機構投資者退出威脅能有效抑制高管機會主義減持嗎？

陳作華 陳嬌嬌 許曄

(1.山東財經大學會計學院，山東 濟南 250014；2.東北財經大學薩里國際學院，遼寧 大連 116025)

一、引言

因具有較強的信息搜集和處理能力，機構投資者通常被視為深諳公司經營的知情者，通過“發(fā)聲”或“用腳投票”方式積極或消極地參與公司治理(Hirschman，1970)。機構投資者通過與高管和董事會討論、提交股東議案、策略性投票甚至法律訴訟等“發(fā)聲”方式積極參與公司治理，但這一方式因“搭便車”問題(Grossman and Hart，1980)而導致治理效率下降。當機構投資者意識到管理層不能維護股東利益時，“用腳投票”減持股份可能是更為理性的選擇。與“發(fā)聲”和“用腳投票”不同的是，Admati and Pfleiderer(2009)、Edmans(2009)及Edmans and Manso(2011)等研究提出了另外一種治理機制——退出威脅，其實質為投資者的退出意圖而非真正的退出。機構投資者在與管理層討論、談判中，退出威脅發(fā)揮著重要的治理作用，因為機構投資者基于私有信息的減持股份將對股價產生負面影響，會嚴重制約高管股票薪酬的增長，由此對高管產生懲戒效應。因此，投資者退出威脅可使股價更準確地反映企業(yè)基本面價值，會引導高管采取行動，最大化企業(yè)價值和股東財富。當前，已有文獻多從大股東入手考察投資者退出威脅的治理后果，因大股東持股比例通常大于5%，持股比例較高，因而大股東退出威脅更可信，在公司治理中扮演著更為積極的角色(Bharath et al.，2013；McCahery et al.，2016)，比如大股東退出威脅可以提高財務報告質量(Dou et al.，2018)、降低控股股東的私利行為(姜付秀等，2015)以及抑制公司的自利捐贈行為(李蒙等，2023)等。相對而言，機構投資者持股比例沒有統(tǒng)一的標準，既可能大于5%，也可能小于5%，因此機構投資者可能是大股東，也可能不是。那么，機構投資者退出威脅是否可信，是否具有治理功能，仍是尚未得到檢驗的實證問題。對這一問題的研究有助于將退出威脅的治理主體從大股東進一步拓展到機構投資者，從而豐富退出威脅理論。

自我國開始允許上市公司董事、監(jiān)事和高級管理人員(以下簡稱高管)等內部人可以有限制地買賣本公司股票以來，高管減持交易規(guī)模呈快速增長趨勢，這對于提升資本市場流動性和激勵高管發(fā)揮了積極作用。但與此同時，上市公司高管減持亂象叢生，不但侵害了中小投資者利益，還加劇了資本市場波動，產生了較多負面影響。為此，中國證監(jiān)會于2016年發(fā)布施行《上市公司股東、董監(jiān)高減持股份的若干規(guī)定》(以下簡稱《減持新規(guī)》)并于2017年進行了修訂，目的是引導高管依法依規(guī)減持，強化對高管機會主義減持行為的監(jiān)管力度。盡管如此，高管減持亂象依然沒有得到根本扭轉，因而探究高管機會主義減持行為的治理機制顯得尤為緊迫。機構投資者退出威脅提高了資本市場定價效率，促使股價更為準確地反映公司基本面價值(Edmans and Manso，2011)，可能會抑制高管的機會主義減持行為。從機構投資者退出威脅入手，系統(tǒng)和深入探索高管機會主義減持行為的治理機制，不僅能提供機構投資者退出威脅治理功能的經驗證據，還能豐富和拓展高管機會主義減持行為的治理體系，具有較高的理論價值和現實意義。

為此，本文以2007―2020年中國A股上市公司為研究樣本，率先實證分析機構投資者退出威脅能否有效抑制高管機會主義減持行為及其作用機制。研究發(fā)現，機構投資者退出威脅能夠有效抑制高管機會主義減持行為，具有顯著的治理效應。股價波動和股票錯誤定價在其中發(fā)揮著中介作用，環(huán)境不確定性和管理層自利性發(fā)揮著調節(jié)作用。進一步檢驗發(fā)現，上市公司機構投資者為交易型、發(fā)生股權質押以及產權性質為非國有企業(yè)時，機構投資者退出威脅對高管機會主義減持的影響更強。

本文的邊際貢獻主要有兩個方面：第一，拓展和補充了退出威脅理論體系。學界多從大股東角度探索退出威脅的經濟后果，考察了大股東退出威脅對財務報告質量(Dou et al.，2018)、控股股東的私利行為(姜付秀等，2015)、自利性捐贈(李蒙等，2023)以及創(chuàng)新(陳克兢等，2021)的影響。雖然陳作華等(2023)從股價崩盤風險視角探討了機構投資者退出威脅對金融市場穩(wěn)定的影響，但既有研究多囿于大股東領域，機構投資者退出威脅是否具有治理效應及其作用機制仍需進一步探索。本文把握住這一研究契機，將退出威脅的治理主體從大股東進一步拓展到機構投資者，有助于厘清機構投資者退出威脅影響高管機會主義減持行為的作用機制，豐富和拓展了投資者退出威脅理論體系。

第二，從機構投資者退出威脅視角提供了治理高管機會主義減持行為的市場化途徑。對于高管機會主義減持行為治理研究，盡管以往文獻從內部控制(Ashbaugh-Skaife et al.，2013；陳作華和方紅星，2019)、分析師跟蹤(Frankel and Li，2004)、多個大股東(羅宏和黃婉，2020)、賣空機制(黃俊威，2020)等視角開展了富有成效的研究，然而系統(tǒng)、有效的市場化治理體系尚未完全形成，亟需豐富和拓展。因此，本文從機構投資者退出威脅入手，探索高管機會主義減持行為的治理機制，有助于完善高管機會主義減持行為的市場化治理體系，為相關政策的制定、完善和實施提供參考和借鑒。

二、理論分析與研究假設

高管減持動機是多樣的，既存在諸如多元化投資和消費的常規(guī)性減持動機，也存在牟取私利的機會主義動機，更多是將多元化投資、消費與牟取私利進行融合的復合動機。相對于外部投資者，高管具有估值優(yōu)勢、業(yè)績預測優(yōu)勢和私有信息優(yōu)勢，因而具有較強的選擇減持時機的能力，并因此獲得超額收益。具體而言，一方面，高管擁有公司未來現金流量分布的私有信息，而股價高低取決于未來現金流量的大小和分布期間。因此，當公司的未來現金流量或業(yè)績偏離市場預期時，高管能夠更準確地預判公司未來股價走勢并在股價下跌前擇機減持。另一方面，由于信息不對稱，外部投資者和公司高管在股價與公司基本面價值是否偏離的識別上存在顯著差異，信息優(yōu)勢和專業(yè)知識使得高管能夠更準確地識別出股價和公司基本面價值的偏離程度，高管利用這一估值判斷優(yōu)勢進行反向交易可賺取超額回報(朱茶芬等，2011)。除了擁有現金流量預測優(yōu)勢和估值判斷優(yōu)勢，高管還對公司信息披露的內容和解釋具有自由裁量權，通過“選擇性”或“迎合性”披露利好消息，或控制信息披露節(jié)奏，向市場傳遞公司未來發(fā)展前景向好的信號，借以提升股價，并在股價高位時減持股票從而獲取超額回報。因此，現金流量預測優(yōu)勢、估值判斷優(yōu)勢以及可能的信息操控行為使得高管機會主義減持前的股價被高估或被人為推高，偏離了公司基本面價值。因而，高管機會主義減持將損害中小投資者利益，不利于公司長遠發(fā)展。

傳統(tǒng)機構投資者理論認為，機構投資者在公司治理中扮演著積極的角色，對公司決策的制定與實施產生了重要影響。機構投資者的信息搜集能力和對管理層決策的影響力隨著持股比例的提高、投資時間的延長而相應提高(Chen et al.，2007)，而且機構投資者持股比例越高，企業(yè)信息披露質量越高，越有利于信息生產(Boone and White，2015)。相較于持股比例較小的機構投資者，持股比例較大的機構投資者更有動力監(jiān)督管理層，因為通過監(jiān)督獲得的收益超過了因此承擔的成本(Grossman and Hart，1980；Shleifer and Vishny，1986；Huddart，1993)。諸如公共養(yǎng)老金、共同基金等機構投資者已成為公司治理中的積極力量(Gillan and Starks，2003)，通過與公司管理層談判、提供建議等方式實現了公司治理水平的提高。因此，機構投資者持股比例越大，越能有效抑制高管的信息優(yōu)勢，降低高管與外部投資者之間的信息不對稱，從而對高管機會主義減持行為進行更有效的監(jiān)督。但機構投資者監(jiān)督高管機會主義減持行為需要承擔較高的成本，而且存在“搭便車”問題(Grossman and Hart，1980)，導致機構投資者承擔全部的監(jiān)督成本而只能獲取部分收益。因此，對于機構投資者而言，很多監(jiān)督方式難以實現，甚至有監(jiān)督失敗的可能(Edmans，2014)。

Admati and Pfleiderer(2009)、Edmans(2009)及Edmans and Manso(2011)提出的退出威脅模型拓展了投資者治理理論。退出威脅是指投資者有退出意圖而非實際退出，可促使管理層努力工作和實施可提高企業(yè)價值的投資項目，具有治理功能。現金流量預測優(yōu)勢、估值判斷優(yōu)勢以及可能的信息操控行為是高管機會主義減持的重要驅動因素，造成高管減持前的股價被高估或被人為推高，偏離了公司基本面價值。相較于個人投資者，機構投資者有較強的動力搜集反映企業(yè)內在價值的私有信息。比如，機構投資者會積極探究公司盈余水平低于預期的真實原因，究竟是因管理不善還是因投資有利于公司長遠發(fā)展的無形資源(人力資源開發(fā)、研發(fā)能力)。若較低的盈余來自于管理不善，機構投資者將通過退出驅使股價下降到其基本面價值；若較低的盈余是因投資于未來才能帶來收益但會顯著抑制當前盈余的無形資源，機構投資者退出威脅的動力將減弱，將緩和低盈余導致的股價下降。因此，機構投資者憑借掌握的有關企業(yè)內在價值的私有信息，對高管機會主義減持前股價與股票基本面價值的偏離程度有著較為準確的預判。機構投資者與高管開展競爭性交易，可促使企業(yè)特質信息快速反映到股價中，降低被高估的股價，提高股票定價效率(Gallagher et al.，2013)，高管從機會主義交易中獲取的超額回報將得到有效抑制，減持動機也將得到削弱。因此，機構投資者退出威脅能夠有效抑制高管管理股價，促使股價穩(wěn)定且能更準確地反映股票的基本面價值，引導高管以最大化企業(yè)價值為決策目標，從而有效抑制高管機會主義減持。

基于上述分析，本文提出如下研究假設：

H1：機構投資者退出威脅能有效抑制高管機會主義減持。

H1a：機構投資者退出威脅通過抑制股價波動，從而有效抑制了高管機會主義減持。

H1b：機構投資者退出威脅通過抑制股票錯誤定價，從而有效抑制了高管機會主義減持。

三、研究設計

(一)數據來源與樣本選擇

本文選取2007―2020年中國滬深兩市A股上市公司為研究樣本。因董監(jiān)高及其親屬交易數據自2007年開始在上海證券交易所和深圳證券交易所全面披露，因此選取高管交易數據時以2007年為開始年份。具體篩選過程如下：首先，對2007―2020年發(fā)生的118510筆高管交易數據進行篩選，剔除單筆交易股數小于2000股的樣本；剔除非“二級市場買賣”或非“競價交易”的樣本；將公司同一日交易合并處理，共獲得74643筆交易樣本。其次，將74643筆交易樣本依據高管機會主義減持衡量方法匯總成13165個公司/年交易樣本，其中機會主義減持交易樣本量為7757，增持或非機會主義減持樣本量為5408。最后，將高管交易數據與機構投資者退出威脅數據及其他數據匯總，并刪除金融保險業(yè)樣本和數據缺失樣本后，共獲得19066個有效樣本，其中機會主義減持交易樣本量為4029，沒有發(fā)生交易、增持和非機會主義減持的樣本量為15037。

高管交易數據來源于上海證券交易所網站和深圳證券交易所網站；其他相關數據來源于CSMAR數據庫與Wind金融終端。為消除極端值的影響，對所有連續(xù)變量在1%(99%)分位上進行縮尾處理。

(二)關鍵變量測度

1.高管機會主義減持

機會主義減持可為高管帶來顯著的超額回報，相對而言常規(guī)性減持的超額回報幾乎為零(Cohen et al.，2012)，高管交易后的超額回報反映了高管的私有信息優(yōu)勢及其交易擇機性的強弱(Kallunki et al.，2018)。基于Cohen et al.(2012)、Kallunki et al.(2018)的思路，本文設置機會主義減持次數Oppsalen和機會主義減持規(guī)模Oppsalea兩個變量來度量高管機會主義減持。具體而言，將高管減持后30天的購買并持有超常回報為負的交易定義為機會主義減持，將一個樣本年度內符合機會主義減持定義的減持交易總次數加1后取自然對數得到機會主義減持次數變量Oppsalen，若樣本年度內全部減持交易都不符合機會主義減持定義或沒有發(fā)生減持交易，Oppsalen均取值為0；同理將一個樣本年度內符合機會主義減持定義的減持總金額加1后取自然對數得到機會主義減持規(guī)模變量Oppsalea，若樣本年度內全部減持交易都不符合機會主義減持定義或沒有發(fā)生減持交易，Oppsalea均取值為0。機會主義減持次數越多和機會主義減持規(guī)模越大，則高管機會主義減持程度越強。

2.機構投資者退出威脅

機構投資者退出威脅強度取決于機構投資者持股規(guī)模、機構投資者家數和股票流動性。持股較多的投資者有較大動力變成知情者(Rubin，2007；Boehmer and Kelley，2009)，而且持股越多越知情(Parrino et al.，2003；Bushee and Goodman，2007)。機構投資者擁有公司價值的私有信息，當管理層破壞企業(yè)價值時，機構投資者為維護自身利益而減持股份，將驅使股價下降進而傷害管理層利益。因而機構投資者持股規(guī)模越大，其退出威脅也越大。當持有某一公司股份的機構投資者家數增多時，他們之間的協(xié)調難度會相應增加，退出威脅隨之得以強化(Edmans and Manso，2011)。退出威脅的有效性不僅依賴于持股規(guī)模和機構投資者家數，還依賴于股票流動性。機構投資者有動機搜集更多私有信息以從交易中獲得更多收益，流動性允許他們基于負面信息進行更多減持，因而股票流動性有助于提升退出威脅的潛在可能性，對股票價格信息含量、管理層最大化企業(yè)價值的影響都是積極的(Bharath et al.，2013)。

基于上述分析，并借鑒Dou et al.(2018)、陳克兢等(2021)的做法，本文利用模型(1)測度機構投資者退出威脅。在度量機構投資者競爭程度時，考慮到持股比例較低的機構投資者的影響較弱，將同年同類型機構投資者持股比例低于2%的機構投資者進行了剔除處理。

其中，IICOMPi,t是機構投資者競爭程度，利用機構投資者持股的赫芬達爾指數乘以-1得到，IOk,i,t是年份t公司i的某一機構投資者k持有的股票數量，IOi,t是年份t公司i全部機構投資者持有的股票數量之和，N是年份t持有公司i股份的機構投資者總家數。IICOMPi,t數值越大，則機構投資者交易時的競爭性越強。Liquidi,t是年份t公司i的股票流動性，利用年份t公司i的流通股日換手率的均值進行測度。IIETi,t越大，則機構投資者退出威脅強度越大。

3.控制變量

參考已有文獻，本文控制了公司規(guī)模Size、資產負債率Lev、賬市比Bm、總資產收益率ROA、上市年限Age、信息透明度DA和產權性質Soe等公司特征指標，控制了高管減持前一個年度股票日回報波動率Lretvol，還對分析師跟蹤Ana、股權集中度OC、獨立董事規(guī)模Director、二職合一Dual等公司治理指標進行了控制。具體定義見表1。

表1 變量定義

(三)模型設定

為檢驗機構投資者退出威脅對高管機會主義減持的影響，構建基準回歸模型(2)和(3)：

(四)描述性統(tǒng)計

表2報告了主要變量的描述性統(tǒng)計結果。高管機會主義減持次數Oppsalen的均值為0.2690，75分位數為0，表明發(fā)生高管機會主義減持的樣本占總樣本的比例小于25%，大約為21.13%。高管機會主義減持規(guī)模Oppsalea的均值為3.1992，75分位數為0，同樣表明高管機會主義減持樣本占總樣本的比例也小于25%。機構投資者退出威脅IIET的均值為-1.1979，中位數-0.7999，呈現一定的左偏分布；標準差為1.1742。

表2 變量的描述性統(tǒng)計結果

四、實證結果與分析

(一)基準回歸

表3報告了機構投資者退出威脅與高管機會主義減持的全樣本回歸結果。機構投資者退出威脅IIET的系數在列(1)(2)分別是-0.0257和-0.2843，均在1%水平下顯著，表明機構投資者退出威脅越強，高管機會主義減持的次數越少，規(guī)模也越小。因此，機構投資者退出威脅能夠有效制約高管的機會主義減持行為，具有顯著的治理效應。

表3 基準回歸結果

(二)機制檢驗

上文研究表明，機構投資者退出威脅具有治理效應，能夠有效抑制高管機會主義減持行為。機構投資者利用其卓越的信息搜集和處理能力獲取有關企業(yè)內在價值的私有信息，對高管利用現金流量預測優(yōu)勢、估值判斷優(yōu)勢甚至信息操控推高股價以配合減持的做法有著預判，通過事前的退出威脅，將促使股價下降，推動股價回歸公司基本面價值。因而機構投資者退出威脅將有助于穩(wěn)定股價，提升資本定價效率，從而抑制高管管理股價和機會主義減持行為。

1.股價波動機制

傳統(tǒng)金融學理論認為個股系統(tǒng)波動和特質波動可以衡量股價波動性。參考李志生和金凌(2019)的研究，本文通過資本資產定價模型將股價波動分解為系統(tǒng)波動SV和特質波動IV，具體而言：

其中，Ri,t是指股票i在t日的收益率，Rm,t是市場在t日的收益率，等于持有期流通市值加權市場收益率；Rf,t是日度化無風險收益率，基準是整存整取一年期定期存款利率。在操作上對模型(4)采用最小二乘法估計時間跨度為一年的β系數及殘差。將βi×(Rm,t-Rf,t)的標準差作為公司i的系統(tǒng)波動指標SV，殘差的標準差作為公司i的特質波動指標IV。

為檢驗機構投資者退出威脅影響高管機會主義減持行為的股價波動機制，對機構投資者退出威脅IIET與股價系統(tǒng)波動SV進行回歸分析，結果見表4列(1)，IIET的系數顯著為負，表明機構投資者退出威脅顯著抑制了股價系統(tǒng)波動。然后，將SV納入模型(2)和(3)進行回歸分析，表4列(2)(3)中SV的系數顯著為正，Sobel檢驗對應的Z值分別為-6.213和-6.479，均在1%水平下顯著。同時，對機構投資者退出威脅IIET與股價特質波動IV進行回歸分析，結果見表4列(4)，IIET的系數顯著為負，表明機構投資者退出威脅顯著抑制了股價特質波動。然后，將IV納入模型(2)和(3)進行回歸分析，表4列(5)(6)中IV的系數顯著為正，Sobel檢驗對應的Z值分別為-4.130和-5.114，均在1%水平下顯著。上述結果表明，機構投資者退出威脅可有效降低股價波動進而抑制高管機會主義減持行為，股價波動機制得以驗證。

表4 股價波動機制檢驗

2.股票錯誤定價機制

對于股票錯誤定價的衡量，本文借鑒黃俊威(2020)的做法，采用公司日收盤價的均值P與內在價值V的比值，然后取自然對數，再取絕對值來衡量股票錯誤定價的絕對程度VP_abs，VP_abs越大，股票錯誤定價程度越高。內在價值的計算方法如式(5)：

其中，Vi,t為t年公司i每股內在價值；bi,t為每股權益賬面價值；r為公司的資本成本，該值參照文獻通用做法取5%；f(1)i,t、f(2)i,t和f(3)i,t為公司未來1～3年的每股預期稅后利潤，可根據式(6)進行測算：

其中，EPSi,t+k表示公司i的每股稅后利潤(k=0,1,2,3)；Divi,t為每股現金股利；TAi,t為期末總資產/實收資本；Negeni,t表示公司是否虧損，若虧損取值為1，否則為0；Accruali,t為年末每股稅后利潤與經營活動產生的現金凈流量之差；DDi,t表示公司是否發(fā)放股利，若發(fā)放取值為1，否則為0。

將通過式(6)得到的每股預期稅后利潤代入式(7)和(8)計算得到每股權益賬面價值b(1)i,t和b(2)i,t，將其與f(1)i,t、f(2)i,t和f(3)i,t代入式(5)測算公司的內在價值。

為檢驗機構投資者退出威脅影響高管機會主義減持行為的股票錯誤定價機制，對機構投資者退出威脅IIET與股票錯誤定價VP_abs進行回歸分析，結果見表5列(1)，IIET的系數為負，在1%水平下顯著，表明機構投資者退出威脅顯著抑制了股票錯誤定價程度，提升了資本市場定價效率。然后，將VP_abs納入模型(2)和(3)進行回歸分析，表5列(2)和(3)中VP_abs的系數顯著為正，Sobel檢驗對應的Z值分別為-2.886和-2.876，均在1%水平下顯著。上述結果表明，機構投資者退出威脅可有效抑制股票錯誤定價進而抑制高管機會主義減持行為，股票錯誤定價機制得以驗證。

表5 股票錯誤定價機制檢驗

(三)橫截面檢驗

1.環(huán)境不確定性的影響

企業(yè)對客戶、供應商、競爭對手、宏觀經濟政策等環(huán)境要素控制力的下降通常意味著經營環(huán)境不確定性在增加(Yu et al.，2016)。環(huán)境不確定性帶來諸多負面后果。一方面，較高的環(huán)境不確定性會誘發(fā)高管的私利行為，導致企業(yè)過度投資或投資不足(徐倩，2014)，引起盈余大幅波動，使得盈余難以預測，進而導致股價劇烈波動(江軒宇和許年行，2015)和特質風險增加(花馮濤和徐飛，2018)。為平滑環(huán)境不確定性引起的盈余波動和降低其他不利影響，高管盈余管理動機增強，導致信息不對稱加劇(Ghosh and Olsen，2009；申慧慧，2010)。因而，環(huán)境不確定性越強，越可能增加高管減持時的信息優(yōu)勢，越有利于高管機會主義減持。另一方面，較高的環(huán)境不確定性會增加機構投資者、政府機構、媒體等預測和監(jiān)督高管自利行為的難度(林鐘高等，2015)，有利于掩蓋高管的機會主義減持行為。因而，環(huán)境不確定性為高管在股價高位時擇機減持提供了更多機會，機構投資者退出威脅的治理強度也被削弱。據此，本文預測公司環(huán)境不確定性越強，機構投資者退出威脅對高管機會主義減持的抑制效應越弱。

本文參考Ghosh and Olsen(2009)的做法，首先，利用各企業(yè)過去5年的銷售收入數據，將每年銷售收入與對應年份進行回歸，殘差為非正常銷售收入，計算出過去5年殘差的標準差，再除以過去5年銷售收入的平均值得到環(huán)境不確定性EU_non。其次，把每年同行業(yè)內所有企業(yè)環(huán)境不確定性的中位數定義為行業(yè)環(huán)境不確定性，將各企業(yè)環(huán)境不確定性EU_non除以行業(yè)環(huán)境不確定性，則得到經行業(yè)調整后的環(huán)境不確定性EU。EU_non和EU越大，則環(huán)境不確定性程度越高。為檢驗環(huán)境不確定性對機構投資者退出威脅與高管機會主義減持關系的影響，將IIET與EU_non和EU分別構建交互項IIET×EU_non和IIET×EU，納入模型(2)和(3)進行回歸分析，結果見表6中Panel A列(1)～(4)，IIET×EU_non的系數為正，在5%和1%水平下顯著；IIET×EU的系數為正，亦在5%和1%水平下顯著。這表明環(huán)境不確定性越強，機構投資者退出威脅對高管機會主義減持的抑制效應越弱。

表6 橫截面檢驗

2.管理層自利性的影響

相對于外部投資者，公司管理層在財務狀況、經營成果與發(fā)展前景上擁有更多信息優(yōu)勢。作為理性“經濟人”，自利動機會驅使管理層通過隱藏壞消息，或者盡可能多披露好消息而少披露壞消息等方式操控信息披露。操控信息披露使得不利于高管能力評價和公司估值的壞消息被暫時隱藏起來，機構投資者搜集和處理壞信息面臨更多困難，信息搜集和處理成本增加，難以看清公司真實業(yè)績與未來發(fā)展前景，導致高估公司價值。因而，對于高管減持而言，自利動機越強越可能驅使他們蓄意隱匿負面消息或者操控正面信息的披露，導致公司股價被人為推高，從而達到配合高管機會主義減持的目的。據此，本文預測公司管理層自利性越強，機構投資者退出威脅對高管機會主義減持的抑制效應越弱。

參考黃俊威(2020)等通常做法，本文采用如下兩種方式度量管理層自利性：首先是總資產周轉率Zturn。總資產周轉率是企業(yè)運營管理水平指標，反映了企業(yè)管理層努力程度和效率高低，總資產周轉率越高，則管理層自利性越弱。其次是管理費用與營業(yè)費用之和與營業(yè)收入的比值AC。管理費用和營業(yè)費用率越高，管理層自利性越強。為檢驗管理層自利性對機構投資者退出威脅與高管機會主義減持關系的影響，將IIET與Zturn和AC分別構建交互項IIET×Zturn和IIET×AC，納入模型(2)和(3)進行回歸分析，結果見表6中Panel B列(1)～(4)，IIET×Zturn的系數為負，均在1%水平下顯著，表明公司營運管理水平越高，機構投資者退出威脅越能有效抑制高管機會主義減持；IIET×AC的系數為正，分別在5%和1%水平下顯著，表明公司管理費用和營業(yè)費用越高，機構投資者退出威脅抑制高管機會主義減持的效果越弱。這表明，管理層自利性越強(越弱)，機構投資者退出威脅對高管機會主義減持的抑制效應越弱(越強)。

(四)內生性問題與穩(wěn)健性檢驗

1.內生性問題

高管機會主義減持的負面影響可能會增強機構投資者退出威脅，因此機構投資者退出威脅對高管機會主義減持的抑制效應可能存在反向因果關系。此外，本研究還可能受到遺漏變量導致的內生性問題的影響。為此，本文從如下兩個方面進行控制。

首先，2014年中國證監(jiān)會和香港證券及期貨事務監(jiān)察委員會決定開展滬港股票市場交易互聯(lián)互通機制試點(以下簡稱滬港通)，隨后在2016年決定建立深港股票市場交易互聯(lián)互通機制(以下簡稱深港通)。滬港通和深港通交易機制實施為境外投資者更直接參與中國資本市場提供了更便利的條件，境外投資者的進入擴大了中國A股市場的投資者基數，改變了投資者結構，不僅有助于改善整個資本市場的信息環(huán)境、提升公司信息質量，還加快了信息傳播速度，進而提高股票流動性。股票流動性是機構投資者退出威脅的重要決定因素，有助于增強退出威脅(Bharath et al.，2013)。因而，本文利用滬港通和深港通實施的準自然實驗，作為股票流動性的外生沖擊，檢驗機構投資者退出威脅對高管機會主義減持行為的影響。設置啞變量Treat，對列示在滬股通標的股票名單中且在2014年之后的樣本公司，以及列示在深股通標的股票名單中且在2016年之后的樣本公司，取值為1，否則取值為0。為保證政策的嚴格外生性，將2014年11月17日之后調入和調出的滬股通標的股票樣本和2016年12月5日后調入和調出的深股通標的股票樣本進行剔除處理。將IIET與Treat構建交互項，納入模型(2)和(3)中，回歸結果顯示，IIET×Treat的系數在5%和10%水平下顯著為負，表明滬港通和深港通交易機制實施后，機構投資者退出威脅對高管機會主義減持行為的抑制效應顯著增強。

其次，本文采用固定效應模型，以控制住不可觀測的個體差異造成的遺漏變量帶來的內生性問題。固定效應模型回歸結果表明，控制個體差異造成的遺漏變量后，機構投資者退出威脅對高管機會主義減持的抑制效應依然顯著(限于篇幅，略)。

2.穩(wěn)健性檢驗

為保證結論的穩(wěn)健性，本文分別替換了高管機會主義減持和機構投資者退出威脅的測度方式，并重新回歸，結果仍然與前文保持一致。本文還進一步控制了高管離任與否、高管持股和其他機會主義行為的影響，發(fā)現結論是穩(wěn)健的(限于篇幅，略)。

五、進一步分析

(一)異質性分析

1.機構投資者異質性

機構投資者對高管的監(jiān)督效應存在多維度異質性，監(jiān)督效應因機構投資者持股比例、投資期限以及獨立性的不同而存在差異。比如，Chen et al.(2007)研究發(fā)現，相對于持股比例較低和短期型持股的機構投資者，持股比例較高和長期型持股的機構投資者更愿意實施監(jiān)督。Ferreira and Matos(2008)研究認為，獨立性機構投資者更有動機參與公司治理，監(jiān)督管理層。Yan and Zhang(2009)發(fā)現短期機構投資者交易更為活躍。盡管持股比例較低而且交易頻繁的短期型機構投資者直接監(jiān)督高管的意愿較低，但退出交易頻繁的特征會對公司股價施加向下的壓力，對高管的股權類財富更具有威脅。因此，可以預期交易頻繁的短期型機構投資者的退出威脅對高管而言更具有可信性，更能約束高管機會主義減持。

本文借鑒李爭光等(2015)的分類和度量方法，首先，將機構投資者區(qū)分為穩(wěn)定型機構投資者和交易型機構投資者，把注重長遠回報、持股比例較高和交易不頻繁的機構投資者定義為穩(wěn)定型機構投資者；把注重短期回報、持股比例較低且交易頻繁的機構投資者定義為交易型機構投資者。其次，從時間和行業(yè)兩個維度綜合度量穩(wěn)定型機構投資者和交易型機構投資者，具體如下：

其中，IOi,t表示公司i在t期的機構投資者持股比例，STD為標準差符號，機構投資者持股比例標準差越大，則機構投資者交易越頻繁。SDi,t為時間維度度量的機構投資者穩(wěn)定性，Stablei,t表示從時間和行業(yè)兩個維度綜合度量的機構投資者異質性，穩(wěn)定型機構投資者取值為1，交易型機構投資者取值為0。

依據Stablei,t，將全樣本區(qū)分為穩(wěn)定型和交易型兩組子樣本并進行分組回歸，結果見表7。因變量為Oppsalen時，IIET的系數在列(1)(2)分別為-0.0147和-0.0325，分別在5%和1%水平下顯著，系數的組間差異檢驗卡方值為3.71，在10%水平下顯著，表明機構投資者退出威脅對高管機會主義減持的抑制效應在交易型子樣本組更強。因變量為Oppsalea時，機構投資者退出威脅對高管機會主義減持的抑制效應同樣在交易型子樣本組更強。

表7 機構投資者異質性

2.股權質押

股權質押是指控股股東(出質人)以其所擁有的股權作為質押標的物向金融機構借入資金或為第三方貸款提供擔保的行為。盡管股權質押可快速滿足控股股東的融資需求，但控股股東也面臨著質押股份被強制平倉進而導致控制權轉移的風險。高管減持向市場傳遞出高管看衰公司未來發(fā)展前景并持悲觀主義傾向的信號，減持后市場反應顯著為負，加劇了股價崩盤風險，將不利于股權質押公司進行市值管理。機構投資者退出威脅能夠引導高管最大化公司價值和穩(wěn)定股價，促使股價回歸基本面價值，對高管機會主義行為具有抑制效應。因而，相對于無股權質押公司而言，機構投資者對股權質押公司的退出威脅會更可信，對高管機會主義減持行為有更強的抑制作用。據此，按照樣本公司高管減持年度是否存在股權質押進行分組檢驗，結果見表8，在質押子樣本和無質押子樣本中，IIET的系數均顯著為負。不過，系數組間差異檢驗結果顯示，質押子樣本IIET系數的絕對值顯著大于無質押子樣本，表明機構投資者退出威脅對高管機會主義減持的抑制作用在股權質押的公司更強。

表8 股權質押

3.產權性質

國有企業(yè)高管通常兼具職業(yè)經理人和官員的雙重身份，尤為重視政治晉升和政治聲譽。高管機會主義減持通常會引起較高的社會關注，可能會面臨職業(yè)聲譽受損甚至法律制裁的風險，而對國有企業(yè)高管而言，還要面臨政治晉升受阻和政治聲譽受損的風險。因此，國有企業(yè)高管對減持非常慎重，使得機構投資者對國有企業(yè)高管機會主義減持行為失去了退出威脅的目標。因而可以預期，相較于國有企業(yè)，機構投資者退出威脅的治理效應在非國有企業(yè)更加顯著。本文依據產權性質將研究樣本區(qū)分為非國企和國企兩個子樣本進行回歸分析，結果見表9，機構投資者退出威脅IIET系數無論在非國企子樣本還是在國企子樣本均顯著為負，但IIET的系數組間差異檢驗結果顯示，非國企子樣本下IIET的系數絕對值在1%顯著性水平下大于國企子樣本，表明機構投資者退出威脅對高管機會主義減持的抑制效應在非國有企業(yè)更明顯。

表9 產權性質

(二)經濟后果

前文結果表明機構投資者退出威脅對高管機會主義減持行為具有顯著的抑制效應，那么，機構投資者退出威脅治理效應能否帶來更為積極的經濟后果？為此，本文從兩個方面進行分析。

首先，從高管減持尋租視角進行分析。Ashbaugh-Skaife et al.(2013)將內部人交易回報定義為內部人增持股票后的資本利得或者內部人減持后規(guī)避的損失。如果高管減持交易反映了已被股價吸收的信息，那么高管減持的平均回報應當為零，但當高管基于其私有信息優(yōu)勢進行減持時，便能以犧牲其他股東利益的方式獲取更多回報。對于高管減持尋租的度量，借鑒陳作華和張芳芳(2023)的方法，采用式(11)進行計算：

其中，Renti,t為公司i在t年度高管減持尋租，數值越大，尋租程度越高。BHARi,t,d為公司i在t年度交易日d之后一段時期的購買并持有超常回報，依據高管減持后6個月期間來度量BHARi,t,d，因為高管減持回報實質為高管規(guī)避的損失，因此將BHARi,t,d取相反數。V_Soldi,t,d為公司i在t年度交易日d的減持金額。MVi,t-1為公司i在t-1年的市值。

將高管減持尋租Rent作為因變量，機構投資者退出威脅IIET作為自變量進行回歸分析，結果見表10列(1)，IIET的系數為-0.0614，且在1%水平下顯著；進一步分別控制高管機會主義減持次數Oppsalen和規(guī)模Oppsalea后進行回歸分析，結果見表10列(2)(3)，IIET的系數仍然在1%水平下顯著為負值，Oppsalen和Oppsalea的系數均在1%水平下顯著為正。上述結果表明，機構投資者退出威脅能夠有效抑制高管從減持中獲得的超額回報。

表10 機構投資者退出威脅和高管機會主義減持的經濟后果

其次，從企業(yè)價值視角進行分析。本文將未來一期的托賓Q(TobinQ)作為因變量替代企業(yè)價值進行回歸分析，結果見表10列(4)，IIET的系數為0.0454，且在1%水平下顯著；進一步分別控制高管機會主義減持次數Oppsalen和規(guī)模Oppsalea后進行回歸分析，結果見表10列(5)和(6)，IIET的系數仍然在1%水平下顯著為正值，表明機構投資者退出威脅能夠有效提升企業(yè)價值，而Oppsalen和Oppsalea的系數均在1%水平下顯著為負，表明高管機會主義減持行為不利于未來企業(yè)價值的增長。

對于機構投資者退出威脅經濟后果，本文采用事件研究法中的單因素模型分別計算高管減持后10日、20日和30日的累積超額回報CAR，將機構投資者退出威脅與高管減持的市場反應進行回歸分析。采用事件研究法中單因素模型估計CAR值時，事件窗口為(-30,30)，估計窗口為(-211,31)。高管減持是否屬于機會主義減持多依據事后的超額回報進行區(qū)分，若減持后超額回報為負，則表明高管有效規(guī)避了損失，具有較強的擇機性(Cohen et al.，2012；Kallunki et al.，2018)。因此，若機構投資者退出威脅對高管減持市場反應的回歸系數為正值，則表明抑制了高管減持的擇機性。回歸結果(限于篇幅，略)顯示IIET的系數顯著為正，意味著機構投資者退出威脅越強，高管減持時的擇機能力越能得到有效抑制。

六、結論與啟示

近年來，學界基于退出威脅理論模型對退出威脅治理機制進行了初始性探索，相關經驗研究仍不夠全面和充分，亟需系統(tǒng)和深入開展。高管惡意減持、“精準式”減持、“清倉式”減持等減持亂象為退出威脅治理機制研究提供了契機。對此，本文從高管機會主義減持行為切入，通過作用機制檢驗以及進一步的異質性檢驗，構建了機構投資者退出威脅作用于高管機會主義減持的邏輯框架，為高管機會主義減持行為監(jiān)管提供了市場化治理途徑，為資本市場制度建設提供了新的思路。

本文研究發(fā)現：(1)機構投資者退出威脅與高管機會主義減持的次數和規(guī)模顯著負相關，機構投資者退出威脅具有顯著的治理效應。(2)機構投資者退出威脅抑制高管機會主義減持行為的作用機制是降低股價波動和股票錯誤定價，從而抑制了高管利用股價管理進行機會主義減持的機會。橫截面分析發(fā)現，機構投資者退出威脅對高管機會主義減持的抑制效應在環(huán)境不確定性和管理層自利性越強時越弱。(3)進一步檢驗發(fā)現，在機構投資者為交易型和發(fā)生股權質押的上市公司，以及產權性質為非國有企業(yè)時，機構投資者退出威脅對高管機會主義減持的抑制效應更強。而且機構投資者退出威脅治理效應帶來了積極的經濟后果，顯著抑制了高管從減持中獲得的超額回報，提高了企業(yè)價值，并降低了高管減持時的擇機性。

本文結論具有如下政策啟示：

第一，提高市場化治理方式在公司治理體系中的作用。股權類薪酬在高管薪酬體系中的占比越來越高，高管基于多元投資或消費等動機進行減持有助于激勵高管，實屬正常現象。但高管減持亂象叢生，對資本市場健康穩(wěn)定發(fā)展和中小投資者利益保護產生了不利影響。中國證監(jiān)會《減持新規(guī)》對高管減持進行嚴格約束，同樣對作為上市公司重要股東的機構投資者的減持行為進行了約束。當機構投資者預判高管的機會主義減持行為可能發(fā)生時，其退出威脅的可信性增強，對高管機會主義減持行為產生抑制效應，本文研究結論已驗證了這一觀點。因此，除依靠法律法規(guī)外，充分發(fā)揮機構投資者在公司治理中的積極作用，充分利用市場化治理方式來完善高管減持治理體系更符合市場經濟發(fā)展規(guī)律，也更有效。

第二，提升機構投資者在資本市場的主體作用。機構投資者退出威脅理論及本文研究表明，機構投資者通過退出威脅方式也能有效制約高管的機會主義行為。機構投資者退出威脅治理效果一方面取決于機構投資者的數量和規(guī)模，另一方面取決于資本市場流動性。因而，在完善我國資本市場制度建設上，不僅要壯大機構投資者規(guī)模、促進機構投資者主體多元化以及提升機構投資者在資本市場的影響力，還要疏通機構投資者退出渠道，提升市場流動性。

第三，進一步完善投資者結構。一方面，相較于境內機構投資者，境外機構投資者具有國際化的投資視野和豐富的經驗，獨立性更強，因而具備較強的識別和監(jiān)督高管機會主義行為的能力。因此，在風險可控的前提下，監(jiān)管部門應進一步推動資本市場開放，引進境外機構投資者，完善機構投資者結構，更好發(fā)揮機構投資者治理功能。另一方面，監(jiān)管部門等應強化高管違規(guī)減持行為的信息披露，提升信息披露的及時性和透明度；同時，還應強化個人投資者金融投資知識的公益培訓，豐富他們的金融投資知識體系，增強其對金融風險的防范意識。 ■

[基金項目：山東省自然科學基金項目“薪酬差距、超額薪酬對高管減持行為的影響機理及監(jiān)管對策研究”(項目編號：ZR2022MG038)]