（领导管理技能）管理者
过度自信
因此，从管理者行为角度出发研究企业扩张问题就显得尤为重要。但传统理论往往将管
理者视为完全理性的“经济人”，认为管理者行为遵守期望效用最大化原则和贝叶斯学习法
则，而现实情况是，人们在经济活动中总是或多或少地表现出有限理性的特征。行为金融学
的蓬勃发展已经向人们展示了传统完全理性假设下所未能发现的一些经济规律。
过度自信是心理学的一个专业术语，所谓过度自信是指人们倾向于高估自己成功的概率，
而低估失败的概率的心理偏差（Wolosinetal.,1973；Langer,1975）。大量的心理学研究结
果表明，人们普遍存在着过度自信的心理特征（Weinstein，1980；Alicke,1985）。而这一
现象也存在于管理学领域。许多研究发现，企业管理者的过度自信程度普遍要高于一般大众
（Cooperetal.，1988；.，2004）。但是，从文献情况来看，在经理人的决策
模型中，行为假定（behavioralassumptions）却往往被忽视（Barberis和Thaler,2003）。
本文以财务理论和企业理论为基础，运用行为金融理论，研究了管理者过度自信对企业扩张
进而对企业财务困境的影响。
我们以2002-2005年中国上市公司为研究对象，实证检验了管理者过度自信对企业扩张
速度、扩张方式选择以及扩张的经济后果的影响。本文的研究表明：管理者过度自信显著地
影响了企业的扩张速度，具体表现在管理者过度自信和企业的扩张规模之间存在显著的正相
关关系；同时，管理者过度自信对企业扩张方式也产生了一定的影响，表现在它与内部扩张
之间存在显著的正相关关系，当企业拥有充裕的现金流时，正相关程度更大；但管理者过度
自信与并购之间的关系并不显著。本文通过联立方程模型研究了管理者过度自信、企业扩张
与企业风险三者之间的相互关系，实证检验结果表明，过度自信的管理者所实施的扩张战略
会加大企业陷入财务困境的可能性。
本文的主要贡献在于：（1）从行为金融学角度研究了企业扩张问题，探讨了管理者过
度自信对企业扩张方式选择的影响；（2）与已有文献不同的是，我们更加关注企业风险，
研究了管理者过度自信和企业扩张对企业财务困境的影响。
余文的结构安排如下：第二部分对相关文献进行了简要的回顾；在第三部分，我们结合
相关理论以及中国的现实情况提出了本文的假设；第四部分对样本以及主要的变量进行了界
定；第五部分运用经济计量模型，对本文的研究假设进行了实证检验；最后是本文的结语。
二、文献回顾
在心理学家发现人们普遍存在过度自信心理特征后，经济学家们研究了这一特征在企业
管理者中的表现。Cooperetal.（1988）对美国企业家的调查显示，创业企业家们认为别人
的企业成功的概率只有59%，而自己成功的概率则高达81%。其中，只有11%的人认为别人的
成功概率为100%，而相信自己成功的概率为100%的高达33%。但后续研究却发现，这些被调
查企业中有66%以失败告终。这说明创业企业家们普遍存在着过度自信心理。.
（2004）对法国企业家的调查也得出了同样的结论。在他们的调查中，56%的创业企业家认
为自己的企业能够发展下去，而只有6%的企业家对自己企业的前途感到担忧；而在跟踪调查
三年以后，前者的比例下降为38%，而后者的比例上升为17%。
不仅在创业企业，在成熟企业里，这种过度自信特征也很普遍。Merrowetal.（1981）
考察了美国能源行业设备投资情况，他们发现，企业管理者们往往非常乐观地低估设备投资
成本，而实际成本往往是他们所预计成本的两倍以上。.（1985）调查了其他
一些行业，发现管理者们在成本和销售预测方面普遍存在过度乐观现象。
以上述研究发现为基础，Roll(1986)开创性地提出了管理者“自以为是”（Hubris）假
说，分析了过度自信的管理者对企业并购行为的影响。他认为，过度自信的管理者往往会高
估并购收益，而且相信并购能带来协同效应，从而使得本身不具有价值的并购活动得以发生。
Heaton（2002）是继 Roll之后的又一篇经典性论文。该文提出了一个基于管理者过度
自信的投资异化模型，该模型将管理者过度自信、自由现金流结合起来，研究结果表明，在
不同的自由现金流下，管理者过度自信会分别导致过度投资和投资不足。
在实证研究方面，Malmendier和 Tate（2003、2005）做出了突出的贡献。他们在两篇
分别研究管理者过度自信与企业投资、管理者过度自信与企业并购的论文中，分别发现管理
者越过度自信，投资和现金流之间的敏感性越高；管理者越过度自信，越容易实施并购。
Lin,Hu和 Chen（2005）采用类似的方法用台湾的数据检验了管理者过度自信与企业投资之
间的关系，发现了同样的结论。
此外，Doukas和 Petmezas（2006）、Brown和 Sarma（2006）也研究了管理者过度自信
与企业并购的关系，总体而言，都发现管理者越过度自信，越容易实施并购，特别是多元化
并购；同时，过度自信管理者所发起的并购带来的回报要低于非过度自信管理者。
在国内，相关的研究并不多见。郝颖等（2005）采用管理人员持股数量的变化来衡量管
理者过度自信，运用中国的数据研究了管理者过度自信与企业投资问题，得出了与
Malmendier和 Tate（2005）一致的结论。但是，在我国，上市公司高管持有上市公司的股
份是有限的，持有股份的原因也是复杂的，因此，上市公司高管持股的数量是否能真正衡量
出管理者过度自信是值得商榷的。
从上述文献可以看出，虽然近年来有些文献研究了管理者过度自信与企业投资的关系，
但可能是由于指标界定的困难，这一领域的文献仍旧是有限的。在我国，由于相关数据难以
获取，管理者过度自信更难界定，因此，已有的有限的文献或者是定性研究，或者在定量研
究中，管理者过度自信指标的界定难以令人信服，从而在一定程度上也影响了结论的有效性。
同时，从企业成长理论的角度研究管理者过度自信与企业扩张问题及其经济后果，以及过度
自信对企业扩张方式选择的影响问题，相关文献也很少见。本文将对以上问题进行研究尝试。
三、假设的提出
委托-代理理论认为，企业扩张最主要的根源来自管理者的自利心理（Jensen，1986；
Narayanan，1985）。同时，在企业理论中，Marris（1963）认为，经理控制型企业的目标是
增长最大化，而非利润最大化，因为增长最大化更符合管理者的利益。但我们在现实中也能
观察到，并不是所有的管理者都是自利的，或者他们并不是在任何时候都是自利的，心理学
也已经证实了人们往往会有“利他”倾向。
管理者过度自信理论的引入，让我们从一个新的视角来分析上述问题。过度自信的管理
者的最显著特征是高估收益，而低估风险（Merrowetal.，1981；.，1985；
MalmendierandTate，2003，2005）。在这一心理作用的驱使下，他们在制定扩张决策时，会
乐观的认为自己总能成功，而不考虑可能的风险和客观条件的约束，由此导致企业的高速扩
张。与传统的完全理性假设不同的是，管理者过度自信理论假设管理者是忠于股东的
（Heaton,2002），他们进行扩张，不是出于自身利益的考虑，而只是因为过于自信。
虽然我们尚未看到从心理学角度研究中国人特别是中国企业管理者的过度自信心理，但
从我国的传统文化及我国企业在改革开放三十年来的实践来看，中国企业管理者们的过度自
信程度可能更大。儒家文化历来被奉为中国文化的圭皋，而儒家文化崇尚的是“君君臣臣”
的思想，对领导者的绝对权威强调有余，而对民主决策的重视不足。在中国，几乎无论是在
什么类型的组织里，“一把手”基本上具有绝对的权威，这也是我国企业中所谓的“一言堂”
现象的根源之一。
中国传统文化所赋予的这种地位使得企业高层管理者高高在上，极易产生自信心理。同
时，由于我国特殊的转型经济背景，出现了众多的“教父”级的国企领导人，他们在带领老
国企摆脱困境、冲出重围的过程中起到了中流砥柱的作用，虽然这些老国企后来经过了现代
企业制度改革的洗礼，但这些国企领导人的大多数仍然担任新企业的领导人之位，他们为企
业所立下的汗马功劳以及多年的成功更是会加深他们的过度自信心理。
但是，以上所述只是为中国企业管理者产生过度自信心理提供了条件，这一心理要对企
业实践产生实际的影响则需要合适的外部环境，而中国经济转型期间的特定背景恰恰提供了
这种环境。虽然经过三十年的改革，我国的经济环境发生了革命性的变化，但从根本上来说，
我国的市场经济还是不成熟的市场经济，具体体现在：我国的市场经济还不完善，各种法规
制度还没有健全，企业真正有效的外部监督机制还没有形成；对企业内部而言，企业内部治
理结构还没有真正建立，企业的责、权、利的合理分配与相互制约机制等根本性问题还没有
解决；经理人市场还没有形成，众多国有或国有控股企业的领导者仍然带有浓厚的官员色彩
等。同时，就我国经济的重要组成部分民营企业而言，由于国家政策的鼓励，以及民营企业
自身机制的灵活性，我国民营经济得到了迅猛发展，出现了许多成功的民营企业和企业家。
但是，必须看到，由于一些民营企业的发展可能是采用非市场手段，而这些企业的老板可能
并没有意识到企业的发展的真正原因所在，往往容易高估自己的经营管理能力。
概而言之，在法律制度不健全、缺乏约束机制的情况下，多年的成功经历会使得企业管
理者们过高地估计他们的能力，自信地认为他们能让企业更快地成长，而忽略了可能的风险，
由此带来企业的高速增长。另外，当企业拥有充足的现金流时，管理者有更多的资金用于扩
张，从而导致企业的增长速度更快。因此，我们提出以下待检验的假设：
假设 1：与管理者非过度自信的企业相比，管理者过度自信的企业扩张速度更快；而且
当企业拥有充裕的现金流时，情况更是如此。
MalmendierandTate（2003）的研究表明，管理者过度自信与企业并购之间存在正相关
关系，即管理者越过度自信，越容易发生并购活动。同时，他们发现，在企业存在自由现金
流时，过度自信的管理者将投资过度，而在企业没有自由现金流时，过度自信的管理者倾向
于投资不足，因为过度自信的管理者认为资本市场低估了公司的价值。但是，我们认为，他
们的结论是以美国成熟资本市场公司为例进行研究所得出的，这是成熟的资本市场和完善的
法律法规对企业的行为产生了极大的约束所导致的结果。而在我国，相关的制度背景以及公
司的实际情况与美国等发达国家相差很大。
众所周知，由于我国资本市场尚处于发展阶段，相关法律法规不健全，公司具有强烈的
外部融资冲动，只要有可能，上市公司就会进行外部融资，甚至为了达到融资的目的，不惜
采取财务舞弊手段。在公司融进外部资本时，过度自信的管理者可能采取各种手段进行扩张。
中国经济的高速发展，市场需求潜力极大，以及我国国企改制、国有企业退出竞争性领域为
企业扩张打下了很好的基础。既然内部扩张和外部扩张都是企业成长的重要渠道，过度自信
的管理者都会重视并采用。基于此，我们提出如下假设：
假设 2：管理者过度自信的企业会同时采取激进的内部扩张和外部扩张方式。
企业合理的扩张速度将为企业带来价值，而过度扩张将为企业带来损失。Higgins和
Schall（1975）认为，并购扩张可能加大企业的破产风险；Mueller（1977）在一篇综述中
指出，基于市场的风险研究结果表明，并购之后升高的贝塔值意味着并购扩张的结果是使得
整个企业具有更高的风险与波动性。对于管理者过度自信的企业来说，它们的扩张可能是在
不考虑自身及市场的实际情况下所进行的盲目扩张；同时，资本市场的不成熟及公司治理结
构的不健全又难以对这种盲目扩张起到有效的约束作用，所有这些可能会造成企业扩张的低
效性，而且，前已述及，过度自信的管理者的最显著特征是高估收益，而低估风险，那些过
度自信的管理者在企业扩张的过程中过于重视扩张的规模和速度，往往会低估风险，或忽略
对企业风险的控制。因此，对于管理者过度自信的企业来说，快速扩张可能会增大企业风险，
加大企业陷入财务困境的可能性。基于此，我们提出如下假设：
假设 3：过度自信管理者所采取的扩张战略将增大企业风险，加大企业陷入财务困境的
可能性。
四、样本与变量界定
（一）样本
本文的样本来自深、沪两市 2002-2005年间的上市公司。为了消除 IPO的影响，我们选
择在 2001年 12月 31日以前上市的公司，并且剔除了金融类、ST、PT类公司，最后得到 3308
个观测值，涉及 895家公司。之所以选择这一样本区间，主要是考虑到本文中要用到盈利预
测数据，而该数据是从 2001年正式开始披露，2002年披露工作开始步入正轨，从数据的客
观性和可获得性来看，选择 2002年作为样本期间的开始比较合适。
以上述样本为基础，我们收集了样本公司在 2002-2005年间的并购数据。在此期间由上
市公司作为主并方的并购事件共发生 6810起，我们剔除其中属于关联交易的并购事件 5703
起，最后获得 1107起并购，这些并购正是我们所需要的数据。在这 1107起并购中，涉及到
328家样本公司，我们将每家公司在同一年度的并购事件进行合并，共得到 436个观测值。
本文的盈利预测数据来自天相数据库和手工收集整理，其余数据来自 CCER和 CSMAR数
据库。
（二）变量界定
1.管理者过度自信指标的界定
在本研究中，最大的困难之一在于如何衡量管理者过度自信。这可能也是为什么在Roll
（1986）正式开创管理者过度自信条件下的企业投资研究以后，在很长时间内一直没有直接
的实证研究对其进行验证的主要原因之一。从上世纪末开始，有些研究者进行了大胆的探索
和创新，提出了一些替代变量，主要有如下七种：（1）CEO持股状况（MalmendierandTate，
2003、 2005； 郝 颖 等 ， 2005）； （ 2） 相 关 的 主 流 媒 体 对 CEO的 评 价
（ HaywardandHambrick,1997； BrownandSarma， 2006； HribarandYang， 2006；
JinandKothari，2005）；（3）企业盈利预测偏差（Linetal.，2005）；（4）CEO实施并购的
频率（DoukasandPetmezas，2006）；（5）CEO的相对薪酬（HaywardandHambrick，1997）；
（6）企业的历史业绩（HaywardandHambrick，1997）；（7）企业景气指数（余明桂等，2006）。
不可否认的是，上述这些替代变量都具有一定的主观性，但在目前尚无更好的解决办法
的情况下，这些替代变量也不失为一个选择。从数据的可获得性及我国证券市场的特殊情况
出发，我们选择了以下两个变量来衡量管理者过度自信。
第一个替代变量是根据上市公司的盈利预测是否变化来判断上市公司的管理者是否过
度自信（CON1）。Hribar和Yang（2006）用美国公司的数据研究后发现，过度自信的管理者
在进行盈利预测时更容易出现高估偏差。Linetal.（2005）用台湾地区的数据也发现了同样
的结果。这表明，在该方面欧美人和亚洲人是相同的。
我们选择2002－2005年披露了1季报、半年报、3季报及年报盈利预测的公司作为样本选
择的对象。从盈利预测类型来看，主要有预亏、预盈、预增、减亏和预降等形式，对于预增
和预降两种类型，有些公司公布了变化幅度，如“增长50%以上”、“增长50%-100%”等，而
有些公司只使用了“较大幅度”等较模糊的表述。我们统计了这些盈利预测信息，并且规定，
如果公司在样本期内至少有一次实际的盈利水平低于预测的盈利水平，则将该公司的管理者
定义为过度自信。实际盈利低于预测的类型共有3种：预盈，但实际亏损；预增，但实际盈
利下降；预增，但增长幅度低于预测的幅度。在盈利预测中，实际上有部分属于“预告”性
质，而非严格意义上的预测，借鉴张翼、林小弛（2005），如果预测信息披露时间在披露对
象期间结束之前，则将其定义为预测；如果预测信息披露时间在披露对象期间结束之后，则
将其定义为预告。对于盈利预告而言，在预告时管理层已经知道了实际盈利的情况，难以反
映管理层的过度自信特征，因此，本文对预告样本进行了剔除。同时，为了确保结果的稳健
性，我们剔除了如下一些样本：（1）为了消除样本公司出于再融资目的而高估盈利的行为
的影响，参照Linetal.（2005）的做法，我们剔除了在盈利预测后的一年内进行了再融资的
样本；（2）为了消除高管变动对企业的影响，我们剔除了在样本期内董事长或总经理发生
了变更的样本。另外，我们还考虑了其他一些可能的高估盈利动机，例如，一些公司可能会
与机构投资者等合谋，通过高估盈利操纵股价进行套现，我们根据证监会、证券交易所的惩
罚公告对上述样本进行了检查和剔除。表1列出了这一变量的描述性统计。
表 1管理者过度自信变量的描述统计
PanelA以盈利预测偏差衡量
2002 2003 2004 2005 合计
样本中发布盈利预测的公司数 423 495 475 561 1954
至少有一次盈利预测值大于实际值的公司 28 27 16 17 88
减:在发布盈利预测一年内进行了再融资的公司 3 0 2 2 7
样本期内董事长或总经理发生了变更的公司 2 0 1 3 6
会计期间结束后会计报告前进行盈利预测的公司 9 10 2 11 32
最后得到的样本 14 17 11 1 43
PanelB以高管相对薪酬衡量
2002 2003 2004 2005 总体
均值
中位数
最大值
最小值
标准差
PanelC两个变量之间的相关性（spearman） ()
从表 1的 PanelA中可以看出，在 895家公司中，从 2002-2005年至少进行了一次盈利
预测的公司分别有 423、495、475和 561家，共 1954家，基本上都占全样本的一半以上。
其中至少有一次盈利预测值大于实际值的公司分别有 28、27、16和 17家，共 88家。在剔
除盈利预测后一年内进行了再融资、样本期内董事长或总经理发生了变更、以及在会计期间
结束会计报告前进行盈利预测的样本后，共得到 43家公司，这 43家便是本文所界定的过度
自信样本。
我们用高管薪酬的相对比例作为第二种方法来衡量管理者过度自信（CON2）。已有研究
表明，CEO相对于公司内其他管理者的薪酬越高，说明 CEO的地位越重要，也越易过度自信
（Hayward和 Hambrick，1997）。Brown和 Sarma（2006）发现，管理者的薪酬比例越高，他
的控制力（dominanceofpower）越强。出于数据的可获得性，我们选择用“薪酬最高的前三
名高管薪酬之和/所有高管的薪酬之和”来表示①。该值越高，说明管理者越过度自信。表 1
的 PanelB部分列出了该变量的描述统计。
我们统计了这两种方法所衡量的变量之间的 spearman相关系数（见表 1的 panelC）。从
①我国上市公司的会计报告中只披露薪酬最高的前三位高管的薪酬之和以及全部高管薪酬之和，因此，我们
不能像 Hayward 和 Hambrick（1997）那样采用管理者中第一高的薪酬与第二高的薪酬的比例来衡量，
只能退而求其次，用“薪酬最高的前三名高管薪酬之和/所有高管的薪酬之和”来表示。尽管各公司的高管数
目各不相同，但是，如果我们假定前三位高管为公司的最高管理者（或团队），而把所有高管视为一个团队，
这样，该指标也能在一定程度上反映出最高管理者（甚至我们也可以直接说前三位高管）在整个管理团队中
的重要性（从而各个公司在此基础上可以进行一定的比较），而其与 Hayward 和 Hambrick（1997）的思
想也相符合。
结果来看，二者的相关系数为 ，在 1%水平显著，表明两个变量之间存在显著的正相关
关系，从而说明这两个变量的设置是比较合理的。
2.企业扩张、财务困境及控制变量的界定
企业扩张包括内部扩张和外部扩张两种类型。我们用并购作为外部扩张的替代变量，具
体包括：并购金额（MA）、是否并购哑变量（MADUM）；内部扩张用内部投资额来表示（NBTZ），
我们借鉴 Richardson（2006），将内部投资额表示为：（支付的构建固定资产、无形资产等
的现金-出售固定资产、无形资产等收回的净现金-当年折旧额）/年末总资产×100％②；企业
总扩张用总投资表示（INVEST），它是并购金额和内部投资额之和。同时，为了研究上述两种
扩张之间的关系，我们设置了“并购是否大于内部投资”哑变量（MADNBTZ）及“并购金额占
总投资的比重”（MAINVEST）等两个变量。需要说明的是，因为本文研究的是企业扩张问题，
而不考虑其收缩问题，所以我们剔除了上述扩张变量中的负值。
对于企业财务困境变量，我们用 Z指数③加以衡量，其计算公式为：（×营运资金/
总资产+×留存收益/总资产+×息税前利润/总资产+×股票总市值/负债账面价
值+×销售收入/总资产）×100。该值直接取自聚缘数据库，Z值越大，说明财务状况越
好，越不容易陷入财务困境。根据 Altman（1968）模型，美国企业的 Z值的临界值为 。
近年来，澳大利亚、巴西、加拿大、法国、德国、爱尔兰、日本和荷兰都进行了类似的分析。
尽管 Z值的判断标准在各国间有相当的差异，但各国“财务失败组”的 Z值的平均值都低于
临界值 。我们以 为临界值，来判断企业的财务困境状况并设置哑变量，如果 Z指数
大于 ，我们将 Z取 1，否则取 0。
此外，根据相关理论及文献，我们设置了一些控制变量：企业的实际控制人类别（CONTROL，
如果控股股东为国有取值为 0，反之则取值为 1）；高管持股比例（HOLD，用所有高管的持
股比例来衡量该变量）；独立董事规模（DDSIZE，用独立董事人数占董事会总人数的比例衡
量）；成长性（GROW，用（上年主营业务收入-前年主营业务收入）/上年主营业务收入的比
例来衡量）；母公司是否是集团公司（JT，如果上市公司的母公司是集团公司则取为 1，否则
为 0）；资产属性（WXZC，用年初无形资产余额/年初总资产衡量该变量）；投资机会
(TOBINQ，以 Tobin’Q来衡量，计算方法为：（年初流通股数价值+年初未流通股数账面价
值+负债的账面价值）/年初总资产账面价值)；负债比例（DEBT，用总负债与总资产的比值
衡量）；现金流（CF我们用上期净现金流量／年初总资产衡量）；企业规模（size，用企业
年初总资产的自然对数衡量）；我们还同时控制了行业和年度因素。
五、实证结果
（一）管理者过度自信与企业扩张特征
表 2报告了以管理者过度自信为基础对企业扩张特征进行的分组检验。其中 A部分以
CON1衡量管理者过度自信，用 1表示过度自信样本，0表示非过度自信样本，分别检验了这
两组中并购金额（MA）、内部投资（NBTZ）和总投资（INVEST）是否存在显著差异，检验方
② 也有的学者在计算企业内部投资时不扣除当年折旧，在研究的过程中，我们也以不扣除折旧的方法计算
了企业内部扩张。我们发现，二者所得到的结果基本一致。
③ 纽约大学斯特恩商学院教授 Edward Altman 在 1968 年就对美国破产和非破产生产企业进行观察，采用
了 22 个财务比率经过数理统计筛选建立了著名的 5 变量 Z-score 模型。Z－score 模型是以多变量的统计
方法为基础，以破产企业为样本，通过大量的实验，对企业的运行状况、破产与否进行分析、判别的系统。
Z-score 模型在美国、澳大利亚、巴西、加拿大、英国、法国、德国、爱尔兰、日本和荷兰得到了广泛的应
用。该指标越小，企业风险越大，反之亦然。如果 Z 值>，表明财务状况良好；如果 Z 值<=，则
表明企业存在很大的破产风险；Z 值位于两者之间，则处于灰色地带。
法包括 t检验和 Wilcoxon检验。从表中可以看出，对并购金额而言，管理者过度自信样本
的均值和中位数皆小于非过度自信样本，但两类检验都不显著；而对内部投资和总投资而言，
管理者过度自信样本的均值和中位数皆大于非过度自信样本，且两类检验都显著。上述结果
初步说明管理者过度自信的公司总体扩张速度及内部扩张速度要显著快于其他公司，而在外
部扩张速度方面，二者之间的差异并不显著。
在 B部分，我们将第二个管理者过度自信变量 CON2按中位数进行了分组，该变量大于
中位数取 1，其余取 0，然后按 A部分的方法进行了分组检验，检验结果与 A部分基本一致，
说明上述结论是稳健的。
表 2管理者过度自信与企业扩张特征的分组检验
A：管理者过度自信变量为 CON1
CON1 均值 中位数 t检验 Wilcoxon检验
MA 1
0
NBTZ 1
0 *** *
INVEST 1
0 ** *
B：管理者过度自信变量为以 CON2为基础的二分变量（CON>中位数取 1，其余取 0）
CON2 均值 中位数 t检验 Wilcoxon检验
MA 1
0
NBTZ 1
0 *** ***
INVEST 1
0 *** ***
注：*、**、***分别表示在 10%、5%、1%水平显著。
表 3报告了管理者过度自信与企业扩张特征的回归结果。我们分别以并购金额（MA）、
是否并购哑变量（MADUM）、内部投资（NBTZ）和总投资（INVEST）作为被解释变量，以 CON
及其与 CF的交叉项作为解释变量进行了回归。在被解释变量相同的模型中，我们分别用 CON1
和 CON2作为过度自信的变量。这样，根据被解释变量和解释变量的不同，我们得到了八个
回归模型。控制变量包括实际控制人类别、董事会规模、独立董事规模、公司成长性、母公
司是否是集团公司、投资机会、上市年限、负债比例、现金流、企业规模、行业及年度。其
中，除了被解释变量为 MADUM时采用的是 Logit回归模型外，其余模型采用的都是 OLS回归
模型。
表 3管理者过度自信与企业扩张特征的回归结果
MA MADUM NBTZ INVEST
CON1 CON2 CON1 CON2 CON1 CON2 CON1 CON2
截距项 *** *** *** *** *** ***
CON ** ** * * *
CON*CF * ** ** ** *
CF * ** ***
TOBIN'Q ** ** ** ***
GROW *
WXZC ** *** ** ***
JT * ** ***
DEBT *** *** *** ***
SIZE * * *** *** *** *** *** ***
CONTROL *** *** *** *** ** ** *** ***
HOLD *** ** *** *** *** ***
DDSIZE
行业 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制
年度 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制
F/Chi2 *** *** *** *** *** *** *** ***
Adj-R2
观测值 436 436 3308 3308 3308 3308 3308 3308
注：*、**、***分别表示在 10%、5%、1%水平显著。
在被解释变量为 MA和 MADUM的模型中，CON的回归系数都为负，但基本都不显著，CON*CF
的系数也不显著。而在被解释变量为 NBTZ和 INVEST的模型中，CON及 CON*CF的回归系数都
显著为正。由此可以看出，管理者过度自信的公司在内部扩张速度和总扩张速度方面显著高
于其他公司，在企业有充裕的现金流时，更是如此；而其对外部扩张速度的影响并不显著，
这一结果与上面分组检验的结果基本一致。上述结果支持了本文的假设 1，但本文的假设 2
只是部分得到验证。具体而言，我们发现了充分的证据支持我国上市公司采取激进的内部扩
张方式的假设，但没有发现证据支持采取激进的外部扩张方式的假设。对此，我们认为其可
能的原因有几个方面：
首先，我国的控制权市场还不成熟，因此，并购并没有作为一种有效配置资源的方式在
我国发挥作用，例如，现实中，我们很难看到民营企业作为被并购对象；再如，占有上市公
司很大比例的国有股权属于非流通（全流通问题近两年刚刚解决），在这样的市场上，并购
的发生是很难进行的。
其次，我国目前特殊的制度背景：近些年来，我国国有企业在进行大规模改制，这为企
业进行并购实现扩张提供了很好的机会。但是，参与国有企业改制所实施的并购带有强烈的
非市场化动机。在国企改制过程中，当地政府往往在其中充当着指挥者的角色，为了让本地
区的企业实现上市、脱困等目标，往往强制性地“拉郎配”。我们对研究区间的并购事件发
生的区域进行分析，结果表明，2002-2005年，并购事件发生在同一省内的比例分别占
%、%、%和 %，而这些发生在同一省内的并购事件更多的是发生在同一市内，
比例分别为 75%、%、%和 %。同时，在我国目前“国退民进”的大背景下，众
多国有企业被低价卖给非国有股东，在这方面，从郎咸平所做的大量案例研究中可以窥见一
斑。
（二）管理者过度自信、企业扩张与企业财务困境
从前文的实证结果我们可以看出，管理者过度自信的企业在扩张速度上要显著快于其他
企业，由此引出另外一个问题：由管理者过度自信所导致的高速扩张是否影响企业的风险，
进而对企业陷入财务困境产生影响？为此，我们进行了相应的回归分析。
从本文要解决的问题来看，主要涉及三个变量：企业财务困境、企业扩张与管理者过度
自信，而这些变量中的任何两个变量之间都可能存在相互的因果关系，例如，企业扩张会影
响到企业陷入财务困境的可能性，而企业财务困境又可能影响企业扩张；管理者过度自信会
影响企业扩张，而企业扩张又可能反过来影响管理者过度自信等等。在这种情况下，如果用
单一方程进行回归分析，可能会出现偏差。鉴于此，本文采用联立方程模型进行分析，我们
建立的联立回归方程组如下：
Z=α0+α1CONi+α2INVEST+α3INVEST*CONi+α4CONTROL+α5HOLD+α6DDSIZE+α7GROW+α8DEBT
+α8SIZE+Σα1iINDi+Σα2jYEARj+ε(1)
INVEST=β0+β1CONi+β2CONi*CF+β3Z-1+β4CF+β5TOBINQ+β6CONTROL+β7HOLD+β8DDSIZE+β9
GROW+β10WXZC+β11JT+β12DEBT+β13SIZE+Σβ1iINDi+Σβ2jYEARj+ε(2)
CONi=γ0+γ1INVEST-1+γ2Z-1+γ3CONTROL+γ4HOLD+γ5DDSIZE+γ6DEBT+γ7SIZE+γ8GENDER+
γ9GGAGE+Σγ1iINDi+Σγ2jYEARj+ε(3)
其中：第一个方程为风险方程，因变量为企业财务困境风险，用哑变量 Z表示。解释变
量包括管理者过度自信 CONi、企业总投资 INVEST及其与管理者过度自信变量 CONi的交叉项，
用以考察企业投资对企业风险的影响以及管理者过度自信对企业投资-企业风险关系的影响。
在该方程中还控制了其他一些影响因素，包括：实际控制人类别，因为国有企业和民营企业
代理问题的不同可能会造成它们的风险出现差异；高管持股比例和独立董事规模：作为公司
治理手段，高管持股比例的高低以及独立董事规模的大小将影响企业代理成本的大小，从而
影响企业的风险；成长性：成长越快的企业可能面临更多的不确定性，进而增加企业的风险；
债务比例：负债越多，企业陷入财务困境的可能性更大；企业规模：规模越大，企业的抗风
险能力更强；此外还控制了行业和年度变量，因为不同行业的企业以及同一企业在不同年度
风险可能存在差异。
第二个方程是企业扩张方程，因变量为企业总投资 INVEST。解释变量为管理者过度自信
及其与现金流的交叉项和上期风险 Z-1，用以考察管理者过度自信及企业上期风险对企业投
资的影响。之所以采用上期风险变量，是因为企业投资可能更多的是受以前风险的影响。在
该方程中还包括了现金流、投资机会、实际控制人类别、高管持股比例、独立董事规模、成
长性、无形资产比重、是否有集团公司作为母公司、债务比例、规模、行业以及年度等控制
变量。我们可以看出，和本文前面的回归模型相比，目前的模型中只是增加了企业的上期风
险，这样，我们也可以将前后模型的回归结果进行比较，验证结论的稳健性。
第三个方程是管理者过度自信方程，因变量为管理者过度自信 CONi。解释变量为上期投
资 INVEST-1及上期风险 Z-1，用以考察历史投资规模与历史风险对管理者过度自信心理的影
响。在模型中控制如下一些变量：公司治理变量包括实际控制人类别、高管持股比例和独立
董事规模，公司治理的好坏可能会限制或增强管理者的过度自信程度；债务比例，在不同的
债务约束下，管理者的过度自信程度会有所变化；企业规模，企业规模越大，管理者可能越
容易产生自信心理；行业和年度，对于不同行业、不同期间的企业来说，管理者的过度自信
程度可能是不同的。此外，我们还控制了管理者个人特征变量，包括管理者性别与年龄，对
性别变量而言，1表示男性；0表示女性，根据现有研究，管理者的背景对其过度自信程度
有着显著的影响（MalmendierandTate，2005）。
我们采用三阶段最小二乘法（3SLS）对上述方程组进行了回归分析，在同样的方程中，
我们分别用 CON1和 CON2作为管理者过度自信的替代变量，回归结果见表 4。
表 4管理者过度自信与企业投资－财务困境风险联立方程回归结果
风险方程 扩张方程 过度自信方程
CON1 CON2 CON1 CON2 CON1 CON2
截距项 *** *** *** ***
CON *** * *** ***
CON*INVEST *** **
INVEST **
INVEST-1 *** ***
Z-1 *
CON*CF ** ***
CF *
TOBINQ ** *
CONTROL ** * *** *** *
HOLD *** ** *** ** **
DDSIZE **
GROW
WXZC
JT
DEBT *** ***
SIZE *** *** *** ***
GENDER
GGAGE
行业 控制 控制 控制 控制 控制 控制
年度 控制 控制 控制 控制 控制 控制
Chi2 *** *** *** *** *** ***
R2
观测值 3308 3308 3308 3308 3308 3308
注：*、**、***分别表示在 10%、5%、1%水平显著。
根据回归结果我们可以发现，首先，从风险方程来看，在以 CON1作为过度自信的模型
中，企业投资的回归系数显著为正，在以 CON2作为过度自信的模型中，回归系数为正，但
不显著，在一定程度上说明在其他因素不变的情况下，管理者非过度自信企业的投资能降低
企业陷入财务困境的可能性。企业投资与管理者过度自信的交叉项的系数都显著为负，
INVEST和 CON*INVEST的系数之和“α2+α3”为负，F检验均显著，表明管理者过度自信企
业所进行的投资会加大企业陷入财务困境的可能性。上述结果验证了本文的假设 3。
从扩张方程来看，管理者过度自信变量及其与现金流的交叉项的系数都显著为正，这一
结果和前文的结果一致，表明在控制了内生性后，结果还是保持稳定，再一次证明了本文以
上研究结论的稳健性。上期财务困境的回归系数都为正，但只有微弱的显著性，表明上期风
险对企业扩张的影响是有限的。
从过度自信方程来看，上期投资的回归系数均显著为正，显著性水平都达到了 1%，表明
企业过去的扩张规模越大，管理者越容易过度自信。而企业上期的财务困境状况对管理者过
度自信没有显著影响，说明对中国企业管理者而言，更关心的是企业的规模，而非风险，这
一结论符合中国企业的现实。在实践中，我们可以发现，众多企业的成长速度很快，但很容
易经营失败。
（四）稳健性测试
首先，因为从“管理者过度自信”到“过度扩张”，再到“企业发生财务困境”，有一个
时间滞后问题，过度自信管理者在某年所进行的过度扩张更加可能是影响其后数年的财务困
境风险，因此，我们对联立方程中的风险方程进行了一定的调整：其一，以根据 t+1期的 Z
指数设置的哑变量(Z+1)作为被解释变量，在原来的解释变量的基础上再增加 t+1期的总投资
及其与管理者过度自信变量的交叉项，重新进行了回归；其次，以根据 t+2期的 Z指数设置
的哑变量（Z+2）作为被解释变量，重新进行了回归。回归结果显示，无论是以 Z+1还是以 Z+2
作为被解释变量，结果和前面基本一致，这表明，过度自信管理者所进行的过度扩张对随后
数年的财务困境风险都有显著的负面影响。
其次，我们用企业的财务杠杆作为企业财务困境风险的替代变量，对联立方程重新进行
了回归分析。之所以选择这一替代变量，是由于我国上市公司普遍具有股权融资偏好，因此，
只要达到股权再融资资格，上市公司就会进行股权融资，从而降低公司的负债水平。从这一
意义上讲，那些负债率很高的企业，一般是财务状况较差的企业，而这些企业陷入财务困境
的可能性更大。回归结果显示，基本结论未变。
此外，我们对盈利预测衡量的管理者过度自信变量进行了修正：如果某公司在 t年高估
盈利预测，就仅仅将 t年算为过度自信，而其他年度不算为过度自信。回归结果显示，基本
结论保持不变。
限于篇幅，我们没有在文中报告以上回归结果。
六、结语
本文用我国深、沪两市 2002-2005年间的上市公司数据，研究了我国管理者过度自信与
企业扩张的关系，具体从扩张速度、扩张方式及扩张的经济后果等方面进行了研究。我们的
研究结果表明：管理者过度自信变量显著地影响了企业的扩张速度，它和企业的总投资水平、
内部扩张之间存在显著的正相关关系；但和并购之间的关系并不显著。
不同于已有的文献，我们更加关注过度自信的管理者进行的扩张对企业财务困境的影响。
本文采用联立方程模型研究了管理者过度自信、企业扩张与企业财务困境之间的相互关系，
我们发现：相对于非过度自信管理者来说，过度自信管理者进行的投资会加大企业陷入财务
困境的可能性；上期投资规模会显著地影响管理者的过度自信心理；而上期企业的财务困境
状况对管理者的过度自信心理影响甚微，说明对中国企业管理者而言，更关心的是企业的规
模，而非企业的财务困境状况。
本文是首次从管理者过度自信角度研究企业扩张速度和扩张方式及其对企业财务风险
的影响的文献，本文的研究不仅丰富了行为金融学理论，而且从新的角度分析了我国证券市
场上的异化现象，为企业实践提供了新的参考证据。
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ManagerialOverconfidence，FirmExpansionandFinancialDistress
——SomeEmpiricalEvidencefromChinaListedCompanies
JiangFuxiuZhangMinLuZhengfeiChenCaidong
(BusinessSchool,RenminUniversityofChina,100872
GuanghuaSchoolofManagement,PekingUnivershity,100871)
Abstract:BasedonthedataofChineselistedpaniesfrom2002-2005,westudytherelatio
nfidenceinfluencessignificantlythevelocityoffirmexpansion,anditissignificantlyp
ositivewithfirmtotalinvestmentandinternalexpansion,andthedegreeofpositiverelati
eisanegativerelationshipbetweenmanagerialoverconfidenceandM&A,
urthermore,westudytherelationshipofmanagerialoverconfidence,firmexpansionandfir
m’
anagerswillcausethemintofinancialdistress.
Keywords:Managerialoverconfidence;Firmexpansion;Expansionvelocity;Expansion
approaches;Financialdistress
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