任宗強，陳婷，李如秒
（1.溫州大學(xué)商學(xué)院，浙江溫州 325035；
2.浙江金融職業(yè)學(xué)院金融管理學(xué)院，浙江杭州 310018）
近年來，隨著我國股票市場的快速發(fā)展，企業(yè)股價“暴漲暴跌”現(xiàn)象屢屢發(fā)生，嚴(yán)重影響了資本市場平穩(wěn)運轉(zhuǎn)和實體經(jīng)濟健康發(fā)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(fēng)險等逐漸成為學(xué)術(shù)界關(guān)注的熱點話題。當(dāng)前，學(xué)者們主要從企業(yè)信息透明度[1]、股權(quán)激勵[2]、會計政策穩(wěn)健性[3]、分析師預(yù)測偏差[4]、機構(gòu)投資者[5]等方面研究股價崩盤風(fēng)險，且大多是在“理性經(jīng)濟人”假設(shè)的基礎(chǔ)上展開。但隨著行為金融學(xué)的發(fā)展，不少研究開始以有限理性和非理性假設(shè)替代以往的理性假設(shè)，并認(rèn)為“高管受個人特質(zhì)的影響會做出非理性決策”[6]。過度自信作為企業(yè)高管較為明顯的個人特質(zhì)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(fù)面信息[2-3]，這對于股價崩盤風(fēng)險的產(chǎn)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(fēng)險關(guān)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(shù)據(jù)為研究樣本，將高管過度自信、并購溢價和股價崩盤風(fēng)險納入統(tǒng)一的分析框架，探討高管非理性心理和非理性行為的經(jīng)濟后果，并挖掘其背后機理。
（一）高管過度自信與股價崩盤風(fēng)險
隨著心理學(xué)的不斷發(fā)展，許多研究發(fā)現(xiàn)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(fēng)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(fù)雜的現(xiàn)實決策環(huán)境中，不理性決策可能會導(dǎo)致企業(yè)陷入流動性不足等經(jīng)營困境，從而加大企業(yè)股價崩盤的風(fēng)險。根據(jù)行為金融學(xué)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(zé)任，傾向于將失敗歸因于外部因素或認(rèn)為是“運氣不好”的結(jié)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(jīng)營活動中的負(fù)面信息，且無法及時發(fā)現(xiàn)和解決企業(yè)危機，最終導(dǎo)致企業(yè)風(fēng)險不斷囤積（Graham 等，2013[11]）。當(dāng)企業(yè)累積的負(fù)面信息達(dá)到一定閾值并集中爆發(fā)時（Kim 等，2011[2]），企業(yè)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(quán)和管理權(quán)分離制度下，股東不參與企業(yè)的實際運營，各項事務(wù)由高管直接管理，他們掌握信息更加充分，往往處于信息優(yōu)勢地位。在企業(yè)經(jīng)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(jīng)營過程中的負(fù)面信息，外部投資者難以獲取企業(yè)的真實信息或驗明管理層的行為本質(zhì)。當(dāng)所掩蓋的負(fù)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(fēng)險。基于上述分析，本文提出假設(shè)1。
H1：高管過度自信對企業(yè)股價崩盤風(fēng)險具有正向影響。
（二）高管過度自信與并購溢價
作為企業(yè)尋求未來發(fā)展的重要方式之一，并購逐漸成為各類企業(yè)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(yè)支付的成本高于被并購企業(yè)資產(chǎn)價值的那部分差額（雷玉，2007[12]）。
對于企業(yè)為何會采取高溢價并購的行為，許多學(xué)者從過度自信的角度進行了分析。根據(jù)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(yù)測能力（耿溪謠，2022[13]），對企業(yè)未來價值和決策結(jié)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(yè)經(jīng)營過程中，過度自信的管理者易于采取激進的財務(wù)戰(zhàn)略，即使知曉并購項目不具備投資價值甚至可能會給企業(yè)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(rèn)為目標(biāo)企業(yè)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(jīng)濟后果時，過度自信的管理者又會表現(xiàn)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(jīng)營失敗的原因，對于并購項目的負(fù)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(yán)重?fù)p害企業(yè)利益，甚至令企業(yè)陷入財務(wù)困境（姜付秀等，2009[18]）。基于上述分析，本文提出假設(shè)2。
H2：高管過度自信會提高企業(yè)并購溢價水平。
（三）并購溢價的中介作用
傳統(tǒng)金融文獻(xiàn)大多以“理性經(jīng)濟人”假設(shè)為前提，然而在現(xiàn)實活動中，個體的決策行為還會受到非理性認(rèn)知偏差的影響。高管作為企業(yè)經(jīng)營活動的主要負(fù)責(zé)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(yù)期收益，低估并購的潛在風(fēng)險，從而對目標(biāo)企業(yè)支付過高水平的溢價。
對處于成長期的企業(yè)而言，并購活動不僅可以快速實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟，提升企業(yè)價值，還能助力企業(yè)獲取高技術(shù)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(zhàn)高風(fēng)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(yè)頻繁以較高溢價進行并購活動必然導(dǎo)致并購成本抬高，并購溢價泡沫增大，企業(yè)股價崩盤風(fēng)險加劇。一方面，當(dāng)非理性決策的不良后果逐漸顯現(xiàn)，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(dǎo)致企業(yè)股價被高估，且由于企業(yè)內(nèi)部的負(fù)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(fēng)險也會隨之增加。
總體來看，并購溢價既是增加股價崩盤風(fēng)險的前因，也是高管過度自信引起的經(jīng)濟后果，因此可以作為高管過度自信與股價崩盤風(fēng)險關(guān)系中的“橋梁”，發(fā)揮中介作用。基于上述分析，本文提出假設(shè)3。
H3：并購溢價在高管過度自信對股價崩盤風(fēng)險的影響中起中介作用。
（四）不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下高管過度自信對股價崩盤風(fēng)險的影響
不同的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)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(yè)通常比非國有企業(yè)具有更強的政治屬性，中央和地方政府對這類企業(yè)的經(jīng)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(yè)決策時更多地受到政府部門的直接干預(yù)（潘愛玲等，2018[16]），從而使其在決策中的風(fēng)險偏好受到抑制，并進一步降低國有企業(yè)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(yán)格的約束和考核，升職激勵和監(jiān)管壓力促使其更加嚴(yán)格地遵守會計準(zhǔn)則和相關(guān)法律，從而提高公司的會計穩(wěn)健性（李丹蒙等，2018[21]）。較高的會計穩(wěn)健性有助于企業(yè)識別潛在價值較低的投資項目，減少高溢價并購行為的產(chǎn)生，降低高管過度自信對股價崩盤風(fēng)險的影響。
與國有企業(yè)不同，非國有企業(yè)擁有更高的決策自主權(quán)和更小的監(jiān)管壓力，這類企業(yè)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(yè)股價崩盤的風(fēng)險。基于上述分析，本文提出假設(shè)4。
H4：相較于國有企業(yè)，非國有企業(yè)的高管過度自信對股價崩盤風(fēng)險的影響作用更為顯著。
（一）數(shù)據(jù)來源
本文選取2010—2020 年滬深A(yù) 股上市公司為研究對象，數(shù)據(jù)主要來源于國泰安（CSMAR），并以同花順（iFinD）和萬得（Wind）的數(shù)據(jù)作為核對和補充。本文對原始數(shù)據(jù)進行了如下篩選：剔除ST、*ST 和PT 等特殊交易狀態(tài)的企業(yè)樣本，剔除金融行業(yè)樣本，剔除數(shù)據(jù)不完整的樣本，剔除交易周數(shù)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(jīng)過以上處理，本文最終獲得樣本數(shù)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(nèi)外學(xué)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(yè)歷史業(yè)績（Hayward 和Hambrick，1997[23]）、高管個人特征（章細(xì)貞和張欣，2014[24]）、預(yù)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(yè)決策時產(chǎn)生的認(rèn)知偏差，因此本文借鑒姜付秀等（2009）[18]的研究方法，采用預(yù)測收益率偏差來衡量高管是否存在過度自信，即判斷企業(yè)預(yù)期業(yè)績與實際業(yè)績是否相符。當(dāng)預(yù)期業(yè)績存在高估偏差時，則認(rèn)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(fēng)險（Crashrisk）
參考Kim 等（2011）[2]和許年行等（2012）[25]的研究方法，使用負(fù)收益偏態(tài)系數(shù)（Ncskew）和收益上下波動比率（Duvol）來衡量股價崩盤風(fēng)險，Ncskew和Duvol均根據(jù)流動市值加權(quán)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(jīng)流通市值加權(quán)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(zhì)收益率Wi,t，如式（2）所示。
最后，構(gòu)建股價崩盤風(fēng)險的兩個指標(biāo)，分別是負(fù)收益偏態(tài)系數(shù)（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(shù)，nu和nd分別代表高于和低于年平均收益率的周數(shù)。
3.中介變量：并購溢價（Premium）
并購溢價的指標(biāo)計算方法主要有目標(biāo)公司股票市場價值（市場價值法）和凈資產(chǎn)賬面價值（賬面價值法）兩種。國外研究較多應(yīng)用“市場價值法”，這種方法更適合于較為成熟的資本市場環(huán)境。而目前我國資本市場環(huán)境復(fù)雜，如市場投資者盲目跟風(fēng)、資本市場制度法規(guī)不完善、殼資源稀缺等，難以獲得企業(yè)公開交易的股價數(shù)據(jù)，且我國企業(yè)并購定價大多以凈資產(chǎn)為基礎(chǔ)，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(chǎn)賬面價值不是一個完美的衡量指標(biāo)，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(guān)文獻(xiàn)（Kim 等，2011[2]；
江軒宇和許年行，2015[28]；
曹豐等，2015[29]），結(jié)合本文研究，采用股票波動收益率（Sigma）、企業(yè)規(guī)模（Size）、資產(chǎn)回報率（Roa）、凈資產(chǎn)收益率（Roe）、財務(wù)杠桿（Lev）、賬市比（Bm）、企業(yè)年齡（Age）、月均超額換手率（Dturn）、第一大股東持股比例（Top1）等指標(biāo)作為控制變量。為了盡量避免行業(yè)和年份差異的影響，本文加入行業(yè)（Ind）和年份（Year）虛擬變量進行固定效應(yīng)控制。各變量定義如表1所示。
表1 變量定義
（三）模型構(gòu)建
為驗證假設(shè)，本文借鑒花貴如等（2011）[30]、溫忠麟和葉寶娟（2014）[31]的中介效應(yīng)檢驗方法來構(gòu)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(shè)進行檢驗，并控制行業(yè)和年度效應(yīng)。首先，本文通過式（6）來檢驗假設(shè)1，若系數(shù)α1顯著為正，說明高管過度自信正向影響股價崩盤風(fēng)險，假設(shè)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(yè)并購溢價的產(chǎn)生，假設(shè)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(shù)小于式（6）中α1的系數(shù)，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(yīng)。若μ2顯著，則表示并購溢價起部分中介效應(yīng)；
若μ2不顯著，則表示并購溢價起完全中介效應(yīng)。
（一）描述性統(tǒng)計
由描述性統(tǒng)計結(jié)果（表2）可知：負(fù)收益偏態(tài)系數(shù)（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(fēng)險在不同企業(yè)間的表現(xiàn)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(yīng)不斷加強風(fēng)險控制；
過度自信（Ovc） 的標(biāo)準(zhǔn)差為0.2915，表明不同企業(yè)的高管過度自信程度有所差異，且最小值和中位數(shù)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(yè)并購溢價行為普遍存在且整體水平相對較高，但不同企業(yè)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(yè)股票之間的收益率波動較大，市場對企業(yè)的未來業(yè)績具有較大的不確定性；
資產(chǎn)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(yè)間的利潤差別較大，資產(chǎn)回報率有所差異；
凈資產(chǎn)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(yè)間的盈利能力差別較大；
財務(wù)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(yè)長期負(fù)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(xiàn)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(tǒng)計結(jié)果比較符合我國市場的實際情況，且各項指標(biāo)均在合理范圍內(nèi)。
表2 描述性統(tǒng)計結(jié)果
（二）相關(guān)性分析
本文進行了Pearson 相關(guān)性分析，結(jié)果如表3所示。股價崩盤風(fēng)險的兩個衡量指標(biāo)（Ncskew 和Duvol）均在1%的水平下顯著正相關(guān)且回歸系數(shù)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(fù)收益偏態(tài)系數(shù)（Ncskew）和收益上下波動比率（Duvol） 還是與并購溢價（Prem）的相關(guān)系數(shù)均呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)性，與假設(shè)1 和假設(shè)2 相吻合。除了凈資產(chǎn)收益率（Roe）和資產(chǎn)回報率（Roa）的相關(guān)系數(shù)為0.867、賬市比（Bm）和企業(yè)規(guī)模（Size）的相關(guān)系數(shù)為0.640、賬市比（Bm） 和財務(wù)杠桿（Lev） 的相關(guān)系數(shù)為0.558，其余變量的相關(guān)系數(shù)均低于0.5，表明模型構(gòu)建良好。本文還通過方差膨脹因子（VIF）進一步檢驗，結(jié)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(guān)性系數(shù)
（三）回歸分析
為了驗證高管過度自信與股價崩盤風(fēng)險之間的關(guān)系，本文通過式（6）進行回歸分析，結(jié)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(yè)效應(yīng)的回歸結(jié)果，可見高管過度自信（Ovc）與負(fù)收益偏態(tài)系數(shù)（Ncskew）和收益上下波動比率（Duvol）均在1%的水平上顯著相關(guān)，且回歸系數(shù)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(yè)和年度效應(yīng)的回歸結(jié)果，高管過度自信（Ovc）的回歸系數(shù)分別為0.154 和0.095，且至少在5%的水平上顯著相關(guān)。列（3）和列（6）是在控制了行業(yè)和年度效應(yīng)的同時進一步控制了其他變量的回歸結(jié)果，高管過度自信（Ovc）的回歸系數(shù)分別為0.089 和0.058，且均在5%的水平上顯著相關(guān)。
表4 高管過度自信與股價崩盤風(fēng)險
綜上所述，不論是以負(fù)收益偏態(tài)系數(shù)（Ncskew）還是以收益上下波動比率（Duvol）作為衡量指標(biāo)，也不論是否控制其他變量，高管過度自信與股價崩盤風(fēng)險始終顯著正相關(guān)，說明二者關(guān)系較為穩(wěn)健，受其他變量影響較小，從而證實了假設(shè)1。在控制變量中，股票波動率（Sigma）、資產(chǎn)回報率（Roa）等均通過了顯著性檢驗。其中：資產(chǎn)回報率（Roa）與股價崩盤風(fēng)險呈正相關(guān)性，說明企業(yè)收益率越高，企業(yè)未來發(fā)生股價崩盤風(fēng)險的可能性越大；
而股票波動率（Sigma）、凈資產(chǎn)收益率（Roe）、賬市比（Bm）與股價崩盤風(fēng)險之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。可見，本文控制變量的選取與現(xiàn)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(shè)計的合理性。
為了驗證高管過度自信與并購溢價之間的關(guān)系，本文通過式（7）進行回歸分析，結(jié)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(yè)和年度效應(yīng)的情況下進行回歸分析的結(jié)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(guān)系數(shù)分別為0.792和0.685，說明高管過度自信正向影響企業(yè)的并購溢價水平，從而證實了假設(shè)2。在控制變量中，股票波動率（Sigma）、財務(wù)杠桿（Lev）、企業(yè)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(guān)。這表明：股票波動越大，企業(yè)并購溢價水平越高；
當(dāng)企業(yè)投資利潤率小于負(fù)債利息率時，財務(wù)杠桿（Lev）對企業(yè)并購溢價將發(fā)揮負(fù)面作用；
企業(yè)年齡（Age）越大，發(fā)生并購溢價的可能性越小；
第一大股東持股比例（Top1）負(fù)向影響企業(yè)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(yīng)，結(jié)果如表6 所示。首先，列（1）和列（2）是通過式（6）得出的回歸結(jié)果，回歸系數(shù)均在5%的水平上顯著正相關(guān)，由此通過了中介效應(yīng)的第一步檢驗。其次，列（3）是通過式（7）得出的回歸結(jié)果，檢驗了高管過度自信對并購溢價的影響作用，回歸系數(shù)在1%的水平上顯著正相關(guān)，由此通過了中介效應(yīng)的第二步檢驗。再次，列（4）和列（5）是通過式（8）得出的回歸結(jié)果，檢驗了高管過度自信和并購溢價對股價崩盤風(fēng)險的影響作用，回歸系數(shù)分別在1%和5%的水平上顯著正相關(guān)，可見并購溢價發(fā)揮了中介效應(yīng)。最后，回歸系數(shù)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(shù)均大于列（4）和列（5），由此通過了中介效應(yīng)的第三步檢驗。綜合上述分析，本文構(gòu)建的模型均通過了中介效應(yīng)的回歸檢驗，從而證實了假設(shè)3。實證結(jié)果表明，高管過度自信程度越高，企業(yè)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(fā)企業(yè)未來股價崩盤的風(fēng)險。
（四）穩(wěn)健性檢驗
Sobel 中介效應(yīng)檢驗的結(jié)果如表7 所示。Sobel檢驗的系數(shù)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(yīng)成立。間接效應(yīng)的系數(shù)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(fēng)險發(fā)揮了部分中介作用。
表7 Sobel中介效應(yīng)檢驗
（五）進一步分析
為了探究不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下高管過度自信對股價崩盤風(fēng)險的影響機制，本文根據(jù)上市企業(yè)實際控制人的不同性質(zhì)，將樣本分為非國有企業(yè)（Panel A）和國有企業(yè)（Panel B）兩組，并分別使用式（6）、式（7）和式（8）進行回歸分析，結(jié)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(shù)分別為0.131和0.080，可見在非國有企業(yè)樣本中，高管過度自信對股價崩盤風(fēng)險具有顯著的正向促進作用，且并購溢價發(fā)揮的中介效應(yīng)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(yè)樣本中，高管過度自信對股價崩盤風(fēng)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(guān)系數(shù)為0.433，遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于非國有企業(yè)0.641 的相關(guān)系數(shù)，表明國有企業(yè)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(yuǎn)遠(yuǎn)不及非國有企業(yè)。
表8 區(qū)分產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的回歸結(jié)果
綜上分析可知，非國有企業(yè)高管過度自信對股價崩盤風(fēng)險的影響作用顯著高于國有企業(yè)，從而證實了假設(shè)4。國有企業(yè)高層管理者的決策自主權(quán)相對有限，企業(yè)的經(jīng)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(yè)相較于非國有企業(yè)受到的監(jiān)管壓力更大，高層管理者往往更加恪守相關(guān)法規(guī)和行業(yè)規(guī)范，在投資決策時更加謹(jǐn)慎和理性，進而減少高管過度自信引發(fā)的非效率并購行為，從而降低企業(yè)股價崩盤風(fēng)險發(fā)生的可能性。相反，在決策過程中，非國有企業(yè)的高層管理者往往擁有較大的自主權(quán)，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(yè)股價崩盤風(fēng)險發(fā)生的可能性。
本文從股價崩盤風(fēng)險的非理性前因出發(fā)，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(fēng)險之間的作用機制進行了探究，并得出以下結(jié)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(yù)期過于樂觀而忽視潛在風(fēng)險，引發(fā)非效率投資行為，從而提升企業(yè)未來股價崩盤風(fēng)險發(fā)生的可能性；
第二，并購溢價在高管過度自信與股價崩盤風(fēng)險的關(guān)系中發(fā)揮部分中介效應(yīng)，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(yè)溢價規(guī)模不斷擴大，產(chǎn)生大量的股價泡沫，為企業(yè)股價崩盤風(fēng)險埋下“地雷”；
第三，高管過度自信對企業(yè)未來股價崩盤風(fēng)險的影響機制在非國有企業(yè)中表現(xiàn)更為強烈，在國有企業(yè)中則表現(xiàn)較弱。
在企業(yè)現(xiàn)實經(jīng)營活動中，為了降低高管過度自信對企業(yè)未來股價崩盤風(fēng)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(guān)者參與決策過程，例如增加獨立董事、建立有效的董事會監(jiān)督機制等，對高管的決策行為進行監(jiān)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(yè)股價崩盤風(fēng)險的影響。二是完善信息披露機制。提高信息披露質(zhì)量，使投資者充分了解企業(yè)相關(guān)信息，更及時、準(zhǔn)確地評估企業(yè)風(fēng)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(jiān)督，采取穩(wěn)健的并購策略，制定明確的評估準(zhǔn)則和風(fēng)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(dǎo)致的股價泡沫，維護企業(yè)穩(wěn)定和可持續(xù)發(fā)展。四是加強風(fēng)險管理。對非國有企業(yè)采取更為嚴(yán)格的風(fēng)險管理措施，加強內(nèi)部審計和風(fēng)險評估，建立有效的風(fēng)險監(jiān)測和預(yù)警機制，對高管的決策行為進行更嚴(yán)格的監(jiān)督和評估，確保決策過程更加透明、合理。盡管在國有企業(yè)中高管過度自信對企業(yè)未來股價崩盤風(fēng)險的影響機制相對較弱，但仍應(yīng)保持警惕，可以通過引入市場化的激勵機制來激發(fā)高管的積極性和責(zé)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(yù)測收益率變動法”來衡量企業(yè)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(yè)經(jīng)營中可能存在不可抗拒的外力所導(dǎo)致的業(yè)績落差，其適用性還有待進一步深入研究和檢驗；
其次，企業(yè)股價崩盤現(xiàn)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(guān)注高管過度自信對企業(yè)股價崩盤風(fēng)險的影響作用，而對其他心理特征可能產(chǎn)生的影響作用研究不足，后續(xù)可做更多探索。