【導讀】指出對不同主體與目的的評價體系的設(shè)計中應(yīng)該注意的問題。尤其近年來，受利益相關(guān)者理論以及戰(zhàn)略管理理論的影響，企業(yè)業(yè)績評價的主體趨。對于企業(yè)績效評價的研究也不再局限于評價方法與指標的選擇等問題，業(yè)預(yù)期目標的實現(xiàn)情況所進行的價值判斷。促使這種演進的動因是基于企業(yè)經(jīng)營。環(huán)境的變化以及評價主體全面評價企業(yè)業(yè)績要求也在變化。其中評價主體都被認為是最重要且排名最靠。前的一個構(gòu)成因素，顯然評價主體的界定對于企業(yè)業(yè)績評價制度的構(gòu)建是至關(guān)重要的。體，才能據(jù)以確定評價客體，并最終確定評價指標。關(guān)的機構(gòu)或利益人。見,個人收益與企業(yè)收益掛鉤是利益相關(guān)者成為評價主體的首要條件。人的行為對股東的收益有至關(guān)重要的影響。權(quán)人資金安全也至關(guān)重要。形成過程中的任何一種要素，各種要素的所有者都可稱為企業(yè)的利益相關(guān)者。此匹配的資源而被捆綁于該交易。資產(chǎn)專用性越強，“捆綁”效應(yīng)就越強，退出損失也越大。

　　

【正文】 ） D *** （ ） （ ） （ ） Y ** * （ ） （ ） （ ） 觀測值 N 694 696 694 F AdjR2 DW 注釋： ***表示在 1%水平顯著， **表示在 5%水平顯著， *表示在 10%水平上顯著；括號內(nèi)為 t檢驗值（雙尾檢驗）。 從表 4可知，投資 — 現(xiàn)金流敏感度指標 OC1*CFL在上述三組樣本中的系數(shù)均為正，但是在融資約束低的一組中未通過顯著性檢驗，而在融資約束高、中兩組中分別通過顯著性檢驗，這說明低融資約束組較高融資約束組而言，過度自信管理者的投資決策對現(xiàn)金流的依賴度較低，即在低融資約束的樣本公司中，過度自信管理者的投資 — 現(xiàn)金流敏感度較低，在中、高融資約束的樣本公司 中，過度自信管理者的投資 — 現(xiàn)金流敏感度較高，從這個角度來說，似乎可以得出與前文假設(shè)三相反的結(jié)論，即過度自信管理者的投資 — 現(xiàn)金流敏感度與融資約束正相關(guān)；但是進一步觀察融資約束高、中兩組的回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)， OC1*CFL 的系數(shù)分別在 10%和 5%水平上顯著，這意味著融資約束中間組較融資約束高組而言，其過度自信管理者的投資 — 現(xiàn)金流敏感度更高，從這兩組結(jié)果的比較來看，過度自信管理者的投資 — 現(xiàn)金流敏感度并非與融資約束程度高低嚴格正相關(guān)，但也并非如前文假設(shè)所描述的那樣無關(guān)，而是存在比較微弱的正相關(guān)關(guān)系。由此，前文提出的假設(shè)三 并未得到驗證。究其原因，我國上市公司雖然普遍存在股權(quán)融資偏好，外部融資約束相對較低，但并非所有上市公司的外部融資約束都處于一個相當?shù)乃?，可能對于大部分公司而言外部融資約束水平基本一致，沒有明顯的高低界限，而僅有少部分公司其融資約束可能絕對偏松，在這一少部分約束絕對偏松的公司中，過度自信的管理者相對更加容易忽視內(nèi)外部融資成本差異，更加傾向通過股權(quán)融資方式籌集資金以支持投資，從而更大程度的減少對內(nèi)部現(xiàn)金流的依賴，表現(xiàn)出極低的投資 — 現(xiàn)金流敏感性。由此，從整體上看， 過度自信管理者的投資 — 現(xiàn)金流敏感度與融資約束程度 高低表現(xiàn)出比較微弱的正相關(guān)關(guān)系。 四、穩(wěn)健性檢驗 為了考察前述結(jié)論是否受過度自信指標度量方式的影響，保證結(jié)論的穩(wěn)健性，我們另外分別選用管理者群體和高管個體持股總數(shù)量是否變化來衡量管理者群體和高管個體過度自信情況，并重新對前文假設(shè)進行穩(wěn)健檢驗。 我國公司法規(guī)定企業(yè)管理人員所持股份不能自由交易，公司高管無法通過賣空股票來對沖風險，因此持股的管理者將過度地暴露在公司的特定風險之中。在此情況下，除非是管理者對公司經(jīng)營前景充滿信心，否則他們也不會在樣本期間主動增持股票?；谶@樣的分析我們認為如果在年內(nèi)剔出紅股、業(yè)績股 等非自愿因素后，管理者持股總數(shù)量增加，那么企業(yè)管理者就具有過度自信傾向。鑒于此，我們以前文篩選的 20202020年 1042家上市公司所涉及的 2084 個觀測值作為研究樣本，出于謹慎性考慮，我們將包括董事會和所有高管在內(nèi)的管理者群體持股比例連續(xù)兩年增加的公司確定為管理者群體過度自信樣本（ OC1=1），共 27家樣本 54個觀測值。 5另外，為了考察高管個體過度自信情況，我們按照同樣的原理將總經(jīng)理（或 CEO）持股比例連續(xù)兩年增加的公司確定為高管個體過度自信樣本，共 16個觀測值。 此處考慮到采用持股總量變化法篩選出的管 理者群體過度自信樣本相對較少，為了保 5由于紅股和業(yè)績股的派發(fā)不會影響原股東持股比例，因此出于簡便的考慮，為了排除紅股和業(yè)績股等非自愿因素的影響，此處直接采用持股比例變化來度量過度自信情況。 證不同融資約束組內(nèi)包含充分的過度自信樣本，我們根據(jù)樣本公司平均資產(chǎn)規(guī)模的大小將總樣本劃分為融資約束程度高和融資約束程度低的兩組。分別進行總體回歸分析和基于不同融資約束的回歸分析，實證結(jié)論基本保持不變，限于篇幅此處不再對回歸結(jié)果進行列示。 五、結(jié)論 本文采用規(guī)范研究和實證研究相結(jié)合的方式， 以 2020— 2020年為觀察期，以 2020年為滯后一年，選取深滬兩市 2020年 12月 31日之前上市的 1042家非金融類 A股上市公司作為研究樣本， 探討管理者過度自信對公司投資的影響。 通過研究 發(fā)現(xiàn)：包括董事會和所有高管人員在內(nèi)的管理者對公司投資決策的影響力較單獨的高管個體更強，管理者群體過度自信對投資的影響較高管個體更為顯著和穩(wěn)定； 管理者過度自信的公司具有較高的投資水平；管理者過度自信的公司具有較強的投資 —— 現(xiàn)金流敏感性；過度自信管理者的投資 — 現(xiàn)金流敏感度并非與公司所受融資約束程度無關(guān)，也并非嚴格正相關(guān)而是存在一定微弱的正相關(guān)關(guān)系。 以上這些結(jié)論的得出充分證實了管理者群體過度自信這一心理偏差對公司投資存在顯著影響，提醒我們不應(yīng)單純強調(diào)通過完善公司治理結(jié)構(gòu)，使用激勵機制防止投資過度等扭曲現(xiàn)象的發(fā)生 ，而是應(yīng)該區(qū)分公司的具體情況，關(guān)注管理者過度自信等非理性心理對投資的影響，通過研究掌握管理者過度自信的影響因素，制定有效的引導措施，同時在管理者過度自信的公司中考慮吸引非自信類管理者加入，防止和中和過度自信對公司帶來的不良影響。 本文的主要貢獻在于充分考慮我國上市公司可能存在群體決策現(xiàn)象，突破了以往研究單純從 CEO等高管個體過度自信的角度，擴大了管理者的范圍，將管理者界定為包括董事會和所有高管人員在內(nèi)的決策群體，并深入研究其過度自信對投資的影響，并得出進一步有益的結(jié)論，這不僅 拓展了行為公司財務(wù)理論研究成果， 而且有助于揭示我國上市公司管理者過度自信心理與投資行為的潛在聯(lián)系，對今后上市公司合理制定投資決策和治理投資扭曲行為具有重要意義。 【 參考文獻 】 [1]Roll,Richard. 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