管理層過度自信、金融交易制度與股價異動風險

謝雅璐

摘要：本文以1993-2011年中國滬深A股為樣本，考察管理層過度自信、金融交易制度與股價異動風險之間的交互關系，結果發(fā)現(xiàn)：管理層過度自信程度越高，股價面臨的暴跌風險越高，但與股價暴漲風險不存在統(tǒng)計上的顯著關系；金融交易制度能有效地抑制股價暴漲、暴跌風險，并且這種抑制效應對于暴跌風險更顯著；金融交易制度可以減弱管理層過度自信引起的暴跌風險，對暴漲風險的影響則沒有差別。因此，適當?shù)匾胝鹑诠苤茩C制，有效規(guī)范證券市場，是一種治理股價異動風險的有效途徑。

關鍵詞：管理層過度自信；漲跌幅限制；股價暴漲風險；股價暴跌風險

中圖分類號：F2766 文獻標識碼：A

一、引言

證券市場的特征之一就是價格具有波動性。如果市場的波動性過大，系統(tǒng)風險就會加大，股票價格就會失真，同時也會使投資者面臨的不確定性增大，從而使投資者對股票市場失去信心。因此，市場的穩(wěn)定是政府部門和證券監(jiān)管機構關注的焦點和重點問題。

我國證券市場成立至今，雖然僅僅發(fā)展了20余年，但是股市已經(jīng)經(jīng)歷了6輪的暴漲暴跌，不僅暴跌次數(shù)多，而且暴跌周期長。目前，在我國的資本市場中，投資者投機心理嚴重，慣于短線操作，追漲殺跌之風盛行，暴漲暴跌頻繁發(fā)生，個股大起大落更是司空見慣。股價異動作為資本市場上不可忽視的重要現(xiàn)象，特別是股價的暴漲暴跌所引起的股價異動風險不僅嚴重影響了資本市場的健康發(fā)展，而且給投資者的財富造成了極大的損失。因此，對股價異動現(xiàn)象進行研究具有重要意義。

以往對于股價異動風險（股價暴跌風險和股價暴漲風險）的研究，學者們主要是在理性均衡的框架下探討公司層面的特征對于股價異動風險的影響。他們在“理性經(jīng)濟人”的框架下，從財務報告透明度（Hutton et al.，2009）、避稅（kim et al.，2011）、盈余管理（Francis et al.，2014）、會計穩(wěn)健性（Kim and Zhang，2014）等角度對公司層面的股價異動風險進行了研究。然而，行為金融學的研究表明，人的非理性行為在經(jīng)濟系統(tǒng)中發(fā)揮著不容忽視的作用。過度自信作為一種心理特征，在資本市場的參與者中，特別是高層管理者中普遍存在（Graham et al.，2013）。因此，本文試圖從管理層過度自信的角度出發(fā)，探討管理層的心理特質對于股價異動風險的影響。

另一方面，學者們發(fā)現(xiàn)，上市公司股價的平穩(wěn)發(fā)展，離不開良好的金融環(huán)境，因為它不僅可以促進投資者交易水平、降低金融運行風險，而且還可以增強市場的資源配置效率。金融交易制度作為金融生態(tài)環(huán)境的一個方面，對于資本市場的健康運行、股價的穩(wěn)定扮演著重要的作用。然而，當前學界圍繞金融交易制度，特別是漲跌幅限制制度的深入討論并不多見。

基于以上分析，本文擬從交易制度和行為金融的角度入手，深入考察管理層過度自信、漲跌幅限制制度對于股價異動風險的影響。

二、文獻回顧與假說發(fā)展

（一）漲跌幅限制與股價異動風險：抑制效應 vs推動效應

當前學界在檢驗漲跌幅限制制度的實施效果時，主要是從波動性溢出效應、延遲價格發(fā)現(xiàn)效應和價格阻礙效應等方面檢驗股價反映，尚未將研究拓展至股價異動風險。漲跌幅限制的實施對于股價異動風險的影響可以從以下兩個方面來闡述：一方面，漲跌幅限制制度的實施對于股價具有“抑漲抑跌”的作用，也就是說，漲跌幅限制這一交易制度會降低股價異動風險。吳林祥和徐龍炳（2003）研究發(fā)現(xiàn)，漲跌幅限制沒有扭曲價格行為，并且顯著減小了股價過度反應的程度。Deb et al.（2010）研究也發(fā)現(xiàn)，該限制政策有效地避免了股價的劇烈波動，也使影響股價的信息得以在投資者之間充分消化，從而避免了投資者因為一次性接受過多的消息而出現(xiàn)過度反應的情緒，降低了信息不對稱和不確定性（Dark，2012）。另一方面，有些學者認為，它阻礙了交易的連續(xù)進行，人為地阻礙了消息的充分反應，使得信息不能被市場迅速撲捉，從而使得股價震蕩風險增大，進而降低了市場效率，延遲了市場價格發(fā)現(xiàn)的及時性，使得投資者行為更加短視（Chen，1993；George and Hwang，1995）。還有一部分學者研究發(fā)現(xiàn)，漲跌幅限制制度降低了市場的信息效率，使得股票自相關系數(shù)顯著增加，增加了股價變動的趨勢性（Kim and Rhee，1997；屈文洲，2007；柴宗澤，2009）。從這一角度來看，漲跌幅限制的實施對于股價具有“助漲助跌”的作用，也就是說，漲跌幅限制這一交易制度會放大股價異動風險。

綜上，漲跌幅限制制度對于股價異動風險可能存在兩個方面的影響：一方面，這一交易制度可以減少市場投機行為的發(fā)生，進而可能降低股價面臨的異動風險（暴漲和暴跌風險），即存在抑制效應；另一方面，由于漲跌幅限制制度的存在人為干預了股價的走勢，反而降低了市場的效率，也可能增加了股價面臨的異動風險（暴漲和暴跌風險），即存在推動效應。鑒于以上分析，本文提出如下假設：

假設1：其他條件不變，漲跌幅限制的實施會對股價暴跌風險產生影響，對影響的方向不做預計；

假設2：其他條件不變，漲跌幅限制的實施會對股價暴漲風險產生影響，對影響的方向不做預計。

（二）管理層過度自信與股價異動風險

以往的文獻表明，過度自信的管理層可能更傾向于過度投資（Heaton，2002；Malmendier and Tate，2005）、采取更為激進的財務政策（Ahmed and Duellman，2012）。管理層過度自信對于股價異動風險的影響，可以從以下三方面進行分析：（1）過度自信會影響企業(yè)財務報告的確認模式。管理層往往采用較為激進的會計確認方法，這使得好消息更早地反映在會計盈余中，而壞消息的確認則更加緩慢，造成公司業(yè)績繁榮的假象，從而一方面促進了股價的上揚，但另一方面，隨著壞消息在企業(yè)內部逐漸累積，又為企業(yè)面臨暴跌風險埋下了隱患。（2）過度自信也表現(xiàn)在管理層對信息披露的決策上。以往的文獻表明，過度自信的管理層可能更傾向于過度投資。對于一些凈現(xiàn)金流為負的投資項目，過度自信的管理層往往忽視下屬的反對意見，堅信其決策的正確性，低估失敗的可能性。他們認為，在自己長期有效的管理下，這些投資項目最終會創(chuàng)造價值，產生收益。因此，即使投資項目的現(xiàn)金流暫時為負，他們也會隱瞞負面消息，有選擇地披露消息向外界傳達對公司未來前景的樂觀預計，造成市場的虛假繁榮，導致股價面臨暴漲風險。但是，如果持續(xù)放任凈現(xiàn)值為負的項目存在，一旦投資項目失敗，最終會導致公司業(yè)績逐漸下滑，使股價面臨較高的暴跌風險。（3）過度自信的管理層更容易發(fā)布樂觀型的盈余預測，但是，隨后的真實盈余卻很難達到預測值，此時，過度自信的管理層會選擇激進的會計政策來進行盈余管理（Hribar and Yang，2010）。這再一次說明，過度自信管理層的不理性行為，會使公司股價面臨較高的異動風險。基于此，本文提出如下假設：

假設3：管理層過度自信程度越高，股價暴跌風險越高；

假設4：管理層過度自信程度越高，股價暴漲風險越高。

（三）管理層過度自信、漲跌幅限制與股價異動風險

通過以上分析可知，如果漲跌幅限制的實施，可以降低股價異動風險，那么，在管理層過度自信的公司中，股價異動面臨的高風險由于受到漲跌停板的限制，股價的過度反應會得到有效遏制，使得信息在投資者之間充分消化，從而降低了管理層和投資者之間的信息不對稱，進而有效地保護了投資者。也就是說，在這種情況下，漲跌幅限制的實施可以抵消管理層過度自信對于股價異動風險產生的正向影響。但是，如果漲跌幅限制的實施會增加股價的異動風險，那么，在管理層過度自信的公司中，管理層的非理性行為將和漲跌幅限制實施產生非效率后果相疊加，這會導致公司股價面臨更大的股價異動風險，也就是說，漲跌幅限制的實施會增大管理層過度自信對于股價異動風險產生的正向影響?；诖耍疚奶岢鋈缦聝蓚€競爭性假設：

假設5：漲跌幅限制的實施可以降低管理層過度自信對于股價異動風險（股價暴跌風險和股價暴漲風險）產生的正向影響；

假設6：漲跌幅限制的實施可以增加管理層過度自信對于股價異動風險（股價暴跌風險和股價暴漲風險）產生的正向影響。

三、研究設計

（一）數(shù)據(jù)來源和樣本選擇

本文數(shù)據(jù)主要來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫和CCER中國經(jīng)濟金融數(shù)據(jù)庫系統(tǒng)。由于深交所和上交所分別于1991年8月17日和1992年5月21日取消了價格漲跌幅限制，本文的研究初選區(qū)間始于1993年，并對樣本作了如下篩選：（1）由于ST、PT股票的漲跌幅限制為5%，考慮到特別交易的股票會對實證結果產生影響，本文刪除了ST、PT的公司；（2）為保證超額周收益率估計模型的可靠性，刪除了一年中周收益率觀測值低于30個的樣本；（3）刪除了金融類公司；（4）刪除了計算其他控制變量缺失的樣本。最后本文共得到1993-2011年19 102個觀測值。本文所有的數(shù)據(jù)處理均采用軟件STATA110進行。

（二）變量設計

1.股價異動風險

最后，以Wj，t為基礎，構造以下兩個變量：

（1）股價暴漲風險（JUMP）。如果該周的周回報率大于臨界值，則定義該周為股票暴漲周。臨界值=所在年的周回報率均值減去32*周回報率的標準差。如果某只股票在第t年中經(jīng)歷了1次或1次以上（≥1次）的股票暴漲周，就表示該股票在該年內發(fā)生過暴漲，定義JUMP=1，否則為0。

（2）股價暴跌風險（CRASH）。如果該周的周回報率小于臨界值，則定義該周為股票暴跌周。臨界值=所在年的周回報率均值減去32*周回報率的標準差。如果某只股票在第t年中經(jīng)歷了1次或1次以上（≥1次）的股票暴跌周，就表示該股票在該年內發(fā)生過崩盤，定義CRASH=1，否則為0。

此外，根據(jù)前人的研究（Kim等，2011，2014），為了力求穩(wěn)健，在本文的主要結果中，同時考察以309個標準差（JUMP1、CRASH1）和32個標準差（JUMP2、CRASH2）為基礎度量的股價暴漲風險和股價暴跌風險。其中，309個標準差對應的是在單尾檢驗中，任何一周暴跌或者暴漲的頻率為01%，也就是999%的置信度對應的臨界值；32個標準差對應的是在雙尾檢驗中，任何一周暴跌或者暴漲的頻率為01%，也就是999%的置信度對應的臨界值。

2.管理層過度自信（OVER_CON）

本文參考Ahmed and Duellman（2012），采用過度投資來度量管理層過度自信，具體度量方法如下：如果企業(yè)資本支出率（資本支出/上一年公司總資產的賬面價值）高于行業(yè)中位數(shù)，則令過度自信虛擬變量為1，其余為0。其中，資本支出等于企業(yè)長期資產支出減去無息長期負債的差。

3.漲跌幅限制（P_LIMIT）

根據(jù)我國漲跌幅限制政策實施情況，本文將1993-1996年設為漲跌幅限制實施之前，P_LIMIT=0；1997年及之后設為漲跌幅限制實施之后，P_LIMIT=1。

4.控制變量

根據(jù)以往的研究（Chen et al，2001；Hutton et al，2009；Kim et al，2011，2014），本文分別控制了如下控制變量：投資者異質信念（DTURNt）、公司規(guī)模（SIZEt）、市賬比（MBt）、股票回報率的均值與標準差（MEAN_RETt；SD_RETt）、盈利能力（ROAt）、財務杠桿（LEVt）以及行業(yè)及年度虛擬變量?？刂谱兞烤唧w計算方法參見表1。

五、實證結果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2報告了分年度股價暴跌風險、股價暴漲風險以及股價異動風險（如果公司發(fā)生過暴漲或者暴跌，就認為該公司發(fā)生過股價異動事件）比率的描述性統(tǒng)計。從Panel B和Panel C可以看到，在1993-2011年全樣本中，大約128%的公司經(jīng)歷股價暴跌，250%的公司經(jīng)歷暴漲?？傮w而言，發(fā)生股價異動事件的比例平均為366%（見Panel D所示）。在1996年之前，股價暴跌的平均比例大約是22%，而暴漲的平均比例是513%，而在1996年之后，股價暴跌的比例大約在12%，而暴漲的比例在248%左右?？傮w說來，公司經(jīng)歷暴漲的次數(shù)高于經(jīng)歷暴跌的次數(shù)。實施漲跌幅限制制度以來，我國個股股價發(fā)生暴漲和暴跌的次數(shù)比政策實施前呈明顯的下降趨勢，這初步表明，漲跌幅限制的實施降低了股價的暴跌風險和暴漲風險，也就是說，漲跌幅限制與股價暴跌風險、股價暴漲風險可能存在負相關關系。此外，本文還對變量進行了Pearson相關系數(shù)檢驗②，結果表明，管理層過度自信與股價暴跌風險和股價暴漲風險均存在正相關關系，初步驗證了假設3、4，但由于沒有加入其他控制變量，還需要進行深入檢驗。

表3報告了主要變量的描述統(tǒng)計，不難看出：與前人研究相比，本文的CRASH1t、CRASH2t統(tǒng)計均值與潘越等（2011）的研究基本一致；其余控制變量大體與先前研究一致。需要注意的是，由于個別變量的標準差較大，為了避免異常值的影響，在具體回歸時，本文對所有連續(xù)變量在1%和99%的水平上進行縮尾（winsorize）處理。

（二）分組分析

本文首先按照漲跌幅限制實施前后分組，檢驗股價面臨的暴跌風險和暴漲風險是否存在顯著差異，具體結果見表4。從Panel A中可以看出，漲跌幅限制實施后，CRASH1t的均值由0181降為0126，且兩者的差異在1%的水平上顯著（t值=458），這表明漲跌幅限制實施之后，股價暴跌風險降低了，兩者之間存在負相關關系；類似地，JUMP1t的均值由047降為024，且差異在1%的水平上顯著（t值=1481），表明漲跌幅限制和股價暴漲風險也存在負相關關系。此外，在中位數(shù)檢驗中，本文也發(fā)現(xiàn)了類似結論。從Panel B的結果來看，當股價暴跌和暴漲風險以32個標準差為基礎計算時，得到了與PanelA一致的結論。由此表明，在實施漲跌幅限制制度之后，無論是股價暴跌風險還是股價暴漲風險均呈現(xiàn)明顯的下降趨勢，即漲跌幅限制之后，股價面臨的暴漲和暴跌風險降低了。

（三）多元線性回歸

1.漲跌幅限制與股價異動風險

表5報告了漲跌幅限制與股價異動風險的多元回歸結果。Panel A中，因變量是以309個標準差為基礎計算的股價暴漲風險和暴跌風險。列（1）中，本文考察了漲跌幅限制（P_LIMITt）與股價暴跌風險（CRASH1t）之間的關系，可以看到，P_LIMITt的系數(shù)為-1256，且在1%的水平上顯著（Z值為-1156），這表明，在控制了其他效應的基礎上，漲跌幅限制制度實施后，股價面臨的暴跌風險下降了；列（2）考察了漲跌幅限制（P_LIMITt）與股價暴漲風險（JUMP1t）之間的關系，可以發(fā)現(xiàn)，P_LIMITt的系數(shù)為-0752，且在1%的水平上顯著（Z值為-900），表明股價面臨的暴漲風險在漲跌幅限制實施之后呈下降趨勢。此外，為了保證結果的可靠性，本文以320個標準差為基礎（Panel B），重新計算了因變量，列（3）、（4）報告了這一結果，與列（1）、（2）的相應結果保持一致。綜上所述，漲跌幅限制對股價暴漲風險和股價暴跌風險均存在抑制效應。

相較于股價暴漲，股價暴跌更加受到資本市場的關注。大量的金融學文獻發(fā)現(xiàn)了股票波動最大的方向是下跌而不是上漲（Bekaert and Wu，2000；Wu， 2001），并且股票暴跌的時間較暴漲時間更長。相對于股價暴漲，股價暴跌使得中小投資者利益嚴重受損，故監(jiān)管層對于股價暴跌也更為關注。因此，本文進一步考察了漲跌幅限制對于股價暴漲風險和股價暴跌風險的影響是否存在差異。在前述回歸結果的基礎上，本文對列（1）和列（2）的P_LIMITt回歸系數(shù)進行了差異檢驗（見表5），可以發(fā)現(xiàn)，列（1）中的P_LIMITt系數(shù)（-1256）小于列（2）中的P_LIMITt系數(shù)（-0752），卡方檢驗（Chi-square test）顯示，兩者的差異在1%的水平上顯著（chi2=1127，P=00008）。類似的結果也出現(xiàn)在對列（4）和列（5）的P_LIMITt系數(shù)的差異檢驗上（chi2=1000，P=00016）。這說明，漲跌幅限制實施后，股價暴跌風險和暴漲風險均有不同程度的降低，并且股價暴跌風險的下降程度要高于股價暴漲風險的下降程度，即漲跌幅限制對于股價暴跌風險的抑制效應更加顯著。

2.管理層過度自信與股價異動風險

表6報告了管理層過度自信與股價異動風險的多元回歸結果。在列（1）和列（3）中，管理層過度自信變量（OVER_CON）的系數(shù)分別為0408和0478，且分別在10%和5%的水平上顯著為負，這表明，管理層過度自信越高，股價暴跌風險越高，假設3得到驗證；在列（2）和列（4）中，管理層過度自信變量（OVER_CON）的系數(shù)不顯著，表明管理層過度自信不會引起股價暴漲風險，回歸結果不支持假設4。

3.管理層過度自信、漲跌幅限制與股價異動風險

表6還報告了管理層過度自信、漲跌幅限制與股價異動風險的多元回歸結果。Panel A中，因變量是以309個標準差為基礎計算的股價暴漲風險和暴跌風險。列（1）中，主要關注的是交乘項OVER_CONt-1* P_LIMITt的系數(shù)，從回歸結果中可以看出，該交乘項的系數(shù)為-0352，Z值為-190，在10%的水平上顯著為負。這表明，漲跌幅限制減弱了管理層過度自信與股價暴跌風險的正相關關系?？赡艿慕忉屖牵^度自信的管理層會采用更為激進的會計確認方法，從而影響企業(yè)財務報告的確認模式，在這種情況下，好消息會較早地得到確認，反映在會計盈余中，而壞消息的確認則相對緩慢，從而使壞消息在企業(yè)內部逐漸累積，股價暴跌發(fā)生的可能性也就越大。列（2）中，交乘項OVER_CONt-1* P_LIMITt的系數(shù)不顯著，這表明，無論是非過度自信的公司，還是過度自信的公司，漲跌幅限制對于股價暴漲風險的影響無差異。Panel B與Panel A的結果類似。綜上所述，漲跌幅限制制度，可以有效治理管理層過度自信所引起的股價暴跌風險，但是對于管理層過度自信所引起的股價暴漲風險，作用不顯著。

六、穩(wěn)健性檢驗

為了保證實證結果的可靠性，本文還進行了一系列的穩(wěn)健性檢驗③。（1）管理層過度自信代理變量。余明桂等（2006）的研究發(fā)現(xiàn)，管理層過度自信與短期負債率顯著正相關，這表明，在控制了其他因素之后，短期負債率是管理層過度自信的一種表現(xiàn)。因此，采用企業(yè)的短期負債率作為管理層過度自信的又一代理變量，前文的結果依然穩(wěn)健。（2）控制投資者情緒指數(shù)。陳國進等（2010）認為，我國股市處于發(fā)展階段，投資者尚不成熟，尤其在我國證券交易所初創(chuàng)時期，股市暴漲暴跌頻繁，故本文考慮，1996年后股價的暴漲暴跌風險有所下降會不會是由于投資者的行為更加理智所導致的。為此，參考易志高和茅寧（2009），以封閉式基金折價、股票交易量、IPO數(shù)量以及上市首日收益、消費者信心指數(shù)和新增投資者開戶數(shù)量等6個指標作為衡量投資者情緒的子變量；隨后，對6個指標進行主成份分析，最后得到投資者情緒指數(shù)，并將其作為控制變量帶入前文回歸方程，結果發(fā)現(xiàn)，在控制了投資者情緒指標后，結論依然穩(wěn)健。（3）股價暴跌風險的替代變量。在穩(wěn)健性檢驗中，利用股價暴跌風險的另外兩個代理變量考察漲跌幅限制對于股價暴跌風險的影響，本文的結論依然穩(wěn)健。

七、結論和政策建議

通過對1993-2011年中國上市公司A股市場19 102個觀測值的實證研究，本文發(fā)現(xiàn)：漲跌幅限制的實施有效地抑制了股價面臨的異動風險，并且對于暴跌風險的抑制作用強于對暴漲風險的抑制作用；管理層的非理性行為也會對股價異動風險產生影響，管理層過度自信程度越高，股價暴跌風險越高，但是管理層過度自信對于股價暴漲風險的影響不顯著；漲跌幅限制可以有效治理管理層過度自信所引起的暴跌風險，但是對股價暴漲風險的影響沒有差別。

上述結論表明，適當?shù)匾胝苤茩C制，有效規(guī)范證券市場，是一種治理股價暴漲、暴跌風險的有效途徑。

注釋：

① 按照證監(jiān)會行業(yè)分類進行劃分。

② 限于篇幅限制，本文沒有報告Pearson相關系數(shù)矩陣表，相關表格留存?zhèn)渌鳌?/p>

③ 限于篇幅限制，本文沒有列示結果，相關表格留存?zhèn)渌鳌?/p>

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Abstract：Taking 1993-2011 China′s A shares as a sample， this paper examines the interactive relationship among management overconfidence， financial trading system and stock transaction risk. The research shows the higher the management overconfidence， the higher the stock price is facing the risk of collapse， but there is no statistically significant relationship with stock price inflation risk； the financial trading system can effectively inhibit the soaring and plunging of stock price， and has a more significant suppression effect for the risk of plunging； the financial trading system can weaken the risk caused by the excessive confidence of the management， and there is no difference in the impact of the risk of soaring. Therefore， appropriately introducing government financial control mechanisms to effectively regulate the securities market is a kind of effective way of governing stock transaction risk.

Key words：management overconfidence； rise and fall limit； stock price soaring risk； stock price plunging risk

（責任編輯：張曦）