管理者有限理性對企業投資預期的作用效應
——基于A股主板企業面板數據的實證檢驗

強 敏

（安徽財貿職業學院經濟貿易學院，安徽合肥，230601）

企業投資情況是宏觀經濟政策制定的重要內容，對企業自身而言投資決策也是非常重要的經營管理內容。在現實投資實務中，由于企業管理者對未來投資預期的認知偏差，造成企業未來的實際投資水平往往與最優理論水平存在較大差距，過度投資或投資不足現象時常出現，給企業以及整個社會的投資效率帶來負面影響。[1]而造成企業管理者認知偏差的因素眾多，既有客觀社會經濟因素，也有企業管理者的主觀行為，探討相關因素對企業管理者認知偏差及投資預期的影響，對于糾正企業的過度投資或投資不足、提升社會資源利用效率意義明顯。但目前關于企業管理者投資行為影響因素的研究主要集中在客觀經濟因素方面，對人的主觀因素考慮較少。現實中，企業管理者投資行為的主觀性主要表現為不滿足 “理性經濟人”假設，有限理性因素在企業管理者投資決策中表現比較明顯，對此展開研究有助于進一步豐富企業管理者投資行為方面的理論研究。現有國內外關于企業投資的研究主要落腳于企業歷史投資行為，涉及企業未來投資預期的很少，而投資預期作為企業對未來投資的預判，其合理性和準確性將直接決定企業未來整體的經營效率，對此展開研究具有較高的實踐價值。本文從企業管理者角度出發，著眼企業未來投資水平，探索我國企業投資預期的有限理性作用因素，期望對企業投資計劃的制定有較高的前瞻性和指導性意義。

一、理論與假設

關于企業投資預期的含義，國內外學者們在研究中有所提及，認為企業的投資預期是企業管理者綜合衡量各方面因素以及擬投資項目的成本、收益和風險狀況而對未來投資水平的判定。[2]實物投資和虛擬投資是企業投資的兩種基本類型，其中實物投資是社會經濟發展的物質基礎，也是虛擬投資所依附的基礎，本文所探討的投資預期是指企業的實物投資預期。所以，結合現有學者的研究，本文的投資預期可以定義為，企業管理者通過增加實物資產制定的企業未來投資規模和方式的計劃，該計劃是在綜合評價未來投資項目成本、收益和風險基礎上做出的。其中，投資規模是學界研究企業投資問題時常用的指標，而具體的投資方式雖然也是企業投資計劃的重要組成部分，但投資方式的不同往往也反映在投資規模上，所以，本文所研究的投資預期是指預期投資規模。

（一）企業投資決策中的有限理性

根據MM理論、權衡理論、委托代理理論等理論，企業管理者在投資決策制定過程中處于“理性經濟人”狀態，企業管理者會在科學、客觀的評價各種因素的基礎上做出能夠實現企業效益最大化的投資決策。但現實中很多投資現象不滿足“理性經濟人”假設，隨之“有限理性假說”產生，企業管理者的有限理性行為被學界所關注。根據“有限理性假說”，企業管理者在不確定性環境中制定投資策略時，往往會受到心理、情緒、情感等主觀因素的影響，容易對決策對象產生認知偏差，無法對決策對象做出無偏估計，進而導致投資決策無法實現效用最大化目標。[3]

企業投資決策中的有限理性現象主要表現為企業管理者無法完全理性化的評估投資項目的投資規模，受到各種主觀因素的影響總是做出過度投資或投資不足等決策，造成投資項目的效用最大化原則無法滿足。心理學研究也發現，行為主體在評判過程中總是表現出過度自信狀態，在諸如信念、情緒、偏見、感覺等主觀心理因素的作用下，行為主體往往對自己的判斷力過于自信，堅信自己判斷的科學性和準確性，但做出的決策往往會與最優決策產生較大偏差，所以企業管理者的過度自信行為在投資決策制定過程中時常存在。

企業經營管理者的有限理性行為具體表現形式有多種，國內外學者在此方面的研究比較豐富，比如Zhe、David等均認為有限理性行為在企業管理過程中主要表現為管理者過度自信、認知偏差、羊群效應等[3-4]，而Katherine、Victor等學者認為除了管理者過度自信行為會影響到市場經濟行為參與者之外，認知偏差、羊群效應也是重要的形式[5-6]。在國內企業管理過程中，余明桂、張浩、李永壯等學者指出，我國市場經濟體系還不完善，“理性經濟人”假設在我國市場經濟中表現得并不明顯，管理者過度自信行為在我國企業管理過程中表現的尤突出。[7-9]劉瑞、王海明、劉瑞明等學者更傾向于管理者短視偏差在我國企業管理領域更為普遍。[10-12]而劉海月、張敦力等認為羊群效應（從眾行為）是我國企業管理過程中最主要的有限理性行為。[13-14]

歸納國內外學者的研究成果可以發現，管理者過度自信、認知偏差和從眾行為是目前學界認為在企業管理中存在的最主要有限理性行為，我國眾多學者也承認此三種形式是我國企業管理中最主要的有限理性行為表現形式。本文參考國內外學者的研究成果，主要從過度自信、認知偏差和從眾行為三方面探討管理者有限理性對企業投資預期的作用效應。

（二）管理者有限理性對企業投資預期的作用機制

1.管理者限理性對企業投資預期的作用框架

首先，根據情緒感染理論，企業管理者的情緒會受到企業外部投資者情緒的影響，當企業外部相關主體存在有限理性行為時，企業管理者在從事相關活動時也會產生有限理性行為。企業外部主體，尤其是市場上的投資者在決定投資于某一企業與否時，在各種市場因素作用下會出現羊群行為、過度自信、過度悲觀等狀態，而此時企業管理者在制定投資計劃時會受到外部投資者的情緒感染往往也會產生有限理性行為，做出非科學的投資預期。

其次，在心理學上，企業管理者的投資決策過程是一個心理活動過程，包括認知、情緒和意志三個階段。在認知階段容易產生系統性認知偏差，企業管理者在各種心理因素干擾下對未來投資項目的認知結果會偏離理性水平。在情緒階段會出現情緒偏差，企業管理者會受到個人的追求、偏好、情緒等心理因素影響，對未來投資項目的評價不夠理性，對投資預期結果的評價表現為過度自信、過度樂觀或悲觀等。在意志階段容易產生市場群體偏差，企業管理者會因此沒有堅持自己對未來投資項目的評判，即使自己經過精確計算得出的結果比較客觀、準確，但是根據市場一般認知水平進行了差額調整，造成最終對未來投資預期做出了非理性判斷。

再次，市場競爭、企業內部獎懲機制等也會在管理者制定未來投資計劃過程中帶來有限理性行為。市場經濟的快速發展使得我國各行各業的市場競爭日漸激烈，業績不斷提升成為企業持續成長的必然要求，此時管理者出于對業績提升的急切追求，更愿意嘗試那些收益有限但風險較高的項目，通過大規模投資換取企業有限的成長。同時，在職位晉升、績效獎金的激勵下，管理者容易用自身利益最大化替代企業利益最大化而選擇比較激進的投資計劃。

綜上分析，提出假設：

假設1：管理者有限理性對企業投資預期存在顯著作用效應。

2.管理者不同有限理性行為對企業投資預期的作用機制

（1）過度自信對企業投資預期的作用效應

合理的投資對于企業意義重大，關系到企業穩定、持續的發展和成長，同時也是為企業股東帶來價值的重要途徑，而評價企業的投資合理與否主要根據投資項目的收益的凈現值是否大于零。根據行為金融理論，即使企業管理者能夠做到將股東權益最大化視為己責，但在具體投資決策過程中也可能無法滿足“理性經濟人”假設，造成最終決策不是最優決策，其中管理者過度自信就是帶來這種現象的主要原因。[15]當企業管理者過度自信時，會過于相信和過高評價自己的決策能力和投資管理能力，堅信自己能夠有效、科學地管理未來投資項目，未來投資項目運營結果也會如自己所期望的那樣向比較樂觀的狀態發展，產生比較可觀收益，投資風險也會被控制在較低水平，進而會夸大投資項目的整體價值，甚至出現收益凈現值為負的投資項目也被高度評價和看好的現象。[16]所以，過度自信的管理者會認為企業未來的投資項目獲得成功的概率較大，更傾向于擴大未來投資規模，企業投資預期水平會相應增加。基于此提出假設：

假設2：管理者過度自信會顯著正向作用于企業投資預期。

（2）短視偏差對企業投資預期的作用效應

當行為主體綜合考量各方面因素對未來某一行為結果的影響進行評判時，會更青睞于短期結果，此時行為主體便產生短視偏差。當企業管理者對未來投資決策的各種結果進行評判時，對不同時間上的結果存在有差異的偏好，更愿意接受距離當前時間較近的投資決策，也即更愿意接受短期投資。各種主客觀因素都有可能促使企業管理者產生短視偏差，其中主觀方面的原因，比如企業管理者對投資風險的偏好性、股東及市場監管者對企業管理者的監督而給其帶來的心理壓力等因素均有可能給企業管理者帶來短視偏差。根據行為金融理論，來自主觀方面的原因相對更容易造成企業管理者產生短視偏差，他們急于向企業股東展示成績、急切追求薪資待遇和職位的提升等往往是管理者產生短視偏差最常見的主觀原因。如果企業管理者產生短視偏差，未來短期內的投資預期水平會增加，而長期投資減少，未來的時間跨度越長，企業投資預期水平越低。所以，提出假設：

假設3：管理者短視偏差會顯著負向作用于企業投資預期。

（3）從眾行為對企業投資預期的作用效應

從眾行為（羊群效應）是指在特定環境下，決策者并沒有根據各種可獲得的信息和資料做出綜合評判，而是簡單的模仿其他同類主體的行為，選擇同類主體所傾向的結果。在企業未來投資決策制定過程中，企業管理者的眾行為主要表現為管理者出于能力限制、成本節約等原因，在沒有綜合評價各種可能影響到投資結果的因素的情況下，僅僅模仿市場同業行為而做出投資決策；也表現為企業管理者過度信任、依賴企業外部信息，而沒有給予自己獲得的信息足夠的重視，選擇了與市場大部分同行相似的決策。從企業經營管理角度來看，管理者為了維護企業聲譽和盡量避免投資風險，模仿已有經驗是很好的一種避險方式。此外，模仿同業行為還可以節省管理者大量的時間和精力，以及在投資失敗時給自己提供一種推卸責任的借口。企業管理者的從眾行為越明顯，對市場同業行為的依賴越高，市場整體投資水平對企業投資預期水平影響也越明顯。因此，提出假設：

假設4：管理者從眾行為會顯著正向作用于企業投資預期。

二、變量設置

（一）投資預期

目前學界尚沒有直接衡量企業投資預期的方法，但從理論上衡量企業未來合理投資規模的方法則較多，其中Richardson模型借鑒了以往方法并進行優化，得到了當前學界較高的認可和使用。但Richardson模型在測量企業未來合理投資水平過程中僅參考了現實經濟因素，而沒有考慮人的主觀性[17]。因此，本文根據研究內容，在Richardson模型基礎上融入主觀性因素，構建企業投資預期測度模型。模型設置為：

其中，下標i為企業序列編號，t為時間序列編號，為隨機擾動項。關于企業管理者在實際管理工作過程中主觀性的衡量，借鑒Malmendier、黃毅等學者的研究[18-19]，利用企業主營業務凈利潤指標、按照公式（2）進行換算：

當式（2）數值超過一定臨界值時，體現了企業管理者在實際管理過程中存在主觀性行為。不同學者對于此臨界值的設定無較大差異，但大部分學者設置的臨界值處于25%~35%之間，比如Malmendier、黃毅等[18-19]。本文參考國內外學者的研究，將30%設定為是否存在主觀性的臨界值，式（2）的計算數值大于等于30%即認為管理者在投資決策過程中存在主觀行為。

依據公式（1）可計算出企業在一定條件下的合理投資規模，而現實中管理者會結合多方因素對未來合理投資規模進行調整以作為企業的投資預期值，其中以往的實際投資水平是管理者調整合理投資規模的參考值，根據謝新平、Y.V.Grushko等的研究，如果當期的實際投資規模與計算出的未來合理投資規模差異較小，則管理者可以直接將公式（1）計算出的數值作為投資預期值[20-21]。如果當期實際值大幅度高于合理值則需要在理論水平基礎上對投資預期做正向調整，而如果當期實際值遠低于合理值，則需要對投資預期值做反向調整。所以，根據公式（1）計算所得的合理投資水平與當期實際投資水平間的差額可反映企業投資預期情況。因此，企業投資預期可表示為：

公式（1）、公式（2）、公式（3）中各變量的含義見表1。

表1 公式（1）和公式（2）中各變量定義

（二）過度自信

目前學界關于市場參與主體的過度自信行為的測量方式還出于討論中，不少學者從不同角度提出測量企業管理者過度自信行為的方法，比如Malmendier采用股票期權法度量了企業管理者的過度自信行為，將管理者所持有的企業股票看成一種期權，在行權期內（股票持有期內）股票數量凈增長則表明管理者存在過度自信，否則不存在；[18]Tim在研究中將消費者情緒指數和企業景氣指數作為企業管理者是否過度自信的替代量化指標，也得到了學界一定的認可。[22]余明桂是我國在企業管理者過度自信度量理論研究方面的一個典型代表，他提出的薪酬評價法得到較多學者的認可和運用，他根據我國實際情況提出了用高管薪酬判斷企業管理者的過度自信行為，他指出，當某位企業管理者的薪酬水平高于同層級管理者平均薪酬水平時，表明該管理者在同層級管理者中的地位和價值更高，則此管理者可能會過度自信，薪酬水平高于同層級管理者平均薪酬水平的幅度越大，則該管理者越有可能產生過度自信行為。[7]本文采用余明桂提出的方法，如果排名前三的企業管理者的薪酬之和比上所有高管薪酬之和大于等于所有高管薪酬中位數，則可以認為該企業的管理者是存在過度自信行為，否則不存在。

（三）短視偏差

對于短視偏差的測量，本文采用國內運用相對比較多的企業發行的股票換手率來間接反映企業管理者的短視偏差行為，計算公式為：

（四）從眾行為

我國學者方軍雄、支曉強等提出的行為主體從眾行為測量方法在國內學界認可度比較高[23-24]，本文采用他們提出的方法度量企業管理者的從眾行為。

綜上可以得到企業管理者3個有限理性因素的替代變量，見表2。

表2 管理者有限理性因素替代變量

三、實證檢驗

（一）樣本選擇

我國企業數量龐大且層次、類型多，其中在A股主板市場上市交易的企業一般規模都比較大，相對于非上市企業或者在其他市場掛牌的企業，發展更成熟，可公開獲取的信息和資料也更全面。所以本文選擇在我國A股主板市場掛牌的企業為研究樣本實在檢驗我國企業管理者有限理性對投資預期的影響。1999年，《中華人民共和國證券法》的正式實施在我國證券市場發展過程中有標志性意義，我國證券交易市場進一步規范化，所以本文樣本數據的時間跨度為1999—2020年。此外，為了提高樣本數據的完整性和代表性，樣本企業的選擇還需滿足其他幾個條件：

（1）在國內A股主板掛牌交易；

（2）企業股票正式上市交易是在1999年及以前；

（3）企業股票自1999年以來沒有停牌1年以上；

（4）自1999年以來企業沒有發生因違法違規和重大經營事故而被證監會通報批評；

遵循以上4個條件從我國A股主板市場篩選出了627家上市企業作為本文實證研究的樣本。所有樣本數據及相關財務信息均收集自CSMAR數據庫，個別指標的缺失值采用內推法進行彌補，其中股票在1999年正式上市交易企業的各指標1999年的年度數據根據實際上市月數折算。為了避免因為度量單位的差異而給后續分析結論帶來影響，對各指標數據進行無量綱化。利用樣本企業1999—2020年的年度面板數據對管理者有限理性對企業投資預期的影響進行實證檢驗，所有計算均由Eviews7.2完成。

（二）模型構建

關于有限理性對企業投資行為影響的量化分析，國內外學者均有涉及，比如Malmendier在研究管理者過度自信對企業投資偏差影響的過程中也利用了多元線性回歸模型[20]。我國學者鄒香、吳興海等在研究上市企業投資規模影響因素時也運用了回歸分析等量化方法[29-30]。所以，以公式（3）計算的I_expect為被解釋變量，各有限理性變量為解釋變量，構建管理者有限理性因素對企業投資預期的線性面板數據回歸模型：

（三）模型合理性檢驗

計算投資預期變量I_expect與3個有限理性變量間的線性相關系數發現，I_expect與各限理性變量間的線性相關程度比較高，其中I_expect與O_confidence間的相關系數最大，為0.873，管理者過度自信與投資預期存在顯著的正向線性關系。而I_expect與T_rate、B_herd間的相關系數分別為-0.758和0.684，線性相關程度也比較高。所以模型（7）中被解釋變量和各解釋變量呈現明顯的線性關系，并且各有限理性變量間線性相關系數絕對值均比較低，模型（7）出現內生性的可能很小。

在5%水平下檢驗結果顯示變量體系的最佳滯后階數為2階，在此基礎上運用ADF法檢驗各變量的平穩性，見表3。在5%水平下，O_confidence為0階單整，其他3個變量均為1階單整，變量體系的平穩性存在差異，將它們直接引入回歸模型很可能造成“偽回歸”現象。

表3 變量體系的平穩性檢驗結果

進一步檢驗變量間的協整性，由于協整檢驗是基于同階單整變量，所以將1階單整變量進行一階差分處理，轉化為0階單整變量。為了保持各變量的性質和觀測值一致，將0階單整的O_confidence也作一階差分，此時其依然為0階單整變量。運用Pedroni法的協整檢驗結果（見表4）顯示，7個檢驗統計量中有5個通過了5%的檢驗臨界值，各變量間存在長期穩定關系，雖然模型（7）中存在非平穩變量，但協整關系的存在使得模型（7）的構建存在合理性。

表4 Pedroni檢驗結果匯總表

進一步檢驗模型（7）中各解釋變量與被解釋變量I_expect間的因果關系，Granger因果關系檢驗結果（見表5）顯示，在5%水平下，O_confidence和T_rate是I_expect變動的顯著原因，而B_herd不是，但假設“ΔB_herddoes not Granger CauseΔI_expect”的F檢驗的伴隨概率為0.0558，在10%水平下也是I_expect變動的一個顯著原因。所以，模型（7）中的三個解釋變量均為被解釋變量變動的原因，進一步論證了模型（7）構建的合理性。

表5 Granger檢驗結果匯總表

（四）參數估計與分析

本文構建的是面板數據回歸模型，在模型參數擬合之前，首先計算面板數據的組內相關系數。經計算，本文的面板數據組內相關系數低于0.5，數據個體之間的獨立性比較強，符合普通最小二乘法應用的基本假設。所以本文基于樣本企業1999—2020年的面板數據、采用最小二乘法對模型（7）進行參數估計，估計結果見表6，模型估計可決系數R-squared為0.805168，F檢驗的顯著性水平為0，D.W值為2.205167，模型整體參數估計效果較好。

表6 模型（7）參數估計結果匯總表

首先從各解釋變量參數估計的顯著性來看，各估計系數在10%水平下均通過了顯著性檢驗，各有限理性均對企業投資預期存在顯著的作用關系，其中O_confidence的顯著性水平是3個解釋變量中最高的，管理者過度自信對企業投資預期的作用最顯著，所以前文假設1為真命題。

從各偏回歸系數來看，O_confidence的回歸系數為0.276，O_confidence每變動1個單位便會同向帶動變化0.276個單位，管理者過度自信會顯著正向作用于企業投資預期，所以前文假設2為真命題。T_rate和B_herd的回歸系數分別為-0.169和0.128，二者每變動1個單位會分別反向和同向帶動I_expect變動0.169和0.128個單位，短視偏差和從眾行為對企業投資預期分別會顯著的反向和正向作用于投資預期，所以假設3和假設4也均為真命題。

進一步比較各偏回歸系數絕對值：O_confidence的回歸系數絕對值最大，說明管理者過度自信是對企業投資預期作用力度最大的一個有限理性因素。管理者的短視偏差對企業投資預期也存在較大的作用。而B_herd的偏回歸系數最小，管理者的從眾行為對企業投資預期的作用最弱。

四、結語

企業管理者對未來投資預期的認知直接決定企業未來實際投資水平的合理性，對整個社會經濟體系的投資效率影響重大。企業管理者的有限理性是影響其對未來企業投資水平認知的重要因素，探討管理者有限理性對企業投資預期的作用效應對于合理規劃企業未來投資、提升社會投資效率意義重大。本文從企業管理者角度出發，理論與實證相結合，深入探討了我國企業管理者的有限理性對企業投資預期的作用效應狀況。研究發現，管理者的有限理性顯著的作用于企業投資預期，其中管理者的過度自信和從眾行為顯著正向作用于企業投資預期，而管理者的短視偏差則對企業投資預期存在顯著負向作用效應。管理者過度自信對企業投資預期的作用力度最大，其次是短視偏差，而從眾行為的作用力度最弱。

為了有效提升企業未來投資預期的準確性和投資項目的效益，企業可以從有限理性角度出發采取相關措施促進企業管理者更加有效的制定投資預期，建議：（1）監督與激勵并重。管理者的聘任完全由董事會決定，利用公開競聘機制選擇有能力者擔任相關部門管理人員，完善對管理者的業績考評體系和監管體系，強調管理者業績評價和薪酬定價的市場化。（2）構建有限理性制約機制。首先，董事會需對管理者的有限理性特征進行判別，依據管理者的心理特征進行分類，并搭建不同類型管理者之間的制約機制，盡量控制管理者在投資決策過程中的有限理性行為。其次，提升投資決策程序透明度，構建程序化、規范化的決策模式，嚴格控制管理者主觀偏好、心理情感等影響，同時將企業投資決策制度化、民主化，確保企業投資決策均依據客觀條件而制定的。（3）完善內控體系。杜絕企業管理中的交叉任職現象，明確劃清董事和經理層的權責，避免個人在企業管理中獨掌大權，形成董事與經理的有效制衡，控制決策過程中的個人主觀行為。