.5主要研究方法（1）理論分析法：本研究深入探討管理層過度自信的概念、特征及其對企業(yè)金融化影響的理論，整理和總結現(xiàn)有研究，構建本研究的理論框架；根據(jù)文獻回顧和理論框架，提出關于管理層過度自信可能影響公司過度金融化的假說。（2）文獻分析法：圍繞管理層過度自信怎樣影響公司過度金融化的核心主題，梳理相關研究進展、主要觀點及有待深入的方向，及時追蹤前沿技術、相關文獻研究成果及專業(yè)團隊/公司的最新研究報告和白皮書，提升研究結論的可靠性和科學性。（3）實證分析法：構建管理層過度自信影響公司過度金融化的理論模型，重點管理層過度自信如何影響公司過度金融化的內(nèi)在機制，為企業(yè)更有效地管理內(nèi)部決策，減少過度金融化帶來的風險提供理論支撐。1.6創(chuàng)新及不足之處現(xiàn)有研究仍存在不足之處，目前的研究主要關注實體企業(yè)金融化問題，聚焦于企業(yè)的資產(chǎn)配置情況。之后的研究可以從多個研究角度進行入手，不僅可以研究管理層過度自信是否會對企業(yè)金融化程度有何影響，也可以研究管理層激勵手段或過度投資等研究其對企業(yè)金融的影響。另外也可以通過采用更加多元化更加復雜化的評判機制來評估管理層的過度自信，擴大樣本規(guī)模，減少樣本選擇偏差，更全面地深入研究管理者過度自信的心理影響。最后，關于變量間的中介效應分析也許存在著更為科學的模型與研究方法，需要后續(xù)學者進一步研究。2文獻綜述2.1管理層過度自信的相關研究Larwoodetal.（1977）在學術界中具有里程碑意義，他們將過度自信的研究領域從傳統(tǒng)的心理學擴展至管理學領域。通過深入研究，他們發(fā)現(xiàn)管理者與普通員工之間存在顯著差異。相較于一般員工，管理者展現(xiàn)出更高程度的自信傾向，這種心理偏差尤其容易在商業(yè)決策過程中顯現(xiàn)出來。在企業(yè)經(jīng)營的復雜環(huán)境中，管理層扮演著至關重要的角色。他們不僅是投資活動的決策者，也是這些活動的執(zhí)行者。因此，管理層的一言一行、每一個決定都深受其過度自信心理特質的影響。這種影響可能導致他們在做決策時過于樂觀或悲觀，從而對市場和潛在風險作出不恰當?shù)墓烙?，甚至在必要時阻礙公司采取正確的行動。Larwoodetal.的研究強調了過度自信對于管理者行為和決策過程的深遠影響。這一發(fā)現(xiàn)促使管理學者開始關注并研究如何減少管理者的過度自信，以提高決策質量，增強組織的適應性和競爭力。管理層過度自信是指管理層對自己的經(jīng)營管理能力和應對未來風險的能力更為自信的一種心理狀態(tài)REF_Ref1768\r\h[5]。過度自信的管理層會對自身的經(jīng)營管理能力更為自信，他們通常認為自身在知識和經(jīng)驗等方面要強于競爭者，能更好地對企業(yè)金融投資可能帶來的風險進行預測和規(guī)避，這導致管理層在企業(yè)投資活動中更加偏好風險(李雙琦等，2022)REF_Ref1654\r\h[15]。據(jù)苗文娟（2014）研究，存在過度自信特征的管理者往往表現(xiàn)出以下兩個方面的特征：首先，在做未來決策時，他們傾向主觀夸大預測結果的可能性，以此來減少決策失敗的可能性；其次，他們往往高估投資的回報潛力，低估成本投入，包括忽視機會成本和低估實際經(jīng)營成本REF_Ref1713\r\h[3]。郝亞曼（2016）認為管理者過度自信行為是指管理者會過高地估計自己的能力水平、對企業(yè)的發(fā)展抱有過高的信心，低估可能存在的風險，它是一種認知偏差REF_Ref1768\r\h[5]。2.2管理層過度自信的度量謝德聰(2021)在關于管理層高度自信的概念敘述中總結道，對于管理者過度自信的度量，國內(nèi)外學者所采用的方法也不盡相同。國外學者多從管理層的期權執(zhí)行狀況、媒體對于企業(yè)管理當局的報道與評價、企業(yè)實施并購決策的評率、公司收益預測等方面進行研究。國內(nèi)學者大多采用CEO股票增持、薪酬差距、背景特征、企業(yè)景氣指數(shù)等方法[9]。當前常用的幾種度量方式中，首先是管理者相對薪酬比值的的比較，則我們一般認為相對薪酬較高的管理層易存在過度自信的心理傾向；其次是主流媒體評價，即我們可以認為若主流媒體對管理層正面評價居多，則越容易引起管理層的過度自信；再其次，對管理層的年齡、性別、學歷、職業(yè)四個維度對管理層進行評價，評估其是否存在過度自信的傾向；再如盈余預測偏差評估，比如對管理層的預測盈余與公司真實盈余進行對比，若樣本期間的期望超過現(xiàn)實的數(shù)量大于期望少于現(xiàn)實的數(shù)量，則可以認為這名企業(yè)管理者具有過度自信；其次還有通過對管理者持股變化，并購頻率，預報和實際凈利潤變動幅度，宏觀景氣和消費者情緒指數(shù)等指數(shù)的研究來分析管理者是否存在過度自信（葉昭，2022）REF_Ref2702\r\h[11]。2.3公司過度金融化相關研究自2008年全球金融危機的陰影席卷整個金融市場以來，金融化這一概念便成為了經(jīng)濟學界熱議的焦點。學者們對此展開了深入的研究和討論，試圖解析其背后的深層邏輯及其可能帶來的影響。在經(jīng)歷了這場全球性的經(jīng)濟動蕩之后，盡管有種種警示，金融化現(xiàn)象似乎并未如預期般消退，反而以更為隱秘和復雜的形態(tài)繼續(xù)存在于我們的經(jīng)濟生活之中。適度的金融運作能夠激發(fā)創(chuàng)新活力，提高資金使用效率；但若缺乏合理引導和監(jiān)管，過度金融化則可能破壞經(jīng)濟的穩(wěn)定性，甚至威脅到實體經(jīng)濟的健康發(fā)展。顧磊（2022）對公司財務化與盈余管理進行了實證分析，發(fā)現(xiàn)在公司財務化程度較高的情況下，公司管理層的應計盈余管理、真實盈余管理活動將顯著增強；在公司不過分財務化的情況下，公司管理層的盈余管理程度會降低，真正的盈余管理程度也會降低REF_Ref2761\r\h[6]。過度金融化的內(nèi)涵主要表現(xiàn)在大量地配置金融資產(chǎn)，將本應該用于投資實體產(chǎn)業(yè)的資金投資于金融資產(chǎn)，導致實體產(chǎn)業(yè)萎縮和倒退（王曉坤，2023）REF_Ref2830\r\h[13]。2.4公司過度金融化的成因和結果關于企業(yè)過度金融化背后的生成機制，不同學者眾說紛紜。鄭麗雅、易憲容（2022）已有研究表明，在中國，工業(yè)企業(yè)的金融化水平與非金融企業(yè)的金融投資水平之間沒有明顯的關聯(lián)，所以，我們可以推測，這并不是造成中國企業(yè)過度金融化的根本原因，也就是，中國公司的過度金融化更多地是為了投機，究其根本，應當是由于傳統(tǒng)的利潤率不斷降低，導致公司從傳統(tǒng)的經(jīng)營活動中分離出來，轉而追求更高收益的金融產(chǎn)品REF_Ref2875\r\h[8]。企業(yè)過度投資金融資產(chǎn)會受到企業(yè)內(nèi)部和外部因素的共同影響。內(nèi)部因素包括管理層和股東之間的信息不對稱，管理層有可能出于個人利益最大化的目的，或者受其個人偏好和過度自信的影響，而對金融資產(chǎn)進行過度投資。從外部來看，宏觀經(jīng)濟波動，貨幣政策變化，外部政策不確定性等宏觀政策環(huán)境，會直接影響企業(yè)的融資、生產(chǎn)、投資等經(jīng)營行為，進而顯著的影響企業(yè)的金融投資（劉立夫等，2021）REF_Ref3107\r\h[14]。2.5管理層過度自信對企業(yè)過度金融化影響相關研究余明桂、李文貴、潘紅波(2013)研究發(fā)現(xiàn)，管理層自信度的提高會使企業(yè)的風險承擔水平提高。公司的風險承受程度越高，其金融投資行為就越有風險，越激進，越容易出現(xiàn)過度金融化REF_Ref1520\r\h[1]。張十根、陳昕彤、王信平(2022)等人的研究發(fā)現(xiàn)，管理層過度自信會通過降低內(nèi)部控制有效性從而提高實體企業(yè)過度金融化水平，而通過實施股權激勵可以弱化管理層過度自信對實體企業(yè)過度金融化的正向影響REF_Ref3163\r\h[2]。這表明管理層過度自信對實體企業(yè)過度金融化水平的影響會受到公司股權激勵和內(nèi)部控制有效性等激勵和監(jiān)督機制的影響。王霞、于富生、張敏(2007)等人研究發(fā)現(xiàn)管理者過度自信的心理特征會導致企業(yè)的投資行為異化，當企業(yè)從資本市場上募集來大量資金時，過度自信的管理者更容易過度投資。過度自信的管理者由于高估收益或低估風險，從而使得一些NPV為負的項目獲得了投資機會，從而導致企業(yè)過度金融化，為企業(yè)帶來損失REF_Ref3202\r\h[4]。石玉潔(2021)認為，過度自信的管理者特征之一是傾向于對未來項目發(fā)展過高估計，對自我能力認可度很高。當過度自信的經(jīng)理人高估了他們控制風險的能力時，往往會更有“勇氣”去進行高風險的投資。又加上他們往往高估投資項目的收益，因此他們往往會為了企業(yè)收益和公司利益去投資高收益的項目。金融投資往往是一種短周期、高收益、高風險、收益較快的項目，在多重因素推動下，企業(yè)金融化程度逐漸加強REF_Ref3238\r\h[10]。2.6總結綜上，管理層過度自信即是因為管理層對自己的經(jīng)營管理能力和應對未來風險的能力及其自信的一種心理狀態(tài)。過度金融化即指“過度”地配置金融資產(chǎn)，將本應該用于投資實體產(chǎn)業(yè)的資金投資于金融資產(chǎn)，導致實體產(chǎn)業(yè)萎縮倒退，過度“脫實向虛”，“脫實向虛”導致實體經(jīng)濟與虛擬經(jīng)濟社會資源配置錯位，很有可能引發(fā)系統(tǒng)性風險?，F(xiàn)有研究仍存在不足之處，目前的研究主要關注實體企業(yè)金融化問題，聚焦于企業(yè)的資產(chǎn)配置情況。之后的研究可以從多個研究角度進行入手，不僅可以研究管理層過度自信是否會對企業(yè)金融化程度有何影響，也可以研究管理層激勵手段或過度投資等研究其對企業(yè)金融的影響。另外也可以通過采用更加多元化更加復雜化的評判機制來評估管理層的過度自信，擴大樣本規(guī)模，減少樣本選擇偏差，更全面地深入研究管理者過度自信的心理影響。最后，關于變量間的中介效應分析也許存在著更為科學的模型與研究方法，需要后續(xù)學者進一步研究。3研究假設3.1管理層自信對公司過度金融化的影響在民營企業(yè)中，管理層的個人特征，尤其是自信，對企業(yè)的財務決策和戰(zhàn)略選擇有著顯著影響。自信的管理層往往相信自己能夠有效地識別和利用市場機會，這種心理特征可能促使他們在金融市場上采取更加積極的行動。這包括參與復雜的金融工具交易、加大對衍生品的投資，甚至通過加杠桿的方式來追求高風險的金融策略，以期獲得超出傳統(tǒng)業(yè)務模式的收益（Heaton,2002）REF_Ref21581\r\h[17]。然而，這種過度自信可能導致對金融市場風險的系統(tǒng)性低估，忽視了金融操作的復雜性和不確定性，從而使企業(yè)面臨過度金融化的風險。過度金融化不僅增加了企業(yè)的財務風險，還可能導致資源錯配，影響企業(yè)的長期競爭力和創(chuàng)新能力。當企業(yè)管理層過于自信，傾向于在金融市場上追求高風險高回報的策略時，可能會忽略對企業(yè)核心競爭力的投資和維護，從而損害企業(yè)的持續(xù)發(fā)展能力（Akerlof&Shiller,2009）REF_Ref21649\r\h[18]。進一步地，對于民營企業(yè)而言，管理層的過度自信傾向可能特別強化了企業(yè)向過度金融化傾斜的趨勢，導致對外部融資的過分依賴及內(nèi)部資金利用效率的降低。這種外部融資依賴不僅提高了企業(yè)的財務成本，而且可能削弱了對新技術投資和市場擴展策略的實施能力。自信的管理層可能將有限的資源過多地分配到表面上高回報但實際上風險較高的金融活動中，從而忽視了對企業(yè)核心競爭力和創(chuàng)新能力的長期投資。這種策略在短期內(nèi)可能看似提升了企業(yè)的財務表現(xiàn)，但長期來看，可能會因為忽略了核心業(yè)務的發(fā)展和創(chuàng)新，而損害企業(yè)的市場競爭地位和持續(xù)成長潛力（Orhangazi,2008）REF_Ref21688\r\h[19]。此外，管理層在面對金融市場的不確定性時，可能過于依賴自身的判斷和經(jīng)驗，忽視市場的復雜性和不可預測性。這種自信可能導致管理層在金融決策上排斥外部的警示和建議，忽視金融風險管理的重要性，從而使企業(yè)在面對市場波動和金融危機時更加脆弱（Barber&Odean,2001）REF_Ref21731\r\h[20]。在全球金融環(huán)境日益復雜多變的今天，企業(yè)的金融策略需要更加注重風險控制和市場分析，過度自信的管理層可能會因為對風險的誤判而使企業(yè)承擔不必要的損失。據(jù)此，本章就管理層激勵影響實體企業(yè)金融化提出如下研究假設。H1在控制其余變量不變的情況下，民營企業(yè)的管理層自信程度越高越由可能導致公司過度金融化。3.2管理層自信對公司過度金融化影響的具體特征相比于低程度和極高程度的過度金融化，民營企業(yè)中管理層的自信更有可能導致公司出現(xiàn)中等水平的過度金融化。即在自信水平達到一定程度后，其對過度金融化的促進作用開始減弱，形成倒U型的關系（Galasso&Simcoe,2011）REF_Ref21760\r\h[21]。在自信水平較低時，管理層可能缺乏采取積極金融策略的動力，對金融市場的參與保持謹慎，從而限制了過度金融化的發(fā)生。隨著自信水平的提升，管理層可能更愿意利用金融工具和市場進行資本運作，尋求通過金融活動實現(xiàn)企業(yè)價值的增長，此時過度金融化的風險逐漸增大。然而，當管理層自信達到極高水平時，可能會出現(xiàn)對自身判斷過于自信而忽視市場風險的情況，這種極端自信可能導致對金融市場復雜性的過度簡化和風險的低估，從而在一定程度上抑制了過度金融化的進一步發(fā)展（Moore&Healy,2008）REF_Ref21799\r\h[22]。據(jù)此，本文提出如下研究假設。H2在控制其余變量不變的情況下，民營企業(yè)的管理層自信對公司過度金融化的影響呈現(xiàn)出倒U型特征，即：相比于低程度的過度金融化和極高程度的過度金融化，民營企業(yè)的管理層自信更容易導致公司中等水平的過度金融化。4研究設計4.1主要變量選擇4.1.1被解釋變量企業(yè)過度金融化。本研究參考Demir（2009）、張成思與張步曇（2016）以及王紅建等人（2017）的研究，設計了實體企業(yè)過度金融化的測量指標。具體來說，通過整合交易性金融資產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)、持有至到期投資、發(fā)放貸款及墊款、衍生金融工具、長期股權投資及投資性房地產(chǎn)等多種金融資產(chǎn)，本研究構建了一個衡量企業(yè)金融化水平的指標。本研究定義了一個金融化程度指標Finratioit，采用虛擬變量（0/1）形式，以區(qū)分企業(yè)是否達到過度金融化狀態(tài)。該指標的計算基準是金融資產(chǎn)總額是否超過了企業(yè)的最優(yōu)金融化資產(chǎn)水平，其中金融資產(chǎn)總額包括交易性金融資產(chǎn)、衍生金融資產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)、持有至到期投資、投資性房地產(chǎn)、持有的金融機構股權以及發(fā)放的貸款及墊款。4.1.2解釋變量管理層自信。在本研究中，我們采用了總經(jīng)理的個人特征作為構建管理者過度自信程度指標的基礎。這些個人特征包括性別、年齡、教育背景以及是否兼任董事長和總經(jīng)理兩職。為了量化管理者的過度自信水平，我們參考魏哲海（2018）REF_Ref24366\r\h[16]的測量標準設計了一套評分機制，具體評分標準如下：（1）性別得分：基于心理學領域的研究，雖然男性和女性均可能表現(xiàn)出過度自信的行為，但男性傾向于表現(xiàn)出更高程度的激進性和過度自信。據(jù)此，本研究假設男性管理者相較于女性管理者更易表現(xiàn)出過度自信。（2）年齡得分：較年長的管理者通常因其豐富的經(jīng)驗和較為穩(wěn)定的心態(tài)而趨向于表現(xiàn)出更高的謹慎性。他們的經(jīng)驗和知識有助于更準確地評估自身的能力，從而降低因能力高估導致的判斷誤差。因此，本研究認為，管理者的年齡越小，其過度自信的程度越高。所有樣本公司管理者的最大年齡與最小年齡分別用max(Age)和min(Age)表示。（3）教育背景得分：根據(jù)心理學和行為金融學的研究，教育水平與個體的過度自信程度存在正相關關系。受過高等教育的個體更傾向于對自己的判斷能力有過高的信心，因而更易表現(xiàn)出過度自信。據(jù)此，本研究認為，擁有本科或更高學歷的管理者顯示出更高的過度自信程度。具體而言，若管理者具有本科及以上學歷，則教育背景得分為1，否則為0。（4）兩職合一得分：當管理者同時擔任公司的董事長和總經(jīng)理時，他們對自己的能力評估往往更高，這可能導致在決策過程中過度自信。因此，本研究認為，兼任董事長和總經(jīng)理的管理者過度自信程度更高。若管理者兼任這兩職，則得分為1，否則為0。（5）綜合得分：鑒于單一特征可能無法全面反映管理者的過度自信程度，本研究采用上述四個個人特征得分的算術平均值作為管理者過度自信的綜合得分。綜合得分越高，表明管理者的過度自信程度越高。OC=4.1.3控制變量在本研究的實證分析階段，為了增強分析結果的準確性和可靠性，本文參照了李沖（2016）的研究方法，選擇了一系列控制變量。這些變量的選取旨在識別和控制可能對研究成果施加影響的外部因素。所選控制變量覆蓋了公司規(guī)模、經(jīng)營績效、財務杠桿、成長性、主要股東持股比例、董事會規(guī)模、獨立董事比例以及上市年限等多個方面，以確保研究的全面性和深入性。具體分為以下8個控制變量：（1）公司規(guī)模（Size）：通過計算年度總資產(chǎn)的自然對數(shù)并除以100，旨在消除數(shù)據(jù)異質性，保證對不同規(guī)模企業(yè)的比較具有有效性。（2）經(jīng)營績效（Roa）：即總資產(chǎn)收益率，通過凈利潤除以總資產(chǎn)平均余額得出，反映了企業(yè)利用資產(chǎn)產(chǎn)生利潤的能力，是衡量企業(yè)運營效率的核心指標。（3）財務杠桿（Lev）：通過計算年末總負債與年末總資產(chǎn)的比率，用以評估企業(yè)對債務融資的依賴程度，是一個重要的財務風險評估指標。（4）成長性（Grow）：通過當前年度營業(yè)收入與上一年度營業(yè)收入的增長率來衡量，揭示了企業(yè)的成長動力和市場擴張的潛力。（5）主要股東持股比例（First）：通過計算主要股東所持股份占總股份的比例，反映了股權集中對企業(yè)治理結構和決策過程的影響。（6）董事會規(guī)模（Bdsize）：通過對董事會成員數(shù)取自然對數(shù)，探討董事會規(guī)模對企業(yè)決策效率和監(jiān)督機制的影響。（7）獨立董事比例（Idrate）：通過獨立董事數(shù)占董事會總人數(shù)的比例來衡量，反映了公司治理中的獨立性和客觀性，是評估公司治理質量的關鍵指標。（8）上市年限（Age）：通過計算ln(當前年份-上市年份+1)，衡量公司在資本市場的歷史長度，該指標對于評估企業(yè)的市場經(jīng)驗和品牌建設具有潛在影響。表1變量定義及說明變量類別變量名稱計算方式被解釋變量Finratio過度金融化（交易性金融資產(chǎn)+衍生金融資產(chǎn)+可供出售金融資產(chǎn)+持有至到期投資+投資性房地產(chǎn)+持有的金融機構股權+發(fā)放貸款及墊款)/總資產(chǎn)解釋變量Manconi管理層自信OC=控制變量Size公司規(guī)模公司規(guī)模=年總資產(chǎn)的自然對數(shù)/100Roa經(jīng)營績效總資產(chǎn)收益率=凈利潤/總資產(chǎn)平均余額Lev財務杠桿財務杠桿=年末總負債除以年末總資產(chǎn)Grow成長性營業(yè)收入增長率=本年營業(yè)收入/上一年營業(yè)收入-1First第一大股東持股第一大股東持股比例=第一大股東持股數(shù)量/總股數(shù)Bdsize董事會規(guī)模董事會規(guī)模=董事會人數(shù)取自然對數(shù)Idrate獨立董事占比獨立董事比率=獨立董事除以董事人數(shù)Age上市年限上市年限=ln(當年年份-上市年份+1)注：作者整理，下同4.2計量模型構建4.2.1管理層激勵與公司過度金融化的基準模型Finratioit=α+β1其中，F(xiàn)inratioit為公司i第t年的過度金融化水平，具體用金融資產(chǎn)總額是否超過了企業(yè)的最優(yōu)金融化資產(chǎn)水平來衡量；Manconiit為公司i管理層第t年的管理層自信指標，用上述提到的四個個人特征的綜合得分來測量；CtlVars為控制變量列向量，包括包括公司規(guī)模、經(jīng)營績效、財務杠桿、成長性等；α為截距項，4.2.2檢驗回歸方程存在結構性變動的虛擬變量法計量模型在本研究中，觀察到由于樣本觀測期或類別歸屬的差異，回歸方程模型中變量的系數(shù)估計表現(xiàn)出顯著的異質性，導致即便是結構相同的回歸模型亦展現(xiàn)出明顯的結構性變化。為了深入探究此現(xiàn)象，本文在研究假設的框架下，提出了一種使用分位數(shù)回歸函數(shù)來構建回歸模型的方法。該方法旨在檢驗處于不同分位數(shù)水平上的公司金融化程度，以及管理層自信如何影響公司的過度金融化。QY∣X其中，QY∣X(τ)表示給定X的條件下，Y的第τ分位數(shù)，τ取值為{0.10,0.25,0.50,0.75,0.90}；在模型中，"Deast"與"Dmstat"分別代表了企業(yè)所在地區(qū)和企業(yè)是否為國有的虛擬變量標識；"Dmyear2"至"Dmyear12"則分別代表年份的虛擬變量；其余變量同上。4.3數(shù)據(jù)來源及樣本篩選本項研究選取2011年至2022年間滬深A股市場上市的企業(yè)作為研究對象。在遵守實證研究的嚴格規(guī)范及標準的基礎上，本研究采納了一套細致的篩選流程以優(yōu)化樣本集。具體而言，本研究首先排除了金融保險行業(yè)的公司，以消除該行業(yè)特有因素對研究成果的潛在偏差。接著，為保障樣本的市場環(huán)境統(tǒng)一性，淘汰了那些在多個交易所上市的企業(yè)。此外，為了確保所選樣本的財務指標具有可比性，并保障數(shù)據(jù)的準確無誤，本研究亦剔除了金融領域的上市公司及帶有ST及*ST標記的企業(yè)。最終，本研究排除了所有主要財務指標存在顯著異?；驍?shù)據(jù)缺失的樣本。通過上述嚴格的篩選標準，本研究成功收集到跨越十年的10076個有效觀測樣本，這些樣本數(shù)據(jù)主要源自國泰安（CSMAR）和萬得（Wind）金融信息數(shù)據(jù)庫。為進一步提升實證分析的準確性與可靠性，對模型中的連續(xù)性變量在1%與99%的分位數(shù)水平實施了雙尾縮尾處理，由此可以有效降低異常值可能帶來的干擾，確保研究結果的穩(wěn)健性。5.實證分析5.1統(tǒng)計描述5.1.1樣本分布在經(jīng)過篩選獲得的8570個觀測樣本中，制造業(yè)觀測樣本最多，共計5644個、占比65.86%，余下依次是電氣機械及器材制造業(yè)（500個）、零售業(yè)（456個）、電力、熱力生產(chǎn)和供應業(yè)（385個）、批發(fā)業(yè)（352個）等，具體如表2所示。表2樣本公司行業(yè)分布行業(yè)名稱數(shù)量行業(yè)名稱數(shù)量制造業(yè)5644土木工程建筑業(yè)261電氣機械及器材制造業(yè)500軟件和信息技術服務業(yè)261零售業(yè)456道路運輸業(yè)220電力、熱力生產(chǎn)和供應業(yè)385水上運輸業(yè)176批發(fā)業(yè)352鐵路、船舶、航空航天和其它運輸設備制造業(yè)168有色金屬礦采選業(yè)147注：作者整理，下同5.1.2統(tǒng)計描述對樣本公司的相關變量進行描述性統(tǒng)計，具體情況見表3。其中Exfin代表公司過度金融化，F(xiàn)inratio代表金融化程度1，F(xiàn)inratio2代表金融化程度2，Manconi代表管理層自信。在模型的控制變量中納入了公司規(guī)模（Size）、經(jīng)營績效（Roa）、財務杠桿（Lev）、成長性（Grow）、第一大股東持股（First）、董事會規(guī)模（Bdsize）、獨立董事會占比（Idrate）、上市年限（Age）。表3主要變量的統(tǒng)計描述VariableMinMeanp25p50p75MaxSdExfin-0.42540.0003-0.0176-0.00660.00980.44750.0494Finratio00.862111110.3449Finratio200.03580.00040.00760.03410.76120.0737Manconi0.07070.64240.60330.63040.66830.97830.139Size0.19570.22710.21760.22540.23510.26450.0136Roa-0.38210.03710.01090.03360.06480.25520.0598Lev0.03190.47610.3320.47990.62160.92680.1935Grow-0.65350.1369-0.03670.0820.22173.8940.3823First0.08060.35540.23860.33370.4580.75780.1537Bdsize1.60942.16252.07942.19722.19722.70810.2042Idrate0.28570.3740.33330.35710.41670.60.0545Age0.69312.56582.19722.83323.04453.40120.6546由表3顯示，首先作為模型的被解釋變量，從公司金融化程度（Finratio）上看，這個變量最小值為0，均值為0.0358及最大值為0.7612，方差為0.0054，表明該變量數(shù)據(jù)分布均勻，且離散度較小。其次，上市公司管理層自信（Manconi）均值為0.6424，最小值為0.0707，中位數(shù)為0.6304，最大值為0.9783以及方差為0.0193，分布相對不均勻，離散程度較公司金融化程度而言偏大。此外，除公司成長性（Grow）和公司上市年限（Age）外，其余的控制變量都分布均勻，且離散程度較低。5.2相關性分析為初步分析主要變量的相關性和識別潛在的共線性，盡可能避免內(nèi)生性問題，本文運用stata16軟件對主要變量進行相關性檢驗，結果見表4。表4主要變量相關性分析ExfinFinratioFinratio2ManconiSizeRoaLevGrowFirstBdsizeIdrateAgeExfin1Finratio0.0892*1Finratio20.3770*0.2376*1Manconi0.0071-0.00510.01471Size-0.02130.2053*-0.1557*-0.0091Roa0.00950.03590.048-0.02150.0625*1Lev-0.0439*0.0337-0.1255*-0.00140.3895*-0.3613*1Grow-0.1026*-0.0165-0.020.01470.0383*0.2364*0.01591First-0.0165-0.0052-0.0819*-0.0456*0.2362*0.1122*0.02340.01481Bdsize-0.02320.0303-0.1015*-0.0853*0.2601*0.00040.1236*-0.02410.01671Idrate0.01140.0194-0.00340.0622*0.0770*-0.0220.0368-0.01080.0513*-0.4571*1Age-0.01950.0856*0.1565*-0.0587*0.1565*-0.1779*0.1880*-0.0409*-0.1734*0.1047*-0.03381注：*表示在1%的水平上顯著。根據(jù)表4可知，管理層自信與公司過度金融化之間的相關系數(shù)在0.0071左右，且在1%的水平上不顯著。這表明，管理層自信與公司過度金融化之間存在較為顯著的負相關關系。管理層自信與第一大股東持股、董事會規(guī)模、獨立董事占比和上市年限之間的相關系數(shù)在1%水平上顯著，表明管理層自信與這四個變量之間是顯著正相關關系；過度金融化除了與金融化程度相關之外，與財務杠桿和公司成長性之間在1%的水平上也顯著。除此之外，其余變量之間的相關性相對而言不高，基本上不存在顯著的共線性問題。5.3多變量分析為檢驗管理層自信對公司過度金融化的影響，本文構建多元線性回歸模型和面板數(shù)據(jù)模型并利用觀測樣本對計量模型進行估計，其主要結果如表5所示。該表中第1列為基準回歸結果，第2-7列為分所有制類型的回歸系數(shù)估計。具體來說，2-3列為基準回歸模型下對國有企業(yè)和民營企業(yè)樣本分別作多元線性模型回歸分析；4-5列是加入?yún)^(qū)域效應（定義區(qū)域效應虛擬變量Deast，取值為東部地區(qū)=1，中西部地區(qū)=0）后多元線性模型回歸結果、6-7列是同時加入?yún)^(qū)域效應和行業(yè)效應（定義Dmindu虛擬變量對應13個國民行業(yè)分類）后多元線性模型回歸結果。表5管理層能力、投資效率與公司治理變量ⅠⅡⅢⅣⅤⅥⅦManconi0.011-0.00440.0247*-0.00390.0245*0.00050.0243*-1.154(-0.355)-1.738(-0.316)-1.726-0.046-1.725Size-0.5490***-0.4029***-0.6965**-0.3790***-0.7026**-0.2887**-0.5116*(-3.918)(-3.443)(-2.055)(-3.238)(-2.082)(-2.445)(-1.675)Roa0.0404-0.00630.0886-0.01260.0858-0.04830.0665-1.143(-0.148)-1.505(-0.296)-1.43(-1.108)-1.197Lev-0.0266**-0.0487***0.0054-0.0469***0.0049-0.0547***-0.0125(-2.398)(-4.357)-0.242(-4.194)-0.219(-4.518)(-0.565)Grow-0.0050.0053-0.0185**0.0046-0.0185**0.0057-0.0199**(-0.913)-0.776(-2.115)-0.674(-2.115)-0.875(-2.392)First-0.0203**-0.0163*-0.0221-0.013-0.0223-0.0131-0.0091(-2.192)(-1.775)(-1.046)(-1.430)(-1.061)(-1.333)(-0.456)Bdsize-0.0187***-0.0118*-0.0356***-0.0109*-0.0357***-0.0121*-0.0466***(-2.949)(-1.769)(-2.695)(-1.648)(-2.707)(-1.792)(-3.112)Idrate-0.0110.0231-0.0909**0.0324-0.0910**0.0212-0.1336***(-0.469)-0.815(-1.978)-1.164(-1.988)-0.754(-2.636)Age-0.0001-0.00030-0.00030-0.0001-0.0002(-0.621)(-1.084)-0.093(-0.900)-0.053(-0.375)(-0.710)所有制-國有民營國有民營國有民營區(qū)域效應YesYesYesYes行業(yè)效應YesYes_cons0.2231***0.1904***0.2926***0.1698***0.2937***0.1450***0.3802***-7.038-6.45-3.405-6.009-3.429-4.965-4.003N2817174510721745107217451072注：“***”表示1%的水平上顯著，“**”表示5%的水平上顯著，“*”表示10%的水平上顯著。回歸結果Ⅰ顯示，管理層自信對公司過度金融化的回歸系數(shù)估計為0.011在10%的水平上不顯著。進一步地，通過把樣本劃分為國有企業(yè)和民營企業(yè)后，再做一次分析后得到如下結果：國有企業(yè)管理層的自信對公司過度金融化的回歸系數(shù)為-0.0044且在10%的水平上不顯著；民營企業(yè)管理層的自信對公司過度金融化的回歸系數(shù)為0.0247且在10%的水平上顯著。基于上述結果，可以初步推斷相比國有企業(yè)，民營企業(yè)管理層的自信更有可能會對公司過度金融化產(chǎn)生正向影響。為了進一步驗證推斷結果，本研究加入了區(qū)域效應和行業(yè)效應分析，結果顯示加入?yún)^(qū)域效應后，民營企業(yè)管理層的自信對公司過度金融化的回歸系數(shù)為0.0245（在10%的水平上顯著）；同時加入?yún)^(qū)域效應和行業(yè)效應后，民營企業(yè)管理層的自信對公司過度金融化的回歸系數(shù)為0.0243（在10%的水平上顯著）。而國有企業(yè)樣本的回歸結果均不顯著。由此可知，民營企業(yè)的管理層自信程度越高越有可能導致公司過度金融化，從而證實了研究假設H1。表6分位數(shù)回歸Finratioq10Finratioq25Finratioq50Finratioq75Finratioq90Manconi-0.00000.00080.0107*0.0370*0.0225(-0.000)(1.128)(1.226)(1.874)(0.538)Size-0.00000.02630.0358-0.1474-0.9128*(-0.000)(1.387)(0.283)(-0.455)(-1.957)Roa0.0000-0.00040.0017-0.06580.0147(0.000)(-0.191)(0.110)(-0.934)(0.149)Lev0.0000-0.0001-0.0051-0.0254-0.0756**(0.000)(-0.187)(-1.181)(-1.479)(-2.435)Grow-0.0000-0.0001-0.0035*-0.0089-0.0263*(-0.000)(-0.276)(-1.653)(-1.328)(-1.914)First0.0000-0.0006-0.00420.0059-0.0191(0.000)(-0.685)(-0.410)(0.386)(-0.600)Bdsize-0.00000.0000-0.0170***-0.0182*-0.0603(-0.000)(0.027)(-3.862)(-1.796)(-1.243)Idrate-0.00000.0006-0.0112-0.0299-0.1125(-0.000)(0.129)(-0.717)(-0.590)(-1.033)Age-0.00000.00000.0006***0.0004-0.0015(-0.000)(0.544)(3.416)(0.638)(-1.472)Deast0.00000.00020.0058**0.01250.0364**(0.000)(0.947)(2.443)(1.601)(2.155)Dmstat-0.00000.0075-0.0293-0.1109**-0.0673(-0.007)(0.368)(-0.391)(-2.243)(-0.912)Dmyear2-0.00000.0032-0.0189-0.1190*-0.0454(-0.006)(0.146)(-0.254)(-1.903)(-0.504)Dmyear3-0.00000.0006-0.0428-0.1627***-0.1385*(-0.007)(0.031)(-0.587)(-3.776)(-1.868)Dmyear4-0.00000.0003-0.0448-0.1763***-0.1287(-0.007)(0.013)(-0.602)(-6.220)(-1.564)Dmyear5-0.00000.0048-0.0159-0.0943**0.0173(-0.007)(0.244)(-0.220)(-2.040)(0.223)Dmyear6-0.00000.0007-0.0357-0.1659***-0.1774**(-0.007)(0.032)(-0.474)(-4.389)(-2.144)Dmyear7-0.00000.0003-0.0471-0.0964-0.0941(-0.007)(0.014)(-0.716)(-1.454)(-1.297)Dmyear80.00150.0119-0.0197-0.1391**-0.0755(0.341)(0.554)(-0.267)(-2.424)(-0.256)Dmyear9-0.00000.0012-0.0452-0.1766***-0.1979***(-0.007)(0.063)(-0.613)(-4.589)(-2.855)Dmyear100.00430.06390.0665-0.0696-0.0632(0.106)(1.494)(0.966)(-1.312)(-0.752)Dmyear11-0.00000.0140-0.0275-0.0938**-0.0657(-0.005)(0.672)(-0.413)(-2.246)(-0.612)Dmyear12-0.00000.0006-0.0293-0.1173**0.0329(-0.007)(0.037)(-0.408)(-2.013)(0.302)_cons0.0000-0.00740.04970.2427***0.6812***(0.007)(-0.339)(0.645)0.0370*(3.357)N1072為檢驗民營企業(yè)的管理層自信對公司過度金融化的倒U型特征，本研究將研究樣本帶入模型2，分別用管理層激勵對公司過度金融化指標做了10%、25%、50%、75%、90%的分位數(shù)回歸（如表6所示）。回歸結果結果顯示：10%分位數(shù)上，管理層自信對公司過度金融化的影響系數(shù)為0.00（t值為0.00，p值在10%水平上不顯著）；25%分位數(shù)上，管理層自信對公司過度金融化的影響系數(shù)為0.0008（t值為1.128，p值在10%水平上不顯著）；50%分位數(shù)上，管理層自信對公司過度金融化的影響系數(shù)為0.0107（t值為1.226，p值在10%水平上顯著）；75%分位數(shù)上，管理層自信對公司過度金融化的影響系數(shù)為0.0370（t值為1.874，p值在10%水平上顯著）；90%分位數(shù)上，管理層自信對公司過度金融化的影響系數(shù)為0.0225（t值為0.538，p值在10%水平上不顯著）。上述結果表明，民營企業(yè)的管理層自信在公司過度金融化方面的效果具有明顯的倒U型特征，特別是在中等過度金融化水平的公司中，管理層自信能夠一定程度上促進公司過度金融化行為。然而，在低程度的過度金融化和極高程度的過度金融化企業(yè)中，管理層自信對公司過度金融化的影響基本沒有。因此，模型2的實證結果支持了假說H2，即：民營企業(yè)的管理層自信對公司過度金融化的影響呈現(xiàn)出倒U型特征，即：相比于低程度的過度金融化和極高程度的過度金融化，民營企業(yè)的管理層自信更容易導致公司中等水平的過度金融化。6結論及建議6.1主要結論本文通過構建多元線性回歸模型和分位數(shù)回歸模型，探討管理層過度自信對公司過度金融化程度的治理作用，并選取2011年至2022年間滬深A股市場上市的企業(yè)作為研究對象進行實證檢驗，得出以下結論：民營企業(yè)中，管理層自信程度越高，越有可能導致公司過度金融化，而對于國有企業(yè)，管理層過度自信對公司過度金融化的影響并不顯著。經(jīng)過實證分析，在加入?yún)^(qū)域效應和行業(yè)效應后，在民營企業(yè)中，在控制其余變量不變的情況下，管理層自信程度每增加1個單位，公司過度金融化平均會增加0.0243個單位。由此可知，民營企業(yè)中，管理層自信程度越高，越有可能導致公司過度金融化。民營企業(yè)的管理層自信在公司過度金融化方面的效果具有明顯的倒U型特征，特別是在中等過度金融化水平的公司中，管理層自信能夠一定程度上促進公司過度金融化行為。然而，在低程度的過度金融化和極高程度的過度金融化企業(yè)中，管理層自信對公司過度金融化的影響基本沒有。6.2政策建議根據(jù)上述結論，本文就進一步改善我國企業(yè)管理層過度自信對公司過度金融化行為的影響提出以下相關政策建議。第一，加強金融市場監(jiān)管和企業(yè)財務透明度。首先，關于金融市場監(jiān)管，我覺得我們需要建立一個全面、有效的監(jiān)管體系。這包括對金融機構的日常運營的監(jiān)督，確保它們遵守相關法規(guī)，不出現(xiàn)違規(guī)行為。同時，還要加強對金融市場的風險評估和預警，及時發(fā)現(xiàn)和應對潛在風險。另外，對于企業(yè)財務透明度，我覺得關鍵是要建立完善的財務報告制度。企業(yè)應該及時、準確地公布其財務信息，包括財務報表、經(jīng)營情況等，讓投資者和利益相關方能夠全面了解企業(yè)的運營狀況。這樣不僅能增強企業(yè)的信譽度，還能為投資者提供更有價值的參考信息。當然，加強金融市場監(jiān)管和企業(yè)財務透明度不是一蹴而就的事情，需要政府、監(jiān)管機構、企業(yè)和社會各方共同努力。我相信只要我們齊心協(xié)力，一定能夠打造出一個更加健康、透明、穩(wěn)定的金融市場環(huán)境。第二，建立多維度的企業(yè)評價體系。首先，我們可以從財務績效這個維度入手，畢竟這是傳統(tǒng)且直觀的評價方式。通過考察企業(yè)的收入增長率、利潤率、資產(chǎn)回報率等關鍵指標，我們可以初步了解企業(yè)的盈利能力和經(jīng)濟效益。其次，客戶滿意度也是一個不容忽視的維度。一個企業(yè)的產(chǎn)品或服務是否能夠滿足客戶的需求，直接關系到企業(yè)的生存和發(fā)展。通過調查客戶滿意度、客戶保留率以及市場份額等指標，我們可以了解企業(yè)在市場上的競爭力和口碑。此外，內(nèi)部業(yè)務流程的效率和效果也是評價企業(yè)的重要指標。比如生產(chǎn)效率、質量控制、物流管理等環(huán)節(jié)，都直接影響著企業(yè)的運營成本和產(chǎn)品質量。優(yōu)化這些內(nèi)部流程，可以提高企業(yè)的整體運營效率。除了以上幾個維度，我們還可以考慮企業(yè)的學習與成長能力。這包括員工滿意度、技能提升、知識管理等方面。一個注重員工成長和創(chuàng)新的企業(yè)，往往具有更強的生命力和發(fā)展?jié)摿?。第三，促進管理層與股東的有效溝通。首先，雙方需要明確溝通的目標和期望。管理層應清晰地向股東傳達企業(yè)的發(fā)展戰(zhàn)略、經(jīng)營計劃以及預期成果，而股東也應表達他們對企業(yè)的關注點和期望。這樣，雙方都能更好地理解彼此的需求和關注點，為后續(xù)溝通奠定良好的基礎。其次，選擇合適的溝通方式和渠道也非常關鍵。面對面的會議、電話交流、電子郵件等都是有效的溝通方式。根據(jù)具體情況，雙方可以選擇最合適的溝通方式，確保信息能夠準確、及時地傳遞。同時，利用企業(yè)內(nèi)部的溝通平臺或社交媒體等渠道，也可以增強溝通的便捷性和互動性。在溝通過程中，雙方應保持開放、坦誠的態(tài)度。此外，定期舉行溝通會議也是一個很好的做法。最后，為了確保溝通的有效性，雙方還可以考慮建立反饋機制。股東可以向管理層提供反饋意見，管理層也應積極回應并采納合理的建議。通過不斷的反饋和調整，雙方可以不斷優(yōu)化溝通方式和內(nèi)容，提高溝通效果。第四，加強企業(yè)的風險管理能力。首先，明確風險管理目標和原則是關鍵，以確保風險管理與企業(yè)整體戰(zhàn)略保持一致。其次，制定明晰的風險管理政策，為員工提供清晰的指導。再其次，在企業(yè)中設立專門的風險管理部門或團隊，負責全面規(guī)劃和執(zhí)行風險管理工作。這一團隊應具備專業(yè)的風險管理知識和技能，能夠有效識別、評估和控制企業(yè)面臨的各種風險。此外，建立科學的風險識別和評估機制至關重要，同步考慮多種風險評估工具和方法，例如風險矩陣、敏感性分析等，對風險進行量化評估，為決策提供科學依據(jù)。企業(yè)還需根據(jù)風險評估結果，制定相應的應對策略和措施。對于高風險領域，應建立專門的應急預案，以確保在風險事件發(fā)生時能夠快速、有效地做出應對。同時，加強內(nèi)部溝通和協(xié)作，確保風險應對措施的有效執(zhí)行等。7結束語本文通過構建多元線性回歸模型和分位數(shù)回歸模型，深入探討了管理層過度自信對公司金融化程度的影響，并利用選取2011年至2022年間滬深A股市場上市的企業(yè)作為研究對象進行實證檢驗。研究顯示，對于民營企業(yè)而言，管理層越是自信，越可能導致公司走向過度金融化；相比之下，國有企業(yè)中，管理層的過度自信并沒有明顯的影響公司過度金融化。在民營企業(yè)中，管理層的自信度與公司過度金融化呈現(xiàn)出倒U型關系，尤其是在中度過度金融化水平的公司，管理層的自信會在一定程度上推動公司過度金融化。然而，在金融化程度較低和極高的企業(yè)中，管理層的自信對公司過度金融