管理者群体过度自信对企业投资影响的实证研究

1、管理者群体过度自信对企业投资影响的实证研究【摘要】随着公司行为理论的兴起，基于管理者过度自信的公司投资决策研究正在成为一个重要的课题。 结合我国实际情况以及相关理论分析和实证调查，我们以2007 2008年为观察期，以2006年为滞后一年,选取深沪两市2006年12月31日之前上市的1042家非金融类A股上市公司作为研究样本，研究管理者群 体过度自信对公司投资的影响，同时与高管个体的投资决策影响力进行比较，研究结论显示：包括董事会 和所有高管人员在内的管理者对公司投资决策的影响力较单独的高管个体更强，管理者群体过度自信对投 资的影响较高管个体更为显著和稳定；管理者过度自信的公司具有较高的投资水

2、平；管理者过度自信的公 司具有较强的投资一一现金流敏感性；过度自信管理者的投资一现金流敏感度与公司所受融资约束程度存 在一定微弱的正相关关系。【关键词】管理者；过度自信；投资；群体一、问题的提出投资是一项极为重要的公司财务活动，是公司成长的主要动因和未来现金流增长的重要基础。然而，现实中投资过度或投资不足等投资扭曲现象经常发生，如何有效防止投资扭曲问题的发生一直是现代企业财务理论研究的焦点。现在主流研究多基于代理理论和信息不对称理论出发进行解释，这两种理论均隐含“理性人”这一基本假设，忽视了决策者的个性特征，以心理学相关研究成果为基础的行为财务理论认为，人类的行为决策不可能是完全理性的,现实中

3、人们特别是决策者往往存在过度自信心理，即过于相信自己的判断能力，高估成功概率等，体现在投资决策中，会高估项目收益或低估风险，从而对主观效用产生扭曲判断，进而对企业投资产生影响。由此，随着行为财务理论的不断发展，基于管理者过度自信的公司投资决策研究开始成为一个重要的课题。从现有研究来看，首次将过度自信引入到公司财务研究中来的是Roll(1986) ，Roll提出“自以为是假说”(Hubris Hypothesis)来解释并购中收购方出价偏离行为，他认为傲慢自大的CEO会高估并购收益，因此会频繁实施并购并且出价过高，从而造成并购过度支出现象。Heat on (2002)构建了一个两期决策模型分析了

4、管理者乐观主义对企业投资扭曲的影响， 他指出乐观的管理者一方面认为资本市场低估了公司风险证券价值，不愿意利用外部融资投资于净现值为正的项目，另一方面高估项目投资收益，在企业内部现金流充足的情况下，即便他们对股东忠诚也会投资于净现值为负的项目。因此作者认为乐观主义有利于增加投资与现金流之间的敏感性。基于Heaton的理论分析，Malmendier和Tate(2005)两次运用实证方法进行研究发现，公司的投资决策对现金流的敏感程度与CEC过度自信密切相关，CEC越过度自信，公司投资对于现金流的敏感程度越强；在主要依靠权益融资的公司中，两者关系更加显著。这些实证结论支持了Heaton的理论分析。Gl

5、aser、Schafers 和Weber( 2008 )认为公司的投资决策并不是由单个CEO独自决定的，因此将CEC的过度自信扩大为管理层的过度自信，选取德国公司为样本研究其对投资决策的影响，同样发现他们的过度自信对公司的投资一现金流敏感性有正向影响，并且在融资约束严重的公司中表现得尤为明显，并对公司价值产生不利影响。 该研究还发现与单个的管理者乐观程度相比，所有内部人的乐观程度对公司的投资行为更具解释力。在国内相关研究并不多见，郝颖、刘星、林朝南(2005)首次通过构建模型对我国上市公司高管过度自信 (董事长、总经理)与企业投资关系进行理论分析发现，高管的过度自 信与投资水平正相关，并且投资

6、的现金敏感性更高；过度自信高管人员投资的现金流敏感性与融资约束无关，而是随股权融资数量的减少而上升。但是该文在构建关系模型时，对资金来源只考虑了自由现金和股权融资，未考虑债务融资，可能会对理论分析和假设提出的准确性产生一定影响；我国台湾学者 Yueh-hsiang Lin , Shing-yang Hu 和 Ming-shen Chen(2005) 通过对台湾公司数据进行研究同样得到“高管过度自信的公司，其投资的现金敏感性更高” 的结论，但不同之处在于作者还发现过度自信高管人员投资的现金流敏感性与融资约束密切 相关，在融资约束程度高的公司(股权依赖型)，过度自信的影响更为显著；王霞、张敏、于富

7、生(2008)选取2002-2004年上市公司为样本进行研究发现，过度自信的管理者倾向于过度投资，并对融资活动产生的现金流具有更高的敏感性，而过度投资与经营活动产生的自由现金流之间的敏感性基本上不受管理者过度自信心理特征的影响，这与上述一些研究结论也不一致。此外，叶蓓、袁建国（2008）扩大了管理者范围，在研究包含董事和经理人员在 内的管理层信心对企业投资及企业价值的影响时同样发现，管理层过度自信对企业投资-现金流敏感度存在显著正向影响，虽然在一定程度上支持了Glaser、Schafers和Weber（2008）的研究，但没有针对不同融资约束情况进行检验。从上述研究可以看出，相对于国外研究而言

8、，我国现有研究尚未得出一致结论，并且 现有成果多从CEO或董事长个人过度自信的角度进行研究。虽然CEC或董事长是重要的决策个体，但是有不少研究，例如叶蓓、袁建国（2008）认为我国对于资本支出等重大公司事件一般普遍采用群体决策，同时，Wong（2004）通过实证研究发现，我国上市公司权力配置中，董事会的决策权最大，其次是高管人员，最后是股东大会，其影响因子分别为3. 62、3. 03和2. 67。叶蓓,袁建国经理人过度自信、不对称信息与企业投资决策J.财会月刊（理论）,2008, （11）:06-09.可以说，公司决策一般普遍体现为一种集体行为，董事会、经理层共同对重大决 策负责。对于这一结论

9、，目前不少学者还颇有争议，不少学者可能认为，群体决策仅是流于形式，虽然举行会议对公司决策进行讨论，但最终还是遵循“一把手”的意见，因此认为公司决策是“个体决策”。笔者并不这样认为，即使存在上述问题，这同样体现为是群体决策，只是在决策群体内部不同个体的决策权力分配有 所不同而已，这是群体决策的常见问题，这并不能否定上市公司的“群体决策”行为。况且，随着上市公 司管理机制不断完善，“群体决策”在公司决策上的体现也会越来越明显。因此扩大决策者范围，研究决策群体过度自信程度对投资决策的影响更具有现实 意义。鉴于此，本文运用规范分析和实证分析相结合的方法，以现有理论分析为基础，以20072008为研究窗

10、口，突破了以往单纯从CEO或董事长个体决策者出发的角度，将管理者的范围扩大为上市公司董事会和经理层（总经理、副总经理、CFO所有高管人员），着力研究管理者群体过度自信情况及其对企业投资决策的影响。另外，针对目前关于高管个体（CEO过度自信与投资决策关系研究尚未达成一致的情况，便于比较管理者群体和高管个体的投资决策影响力，本文将在回归分析中同时围绕高管个体过度自信（具体指总经理）对企业投资影响进行进一步检验，以期望通过两种情况的比较得到进一步结论。二、研究设计（一）假设的提出通过前文对相关研究回顾可以看出，即使在不存在代理问题，并且资本市场完全有效的情况下，管理者过度自信这一非理性特征也会扭曲公

11、司投资决策，Heaton（2002）, Malme ndier and Tate（ 2005）等学者认为过度自信的管理者进行投资决策时，一方面会高估投资项目的现金流 （收益）或低估风险，这会导致他们高估项目的净现值NPV或者错误的将净现值NPV小于0的项目估计为净现值大于0的投资项目，从而造成投资过多。 基于此我们提出假设一：H1：管理者过度自信的公司具有较高的投资水平。另一方面，管理者过度自信，会高估公司的价值， 并且相信市场低估了他们公司发行的 股票或风险证券的价值，高估融资成本，这样当需要为投资项目融资时，过度自信的管理者不愿发行股票或风险证券进行外部融资，而是倾向使用内部资金，从而对内

12、部资金的依赖性增强，进而提高投资一现金流敏感性。即当内部资金不足时，他们可能选择放弃净现值大于0的项目，相应的减少投资或造成投资不足；而当内部资金充足时，由于高估项目收益会造 成投资过多。基于上述分析，过度自信管理者的投资水平与内部现金流高度正相关，并且这也得到国外实证结果的证实（如Malmendier and Tate （2005），鉴于此，我们提出假设二：H2：管理者过度自信的公司具有较强的投资一现金流敏感性。公司投资的资金一般有内部资金和外部资金（债务和股权融资）两个来源，有效资本市场中，内外部资金成本无差异，然而市场并非完美的，内外部资金不能完全替代，内部资金更具有成本优势，企业存在外

13、部融资约束。在外部融资约束偏紧的情况下，内外部资金成本差异过大，过度自信的管理者更不愿意外部筹资，会更加依赖内部现金流投资，投资一现金流敏感性较高，在外部融资约束偏松的情况下，过度自信的管理者可能会忽视内外部资金差 异，对内部现金流投资显得并不敏感，因此过度自信管理者的投资一现金流敏感性表现出与融资约束的强弱高度相关，并且这也得到了Malme ndier and Tate （2005）的证实。然而结 合我国实际情况，不少学者（如黄少安和张岗（ 2001）、施丹和黄国良（2005）等）认为我 国上市公司股权融资成本低于债权融资成本， 上市公司普遍存在股权融资偏好， 我国上市公 司外源融资约束水平

14、低，并且各公司间的差别不大。基于上述讨论我们提出假设三：H3 :过度自信管理者的投资一现金流敏感性与融资约束无关。（二）样本选取和数据来源本文在选择样本时， 以2007 2008年为观察期，以2006年为滞后一年，收集了深沪两 市2006年12月31日之前上市的1385家非金融类A股公司及其财务数据，为了保证数据的 有效性，消除异常样本对研究结论的影响，对上述公司进行如下处理：（1）剔除被ST和PT的公司；（2）剔除相关财务数据缺失的公司。最后得到以2007 2008年为观察期的1042家非金融类A股上市公司作为研究样本，共涉及2084个观测值。本文所使用的数据主要来源于国泰安数据库、色诺芬数

15、据库、中国证券监督委员会披露的企业年报和第三季度季报，以及巨潮咨讯网、证券之星等网站。（三）变量界定1.管理者过度自信指标界定本文设置虚拟变量 OC作为过度自信的替代变量，如果管理者过度自信，令OC=1鉴于下文回归分析过程中涉及管理者群体过度自信与高管个体过度自信的比较研究，为了便于区分，我们令OC表示管理者群体（或管理层）过度自信，令OC表示高管个体过度自信。管理者过度自信的合理、准确的度量一直是国内外学者所面临的一个难点，目前在衡量主要有以下七种度量方法（1）股票期权法；（2）消费者情绪指数法；（3）外界媒体评价法；（4） 企业景气指数法；（5）薪酬比例法 Hayward和Hambrick

16、（1997）认为CEO相对于公司内其他管理者的薪酬越高，CEO的控制力越强，越容易过度自信，因此，使用最高薪酬和次高薪酬比例来度量CEC过度自信。但是我国会计报告中仅披露前三名高管薪酬之和所有高管薪酬之和，因此姜付秀、张敏、陆正飞（2009）退而求其次提岀使用“薪酬最高的前三名高管薪酬之和/所有高管薪酬之和”来度量，该值越高，说明管理者越过度自信。他们认为假定前三位 高管为公司最高管理者（或团队），而把所有高管视为一个团队，该指标也能在一定程度上反映出最高管理 者在整个管理团队中的重要性，其与Hayward和Hambrick（1997）思想也是相符合的。； （ 6）持股数量变化法；（7）盈利预

17、测法盈利预测往往是管理层集体决策结果，并不能代表单个CEO自信程度，因此该方法是一种很好的衡量管理者群体过度自信情况的方法。其中前三种 是国外常用的度量过度自信的方法，但是我国股票期权激励制度还不完善，实施股权激励的上市公司还不多，同时也没有研究机构和数据库统计相关指数以及与CEO有关的商业杂志报道，因此前三种方法早国内并不适用。而第四种方法中的景气指数是分行业发布的，没有具体到每个企业，也很难应用到实证研究中来。由此，后三种方法是目前尚可选择的最优方式，其中薪酬比例法仅能用来衡量高管个体过度自信，盈利预测法是一种很好的衡量管理者群体过度自信的方法，持股变化法可以用来度量群体和个体过度自信。考

18、虑到数据的易得性和我国的实际情况，本文首先选用盈利预测法衡量管理者群体过 度自信情况，按照证监会的规定， 上市公司发生亏损或业绩发生大幅变动，必须在第三季报中进行关于盈利预测的披露，我们对这些盈利预测信息进行统计，并且规定如果在观察期内，样本公司至少一次盈利预测向上偏离（预测值 实际值），就将其界定为过度自信。 同时为了避免公司为发行股票而故意提高盈利预测的情况，剔除发布盈利预测12个月内发行新股再融资的公司，最后得到过度自信样本93家，涉及186个观察值，样本分布情况具体如表1所示。表1样本分布情况表20072008合计2006.12.31日以前上市的 A股非金融类上市公司138513852

19、770剔除ST、PT以及数据不全样本，得到总样本104210422084样本第三季报中具体发表盈利预测公司322257579至少有一次盈利预测向上偏离的样本公司286694剔除12月内发行新股的样本公司101过度自信样本276693在度量高管个体过度自信时，本文采用薪酬比例法，即借鉴姜付秀、张敏、陆正飞（2009）使用的方法，按照2007年和2008年“薪酬最高的前三名高管薪酬之和/所有高管薪酬之和”比值的平均值大小排序，认为比值较大的前1/2的样本公司高管个体具有过度自信倾向。2 投资、内部现金流及控制变量的界定本文所研究的投资主要是指财务管理中所讨论的资本支出，但由于我国会计报表上没有直接

20、的资本支出项，所以本文借鉴郝颖、文U星、林朝南（2005）的研究用本期固定资产原价、 工程物资与在建土程三项之和的增加值来度量资本支出，并用期末总资产对其进行标准化， 即厶I/K。对于内部现金流指标，目前主要有有两种方式来衡量，一种是用净利润、折旧与递延税款的总和来表示，另一种是以现金流量表中经营活动产生的现金流量净额来表示。由于相对于经营现金净流量而言，净利润受会计方法的影响很大，具有很大的调整空间，造假的可能性很大，因此出于数据稳健性和易得性的考虑，此处采用企业上期的经营现金净流量表示， 并用上期末总资产对其进行标准化，即CFL=CF/K为了检验投资一现金流敏感性，本文设置过度自信和内部现

21、金流交叉变量（OC*CFL）。此外，根据相关文献我们设置了一些控制变量：投资机会指标（TBQ流通股市值+非流通股价值+账面负债）/账面资产总值）；投资机会与现金流交互变量（ TBQ*CFL Vigot认为该指标 可以用来衡量投资效率，如果系数为负说明存在投资过度现象）；公司治理变量（CG,选用独立董事所占比例作为代理变量 ）；资本结构（DEBT；企业规模（SIZE，用期末总资产的自然 对数衡量）；行业虚拟变量（D,考虑到制造业资本性支出比重较大，我们将制造业取值为 1,其他行业取值为0。）；年度虚拟变量（Y,属于2007年，设为1，否则为0）。三、实证分析（一）描述性统计分析本文研究的重点为管

22、理者群体过度自信情况及其对投资的影响，高管个体过度自信对投资的影响作为对比参照将在下文回归分析中进行，因此出于必要性和文章篇幅的限制，此处仅通过描述性统计分析对我国上市公司管理者群体过度自信情况和主要相关变量有个初步 整体的了解。我们首先按照管理者群体过度自信指标OC将样本公司划分为三类，即过度自信类（OC=1）、非过度自信类（OC=0）和全部混合样本，然后使进行描述性统计分析，具体 统计结果如表2所示。从表2的统计结果可以看出， 过度自信类样本观测值为 186,约占总体样本观测值 2084 的9%左右，说明我国上市公司中存在管理者过度自信的情况。过度自信类样本的投资增加 值厶I/K的均值为0

23、.0530，最大值为0.6042、最小值为-0.2337，其中最大值与非过度自信 类样本基本相近，其均值和最小值均显著高于非过度自信类样本的投资增加值均值0.0259和最小值-1.9885，分别高出104.63%和88.25%，以上统计结果表明，我国上市公司中存在 管理者群体过度自信的现象，并且管理层过度自信的公司相对于其他公司而言，其投资规模和水平较高，这基本与我们前文的理论分析相一致。此外，从过度自信类和非过度自信类公司的其他控制变量的比较可以看出，现金流CFL、托宾Q值、资产负债率 DEBT公司规模SIZE和独立董事所占比例 CG等变量的均值、最大 值、最小值和标准差差别不大，说明在这两

24、类样本中影响投资支出的现金流、投资机会、资本结构和公司治理变量等因素没有显著区别，而统计结果表明过度自信类的投资水平较高， 这基本初步验证了前文的分析，至于管理者群体过度自信指标与公司投资的准确关系还有待 进一步检验。表2管理者群体过度自信描述性统计分析表统计量OC I/KCFLTBQDEBTSIZECG均值Mea n10.05300.05281.70010.529021.45170.356700.02590.05801.71830.491221.70620.3592全部0.02830.0576P 1.71670.494621.6835P 0.3589最大值10.60420.38006.765

25、40.916424.88700.4545Maximum00.79880.458411.31511.076327.34630.6000全部0.79880.458411.31511.076327.34630.6000取小值Minimum1-0.2337-0.1802P 0.81900.082819.6794P 0.25000-1.9885-0.36300.69700.009118.59230.1429全部-1.9885-0.36300.69700.009118.59230.1429标准差Std.Deviati on10.09710.07770.96450.16401.038910.037600.1

26、0900.08100.98670.17621.1300P 0.0492全部0.10830.08070.98460.17541.12430.0483样本量N118601898全部2084（二）总体样本的回归分析表3共列示了 2个模型的回归结果，其中：模型1为对管理者群体过度自信的回归检验，模型2为对高管个体过度自信的回归检验。通过观察可知，两个模型总体线性关系显著，并且所有自变量的方差膨胀因子VIF均控制在5以内，远小于10，这说明各自变量并不存在严重的多重共线性问题（经验认为VIF大于10可能存在严重多重共线性问题）。从模型1可以看出，过度自信指标（0C）和投资一现金流敏感性指标（ OG*CF

27、L）均在 5%水平上显著为正，说明过度自信呢管理者具有较高的投资水平和较高的投资一现金流敏感 性，假设一和假设二得证。然而观察模型2发现，高管个体过度自信（0G）的系数为负，但并未通过显著性检验， 说明高管个体过度自信对投资可能有负面影响，但影响力并不大；过度自信和现金流交叉项（OC*CFL）的系数为正，同样不显著，这说明过度自信的高管个体与非过度自信的高管个 体相比，并不具有较强的投资一现金流敏感性，即投资对现金流的依赖程度不高；进一步对比发现，在两模型中，各控制变量的系数正负方向一致并且在显著性方面表现一致，这说明各控制变量对投资的影响方向和影响力度并不存在差别，但管理者群体过度自信对投资

28、的影响要比高管个体过度自信显著，并且从F检验值、可决系数 R2和DW值来看模型1要优于模型2,这意味着包括董事会和所有高管人员在内的管理者过度自信对公司投资的影响力较单 纯的高管个体更为显著， 同时证实了我国上市公司中群体决策现象。鉴于此，后续的讨论分析以及下文的研究均以管理者群体过度自信指标进行，不再对高管个体过度自信进行过多的阐述。表3总体样本回归分析结果模型1-管理者群体过度自信（OG)VIF模型2-系数-高管个体过度自信（OG)VIF系数T值P值T值P值a 0-0.427*-8.800.000-0.411*-8.520.000OC0.019*2.510.0121.49-0.002-0.

29、2960.7671.55OC*CFL0.186*2.190.0281.560.0280.580.5642.36CFL0.166*3.720.0003.590.168*3.650.0004.14TBQ0.017*4.350.0002.350.017*4.250.0002.35TBQ*CFL-0.032*-1.790.0734.53-0.032*-1.710.0874.55CG0.0290.660.5091.010.0240.550.5791.01DEBT0.060*3.500.0011.220.064*3.740.0001.22SIZE0.017*7.900.0001.180.016*7.470

30、.0001.19D0.011*2.270.0241.020.012*2.450.0141.02Y0.016*2.600.0091.390.016*2.540.0111.39观测值NF值Adj-R 2D-Wf直观测值NF值Adj-R 2D-W直208414.440.0611.97208412.800.0531.96注释：*表示在1%水平显著,*表示在5%水平显著，*表示在10%水平显著。（三）基于不同融资约束的回归分析为了考察在不同融资约束程度下管理者过度自信对投资的影响，我们将根据样本公司 所受的融资约束程度将其划分为融资约束高、中、低三组，并分别进行实证分析。目前，衡 量企业所受融资约束程度

31、的变量主要有公司债务等级、公司商业票据等级、KZ指数、股利支付率和公司规模等五种。其中前三种在我国还缺少相应的数据，而我国上市公司股利支付率普遍较低，难以应用，因此国内学者主要采用公司规模作为融资约束的分类标准。即将全部样本公司按照2007和2008年平均资产规模进行由低到高排序，并进行三等分，分别划分为融资约束高（347个样本、694个观测值）、中（348个样本、696个观测值）、低（347个样本、694个观测值）三组，并分别用各组样本对回归模型进行估计，具体分析结果如表4所示。表4不同融资约束下管理者过度自信对投资影响的回归结果变量高融资约束 中低-0.485*-0.822*-0.660*

32、a 0(-3.29 )(-3.58 )(-2.98 )OC-0.005(-0.44 )0.023(1.58 )0.059*(3.46 )OG*CFL0.190*(1.84 )0.423*(2.38 )0.001(0.007 )CFL0.050(0.71 )0.016(0.17 )0.351*(3.31 )TBQ0.007*(1.73 )0.017*(3.31 )0.033*(2.74 )TBQ*CFL-0.002(-0.10 )0.031(0.66 )-0.101*(-2.04 )CG-0.026(-0.39 )0.078(1.21 )0.040(0.45 )DEBT0.035*(1.91 )

33、0.040*(2.03 )0.130*(2.68 )SIZE0.023*(3.25 )0.035*(3.29 )0.023*(2.90 )D0.020*(3.17 )-0.003(-0.54 )0.014(1.28 )Y0.007(0.89 )0.014*(1.98 )0.030*(1.86 )观测值N694696694F3.596.674.822Adj-R0.0400.0750.052D-W1.962.092.05注释：*表示在1%水平显著，*表示在5%水平显著，*表示在10%水平上显著；括号内为 t 检验值（双尾检验）。从表4可知，投资一现金流敏感度指标OG*CFL在上述三组样本中的系数均

34、为正，但是在融资约束低的一组中未通过显著性检验，而在融资约束高、中两组中分别通过显著性检验，这说明低融资约束组较高融资约束组而言，过度自信管理者的投资决策对现金流的依赖度较低，即在低融资约束的样本公司中，过度自信管理者的投资一现金流敏感度较低，在中、高融资约束的样本公司中，过度自信管理者的投资一现金流敏感度较高，从这个角度来说，似乎可以得出与前文假设三相反的结论，即过度自信管理者的投资一现金流敏感度与融资约束正相关；但是进一步观察融资约束高、中两组的回归结果发现，OG*CFL的系数分别在10%和5%水平上显著，这意味着融资约束中间组较融资约束高组而言，其过度自信管理者的投 资一现金流敏感度更高

35、， 从这两组结果的比较来看，过度自信管理者的投资一现金流敏感度并非与融资约束程度高低严格正相关，但也并非如前文假设所描述的那样无关，而是存在比较微弱的正相关关系。由此，前文提出的假设三并未得到验证。究其原因，我国上市公司虽然普遍存在股权融资偏好，外部融资约束相对较低，但并非所有上市公司的外部融资约束都处于一个相当的水平，可能对于大部分公司而言外部融资约束水平基本一致，没有明显的高低界限，而仅有少部分公司其融资约束可能绝对偏松，在这一少部分约束绝对偏松的公司中，过度自信的管理者相对更加容易忽视内外部融资成本差异，更加倾向通过股权融资方式筹集资金以支持投资，从而更大程度的减少对内部现金流的依赖，表

36、现出极低的投资一现金流敏感性。由此，从整体上看，过度自信管理者的投资一现金流敏感度与融资约束程度高低表现 出比较微弱的正相关关系。四、稳健性检验为了考察前述结论是否受过度自信指标度量方式的影响，保证结论的稳健性，我们另外分别选用管理者群体和高管个体持股总数量是否变化来衡量管理者群体和高管个体过度自 信情况，并重新对前文假设进行稳健检验。我国公司法规定企业管理人员所持股份不能自由交易，公司高管无法通过卖空股票来 对冲风险，因此持股的管理者将过度地暴露在公司的特定风险之中。在此情况下，除非是管理者对公司经营前景充满信心，否则他们也不会在样本期间主动增持股票。基于这样的分析我们认为如果在年内剔出红股

37、、业绩股等非自愿因素后，管理者持股总数量增加， 那么企业管理者就具有过度自信倾向。鉴于此，我们以前文筛选的2007-2008年1042家上市公司所涉及的2084个观测值作为研究样本，出于谨慎性考虑，我们将包括董事会和所有高管在内 的管理者群体持股比例连续两年增加的公司确定为管理者群体过度自信样本（OC=1），共27家样本54个观测值。由于红股和业绩股的派发不会影响原股东持股比例，因此出于简便的考虑，为了排除红股和业绩股等非自 愿因素的影响，此处直接采用持股比例变化来度量过度自信情况。另外，为了考察高管个体过度自信情况，我们按照同样的原理将总经 理（或CEO持股比例连续两年增加的公司确定为高管个

38、体过度自信样本，共16个观测值。此处考虑到采用持股总量变化法筛选出的管理者群体过度自信样本相对较少，为了保 证不同融资约束组内包含充分的过度自信样本，我们根据样本公司平均资产规模的大小将总样本划分为融资约束程度高和融资约束程度低的两组。分别进行总体回归分析和基于不同融资约束的回归分析，实证结论基本保持不变，限于篇幅此处不再对回归结果进行列示。五、结论本文采用规范研究和实证研究相结合的方式，以20072008年为观察期，以2006年为滞后一年，选取深沪两市2006年12月31日之前上市的1042家非金融类A股上市公司作为 研究样本，探讨管理者过度自信对公司投资的影响。通过研究发现：包括董事会和所

39、有高管人员在内的管理者对公司投资决策的影响力较单独的高管个体更强，管理者群体过度自信对投资的影响较高管个体更为显著和稳定；管理者过度自信的公司具有较高的投资水平；管理者过度自信的公司具有较强的投资一一现金流敏感性；过度自信管理者的投资一现金流敏感度并非与公司所受融资约束程度无关，也并非严格正相关而是存在一定微弱的正相关关系。以上这些结论的得出充分证实了管理者群体过度自信这一心理偏差对公司投资存在显 著影响，提醒我们不应单纯强调通过完善公司治理结构，使用激励机制防止投资过度等扭曲现象的发生，而是应该区分公司的具体情况，关注管理者过度自信等非理性心理对投资的影响，通过研究掌握管理者过度自信的影响因

40、素，制定有效的引导措施， 同时在管理者过度自信的公司中考虑吸引非自信类管理者加入，防止和中和过度自信对公司带来的不良影响。本文的主要贡献在于充分考虑我国上市公司可能存在群体决策现象，突破了以往研究单纯从CEO等高管个体过度自信的角度，扩大了管理者的范围， 将管理者界定为包括董事会和所有高管人员在内的决策群体，并深入研究其过度自信对投资的影响，并得出进一步有益的结论，这不仅拓展了行为公司财务理论研究成果，而且有助于揭示我国上市公司管理者过度自信心理与投资行为的潜在联系，对今后上市公司合理制定投资决策和治理投资扭曲行为具有重要意义。【参考文献】1 Roll,Richard.The Hubris H

41、ypothesis of Corporate Takeovers J. Journal ofBusi ness,1986,(59):197-216.2 De nnisDittrich ,Werner Guth ,Boris Maciejovsky.Overc on fide neeinin vestme nt decisi on s:a n experime ntal approachJ.Work ing paper,2001.3 Odea nTerran ce.DoIn vestors Trade Too Much?J.America n Econo micReview,2002,(89):

42、 1279-1298.4 Heato n J.B., Man agerial Optimism and Corporate Finan ceJ. Finan eialMa nageme nt ,2002,(Summer):33-45.5 Ulrike Malme ndier,Geoffrey Tate. CEO Overc on fide nee and CorporateIn vestme ntJ. The Journal of Finan ce,2005,(6):2661-2670.Glaser M, Schafers P,Weber M. Managerial Optimism and

43、Corporate Investment : Is the CEO Alone Responsible for the Relation? R.Mannheim: Mannheim University，2008.7 OliverB R.The Impact of Man ageme nt Con fide neeon CapitalStructureZ.Worki ngPaper Series in Finance no .05-05 ， Australia nNati onalUni versity .8 UlrikeMalme ndier,Geoffrey Tate. Does Over

44、con fide neeAffect CorporateIn vestme nt?CEO Overc on fide neeMeasures RevisitedJ.Europea nFinan cialManagement, 2005,(11):649- 659.9 Ra yna Brow n, Neal Sarma.CEO overc on fide nce,CEOdominance and corporateacquisiti on sJ.Jo urnal of Economics and Busin ess,2007 , (5462):1-22.10 Be n-David I., J.

45、R. Graham , C. R. Harvey. Man agerial overc on fide nee and corporate policiesJ. Work ing Paper, 2006.11 Yueh-hsia ng Lin, Shin g-ya ng Hu, Min g-she n Chen. Man agerial optimism andcorporate investment: Someempirical evidenee from TaiwanJ.Pacific-BasinFinanceJournal, 2005,(13):523-546.12 Wo ng,Sonj

46、a Opper. Shareholdi ng structure,depoliticizatio n and firm performance:Lessons from China ' s listed finnsJ.Economics of Tran sition ,2004,(12):29-66.13 郝颖,刘星，林朝南.我国上市公司高管人员过度自信与投资决策的实证研究J.中国管理科学,2005,(5):142-148.14 叶蓓,袁建国.管理者信心、企业投资与企业价值：基于我国上市公司的经验证据 J. 中国软科学,2008,(2):97-108.15 王霞，张敏，于富生.管理者过

47、度自信与企业投资行为异化一一来自我国证券市场的经验证据J.南开管理评论,2008,(2):77-83.16 余明桂，夏新平，邹振松.管理者过度自信与企业激进负债行为J.管理世界(月刊),2006,(8):104-112。17 叶蓓,袁建国.经理人过度自信、不对称信息与企业投资决策J. 财会月刊(理论),2008, (11):06-09.18 马庆魁，姬美光.管理者过度自信对企业财务决策的影响J.当代经 济,2008,(11):74-75.19 程仲鸣，夏银桂.委托代理视角下公司投资理论与实证述评现代管理科学J.2009,(3): 78-80.20 何金耿，丁加华.上市公司投资决策行为的实证分析

48、J.证券市场导报,2001, (9):44-47.真实诱导报酬方案根本弊端的实验研究孙玉甫刘小雨王晋玥明李欣悦王亚宁(天津商业大学 天津300134 ;河北金诚会计师事务所有限公司廊坊065000)【摘要】自克服预算松弛的真实诱导报酬方案提岀以后，弓I发了研究热潮。实验研究普遍证明了其有效 性，但实际应用的案例研究却发现了该方案(包括其改进后的联合确定基数法)在克服预算松弛的同时会 导致负面影响，甚至与方案的本意背道而驰。究其根源，是方案设计时隐含的假设一一预算下级可以预知 自己能够完成的任务指标一一不符合实际。为了进一步证明该假设的错误，本文从理论和实验研究两个方 面证明预算下级无法事先确切

49、预见到自己可以完成的预算指标任务，而只能确定一个范围，从而为建立新 的预算报酬方案提供了基础。【关键词】预算管理预算松弛真实诱导报酬方案A research on fundamental shortcomings of the real-inducedreward planSun Yufu, Liu Xiaoyu, Wang Jinyueming, Li Xinyue ,Wang YaningTianjin University of Commerce, Tianjin 300134; Hebei Jincheng Certified Public Accountants, Langfang

50、065000【Abstract 】Since the introduction of the truth-induced pay scheme which can overcome the budgetary slack,it has triggered a great boom of research. The effectiveness of the real-induced pay scheme has been generally demonstrated by experiments and researches , however, it is found that in the

51、practical application of case studies, this program(including improved combined defining base quota)will leads to negative effects while overcoming the budget slack, sometimes it even run counter to the original intentions. Trace to the source, it is the assumption implicated in the program design -

52、that the lower budget can predict their target to complete the task - is not realistic. To prove the hypothesis wrong in further, this article demonstrates that lower budget cannot predicts their targets that can be completed exactly ahead of time in both theoretical and experimental studies, and th

53、e prediction could only be determined in a range, so as to provide a basis to create new budget reward program.【Key words 】 Budget management, Budgetary slack, Truth-induced pay scheme一、真实诱导报酬方案应用效果的已有研究预算管理不仅能够优化企业的资源配置，全方位地调动企业各个层面员工的积极性，而且还要作为企业内部控制的有效手段来发挥作用，从而全面提升企业的绩效。实施预算管理的核心是选择预算制定方式。在多种预算制

54、定方式中，参与式预算成为研究和采用较多的 一种预算方式。因为参与是普遍承认的能够提高组织和个体绩效的管理方法；但是参与和绩效相关性的实证研究结论又存在着相当程度的冲突1。也就是说，参与式预算一方面可以在 本文是以下课题的研究成果： 国家级第六批高等学校特色专业建设， 课题编号：TS11882,研究期限2010 年5月-2012年12月；天津市普通高等学校品牌专业建设，课题编号：2010年度第147号，研究期限2010年5月-2012年12月。并得到天津商业大学大学生训练计划 (SRT)项目的支持，项目编号2010012和2011069。一定程度上调动员工的积极性，使管理层了解更多的信息，使预算更加符合实际； 但又在一定程度上为预算松弛造就了制度基础2。为了克服预算松弛，Weitzman在借鉴前人研究的基础上提出了真实诱导报酬方案的预 算激励制度3。真实诱导报酬方案是一种能够诱使预算下级提供预算目标实现情况真实信息 的报酬制度，其具体形式为：/ a(xo-xi)+ b(x-x o)x>xo 时Y=A+ 彳- a(xo-xi)+ c(x-x o)x<xo 时其中：Y代表预算下级所得