自信程度越高，對(duì)風(fēng)險(xiǎn)項(xiàng)目抱有的態(tài)度越正面，這提升了風(fēng)險(xiǎn)選擇傾向。過(guò)度自信這一心理特征會(huì)促進(jìn)高管對(duì)高風(fēng)險(xiǎn)高收益項(xiàng)目的投資，導(dǎo)致投資者要求更高的投資報(bào)酬率加劇了融資約束，但緩解了融資約束對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的負(fù)面影響作用，減弱了企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平隨融資約束變動(dòng)的幅度。融資約束程度較低時(shí)，CEO過(guò)度自信對(duì)企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)投資起促進(jìn)作用[8]，而在融資約束程度較高時(shí)，CEO過(guò)度自信反而會(huì)抑制投資甚至導(dǎo)致投資不足。當(dāng)企業(yè)面臨較強(qiáng)的融資約束時(shí)，企業(yè)不得不面對(duì)資本市場(chǎng)進(jìn)行股權(quán)融資，較高融資約束導(dǎo)致資本成本過(guò)高[31]，而過(guò)度自信的管理者認(rèn)為公司的實(shí)際價(jià)值被市場(chǎng)低估，進(jìn)行外部融資的意愿受到影響，感受到的融資約束程度較大，此時(shí)過(guò)度自信的管理者對(duì)投資-現(xiàn)金流敏感性更高，投資創(chuàng)新的動(dòng)機(jī)減弱，甚至?xí)艞壱恍﹥衄F(xiàn)值為正的投資項(xiàng)目，抑制了融資約束對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的正向作用。

過(guò)度自信的CEO由于認(rèn)知性的偏差出現(xiàn)低估投資項(xiàng)目風(fēng)險(xiǎn)或高估投資項(xiàng)目收益的可能性較大，同時(shí)他們較為相信自己的判斷，在投資項(xiàng)目時(shí)更加大膽，更有意愿投資風(fēng)險(xiǎn)較高的項(xiàng)目。對(duì)于投資風(fēng)險(xiǎn)較大的項(xiàng)目，投資者自然會(huì)要求更高的投資報(bào)酬率，這會(huì)極大地提升企業(yè)的權(quán)益資本成本，加大企業(yè)對(duì)融資約束的感知程度。此外，由于過(guò)度自信的CEO對(duì)融資約束所帶來(lái)的現(xiàn)金流變化的敏感性更高[32]，會(huì)在一定程度上加劇融資約束，縮短融資約束對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的負(fù)向影響區(qū)間，即融資約束與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的拐點(diǎn)向左移動(dòng)。基于以上分析，提出假設(shè)2。

假設(shè)2:CEO過(guò)度自信能夠?qū)θ谫Y約束與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的U型曲線關(guān)系起到調(diào)節(jié)作用，使得U型曲線形態(tài)更加平緩，并使U型曲線的拐點(diǎn)向左移動(dòng)。

三、研究樣本與模型設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇

文章以2010—2018年滬深A(yù)股上市公司為研究對(duì)象,原始數(shù)據(jù)均來(lái)源于國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)。剔除ST、ST*類上市公司數(shù)據(jù),再剔除金融類和特殊性質(zhì)行業(yè)上市公司數(shù)據(jù),以及有缺失的上市公司數(shù)據(jù),共得到9 292個(gè)樣本數(shù)據(jù)，并針對(duì)主要連續(xù)變量進(jìn)行winsor處理。文中數(shù)據(jù)處理及檢驗(yàn)均采用stata軟件。

(二)主要變量界定

1.融資約束(KZ)。目前衡量融資約束的指標(biāo)主要有KZ指數(shù)、SA指數(shù)以及WW指數(shù)，其中KZ指數(shù)出現(xiàn)最早，且全方位多維度地衡量了企業(yè)融資程度，故借鑒魏志華、曾愛民、李博的研究，構(gòu)建KZ指數(shù)來(lái)衡量融資約束程度[33]。

KZ=KZ1+KZ2+KZ3+KZ4+KZ5

(1)

CFi,t/Ai,t-1=經(jīng)營(yíng)流現(xiàn)值/上期總資產(chǎn)，若大于中位數(shù)，KZ1=1，否則為0。DIVi,t/Ai,t-1=經(jīng)營(yíng)流現(xiàn)值/上期總資產(chǎn)，若大于中位數(shù)，KZ2=1，否則為0。Ci,t/Ai,t-1=經(jīng)營(yíng)流現(xiàn)值/上期總資產(chǎn)，若大于中位數(shù)，KZ3=1，否則為0。Levi,t為資產(chǎn)負(fù)債率，若大于中位數(shù)，KZ4=1，否則為0。TobinQi,t為托賓q值，若大于中位數(shù)，KZ5=1，否則為0。KZ作為因變量分別與CFi,t/Ai,t-1、DIVi,t/Ai,t-1、Ci,t/Ai,t-1、Levi,t、TobinQi,t進(jìn)行邏輯排序回歸，估計(jì)出各變量的回歸系數(shù)。根據(jù)表1匯報(bào)的回歸結(jié)果，計(jì)算融資約束程度KZ指數(shù)，KZ指數(shù)越大融資約束程度越高。

表1 融資約束程度估計(jì)模型回歸結(jié)果

2.企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)(RiskT)。借鑒余明桂、李文貴、潘紅波的研究，以盈利的波動(dòng)性衡量企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平[22]。ROA為企業(yè)相應(yīng)年度的稅息折舊及攤銷前利潤(rùn)(EBITDA)與當(dāng)年資產(chǎn)總額的比率，先對(duì)企業(yè)每一年的ROA采用行業(yè)平均值進(jìn)行調(diào)整，然后計(jì)算企業(yè)在每一觀測(cè)時(shí)間段內(nèi)經(jīng)行業(yè)調(diào)整的ROA的標(biāo)準(zhǔn)差。

(2)

(3)

3.CEO過(guò)度自信(OC)。已有學(xué)者基于CEO的性別、學(xué)歷、持股比例、超額薪酬等角度衡量CEO過(guò)度自信程度，為避免衡量的角度過(guò)于單一，綜合前人的研究并借鑒魏哲海[34]的做法,通過(guò)關(guān)注總經(jīng)理的性別、年齡、學(xué)歷、是否兩職合一四項(xiàng)特征進(jìn)行打分，構(gòu)建管理者過(guò)度自信指標(biāo)。由于現(xiàn)在CEO學(xué)歷普遍較高,在學(xué)歷打分這個(gè)方面區(qū)別于前人稍作調(diào)整。打分過(guò)程如下。其一為性別分?jǐn)?shù)。心理學(xué)研究顯示，男性相比于女性較為激進(jìn)，自信程度更高。如果CEO性別為男SexScore=1，性別為女，SexScore=0。其二，年齡分?jǐn)?shù)。管理者隨著年齡的增長(zhǎng)，經(jīng)驗(yàn)與閱歷增加，更能夠客觀地認(rèn)識(shí)到自身能力，有利于避免由于知識(shí)匱乏、經(jīng)驗(yàn)不足或?qū)ψ陨砟芰Φ牟徽_認(rèn)識(shí)而導(dǎo)致的判斷偏差，相比于年輕的管理者也更加謹(jǐn)慎。因此本文認(rèn)為管理者年齡越小，自信程度越高。公式如下：

AgeScore=(樣本公司管理者最大年齡-樣本公司總經(jīng)理的年齡)/(樣本公司管理者的最大年齡-樣本公司管理者的最小年齡)

其三，學(xué)歷分?jǐn)?shù)。結(jié)合心理學(xué)與行為金融學(xué)的研究發(fā)現(xiàn),個(gè)體受教育的程度越高，過(guò)于相信自己的判斷的可能性越大，越容易過(guò)度自信。據(jù)此，本文認(rèn)為學(xué)歷越高的管理者自信程度越高，如果CEO具有碩士及以上學(xué)歷,degreeScore為1，反之則為0。其四，兩職合一分?jǐn)?shù)。若管理者在公司中擁有總經(jīng)理與董事長(zhǎng)雙重職位，會(huì)顯著提高其對(duì)自身能力的認(rèn)可度，致使其在進(jìn)行決策時(shí)容易高估自身能力，過(guò)于自信。故而本文認(rèn)為,當(dāng)管理者存在兩職合一的情況，其自信程度更高。若管理者兩職合一，PosiScore=1。其五，綜合得分。不同個(gè)人特征反映的信息可能不夠全面,因此直接利用單一特征得分來(lái)度量管理者過(guò)度自信的程度可能存在一定的局限性。本文根據(jù)對(duì)上述CEO前四項(xiàng)特征得分總數(shù)計(jì)算得到的算術(shù)平均數(shù)作為綜合得分，來(lái)衡量CEO自信的程度，綜合得分越高表明CEO自信程度越高。

OC=(SexScore+AgeScore+DegreeScore+PosiScore)/4

(4)

4.控制變量?？紤]到其他可能影響風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的因素，引入以下控制變量：公司規(guī)模(Size)、杠桿率(Lev)、總資產(chǎn)收益率(Roa)、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率(Tat)、營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率(Growth)、上市時(shí)間(Age)、董事會(huì)規(guī)模(Board)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(State)、年度效應(yīng)(Year)、行業(yè)效應(yīng)(Ind)。

表2 變量定義表

(三)模型設(shè)計(jì)

由于擬合曲線呈現(xiàn)出明顯的非線性趨勢(shì)，故構(gòu)建以下模型驗(yàn)證前文假設(shè)：

模型1：RiskTi,t=β0+β1KZi,t+β2KZ2i,t+β3Sizei,t+β4Levi,t+β5Roai,t+β6Tati,t+β7Growthi,t+β8Agei,t+β9Boardi,t+β10Statei,t+∑Year+∑Ind+εi,t

模型2：RiskTi,t=β0+β1KZi,t+β2KZ2i,t+β3KZi,t*OCi,t+β4KZ2i,t*OCi,t+β5Sizei,t+β6Levi,t+β7Roai,t+β8Tati,t+β9Growthi,t+β10Agei,t+β11Boardi,t+β12Statei,t+∑Year+∑Ind+εi,t

四、描述性統(tǒng)計(jì)與檢驗(yàn)結(jié)果

(一)變量描述性統(tǒng)計(jì)

本文從國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)獲取上市公司原始數(shù)據(jù)，經(jīng)過(guò)分析與整理得到9 292個(gè)樣本數(shù)據(jù)。由表3可知企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)均值為0.045 4，說(shuō)明上市公司風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平普遍較低。企業(yè)融資約束程度標(biāo)準(zhǔn)差為2.304，可以看出上市公司融資約束程度差異明顯，且部分上市公司面臨著較為緊張的融資約束。其中國(guó)有上市公司約占總樣本的49.5%。

表3 變量描述性統(tǒng)計(jì)表

(二)相關(guān)性分析

根據(jù)表4變量相關(guān)性系數(shù)表可知，融資約束與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)相關(guān)性系數(shù)為0.051，在1%的水平上顯著，融資約束平方與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的相關(guān)性系數(shù)為0.112，在1%的水平上顯著，說(shuō)明融資約束與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)存在非線性關(guān)系，初步驗(yàn)證假設(shè)1。融資約束與CEO過(guò)度自信交叉項(xiàng)相關(guān)性系數(shù)為-0.025，在5%的水平上顯著，融資約束平方與CEO過(guò)度自信交叉項(xiàng)相關(guān)性系數(shù)為-0.016，并不顯著，CEO過(guò)度自信對(duì)融資約束與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)非線性關(guān)系的具體影響需要通過(guò)回歸結(jié)果進(jìn)行分析。變量之間未出現(xiàn)較大的相關(guān)性系數(shù)，說(shuō)明不存在嚴(yán)重的多重共線性問(wèn)題。

表4 變量相關(guān)性系數(shù)表

(三)雙向固定效應(yīng)穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤回歸分析

1.融資約束與風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)回歸結(jié)果。經(jīng)Hausman檢驗(yàn)，采用雙向固定效應(yīng)穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤模型進(jìn)行回歸，并借鑒吾買爾江·艾山、鄭惠的做法[35]，利用兩變量存在U型關(guān)系必須滿足三個(gè)條件檢驗(yàn)融資約束與風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)是否存在U型關(guān)系：①自變量二次項(xiàng)系數(shù)顯著為正；②當(dāng)自變量取最小值時(shí)曲線斜率顯著為負(fù)，當(dāng)自變量取最大值時(shí)曲線斜率顯著為正; ③曲線的拐點(diǎn)在自變量的取值范圍內(nèi)。

如表5中模型1的回歸結(jié)果，KZ與RiskT的相關(guān)性系數(shù)為0.001 056，在1%的水平上顯著，KZ2與RiskT的相關(guān)性系數(shù)為0.000 164，在5%的水平上顯著，滿足條件①。

假設(shè)融資約束與風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的回歸方程為：

RiskT=β0+β1KZ+β2KZ2

(5)

曲線斜率RiskT,=β1+2β2KZ，根據(jù)表5模型1中回歸結(jié)果可知，β1=0.001 056，β2=0.000 164，故RiskT,=0.001 056+0.000 328KZ。當(dāng)KZ取最小值-21.764 842時(shí)，RiskT,=-0.007 033 27，當(dāng)KZ取最大值14.523 37時(shí)，RiskT,=0.005 819 76，滿足條件②。

當(dāng)RiskT,為0時(shí)，得到曲線的拐點(diǎn)值：KZ*=-β1/2β2，將模型1回歸結(jié)果代入得到KZ*=-3.219 51，在KZ的取值范圍[-21.764 842,14.523 37]內(nèi)，滿足條件3。綜上，說(shuō)明融資約束與風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)存在U型關(guān)系，H1成立。

2.CEO過(guò)度自信調(diào)節(jié)效應(yīng)回歸結(jié)果。如表5模型2的回歸結(jié)果所示，KZ與RiskT的相關(guān)性系數(shù)為0.001 098，在1%的水平上顯著，KZ2與RiskT的相關(guān)性系數(shù)為0.000 161，在5%的水平上顯著，KZ與OC的交互項(xiàng)系數(shù)為-0.003 744在10%的水平上顯著，KZ2與OC的交互項(xiàng)系數(shù)為-0.000 709在10%的水平上顯著，說(shuō)明CEO自信程度對(duì)融資約束與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)關(guān)系具有顯著的U型調(diào)節(jié)作用?？蓮膬牲c(diǎn)進(jìn)行說(shuō)明。

一是CEO過(guò)度自信對(duì)融資約束與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的U型曲線形態(tài)的調(diào)節(jié)作用。借鑒朱丹、周守華的做法[36]，根據(jù)回歸結(jié)果從曲線形態(tài)方面探究CEO自信程度對(duì)融資約束與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)U型曲線形態(tài)調(diào)節(jié)效應(yīng)。假設(shè)回歸方程為：

RiskT=β0+β1KZ+β2KZ2+β3KZ*OC+β4KZ2*OC+β5OC

(6)

檢驗(yàn)H2，令RiskT的一階導(dǎo)數(shù)為0，得出拐點(diǎn)：

(7)

假設(shè)OC2>OC1，當(dāng)調(diào)節(jié)變量為OC1時(shí)，拐點(diǎn)為：

(8)

當(dāng)調(diào)節(jié)變量為OC2時(shí)，拐點(diǎn)為：

(9)

設(shè)在兩個(gè)拐點(diǎn)右邊相同的距離a(a>0)處曲線斜率為S

S1=β1+2β2(KZ1*+a)+β3OC1+2β4(KZ1*+a)OC1

(10)

S2=β1+2β2(KZ2*+a)+β3OC2+2β4(KZ2*+a)OC2

(11)

若S2> S1，表明U型曲線變得更加陡峭；若S2

S2- S1=2β2(KZ2*-KZ1*)+β3(OC2-OC1)+2β4[(KZ2*+a)OC2-(KZ1*+a)OC1]

(12)

將(8)、(9)代入(12)式得到

S2-S1=2β4(OC2-OC1)a

(13)

因?yàn)镺C2>OC1，且a>0，模型2中β4=-0.000709<0，在10%的水平上顯著，故S2-S1<0，說(shuō)明曲線變得平緩，說(shuō)明CEO過(guò)度自信對(duì)融資約束與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的U型曲線具有調(diào)節(jié)作用，使得其U型曲線更加平緩。

二是CEO過(guò)度自信對(duì)融資約束與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的U型曲線拐點(diǎn)的調(diào)節(jié)作用。根據(jù)式7對(duì)OC進(jìn)一步求偏導(dǎo)

(14)

如果偏導(dǎo)>0，說(shuō)明KZ*為單調(diào)遞增函數(shù)，OC值越大，KZ*越大，曲線的拐點(diǎn)向右移動(dòng)。如果偏導(dǎo)<0，說(shuō)明KZ*為單調(diào)遞減函數(shù)，OC值越大，KZ*越小，曲線的拐點(diǎn)向左移動(dòng)。偏導(dǎo)正負(fù)取決于β1β4-β2β3。由表5可知β1β4-β2β3=-0.000000018<0，說(shuō)明隨著OC值的增大，曲線的拐點(diǎn)向左移動(dòng)，CEO越過(guò)度自信的企業(yè)，融資約束與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的U型曲線拐點(diǎn)對(duì)應(yīng)的融資約束程度越小。綜合以上分析，假設(shè)2得以驗(yàn)證。

表5 雙向固定效應(yīng)穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤回歸結(jié)果

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(一)內(nèi)生性問(wèn)題

企業(yè)融資約束程度會(huì)影響企業(yè)內(nèi)部財(cái)務(wù)狀況與管理層投資選擇，繼而影響企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平，但是風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平較高的企業(yè)往往面臨著更高的權(quán)益資本，同時(shí)外部投資者也會(huì)較為謹(jǐn)慎，因此，企業(yè)融資約束與風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)可能存在互為因果關(guān)系，為了避免由此可能帶來(lái)的內(nèi)生性問(wèn)題，借鑒鞠曉生、盧荻、虞義華的做法[37]將滯后一期的融資約束作為工具變量，進(jìn)行兩階段最小二乘法檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果見表6，結(jié)果驗(yàn)證了前文假設(shè)1。根據(jù)表6的各項(xiàng)回歸系數(shù)進(jìn)行前文公式的推導(dǎo)與計(jì)算，與前文假設(shè)2一致，實(shí)證結(jié)論穩(wěn)健。

表6 基于工具變量的回歸結(jié)果(2SLS)

(二)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的衡量

出于穩(wěn)健性考慮，借鑒馬寧、王雷[38]的做法，以企業(yè)在每一觀測(cè)時(shí)間段內(nèi)經(jīng)行業(yè)調(diào)整的ROA的極差，代替企業(yè)在每一觀測(cè)時(shí)間段內(nèi)經(jīng)行業(yè)調(diào)整的ROA的標(biāo)準(zhǔn)差進(jìn)項(xiàng)雙向固定效應(yīng)穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤回歸，檢驗(yàn)結(jié)果與前文假設(shè)相符，實(shí)證結(jié)論穩(wěn)健。

六、研究結(jié)論與啟示

(一)研究結(jié)論

本文以2010—2018年剔除了金融行業(yè)和特殊行業(yè)的滬深A(yù)股上市公司為研究樣本，共獲得1 701家公司9 292個(gè)樣本數(shù)據(jù)。通過(guò)實(shí)證檢驗(yàn)了融資約束與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的關(guān)系，以及CEO過(guò)度自信對(duì)兩者關(guān)系可能存在的調(diào)節(jié)作用。研究結(jié)果表明：(1)融資約束與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)存在U型關(guān)系，融資約束導(dǎo)致企業(yè)財(cái)務(wù)壓力增大，可用于投資經(jīng)營(yíng)的資源減少，流動(dòng)性受到約束，抑制了企業(yè)投資創(chuàng)新，影響了企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。但當(dāng)企業(yè)面對(duì)的融資約束較強(qiáng)時(shí)，會(huì)促使企業(yè)去尋找融資約束存在的原因，大大減少企業(yè)過(guò)度投資的可能性，提高企業(yè)的投資效率與資源利潤(rùn)率，同時(shí)企業(yè)盡可能抓住有利可圖的投資機(jī)會(huì)，增加內(nèi)部融資，緩解融資約束，提升企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。(2)CEO過(guò)度自信對(duì)融資約束與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的U型關(guān)系存在調(diào)節(jié)作用，融資約束未超過(guò)臨界值時(shí)，CEO過(guò)度自信有利于提高企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平，緩解融資約束對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的負(fù)面影響。企業(yè)面對(duì)融資約束較強(qiáng)時(shí)，過(guò)度自信的CEO對(duì)投資—現(xiàn)金流敏感性更高，外部融資意愿減弱，在一定程度上加劇了融資約束，投資創(chuàng)新動(dòng)機(jī)受到打擊，削弱了融資約束對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的促進(jìn)作用，整體上緩和了企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平隨融資約束變動(dòng)的幅度，縮短了融資約束對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的負(fù)向影響區(qū)間，使得融資約束與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的U型曲線更加平緩且拐點(diǎn)向左移動(dòng)。

(二)啟示

1.正確認(rèn)識(shí)融資約束，不同程度的融資約束對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的影響不同。融資約束最直接的影響在于減少企業(yè)可用資源，抑制企業(yè)投資創(chuàng)新。但是當(dāng)企業(yè)融資約束較強(qiáng)時(shí)，會(huì)刺激企業(yè)內(nèi)源性融資，此時(shí)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的提高也緩解了融資約束問(wèn)題。企業(yè)應(yīng)當(dāng)密切關(guān)注行業(yè)狀況，通過(guò)與同行業(yè)多家公司的對(duì)比去了解本身是否存在融資約束以及融資約束程度如何，科學(xué)制定融資決策，拓寬融資渠道，合理規(guī)劃企業(yè)資金用途，弱化企業(yè)融資約束對(duì)創(chuàng)新投入的影響，抓取有潛力的投資機(jī)會(huì)，促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)，為企業(yè)發(fā)展注入新鮮血液。

2.深入了解管理層個(gè)人特征，加強(qiáng)對(duì)管理層的選拔與監(jiān)督管理。企業(yè)在進(jìn)行管理層選拔時(shí)，需要全面多角度地分析管理者個(gè)人特征，尤其是其心理特征是否符合公司目前的發(fā)展戰(zhàn)略。當(dāng)企業(yè)處于不同的發(fā)展階段時(shí)，應(yīng)加強(qiáng)對(duì)管理層的考核，關(guān)注不同時(shí)期管理者心理特征是否轉(zhuǎn)變以及可能存在的不同影響。完善內(nèi)部控制機(jī)制，建立相應(yīng)的分權(quán)機(jī)制，加強(qiáng)對(duì)高管的監(jiān)督與管理。

3.合理促進(jìn)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)。企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的適當(dāng)提高有利于企業(yè)在不確定性較高的環(huán)境中抓住發(fā)展機(jī)遇，提升企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力，同樣有助于國(guó)民經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康發(fā)展。政府應(yīng)當(dāng)關(guān)注企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平，加大政府的扶持力度，提升企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)意愿，助力企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展。