管理者过度自信与企业激进负债行为，本文主要内容关键词为：激进论文,管理者论文,自信论文,企业论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
自从Modigliani和Miller(1958)提出著名的MM定理以来，很多学者从不同的角度放松MM定理所需要的严格假设，提出了多种理论来解释企业的债务融资行为。这些理论包括信息不对称理论(Leland and Pyle,1977;Ross,1977;Myers and Majluf,1984)，代理理论(Jensen and Meckling,1976;Grossman and Hart,1982;Jensen,1986;Dewatripont and Tirole,1994)，以及市场择时理论(Baker and Wurgler,2002)。无论是MM定理，还是信息不对称理论和代理理论，均隐含地假定管理者和投资者都是追求效用最大化的理性决策者，尽管市场择时理论放松了投资者理性的假设，但仍然隐含地假设管理者是理性的。
但是，很多心理学和经济学研究已经表明，人们普遍存在过度自信，对于管理者来说，过度自信尤其严重。例如，Kidd和Morgan(1969)发现，电力企业管理者一向低估生产设备停工的可能性。Larwood和Whittaker(1977)对公司高管的一个样本进行研究，结果发现他们对公司经营成功的预期不切实际。Langer(1975)、Weinstein(1980)以及March和Shapira(1987)的研究发现，选择了投资项目的CEO，可能存在控制幻觉(Illusion of control)，并严重低估投资项目失败的可能性。Russo和Schoemaker(1992)也发现，99%以上的管理人员都高估了自己的经营能力和企业的盈利能力。Cooper、Woo和Dunkelberg(1988)的研究发现，企业家常常高估其投资项目成功的可能性。Camerer和Lovallo(1999)的实验研究也表明，企业家普遍相信自己的能力高于其竞争对手，这种对自己能力的过度自信导致企业家过多地进入商业竞争。
近年来，随着行为金融学的兴起，公司金融研究已经开始认识到管理者和投资者的非理性可能对公司决策和资产定价产生影响。不过，相对于投资者的非理性行为而言，管理者的非理性行为对于公司决策影响的相关研究落后很多(Baker,Ruback and Wurgler,2006)。而在这后一类研究中，实证研究又远远滞后于理论研究，其中的主要原因是研究者们难以找到一个可行的方法来度量管理者的非理性。
关于管理者非理性对公司决策影响的研究主要包括对公司投资和融资决策的扭曲。关于管理者非理性对公司投资决策的扭曲方面，Roll(1986)做出了开创性的贡献，他提出管理者自大假说来解释为什么许多并购活动在事后破坏企业价值。Malmendier和Tate(2005a)的实证研究发现，过度自信的CEO比理性的CEO更可能实施破坏价值的收购活动。Heaton(2002)的研究表明，当存在自由现金流时，过度乐观的管理者高估其投资项目的净现值(NPV)，进而导致过度投资。而当企业不得不通过发行风险证券来为投资项目融资时，管理者认为外部融资成本太高，而不愿意进行外部融资，进而导致投资不足。Malmendier和Tate(2005b)发现，相对于理性的CEO来说，过度自信的CEO的投资对现金流敏感度更高，这个结果说明管理者的过度自信确实导致企业投资行为的扭曲。
尽管已有一些研究对管理者过度自信影响投资决策进行分析，但是直到最近学者们才开始注意到管理者过度自信对融资决策的影响(Shefrin,1999;Heaton,2002;Hackbarth,2004)。这类研究的基本假设是，过度自信或乐观的管理者对未来投资收益的估计过高。当管理者对未来投资收益预期过高时，他们更加倾向于债务融资而非权益融资。对未来收益的过高估计，导致管理者不愿意与新股东分享公司的未来收益，因而他们更愿意发行债务而不是发行股票进行融资。因此，过度自信可能导致管理者采取激进的负债行为(Shefrin,1999)。
尽管Shekin(1999)、Heaton(2002)和Hackbarth(2004)从理论上初步分析了管理者过度自信与企业债务融资的关系，但是相关的实证研究却相当滞后，主要的原因在于难以找到衡量管理者过度自信的替代变量。本文试图通过实证分析检验管理者过度自信是否影响企业的债务融资决策。我们主要回答两个问题：第一，管理者过度自信是否以及如何影响企业的资本结构决策？第二，管理者过度自信是否以及如何影响企业的债务期限结构决策？
在实证分析中，我们以国家统计局公布的企业景气指数作为管理者过度自信程度的替代变量，以2001～2004年上市公司构成的样本，在控制了其他可能影响债务融资决策的因素以后，实证检验结果发现管理者过度自信程度与负债率和债务期限结构显著正相关。此外，我们也以上市公司的年度业绩的乐观预告是否变化来定义上市公司的管理者是否过度自信，进一步对上述结论进行稳健性检验，得到了相似的结果。由此我们为管理者的过度自信影响企业债务融资决策的假说提供了经验证据。
本文的研究在两方面具有重要意义：第一，我们抛弃了传统的债务融资理论的理性决策者假设，以实证检验结果证明，除了传统的企业特征以外，管理者过度自信也是影响债务融资决策的重要因素。因此，本文拓展和丰富了企业债务融资研究。第二，行为金融文献从投资者非理性和管理者非理性两个方面进行研究，现有文献主要集中于研究投资者非理性对公司决策和资产定价的影响。相对而言，管理者非理性如何影响公司决策的相关研究则落后很多(Baker,Ruback and Wurgler,2006)，本文在这方面做了有益的尝试。因此，本文拓展和丰富了行为金融学的研究。
本文其余部分的结构安排如下：第二部分提出管理者影响企业资本结构和债务期限结构决策的两个假设，第三部分是实证研究设计，包括样本建立、方程设定及描述性统计特征，第四部分是实证分析，第五部分是稳健性检验，第六部分是简短的结论。
二、研究假设
（一）管理者过度自信与资本结构
在经济学家的模型中，个人的行为通常被假定为理性的。但是，大量的实验心理学研究却发现，人们常常背离理性假设，如表现为过分乐观和过度自信。心理学家的研究表明，过度自信会导致人们高估自己的知识和能力，低估自己的风险，夸大自己对事件的控制能力(Nofsinger,2005)。企业高级管理人员尤其可能表现出这些特征，这些特征很可能对企业决策产生重大影响。Nofsinger(2005)指出，过度自信导致企业管理者过度投资，并使用过多的债务融资。那么，为什么过度自信的管理者倾向于激进的债务融资呢？至少有3个原因可以用来回答这个问题。
第一，过度自信的管理者有过度投资的冲动。管理者过度自信的实质是，他们倾向于高估投资项目的价值，并因而过度投资。Malmendier和Tate(2005b)的实证研究发现，过度自信的CEO的投资对现金流敏感度更高，这个结果证明过度自信的管理者具有更强的投资冲动。由于过度自信的管理者有过度投资的冲动，所以他们选择的投资支出比项目实际所需的资金更多。当企业自有资金不能完全满足其融资需求时，他们常常会通过激进的债务融资达到融资目的，进而导致过高的负债水平。
第二，过度自信的管理者低估投资项目的风险。Hackbarth(2004)的模型表明，与理性的管理者相比，过度自信的管理者倾向于选择更高的负债水平。这是因为过度自信的管理者高估投资项目的盈利能力，低估投资项目的风险，因而他们相信企业陷入财务危机的可能性比实际要小一些。所以，过度自信导致非理性的管理者选择的负债水平高于理性管理者选择的负债水平。
第三，过度自信的管理者不愿意进行股权融资。过度自信的管理者认为外部投资者低估了本公司的收益，所以管理者更愿意进行债务融资，而不愿意发行股票进行融资，因为他们不愿意老股东的权益被稀释。Shefrin(1999)认为，对未来收益的估计过高，导致管理者不愿意与新股东分享公司的未来收益，因而他们更愿意发行债券而不是发行股票进行融资。Heaton(2002)的研究表明，过度乐观的管理者高估其投资项目的净现值(NPV)，进而导致过度投资，当企业不得不通过发行风险证券来为投资项目融资时，管理者认为外部融资成本太高，而不愿意进行外部融资，而更倾向于选择债务融资。
基于以上讨论，我们假设：
H1：管理者的过度自信程度与企业的负债水平正相关。
（二）管理者过度自信与债务期限结构
管理者过度自信不仅会影响企业的资本结构决策，而且还会影响企业债务的期限结构。这种影响主要表现为过度自信的管理者倾向于短期债务融资。那么，为什么过度自信的管理者偏好短期债务而不是长期债务呢？至少有两个原因可以用来回答这个问题。
第一，过度自信的管理者高估自己的经营能力和投资项目的盈利能力，他们相信其投资收益比投资项目的实际收益高，所以，尽管长期贷款可以平滑各期的还贷压力，但过度自信的管理者更愿意选择融资成本较低的短期负债而不是成本较高的长期负债为投资项目筹集资金。
第二，过度自信的管理者高估投资项目的投资回收期，他们自己估计的投资项目的回收期比投资项目的实际投资回收期短，这样他们愿意通过借入较多的短期负债，与相对较短的投资回收期匹配。
此外，Hackbarth(2004)的模型表明，过度自信的管理者不仅选择较高的债务融资，而且以更高的频率发行新债，导致债务的期限结构更短。Landier和Thesmar(2005)对法国新创立的39000企业构成的大样本进行实证检验，结果发现过度自信的企业家更多地利用短期负债。这是因为乐观主义者相信好的状态更可能发生，因而选择短期负债。而现实主义者则偏好于风险更低的长期负债。
基于以上讨论，我们假设：
H2：管理者的过度自信程度与企业的债务期限结构正相关。
三、研究设计
（一）样本的建立
本文的样本来自于2001～2004年在上海和深圳证券交易所挂牌交易，且发行了A股的上市公司（包括既发行了A股，又发行了B股的公司）。国家统计局网站(http://www.stats.gov.cn)从2001年开始公布企业景气指数，我们在实证分析中以这个指数作为衡量管理者过度自信的代理变量，所以这里选取2001～2004年的数据进行分析。我们将金融行业以及负债率超过100%的公司排除在样本之外，因为金融行业的公司的负债不同于其他行业的公司，而负债率超过100%的公司在理论上已经破产。最后，样本中包括1281家公司共5040个样本观察值，其中2001、2002、2003和2004年分别有1223、1277、1274和1266个观察值。
（二）回归方程设定与变量定义
现有的实证研究文献在检验债务融资选择的影响因素时，主要考虑公司本身的特征，而很少考虑管理者特征，尤其是管理者的过度自信对企业债务融资的影响。本文在控制公司特征的条件下，检验管理者过度自信是否对企业的资本结构和债务期限结构具有显著的影响。
1.检验资本结构的方程设定与变量定义
在管理者过度自信是否影响资本结构的检验中，需要估计的方程如下：
方程(1)中的被解释变量是资本结构(Leverage)，定义为负债与总资产的百分比。我们分别检验总负债率、短期负债率和长期负债率3个指标与管理者过度自信之间的关系。总负债率定义为总负债与总资产的百分比，短期负债率定义为短期负债与总资产的百分比，长期负债定义为长期负债与总资产的百分比。
尽管越来越多的研究发现CEO普遍是过度自信的，但对CEO的过度自信进行准确度量却非常困难。分析管理者过度自信所面临的最大挑战就是如何建立一个度量过度自信的标准(Malmendier and Tate,2005a,b)。到目前为止，研究者们提出了3种方法来表示管理者的过度自信。
第一种方法是由Malmendier和Tate(2005a,b)首先提出，他们以行权期内管理者持有本公司的股票或股票期权的数量在行权期内是否净增长作为衡量管理者是否过度自信的指标。即使在行权机会很好时，管理者也继续持有其股票期权，或者继续购买本公司的股票，而不是选择行权和卖出其持有的本公司股票。这些CEO以其个人的财富为赌注，因为他们相信其公司的未来绩效会更好。因此，度量过度自信的一种可能的方法就是检查CEO持有期权是否超过理性的极限。Malmendier和Tate发现，CEO自愿保留本企业的股票和股票期权的倾向与本公司股票未来的超额收益并不显著相关，这意味着自愿持有股票期权实际上反映了CEO的过度乐观情绪①。
Oliver(2005)以消费者情绪指数来衡量管理者的过度自信程度。这个指数是由美国密西根大学通过对美国消费者进行定期电话访问，调查公众对当前及预期的经济状况的个人感受，并以此为基础编制而成的。企业管理者对经济状况的预期可能与消费对经济状况的预期存在一定的差异，因此，以消费者指数代表管理者的过度自信，可能导致研究结果存在偏差。
Lin,Hu和Chen(2005)提出了另一种衡量管理者过度自信的方法。他们将管理者预测的公司年度盈利水平超过实际的公司年度盈利水平的管理者视为过度自信的管理者，并发现这类管理者倾向于过度投资。
本文以两种方法来度量管理者过度自信。第一种方法是以国家统计局网站公布的企业景气指数来代表管理者的过度自信程度(Confidence)。企业景气指数也称为企业生产经营综合景气指数，它是根据企业家对当前企业生产经营状况的综合判断和对未来发展变化的预期而编制的指数。指数每季度批露一次，其表现形式为纯正数，以100作为景气指数的临界值，其数值范围在0～200之间。当景气指数大于100点时，表明企业家对企业生产经营和对未来发展乐观；当景气指数小于100点时，表明企业家对企业生产经营状况和对未来发展悲观。在实证分析中，我们以年度指数表示管理者过度自信程度。由于原始的景气指数是每季度批露一次，所以年度行业指数以当年4个季度的平均值计算而得。
此外，我们还根据上市公司的年度业绩预告是否变化来判断上市公司的管理者是否过度自信。我国上市公司的业绩预告制度从1998年推出以来，实施时间不长且经过多次修改和不断完善。但是，在2001年之前，业绩预告的批露时间要求在会计年度结束后，年报正式批露之前。直到2002年，沪深交易所才开始要求将年度业绩预告提前到3季报中进行预告。至此，我国上市公司的业绩预警提示才变成真正意义上的“事前预告”②。因此，这里我们选择2002～2004年在3季报中批露了业绩预告的公司作为样本选择的对象。业绩预告的类型包括4种乐观预期（略增、扭亏、续盈、预增）和4种悲观预期（略减、首亏、续亏、预减）。我们选择4种乐观预期作为研究样本，在样本期间，共有801个乐观预期的观测值。如果乐观预期在事后变脸（即预告的业绩与实际的业绩不一致），则将该公司的管理者定义为过度乐观。按照这个判断标准，样本中共有66个观测值被划分为过度自信，占样本的8.24%。我们以这个样本对假设1和假设2进行稳健性检验。
根据Titman和Wessels(1988),Raian和Zingales(1995)，陆正飞和辛宇(1998),Booth,Aivazian,Demirguc-Kunt和Maksimovic(2001)以及黄贵海和宋敏(2004)的研究，我们考虑以下影响资本结构的企业特征变量：成长机会、企业规模、有形资产、盈利能力、非债务避税、所得税和国有股比例。成长机会(MB)定义为债务面值与权益市值之和与总资产账面价值的百分比。企业规模(Size)定义为总资产的自然对数。资产有形性(Tangibility)定义为固定资产与总资产的百分比。盈利能力(Profitability)定义为息税前利润与折旧摊销之和与总资产的百分比(Baker and Wurgler,2002;Hovakimian,2005)。非债务避税(Depreciation)定义为固定资产折旧与总资产的百分比。所得税(Tax)定义为公司的平均所得税率（黄贵海和宋敏，2004）。国有股比例(State)定义为国有股股数占企业股份总数的百分比。国有股比例越大，公司越容易得到政府的支持，因而更容易从国有银行获得贷款。因此，我们预期国有股比例与负债率正相关。
除了上述公司特征以外，我们还考虑行业特征和时间差异对公司资本结构的可能影响。行业特征用行业虚拟变量(Industry)来表示。按照证监会的行业分类代码，本文将除了将制造业按二级代码分类外，其余行业按一级代码分类，以农业类为基准行业，排除金融业后，共得到20个行业虚拟变量。时间差异用年度虚拟变量(Year)来表示，以2001年为基准年，共得到3个年度虚拟变量。
2.检验债务期限结构的方程设定与变量定义
根据Barclay和Smith(1995),Guedes和Opler(1996)以及Stohs和Mauer(1996)的研究，我们将成长机会、企业规模、有形资产和盈利能力作为控制变量放入方程的右边，再加上行业和年度虚拟变量作为控制变量，建立如下方程来检验管理者过度自信对债务期限结构的影响：
方程(2)中的被解释变量是债务期限结构(Maturity)，定义为短期负债与总负债的百分比。此外，我们也以短期银行借款与总银行借款的百分比作为债务期限结构的一种替代性定义。根据假设2，我们预期管理者过度自信与债务期限结构正相关。方程(2)中的其他变量定义与方程(1)中的相应变量的定义一致。
本文所用到的衡量管理者自信程度的企业景气指数来自于国家统计局网站(http://www.stats.gov.cn)，其余数据全部取自香港理工大学与深圳国泰安信息技术有限公司联合开发的CSMAR数据库查询系统。
（三）管理者过度自信与资本结构关系的初步分析
表1列出了主要变量的描述性统计特征。总负债率的平均值为47.08%（中位数为47.59%），远远低于大多数发达国家上市公司的负债水平③，也比一些发展中国家上市公司的负债水平低④。短期负债率的平均值为40.24%（中位数为39.30%），而长期负债率的平均值仅为6.80%（中位数为3.08%）。短期负债占总负债的百分比（用来衡量债务期限结构）的平均值高达85.95%（中位数高达92.97%），由此可见，我国上市公司的债务期限非常短，短期负债占总负债的比重远远高于长期负债。衡量管理者过度自信的企业景气指数的平均值为127.31（中位数为127.03），这表明在样本期间内，管理者对于当前企业生产经营状况和未来发展是相当乐观的。
表1 描述性统计特征
四、实证分析
（一）管理者过度自信与资本结构
这里我们检验管理者过度自信是否影响企业的资本结构，方法是在控制影响企业资本结构的公司特征的基础上，检验管理者过度自信与资本结构的相关关系。为此，我们对方程(1)进行估计，为了克服可能存在的异方差问题，本文的回归分析使用了White(1980)异方差校正技术。方程(1)的估计结果如表2所示。模型(1)、(2)和(3)的被解释变量分别是总负债率、短期负债率和长期负债率，我们将所有控制变量放入这3个模型，结果发现，在模型(1)和(2)中，Confidence的系数在1%的显著性水平上显著为正。这意味着，管理者过度自信程度的增加会显著提高总负债率和短期负债率。这个结果支持了假设1，即过度自信导致管理者高估投资项目的盈利能力，低估决策的风险，进而选择较多的债务融资。
表示公司成长机会的变量MB与长期负债率显著负相关，这个结果与Rajan和Zingales(1995)的研究结果一致，不过MB与总负债率和短期负债率显著正相关，这可能是因为成长性较好的公司更倾向于选择短期负债而不是长期负债。有形资产与总负债率不相关，但与长期负债率显著正相关，这符合理论预期。公司规模、盈利能力、国有股比例、非债务避税和所得税这5个变量的检验结果均与多数已有实证研究结果一致。
不过，在模型(6)中，Confidence的系数显著为负，这意味着管理者过度自信程度的增加可能导致他们降低长期负债水平，这与假设1的预期不一致。不过，这个结果似乎意味着过度自信的管理者倾向于短期负债而不是长期负债。我们将在后文进一步分析管理者过度自信对债务期限结构的影响。
由于我们的样本是由跨年度的观测值构成，所以，Confidence与负债率的关系可能仅仅是一种时间趋势而不是前者对后者作用的结果，为了排除时间趋势对两者之间关系的可能影响，我们将方程(1)中的所有变量（行业和年度虚拟变量除外）转换为年度变化值（期末值与期初值之差）。变换后的方程为：
与表(2)中的样本不同的是，以年度变化值替代年末值使我们损失了2001年的观测值，所以这里的样本包括2002～2004年共3817观测值。年度虚拟变量以2002年为基准年，所以在方程(3)中包括两个年度虚拟变量。表3列出了方程(3)的检验结果，模型(1)、(2)和(3)的被解释变量分别是总负债率变化、短期负债率变化和长期负债率变化。在模型(1)、(2)和(3)中，△Confidence的系数分别在10%、1%和5%的水平上显著为正。这些检验结果意味着管理者过度自信与负债率的关系并不受时间趋势的干扰，管理者过度自信确实对企业的债务融资具有显著的作用。
表2 管理者过度自信与资本结构
注：***表示1%的显著性水平，括号中的数字为t值。
表3 管理者过度自信变化与资本结构变化
注：***、**和*分别表示1%、5%和10%的显著性水平，括号中的数字为t值。
（二）管理者过度自信与债务期限结构
下面检验管理者过度自信对债务期限结构的可能影响。方程(2)的估计结果如表4所示。模型(1)中的被解释变量是短期负债与总负债的百分比，解释变量Confidence的系数为0.567，且在1%的水平上显著为正。模型(2)中的被解释变量是短期银行借款与银行借款总额的百分比，Confidence的系数也在1%的水平上高度显著。这个检验结果与假设2一致，这意味着乐观的管理者倾向于选择短期负债而不是长期负债。由此可见，管理者过度自信确实能够对债务期限结构产生显著的影响。与Barclay和Smith(1995)，Guedes和Opler(1996)和Stohs和Mauer(1996)的检验结果一致，债务期限结构与企业规模、有形资产及盈利能力负相关，与成长机会显著正相关。
表4 管理者过度自信与债务期限结构
注：***和*分别表示1%和10%的显著性水平，括号中的数字为t值。
为了进一步检验Confidence与债务期限结构之间的关系是否受时间趋势的影响，我们将方程(2)中的所有变量（行业和年度虚拟变量除外）转换为年度变化值（期末值与期初值之差）。变换后的方程为：
表5列出了方程(4)的检验结果。模型(1)中的被解释变量是短期负债与总负债的百分比的变化值，△Confidence的系数为0.926，且在10%的水平上显著为正。模型(2)中的被解释变量是短期银行借款与银行借款总额的百分比的变化值，△Confidence的系数在5%的水平上显著为正。这个检验结果进一步支持了假设2。这意味着管理者过度自信与债务期限结构之间的关系并不受时间趋势的干扰，管理者过度自信确实对企业的债务期限结构具有显著的作用。
表5 管理者过度自信变化与债务期限结构变化
注：***、**和*分别表示1%、5%和10%的显著性水平，括号中的数字为t值。
五、稳健性检验
下面对管理者过度自信与企业债务融资决策的关系做进一步的稳健性检验，以考察前文的结论是否因过度自信的衡量方法、方程设定及所选用变量和估计方法的不同而变化。
（一）管理者过度自信与资本结构关系的稳健性检验
这里我们考虑另外一种衡量管理者过度自信的方法，即以上市公司的年度业绩预告是否变化来定义上市公司的管理者是否过度自信。Confidence在这里是虚拟变量，如果上市公司在3季报中进行了乐观的年度业绩预告（包括略增、扭亏、续盈和预增），但实际的业绩却与预告的业绩相反，则将其管理者定义为过度自信，Confidence取值为1；如果实际的业绩与预告的业绩一致，则Confidence取值为0。
以这个新的Confidence的定义和新的样本，我们重新对方程(1)进行估计，检验结果如表6所示。在模型(1)中，Confidence与总负债率之间具有弱的正相关关系（p值为0.152）。在模型(2)中，Confidence的系数为0.214，而且在10%的水平上显著为正。在模型(3)中，Confidence系数为负，但不显著。总的来说，这些检验结果与表2中的结果类似，即过度自信的管理者倾向于选择较高的负债水平。
表6 管理者过度自信与资本结构关系的稳健性检验
注：***、**和*分别表示1%、5%和10%的显著性水平，括号中的数字为t值。
（二）管理者过度自信与债务期限结构关系的稳健性检验
下面进一步以新的管理者过度自信的定义对管理者过度自信与债务期限结构的关系进行稳健性检验。表7列出了方程(2)的估计结果。在模型(1)中，被解释变量是短期负债与总负债的百分比，解释变量Confidence的系数为0.967，且在10%的水平上显著为正。模型(2)中的被解释变量是短期银行借款与银行借款总额的百分比，Confidence的系数仍然为正，不过不太显著（p值为0.178）。这些检验结果与表4中的检验结果类似，基本支持假设2。
表7 管理者过度自信与债务期限结构关系的稳健性检验
注：***、**和*分别表示1%、5%和10%的显著性水平，括号中的数字为t值。
（三）其他的稳健性检验
根据Rajan和Zingales(1995)以及黄贵海和宋敏(2004)的研究，我们用另外两种方法重新定义资本结构：第一种方法是将总负债率、短期负债率和长期负债率分别重新定义为总银行借款（短期和长期银行借款之和）、短期银行借款和长期银行借款与总资产的百分比。第二种方法是将总负债率、短期负债率和长期负债率分别重新定义为总负债（短期和长期负债之和）、短期负债和长期负债与总资产市场价值的百分比，其中总资产市场价值是总负债面值与净资产市场价值之和。将重新定义后的资本结构替代方程(1)中的被解释变量，并复制表2中的所有模型，检验结果与表2中的结果类似。这表明，前文中的研究结果并不因变量的不同定义而存在较大差异。
表2～表5中的所有检验均是采用横截面数据对方程进行估计，由于我们的样本是由横截面数据和时间序列数据构成的平行数据(PanelData)，因此，我们使用平行数据的估计方法对表2～表5中的模型重新进行估计⑤，结果与横截面数据的估计结果基本一致⑥。
此外，根据孙铮等(2005)的研究，我们在检验债务期限结构的决定因素时，在方程(3)中加入了市场化指数、政府干预指数等变量，检验结果与表4中的结果类似。
六、结论
自从Modigliani和Miller(1958)提出著名的MM定理以来的近50年里，企业的债务融资一直是学者们关注的焦点问题之一，很多理论被提出来解释企业的债务融资决策，其中绝大多数相关研究都隐含地假定管理者和投资者是效用最大化的理性决策者。但是很多心理学和经济学研究已经表明，人们普遍存在过度自信和过度乐观等非理性特征。
本文抛弃管理者理性的假设，分析管理者的过度自信可能对企业的资本结构和债务期限结构决策产生什么样的影响。我们以国家统计局公布的企业景气指数来表示管理者过度自信程度，以2001～2004年沪深上市公司为样本，在控制了其他可能影响资本结构的因素以后，实证检验结果发现管理者过度自信与资本结构和债务期限结构显著正相关。进一步以上市公司的年度业绩预告是否变化来定义上市公司的管理者是否过度自信，稳健性检验得到了相似的结果。由此我们为管理者的过度自信影响企业债务融资决策的假说提供了经验证据。
本文的研究在两方面具有重要意义：第一，我们抛弃了传统的债务融资理论的理性决策者假设，以实证检验结果证明，除了传统的企业特征以外，管理者过度自信也是影响债务融资决策的重要因素。因此，本文拓展和丰富了企业债务融资研究。第二，行为金融文献从投资者非理性和管理者非理性两个方面进行研究，现有文献主要集中于研究投资者非理性对公司决策和资产定价的影响。相对而言，管理者非理性如何影响公司决策的相关研究则落后很多(Baker,Ruback and Wurgler,2006)，本文在这方面做了有益的尝试。因此，本文拓展和丰富了行为金融学的研究。
未来的研究可以从两个方面进行拓展：一是分析管理者过度自信对公司价值和其他重大决策的影响（如投资决策和分配决策）。二是将管理者的非理性与投资者的非理性结合起来，分析二者的相互作用对公司价值和重大决策的影响。
注释：
①郝颖、刘星和林朝南(2005)根据Malmendier和Tate(2005b)的思路，首次检验了中国上市公司的管理者自信对企业投资行为的影响。他们将管理者在3年内持有本公司股票并保持不变的高管人员归为适度自信，将3年间持有并增持本公司股票的高管人员视为过度自信。以这种方法衡量中国上市公司管理者是否过度自信是值得商榷的，这是因为：第一，中国上市公司较少推行股票期权计划。第二，中国上市公司高管在任期间并不能自由买卖本公司股票，因此，高管持有本公司股票的增加并不一定表明高管对本公司的盈利能力的过度乐观预期，而很可能是公司追加授予其股票作为激励而导致的持股增加。
②1998年12月9日，中国证监会发布的《关于做好上市公司1998年年度报告有关问题的通知》中规定：“如果上市公司发生可能导致连续3年亏损或当年重大亏损的情况，应当根据《股票发行与交易管理暂行条例》第六十条的规定，及时履行信息披露义务。”这是在中国证券市场上首次实施预告制度，当时预告的实施对象仅仅是亏损公司。2001年12月21日，上交所和深交所在《关于做好上市公司2001年年度报告工作的通知》中指出，在2001年会计年度结束后，上市公司如果预计可能发生亏损或者盈利水平较上年出现大幅变动的（利润总额增减50%或以上），应当在年度结束后30个工作日内及时刊登预亏公告或业绩预警公告。新预告制度将业绩水平预计大幅上升或大幅下降的公司也纳入到预告范围之内。2002年9月28日交易所发布的《关于做好上市公司2002年第3季度季度报告工作的通知》中指出，公司预测2002年全年经营成果可能为亏损或者与上年相比发生大幅度变动（一般指净利润或扣除非经常性损益后的净利润与上年同期相同指标相比上升或下降50%或50%以上），应在3季报中进行预告。
③Rajan和Zingales(1995)发现，美国、日本、德国、法国、意大利、英国和加拿大等7个发达国家上市公司的平均负债比率分别为66.1%、66.8%、72%、68.8%、67.4%、57.8%和60.3%。
④Booth,Aivazian,Demirguc-Kunt和Maksimovic(2001)发现，印度、韩国、巴基斯坦、泰国和土耳其这5个发展中国家上市公司的平均负债比率分别为：66.1%、72.8%、65.2%、50.9%和61.8%。
⑤Hausman检验拒绝了随机效应模型，因此这里的检验采用固定效应方法。
⑥由于篇幅所限，这里没有报告检验结果，有兴趣的读者可以向作者索取。
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