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摘要：本文在摈弃理性经济人假设下，以2008-2013年进行过年度业绩预告的118家深市中小板上市公司为样本，研究企业家过度自信、股权制衡对商业信用投放的影响，结果发现过度自信的企业家商业信用投放更多，而股权制衡可以有效约束这一行为。
关键词：企业家过度自信；股权制衡；商业信用
中图分类号：F27923文献标识码：B
一、引言
长期以来，资金短缺问题一直制约着民营企业的进一步发展。在信贷有限情况下，一部分企业利用商业信用降低了融资约束，有效地提高了自身的规模效率（石晓军和张顺明，2010； Biais and Gollier，1997）；一部分企业利用商业信用，促进了产品销售（陆正飞和杨德明，2011）。
在解释商业信用影响因素的大量文献中，学者们大多关注了宏观因素（货币政策、银行信贷和金融危机等）（Meltzer， 1960，余明桂和潘红波，2010）、产业因素（陆正飞和杨德明，2011；Fisman and Raturi，2004；张新民等，2012）与企业因素（企业规模、经营年限和成长性等）（Cunat，2007；Bougheas，S，SMateut and PMizen，2009， 史建平等，2010）等的影响，对企业家的作用却鲜有涉及。民营企业的企业家大多集所有权、经营权于一身，其自身的异质性特征必然会对企业的商业信用行为产生影响。
传统理论均隐含的假设决策者是追求效用最大化和符合贝叶斯法则的理性人，所做的决策是理性的，而实际上，人们在现实中所作的经济决策并不一定是理性的，往往会出现过度自信（overconfidence）等心理特征，许多经济学和心理学的研究也证明了这一规律（Weinstein N，1980）。过度自信是指由于受到诸如信念、情绪、偏见和感觉等主观心理因素的影响，人们往往过于相信自己的判断能力，高估成功、低估失败，而这种倾向在高层管理者中表现更为突出（Camere and Lovallo，1999；Moore and Kim，2003）。
大量研究发现企业家的过度自信特征会扭曲企业投资决策（余明桂等，2006），那么商业信用的投放是否同样受到企业家过度自信特征的影响？更为重要的是，企业家过度自信是否因民营企业公司治理结构的差异而有所不同？对于这两个问题，学界虽然有不少研究，但仍有一些问题需要进一步研究，本文拟透过股权制衡对企业家过度自信与商业信用的关系作进一步探索。
二、理论分析和研究假设
（一）企业家过度自信与商业信用投放
关于企业家非理性对公司投资的影响，Roll（1986）做出了开创性的贡献。他用管理者自大假说来进行解释，认为过度自信的企业家有过度投资的冲动。这一结论得到很多文献的证实。例如，Malmendier and Tate（2005）的实证研究发现：当公司拥有充足的内部资金时，过度自信的企业家会进行过度投资；Heaton（2002）认为，乐观的管理者会高估他们自己为公司创造价值的能力并高估公司投资项目所能带来的现金流，从而进行过度投资；王霞等（2008）指出，过度自信的管理者对融资活动产生的现金流有更高的敏感性，倾向于过度投资。
过度自信的企业家会高估公司投资项目的盈利能力并低估投资项目的风险（Malmendier and Tate，2005；Merrow etal，1981；Statman and Tyzoon，1985；Malmendier and Tate，2003）。在这一心理作用的驱使下，他们在制定扩张决策时，会高估自己的经营能力和企业的盈利能力（Russo，1992），乐观地认为自己总能成功（Cooper，AC. et al，1988）。Langer（1975）、Weinstein（1980）以及March和Shapira（1987）的研究也证实选择了投资项目的CEO可能存在控制幻觉（Illusion of control），严重低估投资项目失败的可能性。
商业信用也是企业的一种投资行为。企业在销售商品后通过提供商业信用延期收取款项，一方面赢得了客户抢占了先机，扩大了企业的经营规模；同时更为重要的是占领了市场，提高了企业的竞争力。对于这一投资行为，过度自信的企业家存在过度乐观现象（Statman and Tyzoon，1985），会高估商业信用提供给企业带来的现实收益；同时由于过度自信，他们倾向于高估自己的能力（Gervais etal，2002），低估商业信用所带来的风险。因此，过度自信的企业家在进行权衡后，会提高商业信用的使用力度。为此提出假设1：
H1：与企业家非过度自信的公司相比，企业家过度自信的公司商业信用投放更多。
（二）股权制衡、企业家过度自信与商业信用投放
20世纪90年代以来，国内外学者开始关注多个大股东分权制衡的股权结构形式对企业投资行为的影响，但并没有直接证据表明股权制衡会对商业信用投放产生影响。本文认为股权制衡可以从以下两个角度对商业信用的投放产生影响：
首先，公司股权制衡的产生可以发挥企业团体决策的功能，抑制个人行为（Jensen and Meckling，1976）。这是因为：当公司中同时存在多个持有一定比例股份、能够参与到公司生产经营以及决策的大股东时，任何大股东都无法独自控制整个公司的生产经营以及决策，即使是公司管理者也不例外（Bennedsen and Daniel，2000）。由于公司的任何决策都必须通过协商一致方能施行，这在一定程度上减少了控制权私有收益驱动的非效率投资行为。
其次，大股东的多元化能够对经理形成有效的监督（Pagano and Roell，1998）。制衡股东会出于维护自身利益的目的，对第一大股东及管理层制定的投资决策实施更有效的监督，以降低因个人因素所导致的非效率投资问题。陈信元等（2004）也发现， 股权制衡不仅对第一大股东的私利行为有更好的约束和监督作用，同时也对公司管理者产生了一定的监督制衡效用。由于外部大股东在公司治理中对内部大股东（即控股股东）和管理层可以发挥有效的监督职能，股权制衡程度高的公司具有更高的投资效率（Shleifer A， Vishnyr，1986），在一定程度上可以抑制管理者的非理性行为（Bennedsen and Daniel，2000）。 基于以上分析，本文提出假设2：
H2：在企业家过度自信的样本中，股权制衡度高的企业商业信用投放少。
三、样本与变量的界定
（一）样本的建立
本文数据样本选择截至2007年12月31日设立的最终控制人类型始终为“民营控股”，且最终控制人可追溯到个人的中小板上市公司。之所以将研究样本限定于此，主要是基于三个方面的考虑：其一，最终控制人未发生变更的企业相对来说处于一个比较稳定的状态，从而有着比较稳定的研究基础。其二，从研究主题的契合性来看，民营企业的企业家作为企业的发起者和主导者，往往集所有权、经营权于一身，其个人特质势必会对企业的融资、投资、经营活动产生影响。其三，从板块构成来看，中小板的主要组成部分为民营上市公司。根据国泰安数据库和深交所公布的资料，截至到2013年12月31日，中小板上市公司总数为701家，而民营上市公司为557家，占整个板块的7945%。因此，中小板已成为名副其实的“民营板”。
根据以上原则共筛选出126家企业，考虑到经营状况不稳定企业的样本值可能会给结果造成很大的偏差，剔除了3家ST和*ST企业，将余下的123家企业作为研究样本。研究期间选为2008-2013年，这是因为2007年123家样本在第三季报中披露业绩预告的公司只有102家，至2008年扩容至118家。因此，最终的样本数为118家。
本文财务数据采自国泰安（CSMAR）数据库（wwwgtarsccom）、锐思金融研究数据库（wwwressetcn）和深圳证券交易所公告数据。样本统计分析运用 EVIEWS60 和 EXCEL软件进行。
118家样本地区与行业分布分别见表1和表2。
1.被解释变量
商业信用（TC）。从投放角度，商业信用是企业在商品或劳务交易中，由于延期收款而向客户提供的一种短期资金支持。按照形式不同可分为应收账款、应收票据和预付款项三种。借鉴常用做法，本文对商业信用的衡量以总资产作为分母对商业信用投放总额进行标准化。该指标越大，说明企业商业信用投放越多。
2.解释变量
企业家过度自信（OVERCON）。在本文中，最大的困难之一在于如何衡量企业家过度自信。从20世纪90年代末开始，一些学者进行了大胆的探索和尝试，并提出了一些衡量方法。考虑到数据的可获取性，我国学者常用的方法有三：一是CEO持股法（郝颖等，2005；饶育蕾和王建新，2010），二是企业景气指数法（余明桂等，2006），三是企业盈利预测偏差法（曹向等，2013；姜付秀等，2009）。 第一种衡量方法是用CEO持股数据的变动来衡管理者过度自信水平。如果被给予股票期权激励的CEO在期权到期后行权，甚至在任期内买入公司股票，可认为他对公司后续运营持乐观态度，认为公司价值将进一步增长，表明经理人对自身的经营水平过度自信。Malmendier and Tate（2005）在实证研究中曾采用此方法衡量经理人过度自信的水平。由于本文研究对象为民营企业的企业家，他们本身就是企业的所有者，因此在本文中使用该法衡量企业家过度自信程度显然不合适。于是，借鉴余明桂等（2006）的做法，本文选取后两种方法衡量企业家过度自信程度。
企业景气指数法。企业景气指数又称企业综合生产经营景气指数，是根据企业家对于本企业综合生产经营情况的判断与预期而编制的指数，用以反映企业生产经营和行业发展的景气状况，并预测未来发展趋势。该指数表现形式为纯正数，取值范围在0-200之间。100点为临界值，当景气指数大于100 点时，表明企业家对企业生产经营和未来发展乐观；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未来发展悲观。
企业盈利预测偏差法。该方法根据上市公司的业绩预测是否变化来判断企业家是否过度自信（Lin et. al.，2005）。上市公司一般会在第三季报中从定性和定量两个方面披露对当年的业绩预计。在定性描述样本中，如果乐观预期（预增、预平、预盈、减亏）在事后变脸，即预告的业绩与实际业绩不一致，则将该公司的企业家视为过度自信；在定量描述样本中，公司公布了盈利（亏损）预测的范围或幅度，如果实际盈利（亏损）业绩低于（高于）业绩预测的范围或幅度，则定义为企业家过度自信。
对比上述两种方法，本文认为企业景气指数法更能反映企业家的过度自信特征。因此实证分析时，选择企业景气指数法度量企业家过度自信程度。考虑到结果的可靠性，采用企业盈利预测偏差法进行稳健性检验。进一步，本文选择企业年度景气指数衡量企业家过度自信水平。由于原始的景气指数每季度批露一次，因此以当年 4个季度的平均值计算确定企业年度景气指数。企业景气指数原始数据来源于新浪财经中国宏观经济数据库。
股权制衡度（EQU）。股权制衡是指由几个大股东分享控制权，通过内部牵制使得任何一个大股东都无法单独控制企业的决策，从而达到相互监督的股权安排模式。现有文献对股权制衡的衡量方法不尽相同，概括而言可分为持股比例法和持股比例比值法两种。持股比例法是选取第一大股东持股比例或者其他制衡股东持股比例（之和）进行衡量。常用的有第一大股东持股比例（H1）、第二大股东持股比例、第二到第五大股东持股比例之和以及第二到第十大股东持股比例之和；持股比例比值法则使用二者之间相互的比值确定股权制衡度。常用指标有Z指数（第一大股东持股比例/第二大股东持股比例）、第二到第五大股东持股比例之和与第一大股东持股比例的比值以及第二到第十大股东持股比例之和与第一大股东持股比例的比值。选取哪一种指标关键在于对制衡股东的认定。由于本文研究对象股权高度集中，因此借鉴白重恩等（2005）的做法，引入第二到第十大股东持股比例之和衡量公司股权制衡度。该指标越大，第一大股东的控股程度就越小，第一大股东受到其他大股东的制衡力度越强，越可能制约大股东行为。 3.控制变量
银行信用（LOAN）。借鉴常用做法，本文采用银行贷款（包括短期和长期）与总资产的比例表示企业从银行处获得的信贷支持。这一数值越大，说明企业获得的银行信贷越多。
企业规模（SIZE）。借鉴余明桂（2008）和陆正飞（2011）等的做法，选用总资产的自然对数反映企业规模。这一指标越大，说明企业规模越大。陆正飞等（2011）认为商业信用的大量存在源于买方强势。基于竞争性动机，企业会为信用良好的买方提供大量商业信用。因此，预计企业规模与商业信用投放负相关。
盈利能力（PROFIT）。企业的盈利能力越高，一方面可为企业商业信用投放提供一定的资本支持；另一方面，为了扩大企业的生产能力、占领更大的市场，企业可能进行大量的投资。因此预计盈利能力和商业信用投放正相关。本文选择销售净利率作为企业盈利能力的替代变量，这一比例越高说明企业盈利能力越强。
经营年限（PERIOD）。本文采用企业实际上市年限表示企业经营年限。预计经营年限长的企业商业信用投放多。
模型中解释变量、控制变量与被解释变量相关关系符号预期列示见表4。
从表5可以看出，商业信用投放水平TC的均值为1997%，不仅高于美国20世纪90年代初的水平，而且高于沪深两市全部上市公司2007～2011年18%的均值水平，说明我国中小板上市公司商业信用投放额度较多；衡量企业家过度自信的变量OVERCON均值为1286233，说明企业家过度自信水平一般；反映股权制衡度的指标（EQU）均值为2621%，说明第二至第十大大股东持股比例之和均值为2621%；控制变量银行信贷水平（LOAN）、企业规模（SIZE）、盈利能力（PROFIT）和企业经营年限（PERIOD）的均值分别为1783%、211941、94727和44322。从标准差、最大值和最小值看，除企业规模外，其他变量差异都较大。
（二）实证结果与分析
为避免出现伪回归，本文对面板模型进行单位根检验，结果（见表6）显示模型的原始数据是平稳的，可以进行回归分析。
利用Eviews60软件对两个模型进行回归分析，结果如表7所示。
从Hausman检验来看，模型1和2的Hausman值分别为148538和165466，并在5%水平上显著，说明结果拒绝了随机效应的假设。再加上两个模型的拟合优度都较好，F值显著，因此最终选择建立个体固定效应回归模型，具体结果如表7第二列和第四列所示。
由表7给出的结果看，两个模型中变量系数前的符号均和前文预测一致。
在模型1中，反映企业家过度自信的变量OVERCON系数为正，且在1%水平上显著。说明与企业家非过度自信的公司相比，企业家过度自信的公司商业信用投放更多，即企业家过度自信程度与企业商业信用投放显著正相关，假设1得到验证。
在模型2 中，反映企业家过度自信的变量OVERCON与反映股权制衡度的变量EQU的交叉项系数为负，并通过了5%水平的显著性检验，表明在企业家过度自信的样本中，股权制衡度高的企业商业信用投放少，从而支持了假设2。
在两个模型中，反映企业银行信用水平的变量LOAN符号为正，且都通过了显著性检验，说明获得银行信贷多的企业，商业信用投放多。这验证了Stiglitz（1981）的结论：容易获得信贷的企业会倾向于较多的提供商业信用给难以获得信贷的企业。反映企业经营年限（PERIOD）的变量在两个模型中都显著正相关，说明经营年限越长的企业，商业信用投放越多。反映企业盈利能力的变量在模型2中通过了显著性检验，说明盈利能力强的企业，商业信用投放多。企业规模对商业信用投放的影响未能通过显著性检验。
（三）稳健性检验
为了检验以上结果的可靠性，本文采用以下方法进行稳健性检验：
（1）以上市公司的年度业绩预告是否变化来定义企业家的过度自信程度，对模型1重新回归。OVERCON在这里是虚拟变量，如果上市公司在三季度报告中进行的年度业绩预告事后变脸，或实际盈利（亏损）小于（大于）预告水平，则将其企业家定义为过度自信，将OVERCON赋值为 1，否则为0。
（2）借鉴刘银国（2012）的做法，以第二至第五大股东持股比例作为反映股权制衡度的替代变量，对模型2重新回归。
从表8可以看出，模型同样符合固定效应；检验结果与表7中的检验结果类似，基本支持了假设1和假设 2。
五、结论
随着行为学的兴起，管理者非理性日益受到学者们的关注。本文在摈弃理性经济人假设下，以2008～2013年进行过年度业绩预告的118家深市中小板上市公司为样本，研究了企业家过度自信、股权制衡对商业信用投放的影响，结果发现企业家过度自信是影响企业商业信用投放的重要因素。过度自信的企业家商业信用投放多，而股权制衡度可以有效约束这一行为。合理的股权安排可以规范企业家行为，从而使企业家能够更加有效地做出有利于公司利益的决策，进而削弱过度自信等非理性因素的影响。不仅如此，在研究中我们还发现那些银行信贷获得多的企业，其商业信用投放也多，这证实了Schwartz（1974）的发现：容易从银行获得融资的企业愿意向那些难以从银行获得融资的客户投放商业信用。
参考文献：
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（责任编辑：张曦）
关键词：企业家过度自信；股权制衡；商业信用
中图分类号：F27923文献标识码：B
一、引言
长期以来，资金短缺问题一直制约着民营企业的进一步发展。在信贷有限情况下，一部分企业利用商业信用降低了融资约束，有效地提高了自身的规模效率（石晓军和张顺明，2010； Biais and Gollier，1997）；一部分企业利用商业信用，促进了产品销售（陆正飞和杨德明，2011）。
在解释商业信用影响因素的大量文献中，学者们大多关注了宏观因素（货币政策、银行信贷和金融危机等）（Meltzer， 1960，余明桂和潘红波，2010）、产业因素（陆正飞和杨德明，2011；Fisman and Raturi，2004；张新民等，2012）与企业因素（企业规模、经营年限和成长性等）（Cunat，2007；Bougheas，S，SMateut and PMizen，2009， 史建平等，2010）等的影响，对企业家的作用却鲜有涉及。民营企业的企业家大多集所有权、经营权于一身，其自身的异质性特征必然会对企业的商业信用行为产生影响。
传统理论均隐含的假设决策者是追求效用最大化和符合贝叶斯法则的理性人，所做的决策是理性的，而实际上，人们在现实中所作的经济决策并不一定是理性的，往往会出现过度自信（overconfidence）等心理特征，许多经济学和心理学的研究也证明了这一规律（Weinstein N，1980）。过度自信是指由于受到诸如信念、情绪、偏见和感觉等主观心理因素的影响，人们往往过于相信自己的判断能力，高估成功、低估失败，而这种倾向在高层管理者中表现更为突出（Camere and Lovallo，1999；Moore and Kim，2003）。
大量研究发现企业家的过度自信特征会扭曲企业投资决策（余明桂等，2006），那么商业信用的投放是否同样受到企业家过度自信特征的影响？更为重要的是，企业家过度自信是否因民营企业公司治理结构的差异而有所不同？对于这两个问题，学界虽然有不少研究，但仍有一些问题需要进一步研究，本文拟透过股权制衡对企业家过度自信与商业信用的关系作进一步探索。
二、理论分析和研究假设
（一）企业家过度自信与商业信用投放
关于企业家非理性对公司投资的影响，Roll（1986）做出了开创性的贡献。他用管理者自大假说来进行解释，认为过度自信的企业家有过度投资的冲动。这一结论得到很多文献的证实。例如，Malmendier and Tate（2005）的实证研究发现：当公司拥有充足的内部资金时，过度自信的企业家会进行过度投资；Heaton（2002）认为，乐观的管理者会高估他们自己为公司创造价值的能力并高估公司投资项目所能带来的现金流，从而进行过度投资；王霞等（2008）指出，过度自信的管理者对融资活动产生的现金流有更高的敏感性，倾向于过度投资。
过度自信的企业家会高估公司投资项目的盈利能力并低估投资项目的风险（Malmendier and Tate，2005；Merrow etal，1981；Statman and Tyzoon，1985；Malmendier and Tate，2003）。在这一心理作用的驱使下，他们在制定扩张决策时，会高估自己的经营能力和企业的盈利能力（Russo，1992），乐观地认为自己总能成功（Cooper，AC. et al，1988）。Langer（1975）、Weinstein（1980）以及March和Shapira（1987）的研究也证实选择了投资项目的CEO可能存在控制幻觉（Illusion of control），严重低估投资项目失败的可能性。
商业信用也是企业的一种投资行为。企业在销售商品后通过提供商业信用延期收取款项，一方面赢得了客户抢占了先机，扩大了企业的经营规模；同时更为重要的是占领了市场，提高了企业的竞争力。对于这一投资行为，过度自信的企业家存在过度乐观现象（Statman and Tyzoon，1985），会高估商业信用提供给企业带来的现实收益；同时由于过度自信，他们倾向于高估自己的能力（Gervais etal，2002），低估商业信用所带来的风险。因此，过度自信的企业家在进行权衡后，会提高商业信用的使用力度。为此提出假设1：
H1：与企业家非过度自信的公司相比，企业家过度自信的公司商业信用投放更多。
（二）股权制衡、企业家过度自信与商业信用投放
20世纪90年代以来，国内外学者开始关注多个大股东分权制衡的股权结构形式对企业投资行为的影响，但并没有直接证据表明股权制衡会对商业信用投放产生影响。本文认为股权制衡可以从以下两个角度对商业信用的投放产生影响：
首先，公司股权制衡的产生可以发挥企业团体决策的功能，抑制个人行为（Jensen and Meckling，1976）。这是因为：当公司中同时存在多个持有一定比例股份、能够参与到公司生产经营以及决策的大股东时，任何大股东都无法独自控制整个公司的生产经营以及决策，即使是公司管理者也不例外（Bennedsen and Daniel，2000）。由于公司的任何决策都必须通过协商一致方能施行，这在一定程度上减少了控制权私有收益驱动的非效率投资行为。
其次，大股东的多元化能够对经理形成有效的监督（Pagano and Roell，1998）。制衡股东会出于维护自身利益的目的，对第一大股东及管理层制定的投资决策实施更有效的监督，以降低因个人因素所导致的非效率投资问题。陈信元等（2004）也发现， 股权制衡不仅对第一大股东的私利行为有更好的约束和监督作用，同时也对公司管理者产生了一定的监督制衡效用。由于外部大股东在公司治理中对内部大股东（即控股股东）和管理层可以发挥有效的监督职能，股权制衡程度高的公司具有更高的投资效率（Shleifer A， Vishnyr，1986），在一定程度上可以抑制管理者的非理性行为（Bennedsen and Daniel，2000）。 基于以上分析，本文提出假设2：
H2：在企业家过度自信的样本中，股权制衡度高的企业商业信用投放少。
三、样本与变量的界定
（一）样本的建立
本文数据样本选择截至2007年12月31日设立的最终控制人类型始终为“民营控股”，且最终控制人可追溯到个人的中小板上市公司。之所以将研究样本限定于此，主要是基于三个方面的考虑：其一，最终控制人未发生变更的企业相对来说处于一个比较稳定的状态，从而有着比较稳定的研究基础。其二，从研究主题的契合性来看，民营企业的企业家作为企业的发起者和主导者，往往集所有权、经营权于一身，其个人特质势必会对企业的融资、投资、经营活动产生影响。其三，从板块构成来看，中小板的主要组成部分为民营上市公司。根据国泰安数据库和深交所公布的资料，截至到2013年12月31日，中小板上市公司总数为701家，而民营上市公司为557家，占整个板块的7945%。因此，中小板已成为名副其实的“民营板”。
根据以上原则共筛选出126家企业，考虑到经营状况不稳定企业的样本值可能会给结果造成很大的偏差，剔除了3家ST和*ST企业，将余下的123家企业作为研究样本。研究期间选为2008-2013年，这是因为2007年123家样本在第三季报中披露业绩预告的公司只有102家，至2008年扩容至118家。因此，最终的样本数为118家。
本文财务数据采自国泰安（CSMAR）数据库（wwwgtarsccom）、锐思金融研究数据库（wwwressetcn）和深圳证券交易所公告数据。样本统计分析运用 EVIEWS60 和 EXCEL软件进行。
118家样本地区与行业分布分别见表1和表2。
1.被解释变量
商业信用（TC）。从投放角度，商业信用是企业在商品或劳务交易中，由于延期收款而向客户提供的一种短期资金支持。按照形式不同可分为应收账款、应收票据和预付款项三种。借鉴常用做法，本文对商业信用的衡量以总资产作为分母对商业信用投放总额进行标准化。该指标越大，说明企业商业信用投放越多。
2.解释变量
企业家过度自信（OVERCON）。在本文中，最大的困难之一在于如何衡量企业家过度自信。从20世纪90年代末开始，一些学者进行了大胆的探索和尝试，并提出了一些衡量方法。考虑到数据的可获取性，我国学者常用的方法有三：一是CEO持股法（郝颖等，2005；饶育蕾和王建新，2010），二是企业景气指数法（余明桂等，2006），三是企业盈利预测偏差法（曹向等，2013；姜付秀等，2009）。 第一种衡量方法是用CEO持股数据的变动来衡管理者过度自信水平。如果被给予股票期权激励的CEO在期权到期后行权，甚至在任期内买入公司股票，可认为他对公司后续运营持乐观态度，认为公司价值将进一步增长，表明经理人对自身的经营水平过度自信。Malmendier and Tate（2005）在实证研究中曾采用此方法衡量经理人过度自信的水平。由于本文研究对象为民营企业的企业家，他们本身就是企业的所有者，因此在本文中使用该法衡量企业家过度自信程度显然不合适。于是，借鉴余明桂等（2006）的做法，本文选取后两种方法衡量企业家过度自信程度。
企业景气指数法。企业景气指数又称企业综合生产经营景气指数，是根据企业家对于本企业综合生产经营情况的判断与预期而编制的指数，用以反映企业生产经营和行业发展的景气状况，并预测未来发展趋势。该指数表现形式为纯正数，取值范围在0-200之间。100点为临界值，当景气指数大于100 点时，表明企业家对企业生产经营和未来发展乐观；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未来发展悲观。
企业盈利预测偏差法。该方法根据上市公司的业绩预测是否变化来判断企业家是否过度自信（Lin et. al.，2005）。上市公司一般会在第三季报中从定性和定量两个方面披露对当年的业绩预计。在定性描述样本中，如果乐观预期（预增、预平、预盈、减亏）在事后变脸，即预告的业绩与实际业绩不一致，则将该公司的企业家视为过度自信；在定量描述样本中，公司公布了盈利（亏损）预测的范围或幅度，如果实际盈利（亏损）业绩低于（高于）业绩预测的范围或幅度，则定义为企业家过度自信。
对比上述两种方法，本文认为企业景气指数法更能反映企业家的过度自信特征。因此实证分析时，选择企业景气指数法度量企业家过度自信程度。考虑到结果的可靠性，采用企业盈利预测偏差法进行稳健性检验。进一步，本文选择企业年度景气指数衡量企业家过度自信水平。由于原始的景气指数每季度批露一次，因此以当年 4个季度的平均值计算确定企业年度景气指数。企业景气指数原始数据来源于新浪财经中国宏观经济数据库。
股权制衡度（EQU）。股权制衡是指由几个大股东分享控制权，通过内部牵制使得任何一个大股东都无法单独控制企业的决策，从而达到相互监督的股权安排模式。现有文献对股权制衡的衡量方法不尽相同，概括而言可分为持股比例法和持股比例比值法两种。持股比例法是选取第一大股东持股比例或者其他制衡股东持股比例（之和）进行衡量。常用的有第一大股东持股比例（H1）、第二大股东持股比例、第二到第五大股东持股比例之和以及第二到第十大股东持股比例之和；持股比例比值法则使用二者之间相互的比值确定股权制衡度。常用指标有Z指数（第一大股东持股比例/第二大股东持股比例）、第二到第五大股东持股比例之和与第一大股东持股比例的比值以及第二到第十大股东持股比例之和与第一大股东持股比例的比值。选取哪一种指标关键在于对制衡股东的认定。由于本文研究对象股权高度集中，因此借鉴白重恩等（2005）的做法，引入第二到第十大股东持股比例之和衡量公司股权制衡度。该指标越大，第一大股东的控股程度就越小，第一大股东受到其他大股东的制衡力度越强，越可能制约大股东行为。 3.控制变量
银行信用（LOAN）。借鉴常用做法，本文采用银行贷款（包括短期和长期）与总资产的比例表示企业从银行处获得的信贷支持。这一数值越大，说明企业获得的银行信贷越多。
企业规模（SIZE）。借鉴余明桂（2008）和陆正飞（2011）等的做法，选用总资产的自然对数反映企业规模。这一指标越大，说明企业规模越大。陆正飞等（2011）认为商业信用的大量存在源于买方强势。基于竞争性动机，企业会为信用良好的买方提供大量商业信用。因此，预计企业规模与商业信用投放负相关。
盈利能力（PROFIT）。企业的盈利能力越高，一方面可为企业商业信用投放提供一定的资本支持；另一方面，为了扩大企业的生产能力、占领更大的市场，企业可能进行大量的投资。因此预计盈利能力和商业信用投放正相关。本文选择销售净利率作为企业盈利能力的替代变量，这一比例越高说明企业盈利能力越强。
经营年限（PERIOD）。本文采用企业实际上市年限表示企业经营年限。预计经营年限长的企业商业信用投放多。
模型中解释变量、控制变量与被解释变量相关关系符号预期列示见表4。
从表5可以看出，商业信用投放水平TC的均值为1997%，不仅高于美国20世纪90年代初的水平，而且高于沪深两市全部上市公司2007～2011年18%的均值水平，说明我国中小板上市公司商业信用投放额度较多；衡量企业家过度自信的变量OVERCON均值为1286233，说明企业家过度自信水平一般；反映股权制衡度的指标（EQU）均值为2621%，说明第二至第十大大股东持股比例之和均值为2621%；控制变量银行信贷水平（LOAN）、企业规模（SIZE）、盈利能力（PROFIT）和企业经营年限（PERIOD）的均值分别为1783%、211941、94727和44322。从标准差、最大值和最小值看，除企业规模外，其他变量差异都较大。
（二）实证结果与分析
为避免出现伪回归，本文对面板模型进行单位根检验，结果（见表6）显示模型的原始数据是平稳的，可以进行回归分析。
利用Eviews60软件对两个模型进行回归分析，结果如表7所示。
从Hausman检验来看，模型1和2的Hausman值分别为148538和165466，并在5%水平上显著，说明结果拒绝了随机效应的假设。再加上两个模型的拟合优度都较好，F值显著，因此最终选择建立个体固定效应回归模型，具体结果如表7第二列和第四列所示。
由表7给出的结果看，两个模型中变量系数前的符号均和前文预测一致。
在模型1中，反映企业家过度自信的变量OVERCON系数为正，且在1%水平上显著。说明与企业家非过度自信的公司相比，企业家过度自信的公司商业信用投放更多，即企业家过度自信程度与企业商业信用投放显著正相关，假设1得到验证。
在模型2 中，反映企业家过度自信的变量OVERCON与反映股权制衡度的变量EQU的交叉项系数为负，并通过了5%水平的显著性检验，表明在企业家过度自信的样本中，股权制衡度高的企业商业信用投放少，从而支持了假设2。
在两个模型中，反映企业银行信用水平的变量LOAN符号为正，且都通过了显著性检验，说明获得银行信贷多的企业，商业信用投放多。这验证了Stiglitz（1981）的结论：容易获得信贷的企业会倾向于较多的提供商业信用给难以获得信贷的企业。反映企业经营年限（PERIOD）的变量在两个模型中都显著正相关，说明经营年限越长的企业，商业信用投放越多。反映企业盈利能力的变量在模型2中通过了显著性检验，说明盈利能力强的企业，商业信用投放多。企业规模对商业信用投放的影响未能通过显著性检验。
（三）稳健性检验
为了检验以上结果的可靠性，本文采用以下方法进行稳健性检验：
（1）以上市公司的年度业绩预告是否变化来定义企业家的过度自信程度，对模型1重新回归。OVERCON在这里是虚拟变量，如果上市公司在三季度报告中进行的年度业绩预告事后变脸，或实际盈利（亏损）小于（大于）预告水平，则将其企业家定义为过度自信，将OVERCON赋值为 1，否则为0。
（2）借鉴刘银国（2012）的做法，以第二至第五大股东持股比例作为反映股权制衡度的替代变量，对模型2重新回归。
从表8可以看出，模型同样符合固定效应；检验结果与表7中的检验结果类似，基本支持了假设1和假设 2。
五、结论
随着行为学的兴起，管理者非理性日益受到学者们的关注。本文在摈弃理性经济人假设下，以2008～2013年进行过年度业绩预告的118家深市中小板上市公司为样本，研究了企业家过度自信、股权制衡对商业信用投放的影响，结果发现企业家过度自信是影响企业商业信用投放的重要因素。过度自信的企业家商业信用投放多，而股权制衡度可以有效约束这一行为。合理的股权安排可以规范企业家行为，从而使企业家能够更加有效地做出有利于公司利益的决策，进而削弱过度自信等非理性因素的影响。不仅如此，在研究中我们还发现那些银行信贷获得多的企业，其商业信用投放也多，这证实了Schwartz（1974）的发现：容易从银行获得融资的企业愿意向那些难以从银行获得融资的客户投放商业信用。
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（责任编辑：张曦）