高管减持与股价崩盘风险研究

尹涛 张涛

摘 要：本文选取2006—2016年沪深A股上市公司高管减持交易数据，通过理论分析和实证检验考察了高管减持对股价崩盘风险的影响。研究表明，高管减持规模对股价崩盘风险具有正向促进作用；在经过稳健性检验后，上述结论依然成立。而且，当减持交易有CEO参与时，二者间的正相关关系更加显著。进一步研究发现，信息操纵在高管减持规模影响股价崩盘风险中发挥了部分中介作用。

关键词：高管减持规模；股价崩盘风险；CEO参与；信息操纵

中图分类号：F830.91 文献标识码：A 文章编号：1674-2265（2018）06-0027-10

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2018.06.004

一、引言

股价崩盘不仅会吞噬大量中小投资者的财富，而且还对金融市场稳定和实体经济发展造成巨大阻碍。股价崩盘风险已成为学术界和实务界讨论的热点问题。自Jin和Myers（2006）提出管理层捂盘假说以来，大量学者开始对股价崩盘风险的影响因素展开了具体研究，并形成了较为丰硕的研究成果。研究发现，财务报告透明度（Hutton等，2009）、内部控制质量（Feng等，2009）、高管性别（李小荣和刘行，2012）、高管超额薪酬（Xu等，2014）、政治关联（Lee和Wang，2017）和社会信任（Li等，2017）等均可对股价崩盘风险产生影响。然而，综观现有文献，鲜有学者关注高管减持与股价崩盘风险之间的关系。

诸多研究表明，内部人交易期间存在机会主义行为。如在抛售股票前尽可能披露好消息和隐藏坏消息，即通过选择性披露行为来拉升股价，以实现高位套现（Cheng和Lo，2006；吴育辉和吴世农，2010；易志高等，2017）。因此，在减持期间，高管为了配合自身减持的需要，有动机对“好信息”进行优先发布、自愿披露；而对于“坏信息”，则极有可能不发布或是延迟发布，抑或是利用模棱两可的信息蒙蔽外部投资者，从而使股价处于一个较高的水平以谋取最大收益。而反观股价崩盘风险，诸多研究表明股价崩盘风险的形成机理在于：出自薪酬契约、职业生涯及“帝国建造”等个人私利的考量（ Kothari等，2009），高管有动机对企业不良信息进行管理甚至隐藏。然而，公司对负面信息的承载能力有限；当这些负面信息持续积累到一个临界点，囤积的负面信息会陆续释放至资本市场，进而导致股价“断崖式”下跌，由此形成股价崩盘。鉴于此，在减持期间，高管能否为了配合减持需要策略性操纵信息进而提高股价崩盘风险是一个值得深入探讨的话题。除此之外，CEO 是企业的权力核心，在控制权和信息掌握程度等方面具备着其他高管无法比拟的优势，且其对公司经营现状和未来发展也有更为深刻的理解。此外，他们也具有更为宽泛的空间和更为隐蔽的方式进行信息管理以配合高位减持的需要。鉴于此，本文探讨高管减持与股价崩盘风险之间的关系是否因CEO 参与而存在显著差异。

为回答以上问题，本文以2006—2016年中国上市公司高管减持数据为样本，系统研究高管减持与股价崩盘风险之间的关系，以及二者关系在是否有CEO参与减持的条件下存在的差异，同时对其作用路径也进行了检验。研究表明：（1）高管减持会增大公司未来股价崩盘风险，且通过其他稳健性检验后，该结论依然成立。（2）当CEO参与减持时，高管减持与股价崩盘风险的正向关系增强。（3） 进一步研究发现，信息操纵在高管减持规模影响股价崩盘风险中发挥了部分中介作用，即高管减持规模增大股价崩盘风险的一个重要路径在于减持期间高管主动实施了信息操纵。

本文可能的研究贡献在于以下三个方面：第一，拓宽了股价崩盘风险影响因素的研究。当前众多学者主要是从财务报告透明度（Hutton等，2009）、盈余管理（Francis等，2016）、管理者过度自信（江轩宇和许年行，2015）和高管性别（李小荣和刘行，2012）等角度对股价崩盘风险的影响因素进行了分析，却鲜有关注高管减持可能发挥的作用。本文系统研究了高管减持与股价崩盘风险的内在关系，补充了现有股价崩盘风险的研究文献。此外，不同于其他相关研究，本文基于高管减持的特定样本并通过路径分析，对股价崩盘风险的成因给出了更为直接的经验证据。第二，丰富了高管减持的研究文献。关于高管减持的经济后果，当前文献主要关注的是盈余操纵（张彰等，2017）、公司成长性（李维安等，2013）和超额收益（朱茶芬等，2011），本文从股价崩盘的视角分析高管减持的经济后果，丰富和拓展了高管减持的相关文献，同时为监管部门防范和化解股价崩盘风险提供了一定的指导和借鉴。第三，本文引入了CEO这一特定对象做进一步研究，发现高管减持与股价崩盘风险在有无CEO参与条件下存在显著差异，进一步深化了该领域的研究，并细化了其作用情景。

论文余下部分结构安排如下：第二部分是相关文献回顾；第三部分为假设提出；第四部分是研究设计，包括样本选择与数据来源、實证模型与主要变量说明等；第五部分为实证结果分析和稳健性检验；最后是结论与启示。

二、文献综述

（一）股价崩盘风险

股价崩盘风险是金融危机后理论界和实务界关注的热点研究问题，已有文献主要是针对股价崩盘风险的动因展开系统研究。通过文献梳理，当前学者主要是从公司治理、信息披露以及高管特征这三个方面对股价崩盘风险的影响因素进行了分析。在公司治理方面，Jin和Myers （2006） 指出，公司治理水平会显著影响信息透明度和股价同步性，从而导致股价崩盘。 Kim等（2011）检验了高管（CEO和CFO）股权激励对崩盘风险的影响，发现股权激励提高了股价崩盘发生的概率。沈华玉等（2017）研究发现，上市公司控股股东存在“隧道效应”，致使股价发生暴跌的可能性增大。在信息披露方面，Hutton等（2009）指出，公司高质量的信息环境会抑制高管寻租套利和信息操纵的空间，从而降低公司未来股价崩盘风险。肖土盛等（2017）研究发现，信息披露质量与股价崩盘风险显著负相关，并指出信息披露质量下降在其中起到了主要作用。除此之外，还有学者从财务重述（谢盛纹和廖佳，2017）、社会责任披露（宋献中等，2017）等角度对信息披露与股价崩盘风险之间关系展开了具体研究。在高管特征方面，Demerjian等（2013）指出高管才能是影响公司未来股价崩盘的一个因素。Kim等（2016）基于行为金融理论视角，研究发现过度自信的管理者往往会忽视公司负面信息和潜在风险，所引发的过度投资等行为会加大股价崩盘风险。我国学者李小荣和刘行（2012）研究则发现女性CEO能够显著降低股价崩盘风险。

基于以上讨论，尽管构成股价崩盘的成因各不相同，但其主要内在机理在于信息不对称下的委托代理问题，即管理层出于薪酬激励、职业生涯及“帝国建造”等个人私利考虑，往往会对好消息及时披露，而对公司内部坏消息则选择延迟或隐藏披露。然而，公司对负面信息的承载能力有限；当负面信息累积到一定程度超过临界点时，不对称性披露所囤积的负面信息会一泻而出融入资本市场，这必然会导致公司股价发生“断崖式”暴跌，股价崩盘风险随之提高（Jin和Myers，2006；Kim等，2011；许年行等，2013）。

（二）高管减持

自我国股权分置改革完成后，高管减持行为呈现出井喷式增长的发展态势。诚然，高管减持股票是一种常见的市场交易行为，但其精准的择时能力饱受争议，高管似乎总是能选择在高位减持，并能够获取数量可观的超额收益（Piotroski和Roulstone，2005）。究其原因，主要有以下两个方面：一方面，作为公司的内部人，他们拥有绝对控制权和最直接可靠的内部信息，同时对公司估值和战略前景也具有相对精确的判断，他们能够敏锐地利用市场错误定价进行反转交易获利（曾庆生，2014）。例如，Ke等（2003）研究发现公司内部人在季度盈余开始长期连续增长（或下降）的前3—9个季度就增加了公司股票的买入量（或卖出量）从而获取收益，并指出这是因为公司内部人具有更强的对公司未来发展前景的预测能力。朱茶芬等（2011）研究发现，公司高管会利用其对未来业绩的预测优势和估值优势买卖股票，从而其行为能预测股价未来走势，并获取超额收益。另一方面，内部人可能并满足已有的信息优势，会主动利用权力和信息优势进行策略性信息披露以配合股价高位减持，进而实现个人私利的最大化（蔡宁，2012）。例如，Cheng和Lo（2008）研究发现高管一般会凭借内部人信息优势，倾向于在好消息发布之后卖出更多股票，在坏消息发布之后买入更多股票。易志高等（2017）研究指出，高管为了赚取减持收益，会策略性进行媒体披露，即在减持前加大媒体造势，以促使股价维持在一个较高的价格水平上。除此之外，高管减持的目的还可能是由于委托代理问题、流动性需求、减持变现、调整投资组合等，但是此类减持行为信息含量较低，一般不会对股票市场造成太大的影响。

三、研究假设

本文主要探讨高管减持与股价崩盘风险的内在关系。文献综述已表明，股价崩盘风险的成因主要源于公司管理层出于个人私利的考量，会对公司负面信息进行隐藏或延迟披露，当负面信息积累量超过公司承载能力的临界点时，集中涌出的“坏消息”会导致股价崩盘。而且，如孙淑伟等（2017）所言，高管私利导致股价崩盘风险的研究应该在公司高管具有显著私利的背景下进行讨论。不可否认，高管减持期间存在机会主义行为，他们会利用自身信息优势和控制权优势谋取超额收益。因此，基于高管减持事件可为股价崩盘风险研究提供较为直接的经验证据。

总的来说，高管减持对股价崩盘风险的影响作用主要体现在以下几个方面：其一，如前文所述，高管在减持期间有自我服务动机，为了配合高位减持的需要，其会策略性进行信息披露，主要表现为在减持前对好消息进行提前发布，而对于坏消息则进行延迟或者隐藏披露。高管减持规模越大，信息操纵的可能性和程度也越大。当减持交易完成后，高管一来缺乏动机继续对公司内部信息继续进行管理；二来继续隐藏负面信息的边际成本会不断提高，隐藏的“坏消息”终将会一泻而出，导致公司未来发生股价崩盘风险概率随之提高。其二，上文提到，高管对公司当前经营状况以及未来发展前景有着更准确的判断能力，并会利用此信息和估值优势进行择时交易（Ke等，2003；朱茶芬等，2011）。鉴于此，当高管发生减持交易时，其减持行为往往会被资本市场解读为利空等“坏消息”，而且高管抛售的数量越多，投资者对这种负面解读越深信不疑，此时资本市场负面信息的累积则会提高公司未來崩盘风险。此外，当中小投资者观测到高管减持交易行为时，基于信息不对称，他们会竞相模仿抛售，资本市场上公司股票供给的激增会致使供给与需求的动态平衡点右移，进一步导致了股票价格的下跌，进而加剧股价崩盘。其三，当公司高管进行减持交易，其股票数量的减少自然会弱化代理人与委托人的目标协同，打破高管和股东间的利益平衡，且减持数量越多，利益天平越会向公司高管倾斜。可以预期，股票期权激励效应的减弱会加大高管道德风险和逆向选择，同时也降低了高管为股东谋取最大化收益的服务意愿。因此，为了降低第一类代理成本，公司的小股东可能会“用脚投票”来降低未来可能的财富损失，或者压低股价以求一个更高的收益回报补偿不确定性带来的风险（吴战篪和李晓龙，2015）。这些举措都会加大公司未来股价崩盘发生的可能。鉴于以上讨论，本文提出假设1：

假设1：高管减持规模与股价崩盘风险显著正相关。

基于信息层级假说，内部人在减持交易中获利大小受其在公司内部地位的影响，即高管所处的级别越高，所获取的经济收益也更大（Jeng等，2003）。实际上，众多学者已对此展开较为系统的研究。例如，Jeng 等（2003）研究发现，高管购买公司股票所赚取的超额收益要高于独立董事。朱茶芬等（2011）研究指出，公司CEO处于权力金字塔的最顶层，相较于其他高管和非执行董事，CEO的交易获利性往往会更高。吴育辉和吴世农（2010）则发现，内部人在减持交易过程中，相比其他大股东，控股股东对信息的操控程度更大，且其所获取的减持收益也更为可观。基于此，本文认为当CEO参与减持时，高管减持规模会加剧股价崩盘风险。原因在于，一方面，CEO作为公司的一把手，直接领导和参与公司重大决策，因而其对公司的经营现状和未来发展前景具有更为精准的判断，其抛售股票行为存在明显的信号功能，资本市场往往会将其减持交易解读为公司未来发展不可预期或者公司经营存在问题，这些负面解读无疑会更大程度地引发中小投资者的恐慌，投资者可能会模仿CEO争相抛售股票。而且，相较于其他高管，这种模仿抛售行为可能会更为剧烈，进而会进一步加剧股价崩盘发生的概率。另一方面，为了配合减持的需要，CEO可能会策略性地对公司内部信息进行管理，但鉴于CEO具备更为明显的信息优势、控制权优势以及资源配置权优势，其具备更大的空间和便利对信息进行操纵，这表现为最大限度地加大对“好信息”的发布以及对“坏信息”的隐藏，并尽可能延长信息操纵的时间区间。CEO减持交易完成后，其不对称信息披露所导致隐藏的“坏消息”数量会骤然上升，最终会集体涌入资本市场，致使股价崩盘。值得强调的是，此时无论是“坏信息”的数量还是“坏消息”对公司基本面的破坏程度都更为巨大，这无疑会进一步加速公司股价的暴跌。基于此，本文提出假设2：

假设2：当CEO参与减持时，减持规模与股价崩盘风险的正相关关系会增强。

四、研究设计

（一）样本选择与说明

本文选取2006年1月1日至2016年12月31日期间所有发生高管（董监高）减持交易行为的A股上市公司作为初选样本，为保证研究样本的有效性，本文对初始样本按照以下原则进行筛选和处理：（1）对金融行业、保险业的上市公司予以剔除；（2）对财务数据和公司治理数据缺失的样本予以剔除；（3）为保证股价崩盘风险指标的可靠性，对于年度交易周数少于 30 的样本予以剔除。此外，考虑到大规模集中减持会引起监管机构的关注，高管很可能会分批错时减持（易志高等，2017），对此，本文参考孙淑伟等（2017）的做法，合并所有高管年度减持股数和减持金额，得到高管减持年度数据。最终，共获取5400个样本观测值。本文涉及的高管减持数据主要来源于同花顺数据库，企业财务特征数据和其他变量数据主要来自国泰安数据库和锐思数据库，对于可疑的数据，我们将结合财务报表和信息公告等进行核对。此外，为消除极端值可能造成的影响，本文对所涉及的连续变量在1%和99%分位处分别进行缩尾处理。

（二）变量说明

1. 股价崩盘风险。本文参考Kim等（2011）、许年行等（2013）的研究，采用以下方法衡量上市公司股价崩盘风险。首先，为消除经济周期和其他市场因素对个股收益的影响，本文利用股票i的周收益数据，根据模型（1）计算出股票i经过市场调节后的收益率。

[Ri，t=αi+γ1Rm，t-2+γ2Rm，t-1+γ3Rm，t+γ4Rm，t+1+γ5Ri，t+2+εi，t]

（1）

其中，[Ri，t]为每一年度公司i在第t周的收益率，[Rm，t]為A股上市公司在第t周经市值加权后的平均收益率，[εi，t]为个股收益率不能被市场收益率波动所解释的部分。本文定义个股i在t周的特有收益为[Wi，t=Ln（1+εi，t）]。基于周特有收益[Wi，t]，可构建股价崩盘风险衡量指标负收益偏态系数（[NCSKEWi，t]）和收益上下波动比率（[DUVOLi，t]）：

[NCSKEWi，t=-[n×（n-1）32×W3i，t]/[（n-1）×（n-2）×（W2i，t）32]]

（2）

[DUVOLi，t=-Ln{[（nu-1）×downW2i，t]/[（nd-1）×upW2i，t]}] （3）

其中，n为股票i每年的交易周数，nu和nd分别表示股票i的周持有收益大于和小于年平均收益的周数。若[NCSKEWi，t]和[DUVOLi，t]的数值越大，说明偏态系数负的程度和收益率分布左偏程度越高，即股价崩盘风险越大。

2. 高管减持规模。关于高管减持规模的衡量，本文主要借鉴孙淑伟等（2017）的做法，使用年度减持市值作为高管减持交易强度的代理变量；而在稳健性检验中，则使用高管减持数量、高管减持比例均值作为高管减持规模的衡量指标。其中，高管减持市值的具体计算公式见模型（4）。

[VALUEi=j=1nQUANTITYi，j×Pi，j] （4）

式中，[QUANTITYi，j]表示在i公司中第j个高管的减持数量；[Pi，j]表示在i公司中第j个高管的减持价格；n表示在i公司所有高管减持的次数。此外，[VALUEi]为高管减持市值；[LNVALUEi]为对数调整后的高管减持市值。

3. CEO参与。本文基于年度高管减持交易数据，若本年度所有交易中有CEO参与减持，则取值为1，否则为0，并记为CEO_P。

4. 控制变量。参照已有研究，本文还选取了当期个股收益负偏态系数、当期周收益涨跌波动比率、个股年均周收益率、平均超额换手率、个股年均周收益率波动、账面市值比、公司规模、资产负债率、高管层持股比例、机构投资者持股比例等作为控制变量纳入研究范围内。此外，本文将进一步引入行业虚拟变量和年份虚拟变量以控制行业和年份的相关影响。相关变量定义见表1。

（三）模型设计

本文构建模型（5）检验高管减持规模对股价崩盘风险的影响。

[CRASHi，t+1=γ0+γ1LNVALUEi，t+γkCVi，t+INDi，t+YEARi，t+εi，t] （5）

其中，[CRASHi，t+1]分别用公司i在t+1年的周收益负偏度（[NCSKEWi，t+1]）和周收益波动率（[DUVOLi，t+1]）来度量；[LNVALUEi，t]为i公司高管在t年的减持规模；[CVi，t]为控制变量；[YEARi，t]和[INDi，t]分别表示年份和行业；[εi，t]表示残差。具体定义见表1。为检验假设2，本文基于CEO是否参与这一变量对样本进行分组检验，通过分组回归以检验模型（5）中高管减持规模系数的差异。

五、实证分析

（一）描述性统计

表2报告了各变量的描述性统计结果。表2显示，[NCSKEWi，t+1]和[DUVOLi，t+1]均值分别为-0.297和

-0.259，这与许年行等（2013）、江轩宇和许年行（2015）的研究结果相类似；且标准差分别为0.945和0.919，说明样本公司间股价崩盘风险存在较大差异。高管减持市值为657.083万元，且有的公司高管减持更是高达1.39亿元，这说明高管减持规模较为可观，这很可能是因为高管减持不单是一种个体行为，更是一种集体行为，正所谓“众人拾柴火焰高”，多个高管参与减持导致减持规模水涨船高。CEO_P的均值为0.129，表明只有697个样本有CEO参与减持。从全样本来看，[MGRi，t]的均值（中位数）为0.184（0.039），表明公司间高管持股比例差异明显，少数管理层持股比例较高的公司拉升了整个样本高管持股水平。

（二）相关性分析

表3为主要变量的相关性分析结果。从相关系数结果可知，衡量股价崩盘风险的两个变量[NCSKEWi，t+1]和[DUVOLi，t+1]的相关性水平高达0.928，且达到了1%的显著性水平，这说明两个指标有较好的一致性。此外，在不控制其他因素的前提下，高管减持规模[LNVALUEi，t]与股价崩盘风险（[NCSKEWi，t+1]、[DUVOLi，t+1]）在1%的置信水平上显著为正，可初步判定高管减持对股价崩盘风险具有正向的促进作用，与假设1相符。各变量间相关系数均小于0.7，这说明不存在严重的多重共线性问题。由于相关性分析并没有控制其他的影响，且控制变量与高管减持规模具有一定的相关性，因此需要通过多元回归分析，使得检验结果更加稳健可靠。

（三）回歸结果分析

表4汇报了针对假设1的多元回归结果，其中，列（1）和（3）不加入任何控制变量；列（2）和（4）则加入了相应的控制变量。由表4可知，在列（1）和列（2），当使用[NCSKEWi，t+1]衡量股价崩盘风险时，高管减持规模[LNVALUEi，t]的回归系数分别为0.018和0.019，且均达到了1%的显著性水平。而当使用[DUVOLi，t+1]衡量股价崩盘风险时，高管减持规模[LNVALUEi，t]的回归系数则分别为0.015和0.014，且都至少达到了5%的显著性水平。由此可知，高管减持规模对公司未来股价崩盘风险具有正向的促进作用。如假设1所言，减持规模越大，一方面高管隐藏“坏消息”等操纵信息的动机越大，另一方面外部投资者对高管减持行为的解读越负面。随着与公司相关的负面信息不断累积，最终会一次性释放至资本市场，导致股价崩盘。假设1得以论证。

表5汇报了针对假设2的多元回归结果。当股价崩盘风险用[NCSKEWi，t+1]测度时，在有CEO参与的情境下，高管减持规模[LNVALUEi，t]的回归系数为0.059，且达到了5%的置信水平；而在无CEO参与的情境下，高管减持规模[LNVALUEi，t]的回归系数为0.016，也达到了5%的置信水平。不难看出，前者的回归系数明显大于后者，这说明高管集体减持过程中有CEO参与，高管减持规模对股价崩盘风险的正向促进作用增强。当股价崩盘风险用[DUVOLi，t+1]测度时，也得出类似的结论。诚然，仅通过简单比较不同组间系数的估计值和显著性水平进行判断组间系数差异，缺乏统计检验支持（连玉君等，2008）。对此，本文进一步采用自体抽样法（Bootstrap）来检验组间差异的显著性。结果表明，对应各组P值均小于0.01，进一步说明各组间回归系数在统计上存在显著差异。究其原因，当CEO参与减持行为时，一来其具有更明显的信息优势和资源优势，操纵信息的空间更大；二来CEO作为公司一把手，其减持行为具有更强的信号功能更容易引起投资者的恐慌，进而致使减持规模与未来股价崩盘风险的正相关关系增强。假设2得以验证。

（四）进一步研究

由前文分析可知，高管减持规模影响公司未来股价崩盘风险的一条重要路径在于，高管在减持期间会主动对公司内部信息进行操纵，进而导致“坏信息”不断累积最终涌入资本市场，致使股价崩盘。若此路径成立，则不难推测，随着高管减持规模的增大，高管操纵信息的程度越大，此时公司内部盈余管理程度也就相对越高，进而诱发股价崩盘风险上升。这是因为，盈余管理与信息不对称之间表现出显著的正相关性（Richardson，2000）；且是内部人操纵财务信息获取个人私利的重要方式（白云霞等，2005）。为此，本文借鉴温忠麟等（2004）构建的中介效应检验程序，对此路径进行检验。具体步骤为：（1）检验高管减持规模对股价崩盘风险的影响，即验证模型（5）的系数γ1的显著性；（2）检验高管减持规模对盈余管理的影响，即验证模型（6）的系数α1的显著性；（3）同时检验高管减持规模与盈余管理对公司未来股价崩盘风险的影响，即验证模型（7）中系数λ1和λ2的显著性。具体如下：

[AMi，t=α0+α1LNVALUEi，t+αkCVi，t+INDi，t+YEARi，t+εi，t]

（6）

[CRASHi，t+1=λ0+λ1LNVALUEi，t+λ2AMi，t+λkCVi，t+INDi，t+YEARi，t+εi，t] （7）

模型（6）中，[AMi，t]为高管盈余管理程度，本文主要参考Dechow等（1995）的做法，采用修正的Jones模型计算出来的可操控应计利润来度量；[CVi，t]为控制变量，主要有资产规模、资产收益率、资产负债率、账面市值比、机构持股比例、管理层持股比例、托宾Q以及董事长和CEO两职合一。模型（7）中的控制变量与模型（6）相同。

表6汇报了传导路径的多元回归结果。在列（1）、（2）中，高管减持规模[LNVALUEi，t]均显著为正。在列（5）中，高管减持规模[LNVALUEi，t]与中介因子盈余管理[AMi，t]显著正相关，这表明高管减持规模越大，高管盈余管理的程度越明显，这与本文预期一致。在列（3）、（4）中，无论以[NCSKEWi，t+1]还是[DUVOLi，t+1]测度股价崩盘风险时，高管减持规模与盈余管理均显著为正。依据温忠麟等（2004）中介效应检验程序，不难看出，盈余管理程度在高管减持规模对股价崩盘风险影响过程中发挥着部分中介的作用；也就是说，高管减持规模可通过盈余管理等操纵信息的方式对公司未来崩盘风险产生影响。

（五）稳健性检验

为确保研究结论的可靠性和稳健性，本文还进行了以下几个方面的稳健性检验：

首先，以高管减持股票数量（[QUANTITYi，t]）、高管减持比例均值（[RATIOi，t]）替代高管减持市值作为高管减持规模强度的衡量指标，并依次带入模型（5），实证结果表明，除列（4）外（虽不显著，但依然为负），减持股数、减持比例均值与股价崩盘风险均显著为正，具体结果见表7。可见，替换后的回归结果与原结论具有较高的一致性。

其次，關于假设2的检验，本文更换了研究方法，即将有无CEO参与、高管减持规模以及二者的交乘项同时引入模型（5）重新估计，以[NCSKEWi，t+1]（[DUVOLi，t+1]）测度股价崩盘风险时，交互项的回归系数为0.038（0.037），且均达到了10%的显著性水平，具体结果见表8。这与前文的回归结果基本一致。

最后，为控制潜在的自相关和异方差对回归结果的影响，本文对T值进行公司层面的聚类调整，以进一步检验实证结果的有效性。结果表明，除T值发生小幅变化外，回归系数保持不变①。总的来说，本文的研究结论是稳健可靠的。

五、研究结论和启示

基于2006—2016年A股上市公司高管减持交易数据，本文研究了高管减持规模对股价崩盘风险的影响，以及有无CEO参与对二者关系的影响，同时对二者作用路径也进行了相应的分析。研究发现：首先，高管减持规模对公司未来股价崩盘风险具有正向的促进作用，且通过了稳健性检验后，该结论依然成立。其次，当高管减持行为有CEO参与后，高管减持规模对股价崩盘风险的正相关关系增强。最后，通过进一步分析发现，盈余管理在其间扮演了部分中介的角色，即高管减持规模增大了公司信息操纵（盈余管理）的程度，进而致使股价崩盘风险上升。

本文的研究具有一定的现实意义和政策启示。首先，本文从股价崩盘风险的角度阐述了高管减持行为的经济后果，提高了理论界和实务界对高管减持交易所引发经济后果的认知和理解。对此，应进一步加大对高管减持的信息披露监管，强化对高管减持行为的预披露制度，即公司应定期向资本市场汇报高管减持交易安排，例如减持规模、减持时机和减持动机等，通过信息监管和预披露制度使得资本市场对高管减持交易有一个心理预期，避免投资者对高管减持反应过度，以降低公司未来发生股价崩盘风险的可能。其次，研究发现，高管减持规模引发股价崩盘的一条重要路径在于，高管在减持过程中实施了信息操纵。对此，一方面要缓解委托代理冲突和减少信息操纵，必须提高管理层的素质。具体来说，要进一步完善经理人市场，实现从全社会优化人力资源配置，做到人适其岗、人事相宜，真正使得职业经理人面临一定职业竞争压力，通过声誉机制和提高高管信息操纵的违规成本来限定高管信息操纵的概率，从而降低因坏信息隐藏导致的股价崩盘风险。另一方面，监管部门也应警惕高管利用信息优势和权力优势进行内幕交易进而牟取私利的现象，同时健全内部交易法律法规和加大对内幕交易行为的惩处力度，以求在制度上抑制高管不当交易行为，避免因股价崩盘而导致的财富损失，进而保护中小投资者的合法权益，促进我国资本市场健康发展。

注：

①限于篇幅，此项回归结果留存备索。

参考文献：

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