高管减持是指董事、监事及高级管理人员通过市场交易将其持有的公司股份转让给其他投资者，以实现个人资产变现的行为。已有研究指出，公司高管往往能够提前获取公司未来的盈余状况等关键信息（朱茶芬等，2011；曾庆生和张耀中，2012）。不仅如此，高管还可能主动进行信息操纵，以营造更有利的资本市场环境。例如，Leuz等（2003）指出，内部人可能出于个人利益考虑，进行盈余管理以掩盖公司真实业绩。鲁桂华等（2017）也指出，内部人可能通过策略性披露盈余公告、自愿性披露等方式操纵股价，以实现减持利润的最大化。这种机会主义减持行为，不仅会损害中小投资者的利益，还会对其信心造成负面影响，扰乱市场交易秩序，增加股价崩盘风险^[1-3]。

共同机构投资者是指一家机构在同一行业同时拥有两家或以上上市公司的股份。相较于普通机构投资者，共同持股的机构投资者对行业信息更为敏锐，具有更强的信息收集能力（He等，2019），更有可能发现管理层通过盈余管理隐藏信息的行为（杜勇等，2021）。他们能够提高企业信息披露质量，建立长效信息传递机制，促进资源合理分配，加强企业间合作。然而，也有学者认为共同机构投资者在公司治理中可能存在合谋舞弊的动机。例如，机构投资者基于信息优势获取收益的行为特征，可能促使其在同业持股公司间构筑信息壁垒（Ramalingegowda 等，2020）。值得探讨的是，这类共同持股主体究竟是抑制高管的机会主义动机，还是与高管合谋强化其减持套利的自利倾向？这一问题尚无定论。因此，本文基于2007-2023年A股上市公司数据，实证检验机构共同持股对高管机会主义减持行为的影响^[4-7]。

一般来说，共同机构投资者通过对其持股公司的董事会成员和管理层的经营管理决策显著影响来发挥自身影响力(Koch等，2021）。当机构投资者的意见得不到采纳时，也可能通过 “退出威胁”机制增强约束力（Edmans，2009）。若高管坚持减持，机构可通过大量抛售股票导致股价下滑，直接冲击减持收益。这种威胁迫使高管在短期套利与长期声誉之间进行权衡，从而减少机会主义行为。 共同机构投资者具有独特的监督优势。①共同机构投资者积累了丰富的治理经验与行业知识（He等，2019），能够更精准地识别高管隐藏负面信息或操纵财务数据的意图。②共同机构投资者还能通过治理经验的正向迁移来降低监督成本（Kang等，2018；Ramalingegowda等，2020）^[8-9]。由于同行业企业的运营模式相似，在一家企业积累的治理策略可直接应用于其他关联企业，形成规模化的监督网络，从而减少监督成本。研究表明，当同行业中共同机构投资者数量增加时，其对企业的监督成本会降低。共同机构投资者能够通过信息共享产生规模效应，由此实现更有效的监督（Kang等，2018）。

综上，本文提出研究假设H1：共同机构投资者能够显著抑制高管机会主义减持行为。

本文选取2007至2023年A股上市公司作为样本，数据源自CSMAR数据库。基于数据质量考量，样本筛选过程如下：首先，排除金融类、ST及*ST上市公司；其次，剔除数据异常或有缺失值的样本；最后，对所有连续型变量均实施1%-99%分位的极值缩尾处理，以消除极端值的影响。经过上述步骤，最终获得35,200个公司样本观测值^[10-14]。

本文使用如下的实证模型研究共同机构投资者与高管机会主义减持之间的关系

(1)其中，Sell为被解释变量，参考罗宏和黄婉 (2020) 的研究框架，若单笔减持交易可预测未来 30 天内股票收益负向变动，则界定为机会主义减持行为。解释变量CIO包含三个变量，本文选取持股5%以上的共同机构投资者作为研究对象。本文控制变量包括管理层持股变化（dMshare）、分析师关注（AnaAttent）、公司规模（Size）、资产负债率（Lev）、资产收益率（ROA）、股权集中度（Top1）、现金股利（Cashdivid）、送转股比例（LSD）、两职分离（Dual）、独立董事占比（Indep）；Year和Industry分别表示控制年度和行业固定效应；ε为误差项。核心变量的定义和说明详见表1。

表1 核心变量定义

表2报告了变量的描述性统计。样本期间内，高管机会主义减持金额（Sell）的均值为3.512，标准差为6.343；表明不同样本公司间高管减持差异较大。对于共同机构投资者，CIO_dum的观测值数量占总样本的10.9%，CIO_num与CIO_own的标准差大于均值，表明中国资本市场共同机构投资者的分布在上市公司之间的差异较大。

表2 核心变量描述性统计

表3报告了共同机构投资者对高管机会主义减持（Sell）影响的回归结果。三个核心解释变量回归系数均为负值（CIO_dum=-0.770，CIO_num=-1.033，CIO_own=-3.564），均在

1%水平上显著，即均能显著抑制高管的机会主义减持行为。加入控制变量后，三个核心解释变量的回归系数仍为负值，系数绝对值均有所下降，仍在1%水平上显著为负。这表明了尽管部分效应被控制变量吸收，但共同机构投资者对高管机会主义减持的抑制作用依然是显著的。

表3 基准回归结果

共同机构投资者在选择持股标的时倾向于选择状况好的公司，而这本身也可能影响高管减持行为。因此本文的回归结果可能存在偏误。本文参考杜勇等（2021）的思路，本文采用倾向得分匹配（PSM）方法进行检验。基于样本是否具有共同机构投资者特征，将研究对象划分为实验组与对照组。协变量涵盖模型（1）

的全部控制变量，采用 Logit 模型估算倾向得分值，并运用 1:1 邻近匹配法为实验组匹配特征相似的对照样本，最终获得6,732个有效观测值。在此基础上，对匹配样本进行OLS回归。PSM的检验结果如表4所示，共同机构投资者（CIO_dum）、机构数量（CIO_num）及持股比例（CIO_own）均在1%水平下显著为负，共同机构投资者后能够显著抑制高管机会主义减持规模，支持了基准回归结果的稳健性。

表4 内生性检验——倾向得分匹配（PSM）

为进一步验证基准回归结果的稳健性，排除单一指标可能存在的度量偏差，本文将被解释变量替换为高管机会主义减持次数（SellTimes），衡量方式是以在会计年度内公司高管基于机会主义动机减持股票的总次数的自然对数。表5展示了回归结果，其中共同机构持股变量的系数在1%的显著性水平上均为负值，这表明共同机构投资者对高管机会主义减持行为的抑制作用具有稳定性。

表5 稳健性检验——替换被解释变量

国有企业通常受到更多的政府干预，有更严格的内部控制和监管机制，而非国有企业更多依赖市场机制和股东监督。因此，共同机构投资者的作用在不同产权性质的企业中可能存在差异。

本文基于上市企业的产权性质异质性进

行分组回归，结果如表6所示，列（1）-（3）报告了国有企业样本的回归结果，后三列报告了非国有企业样本的回归结果。在国有企业样本中，共同机构投资者的系数均不显著，表明共同机构投资者在国有企业的治理框架中作用有限。相比之下，在非国有企业样本中，共同机构持股变量的系数均在1%水平上显著为负，进一步证实了机构投资者在非国有企业中对高管机会主义减持行为的显著抑制作用。

表6 异质性检验——产权性质

不同类型投资者的对公司决策的干预意愿存在显著差异，因而对高管机会主义行为产生异质性影响。压力抵制型机构投资者作为仅与上市公司存在投资关系的主体，更倾向于通过介入公司治理履行管理层监督职责；而与公司存在信贷、承销等业务往来的压力敏感型机

构投资者，易受管理层施压或利益捆绑，导致监督失效。为验证上述猜想，本研究分别计算两类共同机构投资者的三个代理指标，并将其代入基准模型（4.1）进行检验。

结果如表7所示，第（1）至（3）列报告了压力抵制型共同机构投资者的回归结果。共同机构投资者的系数均在1%水平下显著为负。这表明，压力抵制型共同机构投资者能够显著抑制高管利用信息优势进行机会主义减持。

表7 异质性检验——机构类型

本文利用2007至2023年中国沪深A股上市公司的机构投资者持股与高管交易数据，探究共同机构投资者对高管机会主义减持行为的影响，得出以下结论：证实了共同机构投资者能够显著抑制高管的机会主义减持行为。并且检验了共同机构投资者对高管机会主义减持的影响在产权性质、机构类型等方面存在显著差异。共同机构投资者在非国有企业以及压力抵制型机构中对高管减持的抑制作用更为显著。本研究结论为我国共同机构所有权的优化配置及其监管体系完善提供了重要的理论参考与实践启示。监管机构可引导机构投资者关注内部治理结构优化，弥补因股权集中导致的监督不足问题。

1 理论分析与研究假设

2 研究设计与样本选择

2.1数据来源

2.2模型与变量定义

2.3描述性统计

3 实证结果与分析

3.1基准回归

3.2稳健性检验

3.2.1倾向得分匹配（PSM）检验

3.2.2替换被解释变量

4 异质性分析

4.1产权性质

4.2机构类型

结论

参考文献

• [1]LEUZ C, NANDA D, WYSOCKI P D Earnings management and investor protection: an international comparison. Journal of Financial Economics [J],2003,69: 505-527.
• [2]CHENG Q, and K LO . “Insider Trading and Voluntary Disclosures.” Journal of Accounting Ｒesearch, 2006,44(5): 815-848．
• [3]HE J J, HUANG J, ZHAO SInternalizing governance externalities: The role of institutional cross-ownership. Journal of Financial Economics [J], 2019. 400-418.
• [4]RAMALINGEGOWDA S, UTKE S, YU YCommon Institutional Ownership and Earnings Management. Contemporary Accounting Research [J], 2020. 38: 208-241.
• [5]KOCH A, PANAYIDES M, THOMAS SCommon ownership and competition in product markets. Journal of Financial Economics [J], 2021. 139: 109-137.
• [6]EDMANS A Blockholder Trading, Market Efficiency, and Managerial Myopia. The Journal of Finance [J],2021, 64: 248-2513
• [7]CHUNG C Y, KANG S, RYU D 2018. Does institutional monitoring matter? Evidence from insider trading by information risk level. Investment Analysts Journal [J],2014, 47: 48-64.
• [8]朱茶芬,姚铮,李志文高管交易能预测未来股票收益吗?管理世界[J]:2011.141-152+188.
• [9]曾庆生,张耀中信息不对称、交易窗口与上市公司内部人交易回报.金融研究2012.[J]:151-164.
• [10]鲁桂华,张静,刘保良中国上市公司自愿性积极业绩预告:利公还是利私——基于大股东减持的经验证据.南开管理评论[J],2017.20:133-143.
• [11]杜勇,孙帆,邓旭共同机构所有权与企业盈余管理.中国工业经济[J]:2021.155-173.
• [12]罗宏,黄婉多个大股东并存对高管机会主义减持的影响研究.管理世界2020.[J],36:163-178.
• [13]王雷,顾晓敏,高攀公司治理环境对高管减持获利性的制约作用研究——基于中国创业板的实证研究.经济经纬[J],2014.31:101-107.
• [14]顾乃康,周艳利卖空的事前威慑,公司治理与企业融资行为——基于融资融券制度的准自然实验检验.管理世界[J]:2017.120-134.
• 作者简介：高丹敏（1999-），女，汉族，硕士学历，研究方向：公司金融