孫 杰

一、引言

如何科學(xué)持有現(xiàn)金是現(xiàn)代公司財務(wù)中的一個重要問題。近年來，學(xué)者從不同視角對企業(yè)現(xiàn)金持有量進行了大量研究和探索，總結(jié)出解釋企業(yè)現(xiàn)金持有行為的權(quán)衡理論、信息不對稱理論、代理理論。然而不論是權(quán)衡理論還是信息不對稱理論和代理理論都是建立在管理者是理性人假設(shè)之上的。心理學(xué)和經(jīng)濟實驗顯示，人普遍存在過度自信，并非完全理性，在自我評價時總是認為自己的能力要高于平均水平。對于公司理者來說，過度自信更為嚴重。Russo和Schoemaker（1999）發(fā)現(xiàn)，99%以上的管理人員都高估了自己的經(jīng)營能力和企業(yè)的盈利能力并且這種對自己能力的過度自信導(dǎo)致企業(yè)家常常采取激進的財務(wù)行為。顯然，管理者非理性行為對理性人假設(shè)產(chǎn)生了質(zhì)疑，學(xué)者們開始探討管理者的非理性行為尤其是過度自信行為對企業(yè)融資決策的影響。

關(guān)于管理者過度自信與企業(yè)融資決策的關(guān)系，Shefrin（1999）從理論上分析了管理者過度自信與企業(yè)債務(wù)融資的關(guān)系，當過度自信的管理者對未來投資收益的估計過高時，導(dǎo)致管理者不愿意與新股東分享公司的未來收益，因而他們更愿意發(fā)行債務(wù)而不是發(fā)行股票進行融資。然而這方面的實證文獻卻比較稀缺，主要是因為衡量管理者過度自信的替代變量不夠理想。西方學(xué)者常使用管理者行權(quán)期內(nèi)持有本公司的股票或股票期權(quán)的數(shù)量是否凈增長作為衡量管理者是否過度自信的指標。然而，由于實施這種激勵機制公司還比較少，該方法并不適合我國。本文借鑒余明桂、夏新平、鄒振松（2006）的研究，用企業(yè)的景氣指數(shù)來衡量管理者過度自信程度，以2006-2010年在上海證券交易所和深圳證券交易所掛牌交易且發(fā)行A股的上市公司為樣本，并控制其他影響因素以后，實證分析管理者的自信程度與企業(yè)現(xiàn)金持有水平的關(guān)系。

二、研究假設(shè)

經(jīng)典的資本結(jié)構(gòu)理論模型，都是建立在理性人假設(shè)基礎(chǔ)上的，權(quán)衡理論認為企業(yè)存在最優(yōu)資本結(jié)構(gòu)，企業(yè)融資決策應(yīng)以最優(yōu)資本結(jié)構(gòu)為目標而不斷調(diào)整。然而，現(xiàn)實生活中人們的行為決策和理性人假設(shè)存在較大差異，如過分樂觀和過度自信。尤其是企業(yè)的管理者可能高估自己的能力和決策水平，低估企業(yè)面臨的風(fēng)險，這些特征會導(dǎo)致企業(yè)采取激進的投資行為和財務(wù)決策。當管理者對未來投資收益預(yù)期過高時，往往會產(chǎn)生過度投資行為，因此管理者往往會持有大量現(xiàn)金。此時，非理性的管理者持有大量現(xiàn)金主要是為了確保抓住自己非?？春玫耐顿Y項目。另外，過度自信的管理者會高估他們自己為企業(yè)創(chuàng)造價值的能力，并因此認為市場會低估了公司發(fā)行的證券價值，這種對未來收益的過高估計，使得管理者不愿意與新股東分享公司的未來收益選擇內(nèi)源融資。Malmendier和 Tate（2005）研究發(fā)現(xiàn)，過度自信的管理者對公司投資項目收益高估而對投資風(fēng)險的低估會產(chǎn)生公司價值被市場低估的判斷，從而不愿意用公司的股票來進行并購，而傾向于用公司內(nèi)部資金進行并購。

根據(jù)以上分析，我們提出本文的研究假設(shè)：管理者自信程度與企業(yè)現(xiàn)金持有水平正相關(guān)。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

我們以2005年12月31日前在滬深兩市發(fā)行A股的公司為研究樣本，2006-2010年為研究期間，剔除了金融公司、連續(xù)虧損的公司和資料不全的公司，最后853家樣本公司。

本文所使用的研究數(shù)據(jù)除衡量管理者自信程度的企業(yè)景氣指數(shù)來自于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站（http：//www.stats.gov.cn），其余數(shù)據(jù)全部來源于國泰安公司的CSMAR交易數(shù)據(jù)庫。

（二）變量定義與計量

1.被解釋變量——cash holdings?，F(xiàn)金持有比率，現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物/凈資產(chǎn)。凈資產(chǎn)為總資產(chǎn)扣除現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物的余額（Opler等，1999）（以下凈資產(chǎn)的定義相同）。

2.解釋變量

本文借鑒余明桂、夏新平、鄒振松（2006）衡量方法，用國家統(tǒng)計局網(wǎng)站披露的企業(yè)景氣指數(shù)表征管理者的過度自信程度（Overconfidence）。企業(yè)景氣指數(shù)也稱為企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營綜合景氣指數(shù)，它是根據(jù)企業(yè)家對當前企業(yè)生產(chǎn)運營情況和對未來發(fā)展趨勢的判斷預(yù)期編制的指數(shù)。指數(shù)每季度披露一次，以100作為景氣指數(shù)的臨界值，景氣指數(shù)大于100的，表明企業(yè)家對未來的經(jīng)營情況表示樂觀，數(shù)值范圍在0～200之間。在實證分析中，我們以年度指數(shù)表示管理者過度自信程度，年度指數(shù)為當年4個季度的平均值。

3.控制變量

我們參照楊興全、孫杰（2007）的成果，在回歸檢驗中控制了以下控制變量：

公司特征因素包括：（1）企業(yè)規(guī)模（size）：企業(yè)資產(chǎn)總額的自然對數(shù)。（2）財務(wù)杠桿（Lev）：負債總數(shù)/資產(chǎn)總數(shù)。（3）增長機會（M/B）：公司資產(chǎn)市值/資產(chǎn)的賬面價值。（4）現(xiàn)金流（Cashflow）：現(xiàn)金流/凈資產(chǎn)，我們以扣除利息、股利與所得稅的盈余加折舊費表征企業(yè)現(xiàn)金流。（5）現(xiàn)金替代物（Nwc）：凈營運資本 /凈資產(chǎn)。（6）銀行債務(wù)（Bankdebt）：（長期借款 +短期借款）/總負債。（7）股利支付啞變量（Dividend）：公司是否支付現(xiàn)金股利，是取1，否則為0。

公司治理因素包括：（1）董事會規(guī)模（Bsize）：全部董事人數(shù)。（2）獨立董事比例（Indiretor）：獨立董事人數(shù) /全部董事人數(shù)。（3）管理者持股比例（Mshare）：管理者持有的股數(shù)/總股數(shù)。

此外，本文研究樣本分屬不同行業(yè)，橫跨四年，所以我們還考慮行業(yè)因素和時間對現(xiàn)金持有的影響。按照國家統(tǒng)計局編制企業(yè)景氣指數(shù)劃分行業(yè)標準，我們用行業(yè)虛擬變量（Industry）來表示不同行業(yè)，得到7個行業(yè)虛擬變量。用年度虛擬變量（Year）來表示時間差異，以2006年為基準年，得到4個年度虛擬變量。

（三）模型的設(shè)立

本文的多元回歸模型如下：

其中a0為常數(shù)，β1為待估回歸系數(shù)，ε為模型的隨機干擾項。

四、實證分析

（一）變量的描述性統(tǒng)計

表1 樣本變量的描述性統(tǒng)計分析

表2數(shù)據(jù)顯示，度量管理者過度自信程度的企業(yè)景氣指數(shù)平均值為132.40，說明大多數(shù)管理者比較樂觀，即使是在經(jīng)濟危機最為嚴重的2008年，企業(yè)景氣指數(shù)也達到127.30。我國上市公司現(xiàn)金持有比例的均值為19.16%，說明我國上市公司的現(xiàn)金持有水平較高。財務(wù)杠桿比例差異較大，標準差達到了19.74；企業(yè)平均銀行債務(wù)比率為49.14%，說明我國企業(yè)融資渠道單一，對銀行依賴性較高。董事會規(guī)模平均在9人左右，管理者持股比例與獨立董事的比例都較低。

（二）回歸分析

首先，我們將管理者過度自信變量（Overconfidence）與被解釋變量進行二元回歸，回歸結(jié)果如表2模型1。Overconfidence的系數(shù)在1%的顯著性水平上顯著為正。這意味著，管理者過度自信程度的增加會顯著提高企業(yè)現(xiàn)金持有水平，這個結(jié)果支持了假設(shè)，即過度自信的管理者往往高估投資項目的盈利能力，低估決策的風(fēng)險，進而不愿意與新股東分享預(yù)期收益，從而采取內(nèi)源融資即持有大量現(xiàn)金來實施十分看好的投資機會。模型2中，我們加入了公司規(guī)模、財務(wù)杠桿、投資機會、現(xiàn)金流量、現(xiàn)金替代、銀行負債等控制變量，仍然得到了Overconfidence的系數(shù)在1%的顯著性水平上為正的結(jié)果?？刂谱兞颗c現(xiàn)金持有量的關(guān)系基本與楊興全和孫杰（2007）的研究結(jié)論一致。

由于我們的樣本是由跨年度和不同行業(yè)的觀測值構(gòu)成，為了排除Confidence與現(xiàn)金持有的關(guān)系可能僅僅是由時間趨勢產(chǎn)生的，我們又考慮了行業(yè)的影響，如模型3。模型4是在模型3的基礎(chǔ)上進一步考慮了時間的影響。最后我們?nèi)匀坏玫搅薕verconfidence在1%的顯著性水平上與現(xiàn)金持有顯著為正的結(jié)果。這些有力的支持了管理者的自信程度與現(xiàn)金持有水平正相關(guān)的預(yù)期假設(shè)。

表2 管理者過度自信與現(xiàn)金持有水平的檢驗

注：表中數(shù)據(jù)為系數(shù)估計值，括號內(nèi)為t值。*、**、***表示t值顯著性水平分別為：10%、5%、1%。N為樣本數(shù)。

（三）進一步的檢驗

根據(jù)前面的理論分析，我們考慮公司治理因素后進一步考察了管理者過度自信對現(xiàn)金持有量的影響?；貧w結(jié)果見表3

表3 管理者過度自信與現(xiàn)金持有水平的進一步檢驗

表3回歸結(jié)果表明，管理者過度自信與現(xiàn)金持有量正相關(guān)在考慮了公司治理因素（制度環(huán)境因素）后仍然顯著為正，結(jié)果具有穩(wěn)定性。公司治理變量與現(xiàn)金持有量的關(guān)系與楊興全、孫杰（2007）結(jié)論基本一致。

五、實證結(jié)論

本文基于行為金融視角，分析管理者的過度自信可能對企業(yè)的現(xiàn)金持有決策產(chǎn)生如何影響，運用以國家統(tǒng)計局公布的企業(yè)景氣指數(shù)來度量管理者過度自信程度，以2006-2010年滬深上市公司為樣本，在控制了影響現(xiàn)金持有的財務(wù)變量和公司治理變量后，實證驗證了管理者過度自信與現(xiàn)金持有顯著正相關(guān)。由此我們?yōu)楣芾碚叩倪^度自信影響企業(yè)現(xiàn)金持有行為的假說提供了經(jīng)驗證據(jù)。

本文研究意義表現(xiàn)在兩個方面：1本文實證分析檢驗管理者過度自信程度與企業(yè)現(xiàn)金持有水平顯著正相關(guān)，結(jié)果證明，除了企業(yè)財務(wù)特征、公司治理機制影響企業(yè)現(xiàn)金持有水平外，管理著個人特質(zhì)也是影響企業(yè)現(xiàn)金持有決策的重要因素，促進了現(xiàn)金持有影響因素的擴容，豐富了現(xiàn)金持有決定因素的研究。2管理者非理性的實證研究多集中于對企業(yè)投資決策的研究，對企業(yè)融資決策尤其是財務(wù)決策的實證研究是十分稀少的，本文的研究拓展和豐富了管理者非理性對企業(yè)融資決策的研究。

［1］Russo，J.E.and P.J.H.Schoemaker，“Managing Overconfidence”，Sloan Management Review，1999，（33）：7-17

［2］Shefrin，H.，“Behavioral Corporate Finance”，SSRN Working Paper，1999

［3］余明桂，夏新平，鄒振松.管理者過度自信與企業(yè)激進負債行為[J].管理世界，2006（11）：104-112

［4］Malmendier，U.and G..Tate，“CEO Overconfindence and Corporate Investment”，Journal of Finance，2005，（60）：2661～2700

［5］楊興全，孫杰.企業(yè)現(xiàn)金持有量影響因素研究[J].南開管理評論，2007，（6）：47-54