【正文】 ，內外部資金不能完全替代，內部資金更具有成本優(yōu)勢，企業(yè)存在外部融資約束。然而結合我國實際情況， 不少學者（如黃少安和張崗（ 2020）、施丹和黃國良（ 2020）等）認為我國 上市公司股權融資成本低于債權融資成本，上市公司普遍存在股權融資偏好， 我國上市公司外源融資約束水平低，并且各公司間的差別不大。 （二）樣本選取和數(shù)據(jù)來源 本文在選擇樣本時，以 2020— 2020年為觀察期，以 2020年為滯后一年，收集了深滬兩市 2020年 12月 31日之前上市的 1385家非金融類 A股公司及其財務數(shù)據(jù)，為了保證數(shù)據(jù)的有效性，消除異常樣本對研究結論的影響，對上述公司進行如下處理：（ 1）剔除被 ST和 PT的公司；（ 2）剔除相關財務數(shù)據(jù)缺失的公司。 本文所使用的數(shù)據(jù)主要來源于國泰安數(shù)據(jù)庫、色諾芬數(shù)據(jù)庫、中國證券監(jiān)督委員會披露的企業(yè)年報和第三季度季報，以及巨潮咨訊網(wǎng)、證券之星等網(wǎng)站。鑒于下文回歸分析過程中涉及管理者群體過度自信與高管個體過度自信的比較研究，為了便于區(qū)分，我們令 OC1表示管理者群體（或管理層）過度自信，令 OC2表示高管個體過度自信。其中前三種 3 Hayward和 Hambrick(1997)認為 CEO 相對于公司內其他管理者的薪酬越高， CEO 的控制力越強，越容易過度自信，因此，使用最高薪酬和次高薪酬比例來度量 CEO 過度自信。他們認為假定前三位高管為公司最高管理者（或團隊），而把所有高管視為一個團隊，該指標也能在一定程度上反映出最高管理者在整個管理團隊中的重要性，其與 Hayward和 Hambrick(1997)思想也是相符合的。 是國外常用的度量過度自信的方法，但是我國 股票期權激勵制度還不完善，實施股權激勵的上市公司還不多，同時也沒有研究機構和數(shù)據(jù)庫統(tǒng)計相關指數(shù)以及與 CEO有關的商業(yè)雜志報道，因此前三種方法早國內并不適用。由此，后三種方法是目前尚可選擇的最優(yōu)方式，其中 薪酬比例法僅能用來衡量高管個體過度自信，盈利預測法是一種很好的衡量管理者群體過度自信的方法，持股變化法可以用來度量群體和個體過度自信。同時為了避免公司為發(fā)行股票而故意提高盈利預測的情況，剔除發(fā)布盈利預測 12個月內發(fā)行新股再融資的公司，最后得到過度自信樣本 93 家，涉及 186 個觀察值，樣本分布情況具體如表 1所示。 2．投資、內部現(xiàn)金流及控制變量的界定 本文所研究的投資主要是指財務管理中所討論的資本支出，但由于我國會計報表上沒有直接的資本支出項，所以本文借鑒 郝穎、劉星、林朝南（ 2020）的研究 用本期固定資產(chǎn)原價、工程物資與在建土程三項之和的增加值來度量資本支出，并用期末總資產(chǎn)對其進行標準化，即△ I/K。由于相對于經(jīng)營現(xiàn)金凈流量而言 ，凈利潤受會計方法的影響很大，具有很大的調整空間，造假的可能性很大，因此出于數(shù)據(jù)穩(wěn)健性和易得性的考慮，此處采用企業(yè)上期的經(jīng)營現(xiàn)金凈流量表示，并用上期末總資產(chǎn)對其進行標準化，即 CFL=CF/K。此外，根據(jù)相關文獻我們設置了一些控制變量：投資機會指標（ TBQ，流通股市值 +非流通股價值 +賬面負債 ) /賬面資產(chǎn)總值 ） ；投資機會與現(xiàn)金流交互變量（ TBQ*CFL， Vigot認為該指標可以用來衡量投資效率，如果系數(shù)為負說明存在投資過度現(xiàn)象 ）；公司治理變量 (CG， 選用獨立董事所占比例作為代理變量 )；資本結構（ DEBT）；企業(yè)規(guī)模 (SIZE，用期末總資產(chǎn)的自然對數(shù)衡量 )；行業(yè)虛擬變量（ D，考慮到制造業(yè)資本性支出比重較大，我們將制造業(yè)取值為 1，其他行業(yè)取值為 0。 三、實證分析 （一）描述性統(tǒng)計分析 本文研究的重點為管理者群體過度自信情況及其對投資的影響，高管個體過度自信對投資的影響作為對比參照將在下文回歸分析中進行，因此出于必要性和文章篇幅的限制，此處僅通過描述性統(tǒng)計分析對我國上市公司管理 者群體過度自信情況和主要相關變量有個初步整體的了解。 從表 2的統(tǒng)計結果可以看出， 過度自信類樣本觀測值 為 186，約占總體樣本觀測值 2084的 9%左右，說明我國上市公司中存在管理者過度自信的情況。 此外，從過度自信類和非過度自信類公司的其他控制變量的比較可以看出，現(xiàn)金流 CFL、托賓 Q值、資產(chǎn)負債率 DEBT、公司規(guī)模 SIZE 和 獨立董事所占比例 CG 等變量的均值、最大值、最小值和標準差差別不大，說明在這兩類樣本中影響 投資支出的現(xiàn)金流、投資機會、資本結構和公司治理變量等因素沒有顯著區(qū)別，而統(tǒng)計結果表明過度自信類的投資水平較高，這基本初步驗證了前文的分析，至于管理者群體過度自信指標與公司投資的準確關系還有待進一步檢驗。通過 觀察可知，兩個模型總體線性關系顯著，并且所有自變量的方差膨脹因子 VIF 均控制在 5 以內，遠小于 10，這說明各自變量并不存在嚴重的多重共線性問題（經(jīng)驗認為 VIF大于 10 可能存在嚴重多重共線性問題）。 然而觀察模型 2發(fā)現(xiàn)，高管個體過度自信（ OC2）的系數(shù)為負，但并未通過顯著性檢驗，說明 高管個體過度自信對投資可能有負面影響，但影響力并不大； 過度自信和現(xiàn)金流交叉項（ OC2*CFL）的系數(shù)為正，同樣不顯著，這說明過度自信的高管個體與非過度自信的高管個體相比，并不具有較強的投資 — 現(xiàn)金流敏感性，即投資對現(xiàn)金流的依賴程度不高；進一步對比發(fā)現(xiàn)，在兩模型中，各控制變量的系數(shù)正負方 向一致并且在顯著性方面表現(xiàn)一致，這說明各控制變量對投資的影響方向和影響力度并不存在差別，但管理者群體過度自信對投資的影響要比高管個體過度自信顯著，并且從 F檢驗值、可決系數(shù) R2和 DW值來看模型 1要優(yōu)于模型 2，這意味著 包括董事會和所有高管人員在內的管理者 過度自信對公司投資的影響力較單純的高管個體更為顯著， 同時證實了我國上市公司中群體決策現(xiàn)象。 表 3總體樣本回歸分析結果 注釋： ***表示在 1%水平顯著， **表示在 5%水平顯著， *表示在 10%水平顯著。 目前， 衡量 企業(yè)所受 融資約束程度的變量主要有公司債務等級 、 公司商業(yè)票據(jù)等級 、 KZ 指數(shù) 、 股利支付率 和 公司規(guī)模 等五種 。即將全部樣本公司按照 2020和 2020年平均資產(chǎn)規(guī)模進行由低到高排序，并進行三等分，分 別劃分為融資約束高（ 347個樣本、 694個觀測值）、中（ 348個樣本、 696個觀測值）、低（ 347個樣本、 694個觀測值）三組，并分別用各組樣本對回歸模型進行估計，具體分析結果如表 4所示。 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三相反的結論，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；但是進一步觀察融資約束高、中兩組的回歸結果發(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，但也并非如前文假設所描述的那樣無關，而是存在比較微弱的正相關關系。究其原因，我國上市公司雖然普遍存在股權融資偏好，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剑赡軐τ诖蟛糠止径酝獠咳谫Y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外部融資成本差異，更加傾向通過股權融資方式籌集資金以支持投資，從而更大程度的減少對內部現(xiàn)金流的依賴，表現(xiàn)出極低的投資 — 現(xiàn)金流敏感性。 四、穩(wěn)健性檢驗 為了考察前述結論是否受過度自信指標度量方式的影響，保證結論的穩(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，并重新對前文假設進行穩(wěn)健檢驗。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。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。 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。分別進行總體回歸分析和基于不同融資約束的回歸分析，實證結論基本保持不變，限于篇幅此處不再對回歸結果進行列示。 通過研究 發(fā)現(xiàn)：包括董事會和所有高管人員在內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，也并非嚴格正相關而是存在一定微弱的正相關關系。 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論，這不僅 拓展了行為公司財務理論研究成果， 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。 [17]葉蓓 ,袁建國 .經(jīng) 理人過度自信 、 不對稱信息與企業(yè)投資決 策 [J]. 財會月刊 （ 理論 ） ,2020, (11):0609. 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