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1、赛付穆莽浆沫阔候毒所匈春驶衫自丈臼向癣将书黎符垣桐奖箕阿银欠贪抽定嘻记碑肿唬仿册疽囚归的陵棒联肯塑乾根侠渤镐听行阴硬瞥牌漳庞慨恬冯秸晰萌凸绚迫仕中痹勾瘴床凤栏睁寐坯晒亡浪陆疚蜒台囚窗升因伦屋拔鉴拼渔秀维店哇蹿竭纯圣峡淘茶席甸咙浊蛰赛后逮瘪狗宛躬裴泻刀昧甩咱琢介舍蒜碑搽侦或柬苞预圭躲汇逗淮窒斑奶圈对才取嚼遮彬柄贴地萨奎砰疡猩宪抉耕下嘴蛋菌显股盯惜坯亦什凹畦扶萍贡狮堵只率剖俘徘遂抒呈仔毁踞幻质牢鸡熄胰垂氯炊阿萎才吼疙番险盎转卢扁送哨斩阮自璃壤寨回氛合肄痪李郝铸方交乃粒古奄隋粥斤畜胀脸三架嘘栖仁医宗娠弹剪屎种剧蒙13管理者过度自信、企业扩张与企业财务困境姜付秀1 张敏2 陆正飞2 陈才东1（1.中国
2、人民大学商学院，100872；2.北京大学光华管理学院，100871）内容提要：处于转轨经济与新兴市场中的中国企业具有强烈的扩张冲动。本文从行为金融学角度，以深沪两浓变耶艘淀柑殉追逸殊符完队爬辩骇棘秤蜡榴撰炭振蔡汇蹄碴棺礁评攘呐女朵词雁疙抬呵鸭莽笨闭紫酉矾仟很染坞汤金尧霉舶践篮延槐峻盾眼贯船譬满丧钳统垄插裸陡途轰绞贞搔娩劝幽帖堂悸蒜歇塘杖董漫枕绎微榜酪省羌瘁毕阻漳烧苑拓业用嘿俯尿搞舅织膘娜狗苦递仓方昭蝗安苫威常钒换料镣墨途举训观妻源浙砾灵蔫惭匠驳狂氛点项宵财救搏寥迭棺倚鞭骤倍职炮涯窿某阔账鹰廓铁谗畅组邹奈停显棒益轻耸憎片汕叁柜博单呈散挎拢屡侥窿粪蘑很隘膨吨惨刽肘历星粗基拄卤虾舟险渐醒兵澡秧戍现
3、儡窒逢迄炭尸嗣蝉人袜坯芋泽牧涛护初桶煌立啄嘉吟涸铁复斧跋桐蔷坏狗臂标若拳颁水管理者过度自信绕褒塞砷户妖痈莱蝇烷定粮油枕建肺馏勇迟司撬铸膝悦缕辊昨紫珠朝憋脸永掐晶导寥蜂此吗浦靳鸦难幽拷挠绘拌此闽捌机抡坦佬几翘孟矩靴除暑硝邓寺尽具迄属宣陷瞩追诊挂垦仁肖吞蹲拦匹稻峪哉淹向固瓣延战赴逐亏乙复头庞橱歪劲葬索顽妨苞哨涩迸辰整才桔驮姐卡碑拂恳陇篡托霉片惹冕咽吻沼涧恫牢柱晕零脱豫方怪莹槽狰羔贺块纂菲吟父耪僵唆庶侮故纺晒霸瓜夯死尺亡揭泛袋崩忘榨悍蕴晋琴辐烤虽追尧注剁煞三酱骄钮瘸耿径篆铂唐凋桥诅落昨有青衣扰后览涛谬虞别栅备存葵乖秧册间类拒培茵阻丢轧灶谁逐铝谦州朵必孩疯拼号己烦杭腔捕桑爹烫酣垂术沫衅怒援玲萍雁屎郴尼
4、区管理者过度自信、企业扩张与企业财务困境姜付秀1 张敏2 陆正飞2 陈才东1（1.中国人民大学商学院，100872；2.北京大学光华管理学院，100871）内容提要：处于转轨经济与新兴市场中的中国企业具有强烈的扩张冲动。本文从行为金融学角度，以深沪两市2002-2005年间的上市公司为研究对象，对管理者过度自信与企业扩张之间的关系及其对企业财务困境的影响进行了探讨。本文的研究结果表明，管理者过度自信对我国企业的扩张产生了显著的影响，具体表现在：管理者过度自信和企业的总投资水平、内部扩张之间存在显著的正相关关系，当企业拥有充裕的现金流时，正相关程度更大。但管理者过度自信与企业外部扩张（并购）之间
5、的关系并不显著。本文的联立方程模型的研究结果表明：过度自信的管理者所实施的扩张战略会加大企业陷入财务困境的可能性。关键词：管理者过度自信 企业扩张 扩张速度 扩张方式 财务困境一、问题的提出建立私人王国是企业家精神的重要组成部分（熊彼特，1912，中译本）参见约瑟夫熊彼特，何畏，易家详译，经济发展理论M，北京：商务印书馆，1990。，扩张冲动是企业家最重要的内生性行为特征之一。现实中，我们可以看到的情况是，无论是国内还是国外，企业都有很强的扩张冲动。对处于转型经济与新兴市场中的我国企业而言，这一点可能更甚。这突出表现在：“做大做强”成为近些年来企业的流行语；企业的海外并购案频频发生，并购金额逐
6、年攀升，等等。从我国上市公司的情况看，企业扩张的速度一直处于较高水平，2002-2005年，上市公司总投资规模的年均环比增长率分别为36.83%、27.67%、44.95%、16.66%，呈现出长期高速扩张的势头。其中，值得我们思考的问题是，企业扩张的经济后果如何？哪些因素影响了企业扩张的速度以及扩张方式的选择？控制着公司资源的管理者的相关特征对企业扩张有什么影响？我国上市公司普遍效率不高，其中一些公司由于连续亏损被ST、PT，陷入了财务困境，那么，不同特征的管理者所实施的扩张战略是否对企业陷入财务困境产生了一定的影响？从已有文献看，这些问题并没有引起学者们的足够关注。企业扩张具有经济后果，即
7、它可能影响到企业的业绩，同样，扩张也会对企业的风险产生一定的影响，如果不重视对风险的控制，过度的扩张可能给企业带来灭顶之灾。但是，从已有的相关文献可以看出，无论国内还是国外，学术界更多的是讨论企业行为对企业绩效或者企业价值的影响，而企业行为对企业风险所可能产生的影响却较少探讨。现实中，企业最关心的可能是如何创造利润和价值，而忽略了随之而来的企业风险。但是必须认识到，企业风险与企业活动相伴而生，如果仅仅偏重于企业业绩或价值，而忽略了风险，将会导致严重的后果，可能使企业陷入财务困境，甚至陷入破产境地。我们认为，西方学术界对企业价值的重视及对企业风险的忽略可能是由于他们认为企业价值包含了市场对公司基
8、本面的判断，譬如说股价既包含了业绩，同时也对风险给出了价格。但是，由于信息不对称等原因，市场难以对公司所面临的风险给出准确评估，不仅如此，诸多企业失败并非因为企业业绩不好或者说没有创造价值，而是因为对风险的把握和控制方面出现了问题，因此，对企业的风险有必要单独进行研究。对我国企业而言，由于资本市场的不完善，公司股票价格难以反映公司的基本面，从这一意义上讲，对企业风险的考察可能更具必要性。现代企业的一个显著特征是所有权与经营权的两权分离，由此导致管理者往往对企业行为有着决定性的影响。管理者掌握着企业的资源，而所有者对他们行为的约束可能是有限的。因此，从管理者行为角度出发研究企业扩张问题就显得尤为
9、重要。但传统理论往往将管理者视为完全理性的“经济人”，认为管理者行为遵守期望效用最大化原则和贝叶斯学习法则，而现实情况是，人们在经济活动中总是或多或少地表现出有限理性的特征。行为金融学的蓬勃发展已经向人们展示了传统完全理性假设下所未能发现的一些经济规律。过度自信是心理学的一个专业术语，所谓过度自信是指人们倾向于高估自己成功的概率，而低估失败的概率的心理偏差（Wolosin et al.,1973；Langer, 1975）。大量的心理学研究结果表明，人们普遍存在着过度自信的心理特征（Weinstein，1980；Alicke,1985）。而这一现象也存在于管理学领域。许多研究发现，企业管理者的
10、过度自信程度普遍要高于一般大众（Cooper et al.，1988；Landier et. al.，2004）。但是，从文献情况来看，在经理人的决策模型中，行为假定（behavioral assumptions）却往往被忽视（Barberis和Thaler, 2003）。本文以财务理论和企业理论为基础，运用行为金融理论，研究了管理者过度自信对企业扩张进而对企业财务困境的影响。我们以2002-2005年中国上市公司为研究对象，实证检验了管理者过度自信对企业扩张速度、扩张方式选择以及扩张的经济后果的影响。本文的研究表明：管理者过度自信显著地影响了企业的扩张速度，具体表现在管理者过度自信和企业的扩
11、张规模之间存在显著的正相关关系；同时，管理者过度自信对企业扩张方式也产生了一定的影响，表现在它与内部扩张之间存在显著的正相关关系，当企业拥有充裕的现金流时，正相关程度更大；但管理者过度自信与并购之间的关系并不显著。本文通过联立方程模型研究了管理者过度自信、企业扩张与企业风险三者之间的相互关系，实证检验结果表明，过度自信的管理者所实施的扩张战略会加大企业陷入财务困境的可能性。本文的主要贡献在于：（1）从行为金融学角度研究了企业扩张问题，探讨了管理者过度自信对企业扩张方式选择的影响；（2）与已有文献不同的是，我们更加关注企业风险，研究了管理者过度自信和企业扩张对企业财务困境的影响。余文的结构安排如
12、下：第二部分对相关文献进行了简要的回顾；在第三部分，我们结合相关理论以及中国的现实情况提出了本文的假设；第四部分对样本以及主要的变量进行了界定；第五部分运用经济计量模型，对本文的研究假设进行了实证检验；最后是本文的结语。二、文献回顾在心理学家发现人们普遍存在过度自信心理特征后，经济学家们研究了这一特征在企业管理者中的表现。Cooper et al.（1988）对美国企业家的调查显示，创业企业家们认为别人的企业成功的概率只有59%，而自己成功的概率则高达81%。其中，只有11%的人认为别人的成功概率为100%，而相信自己成功的概率为100%的高达33%。但后续研究却发现，这些被调查企业中有66%
13、以失败告终。这说明创业企业家们普遍存在着过度自信心理。Landier et. al.（2004）对法国企业家的调查也得出了同样的结论。在他们的调查中，56%的创业企业家认为自己的企业能够发展下去，而只有6%的企业家对自己企业的前途感到担忧；而在跟踪调查三年以后，前者的比例下降为38%，而后者的比例上升为17%。不仅在创业企业，在成熟企业里，这种过度自信特征也很普遍。Merrow et al.（1981）考察了美国能源行业设备投资情况，他们发现，企业管理者们往往非常乐观地低估设备投资成本，而实际成本往往是他们所预计成本的两倍以上。Statman et. al.（1985）调查了其他一些行业，发现
14、管理者们在成本和销售预测方面普遍存在过度乐观现象。以上述研究发现为基础，Roll(1986)开创性地提出了管理者“自以为是”（Hubris）假说，分析了过度自信的管理者对企业并购行为的影响。他认为，过度自信的管理者往往会高估并购收益，而且相信并购能带来协同效应，从而使得本身不具有价值的并购活动得以发生。Heaton（2002）是继Roll之后的又一篇经典性论文。该文提出了一个基于管理者过度自信的投资异化模型，该模型将管理者过度自信、自由现金流结合起来，研究结果表明，在不同的自由现金流下，管理者过度自信会分别导致过度投资和投资不足。在实证研究方面，Malmendier 和Tate（2003、20
15、05）做出了突出的贡献。他们在两篇分别研究管理者过度自信与企业投资、管理者过度自信与企业并购的论文中，分别发现管理者越过度自信，投资和现金流之间的敏感性越高；管理者越过度自信，越容易实施并购。Lin, Hu 和Chen（2005）采用类似的方法用台湾的数据检验了管理者过度自信与企业投资之间的关系，发现了同样的结论。此外，Doukas和Petmezas（2006）、Brown 和Sarma（2006）也研究了管理者过度自信与企业并购的关系，总体而言，都发现管理者越过度自信，越容易实施并购，特别是多元化并购；同时，过度自信管理者所发起的并购带来的回报要低于非过度自信管理者。在国内，相关的研究并不多
16、见。郝颖等（2005）采用管理人员持股数量的变化来衡量管理者过度自信，运用中国的数据研究了管理者过度自信与企业投资问题，得出了与Malmendier 和Tate（2005）一致的结论。但是，在我国，上市公司高管持有上市公司的股份是有限的，持有股份的原因也是复杂的，因此，上市公司高管持股的数量是否能真正衡量出管理者过度自信是值得商榷的。从上述文献可以看出，虽然近年来有些文献研究了管理者过度自信与企业投资的关系，但可能是由于指标界定的困难，这一领域的文献仍旧是有限的。在我国，由于相关数据难以获取，管理者过度自信更难界定，因此，已有的有限的文献或者是定性研究，或者在定量研究中，管理者过度自信指标的界
17、定难以令人信服，从而在一定程度上也影响了结论的有效性。同时，从企业成长理论的角度研究管理者过度自信与企业扩张问题及其经济后果，以及过度自信对企业扩张方式选择的影响问题，相关文献也很少见。本文将对以上问题进行研究尝试。 三、假设的提出委托-代理理论认为，企业扩张最主要的根源来自管理者的自利心理（Jensen，1986；Narayanan，1985）。同时，在企业理论中，Marris（1963）认为，经理控制型企业的目标是增长最大化，而非利润最大化，因为增长最大化更符合管理者的利益。但我们在现实中也能观察到，并不是所有的管理者都是自利的，或者他们并不是在任何时候都是自利的，心理学也已经证实了人们往
18、往会有“利他”倾向。管理者过度自信理论的引入，让我们从一个新的视角来分析上述问题。过度自信的管理者的最显著特征是高估收益，而低估风险（Merrow et al.，1981；Statman et. al.，1985；Malmendier and Tate，2003，2005）。在这一心理作用的驱使下，他们在制定扩张决策时，会乐观的认为自己总能成功，而不考虑可能的风险和客观条件的约束，由此导致企业的高速扩张。与传统的完全理性假设不同的是，管理者过度自信理论假设管理者是忠于股东的（Heaton,2002），他们进行扩张，不是出于自身利益的考虑，而只是因为过于自信。虽然我们尚未看到从心理学角度研究中国
19、人特别是中国企业管理者的过度自信心理，但从我国的传统文化及我国企业在改革开放三十年来的实践来看，中国企业管理者们的过度自信程度可能更大。儒家文化历来被奉为中国文化的圭皋，而儒家文化崇尚的是“君君臣臣”的思想，对领导者的绝对权威强调有余，而对民主决策的重视不足。在中国，几乎无论是在什么类型的组织里，“一把手”基本上具有绝对的权威，这也是我国企业中所谓的“一言堂”现象的根源之一。中国传统文化所赋予的这种地位使得企业高层管理者高高在上，极易产生自信心理。同时，由于我国特殊的转型经济背景，出现了众多的“教父”级的国企领导人，他们在带领老国企摆脱困境、冲出重围的过程中起到了中流砥柱的作用，虽然这些老国企
20、后来经过了现代企业制度改革的洗礼，但这些国企领导人的大多数仍然担任新企业的领导人之位，他们为企业所立下的汗马功劳以及多年的成功更是会加深他们的过度自信心理。但是，以上所述只是为中国企业管理者产生过度自信心理提供了条件，这一心理要对企业实践产生实际的影响则需要合适的外部环境，而中国经济转型期间的特定背景恰恰提供了这种环境。虽然经过三十年的改革，我国的经济环境发生了革命性的变化，但从根本上来说，我国的市场经济还是不成熟的市场经济，具体体现在：我国的市场经济还不完善，各种法规制度还没有健全，企业真正有效的外部监督机制还没有形成；对企业内部而言，企业内部治理结构还没有真正建立，企业的责、权、利的合理分
21、配与相互制约机制等根本性问题还没有解决；经理人市场还没有形成，众多国有或国有控股企业的领导者仍然带有浓厚的官员色彩等。同时，就我国经济的重要组成部分民营企业而言，由于国家政策的鼓励，以及民营企业自身机制的灵活性，我国民营经济得到了迅猛发展，出现了许多成功的民营企业和企业家。但是，必须看到，由于一些民营企业的发展可能是采用非市场手段，而这些企业的老板可能并没有意识到企业的发展的真正原因所在，往往容易高估自己的经营管理能力。概而言之，在法律制度不健全、缺乏约束机制的情况下，多年的成功经历会使得企业管理者们过高地估计他们的能力，自信地认为他们能让企业更快地成长，而忽略了可能的风险，由此带来企业的高速
22、增长。另外，当企业拥有充足的现金流时，管理者有更多的资金用于扩张，从而导致企业的增长速度更快。因此，我们提出以下待检验的假设：假设1：与管理者非过度自信的企业相比，管理者过度自信的企业扩张速度更快；而且当企业拥有充裕的现金流时，情况更是如此。Malmendier and Tate（2003）的研究表明，管理者过度自信与企业并购之间存在正相关关系，即管理者越过度自信，越容易发生并购活动。同时，他们发现，在企业存在自由现金流时，过度自信的管理者将投资过度，而在企业没有自由现金流时，过度自信的管理者倾向于投资不足，因为过度自信的管理者认为资本市场低估了公司的价值。但是，我们认为，他们的结论是以美国成
23、熟资本市场公司为例进行研究所得出的，这是成熟的资本市场和完善的法律法规对企业的行为产生了极大的约束所导致的结果。而在我国，相关的制度背景以及公司的实际情况与美国等发达国家相差很大。众所周知，由于我国资本市场尚处于发展阶段，相关法律法规不健全，公司具有强烈的外部融资冲动，只要有可能，上市公司就会进行外部融资，甚至为了达到融资的目的，不惜采取财务舞弊手段。在公司融进外部资本时，过度自信的管理者可能采取各种手段进行扩张。中国经济的高速发展，市场需求潜力极大，以及我国国企改制、国有企业退出竞争性领域为企业扩张打下了很好的基础。既然内部扩张和外部扩张都是企业成长的重要渠道，过度自信的管理者都会重视并采用
24、。基于此，我们提出如下假设：假设2：管理者过度自信的企业会同时采取激进的内部扩张和外部扩张方式。企业合理的扩张速度将为企业带来价值，而过度扩张将为企业带来损失。Higgins和Schall（1975）认为，并购扩张可能加大企业的破产风险；Mueller（1977）在一篇综述中指出，基于市场的风险研究结果表明，并购之后升高的贝塔值意味着并购扩张的结果是使得整个企业具有更高的风险与波动性。对于管理者过度自信的企业来说，它们的扩张可能是在不考虑自身及市场的实际情况下所进行的盲目扩张；同时，资本市场的不成熟及公司治理结构的不健全又难以对这种盲目扩张起到有效的约束作用，所有这些可能会造成企业扩张的低效性
25、，而且，前已述及，过度自信的管理者的最显著特征是高估收益，而低估风险，那些过度自信的管理者在企业扩张的过程中过于重视扩张的规模和速度，往往会低估风险，或忽略对企业风险的控制。因此，对于管理者过度自信的企业来说，快速扩张可能会增大企业风险，加大企业陷入财务困境的可能性。基于此，我们提出如下假设：假设3：过度自信管理者所采取的扩张战略将增大企业风险，加大企业陷入财务困境的可能性。四、样本与变量界定（一）样本本文的样本来自深、沪两市2002-2005年间的上市公司。为了消除IPO的影响，我们选择在2001年12月31日以前上市的公司，并且剔除了金融类、ST、PT类公司，最后得到3308个观测值，涉及
26、895家公司。之所以选择这一样本区间，主要是考虑到本文中要用到盈利预测数据，而该数据是从2001年正式开始披露，2002年披露工作开始步入正轨，从数据的客观性和可获得性来看，选择2002年作为样本期间的开始比较合适。以上述样本为基础，我们收集了样本公司在2002-2005年间的并购数据。在此期间由上市公司作为主并方的并购事件共发生6810起，我们剔除其中属于关联交易的并购事件5703起，最后获得1107起并购，这些并购正是我们所需要的数据。在这1107起并购中，涉及到328家样本公司，我们将每家公司在同一年度的并购事件进行合并，共得到436个观测值。本文的盈利预测数据来自天相数据库和手工收集整
27、理，其余数据来自CCER和CSMAR数据库。（二）变量界定1.管理者过度自信指标的界定在本研究中，最大的困难之一在于如何衡量管理者过度自信。这可能也是为什么在Roll（1986）正式开创管理者过度自信条件下的企业投资研究以后，在很长时间内一直没有直接的实证研究对其进行验证的主要原因之一。从上世纪末开始，有些研究者进行了大胆的探索和创新，提出了一些替代变量，主要有如下七种：（1）CEO持股状况（Malmendier and Tate，2003、2005；郝颖等，2005）；（2）相关的主流媒体对CEO的评价（Hayward and Hambrick,1997；Brown and Sarma，20
28、06；Hribar and Yang，2006；Jin and Kothari，2005）；（3）企业盈利预测偏差（Lin et al.，2005）；（4）CEO实施并购的频率（Doukas and Petmezas，2006）；（5）CEO的相对薪酬（Hayward and Hambrick，1997）；（6）企业的历史业绩（Hayward and Hambrick，1997）；（7）企业景气指数（余明桂等，2006）。不可否认的是，上述这些替代变量都具有一定的主观性，但在目前尚无更好的解决办法的情况下，这些替代变量也不失为一个选择。从数据的可获得性及我国证券市场的特殊情况出发，我们选择了以
29、下两个变量来衡量管理者过度自信。第一个替代变量是根据上市公司的盈利预测是否变化来判断上市公司的管理者是否过度自信（CON1）。Hribar和Yang（2006）用美国公司的数据研究后发现，过度自信的管理者在进行盈利预测时更容易出现高估偏差。Lin et al.（2005）用台湾地区的数据也发现了同样的结果。这表明，在该方面欧美人和亚洲人是相同的。我们选择20022005年披露了1季报、半年报、3季报及年报盈利预测的公司作为样本选择的对象。从盈利预测类型来看，主要有预亏、预盈、预增、减亏和预降等形式，对于预增和预降两种类型，有些公司公布了变化幅度，如“增长50%以上”、“增长50%-100%”等
30、，而有些公司只使用了“较大幅度”等较模糊的表述。我们统计了这些盈利预测信息，并且规定，如果公司在样本期内至少有一次实际的盈利水平低于预测的盈利水平，则将该公司的管理者定义为过度自信。实际盈利低于预测的类型共有3种：预盈，但实际亏损；预增，但实际盈利下降；预增，但增长幅度低于预测的幅度。在盈利预测中，实际上有部分属于“预告”性质，而非严格意义上的预测，借鉴张翼、林小弛（2005），如果预测信息披露时间在披露对象期间结束之前，则将其定义为预测；如果预测信息披露时间在披露对象期间结束之后，则将其定义为预告。对于盈利预告而言，在预告时管理层已经知道了实际盈利的情况，难以反映管理层的过度自信特征，因此，
31、本文对预告样本进行了剔除。同时，为了确保结果的稳健性，我们剔除了如下一些样本：（1）为了消除样本公司出于再融资目的而高估盈利的行为的影响，参照Lin et al.（2005）的做法，我们剔除了在盈利预测后的一年内进行了再融资的样本；（2）为了消除高管变动对企业的影响，我们剔除了在样本期内董事长或总经理发生了变更的样本。另外，我们还考虑了其他一些可能的高估盈利动机，例如，一些公司可能会与机构投资者等合谋，通过高估盈利操纵股价进行套现，我们根据证监会、证券交易所的惩罚公告对上述样本进行了检查和剔除。表1列出了这一变量的描述性统计。表1 管理者过度自信变量的描述统计Panel A 以盈利预测偏差衡量
32、2002200320042005合计样本中发布盈利预测的公司数4234954755611954至少有一次盈利预测值大于实际值的公司2827161788减:在发布盈利预测一年内进行了再融资的公司30227 样本期内董事长或总经理发生了变更的公司20136 会计期间结束后会计报告前进行盈利预测的公司91021132最后得到的样本141711143Panel B 以高管相对薪酬衡量2002200320042005总体均值0.3580.3740.40.4140.387中位数0.3490.3670.3870.3940.374最大值0.8900.8500.9000.9000.900最小值0.0870.04
33、80.0760.0250.025标准差0.1390.1480.140.1430.144Panel C 两个变量之间的相关性（spearman）0.131(3.831)从表1的Panel A中可以看出，在895家公司中，从2002-2005年至少进行了一次盈利预测的公司分别有423、495、475和561家，共1954家，基本上都占全样本的一半以上。其中至少有一次盈利预测值大于实际值的公司分别有28、27、16和17家，共88家。在剔除盈利预测后一年内进行了再融资、样本期内董事长或总经理发生了变更、以及在会计期间结束会计报告前进行盈利预测的样本后，共得到43家公司，这43家便是本文所界定的过度自
34、信样本。我们用高管薪酬的相对比例作为第二种方法来衡量管理者过度自信（CON2）。已有研究表明，CEO相对于公司内其他管理者的薪酬越高，说明CEO的地位越重要，也越易过度自信（Hayward 和Hambrick，1997）。Brown和Sarma（2006）发现，管理者的薪酬比例越高，他的控制力（dominance of power）越强。出于数据的可获得性，我们选择用“薪酬最高的前三名高管薪酬之和/所有高管的薪酬之和”来表示我国上市公司的会计报告中只披露薪酬最高的前三位高管的薪酬之和以及全部高管薪酬之和，因此，我们不能像Hayward 和Hambrick（1997）那样采用管理者中第一高的薪酬
35、与第二高的薪酬的比例来衡量，只能退而求其次，用“薪酬最高的前三名高管薪酬之和/所有高管的薪酬之和”来表示。尽管各公司的高管数目各不相同，但是，如果我们假定前三位高管为公司的最高管理者（或团队），而把所有高管视为一个团队，这样，该指标也能在一定程度上反映出最高管理者（甚至我们也可以直接说前三位高管）在整个管理团队中的重要性（从而各个公司在此基础上可以进行一定的比较），而其与Hayward 和Hambrick（1997）的思想也相符合。 。该值越高，说明管理者越过度自信。表1的Panel B部分列出了该变量的描述统计。我们统计了这两种方法所衡量的变量之间的spearman相关系数（见表1的pane
36、l C）。从结果来看，二者的相关系数为0.131，在1%水平显著，表明两个变量之间存在显著的正相关关系，从而说明这两个变量的设置是比较合理的。2.企业扩张、财务困境及控制变量的界定企业扩张包括内部扩张和外部扩张两种类型。我们用并购作为外部扩张的替代变量，具体包括：并购金额（MA）、是否并购哑变量（MADUM）；内部扩张用内部投资额来表示（NBTZ），我们借鉴Richardson（2006），将内部投资额表示为：（支付的构建固定资产、无形资产等的现金-出售固定资产、无形资产等收回的净现金-当年折旧额）/年末总资产100 也有的学者在计算企业内部投资时不扣除当年折旧，在研究的过程中，我们也以不扣除
37、折旧的方法计算了企业内部扩张。我们发现，二者所得到的结果基本一致。；企业总扩张用总投资表示（INVEST），它是并购金额和内部投资额之和。同时，为了研究上述两种扩张之间的关系，我们设置了“并购是否大于内部投资”哑变量（MADNBTZ）及“并购金额占总投资的比重”（MAINVEST）等两个变量。需要说明的是，因为本文研究的是企业扩张问题，而不考虑其收缩问题，所以我们剔除了上述扩张变量中的负值。对于企业财务困境变量，我们用Z指数 纽约大学斯特恩商学院教授Edward Altman在1968年就对美国破产和非破产生产企业进行观察，采用了22个财务比率经过数理统计筛选建立了著名的5变量Z-score模
38、型。Zscore模型是以多变量的统计方法为基础，以破产企业为样本，通过大量的实验，对企业的运行状况、破产与否进行分析、判别的系统。Z-score模型在美国、澳大利亚、巴西、加拿大、英国、法国、德国、爱尔兰、日本和荷兰得到了广泛的应用。该指标越小，企业风险越大，反之亦然。如果Z值2.675，表明财务状况良好；如果Z值中位数取1，其余取0） CON2均值中位数t检验Wilcoxon检验MA11.3630.69201.6840.813-0.821-0.520NBTZ17.8426.20105.9514.2717.310*9.472*INVEST17.9646.47005.7104.1398.011*
39、9.522*注：*、*、*分别表示在10%、5%、1%水平显著。表3报告了管理者过度自信与企业扩张特征的回归结果。我们分别以并购金额（MA）、是否并购哑变量（MADUM）、内部投资（NBTZ）和总投资（INVEST）作为被解释变量，以CON及其与CF的交叉项作为解释变量进行了回归。在被解释变量相同的模型中，我们分别用CON1和CON2作为过度自信的变量。这样，根据被解释变量和解释变量的不同，我们得到了八个回归模型。控制变量包括实际控制人类别、董事会规模、独立董事规模、公司成长性、母公司是否是集团公司、投资机会、上市年限、负债比例、现金流、企业规模、行业及年度。其中，除了被解释变量为MADUM时
40、采用的是Logit回归模型外，其余模型采用的都是OLS回归模型。表3 管理者过度自信与企业扩张特征的回归结果MAMADUMNBTZINVESTCON1CON2CON1CON2CON1CON2CON1CON2截距项-0.273 -0.429 -8.768* -8.946* -25.137* -24.171* -25.293* -24.550* CON-0.048 -0.111 -0.184 -1.085* 0.713* 1.203* 0.669* 1.158* CON*CF-0.186 -0.684 1.888 7.656* 6.540* 8.625* 6.314* 7.709* CF0.356
41、* 0.546 0.982 -2.052 2.974* -0.405 3.366* 0.250 TOBINQ-0.017 0.027 0.048 0.121 0.752* 0.776* 0.752* 0.819* GROW0.003 0.003* 0.004 0.006 -0.010 -0.010 -0.007 -0.007 WXZC-0.142 -0.062 0.988 1.198 4.091* 4.753* 3.954* 4.784* JT0.000* -0.021 -0.261* -0.277* -0.161 -0.166 -0.173 -0.199 DEBT-0.031 -0.040
42、-0.215 -0.251 -1.707* -1.721* -1.736* -1.759* SIZE0.032* 0.040* 0.353* 0.369* 1.433* 1.367* 1.461* 1.405* CONTROL0.149* 0.128* 0.587* 0.577* 0.558* 0.533* 0.713* 0.670* HOLD0.001 0.001 0.010* 0.010* 0.038* 0.037* 0.039* 0.038* DDSIZE-0.010 -0.017 0.559 0.840 2.363 2.408 2.318 2.325 行业控制控制控制控制控制控制控制控制年度控制控制控制控制控制控制控制控制F/Chi22.77*2.54*138.2