干勝道+賀易+肖亮

摘 要 演從行為財(cái)務(wù)的角度，以優(yōu)化資本配置為目的，研究管理者過(guò)度自信對(duì)企業(yè)金融化水平的影響。以2007～2015年間所有非金融類滬深A(yù)股上市公司為樣本，發(fā)現(xiàn)過(guò)度自信的管理者更偏好投資金融資產(chǎn)，較強(qiáng)的公司治理會(huì)制約管理者對(duì)金融資產(chǎn)的投資，國(guó)有企業(yè)以及企業(yè)所在地區(qū)市場(chǎng)化程度對(duì)二者關(guān)系有正向調(diào)節(jié)作用。

眼關(guān)鍵詞 演管理者過(guò)度自信；金融化水平；公司治理

[中圖分類號(hào)]F271.5 [文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼] A [文章編號(hào)]1673-0461（2018）02-0011-06

一、引 言

在2008年次貸危機(jī)爆發(fā)后，國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)受到?jīng)_擊，實(shí)體投資的收益率大幅下降，而金融業(yè)利潤(rùn)率卻居高不下，資本投資實(shí)業(yè)的意愿下降。隨著金融行業(yè)利潤(rùn)的不斷增長(zhǎng)與傳統(tǒng)行業(yè)持續(xù)走低，虛擬經(jīng)濟(jì)與實(shí)體經(jīng)濟(jì)的投資利潤(rùn)差距逐步加大，截止2014年底，工業(yè)企業(yè)主營(yíng)業(yè)務(wù)收入利潤(rùn)率不到6%① 。這使得企業(yè)將大量資金投資在金融領(lǐng)域及其他準(zhǔn)金融領(lǐng)域，中國(guó)經(jīng)濟(jì)開(kāi)始出現(xiàn)“脫實(shí)向虛”的局面?！敖鹑诨钡母拍钣纱颂岢?。非金融企業(yè)金融化指的是非金融企業(yè)將大量資源投入在日常生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)以外的金融領(lǐng)域，越來(lái)越依賴從金融領(lǐng)域獲取資金收益，進(jìn)而瓜分金融業(yè)利潤(rùn)。企業(yè)將經(jīng)濟(jì)中心轉(zhuǎn)向金融領(lǐng)域，一定程度上會(huì)“擠占”企業(yè)在主營(yíng)業(yè)務(wù)的投資。張成思（2016）研究發(fā)現(xiàn)這種“擠占”效應(yīng)在中國(guó)明顯存在，企業(yè)金融化水平的提高會(huì)導(dǎo)致實(shí)業(yè)投資率的下降[1]?？傮w而言，微觀定量研究非金融企業(yè)金融化水平的文獻(xiàn)較少。除受宏觀環(huán)境的影響外，非金融企業(yè)金融化水平很大程度是由企業(yè)自身追求的理念決定的（鄧超等，2017）[2]，因此有必要從企業(yè)高管層面研究金融化產(chǎn)生的原因。

Hayward et al. （1997）發(fā)現(xiàn)人類的心理、偏好以及認(rèn)知差異會(huì)影響到?jīng)Q策，其中過(guò)度自信也是一種心理認(rèn)知，它是指：人們高估自己的能力，使預(yù)期與實(shí)際發(fā)生了偏離[3]。先前文獻(xiàn)表明管理者過(guò)度自信容易擴(kuò)大投資規(guī)模，而本文是對(duì)過(guò)度自信管理者在投資資產(chǎn)類別上進(jìn)行進(jìn)一步細(xì)分，過(guò)度自信的管理者更偏好在資本市場(chǎng)上投資金融資產(chǎn)。企業(yè)將資金配置在金融領(lǐng)域的數(shù)量是企業(yè)投資決策的結(jié)果，企業(yè)的投資決策是由股東大會(huì)一致討論通過(guò)的，但現(xiàn)代企業(yè)中所有權(quán)與經(jīng)營(yíng)權(quán)的分離，所有者對(duì)管理者的約束往往是有限的（Fama&Jensen，1983）[4]，管理者擁有對(duì)資源的支配權(quán)，管理者的個(gè)人行為對(duì)投資決策產(chǎn)生重大影響，其中就包括投資金融資產(chǎn)方面。

本文研究金融化是從企業(yè)微觀層面，出于優(yōu)化資本配置（實(shí)業(yè)資本與虛擬資本比例的安排）的目的，基于管理者的角度，來(lái)探究過(guò)度自信對(duì)企業(yè)金融化水平的影響，同時(shí)考察公司治理水平、企業(yè)產(chǎn)權(quán)、企業(yè)所在地區(qū)市場(chǎng)化程度對(duì)二者之間關(guān)系產(chǎn)生的影響。該研究從新的角度解釋了企業(yè)金融化水平理論，為企業(yè)金融化理論研究提供了實(shí)證參考。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

先前文獻(xiàn)表明過(guò)度自信的管理者會(huì)對(duì)企業(yè)投資決策產(chǎn)生影響，具體表現(xiàn)為：會(huì)增加企業(yè)總投資水平，增加企業(yè)投資風(fēng)險(xiǎn)（馬潤(rùn)平，2012；陳夙等，2014）[5-6]，但是還沒(méi)有文獻(xiàn)探究管理者過(guò)度自信是否影響企業(yè)金融化水平，企業(yè)投資金融領(lǐng)域的行為體現(xiàn)了對(duì)企業(yè)不擅長(zhǎng)領(lǐng)域的“隔行取利”，屬于高風(fēng)險(xiǎn)行為。

本文認(rèn)為管理者過(guò)度自信會(huì)對(duì)非金融企業(yè)金融化水平帶來(lái)影響，主要出于以下原因：首先，管理者過(guò)度自信會(huì)低估投資收益的風(fēng)險(xiǎn)，認(rèn)為自己能夠很好把控風(fēng)險(xiǎn)（Shefrinh，2001）[7]。Hirshleifer et al. （2012）也發(fā)現(xiàn)過(guò)度自信的管理者更偏好在風(fēng)險(xiǎn)類具有創(chuàng)新的項(xiàng)目上投資[8]。金融資產(chǎn)的投資收益波動(dòng)大，不具有持續(xù)性，因此金融投資是高風(fēng)險(xiǎn)高收益的投資（胡聰慧等，2015）[9]。過(guò)度自信的管理者偏好高風(fēng)險(xiǎn)，更容易采取激進(jìn)的投資策略，更多關(guān)注到金融投資帶來(lái)的收益，而低估金融投資帶來(lái)的風(fēng)險(xiǎn)。其次，管理者過(guò)度自信會(huì)更易采取多元化戰(zhàn)略（Malmendler et al.， 2015）[10]。面對(duì)金融行業(yè)利潤(rùn)高漲，過(guò)度自信的管理者可能突破主業(yè)，涉足金融行業(yè)，以期獲得更高收益。即使面對(duì)從未涉足過(guò)的金融領(lǐng)域，過(guò)度自信的管理者仍會(huì)高估自身能力，認(rèn)為自己同樣能在金融業(yè)獲得成功，從而低估了多元化投資帶來(lái)的風(fēng)險(xiǎn)。第三， 過(guò)度自信的管理者會(huì)高估企業(yè)價(jià)值，總認(rèn)為公司股價(jià)被低估了（Heaton，2002）[11]。因此當(dāng)主營(yíng)業(yè)務(wù)的利潤(rùn)空間縮小時(shí)，管理者會(huì)企圖短期在金融市場(chǎng)上獲得收益來(lái)提高企業(yè)整體經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)，以期在資本市場(chǎng)上獲得公眾認(rèn)可，股價(jià)有良好的表現(xiàn)，同時(shí)可以滿足自身業(yè)績(jī)考核要求，獲得更多個(gè)人利益，因此過(guò)度自信的管理者更易采取激進(jìn)的投資策略，加大對(duì)于金融資產(chǎn)的投資?；谌缟戏治觯疚奶岢鲆韵录僭O(shè)：

H1：管理者過(guò)度自信的企業(yè)，其金融化水平更高。

現(xiàn)代企業(yè)制度所有權(quán)與控制權(quán)分離，形成代理成本。公司治理的核心目的就是降低代理成本，解決委托人與代理人之間矛盾（Fama&Jensen，1983）[4]。企業(yè)進(jìn)行金融化資產(chǎn)投資的物質(zhì)基礎(chǔ)是自由現(xiàn)金流量囤積于企業(yè)閑置的資金，如果低效配置在公司不擅長(zhǎng)的領(lǐng)域會(huì)帶來(lái)較低的效率，則帶來(lái)了較高的代理成本。若公司治理水平高，董事會(huì)、所有者、高層管理者之間利益形成制衡關(guān)系，公司的治理主體在決策過(guò)程中對(duì)管理層強(qiáng)有力的監(jiān)督，會(huì)削弱管理者決策獨(dú)立性，約束管理者非理性行為對(duì)公司決策的影響，在一定程度上會(huì)限制管理者將大量資金投資到金融領(lǐng)域，提高公司投資決策效率。所有者通過(guò)公司治理機(jī)制對(duì)管理者有效的監(jiān)督使管理者更著眼于企業(yè)核心業(yè)務(wù)長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展，而不是通過(guò)加大金融市場(chǎng)的投資，在不擅長(zhǎng)的金融領(lǐng)域獲得不穩(wěn)定的投資收益。因此，提出以下假設(shè)：

H2：公司治理水平負(fù)向調(diào)節(jié)管理者過(guò)度自信與金融化水平的關(guān)系。

企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)決策產(chǎn)生影響，由于國(guó)有企業(yè)股權(quán)集中度高，所有者缺位現(xiàn)象嚴(yán)重，未對(duì)管理者形成實(shí)質(zhì)監(jiān)督（干勝道，2008）[12]。國(guó)有企業(yè)在經(jīng)營(yíng)效率治理水平上落后于非國(guó)有企業(yè)。研究發(fā)現(xiàn)國(guó)有企業(yè)管理者的權(quán)利更大，公司的投資決策往往陷入“內(nèi)部人控制”的局面。管理者利用信息不對(duì)稱，將多余資金配置在金融資產(chǎn)上（干勝道等，2016） [13]。所有者對(duì)管理者的約束力度不夠，公司決策更易受到管理者個(gè)人非理性行為影響。因此，提出以下假設(shè)：endprint

H3：相對(duì)非國(guó)有企業(yè)，國(guó)有企業(yè)中管理者過(guò)度自信對(duì)金融化水平的正向作用越明顯。

根據(jù)區(qū)域經(jīng)濟(jì)理論，國(guó)民經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展的同時(shí)，區(qū)域之間的經(jīng)濟(jì)差距會(huì)加大，不同地區(qū)的金融資源稟賦有差異，區(qū)域“趨異”是經(jīng)濟(jì)金融化發(fā)展的必然現(xiàn)象（張秀生等，2008）[14]。市場(chǎng)化程度體現(xiàn)在要素市場(chǎng)以及市場(chǎng)中介組織發(fā)育程度等方面。如果地區(qū)的市場(chǎng)化程度越高，金融中介機(jī)構(gòu)的發(fā)育程度越高，金融創(chuàng)新能力高，那么企業(yè)可選擇的金融產(chǎn)品就越豐富，企業(yè)就有更多機(jī)會(huì)進(jìn)行金融產(chǎn)品投資，地區(qū)金融化水平一定程度可能影響企業(yè)金融化水平。

H4：相對(duì)市場(chǎng)化較低的地區(qū)，市場(chǎng)化水平越高，管理者過(guò)度自信對(duì)金融化水平的正向作用越明顯。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇、數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取2007～2015年間所有滬深A(yù)股上市公司作為研究樣本，剔除金融保險(xiǎn)類上市公司、ST財(cái)務(wù)異常、以及財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)缺失的上市公司樣本，由于房地產(chǎn)企業(yè)屬于準(zhǔn)金融企業(yè)，因此也將其剔除，最終獲得16066個(gè)公司-年度截面數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)分析運(yùn)用stata12.0，為消除數(shù)據(jù)極端值對(duì)整體結(jié)果的影響，回歸中對(duì)變量前后進(jìn)行0.5%縮尾，。相關(guān)財(cái)務(wù)指標(biāo)數(shù)據(jù)主要來(lái)源于同花順金融數(shù)據(jù)庫(kù)（IFinD）和國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)（CSMAR），部分財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來(lái)源于巨潮資訊網(wǎng)（http：//www.cninfo.com.cn）整理取得。

（二）變量定義、模型設(shè)計(jì)

1.主要變量說(shuō)明

金融化水平：本文運(yùn)用金融化資產(chǎn)比重法：金融化資產(chǎn)與總資產(chǎn)之比衡量企業(yè)金融化水平，該方法有利于反映財(cái)務(wù)資源在虛擬資本中的配置比重（干勝道，2016） [13]。與企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則中對(duì)金融資產(chǎn)的規(guī)定有所區(qū)別，金融化資產(chǎn)不包括金融資產(chǎn)中貨幣資金項(xiàng)目，因?yàn)樨泿刨Y金項(xiàng)目的持有目的大多用于企業(yè)日常生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)，并未帶來(lái)資本增值。金融化資產(chǎn)是為追求資本增值而持有的，其主要包括：交易性金融資產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)、長(zhǎng)期股權(quán)投資、投資性房地產(chǎn)、持有至到期投資、應(yīng)收股利、應(yīng)收利息。

管理者自信程度度量：高管薪酬比例來(lái)衡量管理者過(guò)度自信，大于中位數(shù)取1，反之為0 （Hayward，1997；姜付秀2009）[3，15]。Hayward（1997）研究得出管理者過(guò)度自信程度與其所獲得的薪金有高度正相關(guān)，薪酬越高說(shuō)明其地位越重要，越容易產(chǎn)生夸大自我的心態(tài)[3]。管理者薪酬越高說(shuō)明其控制影響力越強(qiáng)。本文用薪酬最高的前三名高管的薪酬之和與高管薪酬總額的比來(lái)衡量管理者在企業(yè)中的重要性，若高于中位數(shù)，說(shuō)明高管在管理團(tuán)隊(duì)中的重要性高，掌控資源的能力強(qiáng)，管理者個(gè)人行為對(duì)企業(yè)決策的影響更大。

公司治理度量：公司治理指數(shù)借鑒（李明輝2013）[16]衡量公司治理水平的做法，該指數(shù)越大說(shuō)明公司治理水平越高。將六個(gè)公司治理的特征用虛擬變量表示：{1}董事會(huì)規(guī)模： 董事會(huì)人數(shù)大于當(dāng)年非金融類上市公司的董事會(huì)人數(shù)的中位數(shù)，取1，反之取0。{2}董事會(huì)獨(dú)立性：獨(dú)立董事比例大于當(dāng)年非金融類上市公司獨(dú)立董事比例的中位數(shù)，取1，反之取0。{3}董事會(huì)勤勉程度：年度召開(kāi)董事會(huì)會(huì)議次數(shù)大于當(dāng)年非金融類上市公司召開(kāi)董事會(huì)會(huì)議次數(shù)的中位數(shù)，取1，反之取0。{4}專業(yè)委員會(huì)設(shè)置情況：同時(shí)設(shè)立審計(jì)、薪酬、提名、戰(zhàn)略與業(yè)績(jī)考核四個(gè)委員會(huì)，取1，不齊全取0。{5}股東大會(huì)出席率：年度股東大會(huì)出席率大于本年度非金融類上市公司中位數(shù)，取1，反之取0。{6}兩職分離：董事長(zhǎng)與總經(jīng)理不是同一人，取1，是同一人，取0（見(jiàn)表1）。

2.模型設(shè)計(jì)

為驗(yàn)證假設(shè)1，構(gòu)建檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?）：

Far=β0+β1Overcon+β2Soe+β3Size+β4Index+β5Lev+β6Roe+β7Big1+β8Z_score+β9Market+β10Yeardum+β11Industrydum+εi，t（1）

為驗(yàn)證假設(shè)2，生成交互項(xiàng)Index* Overcon，構(gòu)建檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?）：

Far=β0+β1Overcon+β2Index*Overcon+β3Soe+β4Size+β5Index+β6Lev+β7Roe+β8Big1+β9Z_score+β10Market+β11Yeardum+β12Industrydum+ε（2）

為驗(yàn)證假設(shè)3，生成交互項(xiàng)Soe* Overcon，構(gòu)建檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?）：

Far=β0+β1Overcon+β2Soe*Overcon+β3Soe+β4Size+β5Index+β6Lev+β7Roe+β8Big1+β9Z_score+β10Market+β11Yeardum+β12Industrydum+ε（3）

為驗(yàn)證假設(shè)4，生成交互項(xiàng)Market* Overcon，構(gòu)建檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?）：

Far=β0+β1Overcon+β2Market*Overcon+β3Soe+β4Size+β5Index+β6Lev+β7Roe+β8Big1+β9Z_score+β10Market+β11Yeardum+β12Industrydum+ε（4）

四、實(shí)證結(jié)果及分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析

表2是各變量的描述性統(tǒng)計(jì)。從樣本觀察值來(lái)看，F(xiàn)ar均值為0.063，中位數(shù)為0.022，說(shuō)明我國(guó)不同上市公司金融化水平有較大差異；Index均值為3.215，標(biāo)準(zhǔn)差為1.113，說(shuō)明上市公司治理水平參差不齊。通過(guò)表3的皮爾遜系數(shù)表可初步斷定管理者自信程度與企業(yè)金融化水平具有正向關(guān)系，公司治理水平與企業(yè)金融化水平具有負(fù)向關(guān)系，這為后文的回歸分析提供了良好的預(yù)測(cè)，為防止各變量之間存在多重共線性影響估計(jì)結(jié)果的干擾，用方差膨脹因子（VIF）來(lái)反映變量之間多重共線性程度，方差膨脹因子最大值為1.51，小于10，因此可得出變量間不存在多重共線性關(guān)系。endprint

（二）回歸分析（見(jiàn)表4）

為驗(yàn)證假設(shè)1，對(duì)全樣本進(jìn)行OLS回歸，控制了上市公司所在行業(yè)和年度，模型1顯示管理者過(guò)度自信在1%（t=5.61）的水平上和企業(yè)金融化水平顯著正相關(guān)，說(shuō)明過(guò)度自信的管理者更偏好投資高風(fēng)險(xiǎn)的金融領(lǐng)域的項(xiàng)目，以期獲得更高的投資收益，因此配置在金融領(lǐng)域的資金越多。因此管理者越自信，企業(yè)的金融化水平越高，驗(yàn)證了假設(shè)1。

第2列可以看出，公司治理指數(shù)系數(shù)為

-0.001，在10%水平上顯著，交互項(xiàng)Index*Overcon系數(shù)為-0.003，在5%（t=-2.19）水平上顯著，與預(yù)期相符，說(shuō)明高的公司治理水平對(duì)管理者行為形成了制約和監(jiān)督，降低管理者決策自由性，削弱了管理者個(gè)人非理性行為對(duì)公司投資決策的影響，因此，公司治理水平越高，管理者過(guò)度自信對(duì)企業(yè)金融化水平作用越小。第3列看出，交互項(xiàng)Soe*Overcon系數(shù)為0.009 ，在1%（t=2.82）水平上顯著正相關(guān)，同時(shí)高管自信程度（Overcon）在5%的水平上顯著，因此可以認(rèn)為在國(guó)有企業(yè)里，管理者過(guò)度自信對(duì)金融化水平的正向作用會(huì)加強(qiáng)。第4列看出Market*Overcon系數(shù)為0.006，在10%（t=1.94）水平上顯著正相關(guān)，說(shuō)明市場(chǎng)化程度越高，管理者借助市場(chǎng)的優(yōu)勢(shì)更容易投資金融資產(chǎn)，管理者過(guò)度自信對(duì)金融化水平的正向作用會(huì)加強(qiáng)。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）內(nèi)生性問(wèn)題

管理者過(guò)度自信與企業(yè)的金融化水平之間很可能受到多種其它因素的共同作用，由于這些因素不可觀測(cè)且相互交錯(cuò)，導(dǎo)致管理者過(guò)度自信存在很高的自我選擇。如企業(yè)規(guī)模較大，負(fù)債程度低，企業(yè)的抗風(fēng)險(xiǎn)能力強(qiáng)，管理者因?yàn)槠髽I(yè)自身因素產(chǎn)生過(guò)度自信，同時(shí)也影響企業(yè)的金融化水平，從而導(dǎo)致管理者過(guò)度自信的內(nèi)生性問(wèn)題。這一問(wèn)題的直接忽視很可能導(dǎo)致估計(jì)的回歸結(jié)果產(chǎn)生偏誤。因此本文運(yùn)用傾向匹配得分法（Propensity Score Matching，PSM）來(lái)解決這一問(wèn)題。首先，運(yùn)用基于模型（1）的Logit回歸模型，即模型（5），采用逐步回歸分析法確定影響管理者過(guò)度自信的公司層面特征。

Logit（Povercom）=β0+β1Soe+β2Size+β3Index+β4Lev+β5Roe+β6Big1+β7Z_score+β8Market+εi，t（5）

其次，根據(jù)PSM法的假設(shè)平行與共同支撐假設(shè)，采用最常見(jiàn)的最近鄰匹配、半徑匹配和核匹配三種方法，通過(guò)影響管理者過(guò)度自信的企業(yè)層面因素進(jìn)行配對(duì)。最終形成了管理者過(guò)度自信組（處理組）與管理者非過(guò)度自信組（控制組）。從圖1可以看出在匹配后處理組和控制組的差異性相比較于匹配前顯著減少，并且匹配后的[%bias]都小于5%，匹配的平行效果較好。

表5基于三種匹配方法檢驗(yàn)證明，經(jīng)過(guò)多種因素綜合匹配之后，企業(yè)的金融化水平在管理者過(guò)度自信時(shí)與非自信時(shí)在1%的水平上顯著不同。證明了管理者過(guò)度自信對(duì)于企業(yè)金融化有一個(gè)顯著的正相關(guān)關(guān)系，從而使得假設(shè)1得到再次驗(yàn)證，本文結(jié)果更加穩(wěn)健。

（二）其他穩(wěn)健性測(cè)試

為使得本文的結(jié)論更加穩(wěn)健，我們做了如下測(cè)試（由于篇幅問(wèn)題，以下檢驗(yàn)結(jié)果省略）。

◇管理者過(guò)度自信指標(biāo)替代：將Hayward et al對(duì)管理者過(guò)度自信衡量方法替換原文方法：若企業(yè)當(dāng)年度盈利預(yù)測(cè)超過(guò)實(shí)際盈利水平，即可認(rèn)定管理者過(guò)度自信。由于部分上市公司未對(duì)盈利預(yù)測(cè)進(jìn)行披露，最終得到10 193個(gè)樣本觀察值。回歸發(fā)現(xiàn)管理者過(guò)度自信與企業(yè)金融化水平有顯著的正相關(guān)關(guān)系，結(jié)果依然是穩(wěn)健的。

◇考慮企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量的影響：方紅星等（2013）提出內(nèi)部控制與公司治理都會(huì)影響企業(yè)投資決策，并發(fā)揮著不同效應(yīng)[18]。加入“迪博·中國(guó)上市公司內(nèi)部控制指數(shù)”后，自變量仍在1%（t=4.78）水平上顯著與企業(yè)金融化水平正相關(guān)，最終結(jié)論保持不變。

六、研究結(jié)論

以滬深A(yù)股非金融企業(yè)為樣本，研究管理者過(guò)度自信對(duì)企業(yè)金融化水平的影響，發(fā)現(xiàn)過(guò)度自信的管理者因?yàn)榈凸澜鹑谑袌?chǎng)風(fēng)險(xiǎn)，高估企業(yè)自身價(jià)值，導(dǎo)致企業(yè)金融化水平的上升。合理的公司治理制度安排可以約束管理者過(guò)度投資金融資產(chǎn)的激進(jìn)行為，同時(shí)國(guó)有企業(yè)與市場(chǎng)化水平對(duì)于管理者與企業(yè)過(guò)度自信有正向調(diào)節(jié)效應(yīng)。

以往文獻(xiàn)多是對(duì)企業(yè)金融化現(xiàn)象進(jìn)行描述，而本文研究管理者過(guò)度自信對(duì)企業(yè)金融化水平的影響。實(shí)證發(fā)現(xiàn)過(guò)度自信的管理者更偏好投資金融資產(chǎn)，而金融資產(chǎn)的盈虧受外部環(huán)境影響較大，過(guò)多投資金融資產(chǎn)會(huì)無(wú)形加大非金融企業(yè)的投資風(fēng)險(xiǎn)。研究還發(fā)現(xiàn)公司治理制度可以約束管理者對(duì)金融資產(chǎn)的過(guò)度投資，促使企業(yè)回歸主業(yè)。研究結(jié)論對(duì)企業(yè)管理具有實(shí)際意義：上市公司應(yīng)不斷完善公司治理制度，約束管理者大量投資金融資產(chǎn)的行為，不斷培育與主營(yíng)業(yè)務(wù)相關(guān)的核心能力。尤其在國(guó)有企業(yè)與市場(chǎng)化水平較高的地方，更應(yīng)加強(qiáng)對(duì)管理者的監(jiān)管，對(duì)企業(yè)資金在金融活動(dòng)與經(jīng)營(yíng)活動(dòng)配置比例進(jìn)行有效監(jiān)督，使企業(yè)整體風(fēng)險(xiǎn)控制在合理范圍內(nèi)。

[參考文獻(xiàn)]

[1] 張成思，張步曇. 中國(guó)實(shí)業(yè)投資率下降之謎：經(jīng)濟(jì)金融化視角 [J].經(jīng)濟(jì)研究，2016（12）：32-46.

[2] 鄧超，張梅，唐瑩. 中國(guó)非金融企業(yè)金融化的影響因素分析[J].財(cái)經(jīng)理論與實(shí)踐，2017（2）：2-8.

[3] Hayward M L A，Hambrick D C. Explaining the premiums paid for large acquisitions： Evidence of CEO hubris[J]. Administrative Science Quarterly，1997： 103-127.

[4] Fama E F，Jensen M C. Agency problems and residual claims[J]. The Journal of law & Economics，1983，26（2）： 327-349.endprint

[5] 馬潤(rùn)平，李悅，楊英，等. 公司管理者過(guò)度自信，過(guò)度投資行為與治理機(jī)制——來(lái)自中國(guó)上市公司的證據(jù)[J]. 證券市場(chǎng)導(dǎo)報(bào)，2012（6）： 38-43.

[6] 陳夙，吳俊杰. 管理者過(guò)度自信，董事會(huì)結(jié)構(gòu)與企業(yè)投融資風(fēng)險(xiǎn)——基于上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J]. 中國(guó)軟科學(xué)，2014（6）： 109-116.

[7] Shefrin H. Behavioral corporate finance[J]. Journal of applied corporate finance，2001，14（3）.

[8] Hirshleifer D，Low A，Teoh S H. Are overconfident CEOs better innovators[J]. The Journal of Finance，2012，67（4）： 1457-1498.

[9] 胡聰慧，燕翔，鄭建明. 有限注意，上市公司金融投資與股票回報(bào)率[J]. 會(huì)計(jì)研究，2015 （10）： 82-88.

[10] Malmendier U，Tate G. Behavioral CEOs： The role of managerial overconfidence[J]. The Journal of Economic Perspectives，2015，29（4）： 37-60.

[11] Heaton J B. Managerial optimism and corporate finance[J]. Financial management，2002： 33-45.

[12] 干勝道.自由現(xiàn)金流量專題研究 [M].大連：東北財(cái)經(jīng)大學(xué)出版社，2009：54-55.

[13] 干勝道，陳妍村，王文兵. 非金融業(yè)上市公司過(guò)度金融化治理研究[J].財(cái)會(huì)月刊，2016（34）：3-5.

[14] 張秀生，陳慧女. 論中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距的現(xiàn)狀，成因，影響與對(duì)策[J]. 經(jīng)濟(jì)評(píng)論，2008（2）： 53-57.

[15] 姜付秀，張敏，陸正飛，等. 管理者過(guò)度自信，企業(yè)擴(kuò)張與財(cái)務(wù)困境[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2009 （1）： 131-143.

[16] 李明輝，劉笑霞. 客戶重要性與審計(jì)質(zhì)量關(guān)系研究： 公司治理的調(diào)節(jié)作用[J]. 財(cái)經(jīng)研究，2013，39（3）： 64-74.

[17] 楊興全，張麗平，吳昊旻. 市場(chǎng)化進(jìn)程，管理層權(quán)力與公司現(xiàn)金持有[J]. 南開(kāi)管理評(píng)論，2014（2）： 34-45.

[18] 方紅星， 金玉娜. 公司治理，內(nèi)部控制與非效率投資： 理論分析與經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J]. 會(huì)計(jì)研究， 2013（7）： 63-69.endprint