胡國(guó)柳，姜巖磊

(海南大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，海南海口570228)

一、問(wèn)題的提出

企業(yè)的直接投資是把資金投放于生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)環(huán)節(jié)中，以期獲取經(jīng)濟(jì)利益的行為。公司管理者的投資決策判斷失誤將會(huì)導(dǎo)致企業(yè)過(guò)度投資或投資不足的扭曲行為，這不僅關(guān)系到企業(yè)自身運(yùn)營(yíng)發(fā)展與價(jià)值，同時(shí)也關(guān)系到整個(gè)社會(huì)資源配置效率與整個(gè)國(guó)家經(jīng)濟(jì)的正常運(yùn)行。因此企業(yè)投資決策一直受到財(cái)務(wù)經(jīng)濟(jì)學(xué)家和實(shí)務(wù)界的高度關(guān)注。

Modigliani and Miller1958年［1］創(chuàng)立的MM理論認(rèn)為在理性經(jīng)濟(jì)人、信息完全和市場(chǎng)完全競(jìng)爭(zhēng)的假設(shè)條件下，企業(yè)的價(jià)值與融資結(jié)構(gòu)無(wú)關(guān)，只取決于投資機(jī)會(huì)，企業(yè)的投資支出總額僅由企業(yè)面臨的投資機(jī)會(huì)集決定，不存在出現(xiàn)過(guò)度投資的問(wèn)題。Jensen and Meckling［2］研究認(rèn)為作為委托人的股東與代理人的公司管理者在公司的最佳規(guī)模和股息支付方面存在著利益沖突，特別是當(dāng)企業(yè)現(xiàn)金流充足時(shí)，管理者與所有人之間的代理矛盾會(huì)更加突出。代理人往往更多地以獲取個(gè)人利益為出發(fā)點(diǎn)，通過(guò)過(guò)度投資來(lái)擴(kuò)大公司規(guī)模①Jensen(1986)將這種偏離股東利益的管理者行為目標(biāo)總結(jié)為“建造帝國(guó)”的偏好。。Stulz［3］認(rèn)為公司管理者可以從公司投資活動(dòng)中獲得更多的薪酬，當(dāng)管理者可以控制的資源(主要包括自由支配現(xiàn)金流)越豐富，越容易出現(xiàn)過(guò)度投資行為。

上述文獻(xiàn)對(duì)于企業(yè)過(guò)度投資的分析都是基于“理性經(jīng)濟(jì)人”假設(shè)，為了能更好地解釋現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)中人們的非理性行為，學(xué)者們將心理學(xué)、行為學(xué)、社會(huì)學(xué)等研究成果引入到金融學(xué)中，放寬了“理性經(jīng)濟(jì)人”的假設(shè)，提出了行為金融學(xué)理論。該理論探討了過(guò)度自信這一心理對(duì)于企業(yè)投資決策的影響。Weinstein［4］、Alick［5］和March and Shapira［6］通過(guò)大量的心理調(diào)查發(fā)現(xiàn)，人們往往對(duì)自己承諾過(guò)的或者在自己控制范圍的事情，存在著過(guò)度樂(lè)觀的情緒。Roll［7］第一次提出，因?yàn)楣芾碚叽嬖谶^(guò)度自信的心理特征，進(jìn)而對(duì)目標(biāo)公司估值太高或者對(duì)企業(yè)后期的收益過(guò)于樂(lè)觀，最終導(dǎo)致大量失敗并購(gòu)。不同學(xué)者對(duì)于過(guò)度自信的表述有所不同，如“狂妄自大”［7］、“過(guò)度自信”［8］、“過(guò)度樂(lè)觀”［9］等，但他們描述的是同一種心理現(xiàn)象，不存在本質(zhì)的差別。管理者過(guò)度自信的最顯著特征是高估收益，而低估風(fēng)險(xiǎn)。作為企業(yè)管理者，因?yàn)榇嬖谥^(guò)度自信的心理，他們往往會(huì)過(guò)高估計(jì)企業(yè)未來(lái)發(fā)展前景，對(duì)風(fēng)險(xiǎn)和限制性因素考慮欠缺，使企業(yè)進(jìn)入盲目擴(kuò)張發(fā)展的階段。不過(guò)，Richard［10］的研究表明，管理者過(guò)度自信未必會(huì)對(duì)股東產(chǎn)生不利的影響;Paul Hribar and Holly Yang2012年［11］研究同樣表明，過(guò)度自信的CEO更傾向于對(duì)公司未來(lái)的業(yè)績(jī)進(jìn)行樂(lè)觀的精確預(yù)測(cè)。

我國(guó)學(xué)者對(duì)管理者過(guò)度自信的研究起步比較晚。郝穎等［12］通過(guò)對(duì)我國(guó)實(shí)施股權(quán)激勵(lì)的上市公司研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)高管中有1/4的管理人員存在一定程度的過(guò)度自信心理，并且過(guò)度自信的程度與該企業(yè)的投資水平存在顯著正相關(guān)性。姜付秀等［13］的研究發(fā)現(xiàn)，管理者過(guò)度自信水平越高，企業(yè)的投資額度和內(nèi)部擴(kuò)張程度越高，給企業(yè)帶來(lái)的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)越大;但企業(yè)管理者過(guò)度自信水平和企業(yè)外部擴(kuò)張之間不存在顯著的相關(guān)性。胡國(guó)柳和曹豐［14］的研究表明，高管過(guò)度自信程度越高，過(guò)度投資越嚴(yán)重。并且高管過(guò)度自信程度越高，過(guò)度投資—自由現(xiàn)金流的敏感性越高。

此后，我國(guó)學(xué)者對(duì)過(guò)度自信引起過(guò)度投資的治理因素進(jìn)行研究。發(fā)現(xiàn)股權(quán)制衡度、會(huì)計(jì)穩(wěn)健性和CEO兩職合一等會(huì)對(duì)過(guò)度自信引起的非理性投資行為起到抑制作用［15-17］。而董事會(huì)勤勉程度(以召開(kāi)例會(huì)次數(shù)作為替代變量)不能對(duì)過(guò)度自信引起的過(guò)度投資行為起到顯著治理效果［18］。

國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)于過(guò)度自信導(dǎo)致過(guò)度投資的研究結(jié)果是一致的，并通過(guò)引入公司治理因素來(lái)研究其對(duì)過(guò)度投資的治理效應(yīng)。而目前在管理者過(guò)度自信框架下，研究治理機(jī)制的文獻(xiàn)更多集中于公司內(nèi)部治理機(jī)制，較少研究外部治理機(jī)制對(duì)兩者的關(guān)系的影響。本文將嘗試通過(guò)引入貸款投放量這一外部治理因素來(lái)研究其對(duì)過(guò)度自信引起過(guò)度投資行為的影響。因?yàn)槲覈?guó)特殊的制度背景，國(guó)有企業(yè)所占比例比較大，并且相對(duì)于民營(yíng)企業(yè)本身具有更多的資源和政策優(yōu)勢(shì)，因此將兩者分開(kāi)對(duì)比研究更能清晰反映兩者不同，并根據(jù)他們各自的局限條件不同給予合理解釋。同時(shí)，本文的研究結(jié)果顯示，各省貸款投放量會(huì)加重國(guó)有企業(yè)因過(guò)度自信引起的過(guò)度投資行為，而對(duì)民營(yíng)企業(yè)的影響不顯著。作為監(jiān)管部門和引導(dǎo)機(jī)構(gòu)需要合理引導(dǎo)貸款資金流向，通過(guò)控制貸款流向與規(guī)模有效治理過(guò)度自信引起過(guò)度投資行為，以達(dá)到提高資金使用效率的目的。

二、理論分析與假設(shè)

(一)管理者過(guò)度自信與過(guò)度投資的關(guān)系

過(guò)度自信，在本質(zhì)上是一種認(rèn)知偏差，過(guò)高的估計(jì)自己對(duì)成功的判斷，而低估了失敗的概率。公司管理者作為公司的高層人員因?yàn)槠渖矸莸臋?quán)威性，更容易滋生過(guò)度自信的心理偏向，如Cooper et al.［19］和Merrow et al.［20］分別針對(duì)創(chuàng)業(yè)型公司和成熟型企業(yè)的調(diào)查研究發(fā)現(xiàn)其管理者的過(guò)度自信程度普遍高于一般大眾。存在過(guò)度自信心理的管理者，往往會(huì)過(guò)高估計(jì)企業(yè)未來(lái)發(fā)展前景，對(duì)風(fēng)險(xiǎn)和限制性因素考慮欠缺，使企業(yè)進(jìn)入盲目擴(kuò)張發(fā)展的階段。Heaton［9］基于的管理者過(guò)度自信理論認(rèn)為，管理者是以公司利益最大化為出發(fā)點(diǎn)做出投資決策，因?yàn)楣芾碚邔?duì)自己的決策過(guò)于自信才導(dǎo)致出現(xiàn)投資過(guò)度的現(xiàn)象。Malmendier和Tate［8］通過(guò)實(shí)證研究表明，管理者越過(guò)度自信，越容易發(fā)生并購(gòu)活動(dòng)。同時(shí)，過(guò)度自信管理者的投資行為對(duì)于現(xiàn)金流有著較高的敏感性，現(xiàn)金流越充足，過(guò)度自信引起的過(guò)度投資行為越嚴(yán)重。

作為我國(guó)上市公司的管理者，深受中國(guó)傳統(tǒng)等級(jí)文化的影響，公司管理者往往有更高的優(yōu)越感與自信。改革開(kāi)放30年以來(lái)作為我國(guó)上市公司的管理者，因?yàn)樯钍艹缟芯嫉燃?jí)和絕對(duì)權(quán)威的傳統(tǒng)儒家文化影響，我國(guó)上市公司管理者一直處于高高在上的絕對(duì)領(lǐng)導(dǎo)地位。同時(shí)，因?yàn)槲覈?guó)目前的經(jīng)濟(jì)體制不夠完善，對(duì)管理者的約束監(jiān)督力度有限，所以我國(guó)上市公司管理者可能存在著更嚴(yán)重的過(guò)度自信心理。我國(guó)學(xué)者使用前三位高管相對(duì)薪酬比例、企業(yè)盈利預(yù)測(cè)偏差、管理人員持股數(shù)量變化和CEO持股狀況作為過(guò)度自信替代指標(biāo)，都得到了過(guò)度自信與企業(yè)投資水平顯著正相關(guān)的結(jié)果［12-14］。

基于上述分析，本文提出如下假設(shè):

H1:管理者過(guò)度自信與企業(yè)過(guò)度投資顯著正相關(guān)。

(二)貸款投放量對(duì)于過(guò)度自信與過(guò)度投資關(guān)系的影響

米什金2009年［21］對(duì)貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行了總結(jié)，認(rèn)為傳統(tǒng)利率、資產(chǎn)價(jià)格和信貸是影響企業(yè)投資的主要途徑。目前由于我國(guó)利率尚未完全市場(chǎng)化，資本市場(chǎng)不夠成熟，信貸成為影響我國(guó)企業(yè)投資的最顯著因素。祝繼高和陸正飛［22］的研究發(fā)現(xiàn)，因?yàn)槲覈?guó)融資環(huán)境不成熟，銀行貸款成為企業(yè)最主要的融資渠道，貨幣政策與企業(yè)現(xiàn)金持有量存在負(fù)相關(guān)性。當(dāng)貨幣政策寬松、銀行貸款投放量充足時(shí)，外部融資成本相對(duì)比較低，企業(yè)會(huì)選擇加大投資支出，減少持有現(xiàn)金水平。然而在我國(guó)特殊經(jīng)濟(jì)體制的背景下，外部融資對(duì)于不同所有制企業(yè)存在著差異。Kornai［23］認(rèn)為在社會(huì)主義體制下，當(dāng)國(guó)有企業(yè)出現(xiàn)虧損時(shí)，政府會(huì)向其提供貸款、稅收優(yōu)惠或者財(cái)政補(bǔ)貼，國(guó)有企業(yè)很難發(fā)生破產(chǎn)，這一現(xiàn)象被稱為“預(yù)算軟約束”。這一行為會(huì)導(dǎo)致國(guó)有企業(yè)資源配置和資金使用的低效率。林毅夫等［24］認(rèn)為處于轉(zhuǎn)型中的國(guó)有企業(yè)普遍存在著預(yù)算軟約束問(wèn)題，而政策性負(fù)擔(dān)是導(dǎo)致預(yù)算軟約束的主要原因。在信息不對(duì)稱情況下，政府無(wú)法分清政策性負(fù)擔(dān)、企業(yè)管理者的道德風(fēng)險(xiǎn)或管理不善在企業(yè)虧損中所占比例。企業(yè)管理者會(huì)將所有虧損都?xì)w咎為政策性負(fù)擔(dān)，在政府無(wú)法準(zhǔn)確劃分的情況下，只好對(duì)所有虧損進(jìn)行補(bǔ)貼，最終導(dǎo)致了企業(yè)的預(yù)算軟約束。同時(shí)，陸正飛和祝繼高［25］對(duì)我國(guó)民營(yíng)上市公司研究發(fā)現(xiàn)，我國(guó)的商業(yè)銀行對(duì)于民營(yíng)企業(yè)存在著“信貸歧視”，國(guó)有企業(yè)可以享受到優(yōu)惠的信貸政策，而民營(yíng)企業(yè)更多的是依賴成本較高的融資渠道。郭劍花和杜興強(qiáng)［26］針對(duì)民營(yíng)企業(yè)的研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)民營(yíng)企業(yè)具有政治關(guān)聯(lián)背景時(shí)會(huì)從政府獲得較多的資金支持，政治關(guān)聯(lián)會(huì)改變政府補(bǔ)助的流向并導(dǎo)致較低的資金配資效率。貸款投放增加時(shí)，相對(duì)于普通非國(guó)有企業(yè)，國(guó)有企業(yè)更容易獲得貸款的資金支持，使國(guó)有企業(yè)中現(xiàn)金流更加充足。受此影響，過(guò)度自信管理者的過(guò)度投資程度也會(huì)增加。而非國(guó)營(yíng)企業(yè)很難享受這種“父愛(ài)主義”。因此，當(dāng)面對(duì)貸款投放量增加時(shí)，國(guó)有企業(yè)管理者更容易獲得貸款或資金支持，以緩解企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流的壓力，在投資支出上更加積極。而民營(yíng)企業(yè)，雖然貸款投放量增加，但仍舊較難從銀行獲得貸款以充實(shí)內(nèi)部現(xiàn)金流，其對(duì)投資行為的直接影響有限。

基于以上分析，我們做出如下假設(shè):

H2a:在國(guó)有企業(yè)中，貸款投放量的增加會(huì)加重管理者過(guò)度自信水平與過(guò)度投資程度的正向相關(guān)性。

H2b:在民營(yíng)企業(yè)中，貸款投放量增加對(duì)過(guò)度自信和過(guò)度投資關(guān)系的影響不顯著。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇

本文以2007—2011年間我國(guó)滬深兩市公司為研究樣本。選取樣本公司IPO在2007年之前，并且剔除了金融、ST、PT類公司;為消除連續(xù)變量中極端值的影響，對(duì)連續(xù)變量進(jìn)行Winsorize處理。最后，總共獲得1 246家上市公司樣本。通過(guò)Richardson(2006)［10］的模型最終我們獲得1 529個(gè)觀測(cè)組存在過(guò)度投資現(xiàn)象。本文中使用的各省銀行業(yè)金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額數(shù)據(jù)取自《中國(guó)金融年鑒》，上市公司數(shù)據(jù)來(lái)自CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。采用HLM6.08進(jìn)行二層回歸分析。

(二)變量定義

1.過(guò)度自信指標(biāo)定義與選擇 過(guò)度自信作為一種心理狀態(tài)，需要通過(guò)可以量化的指標(biāo)進(jìn)行替代。目前學(xué)者們使用的主要替代變量有以下幾種:(1)管理者行使期權(quán)或持股變化狀況(郝潁等，2005［12］);(2)管理者對(duì)于企業(yè)盈余預(yù)測(cè)的偏差(姜付秀等，2009［13］);(3)管理者實(shí)施并購(gòu)次數(shù)(Doukas和Petmezas，2006［27］);(4)管理者的相對(duì)薪酬(姜付秀等，2009［13］);(5)主流媒體對(duì) CEO 的評(píng)價(jià)(Malmendier和 Tate，2005［28］);(6)外界參照變量，如Oliver②商業(yè)銀行對(duì)于大企業(yè)和壟斷性行業(yè)的貸款業(yè)務(wù)比較偏好，而對(duì)于中小企業(yè)則存在歧視。(2005)［29］用消費(fèi)者情緒指數(shù)來(lái)判斷管理者是否存在過(guò)度自信的心理特征。本文將采用相對(duì)薪酬(薪酬最高的前三名高管薪酬之和/所有高管的薪酬之和)來(lái)替代自信程度。如果CEO在公司地位越高，重要性越強(qiáng)，則他的薪酬比例就更高些，并且影響力越高的CEO其對(duì)公司的控制力越強(qiáng)，往往存在較高的過(guò)度自信心理。為了更準(zhǔn)確表示管理者過(guò)度自信這一心理狀態(tài)，我們將選擇相對(duì)薪酬高于所有樣本公司均值的公司作為過(guò)度自信公司的研究樣本。

2.過(guò)度投資的定義 本文采用Richardson(2006)［10］的模型，來(lái)估計(jì)企業(yè)預(yù)期新增投資額。如果企業(yè)實(shí)際新增投資支出高于預(yù)期的新增投資支出則認(rèn)為企業(yè)出現(xiàn)過(guò)度投資，如果實(shí)際新增投資支出低于預(yù)期的新增投資支出則認(rèn)為是投資不足。過(guò)度投資額為模型回歸后殘差大于零部分的殘差數(shù)值。Richardson關(guān)于企業(yè)預(yù)期新增投資額確定的模型如下:

其中，Invt代表t年的實(shí)際新增投資額;Growtht-1代表企業(yè)t-1年的投資機(jī)會(huì)。在Richardson模型中用Tobin-Q表示，但考慮到我國(guó)資本市場(chǎng)不成熟性，Tobin-Q很難反應(yīng)公司的未來(lái)投資機(jī)會(huì)，本文中采用主營(yíng)業(yè)務(wù)收入增長(zhǎng)率這一指標(biāo)進(jìn)行替代。同樣Rett-1在原來(lái)的模型中采用股票收益率表示，在本文中用凈資產(chǎn)收益率進(jìn)行替換。Levt-1，Casht-1，Aget-1，Sizet-1，Invt-1分別代表企業(yè)t-1年末的資產(chǎn)負(fù)債率、持有現(xiàn)金與短期投資之和、公司上市年齡、公司規(guī)模和實(shí)際新增投資支出。ε為殘差，ε＞0時(shí)代表出現(xiàn)過(guò)度投資，我們將其作為過(guò)度投資指標(biāo)，記為Overinv。Industry Indicator和Year Indicator分別為行業(yè)變量和年度變量。在行業(yè)分類中考慮到金融行業(yè)的特殊性，故將此類上市公司剔除。表1列出了本文中相關(guān)變量的具體說(shuō)明。

表1 相關(guān)變量說(shuō)明

(三)模型設(shè)計(jì)

A股的上市公司都是來(lái)自不同的省份，不同省份的投資環(huán)境會(huì)對(duì)本省的上市公司產(chǎn)生組效應(yīng)。上市公司代表了數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)的第一層，而省份代表了數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)的第二層。在上市公司數(shù)據(jù)層，各變量之間的關(guān)系可能因所在省份不同而出現(xiàn)較大差異。初步的分析結(jié)果顯示，過(guò)度投資在省份水平的方差變異達(dá)到了一定的程度，可以考慮以該變量為因變量建立多層線性模型。

在傳統(tǒng)線性模型中，對(duì)于齊方差和獨(dú)立的假設(shè)在鑲嵌性取樣中往往不能實(shí)現(xiàn)，來(lái)自同一組的樣本比不同組的樣本更加相似。并且當(dāng)二層單位樣本較少時(shí)，小樣本的基礎(chǔ)回歸是不穩(wěn)定的，而多層模型采用通過(guò)收縮估計(jì)(Shrinkage Estimation)，采用兩個(gè)估計(jì)的加權(quán)綜合作為最后的估計(jì)。這要比使用OLS進(jìn)行“回歸的回歸“更加穩(wěn)定或精確。同時(shí)，在樣本規(guī)模不等時(shí)，傳統(tǒng)模型無(wú)法對(duì)方差和協(xié)方差成分進(jìn)行估計(jì)。多層線性模型借助復(fù)雜的迭代過(guò)程(Iterative Process)來(lái)對(duì)協(xié)方差成分進(jìn)行估計(jì)，可以更好地解決這一問(wèn)題。

本文選取2007—2011年各省銀行業(yè)金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額(Loan)均值的自然對(duì)數(shù)作為二層變量，分析其對(duì)于一層變量中過(guò)度自信與過(guò)度投資關(guān)系的影響。我們選取了Growth、Lev、Cash作為控制變量Overconf作為解釋變量。為了均衡各省份注冊(cè)上市公司數(shù)目的差異，把Overinv、Growth、Lev、Cash和Overconf的原始數(shù)據(jù)以省份為單位轉(zhuǎn)化為Z分?jǐn)?shù)。同時(shí)，根據(jù)上市公司的最終控制人，將上市公司分為國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)兩類。

首先分別對(duì)國(guó)有企業(yè)與非國(guó)有企業(yè)分別建立不包括第二層隨機(jī)變量的隨機(jī)回歸模型:

第一層方程

第二層方程

其中，γi0分別為βij的平均值，并且他們?cè)谑》菟缴鲜呛愣ǖ?，屬于βij的固定部分。uij是βij的隨機(jī)成分，代表省份水平之間的變異部分。

通過(guò)表3的回歸結(jié)果顯示:在國(guó)有企業(yè)中過(guò)度自信變量的χ2檢驗(yàn)在一定程度上達(dá)到了統(tǒng)計(jì)上的顯著水平，認(rèn)為過(guò)度自信對(duì)過(guò)度投資的影響在各省之間存在較大變異，考慮引入二層變量貸款投放量對(duì)其進(jìn)行解釋。同理，在非國(guó)有企業(yè)中增長(zhǎng)率、財(cái)務(wù)杠桿和過(guò)度自信χ2的檢驗(yàn)都到達(dá)了統(tǒng)計(jì)上的顯著水平，認(rèn)為其在各省之間存在較大變異，考慮引入二層變量貸款投放量Loan對(duì)其進(jìn)行解釋。因此，對(duì)國(guó)有企業(yè)與非國(guó)有企業(yè)分別建立包括二層變量的二層回歸模型。

第一層方程如下:

其中，國(guó)有企業(yè)的第二層方程如下:

非國(guó)有企業(yè)的第二層方程如下:

四、實(shí)證結(jié)果

(一)描述性統(tǒng)計(jì)分析

變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表2所示:Overconf為高管相對(duì)薪酬指標(biāo)，其最大值為0.872，最小值為0.162，標(biāo)準(zhǔn)差為0.124，由此可見(jiàn)，高管薪酬比例的差異程度比較大。高管相對(duì)薪酬比例均值為0.399，中位數(shù)為0.374，兩者相差不大。

表2 相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)

(二)回歸結(jié)果分析

1.管理者過(guò)度自信與企業(yè)過(guò)度投資的關(guān)系 首先建立不含第二層自變量的回歸模型，從表3的分析結(jié)果得到國(guó)有企業(yè)與非國(guó)有企業(yè)中管理者的過(guò)度自信都對(duì)過(guò)度投資有著顯著的正向影響，回歸系數(shù)分別為0.0209與0.0294。假設(shè)1得到證明。企業(yè)增長(zhǎng)率、企業(yè)持有現(xiàn)金都與過(guò)度投資顯著正相關(guān)。同時(shí)，表3提供了每個(gè)自變量的回歸效應(yīng)在各省之間的變異信息。在國(guó)有企業(yè)的回歸模型中，過(guò)度自信指標(biāo)的回歸系數(shù)相對(duì)于其他自變量在省份之間出現(xiàn)較大變異，χ2檢驗(yàn)結(jié)果為在10%的水平上顯著。而在非國(guó)有企業(yè)中，χ2檢驗(yàn)顯示增長(zhǎng)率、企業(yè)持有現(xiàn)金和過(guò)度自信的回歸系數(shù)在省份之間存在較大變異?；谝陨戏治?，我們將只以χ2檢驗(yàn)顯著的一層模型中的回歸系數(shù)作因變量，用各省份貸款投放量作為二層自變量，建立省份水平上的回歸方程來(lái)解釋公司之間的差異。

表3 不包括二層變量的隨機(jī)回歸結(jié)果

2.貸款投放量對(duì)于過(guò)度自信與過(guò)度投資關(guān)系的影響 表4反應(yīng)了貸款投放量對(duì)一層模型中自變量與過(guò)度投資關(guān)系的影響。二層變量中貸款投放量的系數(shù)和相應(yīng)的第一層的系數(shù)符號(hào)相同時(shí)，說(shuō)明該第二層變量能加強(qiáng)第一層上該系數(shù)所示的關(guān)聯(lián)強(qiáng)度，加強(qiáng)的方向與符號(hào)所表示的方向一致。當(dāng)兩層中的系數(shù)符號(hào)相反時(shí)，則說(shuō)明該第二層變量貸款投放量削弱第一層上該系數(shù)所示的關(guān)聯(lián)強(qiáng)度，影響方向與第一層系數(shù)的符號(hào)所表示的方向相反。分析結(jié)果顯示，在國(guó)有企業(yè)中，省內(nèi)貸款金額發(fā)放量(γ=0.1603，t=2.468)顯著正向影響過(guò)度自信和過(guò)度投資的關(guān)系(β=0.0209)，說(shuō)明省內(nèi)貸款投放量增加，會(huì)加強(qiáng)過(guò)度自信管理者的過(guò)度投資程度。在非國(guó)有企業(yè)中，省內(nèi)貸款金額投放量(γ=0.1838，t=1.968)顯著正向影響企業(yè)增長(zhǎng)率和過(guò)度投資的關(guān)系(β=0.0762)。說(shuō)明省內(nèi)貸款投放量增加，會(huì)加強(qiáng)企業(yè)增長(zhǎng)率引起的過(guò)度投資。而省內(nèi)貸款金額投放量對(duì)過(guò)度自信和過(guò)度投資之間的正向關(guān)系(β=0.0294)影響不顯著(γ=0.2041，t=0.1558)。省內(nèi)貸款投放量對(duì)財(cái)務(wù)杠桿和過(guò)度投資之間負(fù)向關(guān)系(β=-0.0187)影響也不顯著(γ =0.1465，t=0.4260)。

表4 各省貸款投放量對(duì)上市公司水平回歸系數(shù)的影響

續(xù)表4

3.貸款投放量對(duì)于過(guò)度自信與過(guò)度投資變異關(guān)系的解釋程度 表5顯示對(duì)模型加入省內(nèi)貸款投放量后，過(guò)度自信等自變量對(duì)于過(guò)度投資的作用在省份之間變異減少情況進(jìn)行了比較。在國(guó)有企業(yè)內(nèi)，過(guò)度自信和過(guò)度投資的關(guān)系在不同省份間的變異有49.72%可以被省內(nèi)貸款投放量解釋掉。貸款投放量分別在一定程度上解釋了增長(zhǎng)率、持有現(xiàn)金和過(guò)度投資之間的關(guān)系，解釋率分別為36.11%和19.59%。而在非國(guó)有企業(yè)中增長(zhǎng)率和過(guò)度投資的關(guān)系在不同省份間的變異有10.53%被省內(nèi)貸款投放量解釋掉。企業(yè)持有現(xiàn)金和過(guò)度投資的關(guān)系在不同省份間的變異有6.5%被省內(nèi)貸款投放量解釋掉。而省內(nèi)貸款投放量對(duì)解釋過(guò)度自信與過(guò)度投資的關(guān)系的變異沒(méi)有太大作用，只能解釋原來(lái)方差的2.21%。

表5 各省貸款投放變量所解釋方差成分

五、研究結(jié)論與建議

本文通過(guò)對(duì)2007—2011年滬深A(yù)股公司中出現(xiàn)的1 529個(gè)過(guò)度投資樣本進(jìn)行分析，檢驗(yàn)了管理者過(guò)度自信與過(guò)度投資的關(guān)系，并進(jìn)一步探究產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、貸款投放量對(duì)于過(guò)度自信和過(guò)度投資的影響，得到了如下研究結(jié)論:(1)在我國(guó)無(wú)論是國(guó)有企業(yè)還是非國(guó)有企業(yè)，上市公司管理者過(guò)度自信與過(guò)度投資顯著正相關(guān)。(2)各省貸款投放量作為二層變量的引入，對(duì)國(guó)有企業(yè)中過(guò)度自信在省份之間的變異有較好的解釋，說(shuō)明各省貸款投放量會(huì)對(duì)所在省份國(guó)有企業(yè)過(guò)度自信與過(guò)度投資的關(guān)系產(chǎn)生顯著影響，貸款投放量的增加會(huì)加重管理者過(guò)度自信水平與過(guò)度投資的正相關(guān)性。而在非國(guó)有企業(yè)中，貸款投放量對(duì)于管理者過(guò)度自信水平與過(guò)度投資水平之間的關(guān)系影響不顯著。貸款投放量對(duì)不同產(chǎn)權(quán)中過(guò)度自信與過(guò)度投資影響差異的主要原因是國(guó)有企業(yè)中存在著預(yù)算軟約束。相對(duì)于非國(guó)有企業(yè)他們更容易獲得國(guó)家的貸款和補(bǔ)貼等優(yōu)惠政策，導(dǎo)致貸款投放增加加重了過(guò)度自信引起的過(guò)度投資行為。

根據(jù)本文的研究結(jié)論，筆者建議無(wú)論作為企業(yè)管理者還是監(jiān)管層都需要對(duì)管理者過(guò)度自信與投資過(guò)度的問(wèn)題引起足夠關(guān)注。公司內(nèi)部需要建立起規(guī)范合理的決策程序，避免獨(dú)裁型的決策方式;充分發(fā)揮股權(quán)結(jié)構(gòu)、董事會(huì)結(jié)構(gòu)和監(jiān)事會(huì)等各方面的內(nèi)部治理作用;通過(guò)市場(chǎng)化的途徑使資金更加有效地流向各種所有制經(jīng)濟(jì)，既可以更好解決民營(yíng)企業(yè)資金難的問(wèn)題，又能提高國(guó)有企業(yè)的資金使用效率。

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