退出威胁与公司治理—基于盈余管理的视角

陈克兢

（1. 东北财经大学 会计学院，辽宁 大连 116025；2. 东北财经大学 中国内部控制研究中心，辽宁 大连 116025）

一、引 言

在经济活动中，为了实现某种特定的目标，交易参与者可能会采用威胁的手段来迫使对手做出退让。在社会心理学中，威胁是表达诉求的一种方式，最终的目的是交流和谈判。在博弈过程中，威胁是利益主体的常用手段，通过施加压力来进行讨价还价，实现自身利益最大化（Deutsch和Krauss，1962）。传统经济理论都是建立在“经济人”的基础上，随着心理学、行为经济学和行为金融学的兴起，人们对传统经济理论无法解释的异象有了不同的认识。现有文献主要从公司治理、公司特征、制度环境、行为金融等视角出发，寻找企业盈余管理的影响因素，但是鲜有文献从退出威胁角度进行研究。退出威胁是近期国际财务和会计学界兴起的一个前沿性研究领域，Hope等（2017）以及Edmans和Holderness（2017）发现可置信的退出威胁可以缓解股东与管理层之间的代理问题。芝加哥学派奉行“股东积极主义”，认为大股东积极参与公司治理可以确保市场经济的有效运行（Brav等，2008；Bebchuk等，2015）。虽然大股东有动机参与公司治理，但是这不意味着所有大股东都有相同的目标（Jaskiewicz等，2017）。在新兴资本市场中，控股股东侵占其他股东利益的现象较为严重（Djankov等，2008）。我国的市场规范程度、投资者法律保护以及公司治理水平仍有待提高，而且上市公司的股权仍相对集中，此时外部大股东的退出威胁能发挥多大的作用，需要进一步进行验证。目前，有两篇关于退出威胁的文章以中国资本市场为研究对象，姜付秀等（2015）及Hope等（2017）分别从控制权私利和管理层私利角度考察了非控股大股东和非管理者大股东退出威胁的公司治理效应。结果表明，退出威胁可以约束控股股东和管理层的私利行为，进而提高公司业绩。他们的研究为开展本土化的退出威胁治理研究提供了有益的启示和初步的证据。

根据我国证监会公告的《上市公司股东、董监高减持股份的若干规定》，本文认为大股东是指持股超过5%的股东。而外部大股东是指持股超过5%且与上市公司不存在关联的外部投资者，包括保险公司、公募基金、私募基金、证券公司、信托公司、PE创投机构、QFII、自然人、普通企业等。由于持股较多并具备一定的专业技能，外部大股东更有动机和能力参与公司治理，维护自身的合法权益。“用手投票”是外部大股东首选的方式，而“用脚投票”则是最后的无奈之举。在“用脚投票”之前，外部大股东往往会先发出“退出威胁”，①① 需要说明的是，本文中的退出威胁主体为外部大股东。在我国，控股股东掌握着管理层的任免权，并不需要通过退出威胁或退出行为来实现公司治理，而且其他内部股东与控股股东的利益往往一致。而中小股东退出威胁的影响力往往较小，不足以对企业管理层的决策行为产生实质性影响。希望能以此将企业拉回到谈判桌前。因此，外部大股东实现治理的链条应该是监督（用手投票）→退出威胁（用嘴威胁）→退出（用脚投票）。外部大股东首先会采用“用手投票”的方式来实现公司治理，如策略性投票（Bebchuk等，2015）、提议更换管理层（Helwege等，2012）、争夺董事会席位（祝继高等，2015）等。当监督机制无效时，外部大股东会发出退出威胁，以此来约束管理层和控股股东的私利行为（Hope等，2017）。而在上述两个举措都无效时，大股东才会选择“用脚投票”的方式来维护自身权益（McCahery等，2016）。

基于西方资本市场经验得出的退出威胁治理效应是否存在于新兴资本市场国家，这个问题有待进一步深入挖掘。近年来，新兴资本市场得到了迅猛的发展，但也隐藏着众多问题，如法制建设不完善、投资者保护薄弱等。在中国A股市场中，大股东掏空上市公司、侵害中小股东利益的事件层出不穷。在这些事件中，本应作为“监督者”的外部大股东却扮演着“合谋者”的角色，这一点在“徐翔案”中表现得淋漓尽致。部分学者也捕捉到了外部大股东与企业合谋的证据。例如，傅勇和谭松涛（2008）发现，机构投资者与非流通股股东在股改对价方案表决时存在合谋；潘越等（2011）认为，在高管更替事件中，机构投资者扮演着管理层“合谋者”的角色。由此就带来一个疑问，外部大股东是否会利用退出威胁与控股股东、管理层合谋？本文有必要针对退出威胁可能存在的“治理假说”和“合谋假说”进行验证。

盈余管理可以有效反映企业的代理冲突，是公司治理所监控的重要内容，也是目前资本市场中的热点话题。鉴于此，本文在社会心理学和信号传递理论的基础上，以2007-2015年沪深两市A股17 080个观测样本为研究对象，检验了外部大股东的退出威胁（参照Dou等（2016）的测度方法）对上市公司盈余管理的治理作用，揭示了退出威胁影响盈余管理的潜在机理。退出威胁的“治理假说”得到证实，即退出威胁可以有效约束企业的盈余管理行为，而且这一治理效应在可卖空及股价财富敏感性和市值管理敏感性较高的企业中更加显著。

本文的贡献主要体现在：第一，丰富和发展了公司治理领域的文献。本文从社会心理学视角出发，将退出威胁纳入公司治理研究框架，分析了退出威胁对盈余管理的治理作用，为退出威胁影响企业行为提供了来自新兴资本市场国家的经验证据。Dou等（2016）认为大股东的退出威胁可以提高企业的财务信息质量，本文拓展了芝加哥学派“股东积极主义”的理论文献，证实了退出威胁的治理作用同样存在于新兴资本市场国家。国内鲜有文献研究退出威胁的治理作用，仅有姜付秀等（2015）探讨了退出威胁对控股股东私利行为的约束机制。本文考察了外部大股东的退出威胁对盈余管理的治理作用，这是对现有文献的有益补充和拓展，也为近期退出威胁与公司财务关系这一热点研究提供了新证据。第二，揭示了退出威胁影响公司治理的潜在机制。现有文献对退出威胁发挥治理效应的潜在机制关注不足。本文发现，当企业股票可卖空或者管理层、控股股东对股价较敏感时，退出威胁的治理作用更加显著。这表明，只有当决策主体在意股价时，退出威胁才能真正发挥作用。本文厘清了退出威胁影响公司治理和财务决策的渠道。

二、文献回顾与理论分析

（一）文献回顾

大股东的退出行为可以发挥公司治理作用，已经得到较多文献的证实。例如，Parrino等（2003）指出，大股东退出导致企业高管被强制更换的概率增加；Gopalan（2006）则发现，大股东退出会增加企业被并购的可能性。从信号传递理论来看，对于掌握企业内部信息的大股东，其退出行为将向市场释放出悲观的信号，进而通过影响股价来实现治理目标。基于这样的前提假设，大股东通过威胁要退出才能发挥公司治理作用。Palmiter（2001）发现，大股东可以通过威胁管理层“卖出持有的股票并导致公司股价下跌”来影响企业决策。因此，大股东的退出威胁可以抑制控制权和管理层私利（姜付秀等，2015；Hope等2017），提高企业的财务报告质量（Dou等，2016）。

现有文献为本文的研究提供了有益的启示，但有两方面的问题有待进一步研究。一方面，退出威胁发挥公司治理作用的研究结论主要基于西方国家的经验总结（Dou等，2016；Hope等，2017），有效的资本市场是退出威胁发挥作用的重要基础。我国正处于经济转型升级的特殊时期，资本市场和金融体系有待发展完善。另外，国外文献主要基于第一类委托代理问题，而我国这样的新兴市场国家更多面临的是第二类委托代理问题。在我国，大股东侵占中小股东利益的事件时常发生，外部大股东与管理层、控股股东合谋来谋求私利，退出威胁可能成为其实现合谋的手段。在这样的背景下，退出威胁存在“治理”和“合谋”两种可能的作用机制，有必要其在新兴资本市场中的实际作用。另一方面，退出威胁发挥作用的前提是，大股东的退出行为会向市场传递负面消息，造成公司股价下跌，进而减少管理层和控股股东的财富。可见，退出威胁发挥作用的关键在于大股东的退出行为可以造成股价下跌并影响管理层和控股股东的持股市值。卖空机制具有价格发现功能，可以放大投资者“用脚投票”的效应，造成股价更大幅度的下跌。同时，退出威胁对在意股价（管理层和控股股东持股市值较大或者重视市值管理）企业的影响更加明显。基于这样的逻辑，卖空机制、财富股价敏感性和市值管理敏感性可能会放大退出威胁对公司治理的影响。这有助于学术界和实务界明晰退出威胁发挥公司治理作用的内在机理。但目前尚没有文献对上述问题进行研究。

（二）理论分析与研究假设

1. 退出威胁的“治理假说”。股东治理在公司治理框架中有着重要的地位，中小股东出于成本和收益的考虑往往选择“搭便车”，而外部大股东则有着较强的动机参与公司治理。由于持股较多，外部大股东的持股市值很大程度上与企业的治理状况和业绩表现挂钩。大股东监督管理层会提高公司价值（Shleifer和Vishny，1986），可从价值提升中获取收益来弥补监督成本。在社会心理学中，威胁是交易主体之间进行博弈的一种手段，威胁的目的在于通过讨价还价来维护自身利益。退出威胁是投资者在市场中常用的手段，外部大股东的退出威胁会改变企业决策主体的认知，进而通过影响管理决策来实现公司治理。作为知情交易者，外部大股东的退出行为往往暗含着公司价值低的信号，处于信息优势地位的外部大股东会采用“用脚投票”的方式来惩罚经理人的私利行为。资本市场往往将外部大股东的退出行为解读为负面消息，非知情投资者会采取做空公司股票的策略，进而导致公司股价大幅下跌。股价下跌会影响市场中投资者和债权人对企业风险的判断，造成预期资本成本上升，进而威胁到企业的价值和内部人的私利。由于控股股东与管理层持股的财富与公司的股价密切相关，股价下跌会造成控股股东和管理层的财富缩水。因此，控股股东和管理层的财富股价敏感性越高，退出威胁的治理作用越大。在我国这样的新兴资本市场国家，投资者法律保护较薄弱，上市公司的股权比较集中，第二类代理问题更加突出。在这样的现实背景下，外部大股东退出威胁的治理效应可能有所减弱。但本文认为退出威胁的“治理假说”依然成立。Fama和Jensen（1983）指出，股权高度集中会使控股股东的财富也更加集中，控股股东难以有效分散公司特有风险。此时，外部大股东退出所引起的股价下降将更大程度地损害控股股东的利益。由于持股较少，外部大股东更容易退出，因此其退出威胁的治理效应更加真实可靠。①退出威胁是外部大股东维护自身利益的一种手段，私下协商的内容涉及重大交易信息甚至是内幕信息，因而并不会对外披露。由于仅仅是威胁退出而不是真正的退出，如果这种威胁被泄露，可能导致公司股价的异动，这就违反了证监会关于信息披露的规章制度。因此，很难在资本市场中找到公开的案例来证实外部大股东退出威胁的有效性。但作者在前期的实地调研中发现外部大股东的退出威胁的确可以有效发挥公司治理作用。另外，《关于进一步促进资本市场健康发展的若干意见》中提出“鼓励上市公司建立市值管理制度”。许多上市公司逐渐将市值管理作为日常管理的重点内容，因此当企业对市值管理比较敏感时，退出威胁的治理作用较大。整体而言，出于自身利益考虑，控股股东和管理层有较强的意愿维护二级市场上的股票价格（Li和Zhang，2015）。由此可知，退出威胁会增加盈余管理的边际成本，减少盈余管理的边际收益。因此，本文认为退出威胁可以发挥监督作用，在一定程度上约束管理层的盈余管理行为。

2. 退出威胁的“合谋假说”。外部大股东在公司治理中扮演的角色可能是“监督者”，也可能是“合谋者”。Pound（1988）的“策略合谋假说”认为，机构投资者可能与上市公司管理层勾结来谋求个人私利。Woidtke（2002）发现，出于个人利益最大化考虑，投资经理可能会采取一些不道德的行为与企业管理层合谋，损害中小股东的利益。Chen等（2010）发现，在面临业绩压力时，机构投资者会放松对企业盈余管理的监督。在特定情况下，企业盈余管理对于外部大股东也是有利可图的，基于债务契约、再融资、提升股价等目标的盈余管理行为对于外部大股东持股市值的增加和减持套现有很大的帮助。为了攫取私利，外部大股东会利用退出威胁来迫使上市公司粉饰财务报告，配合其在资本市场中的行动。此时，企业盈余管理能实现控股股东、管理层和外部大股东三方利益最大化。从这个角度来看，退出威胁可能会诱发企业的盈余管理行为。

基于上述分析，本文提出如下竞争性假设：

假设1a：外部大股东的退出威胁可以发挥治理作用，有效约束企业的盈余管理行为。

假设1b：外部大股东的退出威胁会使控股股东、管理层与其合谋，诱发企业的盈余管理行为。

三、研究设计

（一）样本数据。本文以2007-2015年沪深两市A股上市公司为研究对象，剔除了ST公司、数据缺失公司、金融行业公司和财务数据异常公司，最终得到17 080个公司年度观测样本。本文数据来自Wind中国金融数据库和CSMAR数据库。为了排除极端值的影响，本文对所有连续变量进行了上下1%的Winsorize缩尾处理。

（二）变量定义

1. 被解释变量：应计盈余管理AEM和真实盈余管理REM。本文采用修正的截面Jones模型来计量企业的应计盈余管理程度，借鉴Roychowdhury（2006）的方法来度量真实盈余管理。本文考察的是外部大股东退出威胁对企业盈余管理程度的影响，对应计盈余管理和真实盈余管理变量都取绝对值。

2. 解释变量：退出威胁ET。借鉴Dou等（2016）的做法，以流动性LIQUIDITY和大股东竞争程度BHCOMP的乘积作为退出威胁的代理变量。①本文的退出威胁代理变量是一个经济变量，而不是计量经济学意义上的交叉项。这主要是参考了Chaney等（2012）的做法，他们以企业可抵押资产市值与房产价格指数的交乘项来衡量房价波动所引起的企业抵押资产价值的变化。同时，本文并没有将流动性和大股东竞争程度加入模型中。为了保证研究结论的可靠性，本文还尝试将流动性和大股东竞争程度加入模型中重新进行回归，结论没有发生变化。

其中，LIQUIDITY为流通股日均换手率。

其中，BHCOMPit为企业i第t年大股东的竞争程度。Blockkit为企业i第t年大股东k的持股比例，②还有三个细节需要注意：第一，股东之间可能会存在“一致行动人”的特殊情况。由于存在关联关系，股东会通过直接或间接的方式结成事实上的“一致行动人”，在这种情况下，投票权往往归属于一个大股东。本文在数据处理时将“一致行动人”的持股情况进行汇总，判断其是否符合外部大股东的界定标准。第二，部分外部大股东持有的股票可能处于限售期，此时他们不可能退出，也就不存在退出威胁。因此，本文在收集外部大股东持股数据时剔除了限售股。第三，本文的外部大股东并不包含持股超过5%的管理层和家族企业成员，这类大股东应归为内部大股东。Blockit为企业i第t年所有大股东的持股比例之和。这里的持股比例指的都是流通股的比例。

3. 控制变量。借鉴姜付秀等（2013）、Fang 等（2016）以及 Dou 等（2016）的研究，控制变量设定如下：企业规模（Size），企业总资产的自然对数；负债水平（Lev），负债总额/资产总额；成长能力（Growth），营业收入增长率；营业现金流量（OCF），经营活动现金流净值/总资产；盈利能力（ROE），税后利润/净资产；会计事务所类型（Big4），企业聘请国际四大会计事务所时为1，否则为0；上市年限（Age），公司上市年数；委员会设立总数（NC），企业设立委员会的数量；董事会规模（Dsize），董事会人数的自然对数；独董比率（Dir），独董人数/董事会人数；同城独董（LID），独董与上市公司在同城时为1，否则为0；监事会规模（Ssize），监事会人数的自然对数；年度虚拟变量（Year）；行业虚拟变量（Ind）。

（三）模型构建。本文构建了如下模型来分析退出威胁对企业盈余管理的影响：

其中，EM为企业盈余管理变量，包括应计盈余管理AEM和真实盈余管理REM，ET为企业的退出威胁变量。

四、实证结果与分析

（一）描述性统计。表1结果显示，应计盈余管理AEM的均值和中位数分别为0.098和0.071，真实盈余管理REM的均值和中位数分别为0.137和0.071，这与李增福和周婷（2013）的结果比较接近。退出威胁ET的均值和中位数分别为-0.020和-0.013，而最小值和最大值分别为-0.109和-0.001，表明不同样本的退出威胁程度存在较大差异。本文采用单变量检验方法，考察了退出威胁程度不同的样本间变量的差异。T检验和Wilcoxon Z检验结果表明，高退出威胁程度样本组的盈余管理水平显著低于低退出威胁程度样本组，初步验证了本文的“治理假说”。

表1 变量描述性统计

（二）退出威胁与盈余管理：治理还是合谋？从表2中OLS回归结果可知，退出威胁ETit与应计盈余管理AEMit在1%的水平上显著负相关，退出威胁变量每上升一个标准差，企业应计盈余管理程度下降0.7个百分点（-0.352×0.019），约为其均值的7.143%（0.007/0.098）。同时，退出威胁ETit与真实盈余管理REMit也在1%的水平上显著负相关，退出威胁变量每上升一个标准差，企业真实盈余管理下降0.6个百分点（-0.321×0.019），约为其均值的4.380%（0.006/0.137）。整体而言，退出威胁可以有效约束企业的盈余管理行为，支持了退出威胁的公司治理功能，假设1a得到证实。另外，考虑到退出威胁对公司治理的影响可能存在滞后效应，本文还以t-1期的退出威胁ETit-1作为解释变量进行了回归。由回归结果可知，退出威胁ETit-1与盈余管理在1%的水平上显著负相关，同样支持了上文结论。本文从退出威胁视角出发，找到了盈余管理治理的一个新的切入点，拓展了盈余管理影响因素的理论外延，丰富了转轨国家盈余管理治理研究。控制变量的回归结果与主流研究结论基本一致（Dou 等，2016；姜付秀，2013；陈克兢，2017）。

表2 退出威胁对盈余管理的约束效果

续表 2 退出威胁对盈余管理的约束效果

（三）内生性和稳健性检验

1. 内生性问题。针对可能存在的内生性问题，本文采用了以下三种方法进行控制：

（1）Fixed Effects Model。本文在检验模型中加入了大量的公司特征与公司治理变量，但是仍可能有一些不随时间变化的公司固定因素被遗漏。本文借鉴王化成等（2015）的方法，采用固定效应模型重新进行了估计。表3中列（1）结果显示，退出威胁ETit与应计盈余管理AEMit和真实盈余管理REMit分别在1%和5%的水平上显著负相关，支持了上文的结论。

表3 控制内生性问题

（2）Change Model。为了解决可能存在的遗漏变量问题，本文对因变量和自变量进行一阶差分处理，构建了如下模型：

其中，△EMit为盈余管理变动值，等于EMit与EMit-1的差额；△ETit为退出威胁变动值，等于ETit与ETit-1的差额；△Controlit为控制变量变动值。表3中列（2）结果显示，退出威胁变动值的回归系数为负。这表明退出威胁可以约束企业的盈余管理行为，与上文结论基本一致。

（3）Two Stage Least Square Method（2SLS）。工具变量法可以有效解决遗漏变量和测量误差所带来的内生性问题。本文尝试从流动性角度出发，以各省份券商营业部数量作为工具变量。这样处理的原因在于：一方面，券商营业部越多的地区，企业的股票流动性越强，退出威胁也就越大，这满足工具变量的相关性要求；另一方面，券商营业部数量与企业盈余管理不相关，满足工具变量的外生性要求。本文定义券商营业部数量SCSDit变量，如果企业所在地区的券商营业部数量位列全国前十，则SCSDit为1，否则为0。SCSDit的均值为0.343，标准差为0.474。各省份券商营业部数量来自上交所公开数据和Wind数据库。表3中列（3）结果显示，退出威胁ETit与两种盈余管理均在1%的水平上显著负相关，这验证了退出威胁对盈余管理的治理效应。本文检验了工具变量的有效性，Cragg-Donald Wald F统计值为115.843，p值为0.000，表明不存在弱工具变量问题；Sargan检验p值大于0.1，表明工具变量与扰动项不相关。

2. 稳健性检验。第一，重新选取样本时间窗口。我国在2010年开启融资融券制度，并于2011年、2013年和2014年进行了扩容。本文分别以2007-2010年、2007-2011年、2007-2013年以及2007-2014年的样本进行了回归，结论没有发生改变。第二，更改解释变量的计量方法。上文中的退出威胁是以流动性与大股东竞争程度的交乘项来计量的，我们更换大股东竞争程度的计量方法来重新计算退出威胁。Edmans和Holderness（2017）指出，大股东退出的有效性在很大程度上取决于大股东的数量，大股东数量越多，退出的可能性越大。因此，本文借鉴Dou等（2016）的做法，以外部大股东数量N作为大股东竞争程度的代理变量，重新计算了样本企业的退出威胁程度，分析结果与上文结论一致。

五、进一步研究

（一）退出威胁、卖空机制与盈余管理

1. 基本回归。卖空机制为市场提供了利用负面消息进行交易获利的渠道，这就鼓励投资者去寻找经理人和上市公司的负面信息（Karpoff和Lou，2010），加快股价回归基础价值的速度（Saffi和Sigurdsson，2010）。由于杠杆效应的存在，卖空机制会加大市场对控股股东和管理层负面消息的惩罚力度。外部大股东的退出行为就是一种负面信号，市场中的悲观投资者往往采用做空的交易策略，导致股价大幅下跌。另外，当面临同样的负面信号时，可卖空企业的股价下跌幅度远大于不可卖空企业。退出威胁是一种潜在的卖空信号，可能会造成负面信息的大规模扩散，导致可卖空企业股价下跌的压力增大，进而企业盈余管理的边际成本增加、边际收益减少。因此，退出威胁对可卖空企业的治理效应往往更大。而对不可卖空企业而言，由于退出行为所引起的股价下跌是有限的，退出威胁的治理作用相对较小。基于此，本文认为退出威胁对可卖空企业的治理作用更强。本文构建了如下检验模型：

我国融资融券制度采用的是分批启动、逐渐扩容的方式，即存在连续的多次政策冲击，这无法满足传统双重差分模型的“实验处理（政策实施）唯一性”假设。①“实验处理（政策实施）唯一性”要求实验期间实验变项仅出现一次。如果出现多次的实验处理，则无法有效辨别出实验效果。在实验处理前后发生与因变量高度相关的事件，会导致存在其他未发觉的变量对因变量也会产生重要影响。本文参考Chen等（2012）的方法，设置了卖空机制变量SSit，当企业i第t年为融券标的时取值为1，否则取值为0。如果ETit×SSit的系数γ2显著为负，则说明卖空机制可以强化退出威胁的盈余管理治理功效。

表4列示了退出威胁、卖空机制与盈余管理的检验结果。退出威胁和卖空机制的交叉项ETit×SSit与应计盈余管理AEMit、真实盈余管理REMit分别在10%和1%的水平上显著负相关。退出威胁对可卖空企业应计盈余管理的影响效应为-0.456（-0.367-0.089），对真实盈余管理的影响效应为-0.464（-0.342-0.122）。这表明卖空机制可以增强退出威胁对盈余管理的约束作用。卖空机制SSit的回归系数显著为负，这与Fang等（2016）以及顾琪和陆蓉（2016）的研究结论一致，进一步证明了卖空机制可以发挥公司治理效应。

表4 基于卖空机制的进一步研究

2. 基于PSM-DID的内生性检验。融券处理组和控制组之间的公司特征存在一定的差异，这些差异可能会造成两组的盈余管理程度在事前就有所不同，即融券标的公司原来就具有较高的盈余质量，这种内生性问题会降低估计的有效性。为此，本文采用倾向得分匹配法PSM挑选出与处理组最接近的样本，构建新的控制组。我们参考褚剑和方军雄（2016）的做法，以流通市值、年度成交额、上市年限、股东人数、换手率、波动率、中小板或创业板以及年份和行业作为匹配变量，运用最相邻匹配法来寻找与融券标的股票特征相近的控制组。由表4可知，退出威胁和卖空机制交叉项ETit×SSit的回归系数显著为负。这表明在控制内生性问题之后，卖空机制依然可以放大退出威胁的盈余管理治理功效。

3. 采用融券卖空量直接衡量卖空机制的再检验。根据上文的研究发现，我们可做出以下推断：在可卖空的企业中，融券实际交易量越高，退出威胁对盈余管理的约束力越强。为此，本文借鉴李志生等（2015）以及唐松等（2016）的做法，采用融券卖空量SSTV作为卖空机制的代理变量，等于融券卖出金额与流通市值之比。检验模型如下：

从表4中卖空样本组的检验结果可以发现，退出威胁和融券卖空量交叉项ETit×SSTVit的回归系数在10%的水平上显著为负。这说明对于融券卖空量大的企业，退出威胁对其盈余管理的治理作用更强。即活跃的卖空交易能使负面信息更好地融入股价，增强退出威胁的盈余管理治理效应。这一结论从卖空交易量角度验证了上文结论的可靠性。

4. 排除其他替代性解释。沪深300股指期货同样为投资者提供了卖空的途径，而它与融资融券制度实施的时间较为接近，因此卖空机制对退出威胁治理作用的影响可能会受到沪深300股指期货的干扰。基于此，本文在样本中删除了沪深300指数成分股。从表4中回归结果可知，删除沪深300指数成分股之后，退出威胁和卖空机制交叉项ETit×SSit的系数显著为负。这表明剔除沪深300股指期货因素之后，卖空机制依然可以放大退出威胁的治理作用。另外，本文还借鉴褚剑和方军雄（2016）的做法，在回归中加入控制变量HS300，公司股票当年属于沪深300指数成分股时为1，否则为0。在控制沪深300股指期货因素之后，回归结果与现有结论基本一致。

（二）退出威胁、财富股价敏感性与盈余管理

理性经济人假设认为，经济决策的主体是理性的，以追求自身利益最大化为目标。管理层和控股股东会基于自身利益考虑进行盈余管理决策，通过权衡成本和收益来制定盈余管理策略。外部大股东的退出行为会向市场传递负面信息，引起股票价格下跌（Gopalna，2006）。在这种情况下，管理层和控股股东在盈余管理决策时不得不考虑外部大股东退出行为可能带来的负面影响。管理层和控股股东持股市值与股票价格有着紧密的联系，股价下跌会使他们的持股市值缩水，自身利益受损。例如，对控股股东而言，股价下跌不仅会导致持股财富减少，还会增加股权质押的风险敞口。此时，决策主体的财富股价敏感性越高，外部大股东退出威胁的公司治理作用越强。本文构建了如下模型：

其中，WPSit为财富股价敏感性，包括管理层财富股价敏感性WPS_M和控股股东财富股价敏感性WPS_C，分别使用各自年末的持股市值（单位：千亿元）来衡量。①姜付秀等（2015）采用持股比例来界定财富集中度，这种做法忽视了不同规模公司股票市值之间的差异，可能会导致小公司的管理层和控股股东具有更高的股价敏感性。因此，在衡量财富股价敏感性时应考虑持股市值而不是持股比例。相关持股数据来自CSMAR数据库。同时，我们在回归时删除了高管未持股的5 101个样本。

表5结果显示，退出威胁和管理层财富股价敏感性的交乘项ETit×WPS_Mit与盈余管理显著负相关，它和控股股东财富股价敏感性的交乘项ETit×WPS_Cit与盈余管理也显著负相关。这表明管理层和控股股东的财富股价敏感性越强，退出威胁对盈余管理的约束作用越大。即出于维护自身持股财富的考虑，管理层和控股股东会对外部大股东的退出威胁做出积极反应，降低企业盈余管理程度。这是对Bharath等（2013）及Edmans等（2013）的有益补充。

表5 基于财富股价敏感性和市值管理敏感性的进一步研究

（三）退出威胁、市值管理敏感性与盈余管理

2014年5月9日，国务院发布《关于进一步促进资本市场健康发展的若干意见》（“新国九条”），首次提出“鼓励上市公司建立市值管理制度”，这宣告我国上市公司市值管理进入规范化和制度化阶段。在市值管理被写入资本市场顶层设计的文件之后，上市公司的管理层和控股股东对股价更加关心，市值管理已经逐渐成为董事会和管理层的核心管理工作，甚至有上市公司直接将其纳入管理层年度考核中。在“新国九条”颁布之后，管理层和控股股东会更加关注公司市值。为了避免公司市值缩水，管理层和控股股东在遇到外部大股东的退出威胁时会减少私利行为。基于此，本文构建了如下模型：

其中，MVMit为公司i在t年的市值管理情况，本文采用文本挖掘技术来寻找企业进行市值管理的证据。当企业年报中出现“市值管理”相关描述①上市公司在年报中的“经营情况讨论与分析”会对“市值管理”工作进行描述，具体内容包括：主动开展市值管理、加强市值管理、做好市值管理、提升市值管理、深化市值管理、创新市值管理方式、完善公司市值管理体系、引入市值考核指标、积极推进市值管理工作、提升公司市值管理水平、做大公司市值、实践和探索市值管理模式、市值管理成效显著等。目前市场对“市值管理”的本质、内涵、手段等仍存在一定的争议，部分投资者甚至片面地将“市值管理”与“操纵股价”相混淆。为了避免不必要的麻烦，多数上市公司在年报中对“市值管理”缄口不言。时，MVM为1，否则为0。考虑到“市值管理”是在2014年被写入资本市场设计文件中，我们仅选择2014年和2015年的样本，其中有114个观测样本的年报中有“市值管理”相关论述。

从表5中可以发现，退出威胁和市值管理的交乘项ETit×MVMit与应计盈余管理在1%的水平上显著负相关，说明退出威胁对进行市值管理企业的应计盈余管理具有更强的约束力。退出威胁变量每上升一个标准差，重视市值管理企业的应计盈余管理指标将下降22.683%。而对于未重视市值管理的企业，应计盈余管理指标的下降幅度仅为6.921%。退出威胁和市值管理的交乘项ETit×MVMit与真实盈余管理也负相关，但是t值仅为-0.877。整体而言，上述结果说明在重视市值管理的企业中，退出威胁的治理作用更加有效。

有趣的是，市值管理MVMit与盈余管理正相关。市值管理在资本市场中一直存在疑义，部分上市公司和投资者认为市值管理就是股价管理，导致股价操纵行为盛行。本文发现进行市值管理公司的盈余管理程度更高，这在一定程度上说明我国上市公司的确存在通过盈余管理来操纵股价的现象。本文认为出现这种现象的原因在于：国务院虽然在2014年的“新国九条”中提出了“市值管理”理念，但是一直未出台正式的“上市公司市值管理制度指引”，导致上市公司对“市值管理”的解读存在一定的偏误。不少上市公司打着“市值管理”的旗号从事涉嫌操纵市场、内幕交易等活动。监管部门应尽快出台“上市公司市值管理制度指引”，积极引导上市公司形成正确的市值管理理念，帮助上市公司运用科学合理的方法实现公司价值的提升。同时，监管层应严守监管底线，严格执法，净化市值管理市场，切实保护投资者的利益。

六、结 论

从社会心理学角度看，威胁已经成为交易双方讨价还价的一种常用手段，被广泛应用到企业决策博弈中。为了维护自身利益，企业的外部大股东经常会采用退出威胁的方式来迫使控股股东或管理层做出对其有利的决策，进而实现公司治理功能。本文将社会心理学中的威胁引入公司治理中，重点考察了退出威胁对企业盈余管理行为的影响。本文的研究结论主要有两点：第一，退出威胁能够约束企业的盈余管理行为，退出威胁的“治理假说”得到证实。这一结论在控制内生性问题之后依然稳健。第二，退出威胁之所以能够约束企业的盈余管理行为，是因为控股股东和管理层对股价比较敏感。当企业股票可卖空、财富股价敏感性较高或者企业重视市值管理时，退出威胁的盈余管理治理效应更加显著。

本文探讨了退出威胁在公司治理中的作用，具有一定的理论价值和现实意义。退出威胁是一个比较新颖的视角，未来研究可以重点从以下三个方面开展：第一，退出威胁的计量。由于威胁是社会心理学范畴的概念，很难通过财务指标或者治理数据进行有效的刻画。本文借鉴Dou等（2016）的方法，采用流动性和大股东竞争程度的交叉项作为退出威胁的代理变量，这种方法忽视了退出威胁主体特性、股票市场环境等因素的影响。因此，有必要构建一个更加全面和科学的退出威胁计量模型。第二，挖掘退出威胁治理效应的内在机理。采用实验经济学的方法，模拟一个企业多方博弈的场景，通过多次实验来捕捉退出威胁在博弈过程中的作用机理，寻找退出威胁实现公司治理的内在规律。第三，拓展退出威胁的公司治理效应研究。可以考察退出威胁对大股东占款、管理层在职消费、过度投资、企业违规等行为的影响，勾画出一个退出威胁在公司治理中发挥作用的逻辑框架，拓展公司治理研究的理论外延。