章文文， 陳海燕， 郭婷婷

(阜陽師范大學(xué) 商學(xué)院， 安徽 阜陽 236000)

一、引言

經(jīng)濟轉(zhuǎn)型背景下，企業(yè)的經(jīng)營與發(fā)展面臨著各種各樣的問題，首當(dāng)其沖的就是融資約束問題。國務(wù)院辦公廳發(fā)布的《2016中國企業(yè)經(jīng)營者問卷調(diào)查報告》顯示，35.1%的企業(yè)家認為融資約束是阻礙企業(yè)經(jīng)營發(fā)展的首要難題。

越來越多的學(xué)者開始關(guān)注融資約束對企業(yè)發(fā)展的影響，主要圍繞企業(yè)創(chuàng)新投入、投資效率、避稅活動這三個方面探討了融資約束的經(jīng)濟后果。關(guān)于融資約束對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響存在不一致的觀點：LIN Z.J、LIU S.Q等在探討融資約束與企業(yè)研發(fā)投入之間關(guān)系時發(fā)現(xiàn)，融資約束與企業(yè)研發(fā)投入顯著負相關(guān)，導(dǎo)致研發(fā)投入不足[1]?；谕顿Y—現(xiàn)金流的敏感性，熊廣勤、周文鋒、李惠平同樣認為融資約束對企業(yè)研發(fā)的抑制作用顯著[2]。王文娜、劉戒驕、張祝凱研究發(fā)現(xiàn),由體制或機制障礙等造成的融資約束會對制造業(yè)企業(yè)研發(fā)部門的技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生顯著的抑制效應(yīng)[3]。而潘士遠、蔣海威以中國工業(yè)企業(yè)為樣本對象,研究融資約束與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系時發(fā)現(xiàn),受到融資約束的企業(yè)反而擁有更高的創(chuàng)新效率，并且會優(yōu)化研發(fā)投資策略以獲得更高的創(chuàng)新回報[4]。大部分學(xué)者認為融資約束對企業(yè)投資效率存在不利影響：Kashif Naeem、Matthew C. Li認為融資問題會導(dǎo)致投資偏離最優(yōu)水平，企業(yè)管理人員陷入投資不足或是投資過度的陷阱，導(dǎo)致投資效率低下[5]。苑改霞、胡彥鑫的實證研究表明，融資約束導(dǎo)致上市公司投資效率平均水平顯著下降[6]。于曉紅、王玉潔、王世璇從委托代理關(guān)系出發(fā)，考慮到管理層自利動機或風(fēng)險規(guī)避動機，分析認為融資約束會加劇投資不足[7]。此外，郝盼盼、張信東通過企業(yè)異質(zhì)性檢驗發(fā)現(xiàn)，對于融資約束明顯的企業(yè)來說，CEO過度自信會抑制企業(yè)投資活動，導(dǎo)致投資不足[8]。融資約束對于企業(yè)避稅活動的影響也得到了學(xué)者們一定的關(guān)注。如趙萌、葉莉得出融資約束在經(jīng)濟政策不確定性與稅收規(guī)避之間起到橋梁的作用，加劇經(jīng)濟政策不確定性對稅收規(guī)避的影響[9]。根據(jù)資本結(jié)構(gòu)中的“優(yōu)序融資理論”，鄭智群、肖華斌、方爽認為企業(yè)在面臨融資約束時會更加偏向內(nèi)源融資，避稅活動作為獲得內(nèi)部資金的重要渠道勢必會受到影響[10]。Onur Bayar、FarizHuseynov、SabuhiSardarli考慮到公司治理對兩者關(guān)系的影響，分析在公司管理不善的情況下，避稅活動與更大可能的融資約束相關(guān)[11]。

梳理有關(guān)風(fēng)險承擔(dān)影響因素的文獻發(fā)現(xiàn)，風(fēng)險承擔(dān)影響因素的研究較為豐富，但較少涉及到融資約束對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的影響，總體上可以從社會、企業(yè)、個人這三個層面來分析。社會層面的影響因素大致包括宏觀經(jīng)濟環(huán)境[12-13]、貨幣政策[14-15]、人文法律環(huán)境[16-17]等。企業(yè)層面的影響因素又可細分為兩個方面：企業(yè)治理、企業(yè)特征。企業(yè)治理主要涉及股權(quán)結(jié)構(gòu)[18-19]、董事會規(guī)模[20]、管理層激勵[21]等。企業(yè)特征主要圍繞產(chǎn)權(quán)性質(zhì)[22]。個人層面主要是從管理層的性別、年齡、心理特征出發(fā)。企業(yè)高管年齡越大或是女性CEO經(jīng)營的公司，公司風(fēng)險承擔(dān)水平較低[23-24]。此外，管理者過度自信正向影響企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平[25]，在投資決策中發(fā)揮了積極作用。鑒于以上分析，本文將探討了融資約束對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響作用，兼及CEO過度自信這一心理特征對兩者之間關(guān)系可能存在的調(diào)節(jié)作用。

二、理論分析與研究假設(shè)

(一)融資約束與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)

企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平反映了企業(yè)在投資決策中的態(tài)度，企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平較高意味著企業(yè)對高風(fēng)險投資項目持樂觀態(tài)度，更具有冒險精神，而風(fēng)險承擔(dān)水平較低的企業(yè)則更有可能放棄風(fēng)險較高的投資項目。提高企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平往往需要更多的研發(fā)性與資本性支出[26]。企業(yè)創(chuàng)新作為一種長期、生產(chǎn)性的風(fēng)險承擔(dān)行為，有助于構(gòu)建企業(yè)核心競爭力，獲得市場競爭優(yōu)勢，但又具有高風(fēng)險、高投入、高不確定性這三個明顯特點[27]。企業(yè)的創(chuàng)新意愿也反映了企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平[28]。

我國上市公司普遍面臨融資約束問題，在融資約束程度不同的情況下，企業(yè)所采取的戰(zhàn)略部署也隨之改變，企業(yè)創(chuàng)新意愿會受到不同程度的影響，對風(fēng)險投資的偏好程度也會發(fā)生改變，故而融資約束對于企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的影響并不是一成不變的。根據(jù)資源依賴?yán)碚?，?dāng)企業(yè)面臨融資約束時，融資約束導(dǎo)致企業(yè)可獲得利用的資源減少，可用于創(chuàng)新的資源相應(yīng)減少，面對的財務(wù)壓力增加，企業(yè)受到流動性約束，管理層進行投資活動時會較為謹(jǐn)慎，企業(yè)對創(chuàng)新失敗的容忍力減弱，從而抑制了投資創(chuàng)新，降低了企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平。而當(dāng)企業(yè)融資約束水平超過臨界點時，若放棄更多有利可圖的投資機會，必然會加劇融資約束程度?；谫Y源拼湊理論，融資約束較為緊張時，外部融資成本明顯高于內(nèi)部融資成本，促使企業(yè)去探尋融資約束源頭，擺脫融資約束困境，表現(xiàn)出明顯的“窮則思變”傾向，此時企業(yè)沒有動機去選擇凈現(xiàn)值為負的投資項目，大大減少了企業(yè)過度投資的可能，提高了企業(yè)的投資效率與資源利用率。同時企業(yè)即使面臨著較大的投資風(fēng)險也會盡可能地利用一切可以獲得的資源去捕捉高收益的投資項目，通過高風(fēng)險投資獲取高收益，增加企業(yè)內(nèi)源性融資，企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)意愿顯著提高，即“貧困”狀態(tài)下更傾向于采用冒險的方式來處理問題。此外，高融資約束條件強化了內(nèi)源融資對企業(yè)創(chuàng)新投入的促進作用[29]，并加強了研發(fā)投資對企業(yè)績效的正向作用[30]，大大降低了融資約束對企業(yè)績效的負面影響，有利于擺脫企業(yè)的融資困境，顯著提升企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平?；谝陨戏治觯岢黾僭O(shè)1。

假設(shè)1:融資約束與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)呈U型關(guān)系，融資約束越緊張，企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平先下降再上升

(二)CEO過度自信的調(diào)節(jié)作用

現(xiàn)有研究表明，過度自信的CEO會更青睞于創(chuàng)新等風(fēng)險性投資，但是并未考慮到企業(yè)融資約束程度也會對過度自信的CEO的風(fēng)險偏好產(chǎn)生影響。當(dāng)企業(yè)感受的融資約束較弱，企業(yè)擁有比較充足的資金進行風(fēng)險投資，即使融資約束一定范圍內(nèi)提升時，過度自信的CEO由于較為相信自己對投資項目的判斷并不會因此而急劇降低投資意愿，高管自信程度越高，對風(fēng)險項目抱有的態(tài)度越正面，這提升了風(fēng)險選擇傾向。過度自信這一心理特征會促進高管對高風(fēng)險高收益項目的投資，導(dǎo)致投資者要求更高的投資報酬率加劇了融資約束，但緩解了融資約束對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的負面影響作用，減弱了企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平隨融資約束變動的幅度。融資約束程度較低時，CEO過度自信對企業(yè)的風(fēng)險投資起促進作用[8]，而在融資約束程度較高時，CEO過度自信反而會抑制投資甚至導(dǎo)致投資不足。當(dāng)企業(yè)面臨較強的融資約束時，企業(yè)不得不面對資本市場進行股權(quán)融資，較高融資約束導(dǎo)致資本成本過高[31]，而過度自信的管理者認為公司的實際價值被市場低估，進行外部融資的意愿受到影響，感受到的融資約束程度較大，此時過度自信的管理者對投資-現(xiàn)金流敏感性更高，投資創(chuàng)新的動機減弱，甚至?xí)艞壱恍﹥衄F(xiàn)值為正的投資項目，抑制了融資約束對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的正向作用。

過度自信的CEO由于認知性的偏差出現(xiàn)低估投資項目風(fēng)險或高估投資項目收益的可能性較大，同時他們較為相信自己的判斷，在投資項目時更加大膽，更有意愿投資風(fēng)險較高的項目。對于投資風(fēng)險較大的項目，投資者自然會要求更高的投資報酬率，這會極大地提升企業(yè)的權(quán)益資本成本，加大企業(yè)對融資約束的感知程度。此外，由于過度自信的CEO對融資約束所帶來的現(xiàn)金流變化的敏感性更高[32]，會在一定程度上加劇融資約束，縮短融資約束對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的負向影響區(qū)間，即融資約束與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的拐點向左移動?；谝陨戏治?，提出假設(shè)2。

假設(shè)2:CEO過度自信能夠?qū)θ谫Y約束與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的U型曲線關(guān)系起到調(diào)節(jié)作用，使得U型曲線形態(tài)更加平緩，并使U型曲線的拐點向左移動。

三、研究樣本與模型設(shè)計

(一)樣本選擇

文章以2010—2018年滬深A(yù)股上市公司為研究對象,原始數(shù)據(jù)均來源于國泰安數(shù)據(jù)庫。剔除ST、ST*類上市公司數(shù)據(jù),再剔除金融類和特殊性質(zhì)行業(yè)上市公司數(shù)據(jù),以及有缺失的上市公司數(shù)據(jù),共得到9 292個樣本數(shù)據(jù)，并針對主要連續(xù)變量進行winsor處理。文中數(shù)據(jù)處理及檢驗均采用stata軟件。

(二)主要變量界定

1.融資約束(KZ)。目前衡量融資約束的指標(biāo)主要有KZ指數(shù)、SA指數(shù)以及WW指數(shù)，其中KZ指數(shù)出現(xiàn)最早，且全方位多維度地衡量了企業(yè)融資程度，故借鑒魏志華、曾愛民、李博的研究，構(gòu)建KZ指數(shù)來衡量融資約束程度[33]。

KZ=KZ1+KZ2+KZ3+KZ4+KZ5

(1)

CFi,t/Ai,t-1=經(jīng)營流現(xiàn)值/上期總資產(chǎn)，若大于中位數(shù)，KZ1=1，否則為0。DIVi,t/Ai,t-1=經(jīng)營流現(xiàn)值/上期總資產(chǎn)，若大于中位數(shù)，KZ2=1，否則為0。Ci,t/Ai,t-1=經(jīng)營流現(xiàn)值/上期總資產(chǎn)，若大于中位數(shù)，KZ3=1，否則為0。Levi,t為資產(chǎn)負債率，若大于中位數(shù)，KZ4=1，否則為0。TobinQi,t為托賓q值，若大于中位數(shù)，KZ5=1，否則為0。KZ作為因變量分別與CFi,t/Ai,t-1、DIVi,t/Ai,t-1、Ci,t/Ai,t-1、Levi,t、TobinQi,t進行邏輯排序回歸，估計出各變量的回歸系數(shù)。根據(jù)表1匯報的回歸結(jié)果，計算融資約束程度KZ指數(shù)，KZ指數(shù)越大融資約束程度越高。

表1 融資約束程度估計模型回歸結(jié)果

2.企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)(RiskT)。借鑒余明桂、李文貴、潘紅波的研究，以盈利的波動性衡量企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平[22]。ROA為企業(yè)相應(yīng)年度的稅息折舊及攤銷前利潤(EBITDA)與當(dāng)年資產(chǎn)總額的比率，先對企業(yè)每一年的ROA采用行業(yè)平均值進行調(diào)整，然后計算企業(yè)在每一觀測時間段內(nèi)經(jīng)行業(yè)調(diào)整的ROA的標(biāo)準(zhǔn)差。

(2)

(3)

3.CEO過度自信(OC)。已有學(xué)者基于CEO的性別、學(xué)歷、持股比例、超額薪酬等角度衡量CEO過度自信程度，為避免衡量的角度過于單一，綜合前人的研究并借鑒魏哲海[34]的做法,通過關(guān)注總經(jīng)理的性別、年齡、學(xué)歷、是否兩職合一四項特征進行打分，構(gòu)建管理者過度自信指標(biāo)。由于現(xiàn)在CEO學(xué)歷普遍較高,在學(xué)歷打分這個方面區(qū)別于前人稍作調(diào)整。打分過程如下。其一為性別分?jǐn)?shù)。心理學(xué)研究顯示，男性相比于女性較為激進，自信程度更高。如果CEO性別為男SexScore=1，性別為女，SexScore=0。其二，年齡分?jǐn)?shù)。管理者隨著年齡的增長，經(jīng)驗與閱歷增加，更能夠客觀地認識到自身能力，有利于避免由于知識匱乏、經(jīng)驗不足或?qū)ψ陨砟芰Φ牟徽_認識而導(dǎo)致的判斷偏差，相比于年輕的管理者也更加謹(jǐn)慎。因此本文認為管理者年齡越小，自信程度越高。公式如下：

AgeScore=(樣本公司管理者最大年齡-樣本公司總經(jīng)理的年齡)/(樣本公司管理者的最大年齡-樣本公司管理者的最小年齡)

其三，學(xué)歷分?jǐn)?shù)。結(jié)合心理學(xué)與行為金融學(xué)的研究發(fā)現(xiàn),個體受教育的程度越高，過于相信自己的判斷的可能性越大，越容易過度自信。據(jù)此，本文認為學(xué)歷越高的管理者自信程度越高，如果CEO具有碩士及以上學(xué)歷,degreeScore為1，反之則為0。其四，兩職合一分?jǐn)?shù)。若管理者在公司中擁有總經(jīng)理與董事長雙重職位，會顯著提高其對自身能力的認可度，致使其在進行決策時容易高估自身能力，過于自信。故而本文認為,當(dāng)管理者存在兩職合一的情況，其自信程度更高。若管理者兩職合一，PosiScore=1。其五，綜合得分。不同個人特征反映的信息可能不夠全面,因此直接利用單一特征得分來度量管理者過度自信的程度可能存在一定的局限性。本文根據(jù)對上述CEO前四項特征得分總數(shù)計算得到的算術(shù)平均數(shù)作為綜合得分，來衡量CEO自信的程度，綜合得分越高表明CEO自信程度越高。

OC=(SexScore+AgeScore+DegreeScore+PosiScore)/4

(4)

4.控制變量?？紤]到其他可能影響風(fēng)險承擔(dān)的因素，引入以下控制變量：公司規(guī)模(Size)、杠桿率(Lev)、總資產(chǎn)收益率(Roa)、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率(Tat)、營業(yè)收入增長率(Growth)、上市時間(Age)、董事會規(guī)模(Board)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(State)、年度效應(yīng)(Year)、行業(yè)效應(yīng)(Ind)。

表2 變量定義表

(三)模型設(shè)計

由于擬合曲線呈現(xiàn)出明顯的非線性趨勢，故構(gòu)建以下模型驗證前文假設(shè)：

模型1：RiskTi,t=β0+β1KZi,t+β2KZ2i,t+β3Sizei,t+β4Levi,t+β5Roai,t+β6Tati,t+β7Growthi,t+β8Agei,t+β9Boardi,t+β10Statei,t+∑Year+∑Ind+εi,t

模型2：RiskTi,t=β0+β1KZi,t+β2KZ2i,t+β3KZi,t*OCi,t+β4KZ2i,t*OCi,t+β5Sizei,t+β6Levi,t+β7Roai,t+β8Tati,t+β9Growthi,t+β10Agei,t+β11Boardi,t+β12Statei,t+∑Year+∑Ind+εi,t

四、描述性統(tǒng)計與檢驗結(jié)果

(一)變量描述性統(tǒng)計

本文從國泰安數(shù)據(jù)庫獲取上市公司原始數(shù)據(jù)，經(jīng)過分析與整理得到9 292個樣本數(shù)據(jù)。由表3可知企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)均值為0.045 4，說明上市公司風(fēng)險承擔(dān)水平普遍較低。企業(yè)融資約束程度標(biāo)準(zhǔn)差為2.304，可以看出上市公司融資約束程度差異明顯，且部分上市公司面臨著較為緊張的融資約束。其中國有上市公司約占總樣本的49.5%。

表3 變量描述性統(tǒng)計表

(二)相關(guān)性分析

根據(jù)表4變量相關(guān)性系數(shù)表可知，融資約束與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)相關(guān)性系數(shù)為0.051，在1%的水平上顯著，融資約束平方與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的相關(guān)性系數(shù)為0.112，在1%的水平上顯著，說明融資約束與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)存在非線性關(guān)系，初步驗證假設(shè)1。融資約束與CEO過度自信交叉項相關(guān)性系數(shù)為-0.025，在5%的水平上顯著，融資約束平方與CEO過度自信交叉項相關(guān)性系數(shù)為-0.016，并不顯著，CEO過度自信對融資約束與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)非線性關(guān)系的具體影響需要通過回歸結(jié)果進行分析。變量之間未出現(xiàn)較大的相關(guān)性系數(shù)，說明不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

表4 變量相關(guān)性系數(shù)表

(三)雙向固定效應(yīng)穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤回歸分析

1.融資約束與風(fēng)險承擔(dān)回歸結(jié)果。經(jīng)Hausman檢驗，采用雙向固定效應(yīng)穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤模型進行回歸，并借鑒吾買爾江·艾山、鄭惠的做法[35]，利用兩變量存在U型關(guān)系必須滿足三個條件檢驗融資約束與風(fēng)險承擔(dān)是否存在U型關(guān)系：①自變量二次項系數(shù)顯著為正；②當(dāng)自變量取最小值時曲線斜率顯著為負，當(dāng)自變量取最大值時曲線斜率顯著為正; ③曲線的拐點在自變量的取值范圍內(nèi)。

如表5中模型1的回歸結(jié)果，KZ與RiskT的相關(guān)性系數(shù)為0.001 056，在1%的水平上顯著，KZ2與RiskT的相關(guān)性系數(shù)為0.000 164，在5%的水平上顯著，滿足條件①。

假設(shè)融資約束與風(fēng)險承擔(dān)的回歸方程為：

RiskT=β0+β1KZ+β2KZ2

(5)

曲線斜率RiskT,=β1+2β2KZ，根據(jù)表5模型1中回歸結(jié)果可知，β1=0.001 056，β2=0.000 164，故RiskT,=0.001 056+0.000 328KZ。當(dāng)KZ取最小值-21.764 842時，RiskT,=-0.007 033 27，當(dāng)KZ取最大值14.523 37時，RiskT,=0.005 819 76，滿足條件②。

當(dāng)RiskT,為0時，得到曲線的拐點值：KZ*=-β1/2β2，將模型1回歸結(jié)果代入得到KZ*=-3.219 51，在KZ的取值范圍[-21.764 842,14.523 37]內(nèi)，滿足條件3。綜上，說明融資約束與風(fēng)險承擔(dān)存在U型關(guān)系，H1成立。

2.CEO過度自信調(diào)節(jié)效應(yīng)回歸結(jié)果。如表5模型2的回歸結(jié)果所示，KZ與RiskT的相關(guān)性系數(shù)為0.001 098，在1%的水平上顯著，KZ2與RiskT的相關(guān)性系數(shù)為0.000 161，在5%的水平上顯著，KZ與OC的交互項系數(shù)為-0.003 744在10%的水平上顯著，KZ2與OC的交互項系數(shù)為-0.000 709在10%的水平上顯著，說明CEO自信程度對融資約束與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)關(guān)系具有顯著的U型調(diào)節(jié)作用。可從兩點進行說明。

一是CEO過度自信對融資約束與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的U型曲線形態(tài)的調(diào)節(jié)作用。借鑒朱丹、周守華的做法[36]，根據(jù)回歸結(jié)果從曲線形態(tài)方面探究CEO自信程度對融資約束與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)U型曲線形態(tài)調(diào)節(jié)效應(yīng)。假設(shè)回歸方程為：

RiskT=β0+β1KZ+β2KZ2+β3KZ*OC+β4KZ2*OC+β5OC

(6)

檢驗H2，令RiskT的一階導(dǎo)數(shù)為0，得出拐點：

(7)

假設(shè)OC2>OC1，當(dāng)調(diào)節(jié)變量為OC1時，拐點為：

(8)

當(dāng)調(diào)節(jié)變量為OC2時，拐點為：

(9)

設(shè)在兩個拐點右邊相同的距離a(a>0)處曲線斜率為S

S1=β1+2β2(KZ1*+a)+β3OC1+2β4(KZ1*+a)OC1

(10)

S2=β1+2β2(KZ2*+a)+β3OC2+2β4(KZ2*+a)OC2

(11)

若S2> S1，表明U型曲線變得更加陡峭；若S2

S2- S1=2β2(KZ2*-KZ1*)+β3(OC2-OC1)+2β4[(KZ2*+a)OC2-(KZ1*+a)OC1]

(12)

將(8)、(9)代入(12)式得到

S2-S1=2β4(OC2-OC1)a

(13)

因為OC2>OC1，且a>0，模型2中β4=-0.000709<0，在10%的水平上顯著，故S2-S1<0，說明曲線變得平緩，說明CEO過度自信對融資約束與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的U型曲線具有調(diào)節(jié)作用，使得其U型曲線更加平緩。

二是CEO過度自信對融資約束與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的U型曲線拐點的調(diào)節(jié)作用。根據(jù)式7對OC進一步求偏導(dǎo)

(14)

如果偏導(dǎo)>0，說明KZ*為單調(diào)遞增函數(shù)，OC值越大，KZ*越大，曲線的拐點向右移動。如果偏導(dǎo)<0，說明KZ*為單調(diào)遞減函數(shù)，OC值越大，KZ*越小，曲線的拐點向左移動。偏導(dǎo)正負取決于β1β4-β2β3。由表5可知β1β4-β2β3=-0.000000018<0，說明隨著OC值的增大，曲線的拐點向左移動，CEO越過度自信的企業(yè)，融資約束與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的U型曲線拐點對應(yīng)的融資約束程度越小。綜合以上分析，假設(shè)2得以驗證。

表5 雙向固定效應(yīng)穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤回歸結(jié)果

五、穩(wěn)健性檢驗

(一)內(nèi)生性問題

企業(yè)融資約束程度會影響企業(yè)內(nèi)部財務(wù)狀況與管理層投資選擇，繼而影響企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平，但是風(fēng)險承擔(dān)水平較高的企業(yè)往往面臨著更高的權(quán)益資本，同時外部投資者也會較為謹(jǐn)慎，因此，企業(yè)融資約束與風(fēng)險承擔(dān)可能存在互為因果關(guān)系，為了避免由此可能帶來的內(nèi)生性問題，借鑒鞠曉生、盧荻、虞義華的做法[37]將滯后一期的融資約束作為工具變量，進行兩階段最小二乘法檢驗。檢驗結(jié)果見表6，結(jié)果驗證了前文假設(shè)1。根據(jù)表6的各項回歸系數(shù)進行前文公式的推導(dǎo)與計算，與前文假設(shè)2一致，實證結(jié)論穩(wěn)健。

表6 基于工具變量的回歸結(jié)果(2SLS)

(二)企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的衡量

出于穩(wěn)健性考慮，借鑒馬寧、王雷[38]的做法，以企業(yè)在每一觀測時間段內(nèi)經(jīng)行業(yè)調(diào)整的ROA的極差，代替企業(yè)在每一觀測時間段內(nèi)經(jīng)行業(yè)調(diào)整的ROA的標(biāo)準(zhǔn)差進項雙向固定效應(yīng)穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤回歸，檢驗結(jié)果與前文假設(shè)相符，實證結(jié)論穩(wěn)健。

六、研究結(jié)論與啟示

(一)研究結(jié)論

本文以2010—2018年剔除了金融行業(yè)和特殊行業(yè)的滬深A(yù)股上市公司為研究樣本，共獲得1 701家公司9 292個樣本數(shù)據(jù)。通過實證檢驗了融資約束與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的關(guān)系，以及CEO過度自信對兩者關(guān)系可能存在的調(diào)節(jié)作用。研究結(jié)果表明：(1)融資約束與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)存在U型關(guān)系，融資約束導(dǎo)致企業(yè)財務(wù)壓力增大，可用于投資經(jīng)營的資源減少，流動性受到約束，抑制了企業(yè)投資創(chuàng)新，影響了企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平。但當(dāng)企業(yè)面對的融資約束較強時，會促使企業(yè)去尋找融資約束存在的原因，大大減少企業(yè)過度投資的可能性，提高企業(yè)的投資效率與資源利潤率，同時企業(yè)盡可能抓住有利可圖的投資機會，增加內(nèi)部融資，緩解融資約束，提升企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平。(2)CEO過度自信對融資約束與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的U型關(guān)系存在調(diào)節(jié)作用，融資約束未超過臨界值時，CEO過度自信有利于提高企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平，緩解融資約束對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的負面影響。企業(yè)面對融資約束較強時，過度自信的CEO對投資—現(xiàn)金流敏感性更高，外部融資意愿減弱，在一定程度上加劇了融資約束，投資創(chuàng)新動機受到打擊，削弱了融資約束對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的促進作用，整體上緩和了企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平隨融資約束變動的幅度，縮短了融資約束對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的負向影響區(qū)間，使得融資約束與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的U型曲線更加平緩且拐點向左移動。

(二)啟示

1.正確認識融資約束，不同程度的融資約束對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的影響不同。融資約束最直接的影響在于減少企業(yè)可用資源，抑制企業(yè)投資創(chuàng)新。但是當(dāng)企業(yè)融資約束較強時，會刺激企業(yè)內(nèi)源性融資，此時企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的提高也緩解了融資約束問題。企業(yè)應(yīng)當(dāng)密切關(guān)注行業(yè)狀況，通過與同行業(yè)多家公司的對比去了解本身是否存在融資約束以及融資約束程度如何，科學(xué)制定融資決策，拓寬融資渠道，合理規(guī)劃企業(yè)資金用途，弱化企業(yè)融資約束對創(chuàng)新投入的影響，抓取有潛力的投資機會，促進企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)，為企業(yè)發(fā)展注入新鮮血液。

2.深入了解管理層個人特征，加強對管理層的選拔與監(jiān)督管理。企業(yè)在進行管理層選拔時，需要全面多角度地分析管理者個人特征，尤其是其心理特征是否符合公司目前的發(fā)展戰(zhàn)略。當(dāng)企業(yè)處于不同的發(fā)展階段時，應(yīng)加強對管理層的考核，關(guān)注不同時期管理者心理特征是否轉(zhuǎn)變以及可能存在的不同影響。完善內(nèi)部控制機制，建立相應(yīng)的分權(quán)機制，加強對高管的監(jiān)督與管理。

3.合理促進企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)。企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的適當(dāng)提高有利于企業(yè)在不確定性較高的環(huán)境中抓住發(fā)展機遇，提升企業(yè)競爭力，同樣有助于國民經(jīng)濟持續(xù)健康發(fā)展。政府應(yīng)當(dāng)關(guān)注企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平，加大政府的扶持力度，提升企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)意愿，助力企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展。