代昀昊 安錚 王礫

(1.華中科技大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，湖北 武漢 430074；2.中南財經(jīng)政法大學(xué)政府會計研究所/社會科學(xué)研究院，湖北 武漢 430073)

一、引言

自2006年起，新修訂的《公司法》允許公司內(nèi)部人(董事、監(jiān)事、高級管理人員)在二級市場交易公司股票。與此同時，A股市場不斷掀起的減持潮由于頻繁發(fā)生違規(guī)問題，引起了監(jiān)管當(dāng)局、實務(wù)界和學(xué)術(shù)界的廣泛關(guān)注。盡管內(nèi)部人的減持行為可能是出于流動性需求和資產(chǎn)管理等常規(guī)原因(徐昭，2014)[42]，但也有諸多研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)內(nèi)部人由于具有提前獲知信息、研判形勢的能力，在買賣公司股票時往往會利用自身信息優(yōu)勢以獲取收益(朱茶芬等，2011；易志高等，2017)[49][46]，甚至進行選擇性披露以最大化私利(Cheng and Lo，2006；曾慶生等，2018)[4][47]。內(nèi)部人減持會導(dǎo)致股價崩盤風(fēng)險(易志高等，2017；孫淑偉等，2017)[46][38]，并加劇股價不確定性(吳戰(zhàn)篪和李曉龍，2015)[39]，威脅著廣大外部投資者的利益，長期受到監(jiān)管部門高度重視和約束。2017年，證監(jiān)會發(fā)布《上市公司股東、董監(jiān)高減持股份的若干規(guī)定》，進一步規(guī)范了減持方式并完善了減持信息披露制度。如何從公司內(nèi)部治理的角度來約束內(nèi)部人的減持行為，仍然值得探討。

董事會秘書作為公司高級管理團隊的一員，與公司其他內(nèi)部人相比，受到的關(guān)注相對較少。該職在中國的出現(xiàn)及發(fā)展不過20余年，2005年修訂的《公司法》從立法的高度將董事會秘書界定為公司高級管理人員。與常規(guī)的公司秘書相比，董事會秘書最具有特色且重要的職能在于信息披露和投資者關(guān)系管理。董事會秘書作為公司對外溝通的橋梁，除對外披露各種定期和臨時公告外，還需要出席券商策略會、接待投資機構(gòu)的電話訪談和現(xiàn)場調(diào)研，與投資者關(guān)系密切。然而，本是被寄予提高公司信息透明度希望的董事會秘書，卻在部分信息披露事件中扮演著不光彩的角色。例如，2020年11月美年健康(股票代碼002044)董秘被指與國信證券分析師勾結(jié)，使后者在研報中暗示不實信息。

理論上，具有券商經(jīng)歷的董秘對企業(yè)內(nèi)部人減持可能存在截然相反的效應(yīng)：一方面，董秘的券商經(jīng)歷使其有著良好的投資者人脈積累和專業(yè)素養(yǎng)，能夠更好地進行信息披露，降低信息不對稱性，從而降低內(nèi)部人通過減持獲利的概率，減少內(nèi)部人減持行為；另一方面，具有券商經(jīng)歷的董秘可能對投資者進行選擇性甚至不實的信息披露，該類董秘熟悉資本運作，能夠更好地逃避或規(guī)避監(jiān)管。同時，董秘與投資者常常通過實地調(diào)研、走訪交流等非正式渠道進行溝通，這種“軟”信息事后難以追究(Bertomeu and Marinovic，2016)[2]，從而給內(nèi)部人更大的操作空間，導(dǎo)致更多的內(nèi)部人減持。

基于上述理論和現(xiàn)實問題，本文選取我國2004―2019年A股上市公司為樣本，研究有券商經(jīng)歷的董秘對企業(yè)內(nèi)部人減持的影響。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)上市公司聘任有券商經(jīng)歷的董秘會增加內(nèi)部人減持行為，該結(jié)論在進一步使用傾向得分匹配(PSM)和Heckman兩步法以緩解內(nèi)生性問題后仍然成立。為驗證有券商經(jīng)歷的董秘對內(nèi)部人減持的影響機制，本文發(fā)現(xiàn)具有券商經(jīng)歷的董秘相反會導(dǎo)致企業(yè)具有較低的信息披露質(zhì)量，且增加了分析師在盈利預(yù)測時的樂觀程度，從而為企業(yè)內(nèi)部人減持創(chuàng)造了空間。此外，對于董事會規(guī)模較小、CEO兼任董事長、董監(jiān)高持股規(guī)模較大以及非國有產(chǎn)權(quán)的企業(yè)而言，有券商經(jīng)歷的董秘(以下簡稱券商經(jīng)歷董秘)對于內(nèi)部人減持的促進作用更為顯著。

本文主要貢獻體現(xiàn)在以下兩方面。第一，豐富了高層梯隊理論領(lǐng)域的文獻。自Hambrick and Mason(1984)[10]提出高層梯隊理論以來，許多學(xué)者研究了公司高管的人口背景特征(如年齡、性別、任期、教育、職業(yè)經(jīng)歷等)對公司戰(zhàn)略決策及治理效果的影響。但董事會秘書作為中國特有的高管職位，相比CEO、CFO等核心高管，沒有受到應(yīng)有的關(guān)注。國內(nèi)現(xiàn)有關(guān)于董事會秘書的文獻，大多關(guān)注董秘的性別、持股、兼任(林長泉等，2016；周開國等，2011；毛新述等，2013)[34][51][36]對其職能發(fā)揮的影響，對于其任職經(jīng)歷的研究還較為罕見。本文從董秘作為企業(yè)內(nèi)部高管的角度出發(fā)，探究其券商從業(yè)經(jīng)歷對于企業(yè)內(nèi)部人減持的影響，進一步豐富了董事會秘書這一職位的高層梯隊理論文獻。

第二，為企業(yè)內(nèi)部人減持因素提供了新視角。已有文獻從企業(yè)內(nèi)部治理角度對企業(yè)內(nèi)部人減持的影響因素進行了分析，如陳作華和方紅星(2019)[25]探究內(nèi)部控制質(zhì)量對內(nèi)部人機會主義減持的治理效應(yīng)；朱茶芬等(2011)[50]和蔡寧(2012)[22]把目光聚焦在上市公司大股東減持行為，并考察了大股東減持的擇時行為及其市場反應(yīng)。本文擬從董秘的券商經(jīng)歷對企業(yè)內(nèi)部人減持的影響因素提供新的補充。盡管CEO、CFO等核心內(nèi)部人也會參與信息披露，但主要通過官方正式渠道，董事會秘書與投資者的溝通卻包含非正式的軟信息渠道，這種信息披露方式更難以被相關(guān)部門監(jiān)管，從而可能為以減持套利為目的的策略性披露滋生空間。董秘行為應(yīng)受到更多的規(guī)范約束與外部監(jiān)督，本文為該方面政策提供了一定的證據(jù)支撐。

二、文獻綜述與研究假設(shè)

(一)董事會秘書的制度背景

董事會秘書是中國公司治理制度下的特色職位，概念起源于西方國家的“company secretary”，即“公司秘書”。該職位在中國出現(xiàn)及發(fā)展的20余年里，制度適用對象經(jīng)歷了三大階段的變遷。第一階段：境外上市的外資股。董事會秘書一詞最早出現(xiàn)在國務(wù)院1994年8月頒布的《關(guān)于股份有限公司境外募集股份及上市的特別規(guī)定》，其中第15條規(guī)定董秘為公司高級管理人員。同月頒布了《到境外上市公司章程必備條款》，單獨將董秘列為一章，進一步明確了“公司設(shè)董事會秘書”“董事會秘書為公司高級管理人員”。第二階段：境內(nèi)上市的外資股。1996年《關(guān)于B股上市公司設(shè)立董事會秘書的暫行規(guī)定》發(fā)布，要求所有B股上市公司必須配備董秘。第三階段：境內(nèi)上市內(nèi)資股。1997年發(fā)布《上市公司章程指引》，至此，中國所有上市公司都必須設(shè)立董秘，董秘制度在我國全面建立。2005年修訂的《公司法》第一百二十四條及第二百一十七條從立法高度規(guī)定上市公司必須設(shè)立董秘、董秘為公司高級管理人員。

中國的董事會秘書與國外的公司秘書相比，雖然都承擔(dān)著協(xié)調(diào)董事會和高管、管理文件資料、督促規(guī)范運作等職責(zé)，但董事會秘書最重要且具特色的職責(zé)是負責(zé)處理公司信息披露事務(wù)和協(xié)調(diào)公司與投資者之間的關(guān)系。上交所與深交所的《股票上市規(guī)則》(2004修訂版)均對這點進行了強調(diào)。龐雜的工作內(nèi)容要求董秘具備復(fù)合的知識體系，相關(guān)規(guī)定也對董秘資質(zhì)進行了硬性要求，如《境外上市公司董事會秘書工作指引》(1999)規(guī)定董秘須具備3年以上從事金融或財務(wù)審計、工商管理或法律等方面的工作經(jīng)歷。因此，越來越多的上市公司選擇聘任具有券商從業(yè)經(jīng)歷的人士作為公司的董事會秘書。圖1簡單列示了券商經(jīng)歷董秘的樣本在各年度的占比情況，可以看到聘任券商經(jīng)歷董秘的上市公司占比在樣本區(qū)間內(nèi)呈上升態(tài)勢，從2004年的2.51%逐漸上升到了2019年的6.82%，而券商經(jīng)歷董秘在本文全樣本中的占比為3.89%。

圖1 2004―2019年聘任券商經(jīng)歷董秘的上市公司占比

根據(jù)“高層梯隊理論”(Hambrick and Mason，1984)[10]，公司高管的背景特征，如年齡、性別、任期、教育、職業(yè)經(jīng)歷等，會影響他們的行為決策，進而影響公司行為和績效(Hambrick and Fukutomi，1991)[11]?，F(xiàn)存與董事會秘書相關(guān)的文獻大多是圍繞其信息披露這一職能的發(fā)揮效果展開探討，例如：周開國等(2011)[51]發(fā)現(xiàn)董秘持股由于降低了董秘的獨立性，增加了“內(nèi)部人控制”問題，從而會降低信息披露質(zhì)量；林長泉等(2016)[34]研究表明董秘性別是影響信息披露質(zhì)量的重要因素，在大公司中女性董秘會顯著降低信息披露質(zhì)量，這可能是由于性別上的“孤立無援”導(dǎo)致女性董秘的權(quán)力被壓制；姜付秀等(2016；2016)[29][30]發(fā)現(xiàn)擁有財務(wù)經(jīng)歷的董秘由于具備更高的專業(yè)能力，能提升公司盈余信息含量和緩解企業(yè)融資約束，且董秘專業(yè)素質(zhì)及學(xué)歷越高，發(fā)揮的作用越大；Xing et al.(2019)[20]研究表明，公司盈余預(yù)測質(zhì)量與董秘的知識素養(yǎng)、國外經(jīng)歷、角色二元性、股權(quán)持有正相關(guān)，與政治聯(lián)系負相關(guān)，并且董秘持股可以降低公司的訴訟風(fēng)險。

(二)內(nèi)部人減持的動機及后果

2006年生效的新《公司法》開始有限制地允許公司內(nèi)部人在二級市場買賣本公司的股票，“公司董事、監(jiān)事、高級管理人員在任職期間每年轉(zhuǎn)讓不超過其所持有本公司股份總數(shù)的25%的股份”。然而，近年來A股“減持潮”頻繁來襲，內(nèi)部人違規(guī)減持更是屢禁不止。僅2015年上半年就有40余家公司出現(xiàn)違規(guī)減持，涉事公司包括依米康(股票代碼300249)、金力泰(股票代碼300225)、天虹商場(股票代碼002419)等。2017年，格力電器(股票代碼000651)某董事通過違規(guī)減持獲利兩百余萬人民幣，受到證監(jiān)局嚴(yán)厲處罰。

內(nèi)部人憑借私有信息優(yōu)勢，會選擇在企業(yè)披露壞消息之前進行減持(Agrawal and Cooper，2015；Lin et al.，2020)[1][16]。由于內(nèi)部人的機會主義減持行為可能反映了對壞消息的隱藏或好消息的捏造，使得股價不確定性大幅上升(吳戰(zhàn)篪和李曉龍，2015)[39]，從而會導(dǎo)致較大的股價波動(Chiang et al.，2017)[7]以及股價崩盤風(fēng)險(易志高等，2017；孫淑偉等，2019)[46][38]。內(nèi)部人的機會主義減持嚴(yán)重侵害了廣大投資者利益，扭曲了企業(yè)正常的生產(chǎn)經(jīng)營活動，阻礙了資本市場的健康發(fā)展。

(三)研究假設(shè)

Hambrick and Mason(1984)[10]的高層梯隊理論認為，由于內(nèi)外部環(huán)境的復(fù)雜性，公司高管難以對全局有完善的認知，因此高管的個人背景特征會影響其行為決策，如年齡、性別、任期、教育、職業(yè)經(jīng)歷等。董秘的券商經(jīng)歷作為其重要的職業(yè)經(jīng)歷，通常會從信息披露和人際網(wǎng)絡(luò)兩種作用機制對其在上市公司中的職能產(chǎn)生影響(Hope et al.，2021)[12]，進而會對企業(yè)內(nèi)部人減持產(chǎn)生潛在影響。

一方面，信息披露是聯(lián)接上市公司和資本市場投資者的重要紐帶(曾穎和陸正飛，2006)[48]。作為證券分析師，其會通過電話會議等方式敦促其覆蓋標(biāo)的公司披露信息(Lang and Lundholm，1993；Chapman and Green，2018)[15][5]，并進行盈利預(yù)測，是公司信息披露的主要需求方之一。而當(dāng)證券分析師被上市公司聘用為董事會秘書后，職業(yè)的轉(zhuǎn)換會使其從信息披露的資深“使用者”變成“提供方”(Ramnath et al.，2008)[18]。相較于其他董秘，券商經(jīng)歷董秘對于信息披露質(zhì)量以及資本市場上對信息的需求可能會有更深的理解，從而能夠更好地披露信息，降低外界獲取公司有效信息的成本。這對于企業(yè)內(nèi)部人減持行為可能存在一定的抑制作用。

另一方面，與機構(gòu)分析師和賣方分析師互動并培養(yǎng)密切關(guān)系是董秘的重要職能組成(Kirk and Vincent，2014；Brown et al.，2019)[14][3]。相比其他董秘，券商經(jīng)歷董秘有著更廣泛的人脈積累，很可能已與其他分析師和基金經(jīng)理建立了社交關(guān)系。由于分析師和機構(gòu)投資者的關(guān)注對于公司治理有一定的促進作用(Yu，2008；Chen et al.，2015；代昀昊，2018)[21][6][26]，券商經(jīng)歷董秘在履行職能時，可以利用該人際網(wǎng)絡(luò)吸引更多的分析師和機構(gòu)投資者關(guān)注，從而減少企業(yè)內(nèi)部人的減持行為。

綜合以上分析，券商經(jīng)歷董秘能夠更好地搭建起公司與投資者間的橋梁，提升信息披露質(zhì)量。同時，券商經(jīng)歷董秘能夠提高分析師等外部關(guān)注，從而進一步降低信息不透明度(潘越等，2011)[37]。信息不對稱問題的緩解，降低了內(nèi)部人通過信息優(yōu)勢減持獲利的概率，繼而抑制內(nèi)部人的減持行為?；诖?，本文提出假說：

H1a：在其他條件一定時，聘任券商經(jīng)歷董秘會減少內(nèi)部人減持行為。

與此同時，券商經(jīng)歷董秘本身作為公司高管，掌握著公司內(nèi)部信息，可能也會參與內(nèi)部人減持或輔助其他內(nèi)部人減持。盡管券商經(jīng)歷董秘能夠提高信息披露質(zhì)量，但便于傳遞真實有效信息的同時，也同樣便于進行策略性披露，以達到內(nèi)部人減持獲利的目的。相比定期公告、財務(wù)指標(biāo)這類“硬信息”，董秘與投資者的溝通交流常常是通過實地調(diào)研、走訪交流這類“軟信息”渠道。表1列示了硬信息和軟信息的區(qū)別(徐忠和鄒傳偉，2010；劉江會和朱敏，2015)[43][32]，軟信息的信息含量相比硬信息較低，可靠性也較差，事后難以被驗證和追究(Bertomeu and Marinovic，2016)[2]，從而給內(nèi)部人更大的操作空間(Solomon，2012)[19]，導(dǎo)致更多的內(nèi)部人減持。

表1 硬信息與軟信息的區(qū)別

同時，券商經(jīng)歷董秘可能利用其人際網(wǎng)絡(luò)之便，勾結(jié)分析師并操控研報語句，以實現(xiàn)減持套利的最終目的。由此，本文提出對立假說：

H1b：在其他條件一定時，聘任券商經(jīng)歷董秘會增加內(nèi)部人減持行為。

三、研究設(shè)計

(一)數(shù)據(jù)來源與樣本篩選

本文選擇2004―2019年滬深兩市A股上市公司作為初始研究樣本，通過手工收集的方法獲得券商經(jīng)歷的董事會秘書數(shù)據(jù)。以2004年作為樣本起始年份，是由于CSMAR數(shù)據(jù)庫的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)數(shù)據(jù)始于2003年，且相對于被解釋變量和解釋變量，控制變量需取滯后一期。對于內(nèi)部人減持?jǐn)?shù)據(jù)，本文參考曾慶生等(2018)[47]及羅宏和黃婉(2020)[31]的方法，將同一上市公司的董監(jiān)高在二級市場的股票減持行為在年度層面進行加總，并進行以下處理：(1)剔除股份變動為增項的樣本；(2)只保留持股變動原因為“大宗交易”“競價交易”“協(xié)議轉(zhuǎn)讓”和“二級市場買賣”的樣本，最終得到內(nèi)部人的減持股數(shù)及減持金額。

接著，本文將董秘券商經(jīng)歷數(shù)據(jù)、內(nèi)部人減持?jǐn)?shù)據(jù)以及上市公司的其他財務(wù)、公司特征數(shù)據(jù)進行公司-年度層面的合并，同時進行以下處理：(1)剔除金融行業(yè)上市公司樣本；(2)剔除數(shù)據(jù)缺失的樣本；(3)為避免極端值的影響，對所有連續(xù)變量在1%和99%水平上進行縮尾處理。本文研究使用的所有初始數(shù)據(jù)均來自CSMAR和WIND數(shù)據(jù)庫。

(二)變量定義

1.內(nèi)部人減持

參考孫淑偉等(2019)[38]、曾慶生等(2018)[47]以及羅宏和黃婉(2020)[31]的做法，本文將上市公司內(nèi)部人(董事、監(jiān)事和高級管理人員)的每一筆減持交易在同一公司年度層面進行匯總，計算得到合計的內(nèi)部人減持股數(shù)(Sellvol)和減持金額(Sellamt)。此外，本文還將企業(yè)在當(dāng)年的內(nèi)部人是否減持、減持次數(shù)、減持股數(shù)占總股本的百分比、減持金額占總市值的百分比作為衡量內(nèi)部人減持的替代性指標(biāo)進行穩(wěn)健性檢驗。

2.董秘券商經(jīng)歷

本文從CSMAR數(shù)據(jù)庫獲取樣本區(qū)間內(nèi)所有董秘的個人特征文件，再根據(jù)文件中的簡歷信息并參考中國證券業(yè)協(xié)會官網(wǎng)公示的從業(yè)人員基本信息，通過手工整理的方法，判斷其是否曾在券商任職(只關(guān)注是否在券商任職，在非券商公司的證券部工作不算在內(nèi))。構(gòu)造衡量董秘是否具有券商經(jīng)歷的虛擬變量BrkExp，若公司當(dāng)年在職董秘具有券商從業(yè)經(jīng)歷則取1，否則取0。

3.控制變量

控制變量方面，參考已有文獻，本文控制了公司規(guī)模Size、資產(chǎn)負債率Lev、凈資產(chǎn)收益率ROE、第一大股東持股比例Firsth、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)SOE、管理層持股Msh、成長機會Tobinq、股票交易量Volume、股票日收益率標(biāo)準(zhǔn)差Volaty、股票市盈率PE等潛在影響內(nèi)部人減持的因素。此外，本文在內(nèi)生性檢驗中的Heckman兩步法引入公司所在省份券商營業(yè)部數(shù)量Branch；在異質(zhì)性檢驗中進一步引入董事會規(guī)模Scale、二職合一Dual和董監(jiān)高持股規(guī)模Hold。

上述變量的定義如表2所示。

表2 變量定義

(三)模型設(shè)定

為檢驗董秘券商經(jīng)歷對內(nèi)部人減持的影響，本文借鑒姜付秀等(2016)[30]、何賢杰等(2014)[27]以及羅宏和黃婉(2020)[31]的做法，建立如下模型進行回歸分析：

Salesi,t=α+β×BrkExpi,t+φ×Xi,t-1+δi+σt+εi,t(1)

其中，i和t分別表示企業(yè)和時間。因變量Sales為企業(yè)內(nèi)部人減持，具體使用企業(yè)年度合計的內(nèi)部人減持股數(shù)(Sellvol)和減持金額(Sellamt)進行衡量。BrkExp為表示董秘是否具有券商經(jīng)歷的虛擬變量，若上市公司當(dāng)年在職董秘擁有券商工作經(jīng)歷則取值為1，否則為0。參考已有文獻(何賢杰等，2014；姜付秀等，2016)[27][30]，本文還控制了公司規(guī)模Size、資產(chǎn)負債率Lev、凈資產(chǎn)收益率ROE、第一大股東持股比例Firsth、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)SOE、管理層持股Msh、成長機會Tobinq、股票交易量Volume、股票日收益率標(biāo)準(zhǔn)差Volaty和股票市盈率PE。同時，本文還控制了行業(yè)固定效應(yīng)δi和時間固定效應(yīng)σt。這里主要關(guān)注BrkExp的回歸系數(shù)，若β顯著為正，則表明上市公司聘任具有券商經(jīng)歷的董事會秘書會增加內(nèi)部人減持的發(fā)生；若β顯著為負，則表明上市公司聘任具有券商經(jīng)歷的董事會秘書會減少內(nèi)部人減持的發(fā)生。

(四)描述性統(tǒng)計

表3報告了本文所使用的主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果，并在表4根據(jù)董秘是否具有券商經(jīng)歷對全樣本進行劃分，以初步觀察聘任與未聘任券商經(jīng)歷董秘的上市公司的特征差異。從表3可以看出，聘任具有券商經(jīng)歷董秘的樣本占全樣本的3.9%。關(guān)于內(nèi)部人的減持行為，減持股數(shù)(Sellvol)的最小值為0，最大值為16.94；減持金額(Sellamt)的最小值為0，最大值為19.55，與羅宏和黃婉(2020)[31]的描述相近；減持股數(shù)與減持金額的標(biāo)準(zhǔn)差分別為5.439和6.556，表明我國上市公司內(nèi)部人減持的交易行為依然比較嚴(yán)重，且不同上市公司間的差異較大。進一步從表4可以看出，相比BrkExp=0組的樣本，BrkExp=1組的樣本公司內(nèi)部人減持行為更嚴(yán)重，其減持股數(shù)的均值為4.424，減持金額的均值為5.380，分組樣本間差異均在1%水平下顯著。

表3 描述性統(tǒng)計結(jié)果

表4 分組比較

其他控制變量的統(tǒng)計結(jié)果與已有文獻基本一致。初步觀察表4可以發(fā)現(xiàn)，BrkExp=1組的樣本公司規(guī)模更大、第一大股東持股比例更低、國有企業(yè)占比更高、管理層持股企業(yè)占比更高、股票交易量更大。

四、實證結(jié)果與分析

(一)主要回歸結(jié)果

本文通過估計模型(1)檢驗董秘券商經(jīng)歷對企業(yè)內(nèi)部人減持的影響。表5報告了回歸結(jié)果，其中BrkExp是本文關(guān)心的主要變量。第(1)(2)列估計了董秘券商經(jīng)歷對企業(yè)內(nèi)部人減持的基本影響，BrkExp的回歸系數(shù)估計值分別為0.919和1.113，均在1%水平下顯著為正，表明聘任具有券商經(jīng)歷董秘的上市公司的內(nèi)部人在減持股數(shù)和減持金額方面均有顯著上升。本文在第(3)(4)列加入了一系列控制變量，BrkExp的回歸系數(shù)估計值為0.536和0.655，仍然在1%水平下顯著為正。

表5 主回歸結(jié)果

從經(jīng)濟含義(解釋變量1單位變動對被解釋變量均值的影響)看，考慮到全樣本的內(nèi)部人減持股數(shù)和減持金額對數(shù)化后的平均值分別為3.193、3.912，后兩列的系數(shù)表明聘任券商經(jīng)歷董秘使得內(nèi)部人在減持股數(shù)和減持金額上平均分別增加了約16.79%(0.536/3.193=0.1679)和16.74%，具有較高的經(jīng)濟顯著性。以上結(jié)果表明，聘任具有券商從業(yè)經(jīng)歷的董事會秘書會顯著增加企業(yè)內(nèi)部人的減持行為，支持了假設(shè)H1b。

從控制變量看，Size和ROE的系數(shù)均顯著為正，表明企業(yè)規(guī)模越大、凈資產(chǎn)收益率越高，企業(yè)內(nèi)部人更可能發(fā)生減持行為。Lev和Firsth的系數(shù)顯著為負，表明企業(yè)的資產(chǎn)負債率越高或第一大股東持股比例越高，內(nèi)部人減持的概率越低。SOE的系數(shù)顯著為負，表明國有企業(yè)內(nèi)部人更不會通過減持行為獲利。Msh的系數(shù)顯著為正，表明管理層持股會提高內(nèi)部人減持概率。Volume、Volaty和PE的系數(shù)顯著為負，表明股票交易量、收益率波動和市盈率較小時，內(nèi)部人更可能進行減持行為。

(二)內(nèi)生性檢驗

雖然上述回歸結(jié)果表明具有券商經(jīng)歷的董事會秘書與內(nèi)部人減持行為之間存在顯著正相關(guān)關(guān)系，但該結(jié)果仍然受到內(nèi)生性問題的威脅。例如，內(nèi)部人減持行為更嚴(yán)重的公司更傾向于聘任券商經(jīng)歷董秘。另一個主要的擔(dān)憂是，對于上市公司來說，是否聘任券商經(jīng)歷董秘的選擇可能是非隨機的，這可能會導(dǎo)致自選擇偏誤。因此，本文采用傾向得分匹配(PSM)和Heckman兩步法，來試圖緩解內(nèi)生性問題。

1.傾向得分匹配(PSM)估計

由表4可以看出，BrkExp=0或BrkExp=1的兩組樣本在企業(yè)規(guī)模、第一大股東持股比例、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、管理層持股、股票交易量等諸多特征上存在系統(tǒng)性的顯著差異。為避免這些差異對上述研究結(jié)果產(chǎn)生影響，采用傾向得分匹配(PSM)，對BrkExp=1的樣本組匹配相應(yīng)的對照組樣本。傾向得分匹配可以使兩組在公司特征上較為相似，若回歸結(jié)果仍然顯示兩組的內(nèi)部人減持?jǐn)?shù)據(jù)差異顯著，則這種差異很有可能是券商經(jīng)歷董秘帶來的。

具體來說，本文采用Logit模型，對實驗組樣本分別進行1:1的無放回最優(yōu)臨近匹配和1:3的有放回最優(yōu)臨近匹配，分別得到1666個和3032個企業(yè)-年度觀測值。匹配后的平衡性檢驗結(jié)果如表6所示，可以看到所有控制變量的平均值都沒有顯著差異，表明PSM成功緩解了實驗組和對照組之間的公司特征差異?；谄ヅ浜髽颖镜幕貧w結(jié)果如表7所示，BrkExp的系數(shù)依然在5%和1%水平下顯著為正，表明在控制了潛在內(nèi)生性后，聘任券商經(jīng)歷董秘會增加上市公司內(nèi)部人減持行為的發(fā)生。

表6 匹配后的平衡性檢驗

表7 PSM 回歸結(jié)果

2.Heckman兩步法

上市公司是否聘任具有券商經(jīng)歷董事會秘書的這一選擇可能是非隨機的，且與某些難以觀察的公司特征相關(guān)，從而導(dǎo)致自選擇偏誤的產(chǎn)生。為緩解這種擔(dān)憂，本文進一步引入Heckman兩步法。在第一階段，本文構(gòu)建了一個Probit模型來估計企業(yè)聘用券商經(jīng)歷董秘的概率?？紤]到Heckman模型需要一個外生變量，這個外生變量與上市公司聘任券商經(jīng)歷董秘的傾向有關(guān)，而與內(nèi)部人減持行為無關(guān)。本文使用上市公司所在省份的券商營業(yè)部數(shù)量Branch來滿足以上需求。因為公司所在地的券商營業(yè)部越多，公司越容易招聘到具有券商從業(yè)經(jīng)歷的董事會秘書，而券商營業(yè)部數(shù)量與內(nèi)部人減持行為是不太可能相關(guān)的。

具體來說，表8第(1)列顯示Branch在10%水平下顯著，證明了該外生變量的有效性。接著，將第一階段產(chǎn)生的逆米爾斯比率(IMR)包含在第二階段回歸中，以控制潛在的自選擇偏誤，回歸結(jié)果如表8右側(cè)兩列所示。結(jié)果顯示，BrkExp的系數(shù)仍然為正且在1%水平下顯著，從而表明在控制了潛在自選擇影響后，結(jié)論仍然一致。

表8 Heckman 兩階段回歸結(jié)果

(三)影響機制檢驗

以上結(jié)果表明，聘任券商經(jīng)歷董秘確實會對企業(yè)內(nèi)部人減持起到促進作用。根據(jù)已有文獻，董秘常用的“軟”信息披露渠道，可能會降低信息披露質(zhì)量(Bertomeu and Marinovic，2016；徐忠和鄒傳偉，2010；劉江會和朱敏，2015)[2][43][32]，從而為內(nèi)部人減持套利提供空間。多則新聞報道也揭示了董秘與證券分析師間的利益勾結(jié)行為，因此，本文主要從信息披露和人際網(wǎng)絡(luò)兩個維度對這些潛在的影響機制進行分析檢驗。本部分新引入數(shù)據(jù)均來自CSMAR。

董秘可能會通過與投資者之間的“軟”信息交流，進行策略性披露或暗示不實信息，降低公司信息披露的可靠性。同時，因該類信息難以被事后驗證和追究(Bertomeu and Marinovic，2016)[2]，從而為內(nèi)部人提供了更大的操作空間(Solomon，2012)[19]。參考曾穎和陸正飛(2006)[48]、辛清泉等(2014)[45]，本文使用盈余管理來衡量公司的信息披露質(zhì)量。使用修正的Jones模型計算盈余管理程度，把盈余管理的絕對值|DA|作為衡量信息披露水平的指標(biāo)，|DA|越大，表明公司的信息質(zhì)量越差。回歸結(jié)果如表9第(1)列所示，BrkExp的系數(shù)在10%水平下顯著為正，說明聘任券商經(jīng)歷董秘提高了公司的盈余操縱水平，降低了信息披露質(zhì)量。

此外，券商經(jīng)歷董秘也可能利用其人際網(wǎng)絡(luò)，與其他分析師合謀，通過向市場傳遞選擇性信息以實現(xiàn)減持套利。此處，利用分析師的樂觀偏差程度來衡量這種合謀行為發(fā)生的可能性。分析師需要與投資機構(gòu)、上市公司等多方保持友好關(guān)系，常常難以在各種利益關(guān)系的旋渦中保持獨立(吳超鵬等，2013)[40]。眾多研究表明，分析師的盈余預(yù)測和股票評級具有顯著的樂觀傾向(Mola and Guidolin，2008；曹勝和朱紅軍，2011)[17][24]，這可能是出于對壞消息的忽視或隱瞞。由于分析師預(yù)測能夠有效影響股價走勢，其樂觀偏差會導(dǎo)致股票高估，為內(nèi)部人減持套利提供空間。參考許年行等(2012)[44]，構(gòu)建分析師樂觀偏差指標(biāo)Opt：

其中，F(xiàn)i,j,t為分析師j在第t年對公司i每股收益的預(yù)測值，Ai,t為公司i在第t年每股收益的實際值，Pi,t為公司i在第t年的年開盤價。本文使用樂觀偏差程度(Opt)和是否存在樂觀偏差(Optdum)作為因變量，并在公司-年-分析師層面進行回歸檢驗，表9第(2)(3)列報告了該回歸結(jié)果，BrkExp的回歸系數(shù)均在1%水平下為顯著正，表明聘任券商經(jīng)歷董秘增大了分析師的樂觀偏差程度和發(fā)布樂觀預(yù)測的概率。

(四)異質(zhì)性檢驗

公司治理不善是公司內(nèi)幕交易發(fā)生的根本原因之一(凌玲和方軍雄，2014)[35]。董監(jiān)高是公司治理的重要主體，其監(jiān)督與決策行為影響著公司的內(nèi)部控制水平和信息披露質(zhì)量；而產(chǎn)權(quán)性質(zhì)作為重要的公司特征，同樣會影響公司治理水平(劉啟亮等，2012)[33]。公司的治理主體特征和產(chǎn)權(quán)特征共同影響了內(nèi)幕交易的嚴(yán)重程度，因此，本文將從這兩個方面檢驗券商經(jīng)歷董秘對企業(yè)內(nèi)部人減持行為影響的異質(zhì)性，并試圖給出相關(guān)解釋。

1.治理主體特征

董事會作為聯(lián)結(jié)公司所有者與管理層的重要紐帶，對公司運作負最終責(zé)任，其治理效率直接關(guān)系到經(jīng)營績效和股東利益。Dalton et al.(1999)[8]研究發(fā)現(xiàn)較大的董事會規(guī)模能顯著促進公司績效，這可能是由于大規(guī)模董事會能實現(xiàn)董事成員間的能力互補，并能更好地協(xié)同利益關(guān)系，不易被某一勢力左右?；诖?，本文構(gòu)建董事會規(guī)模變量Scale，若公司的董事會規(guī)模大于當(dāng)年所有樣本董事會規(guī)模的中位數(shù)，則取值為1，否則為0?；貧w結(jié)果如表10的Panel A所示，董事會規(guī)模較小的企業(yè)樣本組內(nèi)部人減持行為顯著高于規(guī)模較大組，且減持股數(shù)和減持金額都在5%水平下顯著。

關(guān)于董事會特征的另一個討論點在于其領(lǐng)導(dǎo)結(jié)構(gòu)，即董事長是否兼任總經(jīng)理(CEO duality)。兩職合一意味著CEO需要自我約束，這與CEO的自利性相違背，從而導(dǎo)致基于所有者利益的監(jiān)督動機顯著不足，公司信息披露質(zhì)量顯著下降(王斌和梁欣欣，2008)[41]。因此，本文預(yù)計存在兩職合一的上市公司更容易發(fā)生內(nèi)部人減持。構(gòu)建兩職合一變量Dual，若CEO兼任董事長則取值為1，否則為0。回歸結(jié)果如表10的Panel B所示，存在兩職兼任情況的企業(yè)內(nèi)部人減持顯著嚴(yán)重于非兼任企業(yè)，且在1%水平下顯著。

此外，內(nèi)部人的減持動機可能會因為其持股比例的增加而得到強化。Cheng and Lo(2006)[4]和易志高等(2017)[46]研究發(fā)現(xiàn)，內(nèi)部人持有的股票市值較高時，更可能通過減持股票來謀取私利。諸多研究表明，管理層持股比例與信息披露質(zhì)量成反比(Eng and Mak，2003；張馨藝等，2012)[9][53]，加大了知情交易概率(蔡慶豐等，2013)[23]。這可能是由于持有本公司股份降低了管理層的獨立性，增加了“內(nèi)部人控制”問題(周開國等，2011)[51]。因此，基于上市公司的年度董監(jiān)高持股規(guī)模，構(gòu)建內(nèi)部人持股變量Hold，若公司的董監(jiān)高持股規(guī)模大于同年所有樣本持股規(guī)模的中位數(shù)則取值為1，否則為0。回歸結(jié)果如表10的Panel C所示，無論是減持股數(shù)或減持金額，券商經(jīng)歷董秘對企業(yè)內(nèi)部人持股比例較高的樣本組影響更為顯著，BrkExp的系數(shù)在1%水平下顯著為正。

2.產(chǎn)權(quán)特征

企業(yè)內(nèi)部人的減持動機在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)環(huán)境下可能存在差異。Jiang et al.(2010)[13]發(fā)現(xiàn)，相較于民營企業(yè)，國有企業(yè)內(nèi)部人通過自我交易(self-dealing)或隧道行為(tunneling)謀取私利的動機相對較弱。曾慶生等(2018)[47]也發(fā)現(xiàn)，非國有企業(yè)的內(nèi)部人更傾向于在積極語調(diào)的年報披露后進行“口是心非”的減持行為以謀利。這可能是由于國有企業(yè)的內(nèi)部人受到較強的政治聲譽受損風(fēng)險的約束(陳作華和方紅星，2019)[25]。因此，本文構(gòu)造產(chǎn)權(quán)性質(zhì)變量SOE，若上市公司為國有企業(yè)則取值為1，否則為0。表10的Panel D報告了回歸結(jié)果，國有企業(yè)的BrkExp系數(shù)均不顯著，而非國有企業(yè)的BrkExp系數(shù)均在5%水平下顯著，表明在非國有企業(yè)中，聘任券商經(jīng)歷董秘會加劇內(nèi)部人的減持行為。

(五)穩(wěn)健性檢驗

為保證結(jié)論的穩(wěn)健性，本文對主要結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗。首先，參考現(xiàn)羅宏和黃婉(2020)[31]的做法，替換衡量企業(yè)內(nèi)部人減持行為的指標(biāo)，使用企業(yè)內(nèi)部人當(dāng)年是否減持(Sell_Dum)、減持次數(shù)(Sell_Freq)、減持股數(shù)占總股本的百分比(Sellvol_Pct)和減持金額占總市值的百分比(Sellamt_Pct)作為因變量對模型(1)重新進行回歸。其中，由于百分比指標(biāo)取值區(qū)間為[0,1]，本文采用Tobit模型進行回歸。表11的Panel A報告了該回歸結(jié)果，其中BrkExp的回歸系數(shù)均顯著為正，結(jié)論一致。

其次，張程等(2020)[52]利用中國證監(jiān)會于2017年5月修訂并實施的“減持新規(guī)”作為研究場景，發(fā)現(xiàn)“減持新規(guī)”所帶來的“事前披露”能夠抑制董監(jiān)高減持交易的獲利能力。為了排除“減持新規(guī)”對本文結(jié)果的影響，剔除了2017年之后的樣本，并重新對模型(1)進行回歸，結(jié)果如表11的Panel B所示，結(jié)論仍然一致。在未報告的結(jié)果中，本文還基于2006年的新《公司法》以及2017年的“減持新規(guī)”對樣本區(qū)間進行了分段檢驗，結(jié)果顯示董秘券商經(jīng)歷對企業(yè)內(nèi)部人減持的影響在2006年之后更為顯著，且在2017年“減持新規(guī)”出臺后并未得到顯著抑制，這表明對于企業(yè)管理層特征與內(nèi)部人減持之間的關(guān)系仍然需要得到監(jiān)管部門的重視。

表11 穩(wěn)健性檢驗

最后，黃俊威(2020)[28]發(fā)現(xiàn)我國融資融券制度的實施能夠顯著抑制內(nèi)部人的減持行為，是一種有效應(yīng)對內(nèi)部人減持的市場化治理機制。為了控制融資融券制度對本文結(jié)論的影響，引入融資融券標(biāo)的虛擬變量(Short)作為控制變量，重新對模型(1)進行回歸。表11的Panel C報告了該結(jié)果，在控制了融資融券變量之后，BrkExp的系數(shù)仍顯著為正。

總體而言，上述結(jié)果表明聘任券商經(jīng)歷董秘對企業(yè)內(nèi)部人減持的促進作用是穩(wěn)健的。

五、結(jié)論與啟示

本文研究了聘任券商經(jīng)歷董事會秘書對中國上市公司內(nèi)部人減持行為的影響。研究結(jié)果表明，券商經(jīng)歷董秘會顯著提升企業(yè)內(nèi)部人的減持行為，同時券商經(jīng)歷董秘降低了企業(yè)的信息披露質(zhì)量，增加了分析師在預(yù)測時的樂觀偏差，可能存在一定的“合謀”行為，從而為企業(yè)內(nèi)部人減持創(chuàng)造了一定空間。本文探究了董事會秘書的券商從業(yè)經(jīng)歷如何影響影響其行為，豐富了高層梯隊理論領(lǐng)域的文獻，同時從公司內(nèi)部治理角度擴充了內(nèi)部人減持的影響因素。

盡管監(jiān)管當(dāng)局正持續(xù)努力加強信息披露監(jiān)管，提高上市公司信息透明度，以降低信息不對稱性，保護廣大投資者的合法利益，但內(nèi)部人的違規(guī)減持行為還是屢見不鮮。隨著董秘職業(yè)地位的日益提升，越來越多的券商從業(yè)人員選擇上市公司董秘作為自己職業(yè)生涯的新起點，該類型董秘也為相關(guān)機構(gòu)帶來了新的監(jiān)管難度。當(dāng)前監(jiān)管的主要信息對象是定期公告、財務(wù)指標(biāo)等“硬”信息，而董事會秘書作為上市公司與投資者最重要的溝通“窗口”，依靠的卻常常是非正式訪談、電話咨詢、線下調(diào)研等“軟”信息渠道。該類信息相比年報季報等“硬”消息，信息含量較低，留給外界理解發(fā)揮的空間更大，且事后難以追究，從而給公司內(nèi)部人減持套利提供了機會。本文為相關(guān)機構(gòu)進一步加強信息披露監(jiān)管提供了參考，同時建議完善董事會秘書的資質(zhì)要求和職責(zé)規(guī)定，以不斷提升上市公司內(nèi)部治理水平。 ■

[基金項目：國家自然科學(xué)基金項目“高管海外經(jīng)歷與企業(yè)投資決策：影響機制與經(jīng)濟后果”(批準(zhǔn)號：71702061)、國家自然科學(xué)基金項目“企業(yè)違規(guī)行為的制度約束因素及其資本市場溢出效應(yīng)研究”(批準(zhǔn)號：71902185)]