市场风险会驱动高管择机性减持吗？

陈作华 王守海

(山东财经大学会计学院，山东 济南 250014)

一、引言

高管减持是公司董事、监事与高级管理人员出售所持有的本公司股票的交易行为，属于内部人交易范畴。2006年《公司法》第142条第一款规定，公司董事、监事与高级管理人员在任职期间每年转让的股份不得超过本公司股份总数的百分之二十五。该条款改变了中国之前禁止内部人交易的状况，开始允许包括高管在内的内部人在法律许可范围内买卖本公司股票。自此，内部人交易尤其是高管减持股票成为证券市场、监管当局以及学术界关注的焦点。高管减持既能作为激励和补偿机制激励高管努力工作(Roulstone，2003)[33]，又能作为信息传递机制向市场传递高管拥有的私有信息，提高信息效率(陈作华和陈娇娇，2019)[2]。然而，相对于外部投资者，高管在私有信息的占有上具有较大优势，如何防范高管利用信息优势牟利成为各国证券法律法规聚焦的重点。2017年中国证监会发布实施经修订的《上市公司股东、董监高减持股份的若干规定》，旨在加强对高管减持行为的监管，抑制高管过度的短期投机行为，引导他们规范、理性和有序减持。即便如此，在中国证券市场上，高管违规减持的现象仍频繁见诸公众视野。比如，在2017年9月，山东墨龙董事长和总经理因违规减持和内幕交易行为受到中国证监会的行政处罚，其滥用信息优势和控股地位，在重大亏损内幕信息发布前抛售股票，损害市场公平和侵害中小股东利益的行为受到了谴责。

究竟哪些因素影响了高管减持备受学术界关注，已有研究从不同视角进行了探索。已有文献发现信息优势是高管减持的重要驱动因素(Huddart and Ke，2007)[23]，他们利用信息优势择机减持获取了超常回报(Piotroski and Roulstone，2005；朱茶芬等，2011)[32][13]，信息优势强度与超常回报之间存在显著的正相关性(Barth et al.，2001)[17]。高管不仅是信息优势的拥有者，还是信息披露的实施者和控制者，对公司信息披露的内容与对内容的解释拥有自由裁量权。因而，高管可能操控信息披露或控制信息披露的节奏，以获取减持带来的高额回报。实证文献已对此进行验证，比如高管利用年报语调(曾庆生等，2018)[9]和策略性媒体披露管理(易志高等，2017)[8]在股票高位时减持实现了财富转移。由此，众多学者从公司内部控制角度研究了如何抑制高管利用信息优势进行择机交易寻租(Ashbaugh-Skaife et al.，2013；陈作华和方红星，2019)[15][3]；亦有基于分析师跟踪(Frankel and Li，2004)[20]、问询函(Dechow et al.，2016)[18]等外部监管机制分析了高管减持的影响机理。尽管学界对高管减持影响因素进行了多方位探索，然而“黑箱”仍未充分打开。

市场风险是市场因素或经济因素变动引起的，对所有公司均会产生影响，投资者通过多元化投资组合无法分散的风险。现代财务理论表明，市场风险是公司投资决策的重要影响因素，市场风险与投资者要求的回报正相关，会正向影响资本成本，因而市场风险越高，投资决策时的折现率越高，进而导致股价下跌、企业价值下降。可见，市场风险是高管决策的重要依据，是股东财富、高管利益以及企业价值的重要影响因素。尽管市场风险对所有企业均会产生影响，但个体企业对市场因素或经济因素变动的敏感性存在较大差异，高管对市场因素或经济因素变动对企业影响的感知相较于外部市场参与者存在信息优势，这有助于高管选择有利的时机减持股份。因而，面临较高的市场风险，理性高管可能会通过减持规避市场风险，也可能会加剧高管减持的择机性，并带来较为负面的经济后果。然而已有文献多是从多元化(张敏和黄继承，2009)[10]、公司信息质量(Ma，2017)[26]、内部控制(Ashbaugh-Skaife et al.，2009；方红星和陈作华，2015)[16][5]以及外部监督水平(陈作华，2014)[4]等视角研究市场风险的影响因素，对于市场风险如何影响高管减持鲜有涉及。

为此，本文利用2006—2018年中国A股上市公司财务数据，对上述问题进行了实证检验。研究发现：市场风险与高管减持之间显著正相关，呈现出风险规避效应；市场风险较高企业的高管在减持股票时有较强的择机性，存在显著的择机性特征；高管减持中的风险规避效应和择机性特征在非国有企业中更为显著；进一步研究发现，市场风险较高企业的高管减持显著地提高了企业的资本成本，降低了企业价值。以上结果表明，市场风险是影响高管减持决策和减持择机性的重要因素，但影响大小受到企业产权性质的制约；市场风险较高企业的高管减持后会带来较为负面的经济后果。由此，对市场因素或经济因素变动敏感的企业，监管机构应更具针对性地施加监管，防范高管减持时的违规行为。

本文可能的增量贡献有：第一，首次从市场风险视角探讨了高管减持决策及择机性减持的影响因素，不仅揭示了高管通过减持股票以实现风险转移，还揭示了风险规避效应会驱动高管择机性减持以规避可能发生的损失。因而，一方面为监管当局对高管减持监管提供了新的视角，监管当局不仅要从法律法规制定、治理环境与法制环境等方面对高管减持实施监管，还要考虑市场因素或经济因素变动对高管行为的影响，对市场因素或经济因素变动较为敏感的企业应施加更具针对性的监管，防范高管减持时的择机现象；另一方面，有助于打开影响高管减持的“黑箱”，探明驱动高管减持的动机，从而推动学术界对高管交易行为进行全面和深入考察。第二，拓展了市场风险经济后果研究。现代投资理论表明，市场风险会提升企业权益资本成本，降低企业价值，从而影响高管决策。但大量已有文献从不同视角研究了市场风险的影响因素，却鲜有涉及市场风险的经济后果，本研究探索市场风险对高管减持的影响是对市场风险经济后果的丰富和拓展，有助于学术界探索宏观因素对微观企业和高管行为的影响机理。

二、理论分析与研究假设

在决策理论中，风险既定的情况下，理性个人会选择能最大化其预期效用的决策行为；或者在预期效用既定的情况下，理性个人会选择风险最小的决策行为。实际上，理性决策者在决策中会寻求风险与回报的均衡，如果预期回报较高，相应地承担的风险会越高；反之亦然。对于预期回报既定的情形，理性决策者可以采用多元化策略分散一部分风险。通过多元化策略可以分散的风险，通常是由企业特有因素引起的，仅对特定企业产生影响。然而，在一个经济体中，存在诸如利率水平、汇率水平、货币政策、经济周期以及通货膨胀等对所有企业或证券均产生影响的因素，称之为市场因素或经济因素。市场因素或经济因素变动对所有企业均产生的影响无法通过多元化策略分散掉，由此引起的风险被称为市场风险或系统风险。

高管薪酬受到了市场风险的影响。高管薪酬主要包括现金薪酬、股票和股票期权，是公司与其高管人员之间代理合同的重要组成部分。高管薪酬通常建立在一个或若干个衡量高管努力程度的指标之上，受到公司净利润和公司股价的影响。高管努力工作能够提高公司获得高回报的概率，但低回报仍然有出现的可能，原因是高管努力工作并不能克服公司所面临的所有风险。作为风险厌恶者，理性高管面临的市场风险越高，高管努力工作提升公司获得高回报的概率越低，薪酬越可能会受到负面影响，相应地预期效用会越低，因此高管会权衡市场风险与回报。

市场因素或经济因素不确定性会加大高管面临的基于所持有股票的薪酬风险。具体而言，市场因素或经济因素变动所产生的风险无法通过多元化投资组合被完全分散掉，对投资者未来获利性预期的影响具有不确定性，因而投资者会要求更高的投资回报，这将提高企业投资项目的资本成本与折现率，产生负的折现率效应。而负的折现率效应会产生较大的负回报，对投资者影响较大(Pastor and Veronesi，2012；Pastor and Veronesi，2013)[28][29]，将导致股价下跌，从而增加高管面临的基于所持有股票的薪酬风险。

高管是人力资本的提供者，通过提供专业化的管理来提升企业价值，从而获取薪酬契约规定的薪酬。由于市场风险会影响企业价值，并影响高管薪酬，而薪酬契约的约束使得高管无法像股东那样分散施加在薪酬上的市场风险，因而高管对市场风险较为敏感。公司面临的市场风险越高，风险厌恶的理性高管对基于所持有股票的薪酬会要求更高的溢价。实证研究文献对此提供了证据支持，比如周泽将等(2018)[12]研究发现，高管承担的风险越高，要求的薪酬水平越高，存在显著的薪酬补偿效应。对于企业而言，允许高管减持公司股份，从而降低高管承担的市场风险，能够缓解高管因厌恶风险而引起的代理冲突(Jensen and Meckling，1976；Holmstrom，1999)[24][22]。对于高管个人而言，他们有动机降低面临的市场风险，而最直接的方式便是减持无限制的股票，改变与企业价值相关联的薪酬组合。由此，市场风险越高，高管越可能通过减持所持有的股票实现风险转移，规避市场风险可能带来的损失。据此，提出假设：

H1：市场风险越高，高管减持的动机越强，即高管减持时具有显著的风险规避效应。

高管是私有信息的拥有者，相比公司外部人拥有天然的信息优势。从内部人交易视角看，他们的信息优势主要包括估价判断优势和未来现金流量预测优势(Piotroski and Roulstone，2005)[32]。估价判断优势是指公司高管能够更为准确地识别出公司股票价格和基本面价值的偏离程度，而外部投资者可能因对信息反应过度或反应不足而不能对公司股票进行准确定价。高管凭借其独有的信息和更为专业的知识能够识别出公司股票价格和基本面价值的偏离程度，相对于外部投资者而言，在估价判断上具有信息优势。具有估价判断优势的高管，在法律允许的范围内，有动机利用外部投资者的错误定价，大量买入价值性股票或卖出成长性股票，从而获取超常收益。未来现金流量预测优势是指高管可以在外部股东及其他市场参与者之前预测到公司未来现金流量的变化，相较于外部投资者能够更敏锐地观察到影响未来现金流变化的信号，从而做出更为准确的预测。

高管减持决策是信息优势的函数(Huddart and Ke，2007)[23]，是估价判断优势和未来现金流量预测优势驱动的结果。不仅如此，因高管对信息披露内容和对披露内容的解释具有自由裁量权，他们还可能通过操控信息披露进行减持牟利，比如陈晨(2017)[1]研究发现，高管将原可一次披露的信息蓄意拆分成若干次披露以操控信息披露，并在股价进入攀升期控制好消息的披露节奏；易志高等(2017)[8]的实证研究发现，公司利用策略性媒体披露助推股价上升，高管在股价高位时择机减持以实现财富转移。Rozeff and Zaman(1998)[34]、朱茶芬等(2011)[13]等学者研究表明公司高管凭借信息优势在股价攀升至高位时实现精准减持和套现，减持具有明显的择机特征。

对于理性高管而言，较高的市场风险会降低股价并影响他们的薪酬，增加薪酬风险。公司市场风险越高，理性高管对基于所持有股票的薪酬会要求更高的溢价，存在显著的薪酬补偿效应(周泽将等，2018)[12]。高管视薪酬为企业对他们自身价值(技能、知识与努力)认可程度的反映，当高管认为薪酬过低时，不公的感觉便会产生(Wade et al.，2006)[35]，将可能经历认知失调，随之会通过行为改变或认知改变实现投入(包括精力、执行力、才能与技能等)与产出(包括薪酬、物质奖励、成长机会等)的公平平衡(Adams，1963)[14]。进而，高管将会采取行动，以恢复薪酬的公平性，而且有较强的意愿实施风险较高的决策行为以弥补过低薪酬带来的损失(Pepper and Gore，2015)[30]。因而，市场风险越高，高管越可能利用估价判断优势和未来现金流量预测优势，甚至操控信息披露，在股价高位时实施择机性减持，以补偿薪酬损失。据此，提出假设：

H2：相较于市场风险较低的公司，市场风险较高公司的高管减持时择机性更强。

国有企业高管具有双重身份，兼具职业经理人和政府官员的特征(杨瑞龙等，2013)[7]，除了经济利益，政治晋升是国有企业高管的重要政治追求。面临较高的市场风险时，出于私利考虑，国有企业高管可能选择出售股票规避风险；但减持尤其是择机性减持具有较强的负面效应，传递出公司未来发展前景不明的信号，会引起社会公众以及媒体的过度关注，这可能会损害国有企业高管的政治声誉，阻碍他们的政治晋升。因而，市场风险对国有企业高管减持决策及减持择机性的影响在上述两种情况下可能会被抵消掉。相较而言，非国有企业高管的薪酬以及职业晋升高度依赖于他们所供职的企业，市场风险对高管薪酬及职业晋升的影响无法被分散掉。因而，出于避险考虑，非国有企业高管具有更强的减持动机和择机性。据此，提出假设：

H3：相较于国有企业，非国有企业高管面临较高的市场风险时，具有较强的减持动机和择机性。

三、研究设计

(一)样本选择与数据来源

本文选择2003—2018年中国A股上市公司数据作为分析对象，原因在于三个方面：第一，由于度量高管减持后的购买并持有超常回报需要高管交易之后半年的个股日回报及综合市场日回报数据，而且股票收益动量的度量需要高管交易之前半年的个股日回报及综合市场日回报数据；第二，在采用单因素模型度量当年市场风险时，需用最小二乘法估计时间跨度为50个月(包括当年12个月及之前38个月)的β系数；第三，沪深交易所自2007年开始，对董事、监事和高级管理人员股份变动的相关信息进行了全面披露。鉴于上述三方面原因，在多元回归分析中，董事、监事和高级管理人员股份变动涵盖的期间选定为2007—2017年。本文根据研究需要删除了以下样本：(1)金融保险业样本；(2)样本期间内曾被特别处理的ST类公司；(3)剔除相关数据缺失样本。最终得到公司/月份样本共11568个。

样本数据均来自CSMAR数据库和Wind数据库。为避免离群值的影响，对所有连续变量在1%水平上予以缩尾处理。在回归分析中，均控制了年度与行业的固定效应；在回归过程中按照公司代码进行了cluster处理，以修正回归标准误，保证结果稳健；并采用White(1980)方法对异方差进行处理。

(二)变量定义

1.市场风险

借鉴Ashbaugh-Skaife et al.(2009)[16]与方红星和陈作华(2015)[5]，采用单因素模型(1)测算的年度贝塔系数度量市场风险，该指标数值越大，则公司市场风险越大。

在操作上对(1)式采用最小二乘法估计时间跨度为50个月(包括t年12个月及之前的38个月)的βit系数。具体如下：将样本股票过去至少36个月的月个股回报率对综合月市场回报率进行时间序列回归，得出βit值(Beta)。这里，Rim是指第i只股票考虑现金红利再投资的月个股回报率，Rmm是指考虑现金红利再投资的综合月市场回报率。对于Rmm，在具体检验时，将流通市值加权法计算的综合月市场回报率纳入模型(1)回归得到的βit值，即Beta1，用于主回归中；将总市值加权法计算的综合月市场回报率纳入模型(1)回归得到的βit值，即Beta2，用于稳健性检验中。

2.高管减持

借鉴Piotroski and Roulstone(2004)[31]，以高管净减持比率Nsr来衡量高管减持。公式如下：

Soldi,t,m为i公司高管t年m月卖出股票的总股数(或次数)，Purchasedi,t,m为i公司高管t年m月买入股票的总股数(或次数)。Nsri,t,m介于-1和1之间，数值越大，则高管减持股份的占比越大，说明高管股份减持程度越强。Nsr1和Nsr2分别为基于交易总股数和交易次数测度的高管减持。

3.购买并持有超常回报

内部人减持(增持)后如果个股回报率快速下跌(上升)，通常表明内部人利用了私有信息优势，体现的是交易的择机性(Kallunki et al.，2018)[25]。依据我国《证券法》，高管买卖本公司股票的反向交易时间不得短于6个月，因而考察内部人交易后6个月的超常回报能够更好地衡量高管的信息优势。参考陈作华和方红星(2019)[3]，采用高管交易后6个月的购买并持有超常回报作为信息优势的替代变量。

表1 变量定义

采用公式(3)对高管交易后的购买并持有超常回报进行度量：

其中，Rid为个股日回报率，Rmd为基于流通市值加权平均法计算的综合日市场回报率。高管交易后半年通常有125个交易日，因此，以BHAR125作为高管交易后6个月的购买并持有超常回报。

其他变量的定义见表1。

(三)模型构建

为检验假设1和假设2，参考Kallunki et al.(2018)[25]与陈作华和方红星(2019)[3]，分别构建模型(4)和(5)。

表2 描述性统计(样本量=11568)

如果假设1成立，则模型(4)中α1应显著为正；如果假设2成立，则模型(5)中β3应显著为负。

为检验假设3，在模型(4)和(5)的基础上，基于产权性质进行分组检验。

四、实证结果与分析

(一)描述性统计

表2是主要变量的描述性统计结果。高管净减持比率Nsr1和Nsr2的平均值分别为0.3283和0.3280，中位数均 为1，表明整体而言高管减持多于增持。依据资本资产定价模型，综合市场的贝塔值应为1，在表2描述性统计中，样本公司的市场风险Beta1和Beta2的均值分别为1.0794和1.1566，中位数分别为1.0872和1.1542，符合理论预期。高管交易后的购买并持有超常回报BHAR125的均值为0.0398，中位数为-0.0114，表明高管减持后的股票超常回报平均为正，但高管减持后的股票超常回报表现在不到50%的样本中。

表3 市场风险对高管减持的影响

(二)多元回归结果

表3中列(1)和列(2)报告了市场风险对高管减持决策影响的OLS多元回归结果，列(3)和列(4)报告了市场风险对高管减持择机性影响的OLS多元回归结果。在列(1)和 列(2)中，市场风险Beta1的系数分别为0.2084和0.2085，t值分别为3.3693和3.3705，均在1%水平下显著，表明市场风险越高，高管净减持比率越高，二者之间呈显著的正相关关系。研究结论初步验证了H1，表明面临较高市场风险时，高管越可能实施减持决策。在列(3)和列(4)中，购买并持有超常回报BHAR125的系数均为-0.2190，t值分别为-7.3073和-7.3033，均在1%水平下显著，表明相对于增持，高管减持时显著地规避了损失，具有较强的择机性；Beta1×BHAR125的系数分别是-0.4164和-0.4187，t值分别为3.1987和3.2163，均在1%水平下显著，表明相对于市场风险较低的公司，市场风险较高公司的高管减持时规避了更多的损失，存在显著的择机性，初步验证了H2。

控制变量方面，股票收益动量Momentum的系数均在1%水平下显著为正，表明交易前股票回报越高，高管越可能实施反向交易，即减持股份，符合理论预期。股票日回报标准差Retvol的系数均在1%水平下显著为负，表明交易前股票回报波动性越强，高管减持的可能性越低，与预期不符。原因可能是，股票回报波动性越大越可能引发市场以及监管者的关注，高管因顾忌这一点而审慎减持。公司规模Size的系数显著为负，表明大规模公司的高管有较强的减持倾向。资产负债率Lev的系数为正，均不显著，表明公司债务对高管减持未产生显著影响。净资产收益率Roe的系数均不显著，表明公司前期盈利状况对高管减持未产生显著影响。账市比Bm的系数均为负，但不显著，表明公司价值是否被低估对高管减持未产生显著影响。上市年限Age的系数均在1%水平下显著为负，表明公司上市年限越长，高管减持可能性越小，符合预期。机构投资者持股比例Inst的系数显著为负，表明机构投资者抑制了高管减持，发挥了治理效应，符合理论预期。分析师关注Ana的系数显著为正，与理论预期不符，原因可能是，在中国这样的新兴资本市场上，受市场环境因素制约、监管缺位和自身利益的驱动等因素影响，证券分析师未能发挥治理功能(张宗新和杨万成，2016)[11]。

(三)产权性质的影响

为检验假设3，依据产权性质，将样本分为国有企业组和非国有企业组进行分组回归，回归结果见表4。依据回归结果，Beta1的回归系数在列(1)和列(3)的国有企业组分别是0.0664和0.0657，t值分别为0.4523和0.4478，不显著；而在列(2)和列(4)的非国有企业组中，Beta1的回归系数分别为0.2681和0.2684，t值分别为4.1422和4.1475，在1%水平下显著。Beta1×BHAR125的系数在列(5)和列(7)的国有企业组中不显著，而在列(6)和列(8)的非国有企业组中均在1%水平下显著为负。以上结果表明，非国有企业高管面临较高的市场风险时，具有较强的减持动机和择机性，假设3得以验证。

(四)稳健性检验

1.内生性问题

前述结论表明，市场风险会驱动高管减持，并加剧其减持的择机性；不过高管减持尤其是择机性减持可能会损害市场公平，加剧资本市场波动，从而提升市场风险。换言之，市场风险与高管减持之间可能存在互为因果的内生性问题。本文采用工具变量法与自变量滞后一期方法来缓解市场风险与高管减持之间的内生性问题带来的影响。(1)工具变量法。本文选择同年度同行业除本公司外的其他公司的市场风险的平均值Indbeta1作为工具变量，分别采用二阶段最小二乘法2SLS与广义矩估计法GMM进行回归分析，回归结果见表5和表6，Beta1的系数以及Beta1×BHAR125的系数未发生实质性改变；(2)自变量滞后一期法。本文将自变量Beta1滞后一期的Lbeta1作为市场风险的替代变量进行回归分析，回归结果见表7，Lbeta1的系数都在5%水平下显著大于0，Lbeta1×BHAR125的系数都在10%水平下显著小于0。上述结果表明控制了互为因果的内生性问题后高管减持决策中的风险规避效应仍然存在。

表4 市场风险与高管减持：产权性质的影响

2.其他稳健性检验

第一，采用Beta2市场风险的替代度量方式。将前述单因素模型(1)中度量的Beta2作为市场风险的代理变量，对模型(5)进行回归分析，回归结果见表8中列(1)，Beta2的系数分别为0.2463，t值分别为4.1530，在1%水平下显著，表明较高的市场风险驱动了高管减持；Beta2×BHAR125的系数分别为-0.4565，t值分别为-3.9068，在1%水平下显著，表明较高的市场风险会加剧高管减持时的择机性。

第二，基于结论稳健性考虑，采用高管交易后3个月的购买并持有超常回报BHAR60作为信息优势的替代变量，同时将Beta2纳入模型中来，对模型(5)进行回归分析，回归结果见表8中列(2)，同前文一致。

第三，采用高管减持的替代度量Nsaleratio。将高管月份减持金额扣除月份增持金额后的净减持金额除以交易月份月初的公司市值，作为高管减持的替代变量，并结合Beta2和BHAR60，基于模型(5)进行回归分析，回归结果见表8中列(3)，均与前文结果保持一致，表明结论是可靠的。

第四，前文对高管减持的度量均是基于月交易数据，基于稳健性考虑，采用日交易数据重新度量高管减持。其中，Sale为哑变量，当高管在交易日减持时Sale等于1，增持时Sale等于0；Saleratio表示高管减持比率，等于高管在交易日的减持金额除以交易日的公司市值，如果高管在交易日增持，则Saleratio等于增持金额取负值再除以交易日的公司市值。将Sale和Saleratio纳入模型(5)进行回归分析，对Sale为因变量的模型进行Probit回归。控制变量中Momentum和Retvol分别为交易日前6个月的股票收益动量和股票日回报标准差。回归结果见表8中列(4)和列(5)，与前文结果均保持一致，表明结论是可靠的。

表5 市场风险对高管减持的影响(2SLS)

表6 市场风险对高管减持的影响(GMM)

表7 市场风险对高管减持的影响(Beta1 滞后1 期)

五、拓展性检验：市场风险与高管减持的经济后果

依据资本资产定价模型与企业估值模型，市场风险越高，投资要求的回报率则越高，企业权益资本成本相应提高，同时企业价值降低。根据信号传递理论，高管减持股份传递出的是他们对公司未来发展前景持消极态度和信心不足的信号(Myers and Majluf，1984；Gu and Li，2007)[27][21]，投资者将这样的信号转化成投资获利性较低的信息，调低原先对公司经济前景的乐观预期，进而索取较高的风险溢价。高管减持本公司股份意味着股权比例的降低，可能加剧代理问题。Jensen and Meckling(1976)[24]将委托代理合同缔结后可能发生的损失以及解决委托代理问题发生的成本称为代理成本，它实质上是由于管理层不是企业完全所有者所导致的。因而，高管拥有的股权比例对代理成本会产生重要影响。当高管持有部分股权时，为实现其效用最大化而获取的任何收益，都要其他股东付出成本，而高管只需承担其中的部分成本。而随着高管股权比例的下降，他们对企业的剩余索取权比例同比下降，这将鼓励他们以职务消费的形式侵占更多外部股东的利益。同时，股权比例下降将导致高管对价值创造活动的努力随之下降，高管可能会规避那些能够带来正净现值的风险性投资项目，对可能降低当前业绩的研发活动选择回避。尽管风险性投资项目和研发支出是企业价值创造的重要来源，却需要高管投入大量时间和精力才能实现，这类价值创造活动所带来的业绩可能会留给继任者，而高管从价值创造活动中获得利益只是较小的一部分。因而，高管减持股份将导致资本成本上升与企业价值下降。综合上述分析，本文预期，市场风险与高管减持的交互影响会显著提升权益资本成本，降低企业价值。对此，本文做进一步探索。

表8 市场风险对高管减持及择机性的影响(稳健性检验)

(一)权益资本成本

为考察市场风险与高管减持对权益资本成本的影响，构建模型如下：

其中，Coc为权益资本成本；Sell为哑变量，可区分为两种度量方式Sell1与Sell2，当Nsr1大于0时，Sell1取值为1，否则为0；当Nsr2大于0时，Sell2取值为1，否则为0。在模型(6)中，若Beta1×Sell的系数显著为正，则将验证本文预期。

对于Easton(2004)[19]提出的基于市盈率和市盈增长比率衡量的PEG模型，毛新述等(2012)[6]认为该模型度量的权益资本成本能恰当地捕捉各风险因素的影响。在考察市场风险与高管减持对权益资本成本影响的实证检验中，PEG模型衡量权益资本成本更契合本文的背景。由此，选择模型(7)来估计权益资本成本(Coc)。

其中，pt为个股t期的收盘价，epst+1等于分析师预测的t+1期的每股收益的均值，epst+2等于分析师预测的t+2期的每股收益的均值。

表9中列(1)和列(2)报告市场风险与高管减持对权益资本成本影响的实证结果，Beta1×Sell1的系数为0.0169，t值为2.7093，Beta1×Sell2的系数为0.0165，t值为2.6649，均在1%水平下显著，表明市场风险与高管减持的交互影响会显著提升权益资本成本。尽管表9中Beta1项回归系数为负，但Beta1×Sell1的系数为0.0169，Beta1的系数为-0.0106，二者之和为0.0063，没有改变市场风险与权益资本成本的关系。同时，本文对市场风险与权益资本成本的关系进行了回归分析(限于篇幅，结果未予报告)，结果发现，Beta1的系数显著为正，表明市场风险与权益资本成本显著正相关，二者的关系符合资本资产定价模型和估值模型。列(3)和列(4)是对市场风险与高管减持的交互影响会显著提升权益资本成本这一结论的稳健性检验，实证结果与列(1)和列(2)的结果保持一致。

(二)企业价值

为检验高管减持决策中的风险规避效应对企业价值的影响，将模型(5)中的被解释变量替换为企业价值变量Tobins’Q进行多元回归，其中Tobins’Q取t+1年期初数值。结果(见表10)显示，Beta1×Sell1的系数为-0.3426，t值为-2.0192，Beta1×Sell2的系数为-0.3506，t值为-2.0701，均在5%水平想下显著，表明高管减持强化了市场风险与企业价值之间的负相关关系。列(3)和列(4)是对这一结论的稳健性检验，实证结果与列(1)和列(2)的结果保持一致。

六、结论与建议

现代财务理论表明，市场风险是高管决策的重要依据，是股东财富、高管利益以及企业价值的重要影响因素，对高管减持决策可能会产生重要影响。本文利用2006—2018年中国A股上市公司财务数据进行实证检验后发现：市场风险与高管净减持比率之间显著正相关，高管减持中呈现出风险规避效应；市场风险较高企业的高管在减持股票时有较强的择机性，规避了可能发生的损失；高管减持中的风险规避效应和择机性在非国有企业中更为显著；进一步研究发现，市场风险较高企业的高管减持显著地提高了企业的资本成本，降低了企业价值。上述结果表明，市场风险是影响高管减持决策的重要因素，影响大小受到企业产权性质的制约；市场风险较高企业的高管减持后带来了较为负面的经济后果。

表9 市场风险与高管减持对权益资本成本的影响

鉴于企业高管相对于外部人拥有较大的信息优势，监管机构已针对董事、监事和高级管理人员减持股份出台了一系列监管法规，目的在于维护市场公平和保护中小投资者利益。基于上述研究发现，本文提出如下政策建议：一是监管当局不仅要从法律法规制定、治理环境与法制环境等方面完善对高管减持的监管，还要考虑市场因素、经济因素等宏观因素变动对高管行为的影响，对市场因素或经济因素变动较为敏感的企业实施更具针对性的监管，防范高管减持时的择机现象，以维护资本市场的公平、公正；二是在市场不确定性或经济不确定性较大的时期，政府应当及时介入，通过积极的税收政策、补贴政策、货币政策等合理应对，以降低企业面临的市场风险，进而降低企业在应对市场风险时可能产生的负面后果；三是政府应尽可能保持宏观经济政策的稳定性，降低宏观经济政策不确定可能给企业带来的市场风险和冲击，以稳定高管预期，保证高管决策行为的连续性和稳定性。

表10 市场风险与高管减持对企业价值的影响