梅世強(qiáng)，王雪怡

（天津大學(xué)管理與經(jīng)濟(jì)學(xué)部，天津 300072）

“理性人”假設(shè)是傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)學(xué)的基本假設(shè)前提，該假設(shè)認(rèn)為每個(gè)人的行為都是極度理性的，人的情緒和感情因素對(duì)市場(chǎng)的影響是有限的。但是，隨后的研究卻發(fā)現(xiàn)：以“理性人”假設(shè)為前提的數(shù)學(xué)模型并不能很好地解釋現(xiàn)實(shí)生活中的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)。目前，包括融合心理學(xué)、社會(huì)學(xué)研究在內(nèi)的行為公司財(cái)務(wù)理論在公司財(cái)務(wù)研究中得到越來越多的應(yīng)用，并在解釋公司并購、股利分配、資本結(jié)構(gòu)選擇等經(jīng)典財(cái)務(wù)問題上顯示了巨大的優(yōu)勢(shì)。于是，學(xué)者們開始關(guān)注在經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中起影響作用的人的感情和情緒因素。

心理學(xué)領(lǐng)域的研究文獻(xiàn)已經(jīng)證明，大多數(shù)人存在過度自信的傾向，即在預(yù)測(cè)自己的工作表現(xiàn)、成績等積極的事項(xiàng)時(shí)存在“優(yōu)于平均”效應(yīng)，而在預(yù)測(cè)失業(yè)、意外事故等消極事項(xiàng)時(shí)存在報(bào)告低于平均的可能性。行為財(cái)務(wù)理論認(rèn)為，大多數(shù)企業(yè)高管更容易產(chǎn)生過度自信傾向。原因如下：一是高管層一般會(huì)認(rèn)為他們對(duì)自己企業(yè)的業(yè)績有很大的掌控能力；二是高管層與企業(yè)的業(yè)績高度相關(guān)；三是高管層負(fù)責(zé)的大型投資、兼并收購、資本重組等事項(xiàng)在企業(yè)生命周期中相對(duì)罕見，每一次重大決策參照點(diǎn)（以往類似的決策以及市場(chǎng)上其他經(jīng)理人所作的類似決策）都很少。有學(xué)者認(rèn)為管理者，特別是高層管理者更容易過度自信，具有充足內(nèi)部資金的管理者會(huì)系統(tǒng)性地高估項(xiàng)目收益，而一旦內(nèi)部資金枯竭，內(nèi)部融資受限，由于與外部市場(chǎng)上的投資者相比，管理層對(duì)企業(yè)或項(xiàng)目未來業(yè)績的估計(jì)更高，因此他們不愿意發(fā)行權(quán)益資本來為一些凈現(xiàn)值為正的項(xiàng)目融資，從而導(dǎo)致投資不足。BEN-DAVID等通過Duke大學(xué)的CFO商業(yè)前景調(diào)查系統(tǒng)構(gòu)建了管理者過度自信的衡量指標(biāo)，發(fā)現(xiàn)過度自信的CFO所在的公司投資更多［1］。

從中國的歷史文化及現(xiàn)實(shí)制度背景來看，過度自信在公司管理層中更為普遍。傳統(tǒng)的西方領(lǐng)導(dǎo)理論往往從上司和下屬間地位平等的立場(chǎng)出發(fā)，來找到彼此間權(quán)利與義務(wù)的工作關(guān)系。而中國人從一開始就存有清楚的上下級(jí)關(guān)系，在對(duì)外宣傳、會(huì)議座次安排上都有明確的次序。在這種情況下，最高領(lǐng)導(dǎo)可以盡情發(fā)揮其下行影響力，而下屬的上行影響力則受到抑制。目前，國內(nèi)學(xué)者對(duì)于管理者過度自信的研究尚處于起步階段。

從以上研究現(xiàn)狀可以看出，雖然以投資者或管理層非理性為基礎(chǔ)的行為財(cái)務(wù)研究尚未取代以“理性人假設(shè)”為基礎(chǔ)的傳統(tǒng)財(cái)務(wù)理論而成為主流的研究范式，但是其作為傳統(tǒng)財(cái)務(wù)研究的補(bǔ)充已逐漸形成較完整的研究框架。同時(shí)，現(xiàn)有的研究存在一個(gè)重要缺陷：大多數(shù)研究所構(gòu)建的過度自信測(cè)度標(biāo)準(zhǔn)僅僅關(guān)注于CEO或公司的某一單個(gè)的替代指標(biāo)，這些衡量方法的主觀性較強(qiáng)，噪音較大，可靠性和有效性有待于進(jìn)一步驗(yàn)證。到底應(yīng)用哪些指標(biāo)來衡量管理者過度自信？應(yīng)用這些指標(biāo)的依據(jù)是什么？本研究對(duì)此進(jìn)行了分析。

1 研究現(xiàn)狀及理論分析

首先回顧相關(guān)研究中所提出的用以衡量管理者過度自信的變量。在此需要說明的一點(diǎn)是，這類研究中一般將管理者定義為CEO，但也有個(gè)別研究將其定義為CFO。

1．1 CEO持股狀況

這類變量首先由MALMENDIER等提出，MALMENDIER認(rèn)為管理者自愿持有公司股票期權(quán)反映了CEO過度自信與樂觀的心理，所以他采用管理者的持續(xù)持有股權(quán)和經(jīng)常購買股票行為來衡量管理者的過度自信［2］。中國學(xué)者郝穎等、王霞等的研究都采用了高管人員在任職期內(nèi)持股數(shù)量的增加來衡量過度自信［3-4］。

1．2 相關(guān)的主流媒體對(duì)CEO的評(píng)價(jià)

這種方法可能是目前在西方相關(guān)研究中應(yīng)用非常廣的方法之一。由于中國媒體行業(yè)不太發(fā)達(dá)，所以在中國應(yīng)用此方法存在較大的難度。

1.3 企業(yè)盈利預(yù)測(cè)偏差

該方法首先由LIN等提出，之后國內(nèi)學(xué)者王霞等把公司在研究期內(nèi)至少出現(xiàn)一次實(shí)際盈利水平低于預(yù)測(cè)盈利水平的情況時(shí)，則把該公司的管理者認(rèn)定為過度自信的管理者［4-5］。同時(shí)余明桂等也借鑒了LIN等人的方法進(jìn)行了研究［6］。

1．4 CEO實(shí)施并購的頻率

該方法由DOUKAS等提出，DOUKAS等認(rèn)為管理者發(fā)起企業(yè)的并購次數(shù)越多，說明CEO越自信，把研究期內(nèi)發(fā)起的企業(yè)并購次數(shù)大于5次的CEO認(rèn)定為管理者過度自信［7］。

1．5 CEO的相應(yīng)報(bào)酬

該方法由HAYWARD等提出，他們認(rèn)為CEO的薪酬越高，則越過度自信［8］。

1.6 并購企業(yè)的當(dāng)前業(yè)績

HAYWARD等依據(jù)“企業(yè)的歷史業(yè)績?cè)胶?，管理者越易過度自信”這樣一個(gè)研究結(jié)論提出，用“（并購前12個(gè)月內(nèi)股票價(jià)格的增加值＋股利）／期初股票價(jià)格”表示，這個(gè)數(shù)值越大說明管理者越自信［8］。

1.7 企業(yè)景氣指數(shù)

該方法由余明桂等提出，以國家統(tǒng)計(jì)局定期公布的企業(yè)景氣指數(shù)為基礎(chǔ)，以4個(gè)季度的行業(yè)景氣指數(shù)的平均數(shù)作為過度自信的替代變量，如果景氣指數(shù)大于100，則說明企業(yè)家是過度自信的，景氣指數(shù)小于100，則說明企業(yè)家是悲觀的［6］。但是中國國家統(tǒng)計(jì)局定期公布的企業(yè)景氣指數(shù)是按照行業(yè)進(jìn)行公布的，并沒有公布各個(gè)企業(yè)的景氣指數(shù)，所以此指標(biāo)在應(yīng)用上存在一定的偏差。

另外，饒育蕾等在他們的研究中運(yùn)用主成分分析法和logistic回歸法，對(duì)影響CEO過度自信的因素進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)［9］。研究發(fā)現(xiàn)：所處行業(yè)風(fēng)險(xiǎn)、資產(chǎn)負(fù)債率、公司的資產(chǎn)規(guī)模、凈資產(chǎn)收益率和公司的最終控制人都是影響CEO過度自信的因素。

高管過度自信的考察及衡量是實(shí)證研究結(jié)果可信、可靠、穩(wěn)定的前提。而現(xiàn)有的大多數(shù)研究文獻(xiàn)中僅僅使用CEO或公司的某一變量作為過度自信測(cè)度的替代指標(biāo)，這種方法很顯然存在較強(qiáng)的主觀性，也很難保證較高的穩(wěn)定性。本文結(jié)合以上學(xué)者的理論分析和研究成果，在影響管理者過度自信的種種因素中選取所處行業(yè)風(fēng)險(xiǎn)、資產(chǎn)負(fù)債率、公司的資產(chǎn)規(guī)模、凈資產(chǎn)收益率、管理者持股比例和管理者薪酬比例這6個(gè)指標(biāo)作為影響管理者過度自信的主要和直接因素，進(jìn)行主成分分析確定權(quán)數(shù)，得出一個(gè)新的衡量高管過度自信的綜合指標(biāo)。與以往學(xué)者單獨(dú)使用一個(gè)財(cái)務(wù)指標(biāo)來表示高管過度自信相比，這個(gè)綜合指標(biāo)更全面，更具有說服力。

2 樣本選取及變量定義

由于2006年之后中國《公司法》才允許企業(yè)高層管理人員轉(zhuǎn)讓持有的股份，另外在管理者過度自信的篩選條件中，要采用前1年的指標(biāo)作對(duì)比，所以本研究選取2007～2010年在上海和深圳證券交易所掛牌交易且發(fā)行了全部A股的上市公司為研究對(duì)象，剔除以下公司：1）數(shù)據(jù)缺失和財(cái)務(wù)指標(biāo)異常的公司（特別考慮2008年金融危機(jī)和財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)異常的樣本）；2）ST或PT的上市公司；3）金融類上市公司。最后共得到1 630個(gè)面板數(shù)據(jù)。本文的數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫和上市公司年報(bào)，統(tǒng)計(jì)分析工具為SPSS17.0。

2.1 變量的定義與描述

根據(jù)前文的分析，本研究所包括的變量共計(jì)6個(gè)變量的名稱和定義，見表1。

表1 變量定義Tab.1 Variable definitions

2.2 建立模型

模型如式（1）所示。

2.3 實(shí)證分析——主成分分析

主成分分析是因子分析的一個(gè)特例，是使用最多的因子提取方法，是一種化繁為簡的降維處理技術(shù)［10］。它通過坐標(biāo)變換手段，將原有的多個(gè)相關(guān)變量做線性變化，轉(zhuǎn)換為另外一組不相關(guān)的變量。選取前幾個(gè)方差最大的主成分，這樣達(dá)到了因子分析較少變量個(gè)數(shù)的目的，同時(shí)又能與較少的變量反映原有變量的絕大多數(shù)的信息。

2.3.1 因子分析

因子分析是從眾多的原始變量中重構(gòu)少數(shù)幾個(gè)具有代表意義的因子變量的過程，其潛在的要求是原有變量之間要具有比較強(qiáng)的相關(guān)性。本研究采用KMO檢驗(yàn)和Bartlett檢驗(yàn)對(duì)變量進(jìn)行篩選，見表2。

表2 KMO和Bartlett的檢驗(yàn)Tab.2 KMO and Bartlett′s test

按照“KMO值≥0.5，Sig.＝0，且Bartlett′s檢驗(yàn)變量的取值很大表示拒絕零假設(shè)，適合做因子分析”的條件引入所有的備選變量，發(fā)現(xiàn)滿足檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)，故上述6個(gè)候選變量適合全部進(jìn)行因子分析。然后根據(jù)相關(guān)性大小對(duì)變量進(jìn)行分組，將相關(guān)性較強(qiáng)的歸為一類，不同類變量的相關(guān)性比較低，每一類變量代表一個(gè)“共同因子”。根據(jù)得到的主成分及其特征根（見表3）可以看出，前3個(gè)因子的特征根大于1，其余3個(gè)因子特征根皆小于1，可忽略不計(jì)。由此，選前3個(gè)因子作為公共因子，它們的累計(jì)貢獻(xiàn)率達(dá)到65.897%。

表3 解釋的總方差Tab.3 Interpretation of the total variance

在對(duì)因子的載荷矩陣進(jìn)行分析時(shí)發(fā)現(xiàn)：這3個(gè)因子的實(shí)際意義彼此很難區(qū)分，為使因子的含義更加明確，本研究采用方差最大化法對(duì)因子進(jìn)行旋轉(zhuǎn)。經(jīng)過正交旋轉(zhuǎn)之后的因子載荷矩陣見表4。

表4 旋轉(zhuǎn)成分矩陣Tab.4 Rotate the component matrix

2.3.2 成分得分系數(shù)矩陣

由表4可知高管薪酬比例、資產(chǎn)負(fù)債率和資產(chǎn)規(guī)模在第1主成分上有較高的載荷；高管持股比例和經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)在第2主成分上有較高的載荷；凈資產(chǎn)收益率由第3主成分基本反映。所以提取3個(gè)主成分是可以基本反映全部指標(biāo)的信息，所以決定用3個(gè)新變量來代替原來的6個(gè)變量。成分得分系數(shù)矩陣見表5。

2.3.3 主成分綜合模型

由表5得到如下模型：

表5 成分得分系數(shù)矩陣Tab.5 Component score coefficient matrix

以每個(gè)主成分的方差貢獻(xiàn)率占累積貢獻(xiàn)率的比值作為權(quán)重，得出主成分綜合模型，即高管過度自信的綜合指標(biāo)的確定：FConfidence＝0.199G1＋0.223G2＋0.241 7R1＋0.207 2R2＋0.163 8L＋0.155 3lnT。根據(jù)選取的樣本數(shù)計(jì)算出FConfidence的得分，用得到的FConfidence的值來表示高管的自信程度，F(xiàn)Confidence的值越大高管越自信。

管理者過度自信是指管理者在決策過程中傾向于認(rèn)為自己的決策能力超出一般水平，并高估個(gè)人信息的準(zhǔn)確性。公司高管優(yōu)越于平均效應(yīng)的心理傾向影響其個(gè)體歸因判斷，其更可能將好的結(jié)果歸功于自己，而將失敗的結(jié)果歸咎于運(yùn)氣不好。在黃蓮琴的研究中用企業(yè)景氣指數(shù)與企業(yè)家信心指數(shù)之比值來反映高管的自信，把該比值大于1的定義為過度自信，否則為適度自信［11-12］。本研究借鑒這種方法，鑒于平均值容易受異常值的影響，不夠穩(wěn)健，所以把大于FConfidence中位數(shù)的樣本稱為過度自信樣本，把小于FConfidence中位數(shù)的樣本稱為適度自信樣本。

2.3.4 因素分析

根據(jù)選取的樣本數(shù)，同時(shí)把F1，F(xiàn)2，F(xiàn)3的值一并算出，大于FConfidence中位數(shù)的樣本數(shù)為744個(gè)。通過對(duì)FConfidence，F(xiàn)1，F(xiàn)2，F(xiàn)3的得分排名可分析得出：一是在FConfidence得分越高的情況下，F(xiàn)1的得分也越高，這說明在影響管理者過度自信的因素中高管薪酬比例、資產(chǎn)負(fù)債率和資產(chǎn)規(guī)模占有重要地位，即高管薪酬越高、資產(chǎn)負(fù)債率越高、資產(chǎn)規(guī)模越大，管理者就越過度自信；二是高管持股比例與經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)為第2個(gè)重要因素，即在高管薪酬、資產(chǎn)負(fù)債率、資產(chǎn)規(guī)模一定的前提下，高管持股越多、經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)越大，則管理者越過度自信。

3 結(jié)論與啟示

隨著行為公司財(cái)務(wù)學(xué)研究的逐漸興起，基于管理者過度自信的后續(xù)研究正成為現(xiàn)代財(cái)務(wù)理論研究的一個(gè)新的發(fā)展方向，正是基于這一研究背景，通過分析所處行業(yè)風(fēng)險(xiǎn)、資產(chǎn)負(fù)債率、公司的資產(chǎn)規(guī)模、凈資產(chǎn)收益率、管理者持股比例和管理者薪酬比例這6個(gè)財(cái)務(wù)指標(biāo)，通過主成分分析確定權(quán)數(shù)得出一個(gè)新的衡量高管過度自信的綜合指標(biāo)，并用此綜合指標(biāo)作為高管過度自信的替代變量進(jìn)行后續(xù)研究。

對(duì)于得出的高管過度自信的這個(gè)綜合指標(biāo)，根據(jù)權(quán)數(shù)可以看出：若該公司高管的薪水水平相對(duì)較高，則高管在日常的經(jīng)濟(jì)決策中會(huì)傾向于表現(xiàn)過度自信；若公司的凈資產(chǎn)收益率較高，說明該公司投資帶來的收益越高，則該公司的高管就會(huì)越自信。

本研究貢獻(xiàn)體現(xiàn)在并沒有采取一貫的用單個(gè)指標(biāo)表示高管過度自信的方法，而是綜合多種財(cái)務(wù)指標(biāo)得出高管過度自信的綜合評(píng)價(jià)指數(shù)。雖然這個(gè)綜合指數(shù)存在一定的缺陷，但仍給高管過度自信變量的衡量提供了新的視角，同時(shí)也有助于高管過度自信的后續(xù)研究。

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