【作　　者】
徐凤菊（博士生导师），代 飞

【作者单位】
武汉理工大学管理学院，武汉430070

【摘　　要】
    【摘要】管理者过度自信对企业价值的影响在国内外得到了大量的研究。本文认为，管理者自信程度与企业价值之间不仅存在相互影响，还具有时滞性。本文以我国2007 ~ 2015年沪深A股上市公司为研究样本，建立平衡面板数据，运用系统GMM方法，实证分析了管理者自信程度与企业价值之间的动态相互影响。结果表明，滞后两期的管理者自信程度对当期企业价值有显著正向影响，滞后一期的企业价值对当期管理者自信程度有显著正向影响。
【关键词】管理者自信程度；企业价值；动态影响；系统GMM方法
【中图分类号】F275      【文献标识码】A      【文章编号】1004-0994（2017）12-0018-5

一、引言
自行为金融学诞生以来，学者们对管理者过度自信与企业价值之间的关系进行了大量研究，但至今未得出一致结论。Gervais、Heaton和Odean（2003）等研究得出管理者过度自信与企业价值显著正相关的结论。Roll（1986）、Heaton（2002）、Hackbarth（2003）、Fairchild（2005）、饶育蕾和王建新（2010）等研究则得出管理者过度自信与企业价值之间显著负相关的结论。而Geol、Thakor（2005），Weinberg（2006），叶蓓、袁建国（2008）等则认为适度的管理者过度自信能够提升企业价值，过度的管理者过度自信则会降低企业价值。
本文在对相关文献进行梳理后不难发现：管理者过度自信与企业价值之间的关系之所以尚未取得一致的结论，主要原因在于学者们所采用的研究方法不同，以及对主要变量的衡量方式存在一定的差异。从研究方法上分析，现有的实证研究都是静态地、单向地研究管理者过度自信对企业价值的影响，并没有对两者之间的相互影响进行研究，同时并未考虑变量之间的滞后性问题。但世间万物均存在时空关系，在不考虑时空特点的情况下，所有的实证研究都很难得出可靠的结论。从对主要变量的衡量上看，现有实证研究对管理者过度自信的衡量主要是通过哑变量来判断是否存在管理者过度自信，但鲜有将管理者自信程度作为连续变量指标进行衡量，且对企业价值的衡量指标又各有不同，这些难免造成实证研究的片面性和偏差性。
基于此，本文以我国2007 ~ 2015年沪深A股上市公司为研究样本，建立平衡面板数据，运用系统GMM方法考察管理者自信程度与企业价值之间的动态关系。从而丰富了管理者自信程度与企业价值之间关系研究的理论，具有一定的现实意义。
二、理论分析和研究假设
日常生活中普遍存在过度自信的表现，人们总是将成功归因于自己的个人努力程度，而总认为失败是因自己的运气不佳或各种外部原因造成的（Hastorf et al.，1970；Langer、Roth，1975；Miller、Ross，1975）。在企业经营管理活动中，中高层管理者相应地比一般人表现出更为明显的过度自信，在决策中总是高估收益和取得成功的可能性，而低估成本和失败的风险（Lichtenstein，1977；Alpert、Raiffe，1982；Bettman、Weitz，1983；Tylor、Brown，1988；Busenitz、Bamey，1997；Malmendier、Tate，2002）。作为企业的决策者和控制者，管理者在企业经营方针战略的制定和决策中具有导向功能，在企业日常生产经营活动中肩负着监督和控制的重任，他们的举措决定了企业未来经营绩效的好坏，并影响着企业价值的高低。因此，管理者自信程度的高低与企业价值有着密切的联系。
现有研究文献表明，管理者过度自信有助于提高企业价值。这主要归因于：一是过度自信的管理者会降低企业投资不足的可能性。相比风险规避型的理性管理者，过度自信的管理者往往由于会低估风险并能在项目的最佳行权期行权，从而更容易对净现值可能大于零的项目进行投资，使企业获得额外收益的可能性更大，并最终使企业价值得以提升（Gervais等，2003）。二是过度自信的管理者因偏好外部融资，最终降低了企业的资本成本。Hackbarth（2003）、Fairchild（2005）等研究发现，过度自信的管理者在进行融资方式选择时并不遵循融资优序理论（Myers、Majluf，1984），而是更偏向于债务融资。过度自信的管理者在进行项目投资时，由于对企业状况保持乐观心态，在内部融资满足不了投资需求时，鉴于股权融资成本过高和增发股票最终会导致股权稀释等不利因素，同时既想做大企业这块“蛋糕”，但又不愿与更多人分享，因此最终会选择债务融资，从而降低了企业融资成本，提升了企业价值。三是过度自信的管理者因“自我归因偏差”和“控制幻觉”降低了企业的委托代理成本。过度自信的管理者因自我归因偏差而总认为自己的能力在平均水平之上，同时因控制幻觉而认为不确定性事物都在自己的能力可控范围之内（Aylor、Brown，1988），更容易使企业处于扁平化组织结构，从而降低了企业的委托代理成本，最终提升了企业价值（Firechild，2005；Geol、Thakor，2005）。
在企业管理实践活动中，管理者自信程度对企业价值的影响并不是即时性的，而是具有一定的时滞性。其原因在于，企业的日常经营管理活动是一个循序渐进的过程。因此，管理者因过度自信对企业所做决策的结果可能在滞后期后才能体现出来，最后提升企业价值；而在滞后期内，管理者因过度自信所做出的决策在企业经营活动中可能会因扩大企业投资而增加了企业当期经营成本，最终减少了本期收益而使企业价值在短期内降低。据此，在实证研究管理者自信程度对企业价值的影响时，为了保证研究结论的可靠性，必须考虑滞后性。综上，本文提出研究假设：
假设1：管理者自信程度与企业价值呈正相关关系，且当期管理者自信程度对后期企业价值的影响可能比对当期企业价值的影响大。
同时，企业价值也会反过来影响管理者自信程度。随着企业价值的增加，管理者将会由于自我归因效应（Aylor、Brown，1988），将企业价值的升高归功于自己的能力，并高估企业未来成功的可能性以及低估企业所面临的不确定风险，从而变得更加自信。但企业价值反映的是企业经营管理活动累积过程的指标量，管理者在对这个指标进行判断并做出相关决策时还存在一个从认知过程、情绪过程到意志过程的影响阶段，并最终产生行为偏差，这一系列的心理活动必然具有一定的时间性。基于这些原因，企业价值对管理者自信程度的影响也可能具有滞后性。综上，本文提出研究假设：
假设2：当期企业价值对后期管理者自信程度的影响可能比对当期管理者自信程度的影响大。
三、研究设计
（一）样本选择与数据来源
本文以我国2007 ~ 2015年沪、深两市所有A股上市企业为初始样本。并按如下规则对样本进行了筛选：①剔除金融保险行业的样本（考虑到金融保险行业的资产负债率和普通行业的差别太大）；②剔除在样本期间内ST、∗ST、PT及退市的公司样本。在此基础上，建立平衡面板数据。最后，得到14个行业787家公司9年期间共计7083个年度观测数据，所有数据均来源于国泰安数据库。
（二）变量定义
1. 企业价值。现有研究文献中用作表示企业价值的指标很多，如Myers（1977）采用的每股收益（EPS）、净资产收益率（ROE）、经济增加值（EVA）、收益现值法（DCF）与TobinQ值。为使衡量我国上市公司价值具有可行性，本文采用TobinQ值（刘行、李小荣，2012）作为企业价值的替代变量。
2. 管理者自信程度。衡量管理者过度自信的方法有很多，如股票期权法（Carpenter、Jennifer，1998；Malmendier、Tate，2005；郝颖等，2005；王霞等，2007）、盈利预测偏差法（Lin、Hu等，2005；Hribar、Yang，2006；余明桂等，2006；王霞等，2007）、并购频率法（Doukas、Petmezas，2006；Aktas等，2006；吴超鹏等，2008）、企业景气指数和消费者情绪指数法（Oliver，2005；余明桂等，2006；傅强、方文俊，2008）、管理者相对薪酬法（Hayward、Hambrick，1997；Brown、Sarma，2007；姜付秀等，2009）、历史业绩法（Cooper et al.，1988； Hayward、Hambrick，1997）、管者的身份特征（Barros、Silveira，2007）、财务指标法、主流媒体对管理者的描述法（Hayward、Hambrick，1997；Malmendier、Tate，2005；Brown、Sarina，2007）等，上述方法各有优缺点和一定的适用范围。考虑到我国上市公司的实际情况和相关研究数据的可获得性，借鉴姜付秀等（2009）的管理者相对薪酬法，本文采用薪酬最高的前三名高管薪酬之和与所有高管薪酬之和的比例来衡量管理者自信程度，即以前三名高管薪酬之和与所有董监高薪酬总额的比例作为衡量管理者自信程度的连续变量替代指标。
3. 控制变量。为防止虚假相关性干扰研究结论，参考相关研究文献，本文将公司规模、资产负债率、企业股权性质（企业是否为国有企业）、盈利能力、股权集中度、独立董事比例、年度虚拟变量和行业虚拟变量等作为模型的控制变量。
文中所用到的主要变量及其定义见表1。
（三）模型构建
现有研究文献表明，在动态模型中只需将因变量滞后两期，就能保证信息的完整性（Glen et al.，2001；Wintoki et al.，2012）。参照张兆国等（2013）的做法，在管理者自信程度和企业价值分别作为因变量的回归模型中将滞后项均滞后两期，构建检验管理者自信程度与企业价值影响的动态模型如下：
TobinQi,t=α0+α1×Coni,t+α2×TobinQi,t-1+
α3×TobinQi,t-2+α4×Sizei,t+α5×Statei,t+α6×Roai,t+
α7×Top1i,t+α8×Diri,t+     αm×Year+     αn×
Industry+εi,t （1）
Coni,t=β0+β1×TobinQi,t+β2×Coni,t-1+
β3×Coni,t-2+β4×Sizei,t+β5×Levi,t+β6×Statei,t+
β7×Top1i,t+β8×Diri,t+     βm×Year+     βn×
Industry+εi,t （2）
四、实证分析
1. 描述性统计分析。表2是对主要变量的描述性统计，样本数据为7083个。由表2可知，上市公司企业价值的最大值为31.423，最小值为0.083，公司之间差异很大，平均值仅为1.813，说明我国上市公司企业价值总体水平不高，和实际情况一致，表明样本公司具有代表性。管理者自信程度的平均值为0.407，标准差很小，说明管理者在平时比一般人表现出更高的自信程度，这与Kruger（1999）的“管理者优于平均效应”理论相一致。资产负债率的平均值为49.7%，说明上市公司的平均负债水平较好。国有企业在样本中约占66.8%。盈利能力的平均值为0.042，表明上市公司的盈利能力不足，还有待提高。第一大股东持股比例的平均值为35.6%，说明上市公司中股权集中度较高。独立董事比例的平均值为36.4%，符合我国证监会对上市公司独立董事人数设置的相关要求。

2. 回归结果分析。为了检验管理者自信程度与企业价值的动态影响关系，本文在模型（1）中分别以当期、滞后一期和滞后两期的管理者自信程度作为自变量对企业价值进行回归，在模型（2）中分别以当期、滞后一期和滞后两期的企业价值作为自变量对管理者自信程度进行回归。Nickell（1981）认为，对动态面板数据使用OLS方法和固定效应进行回归会存在偏倚和不一致的问题。Blundell、Bond（1998）的研究证明使用系统GMM方法能得到动态面板数据模型的一致性估计量。由于本文分析的是动态面板数据，故采用系统GMM方法对模型（1）、（2）进行回归分析，回归结果见表3。
结果显示，在模型（1）中，滞后两期的管理者自信程度对当期企业价值有显著的正向影响，当期和滞后一期的管理者自信程度对当期企业价值的影响不显著，这说明管理者自信程度对企业价值的影响更多表现在后期。在模型（2）中，滞后一期的企业价值对当期管理者自信程度有显著的正向影响，当期和滞后两期的企业价值对当期管理者自信程度的影响不显著，这表明当期企业价值的高低直接影响着未来一期的管理者自信程度。
3. 稳健性检验。为检验研究结论的可靠性，本文借鉴Malmendier、Tate（2005）的股票或股票期权法，以姜付秀等（2009）的相对薪酬法为基础，将上市公司高管持股数量与管理层持股数量的比值作为衡量管理者自信程度的替代指标，再次对模型（1）和（2）进行回归，回归结果（见表4）与前文结果基本一致。不同之处在于：在稳健性检验中，管理者自信程度与企业价值之间的动态影响程度更大，部分控制变量的符号和显著性与使用管理者相对薪酬作为考察队持股状况代表的是团队效应而非管理者个人特征的因素有关，但并不影响本文研究结论。
五、结论与启示
1. 结论。本文在建立管理者自信程度连续变量替代指标的基础上，以我国2007 ~ 2015年沪深A股上市公司为研究样本，建立平衡面板数据，运用系统GMM方法，对管理者自信程度与企业价值之间的动态相互关系进行了实证分析，得出结论：①滞后两期的管理者自信程度对当期企业价值有显著的正向影响，而当期和滞后一期的管理者自信程度对当期业价值虽有正向影响，但并不显著；②滞后一期的企业价值对当期管理者自信程度有显著的正向影响，而当期和滞后两期的企业价值对当期管理者自信程度虽有正向影响，但影响不显著。研究结论表明，在研究管理者自信程度与企业价值之间的关系时，不仅要考虑两者之间的相互影响，还要考虑到相互作用的滞后性，这样才能得出可靠的研究结论。
2. 启示。本文结论为企业管理实践提供了两方面的启示：一是乐观、自信的管理者更容易为企业创造价值，在企业引进和培养管理人才时，除了考察专业技术水平和工作经验外，更应注重管理者的自信程度；二是在对管理者进行业绩考核时应放宽考核期限，这样既能凸显企业考核机制的合理性，又能有效规避管理者为了应付考核而做出的各种有损企业长期利益的短视决策行为。
在对管理者自信程度这一连续变量的替代指标进行衡量时，本文是建立在现有文献对管理者过度自信虚拟变量的衡量理论基础上的，由于两种变量之间有一定的差异，对管理者自信程度的衡量难免存在一定的局限性。如何在虚拟变量和连续变量之间实现完美对接、建立更可信的管理者自信程度的连续变量衡量方法，有待今后进行更深入的研究。

主要参考文献：
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