企業(yè)家過(guò)度自信、股權(quán)制衡與商業(yè)信用

蔣薇薇　趙增耀　王喜1

摘要：本文在擯棄理性經(jīng)濟(jì)人假設(shè)下，以2008-2013年進(jìn)行過(guò)年度業(yè)績(jī)預(yù)告的118家深市中小板上市公司為樣本，研究企業(yè)家過(guò)度自信、股權(quán)制衡對(duì)商業(yè)信用投放的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)過(guò)度自信的企業(yè)家商業(yè)信用投放更多，而股權(quán)制衡可以有效約束這一行為。

關(guān)鍵詞：企業(yè)家過(guò)度自信；股權(quán)制衡；商業(yè)信用

中圖分類號(hào)：F27923文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：B

一、引言

長(zhǎng)期以來(lái)，資金短缺問(wèn)題一直制約著民營(yíng)企業(yè)的進(jìn)一步發(fā)展。在信貸有限情況下，一部分企業(yè)利用商業(yè)信用降低了融資約束，有效地提高了自身的規(guī)模效率（石曉軍和張順明，2010； Biais and Gollier，1997）；一部分企業(yè)利用商業(yè)信用，促進(jìn)了產(chǎn)品銷售（陸正飛和楊德明，2011）。

在解釋商業(yè)信用影響因素的大量文獻(xiàn)中，學(xué)者們大多關(guān)注了宏觀因素（貨幣政策、銀行信貸和金融危機(jī)等）（Meltzer， 1960，余明桂和潘紅波，2010）、產(chǎn)業(yè)因素（陸正飛和楊德明，2011；Fisman and Raturi，2004；張新民等，2012）與企業(yè)因素（企業(yè)規(guī)模、經(jīng)營(yíng)年限和成長(zhǎng)性等）（Cunat，2007；Bougheas，S，SMateut and PMizen，2009， 史建平等，2010）等的影響，對(duì)企業(yè)家的作用卻鮮有涉及。民營(yíng)企業(yè)的企業(yè)家大多集所有權(quán)、經(jīng)營(yíng)權(quán)于一身，其自身的異質(zhì)性特征必然會(huì)對(duì)企業(yè)的商業(yè)信用行為產(chǎn)生影響。

傳統(tǒng)理論均隱含的假設(shè)決策者是追求效用最大化和符合貝葉斯法則的理性人，所做的決策是理性的，而實(shí)際上，人們?cè)诂F(xiàn)實(shí)中所作的經(jīng)濟(jì)決策并不一定是理性的，往往會(huì)出現(xiàn)過(guò)度自信（overconfidence）等心理特征，許多經(jīng)濟(jì)學(xué)和心理學(xué)的研究也證明了這一規(guī)律（Weinstein N，1980）。過(guò)度自信是指由于受到諸如信念、情緒、偏見(jiàn)和感覺(jué)等主觀心理因素的影響，人們往往過(guò)于相信自己的判斷能力，高估成功、低估失敗，而這種傾向在高層管理者中表現(xiàn)更為突出（Camere and Lovallo，1999；Moore and Kim，2003）。

大量研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)家的過(guò)度自信特征會(huì)扭曲企業(yè)投資決策（余明桂等，2006），那么商業(yè)信用的投放是否同樣受到企業(yè)家過(guò)度自信特征的影響？更為重要的是，企業(yè)家過(guò)度自信是否因民營(yíng)企業(yè)公司治理結(jié)構(gòu)的差異而有所不同？對(duì)于這兩個(gè)問(wèn)題，學(xué)界雖然有不少研究，但仍有一些問(wèn)題需要進(jìn)一步研究，本文擬透過(guò)股權(quán)制衡對(duì)企業(yè)家過(guò)度自信與商業(yè)信用的關(guān)系作進(jìn)一步探索。

二、理論分析和研究假設(shè)

（一）企業(yè)家過(guò)度自信與商業(yè)信用投放

關(guān)于企業(yè)家非理性對(duì)公司投資的影響，Roll（1986）做出了開創(chuàng)性的貢獻(xiàn)。他用管理者自大假說(shuō)來(lái)進(jìn)行解釋，認(rèn)為過(guò)度自信的企業(yè)家有過(guò)度投資的沖動(dòng)。這一結(jié)論得到很多文獻(xiàn)的證實(shí)。例如，Malmendier and Tate（2005）的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)：當(dāng)公司擁有充足的內(nèi)部資金時(shí)，過(guò)度自信的企業(yè)家會(huì)進(jìn)行過(guò)度投資；Heaton（2002）認(rèn)為，樂(lè)觀的管理者會(huì)高估他們自己為公司創(chuàng)造價(jià)值的能力并高估公司投資項(xiàng)目所能帶來(lái)的現(xiàn)金流，從而進(jìn)行過(guò)度投資；王霞等（2008）指出，過(guò)度自信的管理者對(duì)融資活動(dòng)產(chǎn)生的現(xiàn)金流有更高的敏感性，傾向于過(guò)度投資。

過(guò)度自信的企業(yè)家會(huì)高估公司投資項(xiàng)目的盈利能力并低估投資項(xiàng)目的風(fēng)險(xiǎn)（Malmendier and Tate，2005；Merrow etal，1981；Statman and Tyzoon，1985；Malmendier and Tate，2003）。在這一心理作用的驅(qū)使下，他們?cè)谥贫〝U(kuò)張決策時(shí)，會(huì)高估自己的經(jīng)營(yíng)能力和企業(yè)的盈利能力（Russo，1992），樂(lè)觀地認(rèn)為自己總能成功（Cooper，AC. et al，1988）。Langer（1975）、Weinstein（1980）以及March和Shapira（1987）的研究也證實(shí)選擇了投資項(xiàng)目的CEO可能存在控制幻覺(jué)（Illusion of control），嚴(yán)重低估投資項(xiàng)目失敗的可能性。

商業(yè)信用也是企業(yè)的一種投資行為。企業(yè)在銷售商品后通過(guò)提供商業(yè)信用延期收取款項(xiàng)，一方面贏得了客戶搶占了先機(jī)，擴(kuò)大了企業(yè)的經(jīng)營(yíng)規(guī)模；同時(shí)更為重要的是占領(lǐng)了市場(chǎng)，提高了企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)力。對(duì)于這一投資行為，過(guò)度自信的企業(yè)家存在過(guò)度樂(lè)觀現(xiàn)象（Statman and Tyzoon，1985），會(huì)高估商業(yè)信用提供給企業(yè)帶來(lái)的現(xiàn)實(shí)收益；同時(shí)由于過(guò)度自信，他們傾向于高估自己的能力（Gervais etal，2002），低估商業(yè)信用所帶來(lái)的風(fēng)險(xiǎn)。因此，過(guò)度自信的企業(yè)家在進(jìn)行權(quán)衡后，會(huì)提高商業(yè)信用的使用力度。為此提出假設(shè)1：

H1：與企業(yè)家非過(guò)度自信的公司相比，企業(yè)家過(guò)度自信的公司商業(yè)信用投放更多。

（二）股權(quán)制衡、企業(yè)家過(guò)度自信與商業(yè)信用投放

20世紀(jì)90年代以來(lái)，國(guó)內(nèi)外學(xué)者開始關(guān)注多個(gè)大股東分權(quán)制衡的股權(quán)結(jié)構(gòu)形式對(duì)企業(yè)投資行為的影響，但并沒(méi)有直接證據(jù)表明股權(quán)制衡會(huì)對(duì)商業(yè)信用投放產(chǎn)生影響。本文認(rèn)為股權(quán)制衡可以從以下兩個(gè)角度對(duì)商業(yè)信用的投放產(chǎn)生影響：

首先，公司股權(quán)制衡的產(chǎn)生可以發(fā)揮企業(yè)團(tuán)體決策的功能，抑制個(gè)人行為（Jensen and Meckling，1976）。這是因?yàn)椋寒?dāng)公司中同時(shí)存在多個(gè)持有一定比例股份、能夠參與到公司生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)以及決策的大股東時(shí)，任何大股東都無(wú)法獨(dú)自控制整個(gè)公司的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)以及決策，即使是公司管理者也不例外（Bennedsen and Daniel，2000）。由于公司的任何決策都必須通過(guò)協(xié)商一致方能施行，這在一定程度上減少了控制權(quán)私有收益驅(qū)動(dòng)的非效率投資行為。

其次，大股東的多元化能夠?qū)?jīng)理形成有效的監(jiān)督（Pagano and Roell，1998）。制衡股東會(huì)出于維護(hù)自身利益的目的，對(duì)第一大股東及管理層制定的投資決策實(shí)施更有效的監(jiān)督，以降低因個(gè)人因素所導(dǎo)致的非效率投資問(wèn)題。陳信元等（2004）也發(fā)現(xiàn)， 股權(quán)制衡不僅對(duì)第一大股東的私利行為有更好的約束和監(jiān)督作用，同時(shí)也對(duì)公司管理者產(chǎn)生了一定的監(jiān)督制衡效用。由于外部大股東在公司治理中對(duì)內(nèi)部大股東（即控股股東）和管理層可以發(fā)揮有效的監(jiān)督職能，股權(quán)制衡程度高的公司具有更高的投資效率（Shleifer A， Vishnyr，1986），在一定程度上可以抑制管理者的非理性行為（Bennedsen and Daniel，2000）。

基于以上分析，本文提出假設(shè)2：

H2：在企業(yè)家過(guò)度自信的樣本中，股權(quán)制衡度高的企業(yè)商業(yè)信用投放少。

三、樣本與變量的界定

（一）樣本的建立

本文數(shù)據(jù)樣本選擇截至2007年12月31日設(shè)立的最終控制人類型始終為“民營(yíng)控股”，且最終控制人可追溯到個(gè)人的中小板上市公司。之所以將研究樣本限定于此，主要是基于三個(gè)方面的考慮：其一，最終控制人未發(fā)生變更的企業(yè)相對(duì)來(lái)說(shuō)處于一個(gè)比較穩(wěn)定的狀態(tài)，從而有著比較穩(wěn)定的研究基礎(chǔ)。其二，從研究主題的契合性來(lái)看，民營(yíng)企業(yè)的企業(yè)家作為企業(yè)的發(fā)起者和主導(dǎo)者，往往集所有權(quán)、經(jīng)營(yíng)權(quán)于一身，其個(gè)人特質(zhì)勢(shì)必會(huì)對(duì)企業(yè)的融資、投資、經(jīng)營(yíng)活動(dòng)產(chǎn)生影響。其三，從板塊構(gòu)成來(lái)看，中小板的主要組成部分為民營(yíng)上市公司。根據(jù)國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)和深交所公布的資料，截至到2013年12月31日，中小板上市公司總數(shù)為701家，而民營(yíng)上市公司為557家，占整個(gè)板塊的7945%。因此，中小板已成為名副其實(shí)的“民營(yíng)板”。

根據(jù)以上原則共篩選出126家企業(yè)，考慮到經(jīng)營(yíng)狀況不穩(wěn)定企業(yè)的樣本值可能會(huì)給結(jié)果造成很大的偏差，剔除了3家ST和*ST企業(yè)，將余下的123家企業(yè)作為研究樣本。研究期間選為2008-2013年，這是因?yàn)?007年123家樣本在第三季報(bào)中披露業(yè)績(jī)預(yù)告的公司只有102家，至2008年擴(kuò)容至118家。因此，最終的樣本數(shù)為118家。

本文財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)采自國(guó)泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫(kù)（wwwgtarsccom）、銳思金融研究數(shù)據(jù)庫(kù)（wwwressetcn）和深圳證券交易所公告數(shù)據(jù)。樣本統(tǒng)計(jì)分析運(yùn)用 EVIEWS60 和 EXCEL軟件進(jìn)行。

118家樣本地區(qū)與行業(yè)分布分別見(jiàn)表1和表2。

1.被解釋變量

商業(yè)信用（TC）。從投放角度，商業(yè)信用是企業(yè)在商品或勞務(wù)交易中，由于延期收款而向客戶提供的一種短期資金支持。按照形式不同可分為應(yīng)收賬款、應(yīng)收票據(jù)和預(yù)付款項(xiàng)三種。借鑒常用做法，本文對(duì)商業(yè)信用的衡量以總資產(chǎn)作為分母對(duì)商業(yè)信用投放總額進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化。該指標(biāo)越大，說(shuō)明企業(yè)商業(yè)信用投放越多。

2.解釋變量

企業(yè)家過(guò)度自信（OVERCON）。在本文中，最大的困難之一在于如何衡量企業(yè)家過(guò)度自信。從20世紀(jì)90年代末開始，一些學(xué)者進(jìn)行了大膽的探索和嘗試，并提出了一些衡量方法。考慮到數(shù)據(jù)的可獲取性，我國(guó)學(xué)者常用的方法有三：一是CEO持股法（郝穎等，2005；饒育蕾和王建新，2010），二是企業(yè)景氣指數(shù)法（余明桂等，2006），三是企業(yè)盈利預(yù)測(cè)偏差法（曹向等，2013；姜付秀等，2009）。 第一種衡量方法是用CEO持股數(shù)據(jù)的變動(dòng)來(lái)衡管理者過(guò)度自信水平。如果被給予股票期權(quán)激勵(lì)的CEO在期權(quán)到期后行權(quán)，甚至在任期內(nèi)買入公司股票，可認(rèn)為他對(duì)公司后續(xù)運(yùn)營(yíng)持樂(lè)觀態(tài)度，認(rèn)為公司價(jià)值將進(jìn)一步增長(zhǎng)，表明經(jīng)理人對(duì)自身的經(jīng)營(yíng)水平過(guò)度自信。Malmendier and Tate（2005）在實(shí)證研究中曾采用此方法衡量經(jīng)理人過(guò)度自信的水平。由于本文研究對(duì)象為民營(yíng)企業(yè)的企業(yè)家，他們本身就是企業(yè)的所有者，因此在本文中使用該法衡量企業(yè)家過(guò)度自信程度顯然不合適。于是，借鑒余明桂等（2006）的做法，本文選取后兩種方法衡量企業(yè)家過(guò)度自信程度。

企業(yè)景氣指數(shù)法。企業(yè)景氣指數(shù)又稱企業(yè)綜合生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)景氣指數(shù)，是根據(jù)企業(yè)家對(duì)于本企業(yè)綜合生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)情況的判斷與預(yù)期而編制的指數(shù)，用以反映企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)和行業(yè)發(fā)展的景氣狀況，并預(yù)測(cè)未來(lái)發(fā)展趨勢(shì)。該指數(shù)表現(xiàn)形式為純正數(shù)，取值范圍在0-200之間。100點(diǎn)為臨界值，當(dāng)景氣指數(shù)大于100 點(diǎn)時(shí)，表明企業(yè)家對(duì)企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)和未來(lái)發(fā)展樂(lè)觀；當(dāng)景氣指數(shù)小于100點(diǎn)時(shí)，表明企業(yè)家對(duì)企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)狀況和未來(lái)發(fā)展悲觀。

企業(yè)盈利預(yù)測(cè)偏差法。該方法根據(jù)上市公司的業(yè)績(jī)預(yù)測(cè)是否變化來(lái)判斷企業(yè)家是否過(guò)度自信（Lin et. al.，2005）。上市公司一般會(huì)在第三季報(bào)中從定性和定量?jī)蓚€(gè)方面披露對(duì)當(dāng)年的業(yè)績(jī)預(yù)計(jì)。在定性描述樣本中，如果樂(lè)觀預(yù)期（預(yù)增、預(yù)平、預(yù)盈、減虧）在事后變臉，即預(yù)告的業(yè)績(jī)與實(shí)際業(yè)績(jī)不一致，則將該公司的企業(yè)家視為過(guò)度自信；在定量描述樣本中，公司公布了盈利（虧損）預(yù)測(cè)的范圍或幅度，如果實(shí)際盈利（虧損）業(yè)績(jī)低于（高于）業(yè)績(jī)預(yù)測(cè)的范圍或幅度，則定義為企業(yè)家過(guò)度自信。

對(duì)比上述兩種方法，本文認(rèn)為企業(yè)景氣指數(shù)法更能反映企業(yè)家的過(guò)度自信特征。因此實(shí)證分析時(shí)，選擇企業(yè)景氣指數(shù)法度量企業(yè)家過(guò)度自信程度。考慮到結(jié)果的可靠性，采用企業(yè)盈利預(yù)測(cè)偏差法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。進(jìn)一步，本文選擇企業(yè)年度景氣指數(shù)衡量企業(yè)家過(guò)度自信水平。由于原始的景氣指數(shù)每季度批露一次，因此以當(dāng)年 4個(gè)季度的平均值計(jì)算確定企業(yè)年度景氣指數(shù)。企業(yè)景氣指數(shù)原始數(shù)據(jù)來(lái)源于新浪財(cái)經(jīng)中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。

股權(quán)制衡度（EQU）。股權(quán)制衡是指由幾個(gè)大股東分享控制權(quán)，通過(guò)內(nèi)部牽制使得任何一個(gè)大股東都無(wú)法單獨(dú)控制企業(yè)的決策，從而達(dá)到相互監(jiān)督的股權(quán)安排模式?，F(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)股權(quán)制衡的衡量方法不盡相同，概括而言可分為持股比例法和持股比例比值法兩種。持股比例法是選取第一大股東持股比例或者其他制衡股東持股比例（之和）進(jìn)行衡量。常用的有第一大股東持股比例（H1）、第二大股東持股比例、第二到第五大股東持股比例之和以及第二到第十大股東持股比例之和；持股比例比值法則使用二者之間相互的比值確定股權(quán)制衡度。常用指標(biāo)有Z指數(shù)（第一大股東持股比例/第二大股東持股比例）、第二到第五大股東持股比例之和與第一大股東持股比例的比值以及第二到第十大股東持股比例之和與第一大股東持股比例的比值。選取哪一種指標(biāo)關(guān)鍵在于對(duì)制衡股東的認(rèn)定。由于本文研究對(duì)象股權(quán)高度集中，因此借鑒白重恩等（2005）的做法，引入第二到第十大股東持股比例之和衡量公司股權(quán)制衡度。該指標(biāo)越大，第一大股東的控股程度就越小，第一大股東受到其他大股東的制衡力度越強(qiáng)，越可能制約大股東行為。

3.控制變量

銀行信用（LOAN）。借鑒常用做法，本文采用銀行貸款（包括短期和長(zhǎng)期）與總資產(chǎn)的比例表示企業(yè)從銀行處獲得的信貸支持。這一數(shù)值越大，說(shuō)明企業(yè)獲得的銀行信貸越多。

企業(yè)規(guī)模（SIZE）。借鑒余明桂（2008）和陸正飛（2011）等的做法，選用總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)反映企業(yè)規(guī)模。這一指標(biāo)越大，說(shuō)明企業(yè)規(guī)模越大。陸正飛等（2011）認(rèn)為商業(yè)信用的大量存在源于買方強(qiáng)勢(shì)?；诟?jìng)爭(zhēng)性動(dòng)機(jī)，企業(yè)會(huì)為信用良好的買方提供大量商業(yè)信用。因此，預(yù)計(jì)企業(yè)規(guī)模與商業(yè)信用投放負(fù)相關(guān)。

盈利能力（PROFIT）。企業(yè)的盈利能力越高，一方面可為企業(yè)商業(yè)信用投放提供一定的資本支持；另一方面，為了擴(kuò)大企業(yè)的生產(chǎn)能力、占領(lǐng)更大的市場(chǎng)，企業(yè)可能進(jìn)行大量的投資。因此預(yù)計(jì)盈利能力和商業(yè)信用投放正相關(guān)。本文選擇銷售凈利率作為企業(yè)盈利能力的替代變量，這一比例越高說(shuō)明企業(yè)盈利能力越強(qiáng)。

經(jīng)營(yíng)年限（PERIOD）。本文采用企業(yè)實(shí)際上市年限表示企業(yè)經(jīng)營(yíng)年限。預(yù)計(jì)經(jīng)營(yíng)年限長(zhǎng)的企業(yè)商業(yè)信用投放多。

模型中解釋變量、控制變量與被解釋變量相關(guān)關(guān)系符號(hào)預(yù)期列示見(jiàn)表4。

從表5可以看出，商業(yè)信用投放水平TC的均值為1997%，不僅高于美國(guó)20世紀(jì)90年代初的水平，而且高于滬深兩市全部上市公司2007～2011年18%的均值水平，說(shuō)明我國(guó)中小板上市公司商業(yè)信用投放額度較多；衡量企業(yè)家過(guò)度自信的變量OVERCON均值為1286233，說(shuō)明企業(yè)家過(guò)度自信水平一般；反映股權(quán)制衡度的指標(biāo)（EQU）均值為2621%，說(shuō)明第二至第十大大股東持股比例之和均值為2621%；控制變量銀行信貸水平（LOAN）、企業(yè)規(guī)模（SIZE）、盈利能力（PROFIT）和企業(yè)經(jīng)營(yíng)年限（PERIOD）的均值分別為1783%、211941、94727和44322。從標(biāo)準(zhǔn)差、最大值和最小值看，除企業(yè)規(guī)模外，其他變量差異都較大。

（二）實(shí)證結(jié)果與分析

為避免出現(xiàn)偽回歸，本文對(duì)面板模型進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果（見(jiàn)表6）顯示模型的原始數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的，可以進(jìn)行回歸分析。

利用Eviews60軟件對(duì)兩個(gè)模型進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表7所示。

從Hausman檢驗(yàn)來(lái)看，模型1和2的Hausman值分別為148538和165466，并在5%水平上顯著，說(shuō)明結(jié)果拒絕了隨機(jī)效應(yīng)的假設(shè)。再加上兩個(gè)模型的擬合優(yōu)度都較好，F(xiàn)值顯著，因此最終選擇建立個(gè)體固定效應(yīng)回歸模型，具體結(jié)果如表7第二列和第四列所示。

由表7給出的結(jié)果看，兩個(gè)模型中變量系數(shù)前的符號(hào)均和前文預(yù)測(cè)一致。

在模型1中，反映企業(yè)家過(guò)度自信的變量OVERCON系數(shù)為正，且在1%水平上顯著。說(shuō)明與企業(yè)家非過(guò)度自信的公司相比，企業(yè)家過(guò)度自信的公司商業(yè)信用投放更多，即企業(yè)家過(guò)度自信程度與企業(yè)商業(yè)信用投放顯著正相關(guān)，假設(shè)1得到驗(yàn)證。

在模型2 中，反映企業(yè)家過(guò)度自信的變量OVERCON與反映股權(quán)制衡度的變量EQU的交叉項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，并通過(guò)了5%水平的顯著性檢驗(yàn)，表明在企業(yè)家過(guò)度自信的樣本中，股權(quán)制衡度高的企業(yè)商業(yè)信用投放少，從而支持了假設(shè)2。

在兩個(gè)模型中，反映企業(yè)銀行信用水平的變量LOAN符號(hào)為正，且都通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明獲得銀行信貸多的企業(yè)，商業(yè)信用投放多。這驗(yàn)證了Stiglitz（1981）的結(jié)論：容易獲得信貸的企業(yè)會(huì)傾向于較多的提供商業(yè)信用給難以獲得信貸的企業(yè)。反映企業(yè)經(jīng)營(yíng)年限（PERIOD）的變量在兩個(gè)模型中都顯著正相關(guān)，說(shuō)明經(jīng)營(yíng)年限越長(zhǎng)的企業(yè)，商業(yè)信用投放越多。反映企業(yè)盈利能力的變量在模型2中通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明盈利能力強(qiáng)的企業(yè)，商業(yè)信用投放多。企業(yè)規(guī)模對(duì)商業(yè)信用投放的影響未能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)以上結(jié)果的可靠性，本文采用以下方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)：

（1）以上市公司的年度業(yè)績(jī)預(yù)告是否變化來(lái)定義企業(yè)家的過(guò)度自信程度，對(duì)模型1重新回歸。OVERCON在這里是虛擬變量，如果上市公司在三季度報(bào)告中進(jìn)行的年度業(yè)績(jī)預(yù)告事后變臉，或?qū)嶋H盈利（虧損）小于（大于）預(yù)告水平，則將其企業(yè)家定義為過(guò)度自信，將OVERCON賦值為 1，否則為0。

（2）借鑒劉銀國(guó)（2012）的做法，以第二至第五大股東持股比例作為反映股權(quán)制衡度的替代變量，對(duì)模型2重新回歸。

從表8可以看出，模型同樣符合固定效應(yīng)；檢驗(yàn)結(jié)果與表7中的檢驗(yàn)結(jié)果類似，基本支持了假設(shè)1和假設(shè) 2。

五、結(jié)論

隨著行為學(xué)的興起，管理者非理性日益受到學(xué)者們的關(guān)注。本文在擯棄理性經(jīng)濟(jì)人假設(shè)下，以2008～2013年進(jìn)行過(guò)年度業(yè)績(jī)預(yù)告的118家深市中小板上市公司為樣本，研究了企業(yè)家過(guò)度自信、股權(quán)制衡對(duì)商業(yè)信用投放的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)企業(yè)家過(guò)度自信是影響企業(yè)商業(yè)信用投放的重要因素。過(guò)度自信的企業(yè)家商業(yè)信用投放多，而股權(quán)制衡度可以有效約束這一行為。合理的股權(quán)安排可以規(guī)范企業(yè)家行為，從而使企業(yè)家能夠更加有效地做出有利于公司利益的決策，進(jìn)而削弱過(guò)度自信等非理性因素的影響。不僅如此，在研究中我們還發(fā)現(xiàn)那些銀行信貸獲得多的企業(yè)，其商業(yè)信用投放也多，這證實(shí)了Schwartz（1974）的發(fā)現(xiàn)：容易從銀行獲得融資的企業(yè)愿意向那些難以從銀行獲得融資的客戶投放商業(yè)信用。

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（責(zé)任編輯：張曦）