三峽大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院 林 青 李 瑋

管理者過度自信對治理主體干預(yù)效果的負(fù)調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

三峽大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院 林 青 李 瑋

本文以2011-2014年滬深A(yù)股上市公司為研究樣本，分析了財務(wù)風(fēng)險控制過程中管理者過度自信對政府，股東會干預(yù)效果的調(diào)節(jié)效應(yīng)，研究表明：管理者過度自信引發(fā)財務(wù)風(fēng)險，股東會干預(yù)可以緩解公司的財務(wù)風(fēng)險，政府控制加大了公司的財務(wù)風(fēng)險；進(jìn)一步分析表明，當(dāng)存在管理者過度自信時，股東會不再發(fā)揮緩解財務(wù)風(fēng)險的作用，而政府控制公司更容易陷入財務(wù)困境。這些經(jīng)驗證據(jù)表明要真正避免管理者過度自信所帶來的損失，只是單純引入治理因素是不夠的，應(yīng)當(dāng)從“人”的角度出發(fā)，更多關(guān)注管理者的心理調(diào)節(jié)。

管理者過度自信 治理主體 財務(wù)風(fēng)險

一、引言

為使管理者更好的服務(wù)于股東，現(xiàn)代公司治理理論基于代理（Agency）、利益相關(guān)者（Stakeholders）、仆人（Stewardship）假設(shè)提出一系列治理制度安排，并付諸實踐。即使這樣，依然有許多公司爆發(fā)財務(wù)危機(jī)。從一些典型的案例發(fā)生過程分析，危機(jī)不是因為公司治理質(zhì)量問題，如2012年發(fā)生巨額虧損事件的美國摩根大通 (JP Morgan Chase&Co)，而是由管理者對環(huán)境認(rèn)知的過度自信（Overconfidence）與環(huán)境實際發(fā)生了自身無法調(diào)節(jié)的心理沖突所引致的。心理學(xué)研究表明，過度自信是人類有限理性的重要表現(xiàn)之一。過度自信，是指人們存在“優(yōu)于平均”的心里情感傾向（Weinstein,1980;Alicke,1985等）。這種內(nèi)心深處的心理情感特征影響了個體行為的歸因判斷。與普通人相比，公司管理者因在控制資源、話語權(quán)方面具有優(yōu)勢，更易表現(xiàn)出過度自信（Kruger，1999）。組織心理學(xué)，把過度自信定義為高集體效能，即組織處于自我評價超過所處環(huán)境對其評價的狀態(tài)。集體效能（Collective Efficacy）是指團(tuán)體成員對團(tuán)體能力的判斷或?qū)ν瓿杉磳⒌絹淼墓ぷ鞯募w能力的評價。財務(wù)行為理論認(rèn)為，管理者過度自信能導(dǎo)致公司不合理的財務(wù)決策，使公司陷入財務(wù)困境（姜付秀等，2009；畢曉方等，2015）。這種觀點(diǎn)對現(xiàn)代公司治理理論提出了挑戰(zhàn)?，F(xiàn)代公司治理理論強(qiáng)調(diào)，治理主體的監(jiān)督與干預(yù)，能夠降低管理者不合理決策的風(fēng)險。二者之間存在邏輯矛盾?，F(xiàn)實中一些公認(rèn)為好治理的公司仍發(fā)生財務(wù)風(fēng)險事件，也印證了這一邏輯矛盾的存在。意味著，管理者過度自信對治理主體的治理效果存在某種負(fù)向調(diào)節(jié)效應(yīng)的可能。而現(xiàn)有公司治理文獻(xiàn)和財務(wù)行為理論文獻(xiàn)沒有對這種負(fù)向調(diào)節(jié)效應(yīng)的過程機(jī)理給予揭示和論述。為此，本文試圖在這一方面做進(jìn)一步的研究和探討。

二、理論分析與研究假設(shè)

從已有文獻(xiàn)看，直接探討過度自信與公司財務(wù)風(fēng)險關(guān)系的文獻(xiàn)不多，更多的研究過度自信所引起的具體財務(wù)行為。如Roll(1986)提出了“自負(fù)假說”，對管理者過度自信對企業(yè)并購行為的影響進(jìn)行探討，找到了在沒有協(xié)同收益的情況下過度自信的管理者同樣會實施并購的證據(jù)；Heaton（2002）研究管理者過度自信對公司投資活動影響時發(fā)現(xiàn)，在自有資金充足時，過度自信的管理者會選擇NPV為負(fù)的項目，而在自有資金不足時拒絕NPV為正的項目；Malmendier和Tate（2005）通過實證分析驗證了Heaton（2002）的推論，認(rèn)為過度自信的管理者更容易過度投資，過度投資行為具有現(xiàn)金流敏感性；余明桂等（2006）發(fā)現(xiàn)，過度自信的管理者傾向于激進(jìn)的財務(wù)政策。這些研究結(jié)論都為管理者過度自信導(dǎo)致公司面臨財務(wù)風(fēng)險提供了間接證據(jù)。姜付秀等（2009）研究了管理者過度自信對企業(yè)擴(kuò)張的影響，以及由此產(chǎn)生的財務(wù)風(fēng)險，認(rèn)為過度自信的管理者所實施的擴(kuò)張行為會加大企業(yè)的財務(wù)風(fēng)險，增加企業(yè)陷入財務(wù)困境的概率。畢曉方等（2015）對產(chǎn)業(yè)政策影響高管自信及企業(yè)流動性風(fēng)險的機(jī)理進(jìn)行分析時發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)政策會使管理者的過度自信持續(xù)膨脹,進(jìn)而加劇其對資源配置的認(rèn)知偏差,導(dǎo)致企業(yè)流動性風(fēng)險失控。由此可推知，管理者過度自信是公司面臨財務(wù)風(fēng)險的重要原因。這一結(jié)論對現(xiàn)代公司治理理論構(gòu)成了挑戰(zhàn)。

現(xiàn)代公司治理理論認(rèn)為，治理主體在公司治理當(dāng)中處于核心地位，治理主體的監(jiān)督與干預(yù)能夠抑制管理者的機(jī)會主義傾向，從而減少管理者“道德風(fēng)險”給公司帶來的損失（周杰等，2011；章細(xì)貞等，2014）。但現(xiàn)實中依然有許多與上述結(jié)論相悖的事件發(fā)生，如中航油投機(jī)石油期權(quán)巨額虧損事件，雷曼兄弟過度涉足次級貸款破產(chǎn)，以及摩根大通“合成信貸”虧損事件。這些公司都具有良好的公司治理和內(nèi)部控制體系，并且在危機(jī)爆發(fā)之前都有輝煌的成就，并且其管理層在對外部形勢判斷上都表現(xiàn)出過度自信的心理特征。由此可推論，管理者過度自信削弱了治理主體的治理效果。為驗證這一推論，提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：管理者過度自信易導(dǎo)致公司財務(wù)風(fēng)險

假設(shè)2：治理主體干預(yù)可以緩解公司財務(wù)風(fēng)險

假設(shè)3：管理者存在過度自信心理時，治理主體干預(yù)不再發(fā)揮緩解公司財務(wù)風(fēng)險的作用

三、研究設(shè)計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源 本文以2011-2014年滬深A(yù)股上市公司為研究樣本，并進(jìn)行了如下篩選：首先，為了防止IPO的影響，本文選擇了在2010年12月31日以前上市的公司；并且剔除了金融，保險類上市公司，以及ST，*ST類公司；其次，剔除了在觀測區(qū)間內(nèi)沒有發(fā)布業(yè)績預(yù)告的公司，這類公司因沒有發(fā)布業(yè)績預(yù)告難于判斷管理者是否存在過度自信；最后，剔除了觀測區(qū)間內(nèi)缺失業(yè)績值的公司，以及資產(chǎn)負(fù)債率大于100%的公司。最終得到了809家樣本公司的3236個觀測值。本文的研究數(shù)據(jù)來自WIND金融咨詢數(shù)據(jù)庫，統(tǒng)計分析軟件為SPSS19.0。

（二）變量定義

（1）被解釋變量。本文的被解釋變量為財務(wù)風(fēng)險，本文選擇Z值衡量財務(wù)風(fēng)險，它是由紐約大學(xué)斯特恩商學(xué)院教授Edward Altman在1968年提出來的，它由5變量計算而得，計算公式為1.2×營運(yùn)資金/總資產(chǎn)+1.4×留存收益/總資產(chǎn)+3.3×息稅前利潤/總資產(chǎn)+0.6×股票總市值/負(fù)債賬面價值+0.999×銷售收入/總資產(chǎn)×100。該指標(biāo)取自WIND數(shù)據(jù)庫，該指標(biāo)越大，表明公司陷入財務(wù)困境的可能性越小，與傳統(tǒng)的財務(wù)比率相比，該指標(biāo)將公司的財務(wù)經(jīng)營狀況結(jié)合起來，更好反映了公司當(dāng)前所面臨的風(fēng)險。

（2）解釋變量。本文的解釋變量包括反映管理者過度自信的變量（Conf）和治理主體變量。關(guān)于管理者過度自信的衡量，目前主要包括：高管持股狀況（Malmendier和Tate，2005）；企業(yè)盈利預(yù)測偏差（Lin，Hu和Chen，2005）；管理者相對薪酬（姜付秀等，2009）；相關(guān)主流媒體對高管的評價（Malmendier和Tate，2008）；企業(yè)景氣指數(shù)（余明桂等，2006)等衡量方法。

上述方法都從不同角度刻畫了管理者過度自信這一特征，但都或多或少受到其他因素干擾，比如增持股票的高管可能是獲得了某種內(nèi)部信息，或是分紅配股；高管的相對薪酬過高也可能與內(nèi)部人控制有關(guān)；主流媒體評價，其度量內(nèi)涵模糊，標(biāo)準(zhǔn)不統(tǒng)一；企業(yè)景氣指數(shù)按行業(yè)發(fā)布難以反映公司的個體差異。相比較而言，采用企業(yè)盈利預(yù)測偏差則受到的干擾因素要少得多，并且它也是區(qū)別過度自信與代理問題的標(biāo)志（Heaton，2002）。目前，許多國家都有要求上市公司披露盈利預(yù)測的規(guī)定。證監(jiān)會于2002年開始，正式要求上市公司披露盈利預(yù)測指標(biāo)，使得該指標(biāo)數(shù)據(jù)很容易獲取。因此，本文選擇該方法作為衡量管理者過度自信的指標(biāo)?？紤]到各年實際情況的差異，如果公司當(dāng)年盈利預(yù)測高于實際業(yè)績，則僅認(rèn)定樣本公司管理則當(dāng)年存在過度自信，其他觀測年份不作為過度自信考慮。

按照這一思路，在WIND數(shù)據(jù)庫中收集了樣本觀測區(qū)間內(nèi)上市公司的年度業(yè)績預(yù)告類型數(shù)據(jù)。業(yè)績預(yù)告類型包括樂觀預(yù)告：“預(yù)增”、“略增”、“續(xù)盈”、“扭虧”4種；悲觀預(yù)告：“首虧”、“續(xù)虧”“略減”、“預(yù)減”4種和“不確定”。以盈利預(yù)測偏差度量過度自信（馬潤平，李悅等，2012）：凈利潤預(yù)告“預(yù)增”，且實際增長率小于50%；凈利潤預(yù)告“略增”，且實際增長率小于0；凈利潤預(yù)告“續(xù)盈或扭虧”，且實際值為負(fù)；凈利潤預(yù)告“略減”，且實際值減少超過50%。滿足上述任一情況時，過度自信變量取1，否則取0。

治理主體變量包括：（1）政府控制虛擬變量（Gov），公司為國有企業(yè)時，Gov值取1；否則取0。由于國有企業(yè)缺乏有效的治理主體，導(dǎo)致公司陷入“內(nèi)部人控制”。預(yù)期該指標(biāo)回歸系數(shù)為“-”；（2）股權(quán)集中度（Top1），其取值為第一大股東持股比例來衡量。隨著控股股東持股比例的提高，控股股東更有能力和意愿采取措施對管理者進(jìn)行監(jiān)督，從而減小公司陷入財務(wù)困境的可能性，因此本文預(yù)期該指標(biāo)回歸系數(shù)的符號“+”；（3）股權(quán)制衡度(Balance)，以第二大至第十大股東持股比例之和/第一大股東持股比例來衡量，股權(quán)相對制衡，可以避免“一股獨(dú)大”的局面，從而使股東會的決策更加科學(xué)合理，因此本文預(yù)期該指標(biāo)回歸系數(shù)符號為“+”。

（3）控制變量。本文引入成長性（Growth）和凈資產(chǎn)收益率（Roe）作為控制變量。公司的成長性用營業(yè)收入增長率來衡量，通常認(rèn)為該指標(biāo)越大，說明公司成長越快，公司不確定性更大，因而陷入財務(wù)風(fēng)險的可能性越大（于富生，張敏等，2008），因此本文預(yù)期該指標(biāo)回歸系數(shù)的符號為“-”；公司凈資產(chǎn)收益率越高，表明公司持續(xù)獲利能力越強(qiáng)，越不容易陷入財務(wù)困境，因此本文預(yù)期該招標(biāo)回歸系數(shù)符號為“+”。

（三）模型構(gòu)建 為了驗證假設(shè)，本文構(gòu)建如下回歸模型：

模型1，模型2和模型4分別對應(yīng)本文提出的3個假設(shè)，模型3主要研究管理者過度自信變量對公司財務(wù)風(fēng)險的影響是否受治理主體變量干擾，模型4中Gov*Conf，Top1*Conf，Blance*Conf，代表治理主體變量與過度自信變量的交互項，Indus和Year分別表示行業(yè)和年度虛擬變量用于研究過度自信對治理主體干預(yù)效果的調(diào)節(jié)效應(yīng)，由于過度自信變量是類別變量，本文采用分組回歸的方法對假設(shè)3進(jìn)行驗證。

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計 為了比較有無管理者過度自信的公司財務(wù)風(fēng)險是否存在顯著差異，本文對樣本進(jìn)行了分組統(tǒng)計分析，分組依據(jù)為管理者是否存在過度自信，表1報告了相應(yīng)的統(tǒng)計結(jié)果。由表1可以看出，在觀測區(qū)間內(nèi)，有263個樣本表現(xiàn)出過對自信，表明平均每12家公司當(dāng)中就有一家公司管理者存在過度自信心理，過度自信樣本公司所對應(yīng)的公司Z值平均為5.677，小于沒有過度自信樣本公司平均Z值8.881，就均值而言兩組觀測值中的樣本公司平均都處在相對安全的區(qū)域，這可能由于本文在進(jìn)行數(shù)據(jù)篩選時剔除了ST，*ST類上市公司和資不抵債（資產(chǎn)負(fù)債率大于100%）的公司，使得保留下來的樣本公司財務(wù)狀況較為良好的緣故。另外，兩組觀測值當(dāng)中的治理主體變量幾乎沒有差別。

表1 分組統(tǒng)計分析

為了進(jìn)一步比較兩組樣本均值的差異，本文進(jìn)行了獨(dú)立樣本T檢驗分析，表2報告了T檢驗的結(jié)果，從表2可以看出，Z值所對應(yīng)的t統(tǒng)計量都在1%的水平上顯著，而治理主體變量均未通過獨(dú)立樣本T檢驗，檢驗結(jié)果表明，過度自信樣本的財務(wù)風(fēng)險顯著高于非過度自信樣本，并且不受公司治理主體變量的影響。

表2 獨(dú)立樣本T檢驗分析

（二）相關(guān)性分析 為了初步研究變量間的關(guān)系，本文進(jìn)行了相關(guān)分析，表3報告了相關(guān)分析的結(jié)果。從表3可以看出，過度自信與Z值負(fù)相關(guān)，表明管理者過度自信加大了財務(wù)風(fēng)險、政府干預(yù)，股權(quán)集中變量與Z值負(fù)相關(guān)，表明政府干預(yù)和股權(quán)過度集中不能緩解公司財務(wù)風(fēng)險；股權(quán)制衡度變量與Z值正相關(guān)，表明股權(quán)相對制衡對于公司降低財務(wù)風(fēng)險是有益的；控制變量方面，成長性和凈資產(chǎn)收益率變量均與Z值正相關(guān)。

由于相關(guān)分析沒有考慮樣本數(shù)據(jù)由于行業(yè)與年度上的差異，因此，上述分析只是提供了一個初步的結(jié)論，要進(jìn)一步分析管理者過度自信，治理主體干預(yù)與公司財務(wù)風(fēng)險之間的聯(lián)系，還需要進(jìn)行回歸分析。

表3 相關(guān)分析

（三）回歸分析 表4報告了模型1和模型2的回歸結(jié)果，從表4可以看出，過度自信與Z值回歸系數(shù)為負(fù)，并且在1%水平上顯著，與之前的預(yù)期一致，假設(shè)1得到驗證，即管理者過度自信導(dǎo)致公司更容易面臨財務(wù)風(fēng)險，相比于其他的管理者而言，過度自信的管理者傾向于實施低效率的并購與投資活動，融資策略上也比較激進(jìn)，從而增加公司陷入財務(wù)困境的可能性。模型2中，治理主體變量的回歸結(jié)果與之前的預(yù)期一致，其中政府控制變量回歸系數(shù)為負(fù)，1%水平上顯著，表明國有企業(yè)由于所有者身份缺失，不能對公司管理層行使有效的監(jiān)督和控制，增加公司財務(wù)風(fēng)險；股權(quán)集中度變量回歸系數(shù)為正，但不顯著，表明較高股權(quán)集中的股東監(jiān)督和控制影響被其生成的另一種力量—“內(nèi)部人控制”影響抵減了，導(dǎo)致股權(quán)集中對財務(wù)風(fēng)險的影響效果不顯著；股權(quán)制衡度變量回歸系數(shù)為正，并且在1%水平上顯著，表明股權(quán)相對制衡有利于公司的科學(xué)決策，從而減少公司陷入財務(wù)困境的可能。控制變量方面，成長性回歸系數(shù)符號與預(yù)期不符，這一結(jié)果可能與本文的樣本期間有關(guān)，在這一期間，中國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新常態(tài)，告別了過去三十多年的高速增長，從而樣本公司的增長率普遍都在正常水平，從而不存在高增長帶來的不確定性，而相對較高增長率可能意味著更好的前景，因而風(fēng)險也更?。粌糍Y產(chǎn)收益率回歸系數(shù)符號為正，1%水平顯著，表明業(yè)績好的公司通常也很少有可能陷入財務(wù)困境。另外本文將過度自信變量與治理主體變量同時代入回歸模型進(jìn)行了回歸，各變量的符號與顯著性均未改變，表明管理者過度自信能夠獨(dú)立對公司財務(wù)風(fēng)險進(jìn)行影響，不受治理主體干預(yù)的影響。上述結(jié)果證明了假設(shè)1和假設(shè)2，管理者過度自信導(dǎo)致公司面臨財務(wù)風(fēng)險，有效的治理主體干預(yù)可以緩解公司財務(wù)風(fēng)險，而這種作用旨在解決代理問題，在管理者存在過度自信時是否仍然有用，需要進(jìn)一步探討。

表4 管理者過度自信，治理主體干預(yù)與財務(wù)風(fēng)險回歸結(jié)果

表5報告了分組回歸的結(jié)果：非過度自信樣本的治理主體干預(yù)效果明顯優(yōu)于過度自信樣本。具體表現(xiàn)在：政府控制變量回歸系數(shù)，兩組樣本均在1%水平上顯著，過度自信樣本回歸系數(shù)絕對值比較大。表明政府控制的企業(yè)中，由于國有所有者身份缺失，管理者過度自信放大了財務(wù)的風(fēng)險；股權(quán)集中度變量的回歸系數(shù)，過度自信樣本符號為負(fù)，表明當(dāng)管理者存在過度自信時，股權(quán)集中有對公司不利；管理者過度自信使得大股東對管理者的監(jiān)管和控制影響減弱了，對緩解公司財務(wù)風(fēng)險沒有實質(zhì)效果；股權(quán)制衡度變量的回歸系數(shù)，過度自信樣本符號為正，但不顯著，表明股權(quán)相對制衡時管理者過度自信心理影響公司科學(xué)決策。上述結(jié)果與本文之前的預(yù)期一致。控制變量方面，成長性變量在過度自信樣本中的回歸系數(shù)為負(fù)但不顯著，非過度自信樣本回歸系數(shù)為正且顯著，基本上與表3中的結(jié)論吻合，凈資產(chǎn)收益率回歸系數(shù)中，非過度自信樣本更為顯著，這是由于過度自信公司的盈利驅(qū)動來自財務(wù)杠桿，因此在創(chuàng)造價值的同時也伴隨著一些風(fēng)險。

上述回歸系數(shù)分析，驗證了本文假設(shè)3的觀點(diǎn)，即過度自信心理的存在使得治理主體干預(yù)效果受到削弱或抑制。由于股東和管理者都并非完全理性，因此股東很難判斷管理者的行為是否合理，使得治理主體的監(jiān)督干預(yù)不再有效，現(xiàn)代公司治理圍繞“理性人”所設(shè)計的治理機(jī)制此時也往往顯得“形式重于實質(zhì)”。

表5 管理者過度自信調(diào)節(jié)作用回歸結(jié)果

五、結(jié)論

本文以我國809家上市公司為研究樣本，研究了管理者過度自信在引致公司財務(wù)風(fēng)險過程中對治理主體作用效果的擾動現(xiàn)象，發(fā)現(xiàn)過度自信對治理主體抑制財務(wù)風(fēng)險的表現(xiàn)存在負(fù)向調(diào)節(jié)效應(yīng)證據(jù)。負(fù)向調(diào)節(jié)效應(yīng)中，管理者過度自信與治理主體變量是相互獨(dú)立的，前者不受后者約束。管理者過度自信引致公司財務(wù)風(fēng)險是因為過度自信、決策審慎性下降、決策疏忽之間存在因果關(guān)系。這一因果關(guān)系是由管理者過度自信引發(fā)一系列密切聯(lián)系的心理情感狀態(tài)所構(gòu)成的。過度自信引致認(rèn)知慣性，認(rèn)知慣性引導(dǎo)負(fù)面情結(jié)，負(fù)面情結(jié)引致掩飾性防御心理，掩飾性防御心理導(dǎo)致決策疏忽的后果。負(fù)面情結(jié)還可通過心理契約逆預(yù)期、認(rèn)知失調(diào)心理形成自我累積的強(qiáng)化過程，逐步強(qiáng)化掩飾性防御心理，進(jìn)而放大決策疏忽的后果。本文研究的局限性在于，只是將管理者作為一個代理人群體進(jìn)行了研究，沒有考慮其內(nèi)部結(jié)構(gòu)，如董事會結(jié)構(gòu)，高管特征等，未來的的研究可以進(jìn)一步考查過度自信對這些治理因素行，從而更好地進(jìn)行組織結(jié)構(gòu)設(shè)計和文化建設(shè)。

［1］畢曉方等：《產(chǎn)業(yè)政策、管理者過度自信與企業(yè)流動性風(fēng)險》，《會計研究》2015年第3期。

［2］郝穎等：《我國上市公司高管人員過度自信與投資決策的實證研究》，《中國管理科學(xué)》2005年第5期。

［3］姜付秀等：《管理者過度自信、企業(yè)擴(kuò)張與財務(wù)困境》，《經(jīng)濟(jì)研究》2009年第1期。

［4］李燚、魏峰：《組織心理契約違背對管理者行為的影響：滿意度為中介變量》，《管理評論》2007年第9期。

［5］林青、李瑋：《內(nèi)部控制中的員工忽略行為研究》，《財會通訊》2015年第25期。

［6］馬潤平等：《公司管理者過度自信、過度投資行為與治理機(jī)制》，《證券市場導(dǎo)報》2012年第6期。

［7］于富生等：《公司治理影響公司財務(wù)風(fēng)險嗎？》，《會計研究》2008年第10期。

［8］余明桂等：《管理者過度自信與企業(yè)激進(jìn)負(fù)債行》，《管理世界》2006年第8期。

［9］章細(xì)貞、張欣：《管理者過度自信、公司治理與企業(yè)過度投資》，《中南大學(xué)學(xué)報》（社會科學(xué)版）2014年第1期

［10］周杰、薛有志：《治理主體干預(yù)對公司多元化戰(zhàn)略的影響路徑》，《南開管理評論》2011年第1期。

［11］Alicke M.D.Global Self-evaluation as Determined by the Desirability and Controllability of Trait Adjectives.Journal of Personality and Social Psychology,1985.

［12］Heaton,J,B.Managerial Optimism and Corporate Finance.Financial Management,2002.

［13］Kruger,J.,and Dunning,D.Unskilled and Unaware of it:How Difficulties in Recognizing one's Own Incompetence Lead to Inflated Self-assessments.Journal of Personality and Social Psychology,1999.

［14］Lin,Y，Hu，S，and Chen，M.Managerial Optimism and Corporate Investment:some Empirical Evidence from Taiwan. Pacific-Basin Finance Journal,2005.

［15］Malmendier,U,and Tate,G..CEO Overconfidence and Corporate Investment.Journal of Finance,2005.

［16］Malmendier,U,and Tate,G.Who Makes Acquisitions？CEO Overconfidence and the Market’s Reaction.Journal of Financial Economics.2008.

［17］Roll,Richard.The Hubris Hypothesis of Corporate Takeovers,Journal of Business,1986.

［18］Weinstein,N.D.Unrealistic Optimism about Future Life Events,Journal of Personality and Social Psycology,1980.

（編輯 梁 恒）