市場風險會驅動高管擇機性減持嗎？

陳作華 王守海

(山東財經大學會計學院，山東 濟南 250014)

一、引言

高管減持是公司董事、監事與高級管理人員出售所持有的本公司股票的交易行為，屬于內部人交易范疇。2006年《公司法》第142條第一款規定，公司董事、監事與高級管理人員在任職期間每年轉讓的股份不得超過本公司股份總數的百分之二十五。該條款改變了中國之前禁止內部人交易的狀況，開始允許包括高管在內的內部人在法律許可范圍內買賣本公司股票。自此，內部人交易尤其是高管減持股票成為證券市場、監管當局以及學術界關注的焦點。高管減持既能作為激勵和補償機制激勵高管努力工作(Roulstone，2003)[33]，又能作為信息傳遞機制向市場傳遞高管擁有的私有信息，提高信息效率(陳作華和陳嬌嬌，2019)[2]。然而，相對于外部投資者，高管在私有信息的占有上具有較大優勢，如何防范高管利用信息優勢牟利成為各國證券法律法規聚焦的重點。2017年中國證監會發布實施經修訂的《上市公司股東、董監高減持股份的若干規定》，旨在加強對高管減持行為的監管，抑制高管過度的短期投機行為，引導他們規范、理性和有序減持。即便如此，在中國證券市場上，高管違規減持的現象仍頻繁見諸公眾視野。比如，在2017年9月，山東墨龍董事長和總經理因違規減持和內幕交易行為受到中國證監會的行政處罰，其濫用信息優勢和控股地位，在重大虧損內幕信息發布前拋售股票，損害市場公平和侵害中小股東利益的行為受到了譴責。

究竟哪些因素影響了高管減持備受學術界關注，已有研究從不同視角進行了探索。已有文獻發現信息優勢是高管減持的重要驅動因素(Huddart and Ke，2007)[23]，他們利用信息優勢擇機減持獲取了超常回報(Piotroski and Roulstone，2005；朱茶芬等，2011)[32][13]，信息優勢強度與超常回報之間存在顯著的正相關性(Barth et al.，2001)[17]。高管不僅是信息優勢的擁有者，還是信息披露的實施者和控制者，對公司信息披露的內容與對內容的解釋擁有自由裁量權。因而，高管可能操控信息披露或控制信息披露的節奏，以獲取減持帶來的高額回報。實證文獻已對此進行驗證，比如高管利用年報語調(曾慶生等，2018)[9]和策略性媒體披露管理(易志高等，2017)[8]在股票高位時減持實現了財富轉移。由此，眾多學者從公司內部控制角度研究了如何抑制高管利用信息優勢進行擇機交易尋租(Ashbaugh-Skaife et al.，2013；陳作華和方紅星，2019)[15][3]；亦有基于分析師跟蹤(Frankel and Li，2004)[20]、問詢函(Dechow et al.，2016)[18]等外部監管機制分析了高管減持的影響機理。盡管學界對高管減持影響因素進行了多方位探索，然而“黑箱”仍未充分打開。

市場風險是市場因素或經濟因素變動引起的，對所有公司均會產生影響，投資者通過多元化投資組合無法分散的風險。現代財務理論表明，市場風險是公司投資決策的重要影響因素，市場風險與投資者要求的回報正相關，會正向影響資本成本，因而市場風險越高，投資決策時的折現率越高，進而導致股價下跌、企業價值下降。可見，市場風險是高管決策的重要依據，是股東財富、高管利益以及企業價值的重要影響因素。盡管市場風險對所有企業均會產生影響，但個體企業對市場因素或經濟因素變動的敏感性存在較大差異，高管對市場因素或經濟因素變動對企業影響的感知相較于外部市場參與者存在信息優勢，這有助于高管選擇有利的時機減持股份。因而，面臨較高的市場風險，理性高管可能會通過減持規避市場風險，也可能會加劇高管減持的擇機性，并帶來較為負面的經濟后果。然而已有文獻多是從多元化(張敏和黃繼承，2009)[10]、公司信息質量(Ma，2017)[26]、內部控制(Ashbaugh-Skaife et al.，2009；方紅星和陳作華，2015)[16][5]以及外部監督水平(陳作華，2014)[4]等視角研究市場風險的影響因素，對于市場風險如何影響高管減持鮮有涉及。

為此，本文利用2006—2018年中國A股上市公司財務數據，對上述問題進行了實證檢驗。研究發現：市場風險與高管減持之間顯著正相關，呈現出風險規避效應；市場風險較高企業的高管在減持股票時有較強的擇機性，存在顯著的擇機性特征；高管減持中的風險規避效應和擇機性特征在非國有企業中更為顯著；進一步研究發現，市場風險較高企業的高管減持顯著地提高了企業的資本成本，降低了企業價值。以上結果表明，市場風險是影響高管減持決策和減持擇機性的重要因素，但影響大小受到企業產權性質的制約；市場風險較高企業的高管減持后會帶來較為負面的經濟后果。由此，對市場因素或經濟因素變動敏感的企業，監管機構應更具針對性地施加監管，防范高管減持時的違規行為。

本文可能的增量貢獻有：第一，首次從市場風險視角探討了高管減持決策及擇機性減持的影響因素，不僅揭示了高管通過減持股票以實現風險轉移，還揭示了風險規避效應會驅動高管擇機性減持以規避可能發生的損失。因而，一方面為監管當局對高管減持監管提供了新的視角，監管當局不僅要從法律法規制定、治理環境與法制環境等方面對高管減持實施監管，還要考慮市場因素或經濟因素變動對高管行為的影響，對市場因素或經濟因素變動較為敏感的企業應施加更具針對性的監管，防范高管減持時的擇機現象；另一方面，有助于打開影響高管減持的“黑箱”，探明驅動高管減持的動機，從而推動學術界對高管交易行為進行全面和深入考察。第二，拓展了市場風險經濟后果研究。現代投資理論表明，市場風險會提升企業權益資本成本，降低企業價值，從而影響高管決策。但大量已有文獻從不同視角研究了市場風險的影響因素，卻鮮有涉及市場風險的經濟后果，本研究探索市場風險對高管減持的影響是對市場風險經濟后果的豐富和拓展，有助于學術界探索宏觀因素對微觀企業和高管行為的影響機理。

二、理論分析與研究假設

在決策理論中，風險既定的情況下，理性個人會選擇能最大化其預期效用的決策行為；或者在預期效用既定的情況下，理性個人會選擇風險最小的決策行為。實際上，理性決策者在決策中會尋求風險與回報的均衡，如果預期回報較高，相應地承擔的風險會越高；反之亦然。對于預期回報既定的情形，理性決策者可以采用多元化策略分散一部分風險。通過多元化策略可以分散的風險，通常是由企業特有因素引起的，僅對特定企業產生影響。然而，在一個經濟體中，存在諸如利率水平、匯率水平、貨幣政策、經濟周期以及通貨膨脹等對所有企業或證券均產生影響的因素，稱之為市場因素或經濟因素。市場因素或經濟因素變動對所有企業均產生的影響無法通過多元化策略分散掉，由此引起的風險被稱為市場風險或系統風險。

高管薪酬受到了市場風險的影響。高管薪酬主要包括現金薪酬、股票和股票期權，是公司與其高管人員之間代理合同的重要組成部分。高管薪酬通常建立在一個或若干個衡量高管努力程度的指標之上，受到公司凈利潤和公司股價的影響。高管努力工作能夠提高公司獲得高回報的概率，但低回報仍然有出現的可能，原因是高管努力工作并不能克服公司所面臨的所有風險。作為風險厭惡者，理性高管面臨的市場風險越高，高管努力工作提升公司獲得高回報的概率越低，薪酬越可能會受到負面影響，相應地預期效用會越低，因此高管會權衡市場風險與回報。

市場因素或經濟因素不確定性會加大高管面臨的基于所持有股票的薪酬風險。具體而言，市場因素或經濟因素變動所產生的風險無法通過多元化投資組合被完全分散掉，對投資者未來獲利性預期的影響具有不確定性，因而投資者會要求更高的投資回報，這將提高企業投資項目的資本成本與折現率，產生負的折現率效應。而負的折現率效應會產生較大的負回報，對投資者影響較大(Pastor and Veronesi，2012；Pastor and Veronesi，2013)[28][29]，將導致股價下跌，從而增加高管面臨的基于所持有股票的薪酬風險。

高管是人力資本的提供者，通過提供專業化的管理來提升企業價值，從而獲取薪酬契約規定的薪酬。由于市場風險會影響企業價值，并影響高管薪酬，而薪酬契約的約束使得高管無法像股東那樣分散施加在薪酬上的市場風險，因而高管對市場風險較為敏感。公司面臨的市場風險越高，風險厭惡的理性高管對基于所持有股票的薪酬會要求更高的溢價。實證研究文獻對此提供了證據支持，比如周澤將等(2018)[12]研究發現，高管承擔的風險越高，要求的薪酬水平越高，存在顯著的薪酬補償效應。對于企業而言，允許高管減持公司股份，從而降低高管承擔的市場風險，能夠緩解高管因厭惡風險而引起的代理沖突(Jensen and Meckling，1976；Holmstrom，1999)[24][22]。對于高管個人而言，他們有動機降低面臨的市場風險，而最直接的方式便是減持無限制的股票，改變與企業價值相關聯的薪酬組合。由此，市場風險越高，高管越可能通過減持所持有的股票實現風險轉移，規避市場風險可能帶來的損失。據此，提出假設：

H1：市場風險越高，高管減持的動機越強，即高管減持時具有顯著的風險規避效應。

高管是私有信息的擁有者，相比公司外部人擁有天然的信息優勢。從內部人交易視角看，他們的信息優勢主要包括估價判斷優勢和未來現金流量預測優勢(Piotroski and Roulstone，2005)[32]。估價判斷優勢是指公司高管能夠更為準確地識別出公司股票價格和基本面價值的偏離程度，而外部投資者可能因對信息反應過度或反應不足而不能對公司股票進行準確定價。高管憑借其獨有的信息和更為專業的知識能夠識別出公司股票價格和基本面價值的偏離程度，相對于外部投資者而言，在估價判斷上具有信息優勢。具有估價判斷優勢的高管，在法律允許的范圍內，有動機利用外部投資者的錯誤定價，大量買入價值性股票或賣出成長性股票，從而獲取超常收益。未來現金流量預測優勢是指高管可以在外部股東及其他市場參與者之前預測到公司未來現金流量的變化，相較于外部投資者能夠更敏銳地觀察到影響未來現金流變化的信號，從而做出更為準確的預測。

高管減持決策是信息優勢的函數(Huddart and Ke，2007)[23]，是估價判斷優勢和未來現金流量預測優勢驅動的結果。不僅如此，因高管對信息披露內容和對披露內容的解釋具有自由裁量權，他們還可能通過操控信息披露進行減持牟利，比如陳晨(2017)[1]研究發現，高管將原可一次披露的信息蓄意拆分成若干次披露以操控信息披露，并在股價進入攀升期控制好消息的披露節奏；易志高等(2017)[8]的實證研究發現，公司利用策略性媒體披露助推股價上升，高管在股價高位時擇機減持以實現財富轉移。Rozeff and Zaman(1998)[34]、朱茶芬等(2011)[13]等學者研究表明公司高管憑借信息優勢在股價攀升至高位時實現精準減持和套現，減持具有明顯的擇機特征。

對于理性高管而言，較高的市場風險會降低股價并影響他們的薪酬，增加薪酬風險。公司市場風險越高，理性高管對基于所持有股票的薪酬會要求更高的溢價，存在顯著的薪酬補償效應(周澤將等，2018)[12]。高管視薪酬為企業對他們自身價值(技能、知識與努力)認可程度的反映，當高管認為薪酬過低時，不公的感覺便會產生(Wade et al.，2006)[35]，將可能經歷認知失調，隨之會通過行為改變或認知改變實現投入(包括精力、執行力、才能與技能等)與產出(包括薪酬、物質獎勵、成長機會等)的公平平衡(Adams，1963)[14]。進而，高管將會采取行動，以恢復薪酬的公平性，而且有較強的意愿實施風險較高的決策行為以彌補過低薪酬帶來的損失(Pepper and Gore，2015)[30]。因而，市場風險越高，高管越可能利用估價判斷優勢和未來現金流量預測優勢，甚至操控信息披露，在股價高位時實施擇機性減持，以補償薪酬損失。據此，提出假設：

H2：相較于市場風險較低的公司，市場風險較高公司的高管減持時擇機性更強。

國有企業高管具有雙重身份，兼具職業經理人和政府官員的特征(楊瑞龍等，2013)[7]，除了經濟利益，政治晉升是國有企業高管的重要政治追求。面臨較高的市場風險時，出于私利考慮，國有企業高管可能選擇出售股票規避風險；但減持尤其是擇機性減持具有較強的負面效應，傳遞出公司未來發展前景不明的信號，會引起社會公眾以及媒體的過度關注，這可能會損害國有企業高管的政治聲譽，阻礙他們的政治晉升。因而，市場風險對國有企業高管減持決策及減持擇機性的影響在上述兩種情況下可能會被抵消掉。相較而言，非國有企業高管的薪酬以及職業晉升高度依賴于他們所供職的企業，市場風險對高管薪酬及職業晉升的影響無法被分散掉。因而，出于避險考慮，非國有企業高管具有更強的減持動機和擇機性。據此，提出假設：

H3：相較于國有企業，非國有企業高管面臨較高的市場風險時，具有較強的減持動機和擇機性。

三、研究設計

(一)樣本選擇與數據來源

本文選擇2003—2018年中國A股上市公司數據作為分析對象，原因在于三個方面：第一，由于度量高管減持后的購買并持有超常回報需要高管交易之后半年的個股日回報及綜合市場日回報數據，而且股票收益動量的度量需要高管交易之前半年的個股日回報及綜合市場日回報數據；第二，在采用單因素模型度量當年市場風險時，需用最小二乘法估計時間跨度為50個月(包括當年12個月及之前38個月)的β系數；第三，滬深交易所自2007年開始，對董事、監事和高級管理人員股份變動的相關信息進行了全面披露。鑒于上述三方面原因，在多元回歸分析中，董事、監事和高級管理人員股份變動涵蓋的期間選定為2007—2017年。本文根據研究需要刪除了以下樣本：(1)金融保險業樣本；(2)樣本期間內曾被特別處理的ST類公司；(3)剔除相關數據缺失樣本。最終得到公司/月份樣本共11568個。

樣本數據均來自CSMAR數據庫和Wind數據庫。為避免離群值的影響，對所有連續變量在1%水平上予以縮尾處理。在回歸分析中，均控制了年度與行業的固定效應；在回歸過程中按照公司代碼進行了cluster處理，以修正回歸標準誤，保證結果穩健；并采用White(1980)方法對異方差進行處理。

(二)變量定義

1.市場風險

借鑒Ashbaugh-Skaife et al.(2009)[16]與方紅星和陳作華(2015)[5]，采用單因素模型(1)測算的年度貝塔系數度量市場風險，該指標數值越大，則公司市場風險越大。

在操作上對(1)式采用最小二乘法估計時間跨度為50個月(包括t年12個月及之前的38個月)的βit系數。具體如下：將樣本股票過去至少36個月的月個股回報率對綜合月市場回報率進行時間序列回歸，得出βit值(Beta)。這里，Rim是指第i只股票考慮現金紅利再投資的月個股回報率，Rmm是指考慮現金紅利再投資的綜合月市場回報率。對于Rmm，在具體檢驗時，將流通市值加權法計算的綜合月市場回報率納入模型(1)回歸得到的βit值，即Beta1，用于主回歸中；將總市值加權法計算的綜合月市場回報率納入模型(1)回歸得到的βit值，即Beta2，用于穩健性檢驗中。

2.高管減持

借鑒Piotroski and Roulstone(2004)[31]，以高管凈減持比率Nsr來衡量高管減持。公式如下：

Soldi,t,m為i公司高管t年m月賣出股票的總股數(或次數)，Purchasedi,t,m為i公司高管t年m月買入股票的總股數(或次數)。Nsri,t,m介于-1和1之間，數值越大，則高管減持股份的占比越大，說明高管股份減持程度越強。Nsr1和Nsr2分別為基于交易總股數和交易次數測度的高管減持。

3.購買并持有超常回報

內部人減持(增持)后如果個股回報率快速下跌(上升)，通常表明內部人利用了私有信息優勢，體現的是交易的擇機性(Kallunki et al.，2018)[25]。依據我國《證券法》，高管買賣本公司股票的反向交易時間不得短于6個月，因而考察內部人交易后6個月的超常回報能夠更好地衡量高管的信息優勢。參考陳作華和方紅星(2019)[3]，采用高管交易后6個月的購買并持有超常回報作為信息優勢的替代變量。

表1 變量定義

采用公式(3)對高管交易后的購買并持有超常回報進行度量：

其中，Rid為個股日回報率，Rmd為基于流通市值加權平均法計算的綜合日市場回報率。高管交易后半年通常有125個交易日，因此，以BHAR125作為高管交易后6個月的購買并持有超常回報。

其他變量的定義見表1。

(三)模型構建

為檢驗假設1和假設2，參考Kallunki et al.(2018)[25]與陳作華和方紅星(2019)[3]，分別構建模型(4)和(5)。

表2 描述性統計(樣本量=11568)

如果假設1成立，則模型(4)中α1應顯著為正；如果假設2成立，則模型(5)中β3應顯著為負。

為檢驗假設3，在模型(4)和(5)的基礎上，基于產權性質進行分組檢驗。

四、實證結果與分析

(一)描述性統計

表2是主要變量的描述性統計結果。高管凈減持比率Nsr1和Nsr2的平均值分別為0.3283和0.3280，中位數均 為1，表明整體而言高管減持多于增持。依據資本資產定價模型，綜合市場的貝塔值應為1，在表2描述性統計中，樣本公司的市場風險Beta1和Beta2的均值分別為1.0794和1.1566，中位數分別為1.0872和1.1542，符合理論預期。高管交易后的購買并持有超常回報BHAR125的均值為0.0398，中位數為-0.0114，表明高管減持后的股票超常回報平均為正，但高管減持后的股票超常回報表現在不到50%的樣本中。

表3 市場風險對高管減持的影響

(二)多元回歸結果

表3中列(1)和列(2)報告了市場風險對高管減持決策影響的OLS多元回歸結果，列(3)和列(4)報告了市場風險對高管減持擇機性影響的OLS多元回歸結果。在列(1)和 列(2)中，市場風險Beta1的系數分別為0.2084和0.2085，t值分別為3.3693和3.3705，均在1%水平下顯著，表明市場風險越高，高管凈減持比率越高，二者之間呈顯著的正相關關系。研究結論初步驗證了H1，表明面臨較高市場風險時，高管越可能實施減持決策。在列(3)和列(4)中，購買并持有超常回報BHAR125的系數均為-0.2190，t值分別為-7.3073和-7.3033，均在1%水平下顯著，表明相對于增持，高管減持時顯著地規避了損失，具有較強的擇機性；Beta1×BHAR125的系數分別是-0.4164和-0.4187，t值分別為3.1987和3.2163，均在1%水平下顯著，表明相對于市場風險較低的公司，市場風險較高公司的高管減持時規避了更多的損失，存在顯著的擇機性，初步驗證了H2。

控制變量方面，股票收益動量Momentum的系數均在1%水平下顯著為正，表明交易前股票回報越高，高管越可能實施反向交易，即減持股份，符合理論預期。股票日回報標準差Retvol的系數均在1%水平下顯著為負，表明交易前股票回報波動性越強，高管減持的可能性越低，與預期不符。原因可能是，股票回報波動性越大越可能引發市場以及監管者的關注，高管因顧忌這一點而審慎減持。公司規模Size的系數顯著為負，表明大規模公司的高管有較強的減持傾向。資產負債率Lev的系數為正，均不顯著，表明公司債務對高管減持未產生顯著影響。凈資產收益率Roe的系數均不顯著，表明公司前期盈利狀況對高管減持未產生顯著影響。賬市比Bm的系數均為負，但不顯著，表明公司價值是否被低估對高管減持未產生顯著影響。上市年限Age的系數均在1%水平下顯著為負，表明公司上市年限越長，高管減持可能性越小，符合預期。機構投資者持股比例Inst的系數顯著為負，表明機構投資者抑制了高管減持，發揮了治理效應，符合理論預期。分析師關注Ana的系數顯著為正，與理論預期不符，原因可能是，在中國這樣的新興資本市場上，受市場環境因素制約、監管缺位和自身利益的驅動等因素影響，證券分析師未能發揮治理功能(張宗新和楊萬成，2016)[11]。

(三)產權性質的影響

為檢驗假設3，依據產權性質，將樣本分為國有企業組和非國有企業組進行分組回歸，回歸結果見表4。依據回歸結果，Beta1的回歸系數在列(1)和列(3)的國有企業組分別是0.0664和0.0657，t值分別為0.4523和0.4478，不顯著；而在列(2)和列(4)的非國有企業組中，Beta1的回歸系數分別為0.2681和0.2684，t值分別為4.1422和4.1475，在1%水平下顯著。Beta1×BHAR125的系數在列(5)和列(7)的國有企業組中不顯著，而在列(6)和列(8)的非國有企業組中均在1%水平下顯著為負。以上結果表明，非國有企業高管面臨較高的市場風險時，具有較強的減持動機和擇機性，假設3得以驗證。

(四)穩健性檢驗

1.內生性問題

前述結論表明，市場風險會驅動高管減持，并加劇其減持的擇機性；不過高管減持尤其是擇機性減持可能會損害市場公平，加劇資本市場波動，從而提升市場風險。換言之，市場風險與高管減持之間可能存在互為因果的內生性問題。本文采用工具變量法與自變量滯后一期方法來緩解市場風險與高管減持之間的內生性問題帶來的影響。(1)工具變量法。本文選擇同年度同行業除本公司外的其他公司的市場風險的平均值Indbeta1作為工具變量，分別采用二階段最小二乘法2SLS與廣義矩估計法GMM進行回歸分析，回歸結果見表5和表6，Beta1的系數以及Beta1×BHAR125的系數未發生實質性改變；(2)自變量滯后一期法。本文將自變量Beta1滯后一期的Lbeta1作為市場風險的替代變量進行回歸分析，回歸結果見表7，Lbeta1的系數都在5%水平下顯著大于0，Lbeta1×BHAR125的系數都在10%水平下顯著小于0。上述結果表明控制了互為因果的內生性問題后高管減持決策中的風險規避效應仍然存在。

表4 市場風險與高管減持：產權性質的影響

2.其他穩健性檢驗

第一，采用Beta2市場風險的替代度量方式。將前述單因素模型(1)中度量的Beta2作為市場風險的代理變量，對模型(5)進行回歸分析，回歸結果見表8中列(1)，Beta2的系數分別為0.2463，t值分別為4.1530，在1%水平下顯著，表明較高的市場風險驅動了高管減持；Beta2×BHAR125的系數分別為-0.4565，t值分別為-3.9068，在1%水平下顯著，表明較高的市場風險會加劇高管減持時的擇機性。

第二，基于結論穩健性考慮，采用高管交易后3個月的購買并持有超常回報BHAR60作為信息優勢的替代變量，同時將Beta2納入模型中來，對模型(5)進行回歸分析，回歸結果見表8中列(2)，同前文一致。

第三，采用高管減持的替代度量Nsaleratio。將高管月份減持金額扣除月份增持金額后的凈減持金額除以交易月份月初的公司市值，作為高管減持的替代變量，并結合Beta2和BHAR60，基于模型(5)進行回歸分析，回歸結果見表8中列(3)，均與前文結果保持一致，表明結論是可靠的。

第四，前文對高管減持的度量均是基于月交易數據，基于穩健性考慮，采用日交易數據重新度量高管減持。其中，Sale為啞變量，當高管在交易日減持時Sale等于1，增持時Sale等于0；Saleratio表示高管減持比率，等于高管在交易日的減持金額除以交易日的公司市值，如果高管在交易日增持，則Saleratio等于增持金額取負值再除以交易日的公司市值。將Sale和Saleratio納入模型(5)進行回歸分析，對Sale為因變量的模型進行Probit回歸。控制變量中Momentum和Retvol分別為交易日前6個月的股票收益動量和股票日回報標準差。回歸結果見表8中列(4)和列(5)，與前文結果均保持一致，表明結論是可靠的。

表5 市場風險對高管減持的影響(2SLS)

表6 市場風險對高管減持的影響(GMM)

表7 市場風險對高管減持的影響(Beta1 滯后1 期)

五、拓展性檢驗：市場風險與高管減持的經濟后果

依據資本資產定價模型與企業估值模型，市場風險越高，投資要求的回報率則越高，企業權益資本成本相應提高，同時企業價值降低。根據信號傳遞理論，高管減持股份傳遞出的是他們對公司未來發展前景持消極態度和信心不足的信號(Myers and Majluf，1984；Gu and Li，2007)[27][21]，投資者將這樣的信號轉化成投資獲利性較低的信息，調低原先對公司經濟前景的樂觀預期，進而索取較高的風險溢價。高管減持本公司股份意味著股權比例的降低，可能加劇代理問題。Jensen and Meckling(1976)[24]將委托代理合同締結后可能發生的損失以及解決委托代理問題發生的成本稱為代理成本，它實質上是由于管理層不是企業完全所有者所導致的。因而，高管擁有的股權比例對代理成本會產生重要影響。當高管持有部分股權時，為實現其效用最大化而獲取的任何收益，都要其他股東付出成本，而高管只需承擔其中的部分成本。而隨著高管股權比例的下降，他們對企業的剩余索取權比例同比下降，這將鼓勵他們以職務消費的形式侵占更多外部股東的利益。同時，股權比例下降將導致高管對價值創造活動的努力隨之下降，高管可能會規避那些能夠帶來正凈現值的風險性投資項目，對可能降低當前業績的研發活動選擇回避。盡管風險性投資項目和研發支出是企業價值創造的重要來源，卻需要高管投入大量時間和精力才能實現，這類價值創造活動所帶來的業績可能會留給繼任者，而高管從價值創造活動中獲得利益只是較小的一部分。因而，高管減持股份將導致資本成本上升與企業價值下降。綜合上述分析，本文預期，市場風險與高管減持的交互影響會顯著提升權益資本成本，降低企業價值。對此，本文做進一步探索。

表8 市場風險對高管減持及擇機性的影響(穩健性檢驗)

(一)權益資本成本

為考察市場風險與高管減持對權益資本成本的影響，構建模型如下：

其中，Coc為權益資本成本；Sell為啞變量，可區分為兩種度量方式Sell1與Sell2，當Nsr1大于0時，Sell1取值為1，否則為0；當Nsr2大于0時，Sell2取值為1，否則為0。在模型(6)中，若Beta1×Sell的系數顯著為正，則將驗證本文預期。

對于Easton(2004)[19]提出的基于市盈率和市盈增長比率衡量的PEG模型，毛新述等(2012)[6]認為該模型度量的權益資本成本能恰當地捕捉各風險因素的影響。在考察市場風險與高管減持對權益資本成本影響的實證檢驗中，PEG模型衡量權益資本成本更契合本文的背景。由此，選擇模型(7)來估計權益資本成本(Coc)。

其中，pt為個股t期的收盤價，epst+1等于分析師預測的t+1期的每股收益的均值，epst+2等于分析師預測的t+2期的每股收益的均值。

表9中列(1)和列(2)報告市場風險與高管減持對權益資本成本影響的實證結果，Beta1×Sell1的系數為0.0169，t值為2.7093，Beta1×Sell2的系數為0.0165，t值為2.6649，均在1%水平下顯著，表明市場風險與高管減持的交互影響會顯著提升權益資本成本。盡管表9中Beta1項回歸系數為負，但Beta1×Sell1的系數為0.0169，Beta1的系數為-0.0106，二者之和為0.0063，沒有改變市場風險與權益資本成本的關系。同時，本文對市場風險與權益資本成本的關系進行了回歸分析(限于篇幅，結果未予報告)，結果發現，Beta1的系數顯著為正，表明市場風險與權益資本成本顯著正相關，二者的關系符合資本資產定價模型和估值模型。列(3)和列(4)是對市場風險與高管減持的交互影響會顯著提升權益資本成本這一結論的穩健性檢驗，實證結果與列(1)和列(2)的結果保持一致。

(二)企業價值

為檢驗高管減持決策中的風險規避效應對企業價值的影響，將模型(5)中的被解釋變量替換為企業價值變量Tobins’Q進行多元回歸，其中Tobins’Q取t+1年期初數值。結果(見表10)顯示，Beta1×Sell1的系數為-0.3426，t值為-2.0192，Beta1×Sell2的系數為-0.3506，t值為-2.0701，均在5%水平想下顯著，表明高管減持強化了市場風險與企業價值之間的負相關關系。列(3)和列(4)是對這一結論的穩健性檢驗，實證結果與列(1)和列(2)的結果保持一致。

六、結論與建議

現代財務理論表明，市場風險是高管決策的重要依據，是股東財富、高管利益以及企業價值的重要影響因素，對高管減持決策可能會產生重要影響。本文利用2006—2018年中國A股上市公司財務數據進行實證檢驗后發現：市場風險與高管凈減持比率之間顯著正相關，高管減持中呈現出風險規避效應；市場風險較高企業的高管在減持股票時有較強的擇機性，規避了可能發生的損失；高管減持中的風險規避效應和擇機性在非國有企業中更為顯著；進一步研究發現，市場風險較高企業的高管減持顯著地提高了企業的資本成本，降低了企業價值。上述結果表明，市場風險是影響高管減持決策的重要因素，影響大小受到企業產權性質的制約；市場風險較高企業的高管減持后帶來了較為負面的經濟后果。

表9 市場風險與高管減持對權益資本成本的影響

鑒于企業高管相對于外部人擁有較大的信息優勢，監管機構已針對董事、監事和高級管理人員減持股份出臺了一系列監管法規，目的在于維護市場公平和保護中小投資者利益。基于上述研究發現，本文提出如下政策建議：一是監管當局不僅要從法律法規制定、治理環境與法制環境等方面完善對高管減持的監管，還要考慮市場因素、經濟因素等宏觀因素變動對高管行為的影響，對市場因素或經濟因素變動較為敏感的企業實施更具針對性的監管，防范高管減持時的擇機現象，以維護資本市場的公平、公正；二是在市場不確定性或經濟不確定性較大的時期，政府應當及時介入，通過積極的稅收政策、補貼政策、貨幣政策等合理應對，以降低企業面臨的市場風險，進而降低企業在應對市場風險時可能產生的負面后果；三是政府應盡可能保持宏觀經濟政策的穩定性，降低宏觀經濟政策不確定可能給企業帶來的市場風險和沖擊，以穩定高管預期，保證高管決策行為的連續性和穩定性。

表10 市場風險與高管減持對企業價值的影響