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1、 第13 卷 2005 年 第 5 期 10 月 中国管理科学 Chinese Journal of M anagement Science Vo l. 13, Oct. , No. 5 2005 文章编号 : 1003- 207( 2005) 05- 0142- 07 我国上市公司高管人员过度自信与 投资决策的实证研究 郝 颖 , 刘 星 , 林朝南 ( 重庆大学经济与工商管理学院 , 重庆 400030) 摘 要 : 基于行为公司金融视角 , 本文对我国上市公司高管 人员过 度自信 的现实 表现及 其与企业 投资决 策的关 系 进行 了理论分析和实证检验。研究 表明 : ( 1) 在实施股
2、权激励的上市公司中 , 四 分之一左右 的高管人 员具有过度 自 信行 为特征。 ( 2) 同适度自信行为相比 , 高管人员过度自信行为不仅与投资水平显 著正相关 , 而且投 资的现金流 敏 感性更高。 ( 3) 过度自信高管人员投资的现金流敏感 性随股 权融资 数量的 减少而 上升。 ( 4) 在我 国上市 公司特 有 的股权安排和治理结构下 , 过度自信高管人员在 公司投资决策中更有可能引发配置效率低下的过度投资行为。 关键词 : 过度自信 ; 公司投资决策 ; 行为公司金融 中图分类号 : F830 2 文献标识码 : A 1 引言 随着行为公司金融研究的发展与深入 , 西方学 主导发展
3、起来的新兴股票市场背景下 , 高管人员的 过度自信行为及其对企业投资决策的影响 , 当前的 研究则尚未涉及。那我国上市公司高管人员是否存 者将行为金融的基本假设和研究方法同企业决策主 体的行为研究结合起来 , 从高管人员行为特质角度 在过度自信行为 ? 该行为是否对企业的投资决策产 寻求对企业投资决 策研究的补充 与完善。 Gervais 生作用 ? 其作用机制与 成熟资本市场 相比有何不 和 Odean ( 2000) , Goel 和 T hakor ( 2002) 研究发现 : 同 ? 在我国资本市场现状下 , 究竟是那种融资约束 在充分分散化的股东看来 , 过度自信高管人员比风 险厌恶
4、高管人员愿意承担更大的风险 , 这正是持有 多种风险组合的股东所期望的 。 Hall 和 H evin ( 2002) 、 Heaton( 2002) 认为 , 过度自信的高管人员如 果比外部投资者对投资项目更乐观 , 则容易认为资 本市场低估了公司价值。他们将不情愿通过外部融 资支 持 投 资 项 目 , 投 资 对 现 金 流 的 敏 感 性 将 增 加 。 Malmendier 和 T at e( 2003) 首 次运用实 证 方法研究了高管人员过度自信下投资与现金流之间 的敏感性 , 检验结果支持了 Heat on 的理论分析。 我国学者在该领域的研究处于起步阶段 , 现有 文献主要集
5、中在西方行为公司金融理论以及其中有 关过度自信行为对公司投融资 决策影响的评 价方 面 。而在我国这样一个转型经济时期由政府 收稿日期 : 2004- 08- 04; 修订日期 : 2005- 08- 02 基金项目 : 国家自然科学基金资助项目 ( 70372041) 作者简介 : 郝颖 ( 1976- ) , 男 ( 汉族 ) , 山东济南人 , 重庆大学经济 与工商管理学院博士研究 生 , 研究 方向 : 公司 财务与 公司金融 更能对过度自信高管人员投资的现金流敏感性进行 阐释 ? 在我国上市公司特有的股权制度安排和治理 结构下 , 过度自信高管人员在公司决策中可能对投 资效率产生怎样
6、的影响 ? 本文试图通过理论分析和 实证检验来回答上述问题 , 并为我国理论界和监管 部门提供一些经验性的结论。 2 过度自信高管人员投资行 为的理论分析 过度自信是指个体决策时过于相信自己的判断 能力 , 对不确定性事件过于狭窄的确定性预期心理 现象。心理学的相关研究指出 : 人们在将自己的技 能同所在群体的其他个体比较时 , 习惯性的认为自 己的才能高于整体的平均水平。这种 优于平均效 应 的心理倾向同时影 响了个体行为的归 因判断。 行为个体更可能将好的结果归功于自己 , 而将坏的 结果 归 咎 于 运 气 不 佳。 L ang er ( 1975) , Weinstein ( 1980
7、) , A licke 和 Klotz( 1995) 的实验研究发现 , 高 管人 员通 常比 普 通员 工 表现 出 更显 著 的 过度 自 信 。 本文从高管人员和股东间的投资价值最大化模 3 4 5 6 9 12 20 第 5 期 郝颖等 : 我国上市公司高管人员过度自信与投资决策 的实证研究 # 143 # 型出发 , 将过度自信行为变量纳入模型。 通过模型 由 ( 3) 可知 0 0, E( I ) 0 为高管人员过 度自信变量 ; 同理投资者的预期收益比正常收益高 E ( I ) i # i 0 为投资者过度自信变量。 I - C 0 时 , 为了达到投资水平 I , 需要发行价值
8、为 S 1 的股 票。高管人员和投资者都过度自信下 , 投资价值最大 化模型为 : I S + S 1 S + S 1 ( 2) 最优化条件为 : E!( I ) = A + E( I ) ( 1+ I) A + E( I ) ( 1+ I) ( 3) 双方过度自信下的最优投资水平大于双方均理性下 的最优投 资水平 , 而且投资水平整体攀升。再考察投 资与现金流的关系 : dC E!( I )( 1 + i ) mE ( I) E( I ) F ( I) + E!( I ) G ( I ) + E!( I) ( 1 + i ) mE ( I ) + m - 1 ( 4) 其中 : F( I )
9、 = E( I ) 1 + i + m + 2 i m + ( 1 + i ) ( I - C) m + A ( 1 + m) ( 5) G ( I ) = 1 + i + m + 2 i m + ( 1 + i ) ( I - C ) m ( 6) dI / dC 的大小和变动趋势 , 取决于双方过度自 信程度的对比 , 即 m 和 i 的比较。投资的现金流敏 感性因受到双方过度自信行为的共同影响 , 与投资 者理性下的结论不同 。 3 过度自信的现实表现与衡 量方法 国外学者通常选用行权期内高管人员应出保已 到期股票的最少比例 , 以及所持股权数 量在行权期 内是否净增长作 为衡量过 度自
10、信的 指标 。不 同于外部投资者 , 高管人员无法通过交易自身拥有 的公司股权或是卖空股票来对冲风险 , 因而过度地 暴露于公司特定风险之下。如果高管人员一直持股 到行权截止日或者在一个行权期间内增持股票 , 那 么预期股票价格有较大可能上升的过度自信判断将 是解释该行为的主要原因之一。 表 1 上市公司持股增长高管人员 状况及净资产收益率统计 年份 四年连续持股董事长样本 增持董事长人数 占样本比例 11. 23% 四年连续持股总经理样本 增持总经理人数 占样本比例 上市公司净资产收益率 高管持股公司净资产收益率 四年连续持股不变公司净资产收益率 四年中持股增长公司净资产收益率 2000 年
11、 n= 383 43 15. 67% n= 346 37 10. 69% 8. 234% 11. 766% 12. 113% 9 020% 2001 年 n= 383 60 20. 89% n= 346 49 14. 16% 4. 950% 6. 877% 7. 224% 5. 008% 2002 年 n= 383 80 24. 28% n= 346 74 21. 39% 5. 531% 7. 765% 8. 260% 5. 903% 2003 年 n= 383 93 n= 346 91 26. 30% 6. 210% 9. 497% 10. 125% 7. 508% 注 : 对于董事长和总经
12、理二职合 一的情况 , 统计中均归为董事长样本。 那我国上市公司高管人员的持股状况和变化趋 2000 年 - 2003 年深沪两市上市公司年报中高管人 势又是怎样呢 ? 在目前的市场条件和监管法规下 , 员的持股状况 和公司净资产收益率进 行了统计分 能否对高管人员做 出过度自信的 判断呢 ? 我 们对 析。从表 1 可以看到 : ( 1) 增持股票高管人员的人数 15 S Max A + E ( I ) ( 1+ m) ( 1) S s.t. A + E( I ) ( 1 + ) = I - C E ( I ) + E ( I ) 1- A + E( I ) + 2 E( I ) + ( 1
13、+ ) E ( I ) ( I - C) 1+ dI = 2 9 # 144 # 中国 管理科学 2005 年 和所占比例连续同步增长 , 这主要是因为 1999 年以 来 , 相当数量的上市公司推行了股权激励计划。 ( 2) 尽管高管持股公司的净资产收益率高于上市公司整 体水平 , 但其中增持股票类公司的净资产收益率却 比持股不变类的平均水平低。这表明 : 增持股票类 公司的绩效并没有为其高管人员的增持行为提供更 为良好的业绩支撑。 我国上市公司的股权激励计划始于 1999 年 , 基 本都没有经历完一个行权期。通过考察 2001 年以 前实施股权激励的上市公司连续三年的年报 , 我们 发现
14、 : 大多数公司高管人员以往年份所持股权并没 有按相应比例分阶段行权 , 甚至连续几年持股数量 都没有变化 ( 考察范围不涉及 98 年以前证监会叫停 的规定 , 而 2005 年以前股份回购的用途受 公司法 % 限制 ; 证券法 %和 公司法 %中的相关条款规定上市 公司高管人员在职期间不得通过二级市场买卖和转 让本公司的股票。尽管上述法规并未禁止上市公司 股权激励方案的出台和实施 , 但由于相应 条款的滞 后对高管持股来源和行权的限制 , 使得股权激励计 划缺少完备的实施条件。既然股权激励计划的推动 主体 & & & 国有资产管理机构和国有控股股东明确知 道相应法规的滞后 , 那就应该在激
15、励方案的设计中 考虑如何规避这种制度性风险 , 但绝大多数并没有 相应的应对措施 。在股权激励计划的实施层面 上 , 上市公司大多数采用的是经营者年度风险收益 金购股模式、用年薪的相应比例购买流通股模式、提 取激励基金用于购股模式及以上三种模式的混合。 对期权持有人而言 , 同公司股票特质相关的风险必 然存在。按 公司法 %规定高管人员所持股票只能在 离职或退休六个月之后才能出售 , 长时期不能变现。 如果不是对公司的前景充满确定的信念并且自信未 来公司股价将上涨 , 这样类似纸上富贵的期权又怎 能激励持有它的高管人员呢 ? 而目前上市公司高管 人员持股比率的偏低和股权激励外部市场条件的缺 损
16、 , 使得通过激励管理者提高企业业 绩并传 导于股票价格的机制尚未真正形成。 我们在考察中进一步发现 : 相当数量的高管人 员在实施股权激励未满一个行权期内 , 所持股票数 量显著净增长。其中 79% 的公司是运用高 管风险 收益金参 配、参增 , 或用相应比例的年薪直接从二级 市场购入并锁定。综上所述 , 大量实施股权激励公 司的高管人员在行权期内表现出相当一致的持股数 量不变和持股数量增加特征 , 表明了在这些公司的 高管人员中存在着普遍的过度自信情绪。这种过度 自信很大程度上源于各地国有资产管理机构推行股 权激励试点中存在选择性偏见 , 即试点企业在实 施股权激励前的业绩普遍 较高。在被
17、确定为试点企 业后 , 高管层由于这种选择性重视的激励更容易产 生 优于平均 的过度自信。 基于上述分析 , 本文采用高管人员在任期内持 股数量的变化作为衡量是否过度自信的指标。考虑 到目前上市公司高管人员的持股特点和本文的研究 目的 , 我们做如下划分 : ( 1) 相应法规的滞后使得股 票期权的阶段性变现存在制度障碍 , 高管人员未在 行权期内分比例 兑现期权 , 有着外部的客 观原因。 出于研究的严谨性考虑 , 将三年持股数量不变的高 管人员归为适度自信。 ( 2) 如果 2001 年至 2003 年 三年 间持股数 量增加且增加原因不是 红股和业绩 股 , 视其高管人员为过度自信。 4
18、 研究设计 4. 1 研究假设与样本选择 根据前两部分的理论模型和现实表现分析 , 按 逻辑顺序和递进关系提出三个假设。 假设 1: 高管人员的过度自信行为与公司的投 资水平正相关。 假设 2: 过度自信高管人员投资的现金流敏感 性比适度自信高管人员的敏感性更高。 前面部分的理论模型是在融资时机和数量无限 制条件下得出的分析结果。鉴于我国上市公司的股 权融资偏好和再融资监管约束 , 提出假设 3: 过度自 信高管人员投资的现金流 敏感性大小与企业所受融 资约束大小不相关 , 与股权融资数量变动正相关。 本文选择 1999 年以前上市的所有深市和沪市 上市公司作为研究样本 , 研究区间为 200
19、1 年 - 2003 年。鉴于本文的研究目的 , 将研究区间内发生重大 高管层变动和 股东更替的公司 剔除 , 同 时排除 ST 和 PT 类上 市公 司 , 共 得到 有 效样 本 916 个。以 2001 年底前实施高管持股激励的公司作为过度自 信考察对象 , 深市 95 家 , 沪市 126 家。财务数据来 自中国股票上市公司财务数据库查询系统 ( CSMAR _F inacial) ; 高管人员持股数据来源于各年度上市公 司年报 ; 市场数据来自中国股票市场交易数据库查 询系统 ( CSMA R_T rading) 。 4. 2 检验模型和研究方法 基本回归模型 : K it- 1 K
20、 it- 1 16 17 18 19 a 第 5 期 CFi t K it- 1 + a 5 CFit K it- 1 # Q it- 1 + 郝颖等 : 我国上市公司高管人员过度自信与投资决策 的实证研究 模型变量描述如表 2 所示 : 表 2 变量描述 # 145 # 被解释 K I it I it 为资本品投资 , 具体指资产负债表中固定资产原价、工程物质以及在建工程三项之和的增加值 ; K it- 1 为期初固 变量 解释 CF it- 1 it it 定资产净额。 高管人员过度自信虚拟变量。 it 取 1 时代表高管人员过度自信。 变量 K it- 1 # it it 取 1 时代表
21、高管人员过度自信对现金流的作用。 控 Q it 托宾 Q 值 , 本文用公司权益市场价值加上公司负债面值之和 , 同 公司总资账面价 值的比值表示。在模型中 , Q 值 是为了控制潜在投资机会对投资决策的影响。 为期末经营活动现金 CF 与同期初固定资产净额 K 之比。冯巍 ( 1999) 认为由于资本市场信息不对 称引起的融资 CF K it 13 制 变 CF it- 1 # Q 约束 , 使得现金流对公司投资产生影响 。 14 量 K it- 1 D it 何金耿 ( 2001) 认为存在高管人员机会主义条件下 , 当公司价值下降时 , 现金流对公司的投资影响增强 内部董事在董事会中所占
22、的比例 , 即内部人控制度。内部人控制将影响投融资决 策 11 。 。 Yt, F i 控制宏观经济环境变化和行业因素的影响 由于样本观测值中投资的行业差异颇为显著 , 我们采用 G LS 广义最小二乘法进行回归估计 , 以消 除样本异方差和序列自相关。在假设 3 的检验设计 中 , 我们引入 K aplan- Zingales 指数 ( KZindex ) 作 为融资约束多元判别分类的参考标准 , 并与股权融 资数量的分类检验进行比较分析。股权融资数量的 度量按 ( p i qi ) / K i 比值的大小分类 ; p i 为配股和 增发价格 , qi 为融资数量 , K i 为固定资产期末
23、净值。 5 实证检验 5. 1 按高管人员持股分类的上市公司投资增长状 况 2001 年 2002 年 2003 年 表 3 高管持 股公司 分类 ( ( ) ( ) ( ) ( ( ) ( ) ( ) ( ( ) ( ) ( ) 按高管人员持股分类的上市公司 投资增长率描述性统计 分类 固定资产 固定资产 样本 增长率 增长率 n 均值 中位数 n= 916 15. 25% 14. 07% n= 221 18. 04% 15. 72% n= 60 22. 11% * * 26. 24% * * * n= 916 19. 87% 16. 31% n= 221 22. 38% 24. 60% 2
24、9. 02% 33. 85% n= 916 30. 63% 32. 35% n= 221 34. 16% 37. 08% 43. 58% 48. 05% 固定资产 增长率 标准差 0. 31% 0. 19% 0. 22% 0. 78% 0. 98% 0. 28% 0. 53% 0. 91% 0. 64% 在表 3 中 , 我们分年度按高管持股类型对上市 公司投资状况进行了统计性描述 , 并以上市公司整 体的平均投资增长率作为标准值 , 对增持股票类公 司的投资增长率进行了 one- sampleT 检验。从时 间纵向比较来看 , 三年中三类公司的投资增长率均 持续上升 , 这同研究区间内我国宏
25、观经济政策和趋 势有关。从三类公司的横向比较来看 , 无论是投资 增长率的均值还是中位数 , 都为依次递增的关系 , 即 持股增长类公司比持 股不减类的投资增长率年平均 高出 6. 71% , 持股不减类公司比总体的投资增长率 年平均高出 2. 94% 。而且持股增长类公司 的投资 增长率各年都显著高于同期上市公司的整体增长水 平 , 年平均高 出 9. 56% 。以 上统 计和检 验结果 表 明 : 增持股票的高管人员整体上表现出了较为一致 的过度自信倾向 , 其投资增长率显著高于上市公司 总体的增长水平 , 这同前面部分理论模型的分析结 果一致。 注 : ( ( ) 各类上市公司总体 ;
26、( ) 高管持 股数 量不减 类上市公司 ; ( ) 高 管持股数量增加类上市公司 ; * * * 表示在 1%的置信 水平上显著 , * * 表 示 在 5% 的水平上显著。 5. 2 实证结果及分析 5. 2. 1 适度自信、过度自信与投资增长率的关系 我们分别对适度自信和过度自信与投资增长率 之间的关系进行了检验 , 回归结果如表 4 所示。模 型 ( 1) 中 , 投资增长率只同适度自信变量之间存在显 著的正相关关系 , 而与适度自信 - 现金流作用变量 之是的相关性不显著。在逐步引入控制变量的模型 ( 2) ( 3) ( 4) 中 , 投资增长率与适度自信变量的相关性 均不明显 ,
27、而现金流、内部人控制度和管理机会主义 这三个控制变量则对企业投资增长具有较强的解释 作用。可见 , 对于高管人员适度自信类公司而言 , 与 资本市场间信息非对称形成的融资约束、股权结构 中一股独大导致的内部人控制以及所有者缺位引发 的管理者机会主义是影响该类企业投资决策的三个 主 要 因 素。 这 同 国 内 其 他 学 者 的 研 究 结 论 一 致 。 4 it a D + a Y + a F + it 7 * * * * * * * * * * * * # 146 # 表 4 中国 管理科学 高管人员适 度自信 、 过度自信与投资增长率关系的回归结果及比较 2005 年 被解释变量 :
28、Iit/ K it- 1 适度自信 ( 连续三年持股数量不变 , 则 it = 1; 其它 it = 0) 过度自信 ( 只在持股数量净增长的 年份取 it = 1; 其它 it = 0 模型 ( 1) 模型 ( 2) 模型 ( 3) 模型 ( 4) 模型 ( 5) 模型 ( 6) 模型 ( 7) 模型 ( 8) it 1. 138 * * 5. 983 2. 061 1. 643 1. 972 * * * 4. 355 2. 593 * * * 7. 361 * * ( 2. 164) ( 1. 338) ( 0. 763) ( 0. 265) ( 6. 325) ( 0. 772) ( 3
29、. 261) ( 2. 028) CF K it # it 0. 637 0. 275 0. 151 0. 525 0. 816 * * * 0. 797 * * 0. 424 * 0. 955 * * * it- 1 ( 1. 511) ( 1. 143) ( 0. 041) ( 0. 325) ( 3. 556) ( 2. 081) ( 1. 782) ( 2. 844) Q it- 1 0. 039 * 0. 622 1. 036 1. 123 * * * 0. 247 0. 451 ( 1. 681) ( 0. 873) ( 0. 311) ( 3. 715) ( 0. 155) (
30、0. 128) CF K it 0. 772 * * * 0. 615 * * * 1. 018 3. 388 2. 072 * * 6. 064 * * * CF K it- 1 # Q ( 5. 29) ( 7. 16) - 0. 685* * ( 0. 853) - 3. 073 ( 1. 512) ( 2. 486) - 2. 334 ( 5. 164) - 1. 436 it- 1 (- 2. 146) (- 0. 782) (- 0. 815) (- 1. 166) D it 2. 337 * 0. 959 1. 765 2. 830 ( 1. 791) ( 0. 317) ( 0
31、. 731) ( 0. 862) Y F t 控制 控制 控制 控制 i Adj - R DW F 2 0. 61 1. 963 270. 556 0. 65 1. 980 166. 632 0. 71 2. 005 154. 015 0. 73 2. 009 129. 564 0. 52 1. 985 169. 258 0. 61 2. 016 135. 132 0. 77 2. 033 220. 763 0. 81 1. 983 216. 339 注 : 表 4 和表 5 中 , * * * 表示在 1% 的置信水平上显著 ; * * 表示在 5% 的水平上显著 ; * 表示在 10% 的
32、水平上显著。括号内是各估计参 数的 t 值 ( 双尾 ) , DW 值在 2 附近表示不存在序列相关性。 从过度自信的回归结果来看 , 过度自信变量、过 进一步检验。 度自信 - 现金流作用变量都与投资增长率为显著的 5. 2. 2 两类融资约束下过度自信与投资增长率、投 正相关关系。在逐步引入控制变量后的模型 ( 6) ( 7) 资 - 现金流敏感性之间的关系 ( 8) 中 , 投资增长率与这两个解释变量的回归结果保 基于两类融资约束条件的高中低分组 , 我们对 持了较为稳定的显著正相关 , 这证实了本文的假设 所有 变 量 进 行 了 全 回 归 , 结 果 如 表 5 所 示。在 1。再
33、将过度自信和适度自信下 , 对应相同控制 变量 K Zindex多元融资约束分类中 , 过度自信 - 现金流作 的三个回归结果进行比较 , 可以看到 : 过度自信 - 现 用项的回归系数在融资约束中、低两组情形下显著 金流敏感性比适度自信下的敏感性一致偏高 , 且均 为正 , 但在较高分组中的回归结果并不显著 ( t = 0. 在 10% 以上 的水平显著 , 这验证了 本文的假设 2。 517) 。而且该变量的回归系数在多元融资约束高中 另外 , 在模型 ( 7) 、 ( 8) 的回归结果中 , 四个控制变量 低排序中呈 + 型 , 现金流量 的回归系数也呈同样的 中只有现金流变量同投资增长
34、率显著正相关 , 而且 分布。以上回归结果表明 : 过度自信高管人员投资 平均影响程度是适度自信类公司的 4. 57 倍。而管 水平对现金流 的敏感度与多元融资约 束大小不相 理机会主义变量和内部人控制变量则对投资增长率 关 , 这与 T at e( 2003) 的研究结论不同 。在股权融 的作用不显著 , 这与适度自信分类回归结果迥然不 资数量的分类回归结果中 , 投资增长率与过度自信 同。我们以全部样本公司为总体 , 对适度自信和过 - 现金流作用变 量、现金 流变量均为正相 关关系。 度自信分类下的这两个变量进行了 Independent - 按股权融资数量高中低排序 , 过度自信 -
35、现金流作 SamplesT 检验。结 果是两组分类中的两个变 量不 用变量和现金流变量的回归系数相应增大 ( 分别从 存在显著性差异 ( t = 0. 3422, t = 0. 1627) 。这说明 0. 950 增加到 7. 632, 从 1. 416 增加到 8. 385) , 显著 两个变量分类回归结果的差异并非源于变量分类所 性也同步提高 , 证实了本文的假设 3。在多元融资 导致的差异。由此可以认为 : 总体上 , 高管人员的过 约束与股权融资数量分类中 , 两项现金流变量回归 度自信行为特征较更为显著的影响了企业的投资决 系数变动趋势的差异 , 主要是由于股权融资成本偏 策。但是在
36、我国上市公司所有者普遍虚位、国有股 低使得我国上 市公司的融资顺序有悖 于融资优序 东一股独大的治理结构下 , 该行为特征是否与国外 ( peckingorder) 理论 , 外源融资中强烈的股权融资偏 学者的研究结论相同 , 也能缓解 治理机制和代理问 好使得投资资金对股权融资过于依赖。在目前高管 题所导致的过度投资行为 , 仍有待本文下面部分的 人员持股比例相对较低的情况下 , 公司高管人员的 it 9 第 5 期 郝颖等 : 我国上市公司高管人员过度自信与投资决策 的实证研究 # 147 # 地位不仅没有因股本扩张而削弱 , 股权融资的低成 本反而等同 于增加了可支配的现金流。因此 ,
37、股权 融资数量的不同直接导致了过度自信高管人员投资 的现金流敏感性差异。 表 5 两类融资约束下过度自信行为与投 资增长率关系的回归结果及比较 被解释变量 : 持股数量净增长的年份 it = 1, 其它 it = 0 Iit/ K it it- 1 融资约束 ( 高 ) 2. 370* * * ( 8. 227) 融资约束 ( 中 ) 5. 426 ( 1. 024) 融资约束 (低 ) 1. 951* * * ( 3. 586) 股权融资数量 ( 高 ) 1. 211 ( 0. 873) 股权融资数量 ( 中 ) 1. 090* * ( 2. 066) 股权融资数量 ( 低 ) 1. 588
38、* ( 1. 720) CF K it # it 1. 469 2. 993 * 0. 618 * * * 0. 950 4. 675 * * 7. 632 * * * it- 1 ( 0. 517) ( 1. 810) ( 3. 438) ( 1. 312) ( 2. 015) ( 5. 332) Q it-1 0. 084 ( 0. 631) 0. 118 ( 1. 143) 0. 1652 ( 2. 098) 2 826 ( 2. 520) 0. 7410 ( 1. 042) 0. 4652 ( 0. 083) CF K it 0. 527 1. 858 * * * 0. 882 * *
39、 * 1. 416 * 6. 612 * * 8. 385 * * * DF K it- 1 # Q ( 1. 116) - 1. 735 ( 3. 477) - 0. 645* ( 4. 210) - 1. 132 ( 1. 732) - 2. 38* * * ( 2. 128) - 0 682 ( 3. 145) - 1. 309 it- 1 (- 0. 35) (- 1. 79) (- 0. 64) (- 3. 52) (- 0. 573) (- 0. 355) D it 1. 231 1. 033 2. 194 * * * 5. 190 * 2. 694 1. 157 ( 0. 75)
40、 ( 0. 71) ( 3. 05) ( 1. 98) ( 0. 421) ( 0. 6772) Y F t 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 i Adj - R DW F 2 0. 62 1. 977 70. 853 0. 67 1. 983 92. 489 0. 57 2. 002 54. 625 0. 71 2. 017 116. 257 0. 75 2. 008 146. 785 0. 61 1. 997 68. 982 另外 , 值得关注的是 : 在多元融资约束较低组和 股权融资数量较高组的回归结果中 ( 表 5) , 尽管过 度自信变量和内部人
41、控制变量均对投资增长率有显 6 结语 本文基于我国上市公司高管人员的持股状况和 著影响 , 但内部人 控制变量的影响 程度更为显著。 在多元 融 资约 束较低 组中 , 内 部人控 制度 每增 加 1% , 公司的投资增长率提高 2. 19% ; 而两个过度自 信解释变量对投资增长的贡献率分别为 1. 951% 和 0. 618% 。在股权融资数量较高组中 , 这三个变量对 投资增 长的 贡献 率分别 为 5. 19% , 1. 211% 和 0. 950% 。这表明在融资约束较低或投资资金较为充 裕的情况下 , 上市公司普遍的内部人控制特征 , 比高 管人员过度自信在更大的程度上影响了企业投
42、资决 策。这与我国上市公司大股东治理现状下 , 内部董 事和高管层的 同源性有着密切关系。由于上市公司 的内部董事大多数来源于控股母公司 , 而公司高管 人员 ( 董事长和总经理 ) 处于内部董事决策机制的中 心。高管人员过度自信的行为特征 , 很有可能感染 和影响其他同源董事的决策行为 , 而且内部董事中 同源董事的比例越高 , 过度自信高管人员决策影响 的放大效果就越明显。因此 , 在我国上市公司特有 的股权制度安排和治理结构现状下 , 与其他高管人 员相比 , 过度自信的高管人员更有可能引发配置效 率低下的过度投资行为。前面表 1 中三类上市公司 净资产收益率统计结果的比较 , 很大程度
43、上 也支持 了这一判断。 变动特征 , 对高管人员过度自信的驱动外因、行为特 质和现实表现等进行了理论分析 , 对高管人员过度 自信与公司投资增长水平、不同融资约束下过度自 信高管人员投资的现金流敏感性进行了实证检验 , 得出的主要结论是 : ( 1) 在实施股权激励的上市公司 高管人员中 , 四分之一左右的高管人员具有过度自 信行为特征。 ( 2) 同高管人员适度自信行为相比 , 高 管人员的过度自信行为不仅与公司的投资增长水平 显著正相关 , 而且其投资的现金流敏感性更高。 ( 3) 我国上市公司过度自信高管人员的投资增长 水平对 股权融资数量的依赖程度更为显著 , 投资的现金流 敏感性随
44、股权融资数量的减少而上升。 ( 4) 在我国 上市公司特有的股权制度安排和治理结构现状下 , 过度自信的高管人员更有有可能引发配置效率低下 的过度投资行为。 我国上市公司从 1999 年开始在高管人员中实 施激励机制的变革 , 股权激励作为长期激励机制的 一项重要制度安排 , 是今后改革的方向。但是公司 法、证券法等法规完善的滞后 , 使得实施股权激励的 上市公司缺乏制定行权进程的政策依据 , 持股高管 人员的风险特征过大 , 容易引发受迫式过度自信行 为 , 进而影响企业的投资决策。因此 , 相关部门应尽 it # 148 # 中国 管理科学 2005 年 快完备原有法规的相关条款 , 并出
45、台指导性和实用 性兼备的股权激励原则框架。 过度自信作为一类人群固有的心理特征和行为 规律 , 客观的存在于部分上市公司高管人员中。国 有资产管理机构、控股公司以及上市公司董事会 , 应 该有效识别高管 人员过度自信等行为心理特征 , 依 据高管人员的特质更为合理的设计企业高层决策者 之间的组织制约形式 , 减少高管人员过度自信行为 对企业投资等重大决策的负面影响。长期来看 , 只 有切实推进股权分置改革 , 从源头上改变大股东治 理下的内部同源董事比例偏高的现状 , 才能有效规 避公司现金充裕条件下 , 高管人员过度自信特质对 过度投资行为的放大作用 , 进一步改善实施股权激 励上市公司的绩效水平。 参考文献 : 1 Alicke M . D, M L. K lotz, et al. Personal contact, individua tion, and the better - than - av er ag e effect J . Journal of Personality and So cial Psycholo gy, 1995, 68: 804- 825. 2 Carpenter. Jennifer . T