綜合既有的代表性研究文獻，可以看出由於既定的公司治理環境、公司決策環境、競爭需要及信息不對稱，公司高管更傾向於表現出過度自信的性態，而公司高管過度自信的狀態雖然在很多研究中表現為促進公司更為激進的債務融資傾向，但是針對所引致的債務融資傾向所產生的影響存在一定的爭議。雖然這種爭議產生在很大程度上可由經驗研究假設的環境、控製的因素及約束條件不同進行解釋。最為突出的不同就是在不同宏觀經濟運行周期中，高管過度自信與公司融資偏好之間關聯性態是否發生變化及這種變化性態如何仍需進一步厘定。本文正是結合2008年後我國經濟整體處於逆行波動周期特征，力圖刻畫出經濟逆行波動周期下我國房地產上市公司高管過度自信對公司債務融資偏好的影響性態。
經驗研究設計及分析
（一）模型設定和變量選取的經濟學解釋
既有研究在定義公司融資偏好通常采用公司資本結構（曲春青，2010）、資產負債率（Prowse，1990；Wald，1999等）、負債水平（汪靜，2008等）等變量捕捉公司融資偏好。承接既有研究文章選用公司資產負債率（DTA）即是公司負債水平與其資產比率捕捉公司融資偏好，同時為了進一步細化高管自信性態對公司融資結構性偏好影響，將公司資產負債率分為長期資產負債率（LDTA）和短期資產負債率（SDTA）。
針對高管的自信性態的衡量，結合既有研究本文以公司高管的個人特征為主要衡量標準進行界定。界定依據的標準主要由高管年齡、學曆和教育背景，既有研究認為高管的保守謹慎融資行為與其年齡正向相關（江偉，2010；餘明桂、李文貴、潘紅波，2013等），故界定個體公司高管（CEO）的年齡超過整體樣本CEO平均年齡時，該CEO表現出非過度自信性態，則取年齡變量AGE=0，反之取AGE=1；結合學曆層麵來看，schrand，zechman（2008）；餘明桂、李文貴、潘紅波（2013）研究認為，CEO學曆越高其越相信自己判斷能力和預測水平，對其作出的決策越表現出自信，因此，界定CEO學曆為碩士以上則取學曆變量EDU=1；反之EDU=0；結合教育背景看，CEO的經管類教育背景很大程度上引致CEO對公司財務風險收益認知水平的提升，進而使得CEO在做投融資決策時更傾向謹慎（Malmendier，Tate，2005等），因此認為當CEO不具備經管類教育背景時，其教育背景變量Back=1，反之取0。雖然部分既有的相關研究分別以以上三個變量捕捉高管自信性態也有其合理之處，但是不可否認單獨割裂的衡量所反映的信息會存在偏差。因此，結合研究需要和既有研究（餘明桂、李文貴、潘紅波，2013等）構建綜合指標捕捉高管自信性態（CONF）。
具體而言，當樣本公司高管滿足以上3個過度自信測度標準中2個以上時，取CONF=1，即是高管在融資決策過程中表現出過度自信，反之當CONF=0時，高管表現非過度自信。
針對其餘控製變量而言，同樣遵循既有相關研究和變量自身經濟意義進行選取。在公司層麵，根據既有研究（Rajan，zingales，1995；John 等，2005；Faccio 等， 20lla，20llb；餘明桂、李文貴、潘紅波，2013等），選取公司總資產的自然對數捕捉公司規模因素（Lnsize）；定義公司第一大股東持股比例（H1）捕捉公司所有權結構因素；選取公司淨利潤增長率（NEG）來控製公司成長能力因素；選取公司資產淨收益率（ROA）捕捉公司資產盈利能力；同時定義啞變量State捕捉公司性質，當公司為國有控股公司時State=1；反之State=0。在宏觀經濟層麵，文章選取廣義貨幣M2增長率（GM）捕捉貨幣供給衝擊因素；同時選取宏觀經濟景氣指數（MECI）捕捉經濟周期因素。
必須指出的是，文章在選取經濟景氣指數因素情形下並沒有進一步對經濟增長因素進行控製，其目的就是避免控製變量相關所引致模型過度擬合而產生的經驗誤差。
結合本文研究思想和變量界定，給出詳細的經驗論證模型借以檢驗高管自信性態與融資偏好之間關係。經驗論證分三個維度：第一維度是在其他條件既定的情形下論證高管自信性態與公司總體債務融資偏好之間關聯性態，其經驗論證模型為：
由以上三個維度的經驗論證方程可以看出，文章不僅檢驗了高管自信性態與公司債務融資結構偏好之間的內在關聯，更是全麵刻畫了高管自信性態與公司融資偏好之間關聯性態。
（二）基本統計分析和回歸效應檢驗
結合經驗研究的需要，文章對本文的數據來源及數據結構進行簡要說明。文章研究核心：在經濟運行逆周期情形下，資本密集型行業代表房地產行業中公司高管自信性態與公司債務融資偏好的關聯。因此，筆者結合我國房地產上市公司發展狀況，根據數據可獲得性和我國宏觀經濟運行實踐，選取了2008-2012年度國內滬深A股上市113家房地產公司中的75家樣本公司，組成非平衡麵板數據，數據觀頻率是季度。數據主要選自WIND數據庫、RESSET金融研究數據庫及CSMAR數據庫。