投資績效論文：企業(yè)投資與企業(yè)績效透析

1、投資績效論文：企業(yè)投資與企業(yè)績效透析 本文 文獻回顧 從心理學的角度進行描述，過度自信的定義是：人們過于相信自己的判斷能力，往往高估自己成功的概率，把成功歸于自己的能力，而低估外部客觀因素如運氣、機遇等的作用。人們過分相信自己的判斷能力，但這種判斷與客觀標準存在偏離（Hayward&Hambrick,1997；Hiller&Hambrick,2005）。過度自信發(fā)生時，個人對自己決策預期的肯定性會超過預期本身（Hilary&Menzly,2006；Klayman,etal,1999；Simon&Houghton,2003）。認知心理學實驗證明，社會上各種職業(yè)的人士都可能存在過度自信的認知偏差，

2、尤其是在律師、投資銀行家、工程師、政府官員、藝術家、企業(yè)高管等社會精英身上表現(xiàn)得更為明顯。企業(yè)管理者過度自信心理對企業(yè)各項經(jīng)營與財務決策會產(chǎn)生不容忽視的影響（Kahneman，Slovic,&Tversky,1982）。最早對管理者過度自信與企業(yè)投資進行研究的是美國學者Rol（l1986），他認為，過度自信是大部分企業(yè)并購的原因，大部分并購活動是由于經(jīng)理人過于樂觀和驕傲自大促成的，如果并購成功，經(jīng)理人就會受到獎勵，使其產(chǎn)生控制幻覺，高估控制能力，低估風險，即“狂妄自大假說”（HubrisHypothesis）。Heaton（2002）考察了管理者過度自信對企業(yè)投資的影響，認為在不考慮信息不對稱

3、和委托代理問題時，管理者過度自信會改變企業(yè)現(xiàn)金流的成本與收益，影響企業(yè)的投資行為。他通過構建模型對研究思路進行了推演，證明了管理者過度自信會引發(fā)投資扭曲，一方面造成投資過度，另一方面造成投資不足。過度自信的管理者傾向于高估企業(yè)價值，認為公司股價被低估，偏好于內部融資，當公司現(xiàn)金流短缺時，不愿意進行外部融資，使得投資對現(xiàn)金流的敏感性增強，因而會放棄一些好的投資項目。另外，過度自信的管理者還會高估投資項目的價值，投資一些實際凈現(xiàn)值小于零的項目，從而引起過度投資。Malmendier和Tate（2005）對企業(yè)管理者存在的過度自信傾向進行了一系列研究，認為管理者過度自信對投資規(guī)模產(chǎn)生了正向影響，在做

4、項目決策時，管理者高估項目回報，低估項目風險與成本，樂觀地預期項目前景，從而對不該進行投資的項目投入資金。臺灣學者Lin（2005）以臺灣上市公司為樣本，以盈利預測與實際結果的偏差作為判斷管理者過度自信的依據(jù)，實證檢驗了過度自信與投資的關系，發(fā)現(xiàn)高管過度自信程度與投資現(xiàn)金流敏感性顯著正相關。Ben-David、Graham和Harvey（2006）通過比較實際盈利水平是否達到盈利預測來衡量企業(yè)CFO的自信程度，發(fā)現(xiàn)CFO過度自信會對企業(yè)的財務決策產(chǎn)生影響，如投資規(guī)模、投資金額、投資頻率較大，投資現(xiàn)金流敏感度較高，較少發(fā)放現(xiàn)金股利等。Glaser、Scehers和Weber（2007）對2001

5、2005年德國400家非金融上市公司的數(shù)據(jù)進行分析后發(fā)現(xiàn)，企業(yè)整個管理層存在明顯的過度自信；管理者過度自信的企業(yè)，其投資水平較管理者理性的企業(yè)投資水平更高，而且投資現(xiàn)金流敏感度也更高；投資現(xiàn)金流敏感度在融資約束嚴重的企業(yè)中表現(xiàn)得尤為明顯。在企業(yè)并購活動方面，過度自信、過度樂觀也是并購活動頻繁發(fā)生的重要影響因素。Malmendier（2005）發(fā)現(xiàn)，過度自信管理者進行的并購活動比理性管理者更頻繁，大部分兼并活動都與管理者過度自信有關，經(jīng)理人在進行并購決策時容易受過度自信心理的影響，相信并購能挽救經(jīng)營不善的目標公司，實現(xiàn)管理協(xié)同效應。過度自信的管理者在公司投資規(guī)模、并購頻率上與理性管理者的差異最終

6、也會反映到公司績效和企業(yè)價值上。學者們對此有兩種不同的觀點：一種觀點認為，管理者過度自信有利于公司績效、企業(yè)價值的提升；另一種觀點則認為，管理者過度自信的企業(yè)出現(xiàn)過度投資的概率增大，對公司績效、企業(yè)價值會產(chǎn)生不利影響。Gervais、Heaton和Odean（2005）認為，謹慎規(guī)避風險的管理者可能會放棄增加企業(yè)價值的投資項目，而過度自信的管理者可能投資風險大、收益也高的項目。風險與收益是成正比的，高風險能夠帶來高回報，過度自信的管理者做出的資本預算更有利于股東利益，薪酬契約的激勵作用也更為明顯，可以增加企業(yè)價值與管理者的薪酬。Goel和Thako（2008）研究發(fā)現(xiàn)，謹慎、理性的管理者容易造

7、成企業(yè)投資不足，從而降低公司價值，而過度自信的管理者能夠有效減少投資不足的情況，增加公司價值。CEO過度自信與公司價值之間并非是線性關系，過度自信的程度不同，對企業(yè)價值的影響也不同，中等程度的過度自信管理者通過投資會提升公司價值，而高程度的過度自信管理者投資過度會貶損公司價值。與上述研究結論不同，Rol（l1986）等認為，過度自信管理者的并購活動不僅不能為公司創(chuàng)造價值，反而會降低企業(yè)收益。Doukas和Petmezas（2007）證實，自我歸因偏差是管理者過度自信產(chǎn)生的主要原因，企業(yè)的并購次數(shù)越多，管理者過度自信的程度也越高，而并購績效卻逐次降低。Malmendier和Tate（2008）研

8、究發(fā)現(xiàn)，過度自信管理者比理性管理者進行多元化并購的可能性更大，但對企業(yè)價值可能產(chǎn)生不利影響，外部市場能夠識別過度自信管理者發(fā)布的并購公告，股價也會降低。近年來，國內學者也開始關注管理者過度自信這一非理性心理。郝穎、劉星等（2005）研究發(fā)現(xiàn)，在實施股權激勵的上市公司中,大約有1/4的高管具有過度自信傾向。與適度自信相比，高管過度自信心理與企業(yè)的投資水平顯著正相關，而且投資的現(xiàn)金流敏感性更高。這一觀點也為葉蓓、袁建國（2008）所支持，他們采用聯(lián)立方程模型進一步研究了過度自信與企業(yè)價值的關系，發(fā)現(xiàn)管理者適度自信會對企業(yè)價值產(chǎn)生正向影響,有助于提升企業(yè)價值，而自信超過一定限度即過度自信后，則對企業(yè)

9、有不利影響。姜付秀、張敏等（2009）認為，管理者過度自信與企業(yè)的總投資水平、內部擴張之間存在顯著的正相關關系，當企業(yè)擁有充裕的現(xiàn)金流時，這種正相關性程度更高。聯(lián)立方程模型的結果表明，管理者過度自信下的并購戰(zhàn)略會增大企業(yè)陷入財務困境的可能性。綜上所述，管理者過度自信的非理性心理會對企業(yè)內部投資和外部投資產(chǎn)生重要影響，這些影響主要通過投資規(guī)模、投資頻率等方式體現(xiàn)。對于過度自信下的投資行為是否會降低企業(yè)價值，目前的研究尚未形成統(tǒng)一的結論。本文在借鑒前人研究成果的基礎上，對管理者過度自信指標的衡量方法進行改進，利用我國A股上市公司的數(shù)據(jù)，實證檢驗過度自信對企業(yè)投資行為及企業(yè)績效的影響。 理論分析與研

10、究假設 公司最重要的財務決策資本性投資，一般是指內部的固定資產(chǎn)投資和對外項目投資。資本性投資是一種戰(zhàn)略投資，它可以改變公司的規(guī)模、結構、經(jīng)營方向和發(fā)展趨勢等。錯誤的資本投資決策不僅嚴重影響企業(yè)的正常經(jīng)營，甚至會拖累企業(yè)至破產(chǎn)境地。因此,企業(yè)在進行資本性投資之前,必須對投資方案進行評估，然后做出選擇。項目可行性評估的方法有很多，常用的方法有凈現(xiàn)值法、內部報酬率法。這兩種方法的原理相同，即都是對投資方案未來現(xiàn)金流量計算現(xiàn)值方法的運用，必須正確估計投資方案運營期間產(chǎn)生的現(xiàn)金流量以及各時期的折現(xiàn)率。采用凈現(xiàn)值法存在兩項人為的估計,即運營期間產(chǎn)生的現(xiàn)金流量和折現(xiàn)率，過度自信的管理者對這兩項的估計可能存在

11、較大偏差。事實上，項目未來現(xiàn)金流量的預測包含了公司高管對企業(yè)未來發(fā)展的預期、對自身管理能力的估計以及對經(jīng)營環(huán)境的分析。過度自信的管理者在評估項目時,一方面高估收入、低估成本費用，另一方面產(chǎn)生控制幻覺，高估自己掌控局面的能力和經(jīng)營管理能力,從而容易采取積極冒進的投資策略，導致企業(yè)內部投資規(guī)模、投資水平以及對外投資頻率較高的問題。投資項目的折現(xiàn)率是由投資項目現(xiàn)金流量的風險程度來確定的。如果投資項目的未來現(xiàn)金流量風險程度很高，那么折現(xiàn)率就會相應提高；反之，折現(xiàn)率就會降低。投資項目的風險程度是一個主觀判斷的過程，折現(xiàn)率的確定也是一個估計的數(shù)值。過度自信的管理者由于存在控制幻覺、證實偏差等認知偏差，往往

12、會高估自己的經(jīng)營管理能力，低估投資項目的風險,在選擇折現(xiàn)率時采用較低的折現(xiàn)率。在投資項目評估階段，管理者由于認知偏差導致的過度自信對決策產(chǎn)生的影響路徑如圖1所示。可見，過度自信的管理者要么高估投資項目的未來凈現(xiàn)金流，要么低估投資項目的風險，并采用較低的折現(xiàn)率，使得NPV增大。遇到不具有投資價值、凈現(xiàn)值為負的項目，過度自信的管理者若估計出NPV大于零，其還是會采取投資行為。因此，相對于理性的管理者，過度自信的管理者更有投資擴張的沖動，從而導致企業(yè)投資規(guī)模、投資水平更高。基于以上分析，本文提出有待檢驗的假設。假設1：管理者過度自信的企業(yè)與管理者理性的企業(yè)相比，其投資水平更高，即管理者過度自信與企業(yè)

13、投資水平正相關。投資行為無疑會對企業(yè)績效產(chǎn)生顯著的影響，高效率的投資會提升企業(yè)績效，低效率或無效率的投資會降低企業(yè)績效。當管理者的過度自信心理對投資行為產(chǎn)生影響時，該投資行為就會不可避免地對公司業(yè)績產(chǎn)生影響。管理者過度自信的企業(yè)可能在投資規(guī)模、投資頻率方面高于其他企業(yè)，由此產(chǎn)生的一個問題是：管理者過度自信所導致的投資行為將對企業(yè)績效產(chǎn)生影響。對此，我們需要利用回歸分析來證明該命題。從本文所要解決的問題來看，最為關鍵的變量是管理者過度自信與投資的交互項（Overcon*inv），即從交互項的符號可以判斷過度自信管理者的投資行為對企業(yè)績效產(chǎn)生了什么樣的影響。如前所述，本文預期管理者過度自信的企業(yè)的

14、投資水平較高，但投資效率不高，從而可能降低企業(yè)績效。假設2：管理者過度自信的企業(yè)通過投資行為影響企業(yè)績效，對企業(yè)績效產(chǎn)生負面影響，即管理者過度自信的企業(yè)增加投資與企業(yè)績效負相關。 變量界定、樣本選取與模型構建 （一）變量界定1.管理者過度自信（Overcon）。國外學者提出的管理者過度自信指標衡量方法多達七種，但適用于我國的主要有四種：管理者持股變動（Malendier&Tate，2005）、行業(yè)景氣指數(shù)和企業(yè)家信心指數(shù)（余明桂，2006）、上市公司年度盈利預測超過實際水平（Lin，2005）、CEO相對薪酬（Hayward&Hambrick，1997）。第一種衡量方法需要使用股權激勵數(shù)據(jù)，但

15、目前實施管理層股份激勵的公司數(shù)量較少，采用該方法會缺失很多樣本，無法全面反映我國上市公司管理者過度自信的真實情況。第二種方法是企業(yè)家對其所在行業(yè)或宏觀經(jīng)濟整體情況做出的預期，與管理者對企業(yè)的預期存在一定的差異，且企業(yè)景氣指數(shù)是分行業(yè)發(fā)布的，在反映管理者個體差異方面存在一定的欠缺。例如，在余明桂等人的研究樣本中，企業(yè)景氣指數(shù)值都在100以上，均值為127.31，最小值為120.26，這意味著所有企業(yè)均存在過度自信傾向。因此，用行業(yè)景氣指數(shù)和企業(yè)家信心指數(shù)來度量管理者過度自信仍有待商榷。本文以盈利預測是否超過實際水平作為首選指標。一般而言，過度自信的管理者對公司的生產(chǎn)經(jīng)營狀況及近期的發(fā)展趨勢傾向于

16、樂觀向上的估計，他們在財務報表報告期結束前做出的盈利預測一般是等于或高于實際完成數(shù)的，且公開發(fā)布盈利預測也都經(jīng)過高管授意并審核，與高管的個人心理認知最為貼近，所以，該指標既能從心理層面衡量管理者的認知偏差，也能充分反映企業(yè)管理者的個體差異。2002年9月27日，證交所發(fā)布了關于做好上市公司2002年第三季度季度報告工作的通知，要求上市公司在第三季度報告中預測公司全年的經(jīng)營業(yè)績。自此，上市公司的盈利預測披露開始規(guī)范化。因此，我們的樣本選取了20032010年期間披露盈余預告的滬深A股上市公司。選取過度自信樣本的具體做法是，將數(shù)據(jù)庫提供的盈利預告信息分為定性描述與定量描述。定性描述一般包括樂觀預測

17、（預盈、預增、略增、續(xù)盈和扭虧為盈）、悲觀預測（預虧、預減、首虧和微虧）、較大幅度變動等模糊表述，20032010年共有3339個定性描述樣本。如果樂觀預測不能實現(xiàn)，即預測業(yè)績與實際業(yè)績不一致，則視公司的管理者為過度自信管理者。定量描述是公布預測全年業(yè)績的具體數(shù)額或增長、降低比例，20032010年共有2048個定量描述樣本。若上市公司樣本期內實際的盈利水平低于其披露預測的盈利水平，則將該公司的管理者定義為過度自信管理者。2.企業(yè)投資（INV）。按照投資方向，企業(yè)的資本性投資可以分為內部投資和對外投資。內部投資（Nbtz）是指企業(yè)把資金放在企業(yè)內部，購置生產(chǎn)經(jīng)營所需的各種資產(chǎn)的投資活動，主要包

18、括固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)等長期資產(chǎn)投資。對外投資分為兩種，即對外直接投資和對外證券投資。由于對外證券投資的動機是取得投資收益，投機性強，本文對此不做考察。我們主要考察對外直接投資（MA），即直接投資于其他企業(yè)，并以企業(yè)并購來衡量對外直接投資的水平。本文的企業(yè)總投資是指對內投資與對外直接投資的總和。（二）樣本選取本文以盈利預告數(shù)據(jù)衡量管理者過度自信，這一指標最早可以追溯到2003年，所以研究樣本的時間窗口選為20032010年。本文所用的公司治理數(shù)據(jù)和財務數(shù)據(jù)來自于深圳國泰安公司的CSMAR公司治理數(shù)據(jù)庫，盈利預告數(shù)據(jù)來自于銳思數(shù)據(jù)庫，上市公司實際控制人性質數(shù)據(jù)來自于CCER數(shù)據(jù)庫。我們以滬深A股上

19、市公司為初始樣本，執(zhí)行了如下篩選程序：（1）為了消除IPO的影響，剔除了2002年12月31日以后上市的公司；（2）由于金融類公司性質特殊，參照同類文獻，剔除了該類樣本；（3）剔除了財務數(shù)據(jù)與公司治理結構數(shù)據(jù)不全的樣本。經(jīng)過上述程序，我們最終獲得的樣本數(shù)為10885個公司年。數(shù)據(jù)分析和處理采用的是Stata11.0軟件。（三）模型構建為了檢驗研究假設，本文建立了管理者過度自信與企業(yè)投資水平、企業(yè)績效的多元回歸模型。根據(jù)管理者過度自信相關理論及文獻（葉蓓，2008；姜付秀、張敏和陸正飛，2009），我們在模型中添加了公司治理與財務層面控制變量：公司經(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量（CF）、董事長與總經(jīng)理兩職合

20、一（JR）、獨立董事規(guī)模（Ddsize）、企業(yè)的實際控制人性質（Nature）、資產(chǎn)負債率（Lev）、公司規(guī)模（Size）、公司成長性（Growth）。同時，我們還控制了宏觀經(jīng)濟因素（年度）和行業(yè)因素的影響。各變量的含義及計算方法見表2。1假設1的檢驗：管理者過度自信與企業(yè)投資水平之間的關系。 實證研究結果 （一）描述性統(tǒng)計結果模型中各變量的描述性統(tǒng)計結果如表3所示。因企業(yè)并購（MA）、總投資（Inv）、資產(chǎn)負債率（LEV）、企業(yè)成長性（Growth）的標準差較大，需進行極值調整，我們采用Winsor命令在1%分位上縮尾調整。從表3中可以看出，在總樣本中，管理者過度自信的公司樣本數(shù)為623個公

21、司年，未過度自信的樣本數(shù)為4065個公司年，即管理者過度自信公司的比例為13.28%；國有上市公司占總樣本的63.59%，說明國有上市公司是資本市場的主要力量，占據(jù)了大部分比重；董事長、總經(jīng)理兩職兼任的公司占總樣本的14.17%，說明約有15%的公司董事長和總經(jīng)理由同一人擔任；獨董人數(shù)占了董事會人數(shù)的35%，即董事會每10人中有3、4人是獨董，這基本上達到了上市公司的公司治理要求。從連續(xù)變量的描述性統(tǒng)計結果來看，企業(yè)內部投資（Nbtz）的均值為6.6%，即每年的內部投資額占總資產(chǎn)的6.6%；并購投資均值為2.14%，總投資均值為7.4%；所有企業(yè)的平均資產(chǎn)負債率在53%左右，這樣的資本結構比例

22、是較為合理的；公司成長性的均值為22%，即營業(yè)收入增長率保持在22%左右；企業(yè)規(guī)模即總資產(chǎn)經(jīng)過自然對數(shù)標準化后的均值為21.3。（二）單變量分析表4給出了管理者過度自信樣本與管理者未過度自信樣本在公司投資行為（Nbtz、MA、Inv）、公司績效（ROA）以及控制變量公司規(guī)模、資產(chǎn)負債率、公司成長性等方面的獨立樣本檢驗結果。從表4中可以看出，管理者過度自信公司與未過度自信公司相比，其投資行為的均值差異都是顯著的（P值均小于0.1），這初步證明了管理者過度自信的公司的投資水平顯著高于未過度自信的公司，但中位數(shù)檢驗結果沒有通過顯著性水平的最低要求；管理者過度自信公司的經(jīng)營業(yè)績也顯著低于管理者未過度自

23、信的公司，ROA的均值和中位數(shù)檢驗都證明了這一點；管理者過度自信公司的現(xiàn)金流均值高于未過度自信的公司，且通過了5%水平的顯著性檢驗。另外，控制變量公司規(guī)模和資產(chǎn)負債率在過度自信與未過度自信組間的比較也顯示出統(tǒng)計上的差異；公司成長性在過度自信與未過度自信公司的均值T檢驗和中位數(shù)Wilcoxon檢驗中均未通過顯著性檢驗。表4管理者過度自信與管理者未過度自信樣本主要變量的T檢驗（三）相關性分析為了驗證管理者過度自信與公司投資行為之間是否存在相關性，我們首先對主要變量進行了相關性分析。從表5中可以看出，管理者過度自信與公司投資行為（內部投資、并購投資、總投資）在1%的顯著水平上正相關，即管理者過度自信

24、會使公司內部投資、并購投資的投資規(guī)模更大、投資頻率更高；管理者過度自信公司的業(yè)績也較差，在1%的水平上顯著負相關；現(xiàn)金流CF與管理者過度自信顯著正相關，即現(xiàn)金流越大的企業(yè)，管理者越容易過度自信；董事長和總經(jīng)理為同一人的上市公司的管理者過度自信程度較高，在6%的水平上顯著正相關；產(chǎn)權性質nature變量與過度自信變量顯著負相關，說明非國有企業(yè)過度自信的傾向更明顯；規(guī)模越小的公司越容易發(fā)生管理者過度自信，在1%的水平上顯著負相關；資產(chǎn)負債率LEV和公司成長性Growth與管理者過度自信正相關，但不顯著。（四）實證結果分析本文關注的是管理者過度自信給企業(yè)投資帶來的影響,而企業(yè)投資也會影響管理者的自信

25、心，若投資成功，管理者就會對自己的決策和判斷更加自信，可能會加大投資規(guī)模、投資力度，以期獲得更大的回報。因此，這里可能存在內生性問題。相比于OLS回歸方法，采用固定效應模型和隨機效應模型可以控制非觀測效應對回歸結果的影響。對于究竟應該采用固定效應模型還是隨機效應模型，我們進行了豪斯曼（Hausman,1978）檢驗。其思想是：Hausman統(tǒng)計量服從自由度為k的2分布，當H大于一定顯著水平的臨界值時，就認為模型中存在固定效應，從而選用固定效應模型，否則選用隨機效應模型。表6為Hausman檢驗結果，它拒絕了使用隨機效應模型。因此，我們選擇固定效應模型作為解決內生性問題的回歸模型。表7列示了使用

26、固定效應模型的回歸結果。在控制了不隨時間變化的行業(yè)固定因素后，管理者過度自信對企業(yè)投資行為的影響顯著為正，即管理者越過度自信，企業(yè)內部投資、并購投資和總投資的規(guī)模就越大,假設1得到了充分驗證。從企業(yè)經(jīng)營活動現(xiàn)金流指標來看，該變量在內部投資和總投資方程中都是顯著正相關的，說明企業(yè)投資項目的資金有一部分來源于企業(yè)經(jīng)營活動現(xiàn)金流；該變量在并購方程中是負相關，但并不顯著，這可能與并購投資的特殊性有關，大型的并購除了依靠自有資金外，還常常依靠換股合并、資產(chǎn)交換、外部融資等多種方式實現(xiàn)。公司治理層面的控制變量在固定效應模型中幾乎都沒有通過顯著性檢驗，只有獨立董事規(guī)模變量在并購和總投資方程中是顯著負相關的，

27、說明獨立董事比例高的公司，董事會在做出重大投資決策時會讓獨董參與其中，提出意見建議，審慎地做出決策。產(chǎn)權性質變量沒有通過顯著性檢驗，說明無論是國有還是非國有上市公司，投資規(guī)模和投資水平均無顯著差異。資產(chǎn)負債率與企業(yè)投資行為顯著負相關，即資產(chǎn)負債率越高，投資行為受到的限制越多，投資水平越低。公司規(guī)模變量與企業(yè)投資也是顯著負相關，即小規(guī)模的公司，投資比例越高，投資規(guī)模越大，因為規(guī)模小的企業(yè)有積極投資的沖動，希望通過擴大投資來做大做強。表8的回歸結果驗證了管理者過度自信與企業(yè)績效存在的顯著負相關關系，即會降低企業(yè)績效。內部投資、并購投資、總投資與企業(yè)績效顯著正相關，這與投資規(guī)模的有效擴大會帶來規(guī)模效

28、應、提高企業(yè)利潤的觀點是一致的。關鍵變量交互項Overcon*nbtz與企業(yè)績效負相關，即管理者過度自信的企業(yè)進行內部投資對企業(yè)績效是有損害的，但其沒有通過顯著性檢驗。交互項Overcon*MA的統(tǒng)計結果是顯著負相關，其系數(shù)為-0.076，即過度自信的管理者在并購投資中與未過度自信的管理者相比會降低7%左右的企業(yè)績效。交互項Overcon*inv與企業(yè)績效顯著負相關，即過度自信的管理者通過投資行為使企業(yè)績效降低了3%左右，假設2在企業(yè)并購投資和總投資領域均得到了驗證?？刂谱兞績陕毢弦缓酮毩⒍乱?guī)模都未通過顯著性水平檢驗。產(chǎn)權性質變量的回歸結果表明，非國有上市公司的業(yè)績顯著高于國有上市公司，并且

29、在5%的顯著性水平上得到了驗證。資產(chǎn)負債率與企業(yè)績效顯著負相關，即資產(chǎn)負債率越高，企業(yè)的破產(chǎn)風險越大，因此，必須合理控制企業(yè)的負債水平。公司規(guī)模與企業(yè)績效顯著正相關，即規(guī)模越大的公司業(yè)績越好。公司成長性越高的企業(yè)，績效也越好，且在1%的水平上顯著正相關。 穩(wěn)健性測試 為了進一步檢驗研究結論的穩(wěn)健性，本文用高管相對薪酬作為管理者過度自信的替代變量，重新檢驗了管理者過度自信、企業(yè)投資與公司績效的關系。根據(jù)Hayward和Hambrick（1997）的研究成果，首席執(zhí)行官相對于公司其他高管的薪酬越高，說明首席執(zhí)行官的地位越重要，其也越容易過度自信。出于數(shù)據(jù)的可獲得性，本文先求出前三名高管薪酬占所有高管薪酬之和的相對比例，再求出該比例的中位數(shù)、25%分位數(shù)和75%分位數(shù)，將高管相對薪酬比大于75%中位數(shù)的公司作為管理者過度自信的公司，將高管相對薪酬比小于25%中位數(shù)的公司作為管理者未過度自信的公司。表9為以前三名高管相對薪酬啞變量為解釋變量的回歸分析結果，可以看出