第32卷第2期技术经济, 2013年2月Feb. , 2013 Technology Economics 上市公司高管过度自信对现金股利政策的影晌梅世强，在菲菲(天津大学管理与经济学部，天津300072)摘要:抛弃经典财务理论中理性经理人的假设，将规范研究与实证研究相结合，以2006-2010年我国沪深两市A股上市公司作为研究样本，用管理者的相对薪酬、持股状况和实施并购次数构建综合指标来衡量公司高管的过度自信程度，从公司高管过度自信的视角重新审视上市公司的现金股利分配行为。研究结果表明:管理者过度自信的上市公司倾向于少发放现金股利来增强内部融资;上市公司的成长性越强，管理者的过度自信对现金股利分配决策的影响越显著。关键词:管理者特征;过度自信;股和j分配;公司成长性;股利政策;行为公司财务中图分类号:文献标识码:A文章编号:1002-980X( 2013 )02-0112一06论，并且推导出管理者过度自信在不同的自由现金1 文献综述流下可导致过度投资和投资不足;国内学者郝颖、刘股利政策是公司经营决策的重要内容，是融资星和林朝南[3J对我国上市公司高管过度自信的表现和投资决策的逻辑延续。哈佛大学JohnLinter教情况及其与公司投资决策的关系进行了理论分析和授于1956年首次提出的股利分配理论模型和Mill~实证检验。然而，管理者过度自信与股利分配间关er和Modigliani提出的"股利无关论"是股利政策系的研究尚处于起步阶段。Deshmukh，Goel和的理论基石。此后，股利政策便一直是理论界和实Howe[4J运用理论模型和实证方法分析了管理者过务界关注的焦点。从以税收差异理论为代表的古典度自信对公司股利政策的影响，并指出，与其他公司股利理论，到以客户理论、信号理论及代理理论为代相比，管理者过度自信的公司倾向于采用较低的股表的现代股利理论，它们在很大程度上推动了股利利支付率来增强内部融资能力。其他学者(如Ben政策理论的发展。然而，这些理论与金融市场实践等问、Cordeiro[6J等)的研究也证实了管理者过度自不一致，这使得理性经理人假设在近期的实证研究信对股利政策可能产生的影响。中备受质疑。20世纪80年代兴起的行为公司金融要准确衡量公司高管的过度自信水平，需要建理论放松了理性经理人假设，弥补了经典金融理论立相应的评价指标体系。目前研究者所使用的度量在个体行为分析和研究方法上的缺陷，以全新的角指标主要有CEO持股状况、消费者情绪指数、CEO度和方法解释了)些经典财务理论无法解释的"异的相对薪酬、相关媒体对管理者的评价、企业景气指象"问题，促进了金融学理论研究向更广阔的方向发数、企业盈利预测偏差[7J、企业实施井购频率和公司展。历史业绩等。大量认知心理学的研究证实了人们普遍存在过从目前的研究情况来看，有关管理者过度自信度自信的倾向。Langer和Weinstein的实验结果表的研究主要集中于解释其对过度投资、企业并购和明，作为一个特殊群体，公司管理者的过度自信比普融资的影响，较少涉及其对公司股利分配决策的影通人更严重。自此，基于管理者过度自信的认知偏响。另外，现有的大多数研究仅使用单一变量作为差与公司财务决策的关系开始成为一个重要的研究测度过度自信的替代指标，这种衡量方法具有主观课题。例如:Roll[l]率先将乐观主义和过度自信引性强、偶然性大等缺点，难以保证研究结果的有效性入公司财务研究领域，用以解释大量失败的并购案和可靠性。本文的研究意义在于:首先，从行为财务例J;Heaton[2J构造了两期决策模型，将管理者过度的视角，选取2006~2010年我国上市公司的数据，自信、自由现金流相结合，重新解释了融资优序理实证检验我国上市公司高管的过度自信对股利分配收稿日期:2012-10-19作者简介:梅世强0967-)，男，河南信阳人，天津大学管理与经济学部财务管理系主任，副教授，博士，研究方向:财务会计;"t菲菲0988-)，女，山东滨州人，天津大学管理与经济学部硕士研究生，研究方向z财务管理。112
梅世强等=上市公司高管过度自信对现金股利政策的影响决策的影响;其次，为提高实证研究的可靠性，本文因此，上市公司高管主观认识上的投资资金戚构建了包含国内学者经常采用的管理者相对薪酬、本C可表示为:持股状况和实施并购次数3个变量的综合指标以衡C一→些二干旦十I-W十D I W十DXI I E(I) 量上市公司高管的过度自信。E(I,iJ) W -D , I -W + D" ECI,iJ)\ mm=一一一:::.+~, ~ x一一一→一〉2 理论与模型分析I-W十DI 1" E(I) ~ 可以看出，在公司自有现金、投资额等保持不变西方学者Goel和Thakor将管理者过度自信的情况下，公司分配的现金股利越多，管理者感知的定义为高估企业的未来经营业绩或低估未来经营融资成本越高，因此过度自信的上市公司高管一般风险而造成的感知偏差，这得到了学术界很多实不愿通过增发股票进行筹资。在资本结构决策中，证检验结果的支持。因此，本文也借鉴这一定义，他们尽量减少现金流出企业，以保留更多的留存收将管理者过度自信变量引人分析模型，并以"有效益来降低资本成本。当上市公司不分配现金股利时的资本市场、过度自信的管理者"为根本前提，从(D=O) ，其融资成本最低，即理论上分析上市公司高管过度自信对股利分配决W , I-W u E(I,iJ) ~ W-D m策的影响。为了便于建模和分析，本文做出如下C=一+~一一一×一一一一一〈一一一一+I’ 1 E(I) 假设:(1)由于我国债券市场发展相对滞后，因此I-W+D " E(I,iJ) m假定外掠融资只涉及股权融资;(2)考虑到股票股I八E(I)利并不会导致现金流出公司，也不会影响公司的过度自信的上市公司高管认为公司价值被市场资产规模，所以仅研究上市公司高管过度自信对低估了，所以他们认为外部融资成本过高而不愿进现金股利决策的影响。行外部融资。上述模型从资本成本的角度分析得出假定上市公司正在进行某项财务决策。为简化过度自信的上市公司高管倾向于少分配甚至不分配分析过程，只构建一个简单的两期决策模型，即t=现金股利。笔者从公司投资项目的基本价值最大化O和t=1。假定上市公司高管在t=O时拥有自有这一角度出发，对上市公司高管过度自信对股利分现金W，并且面临一项具有投资价值的、需投资额配决策的影响做进一步探讨。设外部融资的额外成为I的投资项目，管理者需做出现金股利分配D和本C(I-W+D，iJ)是关于外部融资额和上市公司m进行外部融资I一(W-D)的权衡决策;E(J)为该高管自信程度的递增凹函数，即c'>O、c">O。这项目期末即t=l时的市场投资收益函数，不失一般表示，上市公司高管过度自信程度越高，外部融资额性，E'(I)>O、E"(I)<0且E(O)=0，市场要求的项越高，则融资成本C就越高。此时，过度自信的上目折现率为r;假定t=O时的项目投资额I、期末投市公司高管的目标函数是考虑融资成本后的投资净资收益E(I)、折现率r是客观知识，被整个市场和现值最大化:所有公司管理者所了解，但是过度自信的管理者会ECI ,iJ) m高估自身的经营管理能力，因此，在管理者的主观认axNPV= ~一一一一-一I-C(I-W十D，iJm)。l+r 识中，投资项目的未来收益ECI，ι)>E(I)，其中对目标函数I求导，可得一阶条件:ι为管理者的乐观主义变量，ι=0等同于理性管E’1 (I,iJ) mNPV'=一一一}m/-1-C(I-W+D品)=0。理。1 l+r 以现有股东利益最大化为决策原则，上市公司对上式做隐函数微分，可得高管要权衡两个目标一一感知的资本成本最小和投E"11 CI，比)dI十E"12CI ，iJm)dδcl + 资项目的基本价值最大化。首先，在资本成本方面，r)C’l1 (dI -dW + dD)十(1十r)C’12 diJ隅。参照Heaton的研究方法，为获得外部融资额I-W重新排列后，可得上市公司股利分配决策和管+D，上市公司需发行股票数量。-W+D)/E理者过度自信的表达式:(I) [2J ，但过度自信的管理者认为上市公司的价值被dD E""12 CI ，iJ)一cl十r)C'1----("\ m市场低估了E(I，ι)-E(J)，外部资融成本相对内一diJcl十r)C'l1\Um源融资成本过高，如果通过发行股票来筹资，则会严按照前文的假设，E"12(I，iJm)< 0，c"11、C'12> 重损害现有长期持股股东的利益，即0，可得dD/d8m< 0。这表明，上市公司的股利分配I-W+D u E(I，iJ)\Im-W十D决策对管理者的过度自信程度敏感。当面临投资机E(I)川I-W+D~ E(I) 会时，过度自信的管理者首先会采取降低股利支付E(I) I-W+D叮I-W+D I-W十D的方式来加强内部资金供应，从而影响上市公司的113
技术经济第32卷第2期股利分配。以上分析再次验证了前文的模型推导，次数的衡量结果(OC3)。因此笔者提出本文的第一个假设。①OC1。西方学者Hayward和Hambrick的研假设1:与其他上市公司相比，管理者过度自信究表明，CEO的薪酬相对公司中其他管理者越高，的公司倾向于少发放现金股利。其越容易过度自信。基于数据的可获得性，本文借上述模型分析是基于上市公司面临既定投资项鉴姜付秀、张敏等的研究方法，根据"薪酬最高的前目的条件下，未将上市公司的成长机会考虑在内。三名高管薪酬之和/所有高管的薪酬之和"，将比值一般来说，上市公司的成长机会越多，其发展空间就大于中位数的上市公司高管的自信程度定义为过度越大，上市公司越需要大量资金来满足企业规模扩自信，此时OC1=1，否则OC1=Oo张的需要。此时，为满足公司增加投资和开拓市场②OC2。笔者参考Malmendier和Tate[8J和国的需要，管理者倾向于少分配现金股利以保留更多内学者郝颖等所采用的方法并对之做进一步修改，的内部资金来实现公司的长远发展。因此，当上市根据上市公司高管持股数量的变化情况来判断其是否过度自信t将持股比例较上年度增加的上市公司公司的成长机会较多且公司高管存在过度自信偏差时，他们降低公司股利支付水平的欲望更强烈。基高管的自信程度定义为过度自信，此时OC2=1，否于此，笔者提出本文的第二个假设。则做适度自信处理，OC2=0。③OC3。有研究表明，过度自信的管理者会从假设2:上市公司的成长性越高，管理者过度自事更多的并购活动。基于此，Doukas和Petmezas信对现金股利分配决策的影响越强。提出用并购频率来测度管理者是否过度自信，并且3 研究设计将3年内进行了5次或5次以上并购的上市公司管理者界定为是过度自信的管理者。本文借鉴该方法 样本选择与数据来源并做进一步修改，将2006~2010年期间特定年份至本文选取2006~2010年间我国沪深两市A少发生1次并购的上市公司的高管定义为是过度自股上市公司作为研究样本，以2005年的数据构建信的高管，此时OC3=1，否则作为公司高管适度自滞后值，并依据以下原则对原始样本进行筛选:信处理，OC3=0。(1)剔除ST类和PT类上市公司;(2)剔除所需变根据本文采用的计量方式，上市公司高管过度量数据缺失的样本;(3)为消除IPO的影响，剔除自信变量的取值有0、1、2和3。其取值越大，表示2004年12月31日以后上市的样本。经过筛选，高管过度自信程度越高。但是，由于我国资本市场共获得556家样本上市公司。数据来源主要包存在大量不派现的上市公司山，将这些观察值考虑括t由国泰安信息技术公司和中国金融研究中心在内可能会影响本文的研究结果，因此本文将合作开发的CSMAR经济金融研究数据库、上市公2006~2010年期间样本公司不派现的年份剔除，共司年报。数据的统计分析和检验使用 得到1853个样本观察值，笔者将之作为本研究的总和Excel软件。数据样本。2006~2010年样本公司的分布结果如 变量定义与模型构建表1所示。由于本文仅论证了上市公司高管过度自信对股利分配决策的影响情况，因此忽略了代理理论和信表12006-2010年样本公司的分布情况息不对称问题，在研究模型中所采用的变量包括被年份测度结果合计解释变量、解释变量和控制变量。2006年2007年2008年2009年2010年总样本公司数556 556 556 556 556 2780 (1)被解释变量。本文旨在考察上市公司高管发放股和j公司数355 342 360 391 405 1853 过度自信对股利分配政策的影响。每股现金股利oc=o的公司数72 80 54 86 83 375 (DPS)反映了上市公司实际支付的现金股利水平，OC=l的公司数153 134 157 180 177 801 可代表上市公司的股利分配政策或分配现金股利的OC=2的公司数113 103 121 106 122 565 倾向程度，因此本文以每股现金股利(DPS)作为被即=3的公司数17 25 28 19 23 112 解释变量。每股现金股利(DPS)=现金股利总额/总股本。(3)参照经典股利政策研究模型，本文回归模型(2)解释变量。本文以上市公司高管自信程度中所涉及的控制变量为公司规模、成长机会、资产负(OC)作为解释变量，对其计算公式做如下定义:债率、资产报酬率、独立董事比例和每股现金净流量oc=公司高管相对薪酬的测度结果(OCl)+ 6个指标(见表2)。管理者持股状况的衡量结果(OC2)+公司实施并购114
梅世强等:上市公司高管过度自信对现金股利政策的影响表2回归模型申的控制变量国实际情况，构建如下基本模型:控制变量及符号变量定义DPS;, =α。+α1α平十α2Size;, +α3命owth;，十公司规模(Si:z:e)企业年末资产总额的自然对数αd~v;，十αsROA;，十α6ID;，+α7α-::NF;，十f;;，。成长机会CGrowth)利用主成分分析法构造公司成长机会指标其中:α。为常数项，α1、α2、…、α7为各变量的回资产负债率CLev)总负债/总资产X100%资产报酬率(ROA)息税前利润/期末总资产归参数山为随机误差项。本文用该模型探讨管理者独立董事比例(IÐ)当年独立董事数/董事总数的过度自信程度及公司特征与企业投资行为的相关每股现金净流量CONCF)公司净现金流量/普通股股数性。本文关注的是α1，认为上市公司高管越过度自信，越倾向于少发放现金股利，所以预测α1的符号由于无法了解公司真实的成长机会，因此本文为负。借鉴李鑫阳的研究方法，通过对Tobin'sQ、净利润增长率、营业收入增长率、总资产增长率、市净率54 描述性统计与实证分析个指标做主成分分析，最终选取4个主成分代表原 变量描述性统计结果始变量的所有信息，其累积方差贡献率为表3列示了就样本总体而言模型中各变量的描%。本文根据因子载荷构造如下衡量企业成述性统计结果。由于本文主要关注高管过度自信背长机会的综合指标:景下的股利分配情况，因此单独对上市公司高管为Growth = (35. 358 X FAC1 + 20. 104 X FAC2十过度自信的样本即OC为1、2、3的样本数据进行了20. 006 X FAC3十 FAC4)/95. 471。统计性描述，结果见表4。为考察上市公司高管的过度自信与股利分配政策的关系，本文在借鉴国内外研究的基础上，结合我表3总样本各变量的描述性统计结果变量极小值极大值均值中值标准差观察值每股现金股利CDPS) O. 1609 O. 1000 1853 。‘0004商管自信程度COC) 1. 2200 1. 0000 1853 独立董事比例(lD) O. 3333 O. 0474 1853 公司规模(Size) 1. 1365 1853 成长机会(Growth) 8. 7712 O. 5190 1853 资产负债率(Lev) O. 9780 O. 1768 1853 资产报酬率(ROA) 1853 每股现金净流量CONCF) 10. 6495 O. 1353 1853 表4商管过度自信样本的描述性统计结果变量极小值极大值均值中值标准差观察值每股现金股和IjCDPS) O. 1572 O. 1000 1478 商管自信程度(OC)1. 0000 1. 5300 1. 0000 1478 独立董事比例(lD) 1478 公司规模(Size)19. 3448 22. 1620 1. 1021 1478 成长机会CGrowth) 一 1478 资产负债率(Lev) 1478 资产报酬率(ROA 1478 每股现金净流量CONCF)一 O. 1328 1478 从表3可知:总体样本中，公司成长机会遍存在高管过度自信现象;此外，在管理者过度自信(Growth)的极小值为一、极大值为，的样本公司中，每股现金股利(DPS)的均值低于总两者相差较大，从其均值和中值情况来看，我国上市体样本的股利分配水平，这初步验证了本文提出的公司的成长性有待提高;资产负债率CLev)的均值假设1，即管理者过度自信的公司倾向于少发放现为%，表明我国上市公司的资产负债率比较金股利来增强内部融资。然而，以上分析仅是一种适中;在发放现金股利的情况下，每股股利的最大值较为直观的描述，为了更准确把握变量间的关系，需为3、最小值为，各公司的股利政策各异;总进行回归分析。样本中有近80%的样本公司的高管表现出过度自 实证分析结果信倾向，且OC的均值为，说明我国上市公司普表5列示了采用总体样本并利用统计软件
技术经济第32卷第2期对前文构造的模型进行多元回归分析的数为，且在1%的水平下显著，说明上市公结果。从模型的总体特征来看，回归方程通过了统司的股利分配水平与管理者的过度自信程度显著计显著性检验;.值为，说明回归模型中负相关，即管理者过度自信的上市公司倾向于少不存在序列自相关问题，从而保证了最小二乘法的发放现金股利，实证结果支持了假设1。这与国外有效性;尽管调整的可决系数值较低，但较以往国内学者Deshmukh、Goel和Howe等的实证研究结论J学者(如郝颖等、王霞等[1I)关于管理者过度自信的是一致的。公司规模(Size)、资产负债率CLev)和类似实证研究结果有显著提高，且本文的研究目的资产报酬率(ROA)的系数都显著为正。该结果比是分析而不是预测管理者过度自信与公司股利分配较吻合目前我国上市公司的实际情况:规模大的政策的关系，因此这并不影响模型中解释变量对被上市公司通常处于成熟期，其经营业绩相对较好，解释变量的解释力;方差膨胀因子的取值范围在正常情况下不需要较多资金，因此上市公司高管1. 005~1. 570之间，基本接近于1，说明这些自变量倾向于支付较多的现金股利;我国融资能力强的之间基本不存在多重共线性问题。上市公司倾向于多发放现金股利，从而在市场中表5总样本的多元回归分析结果树立公司形象，而资产负债率代表了公司的筹资变量非标准系数标准系数T值Sg VIF I 能力，因此资产负债率与公司现金股利分配水平椅铮铮 O.α)() α 正相关;公司的盈利能力越强，可供分配的利润也必#持a:; O.∞8 1.∞5 一份椅樨ID O.∞l 1. 016 就越多，公司的股利分配水平也会相应提高。独羹铸铃Size O.仅)() 立董事比例(ID)虽然通过了显著性检验(Sig. Gγomh 一. 452 特曾樨Lev O.∞5 <1%)，但其系数为负(←)，说明独立董事1. 570 1. 544餐铃梯RCM α必 O.α)() 1. 422 比例越高，公司股利发放水平就越低。每股现金ONCF O.∞2 α576 。5651. 061 净流量(ONCF)的系数没有通过显著性检验，这可F= ; Adj-R’ =; O. W. = 注钟警佬"、"幡特"和"餐"分别表示在1%、5%和10%的水平下显著。能与我国资本市场存在的噪音有关，具体原因需要进一步研究和探讨。由表5可知，高管自信程度(OC)的非标准系表6公司成长性与股利分配水平闯关系的实证检验结果成长性强成长性弱变量非标准系数T值Sig. VIF 非标准系数T值Sig. VIF O. 339将揭狲将赞αo 樨羹拎OC 1. 002 1. 012 O. 387钟椅侵ID 一 1. 023 O. 120 1. 283 O. 200 1. 024 骨幡幡备管籍Size 1. 347 1. 322 ~O. 056餐羹Growth 1. 091 一 1. 063 幡羹Lev 1. 714 僻钟1. 963 1. 528 1. 699骨扮椅樨ROA 14. 737 。.0001. 275骨曾1. 453 12. 152 1. 238 ONCF 1. 246 1. 076 1. 388 O. 166 1. 024 F=44. 110; Adj-R2 =0. 246;0. W. = F= 31. 011; Adj-R’ = ; O. W. = 1. 990 注错特势"、"赞骨"和"嘴"分别表示在1%、5%和10%的水平下显著。本文利用公司成长机会的中位数，将总体样本水平却大大降低且不再显著。此结果表明，随着公分为公司成长性强和成长性弱两组，重新进行回归司成长性的提高，管理者过度自信对现金股利分配分析，以验证公司成长性、管理者过度自信与股利分决策的影响增强，从而证实了前文的假设2。然而，配决策的关系，检验结果见表6。由表6可知，在控此结果与Deshmukh、Goel和Howe得出的"管理者制变量中，除成长性弱样本组中独立董事比例CID)过度自信对公司股利发放的影响在高成长性公司中的系数变得不再显著外(Sig=)，其他变量对公表现不明显"的结论相反，说明国外的经验数据并不司股利发放情况的影响没有发生显著变化。但是，完全符合我国实际情况。在公司成长性强样本组中，高管自信程度(OC)的 稳健性检验Beta=一、Sig=，该显著性水平比总体为了验证回归结果的稳健性，本文进行了如下样本的分析结果有所提高;在公司成长性弱样本组测试:(1)考虑到2008年金融危机和财务数据异常中，虽然oc的参数估计值的符号仍为负，但显著性样本的可能影响，将2008年的全部数据和资产负债
梅世强等:上市公司高管过度自信对现金股利政策的影响[J]. Journal of Business ,1986,59(2) : 197-216. 率超过100%的样本公司剔除，重新组成新样本进[2J HEATON J B. Managerial optimism and corporate finance 行实证分析;(2)参照西方学者的研究方法，将控制[JJ. Financial Management, 2002 ,31(2) :33-45. 变量中的公司成长机会(Growth)用Tobin'sQ进行[3J 郝颖，如j星，林朝南.我国上市公司高管人员过度自信与投替换。上述2种检验结果显示，主要变量的研究结资决策的实证研究[J].中国管理科学，2005(5)，142-148.果没有发生显著变化，说明本文的实证研究结论具[ 4J DESHMUKH S, GOEL A M, HOWE K M. CEO overcon fidence and dividend policy, theory and evidence [Z]. 有一定的稳健性。篇幅限制，不再列出回归结果。Working Paper,2008. [5J BEN D,JOHN R G,CAMPBELL R H. Managerial over 5 结语confidence and corporate policies[ZJ. SSRN Working Pa 本文以行为财务学理论为指引，放松了管理者per,2007. 理性假设，利用2006一2010年我国沪深两市A股[6J CORDEIRO L. Managerial overconfidence and dividend policy[ZJ. Working Paper,2009. 上市公司的财务数据，尝试性地引入管理者相对薪[7] LIN Y H, HU S Y ,CHEN M S. Managerial optimism and 酬、持股状况和实施并购次数3种变量的综合指标，corporate investment: some empirical evidence from Tai›用以衡量公司高管的过度自信程度，探讨了我国上wan[J]. Pacific-Basin Finance Journal. 2005 (13): 523-市公司高管的过度自信与股利分配决策的关系。研546. 究结果显示:高管自信程度变量的系数在总体样本[8J MALMENDIER U, TATE G. CEO overconfidence and corporate investment [JJ. Journal of Finance, 2005a, 60 和成长性强样本组中都显著为负，但在成长性弱样(6) ,2661-2700. 本组中没有通过显著性检验，说明管理者的过度自[9J 屈耀辉，傅元略.优序融资理论的中国上市公司数据验证信与公司每股现金股利负相关;公司成长性越强，管[J].财经研究，2007(2):108-118.理者过度自信对现金股利分配决策的影响越强一→口OJ李鑫.股权结构、自由现金流与企业过度投资[J].新疆社该结果与Deshmukh、Goel和Howe的相关结论相会科学，2008(1),28-33. [l1J 王霞，张敏，于富生.管理者过度自信与企业投资行为异反，这可能是由我国资本市场的特殊性造成的。这化一二来自我国证券市场的经验证据[J].南开管理评些研究结论丰富了中国特有背景下的股利分配理论，2008(2)，77-83.论，有助于进一步了解上市公司高管过度自信的心理特征与股利决策的关系，对从公司治理的角度优化公司的股利分配行为具有重要的指导作用。参考文献[lJ ROLL R. The hubris hypothesis of corporate takeovers Influence of Senior Manag伊er's Overconf白idenceon Cash Dividend Policy for Listed Companies Mei Shiqiang,Hu Feifei (Department of Management and Economics. Tianjin University. Tianjin 300072 .China) Abstract: Disc盯dingthe hypothesis about rational managers which is advocated by the traditional theory. and using ChinÆsA -share listed com panies from 2006 to 2010 as the constructing a proxy variable through integrating three indexes to evaluate managerial overconfi›dence. this paper tries to study the cash dividend policy of ChinÆsl isted companies from the viewpoint of managerial overconfidence by the norm and empirical analysis. The results show as follows: overconfident managers tend to distribute lower dividend to raise internal financing; the stronger the company’s growth is. the more significant the influence of senior managers overconfidence on cash dividend distribution is. Key words: manager’s characteristic; overconfidence; dividend distribution; compan s growth; dividend policy; behavioral corporate finance 117
