董秘券商經歷與企業內部人減持

代昀昊 安錚 王礫

(1.華中科技大學經濟學院，湖北 武漢 430074；2.中南財經政法大學政府會計研究所/社會科學研究院，湖北 武漢 430073)

一、引言

自2006年起，新修訂的《公司法》允許公司內部人(董事、監事、高級管理人員)在二級市場交易公司股票。與此同時，A股市場不斷掀起的減持潮由于頻繁發生違規問題，引起了監管當局、實務界和學術界的廣泛關注。盡管內部人的減持行為可能是出于流動性需求和資產管理等常規原因(徐昭，2014)[42]，但也有諸多研究發現，企業內部人由于具有提前獲知信息、研判形勢的能力，在買賣公司股票時往往會利用自身信息優勢以獲取收益(朱茶芬等，2011；易志高等，2017)[49][46]，甚至進行選擇性披露以最大化私利(Cheng and Lo，2006；曾慶生等，2018)[4][47]。內部人減持會導致股價崩盤風險(易志高等，2017；孫淑偉等，2017)[46][38]，并加劇股價不確定性(吳戰篪和李曉龍，2015)[39]，威脅著廣大外部投資者的利益，長期受到監管部門高度重視和約束。2017年，證監會發布《上市公司股東、董監高減持股份的若干規定》，進一步規范了減持方式并完善了減持信息披露制度。如何從公司內部治理的角度來約束內部人的減持行為，仍然值得探討。

董事會秘書作為公司高級管理團隊的一員，與公司其他內部人相比，受到的關注相對較少。該職在中國的出現及發展不過20余年，2005年修訂的《公司法》從立法的高度將董事會秘書界定為公司高級管理人員。與常規的公司秘書相比，董事會秘書最具有特色且重要的職能在于信息披露和投資者關系管理。董事會秘書作為公司對外溝通的橋梁，除對外披露各種定期和臨時公告外，還需要出席券商策略會、接待投資機構的電話訪談和現場調研，與投資者關系密切。然而，本是被寄予提高公司信息透明度希望的董事會秘書，卻在部分信息披露事件中扮演著不光彩的角色。例如，2020年11月美年健康(股票代碼002044)董秘被指與國信證券分析師勾結，使后者在研報中暗示不實信息。

理論上，具有券商經歷的董秘對企業內部人減持可能存在截然相反的效應：一方面，董秘的券商經歷使其有著良好的投資者人脈積累和專業素養，能夠更好地進行信息披露，降低信息不對稱性，從而降低內部人通過減持獲利的概率，減少內部人減持行為；另一方面，具有券商經歷的董秘可能對投資者進行選擇性甚至不實的信息披露，該類董秘熟悉資本運作，能夠更好地逃避或規避監管。同時，董秘與投資者常常通過實地調研、走訪交流等非正式渠道進行溝通，這種“軟”信息事后難以追究(Bertomeu and Marinovic，2016)[2]，從而給內部人更大的操作空間，導致更多的內部人減持。

基于上述理論和現實問題，本文選取我國2004―2019年A股上市公司為樣本，研究有券商經歷的董秘對企業內部人減持的影響。研究結果發現上市公司聘任有券商經歷的董秘會增加內部人減持行為，該結論在進一步使用傾向得分匹配(PSM)和Heckman兩步法以緩解內生性問題后仍然成立。為驗證有券商經歷的董秘對內部人減持的影響機制，本文發現具有券商經歷的董秘相反會導致企業具有較低的信息披露質量，且增加了分析師在盈利預測時的樂觀程度，從而為企業內部人減持創造了空間。此外，對于董事會規模較小、CEO兼任董事長、董監高持股規模較大以及非國有產權的企業而言，有券商經歷的董秘(以下簡稱券商經歷董秘)對于內部人減持的促進作用更為顯著。

本文主要貢獻體現在以下兩方面。第一，豐富了高層梯隊理論領域的文獻。自Hambrick and Mason(1984)[10]提出高層梯隊理論以來，許多學者研究了公司高管的人口背景特征(如年齡、性別、任期、教育、職業經歷等)對公司戰略決策及治理效果的影響。但董事會秘書作為中國特有的高管職位，相比CEO、CFO等核心高管，沒有受到應有的關注。國內現有關于董事會秘書的文獻，大多關注董秘的性別、持股、兼任(林長泉等，2016；周開國等，2011；毛新述等，2013)[34][51][36]對其職能發揮的影響，對于其任職經歷的研究還較為罕見。本文從董秘作為企業內部高管的角度出發，探究其券商從業經歷對于企業內部人減持的影響，進一步豐富了董事會秘書這一職位的高層梯隊理論文獻。

第二，為企業內部人減持因素提供了新視角。已有文獻從企業內部治理角度對企業內部人減持的影響因素進行了分析，如陳作華和方紅星(2019)[25]探究內部控制質量對內部人機會主義減持的治理效應；朱茶芬等(2011)[50]和蔡寧(2012)[22]把目光聚焦在上市公司大股東減持行為，并考察了大股東減持的擇時行為及其市場反應。本文擬從董秘的券商經歷對企業內部人減持的影響因素提供新的補充。盡管CEO、CFO等核心內部人也會參與信息披露，但主要通過官方正式渠道，董事會秘書與投資者的溝通卻包含非正式的軟信息渠道，這種信息披露方式更難以被相關部門監管，從而可能為以減持套利為目的的策略性披露滋生空間。董秘行為應受到更多的規范約束與外部監督，本文為該方面政策提供了一定的證據支撐。

二、文獻綜述與研究假設

(一)董事會秘書的制度背景

董事會秘書是中國公司治理制度下的特色職位，概念起源于西方國家的“company secretary”，即“公司秘書”。該職位在中國出現及發展的20余年里，制度適用對象經歷了三大階段的變遷。第一階段：境外上市的外資股。董事會秘書一詞最早出現在國務院1994年8月頒布的《關于股份有限公司境外募集股份及上市的特別規定》，其中第15條規定董秘為公司高級管理人員。同月頒布了《到境外上市公司章程必備條款》，單獨將董秘列為一章，進一步明確了“公司設董事會秘書”“董事會秘書為公司高級管理人員”。第二階段：境內上市的外資股。1996年《關于B股上市公司設立董事會秘書的暫行規定》發布，要求所有B股上市公司必須配備董秘。第三階段：境內上市內資股。1997年發布《上市公司章程指引》，至此，中國所有上市公司都必須設立董秘，董秘制度在我國全面建立。2005年修訂的《公司法》第一百二十四條及第二百一十七條從立法高度規定上市公司必須設立董秘、董秘為公司高級管理人員。

中國的董事會秘書與國外的公司秘書相比，雖然都承擔著協調董事會和高管、管理文件資料、督促規范運作等職責，但董事會秘書最重要且具特色的職責是負責處理公司信息披露事務和協調公司與投資者之間的關系。上交所與深交所的《股票上市規則》(2004修訂版)均對這點進行了強調。龐雜的工作內容要求董秘具備復合的知識體系，相關規定也對董秘資質進行了硬性要求，如《境外上市公司董事會秘書工作指引》(1999)規定董秘須具備3年以上從事金融或財務審計、工商管理或法律等方面的工作經歷。因此，越來越多的上市公司選擇聘任具有券商從業經歷的人士作為公司的董事會秘書。圖1簡單列示了券商經歷董秘的樣本在各年度的占比情況，可以看到聘任券商經歷董秘的上市公司占比在樣本區間內呈上升態勢，從2004年的2.51%逐漸上升到了2019年的6.82%，而券商經歷董秘在本文全樣本中的占比為3.89%。

圖1 2004―2019年聘任券商經歷董秘的上市公司占比

根據“高層梯隊理論”(Hambrick and Mason，1984)[10]，公司高管的背景特征，如年齡、性別、任期、教育、職業經歷等，會影響他們的行為決策，進而影響公司行為和績效(Hambrick and Fukutomi，1991)[11]。現存與董事會秘書相關的文獻大多是圍繞其信息披露這一職能的發揮效果展開探討，例如：周開國等(2011)[51]發現董秘持股由于降低了董秘的獨立性，增加了“內部人控制”問題，從而會降低信息披露質量；林長泉等(2016)[34]研究表明董秘性別是影響信息披露質量的重要因素，在大公司中女性董秘會顯著降低信息披露質量，這可能是由于性別上的“孤立無援”導致女性董秘的權力被壓制；姜付秀等(2016；2016)[29][30]發現擁有財務經歷的董秘由于具備更高的專業能力，能提升公司盈余信息含量和緩解企業融資約束，且董秘專業素質及學歷越高，發揮的作用越大；Xing et al.(2019)[20]研究表明，公司盈余預測質量與董秘的知識素養、國外經歷、角色二元性、股權持有正相關，與政治聯系負相關，并且董秘持股可以降低公司的訴訟風險。

(二)內部人減持的動機及后果

2006年生效的新《公司法》開始有限制地允許公司內部人在二級市場買賣本公司的股票，“公司董事、監事、高級管理人員在任職期間每年轉讓不超過其所持有本公司股份總數的25%的股份”。然而，近年來A股“減持潮”頻繁來襲，內部人違規減持更是屢禁不止。僅2015年上半年就有40余家公司出現違規減持，涉事公司包括依米康(股票代碼300249)、金力泰(股票代碼300225)、天虹商場(股票代碼002419)等。2017年，格力電器(股票代碼000651)某董事通過違規減持獲利兩百余萬人民幣，受到證監局嚴厲處罰。

內部人憑借私有信息優勢，會選擇在企業披露壞消息之前進行減持(Agrawal and Cooper，2015；Lin et al.，2020)[1][16]。由于內部人的機會主義減持行為可能反映了對壞消息的隱藏或好消息的捏造，使得股價不確定性大幅上升(吳戰篪和李曉龍，2015)[39]，從而會導致較大的股價波動(Chiang et al.，2017)[7]以及股價崩盤風險(易志高等，2017；孫淑偉等，2019)[46][38]。內部人的機會主義減持嚴重侵害了廣大投資者利益，扭曲了企業正常的生產經營活動，阻礙了資本市場的健康發展。

(三)研究假設

Hambrick and Mason(1984)[10]的高層梯隊理論認為，由于內外部環境的復雜性，公司高管難以對全局有完善的認知，因此高管的個人背景特征會影響其行為決策，如年齡、性別、任期、教育、職業經歷等。董秘的券商經歷作為其重要的職業經歷，通常會從信息披露和人際網絡兩種作用機制對其在上市公司中的職能產生影響(Hope et al.，2021)[12]，進而會對企業內部人減持產生潛在影響。

一方面，信息披露是聯接上市公司和資本市場投資者的重要紐帶(曾穎和陸正飛，2006)[48]。作為證券分析師，其會通過電話會議等方式敦促其覆蓋標的公司披露信息(Lang and Lundholm，1993；Chapman and Green，2018)[15][5]，并進行盈利預測，是公司信息披露的主要需求方之一。而當證券分析師被上市公司聘用為董事會秘書后，職業的轉換會使其從信息披露的資深“使用者”變成“提供方”(Ramnath et al.，2008)[18]。相較于其他董秘，券商經歷董秘對于信息披露質量以及資本市場上對信息的需求可能會有更深的理解，從而能夠更好地披露信息，降低外界獲取公司有效信息的成本。這對于企業內部人減持行為可能存在一定的抑制作用。

另一方面，與機構分析師和賣方分析師互動并培養密切關系是董秘的重要職能組成(Kirk and Vincent，2014；Brown et al.，2019)[14][3]。相比其他董秘，券商經歷董秘有著更廣泛的人脈積累，很可能已與其他分析師和基金經理建立了社交關系。由于分析師和機構投資者的關注對于公司治理有一定的促進作用(Yu，2008；Chen et al.，2015；代昀昊，2018)[21][6][26]，券商經歷董秘在履行職能時，可以利用該人際網絡吸引更多的分析師和機構投資者關注，從而減少企業內部人的減持行為。

綜合以上分析，券商經歷董秘能夠更好地搭建起公司與投資者間的橋梁，提升信息披露質量。同時，券商經歷董秘能夠提高分析師等外部關注，從而進一步降低信息不透明度(潘越等，2011)[37]。信息不對稱問題的緩解，降低了內部人通過信息優勢減持獲利的概率，繼而抑制內部人的減持行為。基于此，本文提出假說：

H1a：在其他條件一定時，聘任券商經歷董秘會減少內部人減持行為。

與此同時，券商經歷董秘本身作為公司高管，掌握著公司內部信息，可能也會參與內部人減持或輔助其他內部人減持。盡管券商經歷董秘能夠提高信息披露質量，但便于傳遞真實有效信息的同時，也同樣便于進行策略性披露，以達到內部人減持獲利的目的。相比定期公告、財務指標這類“硬信息”，董秘與投資者的溝通交流常常是通過實地調研、走訪交流這類“軟信息”渠道。表1列示了硬信息和軟信息的區別(徐忠和鄒傳偉，2010；劉江會和朱敏，2015)[43][32]，軟信息的信息含量相比硬信息較低，可靠性也較差，事后難以被驗證和追究(Bertomeu and Marinovic，2016)[2]，從而給內部人更大的操作空間(Solomon，2012)[19]，導致更多的內部人減持。

表1 硬信息與軟信息的區別

同時，券商經歷董秘可能利用其人際網絡之便，勾結分析師并操控研報語句，以實現減持套利的最終目的。由此，本文提出對立假說：

H1b：在其他條件一定時，聘任券商經歷董秘會增加內部人減持行為。

三、研究設計

(一)數據來源與樣本篩選

本文選擇2004―2019年滬深兩市A股上市公司作為初始研究樣本，通過手工收集的方法獲得券商經歷的董事會秘書數據。以2004年作為樣本起始年份，是由于CSMAR數據庫的產權性質數據始于2003年，且相對于被解釋變量和解釋變量，控制變量需取滯后一期。對于內部人減持數據，本文參考曾慶生等(2018)[47]及羅宏和黃婉(2020)[31]的方法，將同一上市公司的董監高在二級市場的股票減持行為在年度層面進行加總，并進行以下處理：(1)剔除股份變動為增項的樣本；(2)只保留持股變動原因為“大宗交易”“競價交易”“協議轉讓”和“二級市場買賣”的樣本，最終得到內部人的減持股數及減持金額。

接著，本文將董秘券商經歷數據、內部人減持數據以及上市公司的其他財務、公司特征數據進行公司-年度層面的合并，同時進行以下處理：(1)剔除金融行業上市公司樣本；(2)剔除數據缺失的樣本；(3)為避免極端值的影響，對所有連續變量在1%和99%水平上進行縮尾處理。本文研究使用的所有初始數據均來自CSMAR和WIND數據庫。

(二)變量定義

1.內部人減持

參考孫淑偉等(2019)[38]、曾慶生等(2018)[47]以及羅宏和黃婉(2020)[31]的做法，本文將上市公司內部人(董事、監事和高級管理人員)的每一筆減持交易在同一公司年度層面進行匯總，計算得到合計的內部人減持股數(Sellvol)和減持金額(Sellamt)。此外，本文還將企業在當年的內部人是否減持、減持次數、減持股數占總股本的百分比、減持金額占總市值的百分比作為衡量內部人減持的替代性指標進行穩健性檢驗。

2.董秘券商經歷

本文從CSMAR數據庫獲取樣本區間內所有董秘的個人特征文件，再根據文件中的簡歷信息并參考中國證券業協會官網公示的從業人員基本信息，通過手工整理的方法，判斷其是否曾在券商任職(只關注是否在券商任職，在非券商公司的證券部工作不算在內)。構造衡量董秘是否具有券商經歷的虛擬變量BrkExp，若公司當年在職董秘具有券商從業經歷則取1，否則取0。

3.控制變量

控制變量方面，參考已有文獻，本文控制了公司規模Size、資產負債率Lev、凈資產收益率ROE、第一大股東持股比例Firsth、產權性質SOE、管理層持股Msh、成長機會Tobinq、股票交易量Volume、股票日收益率標準差Volaty、股票市盈率PE等潛在影響內部人減持的因素。此外，本文在內生性檢驗中的Heckman兩步法引入公司所在省份券商營業部數量Branch；在異質性檢驗中進一步引入董事會規模Scale、二職合一Dual和董監高持股規模Hold。

上述變量的定義如表2所示。

表2 變量定義

(三)模型設定

為檢驗董秘券商經歷對內部人減持的影響，本文借鑒姜付秀等(2016)[30]、何賢杰等(2014)[27]以及羅宏和黃婉(2020)[31]的做法，建立如下模型進行回歸分析：

Salesi,t=α+β×BrkExpi,t+φ×Xi,t-1+δi+σt+εi,t(1)

其中，i和t分別表示企業和時間。因變量Sales為企業內部人減持，具體使用企業年度合計的內部人減持股數(Sellvol)和減持金額(Sellamt)進行衡量。BrkExp為表示董秘是否具有券商經歷的虛擬變量，若上市公司當年在職董秘擁有券商工作經歷則取值為1，否則為0。參考已有文獻(何賢杰等，2014；姜付秀等，2016)[27][30]，本文還控制了公司規模Size、資產負債率Lev、凈資產收益率ROE、第一大股東持股比例Firsth、產權性質SOE、管理層持股Msh、成長機會Tobinq、股票交易量Volume、股票日收益率標準差Volaty和股票市盈率PE。同時，本文還控制了行業固定效應δi和時間固定效應σt。這里主要關注BrkExp的回歸系數，若β顯著為正，則表明上市公司聘任具有券商經歷的董事會秘書會增加內部人減持的發生；若β顯著為負，則表明上市公司聘任具有券商經歷的董事會秘書會減少內部人減持的發生。

(四)描述性統計

表3報告了本文所使用的主要變量的描述性統計結果，并在表4根據董秘是否具有券商經歷對全樣本進行劃分，以初步觀察聘任與未聘任券商經歷董秘的上市公司的特征差異。從表3可以看出，聘任具有券商經歷董秘的樣本占全樣本的3.9%。關于內部人的減持行為，減持股數(Sellvol)的最小值為0，最大值為16.94；減持金額(Sellamt)的最小值為0，最大值為19.55，與羅宏和黃婉(2020)[31]的描述相近；減持股數與減持金額的標準差分別為5.439和6.556，表明我國上市公司內部人減持的交易行為依然比較嚴重，且不同上市公司間的差異較大。進一步從表4可以看出，相比BrkExp=0組的樣本，BrkExp=1組的樣本公司內部人減持行為更嚴重，其減持股數的均值為4.424，減持金額的均值為5.380，分組樣本間差異均在1%水平下顯著。

表3 描述性統計結果

表4 分組比較

其他控制變量的統計結果與已有文獻基本一致。初步觀察表4可以發現，BrkExp=1組的樣本公司規模更大、第一大股東持股比例更低、國有企業占比更高、管理層持股企業占比更高、股票交易量更大。

四、實證結果與分析

(一)主要回歸結果

本文通過估計模型(1)檢驗董秘券商經歷對企業內部人減持的影響。表5報告了回歸結果，其中BrkExp是本文關心的主要變量。第(1)(2)列估計了董秘券商經歷對企業內部人減持的基本影響，BrkExp的回歸系數估計值分別為0.919和1.113，均在1%水平下顯著為正，表明聘任具有券商經歷董秘的上市公司的內部人在減持股數和減持金額方面均有顯著上升。本文在第(3)(4)列加入了一系列控制變量，BrkExp的回歸系數估計值為0.536和0.655，仍然在1%水平下顯著為正。

表5 主回歸結果

從經濟含義(解釋變量1單位變動對被解釋變量均值的影響)看，考慮到全樣本的內部人減持股數和減持金額對數化后的平均值分別為3.193、3.912，后兩列的系數表明聘任券商經歷董秘使得內部人在減持股數和減持金額上平均分別增加了約16.79%(0.536/3.193=0.1679)和16.74%，具有較高的經濟顯著性。以上結果表明，聘任具有券商從業經歷的董事會秘書會顯著增加企業內部人的減持行為，支持了假設H1b。

從控制變量看，Size和ROE的系數均顯著為正，表明企業規模越大、凈資產收益率越高，企業內部人更可能發生減持行為。Lev和Firsth的系數顯著為負，表明企業的資產負債率越高或第一大股東持股比例越高，內部人減持的概率越低。SOE的系數顯著為負，表明國有企業內部人更不會通過減持行為獲利。Msh的系數顯著為正，表明管理層持股會提高內部人減持概率。Volume、Volaty和PE的系數顯著為負，表明股票交易量、收益率波動和市盈率較小時，內部人更可能進行減持行為。

(二)內生性檢驗

雖然上述回歸結果表明具有券商經歷的董事會秘書與內部人減持行為之間存在顯著正相關關系，但該結果仍然受到內生性問題的威脅。例如，內部人減持行為更嚴重的公司更傾向于聘任券商經歷董秘。另一個主要的擔憂是，對于上市公司來說，是否聘任券商經歷董秘的選擇可能是非隨機的，這可能會導致自選擇偏誤。因此，本文采用傾向得分匹配(PSM)和Heckman兩步法，來試圖緩解內生性問題。

1.傾向得分匹配(PSM)估計

由表4可以看出，BrkExp=0或BrkExp=1的兩組樣本在企業規模、第一大股東持股比例、產權性質、管理層持股、股票交易量等諸多特征上存在系統性的顯著差異。為避免這些差異對上述研究結果產生影響，采用傾向得分匹配(PSM)，對BrkExp=1的樣本組匹配相應的對照組樣本。傾向得分匹配可以使兩組在公司特征上較為相似，若回歸結果仍然顯示兩組的內部人減持數據差異顯著，則這種差異很有可能是券商經歷董秘帶來的。

具體來說，本文采用Logit模型，對實驗組樣本分別進行1:1的無放回最優臨近匹配和1:3的有放回最優臨近匹配，分別得到1666個和3032個企業-年度觀測值。匹配后的平衡性檢驗結果如表6所示，可以看到所有控制變量的平均值都沒有顯著差異，表明PSM成功緩解了實驗組和對照組之間的公司特征差異。基于匹配后樣本的回歸結果如表7所示，BrkExp的系數依然在5%和1%水平下顯著為正，表明在控制了潛在內生性后，聘任券商經歷董秘會增加上市公司內部人減持行為的發生。

表6 匹配后的平衡性檢驗

表7 PSM 回歸結果

2.Heckman兩步法

上市公司是否聘任具有券商經歷董事會秘書的這一選擇可能是非隨機的，且與某些難以觀察的公司特征相關，從而導致自選擇偏誤的產生。為緩解這種擔憂，本文進一步引入Heckman兩步法。在第一階段，本文構建了一個Probit模型來估計企業聘用券商經歷董秘的概率。考慮到Heckman模型需要一個外生變量，這個外生變量與上市公司聘任券商經歷董秘的傾向有關，而與內部人減持行為無關。本文使用上市公司所在省份的券商營業部數量Branch來滿足以上需求。因為公司所在地的券商營業部越多，公司越容易招聘到具有券商從業經歷的董事會秘書，而券商營業部數量與內部人減持行為是不太可能相關的。

具體來說，表8第(1)列顯示Branch在10%水平下顯著，證明了該外生變量的有效性。接著，將第一階段產生的逆米爾斯比率(IMR)包含在第二階段回歸中，以控制潛在的自選擇偏誤，回歸結果如表8右側兩列所示。結果顯示，BrkExp的系數仍然為正且在1%水平下顯著，從而表明在控制了潛在自選擇影響后，結論仍然一致。

表8 Heckman 兩階段回歸結果

(三)影響機制檢驗

以上結果表明，聘任券商經歷董秘確實會對企業內部人減持起到促進作用。根據已有文獻，董秘常用的“軟”信息披露渠道，可能會降低信息披露質量(Bertomeu and Marinovic，2016；徐忠和鄒傳偉，2010；劉江會和朱敏，2015)[2][43][32]，從而為內部人減持套利提供空間。多則新聞報道也揭示了董秘與證券分析師間的利益勾結行為，因此，本文主要從信息披露和人際網絡兩個維度對這些潛在的影響機制進行分析檢驗。本部分新引入數據均來自CSMAR。

董秘可能會通過與投資者之間的“軟”信息交流，進行策略性披露或暗示不實信息，降低公司信息披露的可靠性。同時，因該類信息難以被事后驗證和追究(Bertomeu and Marinovic，2016)[2]，從而為內部人提供了更大的操作空間(Solomon，2012)[19]。參考曾穎和陸正飛(2006)[48]、辛清泉等(2014)[45]，本文使用盈余管理來衡量公司的信息披露質量。使用修正的Jones模型計算盈余管理程度，把盈余管理的絕對值|DA|作為衡量信息披露水平的指標，|DA|越大，表明公司的信息質量越差。回歸結果如表9第(1)列所示，BrkExp的系數在10%水平下顯著為正，說明聘任券商經歷董秘提高了公司的盈余操縱水平，降低了信息披露質量。

此外，券商經歷董秘也可能利用其人際網絡，與其他分析師合謀，通過向市場傳遞選擇性信息以實現減持套利。此處，利用分析師的樂觀偏差程度來衡量這種合謀行為發生的可能性。分析師需要與投資機構、上市公司等多方保持友好關系，常常難以在各種利益關系的旋渦中保持獨立(吳超鵬等，2013)[40]。眾多研究表明，分析師的盈余預測和股票評級具有顯著的樂觀傾向(Mola and Guidolin，2008；曹勝和朱紅軍，2011)[17][24]，這可能是出于對壞消息的忽視或隱瞞。由于分析師預測能夠有效影響股價走勢，其樂觀偏差會導致股票高估，為內部人減持套利提供空間。參考許年行等(2012)[44]，構建分析師樂觀偏差指標Opt：

其中，Fi,j,t為分析師j在第t年對公司i每股收益的預測值，Ai,t為公司i在第t年每股收益的實際值，Pi,t為公司i在第t年的年開盤價。本文使用樂觀偏差程度(Opt)和是否存在樂觀偏差(Optdum)作為因變量，并在公司-年-分析師層面進行回歸檢驗，表9第(2)(3)列報告了該回歸結果，BrkExp的回歸系數均在1%水平下為顯著正，表明聘任券商經歷董秘增大了分析師的樂觀偏差程度和發布樂觀預測的概率。

(四)異質性檢驗

公司治理不善是公司內幕交易發生的根本原因之一(凌玲和方軍雄，2014)[35]。董監高是公司治理的重要主體，其監督與決策行為影響著公司的內部控制水平和信息披露質量；而產權性質作為重要的公司特征，同樣會影響公司治理水平(劉啟亮等，2012)[33]。公司的治理主體特征和產權特征共同影響了內幕交易的嚴重程度，因此，本文將從這兩個方面檢驗券商經歷董秘對企業內部人減持行為影響的異質性，并試圖給出相關解釋。

1.治理主體特征

董事會作為聯結公司所有者與管理層的重要紐帶，對公司運作負最終責任，其治理效率直接關系到經營績效和股東利益。Dalton et al.(1999)[8]研究發現較大的董事會規模能顯著促進公司績效，這可能是由于大規模董事會能實現董事成員間的能力互補，并能更好地協同利益關系，不易被某一勢力左右。基于此，本文構建董事會規模變量Scale，若公司的董事會規模大于當年所有樣本董事會規模的中位數，則取值為1，否則為0。回歸結果如表10的Panel A所示，董事會規模較小的企業樣本組內部人減持行為顯著高于規模較大組，且減持股數和減持金額都在5%水平下顯著。

關于董事會特征的另一個討論點在于其領導結構，即董事長是否兼任總經理(CEO duality)。兩職合一意味著CEO需要自我約束，這與CEO的自利性相違背，從而導致基于所有者利益的監督動機顯著不足，公司信息披露質量顯著下降(王斌和梁欣欣，2008)[41]。因此，本文預計存在兩職合一的上市公司更容易發生內部人減持。構建兩職合一變量Dual，若CEO兼任董事長則取值為1，否則為0。回歸結果如表10的Panel B所示，存在兩職兼任情況的企業內部人減持顯著嚴重于非兼任企業，且在1%水平下顯著。

此外，內部人的減持動機可能會因為其持股比例的增加而得到強化。Cheng and Lo(2006)[4]和易志高等(2017)[46]研究發現，內部人持有的股票市值較高時，更可能通過減持股票來謀取私利。諸多研究表明，管理層持股比例與信息披露質量成反比(Eng and Mak，2003；張馨藝等，2012)[9][53]，加大了知情交易概率(蔡慶豐等，2013)[23]。這可能是由于持有本公司股份降低了管理層的獨立性，增加了“內部人控制”問題(周開國等，2011)[51]。因此，基于上市公司的年度董監高持股規模，構建內部人持股變量Hold，若公司的董監高持股規模大于同年所有樣本持股規模的中位數則取值為1，否則為0。回歸結果如表10的Panel C所示，無論是減持股數或減持金額，券商經歷董秘對企業內部人持股比例較高的樣本組影響更為顯著，BrkExp的系數在1%水平下顯著為正。

2.產權特征

企業內部人的減持動機在不同產權性質的企業環境下可能存在差異。Jiang et al.(2010)[13]發現，相較于民營企業，國有企業內部人通過自我交易(self-dealing)或隧道行為(tunneling)謀取私利的動機相對較弱。曾慶生等(2018)[47]也發現，非國有企業的內部人更傾向于在積極語調的年報披露后進行“口是心非”的減持行為以謀利。這可能是由于國有企業的內部人受到較強的政治聲譽受損風險的約束(陳作華和方紅星，2019)[25]。因此，本文構造產權性質變量SOE，若上市公司為國有企業則取值為1，否則為0。表10的Panel D報告了回歸結果，國有企業的BrkExp系數均不顯著，而非國有企業的BrkExp系數均在5%水平下顯著，表明在非國有企業中，聘任券商經歷董秘會加劇內部人的減持行為。

(五)穩健性檢驗

為保證結論的穩健性，本文對主要結果進行穩健性檢驗。首先，參考現羅宏和黃婉(2020)[31]的做法，替換衡量企業內部人減持行為的指標，使用企業內部人當年是否減持(Sell_Dum)、減持次數(Sell_Freq)、減持股數占總股本的百分比(Sellvol_Pct)和減持金額占總市值的百分比(Sellamt_Pct)作為因變量對模型(1)重新進行回歸。其中，由于百分比指標取值區間為[0,1]，本文采用Tobit模型進行回歸。表11的Panel A報告了該回歸結果，其中BrkExp的回歸系數均顯著為正，結論一致。

其次，張程等(2020)[52]利用中國證監會于2017年5月修訂并實施的“減持新規”作為研究場景，發現“減持新規”所帶來的“事前披露”能夠抑制董監高減持交易的獲利能力。為了排除“減持新規”對本文結果的影響，剔除了2017年之后的樣本，并重新對模型(1)進行回歸，結果如表11的Panel B所示，結論仍然一致。在未報告的結果中，本文還基于2006年的新《公司法》以及2017年的“減持新規”對樣本區間進行了分段檢驗，結果顯示董秘券商經歷對企業內部人減持的影響在2006年之后更為顯著，且在2017年“減持新規”出臺后并未得到顯著抑制，這表明對于企業管理層特征與內部人減持之間的關系仍然需要得到監管部門的重視。

表11 穩健性檢驗

最后，黃俊威(2020)[28]發現我國融資融券制度的實施能夠顯著抑制內部人的減持行為，是一種有效應對內部人減持的市場化治理機制。為了控制融資融券制度對本文結論的影響，引入融資融券標的虛擬變量(Short)作為控制變量，重新對模型(1)進行回歸。表11的Panel C報告了該結果，在控制了融資融券變量之后，BrkExp的系數仍顯著為正。

總體而言，上述結果表明聘任券商經歷董秘對企業內部人減持的促進作用是穩健的。

五、結論與啟示

本文研究了聘任券商經歷董事會秘書對中國上市公司內部人減持行為的影響。研究結果表明，券商經歷董秘會顯著提升企業內部人的減持行為，同時券商經歷董秘降低了企業的信息披露質量，增加了分析師在預測時的樂觀偏差，可能存在一定的“合謀”行為，從而為企業內部人減持創造了一定空間。本文探究了董事會秘書的券商從業經歷如何影響影響其行為，豐富了高層梯隊理論領域的文獻，同時從公司內部治理角度擴充了內部人減持的影響因素。

盡管監管當局正持續努力加強信息披露監管，提高上市公司信息透明度，以降低信息不對稱性，保護廣大投資者的合法利益，但內部人的違規減持行為還是屢見不鮮。隨著董秘職業地位的日益提升，越來越多的券商從業人員選擇上市公司董秘作為自己職業生涯的新起點，該類型董秘也為相關機構帶來了新的監管難度。當前監管的主要信息對象是定期公告、財務指標等“硬”信息，而董事會秘書作為上市公司與投資者最重要的溝通“窗口”，依靠的卻常常是非正式訪談、電話咨詢、線下調研等“軟”信息渠道。該類信息相比年報季報等“硬”消息，信息含量較低，留給外界理解發揮的空間更大，且事后難以追究，從而給公司內部人減持套利提供了機會。本文為相關機構進一步加強信息披露監管提供了參考，同時建議完善董事會秘書的資質要求和職責規定，以不斷提升上市公司內部治理水平。 ■

[基金項目：國家自然科學基金項目“高管海外經歷與企業投資決策：影響機制與經濟后果”(批準號：71702061)、國家自然科學基金項目“企業違規行為的制度約束因素及其資本市場溢出效應研究”(批準號：71902185)]