蔣薇薇　趙增耀　王喜1

摘要：本文在擯棄理性經(jīng)濟人假設(shè)下，以2008-2013年進行過年度業(yè)績預(yù)告的118家深市中小板上市公司為樣本，研究企業(yè)家過度自信、股權(quán)制衡對商業(yè)信用投放的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)過度自信的企業(yè)家商業(yè)信用投放更多，而股權(quán)制衡可以有效約束這一行為。

關(guān)鍵詞：企業(yè)家過度自信；股權(quán)制衡；商業(yè)信用

中圖分類號：F27923文獻標識碼：B

一、引言

長期以來，資金短缺問題一直制約著民營企業(yè)的進一步發(fā)展。在信貸有限情況下，一部分企業(yè)利用商業(yè)信用降低了融資約束，有效地提高了自身的規(guī)模效率（石曉軍和張順明，2010； Biais and Gollier，1997）；一部分企業(yè)利用商業(yè)信用，促進了產(chǎn)品銷售（陸正飛和楊德明，2011）。

在解釋商業(yè)信用影響因素的大量文獻中，學(xué)者們大多關(guān)注了宏觀因素（貨幣政策、銀行信貸和金融危機等）（Meltzer， 1960，余明桂和潘紅波，2010）、產(chǎn)業(yè)因素（陸正飛和楊德明，2011；Fisman and Raturi，2004；張新民等，2012）與企業(yè)因素（企業(yè)規(guī)模、經(jīng)營年限和成長性等）（Cunat，2007；Bougheas，S，SMateut and PMizen，2009， 史建平等，2010）等的影響，對企業(yè)家的作用卻鮮有涉及。民營企業(yè)的企業(yè)家大多集所有權(quán)、經(jīng)營權(quán)于一身，其自身的異質(zhì)性特征必然會對企業(yè)的商業(yè)信用行為產(chǎn)生影響。

傳統(tǒng)理論均隱含的假設(shè)決策者是追求效用最大化和符合貝葉斯法則的理性人，所做的決策是理性的，而實際上，人們在現(xiàn)實中所作的經(jīng)濟決策并不一定是理性的，往往會出現(xiàn)過度自信（overconfidence）等心理特征，許多經(jīng)濟學(xué)和心理學(xué)的研究也證明了這一規(guī)律（Weinstein N，1980）。過度自信是指由于受到諸如信念、情緒、偏見和感覺等主觀心理因素的影響，人們往往過于相信自己的判斷能力，高估成功、低估失敗，而這種傾向在高層管理者中表現(xiàn)更為突出（Camere and Lovallo，1999；Moore and Kim，2003）。

大量研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)家的過度自信特征會扭曲企業(yè)投資決策（余明桂等，2006），那么商業(yè)信用的投放是否同樣受到企業(yè)家過度自信特征的影響？更為重要的是，企業(yè)家過度自信是否因民營企業(yè)公司治理結(jié)構(gòu)的差異而有所不同？對于這兩個問題，學(xué)界雖然有不少研究，但仍有一些問題需要進一步研究，本文擬透過股權(quán)制衡對企業(yè)家過度自信與商業(yè)信用的關(guān)系作進一步探索。

二、理論分析和研究假設(shè)

（一）企業(yè)家過度自信與商業(yè)信用投放

關(guān)于企業(yè)家非理性對公司投資的影響，Roll（1986）做出了開創(chuàng)性的貢獻。他用管理者自大假說來進行解釋，認為過度自信的企業(yè)家有過度投資的沖動。這一結(jié)論得到很多文獻的證實。例如，Malmendier and Tate（2005）的實證研究發(fā)現(xiàn)：當公司擁有充足的內(nèi)部資金時，過度自信的企業(yè)家會進行過度投資；Heaton（2002）認為，樂觀的管理者會高估他們自己為公司創(chuàng)造價值的能力并高估公司投資項目所能帶來的現(xiàn)金流，從而進行過度投資；王霞等（2008）指出，過度自信的管理者對融資活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流有更高的敏感性，傾向于過度投資。

過度自信的企業(yè)家會高估公司投資項目的盈利能力并低估投資項目的風險（Malmendier and Tate，2005；Merrow etal，1981；Statman and Tyzoon，1985；Malmendier and Tate，2003）。在這一心理作用的驅(qū)使下，他們在制定擴張決策時，會高估自己的經(jīng)營能力和企業(yè)的盈利能力（Russo，1992），樂觀地認為自己總能成功（Cooper，AC. et al，1988）。Langer（1975）、Weinstein（1980）以及March和Shapira（1987）的研究也證實選擇了投資項目的CEO可能存在控制幻覺（Illusion of control），嚴重低估投資項目失敗的可能性。

商業(yè)信用也是企業(yè)的一種投資行為。企業(yè)在銷售商品后通過提供商業(yè)信用延期收取款項，一方面贏得了客戶搶占了先機，擴大了企業(yè)的經(jīng)營規(guī)模；同時更為重要的是占領(lǐng)了市場，提高了企業(yè)的競爭力。對于這一投資行為，過度自信的企業(yè)家存在過度樂觀現(xiàn)象（Statman and Tyzoon，1985），會高估商業(yè)信用提供給企業(yè)帶來的現(xiàn)實收益；同時由于過度自信，他們傾向于高估自己的能力（Gervais etal，2002），低估商業(yè)信用所帶來的風險。因此，過度自信的企業(yè)家在進行權(quán)衡后，會提高商業(yè)信用的使用力度。為此提出假設(shè)1：

H1：與企業(yè)家非過度自信的公司相比，企業(yè)家過度自信的公司商業(yè)信用投放更多。

（二）股權(quán)制衡、企業(yè)家過度自信與商業(yè)信用投放

20世紀90年代以來，國內(nèi)外學(xué)者開始關(guān)注多個大股東分權(quán)制衡的股權(quán)結(jié)構(gòu)形式對企業(yè)投資行為的影響，但并沒有直接證據(jù)表明股權(quán)制衡會對商業(yè)信用投放產(chǎn)生影響。本文認為股權(quán)制衡可以從以下兩個角度對商業(yè)信用的投放產(chǎn)生影響：

首先，公司股權(quán)制衡的產(chǎn)生可以發(fā)揮企業(yè)團體決策的功能，抑制個人行為（Jensen and Meckling，1976）。這是因為：當公司中同時存在多個持有一定比例股份、能夠參與到公司生產(chǎn)經(jīng)營以及決策的大股東時，任何大股東都無法獨自控制整個公司的生產(chǎn)經(jīng)營以及決策，即使是公司管理者也不例外（Bennedsen and Daniel，2000）。由于公司的任何決策都必須通過協(xié)商一致方能施行，這在一定程度上減少了控制權(quán)私有收益驅(qū)動的非效率投資行為。

其次，大股東的多元化能夠?qū)?jīng)理形成有效的監(jiān)督（Pagano and Roell，1998）。制衡股東會出于維護自身利益的目的，對第一大股東及管理層制定的投資決策實施更有效的監(jiān)督，以降低因個人因素所導(dǎo)致的非效率投資問題。陳信元等（2004）也發(fā)現(xiàn)， 股權(quán)制衡不僅對第一大股東的私利行為有更好的約束和監(jiān)督作用，同時也對公司管理者產(chǎn)生了一定的監(jiān)督制衡效用。由于外部大股東在公司治理中對內(nèi)部大股東（即控股股東）和管理層可以發(fā)揮有效的監(jiān)督職能，股權(quán)制衡程度高的公司具有更高的投資效率（Shleifer A， Vishnyr，1986），在一定程度上可以抑制管理者的非理性行為（Bennedsen and Daniel，2000）。

基于以上分析，本文提出假設(shè)2：

H2：在企業(yè)家過度自信的樣本中，股權(quán)制衡度高的企業(yè)商業(yè)信用投放少。

三、樣本與變量的界定

（一）樣本的建立

本文數(shù)據(jù)樣本選擇截至2007年12月31日設(shè)立的最終控制人類型始終為“民營控股”，且最終控制人可追溯到個人的中小板上市公司。之所以將研究樣本限定于此，主要是基于三個方面的考慮：其一，最終控制人未發(fā)生變更的企業(yè)相對來說處于一個比較穩(wěn)定的狀態(tài)，從而有著比較穩(wěn)定的研究基礎(chǔ)。其二，從研究主題的契合性來看，民營企業(yè)的企業(yè)家作為企業(yè)的發(fā)起者和主導(dǎo)者，往往集所有權(quán)、經(jīng)營權(quán)于一身，其個人特質(zhì)勢必會對企業(yè)的融資、投資、經(jīng)營活動產(chǎn)生影響。其三，從板塊構(gòu)成來看，中小板的主要組成部分為民營上市公司。根據(jù)國泰安數(shù)據(jù)庫和深交所公布的資料，截至到2013年12月31日，中小板上市公司總數(shù)為701家，而民營上市公司為557家，占整個板塊的7945%。因此，中小板已成為名副其實的“民營板”。

根據(jù)以上原則共篩選出126家企業(yè)，考慮到經(jīng)營狀況不穩(wěn)定企業(yè)的樣本值可能會給結(jié)果造成很大的偏差，剔除了3家ST和*ST企業(yè)，將余下的123家企業(yè)作為研究樣本。研究期間選為2008-2013年，這是因為2007年123家樣本在第三季報中披露業(yè)績預(yù)告的公司只有102家，至2008年擴容至118家。因此，最終的樣本數(shù)為118家。

本文財務(wù)數(shù)據(jù)采自國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫（wwwgtarsccom）、銳思金融研究數(shù)據(jù)庫（wwwressetcn）和深圳證券交易所公告數(shù)據(jù)。樣本統(tǒng)計分析運用 EVIEWS60 和 EXCEL軟件進行。

118家樣本地區(qū)與行業(yè)分布分別見表1和表2。

1.被解釋變量

商業(yè)信用（TC）。從投放角度，商業(yè)信用是企業(yè)在商品或勞務(wù)交易中，由于延期收款而向客戶提供的一種短期資金支持。按照形式不同可分為應(yīng)收賬款、應(yīng)收票據(jù)和預(yù)付款項三種。借鑒常用做法，本文對商業(yè)信用的衡量以總資產(chǎn)作為分母對商業(yè)信用投放總額進行標準化。該指標越大，說明企業(yè)商業(yè)信用投放越多。

2.解釋變量

企業(yè)家過度自信（OVERCON）。在本文中，最大的困難之一在于如何衡量企業(yè)家過度自信。從20世紀90年代末開始，一些學(xué)者進行了大膽的探索和嘗試，并提出了一些衡量方法?？紤]到數(shù)據(jù)的可獲取性，我國學(xué)者常用的方法有三：一是CEO持股法（郝穎等，2005；饒育蕾和王建新，2010），二是企業(yè)景氣指數(shù)法（余明桂等，2006），三是企業(yè)盈利預(yù)測偏差法（曹向等，2013；姜付秀等，2009）。 第一種衡量方法是用CEO持股數(shù)據(jù)的變動來衡管理者過度自信水平。如果被給予股票期權(quán)激勵的CEO在期權(quán)到期后行權(quán)，甚至在任期內(nèi)買入公司股票，可認為他對公司后續(xù)運營持樂觀態(tài)度，認為公司價值將進一步增長，表明經(jīng)理人對自身的經(jīng)營水平過度自信。Malmendier and Tate（2005）在實證研究中曾采用此方法衡量經(jīng)理人過度自信的水平。由于本文研究對象為民營企業(yè)的企業(yè)家，他們本身就是企業(yè)的所有者，因此在本文中使用該法衡量企業(yè)家過度自信程度顯然不合適。于是，借鑒余明桂等（2006）的做法，本文選取后兩種方法衡量企業(yè)家過度自信程度。

企業(yè)景氣指數(shù)法。企業(yè)景氣指數(shù)又稱企業(yè)綜合生產(chǎn)經(jīng)營景氣指數(shù)，是根據(jù)企業(yè)家對于本企業(yè)綜合生產(chǎn)經(jīng)營情況的判斷與預(yù)期而編制的指數(shù)，用以反映企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營和行業(yè)發(fā)展的景氣狀況，并預(yù)測未來發(fā)展趨勢。該指數(shù)表現(xiàn)形式為純正數(shù)，取值范圍在0-200之間。100點為臨界值，當景氣指數(shù)大于100 點時，表明企業(yè)家對企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營和未來發(fā)展樂觀；當景氣指數(shù)小于100點時，表明企業(yè)家對企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營狀況和未來發(fā)展悲觀。

企業(yè)盈利預(yù)測偏差法。該方法根據(jù)上市公司的業(yè)績預(yù)測是否變化來判斷企業(yè)家是否過度自信（Lin et. al.，2005）。上市公司一般會在第三季報中從定性和定量兩個方面披露對當年的業(yè)績預(yù)計。在定性描述樣本中，如果樂觀預(yù)期（預(yù)增、預(yù)平、預(yù)盈、減虧）在事后變臉，即預(yù)告的業(yè)績與實際業(yè)績不一致，則將該公司的企業(yè)家視為過度自信；在定量描述樣本中，公司公布了盈利（虧損）預(yù)測的范圍或幅度，如果實際盈利（虧損）業(yè)績低于（高于）業(yè)績預(yù)測的范圍或幅度，則定義為企業(yè)家過度自信。

對比上述兩種方法，本文認為企業(yè)景氣指數(shù)法更能反映企業(yè)家的過度自信特征。因此實證分析時，選擇企業(yè)景氣指數(shù)法度量企業(yè)家過度自信程度?？紤]到結(jié)果的可靠性，采用企業(yè)盈利預(yù)測偏差法進行穩(wěn)健性檢驗。進一步，本文選擇企業(yè)年度景氣指數(shù)衡量企業(yè)家過度自信水平。由于原始的景氣指數(shù)每季度批露一次，因此以當年 4個季度的平均值計算確定企業(yè)年度景氣指數(shù)。企業(yè)景氣指數(shù)原始數(shù)據(jù)來源于新浪財經(jīng)中國宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)庫。

股權(quán)制衡度（EQU）。股權(quán)制衡是指由幾個大股東分享控制權(quán)，通過內(nèi)部牽制使得任何一個大股東都無法單獨控制企業(yè)的決策，從而達到相互監(jiān)督的股權(quán)安排模式?，F(xiàn)有文獻對股權(quán)制衡的衡量方法不盡相同，概括而言可分為持股比例法和持股比例比值法兩種。持股比例法是選取第一大股東持股比例或者其他制衡股東持股比例（之和）進行衡量。常用的有第一大股東持股比例（H1）、第二大股東持股比例、第二到第五大股東持股比例之和以及第二到第十大股東持股比例之和；持股比例比值法則使用二者之間相互的比值確定股權(quán)制衡度。常用指標有Z指數(shù)（第一大股東持股比例/第二大股東持股比例）、第二到第五大股東持股比例之和與第一大股東持股比例的比值以及第二到第十大股東持股比例之和與第一大股東持股比例的比值。選取哪一種指標關(guān)鍵在于對制衡股東的認定。由于本文研究對象股權(quán)高度集中，因此借鑒白重恩等（2005）的做法，引入第二到第十大股東持股比例之和衡量公司股權(quán)制衡度。該指標越大，第一大股東的控股程度就越小，第一大股東受到其他大股東的制衡力度越強，越可能制約大股東行為。

3.控制變量

銀行信用（LOAN）。借鑒常用做法，本文采用銀行貸款（包括短期和長期）與總資產(chǎn)的比例表示企業(yè)從銀行處獲得的信貸支持。這一數(shù)值越大，說明企業(yè)獲得的銀行信貸越多。

企業(yè)規(guī)模（SIZE）。借鑒余明桂（2008）和陸正飛（2011）等的做法，選用總資產(chǎn)的自然對數(shù)反映企業(yè)規(guī)模。這一指標越大，說明企業(yè)規(guī)模越大。陸正飛等（2011）認為商業(yè)信用的大量存在源于買方強勢。基于競爭性動機，企業(yè)會為信用良好的買方提供大量商業(yè)信用。因此，預(yù)計企業(yè)規(guī)模與商業(yè)信用投放負相關(guān)。

盈利能力（PROFIT）。企業(yè)的盈利能力越高，一方面可為企業(yè)商業(yè)信用投放提供一定的資本支持；另一方面，為了擴大企業(yè)的生產(chǎn)能力、占領(lǐng)更大的市場，企業(yè)可能進行大量的投資。因此預(yù)計盈利能力和商業(yè)信用投放正相關(guān)。本文選擇銷售凈利率作為企業(yè)盈利能力的替代變量，這一比例越高說明企業(yè)盈利能力越強。

經(jīng)營年限（PERIOD）。本文采用企業(yè)實際上市年限表示企業(yè)經(jīng)營年限。預(yù)計經(jīng)營年限長的企業(yè)商業(yè)信用投放多。

模型中解釋變量、控制變量與被解釋變量相關(guān)關(guān)系符號預(yù)期列示見表4。

從表5可以看出，商業(yè)信用投放水平TC的均值為1997%，不僅高于美國20世紀90年代初的水平，而且高于滬深兩市全部上市公司2007～2011年18%的均值水平，說明我國中小板上市公司商業(yè)信用投放額度較多；衡量企業(yè)家過度自信的變量OVERCON均值為1286233，說明企業(yè)家過度自信水平一般；反映股權(quán)制衡度的指標（EQU）均值為2621%，說明第二至第十大大股東持股比例之和均值為2621%；控制變量銀行信貸水平（LOAN）、企業(yè)規(guī)模（SIZE）、盈利能力（PROFIT）和企業(yè)經(jīng)營年限（PERIOD）的均值分別為1783%、211941、94727和44322。從標準差、最大值和最小值看，除企業(yè)規(guī)模外，其他變量差異都較大。

（二）實證結(jié)果與分析

為避免出現(xiàn)偽回歸，本文對面板模型進行單位根檢驗，結(jié)果（見表6）顯示模型的原始數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的，可以進行回歸分析。

利用Eviews60軟件對兩個模型進行回歸分析，結(jié)果如表7所示。

從Hausman檢驗來看，模型1和2的Hausman值分別為148538和165466，并在5%水平上顯著，說明結(jié)果拒絕了隨機效應(yīng)的假設(shè)。再加上兩個模型的擬合優(yōu)度都較好，F(xiàn)值顯著，因此最終選擇建立個體固定效應(yīng)回歸模型，具體結(jié)果如表7第二列和第四列所示。

由表7給出的結(jié)果看，兩個模型中變量系數(shù)前的符號均和前文預(yù)測一致。

在模型1中，反映企業(yè)家過度自信的變量OVERCON系數(shù)為正，且在1%水平上顯著。說明與企業(yè)家非過度自信的公司相比，企業(yè)家過度自信的公司商業(yè)信用投放更多，即企業(yè)家過度自信程度與企業(yè)商業(yè)信用投放顯著正相關(guān)，假設(shè)1得到驗證。

在模型2 中，反映企業(yè)家過度自信的變量OVERCON與反映股權(quán)制衡度的變量EQU的交叉項系數(shù)為負，并通過了5%水平的顯著性檢驗，表明在企業(yè)家過度自信的樣本中，股權(quán)制衡度高的企業(yè)商業(yè)信用投放少，從而支持了假設(shè)2。

在兩個模型中，反映企業(yè)銀行信用水平的變量LOAN符號為正，且都通過了顯著性檢驗，說明獲得銀行信貸多的企業(yè)，商業(yè)信用投放多。這驗證了Stiglitz（1981）的結(jié)論：容易獲得信貸的企業(yè)會傾向于較多的提供商業(yè)信用給難以獲得信貸的企業(yè)。反映企業(yè)經(jīng)營年限（PERIOD）的變量在兩個模型中都顯著正相關(guān)，說明經(jīng)營年限越長的企業(yè)，商業(yè)信用投放越多。反映企業(yè)盈利能力的變量在模型2中通過了顯著性檢驗，說明盈利能力強的企業(yè)，商業(yè)信用投放多。企業(yè)規(guī)模對商業(yè)信用投放的影響未能通過顯著性檢驗。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗以上結(jié)果的可靠性，本文采用以下方法進行穩(wěn)健性檢驗：

（1）以上市公司的年度業(yè)績預(yù)告是否變化來定義企業(yè)家的過度自信程度，對模型1重新回歸。OVERCON在這里是虛擬變量，如果上市公司在三季度報告中進行的年度業(yè)績預(yù)告事后變臉，或?qū)嶋H盈利（虧損）小于（大于）預(yù)告水平，則將其企業(yè)家定義為過度自信，將OVERCON賦值為 1，否則為0。

（2）借鑒劉銀國（2012）的做法，以第二至第五大股東持股比例作為反映股權(quán)制衡度的替代變量，對模型2重新回歸。

從表8可以看出，模型同樣符合固定效應(yīng)；檢驗結(jié)果與表7中的檢驗結(jié)果類似，基本支持了假設(shè)1和假設(shè) 2。

五、結(jié)論

隨著行為學(xué)的興起，管理者非理性日益受到學(xué)者們的關(guān)注。本文在擯棄理性經(jīng)濟人假設(shè)下，以2008～2013年進行過年度業(yè)績預(yù)告的118家深市中小板上市公司為樣本，研究了企業(yè)家過度自信、股權(quán)制衡對商業(yè)信用投放的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)企業(yè)家過度自信是影響企業(yè)商業(yè)信用投放的重要因素。過度自信的企業(yè)家商業(yè)信用投放多，而股權(quán)制衡度可以有效約束這一行為。合理的股權(quán)安排可以規(guī)范企業(yè)家行為，從而使企業(yè)家能夠更加有效地做出有利于公司利益的決策，進而削弱過度自信等非理性因素的影響。不僅如此，在研究中我們還發(fā)現(xiàn)那些銀行信貸獲得多的企業(yè)，其商業(yè)信用投放也多，這證實了Schwartz（1974）的發(fā)現(xiàn)：容易從銀行獲得融資的企業(yè)愿意向那些難以從銀行獲得融資的客戶投放商業(yè)信用。

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（責任編輯：張曦）