機(jī)構(gòu)投資者退出威脅能有效抑制高管機(jī)會(huì)主義減持嗎？

陳作華 陳嬌嬌 許曄

(1.山東財(cái)經(jīng)大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院，山東 濟(jì)南 250014；2.東北財(cái)經(jīng)大學(xué)薩里國(guó)際學(xué)院，遼寧 大連 116025)

一、引言

因具有較強(qiáng)的信息搜集和處理能力，機(jī)構(gòu)投資者通常被視為深諳公司經(jīng)營(yíng)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(jī)構(gòu)投資者通過與高管和董事會(huì)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(dǎo)致治理效率下降。當(dāng)機(jī)構(gòu)投資者意識(shí)到管理層不能維護(hù)股東利益時(shí)，“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(jī)制——退出威脅，其實(shí)質(zhì)為投資者的退出意圖而非真正的退出。機(jī)構(gòu)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?yàn)闄C(jī)構(gòu)投資者基于私有信息的減持股份將對(duì)股價(jià)產(chǎn)生負(fù)面影響，會(huì)嚴(yán)重制約高管股票薪酬的增長(zhǎng)，由此對(duì)高管產(chǎn)生懲戒效應(yīng)。因此，投資者退出威脅可使股價(jià)更準(zhǔn)確地反映企業(yè)基本面價(jià)值，會(huì)引導(dǎo)高管采取行動(dòng)，最大化企業(yè)價(jià)值和股東財(cái)富。當(dāng)前，已有文獻(xiàn)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(cái)務(wù)報(bào)告質(zhì)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(zèng)行為(李蒙等，2023)等。相對(duì)而言，機(jī)構(gòu)投資者持股比例沒有統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)，既可能大于5%，也可能小于5%，因此機(jī)構(gòu)投資者可能是大股東，也可能不是。那么，機(jī)構(gòu)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(yàn)的實(shí)證問題。對(duì)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(jìn)一步拓展到機(jī)構(gòu)投資者，從而豐富退出威脅理論。

自我國(guó)開始允許上市公司董事、監(jiān)事和高級(jí)管理人員(以下簡(jiǎn)稱高管)等內(nèi)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(zhǎng)趨勢(shì)，這對(duì)于提升資本市場(chǎng)流動(dòng)性和激勵(lì)高管發(fā)揮了積極作用。但與此同時(shí)，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(chǎng)波動(dòng)，產(chǎn)生了較多負(fù)面影響。為此，中國(guó)證監(jiān)會(huì)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(jiǎn)稱《減持新規(guī)》)并于2017年進(jìn)行了修訂，目的是引導(dǎo)高管依法依規(guī)減持，強(qiáng)化對(duì)高管機(jī)會(huì)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(zhuǎn)，因而探究高管機(jī)會(huì)主義減持行為的治理機(jī)制顯得尤為緊迫。機(jī)構(gòu)投資者退出威脅提高了資本市場(chǎng)定價(jià)效率，促使股價(jià)更為準(zhǔn)確地反映公司基本面價(jià)值(Edmans and Manso，2011)，可能會(huì)抑制高管的機(jī)會(huì)主義減持行為。從機(jī)構(gòu)投資者退出威脅入手，系統(tǒng)和深入探索高管機(jī)會(huì)主義減持行為的治理機(jī)制，不僅能提供機(jī)構(gòu)投資者退出威脅治理功能的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，還能豐富和拓展高管機(jī)會(huì)主義減持行為的治理體系，具有較高的理論價(jià)值和現(xiàn)實(shí)意義。

為此，本文以2007―2020年中國(guó)A股上市公司為研究樣本，率先實(shí)證分析機(jī)構(gòu)投資者退出威脅能否有效抑制高管機(jī)會(huì)主義減持行為及其作用機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)，機(jī)構(gòu)投資者退出威脅能夠有效抑制高管機(jī)會(huì)主義減持行為，具有顯著的治理效應(yīng)。股價(jià)波動(dòng)和股票錯(cuò)誤定價(jià)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(diào)節(jié)作用。進(jìn)一步檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，上市公司機(jī)構(gòu)投資者為交易型、發(fā)生股權(quán)質(zhì)押以及產(chǎn)權(quán)性質(zhì)為非國(guó)有企業(yè)時(shí)，機(jī)構(gòu)投資者退出威脅對(duì)高管機(jī)會(huì)主義減持的影響更強(qiáng)。

本文的邊際貢獻(xiàn)主要有兩個(gè)方面：第一，拓展和補(bǔ)充了退出威脅理論體系。學(xué)界多從大股東角度探索退出威脅的經(jīng)濟(jì)后果，考察了大股東退出威脅對(duì)財(cái)務(wù)報(bào)告質(zhì)量(Dou et al.，2018)、控股股東的私利行為(姜付秀等，2015)、自利性捐贈(zèng)(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(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)視角探討了機(jī)構(gòu)投資者退出威脅對(duì)金融市場(chǎng)穩(wěn)定的影響，但既有研究多囿于大股東領(lǐng)域，機(jī)構(gòu)投資者退出威脅是否具有治理效應(yīng)及其作用機(jī)制仍需進(jìn)一步探索。本文把握住這一研究契機(jī)，將退出威脅的治理主體從大股東進(jìn)一步拓展到機(jī)構(gòu)投資者，有助于厘清機(jī)構(gòu)投資者退出威脅影響高管機(jī)會(huì)主義減持行為的作用機(jī)制，豐富和拓展了投資者退出威脅理論體系。

第二，從機(jī)構(gòu)投資者退出威脅視角提供了治理高管機(jī)會(huì)主義減持行為的市場(chǎng)化途徑。對(duì)于高管機(jī)會(huì)主義減持行為治理研究，盡管以往文獻(xiàn)從內(nèi)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(gè)大股東(羅宏和黃婉，2020)、賣空機(jī)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(chǎng)化治理體系尚未完全形成，亟需豐富和拓展。因此，本文從機(jī)構(gòu)投資者退出威脅入手，探索高管機(jī)會(huì)主義減持行為的治理機(jī)制，有助于完善高管機(jī)會(huì)主義減持行為的市場(chǎng)化治理體系，為相關(guān)政策的制定、完善和實(shí)施提供參考和借鑒。

二、理論分析與研究假設(shè)

高管減持動(dòng)機(jī)是多樣的，既存在諸如多元化投資和消費(fèi)的常規(guī)性減持動(dòng)機(jī)，也存在牟取私利的機(jī)會(huì)主義動(dòng)機(jī)，更多是將多元化投資、消費(fèi)與牟取私利進(jìn)行融合的復(fù)合動(dòng)機(jī)。相對(duì)于外部投資者，高管具有估值優(yōu)勢(shì)、業(yè)績(jī)預(yù)測(cè)優(yōu)勢(shì)和私有信息優(yōu)勢(shì)，因而具有較強(qiáng)的選擇減持時(shí)機(jī)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(xiàn)金流量分布的私有信息，而股價(jià)高低取決于未來現(xiàn)金流量的大小和分布期間。因此，當(dāng)公司的未來現(xiàn)金流量或業(yè)績(jī)偏離市場(chǎng)預(yù)期時(shí)，高管能夠更準(zhǔn)確地預(yù)判公司未來股價(jià)走勢(shì)并在股價(jià)下跌前擇機(jī)減持。另一方面，由于信息不對(duì)稱，外部投資者和公司高管在股價(jià)與公司基本面價(jià)值是否偏離的識(shí)別上存在顯著差異，信息優(yōu)勢(shì)和專業(yè)知識(shí)使得高管能夠更準(zhǔn)確地識(shí)別出股價(jià)和公司基本面價(jià)值的偏離程度，高管利用這一估值判斷優(yōu)勢(shì)進(jìn)行反向交易可賺取超額回報(bào)(朱茶芬等，2011)。除了擁有現(xiàn)金流量預(yù)測(cè)優(yōu)勢(shì)和估值判斷優(yōu)勢(shì)，高管還對(duì)公司信息披露的內(nèi)容和解釋具有自由裁量權(quán)，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(chǎng)傳遞公司未來發(fā)展前景向好的信號(hào)，借以提升股價(jià)，并在股價(jià)高位時(shí)減持股票從而獲取超額回報(bào)。因此，現(xiàn)金流量預(yù)測(cè)優(yōu)勢(shì)、估值判斷優(yōu)勢(shì)以及可能的信息操控行為使得高管機(jī)會(huì)主義減持前的股價(jià)被高估或被人為推高，偏離了公司基本面價(jià)值。因而，高管機(jī)會(huì)主義減持將損害中小投資者利益，不利于公司長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展。

傳統(tǒng)機(jī)構(gòu)投資者理論認(rèn)為，機(jī)構(gòu)投資者在公司治理中扮演著積極的角色，對(duì)公司決策的制定與實(shí)施產(chǎn)生了重要影響。機(jī)構(gòu)投資者的信息搜集能力和對(duì)管理層決策的影響力隨著持股比例的提高、投資時(shí)間的延長(zhǎng)而相應(yīng)提高(Chen et al.，2007)，而且機(jī)構(gòu)投資者持股比例越高，企業(yè)信息披露質(zhì)量越高，越有利于信息生產(chǎn)(Boone and White，2015)。相較于持股比例較小的機(jī)構(gòu)投資者，持股比例較大的機(jī)構(gòu)投資者更有動(dòng)力監(jiān)督管理層，因?yàn)橥ㄟ^監(jiān)督獲得的收益超過了因此承擔(dān)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(jī)構(gòu)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(shí)現(xiàn)了公司治理水平的提高。因此，機(jī)構(gòu)投資者持股比例越大，越能有效抑制高管的信息優(yōu)勢(shì)，降低高管與外部投資者之間的信息不對(duì)稱，從而對(duì)高管機(jī)會(huì)主義減持行為進(jìn)行更有效的監(jiān)督。但機(jī)構(gòu)投資者監(jiān)督高管機(jī)會(huì)主義減持行為需要承擔(dān)較高的成本，而且存在“搭便車”問題(Grossman and Hart，1980)，導(dǎo)致機(jī)構(gòu)投資者承擔(dān)全部的監(jiān)督成本而只能獲取部分收益。因此，對(duì)于機(jī)構(gòu)投資者而言，很多監(jiān)督方式難以實(shí)現(xiàn)，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(shí)際退出，可促使管理層努力工作和實(shí)施可提高企業(yè)價(jià)值的投資項(xiàng)目，具有治理功能?，F(xiàn)金流量預(yù)測(cè)優(yōu)勢(shì)、估值判斷優(yōu)勢(shì)以及可能的信息操控行為是高管機(jī)會(huì)主義減持的重要驅(qū)動(dòng)因素，造成高管減持前的股價(jià)被高估或被人為推高，偏離了公司基本面價(jià)值。相較于個(gè)人投資者，機(jī)構(gòu)投資者有較強(qiáng)的動(dòng)力搜集反映企業(yè)內(nèi)在價(jià)值的私有信息。比如，機(jī)構(gòu)投資者會(huì)積極探究公司盈余水平低于預(yù)期的真實(shí)原因，究竟是因管理不善還是因投資有利于公司長(zhǎng)遠(yuǎn)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(jī)構(gòu)投資者將通過退出驅(qū)使股價(jià)下降到其基本面價(jià)值；若較低的盈余是因投資于未來才能帶來收益但會(huì)顯著抑制當(dāng)前盈余的無形資源，機(jī)構(gòu)投資者退出威脅的動(dòng)力將減弱，將緩和低盈余導(dǎo)致的股價(jià)下降。因此，機(jī)構(gòu)投資者憑借掌握的有關(guān)企業(yè)內(nèi)在價(jià)值的私有信息，對(duì)高管機(jī)會(huì)主義減持前股價(jià)與股票基本面價(jià)值的偏離程度有著較為準(zhǔn)確的預(yù)判。機(jī)構(gòu)投資者與高管開展競(jìng)爭(zhēng)性交易，可促使企業(yè)特質(zhì)信息快速反映到股價(jià)中，降低被高估的股價(jià)，提高股票定價(jià)效率(Gallagher et al.，2013)，高管從機(jī)會(huì)主義交易中獲取的超額回報(bào)將得到有效抑制，減持動(dòng)機(jī)也將得到削弱。因此，機(jī)構(gòu)投資者退出威脅能夠有效抑制高管管理股價(jià)，促使股價(jià)穩(wěn)定且能更準(zhǔn)確地反映股票的基本面價(jià)值，引導(dǎo)高管以最大化企業(yè)價(jià)值為決策目標(biāo)，從而有效抑制高管機(jī)會(huì)主義減持。

基于上述分析，本文提出如下研究假設(shè)：

H1：機(jī)構(gòu)投資者退出威脅能有效抑制高管機(jī)會(huì)主義減持。

H1a：機(jī)構(gòu)投資者退出威脅通過抑制股價(jià)波動(dòng)，從而有效抑制了高管機(jī)會(huì)主義減持。

H1b：機(jī)構(gòu)投資者退出威脅通過抑制股票錯(cuò)誤定價(jià)，從而有效抑制了高管機(jī)會(huì)主義減持。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)來源與樣本選擇

本文選取2007―2020年中國(guó)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(shù)據(jù)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(shù)據(jù)時(shí)以2007年為開始年份。具體篩選過程如下：首先，對(duì)2007―2020年發(fā)生的118510筆高管交易數(shù)據(jù)進(jìn)行篩選，剔除單筆交易股數(shù)小于2000股的樣本；剔除非“二級(jí)市場(chǎng)買賣”或非“競(jìng)價(jià)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(jù)高管機(jī)會(huì)主義減持衡量方法匯總成13165個(gè)公司/年交易樣本，其中機(jī)會(huì)主義減持交易樣本量為7757，增持或非機(jī)會(huì)主義減持樣本量為5408。最后，將高管交易數(shù)據(jù)與機(jī)構(gòu)投資者退出威脅數(shù)據(jù)及其他數(shù)據(jù)匯總，并刪除金融保險(xiǎn)業(yè)樣本和數(shù)據(jù)缺失樣本后，共獲得19066個(gè)有效樣本，其中機(jī)會(huì)主義減持交易樣本量為4029，沒有發(fā)生交易、增持和非機(jī)會(huì)主義減持的樣本量為15037。

高管交易數(shù)據(jù)來源于上海證券交易所網(wǎng)站和深圳證券交易所網(wǎng)站；其他相關(guān)數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫與Wind金融終端。為消除極端值的影響，對(duì)所有連續(xù)變量在1%(99%)分位上進(jìn)行縮尾處理。

(二)關(guān)鍵變量測(cè)度

1.高管機(jī)會(huì)主義減持

機(jī)會(huì)主義減持可為高管帶來顯著的超額回報(bào)，相對(duì)而言常規(guī)性減持的超額回報(bào)幾乎為零(Cohen et al.，2012)，高管交易后的超額回報(bào)反映了高管的私有信息優(yōu)勢(shì)及其交易擇機(jī)性的強(qiáng)弱(Kallunki et al.，2018)?；贑ohen et al.(2012)、Kallunki et al.(2018)的思路，本文設(shè)置機(jī)會(huì)主義減持次數(shù)Oppsalen和機(jī)會(huì)主義減持規(guī)模Oppsalea兩個(gè)變量來度量高管機(jī)會(huì)主義減持。具體而言，將高管減持后30天的購(gòu)買并持有超?；貓?bào)為負(fù)的交易定義為機(jī)會(huì)主義減持，將一個(gè)樣本年度內(nèi)符合機(jī)會(huì)主義減持定義的減持交易總次數(shù)加1后取自然對(duì)數(shù)得到機(jī)會(huì)主義減持次數(shù)變量Oppsalen，若樣本年度內(nèi)全部減持交易都不符合機(jī)會(huì)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(gè)樣本年度內(nèi)符合機(jī)會(huì)主義減持定義的減持總金額加1后取自然對(duì)數(shù)得到機(jī)會(huì)主義減持規(guī)模變量Oppsalea，若樣本年度內(nèi)全部減持交易都不符合機(jī)會(huì)主義減持定義或沒有發(fā)生減持交易，Oppsalea均取值為0。機(jī)會(huì)主義減持次數(shù)越多和機(jī)會(huì)主義減持規(guī)模越大，則高管機(jī)會(huì)主義減持程度越強(qiáng)。

2.機(jī)構(gòu)投資者退出威脅

機(jī)構(gòu)投資者退出威脅強(qiáng)度取決于機(jī)構(gòu)投資者持股規(guī)模、機(jī)構(gòu)投資者家數(shù)和股票流動(dòng)性。持股較多的投資者有較大動(dòng)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(jī)構(gòu)投資者擁有公司價(jià)值的私有信息，當(dāng)管理層破壞企業(yè)價(jià)值時(shí)，機(jī)構(gòu)投資者為維護(hù)自身利益而減持股份，將驅(qū)使股價(jià)下降進(jìn)而傷害管理層利益。因而機(jī)構(gòu)投資者持股規(guī)模越大，其退出威脅也越大。當(dāng)持有某一公司股份的機(jī)構(gòu)投資者家數(shù)增多時(shí)，他們之間的協(xié)調(diào)難度會(huì)相應(yīng)增加，退出威脅隨之得以強(qiáng)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(jī)構(gòu)投資者家數(shù)，還依賴于股票流動(dòng)性。機(jī)構(gòu)投資者有動(dòng)機(jī)搜集更多私有信息以從交易中獲得更多收益，流動(dòng)性允許他們基于負(fù)面信息進(jìn)行更多減持，因而股票流動(dòng)性有助于提升退出威脅的潛在可能性，對(duì)股票價(jià)格信息含量、管理層最大化企業(yè)價(jià)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(cè)度機(jī)構(gòu)投資者退出威脅。在度量機(jī)構(gòu)投資者競(jìng)爭(zhēng)程度時(shí)，考慮到持股比例較低的機(jī)構(gòu)投資者的影響較弱，將同年同類型機(jī)構(gòu)投資者持股比例低于2%的機(jī)構(gòu)投資者進(jìn)行了剔除處理。

其中，IICOMPi,t是機(jī)構(gòu)投資者競(jìng)爭(zhēng)程度，利用機(jī)構(gòu)投資者持股的赫芬達(dá)爾指數(shù)乘以-1得到，IOk,i,t是年份t公司i的某一機(jī)構(gòu)投資者k持有的股票數(shù)量，IOi,t是年份t公司i全部機(jī)構(gòu)投資者持有的股票數(shù)量之和，N是年份t持有公司i股份的機(jī)構(gòu)投資者總家數(shù)。IICOMPi,t數(shù)值越大，則機(jī)構(gòu)投資者交易時(shí)的競(jìng)爭(zhēng)性越強(qiáng)。Liquidi,t是年份t公司i的股票流動(dòng)性，利用年份t公司i的流通股日換手率的均值進(jìn)行測(cè)度。IIETi,t越大，則機(jī)構(gòu)投資者退出威脅強(qiáng)度越大。

3.控制變量

參考已有文獻(xiàn)，本文控制了公司規(guī)模Size、資產(chǎn)負(fù)債率Lev、賬市比Bm、總資產(chǎn)收益率ROA、上市年限Age、信息透明度DA和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)Soe等公司特征指標(biāo)，控制了高管減持前一個(gè)年度股票日回報(bào)波動(dòng)率Lretvol，還對(duì)分析師跟蹤Ana、股權(quán)集中度OC、獨(dú)立董事規(guī)模Director、二職合一Dual等公司治理指標(biāo)進(jìn)行了控制。具體定義見表1。

表1 變量定義

(三)模型設(shè)定

為檢驗(yàn)機(jī)構(gòu)投資者退出威脅對(duì)高管機(jī)會(huì)主義減持的影響，構(gòu)建基準(zhǔn)回歸模型(2)和(3)：

(四)描述性統(tǒng)計(jì)

表2報(bào)告了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。高管機(jī)會(huì)主義減持次數(shù)Oppsalen的均值為0.2690，75分位數(shù)為0，表明發(fā)生高管機(jī)會(huì)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(jī)會(huì)主義減持規(guī)模Oppsalea的均值為3.1992，75分位數(shù)為0，同樣表明高管機(jī)會(huì)主義減持樣本占總樣本的比例也小于25%。機(jī)構(gòu)投資者退出威脅IIET的均值為-1.1979，中位數(shù)-0.7999，呈現(xiàn)一定的左偏分布；標(biāo)準(zhǔn)差為1.1742。

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)基準(zhǔn)回歸

表3報(bào)告了機(jī)構(gòu)投資者退出威脅與高管機(jī)會(huì)主義減持的全樣本回歸結(jié)果。機(jī)構(gòu)投資者退出威脅IIET的系數(shù)在列(1)(2)分別是-0.0257和-0.2843，均在1%水平下顯著，表明機(jī)構(gòu)投資者退出威脅越強(qiáng)，高管機(jī)會(huì)主義減持的次數(shù)越少，規(guī)模也越小。因此，機(jī)構(gòu)投資者退出威脅能夠有效制約高管的機(jī)會(huì)主義減持行為，具有顯著的治理效應(yīng)。

表3 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

(二)機(jī)制檢驗(yàn)

上文研究表明，機(jī)構(gòu)投資者退出威脅具有治理效應(yīng)，能夠有效抑制高管機(jī)會(huì)主義減持行為。機(jī)構(gòu)投資者利用其卓越的信息搜集和處理能力獲取有關(guān)企業(yè)內(nèi)在價(jià)值的私有信息，對(duì)高管利用現(xiàn)金流量預(yù)測(cè)優(yōu)勢(shì)、估值判斷優(yōu)勢(shì)甚至信息操控推高股價(jià)以配合減持的做法有著預(yù)判，通過事前的退出威脅，將促使股價(jià)下降，推動(dòng)股價(jià)回歸公司基本面價(jià)值。因而機(jī)構(gòu)投資者退出威脅將有助于穩(wěn)定股價(jià)，提升資本定價(jià)效率，從而抑制高管管理股價(jià)和機(jī)會(huì)主義減持行為。

1.股價(jià)波動(dòng)機(jī)制

傳統(tǒng)金融學(xué)理論認(rèn)為個(gè)股系統(tǒng)波動(dòng)和特質(zhì)波動(dòng)可以衡量股價(jià)波動(dòng)性。參考李志生和金凌(2019)的研究，本文通過資本資產(chǎn)定價(jià)模型將股價(jià)波動(dòng)分解為系統(tǒng)波動(dòng)SV和特質(zhì)波動(dòng)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(chǎng)在t日的收益率，等于持有期流通市值加權(quán)市場(chǎng)收益率；Rf,t是日度化無風(fēng)險(xiǎn)收益率，基準(zhǔn)是整存整取一年期定期存款利率。在操作上對(duì)模型(4)采用最小二乘法估計(jì)時(shí)間跨度為一年的β系數(shù)及殘差。將βi×(Rm,t-Rf,t)的標(biāo)準(zhǔn)差作為公司i的系統(tǒng)波動(dòng)指標(biāo)SV，殘差的標(biāo)準(zhǔn)差作為公司i的特質(zhì)波動(dòng)指標(biāo)IV。

為檢驗(yàn)機(jī)構(gòu)投資者退出威脅影響高管機(jī)會(huì)主義減持行為的股價(jià)波動(dòng)機(jī)制，對(duì)機(jī)構(gòu)投資者退出威脅IIET與股價(jià)系統(tǒng)波動(dòng)SV進(jìn)行回歸分析，結(jié)果見表4列(1)，IIET的系數(shù)顯著為負(fù)，表明機(jī)構(gòu)投資者退出威脅顯著抑制了股價(jià)系統(tǒng)波動(dòng)。然后，將SV納入模型(2)和(3)進(jìn)行回歸分析，表4列(2)(3)中SV的系數(shù)顯著為正，Sobel檢驗(yàn)對(duì)應(yīng)的Z值分別為-6.213和-6.479，均在1%水平下顯著。同時(shí)，對(duì)機(jī)構(gòu)投資者退出威脅IIET與股價(jià)特質(zhì)波動(dòng)IV進(jìn)行回歸分析，結(jié)果見表4列(4)，IIET的系數(shù)顯著為負(fù)，表明機(jī)構(gòu)投資者退出威脅顯著抑制了股價(jià)特質(zhì)波動(dòng)。然后，將IV納入模型(2)和(3)進(jìn)行回歸分析，表4列(5)(6)中IV的系數(shù)顯著為正，Sobel檢驗(yàn)對(duì)應(yīng)的Z值分別為-4.130和-5.114，均在1%水平下顯著。上述結(jié)果表明，機(jī)構(gòu)投資者退出威脅可有效降低股價(jià)波動(dòng)進(jìn)而抑制高管機(jī)會(huì)主義減持行為，股價(jià)波動(dòng)機(jī)制得以驗(yàn)證。

表4 股價(jià)波動(dòng)機(jī)制檢驗(yàn)

2.股票錯(cuò)誤定價(jià)機(jī)制

對(duì)于股票錯(cuò)誤定價(jià)的衡量，本文借鑒黃俊威(2020)的做法，采用公司日收盤價(jià)的均值P與內(nèi)在價(jià)值V的比值，然后取自然對(duì)數(shù)，再取絕對(duì)值來衡量股票錯(cuò)誤定價(jià)的絕對(duì)程度VP_abs，VP_abs越大，股票錯(cuò)誤定價(jià)程度越高。內(nèi)在價(jià)值的計(jì)算方法如式(5)：

其中，Vi,t為t年公司i每股內(nèi)在價(jià)值；bi,t為每股權(quán)益賬面價(jià)值；r為公司的資本成本，該值參照文獻(xiàn)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(yù)期稅后利潤(rùn)，可根據(jù)式(6)進(jìn)行測(cè)算：

其中，EPSi,t+k表示公司i的每股稅后利潤(rùn)(k=0,1,2,3)；Divi,t為每股現(xiàn)金股利；TAi,t為期末總資產(chǎn)/實(shí)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(rùn)與經(jīng)營(yíng)活動(dòng)產(chǎn)生的現(xiàn)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(yù)期稅后利潤(rùn)代入式(7)和(8)計(jì)算得到每股權(quán)益賬面價(jià)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(cè)算公司的內(nèi)在價(jià)值。

為檢驗(yàn)機(jī)構(gòu)投資者退出威脅影響高管機(jī)會(huì)主義減持行為的股票錯(cuò)誤定價(jià)機(jī)制，對(duì)機(jī)構(gòu)投資者退出威脅IIET與股票錯(cuò)誤定價(jià)VP_abs進(jìn)行回歸分析，結(jié)果見表5列(1)，IIET的系數(shù)為負(fù)，在1%水平下顯著，表明機(jī)構(gòu)投資者退出威脅顯著抑制了股票錯(cuò)誤定價(jià)程度，提升了資本市場(chǎng)定價(jià)效率。然后，將VP_abs納入模型(2)和(3)進(jìn)行回歸分析，表5列(2)和(3)中VP_abs的系數(shù)顯著為正，Sobel檢驗(yàn)對(duì)應(yīng)的Z值分別為-2.886和-2.876，均在1%水平下顯著。上述結(jié)果表明，機(jī)構(gòu)投資者退出威脅可有效抑制股票錯(cuò)誤定價(jià)進(jìn)而抑制高管機(jī)會(huì)主義減持行為，股票錯(cuò)誤定價(jià)機(jī)制得以驗(yàn)證。

表5 股票錯(cuò)誤定價(jià)機(jī)制檢驗(yàn)

(三)橫截面檢驗(yàn)

1.環(huán)境不確定性的影響

企業(yè)對(duì)客戶、供應(yīng)商、競(jìng)爭(zhēng)對(duì)手、宏觀經(jīng)濟(jì)政策等環(huán)境要素控制力的下降通常意味著經(jīng)營(yíng)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(fù)面后果。一方面，較高的環(huán)境不確定性會(huì)誘發(fā)高管的私利行為，導(dǎo)致企業(yè)過度投資或投資不足(徐倩，2014)，引起盈余大幅波動(dòng)，使得盈余難以預(yù)測(cè)，進(jìn)而導(dǎo)致股價(jià)劇烈波動(dòng)(江軒宇和許年行，2015)和特質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)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(dòng)和降低其他不利影響，高管盈余管理動(dòng)機(jī)增強(qiáng)，導(dǎo)致信息不對(duì)稱加劇(Ghosh and Olsen，2009；申慧慧，2010)。因而，環(huán)境不確定性越強(qiáng)，越可能增加高管減持時(shí)的信息優(yōu)勢(shì)，越有利于高管機(jī)會(huì)主義減持。另一方面，較高的環(huán)境不確定性會(huì)增加機(jī)構(gòu)投資者、政府機(jī)構(gòu)、媒體等預(yù)測(cè)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(jī)會(huì)主義減持行為。因而，環(huán)境不確定性為高管在股價(jià)高位時(shí)擇機(jī)減持提供了更多機(jī)會(huì)，機(jī)構(gòu)投資者退出威脅的治理強(qiáng)度也被削弱。據(jù)此，本文預(yù)測(cè)公司環(huán)境不確定性越強(qiáng)，機(jī)構(gòu)投資者退出威脅對(duì)高管機(jī)會(huì)主義減持的抑制效應(yīng)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(shù)據(jù)，將每年銷售收入與對(duì)應(yīng)年份進(jìn)行回歸，殘差為非正常銷售收入，計(jì)算出過去5年殘差的標(biāo)準(zhǔn)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(nèi)所有企業(yè)環(huán)境不確定性的中位數(shù)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(jīng)行業(yè)調(diào)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(yàn)環(huán)境不確定性對(duì)機(jī)構(gòu)投資者退出威脅與高管機(jī)會(huì)主義減持關(guān)系的影響，將IIET與EU_non和EU分別構(gòu)建交互項(xiàng)IIET×EU_non和IIET×EU，納入模型(2)和(3)進(jìn)行回歸分析，結(jié)果見表6中Panel A列(1)～(4)，IIET×EU_non的系數(shù)為正，在5%和1%水平下顯著；IIET×EU的系數(shù)為正，亦在5%和1%水平下顯著。這表明環(huán)境不確定性越強(qiáng)，機(jī)構(gòu)投資者退出威脅對(duì)高管機(jī)會(huì)主義減持的抑制效應(yīng)越弱。

表6 橫截面檢驗(yàn)

2.管理層自利性的影響

相對(duì)于外部投資者，公司管理層在財(cái)務(wù)狀況、經(jīng)營(yíng)成果與發(fā)展前景上擁有更多信息優(yōu)勢(shì)。作為理性“經(jīng)濟(jì)人”，自利動(dòng)機(jī)會(huì)驅(qū)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(píng)價(jià)和公司估值的壞消息被暫時(shí)隱藏起來，機(jī)構(gòu)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(shí)業(yè)績(jī)與未來發(fā)展前景，導(dǎo)致高估公司價(jià)值。因而，對(duì)于高管減持而言，自利動(dòng)機(jī)越強(qiáng)越可能驅(qū)使他們蓄意隱匿負(fù)面消息或者操控正面信息的披露，導(dǎo)致公司股價(jià)被人為推高，從而達(dá)到配合高管機(jī)會(huì)主義減持的目的。據(jù)此，本文預(yù)測(cè)公司管理層自利性越強(qiáng)，機(jī)構(gòu)投資者退出威脅對(duì)高管機(jī)會(huì)主義減持的抑制效應(yīng)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(chǎn)周轉(zhuǎn)率Zturn?？傎Y產(chǎn)周轉(zhuǎn)率是企業(yè)運(yùn)營(yíng)管理水平指標(biāo)，反映了企業(yè)管理層努力程度和效率高低，總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率越高，則管理層自利性越弱。其次是管理費(fèi)用與營(yíng)業(yè)費(fèi)用之和與營(yíng)業(yè)收入的比值A(chǔ)C。管理費(fèi)用和營(yíng)業(yè)費(fèi)用率越高，管理層自利性越強(qiáng)。為檢驗(yàn)管理層自利性對(duì)機(jī)構(gòu)投資者退出威脅與高管機(jī)會(huì)主義減持關(guān)系的影響，將IIET與Zturn和AC分別構(gòu)建交互項(xiàng)IIET×Zturn和IIET×AC，納入模型(2)和(3)進(jìn)行回歸分析，結(jié)果見表6中Panel B列(1)～(4)，IIET×Zturn的系數(shù)為負(fù)，均在1%水平下顯著，表明公司營(yíng)運(yùn)管理水平越高，機(jī)構(gòu)投資者退出威脅越能有效抑制高管機(jī)會(huì)主義減持；IIET×AC的系數(shù)為正，分別在5%和1%水平下顯著，表明公司管理費(fèi)用和營(yíng)業(yè)費(fèi)用越高，機(jī)構(gòu)投資者退出威脅抑制高管機(jī)會(huì)主義減持的效果越弱。這表明，管理層自利性越強(qiáng)(越弱)，機(jī)構(gòu)投資者退出威脅對(duì)高管機(jī)會(huì)主義減持的抑制效應(yīng)越弱(越強(qiáng))。

(四)內(nèi)生性問題與穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.內(nèi)生性問題

高管機(jī)會(huì)主義減持的負(fù)面影響可能會(huì)增強(qiáng)機(jī)構(gòu)投資者退出威脅，因此機(jī)構(gòu)投資者退出威脅對(duì)高管機(jī)會(huì)主義減持的抑制效應(yīng)可能存在反向因果關(guān)系。此外，本研究還可能受到遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問題的影響。為此，本文從如下兩個(gè)方面進(jìn)行控制。

首先，2014年中國(guó)證監(jiān)會(huì)和香港證券及期貨事務(wù)監(jiān)察委員會(huì)決定開展滬港股票市場(chǎng)交易互聯(lián)互通機(jī)制試點(diǎn)(以下簡(jiǎn)稱滬港通)，隨后在2016年決定建立深港股票市場(chǎng)交易互聯(lián)互通機(jī)制(以下簡(jiǎn)稱深港通)。滬港通和深港通交易機(jī)制實(shí)施為境外投資者更直接參與中國(guó)資本市場(chǎng)提供了更便利的條件，境外投資者的進(jìn)入擴(kuò)大了中國(guó)A股市場(chǎng)的投資者基數(shù)，改變了投資者結(jié)構(gòu)，不僅有助于改善整個(gè)資本市場(chǎng)的信息環(huán)境、提升公司信息質(zhì)量，還加快了信息傳播速度，進(jìn)而提高股票流動(dòng)性。股票流動(dòng)性是機(jī)構(gòu)投資者退出威脅的重要決定因素，有助于增強(qiáng)退出威脅(Bharath et al.，2013)。因而，本文利用滬港通和深港通實(shí)施的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，作為股票流動(dòng)性的外生沖擊，檢驗(yàn)機(jī)構(gòu)投資者退出威脅對(duì)高管機(jī)會(huì)主義減持行為的影響。設(shè)置啞變量Treat，對(duì)列示在滬股通標(biāo)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(biāo)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(yán)格外生性，將2014年11月17日之后調(diào)入和調(diào)出的滬股通標(biāo)的股票樣本和2016年12月5日后調(diào)入和調(diào)出的深股通標(biāo)的股票樣本進(jìn)行剔除處理。將IIET與Treat構(gòu)建交互項(xiàng)，納入模型(2)和(3)中，回歸結(jié)果顯示，IIET×Treat的系數(shù)在5%和10%水平下顯著為負(fù)，表明滬港通和深港通交易機(jī)制實(shí)施后，機(jī)構(gòu)投資者退出威脅對(duì)高管機(jī)會(huì)主義減持行為的抑制效應(yīng)顯著增強(qiáng)。

其次，本文采用固定效應(yīng)模型，以控制住不可觀測(cè)的個(gè)體差異造成的遺漏變量帶來的內(nèi)生性問題。固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果表明，控制個(gè)體差異造成的遺漏變量后，機(jī)構(gòu)投資者退出威脅對(duì)高管機(jī)會(huì)主義減持的抑制效應(yīng)依然顯著(限于篇幅，略)。

2.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為保證結(jié)論的穩(wěn)健性，本文分別替換了高管機(jī)會(huì)主義減持和機(jī)構(gòu)投資者退出威脅的測(cè)度方式，并重新回歸，結(jié)果仍然與前文保持一致。本文還進(jìn)一步控制了高管離任與否、高管持股和其他機(jī)會(huì)主義行為的影響，發(fā)現(xiàn)結(jié)論是穩(wěn)健的(限于篇幅，略)。

五、進(jìn)一步分析

(一)異質(zhì)性分析

1.機(jī)構(gòu)投資者異質(zhì)性

機(jī)構(gòu)投資者對(duì)高管的監(jiān)督效應(yīng)存在多維度異質(zhì)性，監(jiān)督效應(yīng)因機(jī)構(gòu)投資者持股比例、投資期限以及獨(dú)立性的不同而存在差異。比如，Chen et al.(2007)研究發(fā)現(xiàn)，相對(duì)于持股比例較低和短期型持股的機(jī)構(gòu)投資者，持股比例較高和長(zhǎng)期型持股的機(jī)構(gòu)投資者更愿意實(shí)施監(jiān)督。Ferreira and Matos(2008)研究認(rèn)為，獨(dú)立性機(jī)構(gòu)投資者更有動(dòng)機(jī)參與公司治理，監(jiān)督管理層。Yan and Zhang(2009)發(fā)現(xiàn)短期機(jī)構(gòu)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(jī)構(gòu)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(huì)對(duì)公司股價(jià)施加向下的壓力，對(duì)高管的股權(quán)類財(cái)富更具有威脅。因此，可以預(yù)期交易頻繁的短期型機(jī)構(gòu)投資者的退出威脅對(duì)高管而言更具有可信性，更能約束高管機(jī)會(huì)主義減持。

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

其中，IOi,t表示公司i在t期的機(jī)構(gòu)投資者持股比例，STD為標(biāo)準(zhǔn)差符號(hào)，機(jī)構(gòu)投資者持股比例標(biāo)準(zhǔn)差越大，則機(jī)構(gòu)投資者交易越頻繁。SDi,t為時(shí)間維度度量的機(jī)構(gòu)投資者穩(wěn)定性，Stablei,t表示從時(shí)間和行業(yè)兩個(gè)維度綜合度量的機(jī)構(gòu)投資者異質(zhì)性，穩(wěn)定型機(jī)構(gòu)投資者取值為1，交易型機(jī)構(gòu)投資者取值為0。

依據(jù)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(jìn)行分組回歸，結(jié)果見表7。因變量為Oppsalen時(shí)，IIET的系數(shù)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(shù)的組間差異檢驗(yàn)卡方值為3.71，在10%水平下顯著，表明機(jī)構(gòu)投資者退出威脅對(duì)高管機(jī)會(huì)主義減持的抑制效應(yīng)在交易型子樣本組更強(qiáng)。因變量為Oppsalea時(shí)，機(jī)構(gòu)投資者退出威脅對(duì)高管機(jī)會(huì)主義減持的抑制效應(yīng)同樣在交易型子樣本組更強(qiáng)。

表7 機(jī)構(gòu)投資者異質(zhì)性

2.股權(quán)質(zhì)押

股權(quán)質(zhì)押是指控股股東(出質(zhì)人)以其所擁有的股權(quán)作為質(zhì)押標(biāo)的物向金融機(jī)構(gòu)借入資金或?yàn)榈谌劫J款提供擔(dān)保的行為。盡管股權(quán)質(zhì)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(zhì)押股份被強(qiáng)制平倉(cāng)進(jìn)而導(dǎo)致控制權(quán)轉(zhuǎn)移的風(fēng)險(xiǎn)。高管減持向市場(chǎng)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(hào)，減持后市場(chǎng)反應(yīng)顯著為負(fù)，加劇了股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)，將不利于股權(quán)質(zhì)押公司進(jìn)行市值管理。機(jī)構(gòu)投資者退出威脅能夠引導(dǎo)高管最大化公司價(jià)值和穩(wěn)定股價(jià)，促使股價(jià)回歸基本面價(jià)值，對(duì)高管機(jī)會(huì)主義行為具有抑制效應(yīng)。因而，相對(duì)于無股權(quán)質(zhì)押公司而言，機(jī)構(gòu)投資者對(duì)股權(quán)質(zhì)押公司的退出威脅會(huì)更可信，對(duì)高管機(jī)會(huì)主義減持行為有更強(qiáng)的抑制作用。據(jù)此，按照樣本公司高管減持年度是否存在股權(quán)質(zhì)押進(jìn)行分組檢驗(yàn)，結(jié)果見表8，在質(zhì)押子樣本和無質(zhì)押子樣本中，IIET的系數(shù)均顯著為負(fù)。不過，系數(shù)組間差異檢驗(yàn)結(jié)果顯示，質(zhì)押子樣本IIET系數(shù)的絕對(duì)值顯著大于無質(zhì)押子樣本，表明機(jī)構(gòu)投資者退出威脅對(duì)高管機(jī)會(huì)主義減持的抑制作用在股權(quán)質(zhì)押的公司更強(qiáng)。

表8 股權(quán)質(zhì)押

3.產(chǎn)權(quán)性質(zhì)

國(guó)有企業(yè)高管通常兼具職業(yè)經(jīng)理人和官員的雙重身份，尤為重視政治晉升和政治聲譽(yù)。高管機(jī)會(huì)主義減持通常會(huì)引起較高的社會(huì)關(guān)注，可能會(huì)面臨職業(yè)聲譽(yù)受損甚至法律制裁的風(fēng)險(xiǎn)，而對(duì)國(guó)有企業(yè)高管而言，還要面臨政治晉升受阻和政治聲譽(yù)受損的風(fēng)險(xiǎn)。因此，國(guó)有企業(yè)高管對(duì)減持非常慎重，使得機(jī)構(gòu)投資者對(duì)國(guó)有企業(yè)高管機(jī)會(huì)主義減持行為失去了退出威脅的目標(biāo)。因而可以預(yù)期，相較于國(guó)有企業(yè)，機(jī)構(gòu)投資者退出威脅的治理效應(yīng)在非國(guó)有企業(yè)更加顯著。本文依據(jù)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)將研究樣本區(qū)分為非國(guó)企和國(guó)企兩個(gè)子樣本進(jìn)行回歸分析，結(jié)果見表9，機(jī)構(gòu)投資者退出威脅IIET系數(shù)無論在非國(guó)企子樣本還是在國(guó)企子樣本均顯著為負(fù)，但I(xiàn)IET的系數(shù)組間差異檢驗(yàn)結(jié)果顯示，非國(guó)企子樣本下IIET的系數(shù)絕對(duì)值在1%顯著性水平下大于國(guó)企子樣本，表明機(jī)構(gòu)投資者退出威脅對(duì)高管機(jī)會(huì)主義減持的抑制效應(yīng)在非國(guó)有企業(yè)更明顯。

表9 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)

(二)經(jīng)濟(jì)后果

前文結(jié)果表明機(jī)構(gòu)投資者退出威脅對(duì)高管機(jī)會(huì)主義減持行為具有顯著的抑制效應(yīng)，那么，機(jī)構(gòu)投資者退出威脅治理效應(yīng)能否帶來更為積極的經(jīng)濟(jì)后果？為此，本文從兩個(gè)方面進(jìn)行分析。

首先，從高管減持尋租視角進(jìn)行分析。Ashbaugh-Skaife et al.(2013)將內(nèi)部人交易回報(bào)定義為內(nèi)部人增持股票后的資本利得或者內(nèi)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(jià)吸收的信息，那么高管減持的平均回報(bào)應(yīng)當(dāng)為零，但當(dāng)高管基于其私有信息優(yōu)勢(shì)進(jìn)行減持時(shí)，便能以犧牲其他股東利益的方式獲取更多回報(bào)。對(duì)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(jìn)行計(jì)算：

其中，Renti,t為公司i在t年度高管減持尋租，數(shù)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(shí)期的購(gòu)買并持有超?；貓?bào)，依據(jù)高管減持后6個(gè)月期間來度量BHARi,t,d，因?yàn)楦吖軠p持回報(bào)實(shí)質(zhì)為高管規(guī)避的損失，因此將BHARi,t,d取相反數(shù)。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(jī)構(gòu)投資者退出威脅IIET作為自變量進(jìn)行回歸分析，結(jié)果見表10列(1)，IIET的系數(shù)為-0.0614，且在1%水平下顯著；進(jìn)一步分別控制高管機(jī)會(huì)主義減持次數(shù)Oppsalen和規(guī)模Oppsalea后進(jìn)行回歸分析，結(jié)果見表10列(2)(3)，IIET的系數(shù)仍然在1%水平下顯著為負(fù)值，Oppsalen和Oppsalea的系數(shù)均在1%水平下顯著為正。上述結(jié)果表明，機(jī)構(gòu)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(bào)。

表10 機(jī)構(gòu)投資者退出威脅和高管機(jī)會(huì)主義減持的經(jīng)濟(jì)后果

其次，從企業(yè)價(jià)值視角進(jìn)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(jià)值進(jìn)行回歸分析，結(jié)果見表10列(4)，IIET的系數(shù)為0.0454，且在1%水平下顯著；進(jìn)一步分別控制高管機(jī)會(huì)主義減持次數(shù)Oppsalen和規(guī)模Oppsalea后進(jìn)行回歸分析，結(jié)果見表10列(5)和(6)，IIET的系數(shù)仍然在1%水平下顯著為正值，表明機(jī)構(gòu)投資者退出威脅能夠有效提升企業(yè)價(jià)值，而Oppsalen和Oppsalea的系數(shù)均在1%水平下顯著為負(fù)，表明高管機(jī)會(huì)主義減持行為不利于未來企業(yè)價(jià)值的增長(zhǎng)。

對(duì)于機(jī)構(gòu)投資者退出威脅經(jīng)濟(jì)后果，本文采用事件研究法中的單因素模型分別計(jì)算高管減持后10日、20日和30日的累積超額回報(bào)CAR，將機(jī)構(gòu)投資者退出威脅與高管減持的市場(chǎng)反應(yīng)進(jìn)行回歸分析。采用事件研究法中單因素模型估計(jì)CAR值時(shí)，事件窗口為(-30,30)，估計(jì)窗口為(-211,31)。高管減持是否屬于機(jī)會(huì)主義減持多依據(jù)事后的超額回報(bào)進(jìn)行區(qū)分，若減持后超額回報(bào)為負(fù)，則表明高管有效規(guī)避了損失，具有較強(qiáng)的擇機(jī)性(Cohen et al.，2012；Kallunki et al.，2018)。因此，若機(jī)構(gòu)投資者退出威脅對(duì)高管減持市場(chǎng)反應(yīng)的回歸系數(shù)為正值，則表明抑制了高管減持的擇機(jī)性。回歸結(jié)果(限于篇幅，略)顯示IIET的系數(shù)顯著為正，意味著機(jī)構(gòu)投資者退出威脅越強(qiáng)，高管減持時(shí)的擇機(jī)能力越能得到有效抑制。

六、結(jié)論與啟示

近年來，學(xué)界基于退出威脅理論模型對(duì)退出威脅治理機(jī)制進(jìn)行了初始性探索，相關(guān)經(jīng)驗(yàn)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(zhǔn)式”減持、“清倉(cāng)式”減持等減持亂象為退出威脅治理機(jī)制研究提供了契機(jī)。對(duì)此，本文從高管機(jī)會(huì)主義減持行為切入，通過作用機(jī)制檢驗(yàn)以及進(jìn)一步的異質(zhì)性檢驗(yàn)，構(gòu)建了機(jī)構(gòu)投資者退出威脅作用于高管機(jī)會(huì)主義減持的邏輯框架，為高管機(jī)會(huì)主義減持行為監(jiān)管提供了市場(chǎng)化治理途徑，為資本市場(chǎng)制度建設(shè)提供了新的思路。

本文研究發(fā)現(xiàn)：(1)機(jī)構(gòu)投資者退出威脅與高管機(jī)會(huì)主義減持的次數(shù)和規(guī)模顯著負(fù)相關(guān)，機(jī)構(gòu)投資者退出威脅具有顯著的治理效應(yīng)。(2)機(jī)構(gòu)投資者退出威脅抑制高管機(jī)會(huì)主義減持行為的作用機(jī)制是降低股價(jià)波動(dòng)和股票錯(cuò)誤定價(jià)，從而抑制了高管利用股價(jià)管理進(jìn)行機(jī)會(huì)主義減持的機(jī)會(huì)。橫截面分析發(fā)現(xiàn)，機(jī)構(gòu)投資者退出威脅對(duì)高管機(jī)會(huì)主義減持的抑制效應(yīng)在環(huán)境不確定性和管理層自利性越強(qiáng)時(shí)越弱。(3)進(jìn)一步檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，在機(jī)構(gòu)投資者為交易型和發(fā)生股權(quán)質(zhì)押的上市公司，以及產(chǎn)權(quán)性質(zhì)為非國(guó)有企業(yè)時(shí)，機(jī)構(gòu)投資者退出威脅對(duì)高管機(jī)會(huì)主義減持的抑制效應(yīng)更強(qiáng)。而且機(jī)構(gòu)投資者退出威脅治理效應(yīng)帶來了積極的經(jīng)濟(jì)后果，顯著抑制了高管從減持中獲得的超額回報(bào)，提高了企業(yè)價(jià)值，并降低了高管減持時(shí)的擇機(jī)性。

本文結(jié)論具有如下政策啟示：

第一，提高市場(chǎng)化治理方式在公司治理體系中的作用。股權(quán)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(fèi)等動(dòng)機(jī)進(jìn)行減持有助于激勵(lì)高管，實(shí)屬正?，F(xiàn)象。但高管減持亂象叢生，對(duì)資本市場(chǎng)健康穩(wěn)定發(fā)展和中小投資者利益保護(hù)產(chǎn)生了不利影響。中國(guó)證監(jiān)會(huì)《減持新規(guī)》對(duì)高管減持進(jìn)行嚴(yán)格約束，同樣對(duì)作為上市公司重要股東的機(jī)構(gòu)投資者的減持行為進(jìn)行了約束。當(dāng)機(jī)構(gòu)投資者預(yù)判高管的機(jī)會(huì)主義減持行為可能發(fā)生時(shí)，其退出威脅的可信性增強(qiáng)，對(duì)高管機(jī)會(huì)主義減持行為產(chǎn)生抑制效應(yīng)，本文研究結(jié)論已驗(yàn)證了這一觀點(diǎn)。因此，除依靠法律法規(guī)外，充分發(fā)揮機(jī)構(gòu)投資者在公司治理中的積極作用，充分利用市場(chǎng)化治理方式來完善高管減持治理體系更符合市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)律，也更有效。

第二，提升機(jī)構(gòu)投資者在資本市場(chǎng)的主體作用。機(jī)構(gòu)投資者退出威脅理論及本文研究表明，機(jī)構(gòu)投資者通過退出威脅方式也能有效制約高管的機(jī)會(huì)主義行為。機(jī)構(gòu)投資者退出威脅治理效果一方面取決于機(jī)構(gòu)投資者的數(shù)量和規(guī)模，另一方面取決于資本市場(chǎng)流動(dòng)性。因而，在完善我國(guó)資本市場(chǎng)制度建設(shè)上，不僅要壯大機(jī)構(gòu)投資者規(guī)模、促進(jìn)機(jī)構(gòu)投資者主體多元化以及提升機(jī)構(gòu)投資者在資本市場(chǎng)的影響力，還要疏通機(jī)構(gòu)投資者退出渠道，提升市場(chǎng)流動(dòng)性。

第三，進(jìn)一步完善投資者結(jié)構(gòu)。一方面，相較于境內(nèi)機(jī)構(gòu)投資者，境外機(jī)構(gòu)投資者具有國(guó)際化的投資視野和豐富的經(jīng)驗(yàn)，獨(dú)立性更強(qiáng)，因而具備較強(qiáng)的識(shí)別和監(jiān)督高管機(jī)會(huì)主義行為的能力。因此，在風(fēng)險(xiǎn)可控的前提下，監(jiān)管部門應(yīng)進(jìn)一步推動(dòng)資本市場(chǎng)開放，引進(jìn)境外機(jī)構(gòu)投資者，完善機(jī)構(gòu)投資者結(jié)構(gòu)，更好發(fā)揮機(jī)構(gòu)投資者治理功能。另一方面，監(jiān)管部門等應(yīng)強(qiáng)化高管違規(guī)減持行為的信息披露，提升信息披露的及時(shí)性和透明度；同時(shí)，還應(yīng)強(qiáng)化個(gè)人投資者金融投資知識(shí)的公益培訓(xùn)，豐富他們的金融投資知識(shí)體系，增強(qiáng)其對(duì)金融風(fēng)險(xiǎn)的防范意識(shí)。 ■

[基金項(xiàng)目：山東省自然科學(xué)基金項(xiàng)目“薪酬差距、超額薪酬對(duì)高管減持行為的影響機(jī)理及監(jiān)管對(duì)策研究”(項(xiàng)目編號(hào)：ZR2022MG038)]