机构投资者退出威胁能有效抑制高管机会主义减持吗？

陈作华 陈娇娇 许晔

(1.山东财经大学会计学院，山东 济南 250014；2.东北财经大学萨里国际学院，辽宁 大连 116025)

一、引言

因具有较强的信息搜集和处理能力，机构投资者通常被视为深谙公司经营的知情者，通过“发声”或“用脚投票”方式积极或消极地参与公司治理(Hirschman，1970)。机构投资者通过与高管和董事会讨论、提交股东议案、策略性投票甚至法律诉讼等“发声”方式积极参与公司治理，但这一方式因“搭便车”问题(Grossman and Hart，1980)而导致治理效率下降。当机构投资者意识到管理层不能维护股东利益时，“用脚投票”减持股份可能是更为理性的选择。与“发声”和“用脚投票”不同的是，Admati and Pfleiderer(2009)、Edmans(2009)及Edmans and Manso(2011)等研究提出了另外一种治理机制——退出威胁，其实质为投资者的退出意图而非真正的退出。机构投资者在与管理层讨论、谈判中，退出威胁发挥着重要的治理作用，因为机构投资者基于私有信息的减持股份将对股价产生负面影响，会严重制约高管股票薪酬的增长，由此对高管产生惩戒效应。因此，投资者退出威胁可使股价更准确地反映企业基本面价值，会引导高管采取行动，最大化企业价值和股东财富。当前，已有文献多从大股东入手考察投资者退出威胁的治理后果，因大股东持股比例通常大于5%，持股比例较高，因而大股东退出威胁更可信，在公司治理中扮演着更为积极的角色(Bharath et al.，2013；McCahery et al.，2016)，比如大股东退出威胁可以提高财务报告质量(Dou et al.，2018)、降低控股股东的私利行为(姜付秀等，2015)以及抑制公司的自利捐赠行为(李蒙等，2023)等。相对而言，机构投资者持股比例没有统一的标准，既可能大于5%，也可能小于5%，因此机构投资者可能是大股东，也可能不是。那么，机构投资者退出威胁是否可信，是否具有治理功能，仍是尚未得到检验的实证问题。对这一问题的研究有助于将退出威胁的治理主体从大股东进一步拓展到机构投资者，从而丰富退出威胁理论。

自我国开始允许上市公司董事、监事和高级管理人员(以下简称高管)等内部人可以有限制地买卖本公司股票以来，高管减持交易规模呈快速增长趋势，这对于提升资本市场流动性和激励高管发挥了积极作用。但与此同时，上市公司高管减持乱象丛生，不但侵害了中小投资者利益，还加剧了资本市场波动，产生了较多负面影响。为此，中国证监会于2016年发布施行《上市公司股东、董监高减持股份的若干规定》(以下简称《减持新规》)并于2017年进行了修订，目的是引导高管依法依规减持，强化对高管机会主义减持行为的监管力度。尽管如此，高管减持乱象依然没有得到根本扭转，因而探究高管机会主义减持行为的治理机制显得尤为紧迫。机构投资者退出威胁提高了资本市场定价效率，促使股价更为准确地反映公司基本面价值(Edmans and Manso，2011)，可能会抑制高管的机会主义减持行为。从机构投资者退出威胁入手，系统和深入探索高管机会主义减持行为的治理机制，不仅能提供机构投资者退出威胁治理功能的经验证据，还能丰富和拓展高管机会主义减持行为的治理体系，具有较高的理论价值和现实意义。

为此，本文以2007―2020年中国A股上市公司为研究样本，率先实证分析机构投资者退出威胁能否有效抑制高管机会主义减持行为及其作用机制。研究发现，机构投资者退出威胁能够有效抑制高管机会主义减持行为，具有显著的治理效应。股价波动和股票错误定价在其中发挥着中介作用，环境不确定性和管理层自利性发挥着调节作用。进一步检验发现，上市公司机构投资者为交易型、发生股权质押以及产权性质为非国有企业时，机构投资者退出威胁对高管机会主义减持的影响更强。

本文的边际贡献主要有两个方面：第一，拓展和补充了退出威胁理论体系。学界多从大股东角度探索退出威胁的经济后果，考察了大股东退出威胁对财务报告质量(Dou et al.，2018)、控股股东的私利行为(姜付秀等，2015)、自利性捐赠(李蒙等，2023)以及创新(陈克兢等，2021)的影响。虽然陈作华等(2023)从股价崩盘风险视角探讨了机构投资者退出威胁对金融市场稳定的影响，但既有研究多囿于大股东领域，机构投资者退出威胁是否具有治理效应及其作用机制仍需进一步探索。本文把握住这一研究契机，将退出威胁的治理主体从大股东进一步拓展到机构投资者，有助于厘清机构投资者退出威胁影响高管机会主义减持行为的作用机制，丰富和拓展了投资者退出威胁理论体系。

第二，从机构投资者退出威胁视角提供了治理高管机会主义减持行为的市场化途径。对于高管机会主义减持行为治理研究，尽管以往文献从内部控制(Ashbaugh-Skaife et al.，2013；陈作华和方红星，2019)、分析师跟踪(Frankel and Li，2004)、多个大股东(罗宏和黄婉，2020)、卖空机制(黄俊威，2020)等视角开展了富有成效的研究，然而系统、有效的市场化治理体系尚未完全形成，亟需丰富和拓展。因此，本文从机构投资者退出威胁入手，探索高管机会主义减持行为的治理机制，有助于完善高管机会主义减持行为的市场化治理体系，为相关政策的制定、完善和实施提供参考和借鉴。

二、理论分析与研究假设

高管减持动机是多样的，既存在诸如多元化投资和消费的常规性减持动机，也存在牟取私利的机会主义动机，更多是将多元化投资、消费与牟取私利进行融合的复合动机。相对于外部投资者，高管具有估值优势、业绩预测优势和私有信息优势，因而具有较强的选择减持时机的能力，并因此获得超额收益。具体而言，一方面，高管拥有公司未来现金流量分布的私有信息，而股价高低取决于未来现金流量的大小和分布期间。因此，当公司的未来现金流量或业绩偏离市场预期时，高管能够更准确地预判公司未来股价走势并在股价下跌前择机减持。另一方面，由于信息不对称，外部投资者和公司高管在股价与公司基本面价值是否偏离的识别上存在显著差异，信息优势和专业知识使得高管能够更准确地识别出股价和公司基本面价值的偏离程度，高管利用这一估值判断优势进行反向交易可赚取超额回报(朱茶芬等，2011)。除了拥有现金流量预测优势和估值判断优势，高管还对公司信息披露的内容和解释具有自由裁量权，通过“选择性”或“迎合性”披露利好消息，或控制信息披露节奏，向市场传递公司未来发展前景向好的信号，借以提升股价，并在股价高位时减持股票从而获取超额回报。因此，现金流量预测优势、估值判断优势以及可能的信息操控行为使得高管机会主义减持前的股价被高估或被人为推高，偏离了公司基本面价值。因而，高管机会主义减持将损害中小投资者利益，不利于公司长远发展。

传统机构投资者理论认为，机构投资者在公司治理中扮演着积极的角色，对公司决策的制定与实施产生了重要影响。机构投资者的信息搜集能力和对管理层决策的影响力随着持股比例的提高、投资时间的延长而相应提高(Chen et al.，2007)，而且机构投资者持股比例越高，企业信息披露质量越高，越有利于信息生产(Boone and White，2015)。相较于持股比例较小的机构投资者，持股比例较大的机构投资者更有动力监督管理层，因为通过监督获得的收益超过了因此承担的成本(Grossman and Hart，1980；Shleifer and Vishny，1986；Huddart，1993)。诸如公共养老金、共同基金等机构投资者已成为公司治理中的积极力量(Gillan and Starks，2003)，通过与公司管理层谈判、提供建议等方式实现了公司治理水平的提高。因此，机构投资者持股比例越大，越能有效抑制高管的信息优势，降低高管与外部投资者之间的信息不对称，从而对高管机会主义减持行为进行更有效的监督。但机构投资者监督高管机会主义减持行为需要承担较高的成本，而且存在“搭便车”问题(Grossman and Hart，1980)，导致机构投资者承担全部的监督成本而只能获取部分收益。因此，对于机构投资者而言，很多监督方式难以实现，甚至有监督失败的可能(Edmans，2014)。

Admati and Pfleiderer(2009)、Edmans(2009)及Edmans and Manso(2011)提出的退出威胁模型拓展了投资者治理理论。退出威胁是指投资者有退出意图而非实际退出，可促使管理层努力工作和实施可提高企业价值的投资项目，具有治理功能。现金流量预测优势、估值判断优势以及可能的信息操控行为是高管机会主义减持的重要驱动因素，造成高管减持前的股价被高估或被人为推高，偏离了公司基本面价值。相较于个人投资者，机构投资者有较强的动力搜集反映企业内在价值的私有信息。比如，机构投资者会积极探究公司盈余水平低于预期的真实原因，究竟是因管理不善还是因投资有利于公司长远发展的无形资源(人力资源开发、研发能力)。若较低的盈余来自于管理不善，机构投资者将通过退出驱使股价下降到其基本面价值；若较低的盈余是因投资于未来才能带来收益但会显著抑制当前盈余的无形资源，机构投资者退出威胁的动力将减弱，将缓和低盈余导致的股价下降。因此，机构投资者凭借掌握的有关企业内在价值的私有信息，对高管机会主义减持前股价与股票基本面价值的偏离程度有着较为准确的预判。机构投资者与高管开展竞争性交易，可促使企业特质信息快速反映到股价中，降低被高估的股价，提高股票定价效率(Gallagher et al.，2013)，高管从机会主义交易中获取的超额回报将得到有效抑制，减持动机也将得到削弱。因此，机构投资者退出威胁能够有效抑制高管管理股价，促使股价稳定且能更准确地反映股票的基本面价值，引导高管以最大化企业价值为决策目标，从而有效抑制高管机会主义减持。

基于上述分析，本文提出如下研究假设：

H1：机构投资者退出威胁能有效抑制高管机会主义减持。

H1a：机构投资者退出威胁通过抑制股价波动，从而有效抑制了高管机会主义减持。

H1b：机构投资者退出威胁通过抑制股票错误定价，从而有效抑制了高管机会主义减持。

三、研究设计

(一)数据来源与样本选择

本文选取2007―2020年中国沪深两市A股上市公司为研究样本。因董监高及其亲属交易数据自2007年开始在上海证券交易所和深圳证券交易所全面披露，因此选取高管交易数据时以2007年为开始年份。具体筛选过程如下：首先，对2007―2020年发生的118510笔高管交易数据进行筛选，剔除单笔交易股数小于2000股的样本；剔除非“二级市场买卖”或非“竞价交易”的样本；将公司同一日交易合并处理，共获得74643笔交易样本。其次，将74643笔交易样本依据高管机会主义减持衡量方法汇总成13165个公司/年交易样本，其中机会主义减持交易样本量为7757，增持或非机会主义减持样本量为5408。最后，将高管交易数据与机构投资者退出威胁数据及其他数据汇总，并删除金融保险业样本和数据缺失样本后，共获得19066个有效样本，其中机会主义减持交易样本量为4029，没有发生交易、增持和非机会主义减持的样本量为15037。

高管交易数据来源于上海证券交易所网站和深圳证券交易所网站；其他相关数据来源于CSMAR数据库与Wind金融终端。为消除极端值的影响，对所有连续变量在1%(99%)分位上进行缩尾处理。

(二)关键变量测度

1.高管机会主义减持

机会主义减持可为高管带来显著的超额回报，相对而言常规性减持的超额回报几乎为零(Cohen et al.，2012)，高管交易后的超额回报反映了高管的私有信息优势及其交易择机性的强弱(Kallunki et al.，2018)。基于Cohen et al.(2012)、Kallunki et al.(2018)的思路，本文设置机会主义减持次数Oppsalen和机会主义减持规模Oppsalea两个变量来度量高管机会主义减持。具体而言，将高管减持后30天的购买并持有超常回报为负的交易定义为机会主义减持，将一个样本年度内符合机会主义减持定义的减持交易总次数加1后取自然对数得到机会主义减持次数变量Oppsalen，若样本年度内全部减持交易都不符合机会主义减持定义或没有发生减持交易，Oppsalen均取值为0；同理将一个样本年度内符合机会主义减持定义的减持总金额加1后取自然对数得到机会主义减持规模变量Oppsalea，若样本年度内全部减持交易都不符合机会主义减持定义或没有发生减持交易，Oppsalea均取值为0。机会主义减持次数越多和机会主义减持规模越大，则高管机会主义减持程度越强。

2.机构投资者退出威胁

机构投资者退出威胁强度取决于机构投资者持股规模、机构投资者家数和股票流动性。持股较多的投资者有较大动力变成知情者(Rubin，2007；Boehmer and Kelley，2009)，而且持股越多越知情(Parrino et al.，2003；Bushee and Goodman，2007)。机构投资者拥有公司价值的私有信息，当管理层破坏企业价值时，机构投资者为维护自身利益而减持股份，将驱使股价下降进而伤害管理层利益。因而机构投资者持股规模越大，其退出威胁也越大。当持有某一公司股份的机构投资者家数增多时，他们之间的协调难度会相应增加，退出威胁随之得以强化(Edmans and Manso，2011)。退出威胁的有效性不仅依赖于持股规模和机构投资者家数，还依赖于股票流动性。机构投资者有动机搜集更多私有信息以从交易中获得更多收益，流动性允许他们基于负面信息进行更多减持，因而股票流动性有助于提升退出威胁的潜在可能性，对股票价格信息含量、管理层最大化企业价值的影响都是积极的(Bharath et al.，2013)。

基于上述分析，并借鉴Dou et al.(2018)、陈克兢等(2021)的做法，本文利用模型(1)测度机构投资者退出威胁。在度量机构投资者竞争程度时，考虑到持股比例较低的机构投资者的影响较弱，将同年同类型机构投资者持股比例低于2%的机构投资者进行了剔除处理。

其中，IICOMPi,t是机构投资者竞争程度，利用机构投资者持股的赫芬达尔指数乘以-1得到，IOk,i,t是年份t公司i的某一机构投资者k持有的股票数量，IOi,t是年份t公司i全部机构投资者持有的股票数量之和，N是年份t持有公司i股份的机构投资者总家数。IICOMPi,t数值越大，则机构投资者交易时的竞争性越强。Liquidi,t是年份t公司i的股票流动性，利用年份t公司i的流通股日换手率的均值进行测度。IIETi,t越大，则机构投资者退出威胁强度越大。

3.控制变量

参考已有文献，本文控制了公司规模Size、资产负债率Lev、账市比Bm、总资产收益率ROA、上市年限Age、信息透明度DA和产权性质Soe等公司特征指标，控制了高管减持前一个年度股票日回报波动率Lretvol，还对分析师跟踪Ana、股权集中度OC、独立董事规模Director、二职合一Dual等公司治理指标进行了控制。具体定义见表1。

表1 变量定义

(三)模型设定

为检验机构投资者退出威胁对高管机会主义减持的影响，构建基准回归模型(2)和(3)：

(四)描述性统计

表2报告了主要变量的描述性统计结果。高管机会主义减持次数Oppsalen的均值为0.2690，75分位数为0，表明发生高管机会主义减持的样本占总样本的比例小于25%，大约为21.13%。高管机会主义减持规模Oppsalea的均值为3.1992，75分位数为0，同样表明高管机会主义减持样本占总样本的比例也小于25%。机构投资者退出威胁IIET的均值为-1.1979，中位数-0.7999，呈现一定的左偏分布；标准差为1.1742。

表2 变量的描述性统计结果

四、实证结果与分析

(一)基准回归

表3报告了机构投资者退出威胁与高管机会主义减持的全样本回归结果。机构投资者退出威胁IIET的系数在列(1)(2)分别是-0.0257和-0.2843，均在1%水平下显著，表明机构投资者退出威胁越强，高管机会主义减持的次数越少，规模也越小。因此，机构投资者退出威胁能够有效制约高管的机会主义减持行为，具有显著的治理效应。

表3 基准回归结果

(二)机制检验

上文研究表明，机构投资者退出威胁具有治理效应，能够有效抑制高管机会主义减持行为。机构投资者利用其卓越的信息搜集和处理能力获取有关企业内在价值的私有信息，对高管利用现金流量预测优势、估值判断优势甚至信息操控推高股价以配合减持的做法有着预判，通过事前的退出威胁，将促使股价下降，推动股价回归公司基本面价值。因而机构投资者退出威胁将有助于稳定股价，提升资本定价效率，从而抑制高管管理股价和机会主义减持行为。

1.股价波动机制

传统金融学理论认为个股系统波动和特质波动可以衡量股价波动性。参考李志生和金凌(2019)的研究，本文通过资本资产定价模型将股价波动分解为系统波动SV和特质波动IV，具体而言：

其中，Ri,t是指股票i在t日的收益率，Rm,t是市场在t日的收益率，等于持有期流通市值加权市场收益率；Rf,t是日度化无风险收益率，基准是整存整取一年期定期存款利率。在操作上对模型(4)采用最小二乘法估计时间跨度为一年的β系数及残差。将βi×(Rm,t-Rf,t)的标准差作为公司i的系统波动指标SV，残差的标准差作为公司i的特质波动指标IV。

为检验机构投资者退出威胁影响高管机会主义减持行为的股价波动机制，对机构投资者退出威胁IIET与股价系统波动SV进行回归分析，结果见表4列(1)，IIET的系数显著为负，表明机构投资者退出威胁显著抑制了股价系统波动。然后，将SV纳入模型(2)和(3)进行回归分析，表4列(2)(3)中SV的系数显著为正，Sobel检验对应的Z值分别为-6.213和-6.479，均在1%水平下显著。同时，对机构投资者退出威胁IIET与股价特质波动IV进行回归分析，结果见表4列(4)，IIET的系数显著为负，表明机构投资者退出威胁显著抑制了股价特质波动。然后，将IV纳入模型(2)和(3)进行回归分析，表4列(5)(6)中IV的系数显著为正，Sobel检验对应的Z值分别为-4.130和-5.114，均在1%水平下显著。上述结果表明，机构投资者退出威胁可有效降低股价波动进而抑制高管机会主义减持行为，股价波动机制得以验证。

表4 股价波动机制检验

2.股票错误定价机制

对于股票错误定价的衡量，本文借鉴黄俊威(2020)的做法，采用公司日收盘价的均值P与内在价值V的比值，然后取自然对数，再取绝对值来衡量股票错误定价的绝对程度VP_abs，VP_abs越大，股票错误定价程度越高。内在价值的计算方法如式(5)：

其中，Vi,t为t年公司i每股内在价值；bi,t为每股权益账面价值；r为公司的资本成本，该值参照文献通用做法取5%；f(1)i,t、f(2)i,t和f(3)i,t为公司未来1～3年的每股预期税后利润，可根据式(6)进行测算：

其中，EPSi,t+k表示公司i的每股税后利润(k=0,1,2,3)；Divi,t为每股现金股利；TAi,t为期末总资产/实收资本；Negeni,t表示公司是否亏损，若亏损取值为1，否则为0；Accruali,t为年末每股税后利润与经营活动产生的现金净流量之差；DDi,t表示公司是否发放股利，若发放取值为1，否则为0。

将通过式(6)得到的每股预期税后利润代入式(7)和(8)计算得到每股权益账面价值b(1)i,t和b(2)i,t，将其与f(1)i,t、f(2)i,t和f(3)i,t代入式(5)测算公司的内在价值。

为检验机构投资者退出威胁影响高管机会主义减持行为的股票错误定价机制，对机构投资者退出威胁IIET与股票错误定价VP_abs进行回归分析，结果见表5列(1)，IIET的系数为负，在1%水平下显著，表明机构投资者退出威胁显著抑制了股票错误定价程度，提升了资本市场定价效率。然后，将VP_abs纳入模型(2)和(3)进行回归分析，表5列(2)和(3)中VP_abs的系数显著为正，Sobel检验对应的Z值分别为-2.886和-2.876，均在1%水平下显著。上述结果表明，机构投资者退出威胁可有效抑制股票错误定价进而抑制高管机会主义减持行为，股票错误定价机制得以验证。

表5 股票错误定价机制检验

(三)横截面检验

1.环境不确定性的影响

企业对客户、供应商、竞争对手、宏观经济政策等环境要素控制力的下降通常意味着经营环境不确定性在增加(Yu et al.，2016)。环境不确定性带来诸多负面后果。一方面，较高的环境不确定性会诱发高管的私利行为，导致企业过度投资或投资不足(徐倩，2014)，引起盈余大幅波动，使得盈余难以预测，进而导致股价剧烈波动(江轩宇和许年行，2015)和特质风险增加(花冯涛和徐飞，2018)。为平滑环境不确定性引起的盈余波动和降低其他不利影响，高管盈余管理动机增强，导致信息不对称加剧(Ghosh and Olsen，2009；申慧慧，2010)。因而，环境不确定性越强，越可能增加高管减持时的信息优势，越有利于高管机会主义减持。另一方面，较高的环境不确定性会增加机构投资者、政府机构、媒体等预测和监督高管自利行为的难度(林钟高等，2015)，有利于掩盖高管的机会主义减持行为。因而，环境不确定性为高管在股价高位时择机减持提供了更多机会，机构投资者退出威胁的治理强度也被削弱。据此，本文预测公司环境不确定性越强，机构投资者退出威胁对高管机会主义减持的抑制效应越弱。

本文参考Ghosh and Olsen(2009)的做法，首先，利用各企业过去5年的销售收入数据，将每年销售收入与对应年份进行回归，残差为非正常销售收入，计算出过去5年残差的标准差，再除以过去5年销售收入的平均值得到环境不确定性EU_non。其次，把每年同行业内所有企业环境不确定性的中位数定义为行业环境不确定性，将各企业环境不确定性EU_non除以行业环境不确定性，则得到经行业调整后的环境不确定性EU。EU_non和EU越大，则环境不确定性程度越高。为检验环境不确定性对机构投资者退出威胁与高管机会主义减持关系的影响，将IIET与EU_non和EU分别构建交互项IIET×EU_non和IIET×EU，纳入模型(2)和(3)进行回归分析，结果见表6中Panel A列(1)～(4)，IIET×EU_non的系数为正，在5%和1%水平下显著；IIET×EU的系数为正，亦在5%和1%水平下显著。这表明环境不确定性越强，机构投资者退出威胁对高管机会主义减持的抑制效应越弱。

表6 横截面检验

2.管理层自利性的影响

相对于外部投资者，公司管理层在财务状况、经营成果与发展前景上拥有更多信息优势。作为理性“经济人”，自利动机会驱使管理层通过隐藏坏消息，或者尽可能多披露好消息而少披露坏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评价和公司估值的坏消息被暂时隐藏起来，机构投资者搜集和处理坏信息面临更多困难，信息搜集和处理成本增加，难以看清公司真实业绩与未来发展前景，导致高估公司价值。因而，对于高管减持而言，自利动机越强越可能驱使他们蓄意隐匿负面消息或者操控正面信息的披露，导致公司股价被人为推高，从而达到配合高管机会主义减持的目的。据此，本文预测公司管理层自利性越强，机构投资者退出威胁对高管机会主义减持的抑制效应越弱。

参考黄俊威(2020)等通常做法，本文采用如下两种方式度量管理层自利性：首先是总资产周转率Zturn。总资产周转率是企业运营管理水平指标，反映了企业管理层努力程度和效率高低，总资产周转率越高，则管理层自利性越弱。其次是管理费用与营业费用之和与营业收入的比值AC。管理费用和营业费用率越高，管理层自利性越强。为检验管理层自利性对机构投资者退出威胁与高管机会主义减持关系的影响，将IIET与Zturn和AC分别构建交互项IIET×Zturn和IIET×AC，纳入模型(2)和(3)进行回归分析，结果见表6中Panel B列(1)～(4)，IIET×Zturn的系数为负，均在1%水平下显著，表明公司营运管理水平越高，机构投资者退出威胁越能有效抑制高管机会主义减持；IIET×AC的系数为正，分别在5%和1%水平下显著，表明公司管理费用和营业费用越高，机构投资者退出威胁抑制高管机会主义减持的效果越弱。这表明，管理层自利性越强(越弱)，机构投资者退出威胁对高管机会主义减持的抑制效应越弱(越强)。

(四)内生性问题与稳健性检验

1.内生性问题

高管机会主义减持的负面影响可能会增强机构投资者退出威胁，因此机构投资者退出威胁对高管机会主义减持的抑制效应可能存在反向因果关系。此外，本研究还可能受到遗漏变量导致的内生性问题的影响。为此，本文从如下两个方面进行控制。

首先，2014年中国证监会和香港证券及期货事务监察委员会决定开展沪港股票市场交易互联互通机制试点(以下简称沪港通)，随后在2016年决定建立深港股票市场交易互联互通机制(以下简称深港通)。沪港通和深港通交易机制实施为境外投资者更直接参与中国资本市场提供了更便利的条件，境外投资者的进入扩大了中国A股市场的投资者基数，改变了投资者结构，不仅有助于改善整个资本市场的信息环境、提升公司信息质量，还加快了信息传播速度，进而提高股票流动性。股票流动性是机构投资者退出威胁的重要决定因素，有助于增强退出威胁(Bharath et al.，2013)。因而，本文利用沪港通和深港通实施的准自然实验，作为股票流动性的外生冲击，检验机构投资者退出威胁对高管机会主义减持行为的影响。设置哑变量Treat，对列示在沪股通标的股票名单中且在2014年之后的样本公司，以及列示在深股通标的股票名单中且在2016年之后的样本公司，取值为1，否则取值为0。为保证政策的严格外生性，将2014年11月17日之后调入和调出的沪股通标的股票样本和2016年12月5日后调入和调出的深股通标的股票样本进行剔除处理。将IIET与Treat构建交互项，纳入模型(2)和(3)中，回归结果显示，IIET×Treat的系数在5%和10%水平下显著为负，表明沪港通和深港通交易机制实施后，机构投资者退出威胁对高管机会主义减持行为的抑制效应显著增强。

其次，本文采用固定效应模型，以控制住不可观测的个体差异造成的遗漏变量带来的内生性问题。固定效应模型回归结果表明，控制个体差异造成的遗漏变量后，机构投资者退出威胁对高管机会主义减持的抑制效应依然显著(限于篇幅，略)。

2.稳健性检验

为保证结论的稳健性，本文分别替换了高管机会主义减持和机构投资者退出威胁的测度方式，并重新回归，结果仍然与前文保持一致。本文还进一步控制了高管离任与否、高管持股和其他机会主义行为的影响，发现结论是稳健的(限于篇幅，略)。

五、进一步分析

(一)异质性分析

1.机构投资者异质性

机构投资者对高管的监督效应存在多维度异质性，监督效应因机构投资者持股比例、投资期限以及独立性的不同而存在差异。比如，Chen et al.(2007)研究发现，相对于持股比例较低和短期型持股的机构投资者，持股比例较高和长期型持股的机构投资者更愿意实施监督。Ferreira and Matos(2008)研究认为，独立性机构投资者更有动机参与公司治理，监督管理层。Yan and Zhang(2009)发现短期机构投资者交易更为活跃。尽管持股比例较低而且交易频繁的短期型机构投资者直接监督高管的意愿较低，但退出交易频繁的特征会对公司股价施加向下的压力，对高管的股权类财富更具有威胁。因此，可以预期交易频繁的短期型机构投资者的退出威胁对高管而言更具有可信性，更能约束高管机会主义减持。

本文借鉴李争光等(2015)的分类和度量方法，首先，将机构投资者区分为稳定型机构投资者和交易型机构投资者，把注重长远回报、持股比例较高和交易不频繁的机构投资者定义为稳定型机构投资者；把注重短期回报、持股比例较低且交易频繁的机构投资者定义为交易型机构投资者。其次，从时间和行业两个维度综合度量稳定型机构投资者和交易型机构投资者，具体如下：

其中，IOi,t表示公司i在t期的机构投资者持股比例，STD为标准差符号，机构投资者持股比例标准差越大，则机构投资者交易越频繁。SDi,t为时间维度度量的机构投资者稳定性，Stablei,t表示从时间和行业两个维度综合度量的机构投资者异质性，稳定型机构投资者取值为1，交易型机构投资者取值为0。

依据Stablei,t，将全样本区分为稳定型和交易型两组子样本并进行分组回归，结果见表7。因变量为Oppsalen时，IIET的系数在列(1)(2)分别为-0.0147和-0.0325，分别在5%和1%水平下显著，系数的组间差异检验卡方值为3.71，在10%水平下显著，表明机构投资者退出威胁对高管机会主义减持的抑制效应在交易型子样本组更强。因变量为Oppsalea时，机构投资者退出威胁对高管机会主义减持的抑制效应同样在交易型子样本组更强。

表7 机构投资者异质性

2.股权质押

股权质押是指控股股东(出质人)以其所拥有的股权作为质押标的物向金融机构借入资金或为第三方贷款提供担保的行为。尽管股权质押可快速满足控股股东的融资需求，但控股股东也面临着质押股份被强制平仓进而导致控制权转移的风险。高管减持向市场传递出高管看衰公司未来发展前景并持悲观主义倾向的信号，减持后市场反应显著为负，加剧了股价崩盘风险，将不利于股权质押公司进行市值管理。机构投资者退出威胁能够引导高管最大化公司价值和稳定股价，促使股价回归基本面价值，对高管机会主义行为具有抑制效应。因而，相对于无股权质押公司而言，机构投资者对股权质押公司的退出威胁会更可信，对高管机会主义减持行为有更强的抑制作用。据此，按照样本公司高管减持年度是否存在股权质押进行分组检验，结果见表8，在质押子样本和无质押子样本中，IIET的系数均显著为负。不过，系数组间差异检验结果显示，质押子样本IIET系数的绝对值显著大于无质押子样本，表明机构投资者退出威胁对高管机会主义减持的抑制作用在股权质押的公司更强。

表8 股权质押

3.产权性质

国有企业高管通常兼具职业经理人和官员的双重身份，尤为重视政治晋升和政治声誉。高管机会主义减持通常会引起较高的社会关注，可能会面临职业声誉受损甚至法律制裁的风险，而对国有企业高管而言，还要面临政治晋升受阻和政治声誉受损的风险。因此，国有企业高管对减持非常慎重，使得机构投资者对国有企业高管机会主义减持行为失去了退出威胁的目标。因而可以预期，相较于国有企业，机构投资者退出威胁的治理效应在非国有企业更加显著。本文依据产权性质将研究样本区分为非国企和国企两个子样本进行回归分析，结果见表9，机构投资者退出威胁IIET系数无论在非国企子样本还是在国企子样本均显著为负，但IIET的系数组间差异检验结果显示，非国企子样本下IIET的系数绝对值在1%显著性水平下大于国企子样本，表明机构投资者退出威胁对高管机会主义减持的抑制效应在非国有企业更明显。

表9 产权性质

(二)经济后果

前文结果表明机构投资者退出威胁对高管机会主义减持行为具有显著的抑制效应，那么，机构投资者退出威胁治理效应能否带来更为积极的经济后果？为此，本文从两个方面进行分析。

首先，从高管减持寻租视角进行分析。Ashbaugh-Skaife et al.(2013)将内部人交易回报定义为内部人增持股票后的资本利得或者内部人减持后规避的损失。如果高管减持交易反映了已被股价吸收的信息，那么高管减持的平均回报应当为零，但当高管基于其私有信息优势进行减持时，便能以牺牲其他股东利益的方式获取更多回报。对于高管减持寻租的度量，借鉴陈作华和张芳芳(2023)的方法，采用式(11)进行计算：

其中，Renti,t为公司i在t年度高管减持寻租，数值越大，寻租程度越高。BHARi,t,d为公司i在t年度交易日d之后一段时期的购买并持有超常回报，依据高管减持后6个月期间来度量BHARi,t,d，因为高管减持回报实质为高管规避的损失，因此将BHARi,t,d取相反数。V_Soldi,t,d为公司i在t年度交易日d的减持金额。MVi,t-1为公司i在t-1年的市值。

将高管减持寻租Rent作为因变量，机构投资者退出威胁IIET作为自变量进行回归分析，结果见表10列(1)，IIET的系数为-0.0614，且在1%水平下显著；进一步分别控制高管机会主义减持次数Oppsalen和规模Oppsalea后进行回归分析，结果见表10列(2)(3)，IIET的系数仍然在1%水平下显著为负值，Oppsalen和Oppsalea的系数均在1%水平下显著为正。上述结果表明，机构投资者退出威胁能够有效抑制高管从减持中获得的超额回报。

表10 机构投资者退出威胁和高管机会主义减持的经济后果

其次，从企业价值视角进行分析。本文将未来一期的托宾Q(TobinQ)作为因变量替代企业价值进行回归分析，结果见表10列(4)，IIET的系数为0.0454，且在1%水平下显著；进一步分别控制高管机会主义减持次数Oppsalen和规模Oppsalea后进行回归分析，结果见表10列(5)和(6)，IIET的系数仍然在1%水平下显著为正值，表明机构投资者退出威胁能够有效提升企业价值，而Oppsalen和Oppsalea的系数均在1%水平下显著为负，表明高管机会主义减持行为不利于未来企业价值的增长。

对于机构投资者退出威胁经济后果，本文采用事件研究法中的单因素模型分别计算高管减持后10日、20日和30日的累积超额回报CAR，将机构投资者退出威胁与高管减持的市场反应进行回归分析。采用事件研究法中单因素模型估计CAR值时，事件窗口为(-30,30)，估计窗口为(-211,31)。高管减持是否属于机会主义减持多依据事后的超额回报进行区分，若减持后超额回报为负，则表明高管有效规避了损失，具有较强的择机性(Cohen et al.，2012；Kallunki et al.，2018)。因此，若机构投资者退出威胁对高管减持市场反应的回归系数为正值，则表明抑制了高管减持的择机性。回归结果(限于篇幅，略)显示IIET的系数显著为正，意味着机构投资者退出威胁越强，高管减持时的择机能力越能得到有效抑制。

六、结论与启示

近年来，学界基于退出威胁理论模型对退出威胁治理机制进行了初始性探索，相关经验研究仍不够全面和充分，亟需系统和深入开展。高管恶意减持、“精准式”减持、“清仓式”减持等减持乱象为退出威胁治理机制研究提供了契机。对此，本文从高管机会主义减持行为切入，通过作用机制检验以及进一步的异质性检验，构建了机构投资者退出威胁作用于高管机会主义减持的逻辑框架，为高管机会主义减持行为监管提供了市场化治理途径，为资本市场制度建设提供了新的思路。

本文研究发现：(1)机构投资者退出威胁与高管机会主义减持的次数和规模显著负相关，机构投资者退出威胁具有显著的治理效应。(2)机构投资者退出威胁抑制高管机会主义减持行为的作用机制是降低股价波动和股票错误定价，从而抑制了高管利用股价管理进行机会主义减持的机会。横截面分析发现，机构投资者退出威胁对高管机会主义减持的抑制效应在环境不确定性和管理层自利性越强时越弱。(3)进一步检验发现，在机构投资者为交易型和发生股权质押的上市公司，以及产权性质为非国有企业时，机构投资者退出威胁对高管机会主义减持的抑制效应更强。而且机构投资者退出威胁治理效应带来了积极的经济后果，显著抑制了高管从减持中获得的超额回报，提高了企业价值，并降低了高管减持时的择机性。

本文结论具有如下政策启示：

第一，提高市场化治理方式在公司治理体系中的作用。股权类薪酬在高管薪酬体系中的占比越来越高，高管基于多元投资或消费等动机进行减持有助于激励高管，实属正常现象。但高管减持乱象丛生，对资本市场健康稳定发展和中小投资者利益保护产生了不利影响。中国证监会《减持新规》对高管减持进行严格约束，同样对作为上市公司重要股东的机构投资者的减持行为进行了约束。当机构投资者预判高管的机会主义减持行为可能发生时，其退出威胁的可信性增强，对高管机会主义减持行为产生抑制效应，本文研究结论已验证了这一观点。因此，除依靠法律法规外，充分发挥机构投资者在公司治理中的积极作用，充分利用市场化治理方式来完善高管减持治理体系更符合市场经济发展规律，也更有效。

第二，提升机构投资者在资本市场的主体作用。机构投资者退出威胁理论及本文研究表明，机构投资者通过退出威胁方式也能有效制约高管的机会主义行为。机构投资者退出威胁治理效果一方面取决于机构投资者的数量和规模，另一方面取决于资本市场流动性。因而，在完善我国资本市场制度建设上，不仅要壮大机构投资者规模、促进机构投资者主体多元化以及提升机构投资者在资本市场的影响力，还要疏通机构投资者退出渠道，提升市场流动性。

第三，进一步完善投资者结构。一方面，相较于境内机构投资者，境外机构投资者具有国际化的投资视野和丰富的经验，独立性更强，因而具备较强的识别和监督高管机会主义行为的能力。因此，在风险可控的前提下，监管部门应进一步推动资本市场开放，引进境外机构投资者，完善机构投资者结构，更好发挥机构投资者治理功能。另一方面，监管部门等应强化高管违规减持行为的信息披露，提升信息披露的及时性和透明度；同时，还应强化个人投资者金融投资知识的公益培训，丰富他们的金融投资知识体系，增强其对金融风险的防范意识。 ■

[基金项目：山东省自然科学基金项目“薪酬差距、超额薪酬对高管减持行为的影响机理及监管对策研究”(项目编号：ZR2022MG038)]