36实证结果

3.6

实证结果

在回归分析之前，我们检验了自变量之间是否存在多重共线性。我们采用方差膨胀因子法进行了多重共线性诊断，结果见表3—5和表3—6，其中表3—5的过度自信变量为CON1，表3—6的过度自信变量为CON2。从表中可以看出，模型中所有自变量方差膨胀因子都较小（均小于10），说明这些自变量之间基本上不存在多重共线性。

表3—5 多重共线性诊断（一）

说明：CON×X′为过度自信与现金流的交互项；其余变量定义同表3—3。

表3—6 多重共线性诊断（二）

说明：CON×X′为过度自信与现金流的交互项；其余变量定义同表3—3。

接下来，我们对模型进行了回归分析，首先以CON1作为管理者过度自信变量，考察了现金流变量为融资现金流的情况，结果见表3—7。为了检验结果的稳定性，我们逐步加入变量进行回归，结果见表中的模型1至模型4。从模型2到模型4可以看出，随着变量的逐步加入，过度自信变量的系数始终显著为正，说明过度自信与过度投资呈显著的正相关关系，从而验证了假设1，即管理者的过度自信程度与企业的过度投资水平正相关。此外，过度自信与融资活动产生的现金流的交互项CON1×NCF的回归系数也显著为正，说明过度自信的管理者过度投资对融资活动产生的现金流有更高的敏感性。这正好印证了本章前面的分析，当公司获取更多的融资现金流时，过度自信的管理者更倾向于过度投资。

然后，我们将现金流变量替换为自由现金流，又重新进行了回归。同样，我们在模型5至模型8中，逐步加入变量进行回归。结果发现，过度自信变量的回归系数为正，在模型6和模型8中都在5%的水平显著，在模型7中在10%的水平显著，也支持假设1。过度自信和经营活动产生的自由现金流的交互项CON1×FCF的回归系数不显著，表明过度自信的管理者过度投资对自由现金流不敏感，从而支持了我们提出的假设2。

在表3—8中，我们用第Ⅱ类样本重新进行了上述检验，依次也形成8个模型，从回归结果来看，过度自信变量CON1及过度自信与融资活动现金流的交互项CON1×NCF基本上都是显著的，虽然和表3—4相比，显著程度有所降低；过度自信与自由现金流的交互项CON1×FCF依然不显著。前文提出的假设再次得到证实。

在表3—9中，我们将表3—7中的过度自信变量替换为CON2，其余变量保持不变，重新进行了回归。从回归结果来看，结论与表3—7基本一致，从而说明我们的结论是非常稳健的。

此外，从回归结果我们还可以看出，融资活动产生的现金流与经营现金流的回归系数始终为正，并且也一直保持在1%的水平显著。这说明我国上市公司的过度投资受企业拥有的现金流状况的影响，当企业拥有的现金流越多，过度投资的水平就越高。

表3—7 实证检验结果(Ⅰ类样本———总样本)

说明：***，**，*分别表示在1%，5%，10%的水平显著，皆为双尾检验

表3—8 实证检验结果(Ⅱ类样本———发布了盈利预测的样本)

说明：***，**，*分别表示在1%，5%，10%的水平显著，皆为双尾检验

表3—9 实证检验结果(被解释变量为CON2)

说明：***，**，*分别表示在1%，5%，10%的水平显著，皆为双尾检验