過度自信、市場反饋與管理者最終決策——基于定向增發的實證研究

高偉偉 李婉麗,2 黃 珍

(1.西安交通大學 管理學院，陜西 西安 710049； 2.上海對外經貿大學 會計學院，上海 201620)

過度自信、市場反饋與管理者最終決策——基于定向增發的實證研究

高偉偉1李婉麗1,2黃 珍1

(1.西安交通大學 管理學院，陜西 西安 710049； 2.上海對外經貿大學 會計學院，上海 201620)

以2006—2013年我國滬、深兩市上市公司公布的定向增發公告為樣本，從信號傳遞理論出發，基于雙向信息流的角度，實證檢驗管理者對待增發公告市場反饋的態度，并利用行為金融學的理論，將管理者過度自信心理納入研究范疇，考察管理者認知偏差對其最終決策與市場反饋之間關系的影響。研究表明：總體而言，上市公司管理者在進行定向增發最終決策時會以市場反饋為導向，但是管理者的過度自信心理將削弱其決策的市場反饋導向傾向。

定向增發；市場反饋；過度自信；信號傳遞

一、引言

2006年5月，我國證監會發布《上市公司證券發行管理辦法》，此后，定向增發作為上市公司進行股權再融資的渠道之一，獲得快速發展。從萬德數據庫的統計看，2006—2013年間，通過定向增發進行股權再融資的上市公司已經占到所有股權再融資(公開增發、定向增發與配股)公司總數的86.83%，實際募集資金總額占所有股權再融資募集資金總額的81.40%，定向增發儼然成為上市公司進行股權再融資的主流方式。然而，從實際情況來看，我國上市公司最終對定向增發預案的撤銷率也比較高，2006—2013年，上市公司對定向增發預案的撤銷率分別為29.44%、41.58%、55.62%、28.21%、23.18%、37.50%、26.23%和32.81%，呈現較高的態勢。諸多文獻研究指出，定向增發很可能成為大股東獲取控制權私人收益或者現金私人收益的工具(章衛東，2010；趙玉芳 等，2011)以及管理者建造“企業帝國”等投資行為的資金來源(田昆儒 等，2014)，加之定向增發的實施門檻與信息披露要求都比較低，因此，定向增發備受上市公司青睞。那么既然如此，為何還有如此多的上市公司會撤銷已經公告的增發預案呢？眾所周知，我國上市公司尚未建立非常完善的管理者監督體系，管理者與股東之間存在嚴重的信息不對稱，公司經營業績受管理者行為的影響較大，那么，不同特征的管理者所進行的決策是否會對定向增發的最終實施狀態產生一定的影響？針對這些問題，現有文獻并未給予足夠的關注。

Fama于19世紀提出“有效市場假說”(EMH)，認為資本市場對公司決策帶來的收益與風險具有一定的預見效應，并且會將其反映在公司的股票價格中。國外學者考察了資本市場在公司決策中所發揮的作用，發現市場反饋確實能影響管理者的最終決策(Luo，2005；Kau et al.，2008；Aktas et al.，2009；高偉偉 等，2015)，并且管理者是否接受市場的反饋信息，取決于市場反饋所含信息量以及管理者所擁有的私人信息的豐富程度(Jennings et al.，1991)。但是，由于管理者的有限理性(例如，過度自信)，資本市場在上市公司的財務決策中只能發揮有限作用(Aktas et al.，2009)。那么，在定向增發過程中，管理者撤銷增發預案的決策是否受市場反饋的影響？其非理性心理又會對管理者整個決策過程產生何種影響？

公司所有權與經營權的分離使得管理者擁有對公司資源的控制優勢以及相關決策的決定性影響。雖然管理者面臨來自大股東以及債權人等利益相關者的多方監督，但是在公司的日常經營活動中，這種行為約束比較有限。由于存在信息不對稱，大股東對相關決策的了解主要來自管理者的描述，因此，管理者會竭盡所能甚至通過夸大決策前景以說服股東接受其決策方案。而且，傳統的理論分析都是在“管理者是理性經紀人”的假設下進行的，但實際上管理者是有限理性的，其行為并不完全遵循貝葉斯學習法則以及效用最大化原則。因此，從行為金融學的角度出發，分析市場反饋對管理者決策行為的影響尤為必要。而管理者有限理性心理的表現之一便是過度自信，過度自信被認為是影響人們行為最穩固的心理特征(閆永海 等，2010)。

心理學認為，過度自信是一種普遍存在的心理，是一種優于平均(better than average)的認知偏差(Langer，1975)。在公司的管理與經營中，這種認知偏差尤為常見。Roll(1986)提出“自負假說(hubris hypothesis)”來解釋公司并購中管理者存在的逆向選擇問題。由于存在自我歸因偏差(將成功歸因于自身能力等主觀因素，而將失敗歸因于周圍環境等客觀因素)(Billett et al.，2008)，在決策中，管理者很容易過度相信自己的判斷(Malmendier et al.，2008)，從而高估決策所帶來的收益，低估決策所產生的潛在風險(姜付秀 等，2009)。過度自信心理不僅會影響管理者對其初始決策的判斷，還會對其學習行為(對待市場反饋的態度)產生影響(Aktas et al.，2009)，最終導致其決策不利于公司價值的提升。但是與傳統理論不同的是，過度自信的管理者對公司股東是忠誠的，他們的決策目的并非追求自身利益最大化，而只是因為他們過度自信。由于受儒家思想的影響，我國企業推崇絕對權威，所以管理者的過度自信程度可能更加嚴重。因此，本研究以信號傳遞理論為基礎，運用行為金融學的相關理論，探討市場反饋對管理者定向增發決策的影響，并且將管理者的過度自信心理納入研究范疇，考察管理者的非理性心理對兩者之間關系的影響。

本研究可能的創新和貢獻主要體現在兩個方面：一是，突破市場反饋對上市公司投資決策影響的框架，將市場反饋效應應用于上市公司的融資決策中，展示了資本市場在公司相關財務決策中的風向標作用，拓展了已有市場反饋效應方面的文獻。二是，從行為金融學的角度出發，探討了管理者的非理性心理，即過度自信對市場反饋與管理者最終增發決策之間關系的影響，揭示了管理者認知偏差帶來的公司相關融資決策的潛在風險，對于指導我國上市公司提升決策效率以及加強公司治理等具有重要意義。

二、文獻回顧與研究假設

盡管直接檢驗市場反饋與管理者最終融資決策的文獻并不多，但是很多研究都證實了資本市場在公司其他財務決策中所發揮的作用。資本市場具備優于公司本身的強有力的信息挖掘與處理能力(Bond et al.，2012)，并且以股票價格作為信息載體傳達給上市公司，管理者會從市場的反饋信息中提取有用信息，進而做出改變最初決策或者實施新決策的行為。Kau et al.(2008)基于委托代理和公司治理理論，對上市公司實施的并購行為進行了研究，結果發現當資本市場對公司的并購決策反應不好時，管理者更加傾向于取消最初決策，而且當管理者的自身利益與公司利益綁定愈加緊密時，管理者越容易接受市場的反饋信息。Luo(2005)將公司管理者接受市場反饋信息的行為定義為“學習行為(learning)”，指出當公司取消最初決策的成本比較低、公司內部人與外部人之間的信息不對稱程度比較低、公司規模比較小時，管理者更容易向市場學習。Chikn et al.(2011)以及Betton et al.(2014)也驗證了市場反饋對管理層并購決策的影響，都得出了相似的結論。Luo(2005)指出，市場的反饋效應不單單適用于公司的并購決策，還應存在于每一個財務決策中。實際上，在上市公司的融資活動(Li et al.，2015)、股票分割(Harris et al.，2011)、信息披露(Gao et al.，2013)以及股票回購(Chen et al.，2009)等財務決策中，市場反饋信息均起到了風向標作用。那么，作為上市公司的股權再融資渠道之一，定向增發過程中，管理者的最終決策應該也會受到市場反饋的影響。基于此，本文提出：

假設1：上市公司定向增發預案的實施與否與市場反饋有關，正的市場反饋會提升管理者完成定向增發預案的概率，而負的市場反饋會降低管理者完成定向增發預案的概率。

Roll(1986)在對公司并購決策的研究中指出，由于傲慢心理(hubris)的存在，管理者可能會忽視市場傳來的信號，從而引發低效甚至無效的并購。同樣，由于存在過度自信心理等，管理者的很多決策并不完全以市場為導向，市場反饋在公司財務決策中只能發揮有限作用(Aktas，2009)。Heaton(2002)開創性地用實證數據將管理者的過度自信與公司的投資決策聯系起來。在此基礎上，后續很多研究都對此問題進行了探討，結果顯示，與非過度自信的管理者相比，過度自信的管理者所進行的投資更多，甚至會進行大量的過度投資，并且投資現金流敏感性更高(姜付秀 等，2009；周杰 等，2011)。定向增發一般以購買資產和投資項目為目的，因此，其很可能成為公司資金來源的重要渠道。那么，作為公司內部人，管理者擁有更多的非公開信息，如果受過度自信的影響，則管理者很容易高估自身擁有信息的準確性。因此，作為一種認知偏差，過度自信的管理者往往對于自己的判斷能力以及所掌握的知識過于自負，高估決策所帶來的收益，而低估市場反饋信息的準確性，因此，他們不太可能考慮市場的反饋信息，從而忽視決策所引發的潛在風險，最終給公司價值的提升帶來不利影響。基于此，本文提出：

假設2：與非過度自信管理者相比，受過度自信影響的管理者更不容易接受定向增發的市場反饋信息。

三、研究設計

(一)研究樣本及數據來源

本文以2006—2013年間滬、深兩市上市公司所公布的定向增發公告為初始樣本，并進行了如下處理：首先，選取在樣本期間內具有盈利預測的上市公司為研究對象；其次，考慮金融類上市公司的經營極易受政策性的影響，并且其與ST類上市公司的財務決策都具有較大的特殊性，因此，剔除了金融類、ST類以及ST*類的上市公司；最后，剔除相關變量指標數據缺失的樣本。最終得到1447個定向增發公告。

與已有研究(以上市公司的首次增發為研究對象，剔除了后續增發樣本)不同，為更加準確地把握管理者對市場反饋的態度，本文以上市公司所有的定向增發公告為研究對象，而未剔除多次公告樣本。本文的定向增發公告數據來自巨潮資訊網(http://www.cninfo.com.cn)，其他數據來自萬德數據庫，缺失數據通過國泰安數據庫進行補充。

(二)研究方法

市場反饋，即資本市場對待上市公司定向增發預案公告的反應，因此，本研究采用事件研究法計算增發公告的市場反饋，并且用市場模型檢驗增發公告的超額收益。本文所用市場模型如下：

Rit=αi+βiRmt+εit

(1)

其中：Rit為公司i在t交易日的實際收益率；Rmt為市場指數在t交易日的平均收益率(即等權平均法計算的不考慮現金紅利的日市場回報率)；εit為日超額收益率；累積超額收益率即為特定事件期內εit的累加值。

定向增發過程中存在多個重要的時間點，具體包括董事會決議公告日(即定向增發預案公告日)、股東大會決議公告日、證監會過會公告日(或有)、證監會批復公告日以及實施完畢日等。由于董事會決議公告日后，資本市場(外部投資者)首次能夠從公開渠道獲得定向增發的相關信息，并且根據信息的流通性，定向增發的確定性隨著之后公告的發布不斷得到加強。因此，本文選取董事會決議公告日為事件日(即t=0)。為考察資本市場對定向增發公告的短期反應，本研究選取公告日前(-240，-10)天為估計窗口期，選取(-1，3)天為事件窗口期。

圖1定向增發事件的時間軸

圖1列出了定向增發事件的時間軸。首次公告發生在T=1(董事會召開)和T=2(市場反饋)之間。定向增發公告發布后，資本市場將獲得定向增發的相關信息，并對公司當前以及未來的經營狀況進行分析，同時以公司股價上漲或者下跌的形式予以反應。在T=3，管理者會對市場反饋進行觀測，而且在此期間，由于股東大會等事件的發生，可能有新的信息出現。基于市場反饋和新信息，管理者會重估先前決策。如果最終(在T=4)公司未能按照預案完成增發，那么說明管理者很可能接受了市場對定向增發公告的反饋信息。需要指出的是，本研究并未考慮定向增發過程中浮現出的新信息對管理者最終決策的影響，也沒有考慮增發公告前因監管不當而出現的信息泄露情形。

(三)主要變量界定

1.管理者過度自信的衡量

雖然管理者的過度自信心理對公司決策的影響已成為國內外研究的焦點之一，然而如何對過度自信進行準確衡量仍然是該領域的一個難題。對此，國內外學者開展了諸多有益嘗試，試圖找尋一些替代變量來量化過度自信心理。目前，用于衡量管理者過度自信的變量主要有管理者所持公司期權或者股票數量的變化(Malmendier et al.，2008；饒育蕾 等，2010)、傳播媒介對管理者相關信息的披露或評價(Brown et al.，2007)、管理者相對薪酬的多少(姜付秀 等，2009；余明桂 等，2013)、管理者進行并購的頻率(Doukas et al.，2007)、管理者的個人背景特征(余明桂 等，2013)、國家統計局公布的企業景氣指數(余明桂 等，2006)以及管理者對公司業績預測的偏差(姜付秀 等，2009；余明桂 等，2006；Lin et al.，2005)等。不難發現，學者針對如何衡量過度自信展開了大量嘗試，但至今仍未達成共識。

同時，考慮到我國資本市場與制度環境的特殊性，針對過度自信的一些計量方法對于我國的上市公司可能并不適用。比如：(1)本文搜集數據時發現，我國上市公司管理層的持股比例與數量都非常低，而且其所持股份的買賣受政策的影響較大，偏離了市場化行為，因此，根據管理層持有公司股票數量的變化來判斷其是否存在過度自信不夠合理。(2)與西方國家相比，我國尚未建立完全的媒體監督制度，因此，根據媒體評價來判斷管理者過度自信的方法也稍有欠缺。(3)企業景氣指數是管理層對企業經營狀況以及所在行業的預期，但是我國統計局公布的企業景氣指數只反映某一行業的發展前景，并不能反映上市公司的微觀層面，而且，只有與實際情況相比較，才能判斷管理層是否存在過度自信。因此，該方法的合理性也值得商榷。

Lin et al.(2005)利用管理層的盈利預測與公司實際盈利的偏差判斷上市公司管理層是否過度自信，結果發現，過度自信的管理者在進行盈利預測時更容易出現高估。我國上市公司業績預告的披露時間與實際披露時間比較臨近，管理層已經對公司的經營狀況有所了解，因此，如果管理層在盈利預測時仍然高估，則說明其對公司的經營前景過度自信。有鑒于此，本文參考Lin et al.(2005)的方法，通過比較上市公司業績預告中的盈利水平與實際盈利水平，并以此作為管理層是否過度自信的判斷標準，用OC表示。賦值方法為：若預測盈利水平高于實際盈利水平，則賦值為1；否則，賦值為0。

2.其他關鍵變量以及控制變量的衡量

(1)因變量用Complete表示，為虛擬變量。賦值標準為：若上市公司最終按照預案完成定向增發，則Complete賦值為1；若首次公告日后的一年有效期內未實施增發(主要包括延長增發有效期和增發轉配股等)、上市公司明確公告定向增發失效或者直接明確公告放棄增發，則Complete賦值為0。

(2)市場反饋用CAR表示，為上市公司定向增發公告日(-1，3)天的累積超額收益率。

(3)由于管理者的最終增發決策還可能受到公司財務與經營狀況、定向增發特征以及市場環境等其他因素的影響，因此，根據相關文獻，本研究設置了以下控制變量：資產負債率(Lev，取自離增發公告日最近的財務報表)；增發比例(Frac，定向增發股份數量與增發后公司股份的總數量之比)；公司成長性(Growth，上市公司上年末的主營業務收入同比增長率)；公司股票流動性(Liquid，公司流通股與增發前公司股份總額之比)；股權結構(Holding，第一大股東持股比例，取自離增發公告日最近的財務報告)；公司規模(Ln size，用公司上年末總資產的自然對數表示)；發行折價(Disct，增發日的股票價格與公告價格之差除以增發日的股票價格)；盈利性(ROA，資產收益率，為增發上年末上市公司凈利潤與資產總額之比)；市場環境(Market，公告日前(-60，-1)天日市場回報率的平均值)；公司所屬行業(Industry，根據證監會發布的《上市公司分類指引》進行控制)；年份(Year，根據公司公告所在的年份進行控制)。

(四)模型設計

本文主要驗證兩個問題：定向增發公告的市場反饋對管理者最終增發決策的影響；管理者的過度自信心理對兩者之間關系的影響。研究模型設定如下：

Logit(Complete)=α0+α1CAR+α2OC+α3OC×CAR+α4Q+∑Industry+∑Year

(2)

其中，Q為控制變量。由于因變量是虛擬變量，所以模型采用Logistic回歸。為排除異常值與異方差對研究結果的影響，我們對所有連續變量都進行了1%和99%分位數上的Winsorize處理，結果中的標準誤都進行了公司水平的聚類處理。同時，考慮到樣本的行業跨度與時間跨度，我們在模型中對公司行業(Industry)與年份(Year)都進行了控制。

四、實證結果

(一)描述性統計結果

表1報告了各變量的描述性統計結果。從中可見，2006—2013年間，只有67.5%的定向增發公告預案最終被實施，可見定向增發預案的最終撤銷率相對較高。而超過一半以上(OC的均值為52.7%)的樣本公司，其管理者存在過度自信心理。總體來說，資本市場對定向增發首次公告的反應為正(均值為0.049)，說明定向增發公告可以向市場傳遞公司經營以及未來發展的積極信號，與國內外研究一致(高偉偉 等，2015；徐壽福，2010；Tan et al.，2002)。已有研究普遍認為，公開增發能夠向資本市場傳遞上市公司價值被高估的信號，而定向增發則會向資本市場傳遞上市公司價值被低估的信號。因此，定向增發公告有助于提升市場投資者對公司未來發展的信心，資本市場總體上將其視為利好信號。

表1 描述性統計結果

表1中其他變量的統計結果顯示：進行定向增發的上市公司資產負債率的均值為54.7%，屬正常水平，利于風險與收益的相對平衡；上市公司進行定向增發的比例平均為24.3%，平均折價率為21.4%；銷售增長率的均值為18.4%，說明具有定向增發需求的上市公司大部分處于成長期；在股權結構方面，第一大股東持股比例的均值高達35.6%，說明我國上市公司的股權相對比較集中。

(二)獨立樣本T檢驗

表2是獨立樣本T檢驗的結果，其用于比較對于過度自信管理者與理性(非過度自信)管理者來說，市場對定向增發公告的反饋(CAR)的大小。從中可見，對于過度自信的管理者而言，最終按照預案完成增發的公告效應低于最終撤銷預案的公告效應(差異為-0.028，但不顯著)。對于理性(非過度自信)管理者來說，結果恰恰相反(差異為0.049，在10%的水平下顯著)，這反映管理者非理性心理對其最終決策的影響：當公告的市場反饋較差(CAR較小)時，理性(非過度自信)管理者會撤銷預案，放棄增發；當公告的市場反饋較好(CAR較大)時，理性管理者會按照預案完成增發。然而，當管理者受過度自信心理影響時，由于過分相信自己的判斷，市場反饋對其決策的影響較小，因此，其決策行為與理性管理者恰恰相反。

表2 獨立樣本T檢驗結果

注：***、**和*分別表示在p<0.01、p<0.05和p<0.1水平下顯著；括號內為p值。

(三)市場反饋與管理者最終決策之間的關系

表3是模型(2)的回歸結果,其中，回歸(1)主要檢驗上市公司定向增發過程中，市場反饋信息對管理者最終增發決策的影響。

表3 市場反饋與管理者最終決策之間的關系以及過度自信對兩者之間關系的影響

注：括號內的值表示穩健性標準誤；***、**和*分別表示p<0.01、p<0.05和p<0.1水平下顯著。

通過表3可以發現，CAR的系數為正(0.352)，并且在5%的水平下顯著，這意味著，總體來說，市場對定向增發公告的積極性反饋可以提升管理層最終按照預案完成增發的概率，這與現有研究的結論一致(Luo，2005；Kau et al.，2008；高偉偉 等，2015)。由此說明，在公司的決策過程中，絕大部分管理者能以市場反饋信息作為風向標。因此，假設1得到有效支持。另外，Lev的檢驗系數顯著為負，表明隨著公司債務比例的提高，管理者面臨來自債權人的監督與干預程度也隨之上升。在債權人看來，由于定向增發主要面向公司大股東，而大股東與管理者存在合謀的可能，使定向增發成為大股東與管理者謀取個人私利的工具，因此管理者的增發決策受到來自債權人方面的抑制。Liquid的系數顯著為正，表明公司股票的流動性會促進管理者完成定向增發。公司股票的流動性高，意味著股票價格的信息含量較大，因此，較高的股票流動性會通過提升市場反饋的信息含量(Andres et al.，2014)，進而影響管理層的最終增發決策。

(四)過度自信對市場反饋與管理者最終決策之間關系的影響

在表3的回歸(2)中，我們加入管理者過度自信變量(OC)及其與市場反饋(CAR)的交叉項，以此檢驗管理者的過度自信心理對市場反饋與管理者最終決策之間關系的影響。從中可見，CAR的系數依然顯著為正，與回歸(1)的結果保持一致。OC的系數雖然為負，但并不顯著；然而，交叉變量OC×CAR的系數卻在1%的水平下顯著為負，說明管理者的過度自信心理并不會對其最終增發決策產生直接性的影響，而是通過影響管理者對待市場反饋的態度，進而間接影響最終增發決策。管理者的過度自信心理會弱化市場反饋對其最終決策的影響，而且過度自信帶來的負效應(-2.574)超過了市場反饋對管理者最終決策的影響(1.590)。但是這只能說明管理者過度自信對管理層是否接受市場反饋態度的弱化效應，并不能準確反映市場反饋對過度自信管理者最終決策的影響。為進一步檢驗兩者之間的關系，本研究將樣本分成管理者過度自信與非過度自信兩個子樣本，分別檢驗市場反饋與管理者最終增發決策之間的關系。結果如表4所示。

表4 管理者不同心理下，市場反饋對其最終增發決策的影響

注：括號內的值表示穩健性標準誤；***、**和*分別表示p<0.01、p<0.05和p<0.1水平下顯著。

表4的回歸(1)只包括過度自信的樣本，結果表明，CAR的系數雖然為負，但并不顯著，說明當管理者過度自信時，市場對定向增發公告的反饋并不會對其最終增發決策產生影響。受過度自信心理的影響，管理者在最終決策時不會參考市場對增發公告的反饋，但需要指出的是，這只能說明管理層的自負心理，并不能反映其行為的自利性。回歸(2)只包括非過度自信的樣本，結果顯示，CAR的系數在5%的水平下顯著為正，說明理性(非過度自信)管理者在最終決策時會以市場反饋為導向，充分考慮資本市場對公司增發事件的態度，從而避免股東利益受損。表3與表4的回歸結果充分支持假設1與假設2。

五、穩健性檢驗

(一)內生性檢驗

很多文獻指出，定向增發的公告效應，即市場反饋會受到公司層面與宏觀層面等其他因素的影響(魏立江 等，2008；賈鋼 等，2009；徐斌 等，2012)。因此，為防止變量之間的內生性，本研究利用兩階段回歸模型(2SLS)對上述結果進行穩健性檢驗。在第一階段，先用CAR對其影響變量進行線性回歸，估算出CAR的擬合值，然后將其擬合值帶入第二階段進行分析。結果見表5。在第一階段回歸中，市場反饋CAR的影響變量的系數都通過了顯著性檢驗，說明第一階段的擬合結果比較理想。在第二階段的回歸(1)中，CAR的系數在5%的水平下顯著為正；在回歸(2)中，CAR與OC×CAR的系數分別在5%的水平下顯著為正、在1%的水平下顯著為負，說明正的市場反饋會提升管理者按照預案完成增發的概率，而管理者的過度自信心理會弱化這種正向影響，這與上文實證結果一致，說明研究結論具有較強的穩健性。

表5 控制內生性后，市場反饋對管理者最終增發決策的影響

注：括號內的值表示穩健性標準誤；***、**和*分別表示p<0.01、p<0.05和p<0.1水平下顯著。

(二)變量替代

首先，為進一步強化研究結論的穩健性，不同于實證檢驗中用上市公司業績預告中的盈利水平與實際盈利水平的偏差作為管理層是否過度自信的判斷標準，在此我們將預測盈利與實際盈利的偏差超過一定幅度(本文選取20%)作為界定管理者過度自信與否的標準，重新進行檢驗，結果如表6所示。不難發現，研究結論與上文一致。

其次，在實證檢驗中，我們采用市場模型檢驗了增發公告的超額收益，在此部分，我們利用市場調整法計算定向增發的累計超額收益率，即假設股票i在第t天的收益率為Rit，市場指數在相同時間段的收益率為Rmt，則這段時間內股票i相對于大盤的超額收益率為：

ARit=Rit-Rmt

(3)

則定向增發在特定時期內的累計超額收益率CARi為：

CARit=∑ARit

(4)

經過變量替代，我們得出與上述檢驗非常類似的結論，限于篇幅，不再詳細報告。綜上可知，本文的結論是可靠的。

表6 穩健性檢驗結果：管理者過度自信的重新判斷

注：括號內的值表示穩健性標準誤；***、**和*分別表示p<0.01、p<0.05和p<0.1水平下顯著。

六、結論、啟示及未來研究展望

(一)研究結論

行為金融學理論的快速發展，使得我們可以從一個新的視角來分析管理者的決策行為。在現實中，管理者并不總是自利的或者并非所有的管理者都是自利的，他們也會有“利他主義”(altruism)傾向。因此，本文跳出“理性經紀人”假設的理論框架，從過度自信的視角分析管理者在定向增發中的決策行為。

本文以2006—2013年我國滬、深兩市上市公司公布的定向增發公告為樣本，從信號傳遞理論出發，立足于雙向信息流的角度，實證檢驗了管理者對待定向增發公告的市場反饋的態度，并且利用行為金融學的相關理論，將管理者的過度自信心理納入研究范疇，考察了管理者的認知偏差對其最終增發決策與市場反饋之間關系的影響。研究表明：總體而言，我國上市公司的管理者在進行定向增發最終決策時會以首次公告的市場反饋為導向，但是過度自信心理將削弱管理者決策的市場反饋導向傾向。

(二)理論啟示與政策建議

通過本研究的結論可以看出，管理者的認知偏差可能會引發公司相關決策一定程度的“扭曲”，至少在定向增發決策中的確如此。因此，僅僅依靠上市公司內外部的制衡機制來解決委托-代理問題，只是實現了公司股東利益與管理者利益的相對一致，并不能保證管理者決策的有效性與科學性。這一結論對于指導我國上市公司改善決策效率以及加強公司治理等無疑具有重要的意義。因此，在公司的日常經營中，應該提高大股東等治理主體對公司決策的參與度、降低公司管理者權力的集中性以及加強各主體之間的權力制衡，進而抑制由管理者過度自信心理引發的非理性決策，降低非科學決策給公司價值提升帶來的不利影響。

(三)研究不足與展望

本研究仍然存在一定的局限性，主要表現在：(1)未考慮公司內部和外部的治理機制與管理者過度自信心理之間的互動關系；(2)將管理團隊作為一個整體來分析，而沒有考慮團隊內不同層次管理者的心理狀態；(3)未考慮定向增發預案公告前，由于公司內部監管不力等而導致的信息泄露情況，以及增發過程中浮現出的新信息對管理者最終增發決策的影響。因此，在未來的研究中，可考慮將以上問題納入分析范疇。

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(責任編輯 張建軍)

Overconfidence,MarketFeedbackandManagers′FinalDecisions:EvidencefromChinesePrivatePlacement

GAO WeiWei1LI WanLi1，2HUANG Zhen1

(1.School of Management,Xi′an Jiaotong University, Xi′an 710049;2.School of Accounting,Shanghai University of International Business and Economics, Shanghai 201620)

Based on signaling theory, this paper empirically investigates the relation between managers′ final decisions in private placement and market feedback, using a sample of announced private placements from Shanghai and Shenzhen Stock Exchanges from 2006 to 2013. The study takes managers′ overconfidence into account to examine its effect on the relation between managers′ final decisions and market feedback to the announcements. The analysis suggests that managers′ final decisions are market feedback-oriented. Supplementary testing indicates that managers, affected by overconfidence, tend to ignore the market feedback when they make final decisions on whether to implement the private placement as previously announced.

private placement; market feedback; overconfidence; signaling

2016-05-09

高偉偉(1988--)，女，山東德州人，西安交通大學管理學院博士生。 李婉麗(1963--)，女，陜西西安人，西安交通大學管理學院教授，上海對外經貿大學會計學院教授，博士生導師。 黃 珍(1989--)，女，河南南陽人，西安交通大學管理學院博士生。

教育部人文社會科學研究西部和邊疆地區青年基金項目“重要性判斷、公司治理與財務重述信息披露”(14XJC790001)。

F272.3

：A

：1001-6260(2017)07-0088-11

10.19337/j.cnki.34-1093/f.2017.07.009