高管過度自信會影響股價崩盤風險嗎？
——基于并購溢價的實證研究

任宗強，陳婷，李如秒

（1.溫州大學商學院，浙江溫州 325035；2.浙江金融職業學院金融管理學院，浙江杭州 310018）

引言

近年來，隨著我國股票市場的快速發展，企業股價“暴漲暴跌”現象屢屢發生，嚴重影響了資本市場平穩運轉和實體經濟健康發展。因此，維護資本市場秩序、尋求股價波動過大的影響因素以及防范股價崩盤風險等逐漸成為學術界關注的熱點話題。當前，學者們主要從企業信息透明度[1]、股權激勵[2]、會計政策穩健性[3]、分析師預測偏差[4]、機構投資者[5]等方面研究股價崩盤風險，且大多是在“理性經濟人”假設的基礎上展開。但隨著行為金融學的發展，不少研究開始以有限理性和非理性假設替代以往的理性假設，并認為“高管受個人特質的影響會做出非理性決策”[6]。過度自信作為企業高管較為明顯的個人特質之一[7]，往往會使其做出非理性的投資行為并隱藏投資過程中的負面信息[2-3]，這對于股價崩盤風險的產生是否具有一定程度的影響？這種影響的作用機制是什么？并購溢價在高管過度自信與股價崩盤風險關系中的作用又如何？這些問題尚缺乏深入研究。鑒于此，本文以我國A 股上市公司2010—2020 年數據為研究樣本，將高管過度自信、并購溢價和股價崩盤風險納入統一的分析框架，探討高管非理性心理和非理性行為的經濟后果，并挖掘其背后機理。

一、理論分析與研究假設

（一）高管過度自信與股價崩盤風險

隨著心理學的不斷發展，許多研究發現過度自信是人類普遍存在的心理特征（Weinstein，1980[7]；Alicke，1985[8]），且高管相較于普通大眾具有更高的過度自信傾向。受過度自信等非理性因素的影響，管理者具有風險偏好的特征（余明桂等，2013[9]），特別是在高度不確定和極其復雜的現實決策環境中，不理性決策可能會導致企業陷入流動性不足等經營困境，從而加大企業股價崩盤的風險。根據行為金融學理論，過度自信的管理者在項目成功時往往會夸大自己的作用，而在項目失敗時又往往會低估自己的責任，傾向于將失敗歸因于外部因素或認為是“運氣不好”的結果（Malmendier和Tate，2005[10]）。在決策時，過度自信的管理者通常對未來事件過度樂觀，他們會選擇性地隱瞞經營活動中的負面信息，且無法及時發現和解決企業危機，最終導致企業風險不斷囤積（Graham 等，2013[11]）。當企業累積的負面信息達到一定閾值并集中爆發時（Kim 等，2011[2]），企業股價將大幅下跌乃至崩盤。

從信息不對稱的角度來看，在所有權和管理權分離制度下，股東不參與企業的實際運營，各項事務由高管直接管理，他們掌握信息更加充分，往往處于信息優勢地位。在企業經營過程中，管理層出于自身利益和效用最大化的動機，往往會采取一些有利于自身利益的行為，刻意隱瞞經營過程中的負面信息，外部投資者難以獲取企業的真實信息或驗明管理層的行為本質。當所掩蓋的負面信息超過一定閾值，市場中不斷膨脹的股價泡沫必將會破裂，從而形成更大的股價崩盤風險?；谏鲜龇治觯疚奶岢黾僭O1。

H1：高管過度自信對企業股價崩盤風險具有正向影響。

（二）高管過度自信與并購溢價

作為企業尋求未來發展的重要方式之一，并購逐漸成為各類企業提升核心競爭力的有效途徑。在通常情況下，并購溢價是指并購企業支付的成本高于被并購企業資產價值的那部分差額（雷玉，2007[12]）。

對于企業為何會采取高溢價并購的行為，許多學者從過度自信的角度進行了分析。根據過度自信理論，高層管理者在決策過程中往往高估自身的判斷分析能力、信息獲取能力和預測能力（耿溪謠，2022[13]），對企業未來價值和決策結果過于樂觀，在并購過程中傾向于支付過高溢價（Roll，1986[14]）。同時，在企業經營過程中，過度自信的管理者易于采取激進的財務戰略，即使知曉并購項目不具備投資價值甚至可能會給企業帶來損失，卻依然選擇高溢價并購（Roll，1986[14]）。不僅如此，過度自信的管理者往往頻繁采取并購行為（施繼坤等，2014[15]），并認為目標企業的價值被市場低估，從而愿意支付過高的并購溢價（潘愛玲等，2018[16]）。而在面對公司并購的經濟后果時，過度自信的管理者又會表現出強烈的自我歸因偏差，他們傾向于將失敗歸因于外部因素或其他不可控因素（Odean，1998[17]），不能理性分析經營失敗的原因，對于并購項目的負面信息不予重視也無意披露，致使價值減損項目長期存在，嚴重損害企業利益，甚至令企業陷入財務困境（姜付秀等，2009[18]）?；谏鲜龇治觯疚奶岢黾僭O2。

H2：高管過度自信會提高企業并購溢價水平。

（三）并購溢價的中介作用

傳統金融文獻大多以“理性經濟人”假設為前提，然而在現實活動中，個體的決策行為還會受到非理性認知偏差的影響。高管作為企業經營活動的主要負責人，在決策過程中容易受到過度自信等非理性心理的影響，往往易于高估并購后的預期收益，低估并購的潛在風險，從而對目標企業支付過高水平的溢價。

對處于成長期的企業而言，并購活動不僅可以快速實現規模經濟，提升企業價值，還能助力企業獲取高技術和高利益。相對于普通管理者，過度自信的管理者對自身能力擁有更大的信心，也更無懼于挑戰高風險，他們往往具有過度投資的傾向，更加熱衷于并購決策。但是，企業頻繁以較高溢價進行并購活動必然導致并購成本抬高，并購溢價泡沫增大，企業股價崩盤風險加劇。一方面，當非理性決策的不良后果逐漸顯現，過度自信的管理者難以自我反省，無法及時矯正過度自信的心理偏差（王洋，2020[19]）；另一方面，高管為了維護自身利益，不會盲目地向外界傳遞投資損失等不利信息。由此可見，頻繁的高溢價并購行為會導致企業股價被高估，且由于企業內部的負面信息沒有被及時披露并不斷累積，股價被高估的程度會隨之放大（周韜，2017[20]），股價崩盤風險也會隨之增加。

總體來看，并購溢價既是增加股價崩盤風險的前因，也是高管過度自信引起的經濟后果，因此可以作為高管過度自信與股價崩盤風險關系中的“橋梁”，發揮中介作用?；谏鲜龇治觯疚奶岢黾僭O3。

H3：并購溢價在高管過度自信對股價崩盤風險的影響中起中介作用。

（四）不同產權性質下高管過度自信對股價崩盤風險的影響

不同的產權性質使高管在決策過程中受到的制約程度不同，致使管理者心理特征對其決策的影響程度也有所差異。國有企業通常比非國有企業具有更強的政治屬性，中央和地方政府對這類企業的經營活動具有更大的影響，相較于過度自信心理的影響，管理者在進行企業決策時更多地受到政府部門的直接干預（潘愛玲等，2018[16]），從而使其在決策中的風險偏好受到抑制，并進一步降低國有企業采取高溢價并購行為的可能性。同時，國有上市公司管理層在晉升過程中通常會受到較為嚴格的約束和考核，升職激勵和監管壓力促使其更加嚴格地遵守會計準則和相關法律，從而提高公司的會計穩健性（李丹蒙等，2018[21]）。較高的會計穩健性有助于企業識別潛在價值較低的投資項目，減少高溢價并購行為的產生，降低高管過度自信對股價崩盤風險的影響。

與國有企業不同，非國有企業擁有更高的決策自主權和更小的監管壓力，這類企業的高層管理者在進行決策時會更多地受到過度自信心理的影響，更有可能采取高溢價并購行為，進而加劇企業股價崩盤的風險?；谏鲜龇治?，本文提出假設4。

H4：相較于國有企業，非國有企業的高管過度自信對股價崩盤風險的影響作用更為顯著。

二、研究設計

（一）數據來源

本文選取2010—2020 年滬深A 股上市公司為研究對象，數據主要來源于國泰安（CSMAR），并以同花順（iFinD）和萬得（Wind）的數據作為核對和補充。本文對原始數據進行了如下篩選：剔除ST、*ST 和PT 等特殊交易狀態的企業樣本，剔除金融行業樣本，剔除數據不完整的樣本，剔除交易周數少于30 的樣本。此外，本文還對主要變量進行了1%和99%的Winsorize 處理。經過以上處理，本文最終獲得樣本數量為5333 個，涉及1962家上市公司。

（二）變量定義

1.解釋變量：高管過度自信（Ovc）

目前，國內外學者對高管過度自信的衡量方法主要有管理層持股比例（李丹蒙等，2018[21]）、CEO 相對薪酬（胡國柳和李少華，2013[22]）、企業歷史業績（Hayward 和Hambrick，1997[23]）、高管個人特征（章細貞和張欣，2014[24]）、預測收益率變動（余明桂等，2013[9]；姜付秀等，2009[18]）等。高管過度自信主要是指管理者在進行企業決策時產生的認知偏差，因此本文借鑒姜付秀等（2009）[18]的研究方法，采用預測收益率偏差來衡量高管是否存在過度自信，即判斷企業預期業績與實際業績是否相符。當預期業績存在高估偏差時，則認為高管存在過度自信，賦值為1，否則為0。

2.被解釋變量：股價崩盤風險（Crashrisk）

參考Kim 等（2011）[2]和許年行等（2012）[25]的研究方法，使用負收益偏態系數（Ncskew）和收益上下波動比率（Duvol）來衡量股價崩盤風險，Ncskew和Duvol均根據流動市值加權平均法計算得出，具體計算過程如下。

首先，使用周個股回報率和周市場回報率進行回歸，如式（1）所示。其中， Ri,t為每年度股票i 在第t 周的收益率，Rm,t為市場上第t 周所有A股經流通市值加權后的平均收益率，εi,t為殘差。

其次，通過殘差計算得到個股i 的周特質收益率Wi,t，如式（2）所示。

最后，構建股價崩盤風險的兩個指標，分別是負收益偏態系數（Ncskew）和收益上下波動比率（Duvol）。式（3）和式（4）中，n 為股票i 每年度的交易周數，nu和nd分別代表高于和低于年平均收益率的周數。

3.中介變量：并購溢價（Premium）

并購溢價的指標計算方法主要有目標公司股票市場價值（市場價值法）和凈資產賬面價值（賬面價值法）兩種。國外研究較多應用“市場價值法”，這種方法更適合于較為成熟的資本市場環境。而目前我國資本市場環境復雜，如市場投資者盲目跟風、資本市場制度法規不完善、殼資源稀缺等，難以獲得企業公開交易的股價數據，且我國企業并購定價大多以凈資產為基礎，因此，相較于“市場價值法”，我國市場更適合采用“賬面價值法”來衡量并購溢價（姜英兵，2014[26]；陳仕華和李維安，2016[27]）。盡管與股票市場價值相比，凈資產賬面價值不是一個完美的衡量指標，但在我國市場條件受限的情況下，此方法更為適用和可靠。基于此，本文以式（5）計算并購溢價。

4.控制變量

借鑒已有相關文獻（Kim 等，2011[2]；江軒宇和許年行，2015[28]；曹豐等，2015[29]），結合本文研究，采用股票波動收益率（Sigma）、企業規模（Size）、資產回報率（Roa）、凈資產收益率（Roe）、財務杠桿（Lev）、賬市比（Bm）、企業年齡（Age）、月均超額換手率（Dturn）、第一大股東持股比例（Top1）等指標作為控制變量。為了盡量避免行業和年份差異的影響，本文加入行業（Ind）和年份（Year）虛擬變量進行固定效應控制。各變量定義如表1所示。

表1 變量定義

（三）模型構建

為驗證假設，本文借鑒花貴如等（2011）[30]、溫忠麟和葉寶娟（2014）[31]的中介效應檢驗方法來構建模型，如式（6）、式（7）和式（8）所示。

本文采用混合回歸模型對假設進行檢驗，并控制行業和年度效應。首先，本文通過式（6）來檢驗假設1，若系數α1顯著為正，說明高管過度自信正向影響股價崩盤風險，假設1成立。其次，檢驗式（7）中β1的顯著性，若顯著為正，說明高管過度自信正向促進企業并購溢價的產生，假設2成立。最后，對式（8）中的μ1和μ2進行檢驗，若二者同時顯著為正且其系數小于式（6）中α1的系數，說明并購溢價在高管過度自信與股價崩盤之間起中介效應。若μ2顯著，則表示并購溢價起部分中介效應；若μ2不顯著，則表示并購溢價起完全中介效應。

三、實證分析

（一）描述性統計

由描述性統計結果（表2）可知：負收益偏態系數（Ncskew）的最大值和最小值分別為4.8016和-4.7079，收益上下波動比率（Duvol）的最大值和最小值分別為2.4284 和-2.7844，可見股價崩盤風險在不同企業間的表現各異，且均值分別為-0.3463和-0.2310，表明我國市場股價具有向下波動的趨勢并存在股價崩盤的可能性，應不斷加強風險控制；過度自信（Ovc） 的標準差為0.2915，表明不同企業的高管過度自信程度有所差異，且最小值和中位數均為0，表明樣本中有超過一半的管理者不存在過度自信傾向；并購溢價（Prem）的均值為2.0495，最大值和最小值分別為49.8048和-0.9998，說明我國企業并購溢價行為普遍存在且整體水平相對較高，但不同企業的并購事件和并購溢價存在較大差異；股票波動收益率（Sigma）的最大值和最小值之間的差距較大，均值為0.0646，說明企業股票之間的收益率波動較大，市場對企業的未來業績具有較大的不確定性；資產回報率（Roa）最大值和最小值分別為0.2539和-0.3982，說明我國不同企業間的利潤差別較大，資產回報率有所差異；凈資產收益率（Roe）最大值和最小值分別為0.406和-1.0721，可見不同企業間的盈利能力差別較大；財務杠桿（Lev）均值為0.4901，最大值和最小值分別為0.9246 和0.0298，說明我國企業長期負債比率差別較大，整體水平相對較低；其他控制變量的分布與現有研究基本一致。通過對各個變量的描述性分析可知，本文的統計結果比較符合我國市場的實際情況，且各項指標均在合理范圍內。

表2 描述性統計結果

（二）相關性分析

本文進行了Pearson 相關性分析，結果如表3所示。股價崩盤風險的兩個衡量指標（Ncskew 和Duvol）均在1%的水平下顯著正相關且回歸系數為0.876，可見二者具有較好的一致性。高管過度自信（Ovc）不論是與負收益偏態系數（Ncskew）和收益上下波動比率（Duvol） 還是與并購溢價（Prem）的相關系數均呈現顯著的正相關性，與假設1 和假設2 相吻合。除了凈資產收益率（Roe）和資產回報率（Roa）的相關系數為0.867、賬市比（Bm）和企業規模（Size）的相關系數為0.640、賬市比（Bm） 和財務杠桿（Lev） 的相關系數為0.558，其余變量的相關系數均低于0.5，表明模型構建良好。本文還通過方差膨脹因子（VIF）進一步檢驗，結果顯示各變量的VIF值均低于10，可見模型基本不存在多重共線性問題。

表3 主要變量的相關性系數

（三）回歸分析

為了驗證高管過度自信與股價崩盤風險之間的關系，本文通過式（6）進行回歸分析，結果如表4所示。列（1）和列（4）是不加入任何變量也不控制年度和行業效應的回歸結果，可見高管過度自信（Ovc）與負收益偏態系數（Ncskew）和收益上下波動比率（Duvol）均在1%的水平上顯著相關，且回歸系數分別為0.123 和0.079。列（2）和列（5）是不加入任何變量但控制了行業和年度效應的回歸結果，高管過度自信（Ovc）的回歸系數分別為0.154 和0.095，且至少在5%的水平上顯著相關。列（3）和列（6）是在控制了行業和年度效應的同時進一步控制了其他變量的回歸結果，高管過度自信（Ovc）的回歸系數分別為0.089 和0.058，且均在5%的水平上顯著相關。

表4 高管過度自信與股價崩盤風險

綜上所述，不論是以負收益偏態系數（Ncskew）還是以收益上下波動比率（Duvol）作為衡量指標，也不論是否控制其他變量，高管過度自信與股價崩盤風險始終顯著正相關，說明二者關系較為穩健，受其他變量影響較小，從而證實了假設1。在控制變量中，股票波動率（Sigma）、資產回報率（Roa）等均通過了顯著性檢驗。其中：資產回報率（Roa）與股價崩盤風險呈正相關性，說明企業收益率越高，企業未來發生股價崩盤風險的可能性越大；而股票波動率（Sigma）、凈資產收益率（Roe）、賬市比（Bm）與股價崩盤風險之間存在負相關關系?？梢?，本文控制變量的選取與現有研究較為相符（Kim 等，2011[2]；江軒宇和許年行，2015[28]），表明了實證設計的合理性。

為了驗證高管過度自信與并購溢價之間的關系，本文通過式（7）進行回歸分析，結果如表5所示。列（1）和列（2）是在考慮是否對變量進行控制以及是否固定行業和年度效應的情況下進行回歸分析的結果，可見高管過度自信對并購溢價始終在1%的水平上具有顯著影響，且相關系數分別為0.792和0.685，說明高管過度自信正向影響企業的并購溢價水平，從而證實了假設2。在控制變量中，股票波動率（Sigma）、財務杠桿（Lev）、企業年齡（Age）、第一大股東持股比例（Top1）均與并購溢價在1%的水平上顯著相關。這表明：股票波動越大，企業并購溢價水平越高；當企業投資利潤率小于負債利息率時，財務杠桿（Lev）對企業并購溢價將發揮負面作用；企業年齡（Age）越大，發生并購溢價的可能性越??；第一大股東持股比例（Top1）負向影響企業并購溢價水平。

本文借鑒溫忠麟和葉寶娟（2014）[31]的逐步回歸方法檢驗并購溢價的中介效應，結果如表6 所示。首先，列（1）和列（2）是通過式（6）得出的回歸結果，回歸系數均在5%的水平上顯著正相關，由此通過了中介效應的第一步檢驗。其次，列（3）是通過式（7）得出的回歸結果，檢驗了高管過度自信對并購溢價的影響作用，回歸系數在1%的水平上顯著正相關，由此通過了中介效應的第二步檢驗。再次，列（4）和列（5）是通過式（8）得出的回歸結果，檢驗了高管過度自信和并購溢價對股價崩盤風險的影響作用，回歸系數分別在1%和5%的水平上顯著正相關，可見并購溢價發揮了中介效應。最后，回歸系數α1、β1和μ1的符號均為正，且列（1）和列（2）高管過度自信的回歸系數均大于列（4）和列（5），由此通過了中介效應的第三步檢驗。綜合上述分析，本文構建的模型均通過了中介效應的回歸檢驗，從而證實了假設3。實證結果表明，高管過度自信程度越高，企業越有可能進行非效率投資，且并購溢價水平越高，越有可能引發企業未來股價崩盤的風險。

（四）穩健性檢驗

Sobel 中介效應檢驗的結果如表7 所示。Sobel檢驗的系數分別為0.007 和0.004，且至少在5%的水平上顯著，可見中介效應成立。間接效應的系數分別為0.007 和0.004，Z 值分別為2.684 和2.551，且均在5%的水平上顯著，說明并購溢價對股價崩盤風險發揮了部分中介作用。

表7 Sobel中介效應檢驗

（五）進一步分析

為了探究不同產權性質下高管過度自信對股價崩盤風險的影響機制，本文根據上市企業實際控制人的不同性質，將樣本分為非國有企業（Panel A）和國有企業（Panel B）兩組，并分別使用式（6）、式（7）和式（8）進行回歸分析，結果如表8 所示。Panel A 中列（1）和列（2）均在1%的水平上顯著，系數分別為0.131和0.080，可見在非國有企業樣本中，高管過度自信對股價崩盤風險具有顯著的正向促進作用，且并購溢價發揮的中介效應顯著。Panel B 中列（1）和列（2）均未通過顯著性水平檢驗，說明在國有企業樣本中，高管過度自信對股價崩盤風險的影響作用并不顯著，而高管過度自信與并購溢價的相關系數為0.433，遠遠低于非國有企業0.641 的相關系數，表明國有企業高管過度自信對并購溢價具有一定程度的正向影響作用，但這種影響作用遠遠不及非國有企業。

表8 區分產權性質的回歸結果

綜上分析可知，非國有企業高管過度自信對股價崩盤風險的影響作用顯著高于國有企業，從而證實了假設4。國有企業高層管理者的決策自主權相對有限，企業的經營決策更多是由中央和地方政府來決定，高管過度自信心理對決策行為的影響較小。同時，國有企業相較于非國有企業受到的監管壓力更大，高層管理者往往更加恪守相關法規和行業規范，在投資決策時更加謹慎和理性，進而減少高管過度自信引發的非效率并購行為，從而降低企業股價崩盤風險發生的可能性。相反，在決策過程中，非國有企業的高層管理者往往擁有較大的自主權，受過度自信心理的影響通常會采取高溢價并購行為，從而大大提升企業股價崩盤風險發生的可能性。

四、研究結論與啟示

本文從股價崩盤風險的非理性前因出發，引入“并購溢價”這一中介變量，對高管過度自信與股價崩盤風險之間的作用機制進行了探究，并得出以下結論：第一，高管由于普遍存在過度自信心理，往往對投資收益預期過于樂觀而忽視潛在風險，引發非效率投資行為，從而提升企業未來股價崩盤風險發生的可能性；第二，并購溢價在高管過度自信與股價崩盤風險的關系中發揮部分中介效應，過度自信的高管更熱衷于并購決策并在此過程中傾向于實施過度支付，致使企業溢價規模不斷擴大，產生大量的股價泡沫，為企業股價崩盤風險埋下“地雷”；第三，高管過度自信對企業未來股價崩盤風險的影響機制在非國有企業中表現更為強烈，在國有企業中則表現較弱。

在企業現實經營活動中，為了降低高管過度自信對企業未來股價崩盤風險的影響作用，可以從以下四個方面著力：一是減少高管過度自信。引入更多利益相關者參與決策過程，例如增加獨立董事、建立有效的董事會監督機制等，對高管的決策行為進行監督和評估，減少高管過度自信所引起的不理性行為，從而降低對企業股價崩盤風險的影響。二是完善信息披露機制。提高信息披露質量，使投資者充分了解企業相關信息，更及時、準確地評估企業風險和潛在問題，減少對高管過度自信的盲目依賴。三是抑制并購溢價。加強對高管的決策監督，采取穩健的并購策略，制定明確的評估準則和風險控制機制，抑制高管在并購過程中支付過高溢價，減少高管過度自信所導致的股價泡沫，維護企業穩定和可持續發展。四是加強風險管理。對非國有企業采取更為嚴格的風險管理措施，加強內部審計和風險評估，建立有效的風險監測和預警機制，對高管的決策行為進行更嚴格的監督和評估，確保決策過程更加透明、合理。盡管在國有企業中高管過度自信對企業未來股價崩盤風險的影響機制相對較弱，但仍應保持警惕，可以通過引入市場化的激勵機制來激發高管的積極性和責任感，并降低過度自信的可能性。

本文還存在以下局限性：首先，本文采用“預測收益率變動法”來衡量企業高管是否存在過度自信，盡管該測量方法相對成熟，但考慮到企業經營中可能存在不可抗拒的外力所導致的業績落差，其適用性還有待進一步深入研究和檢驗；其次，企業股價崩盤現象受多種因素影響，本文僅對部分變量進行了控制，未能進行全面論述；最后，本文主要關注高管過度自信對企業股價崩盤風險的影響作用，而對其他心理特征可能產生的影響作用研究不足，后續可做更多探索。