原文信息：Tate G, Malmendier U. CEO overconfidence and corporate investment[J]. Journal of Finance, 2005, 60(6):2661-2700.

在传统的理论中，对投资行为扭曲的解释有两个：管理层和股东利益分配的错位（Jensen & Meckling，1976；Jensen，1986），以及企业和投资者之间的信息不对称（Myers & Majluf，1984）。在这两种情况下，由于外部融资会限制企业投资，此时现金流的流入会使管理者为了自身利益而增加投资，于是Fazzari et al.（1988）证实了投资-现金流敏感性的存在。这些研究结论都有一个前提：管理者是理性决策者，而现实中的管理者普遍存在非理性的心理特征。

因此，为了从有限理性角度出发研究管理者的投资行为，本文基于社会心理学文献中的“better-than-average”效应（即当个人评估自身技能时，相对于平均水平，他们倾向于夸大自己的能力（Larwood & Whittaker，1977；Svenson，1981；Alicke，1985）），研究了管理者过度自信与企业投资的关系，认为在管理层以股东利益最大化为目标的假设下，过度自信的CEO会高估未来投资回报，从而在内部资金充足时，相对于最优投资水平而言过度投资，在内部资金不足时，相对于理性的CEO具有更强的投资-现金流敏感性，在依赖外部权益融资的公司中这种效应发挥的作用更大。

文 章的样本使用1980-1994年477家美国大型上市公司的数据，筛选条件是样本公司要在1984-1994年福布斯杂志编制的美国最大公司名单中至少 出现四次。数据中有每年每家公司CEO持有股票和期权的详细信息。同时，文章根据COMPUSTAT database，补充了公司的数据，依据D&B数据库和美国金融产业名人录（Who’s Who in Finance and Industry），补充了CEO的教育背景和任职历史。由于现金流的数据有一些超过50个标准差的离群值，所以文章对变量现金流的样本在1%的水平上进 行了缩尾处理。

被解释变量

I：投资，定义为由年初资本标准化的公司资本支出。

解释变量

C：现金流，定义为非常项目前的收益+折旧。

Δ：表示过度自信，是一个虚拟变量，当满足过度自信条件时取1，否则取0。文章使用了三个变量作为Δ的测度变量，来衡量过度自信，分别是Holder 67，Longholder和Net Buyer。根据Hall & Murphy（2002）的理论，文章计算得出厌恶风险的CEO应该在股票价格足够高的情况下，即在给定年份持有期权的溢价超过一个基准水平——67%时及时执行期权，Holder 67指CEO在样本期的第5年至少有两次持有超过临界值，即溢价超过67%的期权。Longholder指CEO持有期权直到期满最后一年。Net Buyer指CEO在样本前五年的多数年份中是公司股权的净买入者。

针 对上述三种测度变量的其他解释：内幕信息、信号、风险承受能力、税收和拖延，文章使用多元回归模型论证了行为的持续性，使用相对收益率否定了持有期权的超 额回报，从而排除了对内幕信息的解释。由于同调查数据和后续实证结果相悖，文章排除了对信号、风险承受能力、税收和拖延的解释。

Q：年初资产的市场价值/资产的账面价值。

X’：回归中用到的一系列控制变量，包括股票所有权（在年初CEO及其直系亲属拥有的公司股票占公司总流通股的比例）、既得期权（CEO持有的在年初6个月内可执行的期权占公司总流通股的比例）、规模（年初资产的自然对数）、公司治理（外部董事人数）。

文 章在回归分析中加入了时间固定效应和公司固定效应，为了控制行业效应对投资-现金流敏感性的影响，文章在分析中加入了行业固定效应与现金流的交互项消除了 所有横截面的变化，行业主要使用Fama French对12个行业组织的设定。考虑到自相关性和异方差性，文章使用两种不同的方式来估计模型。首先，文章使用OLS回归，以便回归的结果可以与早 期的文献进行比较，其次，重新计算企业聚类标准误，从而有效地消除了自相关。文章分别使用Holder 67，Longholder和Net Buyer作为Δ的测度变量进行回归，结果显示，无论是在任何测度变量下，Δ和现金流交互项的OLS回归系数都在1%的水平上显著为正。和文章最初的预测一致，过度自信的CEO具有更强的投资-现金流敏感性。

对于依赖外部权益融资的公司，文章使用KZ指数（Kaplan & Zingales，1997）构建融资约束模型，依据KZ指数将样本划分为5组不同程度融资约束水平的公司，KZ指数的值越大意味着融资约束程度越高，分别用每一组进行回归，由于Holder67，Net Buyer会限制样本数量，所以这里使用Longholder作为Δ的测度变量。回归中加入了时间固定效应、公司固定效应以及时间固定效应和现金流的交互项，使用公司聚类标准误进行计算，结果显示，只有在KZ指数最大，也就是融资约束程度最高的那一部分样本中，Δ和现金流交互项的系数在1%的水平上显著为正，而其余4组都是不显著的，从而验证了在依赖外部权益融资的公司中，过度自信的CEO具有更强的投资-现金流敏感性。

（1）文章将Holder 67中期权的临界值x从67扩大到50-150，结果发现，Δ与现金流交互项的系数对几乎所有x在5%的水平上都是显著的。特别地，x 取 50，80和85时系数在1％的水平上显著。

（2）文章将Net Buyer两个样本期间间隔一年重新进行回归，得到Δ与现金流交互项的系数仍然是显著为正的。

（3）文章使用其他测度方法来替代KZ指数：公司年龄、公司规模、股息支付、标普长期债务评级。回归结果显示，所有情况下，都是在融资约束程度最高的公司中，过度自信对投资-现金流敏感性的正向影响最为显著，即最年轻的公司、规模最小的公司、支付股息最少的公司和债务评级为BBB或更低的公司。

文章进一步拓展分析了除过度自信外CEO的其他个人特征，包括教育背景和工作经历、出生时期以及在公司内部的头衔， 对企业投资决策的影响。结果表明，具有理工科教育背景或工作经历的CEO具有相对更高的投资-现金流敏感性，而具有金融教育背景或工作经历的CEO具有相 对更低的投资-现金流敏感性。那些在大萧条时期出生的CEO，以及兼有额外头衔的CEO具有更高的投资-现金流敏感性。同时，作者指出，对于投资-现金流 敏感性，过度自信的影响作用超过了CEO的其他个人特征。

（1）与理性的CEO相比，过度自信的CEO具有更高的投资-现金流敏感性。

（2）特别地，在依赖外部权益融资的公司中，过度自信的CEO投资-现金流敏感性更强。

这些结论对契约实践和组织设计都有重要的启示。具体来说，常用的激励措施，比如股权和期权报酬，不太可能减轻管理者过度自信带来的不利影响。因此，实现最佳投资水平可能需要完善的公司治理结构，涉及更积极的独立董事以及对使用内部资金的制约。