減持新規影響上市公司投資效率嗎？
——基于股票流動性視角的實證分析

林志偉黃霞

（1.深圳大學經濟學院，廣東 深圳 518052；2.深圳信公企業管理咨詢有限公司，廣東 深圳 518046）

一、引言

2017年5月27日，證監會修訂發布《上市公司股東、董監高減持股份的若干規定》(證監會公告〔2017〕9號，以下簡稱減持新規)，意圖規范上市公司股東1、董監高(以下將控股股東和持股5%以上的股東、特定股東和董監高統稱大股東)的股票減持行為和強化相關的信息披露，促進股票市場平穩運行。由于擴大了減持受限主體，延長了減持時限，限制了減持方式和數量，減持新規客觀上限制了上市公司大股東對其所持股票的自由轉讓權。2轉讓權的變化會改變企業的公司治理進而影響企業績效(Alchian，1965；Liao et al.，2014)[1][11]，因此，研究減持新規是否影響上市公司投資決策以及如何影響投資決策，將有助于市場和監管部門更全面公允地評價減持新規的經濟后果。

目前有關減持新規的研究主要關心減持新規對大宗交易、股價波動、定向增發的影響(唐齊鳴等，2018；章晟等，2019；張衛東和李莉，2018；阮永平等，2018)[25][36][35][24]，較少探討減持新規對企業經營投資決策的影響。本文從股票流動性視角出發，研究減持新規的出臺對上市公司投資效率的影響。減持新規通過不同路徑降低了大股東和市場投資者所持股票的流動性進而對上市公司的投資效率產生影響。一方面，減持新規通過降低大股東所持股票的流動性減少了大股東對上市公司短期業績的關注。在股票流動性較高(即減持限制較少時)的情況下，大股東尤其是控股股東利益最大化的選擇之一是操縱上市公司短期業績以拉升股價然后減持。此時，大股東有動機要求上市公司減少研發支出等能帶來長期利益但會降低短期盈利的投資活動。減持新規出臺后，減持時限延長和減持比例受限大大降低了大股東所持股票的流動性，這將降低大股東操縱上市公司短期業績以拉升股價然后減持的可行性和預期收益。因此，減持新規的出臺有助于緩解大股東對短期業績的關注，從而減少大股東犧牲上市公司長期績效換取短期業績的行為，這將有助于提升投資效率。

另一方面，減持新規降低了市場投資者的股票流動性進而提高了短期投資者進入和退出的成本，上市公司提升短期業績以迎合短期投資者的壓力將因此有所緩解。3減持新規通過兩個路徑對股票流動性產生影響：一方面，減持新規出臺后，大股東賣出股票的行為受到限制，其買入股票的意愿也會由于賣出受限而降低。供給和需求的減少會增加投資者的交易成本進而對股票流動性產生負面影響。4另一方面，減持新規減少或延緩了大股東的合法內部人交易行為，市場通過合法的內部人交易間接了解公司內部信息的機會因此減少或被延遲。在其他條件不變的情況下，合法內部人交易的減少或延緩會增加投資者和公司之間的信息不對稱，而信息不對稱的增加也會對股票流動性產生負面影響(Carlton and Fischel，1983；Huddart et al.，2001；靳云匯和楊文，2002)[5][10][20]。

股票流動性的增加雖然有助于提高公司股價的信息含量(Maug，1998；Edmans et al.，2009)[13][6]，但也便利了短期投資者的進入和退出。為了避免短期投資者交易導致的股價低估，上市公司高管有動機選擇犧牲長期績效以提升短期業績的投資決策(Fang et al.，2014；陳蓉和吳宇翔，2019；馮根福等，2017；胡勇等，2016)[8][16][17][19]。減持新規出臺后，上市公司的股票流動性由于交易成本和信息不對稱的增加而有所下降。股票流動性下降增加了短期投資者進入和退出的成本(馮根福等，2017；胡勇等，2016)[17][19]，上市公司高管提升短期業績以避免股價低估的壓力將因此有所緩解5，這將有助于糾正投資決策扭曲，提升投資效率。

圖1展示了減持新規出臺(2017年第二季度)前后的季度股票流動性和投資效率數據。本文用季度的非有效投資的絕對值度量投資效率，用季度非流動性度量股票流動性。非有效投資的絕對值越小，說明投資效率越高；季度非流動性越大，說明流動性越差。從圖1可以看出，上市公司的股票流動性(折線)在減持新規出臺后呈現下降趨勢(值越大流動性越差)，而投資效率(柱狀圖)在減持新規出臺后有一定上升(值越小投資效率越高)。6

本文發現，減持新規出臺后股票流動性顯著降低，而且股票流動性的降低有利于提升投資效率。本文的研究表明，減持新規的出臺緩解了上市公司提升短期業績的壓力，有助于提升上市公司投資效率。

本文對現有文獻有三個主要貢獻：首先，發現在流動性較好的情況下，股票流動性的降低有助于改進企業的投資決策，豐富了股票流動性與企業投資行為關系的文獻(Edmans et al.，2013；Fang et al.，2014；陳蓉和吳宇翔，2019；馮根福等，2017；胡勇等， 2016)[7][8][16][17][19]；其次，發現減持新規的實施有助于提高企業投資效率，豐富了減持新規的經濟后果研究(唐齊鳴等，2018；章晟等，2019；張衛東和李莉，2018；阮永平等，2018)[25][36][35][24]；最后，發現減持新規緩解了大股東股權質押對企業投資決策帶來的負面影響，充實了大股東股權質押的經濟后果研究(李常青等，2018；張瑞君等，2017；郝項超和梁琪，2009)[21][34][18]。

圖1 減持新規前后股票流動性與投資效率變動

二、制度背景與研究假設

(一)減持新規及其內容

2016年1月，中國證監會發布《上市公司大股東、董監高減持股份的若干規定》(以下簡稱若干規定)，對控股股東、持股5%以上股東和董監高在二級市場的股票減持行為進行規范。若干規定的出臺在一定程度上規范了控股股東、持股5%以上股東和董監高在二級市場上的股票減持行為，然而隨著時間的推移和市場的發展，市場上出現了新的減持問題：例如控股股東通過大宗交易減持后受讓方立即通過二級市場大量賣出，又如部分股東進行“清倉式”減持，再如一些董監高人員通過辭職來實施減持等。上述各類減持行為大大削弱了若干規定的效果，而且容易引起市場較大反應，不利于資本市場穩定發展。

為了更全面地規范大股東的減持行為，證監會在2017年5月修訂并發布了減持新規。相對于以往的規則，減持新規擴大了受限主體，細化了減持限制，強化了減持披露，嚴格了減持罰則，較為全面地完善了減持制度。2017年的減持新規主要包含以下內容：第一，擴大了受限主體。減持新規不僅加強了對控股股東和持股5%以上股東的監管力度，還將特定股東(持有公司首次公開發行前股份、上市公司非公開發行股份的股東)納入監管范圍，對擁有持股優勢、信息優勢、持股成本優勢股東的減持行為實現了有效監管。第二，細化了減持限制。減持新規規定，相關受限主體如減持上市公司非公開發行股份，在解禁后12個月內不得超過其持股量的50%；通過大宗交易方式減持股份，在連續90個自然日內不得超過公司股份總數的2%，且受讓方在受讓后6個月內不得轉讓；通過協議轉讓方式減持股份導致喪失大股東身份的，出讓方、受讓方應當在6個月內繼續遵守減持比例和信息披露的要求；董監高辭職的，仍須按原定任期遵守股份轉讓的限制性規定等。第三，強化了減持披露要求。大股東在減持前、減持中、減持后需向交易所報告并公告其減持計劃、減持進展和減持完成情況。第四，提高了減持罰則。對于違規減持行為，交易所可以采取書面警示、通報批評、公開譴責、限制交易等監管措施或者紀律處分，極大地提高了大股東減持的違規成本。

(二)減持新規與投資效率

減持新規通過降低大股東和市場投資者的股票流動性對上市公司投資效率產生影響。減持新規對大股東減持行為的限制，可以理解為增加了大股東在減持新規允許的時間和比例外買賣股票的交易成本，而交易成本的增加意味著股票流動性的下降(Amihud and Mendelson，1988)[3]。減持新規通過兩個路徑對市場投資者的股票流動性產生影響：一方面，減持新規出臺后，大股東賣出股票的行為受到限制，其買入股票的意愿也會因賣出受限而降低。供給和需求的減少會增加市場投資者達成交易的時間進而對股票流動性產生負面影響。另一方面，減持新規擴大了減持受限主體，延長了減持時限，限制了減持方式，這會減少或延緩大股東的合法內部人交易行為，市場投資者通過觀察合法的內部人交易間接了解公司內部信息的機會因此減少或被延遲。在其他條件不變的情況下，合法內部人交易的減少或延緩會增加投資者和公司之間的信息不對稱，而信息不對稱的增加也會對股票流動性產生負面影響(Carlton and Fischel，1983；Huddart et al.，2001；靳云匯和楊文，2002)[5][10][20]。綜上所述，大股東股票流動性下降的原因是交易受限，而市場投資者股票流動性下降的原因是市場供需減少導致的交易成本上升和合法內部人交易減少導致的信息不對稱增加，而股票流動性的下降會對大股東和市場投資者的行為產生顯著影響。7

減持新規通過降低大股東和市場投資者的股票流動性進而對上市公司的投資決策產生影響。一方面，減持新規通過降低大股東所持股票的流動性減少了大股東對上市公司短期業績的關注，從而有助于減少上市公司投資決策的扭曲，提升投資效率。在減持新規出臺前，大股東可以通過要求上市公司減少研發支出等方式提升短期財務業績，并在上市公司股價拉升后減持獲利。減持新規延長了大股東的減持時限，限制了大股東的減持方式和數量，降低了大股東的股票流動性。此時，大股東操縱短期業績以拉升股價然后減持的可行性和預期收益將大大降低，大股東犧牲長期績效換取短期業績的動機將有所降低。因此，減持新規的出臺有助于緩解大股東對上市公司短期業績的關注，減少大股東要求上市公司犧牲長期績效換取短期業績的行為，這將有助于改善投資效率。

另一方面，減持新規降低了市場投資者的股票流動性進而減少了短期投資者的進入和退出，企業提升短期業績以迎合短期投資者的壓力將有所降低，這將緩解上市公司投資決策的扭曲，提升投資效率。研究發現，國內的機構投資者出于業績壓力會更加偏好短期超額收益(劉京軍和徐浩萍，2012；溫軍和馮根福，2012)[22][27]。楊海燕等(2012)[31]的研究表明，國內機構投資者持股期限普遍較短，交易較頻繁，短期投資特征明顯，容易造成股價波動。若公司短期業績不佳，短期機構投資者可能會拋售股票從而造成股價下跌(Porter，1992；Bhide，1993)[14][4]。為了避免短期投資者交易帶來的股價低估，上市公司高管有動機犧牲公司長期價值以提高短期業績，其后果是企業的投資決策被扭曲，投資效率降低(Fang et al.，2014；Matsumoto，2002)[8][12]。Graham et al. (2005)[9]的調研也發現，公司的財務總監為了穩定股價，常常采用削減長期投資的方式來實現較好的短期盈利。減持新規的出臺降低了市場投資者的股票流動性。股票流動性下降將減少短期投資者的進入和退出(馮根福等，2017；胡勇等，2016)[17][19]，高管因為短期投資者對短期業績的偏好而犧牲長期績效的壓力隨之減小。綜上所述，較高的股票流動性便利了短期投資者的進入和退出，其后果是企業會盡力保證短期投資者所追求的短期業績，有時甚至不得不扭曲企業投資行為。減持新規的出臺降低了股票流動性，增加了短期投資者進入和退出的成本，其后果是公司犧牲長期績效換取短期業績的壓力有所降低，投資扭曲問題也將有所緩解，而投資扭曲的緩解有助于提升投資效率。

基于上述有關減持新規對大股東和短期投資者行為影響的分析，本文提出研究假設：

H1：在其他條件相同情況下，減持新規的出臺有助于提升上市公司投資效率。

(三)減持新規、股權質押與投資效率

相對于長期投資者，短期投資者更關注短期績效，在公司短期業績不佳時，短期投資者會拋售股票進而導致股價下跌。對于進行了股權質押的公司控股股東，股價下跌會增加其控制權轉移風險(王雄元等，2018)[26]；對于進行了股權質押的其他股東，股價下跌也會增加他們喪失股票所有權的風險。為了控制喪失股票所有權的風險，進行了股權質押的股東會對公司施加壓力，要求公司提升短期業績以穩定或抬高股價，這些行為會使得企業的投資決策出現更大的扭曲。如李常青等(2018)[21]發現，控股股東股權質押會抑制企業的創新投入，因為企業削減研發投入可以在短期內增加業績和刺激股價上漲。朱磊等(2019)[37]發現，大股東股權質押后會產生風險規避傾向和掏空動機，而這也將降低企業的創新 投資。

綜上所述，相對于股東沒有股權質押的公司，股東有股權質押的公司還面臨來自進行了股權質押的股東的額外壓力。在減持新規出臺前，較高的股票流動性便利了短期投資者的進入和退出，公司有額外的動機進一步減少長期有價值的項目以增加短期業績；股東質押率越高，公司面臨來自進行了股權質押的股東的壓力越大。減持新規的出臺降低了股票流動性，增加了短期投資者進入和退出的成本，進而導致短期投資者進入和退出行為的減少。上市公司面臨的股價低估風險也相應降低，此時進行了股權質押的股東讓企業提升短期業績的額外動機也隨之減少，這將有助于緩解股東有股權質押的公司的額外投資扭曲現象。因此，相對于股東沒有股權質押的公司，股東有股權質押的公司的投資扭曲現象在減持新規出臺后將出現更大的緩解。換言之，減持新規出臺后，股東有股權質押的公司會出現更大的投資效率提升。根據上述分析，本文提出研究假設：

H2：在其他條件相同情況下，減持新規出臺后，相對于股東沒有股權質押的公司，股東有股權質押的公司的投資效率提升更大。

(四)產權性質的調節作用

謝德仁和廖珂(2018)[29]總結了不同產權性質上市公司的控股股東進行股權質押后的不同后果。一方面，相對于非國有控股上市公司的股東，國有控股上市公司的股東面臨的融資約束較低(余明桂和潘紅波，2008)[33]；另一方面，即使國有股東被質押的股票觸發平倉線，質權人更傾向于采取非市場化手段與國有股東進行“私下和解”，這是由于國有控股上市公司控股權的轉移會受到地方政府、國資管理機構及資本市場監管機構的關注和干涉，潛在競標企業需要受到上述機構嚴密的資格審查。上述兩點保障使得國有控股上市公司的經理人提升短期業績以防喪失所有權的動機較小。非國有控股上市公司則面臨與國有控股上市公司截然不同的激勵：一方面，非國有控股上市公司的大股東進行股權質押的主要目的是緩解融資約束，繼續追加保證金對其來說非常困難(呂曉亮，2017)[23]；另一方面，債權人將非國有控股上市公司大股東的質押股票強行平倉出售的困難相對較小，潛在競標企業無需過多考慮受讓被強制平倉的股票后該如何脫手的問題。概括而言，非國有控股上市公司進行了股權質押的股東相對來說更擔心所有權轉移風險。

因此，在減持新規出臺前也就是股票流動性較好的情況下，非國有控股上市公司通過放棄長期績效換取短期業績以迎合短期投資者需求的動機較大，其投資效率扭曲的程度也較大。在減持新規出臺后，非國有控股上市公司提升短期業績的壓力降低，其投資決策扭曲的問題也因此得到較大的緩解，而國有控股上市公司則不存在這一激勵。根據上述分析，本文提出研究假設：

H3：相對于國有控股上市公司，股權質押率越高的非國有控股上市公司，在減持新規出臺后，投資效率提高幅度越大。

三、研究設計

(一)樣本選擇和數據來源

本文選取2016年和2018年我國所有A股上市公司為初始研究樣本，股權質押數據來自Choice數據庫，其余數據來自CSMAR 數據庫。參考以往文獻，本文對初始研究樣本進行了如下篩選：(1)剔除金融類行業的上市公司；(2)剔除ST類公司；(3)剔除數據缺失的公司。最后得到4294個公司年度觀測值。為了避免極端值的影響，本文對所有的連續變量進行了上下1%的縮尾處理。

本文將2016年作為樣本區間的起點是因為2015年資本市場出現非理性下跌，為維護資本市場穩定，證監會于2015年7月8日下發《中國證監會關于維護資本市場穩定的公告》，要求“從即日起6個月內，上市公司控股股東和持股5%以上股東及董事、監事、高級管理人員不得通過二級市場減持本公司股份”。由于2015年下半年上市公司大股東二級市場的減持行為被全面禁止，2015年的數據不適合納入本文的樣本區間。隨后在2016年1月，中國證監會發布《上市公司大股東、董監高減持股份的若干規定》，對大股東在二級市場的股票減持行為進行規范。但由于缺乏對大宗交易等減持行為的限制，2016年上市公司大股東的減持行為依然比較普遍。因此，本文將2016年作為上市公司大股東減持行為沒有得到明顯限制的基準期。另外，由于無法分離2019年開始全面實施的新金融工具準則等新的制度變化對企業投資決策的影響，本文沒有將2019年納入樣本區間。

需要特別說明的是，本文選擇剔除2017年數據是因為本研究的被解釋變量——投資效率的計算涉及大量的年度財務指標，若將2017年納入樣本區間，則無法將2017年的投資效率準確地分類到減持新規前或減持新規后(減持新規于2017年5月27日出臺)，故而本文僅選取2016年(減持新規前)和2018年(減持新規后)的數據作為樣本區間。

(二)構建模型

1.減持新規與投資效率

為了檢驗減持新規的出臺對投資效率的影響，本文構建回歸模型如下：

回歸模型(1)的被解釋變量是投資效率(ABS_inv)，解釋變量是減持新規虛擬變量(Rule)：減持新規于2017年5月出臺，若是2017年后的觀測值，減持新規虛擬變量(Rule)取1，否則取0。若H1成立，則α1顯著為負。

本文借鑒Richardson(2006)[15]的模型，用分年度分行業數據估計企業的投資效率(ABS_inv)。由模型回歸得到的殘差表明企業的非效率投資程度，若殘差大于零表明過度投資，且值越大表明過度投資程度越大；若殘差小于零則表示投資不足，且值越小表明投資不足程度越大。本文采用以下模型估計殘差的絕對值表示投資效率(ABS_inv)，殘差絕對值(ABS_inv)越大，公司的投資效率越低：

其中，Investi,t表示i公司t期的投資支出，具體定義為現金流量表中的“購建固定資產、無形資產和其他長期資產所支付的現金”減去“處置固定資產、無形資產和其他長期資產收回的現金凈額”加上“購買子公司及其他營業單位所支付的現金”減去“處置子公司及其他營業單位所收到的現金”，并用年初總資產進行標準化處理。Growthi,t-1表示公司i在t-1期的成長性水平，定義為托賓Q值。Sizei,t-1表示公司i在t-1期的規模，定義為公司年末總資產的自然對數。Levi,t-1表示公司i在t-1期的資產負債率，定義為公司年末總負債除以年末總資產。Cashi,t-1表示公司i在t-1期的現金持有水平，定義為公司貨幣資金和短期投資之和除以年末總資產。Agei,t-1表示公司i在t-1期的上市年齡，定義為當前年度減去公司的上市年度。Ri,t-1表示公司i在t-1期的年度超額回報率，定義為考慮現金紅利再投資年度回報率減去綜合A股市場年度回報率(流通市值加權)。Investi,t-1表示i公司t-1期的投資支出。

2.減持新規、股權質押與投資效率

為了檢驗股權質押程度對減持新規和投資效率關系的影響，本文構建回歸模型如下：

模型的解釋變量是股東累計質押率(Pledge)，用年末公司股東累計質押股份數量占公司總股本的比例進行度量。若H2成立，即減持新規出臺后，相對于股東沒有股權質押的公司，股東有股權質押的公司的投資效率提升更大，則顯著為負。

3.產權性質的調節作用

為了考察不同產權性質下股權質押對投資效率的影響，本文構建回歸模型如下：

模型的解釋變量為產權性質(Nsoe)，若上市公司為民營企業、外資企業或其他產權性質則產權性質(Nsoe)取1，否則取0。若H3成立，即相對于國有控股上市公司，股權質押率越高的非國有控股上市公司，在減持新規出臺后，投資效率提高幅度越大，則α7顯著為負。

最后，本文借鑒已有文獻，選擇以下控制變量：公司規模(Size)、總資產報酬率(Roa)、資產負債率(Lev)、現金持有(C a s h)、高管持股比例(C e o)、董事會人數(Board)、高管薪酬(Salary)、兩職合一(Dual)、是否虧損(Loss)。此外，本文還對行業進行了控制。本文變量的說明和計量方法見表1。

表1 變量定義

四、實證結果與分析

(一)描述性統計

表2和表3報告了主要變量的描述性統計結果。從表2可知，投資效率(ABS_inv)最大值0.479，最小值為0.0001，均值為0.051。由于投資效率用殘差的絕對值表示，ABS_inv的值越接近于零表示投資效率越高，而樣本中最大最小值相差將近0.5，可見上市公司間的投資效率相差甚遠。股東累計質押率(Pledge)最大值高 達61.8%，最小值為零(表示該上市公司沒有股東進行股權質押)，均值為15.2%，說明上市公司普遍存在股東將股權質押的現象。表3描述了減持新規前后的投資效率情況，顯示減持新規出臺后，上市公司投資效率的均值和中位數分別為0.0384和0.0252，均低于減持新規出臺前的均值(0.0675)和中位數(0.0395)，表明上市公司的投資效率在減持新規出臺后有所提升。

(二)實證結果

表4提供了檢驗H1至H3的回歸結果。回歸結果(1)的數據顯示，Rule的系數為-0.029，且在1%水平下顯著。這一結果表明減持新規出臺后，企業的投資效率顯著上升，支持H1。

表2 描述性統計結果

表3 投資效率分年度描述性統計結果

回歸結果(2)表明，Rule的系數為-0.025，且在1%水平下顯著，與回歸結果(1)一致。除此之外，Rule×Pledge的系數為-0.043，且在1%水平下顯著，這一結果支持H2。上述實證結果支持了本文的理論分析：對于進行了股權質押的股東來說，由短期投資者導致的股價下跌將加劇他們喪失股票所有權的風險，為了減少上述風險，進行了股權質押的股東有更大動機要求公司提升短期業績以迎合短期投資者，這導致更多的投資扭曲。減持新規出臺后，股票流動性的降低增加了短期投資者進入和退出的成本，短期投資者導致的股價下跌風險也相應減少。面對較低的股價下跌風險，進行了股權質押的股東為了迎合短期投資者對公司施壓以提升短期業績的動機也會降低，上市公司在高股票流動性時被扭曲的投資決策將得到部分糾正，投資效率因此得到更大提升。

回歸結果(3)列示了產權性質的調節作用。Rule的系數在1%水平下顯著為負，Rule×Pledge的系數不顯著為正，Rule×Pledge×Nsoe的系數在1%水平下顯著為負。這一結果支持H3，即減持新規出臺后，相比于國有控股上市公司，股東質押率越高的非國有控股上市公司，其投資效率提高幅度越大。

(三)穩健性檢驗

本文實施了五種穩健性檢驗。首先，考慮到公司不同期間觀測值之間可能存在相關性，本文使用調整了公司相關性的聚類穩健標準誤，從表5可以看出，除了Rule×Pledge的系數從在1%水平下顯著變成在5%水平下顯著，其余變量顯著性沒有發生實質變化。因此，公司不同期間觀測值間的相關性并不影響本文結果。

表4 減持新規、股權質押與投資效率

其次，為了盡可能地控制遺漏變量的影響，本文采用控制固定效應的面板數據回歸。結果(見表6)表明，雖然系數有一定變化，且Rule×Pledge系數由在1%水平下顯著變為在5%水平下顯著，但本文的主要結論沒有發生實質性的變化。

第三，借鑒葉松勤和徐經長(2013)[32]、謝佩洪和汪春霞(2017)[30]的做法，在估計投資效率時，本文采用營業收入增長率替代托賓Q值衡量公司成長性，以防止成長性被高估的問題。8從表7的結果可以看出，除了系數數值有一定變化，系數方向和顯著性并沒有明顯變化。因此本文的結論不受因變量不同估算方法的影響，具有一定穩健性。

表5 調整聚類穩健標準誤的回歸結果

第四，為了檢驗控制權轉移風險的影響9，本文將股權質押的代理變量由“年末公司股東累計質押股份數量占公司總股本的比例(Pledge)”替換為“年末控股股東累計質押股份數量占公司總股本的比例(Pledge_con)”。如表8所示，Rule×Pledge_con×Nsoe的系數依然顯著。該結果不如使用“年末公司股東累計質押股份數量占公司總股本的比例(Pledge)”作為解釋變量顯著，這可能是因為減持新規影響的不僅僅是控股股東，還有持股5%以上的大股東、董監高等群體。但上述結果依然表明，控股股東進行了股權質押的企業的投資效率在減持新規出臺后有明顯上升，而且這一結果主要存在于非國有控股上市公司中，表明控股股東的動機變化是影響企業投資效率的重要原因。

表6 控制公司層面固定效應的回歸結果

最后，本文增加2019年的數據以檢驗結果的穩健性。對于2018年和2019年的觀測值，Rule取值為1，否則為0；其他變量不變。回歸結果(見表9)表明，除了系數大小有一定變化，系數方向和顯著性并沒有實質性的變化。但需要強調一點，增加2019年數據后回歸結果沒有實質性變化，不能因此推斷減持新規對投資效率的影響持續到了2019年，因為2019年實施的新金融工具準則等其他監管變革也可能會對上市公司投資效率產生影響。要精確分離減持新規和新金融工具準則等其他監管變革對投資效率的影響，后續還需要更精細的研究設計來檢驗。

表7 替換被解釋變量估計的結果

(四)機制分析

本文的理論分析表明，減持新規可能通過降低大股東和市場投資者的股票流動性這一路徑對企業投資決策產生影響。為了更好地檢驗減持新規通過降低股票流動性對企業投資效率產生影響這一因果路徑，本文采用季度的股票流動性和投資效率數據進行更精細的考察。10由于大股東的股票交易行為在減持新規出臺后受到很大限制，其流動性的變化難以直接觀察，此處的股票流動性更多反映的是市場投資者的股票流動性。

從圖1可以看出，上市公司平均的股票流動性在2017年第二季度后呈現下降趨勢，與此相對應，上市公司的平均季度投資效率在2017年第二季度前為0.020，在2017年第二季度后為0.013(值越小，表明投資效率越高)，表明上市公司投資效率在減持新規后有所提升。為了更嚴謹地檢驗減持新規是否通過降低股票流動性對企業投資效率產生影響，這里分別考察了減持新規對股票流動性的影響、減持新規對投資效率的影響、以及流動性是否存在中介效應。

表8 基于控制權轉移風險的影響分析

1.減持新規對股票流動性的影響

本文選取2016―2018年我國所有A股上市公司的季度數據，將剔除金融行業公司、ST類公司和數據缺失公司后的29474個公司季度觀測值作為研究樣本。為了避免極端值的影響，本文對所有連續變量進行了上下1%的縮尾處理。本文構建如下模型檢驗減持新規的出臺對股票流動性的影響：

表9 含2019 年年度數據的回歸結果

參考Amihud(2002)[2]，本文將股票流動性(Amihud)作為衡量股票流動性的代理變量11，股票流動性(Amihud)用股票在一個季度內的收益率與交易額的比值度量。Amihud指標是一個非流動性指標，如果股票交易量的變動會帶來股價的劇烈波動，表明股票流動性越差；反之，如果交易量的變化對股價變化的影響越小，則說明股票的流動性越好。回歸解釋變量是減持新規虛擬變量(Rule_q)：減持新規于2017年5月27日出臺，因此本文將2017年第二季度之后的觀測值的Rule_q取值為1，否則為0。若本文的理論分析成立，即減持新規出臺后股票流動性下降，則將顯著為正。本文在借鑒以往文獻研究的基礎上，還控制了以下變量：季度公司規模(Size_q)、季度總資產報酬率(Roa_q)、季度資產負債率(Lev_q)、收益波動率(Sigma)、股票收盤價(M_price)；此外，本文還對行業進行了控制。變量定義如表10所示。

由表11的回歸結果可知，Rule_q的系數為0.029，且在1%水平下顯著，這一結果支持了本文的理論分析，即減持新規出臺后，股票流動性顯著下降。

2.減持新規對投資效率的影響

本文的年度回歸遵循已有文獻，控制了行業固定效應和不可觀察固定效應等其他因素對投資效率的影響，但依然難以完全排除其他遺漏變量對結果的影響。為了處理這一問題，本文采用更精細的季度數據考察減持新規出臺前后投資效率的變化。這種檢驗方法縮短了檢驗窗口，而較短的窗口期能夠更好地排除減持新規外的其他政策或因素的影響。

表12回歸(1)是減持新規對季度投資效率的回歸結表11 減持新規與股票流動性果。被解釋變量ABS_inv_q是基于季度數據估計的季度投資效率指標，該指標的估計模型與前文一致，只不過使用的是分季度分行業數據進行回歸估計。ABS_inv_q反映的是非效率投資的程度，值越小說明投資效率越高。解釋變量是減持新規虛擬變量(Rule_q)，減持新規出臺后的季度觀測值Rule_q取值為1，否則為0。回歸結果顯示，Rule_q的系數為-0.007，且在1%水平下顯著，這一結果支持了H1，即減持新規出臺后，上市公司的投資效率有所提升。

表10 機制分析變量定義

注：＊＊＊、＊＊、＊分別表示在1%、5%和10%水平下顯著，括號內為調整了異方差的標準誤。

3.流動性的中介效應分析

本文的理論分析表明，減持新規可能通過兩個路徑影響股票流動性進而對投資效率產生影響(如圖2)：一個是減持新規通過對大股東股票流動性的限制，緩解了大股東和中小股東之間的代理問題，即減持限制使得大股東更加關注長期價值的創造和投資效率的提升；另一個是減持新規通過降低市場投資者的股票流動性增加了短期投資者進入和退出的成本，這減少了短期投資者的進入和退出，緩解了公司犧牲長期績效換取短期投資者重視的短期業績的壓力，上市公司投資決策扭曲將因此得到糾正，而投資決策扭曲的糾正意味著投資效率的提升。

表12 減持新規、股票流動性與投資效率

如果第一種路徑是減持新規影響企業投資決策的唯一機制，實證上應該只會觀察到上市公司的投資效率在減持新規出臺后有明顯提升，而不會觀察到投資效率的提升在不同股權質押比例的公司間以及國有控股和非國有控股上市公司間存在差異。12而本文的實證分析表明，減持新規出臺后，上市公司的投資效率有所提高；股東質押率越高的上市公司，其投資效率的提高幅度越大，且該結果主要存在于非國有控股的上市公司。上述實證結果表明，減持新規可能通過上述兩個路徑同時對上市公司投資效率產生影響。

上述分析表明存在兩種股票流動性：大股東的股票流動性和市場投資者的股票流動性。對于大股東，減持新規限制了大股東的減持行為，導致大股東股票流動性的下降。大股東的股票交易行為在減持新規出臺后受到很大限制，但其股票流動性的變化難以直接觀察，其對投資效率的影響也就難以直接檢驗。對于市場投資者，其股票交易行為在減持新規后并沒有受到限制，只是交易成本和信息不對稱發生了變化，因此市場投資者股票流動性的變化可以直接觀察，其對投資效率的影響可以直接檢驗。本文使用的Amihud指標衡量的主要是市場投資者的股票流動性。

為了檢驗股票流動性降低對投資效率的中介效應，本文在減持新規和投資效率的回歸檢驗中加入了市場投資者的股票流動性變量(Amihud)，而大股東的股票流動性由于難以觀察，其對投資效率的影響主要反映在減持新規變量上(Rule_q)。如果減持新規只通過上述理論分析的第二個路徑對投資效率產生影響，加入市場投資者的股票流動性變量后，減持新規變量(Rule_q)的系數將變得不顯著，而股票流動性(Amihud)的系數將顯著為負，即市場投資者股票流動性下降會提高上市公司的投資效率。如果減持新規通過上述理論分析的兩個路徑同時對投資效率產生影響，加入市場投資者股票流動性變量后，股票流動性(Amihud)的系數將顯著為負，減持新規的系數(Rule_q)將依然顯著為負，只是系數絕對值會變小。

圖2 減持新規對投資效率的影響路徑

本文利用上市公司2016年和2018年的季度數據對上述股票流動性的中介效應進行檢驗。回歸結果見表12的回歸(1)和回歸(2)。結果表明：首先，在回歸(2)中，市場投資者股票流動性(Amihud)的系數在1%水平下顯著為負，支持市場投資者股票流動性的降低提升了投資效率的分析。其次，比較回歸(1)和(2)，加入市場投資者的股票流動性變量后，減持新規(Rule_q)的系數依然在1%水平下顯著為負，只是絕對值有所下降，這一結果支持了中小股東股票流動性的部分中介效應。最后，加入市場投資者股票流動性變量后減持新規的系數依然顯著為負，為減持新規降低了大股東股票流動性進而降低了大股東和中小股東之間代理問題這一分析提供了間接的支持證據。

本文借鑒習明明和彭鎮華(2019)[28]的做法，使用Sobel-Goodman檢驗來驗證股票流動性對投資效率的中介效應。13根據表13的結果，中介效應Sobel-Goodman檢驗均在1%水平下顯著，表明股票流動性在減持新規對上市公司投資效率的影響中起到顯著的中介作用。

表13 中介效應Sobel-Goodman 檢驗

五、總結

本文研究2017年出臺的減持新規對上市公司投資效率的影響。通過一系列的理論分析與實證檢驗，本文發現，減持新規的出臺雖然一定程度上降低了股票流動性，但也提高了上市公司投資效率。另外，本文還發現減持新規有利于抑制股東進行了股權質押的公司的短視行為，能夠在一定程度上糾正公司被扭曲的投資決策，但這種關系主要發生在非國有控股上市公司。最后，本文發現減持新規降低了股票流動性，并且股票流動性的下降提高了上市公司的投資效率。

本文從股票流動性的角度出發，發現減持新規改變了上市公司在進行投資決策時所面臨的激勵，有助于提升上市公司投資效率。上述實證結果表明監管部門在2017年出臺的減持新規在一定程度上兼顧了大股東和中小股東的合法權益，是一項有一定正面意義的改革舉措。本文結論為更全面地理解減持新規對上市公司各利益相關者的影響提供了新的視角和證據，在一定程度上有助于市場和監管部門更加全面公允地評價減持新規的經濟后果。

然而，本文的發現并不意味著減持新規的出臺提升了上市公司價值。雖然本文發現減持新規出臺后上市公司的投資效率有所提升，但本文也發現減持新規的出臺對上市公司的股票流動性帶來了負面影響。投資效率的提升有助于提升企業價值，而股票流動性的下降會提高資本成本進而對企業價值產生負面影響，其綜合影響還需進一步研究。此外，本文的研究并不意味著對進一步降低大股東股票流動性政策的支持。減持新規擴大了減持受限主體，還細化了減持限制，這在一定程度上剝奪了大股東合法轉讓股份的權利，是對上市公司大股東合法產權的一種限制。如何在保護大股東合法產權和保護中小股東合理權益之間取得平衡，是永遠擺在監管部門面前的一項艱巨任務。 ■

注釋

1. 上市公司股東包括上市公司大股東和特定股東，其中大股東指上市公司控股股東和持股5%以上的股東，特定股東指持有上市公司首次公開發行前發行的股份的股東以及持有上市公司非公開發行的股份的股東。

2. 產權包括使用權、收益權和轉讓權。減持新規限制了上市公司大股東對其所持股票的轉讓權，在一定程度上是對私有產權的重新界定，這會改變上市公司大股東的行為進而對社會資源配置效率產生影響。

3. 短期投資者基于當前盈利信息進行交易。如果短期業績不佳，短期投資者的交易容易導致股價低估。上市公司為了避免由于短期投資者導致的股價低估，有動機減少研發支出等能帶來長期績效的投資以提升短期業績(Fang et al., 2014; 陳蓉和吳宇翔, 2019)[8][16]。

4. 供需減少意味著投資者需要花費更多的時間來尋找合適的交易對手或支付更高的折(溢)價以盡快完成交易，這都意味著交易成本的上升，而交易成本的上升會降低股票流動性。

5. 短期投資者進入和退出的成本上升，能有效減少短期投資者的進入和退出，這有助于減少由于短期投資者導致的股價低估。

6. 需要強調一點，圖1展示的是股票流動性和投資效率在減持新規出臺前后的變化，由于僅為單變量分析沒有控制其他因素不變，圖1無法證明減持新規降低了股票流動性進而提高了上市公司投資效率，更嚴謹的分析詳見下文。另外，本文還采用換手率度量股票流動性，發現減持新規出臺后上市公司換手率顯著降低，與用非流動性指標度量流動性的結論一致。

7. 為了檢驗減持新規是否對股票流動性產生顯著影響，本文考察了減持新規前后股票流動性的變化。實證結果顯示，減持新規出臺后，上市公司的股票流動性顯著下降，支持了此處的分析。

8. 采用營業收入替代托賓Q值衡量公司成長性導致回歸樣本量從4294增加到4793。

9. 在股票流動性較好的情況下，進行了股權質押的股東更加擔心短期投資者導致的股價低估帶來的股權轉移風險，故而他們有更大動機對公司施加壓力，要求公司提升短期業績以穩定或抬高股價，上述傳導路徑在控股股東質押股份后存在控制權轉移風險時更為直接。

10. 比較減持新規出臺前后季度股票流動性和投資效率的變化，類似于事件研究中的短窗口設計，有利于在保持其他條件不變的情況下檢驗減持新規帶來的影響。

11. 本文還用季度換手率作為股票流動性的度量指標，分析減持新規出臺后股票流動性的變化和流動性對投資效率的影響。本文發現，和本文圖1、表11和表12結果類似，減持新規出臺后，上市公司換手率顯著下降，且換手率的下降提高了投資效率。

12. 本文的研究假設推導表明，短期業績壓力緩解是導致不同股權質押比例公司間的投資效率差異以及國有控股和非國有控股上市公司間投資效率差異的主要原因，也即上述路徑分析的第二個路徑。

13. 為了提高中介效應檢驗的穩健性，本文還進行了Bootstrap檢驗，結果顯示在95%的置信水平均不包含0，同樣表明股票流動性在減持新規對上市公司投資效率的影響中起到顯著的中介作用。