于贝贝¹  郑东彦²  罗依茹²

1.广州软件学院  广东广州 510990

2.广州大学管理学院   广东广州 510006

摘要：本文以2011-2018年沪深A股上市公司为样本，实证检验董秘离职行为对我国上市公司股价同步性的影响。研究结果表明，董秘离职与股价同步性显著负相关，即董秘离职作为一种非正式的信息传递渠道，能够降低股价同步性。此外，董秘离职的信息传递作用会受到信息环境的影响，当公司具有较多的分析师跟踪时，董秘离职对股价同步性的负向影响会减弱。

关键词：董秘离职；股价同步性；信息环境；分析师跟踪

一、引言

股价同步性，即股价“同涨同跌”现象，指的是单个公司股票价格的变动与市场平均变动之间的关系。股价同步性越高，股价中包含的公司特质性信息越少（Roll，1988）^[1]。与发达国家相比，新兴市场国家的股价同步性显著更高，这是由于产权保护缺失情况下，知情交易的减少抑制了公司特定信息融入股价（Morck et al.，2000）^[2]。较高的股价同步性会抑制证券市场价格发现和资源配置功能的有效发挥（王立章等，2016）^[3]。因此，如何降低股价同步性，改善股票市场的信息效率，成为学者们广泛关注的问题。

在中国资本市场上，董秘制度的确立对完善上市公司治理结构具有重大意义。董秘是公司与证券交易所之间的指定联络人，对上市公司和董事会负责，并履行信息披露、投资者关系管理以及三会治理等职责。董秘职责的有效履行对于提高企业信息披露质量、缓解市场信息不对称有着重要影响（卜君和孙光国，2018）^[4]。但是由于制度层面上的先天不足，在多数情况下，董秘对重大事项的话语权得不到保障，其履职过程中要在董事会、总经理、大股东等多方面的压力和规定中寻求平衡，并极易招致风险（刘美玉和赵侠，2014）^[5]。随着资本市场监管日益趋严，董秘极有可能因信息披露违规、上市公司未规范运作等而遭受监管部门的批评与处罚，或者受到违规连坐效应的影响（瞿旭等，2012）^[6]，执业风险进一步加大。因此，近年来董秘离职数一直居高不下。那么，董秘作为上市公司信息披露事务的直接负责人，其离职行为是否具有反映公司特质信息，从而提高股价的信息含量的作用？进一步地, 董秘离职对上市公司特质信息带来的增量效应在什么样的环境下更为明显？尚未有文献对以上问题进行回答。

本文以2011- 2018年所有A 股上市公司为样本，实证检验董秘离职行为对我国上市公司股价同步性的影响。研究发现，董秘离职与股价同步性显著负相关，这表明董秘职群的离职行为向市场提供了更为丰富的公司特质信息，从而能够降低股价同步性。此外，董秘离职的信息传递作用会受到信息环境的影响，当公司具有较多的分析师跟踪时，企业的信息环境的透明度越高，董秘离职对股价同步性的负向影响会减弱。

本文的主要贡献主要体现在以下两个方面：首先，随着我国市场化改革的深入，以股东、董事、经理为主体的公司治理机制得到了学者的广泛重视，但对董秘机制的关注度仍然较低。对董秘这一特殊高管群体，目前学者们大多研究其在信息披露中的作用，鲜少有文献对董秘的离职行为进行考察。本文基于我国新兴转轨市场，从资本市场信息效率角度拓展了董秘离职的经济后果研究，丰富了董秘这一高管群体的的相关文献。其次，现有研究主要关注公司治理水平和外部信息中介对股价同步性的影响，较少以某一高管群体为研究视角。考虑到董秘是上市公司的对外发言人，在信息披露以及三会治理方面扮演的重要角色，本文以董秘作为切入点，考察董秘离职行为对股价同步性的影响，拓宽了股价同步性的研究视角，丰富了资本市场信息效率的影响因素研究。

二、理论分析与研究假设

董秘是公司治理结构中的重要一环。作为上市公司的对外发言人，董秘是各方利益甚至矛盾的交汇点（高强和伍利娜，2008）^[7]，其职责对象包括三会、管理层、投资者、中介机构以及监管层等多方利益相关者。从整体来看，董秘不仅服务于董事会，还同时服务于投资者以及整个资本市场。但由于职位的特殊性以及制度层面上的先天不足，董秘往往很难在职业原则与公司董事长、总经理以及大股东的要求之间做出平衡（刘美玉和赵侠，2014）^[5]。随着资本市场监管日益趋严，监管层对上市公司信息披露以及公司治理都提出了更高要求，董秘如何保证信息披露的规范性、并督促上市公司规范运作成为挑战，其执业风险进一步加大。在多数情况下，董秘对重大事项的话语权得不到保障，形成权、责、利不对等的现象（王志刚，2018）^[8]。当董秘意识到公司潜在风险却又无力改变的情况下，很多时候只得无奈做出离职的选择。因此，董秘作为上市公司与资本市场的对接者，其离职行为很可能具有信息媒介作用，使得公司更多特质信息被市场投资者挖掘并融入股价，从而股价同步性降低。综上分析，本文提出假设1：

假设 1：限定其他条件，董秘离职会显著降低上市公司股价同步性。

董秘离职能否有效降低上市公司的股价同步性，也与公司的信息环境密切相关。通常来说，当公司信息环境较好时，信息透明度更高，投资者可以通过更广泛的信息来源渠道将特质信息融入股价（黄灿等，2017）^[9]，此时董秘离职的信息传递作用就会被减弱。反之，较差的信息环境会降低公司信息透明度，投资者难以通过其他正式的信息来源渠道获得更丰富的公司特质信息，此时董秘离职行为很可能发挥互补作用，降低股价同步性的效应会更显著。研究表明，证券分析师的活动使得股票价格包含了更多公司特质信息（朱红军等，2007）^[10]，当公司具有更多的分析师跟踪时，公司的信息透明度更高（潘越等，2011）^[11]。在资本市场上，分析师扮演着“信息媒介”和“信息提供者”两种基本角色。分析师通过专业的信息收集和分析工作，将解读后的信息传递给投资者，可以降低整个市场的信息获取成本，提高信息融入股价的速度（Bhushan，1989）^[12]。因此，当公司具有更多的分析师跟踪时，信息透明度更高，信息环境更好，董秘离职对股价同步性的影响很可能会被削弱。综上分析，本文提出假设2：

假设 2：限定其他条件，当公司具有较多的分析师跟踪时，董秘离职对股价同步性的负向影响会减弱。

三、研究设计

   （一）样本选择与数据来源

本文的样本对象是2011-2018年沪深A股上市公司，并对样本数据进行如下处理：剔除金融类上市公司；剔除股票年交易日少于30周的公司；剔除相关数据缺失的公司。最终得到20681个公司年度观测数据。

本文董秘离职数据来源于Choice金融数据库，其他数据均来自于CSMAR数据库。为避免极端值的影响，本文对所有连续型变量进行了上下1%水平上的缩尾处理。

（二）变量定义

1.股价同步性（SYN）

本文借鉴Durnev 等（2003）^[13]的方法，运用模型（1）估计个股的年度R²，并进一步用模型（2）对R²进行对数化处理，使之呈正态分布，以此衡量股价同步性：

r_i,t = α + β₁ r_m,t + β₂ r_I,t + ε_i,t                                          （1）

SYN= ln [R_i ²/(1 - R_i ²)]                                               （2）

其中r_i,t为个股 i 第 t 周考虑现金红利再投资的收益率，r_m,t 为市场指数第 t 周经流通市值加权的平均回报率；r_I,t 为行业 I 第 t 周经流通市值加权的平均回报率，行业分类参照中国证券会公布的分类标准。SYN越大，即R²越大，表示股价同步性越高。

2.董秘离职（Resign）

本文使用虚拟变量定义董秘离职行为。依据上市公司发布的董秘辞职公告，可以将董秘离职原因划分为：退休、身体健康、个人原因、辞职、换届以及其他。由于退休和换届属于正常的人事调整，故本文不将此类辞职行为作为离职样本。因此，如果董秘发生除退休和换届之外的离职行为，则变量取值为 1，否则为 0。

本文具体的变量定义如下表所示：

表1 变量定义表

（三）模型构建

1.董秘离职与股价同步性

本文运用如下回归模型检验董秘离职对上市公司股价同步性的影响，以验证研究假设1：

  SYN= β₀ + β₁Resign + β₂ Size + β₃Lev+ β₄ ROA + β₅First+β₆ Board+β₇ Indep +β₈ Big4 +∑Year+∑Industry +ε                                           （3）

其中，模型（3）中被解释变量为股价同步性SYN，解释变量为董秘离职Resign。我们预期β₁符号显著为负。即董秘离职使得更多的公司特质信息融入股价，降低当期的股价同步性。

2. 董秘离职与股价同步性——信息环境的影响

为检验董秘离职与上市公司股价同步性的关系是否受到信息环境的影响，本文构建如下回归模型以验证研究假设2：

   SYN= β₀ + β₁Resign + β₂ Analyst+ β₃Analyst*Resign+β₄ Size+β₅Lev +β₆ ROA+β₇ First +β₈ Board+β₉ Indep+β₁₀ Big4 +∑Year+∑Industry +ε                   （4）

其中，模型（4）中主要关注交乘项Analyst*Resign的系数，根据前文对假设2的分析，本文预期 β₃显著为负，表明当公司具有较多的分析师跟踪时，即在更透明的信息环境作用下，董秘离职对股价同步性的负向影响会减弱。

四、实证结果分析

（一）描述性统计

表2是对2011-2018年间我国上市公司董秘离职数量的统计分析。可以看到，在仅保留一个年度观测值的情况下，2011-2018年间，我国董秘离职数量呈现逐年递增趋势，到2018年董秘离职人数已经高于2011年的两倍。

表2 董秘离职数量统计

表3列示了主要变量的描述性统计结果。从中可以看到，R²的均值为0.4533，与Morck et al (2000)^[2]以及Gul等 (2010)^[14]计算的我国股票市场的R²相似，但明显高于Piotroski and Roulstone(2004)^[15]计算的美国股票市场的R²（均值为0.193），可见，平均来看我国上市公司的股价同步性明显偏高。此外，R²的最小值为0.0457，最大值为0.8862，SYN的最小值为-3.0396，最大值为2.0524，表明公司之间的股价同步性具有较大差异。

表3 主要变量的描述性统计

（二）相关性分析

表4为主要变量的Pearson相关性分析。由表可知，股价同步性（SYN）与董秘离职（Resign）之间的相关系数为-0.0293，且在1%的置信水平下显著，说明董秘离职与股价同步性之间存在显著的负相关关系，初步验证了假设1。除此之外，分析师跟踪（Analyst）、公司规模（Size）、盈利能力（ROA）、第一大股东持股比例（First）、董事会规模（Board）、是否四大审计（Big4）与股价同步性均呈在1%的置信水平下显著正相关。由于各变量间的相关系数都保持在0.5以下，故可认为自变量与控制变量之间不存在严重的共线性问题。

表4 主要变量的相关系数矩阵

注：***、**及*分别表示在1%、5%和10%水平上显著。

（三）多元回归分析

表5列（1）考察了董秘离职与股价同步性之间的关系。多元回归结果显示，Resign的系数为负，并且在1%水平上显著，表明董秘离职对公司股价同步性具有显著的负向影响，即董秘离职行为很可能具有信息媒介作用，使得公司更多特质信息被市场投资者挖掘并融入股价，从而显著降低了股价同步性。由此本文的假设1得到验证。列（2）进一步考察了董秘离职与股价同步性之间的关系如何受到信息环境的影响。可以看到，交乘项Analyst*Resign的系数在5%水平上显著为正，表明随着公司信息环境的改善，投资者与上市公司之间的信息不对称程度下降，从而减少了投资者通过董秘离职行为获取的信息含量，董秘离职对股价同步性的负向影响减弱。由此本文的假设2得到验证。

其他控制变量方面，公司规模（Size）与股价同步性显著正相关，这很可能说明公司规模越大，其与市场和行业的关联度越高，公司股价中包含的特质信息越少，从而股价同步性越高（周东华等，2016）^[16]；资产负债率（Lev）、盈利能力（ROA）、是否四大审计（Big4）均与股价同步性呈显著负相关关系，说明资产负债率越高、盈利能力越好的公司，其股价同步性越低。四大审计有助于提高公司治理效率，使公司信息更多地融入股价，降低股价同步性。此外，股权集中度（First）与股价同步性显著正相关，很可能说明第一大股东持股比例越高，公司治理效率越差，难以使公司信息更多地融入股价，从而股价同步性较高。

表5 回归结果

注：***、**及*分别表示在1%、5%和10%水平上显著，括号内为t值。

（五）内生性问题与稳健性测试

为了控制可能存在的内生性问题，本文用固定效应模型进行回归，同时对回归标准误差按照公司层面进行了聚类调整。回归结果并未发生显著改变，进一步证实了本文的假设。此外，本文还进行了如下的稳健性测试：（1）以总市值加权法计算市场及行业的平均回报率，重新得到SYN;（2）直接采用未标准化的R² 作为因变量。研究结论仍然成立。限于篇幅，结果不再列示。

五、研究结论

董秘制度的确立是完善上市公司治理结构的重要举措，董秘作为上市公司信息披露事务的直接负责人，其离职行为很可能具有反映公司特质信息，从而提高股价的信息含量的作用。本文以2011-2018年A股上市公司为样本，探讨董秘离职与股价同步性之间的关系。实证结果表明，董秘离职与上市公司股价同步性显著负相关，也就是说董秘离职很可能是一种非正式的信息传递渠道，能够将更多的公司特质信息融入股价，从而股价同步性降低。此外，考虑信息环境的影响，当公司具有更多的分析师跟踪时，董秘离职对股价同步性的负向影响会有所减弱。

本文的研究结论对于正确认识董秘及其离职行为在资本市场中的作用具有重要意义。虽然董秘离职行为具有一定的信息传递作用，但从长期来看，为提高资本市场信息效率，更需要有效改善信息环境，良好的信息环境可以减少投资者搜集公司特质信息的成本，使公司层面的特质信息更及时有效地融入股价，从而降低股价同步性。此外，在股东机制、经理机制、董事机制等公司治理机制得到重视的同时，必须进一步完善董秘制度，防止董秘职群人才流失。

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