高管持股、內部控制與股價崩盤風險

李石新 華佳瑩

摘?要：文章選取2017-2021年滬深A股上市公司的數據，分析高管持股對股價崩盤風險的影響以及內部控制在其中起到的調節作用。研究結果表明：高管持股比例增加會加大上市公司股價崩盤風險，有效的內部控制則可以弱化高管持股比例增加在股價穩定性方面帶來的負面影響。因此，政府監管部門要完善內部控制基本規范并對企業執行情況進行有效監督，而企業要從機制和制度兩方面去降低股價崩盤風險。

關鍵詞：高管持股；內部控制；股價崩盤風險

中圖分類號：F23?????文獻標識碼：A??????doi：10.19311/j.cnki.16723198.2023.10.048

0?引言

自2016年以來，“千股跌停”現象在A股市場頻繁發生，與國外發達國家相比，我國的資本市場還處在發展階段，抗風險能力較弱，股價崩盤更為頻繁。因此，研究股價崩盤的形成機制和影響因素具有迫切的現實意義。

Jin和Myers的“管理層信息隱藏假說”認為股東和管理層的沖突會導致管理層進行信息管理，被管理的壞信息累積到一定程度并外露時，就會在短時間內對股價造成沖擊進而導致股價崩盤。因此，緩解代理沖突和降低代理成本成為抑制股價崩盤風險的關鍵所在。同時有學者（萬里霜，2021；馬健健和康進軍，2022）認為減少代理成本以防范代理人的逆向選擇風險的有效途徑就是實施高管股權激勵。

還有學者認為，高管對負面消息的隱藏意愿不僅受到代理沖突的主觀影響還受到內部控制的客觀約束，有效的內部治理能壓制高管以權謀私的空間（董竹和馬鵬飛，2019；易顏新和裘凱莉，2020），提高隱藏負面消息的成本，從而降低舞弊和管理層凌駕的機會。但是目前學者們很少從治理機制和內部控制契合互動的角度出發，研究高管持股、內部控制與股價崩盤風險的機理關系。基于此，本文將三者納入一個框架之中進行研究，希望為上市公司發展提供一定程度的借鑒。

1?理論分析與研究假設

高管持有的現股一般來自業績股票、限制性股票和股票期權等股權激勵以及自行從二級市場出資購買的股票。股權激勵計劃時常被要求設置行權業績指標，當行權業績指標設置的普遍過低，這使得股權激勵更傾向于福利性而非激勵性，不能很好的起到緩解代理沖突以降低股價崩盤風險的效果。當行權業績指標設置的偏高時，基于股權激勵帶來的薪酬誘惑，高管更容易基于自利而進行短期盈余操縱，誘發高管采取機會主義行為去完成行權業績考核目標，從而加大股價崩盤風險。因此，股權激勵的性質和實現方式導致它很難完全發揮長期的激勵效果以降低股價崩盤風險。同時當高管持有的現股較多時，高管對公司控制的進一步加強會削弱董事和監事對他們的監督，進一步加劇了代理問題，從而增加股價崩盤風險。根據以上分析，可以得出研究假設H1：上市公司高管持股與股價崩盤風險呈正相關關系。

管理者權力理論認為股權激勵本身就是代理成本的一部分，股權激勵提高了管理層進行短期操縱盈余的可能性，而內部控制作為一種高管的激勵約束機制能夠嚴格的控制和監督高管決策，限制了高管進行機會主義行為的客觀條件。根據以上分析，可以得出研究假設H2：高質量的內部控制會削弱高管持股與股價崩盤風險的正相關關系。

2?研究設計

2.1?變量定義

（1）因變量股價崩盤風險。借鑒了Chen等的研究，因變量股價崩盤風險（Crash?Risk）采用股票的負收益偏態系數NCSKEW和收益率上下波動的比率DUVOL來衡量，具體計算方法如下：

Ri，t=αi+β1Rm，t－2+β2Rm，t－1+β3Rm，t+β4Rm，t+1+β5Rm，t+2+εi，t

經過市場調整后的特有收益率Wi，t=ln（1+εi，t）。

NCSKEWi，t=－［n（n－1）3/2∑W3i，t］/［（n－1）（n－2）（∑W2i，t）3/2］

DUVOLi，t=ln（nu－1）∑downW2i，t/（nd-1）∑upW2i，t

（2）自變量高管持股比例。根據CSMAR數據庫的數據，以在職高級管理人員持股數額占公司總股本的比例來衡量上市公司高管持股的具體水平。

（3）調節變量內部控制。本文采用迪博（DIB）內部控制指數來衡量內部控制質量。

（4）控制變量選取。參照相關文獻，本文選取了獨立董事比例，公司規模、資產負債率、經營業績、托賓值、市場收益、市場波動、月均超額換手率來控制公司基本面對股價崩盤風險的影響，同時還控制了行業和年份啞變量。

2.2?實證檢驗模型構建

根據前述研究假設，本文構建兩個實證模型。構建模型（1）來檢驗高管持股比例增加是否加大了股價崩盤風險，根據假設H1，MSR的系數預期顯著為正。

CrashRiski，t+1=α0+α1MSRi，t+∑Controli，t+εi，t（1）

考慮到內部控制的綜合調節作用，在模型（1）的基礎上加入了內部控制和高管持股與內部控制的交乘項構建模型（2），根據假設H2，內部控制的系數和交乘項的系數預期顯著為負。

CrashRiski，t+1=α0+α1MSRi，t+α2ICi，t+α3MSRi，t×ICi，t+∑Controli，t+εi，t（2）

3?實證結果和分析

3.1?描述性統計分析

描述性統計分析可知NCSKEW和DUVOL的均值分別為-0.299和-0.195，中位數分別為-0.263和-0.202，這與以往的研究數據比較相符。NCSKEW和DUVOL的標準差分別為0.784和0.497，表明不同上市公司中股價崩盤風險值分布波動性大，有較大的研究價值。高管持股的最大值為60.8%，均值為8%，中位數為0.4%，說明我國上市公司針對高管持股的態度存在較大差異。內部控制指數均值為6.467，最小值為5.710，最大值為6.692，標準差為0.144，這表明不同上市公司之間對內部控制的重視程度存在差異。

3.2?多元回歸分析

由于本文使用的是非平衡面板數據，所以使用LSDV方法進行進一步的回歸分析，表1顯示了模型回歸結果，表中第（1）列和第（2）是模型（1）的回歸結果，檢驗了高管持股與股價崩盤風險的關系，高管持股的系數分別為0.156和0.087，且分別在1%和5%的水平上顯著。由此可見，在控制了一系列影響股價崩盤風險的因素以及年度和行業后，高管持股與股價崩盤風險呈顯著正相關，即高管持股比例增大會增強上市公司股價崩盤的風險，假設H1得到驗證。第（3）列和第（4）列是模型（2）的回歸結果，對交乘項做了去中心化處理以消除多重共線性問題，交乘項的系數為-1.320和-0.795，且分別通過了1%和5%的顯著性水平檢驗。回歸結果說明內部控制水平提高對高管持股水平提高所導致的股價崩盤風險有抑制作用，假設H2得到驗證。

3.3?穩健性檢驗

為了進一步保證回歸結果的穩健性，本文采用分市場流通市值平均法重新計算兩類股價崩盤風險指標，回歸結果如表2所示。結果表明，MSR與重新計算的兩類股價崩盤風險指標的回歸系數分別為0.162和0.066，且分別通過了1%和10%的顯著性水平檢驗。交乘項的回歸系數分別為-1.135和-0.724，且都至少在5%的水平顯著。所以即使采取了其他方式來衡量被解釋變量股價崩盤風險，回歸結果也是穩健的。

4?結論與啟示

研究結果表明：（1）高管持股與股價崩盤風險顯著正相關，說明高管持股比例增加顯著提高了股價崩盤風險；（2）有效的內部控制具有顯著的調節作用，能夠削弱高管持股與股價崩盤風險的正向關系。本文的研究具有重要意義，從治理機制和內部控制相結合的角度為降低股價崩盤風險提供了理論支撐，也提供了經驗指導。政府和相關監管機構要完善《企業內部控制基本規范》，要求企業實施內部控制自我評價制度并進行監督檢查。上市公司應當充分發揮章程在企業治理中的基礎作用，確保股東大會、董事會、監事會和高級經理人員之間存在一定制衡關系，合理保障企業內部控制的有效運行。

參考文獻

［1］Jin?L，Myers?S?C.R2?around?the?world，new?theory?and?new?tests[J].Journal?of?Financial?Economics，2006，79（2）.

[2]萬里霜.上市公司股權激勵、代理成本與企業績效關系的實證研究[J].預測，2021，40（02）：7682.

[3]馬健健，康進軍.高管股權激勵、企業財務績效與代理成本[J].商業會計，2022，（02）：9094.

[4]董竹，馬鵬飛.高管持股：“塹壕防御”還是“利益趨同”——基于內部控制的決定作用[J].西安交通大學學報（社會科學版），2019，39（03）：2331.

[5]易顏新，裘凱莉.“重獎輕罰”能推動企業創新嗎？——基于內部控制與內部治理調節作用的視角[J].南京審計大學學報，2020，17（05）：4050.