【作　　者】
房林林1，魏 巍2（博士）

【作者单位】
（1.山东大学管理学院，济南 250100；2.山东青年政治学院，济南 250100）

【摘　　要】

      【摘要】本文以2009 ~ 2013年我国沪深两市A股上市公司为研究样本，选取样本公司平衡面板数据，从管理者背景特征出发衡量其过度自信程度，并且进一步将全体样本分为轻度、中度及重度过度自信三类，同时构建资本结构速度及路径调整模型，检验了管理者过度自信程度对资本结构动态调整的影响。研究结果表明，管理者过度自信会对资本结构决策产生影响，即过度自信越严重，资本结构调整速度越慢；而当资本结构偏离一定程度时，过度自信的管理者更倾向于选择外部债权融资的资本结构调整方式。
【关键词】管理者过度自信；动态资本结构；调整速度；调整路径

一、引言
动态资本结构理论认为，企业存在目标资本结构，并且企业为了持续经营会不断向目标资本结构进行动态调整。截至目前，相关学者分别考察了企业自身特征、宏观经济环境、制度环境、政府控制等因素对资本结构动态调整的影响，得出了比较一致的结论：企业目标资本结构的选择受到企业规模、盈利能力、产品独特性等自身特征及宏观环境等外部特征的影响，并且宏观环境影响资本结构的动态调整速度；而制度环境、政府控制还在较大程度上影响着资本结构动态调整的路径选择。
上述结论丰富了对动态资本结构理论的研究，但大多局限于考察理性管理者受到若干因素干扰时对资本结构动态调整的影响，忽视了管理者的非理性特征的影响。心理学研究表明，人并非是完全理性的，人在进行决策时信念和偏好会出现系统性误差，而以过度自信为代表的非理性行为是最突出的表现。姜付秀等（2009）进一步指出，受儒家传统文化的影响，尤其在法律制度不健全、企业内外部监督及约束不到位的中国情境下，企业管理者的过度自信更为严重。因此，从管理者过度自信的视角考察其对资本结构动态调整的影响很有必要。
实际上，早期的市场择机理论就意识到了企业资本结构决策很大程度上受到管理者情绪或理性不足的限制。相关学者研究表明，过度自信的管理者影响公司的盈余管理（张荣武、刘文秀，2008）。过度自信的管理者往往倾向于低估公司的财务风险，并更加偏好债权融资（Ting等，2013）。还有学者研究发现，管理者的过度自信是导致不同企业存在融资差异的重要因素（Malmendier等，2007）。但上述研究仅限于管理者过度自信对静态层面资本结构的影响上，而对资本结构动态调整影响的研究相对较少。正是基于对上述研究结果的思考，本文从管理者特征维度构建了衡量过度自信的指标，以考察管理者过度自信程度对资本结构动态调整速度及调整路径的影响。
二、理论分析与研究假设
管理者过度自信的显著特征就是高估所获得信息的准确性及自己的决策能力，高估收益而低估风险。这种认知系统偏差会导致管理者总认为企业未来投资收益良好，企业价值被低估了，从而做出非理性的资本结构决策。根据动态资本结构理论观点，企业实际资本结构与目标资本结构存在一定偏差，并且企业为了实现持续经营，会不断地向目标资本结构进行动态调整，其动态调整速度及调整路径是投资者十分关注的焦点。
1. 管理者过度自信与资本结构调整速度。资本结构动态调整速度是指实际资本结构向目标资本结构调整的程度，与资本结构的偏离程度密切相关。国外学者Hackbarth（2008）研究发现，过度自信的管理者倾向于高估投资项目的实际盈利能力，导致负债融资比例的增加，从而加剧了企业实际资本结构与目标资本结构的偏离程度。国内学者申毅（2013）对我国A股上市公司进行研究得出了类似的结论，即管理者过度自信对资本结构动态调整产生负面影响，过度自信程度与资本结构偏离程度正相关。基于此，本文认为，过度自信引发的认知偏差，一方面容易使管理者低估公司的财务风险，导致管理者对实际资本结构偏离目标资本结构的忽视；另一方面对企业盈利能力的过高估计导致管理者选择更高的债务融资比例，从而加大实际资本结构与目标资本结构的偏离程度。而由于中国国情的特殊性，资本市场存在较多限制，资本结构的动态调整速度与资本结构的偏离程度显著负相关。基于此，本文提出如下研究假设：
H1：管理者过度自信越严重，企业资本结构的调整速度越慢。
2. 管理者过度自信与资本结构调整路径。资本结构的动态调整路径是指企业如何向目标资本结构调整的问题。雒敏、苏文兵等（2013）研究表明，我国资本结构的调整路径主要表现为与再融资行为相关的增量调整，由此看出，动态调整路径选择即为再融资方式选择问题。关于管理者过度自信对融资方式选择的影响，国内外相关学者研究表明，过度自信的管理者不愿让新股东分享企业未来的投资收益，在融资决策时更倾向于负债融资，并且容易选择成本较低但风险相对较高的短期负债，即管理者过度自信程度与企业负债水平正相关，与债务期限结构正相关。因此，本文认为过度自信的管理者在进行资本结构动态调整时，更倾向于利用外源负债融资的方式。基于此，本文提出如下研究假设：
H2：当资本结构偏离程度达到一定水平时，过度自信的管理者更倾向于选择外源融资的调整方式。
H3：与股权融资相比，过度自信的管理者更倾向于选择债权融资的调整方式。
三、研究设计
（一）研究变量
1. 资本结构相关变量。由于账面资产负债率较少受到股价波动的影响（Fama & French，2002），因此本文借鉴黄继承、朱冰等（2014）的研究方法，用公司有息负债与总资产之比来衡量公司的资本结构。
对资本结构动态调整方式的界定，借鉴Korajczyk & Levy（2003），雒敏、苏文兵等（2013）的做法，分为三类调整方式：①内源融资调整：若t年度未分配利润、盈余公积与折旧的增加额与t-1年末总资产之比大于5%时，意味着存在内源融资的调整方式。②债权融资调整：若t年度负债增加额与t-1年末总资产之比大于5%时，意味着存在债权融资调整方式。③股权融资调整：若t年度实收资本和资本公积增加额与t-1年末总资产之比大于5%时，意味着存在股权融资调整方式。
2. 管理者过度自信。现代企业制度的两权（经营权与所有权）分离特征，使得掌握经营权的高层管理者在对资本结构决策时拥有主导权，即起决定性作用。因此本文的管理者主要指上市公司年报中披露的总经理、首席执行官或总裁。现有文献对管理者过度自信的衡量标准主要有以下几种：①业绩预告偏差程度（Lin等，2005），偏差度越大表明管理者越过度自信；②管理者股票期权的行使情况（Malmendier，2007），即管理者行使股票期权的时间距离到期权行使日越近，则管理者的过度自信越严重；③管理者年龄、任职时间、文化程度等背景特征变量（Schrand & Zechman，2008；江伟，2009；余明桂等，2013）；④管理者持股增长率与每股收益增长率之差，若两者之差为正，则表明存在过度自信（陈其安等，2013）。
心理学研究表明，人的过度自信受到年龄、工作经历、受教育程度及专业技能等背景特征的影响（Forbes，2005），因此本文结合我国制度背景，借鉴上述第③种方法，从管理者背景特征出发来衡量其过度自信的程度，不同之处在于本文选取的背景特征变量更加全面，并且利用探索性因子分析计算因子综合得分来衡量管理者过度自信的程度，最后根据因子综合得分排名顺序将样本分为轻度、中度及重度过度自信三组，分别考察其对资本结构动态调整的速度及路径的影响。
管理者背景特征变量包括：①年龄，管理者年龄越大，过度自信行为越弱；②性别，男性管理者比女性管理者表现出显著的过度自信行为（Huang & Kisgen，2013），其中女性为1，男性为2；③任职期限，任职期限越长，过度自信行为越弱，反之相反；④技术职称，拥有技术职称的管理者更容易过度自信，其中拥有技术职称为2，否则为1；⑤文化程度，受教育程度越高越容易过度自信，其中高中或中专以下为1，大专为2，本科为3，硕士为4，博士为5，博士后为6；⑥财务经历，财务经历指管理者是否从事过财务经理、财务总监及会计等财会类工作的经历，有财务经历的管理者更容易过度自信，本文设有财务经历者为2，否则为1。本文在统计管理者背景特征时，对同一公司的不同管理者进行分别统计后取均值汇总，并且为比较不同公司管理者过度自信的程度，对与过度自信呈反向关系的特征值取倒数。
表1列示了对高管过度自信变量进行探索性因子分析的结果，从中可以看出，KMO值为0.546，Bartlett的球形度检验值为1 474.842。

3. 控制变量。借鉴Cook和Tang（2010），黄继承、朱冰等（2014）的研究方法，选取公司规模、盈利能力、偿债能力、非债务税盾、产品独特性及资本结构偏离程度作为控制变量。其中资本结构偏离程度为本期目标资本结构与上期实际资本结构之差，而对本期目标资本结构的估计通过修正的最小二乘虚拟变量法（Least Squares Dummy Variable Correction，LSDVC）获得。
各变量描述及含义如表2所示。

（二）研究样本
本文选择2010 ~ 2013年间我国沪深两市A股上市公司为研究样本，并根据以下标准对总样本进行了技术处理：①剔除2008年以后上市的样本公司；②剔除所有金融行业以及研究区间内被ST及PT的样本公司；③剔除管理者背景特征资料不全的样本公司；④剔除与资本结构相关变量不全的样本公司。最终得到研究期间1 372个平衡面板数据，共计4 116组观测值。
本文使用的数据主要来源于国泰安CSMAR数据库，缺失数据补全来自同期上市公司年报。
（三）模型构建
本文主要检验管理者过度自信对公司资本结构调整速度及调整路径的影响，具体步骤如下：首先，从管理者背景特征出发，采用探索性因子分析方法衡量管理者过度自信的程度，并按因子综合得分排名将样本分为轻度、中度、重度过度自信三组。然后，构建资本结构两阶段及整合调整模型，用之检验管理者过度自信对资本结构调整速度的影响。最后，借鉴Byoun（2008），Huang和Ritter（2009），房林林、徐向艺（2013）的研究方法，建立模型（1）估计公司的目标资本结构，即：
Lev∗i，t=αConi，t+βXi，t-1+δIndustryi，t-1 （1）
模型（1）表示i公司t年的目标资本结构由i公司t-1年企业特征变量及管理者过度自信变量决定，模型中同时控制了行业异质性对目标资本结构的影响。其中：Lev∗i，t为i公司t年的目标资本结构；Coni，t表示管理者过度自信变量；Xi，t-1为i公司t-1年企业特征变量，包括企业规模Size、盈利能力Prob、偿债能力Liqu、非债务税盾Ndts、产品独特性Uniq；α、β和δ分别为变量系数。
由于随机事件的发生及调整成本的存在，公司只能做到对目标资本结构的部分内容进行调整，调整速度用模型（2）来表示：
Levi，t-Levi，t-1=γ（Lev∗i，t-Levi，t-1）+εi，t （2）
式中：Levi，t和Levi，t-1分别表示i公司t年和t-1年的实际资本结构；回归系数γ表示公司资本结构的差距以每年γ的速度缩小，即表示公司实际资本结构向目标资本结构调整的速度。
现有文献大多采用模型（1）和模型（2）的整合模型来同时估计目标资本结构及资本结构的调整速度（Huang & Ritter，2009；Faulkender等，2012；），本文借鉴上述做法，将模型（1）代入模型（2）中得到整合模型（3）：
Levi，t=（1-γ）Levi，t-1+γαConi，t+γβXi，t-1+γδIndustryi，t-1+εi，t （3）
通过比较样本中过度自信重度及轻度的资本结构动态调整速度的大小，来检验管理者过度自信对资本结构调整速度的影响。为考察结果的稳健性，本文用两种方法估计资本结构的动态调整速度：①利用广义距估计GMM法直接估计模型（3），得出调整速度γ；②借鉴黄继承、朱冰等（2014）的做法，先利用修正的最小二乘虚拟变量法（Least Squares Dummy Variable Correction，LSDVC）估计模型（3），然后将得到的系数向量α/β/δ 代入模型（1）中估计目标资本结构Lev∗i，t，再利用广义距估计 GMM法对模型（2）进行估计，得出调整速度γ。 
在研究了管理者过度自信对资本结构调整速度的影响之后，为进一步检验管理者过度自信对资本结构调整的影响路径，即对调整方式的影响，本文借鉴雒敏、苏文兵等（2013），黄继承、朱冰等（2014）的研究方法，构建符合如下条件二项Logit模型：
P（Yi，t=1|融资）=G（α0+α1Devi，t+βXi，t-1+δIndustryi，t-1+εi，t） （4）
P（Yi，t=1|融资）=G（α0+α1Devi，t+α2Coni，t+α3Coni，t
×Devi，t+βXi，t-1+δIndustryi，t-1+εi，t） （5）
上述模型（4）和模型（5）用来估计公司在内源融资和外源融资之间的选择及管理者过度自信对它的影响。其中：Yi，t=1表示公司选择内源融资；Yi，t=0表示公司选择外源融资；Devi，t表示资本结构偏离程度；Coni，t×Devi，t为管理者过度自信与资本结构偏离程度的交叉项；G（）为Logistic概率分布函数。则：
P（Yi，t=1|外部融资）=G（α0+α1Devi，t+α2Coni，t+βXi，t-1
+δIndustryi，t-1+εi，t）   （6）
上述模型（6）用来估计管理者过度自信对公司选择外源融资时的资本结构调整方式的影响。其中：Yi，t=1表示公司选择债权融资；Yi，t=0表示公司选择股权融资；Devi，t表示资本结构偏离程度；Coni，t表示管理者过度自信；G（）为Logistic概率分布函数。
四、统计检验结果
1. 变量描述性统计。主要变量的描述性统计结果如表3所示，其中管理者过度自信变量为标准化后数值。由统计结果可以看出，管理者过度自信变量（Con）最大值（2.935）与最小值（-1.590）两者相差较大，说明我国上市公司管理者过度自信情况确实存在明显差异，这也为研究管理者过度自信如何影响资本结构的动态调整提供了条件。另外，资本结构偏离程度（Dev）均值为0.540，中位数为0.561，说明我国大部分上市公司的实际资本结构比目标资本结构的正位率要低，偏离程度较明显，并且不同上市公司的偏离情况存在较大差异。可见，我国上市公司资本结构的动态调整很有必要。

2. 管理者过度自信与资本结构调整速度的回归分析。为增强结论的稳健性，本文采用两种方法估计管理者过度自信对资本结构调整速度的影响，估计结果如表4和表5所示。表4为通过分阶段模型估计得出的结果，即先利用修正的最小二乘虚拟变量法（LSDVC）估计出公司的目标资本结构，计算出资本结构的偏离程度，进而用广义距估计（GMM）法估计模型（2）得出资本结构的调整速度。从表4可以看出，重度过度自信组资本结构调整速度（0.582 1）明显低于轻度过度自信组资本结构调整速度（0.741 9），并且两者均在1%的水平上显著。
表5为直接对整合模型（3）进行估计得出的结果。其中，Laglev表示i公司t-1年的账面资产负债率。从模型（3）可知，资本结构的调整速度为1减去Laglev的回归系数，由此我们可以得到重度过度自信组和轻度过度自信组资本结构的调整速度分别为0.614 6和0.770 8（见表5），并且均具有显著的统计学意义。从表4和表5的统计结果可以看出，两种不同方法估计的资本结构调整速度基本吻合，并且重度过度自信组的资本结构调整速度明显低于轻度过度自信组的调整速度。这说明我国上市公司管理者的过度自信程度的确影响了资本结构动态调整速度，并且过度自信越严重，资本结构的调整速度越慢，因此假设1得到验证。
3. 管理者过度自信与资本结构调整路径的回归分析。表6列示了管理者过度自信对资本结构调整路径的影响结果。前两列是以内源融资和外源融资两类融资方式对模型（4）和模型（5）进行的logit回归分析，用来检验偏离程度与融资方式之间的关系及管理者过度自信对这一关系的影响。回归结果表明，偏离程度与内源融资方式显著正相关，而第2列是本文研究的重点，当考虑管理者过度自信影响后，交互项的系数为负，且在1%的水平上显著，这表明当资本结构偏离一定程度时，过度自信的管理者更倾向于外源融资方式，因此假设2得到验证。
表6中第3列是当管理者选择外源融资时，以债权融资和股权融资作为两类融资方式对模型（6）进行的logit回归分析结果，用来检验管理者过度自信对外源融资方式的影响。从回归结果来看，管理者过度自信与外源债权融资系数为0.177 8，且在5%的水平上显著，这表明过度自信的管理者更倾向于债权融资的方式，并且管理者过度自信程度每增加一个百分点，债权融资的几率增加17.78%，因此假设3得到验证。

五、研究结论与政策建议 
1. 研究结论。本文从管理者非理性的角度，通过建立管理者过度自信的评价指标，并构建资本结构动态调整模型，利用探索性因子分析、最小二乘虚拟变量及广义距估计等实证方法，检验了管理者过度自信对资本结构动态调整速度及路径的影响，研究结论丰富了对资本结构理论的研究。研究结果表明：第一，管理者过度自信行为会导致资本结构调整速度变慢。管理者过度自信越严重，资本结构调整速度越慢。第二，管理者过度自信影响资本结构动态调整路径，在资本结构偏离一定程度时，过度自信的管理者更倾向于选择外源债权融资。
2. 政策建议。本文的研究结论对优化公司管理者团队和完善公司治理具有宏观指导意义，因此根据本文研究结论，提出以下政策建议：
第一，高管人员要对自己能力进行合理评价，避免认知出现较大的偏差，防止非理性的过度自信行为发生。管理者的过度自信会导致对公司财务危机的忽视及资本结构的不利调整。因此管理者需广泛听取团队及专家意见，避免非理性行为干扰，谨慎决策。
第二，合理配备管理者队伍，健全对管理者的培训考核机制。上市公司在选拔管理者时要注重对个性特征的考察，组建个性互补的管理层团队，并定期对管理者进行培训考核，纠正管理者认知偏差，防止过度自信等非理性行为发生。例如，增加女性管理者比例，强调女性管理者在公司治理及资本结构决策中的积极作用。
第三，建立健全民主决策机制，避免管理者“独断专行”。充分发挥治理主体参与决策的积极性，关键的决策之前应进行充分评估，充分考虑各种决策后果，并通过组织决策咨询委员会、建立专家评审制度、加强决策的透明度等多项措施，保证决策的科学性及合理性。
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【基金项目】国家自然科学基金项目（项目编号：71272120）；山东大学自主创新青年团队项目（项目编号：IFYT12059）；全国统计科学研究一般项目（项目编号：2013LY146）；山东省社科规划金融专项一般项目（项目编号：13CJRJ16）