管理者過度自信、內部控制與企業現金持有

鄭培培，陳少華

廈門大學 管理學院，福建 廈門 361005

引言

自20世紀90年代開始，國內外學者就開始關注企業高額持有現金的現象。現金是企業一項重要的資產，收益雖低但流動性高，常被比喻為企業的“血液”，因為它直接關乎到企業的生死存亡。例如，中國江龍控股、日本Shimokane株式會社、法國油墨生產企業Brancher、俄羅斯電影發行商West公司、韓國韓進海運和英國老牌零售店英國家居店等都因資金鏈問題而破產。2007年爆發的金融危機給各國實體經濟帶來的重創使企業深刻認識到持有現金的重要性，“現金為王”的理念漸漸根植于企業經營管理理念中。國內外企業現金持有量均處于一個較高水平，經統計，中國非金融類上市公司2006年至2016年平均現金持有量占總資產的19.74%，意味著上市公司總資產約有五分之一是以現金形式存在；穆迪公司最新數據顯示，到2017年底美國非金融公司的現金及流動投資將達到1.9萬億美元，比2016年約增加5%。現金作為流動性最高的資產，其回報率低，國內外企業出于何種原因儲藏大量現金值得深思。

如何決定公司的現金持有量一直是學術界研究的熱點，且形成了較為成熟的理論研究框架，如動機理論[1]、權衡理論[2]、融資優序理論[3]和代理理論[4]等。然而，這些研究都是基于理性經濟人假設，與現實情況不相符，其研究結論的現實解釋力有限。鑒于此，本研究將行為金融與傳統公司財務相結合，以管理者過度自信為研究切入點，選取2010年至2016年中國滬深股市A股非金融類上市公司為研究對象，實證檢驗管理者過度自信對企業現金持有的影響，這對理解管理者非理性特征是否影響企業現金決策以及現實中企業的現金管理將具有重要的理論意義和實踐價值。

1相關研究評述

現金持有決策是企業財務決策中最重要的一項決策，已有關于企業現金持有水平影響因素的研究主要從微觀、中觀和宏觀3個層次展開。微觀層面，主要集中在公司特征和內部治理機制兩大方面。在公司特征方面，財務杠桿、凈營運資本、公司規模、現金替代物、流動資產、投資機會、股利支付、公司增長率、經營年限、資本支出等指標是學者們使用較多的影響因素[5-6]。在公司內部治理機制方面，自由現金流說認為，當缺乏有效的公司治理機制時，經理人為了自己的私利會持有高額現金；而現金花費說和股東權力說則認為公司治理水平越高，企業現金持有越多[7]。中觀層面，產品市場競爭越激烈，導致企業現金持有水平越高[8]。宏觀層面，投資者法律保護程度越好的國家，其現金持有水平越低[9]；與寬松的貨幣政策相比，企業在緊縮的貨幣政策期間會持有更多的現金[10]；宏觀經濟不確定性越高時，企業的現金持有水平越高[11]。

已有關于企業現金持有水平影響因素的研究存在一個共同點，即假定管理者是理性的，這與現實情況不相符，其研究結論的現實解釋力值得商榷，因為人普遍存在過度自信的心理特征，且在管理者和企業家這一群體身上表現得更為突出[12]。已有研究表明過度自信的管理者在制定公司投資決策[13]、融資決策[14]和盈余預測[15]等重要決策時存在行為偏差，然而鮮有研究直接探討管理者過度自信對企業現金持有的影響[16]。現金決策是企業最重要的財務決策之一，而管理者又掌握現金持有的決策權，顯然其過度自信的特征會對現金決策產生重要影響。因此，基于行為金融學理論，探討管理者過度自信是否以及如何影響企業現金決策具有重要的研究意義。另外，管理者的行為離不開企業制度安排，而內部控制作為企業一項重要的制度安排，能夠對企業經營過程進行全面的監控，研究表明良好的內部控制可以有效地監督和約束管理者的行為[17-18]。綜上所述，本研究試圖將管理者過度自信、內部控制和企業現金持有三者結合起來，系統分析并檢驗管理者過度自信與企業現金持有的關系以及內部控制在其中扮演的角色。

2理論分析和研究假設

過度自信(overconfidence)屬于認知心理學范疇的專業術語，已有研究主要從風險、能力和信息3個方面定義管理者過度自信。風險方面，過度自信的管理者傾向于高估投資項目的收益、低估投資風險[12]；能力方面，過度自信的管理者在評價自己的能力時，認為自己的能力好于一般水平[19]，容易將成功歸因于自己、失敗歸因于外部因素[20]；信息方面，過度自信的管理者過高估計自己所掌握信息的精確度，導致其對未來不確定性事件成功概率的判斷水平過高[21]。在中國，由于傳統文化中君君臣臣的思想影響、特殊的轉型經濟環境以及企業內外部治理機制的不完善等問題，導致中國上市公司管理者過度自信程度可能比國外上市公司更嚴重[22]。已有研究表明管理者過度自信能夠影響企業其他決策[13-14]，顯然這些決策與企業現金決策息息相關，所以管理者過度自信對企業現金決策也能產生影響。然而，管理者過度自信對現金決策的影響卻較少被研究。

與外部投資者相比，管理者擁有私人信息，過度自信使他們在判斷自己擁有的信息時，認為負面信息比正面信息更不準確和更沒有價值，導致負面信息容易被敷衍或忽視[23]，再加上過度自信管理者認為自己的能力好于一般水平，可以將公司經營好并取得好的業績。這種對信息的樂觀錯覺和對自己能力的高估導致過度自信的管理者認為，盡管目前外部融資成本昂貴，但預期隨著時間的推移，外部投資者對公司盈利能力逐漸了解后，未來的融資成本將會下降，所以過度自信的管理者會推遲外部融資，主要使用企業現有的現金，從而導致企業現金持有余額低[16]。另外，風險規避假說認為，企業持有更多現金是經理人過度規避風險的表現，而過度自信的管理者具有冒險精神，認為自己可以勝任更有難度的項目[24]，容易低估企業陷入財務困境的風險，導致其風險承擔水平較高[25]，所以從風險角度而言，過度自信會降低管理者持有現金的傾向。

但是，過度自信也可能增加管理者持有現金的傾向，其原因在于：①過度自信的管理者容易高估自己為企業創造的價值，并因此認為自己所在公司發行的證券價值被市場低估，這種過高估計導致他們不愿意與新股東分享公司的未來收益，傾向遵循內部融資→債務融資→權益融資這樣的一種融資順序[26]。內部現金是一種最直接且廉價的融資方式，因此過度自信的管理者傾向于持有更多的現金。②基于控制幻覺理論，若管理者存在過度自信，他們會覺得投資項目受不確定性因素的影響有限，往往低估項目失敗風險，高估項目收益，導致出現過度投資行為[13]。過度自信也使管理者傾向實施并購且在并購中更偏好現金支付[27]。因此，過度自信促使管理者往往持有大量現金以抓住其認為有利的投資機會和并購機會。③過度自信有助于緩解代理問題。揮霍假說認為，企業的代理問題越嚴重，現金被“揮霍”就越嚴重，因而持有的現金就越少。而研究表明過度自信能促使管理者努力工作，一定程度上緩解代理問題[25]，進而促使企業增加現金持有以應對未來風險。基于上述分析，本研究提出競爭性假設。

H1a限定其他條件后，過度自信管理者所在企業的現金持有水平更高；

H1b限定其他條件后，過度自信管理者所在企業的現金持有水平更低。

2008年，中國財政部等五部委聯合發布的《內部控制基本規范》指出，內部控制的目標是合理保證企業經營管理合法合規、資產安全、財務報告及相關信息真實完整等，這表明內部控制建設的一個重要環節是構建一個各司其責、有效制衡的公司治理結構，從而督促、制約和監督企業管理者行動與股東財富最大化目標相一致。已有研究表明，高質量的內部控制能有效抑制管理者的盈余管理行為[17]和腐敗行為[18]等。具體到管理者過度自信方面，研究表明管理者在決策時常表現出過度自信的傾向，當他們擁有很高的話語權和控制權時，這種過度自信心理更容易膨脹[28]，但當他們的決策權和控制能力一旦受到制約時，其自信程度會大大下降[29]。高質量的內部控制可以通過建立科學的決策機制，既促使管理者做出決策時更加謹慎并反復評估決策后果，也加強公司內外部利益相關者對公司決策過程的參與程度并監督決策執行過程，削弱管理者決策權和控制權，及時矯正過度自信管理者存在的認知偏差，從而控制和預防管理者的非理性行為(如過度投資)，最終影響到企業現金持有。此外，高質量的內部控制還可以通過設立有效的激勵機制，激發和提高管理者工作的能動性和積極性，減輕他們的尋租動機，進而實現現金的合理持有和有效使用。基于上述分析，本研究提出假設。

H2限定其他條件后，內部控制能夠緩解管理者過度自信對現金持有水平的影響。

3研究設計

3.1樣本選擇和數據來源

本研究采用2010年至2016年中國滬深股市A股上市公司作為初始樣本。對初始樣本進行如下篩選：①剔除金融類公司，因為這類公司由于自身經營特征會持有大量現金，而且其會計制度也有特殊性；②剔除ST或*ST等經營異常的公司，因為財務狀況異常的公司會導致現金持有量非正常變化；③剔除發行B股、H股和其他境外股的上市公司，因為這類股票的市場價格、會計標準、監管環境與A股不同；④由于重要高管變動對公司決策具有重大影響，剔除樣本期內CEO或董事長發生變更的樣本；⑤剔除當年發生過IPO、增股、配股、可轉債的樣本，因為企業的這些融資行為會影響其現金持有水平；⑥剔除數據缺失的公司樣本。經過上述篩選后，共獲得6 876個樣本觀測值。另外，為了排除異常值對回歸檢驗的干擾，對所有連續型變量在1%和99%的水平上進行縮尾處理。本研究數據主要取自CSMAR數據庫和CCER數據庫。

3.2變量界定

3.2.1現金持有水平(Cas)

借鑒KALCHEVA et al.[9]和楊興全等[4]的做法，采用現金與總資產的比值測量企業現金持有水平。穩健性檢驗部分，使用現金與非現金資產之比測量現金持有水平。

3.2.2管理者過度自信(OC)

目前，學術界對于管理者的界定尚未形成一致的看法，企業最高領導者、高層管理團隊和管理層都被用來作為管理者[25,30]。考慮到中國企業具有群體決策的傳統，企業的重大事項普遍由管理團隊商議決定，因此本研究借鑒已有研究對管理者定義的范圍以及上市公司年報中披露的管理者信息，將管理者界定為上市公司年報中披露的董事、監事、總經理(總裁)、副總經理(副總裁)、財務總監(或財務負責人)、董事會秘書、總經濟師、技術總監、總工程師等高級經理人員。

過度自信作為管理者的一種心理行為偏差，直接度量比較困難。截至目前，國內外研究關于管理者過度自信的測量方法主要包括媒體評價[31]、管理者股票期權的執行情況[32]、管理者持股變動情況[33-34]、管理者相對薪酬[35]、盈余預告偏差[35]、企業過度投資[36]，這些方法各有利弊。例如，媒體評價假定所有公司的CEO都接受過主流媒體的報道，這不符合實際情況，而且新聞媒體摻雜了主觀性，是否客觀和公正有待商榷，特別是對財經媒體還不夠發達且欠缺權威性的中國來說更是如此。管理者股票期權的執行情況這一指標主要被國外研究使用，由于中國資本市場不夠發達，上市公司推行股票期權計劃的較少，限制了其在中國研究中的應用。管理者相對薪酬指標，就中國來說，國有企業存在著較強的高管貨幣薪酬管制，高管對自己薪酬的影響力還很小；而民營企業的高管，由于創業成功，往往表現出過度自信，但他們的現金薪酬并沒有那么豐厚，他們更在意的是公司的長期發展和經營。盈余預告偏差指標，雖然從2002年開始中國滬深交易所就要求上市公司在第3季報中披露業績預告，但是業績預告的披露形式并沒有統一的模板，有定量描述，也有定性描述，描述含糊，損害了指標的可靠性，而且中國上市公司信息披露不夠及時、不夠完整以及存在違法違規現象，可能導致管理者高估業績是由過度自信以外的其他因素所驅動。可見，在中國使用媒體評價、管理者期權的執行情況、管理者相對薪酬、盈余預告偏差都存在一定的局限性。

中國新修訂的《公司法》和《證券法》規定，自2006年1月1日起，上市公司董事、監事和高級管理人員可以轉讓其持有的公司股份(每年轉讓的份額不得超過其所持股份總數的25%)，這為上市公司管理層自愿交易其所在公司股票掃除了政策障礙。而且，為了加強對上市公司董事、監事和高級管理人員所持本公司股份及其變動的管理，2007年4月中國證監會制定了《上市公司董事、監事和高級管理人員所持本公司股份及其變動管理規則》，規定交易窗口期，禁止董事、監事和高級管理人員在信息敏感期內進行交易，并要求他們及時披露買賣本公司股票的相關情況，以避免他們利用信息優勢謀取私利。由此可見，中國上市公司管理者雖然在買賣本公司股票時還存在限制，但是他們可以在法律法規允許的范圍內，通過二級市場自由交易。基于分散風險的考慮，我們有理由相信公司管理者會選擇購買其他公司的股票，而不是增持本公司的股票。那么，若管理者選擇增持本公司股票，則在一定程度上可以說明管理者對企業未來盈利能力和發展前景有信心[33]，他們認為在自己的經營下，公司的股價將上漲，持有股票將會帶來收益。

因此，本研究基于中國資本市場這一特殊的制度背景以及數據可獲得性的考慮，借鑒已有研究[33,37]，通過管理者持股變動情況構建管理者過度自信虛擬變量OC，若管理者當期主動增持本公司股票(剔除被動原因持股樣本，如送股、轉股等)，則OC取值為1，表示管理者過度自信；否則OC取值為0，表示管理者非過度自信。

3.2.3內部控制

采用深圳迪博公司公布的2010年至2016年中國滬深股市A股上市公司內部控制指數作為測量內部控制質量的替代指標，該指數的取值范圍是0～1 000，數值越大，表示企業內部控制質量越高。具體使用時，構建公司內部控制質量虛擬變量Hic，若公司內部控制指數高于樣本年度行業的中位數時，Hic取值為1，表示內部控制質量高；否則Hic取值為0，表示內部控制質量低。

3.2.4控制變量

關于影響企業現金持有水平的控制變量，參照已有研究[4]，選取公司規模、債務水平、銀行債務、債務結構、投資機會、凈營運資本、現金流量、資本支出、股利支付、上市年限、產權性質、兩職兼任、獨立董事比例、股權集中度、產品市場競爭程度和貨幣供應量為控制變量。為了控制年度和行業對企業現金持有水平的影響，本研究還在回歸模型中加入年度和行業虛擬變量。變量定義見表1。

表1變量定義Table 1Variables Definition

資料來源：作者手工整理，下同。

3.3模型構建

為驗證本研究假設，構建如下模型：

Casi,t=α0+α1OCi,t+α2Sizi,t+α3Levi,t+α4Bani,t+

α5Debi,t+α6Groi,t+α7Nwci,t+α8Cfi,t+

α9Capi,t+α10Divi,t+α11Agei,t+α12Soei,t+

α13Duai,t+α14Indei,t+α15Top1i,t+α16HHIi,t+

α17MPi,t+Year+Ind+εi,t

(1)

Casi,t=β0+β1OCi,t+β2Hici,t+β3Hici,t·OCi,t+

β4Sizi,t+β5Levi,t+β6Bani,t+β7Debi,t+

β8Groi,t+β9Nwci,t+β10Cfi,t+β11Capi,t+

β12Divi,t+β13Agei,t+β14Soei,t+β15Duai,t+

β16Indei,t+β17Top1i,t+β18HHIi,t+β19MPi,t+

Year+Ind+μi,t

(2)

其中，α0和β0為常數項，α1～α17和β1～β19為各變量的回歸系數，εi,t和μi,t為殘差項。(1)式中若α1顯著為正，表示過度自信的管理者所在公司的現金持有水平更高，則H1a成立；若α1顯著為負，表示過度自信的管理者所在公司的現金持有水平更低，則H1b成立。(2)式用于檢驗H2，若β3顯著且符號與(1)式中α1的符號相反，說明內部控制能夠緩解管理者過度自信對企業現金持有水平的影響，則H2成立。

4實證研究結果

4.1描述性統計分析

表2給出變量的描述性統計結果。由表2可知，Cas的均值為0.195，表明樣本上市公司近五分之一的資產是以現金形式存在，Cas的最小值為0.015，最大值為0.689，說明中國上市公司現金持有狀況存在較大的差異。OC的均值為0.291，中位數為0，說明樣本企業約有30%的管理者是過度自信的。Gro的最小值和最大值分別為-0.546和1.602，表明樣本企業面臨的投資機會存在較大差異。Soe的均值為0.432，說明樣本企業中國企與非國企數量較為接近。

4.2相關性分析

表3給出變量間皮爾遜相關系數。OC與Cas的相關系數為0.135，在1%水平上顯著，這為本研究假設提供了初步經驗證據。Hic與Cas的相關系數為0.040，在1%水平上顯著，說明內部控制好的企業，現金持有水平可能越高。各變量之間相關系數都小于0.500，說明主檢驗模型基本不存在嚴重的多重共線性問題。

4.3模型回歸結果分析

采用實證模型(1)式和(2)式進行回歸，表4給出管理者過度自信、內部控制與現金持有水平的回歸結果。第2列僅控制年度和行業虛擬變量，OC的回歸系數為0.033，在1%的水平上顯著；第3列僅控制了控制變量，OC的回歸系數為0.018，在1%水平上顯著為正；第4列同時控制年度和行業虛擬變量以及控制變量，OC的回歸系數為0.017，仍在1%的水平上顯著為正。表明在控制其他可能影響現金持有水平因素的前提下，過度自信的管理者所在公司現金持有水平更高，H1a得到驗證。第5列僅控制年度和行業虛擬變量，Hic·OC的回歸系數為-0.016，在5%水平上顯著為負；第6列控制了控制變量，Hic·OC的回歸系數為-0.012，在10%水平上顯著為負；第7列在同時控制年度和行業虛擬變量以及控制變量后，OC的回歸系數為0.022，在1%水平上顯著為正，Hic·OC的回歸系數為-0.010，在10%水平上顯著為負。說明上市公司的內部控制質量越高，管理者過度自信對現金持有水平的正向影響越弱，即內部控制質量在管理者過度自信與現金持有水平的關系中具有負向調節作用，H2得到驗證。

表2描述性統計結果Table 2Results for Descriptive Statistics

注：觀測值為6 876。

5進一步分析

5.1基于企業特征的進一步檢驗

融資約束和投資機會能夠作用于企業現金持有水平，研究表明融資約束強或成長性高的企業會持有更多的現金[38-39]。而且，與非國有企業相比，國有企業在獲取資源方面具有優勢，國有企業面臨的融資約束程度相對低些。所以，在檢驗管理者過度自信與現金持有水平之間的關系時，應考慮企業在這些方面存在的差異。基于此，借鑒已有研究[38,40]，分別以公司規模和主營業務收入增長率測量企業融資約束程度和成長性，以第33百分位和第66百分位為分界點，將全部樣本等分為3組，進而把公司規模和主營業務收入增長率大于第66百分位的公司定義為非融資約束組和高成長性組，把公司規模和主營業務收入增長率小于第33百分位的公司定義為融資約束組和低成長性組。另外，依據企業最終控制人性質，將全樣本分為國有企業組和非國有企業組。采用模型(1)式進行回歸，表5分別給出融資約束、成長性和企業性質分組后的回歸結果。由表5可知，①融資約束組OC的回歸系數在1%的水平上顯著為正，非融資約束組OC的回歸系數雖為正但不顯著，前者回歸系數的大小和顯著性都高于后者，說明管理者過度自信對企業現金持有水平的正向影響在融資約束的企業更加明顯；②高成長性組OC的回歸系數為0.022，在1%的水平上顯著，低成長性組OC的回歸系數為0.015，在5%水平上顯著，前者回歸系數的大小和顯著性都高于后者，說明管理者過度自信對企業現金持有水平的正向影響在成長性高的企業更加明顯；③非國有企業組OC的回歸系數為0.016，在1%的水平上顯著，國有企業組OC的回歸系數為0.011，在5%水平上顯著，前者回歸系數的大小和顯著性都高于后者，說明管理者過度自信對企業現金持有水平的正向影響在非國有企業中更加明顯。綜上所述，管理者過度自信導致企業現金持有的增加在融資約束的企業、成長性高的企業和非國有企業中體現得更加明顯。

表3變量間相關系數Table 3Correlation Coefficients between Variables

注：*為在10%水平上顯著，**為在5%水平上顯著，***為在1%水平上顯著，雙尾檢驗，下同。

表4管理者過度自信、內部控制與企業現金持有水平回歸結果Table 4Regression Results for Managers′ Overconfidence, Internal Control and the Level of Corporate Cash Holdings

注：括號內數據為基于異方差穩健標準誤的t統計量，標準誤經過企業層面的Cluster調整。限于篇幅，控制變量以及行業和年份虛擬變量結果未報告，下同。

5.2管理者過度自信與超額現金使用方式

企業持有的現金通常可以用來研發、并購、資本支出、償還借款或分紅，主檢驗結果發現管理者過度自信的企業持有更多的現金，為了進一步觀察公司的后續行為，本研究將樣本限定為持有超額現金的企業，以考察管理者過度自信與超額現金的使用方式。由于公司的目標現金持有量由公司特征等因素決定，因此建立回歸模型為

Casi,t=δ0+δ1Sizi,t+δ2Levi,t+δ3Bani,t+δ4Debi,t+

δ5Groi,t+δ6Nwci,t+δ7Cfi,t+δ8Capi,t+

δ9Divi,t+δ10Agei,t+δ11Soei,t+δ12Duai,t+

δ13Indei,t+δ14Top1i,t+δ15HHIi,t+δ16MPi,t+

Year+Ind+υi,t

(3)

其中，δ0為常數項，δ1～δ16為各變量的回歸系數，υi,t為殘差項。若(3)式的回歸殘差大于0，則認為企業持有超額現金。

管理者過度自信與超額現金的使用方式通過(4)式予以檢驗，研發投入數據取自同花順數據庫，由于變量取值時間涉及到t年和(t+1)年，剔除變量的缺失值后，最終獲得2 750個樣本。

RDi,t+1/Pro(RD_di,t+1,MA_di,t+1,INV_di,t+1,D_di,t+1,LJK_di,t+1)

=φ0+φ1OCi,t+φ2Sizi,t+φ3Levi,t+φ4Bani,t+φ5Debi,t+

φ6Groi,t+φ7Nwci,t+φ8Cfi,t+φ9Capi,t+φ10Divi,t+

φ11Agei,t+φ12Soei,t+φ13Duai,t+φ14Indei,t+φ15Top1i,t+

φ16HHIi,t+φ17MPi,t+Year+Ind+σi,t

(4)

其中，RDi,t+1為第(t+1)年的研發投入除以第t年的總資產，RD_di,t+1為虛擬變量，測量企業在第(t+1)年是否增加研發總投入，如果增加取值為1，否則取值為0；MA_di,t+1為虛擬變量，測量企業在第(t+1)年是否增加并購支出，如果增加取值為1，否則取值為0；INV_di,t+1為虛擬變量，測量企業在第(t+1)年是否增加資本支出，如果增加取值為1，否則取值為0；D_di,t+1為虛擬變量，測量企業在第(t+1)年是否增加現金股利，如果增加取值為1，否則取值為0；LJK_di,t+1為虛擬變量，測量企業在第(t+1)年是否償還長期借款，如果償還取值為1，否則取值為0；φ0為常數項；φ1～φ17為各變量的回歸系數；σi,t為殘差項。(4)式的回歸結果見表6，第2列為OLS回歸，得到調整R2，其余各列為Probit回歸，得到偽R2。第2列和第3列給出管

表5管理者過度自信與企業現金持有水平回歸結果：企業特征的影響Table 5Regression Results for Managers′ Overconfidence and the Level of Corporate Cash Holdings: Effect of Enterprise Characteristics

表6管理者過度自信與超額現金使用方式回歸結果Table 6Regression Results for Managers′ Overconfidence and the Ways to Use Excess Cash

理者過度自信與企業未來研發投入關系的回歸結果，第4列～第7列分別給出管理者過度自信與企業未來并購支出、資本支出、現金股利和長期借款償還關系的回歸結果。由表6可知，當企業持有超額現金時，過度自信的管理者更可能增加下一年度的研發總投入。原因可能在于，研發投入是一種特殊的投資行為，具有風險大和高度不確定性的特點[36]，過度自信的管理者愿意承擔更大的風險[25]，認為自己可以勝任更有難度的項目[24]，傾向高估項目收益、低估項目失敗的概率[33]，因而過度自信的管理者更可能愿意將持有多的現金用于研發投資，并期望通過創新項目的成功來證明自己的能力。

5.3管理者過度自信與現金持有價值

在完美的資本市場中，由于不存在交易成本、代理成本和信息不對稱問題，持有1元現金的價值等價于1元企業的價值。然而，實際的資本市場并不完全有效，企業持有現金究竟是增加價值還是降低價值尚未形成定論[4,41]。前文結果表明管理者過度自信的企業會持有更多的現金，那么其對現金持有價值將會產生怎樣的影響，有必要進行檢驗。目前，現金持有價值模型的選擇主要有兩種，一種是FAMA et al.[42]提出的經典企業價值回歸模型，另一種是FAULKENDER et al.[43]提出的邊際價值回歸模型。考慮到中國資本市場發展還不成熟以及中國大多數學者都使用經典企業價值回歸模型[44-45]，本研究借鑒楊興全等[40]和SHEN et al.[44]的研究，構建模型(5)式予以檢驗，由于變量取值時間涉及到(t-1)年和(t+1)年，剔除變量的缺失值后，最終獲得5 684個樣本。

Vi,t=φ0+φ1Casi,t+φ2OCi,t+φ3OCi,t·Casi,t+φ4Ei,t+

φ5dEi,t+φ6dEi,t+1+φ7Ii,t+φ8dIi,t+φ9dIi,t+1+

φ10Di,t+φ11dDi,t+φ12dDi,t+1+φ13Capi,t+

φ14dCapi,t+φ15dCapi,t+1+φ16dNai,t+

φ17dNai,t+1+φ18dVi,t+1+Year+Ind+θi,t

(5)

其中，V為企業市場價值，等于企業權益市場價值與債務賬面價值之和；E為息稅前利潤；I為本年發生的財務費用；D為發放的現金股利；Na為非現金資產，等于總資產減去現金資產；dXi,t為變量X從(t-1)年到t年的變化量，dXi,t+1為變量X從t年到(t+1)年的變化量，X代表E、I、D、Cap、Na和V；φ0為常數項；φ1～φ18為各變量的回歸系數；θi,t為殘差項。(5)式中除OC以及年度和行業虛擬變量之外，所有變量均除以t年總資產。

表7給出管理者過度自信與現金持有價值關系的回歸結果，第2列控制年度和行業虛擬變量，第3列同時控制年度和行業虛擬變量以及控制變量，這兩列中OC·Cas的回歸系數都顯著為正，說明過度自信的管理者帶來的現金持有價值更高。原因可能在于，過度自信能夠誘導管理者更加努力工作，降低代理成本，增加管理者承擔風險的意愿[25]，加大創新項目的投入并提高企業創新績效[36]，最終提高企業資本配置效率。

表7管理者過度自信與現金持有價值回歸結果Table 7Regression Results for Managers′ Overconfidence and the Value of Cash Holdings

進一步考慮內部控制的情景效應，即在(5)式的基礎上加入Hic、Hic·OC、Hic·Cash和Hic·OC·Cash后重新回歸，結果見表7的第4列和第5列。第4列控制年度和行業虛擬變量，第5列同時控制年度和行業虛擬變量以及控制變量，兩列中Hic·OC·Cash的回歸系數都顯著為正，說明管理者過度自信對企業現金持有價值的提升作用在內部控制質量高的企業更加明顯。原因可能在于，內部控制是一套旨在督促和監督企業管理者行動與股東財富最大化目標相一致的機制，高質量的內部控制可通過設置具體的規則和職責權限，預防和約束管理者非理性行為，從而提高現金決策的科學性，為投資者創造更多的價值。

5.4管理者過度自信與現金持有動態調整

公司現金持有是一個動態調整的過程，公司的目標現金持有量由公司特征等因素決定，并隨著公司內、外部環境的改變而不斷變化[2,46]。因此，本研究進一步考察管理者過度自信如何影響企業現金持有動態調整。借鑒已有研究[2,47]，本研究采用標準部分調整模型估計現金持有動態調整速度，建立的標準部分調整模型為

(6)

在(6)式的基礎上添加管理者過度自信與企業現金持有偏離程度的交互項，考察管理者過度自信對現金持有調整速度的影響，得到(7)式，即

η3OCi,t+ψi,t

(7)

(η0+η1OCi,t)為現金持有動態調整速度。由于OC是非負數，如果η1的符號為正，說明管理者過度自信會加快現金持有調整速度，反之則會降低現金持有調整速度。

表8管理者過度自信與現金持有動態調整回歸結果Table 8Regression Results for Managers′ Over-confidence and Dynamic Adjustment for Cash Holdings

注：Ove_Casi,t為i公司在t年初實際現金持有水平高于目標現金持有水平，需要向下調整；Und_Casi,t為i公司在t年初實際現金持有水平低于目標現金持有水平，需要向上調整。

6穩健性檢驗

6.1傾向得分匹配法

為解決管理者過度自信與現金持有之間潛在的內生性問題，本研究采用傾向得分匹配法。首先，參考雷霆等[48]的研究，選取公司特征和公司治理等因素判斷管理者是否過度自信，相應地建立模型(8)式；其次，運用Logit回歸，通過(8)式計算傾向性得分，使用最近鄰匹配對管理者過度自信樣本與管理者非過度自信樣本進行一對一匹配，得到配對后參與回歸的樣本；最后，對匹配后的樣本采用(1)式和(2)式回歸，以驗證假設。最終配對成功的樣本有1 996個，由于是1:1匹配，因此共獲得3 992個樣本。

OCi,t=λ0+λ1Sizi,t+λ2Levi,t+λ3Roai,t+

λ4Duai,t+λ5Indei,t+λ6Inbi,t+

λ7Top1i,t+λ8Inpi,t+λ9Inci,t+λ10Soei,t+

λ11Arei,t+Year+Ind+ωi,t

(8)

其中，Roa為盈利能力；Inb為董事會規模的自然對數；Inp為董事、監事和高級管理人員薪酬總額的自然對數；Inc為公司委員會設立個數加1的自然對數；Are為企業注冊地，若在東部取值為1，否則取值為0；λ0為常數項；λ1～λ11為各變量的回歸系數，ωi,t為殘差項。

表9第2列和第3列給出匹配后的樣本回歸結果，第2列中OC的回歸系數顯著為正，說明管理者過度自信與現金持有水平顯著正相關，第3列中Hic·OC的回歸系數為負，說明高質量的內部控制可能有助于緩解管理者過度自信對現金持有水平的影響。將全部樣本分成低內部控制質量組和高內部控制質量組，采用(1)式進行回歸，回歸結果列示于表9第4列和第5列。第4列中OC回歸系數的大小和顯著性都高于第5列中OC的回歸系數，說明管理者過度自信對企業現金持有水平的正向影響在內部控制質量低的企業中更明顯。H1a和H2得到進一步驗證。

表9穩健性檢驗：傾向得分匹配回歸結果Table 9Robust Test: Regression Results for PSM

注：表中沒有列示Logit模型的回歸結果，如需要可向作者索取。

6.2工具變量

針對管理者過度自信與企業現金持有水平之間可能存在的內生性問題，本研究還進行2SLS工具變量回歸分析，以管理者過度自信變量的滯后1期(OCt-1)和滯后2期(OCt-2)作為當期管理者過度自信(OCt)的工具變量。由于管理者過度自信變量的滯后期存在缺失值，導致樣本量為6 374個。弱工具變量檢驗得到F值為50.317，工具變量過度識別問題得到卡方值為1.005，p=0.316，大于0.100，說明本研究選取的工具變量合適。本研究采用兩階段最小二乘法回歸，結果見表10。表10中，第2列給出第1階段的回歸結果，工具變量OCi,t-1和OCi,t-2的回歸系數都顯著為正；第3列給出由第1階段得到的管理者期望過度自信變量P_OCi,t與現金持有水平關系的回歸結果，P_OCi,t的回歸系數在1%的水平上顯著為正，H1a得到驗證；第4列給出內部控制調節作用的回歸結果，Hici,t·P_OCi,t的回歸系數在5%的水平上顯著為負，H2得到驗證。所以，管理者過度自信會增加企業現金持有，但隨著企業內部控制質量的提高，這種增加作用會被削弱。

表10穩健性檢驗：工具變量回歸結果Table 10Robust Test: Regression Results for Instrumental Variables

6.3改變變量的測量方法

為了保證研究結果的穩健性，本研究改變有關變量的測量方法。

(1)改變管理者過度自信的測量，采用兩種方法重新測量過度自信。方法一，以總經理(CEO)是否主動增持本公司股票測量管理者過度自信，若總經理當期主動增持本公司股票，表示過度自信，OC取值為1，否則取值為0；方法二，借鑒已有研究[36]，基于投資決策測量過度自信，建立模型為

Assi,t=γ0+γ1Sali,t+ξi,t

(9)

其中，Ass為總資產增長率，Sal為營業收入增長率，γ0為常數項，γ1為解釋變量的回歸系數，ξi,t為殘差項。估計(9)式的殘差，若殘差大于行業殘差中位數，表示管理者過度自信，OC取值為1，否則取值為0。使用管理者過度自信變量的兩種替代測量方法時，剔除變量缺失值后，得到的最終樣本量分別是6 469個和8 793個。

表11穩健性檢驗：改變變量測量方法回歸結果Table 11Robust Test: Regression Results for Changing the Method of Measuring Variables

(2)改變企業現金持有水平的測量，借鑒楊興全等[49]的研究，采用現金資產與非現金資產之比(Cashna)測量企業現金持有水平，非現金資產等于總資產減去現金資產，得到6 876個樣本量。

(3)改變融資約束的測量。由于銀行授信能夠為企業提供靈活、便捷且穩定的資金來源，相對于其他融資約束指標，它是測量企業融資約束更為有效的指標[50]。所以，借鑒張璇等[51]的做法，以企業是否獲得銀行授信測量企業的融資約束，如果企業獲得銀行授信，其面臨的融資約束程度低，反之企業面臨的融資約束程度高。銀行授信數據來源于銳思數據庫借貸明細，剔除缺失值后，得到有銀行授信(非融資約束組)的樣本量是1 526個，無銀行授信(融資約束組)的樣本量是5 350個。

表11給出改變變量測量方法后對(1)式和(2)式進行重新回歸的結果。由表11可知，無論是以總經理是否主動增持本公司股票測量過度自信(第2列和第3列)，或者以投資指標構建過度自信變量(第4列和第5列)，還是改變現金持有水平的測量方法(第6列和第7列)，OC的回歸系數都顯著為正，Hic·OC的回歸系數也仍顯著為負，表明過度自信的管理者所在企業的現金持有水平更高，高質量的內部控制能夠弱化這種正向影響，本研究假設得到進一步驗證。以企業是否獲得銀行授信測量融資約束的回歸結果見表11的第8列和第9列，可以看出，與非融資約束企業相比，管理者過度自信對現金持有水平的正向影響在融資約束的企業中更明顯，與前文結果一致。

7結論

隨著行為金融學的興起，越來越多的研究表明，管理者的非理性特征能夠對企業行為及其后果產生重要的影響。本研究基于行為金融學理論，以2010年至2016年中國A股非金融類上市公司為研究樣本，實證檢驗管理者過度自信、內部控制對企業現金持有決策的影響。研究結果表明，①限定其他條件后，過度自信的管理者所在企業的現金持有水平更高；②管理者過度自信對現金持有水平影響的大小受企業內部控制的約束，高質量的內部控制能夠在一定程度上抑制管理者過度自信對現金持有水平的正向影響；③進一步考察過度自信管理者如何使用超額現金，結果發現持有的超額現金主要用于下一期研發；④與非過度自信管理者相比，過度自信的管理者帶來的現金持有價值更高，在調整企業現金持有時，調整速度存在非對稱性，向上調整的速度明顯快于向下調整的速度。

本研究的主要貢獻可能體現在3個方面。①已有研究主要關注公司特征及其所處的內、外部環境對企業現金持有決策的影響，本研究基于行為金融學理論，從管理者過度自信的視角為企業現金持有決策提供新的解釋，豐富了現金持有決策影響因素領域的研究成果；②已有研究探討管理者過度自信對企業投融資決策等其他財務決策的影響，本研究落腳于企業現金持有決策，豐富了管理者過度自信對企業財務決策影響的研究成果；③內部控制作為企業一項重要的制度安排，已有大量研究檢驗內部控制的經濟后果[18,52]，本研究從管理者過度自信視角，檢驗內部控制質量的不同造成管理者過度自信對企業現金持有決策的影響存在差異，深化了內部控制領域的研究。

本研究結論對管理實踐有兩點政策啟示。①本研究結論表明管理者非理性特征表現之一，即過度自信能夠對上市公司現金持有策略產生重要的影響，這不僅有助于管理者清晰認識其過度自信對公司財務決策行為的影響，而且指導企業在實際制定現金持有策略時應考慮管理者自身的心理特征因素，以提高決策的科學性，促進企業資源配置效率。上市公司可以通過不斷加強管理人員的培訓和考核，建立健全公司的決策機制，避免管理者“一言堂”現象的發生。②本研究結論表明，內部控制能夠影響管理者非理性特征作用于公司財務決策，因此，實踐中做好企業內部控制工作顯得尤為重要。對于政府相關部門而言，應完善企業內部控制制度及相關法律法規，并且對中國上市公司披露的內部控制自我評價報告和內部控制審計報告進行嚴格監督和檢查，加大違規成本，致力于從源頭上杜絕“內控假象”；對于企業而言，應嚴格落實內部控制方面相關的法律法規，建立和健全內部控制體系，對于不合理之處及時修正和完善，真正確保企業內部控制系統有效，尤其是財務決策方面的內部控制。

本研究還存在一些不足之處。受制于管理者過度自信直接測量的困難，本研究采用管理者是否主動增持股票測量，可能仍無法準確描述管理者過度自信特征，需要進一步挖掘更可靠的測量方法。