投资者情绪和管理者过度自信对企业投资异化的影响

谢园

摘要：基于残差模型，本文研究了投资者情绪和管理者过度自信对于我国A股上市公司投资异化行为的影响。通过实证检验的方法，检验了2009-2012年，市场参与者的这二种非理性行为并没有造成上市公司的投资异化的假设。金融危机之后公司投资决策趋于谨慎，管理者过度自信无法发挥其中介效应，投资者情绪发挥作用的融资渠道和迎合渠道失效，使得市场表现出宏观理性特征，其微观主体也较少受到市场参与者非理性行为的影响。

关键词：投资者情绪 过度自信 企业投资异化 所有权性质

一、引言

近年来，随着行为金融学的发展，国内学者在这方面的研究也不断增加，其成果主要在两个方面：一、管理者过度自信等非理性行为对企业决策影响的研究逐渐完善，学者们通过实证研究的手段，结合中国国情，检验了许多西方先进的理论假设，如管理者过度自信会导致企业投资水平上升和过度自信的管理者对现金流更敏感等；二、投资者的非理性行为如投资者情绪，会扭曲企业投资决策。但是，同时考虑管理者和投资者的非理性，即完全摆脱“经济人”假设的研究非常有限。

其中，花如贵等人（2010）基于情绪感染理论和迎合理论，提出了管理者过度自信的中介效应理论，认为投资者情绪不仅直接干扰企业投资决策，还通过影响管理者的过度自信程度影响投资决策，验证了Polk和Sapienza（2009）提出的投资者情绪迎合理论，即公司的管理者会追求短期股价的最大化，利用股东的短视行为，在投资者情绪高涨时，增加投资推动股价上升，而在情绪回落时减少投资的理论假设。此后，黄莲琴（2011）、王海明（2012）等人也使用类似的方法再次对其进行了检验，得到了相对一致的结论。

可惜的是，上述研究主要分析了企业投资的绝对水平，而不能体现企业投资的相对水平，不能判断因为投资者和管理者的非理性所造成的投资水平的上升是否合理。而苗文娟（2013）则在他们的基础之上进一步考虑了投资异化的情况，利用企业经营数据建立残差模型，划分企业投资水平的偏差，从而进一步分析了二者对企业投资偏差程度的影响。

但是上面的研究也仍有不足。首先，其过分重视选取样本的时间长度，而忽视了期间企业管理者变换等因素所可能造成的复杂影响。其次，根据花如贵等人（2010）得出的结论，投资者和管理者的非理性行为所产生的影响存在这两面性，高涨的投资者情绪和管理者的过度自信可能使得企业出现严重的投资过度，也可能缓解管理者过分谨慎所带来的投资过低。因此，若不区分投资过度和投资不足，可能低估非理性行为对企业投资的影响。而且王德鲁（2013）在研究中通过区分所有权性质，发现管理者过度自信的增加会提高国企的投资水平，而降低民企的投资水平。这说明，确实有必要在今后的研究中，对非理性行为的影响对象进行更加细致的划分。

本文将在上述研究的基础上进行改进，综合其优点摈弃其缺陷，在市场的宏观理性框架下，区分投资异化和公司所有权性质，结合我国后经济危机时代的投资和经营特点，进一步分析当前投资者情绪、管理者过度自信对企业投资异化的影响，探讨各市场参与者非理性的传递效率。

二、理论分析和研究假说

（一）投资者情绪对投资异化的作用

Stein（1996）将投资者情绪定义为，投资者在有限理性下，对与未来预期的系统性偏差，受到大多数学者的认可，因此本文对投资者情绪的讨论也将以这一定义为基础。

根据现有研究，投资者情绪对公司投资决策的影响，主要有二个方面：一是融资渠道机制。投资者情绪首先造成公司股价与其实际价值的偏离，放宽或者收束了该公司的融资渠道，增加了该公司的融资成本，使得公司的现金流相应减少，要求该公司只能优先投资于回报率较高或者具有重大战略意义的项目，而减少次要的投资项目；二是迎合渠道。短视的经理为了突出其经营成果，将以短期股价的最大化作为经营目标，而这一目标偏差将导致管理者错误配置资本，甚至盲目地扩大投资。因此，投资者情绪的高涨将导致公司投资水平的升高，并且国外学者Barberis和Thaler（2003）和国内学者吴世农等人（2009）的研究，已经通过实证的手段证实了这一推论。但是投资者的非理性行为所造成的投资水平变化是否超出了正常范围？由投资者非理性行为所促成的投资项目一定是负NPV的项目吗？对于这一问题的研究十分罕见。本文认为，投资者情绪虽然会造成整体投资水平的变化，但是任何训练有素的管理者都不可能完全参照投资者情绪进行投资决策，因此这一变化应当仍然处于理性投资决策的范围之内，不会造成企业投资行为的异化。由此，提出两个假设：

H1：投资者情绪虽然可能影响企业投资水平，但是不会造成企业投资行为的异化。

（二）管理者过度自信对投资异化的作用

公司扩张是企业家经营的重要目标，但是过度自信的管理者在决策时可能存在高估项目收益、低估风险或者盲目乐观的情况，具体来说，管理者可能会采取激进的债务融资决策、提高企业投资水平、对现金流更加敏感。目前国内研究对于上述方面的结论还是比较一致的，但是过度自信所造成的决策虽然不一定是理性的最优决策，却未必是非理性的。上市公司的管理者都具备出色的经营技巧和丰富的决策经营，在长期的管理生涯中基本养成了理性决策的习惯。而激进的决策并不一定是非理性（对风险和收益存在错误估计）的，管理者做成激进决策未必是出于对风险的低估，更多的是出于企业长期战略布局考虑的。因此可以将管理者视为短期非理性而长期理性的决策者，其长期理性会在一定程度上限制并纠正短期非理性行为，将非理性行为的消极影响控制在一定范围之内，管理者可能做出激进的决策，但较少作出非理性决策。由此提出本文的第3个假设：

H2：管理者过度自信不会造成企业投资异化。

（三）所有权性质对投资异化的作用

由于我国经济结构的特点，国有企业在许多方面有别于非国有经济主体，具有明显的经营优势，甚至导致部分国有企业长期处于垄断地位。二者在公司结构和经营特点上也具有明显的不同，非国有公司体现出较强的经济活力和对市场的快速反应能力，而国有公司则倾向与稳健经营。而二者的不同也将影响投资者情绪和管理者过度自信的传递渠道和传递效率，甚至可能完全消除市场非理性参与者的行为影响，维持宏观市场的总体理性。endprint

李维安（2005）的研究表明，民营企业通过合理配置股东的持股比例，均衡各方利益的方式，可以抑制管理者过度自信对公司投资水平的影响。王德鲁（2013）发现，非理性行为确实造成了国企投资水平的增加，但对民企的作用却正好相反。所以在研究中有必要区分国有企业和非国有企业。本文在以上基础上提出以下假设：

H3：国有企业更容易受到管理者过度自信的直接影响，而非国有企业则更容易受到以过度自信为中介的投资者情绪效应的影响。

三、研究数据与研究设计

（一）数据选择

本文选取2009～2012年沪深证券交易所的上市公司数据为研究对象，并提出以下样本：金融类和ST公司；主要财务数据缺失的公司；总经理在考察年度未能连任的公司。最后筛选出826个上市公司，共3304组观测值。所有数据均来自深圳自国泰安数据库（CSMAR）。

（二）变量选择

1、企业投资异化的度量

Vogt（1994）采用自由现金流和托宾Q来衡量企业的过度投资行为。国内大多数学者也采用托宾Q值或者分解托宾Q值的方法来度量企业的投资水平。但遗憾的是，这种方法并不能确切地度量企业投资异化的程度。本文借鉴Richardson（2006），通过拟合预期投资支出，以实际投资支出与预期投资支出之差来衡量企业的投资异化的方法，基于市场的宏观理性特征和我国企业的实际情况，对Richardson残差模型进行改进，设置如下：

[Invi，t=α+β1Invi，t-1+β2Growthi，t+β3Debti，t-1+β4ROEi，t-1+β5Scalei，t-1+β6Cashi，t+β7Cashi，t-1+Year+∑Company+εi，t]（1）

其中，[Invi，t]表示i企业t年的实际投资支出；[Growthi，t]表示i企业t年的投资机会，这里要说明的是，本文之所以选取t年的企业主营收入增长率，而不是像Richardson一样选择t-1年的企业主营收入增长率，作为企业投资机会的代理变量，是因为本文认为企业当年以及后一年主营收入增长能够更好地衡量当年企业投资是否产生了预期的投资收益，即投资是否过度，但由于后一年数据不可得，因而仅采用t年的主营收入增长率作为替代变量；[Debti，t-1]、[Roei，t-1]、[Scalei，t-1]、[Cashi，t]、[Cashi，t-1]分别表示i企业t-1年末的资产负债率、股票收益率、企业规模和t年及t-1年年末的经营现金流。之所以在模型里添加t年的经营现金流是考虑到企业当年的现金流也可能使得企业临时改变投资计划，增减投资金额，从而影响着当年企业的实际投资。[Company]和[Year]分别为公司虚拟变量和年度虚拟变量。

2、投资者情绪的度量

本文借鉴花贵如的研究，通过上一年7-12月的股票累计月收益率，计算半年期的动量指标，衡量投资者情绪：计算公司如下：

[ISt=i=712Ri，t-1] （2）

其中[Ri，t-1]表示t-1年第i月的股票月收益率。虽然我国投资者的投资理念更倾向于短期交易，主要收益由资本利得组成，而较少考虑股利和分红因素，但是依然不能排除特定公司的股利政策对投资者的影响。因此，所以在统计月收益率时，采用了考虑现金红利再投资的月回报率，以使得这一指标具有普遍性。

3、管理者过度自信的度量

通过对现有文献的整理可以发现，国内外学者们对高管过度自信的量化指标尚未统一，但是基于国内已有的研究，以下几种方法较为适合我国实际情况：一是高管薪酬比例法；二是打分法；三是持股数量变化法。

本文认为，方法一由于薪酬这一变量自身的客观性，将使其对过度自信这一主观因素的解释力大大降低；而方法二的成本较高，并且其评价标准难以制定，实行起来具有一定的困难。并且根据唐蓓（2010）的研究，由于我国上市公司高管持股不能自由流通，其增持股票的前提是对公司前景非常乐观，并且愿意承担因此增加的风险，因此高管增持股票可以视为过度自信的表现形式。因此，选取高管持股数量变化率作为过度自信的衡量指标，若CEO增持股票则将其视为过度自信的管理者，反之则为非过度自信。

4、控制变量的选取和处理

同时，参照国内外学者的相关研究，本文进一步考虑公司治理中的约束节制和管理机制，已经其他可能对企业投资决策产生影响的因素，具体定义如表1。同时由于本文在样本选取中可能包含了部分数据异常的样本，为消除其影响，对各数值型控制变量，对变量值处于0%-1%和99%-100%的范围内的样本进行winsorize处理。

表1 变量定义

[变量类型＼&变量名称＼&变量符号＼&变量定义＼&被解释

变量＼&实际投资＼&Inv＼&（购建固定资产、无形资产和其他长期资产支付的现金-处置固定资产、无形资产和其他长期资产收回的现金净额）/年末总资产＼&投资异化＼&IB＼&Richardson模型的回归残差＼&主解释

变量＼&投资者情绪＼&IS＼&股票半年的累计月收益率＼&高管过度自信＼&Con＼&高管持股数量变化率，定义管理者过度自信，变量值为1，反之为0＼&监督

机制＼&独立董事比例＼&ID＼&独立董事人数/董事会总人数＼&董事会勤勉度＼&BM＼&董事会会议次数＼&兼任董事长＼&Boss＼&CEO是否兼任董事长职务，兼任则为1，否则为0＼&激励

机制＼&董事会持股比例＼&Bhold＼&董事会成员持股数/总股份＼&监事会持股比例＼&Ahold＼&监事会成员持股数/总股份＼&控

制

变

量＼&最终控制人＼&State＼&国有取1，非国有取0＼&企业成长机会＼&Growth＼&主营业务收入增长率＼&现金流＼&Cash＼&现金流净额/总资产＼&资产负债率＼&Debt＼&总负债/总资产＼&企业规模＼&Scale＼&总资产的自然对数＼&股本回报率＼&Roe＼&净利润/所有者权益＼&公司虚拟变量＼&Company＼&本公司则取值为1，否则为0＼&年度虚拟变量＼&Year＼&本年度取值为1，否则为0＼&]endprint

四、实证结果及分析

（一）资本投资模型

首先通过方差膨胀因子（VIF）方法，对上文所述改进的Richardson资本投资模型的自变量进行多重共线性检验。检验结果显示，最大的VIF值为1.24，小于2，故认为变量之间不存在多重共线性。由于需要建立动态面板模型，进行Arellano-Bond检验，检验的p值为0.3061，说明存在自相关，但由于所取样本时间段较短，不再进行差分处理，而使用自相关适应的Blundell-Bond估计量建立资本投资模型，具体结果如表2：

表2 资本投资模型的检验和参数估计

[变量＼&[Invi，t-1]＼&[Growthi，t]＼&[Debti，t-1]＼&[Roei，t-1]＼&[Scalei，t-1]＼&[Cashi，t]＼&[Cashi，t-1]＼&系数＼&-0.1949**＼&0.0065***＼&-0.0537***＼&0.0016＼&0.0053＼&-0.0521***＼&0.0019＼&标准误＼&（0.0962）＼&（0.0022）＼&（0.0130）＼&（0.0091）＼&（0.0039）＼&（0.0199）＼&（0.0126）＼&时间＼&控制＼&公司＼&控制＼&Wald chi2＼&191.55***＼&]

注：***、**、**分别表示在1%、5%、10%显著性水平上显著。

从表3可以看出，多数的系数是显著的，而模型的卡方检验值也表明模型的整体拟合情况较好。以上结果说明，通过上述资本投资模型能够较好地衡量企业当年的投资水平。因此，在市场的宏观有效和理性假设下，通过其残差来衡量企业投资异化程度的方法是有效的。在此基础上，分别以残差大于0的样本为过度投资组，而残差小于0的样本为投资不足组进行后续分析。

（二）企业投资异化模型

根据前文的分析，建立如下企业投资异化模型分析管理者过度自信、投资者评价与企业投资异化水平的关系，并验证投资者评价是否对企业投资异化水平产生影响：

[IBit=β0+β1ISit+β2Conit+β3JDit+β4JLit+β5Xit+εit] （2）

注：JD表示监督机制；JL表示激励机制；X表示其他控制变量。

首先通过VIF方法进行多重共线性检验，最大的VIF值为1.49，依然不超过2，因此不存在多重共线性的现象。而表3的左侧4个模型分别展示投资者情绪、管理者过度自信、公司监督和激励机制以及其他控制变量的回归结果。

表3 面板数据回归

[分组＼&投资异化模型＼&稳健性检验＼&国企＼&民企＼&国企＼&民企＼&IB>0＼&IB<0＼&IB>0＼&IB<0＼&IB>0＼&IB<0＼&IB>0＼&IB<0＼&[IS]＼&-0.0026＼&-0.0003＼&0.0027＼&0.0028＼&-0.0026＼&-0.0003＼&0.0023＼&0.0030＼&（0.0079）＼&（0.0030）＼&（0.0095）＼&（0.0037）＼&（0.0079）＼&（0.0030）＼&（0.0095）＼&（0.0037）＼&[Con]＼&-0.0045＼&0.0035＼&0.0062＼&0.0019＼&-0.0019＼&-0.0024＼&0.0004＼&-0.0010＼&（0.0062）＼&（0.0025）＼&（0.0052）＼&（0.0024）＼&（0.0040）＼&（0.0017）＼&（0.0054）＼&（0.0020）＼&[ID]＼&-0.0132＼&-0.0030＼&0.0736＼&-0.0106＼&-0.0128＼&-0.0018＼&0.0738＼&-0.0098＼&（0.0481）＼&（0.0197）＼&（0.0600）＼&（0.0219）＼&（0.0483）＼&（0.0198）＼&（0.0610）＼&（0.0218）＼&[BM]＼&0.0009＼&0.0004＼&0.0008＼&-0.0004＼&0.0008＼&0.0004＼&0.0009＼&-0.0004＼&（0.0007）＼&（0.0002）＼&（0.0008）＼&（0.0003）＼&（0.0007）＼&（0.0002）＼&（0.0008）＼&（0.0003）＼&[Boss]＼&-0.0031＼&-0.0068*＼&0.0038＼&-0.0032＼&-0.0024＼&-0.0064*＼&0.0034＼&-0.0031＼&（0.0092）＼&（0.0036）＼&（0.0066）＼&（0.0026）＼&（0.0092）＼&（0.0036）＼&（0.0066）＼&（0.0026）＼&[Bhold]＼&0.0309＼&0.0425＼&-0.0037＼&0.0485***＼&0.0246＼&0.0556＼&0.0029＼&0.0502***＼&（0.1054）＼&（0.0352）＼&（0.0263）＼&（0.0118）＼&（0.1033）＼&（0.0343）＼&（0.0259）＼&（0.0116）＼&[Ahold]＼&-0.4941＼&0.3142＼&0.2294＼&0.3600***＼&-0.5633＼&0.2593＼&0.2872＼&0.3688***＼&（1.6424）＼&（0.5060）＼&（0.3155）＼&（0.1310）＼&（1.5777）＼&（0.5207）＼&（0.3031）＼&（0.1312）＼&[Cash]＼&0.0975***＼&0.0604***＼&0.0379＼&0.0719***＼&0.0974**＼&0.0608***＼&0.0369＼&0.0714***＼&（0.0346）＼&（0.0106）＼&（0.0317）＼&（0.0111）＼&（0.0346）＼&（0.0105）＼&（0.0317）＼&（0.0111）＼&[Scale]＼&0.0123***＼&0.0143***＼&0.0070**＼&0.0154***＼&0.0122***＼&0.0144***＼&0.0071**＼&0.0155***＼&（0.0020）＼&（0.0012）＼&（0.0029）＼&（0.0013）＼&（0.0020）＼&（0.0012）＼&（0.0029）＼&（0.0013）＼&时间＼&控制＼&公司＼&控制＼&Wald chi2＼&55.46***＼&208.67***＼&16.99＼&199.29***＼&33.22***＼&33.67***＼&90.91***＼&85.94***＼&调整[R2]＼&0.1088＼&0.3463＼&0.0419＼&0.3373＼&0.1104＼&0.3462＼&0.0419＼&0.3357＼&N＼&578＼&662＼&507＼&729＼&578＼&662＼&507＼&729＼&]endprint

注：***、**、**分别表示在1%、5%、10%显著性水平上显著。

1、模型的整体分析

从整体上来看，本文的投资异化模型对企业过度投资现象的解释较弱，但是能够较好解释企业投资不足问题，并且模型整体的显著性证明了企业投资异化的存在，也说明该模型能较好地解释各因素对企业投资异化的影响。

下面从误差分析的角度进行分析，首先对残差模型的误差项进行统计，其均值约为0.002，标准差约为0.073，可以认为其服从正态分布。那么投资异化模型对投资异化的低解释程度则主要有3种可能：第一，除了本文所考虑的因素，还有其它重要因素没有考虑，即存在遗漏变量；第二，所选取样本中的许多公司没有出现投资异化的行为，总体上没有表现出投资异化；第三，前2种情况共通作用的结果。

若是第一种情况，则虽然模型并不是最优的，却并不影响本文对各因素作用的分析。若是第二种情况，则说明至少在本文所选取的样本区间内，我国的上市公司确实具有宏观上的理性投资特点，并且能够为证明本文的假设1和2提供了有力的证据。若是第三种情况，即宏观市场的理性并非是真实的，而是其它遗漏变量的作用结果，则较为复杂，且其范围已经超出了本文所讨论的主题，因此暂不考虑第3种情况。在此基础上，本文继续对各类因素进行具体分析。

2、投资者情绪和管理者过度自信

从表3中可以看出，投资者情绪和管理者过度自信对企业投资异化均没有显著的影响。相反，若单纯地以企业投资水平为因变量，二者的系数依然是不显著的；若剔除财务指标而只考虑公司治理因素，则过度自信的系数变为显著，但是整体模型的解释程度却相当的低，其调整的R2最大的也仅有0.05，但出于篇幅限制本文将不展示不同模型的尝试结果。

而正如前文所提到的，之前国内学者的研究中，二者对公司的投资水平的影响确实是显著的。具体来看，上述研究所采用的数据均以2008年之前的数据为主，而本文所选取的样本时间段则在09-12年，说明我国上市公司在2008年的金融危机之后出现了明显的变化，上市公司对于投资者情绪和管理者过度自信的反应明显弱化，基本不受二者的影响。这一结果也符合08年以来我国的经济特点，虽然我国经济在金融危机之后依然高速增长，但是各上市公司依然受到了较大的影响，股价的下跌导致公司股权融资效率大大降低，直接限制了公司的投资水平，从而堵塞了投资者情绪发生作用的股权融资渠道。而在近年来的大熊市中，我国沪深市场依然持续低迷，投资者情绪保持相对中性，09-12年的均值约为0.09，标准差约为0.34，既没有严重的恐慌，也没有过分的低估。再加上我国经济转轨进程的不断推进，使得我国公司在这一经济阶段的投资决策以慎重为主，部分公司对于现金流的依赖导致企业投资对于现金流的敏感性大大增加。使得管理者在进行决策时无暇顾及投资者的情绪，大大削弱了迎合渠道的作用，使得投资者情绪造成公司投资行为的异化。而在后金融危机时代，即使是过度自信的管理者，其对于未来经济形势的判断也是相对谨慎的，没有造成公司投资的异化。

因此，可以认为本文的H1和H2在所选样本区间内是成立的，市场参与者的非理性并没有造成公司投资行为的异化，而不能证明H3是成立的。

3、所有权性质对投资异化的影响

从回归结果可以看出，民企和国企最显著的不同便是公司激励机制的作用。董事会持股比例和监事会持股比例这2个因素对于投资不足的民企有显著的影响，而对于国企却没有。并且其系数表明：监事会股权激励机制的效果远远好于董事会的股权激励机制的效果。说明这一政策的边界效应远高于董事会激励机制。因此，在公司经营管理过程中，应当给予监事会成员适当的重视，激励其发挥监督职能，从而防止公司投资决策过分谨慎，改善经营状况。同时，通过对于过度投资组的观察可以发现，公司治理结构对于消除过度投资行为并没有显著的效果。因此所有权性质其实是决定我国公司治理结构是否能够发挥作用的关键因素之一，但其具体作用和改进方式仍然需要其它研究进行补充。

五、稳健性检验

为了检验回归结果稳健性，本文借鉴高管薪酬判定法。即认为高管的薪酬相对于公司其他管理者的薪酬越高，他们的地位越重要，也就越容易发生过度自信。以CEO薪酬占前三名董事、监事及高管薪酬之和的比值，衡量高管过度自信程度。若其比值大于中位数，则认为高管存在过度自信，否则认为不存在过度自信。同时使用更为普遍的托宾Q值衡量企业投资水平，具体计算方式如下：

TobinQ=（年末流通市值+非流通股份占净资产的金额（非流通股份*每股净资产）+总负债合计）/年末总资产

稳健性检验的结果已在表3的右侧给出，其与之前的回归结果并没有明显的区别，因而认为本文的结论是稳健的。

六、结束语

通过对于09-12年我国沪深两市上市公司数据的分析，本文发现金融危机之后，我国上市公司的投资行为确实存在着一定程度的投资异化现象，这主要是由公司的经营现金流和公司规模导致的——大公司在危机中积极寻找机会，利用其相对充裕的现金流增加了投资力度。而投资者情绪则因为其股权融资渠道和迎合渠道的同时失效，没有对公司投资决策产生显著的影响。同时，在这一经济阶段管理者的谨慎决策和管理水平的上升也大大降低了管理者过度自信对于公司投资决策的影响，使得宏观市场上表现出上市公司投资的集体理性特点。证明了投资者情绪和管理者过度自信在样本区间内，确实没有造成公司投资行为的异化。公司治理结构对于公司投资决策的监督机制虽然没有明显的效果，但是其激励机制确实能改善我国非国有上市公司的投资行为，在危机时弥补了因为过度谨慎造成的投资不足，为公司长期发展带来了好处。这也从另一侧面说明，我国国有经济的改革依然任重道远。

但是本文也有自身的缺陷，投资异化模型的拟合情况说明本文遗漏了某些重要变量，比如在样本区间内的政策因素以及各公司海外业务拓展情况等。然而这些因素虽然影响深远，却难以通过系统的方法统计，是目前研究的一大难点。其次，本文选取样本时较强的约束条件（CEO连任），限制了样本时间的长度和样本数量。endprint

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[3]王海明，曾德明.投资者情绪对企业投资行为的影响[J].统计与决策，2012，（24）

[4]苗文娟.投资者情绪、管理者过度自信和公司投资异化[D].广州：暨南大学，2013

[5]王德鲁，宋学锋.公司治理机制、管理者过度自信对企业与市场绩效的影响——基于不同所有权性质视角的经验检验[J].现代财经，2013，（5）

[6]吴世农，汪强.迎合投资者情绪？过度保守？还是两者并存——关于公司投资行为的实证研究[J].公司治理评论，2009，（1）：185-204

[7]余明桂，夏新平，邹振松.管理者过度自信与企业激进负债行为[J].管理世界，2006，（8）

[8]李维安，邱艾超，牛建波.公司治理的新进展：国际趋势与中国模式[J].南开管理评论，2010，（6）：15-26

[9]郝颖，刘星，林朝南. 我国上市公司高管人员过度自信与投资决策的实证研究[J].中国管理科学，2005，（13）

[10]唐蓓.管理者过度自信对上市企业并购投资的影响[J].审计与经济研究，2010，（25）：77-83.

[11]Roll， Richard. The Hubris Hypothesis of Corporate Takeovers. Journal of Business， 1985， 59（2）：197-216.

[12]Heaton， J. B. Managerial Optimism and Corporate Finance. Journal of Finance， 2001， （56）：1533-1597.

[13]Stein， Jeremy. Rational Capital Budgeting in An Irrational World. Journal of Business， 1996， （69）：429-455

[14]Polk C， Sapienza P. The Stock Market and Corporate Investment：A Test of Catering Theory[J]. Review of Financial Studies， 2009， 22（1）：187-217.

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[19]Richardson. Over-Investment of Free Cash Flow [J]. Review of accounting studies， 2006， （11）：159-189.endprint

参考文献：

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[2]黄莲琴，杨露璐.投资者情绪、管理者过度自信与资本投资[J].东南学术，2011，（5）

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[15]Barberis Nicholas， Richard Thaler. A Survey of Behavioral Finance [M]. Handbook of the Economics of Finance，Edited by G.M.Constantinides， M.Harris， R.Stulz， 2003.

[16]Malmendier U， Tate G. Who Makes Acquisitions CEO Overconfidence and the Markets Reaction[J]. Journal of Financial Economics， 2008，（1）

[17]Malmendier， Tate. CEO Overconfidence and Corporte Investment [J]. The Journal of Finance， 2005， （60）：2661-2770.

[18]Vogt S. The Cash Flow， Investment relationship： Evidence From U.S. Manufacturing Firms [J]. Financial Management， 1994， （23）：3-20.

[19]Richardson. Over-Investment of Free Cash Flow [J]. Review of accounting studies， 2006， （11）：159-189.endprint