高管減持如何影響投資者預期？
——基于超額融券的經驗證據

張會麗 胡中慧 王雅琪

(1.北京師范大學經濟與工商管理學院，北京 100875；2.普華永道中天會計師事務所青島分所，山東 青島 266071)

一、引言

減持所任職公司股份是公司高管財富套現的重要渠道。自2006年《公司法》放開對內部人交易的限制后，國內上市公司高管大批量減持套現備受關注，單年減持金額一度超1000億元。1公司高管是負責企業一線經營管理的重要內部人，他們對所持公司股票的套現將產生怎樣的經濟后果？對于該問題的考察，不僅對于穩定上市公司股價具有重要的現實意義，同時也將對監管機構的政策制定具有重要的指導意義。

代理理論及理性經濟人理論表明，公司高管有強烈的動機選擇減持時機或通過盈余操縱，使得自身減持利益最大化(Park and Park, 2004)[17]。尤其當預期公司未來發展形勢變差時，具有信息優勢的高管很可能通過隱瞞壞消息，在市場預期改變之前減持套現(Agrawal and Cooper, 2015; Bao et al., 2019; 易志高等, 2019)[1][2][28]，因此市場對減持行為反應普遍較為負面。已有實證文獻通過分析減持事件區間的股票超額回報(CAR)(He and Rui, 2016；張婧昕和李柱, 2017)[12][31]，考察內部人減持的市場反應或對投資者預期的影響。然而，上述方法很難剔除高管減持本身帶來的供需失衡所導致的股價下行的噪音。隨著中國融資融券制度的逐步擴容2，賣空交易成為市場消化負面信息的重要機制。賣空交易者以發現股票價值高估并進行反向操作為盈利模式，通常在預期或感知目標公司有負面信息時會顯著增加賣空量(Khan and Lu, 2013; 蘇冬蔚和彭松林, 2019)[14][24]。基于上述背景，考察高管減持事件窗口期融券賣空量的變化，能夠更為直觀地考察內部人交易如何改變投資者對公司價值的預期。本文采用事件研究法，以2010年8月―2018年12月我國上市公司高管及親屬3減持窗口期超額融券水平為研究對象，考察高管減持所任職公司的股票對市場預期的影響，以及橫截面上公司特征可能起到的調節作用。

本文可能的貢獻在于：第一，以融券交易為切入點研究高管減持行為如何影響市場預期，不同于以往文獻從股票回報角度考察高管減持對投資者預期的影響，較好地避免了采用股票回報方式時高管減持本身帶來的供需失衡所導致的股價下行噪音，從而豐富和擴展了內部人交易等領域的研究；第二，發現高管減持帶來公司股票融券賣空量的顯著提升，該結論對于融券擴容后上市公司如何規范和引導高管減持，進而穩定投資者預期、減緩股價下行壓力具有一定的啟發意義；第三，發現良好的信息透明度可以在一定程度上緩解高管減持對投資者預期的負面影響，對上市公司如何改善公司內外部信息環境、緩解市場預期因高管減持受到的負面沖擊具有借鑒啟發意義，同時也為監管部門根據公司特質信息進行分類差別化監管提供決策依據。

二、文獻回顧與研究假設

高管減持可以分為機會主義減持與正常減持(羅宏和黃婉, 2020； 陳作華和方紅星, 2019)[23][21]，機會主義減持可能會推動董監高濫用信息優勢或操控信息謀取超額回報，嚴重危害市場穩定(陳作華和方紅星, 2019)[21]。高管為調整投資組合或流動性需要減持本公司股票為正常減持，這類交易通常不受私有信息驅動，可能也就無法獲得超額收益(Cohen et al., 2012)[6]。

關于高管減持對減持收益或未來長期股價走勢的影響，現有文獻主要有以下兩種觀點：第一種是信息優勢觀，認為高管擁有短時效的內幕信息優勢和長期內存在的內在價值、發展前景判斷優勢(朱茶芬等, 2011)[33]，長期優勢又可進一步區分為估值判斷優勢和業績預測優勢(Piotroski and Roulstone, 2005)[18]。利用上述信息優勢，高管可以通過擇機買賣本公司股票輕易實現高位套現、獲得超額收益(曾慶生, 2008)[29]。第二種是信息操縱觀，即高管作為公司經營決策層，有能力在減持本公司股票前為實現自身利益最大化操縱企業行為，表現為調整可支配應計利潤增加當期收益(Park and Park, 2004)[17]、進行盈余操縱(Elitzur and Yaari, 1995)[10]、隱瞞企業負面消息(Bao et al., 2019)[2]，在減持期間操縱信息披露以拉升股價(Doyle and Magilke, 2009；易志高等, 2017)[7][27]，即高管減持后公司股票可能呈下行趨勢。

基于上述觀點，無論高管套現所持股票的動機如何，其減持導致的市場擇時或股價操縱對外部中小投資者預期的影響不容忽視?？紤]到中國股市波動大，股價中含有較多泡沫成分，作為內部人的高管趁機減持獲利是可以預見的，已有大量文獻表明我國高管在賣出股票時可以準確抓住高估值偏差的市場機會套現(朱茶芬等, 2011；陳維和吳世農, 2013)[34][20]。那么，企業經營的重要內部人的這一行為將如何影響外部投資者預期？He and Rui(2016)[12]采用事件研究法考察了我國資本市場內部人第一大股東交易帶來的市場反應，并發現市場對第一大股東減持的反應并不顯著。而高管作為重要的企業經營內部人，對于公司未來發展的價值預期掌握更為精準，因而他們減持股票的信號傳遞強度很可能與第一大股東有所不同，且使用事件窗口期的累積超額回報率(CAR)考察市場反應(如張婧昕和李柱，2017)[31]很難分離出大規模內部交易造成的供需失衡帶來的股價波動噪音。另外，Khan and Lu(2013)[14]與Massa et al.(2015)[16]將內部人交易與賣空量相聯系，但他們都沒有專門涉及高管這一重要內部人減持對賣空量的影響；蘇冬蔚和彭松林(2019)[24]考察了我國上市公司重大利空公告帶來的賣空交易行為變化，發現賣空者表現出精確的擇時交易能力，在利空消息公告前顯著加大賣空量，從而表明我國賣空者作為知情交易者具有信息優勢4，但他們并沒有專門針對高管減持展開深入研究?；诖耍疚目疾旄吖軠p持對于超額融券量即投資者預期的影響，將進一步拓展和豐富內部人交易經濟后果的相關研究。

信息不對稱程度是影響投資者判斷和價值預期的重要因素，也是內部人交易對外部投資者具有信號傳遞功能的重要理論基礎。作為理性經濟人，企業高管同時身兼代理人與直接經營企業內部人，有強烈動機和相應能力利用自身掌握的信息優勢實現高位套現(孫淑偉等, 2017)[25]。盡管高管減持動機可能呈多元化，但對于外部投資者而言，高管擁有的信息優勢是其減持的主要驅動因素(Huddart and Ke, 2007; 陳作華和方紅星, 2019)[13][21]。相應地，高管減持可能被外部投資者理解為信息優勢方向信息劣勢方發送的負向“信號”，即公司高管對行業或公司本身失去信心，極易引發市場跟風行為(Leland and Pyle, 1977; 張婧昕和李柱, 2017)[15][31]；且“信號”強弱和減持規模顯著相關，即減持規模越大，股價受影響程度越大(Khan and Lu, 2013)[14]。賣空交易者作為特殊的外部投資者，以發現公司股價高估并進行反向交易操作為盈利模式，對于公司負面信息具有較高的敏銳性(蘇冬蔚和彭松林, 2019)[24]。高管減持規模越大，減持事件傳遞出的利空消息越強烈，很可能相應導致的融券交易量增幅越大。由此，本文提出：

假設1：高管減持規模越大，事件窗口期內的超額融券交易量越多。

良好的信息透明度，能夠在一定程度上緩解高管減持對融券交易的利空影響。原因在于：一方面，若企業信息透明度較高，市場對公司價值的預測與真實值更接近，高管減持帶來的額外信息含量相對較少，引起的賣空水平可能相對較低；另一方面，高管減持股票的動機多樣化，除了獲利，高管可能會出于增強資金流動性以及分散投資的原因賣出公司股票(Cohen et al., 2012)[6]。企業信息透明度是衡量外部投資者能否及時獲得企業相關消息的指標，包括財務信息、私有信息等，也是投資者對公司信息披露信任程度的基礎。在公司信息透明度更高時，賣空投資者更有可能將高管減持看作高管為了實現個人資金流動或分散個人投資的途徑，而非作為高管看空公司前景的依據。綜上，對于信息透明度更高的企業，高管減持對于融券賣空的影響相對較小。由此，本文提出：

假設2：良好的企業信息透明度減弱高管減持與公司股票超額融券交易量的正相關關系。

三、研究設計

(一)樣本選擇

2010年3月31日，我國正式開啟融券機制?？紤]到事件研究法衡量超額融券交易水平時需要使用事件發生前一段時期作為估計窗，因此本文選取2010年3月31日后90個交易日的2010年8月16日作為高管減持樣本選取起始點，以2010年8月16日―2018年12月31日作為研究期間。本文對數據進行了如下篩選：(1)剔除金融類公司；(2)剔除ST公司；(3)剔除凈資產為負的企業；(4)為保證減持金額的可比性，僅保留幣種為人民幣的高管減持數據；(5)已有文獻多采用季度或月度平均融券交易數據進行研究?？紤]到“賣空交易者可能采取短期交易策略”，本文采用日度融券交易數據(Khan and Lu, 2013)[14]，并對連續變量進行上下1%縮尾處理。本文高管減持數據、融券交易數據以及財務指標數據來源于CSMAR數據庫。

(二)變量定義

1.被解釋變量：超額融券水平

本文借鑒Christophe et al.(2004)[5]的做法，通過事件窗與估計窗的融券交易水平之差估計超額融券水平。具體地，以高管減持前90個交易日至高管減持前10個交易日為估計窗，假設這段時期內的日度融券交易量未受高管減持事件影響，處于一般交易水平；將高管減持前1個交易日到高管減持后5個交易日作為事件窗[-1,5]，用事件窗與估計窗的日均融券交易水平之差與估計窗日均融券交易水平之比衡量超額融券交易水平。公式如下：

ABBS[-1,5]=(SS[-1,5]-AVESS)/AVESS

其中，ABBS[-1,5]為事件窗的超額融券交易水平，SS[-1,5]為事件窗的日均融券交易量，AVESS為估計窗的日均融券交易量。

2. 解釋變量：高管減持

關于高管減持行為，本文分別從高管減持比例、減持金額兩個角度衡量。高管減持比例TCP為同一公司同一天高管減持股數與該公司總股數之比。同一行業中可能存在扎堆減持(易志高等, 2019)[28]，本文計算了剔除行業平均減持后的企業特質性高管減持Excdind，考慮到金額與個人效用之間可比性更強，將高管減持金額Amount(單位：百萬元)作為衡量減持強度的另一個指標(Khan and Lu, 2013; 孫淑偉等, 2017)[14][25]。

3. 控制變量

考慮到融券交易特殊之處，本文參考Christophe et al.(2004)[5]、蘇冬蔚和彭松林(2019)[24]的做法，加入公告前股票價格走勢RET[-20,-1]作為控制變量，RET[-20,-1]通過高管減持前1天與前20天股票收盤價之比減1得到，用于衡量高管減持前20天股票價格走勢，并作為控制變量控制短期內股票價格走勢對融券投資者策略的影響：公司股價持續上升引發高管高位減持套現，同時賣空交易者判斷此時公司股價被高估而采取賣空策略。同時參考高管減持相關文獻，本文還控制了以下變量：No1shr，第一大股東股權集中度，為第一大股東持股總數與流通股總數之比；No10shr，第二到第十大股東股權集中度，為第二到第十大股東持股總數與流通股總數之比；Nature，股權性質，國企為1非國企為0；Mngtwo，董事長和總經理是否兩職合一，兩職合一為1，否則為0；Mngshr，管理層持股水平，為管理層持股數與總股數之比；Board，董事會總人數；Dpndrc，獨立董事占董事會比例；ROA，資產回報率；D/A，資產負債率；Sales_grow，營業收入增長率；AveDretwd，減持事件前20天考慮現金紅利再投資的平均日個股回報率；Size，企業規模，為資產取自然對數。

(三)回歸模型

為檢驗假設1，構建下述回歸模型：

TCPi,t為i企業第t次減持事件日當天的高管減持比例之和(‰)，即該公司該日全部高管減持比例之和，Excdindi,t為i企業第t次減持中剔除該企業所在行業該年平均減持比例后歸屬各企業的特質性減持比例(‰)，減持金額Amounti,t為i企業第t次減持金額，單位為百萬元。Controlsi,y為一組控制變量，控制i企業第t次減持所在年份y的一系列財務指標及公司治理指標，uind為行業固定效應，uy為年份固定效應。若假設1成立，則式(1)中r1預期為正，表明隨著高管減持事件的發生，超額融券量顯著增加。

為驗證假設2，分別構造TCPi,t/Excdindi,t/Amounti,t與度量信息透明度的變量的交互項。

參照現有文獻，本文使用是否聘請國際四大會計師事務所審計(Bigfour)和媒體關注度(MA)衡量信息透明度。已有文獻的結論表明，雇用“四大”會計師事務所作為合作伙伴的企業，與財務相關的信息更為可信(王艷艷和陳漢文, 2006)[26]，發生財務舞弊的概率更低，可操縱性應計利潤更低，公司信息透明度更高。曾慶生等(2018)[30]也指出，高質量審計是高質量會計信息的根本，可以作為會計信息透明度的代理變量。另外，媒體可以通過“法律懲罰”和“聲譽機制”發揮治理作用(Dyck et al., 2008)[8]，在抑制私有權收益(Dyck and Zingales, 2004)[9]、防止會計舞弊(Dyck et al., 2008)[8]、提高企業信息透明度(Bushee et al., 2010)[4]等方面發揮重要作用。在轉型國家，媒體監督是一項重要的“法律外替代機制”(張俊民和張曉, 2017)[32]，通過對信息的收集、處理和擴散，將企業運行中存在的問題暴露在利益相關者面前。相較于公司基本面信息，媒體報道對股價的影響可能更大(Solomon, 2012)[19]?？紤]到近些年網絡媒體發展迅速，已成為重要信息溝通工具，本文在百度新聞高級搜索網站，針對每家上市公司，分年度搜索標題中含該公司簡稱或全稱的新聞報道，采用新聞條數(單位：百條)衡量公司媒體關注水平。具體回歸模型如下：

其中，Bigfouri,y為i企業第t次減持所在年份y是否聘請“四大”審計，若是則為1，否則為0；MAi,y為i企業第t次減持所在年份y的媒體關注度。若假設2成立，則式(2)中r3預期為負，即信息透明度低的企業，受高管減持影響的融券量放大效應更為顯著。

圖1 不同事件窗與估計窗的日均融券交易量對比

四、實證結果與分析

(一)描述性統計

圖1所示的柱狀圖對比了非事件窗日均融券交易量和不同期限事件窗日均融券交易量，其中日均融券交易量單位為萬股。由圖1可發現，減持公告發布前后的日均融券交易量明顯高于非事件窗；且事件窗越靠近公告日，日均融券交易量越大，[t-1,t+1]的窗口期比估計期的融券賣空量上升約60%，可見高管減持帶來的融券賣空效應非常顯著。

表1 描述性統計結果

表2 主要變量相關系數

表1為本文主要變量的描述性統計結果。從中可以發現，超額融券賣空量(ABBS[-1,5])均值為1.235，最小值-0.969，最大值23.102，表明事件窗融券量總體明顯高于估計窗。樣本公司同一天高管減持比例(TCP)均值為0.979‰，最小值接近0，最大值17.381‰，減持金額(Amount)均值為16.766，表明我國上市公司高管減持總體金額較高，且在不同公司間的水平差異較大?？刂谱兞糠植继卣髋c已有研究類似。

(二)相關性分析

主要變量間的相關系數見表2。超額融券水平(ABBS[-1,5])與高管減持比例(TCP)的Pearson與Spearman相關系數分別為0.075和0.067，且在1%水平下顯著；減持金額(Amount)與超額融券水平(ABBS[-1,5])均在1%水平下顯著正相關，Pearson與Spearman相關系數分別為0.048和0.050，從而在一定程度上表明，高管減持比例、減持金額高的公司，股票的超額融券量更高，從而初步驗證了假設1。

(三)高管減持與超額融券的結果分析

表3報告了對假設1檢驗的回歸結果。結果顯示，TCP、Excdind以及Amount的回歸系數分別在5%、1%、5%水平下顯著為正，即意味著高管減持會帶來事件窗融券交易量的異常增長。具體而言，高管減持比例(TCP)每增加1‰，該公司異常融券量增加5.5個百分點；減持金額(Amount)每增加一百萬元會引起異常融券量增加約0.2個百分點；當只考慮該公司相對于同行業其他公司異常高管減持時，減持比例(Excdind)每增加1‰，會引起公司股票異常融券量增加約5.6個百分點。

控制變量的回歸結果顯示，RET[-20,-1]的回歸系數顯著為正，意味著事件窗前20天股票價格上漲趨勢越明顯，事件窗超額融券量放大效應越強；Size的回歸系數顯著為負，即企業規模越大，事件窗的超額融券量顯著越?。籒ature和Mngshr的回歸系數顯著為正，即國有企業和管理層持股較高的企業在事件窗面臨顯著更大的超額融券量。

(四)區分機會主義減持與正常減持

本文進一步將高管減持區分為機會主義減持與正常減持，以區分不同類型減持對市場預期(即超額融券水平)的影響。借鑒Friederich et al.(2002)[11]、曾慶生(2008)[29]、羅宏和黃婉(2020)[23]的做法，本文以減持發生前的[t-90，t-20]交易日區間作為估計期，采用高管減持后20天累計超額收益衡量高管減持的短期獲利能力，若高管減持成功避免了日后虧損，即CAR[1，20]為負，則將此次減持劃分為機會主義減持，否則為正常減持。表4結果表明，對于機會主義減持的樣本組，高管減持對超額融券量的影響顯著為正；而對于正常減持樣本組，上述二者關系同樣為正，但不顯著。即機會主義減持對事件窗超額融券量放大的影響更為顯著。

表3 高管減持與超額融券的回歸結果

(五)信息透明度的調節作用

表4 區分機會主義減持與正常減持的回歸結果

表5的結果顯示，Bigfour與TCP、Excdind以及Amount交互項的回歸系數均在1%水平下顯著為負，即采用四大審計可以緩解高管減持比例、減持金額與超額融券量之間的正相關關系，表明隨著信息透明度的提高，外部投資者對高管減持的負面解讀效應顯著變弱。同樣，表6的結果顯示，MA與TCP、Excdind以及Amount交互項的回歸系數均在5%水平下顯著為負，表明較高的媒體關注度可以緩解市場對高管減持的負向預期。

綜合表5和表6的回歸結果，良好的信息透明度有利于緩解高管減持所帶來的超額融券量放大的負面效應，本文假設2得以驗證。

表5 審計質量的影響

表6 媒體關注度的影響

五、穩健性檢驗

為了保證上文結論的可靠性，本文進行了如下穩健性檢驗：

(一)改變窗口期

將高管減持事件前后[t-1,t+5]區間共7個交易日的事件窗口期分別改為高管減持事件前后[t-5，t+5]共11個交易日、[t-10，t+10]共21個交易日，在此基礎上重新估計高管減持事件前后超額融券量的變動，結果(見表7)顯示主要結論仍然成立。

(二)剔除當年進入融資融券標的公司樣本

考慮到公司被納入融資融券名單前市場可能根據預期提前做出反應，以及公司被納入融資融券名單后由于信息不對稱等原因造成市場過度反應(褚劍等, 2019)[22]，并且進入雙融標的股票名單的公司在新進入的當年并非一整年都處于可賣空范圍，因此剔除掉進入融資融券標的名單當年的數據進行分析，結果(見表8)顯示結論保持不變。

(三)加入新的控制變量

考慮到股票回購、關聯交易、集團公司組織結構調整等因素所引起的減持對投資者預期影響的機制與一般性減持可能有所差異，在回歸中加入以下控制變量：高管減持當年的總關聯交易金額RT(總金額加1取自然對數，沒有關聯交易時為0)，所在公司高管減持當年的總股份回購比例(RS)，企業當年是否發生并購重組(Dum_MA)以及企業本年是否發生股本結構調整(Dum_EC)，以控制上述因素帶來的影響。回歸結果(見表9)顯示結論未發生顯著變化。

表7 改變窗口期后的檢驗結果

表8 剔除進入標的名單當年數據后的檢驗結果

(四)改變超額融券衡量方式

我國融券交易面臨券源約束問題，而不同程度的券源約束對本文計算的超額融券水平的合理性可能有一定影響。因此，分別使用樣本期間每只股票融券余量最大值和融券余額最大值估計該股票券源數量多少，并采用下述兩種方法控制券源約束的影響：一是將ABBS[-1,5]除以最大融券余額的自然對數得到ABBS1[-1,5]；二是將ABBS[-1,5]除以最大融券余量的自然對數得到ABBS2[-1,5]。回歸結果(見表10)顯示結論未發生實質性改變。

表9 加入新控制變量的回歸結果

(五)其他

盡管在研究設計中已經根據現有文獻盡可能多地控制了可觀測變量，但研究結論仍有可能受到同時影響高管減持以及股票融券交易的不可觀測因素影響。借鑒Bellows and Miguel(2009)[3]構造的不可觀測變量選擇性偏誤強度的測度指標，本文對不可觀測變量選擇性偏差進行評估，結果顯示高管減持對異常融券交易的影響完全由不可觀測因素驅動的可能性較低。

另外，本文還采用股價同步性、分析師預測偏差作為公司信息透明度的代理指標，得到了類似的研究結論(限于篇幅，結果未報告，可函索)。

六、結論與啟示

高管是企業一線經營決策的重要內部人，研究他們的減持行為在新興資本市場可能給投資者預期造成的影響，無論對上市公司還是監管層都具有重要意義。本文采用事件研究法，以2010年8月―2018年12月我國上市公司高管及親屬減持窗口期超額融券水平為研究對象，考察高管減持所任職公司的股票對外部投資者預期的影響。研究結論表明，高管減持本公司股票會顯著增加本公司被融券交易者賣空的力度(超額融券量顯著增加)，在更換窗口期后，結論依然穩健；并且，高管減持比例越高或者減持金額越大，窗口期的超額融券量越高。進一步研究發現，四大事務所審計或者較高的媒體關注度可以顯著降低高管減持對超額融券量的正向影響，從而表明良好的信息透明度可以緩解公司因高管減持對賣空量放大的負面效應。

表10 考慮券源約束后的檢驗結果

本文研究結論可能的指導意義在于：對于監管機構而言，進一步強化和規范上司公司高管減持的信息披露機制，尤其是進一步細化高管減持信息披露標準，是維持資本市場穩定和有序發展的重要保障。盡管中國證券監管部門近年來對上市公司董監高的股份減持行為作了嚴格限定，但高管減持仍然有很大可能被外部投資者負面解讀。對于上市公司而言，管理層應規范、有序減持所持公司股票，盡可能避免集中減持，并通過維持透明、良好的信息環境，增強外部投資者信任度，最大程度規避內部人減持所導致的股價非理性波動。 ■

注釋

1. 2015年，我國資本市場高管減持市值達1330億元。2017年5月27日，證監會發布“減持新規”，在保持現行持股鎖定期、減持數量比例規范等相關制度不變的基礎上，專門針對突出問題，對現行減持制度作進一步完善，避免集中、大幅、無序減持擾亂二級市場秩序、沖擊投資者信心。通過事前、事中和事后報告、備案、披露制度，防范大股東和董監高利用信息優勢實施“精準減持”，防范首發限售股及定增限售股解禁后的“清倉減持”，防范股東通過大宗交易進行“過橋減持”?！皽p持新規”出臺后，高管減持行為雖略有收斂，但規模仍不容小覷，即便是2017、2018年這樣的減持低潮期，減持金額也分別達到520億元、480億元。2019年以來高管減持規模又開始攀升，全年減持金額再超1000億元。

2. 2010年3月，我國融資融券業務正式啟動，中國股市開始步入信用交易時代。2019年8月9日，融資融券標的股票第六次擴容，由950只擴大到1600只，同時，融券交易資格起點不斷降低、交易流程不斷改進，吸引越來越多的投資者參與融券交易。

3. 本文“高管”為滬深A股公司高管，包括董事、監事和高級管理人員。同類研究如曾慶生(2008)[29]、易志高等(2017)[27]、易志高等(2019)[28]將高管家屬減持也等同于高管自身減持，本文借鑒了他們的做法。

4. 與他們的研究發現不同，本文后文圖1結果顯示，在高管實際減持日后的事件窗口內，超額賣空量仍明顯高于估計窗口，說明我國的賣空機構并非是完全的知情交易者。