经理管理防御会影响公司股价同步性吗?

李 蒙, 李秉祥, 张 涛,2

(1.西安理工大学 经济与管理学院,陕西 西安 710048; 2甘肃政法大学 商学院,甘肃 兰州 730070)

0 引言

股价同步性反映了个股价格变动与市场价格变动之间的相关性，与企业信息披露息息相关，是衡量资本市场运行效率的重要指标[1～3]。资本市场运行效率，不仅关系到资本配置功能地有效发挥，而且对于顺利推进中国新一轮金融改革，实现“增强金融服务实体经济能力”的目标尤为重要。在此背景下，积极探寻影响股价同步性的关键因素，对于提升资本市场运行效率，抑制经济“脱实向虚”，促进金融对于实体经济的服务功能，具有理论和现实意义。

经理人具有足够的动机和能力干预上市公司的信息披露[4]。出于管理防御的目的，通过信息操纵主动干预上市公司的信息披露，则是众多动机中的一个重要方面。基于并非完善职业经理人市场现实，中国本土经理管理防御研究，较之于国外而言，得到了更为长足地发展，并取得了丰硕的研究成果。由于较高的工作转换成本与被解雇风险并存，出于维护自身职位并追求自身效用最大化的内在防御需求，经理人会通过投资项目、融资方式、股利分配政策的选择，进而对企业的投资效率、资本结构、现金持有以及技术创新等方面产生影响[5～11]。然而，纵观经理管理防御产生经济后果的中国本土研究，还鲜有文献探讨经理管理防御与资本市场之间的关系。本文聚焦于经理管理防御对资本市场的影响，探究经理管理防御对公司股价同步性的影响。

本文可能的贡献：第一，从经理管理防御的视角，分析其对于公司股价同步性的影响。丰富了股价同步性影响因素研究的同时，也拓展了经理管理防御经济后果方面的研究成果；第二，中国现有经理管理防御经济后果的研究，尚缺乏内在影响机理方面的经验证据。本文检验并证实了经理管理防御通过信息操纵和内幕交易影响股价同步性的路径，深化了经理管理防御经济后果方面的相关研究；第三，在检验经理管理防御对股价同步性的影响时，重点考察了产权性质与外部监督不同，给两者关系所带来的差异影响。丰富了经理管理防御对股价同步性影响的研究情景的同时，也有助于揭示不同治理环境下，经理管理防御对股价同步性所产生的差异性影响，从而为监管部门出台更具针对性的政策提供了依据。

1 文献回顾

1.1 股价同步性的影响因素

在股价同步性影响因素方面，众多学者主要围绕信息透明度、制度建设、公司治理以及分析师等方面展开。

(1)信息透明度与股价同步性。信息透明度对股价同步性的影响，现有的研究存在较大的争议。一种观点认为，信息透明度的提升，可以使得较多的公司特质信息会融入到股价，从而使得股价同步性显著下降。后续学者从盈余质量、会计稳健性与可比性、市场微观结构等视角的实证检验[12～15]，并证实了上述观点。另一种观点则认为，信息透明度的上升，企业未来信息已经融入到当前的股价，信息透明度与股价同步性正相关[16]。(2)制度建设与股价同步性。在此方面的研究中，相关学者认为，内幕交易法案的颁布后，股票价格会反映出更多的公司特质信息，使得股价变动的同步性的趋向显著下降[17]。(3)公司治理与股价同步性。作为对信息透明度解释的延伸，已有的研究发现，良好的治理机制会形成更高水平的信息披露，从而有助于股价中融入更多的公司特质信息，使得公司股价同步性显著下降[18,19]。(4)证券分析师与股价同步性。前期观点认为，分析师只能传递行业与市场层面等“非特质”信息，分析师的关注度与股价同步性呈现正相关关系[3,20]。但随着市场信息环境的进一步改善，分析师有能力提供与公司价值相关的特质信息，从而有助于降低公司股价同步性[21]。

1.2 经理管理防御的经济后果

已有的研究认为，经理管理防御对于企业财务决策、会计政策、信息披露等方面均会产生重要影响。(1)企业财务决策的影响方面，Shleifer和Vishny揭示了经理人通过影响企业投资决策，实现固守职位的内在动因。而随着经理人管理防御水平的提升，企业更偏向于选择股权融资方式，并且随着持股比例的增加，经理人存在通过股利支付的方式，获取私人利益的动机愈发强烈[22]。国内学者实证检验了经理管理防御对企业投资效率[6～8]、资本结构[9,23]、企业现金持有价值等方面的影响[11]。(2)会计政策影响方面，相关学者认为，管理层防御水平的上升，会导致企业倾向于将金融资产划分为可供出售金融资产[24]。(3)信息披露质量影响方面，经理管理防御水平越高，非财务信息的披露质量越差[25]。

2 理论分析与研究假设

2.1 理论基础

2.1.1 股价同步性的“信息效率观”

依据“信息效率观”，股价中是否能够融入更多公司特质性信息是影响股价同步性的关键因素。股价同步性过高会严重破坏资本市场的运行效率。从微观层面探寻股价同步性的影响因素的研究表明，由于公司本身经营业务特性复杂，公司内部人与外部投资者之间本身存着信息不对称[26]，并且这种信息非对称程度，会在公司内部人攫取个人私利的代理行为作用下逐步加剧[27]，导致公司特质信息无法有效融入股价，最终导致公司股价同步性显著上升。

2.1.2 经理管理防御的动机与行为选择

自利性、人力资本专用性和工作转换成本则是学术界解构和探究管理防御动机的重要维度。(1)自利性作为经济学的理论基础，追求利益最大化的行为动机，是经理管理防御行为的内生机制。(2)人力资本作为重要的企业资源，具有稀缺性和非替代性。经理人倾向于通过决策机会和行为，延续人力资本经济价值，降低“出局风险”。(3)被解雇风险与工作转换成本，作为人力资本专用性的衍生属性，形成了“禁锢”经理人最重要的制约因素[5]。职位丧失，经理人所要承担的不仅仅是经济损失，声誉、社会地位都会受到牵连。为了避免上述风险，经理人固守职位和自我保护的动机逐步呈现。

2.2 研究假设

2.2.1 经理管理防御与股价同步性

高质量的信息披露在效缓解信息不对称、提升资源配置效率、降低道德风险和机会主义行为等方面发挥着积极的作用[28]。并且随着企业信息质量的提升，更多的公司特质信息会融入到股价，使得公司的股价同步性显著下降[18]。经理管理防御理论认为，出于防御动机，经理人有可能实施更多攫取个人私利的行为[5]。为了降低攫取个人私利行为被发现的概率，经理人往往倾向于通过干扰或操纵公司信息披露的方式对利己行为进行掩盖。经理防御动机下的信息操纵行为，加剧公司信息不对称程度[29]，公司特质性信息难以纳入到股价之中，导致公司股价同步性的显著上升。因此，从理论上而言，经理管理防御对于股价同步性的影响可能存在：经理管理防御→信息操纵→股价同步性的影响路径。

利用信息优势，低位买入公司股票并在高位套现的“内幕交易”行为，不但违反了资本市场公开、公正、公平的原则，也会造成市场上其他投资者的利益损失。并且内幕交易行为，显著提升了信息“劣势方”主动进行信息收集公司特质信息并进而获利的成本，降低了处于信息劣势地位的外部投资者收集公司特质信息的意愿和积极性，进而导致决定股价变动的主要因素，由公司特质信息转化为市场信息和行业信息，而非与公司相关的特质信息，并呈现出“柠檬市场效应”[30]。可以预见的是，出于防御动机，经理人可能会通过信息操纵稳固自身的信息优势，并利用信息优势进行攫取个人私利的内幕交易行为。内幕交易一旦被外部投资者获知，则会导致外部投资者收集信息意愿的下降，进而推升公司股价同步性。因此，可能存在：经理管理防御→内幕交易→股价同步性的影响路径。鉴于上述考虑，提出研究假设：

H1经理管理防御水平与股价同步性显著正相关。

H1a较高的经理管理防御水平，会导致公司信息透明度逐步下降，最终导致股价同步性的显著上升，即存在：经理管理防御→信息操纵→股价同步性的影响路径。

H1b随着经理管理防御水平上升，提高了公司内幕交易规模，从而导致股价同步性的显著上升。即存在：经理管理防御→内幕交易→股价同步性的影响路径。

2.2.2 经理管理防御与股价同步性关系的异质性分析

在国有企业中，所有者缺位的现实，是导致国有企业往往呈现出较为严重的“内部人控制”现象。但是，国有企业的经理人通常由国家行政任命，其可能更多考虑的是，能否获得更好的政治晋升机会。利用信息操纵与信息优势等方式获利一旦被发现，其不仅面临着丧失职位的风险，也会影响到自身的政治前途。因此，国有经理人利用信息优势，通过内幕交易获利的动机较弱。

引入外部职业经理人，弥补“泛家族化”管理的缺陷，已成为较多民营企业的选择。然而不完善的职业经理人市场，使得民营企业职业经理人，对于控股股东呈现出较为明显的“依附”特征[31]。民营企业中较为严重的“第二类代理”冲突，使得经理人往往会利用信息操纵，协助控股股东实施利益侵占行为。控股股东则会放松对经理人的监督，有利于经理人固守职位，也为经理人利用信息优势，进行内幕交易获利提供了空间。基于此，提出研究假设：

H2相较于国有企业，在民营企业中，经理管理防御对于股价同步性的影响更为显著。

内部治理机制与外部治理存在替代作用。当内部治理效率较低时，有效的外部治理是保护投资者权益的必然选择。作为企业外部治理的重要组成部分，审计机构发挥的外部治理功能尤为关键。大型会计师事务所对企业进行审计时，企业拥有较高的治理水平[32]，投资者在不直接参与企业经营的情况下，利用审计机构高质量的审计实现对经理人的监督，能够使得经理人出于管理防御动机的信息操纵行为得到有效抑制。相反，当小型会计师事务所对企业进行审计时，外部审计力量难以对经理人的行为进行有效监督。基于此，提出研究假设：

H3相较于聘请“四大”审计机构的上市公司，在未聘请“四大”审计机构的上市公司中，经理管理防御对于股价同步性的影响更为显著。

3 研究设计

3.1 样本选取与数据来源

本文选取沪深A 股2007～2018年所有上市公司作为初始的研究样本。本文对初始样本进行了如下筛选处理：①剔除每年交易周数小于30的样本；②剔除金融保险类上市公司样本；③剔除数据缺失和被ST，*ST的上市公司样本。最终得到19162个公司—年度观测值作为研究样本。为了排除异常值的影响，对所有连续变量进行了上下1%水平的Winsorize处理。另外，为了避免公司个体层面的聚类效应的影响，进行了公司层面的Cluster处理。股票市场数据和公司主要财务数据来自CSMAR数据库，经理人的个人特征数据来自Wind数据库。

3.2 主要变量定义

(1)股价同步性：借鉴Guletal.[18]的方法，衡量股价同步性；(2)经理管理防御水平。考虑到单一变量衡量的局限性，借鉴李秉祥等[10]的经理管理防御指数构建思路和赋权的方法，构建经理防御指数；(3)控制变量。本文借鉴已有的研究成果[24,27,29]，选取控制变量。具体的变量定义见表1。

表1 主要变量定义

3.3 实证模型

首先，构建模型(1)，检验经理管理防御对股价同步性的影响(假设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年的股价同步性。MEIi,t代表衡量经理管理防御水平的综合指数。Controlvarsi,t代表一系列控制变量。Yeart和Industryi,t分别代表年度和行业效应。

其次，通过建立模型(2)检验经理管理防御→信息操纵的影响机制。在模型(2)通过检验的基础上，将AnalystAccur代入模型(1)，检验假设H1a。

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

Yeart+Industryi,t+πi,t

(2)

模型(2)中，AnalystAccuri,t代表分析师预测准确度，用以衡量企业的信息操纵程度[29]。借鉴现有文献[25]，在模型(2)中选择了：企业规模、资产负债率、总资产收益率、成长机会、股权集中度、审计质量、机构持股比例、上市时间、经理人两职兼任以及董事会规模等作为控制变量。

我们通过建立模型(3)检验经理管理防御→内幕交易的影响机制。在模型(3)通过检验的基础上，将Istrpi,t代入模型(1)，检验假设H1b。

Istrpi,t=β0+β1MEIi,t+βControlvarsi,t+

Yeart+Industryi,t+πi,t

(3)

模型(3)中的Istrpi,t代表内幕交易规模，采用企业内幕交易股份占总股份比例衡量。借鉴现有文献[30]，在模型(3)中选择了企业规模、资产负债率、总资产收益率、成长机会、股权集中度、审计质量、机构持股比例以及独立董事占比等作为控制变量。

4 实证结果与分析

4.1 描述性统计

表2的描述性统计结果显示，Synch的均值约为-0.383，标准差为0.925，说明不同公司之间股价同步性差异较大；MEI的均值约为0.542，标准差约为0.189，样本上市公司，经理管理防御水平普遍较高，且存在差异。其他控制变量则与以往的文献差异不大。相关系数矩阵的结果显示，计量模型不存在严重的多重共线性问题。

表2 主要变量描述性统计

4.2 经理管理防御与股价同步性

本文采用模型(1)检验经理管理防御对股价同步性的影响，实证结果见表3。如表3的第(1)列中，在只控制年度和行业因素的基础上，考察经理管理防御对股价同步性的影响，回归结果显示，MEI与Synch在1%的水平上显著正相关。在第(2)列中，进一步控制了公司特征因素，结果显示：MEI的系数为0.146，在1%的水平上显著，经理管理防御水平与股价同步性的正相关关系依然成立。第(3)列中我们在第(2)列的基础上，加入公司治理层面的因素，MEI的系数为0.171，且依然在1%的水平上通过了显著性检验。综合表3的结果，假设H1等得到了证实。

表3 经理管理防御与股价同步性

4.3 经理管理防御对股价同步性的影响机制与路径检验

表4列示了两条影响路径的检验结果。表4的第(1)列为模型(2)的检验结果，AnalystAccur为因变量时，MEI的系数为-0.005，且在5%的水平上通过了显著性检验。表明随着经理管理防御水平的提升，公司信息操纵程度逐步上升。第(2)列为模型(3)的检验结果，MEI与Synch的回归系数依然在1%的水平上显著正相关，而AnalystAccur与Synch则在1%的水平上显著负相关。可以得出，信息操纵在经理管理防御影响股价同步性中，起到部分中介作用。表4的第(3)列为模型(2)的检验结果，Instrp为因变量时，MEI的系数为0.053，且在1%的水平上通过了显著性检验。表明较高的经理管理防御水平，使得企业内幕交易的规模显著提升。第(4)列得实证结果显示，MEI与Synch的回归系数依然在1%的水平上显著正相关，而Instrp与Synch则在5%的水平上显著正相关。可以得出，内幕交易在经理管理防御影响股价同步性中，起到部分中介作用。综合表4结果，本文的假设H1a、H1b得到了证实。

表4 经理管理防御对股价同步性的影响路径检验结果

4.4 经理管理防御影响股价同步性的异质性检验

本文对研究样本以产权性质、是否为“四大”审计机构对样本进行分组，并利用模型(1)对假设H2，H3进行验证。根据表5的检验结果，在非国有企业，样本中，MEI系数为0.277，并且在1%的水平上通过了显著性检验；国有企业样本组，MEI的系数未通过显著性检验，说明在非国有企业中，随着经理人管理防御水平的提升，公司股价同步性显著上升。而在国有企业的样本组中，两者不存在因果关系。在未聘请四大审计机构的企业样本中，MEI系数为0.182，并且在1%的水平上通过了显著性检验；而在聘请四大审计机构企业样本中，MEI的系数未通过显著性检验。说明外部审计质量的上升，能够抑制经理人管理防御对股价同步性产生的影响。综合表5的结果，本文假设H2、H3得到证实。

表5 异质性检验结果

4.5 稳健性检验

本文通过以下方式进行稳健性检验。更换解释变量的度量指标；不同区间下的回归分析；删除民营企业实际控制人担任总经理的样本；分位数回归；固定效应模型等方式对假设进行重新检验，主要结论为发生变化。为了缓解反向因果、样本选择偏误可能给研究结论带来的影响。本文选取工具变量：(1)同行业年度经理管理防御的均值；(2)企业高管人数，进行工具变量两阶段最小二乘回归(2SLS)，并采用倾向得分匹配(PSM)方法对本文的研究假设进行重新检验。检验结果显示，内生性问题未影响对本文的研究结论。

5 研究结论

以2007～2018年中国A股上市公司为样本，依据“防御动机→行为选择→经济后果”的逻辑思路，系统考察经理管理防御影响股价同步性的客观表现与传导路径。研究结果表明，公司的股价同步性随着经理管理防御水平的提高而显著上升；经理管理防御对于股价同步性的影响通过：①经理管理防御→信息操纵→股价同步性；②经理管理防御→内幕交易→股价同步性等两条路径得以实现。并且，经理管理防御与股价同步性的影响，在未聘请“四大”审计机构和非国有企业的样本中更为显著。

经理管理防御引致的公司股价同步性显著上升，降低了资本定价效率，不利于资本市场资源的合理配置。因此，在加强对于经理人内外部监管力度的同时，应该进一步推进和完善中国职业经理市场的建设，从而降低职业经理人的工作转换成本，从而有利于减少出于固有职位内在需求的经理防御行为。对于上市公司而言，需进一步完善《上市公司高管薪酬制度》，实现对于经理人而言的激励与监督双重效应，减少出于防御动机下的信息操纵和内幕交易行为，提升上市公司信息披露质量，增强股价中的信息含量，最终实现资本市场资源有效配置。