賣空機制與企業(yè)管理者過度自信——基于中國融資融券制度的準自然實驗研究

○重慶工商大學會計學院 田 甜

一、引言

2010 年，融資融券制度在中國資本市場實施以來，賣空標的股票歷經(jīng)了六次擴容，截止到2020年，賣空數(shù)量從首批的90支增加到1600支。賣空管制逐漸放松使投資者能夠進行賣空交易，資本市場體系愈加完善。眾多文獻表明，賣空機制引入的影響主要作用于資本市場有效性和公司治理層面。一方面，基于股價高估假說，實施賣空交易能夠使更多負面信息充分反應(yīng)在市場中，提高市場效率；另一方面，對微觀企業(yè)而言，賣空機制能發(fā)揮外部監(jiān)督效應(yīng)，規(guī)范管理層行為，從而提高內(nèi)部控制質(zhì)量，改善公司治理。

Roll[1]提出管理者自大假說以來，管理者自身行為引發(fā)的公司治理問題成為學者關(guān)注的重點。學者普遍認為管理者過度自信的特征會導致其低估風險，損害公司利益，不利于企業(yè)可持續(xù)發(fā)展。文章運用多期雙重差分法，對比賣空標的企業(yè)和非賣空標的企業(yè)管理者過度自信程度的差異，探究賣空機制的引入能否對管理者非理性行為發(fā)揮治理作用。同時，基于委托代理理論，分析大股東在賣空機制與企業(yè)管理者過度自信的關(guān)系中能否發(fā)揮內(nèi)部監(jiān)督效應(yīng)，并探究分析師關(guān)注是否能在其中發(fā)揮外部監(jiān)督效應(yīng)。

二、文獻回顧與研究假說

管理者過度自信的經(jīng)濟后果主要作用于管理者風險偏好、投融資行為、并購決策等方面。研究認為，管理者過度自信的非理性特征影響其財務(wù)決策，越過度自信的管理者對負債融資的偏好越強[2]。過度債務(wù)融資會加重企業(yè)債務(wù)負擔，增加企業(yè)承擔的風險水平[3]。在投資行為上，相關(guān)學者認為管理者越不理性，其投資行為越激進[4]，越容易造成非效率投資。管理者過度自信的程度越大，企業(yè)陷入財務(wù)困境的可能性越大[5]，不利于企業(yè)可持續(xù)發(fā)展。

但當公司治理機制越完善、內(nèi)部控制質(zhì)量越高，越會減少公司管理者的過度自信程度[6]；董事會治理機制越完善，對管理者約束和監(jiān)督越強，管理者過度自信傾向會減弱[7]；較高的股權(quán)制衡能更好地發(fā)揮大股東對管理層的制衡作用，規(guī)制管理者過度自信[8]。賣空機制的引入能發(fā)揮外部監(jiān)督效應(yīng)，監(jiān)督管理者行為，提高公司內(nèi)部控制質(zhì)量，改善公司治理[9]。因此，文章以賣空機制為切入點，認為賣空機制能發(fā)揮其公司治理效應(yīng)，降低管理者的過度自信程度。

基于委托代理理論，大股東作為委托方對管理者過度自信行為是否具有內(nèi)部監(jiān)督效應(yīng)？一方面，學者認為大股東持股比例越高，對管理層行為的監(jiān)督動機越大[10]，“監(jiān)督效應(yīng)”對管理層的短視行為有良好的制衡作用；另一方面，大股東持股比例越高，股東利益和企業(yè)利益融合程度越強，期待高收益的同時，會對管理者高風險投融資等行為容易視而不見。因此，大股東持股比例高的企業(yè)其管理者過度自信程度可能更低，也可能更高。分析師跟蹤關(guān)注作為一種外部監(jiān)督機制，能否治理企業(yè)管理者過度自信行為，目前學者并未形成一致結(jié)論?；诒O(jiān)督效應(yīng)假說，學者認為分析師能通過對企業(yè)的跟蹤，發(fā)揮對管理者行為的外部監(jiān)督效應(yīng)，分析師關(guān)注越高，對管理者監(jiān)督效應(yīng)越強[11]；基于壓力效應(yīng)假說，分析師對企業(yè)的盈余預測會給管理者帶來業(yè)績壓力，激發(fā)管理者偏好高風險的過度自信行為[12]。因此，分析師關(guān)注度越高，企業(yè)管理者過度自信程度可能受到抑制更低，也可能更高。

基于以上分析，文章提出以下假設(shè)：

H1:相比非賣空標的企業(yè),賣空機制的引入會顯著降低賣空標的企業(yè)的管理者過度自信程度。

H2a:相比大股東持股比例較低的企業(yè)，賣空機制在大股東持股比例更高的企業(yè)中發(fā)揮的公司治理效應(yīng)更大。

H2b:相比大股東持股比例較低的企業(yè)，賣空機制在大股東持股比例更高的企業(yè)中發(fā)揮的公司治理效應(yīng)更小。

H3a:相比分析師關(guān)注度較低的企業(yè)，賣空機制在分析師關(guān)注度更高的企業(yè)中發(fā)揮的公司治理效應(yīng)更大。

H3b:相比分析師關(guān)注度較低的企業(yè)，賣空機制在分析師關(guān)注度更高的企業(yè)中發(fā)揮的公司治理效應(yīng)更小。

三、研究設(shè)計

(一) 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

文章選取2007—2020年滬深A股上市公司為樣本，①剔除金融行業(yè)樣本；②剔除 ST、*ST、PT 樣本；③剔除截止 2020 年 12 月 31 日被撤出賣空標的名單的樣本 ；④剔除2009年后上市的樣本；⑤剔除變量缺失的樣本 。最終得到 18 413 個公司觀測值。文章融資融券標的數(shù)據(jù)來自Wind數(shù)據(jù)庫,其余數(shù)據(jù)均取自CSMAR數(shù)據(jù)庫。文章使用企業(yè)年度雙向固定效應(yīng)模型進行回歸，并對企業(yè)層面的標準物進行聚類。文章對所有連續(xù)變量在1%和99%分位上進行了縮尾處理。

(二)變量定義

1.被解釋變量：管理者過度自信

采用“薪酬總額排名前三的高管薪酬之和與所有高管薪酬之和的比值”來表示。管理者薪酬相對越高，表明過度自信的水平越高。

2.主要解釋變量：賣空機制

基于融資融券制度分步實施的特點，本文采取多期雙重差分法，將賣空標的企業(yè)作為處理組，非賣空標的企業(yè)作為控制組，對比管理者過度自信程度的差異。根據(jù)雙重差分模型中變量的設(shè)置標準，設(shè)置賣空標的變量和賣空時期變量的交乘項(short)。shorti,t若取1,則企業(yè)成為賣空標的處理組之后年度的樣本；否則為0。

3.分組變量：第一大股東持股比例

選取第一大股東持股比例作為分組變量，探究基于委托代理理論，大股東對管理層過度自信行為是否具有內(nèi)部監(jiān)督效應(yīng)。

4.分組變量：分析師關(guān)注度

選取分析師關(guān)注度作為分組變量，探究分析師關(guān)注對管理層過度自信行為是否具有外部監(jiān)督效應(yīng)。

5.控制變量

基于已有管理者過度自信的研究，文章在回歸模型中加入公司規(guī)模、資產(chǎn)負責率、凈資產(chǎn)收益率、企業(yè)成長性、托賓值等控制變量。

具體變量定義表，如表1所示。

表1 變量定義表

(三)模型設(shè)計

我國賣空機制的實施是分批進行，2010年3月31日起，融資融券標的進行了六次大規(guī)模擴容。因此，參考Beck等[12]的研究設(shè)計,文章采用多期雙重差分估計賣空機制研究企業(yè)管理者過度自信的影響。基準模型如(1)所示：

Coni,t=β0+β1Shorti,t+γControlsi,t+Firmi+Yeart+εi,t

(1)

其中：Short實際為treat和period的交乘項，表示企業(yè)i在t年是否可以被賣空。賣空標的樣本為處理組，treat取1，刪除進入賣空標的名單后被剔除的樣本；樣本期間內(nèi)都不是融資融券標的樣本企業(yè)為控制組，treat取0；企業(yè)納入融資融券標的樣本以后年度period取1，否則取0。β1即為多期雙重差分效應(yīng),Controls為相應(yīng)的控制變量，F(xiàn)irmi表示企業(yè)固定效應(yīng)，Yeart表示年度固定效應(yīng).

四、實證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計分析

從表2可以看出，管理者過度自信(con)的均值為42.5094，標準差為12.5180，最小值和最大值分別為20.2200和80.1000，說明不同企業(yè)管理者過度自信程度相差較大。主要解釋變量(short)的均值為 0.2623，說明樣本中約有 26.23%的觀測值受到賣空機制的影響。

表2 變量的描述性統(tǒng)計表

(二)相關(guān)性分析

表3反應(yīng)了主要變量之間的相關(guān)系數(shù)。各變量間的相關(guān)系數(shù)在0.5以下，初步說明回歸模型中變量間不存在多重共線性。主要解釋變量(short)與被解釋變量管理者過度自信(con)的相關(guān)系數(shù)為-0.097，且在1%的水平上顯著。表明在僅考慮賣空機制與管理者過度自信程度關(guān)系的情況下，相比非賣空標的企業(yè)，賣空標的企業(yè)管理者過度自信程度較低。

表3 主要變量的相關(guān)系數(shù)

(三)平行趨勢檢驗

文章運用多期雙重差分模型進行回歸，但雙重差分法的適用前提是賣空標的處理組和非賣空標的控制組在進入實驗期前滿足平行趨勢，即無明顯變化趨勢和差異。滿足平行趨勢的處理組和控制組才能進行雙重差分。因此，文章將企業(yè)的管理者過度自信程度樣本被納入融資融券名單前(d_1～d_3)后(d1～d5)的時點進行回歸，如圖1展示的回歸結(jié)果，有效地證明處理組和控制組滿足平行趨勢假說。文章以d4為基期。由于前后時點較多，文章采取縮尾處理，納入賣空標的前的時點縮尾至d4，之后縮尾至d5。從圖1看出d_1～d_3的系數(shù)有正有負，且均不顯著，說明在受到?jīng)_擊前處理組和控制組的管理者過度自信程度沒有明顯變化趨勢和差異，滿足平行趨勢。在成為賣空標的后第1～5年，d1～d5的系數(shù)均為負且顯著,說明相比非賣空標的企業(yè),賣空機制的引入會顯著降低賣空標的企業(yè)的管理者過度自信程度。初步印證假設(shè)H1。

圖1 平行趨勢檢驗

(四)回歸分析

表4驗證假設(shè)H1。相比非賣空標的企業(yè),賣空機制的引入會顯著降低賣空標的企業(yè)的管理者過度自信程度。第(1)和第(2)列為不加控制變量和加入控制變量的平均處理效應(yīng)結(jié)果，主要解釋變量short的回歸系數(shù)分別為-1.559和-1.0615，并且都在1%的水平下顯著，說明賣空機制對企業(yè)管理者過度自信程度的影響總體上顯著。第(3)列為動態(tài)處理效應(yīng)，d1-d5的系數(shù)均為負且顯著，說明賣空機制對企業(yè)管理者過度自信程度的影響每期都是顯著的。平均處理效應(yīng)和動態(tài)處理效應(yīng)模型同時印證假設(shè)H1。

表4 平均和動態(tài)處理效應(yīng)

文章按照第一大股東持股比例高低進行分組，表5中(1)、(2)列展示了按照第一大股東持股比例高低的分組回歸結(jié)果。第(1)列中，主要解釋變量(short)系數(shù)為負且在1%水平下顯著，說明第一大股東持股比例較高的組，賣空機制對管理者過度自信的治理效果顯著；而第(2)列中，主要解釋變量(short)系數(shù)為負但不顯著，說明第一大股東持股比例較低的組，賣空機制對管理者過度自信的治理效果不顯著?；貧w結(jié)果驗證了假設(shè)H2a，即相比大股東持股比例較低的企業(yè)，賣空機制在大股東持股比例更高的企業(yè)中發(fā)揮的公司治理效應(yīng)更大。其背后的邏輯在于：大股東持股比例越高，其權(quán)衡自身利益默許管理者高風險行為的可能性越大，管理者過度自信程度越高，賣空機制作為一種外部監(jiān)督機制，發(fā)揮的公司治理效應(yīng)越明顯。

基于監(jiān)督和壓力效應(yīng)，分析師關(guān)注度越高，企業(yè)管理者過度自信程度可能受到抑制更低，也可能更高。文章按照分析師關(guān)注度高低進行分組，表5中(3)、(4)列展示了按照分析師關(guān)注度高低分組的回歸結(jié)果。第(3)列中，主要解釋變量(short)系數(shù)為負且在1%水平下顯著，說明分析師關(guān)注度較高的組，賣空機制對管理者過度自信的治理效果顯著；而在第(4)列中，主要解釋變量(short)系數(shù)為負但不顯著，說明分析師關(guān)注度較低的組，賣空機制對管理者過度自信的治理效果不顯著?；貧w結(jié)果驗證了假設(shè)H3a，即相比分析師關(guān)注度較低的企業(yè)，賣空機制在分析師關(guān)注度更高的企業(yè)中發(fā)揮的公司治理效應(yīng)更大。原因在于：分析師關(guān)注度越高，管理者基于業(yè)績壓力，高風險的過度自信行為被激發(fā)，管理者過度自信程度更高，賣空機制作為一種外部監(jiān)督機制，發(fā)揮的公司治理效應(yīng)越明顯。

表5 第一大股東持股比例和分析師關(guān)注度的分組回歸結(jié)果

五、穩(wěn)健性檢驗

(一)縮短樣本窗口期

文章將回歸窗口期限制為納入賣空標的當年的前后四期[-4,+4]內(nèi)，以排除其他因素對企業(yè)管理者過度自信程度的影響。表6第(1)組的回歸結(jié)果與前文基本保持不變，初步表明企業(yè)管理者過度自信程度的降低是僅僅受到賣空機制的影響。

表6 穩(wěn)健性檢驗

(二)安慰劑檢驗

為進一步確保企業(yè)管理者過度自信程度是僅僅受到賣空機制的影響，文章將處理組納入賣空標的的當期(t=0)提前3年和延后3年，重新進行回歸，回歸結(jié)果如表6第(2)、(3)組所示。主要解釋變量(short)均不顯著，表明樣本期內(nèi)企業(yè)管理者過度自信程度降低是企業(yè)實施賣空機制所致。以上結(jié)果都說明本文回歸結(jié)果保持穩(wěn)健。

六、研究結(jié)論

文章運用多期雙重差分法，研究賣空標的企業(yè)和非賣空標的企業(yè)的管理者過度自信程度差異。主要結(jié)論歸納如下：①相比非賣空標的企業(yè),賣空機制的引入會顯著降低賣空標的企業(yè)的管理者過度自信程度。原因在于，賣空機制能作為一種外部監(jiān)督機制，發(fā)揮公司治理效應(yīng)，抑制企業(yè)管理者非理性行為，降低其過度自信程度。②相比大股東持股比例較低的企業(yè)，賣空機制在大股東持股比例更高的企業(yè)中發(fā)揮的公司治理效應(yīng)更大?；谖恼碌膶嵶C研究結(jié)果，大股東持股比例越高，股東利益和企業(yè)利益融合程度越大，越期待高收益，對管理者高風險投融資等行為容易視而不見，企業(yè)管理者過度自信程度越高。相比大股東持股比例較低的企業(yè)，賣空機制在大股東持股比例更高的企業(yè)中發(fā)揮的公司治理效應(yīng)就更大。③相比分析師關(guān)注度較低的企業(yè)，賣空機制在分析師關(guān)注度更高的企業(yè)中發(fā)揮的公司治理效應(yīng)更大。文章的實證研究結(jié)果表明，分析師關(guān)注度越高，管理者面臨的業(yè)績壓力越大，越容易激發(fā)管理者偏好高風險的過度自信行為，賣空機制在分析師關(guān)注度更高的企業(yè)中發(fā)揮的公司治理效應(yīng)就更大。