○重慶工商大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院 田 甜

一、引言

2010 年，融資融券制度在中國資本市場(chǎng)實(shí)施以來，賣空標(biāo)的股票歷經(jīng)了六次擴(kuò)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(jìn)行賣空交易，資本市場(chǎng)體系愈加完善。眾多文獻(xiàn)表明，賣空機(jī)制引入的影響主要作用于資本市場(chǎng)有效性和公司治理層面。一方面，基于股價(jià)高估假說，實(shí)施賣空交易能夠使更多負(fù)面信息充分反應(yīng)在市場(chǎng)中，提高市場(chǎng)效率；另一方面，對(duì)微觀企業(yè)而言，賣空機(jī)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(xué)者關(guān)注的重點(diǎn)。學(xué)者普遍認(rèn)為管理者過度自信的特征會(huì)導(dǎo)致其低估風(fēng)險(xiǎn)，損害公司利益，不利于企業(yè)可持續(xù)發(fā)展。文章運(yùn)用多期雙重差分法，對(duì)比賣空標(biāo)的企業(yè)和非賣空標(biāo)的企業(yè)管理者過度自信程度的差異，探究賣空機(jī)制的引入能否對(duì)管理者非理性行為發(fā)揮治理作用。同時(shí)，基于委托代理理論，分析大股東在賣空機(jī)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(xiàn)回顧與研究假說

管理者過度自信的經(jīng)濟(jì)后果主要作用于管理者風(fēng)險(xiǎn)偏好、投融資行為、并購決策等方面。研究認(rèn)為，管理者過度自信的非理性特征影響其財(cái)務(wù)決策，越過度自信的管理者對(duì)負(fù)債融資的偏好越強(qiáng)[2]。過度債務(wù)融資會(huì)加重企業(yè)債務(wù)負(fù)擔(dān)，增加企業(yè)承擔(dān)的風(fēng)險(xiǎn)水平[3]。在投資行為上，相關(guān)學(xué)者認(rèn)為管理者越不理性，其投資行為越激進(jìn)[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(cái)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(dāng)公司治理機(jī)制越完善、內(nèi)部控制質(zhì)量越高，越會(huì)減少公司管理者的過度自信程度[6]；董事會(huì)治理機(jī)制越完善，對(duì)管理者約束和監(jiān)督越強(qiáng)，管理者過度自信傾向會(huì)減弱[7]；較高的股權(quán)制衡能更好地發(fā)揮大股東對(duì)管理層的制衡作用，規(guī)制管理者過度自信[8]。賣空機(jī)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(jī)制為切入點(diǎn)，認(rèn)為賣空機(jī)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(duì)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(xué)者認(rèn)為大股東持股比例越高，對(duì)管理層行為的監(jiān)督動(dòng)機(jī)越大[10]，“監(jiān)督效應(yīng)”對(duì)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(qiáng)，期待高收益的同時(shí)，會(huì)對(duì)管理者高風(fēng)險(xiǎn)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(jī)制，能否治理企業(yè)管理者過度自信行為，目前學(xué)者并未形成一致結(jié)論?；诒O(jiān)督效應(yīng)假說，學(xué)者認(rèn)為分析師能通過對(duì)企業(yè)的跟蹤，發(fā)揮對(duì)管理者行為的外部監(jiān)督效應(yīng)，分析師關(guān)注越高，對(duì)管理者監(jiān)督效應(yīng)越強(qiáng)[11]；基于壓力效應(yīng)假說，分析師對(duì)企業(yè)的盈余預(yù)測(cè)會(huì)給管理者帶來業(yè)績壓力，激發(fā)管理者偏好高風(fēng)險(xiǎn)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(biāo)的企業(yè),賣空機(jī)制的引入會(huì)顯著降低賣空標(biāo)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(jī)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(jī)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(jī)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(jī)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(jì)

(一) 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

文章選取2007—2020年滬深A(yù)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(biāo)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(gè)公司觀測(cè)值。文章融資融券標(biāo)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(jìn)行回歸，并對(duì)企業(yè)層面的標(biāo)準(zhǔn)物進(jìn)行聚類。文章對(duì)所有連續(xù)變量在1%和99%分位上進(jìn)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(duì)越高，表明過度自信的水平越高。

2.主要解釋變量：賣空機(jī)制

基于融資融券制度分步實(shí)施的特點(diǎn)，本文采取多期雙重差分法，將賣空標(biāo)的企業(yè)作為處理組，非賣空標(biāo)的企業(yè)作為控制組，對(duì)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(biāo)準(zhǔn)，設(shè)置賣空標(biāo)的變量和賣空時(shí)期變量的交乘項(xiàng)(short)。shorti,t若取1,則企業(yè)成為賣空標(biāo)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(duì)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(duì)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(fù)責(zé)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(jì)

我國賣空機(jī)制的實(shí)施是分批進(jìn)行，2010年3月31日起，融資融券標(biāo)的進(jìn)行了六次大規(guī)模擴(kuò)容。因此，參考Beck等[12]的研究設(shè)計(jì),文章采用多期雙重差分估計(jì)賣空機(jī)制研究企業(yè)管理者過度自信的影響?；鶞?zhǔn)模型如(1)所示：

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

(1)

其中：Short實(shí)際為treat和period的交乘項(xiàng)，表示企業(yè)i在t年是否可以被賣空。賣空標(biāo)的樣本為處理組，treat取1，刪除進(jìn)入賣空標(biāo)的名單后被剔除的樣本；樣本期間內(nèi)都不是融資融券標(biāo)的樣本企業(yè)為控制組，treat取0；企業(yè)納入融資融券標(biāo)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(shí)證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)分析

從表2可以看出，管理者過度自信(con)的均值為42.5094，標(biāo)準(zhǔn)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(cè)值受到賣空機(jī)制的影響。

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)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(jī)制與管理者過度自信程度關(guān)系的情況下，相比非賣空標(biāo)的企業(yè)，賣空標(biāo)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(shì)檢驗(yàn)

文章運(yùn)用多期雙重差分模型進(jìn)行回歸，但雙重差分法的適用前提是賣空標(biāo)的處理組和非賣空標(biāo)的控制組在進(jìn)入實(shí)驗(yàn)期前滿足平行趨勢(shì)，即無明顯變化趨勢(shì)和差異。滿足平行趨勢(shì)的處理組和控制組才能進(jìn)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(shí)點(diǎn)進(jìn)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(shì)假說。文章以d4為基期。由于前后時(shí)點(diǎn)較多，文章采取縮尾處理，納入賣空標(biāo)的前的時(shí)點(diǎn)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(fù)，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(shì)和差異，滿足平行趨勢(shì)。在成為賣空標(biāo)的后第1～5年，d1～d5的系數(shù)均為負(fù)且顯著,說明相比非賣空標(biāo)的企業(yè),賣空機(jī)制的引入會(huì)顯著降低賣空標(biāo)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(shì)檢驗(yàn)

(四)回歸分析

表4驗(yàn)證假設(shè)H1。相比非賣空標(biāo)的企業(yè),賣空機(jī)制的引入會(huì)顯著降低賣空標(biāo)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(jī)制對(duì)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(dòng)態(tài)處理效應(yīng)，d1-d5的系數(shù)均為負(fù)且顯著，說明賣空機(jī)制對(duì)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(dòng)態(tài)處理效應(yīng)模型同時(shí)印證假設(shè)H1。

表4 平均和動(dòng)態(tài)處理效應(yīng)

文章按照第一大股東持股比例高低進(jìn)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(fù)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(jī)制對(duì)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(fù)但不顯著，說明第一大股東持股比例較低的組，賣空機(jī)制對(duì)管理者過度自信的治理效果不顯著。回歸結(jié)果驗(yàn)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(jī)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(fēng)險(xiǎn)行為的可能性越大，管理者過度自信程度越高，賣空機(jī)制作為一種外部監(jiān)督機(jī)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(jìn)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(fù)且在1%水平下顯著，說明分析師關(guān)注度較高的組，賣空機(jī)制對(duì)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(fù)但不顯著，說明分析師關(guān)注度較低的組，賣空機(jī)制對(duì)管理者過度自信的治理效果不顯著?；貧w結(jié)果驗(yàn)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(jī)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(fēng)險(xiǎn)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(jī)制作為一種外部監(jiān)督機(jī)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(yàn)

(一)縮短樣本窗口期

文章將回歸窗口期限制為納入賣空標(biāo)的當(dāng)年的前后四期[-4,+4]內(nèi)，以排除其他因素對(duì)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(jī)制的影響。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(二)安慰劑檢驗(yàn)

為進(jìn)一步確保企業(yè)管理者過度自信程度是僅僅受到賣空機(jī)制的影響，文章將處理組納入賣空標(biāo)的的當(dāng)期(t=0)提前3年和延后3年，重新進(jìn)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(shí)施賣空機(jī)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(yùn)用多期雙重差分法，研究賣空標(biāo)的企業(yè)和非賣空標(biāo)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(biāo)的企業(yè),賣空機(jī)制的引入會(huì)顯著降低賣空標(biāo)的企業(yè)的管理者過度自信程度。原因在于，賣空機(jī)制能作為一種外部監(jiān)督機(jī)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(jī)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?shí)證研究結(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(duì)管理者高風(fēng)險(xiǎn)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(jī)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(jī)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(shí)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(fēng)險(xiǎn)的過度自信行為，賣空機(jī)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。