賣空機制與企業管理者過度自信——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，賣空標的股票歷經了六次擴容，截止到2020年，賣空數量從首批的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在市場中，提高市場效率；另一方面，對微觀企業而言，賣空機制能發揮外部監督效應，規范管理層行為，從而提高內部控制質量，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的公司治理問題成為學者關注的重點。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，不利于企業可持續發展。文章運用多期雙重差分法，對比賣空標的企業和非賣空標的企業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管理者過度自信的關系中能否發揮內部監督效應，并探究分析師關注是否能在其中發揮外部監督效應。

二、文獻回顧與研究假說

管理者過度自信的經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]。過度債務融資會加重企業債務負擔，增加企業承擔的風險水平[3]。在投資行為上，相關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，企業陷入財務困境的可能性越大[5]，不利于企業可持續發展。

但當公司治理機制越完善、內部控制質量越高，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，對管理者約束和監督越強，管理者過度自信傾向會減弱[7]；較高的股權制衡能更好地發揮大股東對管理層的制衡作用，規制管理者過度自信[8]。賣空機制的引入能發揮外部監督效應，監督管理者行為，提高公司內部控制質量，改善公司治理[9]。因此，文章以賣空機制為切入點，認為賣空機制能發揮其公司治理效應，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部監督效應？一方面，學者認為大股東持股比例越高，對管理層行為的監督動機越大[10]，“監督效應”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。分析師跟蹤關注作為一種外部監督機制，能否治理企業管理者過度自信行為，目前學者并未形成一致結論?；诒O督效應假說，學者認為分析師能通過對企業的跟蹤，發揮對管理者行為的外部監督效應，分析師關注越高，對管理者監督效應越強[11]；基于壓力效應假說，分析師對企業的盈余預測會給管理者帶來業績壓力，激發管理者偏好高風險的過度自信行為[12]。因此，分析師關注度越高，企業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：

H1:相比非賣空標的企業,賣空機制的引入會顯著降低賣空標的企業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，賣空機制在大股東持股比例更高的企業中發揮的公司治理效應更大。

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

H3a:相比分析師關注度較低的企業，賣空機制在分析師關注度更高的企業中發揮的公司治理效應更大。

H3b:相比分析師關注度較低的企業，賣空機制在分析師關注度更高的企業中發揮的公司治理效應更小。

三、研究設計

(一) 樣本選擇與數據來源

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據來自Wind數據庫,其余數據均取自CSMAR數據庫。文章使用企業年度雙向固定效應模型進行回歸，并對企業層面的標準物進行聚類。文章對所有連續變量在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，將賣空標的企業作為處理組，非賣空標的企業作為控制組，對比管理者過度自信程度的差異。根據雙重差分模型中變量的設置標準，設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部監督效應。

4.分組變量：分析師關注度

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

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模、資產負責率、凈資產收益率、企業成長性、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模擴容。因此，參考Beck等[12]的研究設計,文章采用多期雙重差分估計賣空機制研究企業管理者過度自信的影響?；鶞誓Ｐ腿?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；樣本期間內都不是融資融券標的樣本企業為控制組，treat取0；企業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,Controls為相應的控制變量，Firmi表示企業固定效應，Yeart表示年度固定效應.

四、實證結果與分析

(一)描述性統計分析

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 變量的描述性統計表

(二)相關性分析

表3反應了主要變量之間的相關系數。各變量間的相關系數在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)的相關系數為-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系的情況下，相比非賣空標的企業，賣空標的企業管理者過度自信程度較低。

表3 主要變量的相關系數

(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的系數有正有負，且均不顯著，說明在受到沖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的系數均為負且顯著,說明相比非賣空標的企業,賣空機制的引入會顯著降低賣空標的企業的管理者過度自信程度。初步印證假設H1。

圖1 平行趨勢檢驗

(四)回歸分析

表4驗證假設H1。相比非賣空標的企業,賣空機制的引入會顯著降低賣空標的企業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結果，主要解釋變量short的回歸系數分別為-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管理者過度自信程度的影響總體上顯著。第(3)列為動態處理效應，d1-d5的系數均為負且顯著，說明賣空機制對企業管理者過度自信程度的影響每期都是顯著的。平均處理效應和動態處理效應模型同時印證假設H1。

表4 平均和動態處理效應

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果。第(1)列中，主要解釋變量(short)系數為負且在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結果驗證了假設H2a，即相比大股東持股比例較低的企業，賣空機制在大股東持股比例更高的企業中發揮的公司治理效應更大。其背后的邏輯在于：大股東持股比例越高，其權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督機制，發揮的公司治理效應越明顯。

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

表5 第一大股東持股比例和分析師關注度的分組回歸結果

五、穩健性檢驗

(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，以排除其他因素對企業管理者過度自信程度的影響。表6第(1)組的回歸結果與前文基本保持不變，初步表明企業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 穩健性檢驗

(二)安慰劑檢驗

為進一步確保企業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，表明樣本期內企業管理者過度自信程度降低是企業實施賣空機制所致。以上結果都說明本文回歸結果保持穩健。

六、研究結論

文章運用多期雙重差分法，研究賣空標的企業和非賣空標的企業的管理者過度自信程度差異。主要結論歸納如下：①相比非賣空標的企業,賣空機制的引入會顯著降低賣空標的企業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督機制，發揮公司治理效應，抑制企業管理者非理性行為，降低其過度自信程度。②相比大股東持股比例較低的企業，賣空機制在大股東持股比例更高的企業中發揮的公司治理效應更大?；谖恼碌膶嵶C研究結果，大股東持股比例越高，股東利益和企業利益融合程度越大，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，賣空機制在大股東持股比例更高的企業中發揮的公司治理效應就更大。③相比分析師關注度較低的企業，賣空機制在分析師關注度更高的企業中發揮的公司治理效應更大。文章的實證研究結果表明，分析師關注度越高，管理者面臨的業績壓力越大，越容易激發管理者偏好高風險的過度自信行為，賣空機制在分析師關注度更高的企業中發揮的公司治理效應就更大。