經理管理防御會影響公司股價同步性嗎?

李 蒙, 李秉祥, 張 濤,2

(1.西安理工大學 經濟與管理學院,陜西 西安 710048; 2甘肅政法大學 商學院,甘肅 蘭州 730070)

0 引言

股價同步性反映了個股價格變動與市場價格變動之間的相關性，與企業信息披露息息相關，是衡量資本市場運行效率的重要指標[1～3]。資本市場運行效率，不僅關系到資本配置功能地有效發揮，而且對于順利推進中國新一輪金融改革，實現“增強金融服務實體經濟能力”的目標尤為重要。在此背景下，積極探尋影響股價同步性的關鍵因素，對于提升資本市場運行效率，抑制經濟“脫實向虛”，促進金融對于實體經濟的服務功能，具有理論和現實意義。

經理人具有足夠的動機和能力干預上市公司的信息披露[4]。出于管理防御的目的，通過信息操縱主動干預上市公司的信息披露，則是眾多動機中的一個重要方面?；诓⒎峭晟坡殬I經理人市場現實，中國本土經理管理防御研究，較之于國外而言，得到了更為長足地發展，并取得了豐碩的研究成果。由于較高的工作轉換成本與被解雇風險并存，出于維護自身職位并追求自身效用最大化的內在防御需求，經理人會通過投資項目、融資方式、股利分配政策的選擇，進而對企業的投資效率、資本結構、現金持有以及技術創新等方面產生影響[5～11]。然而，縱觀經理管理防御產生經濟后果的中國本土研究，還鮮有文獻探討經理管理防御與資本市場之間的關系。本文聚焦于經理管理防御對資本市場的影響，探究經理管理防御對公司股價同步性的影響。

本文可能的貢獻：第一，從經理管理防御的視角，分析其對于公司股價同步性的影響。豐富了股價同步性影響因素研究的同時，也拓展了經理管理防御經濟后果方面的研究成果；第二，中國現有經理管理防御經濟后果的研究，尚缺乏內在影響機理方面的經驗證據。本文檢驗并證實了經理管理防御通過信息操縱和內幕交易影響股價同步性的路徑，深化了經理管理防御經濟后果方面的相關研究；第三，在檢驗經理管理防御對股價同步性的影響時，重點考察了產權性質與外部監督不同，給兩者關系所帶來的差異影響。豐富了經理管理防御對股價同步性影響的研究情景的同時，也有助于揭示不同治理環境下，經理管理防御對股價同步性所產生的差異性影響，從而為監管部門出臺更具針對性的政策提供了依據。

1 文獻回顧

1.1 股價同步性的影響因素

在股價同步性影響因素方面，眾多學者主要圍繞信息透明度、制度建設、公司治理以及分析師等方面展開。

(1)信息透明度與股價同步性。信息透明度對股價同步性的影響，現有的研究存在較大的爭議。一種觀點認為，信息透明度的提升，可以使得較多的公司特質信息會融入到股價，從而使得股價同步性顯著下降。后續學者從盈余質量、會計穩健性與可比性、市場微觀結構等視角的實證檢驗[12～15]，并證實了上述觀點。另一種觀點則認為，信息透明度的上升，企業未來信息已經融入到當前的股價，信息透明度與股價同步性正相關[16]。(2)制度建設與股價同步性。在此方面的研究中，相關學者認為，內幕交易法案的頒布后，股票價格會反映出更多的公司特質信息，使得股價變動的同步性的趨向顯著下降[17]。(3)公司治理與股價同步性。作為對信息透明度解釋的延伸，已有的研究發現，良好的治理機制會形成更高水平的信息披露，從而有助于股價中融入更多的公司特質信息，使得公司股價同步性顯著下降[18,19]。(4)證券分析師與股價同步性。前期觀點認為，分析師只能傳遞行業與市場層面等“非特質”信息，分析師的關注度與股價同步性呈現正相關關系[3,20]。但隨著市場信息環境的進一步改善，分析師有能力提供與公司價值相關的特質信息，從而有助于降低公司股價同步性[21]。

1.2 經理管理防御的經濟后果

已有的研究認為，經理管理防御對于企業財務決策、會計政策、信息披露等方面均會產生重要影響。(1)企業財務決策的影響方面，Shleifer和Vishny揭示了經理人通過影響企業投資決策，實現固守職位的內在動因。而隨著經理人管理防御水平的提升，企業更偏向于選擇股權融資方式，并且隨著持股比例的增加，經理人存在通過股利支付的方式，獲取私人利益的動機愈發強烈[22]。國內學者實證檢驗了經理管理防御對企業投資效率[6～8]、資本結構[9,23]、企業現金持有價值等方面的影響[11]。(2)會計政策影響方面，相關學者認為，管理層防御水平的上升，會導致企業傾向于將金融資產劃分為可供出售金融資產[24]。(3)信息披露質量影響方面，經理管理防御水平越高，非財務信息的披露質量越差[25]。

2 理論分析與研究假設

2.1 理論基礎

2.1.1 股價同步性的“信息效率觀”

依據“信息效率觀”，股價中是否能夠融入更多公司特質性信息是影響股價同步性的關鍵因素。股價同步性過高會嚴重破壞資本市場的運行效率。從微觀層面探尋股價同步性的影響因素的研究表明，由于公司本身經營業務特性復雜，公司內部人與外部投資者之間本身存著信息不對稱[26]，并且這種信息非對稱程度，會在公司內部人攫取個人私利的代理行為作用下逐步加劇[27]，導致公司特質信息無法有效融入股價，最終導致公司股價同步性顯著上升。

2.1.2 經理管理防御的動機與行為選擇

自利性、人力資本專用性和工作轉換成本則是學術界解構和探究管理防御動機的重要維度。(1)自利性作為經濟學的理論基礎，追求利益最大化的行為動機，是經理管理防御行為的內生機制。(2)人力資本作為重要的企業資源，具有稀缺性和非替代性。經理人傾向于通過決策機會和行為，延續人力資本經濟價值，降低“出局風險”。(3)被解雇風險與工作轉換成本，作為人力資本專用性的衍生屬性，形成了“禁錮”經理人最重要的制約因素[5]。職位喪失，經理人所要承擔的不僅僅是經濟損失，聲譽、社會地位都會受到牽連。為了避免上述風險，經理人固守職位和自我保護的動機逐步呈現。

2.2 研究假設

2.2.1 經理管理防御與股價同步性

高質量的信息披露在效緩解信息不對稱、提升資源配置效率、降低道德風險和機會主義行為等方面發揮著積極的作用[28]。并且隨著企業信息質量的提升，更多的公司特質信息會融入到股價，使得公司的股價同步性顯著下降[18]。經理管理防御理論認為，出于防御動機，經理人有可能實施更多攫取個人私利的行為[5]。為了降低攫取個人私利行為被發現的概率，經理人往往傾向于通過干擾或操縱公司信息披露的方式對利己行為進行掩蓋。經理防御動機下的信息操縱行為，加劇公司信息不對稱程度[29]，公司特質性信息難以納入到股價之中，導致公司股價同步性的顯著上升。因此，從理論上而言，經理管理防御對于股價同步性的影響可能存在：經理管理防御→信息操縱→股價同步性的影響路徑。

利用信息優勢，低位買入公司股票并在高位套現的“內幕交易”行為，不但違反了資本市場公開、公正、公平的原則，也會造成市場上其他投資者的利益損失。并且內幕交易行為，顯著提升了信息“劣勢方”主動進行信息收集公司特質信息并進而獲利的成本，降低了處于信息劣勢地位的外部投資者收集公司特質信息的意愿和積極性，進而導致決定股價變動的主要因素，由公司特質信息轉化為市場信息和行業信息，而非與公司相關的特質信息，并呈現出“檸檬市場效應”[30]。可以預見的是，出于防御動機，經理人可能會通過信息操縱穩固自身的信息優勢，并利用信息優勢進行攫取個人私利的內幕交易行為。內幕交易一旦被外部投資者獲知，則會導致外部投資者收集信息意愿的下降，進而推升公司股價同步性。因此，可能存在：經理管理防御→內幕交易→股價同步性的影響路徑。鑒于上述考慮，提出研究假設：

H1經理管理防御水平與股價同步性顯著正相關。

H1a較高的經理管理防御水平，會導致公司信息透明度逐步下降，最終導致股價同步性的顯著上升，即存在：經理管理防御→信息操縱→股價同步性的影響路徑。

H1b隨著經理管理防御水平上升，提高了公司內幕交易規模，從而導致股價同步性的顯著上升。即存在：經理管理防御→內幕交易→股價同步性的影響路徑。

2.2.2 經理管理防御與股價同步性關系的異質性分析

在國有企業中，所有者缺位的現實，是導致國有企業往往呈現出較為嚴重的“內部人控制”現象。但是，國有企業的經理人通常由國家行政任命，其可能更多考慮的是，能否獲得更好的政治晉升機會。利用信息操縱與信息優勢等方式獲利一旦被發現，其不僅面臨著喪失職位的風險，也會影響到自身的政治前途。因此，國有經理人利用信息優勢，通過內幕交易獲利的動機較弱。

引入外部職業經理人，彌補“泛家族化”管理的缺陷，已成為較多民營企業的選擇。然而不完善的職業經理人市場，使得民營企業職業經理人，對于控股股東呈現出較為明顯的“依附”特征[31]。民營企業中較為嚴重的“第二類代理”沖突，使得經理人往往會利用信息操縱，協助控股股東實施利益侵占行為?？毓晒蓶|則會放松對經理人的監督，有利于經理人固守職位，也為經理人利用信息優勢，進行內幕交易獲利提供了空間?；诖耍岢鲅芯考僭O：

H2相較于國有企業，在民營企業中，經理管理防御對于股價同步性的影響更為顯著。

內部治理機制與外部治理存在替代作用。當內部治理效率較低時，有效的外部治理是保護投資者權益的必然選擇。作為企業外部治理的重要組成部分，審計機構發揮的外部治理功能尤為關鍵。大型會計師事務所對企業進行審計時，企業擁有較高的治理水平[32]，投資者在不直接參與企業經營的情況下，利用審計機構高質量的審計實現對經理人的監督，能夠使得經理人出于管理防御動機的信息操縱行為得到有效抑制。相反，當小型會計師事務所對企業進行審計時，外部審計力量難以對經理人的行為進行有效監督。基于此，提出研究假設：

H3相較于聘請“四大”審計機構的上市公司，在未聘請“四大”審計機構的上市公司中，經理管理防御對于股價同步性的影響更為顯著。

3 研究設計

3.1 樣本選取與數據來源

本文選取滬深A 股2007～2018年所有上市公司作為初始的研究樣本。本文對初始樣本進行了如下篩選處理：①剔除每年交易周數小于30的樣本；②剔除金融保險類上市公司樣本；③剔除數據缺失和被ST，*ST的上市公司樣本。最終得到19162個公司—年度觀測值作為研究樣本。為了排除異常值的影響，對所有連續變量進行了上下1%水平的Winsorize處理。另外，為了避免公司個體層面的聚類效應的影響，進行了公司層面的Cluster處理。股票市場數據和公司主要財務數據來自CSMAR數據庫，經理人的個人特征數據來自Wind數據庫。

3.2 主要變量定義

(1)股價同步性：借鑒Guletal.[18]的方法，衡量股價同步性；(2)經理管理防御水平?？紤]到單一變量衡量的局限性，借鑒李秉祥等[10]的經理管理防御指數構建思路和賦權的方法，構建經理防御指數；(3)控制變量。本文借鑒已有的研究成果[24,27,29]，選取控制變量。具體的變量定義見表1。

表1 主要變量定義

3.3 實證模型

首先，構建模型(1)，檢驗經理管理防御對股價同步性的影響(假設H1)。

Synchi,t=η0+η1MEIi,t+ηControlvarsi,t+

Yeart+Industryi,t+πi,t

(1)

模型中，Synchi,t代表上市公司i在第t年的股價同步性。MEIi,t代表衡量經理管理防御水平的綜合指數。Controlvarsi,t代表一系列控制變量。Yeart和Industryi,t分別代表年度和行業效應。

其次，通過建立模型(2)檢驗經理管理防御→信息操縱的影響機制。在模型(2)通過檢驗的基礎上，將AnalystAccur代入模型(1)，檢驗假設H1a。

AnalystAccuri,t=λ0+λ1MEIi,t+λControlvarsi,t+

Yeart+Industryi,t+πi,t

(2)

模型(2)中，AnalystAccuri,t代表分析師預測準確度，用以衡量企業的信息操縱程度[29]。借鑒現有文獻[25]，在模型(2)中選擇了：企業規模、資產負債率、總資產收益率、成長機會、股權集中度、審計質量、機構持股比例、上市時間、經理人兩職兼任以及董事會規模等作為控制變量。

我們通過建立模型(3)檢驗經理管理防御→內幕交易的影響機制。在模型(3)通過檢驗的基礎上，將Istrpi,t代入模型(1)，檢驗假設H1b。

Istrpi,t=β0+β1MEIi,t+βControlvarsi,t+

Yeart+Industryi,t+πi,t

(3)

模型(3)中的Istrpi,t代表內幕交易規模，采用企業內幕交易股份占總股份比例衡量。借鑒現有文獻[30]，在模型(3)中選擇了企業規模、資產負債率、總資產收益率、成長機會、股權集中度、審計質量、機構持股比例以及獨立董事占比等作為控制變量。

4 實證結果與分析

4.1 描述性統計

表2的描述性統計結果顯示，Synch的均值約為-0.383，標準差為0.925，說明不同公司之間股價同步性差異較大；MEI的均值約為0.542，標準差約為0.189，樣本上市公司，經理管理防御水平普遍較高，且存在差異。其他控制變量則與以往的文獻差異不大。相關系數矩陣的結果顯示，計量模型不存在嚴重的多重共線性問題。

表2 主要變量描述性統計

4.2 經理管理防御與股價同步性

本文采用模型(1)檢驗經理管理防御對股價同步性的影響，實證結果見表3。如表3的第(1)列中，在只控制年度和行業因素的基礎上，考察經理管理防御對股價同步性的影響，回歸結果顯示，MEI與Synch在1%的水平上顯著正相關。在第(2)列中，進一步控制了公司特征因素，結果顯示：MEI的系數為0.146，在1%的水平上顯著，經理管理防御水平與股價同步性的正相關關系依然成立。第(3)列中我們在第(2)列的基礎上，加入公司治理層面的因素，MEI的系數為0.171，且依然在1%的水平上通過了顯著性檢驗。綜合表3的結果，假設H1等得到了證實。

表3 經理管理防御與股價同步性

4.3 經理管理防御對股價同步性的影響機制與路徑檢驗

表4列示了兩條影響路徑的檢驗結果。表4的第(1)列為模型(2)的檢驗結果，AnalystAccur為因變量時，MEI的系數為-0.005，且在5%的水平上通過了顯著性檢驗。表明隨著經理管理防御水平的提升，公司信息操縱程度逐步上升。第(2)列為模型(3)的檢驗結果，MEI與Synch的回歸系數依然在1%的水平上顯著正相關，而AnalystAccur與Synch則在1%的水平上顯著負相關。可以得出，信息操縱在經理管理防御影響股價同步性中，起到部分中介作用。表4的第(3)列為模型(2)的檢驗結果，Instrp為因變量時，MEI的系數為0.053，且在1%的水平上通過了顯著性檢驗。表明較高的經理管理防御水平，使得企業內幕交易的規模顯著提升。第(4)列得實證結果顯示，MEI與Synch的回歸系數依然在1%的水平上顯著正相關，而Instrp與Synch則在5%的水平上顯著正相關。可以得出，內幕交易在經理管理防御影響股價同步性中，起到部分中介作用。綜合表4結果，本文的假設H1a、H1b得到了證實。

表4 經理管理防御對股價同步性的影響路徑檢驗結果

4.4 經理管理防御影響股價同步性的異質性檢驗

本文對研究樣本以產權性質、是否為“四大”審計機構對樣本進行分組，并利用模型(1)對假設H2，H3進行驗證。根據表5的檢驗結果，在非國有企業，樣本中，MEI系數為0.277，并且在1%的水平上通過了顯著性檢驗；國有企業樣本組，MEI的系數未通過顯著性檢驗，說明在非國有企業中，隨著經理人管理防御水平的提升，公司股價同步性顯著上升。而在國有企業的樣本組中，兩者不存在因果關系。在未聘請四大審計機構的企業樣本中，MEI系數為0.182，并且在1%的水平上通過了顯著性檢驗；而在聘請四大審計機構企業樣本中，MEI的系數未通過顯著性檢驗。說明外部審計質量的上升，能夠抑制經理人管理防御對股價同步性產生的影響。綜合表5的結果，本文假設H2、H3得到證實。

表5 異質性檢驗結果

4.5 穩健性檢驗

本文通過以下方式進行穩健性檢驗。更換解釋變量的度量指標；不同區間下的回歸分析；刪除民營企業實際控制人擔任總經理的樣本；分位數回歸；固定效應模型等方式對假設進行重新檢驗，主要結論為發生變化。為了緩解反向因果、樣本選擇偏誤可能給研究結論帶來的影響。本文選取工具變量：(1)同行業年度經理管理防御的均值；(2)企業高管人數，進行工具變量兩階段最小二乘回歸(2SLS)，并采用傾向得分匹配(PSM)方法對本文的研究假設進行重新檢驗。檢驗結果顯示，內生性問題未影響對本文的研究結論。

5 研究結論

以2007～2018年中國A股上市公司為樣本，依據“防御動機→行為選擇→經濟后果”的邏輯思路，系統考察經理管理防御影響股價同步性的客觀表現與傳導路徑。研究結果表明，公司的股價同步性隨著經理管理防御水平的提高而顯著上升；經理管理防御對于股價同步性的影響通過：①經理管理防御→信息操縱→股價同步性；②經理管理防御→內幕交易→股價同步性等兩條路徑得以實現。并且，經理管理防御與股價同步性的影響，在未聘請“四大”審計機構和非國有企業的樣本中更為顯著。

經理管理防御引致的公司股價同步性顯著上升，降低了資本定價效率，不利于資本市場資源的合理配置。因此，在加強對于經理人內外部監管力度的同時，應該進一步推進和完善中國職業經理市場的建設，從而降低職業經理人的工作轉換成本，從而有利于減少出于固有職位內在需求的經理防御行為。對于上市公司而言，需進一步完善《上市公司高管薪酬制度》，實現對于經理人而言的激勵與監督雙重效應，減少出于防御動機下的信息操縱和內幕交易行為，提升上市公司信息披露質量，增強股價中的信息含量，最終實現資本市場資源有效配置。