各党支部、子公司、分厂、部、室：
20__年以来，各党支部、分公司、分厂、部、室在公司党委、董事会、总经理部的正确领导下，坚持以邓小平理论和同志“三个代表”重要思想为指导，认真贯彻落实党的十六大精神，全面实施“三点一线”发展战略，大力推进技术进步和信息化管理，狠抓市场开拓、重点项目建设、安全文明生产和企业内部管理，深入加强和改进党建、思想政治工作和精神文明建设，调动一切积极因素，使企业各项工作都跃上一个新台阶。为认真总结公司一年来的工作成绩和经验，进一步振奋精神，谋划安排好明年的各项工作，公司党委、董事会、总经理部决定集中一段时间，在全公司范围内开展20__年度双文明建设总结评比活动。现将有关事项通知如下：一、基本要求
20__年度双文明建设总结评比活动的基本要求是：以党的十六大精神为指针，以公司《20__年工作要点》为依据，以党支部、分公司、分厂、部、室为单位，认真总结本单位一年来两个文明建设方面所取得的成绩和经验，找准工作中存在的问题和不足。在总结工作的基础上，按照“重事实、重实绩、重贡献”的原则，评选出有突出贡献的先进集体和个人。通过对各类先进的评比，进一步调动广大干部职工的工作积极性和创造性，推动公司两个文明建设健康深入地发展。
二、方法步骤
20__年度双文明建设总结评比活动分四个步骤进行：
第一步：工作总结（12月1日至12月5日）
工作总结采取以分公司、分厂、部、室为单位，先个人总结后集体总结的形式进行。
（一）个人总结。个人总结包括中层干部述职和职工个人总结两个层次。
1、中层干部述职。中层干部述职与中层班子考察同步进行，要围绕本单位和本人的工作任务、岗位职责和工作分工，实事求是地对全年的工作目标完成情况，以及个人学习、工作、精神状态、班子团结、廉洁自律等方面进行总结和自我评价，找出自身存在的问题和不足。
2、职工个人总结。要以班组、工段或部（室）为单位，组织召开全体职工大会，汇报自己一年来在工作、学习、劳动态度和争做文明职工等方面的成绩和不足。
（二）集体总结。集体总结包括班组或工段、分公司（分厂、部、室）总结两个层次。
1、班组、工段总结。要在职工个人汇报总结的基础上，围绕一年来本班组或工段完成任务情况、班组建设情况、文明生产情况等方面所取得的成绩和经验，存在的问题和不足，由班组长或工段长整理出班组、工段总结汇报材料，并在单位组织召开的总结大会上进行汇报。
2、分公司、分厂、部、室总结。要在班组、工段（或个人）总结汇报的基础上，围绕公司20__年工作要点，认真总结一年来取得的成绩和经验，存在的问题和不足，并整理出单位总结汇报材料。
第二步：评比先进（12月6日至12月9日）
（一）评比项目
今年评比项目共分七项：
1、双文明先进单位
2、双文明先进班组
3、双文明先进个人
4、文明生产先进单位
5、文明生产先进班组
6、公司标兵
7、劳动模范
（二）评比比例
各类先进的评比比例是：双文明先进单位约占公司单位总数的20；双文明先进班组约占本单位班组总数的10；双文明先进个人约占本单位职工总数的5；文明生产先进班组约占本单位班组总数的5；文明生产先进单位约占公司单位总数的10；各类标兵、劳模的名额不限，只要符合评选条件的都可以申报。中层干部各类先进的评比，由政工部结合中层班子考察进行推荐，不占各单位的评比名额。
（三）评比程序
1、推荐和自荐。
⑴双文明先进单位和文明生产先进单位的评比采取在全公司范围内，各单位相互推荐和自荐的方式推荐候选单位，上报公司评比领导小组审核。
⑵双文明先进班组和文明生产先进班组的评比采取在本单位范围内，各班组、工段相互推荐和自荐，经所在单位党支部审定后上报公司评比领导小组审核。
⑶双文明先进个人的评比采取先在本班组或工段范围内相互推荐和自荐，经所在单位党支部审定后上报公司评比领导小组审核。
⑷中层干部（含助理）双文明先进个人的评比采取在全公司范围内集中推荐的形式：一是以党支部或部（室）为单位推荐3-5名双文明先进个人（不含本单位中层）；二是征求主管公司领导意见；三是由政工部结合班子考察进行推荐；四是公司评比领导小组审定。
⑸公司标兵和劳动模范的评比采取由所在单位直接向公司推荐的方式上报公司评比领导小组审核。
2、填表和上报。参评各类先进要按要求认真填写审批表，申报公司标兵和劳动模范者还要附20__字左右的先进事迹材料。各单位要在12月10日前将本单位各类先进审批表，申报公司标兵、劳动模范事迹材料，推荐、自荐双文明先进单位、文明生产先进单位、中层干部双文明先进个人名单，一并报公司双文明建设评比工作领导小组办公室。
3、公司审批。各单位上报各类先进审批表和事迹材料后，经公司双文明建设评比领导小组审核，报公司党政联席会批准。
（四）评比要求
1、各单位要在认真总结20__年工作的基础上，采取自下而上的形式逐级推荐先进个人、班组和单位。
2、各单位要深入搞好本次评比的宣传动员和思想发动工作，要使广大干部职工了解本次评比的主要内容和条件，充分调动广大职工参与评比的积极性。
3、各单位在评比过程中，要坚持“重事实、重实绩、重贡献”的原则，切实按照评比条件，严格把关，好中选优，宁缺勿滥，不搞平衡照顾，真正评出典型，评出团结，评出干劲。
4、各单位在评比过程中，一定要严格评比程序，认真填写各类先进审批表，并按规定时间上报，逾期未报，按自动放弃推荐评选资格对待。
第三步：公示
根据各单位上报的各类先进事迹材料，由公司双文明建设评比领导小组审核，上报公司党政联席会研究批准后，在体育馆前公开栏公示3-5天，接受广大职工对评比工作的监督。
第四步：表彰
公司召开总结表彰大会，总结一年来的工作，对评选出的先进单位和个人予以表彰。
三、评比条件
（一）双文明先进单位条件
1、双文明先进分公司、分厂条件
⑴领导班子团结协作，勇于开拓创新，工作敢抓敢管，决策正确果断，重大问题集体研究决定，班子成员勤政廉洁，群众威信高。
⑵能够圆满完成公司下达的本年度各项生产经营目标，积极开展增收节支、节能降耗活动，且成效显著，文明生产工作成绩突出，本年度无严重治安事件和重大设备及人身伤亡事故。
⑶重视职工队伍建设，坚持开展职工技术培训，认真落实民主管理制度，关心职工生活，积极主动为员工改善劳动生产环境。广大职工敬业爱岗，团结协作，具有积极向上的精神风貌。
⑷坚持“两手抓”的方针，按时完成公司党委布置的各项任务，年度精神文明建设成绩显著。
2、双文明先进部（室）条件
⑴充分发挥本部门职能作用，出色地完成公司下达的各项工作任务，积极为公司提供科学正确的决策依据，在保证公司正常生产经营和其它各项工作中成绩突出。
⑵部门人员本职业务技术熟练，基础工作扎实，各项服务工作普遍受到生产经营单位称赞。
⑶部门人员组织纪律性强，团结协作，工作积极主动，有良好的职业道德素养，在完成公司各项工作任务中有突出成绩。
（二）双文明先进班组条件
1、能够圆满完成各项生产经营任务，全年主要工作考核指标达到先进水平，文明生产成绩显著，无严重治安事件和重大设备及人身伤亡事故。
2、班组岗位责任制健全，班长以身作则，班内风气正，凝聚力强。
3、班组成员政治素质好，业务技术熟练，工作效率高，能够出色地完成各项工作任务。
4、班组成员勇于创新，积极开展技术革新、节能降耗和修旧利废活动，在技术革新上有突出成果。
（三）双文明先进个人条件
1、敬业爱岗，勤于动脑，好学上进，勇于奉献，在各项工作中表现突出并做出表率者。
2、业务技术熟练，工作效率高，能够出色完成本职工作任务者。
3、讲文明，守纪律，有集体荣誉感，敢于同不良倾向作斗争，能够自觉遵守《职工道德规范》者。
（四）文明生产先进单位条件
1、领导班子重视文明生产工作，班子内部有分工，主要领导亲自抓，对本单位文明生产工作有计划、有安排、有重点地定期进行集中整治，在公司组织的文明生产检查考核中成绩突出。
2、文明生产基础工作扎实，文明生产各项制度健全，检查、考核工作坚持经常，文明生产责任卡落实、检查、考核到位，在环境卫生、备品备件存放、岗位卫生、机台卫生及安全设施等方面整治效果明显，较好地达到公司考核标准，并保持良好。
3、干部、职工文明生产意识强，能够积极主动履行岗位文明生产职责，自觉维护文明生产环境，以自身的模范行动积极营造公司良好的对外形象。
（五）文明生产先进班组条件
1、能够按照文明生产责任卡的要求，严格对责任人和复审人进行定期检查、考核、奖惩。
2、能够圆满完成单位布置的各项文明生产任务，文明生产考核内容均达到公司考核标准，在历次公司检查和单位自查中成绩显著。
3、班组、工段成员文明生产意识强，人人都能自觉维护文明生产环境，立足岗位积极工作，有较强的集体荣誉感。
（六）公司标兵条件
1、敬业爱岗标兵。专业技术熟练，好学上进，工作效率高，勇于奉献，在本职工作岗位上做出突出成绩并受到广大干部职工公认者。
2、技术革新标兵。在公司年度重大技术改造中有突出贡献，为公司年增加经济效益10万元以上，并有技术革新成果者。
3、见义勇为标兵。敢于向社会不良倾向作斗争，勇于伸张正义，为维护社会稳定和公司利益挺身而出者。
4、文明生产标兵。所在工作岗位文明生产工作成绩显著，为本单位文明生产工作做出突出贡献者。
以上各类公司标兵必须具备双文明先进个人条件。如在其它某方面事迹突出，为促进公司两个文明建设做出重要贡献的先进个人，也可以推荐和参评并授予荣誉称号。
（七）劳动模范条件
1、有开拓创新精神，在企业改革和提高企业经济效益方面取得显著成绩者。
2、在生产、经营和管理方面，经济技术指标先进或在推行现代化管理中取得显著成绩者。
3、在开展合理化建议、技术革新，开发和推广新技术、新工艺，开展增收节支，技改技措等项活动中做出显著成绩者。
4、忠于职守，不畏艰难，踏实工作，在平凡的岗位上做出不平凡的业绩者。
5、有高尚的思想道德情操，在公司精神文明建设中做出显著成绩者。
内容摘要:本文以2002-2006年我国上市公司为样本,对领导权结构与公司绩效关系进行了实证分析。结果表明:多数公司采用继任交接方式下的混合领导权结构,且有利于提高公司的绩效;董事长与总经理两职分设及两职合一对公司绩效没有显著影响,也没有证据显示两职分设和两职合一的领导权结构孰优孰劣。
关键词:领导权结构公司绩效继任理论
在既有的研究中,公司的领导权结构一般分为两种状态:两职合一或者两职分离。前者指公司总经理和董事长由同一个人兼任,后者则指两个职务由不同的人担任。国内外学者关于领导权结构与企业绩效关系的研究中,因为理论基础和研究方法、研究角度的差异持有不同的观点。反对两职合一者认为:两职合一会削弱董事会监管的力度,对公司绩效有负作用。支持两职合一者认为:两职合一能使总经理具有更大的权力,可以更及时地应对飞速变化的环境;Rechener和Dalton(1991)研究了141家企业,利用资产收益率、股权收益率和利润边际作为财务指标来衡量公司业绩,通过回归分析发现两职分离的公司业绩优于两职合一的公司业绩。与以上研究结论相反,Brickley,Coles和Jarrel(1997)发现,两职合一的公司无论财务业绩还是市场业绩都并不差。于东智(2002)研究表明:领导权结构与公司绩效之间并不存在显著的线性关系。蒲自立(2004)研究得出两职合一与公司绩效负相关的结论。吴淑琨(1998)研究得出,两职是否合一与其绩效之间并没有显著的联系。
上市公司究竟应该采用何种领导权结构最有利于公司业绩提高以及公司发展暂无定论,而且随着经济环境的变化,领导权结构也随着发生很大的变化,已有的研究不能说明现有上市公司领导权结构与公司绩效的关系问题,本文基于继任理论对领导权结构与公司绩效的关系进行实证研究。
假设提出
(一)假设一:两职分设领导权结构与公司绩效正相关
在所有权和经营权分离的公司中,问题主要表现为以总经理为代表的高层管理人员与股东之间的利益冲突,为了防止人的“败德行为”和“逆向选择”,就需要一个有效的监督机制。Fama和Jenson(1983)认为,领导结构有助于解决公司中存在的剩余风险承担和控制分离带来的问题,他们认为公司决策管理和决策控制两项职能的分离降低了的成本并导致公司绩效的提高。因此,假设两职分设领导权结构与公司绩效正相关。
(二)假设二:两职合一的领导权结构与公司绩效正相关
Donaklson(1990)提出了一种与理论截然不同的理论―现代管家理论。他认为,理论对总经理内在机会主义和偷懒的假定是不合适的,而且总经理对自身尊严、信仰以及内在工作满足的追求,会促使他们努力经营公司,成为公司资产的“好管家”。现代管家理论认为,两职合一有利于提高企业的创新自由,有利于企业适应瞬息万变的市场环境,从而也有助于提高企业的经营绩效。因此,假设两职合一的领导权结构与公司绩效正相关。
(三)假设三:多数公司采用混合领导权结构有利于公司绩效的提高
Vancil(1987)对众多公司作了详细的研究。结果表明大多数公司采用了“指挥棒交接”的继任程序,这一领导结构运行机制如下:起初,公司的董事长兼任总经理(即两职合一的领导结构阶段),由于年龄或其它原因,董事长先辞去总经理的职务并传递给新任总经理,但仍担任董事长职务,直至新任总经理的试用期结束(此阶段为两职分设的领导结构阶段)。若试用期结束此经理表现合格,则兼任董事长职务,原董事长从董事会中退出,(恢复两职合一的领导结构)。在试用期内总经理若表现不合格,则董事会决定是解聘还是延长总经理的试用期。交接期内两职分设只是继任程序存在的一种交互状态,是特意设置的一种领导权结构,两职分离并没有降低公司的成本,也没有带来公司绩效的提升。此种领导权结构称为混合领导权权结构。有如下优点:一是若新任总经理表现出色,试用期结束后将会兼任董事长,所以董事长头衔是对新任总经理的一种激励,促使其尽心尽力工作,从而有效地解决了成本。二是试用期是一种极为有效的制度安排,可使董事会更好地监督总经理的工作,有利于降低内部信息传递成本。上述优点使混合领导结构有效地克服了两职合一与两职分设领导权结构的缺陷,为越来越多的大公司所采用。因此,假设多数公司采用混合领导权结果,且有利于公司绩效的提高。
实证研究
(一)变量的定义
样本选择。本文选取2002-2006年在中国上海证券交易所和深圳证券交易所交易的560家上市公司为样本。数据主要来源于色诺芬数据库,并以样本历年年报作为补充。计算过程全部利用SPSS11.0完成。
变量的定义。两职状态:设置了领导权结构亚变量D_LS,当总经理兼任董事长时D_LS=1,当采用混合领导权结构时D_LS=0.5,当总经理与董事长完全分离时D_LS=0。
公司绩效:本文选择EPS(每股收益,即普通股的获利水平,反应市场收益)和ROA(总资产利润率,反应会计利润)作为考查变量。总资产收益率反映公司对于全部资源投资的贡献,表明公司资产利用的综合效果。对于本文的研究而言选用ROA作为绩效指标更合适。鉴于不同行业公司绩效差异较大,本文公司绩效均采用经行业中位数调整后的绩效为准。
控制变量:本为选取总经理的任期(CEO_TENURE),在企业供职年限(CEO_YEAR),公司规模(以营业收入的对数表示,LNSISE)、负债比例(DEBT),4个变量为控制变量。
(二)上市公司领导权结构比例统计
对所选的560家上市公司,2004年,2005年,2006年为样本,以领导权结构状态为标准进行分类统计,结果如表1所示。
从表1看出,多数企业采用混合领导权结构,比例在2/3以上,且有逐渐稳定上升的趋势,两职合一的公司比例逐渐下降,两职分设的领导权结构比例逐步上升,三年内采用两职分设领导权结构的公司比例均高于采用两职合一领导权结构的公司比例,与国际上及我国公司法对上市公司领导权设置要求趋于一致。
(三)假设检验及结果分析
为了检验不同领导权结构与公司绩效之间的关系,建立如下模型:
Performace=α0+α1D_LS+α2CEO_TENURE+α3CEO_YEAR+α4LNSIZE+α5DEBT+ε
公司绩效(Performance)用经行业调整后的ROA、EPS五年内的均值衡量,每个模型中使用一个业绩度量指标,ε为随机变量。模型1、模型2、模型3分别是两职合一领导权结构,混合领导权结构,两职分设领导权结构与公司绩效之间关系假设的检验。检验结果如表2所示。
回归结果显示两职合一的领导权结构与ROA之间系数为负、与EPS之间系数为正,但均不显著;两职分设与ROA之间系数为正、与EPS之间系数为负,同样都不显著,混合领导权结构与公司绩效系数为正,且通过了5%的显著性检验,统计分析表明,假设1和假设2不成立,混合领导权结构与公司绩效正相关。
另外,以上统计表明,在两职合一领导权结构下,总经理任期与公司绩效负相关,而在混合领导权结构下,总经理长的任期与公司绩效显著正相关,两职分设领导权结构下,总经理长的任期与公司绩效不相关。负债比例与公司绩效负相关,且通过了10%的显著性检验。
为进一步说明领导权结构与公司绩效之间关系,本文采用方差分析、Wilcoxonrank-sum秩和检验方法进行假设检验。公司绩效为2002-2006年5年期间经行业调整后的均值,样本数为:两职合一领导权结构的公司为55家,混合领导权结构的公司为360家,两职分设领导权结构的公司为95家,计算结果如表3所示。
表3显示,采用两职分设领导权结构的公司ROA显著小于两职合一领导权结构的公司ROA;两职分设领导权结构公司的EPS,显著大于两职合一领导权结构公司的EPS。因此,无法比较两职合一与两职分设两种领导权结构公司绩效孰优孰劣,混合结构的ROA,EPS均显著大于(P值均小于0.05)两职合一与两职分设领导权结构的ROA,EPS,以上结果说明,采用混合领导权结构的公司绩效要明显高于其他两种领导权结构的公司绩效,结合表2的统计分析结果,假设3成立。
结论
本文通过统计分析发现,大多数上市公司采用继任交接程序下的混合领导权结构,且这类公司绩效显著高于采用其他领导权结构的公司绩效。无数据支撑两职合一与两职分设两种领导权结构孰优孰劣,但较为普遍的混合领导权结构确实有利于提高企业的绩效。导致这种结果的原因在于我国的职业经理市场尚不完善,两职分设状态下,成本和信息成本超过了两职分设的收益,不利用公司绩效的提高。监管制度不完善和行政任命现象的存在,催化了两职合一领导权结构出现权力过度膨胀的现象,损害股东和投资者的利益。而在混合领导权结构下,总经理把晋升为董事长作为一种重要的激励,会尽心尽力工作,使其自身目标与公司目标趋于一致。公司继任制度的存在,即使领导权交接期过后,公司处于两职合一阶段,董事长仍会努力工作,因为如不努力工作取得较好的绩效,则下一个交接期会马上开始。
参考文献:
1.于东智,谷立日.公司的领导权结构与经营绩效[J].中国商业经济,2002(2)
2.浦自立,刘勺佳.公司控制中的董事会领导结构和公司绩效[J].管理世界,2004(9)
关键词：管理者过度自信；融资偏好；公司投资
中图分类号：F830.91；F275.1文献标识码：A文章编号：1001-6260(2010)01-0130-09
一、问题的提出
MyerS(1984)在“资本结构之谜”一文中将不对称信息引入到资本结构理论研究中，由此提出了新优序融资理论，即企业在进行融资时，会先偏好内部融资，如果需要外部融资，则先选择债务融资，最后选择权益融资。新优序融资理论由于否定最佳资本结构的存在，因此引起了大量学者对权衡理论与新优序融资理论的实证研究。Shyam-Sunder等(1999)、Fama等(2002)及Frank(2003)等对美国公众公司的实证检验在一定程度上支持了MyerS(1984)的新优序融资理论。新优序融资理论依赖两个重要的研究假设，即理性人假设与信息不对称，然而Heaton(2002)以人的非理为前提，基于管理者过度自信对新优序融资理论提出了一种新解释，这种新解释不涉及信息不对称，由此对新优序融资理论提出了挑战。Malmendier等(2005a)及Peng等(2007)等的实证检验都支持了Heaton(2002)的新解释。事实上，随着行为公司财务学研究的逐渐兴起(Baker，etal，2004)，基于管理者过度自信的资本结构决策研究正成为现代资本结构理论研究的一个新的发展方向。Lee等(1995)、Yate等(1998)对过度自信的跨文化研究表明，与美国人相比，中国人更过度自信。而就国内相关的研究而言，学者们主要还是围绕MyerS(1984)提出的新优序融资理论来考察我国上市公司的股权融资偏好行为(陆正飞等，2004；刘星等，2004)，鲜有学者考察管理者的过度自信行为对公司融资偏好行为的影响。心理学的相关研究表明，人的过度自信行为会受到人的年龄、工作经验、教育背景及专业技能等个人特征的影响(Heath，etal，1991FraSer，etal，2006)。基于以上研究背景，本文从管理者个人特征的角度，分别以我国上市公司总经理的年龄、任职时间、学历及教育背景作为管理者过度自信的替代变量，从公司投资的角度具体考察管理者的过度自信行为对我国上市公司内部或者外部融资偏好行为的影响。
二、理论分析与研究假设
传统的理性人假设认为，人在做决策时存在一致的信念(conSiStentbeliefS)和一致的偏好(coherentpreferenceS)，也就是说，当接收到新信息时，人们根据贝叶斯法则来正确地调整他们的信念，在信念给定的情况下，人们根据例如主观期望效用最大化这样的标准来做出决策(BarberiS，etal，2003)。然而心理学的研究却发现，人并非完全理性的，人在做决策时的信念和偏好会出现系统性的偏差，并表现出过度自信、典型性(repreSentativeneSS)、锚定(anchorin’g)、损失规避及心理会计等行为特征(Kahneman，etal，1982)，其中最为稳定的就是人们在判断过程中的过度自信行为(DeBondt，etal，1995)。过度自信行为是指人们在做决策时对自身能力和知识面的高估而产生的偏差，由此产生的后果就是人们在做决策时会高估决策获得成功的可能性，而低估与决策相关的风险。人的过度自信行为主要产生于“好于平均”(better-than-average)效应，即当人们评估自己的能力时，倾向于高估自己，认为自己的能力要高于平均水平(Larwood，etal，1977；Alicke，1985)，例如，当被问及驾驶技能时，绝大多数的受访者都认为自己要好于平均水平(SvenSon，1981)。这样的“好于平均”效应会影响人们的因果归因，因为人们会把成功的结果归因于自身的能力，而把失败的结果归咎为坏的运气，由此进一步增强了人们的过度自信(Miller，etal，1975)。另外，人们对未来前景的过度乐观也能强化人们的过度自信，尤其当人们乐观地认为他们可以控制行为的结果时(Langer，1975；WeinStein，1980)。过度自信在许多职业领域里都有所表现，例如工程师、医生和护士、律师、管理者以及创业家等(LichtenStein，etal，1977；Bazerman，1990)，但是相对于一般人，公司的管理者更可能表现出过度自信(Malmendier，etal，2005a)。
既然管理者存在着过度自信行为，那么管理者的这种行为会如何影响公司的融资决策呢?Heaton(2002)最早从理论上分析了管理者的过度自信行为对公司融资偏好行为的影响，他认为，过度自信的管理者会高估他们为公司创造价值的能力，并由此高估公司投资项目未来所能产生的现金流量，因此，过度自信的管理者会认为市场低估了他们公司发行的风险证券的价值，这导致他们不愿意进行外部融资。当公司必须寻求外部融资时，由于股票价格相对债券价格对市场的预期更加敏感，这使得过度自信的管理者认为发行股票比发行债券的成本要更高，因此他们会更加偏好债务融资。这样，管理者的过度自信行为就使得管理者的融资偏好为先选择内部融资，再选择债务融资，最后选择外部权益融资。Mal-mendier等(2005a)在对Heaton(2002)的新解释进行实证检验时进一步指出，由于过度自信的管理者通常会高估自身的知识和能力，从而高估公司投资项目未来所能产生的现金流量，因此，当公司存在充足的内部资金时，过度自信的管理者会进行过度投资，而当公司缺乏内部资金时，考虑到外部融资的成本太高(Heaton，2002)，他们会减少公司的投资，此时公司额外的现金流量能为公司的投资提供融资，由此导致了公司投资与现金流之间的敏感度。Malmendier等(2005a)的实证结果也表明，存在过度自信管理者的公司由于更少地利用外部融资，因此其投资与现金流之间的敏感度会更强，由此支持了Heaton(2002)的新解释。Peng等(2007)以管理者的性别作为管理者过度自信程度的替代变量，研究得到类似的结果。以上的理论分析同样适用于我国的上市公司，因此，本文提出以下假说：
假说：总经理过度自信比较强的上市公司，投资与现金流之间的敏感度较高。
三、研究设计
1样本的选取
本文的研究样本为2003-2006年在沪深证券交易所上市的公司。本文首先手工收集了上市公司
总经理的学历和教育背景这些个人信息，能够同时获得这些个人信息的样本观测值共有4040个，然后通过剔除符合以下条件的公司，最后得到共计2430个样本观测值。这些条件分别是：(1)金融类公司；(2)*ST、ST公司；(3)同时有发行B股或者H股的公司；(4)不能获得连续三年主营业务收入数据的公司(用于计算成长性)；(5)财务数据异常的样本观测值，比如投资机会(Tobin’q)大于10、负债比率大于1等；(6)财务数据不完整的公司，以及总经理的年龄和任职时间这些个人信息不完整的公司。样本公司的所有财务数据和公司治理数据均来自CSMAR数据库，上市公司总经理的学历和教育背景以及部分缺省的年龄和任职时间信息通过手工收集得到。
2研究变量的定义
本文主要通过公司投资与现金流之间的敏感度来研究我国上市公司管理者的过度自信行为对公司内部或者外部融资偏好行为的影响。被解释变量主要为公司投资，解释变量主要为公司现金流量，控制变量主要包括公司的投资机会、成长性、公司性质、负债比率、销售收入、流动资产、公司规模及行业等，各变量的定义如表1所示。其中，对行业这一控制变量的定义，本文是把全部样本观测值按照中国证监会公布的行业分类标准分成12类(金融类除外)，然后再把制造业按二级代码分成10类，并取20个行业哑变量。
需要说明的是，国外学者对管理者过度自信的度量，目前主要还是借鉴Malmendier等(2005a)及Malmendier等(2005b)的方法，即管理者执行股票期权是否迟于执行期、管理者在职时是否把股票期权持有至到期日、管理者是否习惯性地增持公司股票及商业新闻对管理者个性特征的描述。考虑到我国上市公司管理者的持股比例并不高，股票期权也是近年来才开始实施，并且持股和股票期权只占管理者薪酬的一小部分，再加上我国媒体的不发达及较强的主观性，因此本文没有采用以上度量方法。在国内，余明桂等(2006)及姜付秀等(2009)分别采用国家统计局公布的企业景气指数和上市公司年度业绩的乐观预告(或者盈利预测)是否变化作为管理者过度自信程度的替代变量。本文认为由于国家统计局公布的企业景气指数是对外部经济环境的估计，因此，这一指标更加适合于度量管理者乐观而不是管理者过度自信；而上市公司年度业绩的乐观预告(或者盈利预测)同时受到外部经济环境和公司信号传递(Ajinky.etal，1984；BaginSki，etal，1993)等内在因素的影响，因此这一指标也存在较大的缺陷。心理学的相关研究结果表明，人的过度自信行为会受到人的年龄、工作经验、教育背景及专业技能等个人特征方面的影响(Heath，etal，1991；FraSer，etal，2006)。基于以上原因，本文尝试采用总经理的年龄、任职时间、学历及教育背景作为总经理过度自信的替代变量，具体理由如下：
(1)总经理年龄。Taylor(1975)和ForbeS(2005)的研究发现，管理者的年龄会对管理者过度自信的程度产生影响：相对于年龄较小的管理者，年龄较大的管理者在做决策时会收集更多的信息，花费更长的时间，由此减少在决策时所产生的判断偏差；与此同时，年龄较大的管理者在过去可能经历过更多的失败或者决策错误，这有助于他们正确认识自身的能力和掌握的知识，从而减少因对自身能力和知识面的高估而产生的判断偏差。因此，相对于年龄较小的总经理，年龄较大的总经理其过度自信的程度可能比较弱。
(2)总经理任职时间。Frank(1988)、FraSer等(2006)的研究发现，过度自信的管理者在做决策时虽然会高估自身的知识和能力，但是随着管理者经营管理经验的增加，他们可以从过去的经营管理决策中收集更多的新信息，从而不断修正因对自身能力和知识面的高估而产生的偏差，因此，随着管理者经营管理经验的增加，管理者的过度自信行为会有所减少。相对于任期较短的总经理，任期较长的总经理拥有更丰富的经营管理经验(ForbeS，2005)，因此，他们过度自信的程度可能比较弱。
(3)总经理学历。LichtenStcin等(1977)的研究发现，教育水平的高低会对人们的决策过程产生影响，人们的教育水平越高，其在做决策时的过度自信行为就越少，原因在于教育水平越高的人越可能从正反两方面来收集有关决策的信息，从而越容易意识到自己在做决策时所产生的判断偏差(Koriat，etal，1980)，由此弱化自己的过度自信行为。因此，相对于拥有低学历的总经理，拥有高学历的总经理其过度自信的程度可能比较弱。
(4)总经理教育背景。Heath等(1991)的研究成果表明，在做决策时，当人们认为其对该决策拥有更多的知识时，人们会更倾向于过度自信，原因在于当该决策出现好的结果时，人们会把好该结果归因于自己对该决策所拥有的知识，而当决策出现坏的结果时，人们会把坏的结果归咎为坏的运气。Ben.David等(2006)的研究发现，公司CFOS拥有的专业技能越多，CFOS的过度自信行为越多。因此，当上市公司总经理拥有的教育背景不同时，总经理过度自信的程度可能存在着差别：相对来说，拥有经管类教育背景的总经理可能具有与公司财务决策相关的更多专业知识，因此他们过度自信的程度可能比较强；与之相反，拥有理工类教育背景的总经理可能具有与公司财务决策相关的更少专业知识，因此他们过度自信的程度可能比较弱。
另外，本文又借鉴Malmendier等(2005a)对总经理教育背景的分类方法，把总经理的教育背景分为三类：第一类是经管类教育背景，是指总经理过去经历过经济、管理、金融、会计、财务等经管类教育；第二类是理工类教育背景，是指总经理过去经历过工程、技术、物理、化学等理工类教育；第三类是其他类教育背景，是指总经理过去经历过法律、文学、哲学等其他类教育。
3描述性统计
表2列出了样本观测值的描述性统计。从中可以看出，我国上市公司总经理的年龄平均约为46岁，任职时间平均约为3年；在全部样本中，约52％的总经理拥有本科及本科以下学历，48％的总经理拥有本科以上学历，约45％的总经理拥有经管类教育背景，约52％的总经理拥有理工类教育背景，约3％的总经理拥有其他类教育背景，只有约25％的上市公司为民营上市公司。
四、实证结果及分析
1对假说的实证检验
为了对假说进行实证检验，本文借鉴Fazzari等(1988)研究企业融资约束的方法，构造了以下模型：
其中，β0代表常数项，β30代表系数，t代表时间下标。之所以引入销售收入、流动资产及公司规模这几个控制变量，是因为Ramirez(1995)、HouSton等(2001)及Malmendier等(2005a)等发现销售收入、流动资产及公司规模会显著地影响公司的投资。另外，为了控制公司性质和融资结
构对公司投资的可能影响，还引入了公司性质和负债比率作为控制变量。
表3列出了以总经理年龄和任期分组的实证检验结果。表3的第(1)列列出了对总样本的实证检验结果，从中可以看出，CF1的参数估计值为0.058，且在1％的水平上显著，这一结果与Fazzari等(1988)、Kaplan等(1997)及Malmendier等(2005a)的研究结果相一致，表明我国上市公司的投资与现金流之间的确存在着一定的敏感度。表3的第(2)列和第(3)列分别列出了对低年龄组和高年龄组的检验结果①，从中可以看到，CF。的参数估计值分别为0.066和0.048，且分别在1％和5％的水平上显著，但是前者的估计值要大于后者，F检验的结果显示两者的差异在1％的水平上显著，由此支持了本文提出的假说，表明随着总经理年龄的增长，总经理可能会逐渐认识自身的能力和掌握的知识，在做决策时也会收集更多的信息，他们过度自信的程度可能减弱，因此他们高估公司投资项目未来所能产生的现金流量的程度也比较弱，当公司需要为其投资项目进行融资时，年龄较大的总经理会较多地利用外部融资，从而公司投资与现金流之间的敏感度有所减弱。表3的第(4)列和第(5)列分别列出了对短任期组和长任期组的检验结果，从中可以看到，CF，的参数估计值分别为0.058和0.056，且都在1％的水平上显著，但是前者的估计值要大于后者，F检验的结果显示两者的差异在10％的水平上显著，由此支持了本文提出的假说，表明随着总经理任职时间的增加，总经理的经营管理经验可能越丰富，他们过度自信的程度可能越弱，当公司需要为其投资项目进行融资时，任职时间较长的总经理会较多地利用外部融资，从而公司投资与现金流之间的敏感度有所减弱。
表4的第(1)列和第(2)列分别列出了对低学历组和高学历组的检验结果，从中可以看到，CF。的参数估计值分别为0.069和0.054，且都在1％的水平上显著，但是前者的估计值要大于后者，F检验的结果显示两者的差异在1％的水平上显著，从而支持了本文提出的假说，表明总经理拥有的学历越高，总经理可能越容易意识到自己在做决策时的判断偏差，当公司需要为其投资项目进行融资时，拥有高学历的总经理会较多地利用外部融资，从而公司投资与现金流之间的敏感度有所减弱。表4的第(3)列和第(4)列分别列出了对经管类教育组和理工类教育组的检验结果，从中可以看出，CF。的参数估计值分别为0.055和0.053，且都在1％的水平上显著，但是前者的估计值要大于后者，F检验的结果显示两者的差异在1％的水平上显著，从而同样支持了本文提出的假说，表明相对于拥有经管类教育背景的总经理，拥有理工类教育背景的总经理其过度自信的程度可能比较弱，当公司需要为其投资项目进行融资时，他们会较多地利用外部融资，从而公司投资与现金流之间的敏感度有所减弱。
另外，考虑到总经理的年龄、任职时间、学历及教育背景这四个变量本身可能存在的缺陷及它们之间的相互影响，本文又采用主成分分析法，结合这四个变量，通过客观赋权法构建管理者过度自信指数，然后根据管理者过度自信指数的综合得分按其中值分为强过度自信组和弱过度自信组再进行检验。表4的第(5)列、第(6)列分别列出了对强过度自信组和弱过度自信组的检验结果，从中同样可以看出，CF,的参数估计值分别为0.065和0.038，且分别在1％和10％的水平上显著，但是前者的参数估计值要大于后者，F检验的结果显示两者的差异在1％的水平上显著，从而再次支持了本文提出的假说，表明当总经理的过度自信行为较少时，总经理会较多地利用外部融资，从而公司投资与现金流之间的敏感度有所减弱。
从表3和表4的检验结果可以看到，上市公司的投资总体上与公司的投资机会、流动资产及公司规模之间呈显著的正相关关系，与销售收入之间的正相关关系不显著，这一结果与Ramirez(1995)、HouS-ton等(2001)及Malmendier等(2005a)的研究结果不完全一致。与此同时，上市公司的投资与公司的负债比率之间基本呈显著的负相关关系，与公司性质之间的相关性不显著。
2对假说的稳定性检验
由于我国上市公司的股份被人为地分为流通股和非流通股，流通股和非流通股价格的差异使得计算出来的托宾Q不一定能准确地反映公司的投资机会，为了减少由此可能导致的对上述检验结果的影响，本文又以公司当年与前一年主营业务收入增长率的平均值计算的成长性来代替公司的投资机会，对上述研究结果进行了稳定性检验，结果表明各变量参数估计值的大小、符号及显著性基本没有变化，说明以上结果具有较好的稳定性。
五、结论及启示
随着行为公司财务学研究的逐渐兴起，基于管理者过度自信的资本结构决策研究正成为现代资本结构理论研究的一个新的发展方向，正是基于这一研究背景，本文从总经理个人特征的角度，分别以我国上市公司总经理的年龄、任职时间、学历及教育背景作为管理者过度自信的替代变量，从公司投资的角度具体考察了管理者的过度自信行为对我国上市公司内部或者外部融资偏好行为的影响，结果表明：总经理的年龄越大，任职时间越长，学历越高，以及当总经理拥有理工类教育背景时，总经理的过度自信行为越弱，因此，总经理更多地利用外部融资而不是内部融资，从而公司投资与现金流之间的敏感度越弱；而当总经理拥有经管类教育背景时，总经理的过度自信行为越强，因此，总经理更少地利用外部融资，从而公司投资与现金流之间的敏感度越强。