肖 浩

一、引言

股價反映信息是有效市場理論的核心假設(shè)，而股價波動是否反映信息的沖擊則是檢驗該理論的手段之一。 Roll（1988）［1］發(fā)現(xiàn)市場和產(chǎn)業(yè)層面的信息只能解釋個股股價小部分波動，他認為未被解釋的部分（即股價特質(zhì)性波動①Bartram等 （2012）認為股價非同步性同時受公司特質(zhì)性信息和市場及行業(yè)信息的影響，而股價特質(zhì)性波動僅受公司特質(zhì)信息的影響，故本文采用股價特質(zhì)性波動作為股價公司特質(zhì)信息含量的測度。［2］）由公司特質(zhì)信息或噪音引起。此后，一系列的文獻表明特質(zhì)性波動是股價中公司信息含量的測度②例如 Morck et al. （2000）， Durnev et al. （2003， 2004）， Ferreira和 Laux （2007） 和 Chen et al. （2007） 等。。近年來，部分文獻試圖從公司信息環(huán)境的角度來解釋股價特質(zhì)性波動，所得的結(jié)論并不一致③一些研究發(fā)現(xiàn)公司信息透明度與股價特質(zhì)性波動正相關(guān) （Jin和Myers，2006；Hutton etal.，2009等），但另一些研究的結(jié)論則相反 （Dasgup?ta et al.， 2010； Rajgopal和Venkatachalam， 2011等）。。 Kelly （2007）［3］、 王亞平等 （2009）［4］認為公司的信息環(huán)境差而股價特質(zhì)性波動更高意味著股價特質(zhì)性波動是噪音交易所致，這一解釋是否成立？本文將結(jié)合公司信息向股價傳遞的途徑及信息來源做出回答。

造成特質(zhì)性波動的公司信息進入股價的主要途徑不是公開信息披露，而是市場上私有信息知情者的交易 （Roll， 1988［1］）。 Piotroski和 Roulstone （2004）［5］進一步將私有信息知情者分為公司內(nèi)部人、機構(gòu)投資者和賣方分析師三種類型，發(fā)現(xiàn)不同身份的知情者交易代表了公司信息進入股價的不同途徑。知情交易私有信息的來源可以分為兩部分：第一是管理層掌握但未公開披露的公司內(nèi)部信息 （Jin和Myers，2006［6］）；第二是未被管理層掌握但與公司相關(guān)的特質(zhì)信息，它們由市場上投資者根據(jù)自己的稟賦搜集、研究及整理所得 （Chen等，2007［7］）。 我國上市公司信息披露質(zhì)量較低，市場監(jiān)管薄弱，內(nèi)幕交易頻繁。那么，上市公司未公開披露的信息是否是知情人交易的私有信息來源？內(nèi)部人交易是否為公司未披露的信息向股價傳遞的重要渠道？這是本文研究的問題。

本文利用財務(wù)報告的真實盈余管理程度來測量公司的信息透明度，進而檢驗上述問題。實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，信息透明度差的公司，股價特質(zhì)性波動更高；內(nèi)部人交易頻繁的公司，股價特質(zhì)性波動也更高；信息透明度相同的公司，有內(nèi)部人交易的樣本的股價特質(zhì)性波動性更高，即內(nèi)部人交易顯著增強了公司信息透明度與股價特質(zhì)性波動的敏感性。這表明，管理層未公開披露的公司信息是知情交易的重要信息來源，而內(nèi)部人交易是其向股價傳遞的重要渠道。本文的主要研究結(jié)論在考慮可能的遺漏變量誤差、變量測量誤差、樣本選擇以及內(nèi)生性等因素之后保持不變，顯示結(jié)果具有較高的穩(wěn)健性。

本文與其他文獻的聯(lián)系在于：第一，本文從公司信息的來源及其向股價傳遞的渠道來研究股價特質(zhì)性波動的形成。王亞平等 （2009）［4］發(fā)現(xiàn)公司信息透明度與股價特質(zhì)性波動負相關(guān)，他們因此認為股價特質(zhì)性波動在中國是一個噪音指標(biāo)。但本文的研究表明，即使公司信息透明度與股價特質(zhì)性波動負相關(guān)，也能從信息的角度來解釋。相比于金智 （2010）［8］，本文找到了內(nèi)部人交易這一管理層未披露的公司信息向股價傳遞途徑。第二，本文的研究表明公司內(nèi)部人是私有信息知情者的重要一員。內(nèi)部人交易是公司未披露的信息向市場傳遞的渠道。 侯宇和葉冬艷 （2008）［9］、朱紅軍等 （2009）［10］分別研究了機構(gòu)投資者和賣方分析師兩類私有信息知情者交易對股價特質(zhì)性波動的影響，本文的發(fā)現(xiàn)完善了公司特質(zhì)信息向股價傳遞的渠道。第三，本文的研究表明，公司未公開披露的盈利信息是造成中國股票市場股價特質(zhì)性波動的重要信息來源。披露盈余信息質(zhì)量低的公司，如果其特質(zhì)性波動高，則表明更多的盈余信息通過私有信息知情交易進入股價，因此其盈余公告效應(yīng)往往更強；同時，由于股價包含了部分公司未披露的信息，因此股票回報與未來公告盈利的相關(guān)性也更低。但不能據(jù)此認為股價特質(zhì)性波動是噪音，而非信息的反映，這與林忠國等 （2012）［11］的觀點不同。第四，本文實證檢驗了公司信息透明度與股價特質(zhì)性波動的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)二者負相關(guān)。這與游家興 （2007）［12］等文獻相反，而與王亞平等 （2009）［4］和金智 （2010）［8］一致。 與他們的研究不同，本文使用真實盈余管理而非應(yīng)計盈余管理作為公司信息透明度的測度。

二、文獻回顧和實證假設(shè)

（一）文獻回顧

自從Roll（1988）［1］提出股價特質(zhì)性波動及其解釋后，國內(nèi)外的研究分別從信息和噪音兩個角度來展開研究。

基于信息解釋的文獻可以分為四類。第一，考察市場制度因素對股價特質(zhì)性波動的影響。Morck等（2000）［13］考察了產(chǎn)權(quán)保護對股價非同步性的影響，其發(fā)現(xiàn)產(chǎn)權(quán)保護好的國家，投資者收集私有信息套利的激勵更大，股價特質(zhì)性波動更高。第二，考察公司治理結(jié)構(gòu)對股價特質(zhì)性波動的影響。Ferreira和Laux（2007）［14］發(fā)現(xiàn)反并購門檻更低的公司，外部投資者收集私有信息套利的激勵更大，因此股價特質(zhì)性波動更高。Gul等 （2010）［15］考察了中國上市公司治理特征對股價特質(zhì)性波動的影響，他們發(fā)現(xiàn)第一大股東持股比例與股價特質(zhì)性波動呈現(xiàn)U型關(guān)系、交叉上市以及聘請四大會計師事務(wù)所進行審計公司的股價特質(zhì)性波動更高。Yu（2011）［16］則發(fā)現(xiàn)整體治理效力好的公司的股價特質(zhì)性波動高。以上研究都支持股價特質(zhì)性波動的信息解釋。第三，考察公司信息環(huán)境對股價特質(zhì)性波動的影響。Jin和Myers（2006）［6］發(fā)現(xiàn)公司信息透明度高的市場股價特質(zhì)性波動更大。Hutton等 （2009）［17］則發(fā)現(xiàn)財務(wù)信息質(zhì)量好的美國公司股價特質(zhì)性波動更高。Haggard等 （2008）［18］發(fā)現(xiàn)自愿性信息披露降低了投資者的信息獲取成本，增強了公司的信息透明度，進而股價特質(zhì)性波動更高。Fer?nandes和 Ferreira （2008）［19］發(fā)現(xiàn)由于美國市場信息環(huán)境更為透明，在美交叉上市的境外企業(yè)中，來自發(fā)達國家的上市公司股價特質(zhì)性波動會升高，而來自新興市場國家的上市公司股價特質(zhì)性波動會降低。他們認為新興市場國家的上市公司的股價吸收了更多市場和產(chǎn)業(yè)層面的信息。以上研究都表明，公司信息透明度越高，股價特質(zhì)性波動越大。但一些研究的結(jié)論則相反。 Dasgupta等 （2010）［20］發(fā)現(xiàn)信息越透明的公司，未來的盈利信息能更快進入股價，而當(dāng)盈利實現(xiàn)時，股價不發(fā)生波動，因而特質(zhì)性波動低。Rajgopal和 Venkatachalam （2011）［21］則發(fā)現(xiàn)上市公司盈余質(zhì)量的惡化是美國股票特質(zhì)性波動上升的原因之一。第四，以特質(zhì)性波動作為股價信息含量的測度來考察其經(jīng)濟后果。主要的研究有：股價特質(zhì)性波動的公司，價格包含了更多的公司信息，因而股價對未來盈利更敏感 （Durnev等， 2003）［22］， 其投資效率也更高（Durnev 等， 2004）［23］。 Chen 等 （2007）［7］則發(fā)現(xiàn)， 特質(zhì)性波動更高的公司，股價中包含了投資者更多的私有信息，并且這部分信息不為管理層所掌握，因此其投資對股價變化更敏感。

基于噪音解釋的文獻源自Teoh等 （2007）［24］， 他們分別發(fā)現(xiàn)股價特質(zhì)性波動高的公司信息環(huán)境更差以及會計異常項目更高，認為股價特質(zhì)性波動可能由Roll（1988）［1］所提到的噪音所致。 Lee 和 Liu （2011）［25］發(fā)現(xiàn)股價特質(zhì)性波動和其他股價信息含量指標(biāo) （如PIN）呈現(xiàn)U型關(guān)系，與噪音正相關(guān)。

國內(nèi)關(guān)于股價特質(zhì)性波動的研究基本沿著國外文獻的路徑展開。游家興等 （2007）［12］從制度建設(shè)侯宇和葉冬艷 （2008）［9］從機構(gòu)投資者朱紅軍等 （2007）［10］從分析師跟蹤以及袁知柱和鞠曉峰 （2008）［26］、金智（2010）［8］從公司信息環(huán)境等方面證實了股價特質(zhì)性波動是公司信息的反映。 林忠國等 （2012）［11］發(fā)現(xiàn)股價特質(zhì)性波動與PIN呈現(xiàn)U型關(guān)系，而與噪音正相關(guān)，他們基于盈余公告效應(yīng)和股價與未來盈利的相關(guān)性檢驗認為中國股市股價特質(zhì)性波動為噪音所致。

綜上所述，文獻中所存的爭論主要有兩點。第一，股價特質(zhì)性波動是噪音還是信息所致？我們認為這一爭論是不重要的，噪音交易的存在使得來自市場層面的變量不可避免地受噪音的影響。Shen（2008）［27］的實證研究發(fā)現(xiàn)私有信息交易和噪音交易都能導(dǎo)致股價特質(zhì)性波動，但私有信息交易對股價特質(zhì)性波動的影響遠大于噪音交易。此外，噪音交易對股價特質(zhì)性波動的影響會隨著變量計算周期的延長而變得不顯著。第二，公司信息透明度與股價特質(zhì)性波動的關(guān)系為何不一致？信息透明度與特質(zhì)性波動負相關(guān)是否意味著特質(zhì)性波動為噪音所致？本文基于已有的文獻，認為公司信息透明度與股價特質(zhì)性波動研究結(jié)論不一致的解釋如下 （見圖1）：如果管理層隱藏的信息少，公司信息透明度高，一方面，管理層向外披露了更多未被投資者預(yù)期的信息，另一方面，投資者能花費更少的成本獲取更多不為管理層掌握的公司信息進行交易，這都會造成更高的股價特質(zhì)性波動。相反地，管理層隱藏的特質(zhì)信息多，公司信息透明度低，一方面，作為天然的信息知情者的公司內(nèi)部人會通過套利交易將信息傳遞給股價，另一方面，外部投資者也更愿意搜集公司內(nèi)部信息套利①王亞平等 （2009）發(fā)現(xiàn)機構(gòu)投資者持股比例增強了盈余管理程度和股價非同步性的敏感系數(shù)。，這兩種行為都會增大股價特質(zhì)性波動。綜上，公司信息透明度與股價特質(zhì)性波動理論上存在非線性關(guān)系。

（二）研究假設(shè)

我們根據(jù)圖1的理論分析框架，結(jié)合我國股票市場的現(xiàn)狀，提出研究假設(shè)1、2和3。

1.公司未披露的特質(zhì)信息是否為知情者的私有信息來源？

Jin和 Myers （2006）［6］模型表明， 管理層披露的未被投資者預(yù)期的公司特質(zhì)信息導(dǎo)致股價特質(zhì)性波動。因此，公司的信息透明度越高，股價特質(zhì)性波動越大。其模型有個重要的隱含假定：隱藏的公司特質(zhì)性信息除非管理層自己披露，否則不為外部投資者知曉。但一系列的研究表明外部投資者有能力獲取管理層隱藏的內(nèi)部信息 （Irani和 Oesch， 2013［28］）， 而公司內(nèi)部人作為天然的信息知情者也會通過套利交易將管理層隱藏的信息傳遞給市場 （Keown和Pinkerton，1981［29］）。所以，管理層隱藏的公司特質(zhì)信息是知情者私有信息的重要來源。我國上市公司信息披露質(zhì)量低下 （張宗新和朱偉驊，2007［30］），這給投資者搜集公司信息套利留下了巨大空間。此外，法規(guī)對于內(nèi)幕交易的監(jiān)管不嚴以及處罰較輕 （晏艷陽和趙大瑋，2006［31］），內(nèi)部人也有足夠的動機利用自己的信息優(yōu)勢進行套利。因此，本文提出假設(shè)1。

H1：管理層隱藏的公司特質(zhì)信息是知情者交易的私有信息來源，即公司信息透明度與股價特質(zhì)性波動負相關(guān)。

2.內(nèi)部人交易能否向股價傳遞公司特質(zhì)信息？

Piotroski和 Roulstone （2004）［5］利用美國的數(shù)據(jù)表明，內(nèi)部人交易能向股價傳遞公司特質(zhì)信息，導(dǎo)致股價特質(zhì)性波動上升。我國證券市場處于早期的發(fā)展階段，法規(guī)對于內(nèi)部人交易的規(guī)制尚不健全，《證券法》、《公司法》以及2007年中國證監(jiān)會頒布的 《上市公司董事、監(jiān)事以及高級管理人員所持本公司股票及其變動管理規(guī)定》僅限制內(nèi)部人短線和敏感期交易行為。此外，我國法律的執(zhí)行力度也不夠。廉鵬（2008）［32］發(fā)現(xiàn)我國上市公司內(nèi)部人會在管理層出現(xiàn)正的盈余預(yù)測前買入公司股票，而在管理層出現(xiàn)負的盈余預(yù)測前賣出公司股票。因此，本文認為我國內(nèi)部人交易更能向股價傳遞公司特質(zhì)信息，故提出假設(shè)2。

H2：內(nèi)部人交易是導(dǎo)致股價特質(zhì)性波動的知情者交易的重要類型，即內(nèi)部人交易與股價特質(zhì)性波動正相關(guān)。

3.內(nèi)部人交易是否為公司未披露的信息向股價傳遞的渠道？

武聰和張俊生 （2009）［33］發(fā)現(xiàn)內(nèi)部人會利用真實盈余管理調(diào)節(jié)盈利而達到交易股票的目的。因此，我們認為內(nèi)部人交易是公司未披露的信息向股價傳遞的重要渠道。Aboody等 （2005）［34］研究了公司盈余質(zhì)量、內(nèi)部人交易和股票回報的關(guān)系。其發(fā)現(xiàn)盈余質(zhì)量較低的公司內(nèi)部人買入和賣出股票交易的回報都要顯著大于高盈余質(zhì)量公司的內(nèi)部人交易。這意味著在低盈余質(zhì)量的公司中，內(nèi)部人的信息優(yōu)勢更明顯，其交易向股價傳遞了更多的信息。根據(jù)以上文獻，提出假設(shè)3。

H3：內(nèi)部人交易將顯著提高公司信息透明度和股價特質(zhì)性波動的敏感性。

三、變量與實證設(shè)計

（一）變量定義

根據(jù)肖浩和孔愛國 （2014）［35］的說明，本文主要使用股價特質(zhì)性波動而非股價非同步性作為股價信息含量的測度。 本文主要參考 Durnev等 （2003）［22］、Zhang （2010）［36］的方法來算股價特質(zhì)性波動， 具體過程如下：

我們以周回報率為觀測值按年使用Durnev等（2003）［22］的模型進行回歸：

其中，rj，t為t周公司j考慮現(xiàn)金紅利再投資的周個股回報率，rm，t（rm，t－1） 為t（t－ 1） 周滬深兩市 A股經(jīng)個股流通市值加權(quán)所得的周回報，ri，t（ri，t－1） 為t（t－1）周公司j所在行業(yè)經(jīng)個股流通市值加權(quán)所得的周回報，εj，t為回歸所得殘差。對所得的回歸殘差值按年求標(biāo)準(zhǔn)差即得公司j在該年的股價特質(zhì)性波動。

關(guān)于 Zhang （2010）［36］的方法， 我們首先要計算A股市場每周的Fama－French三因子MKT，SMB和HML，然后使用如下模型按年進行回歸：

其中，rj，t為t周公司j考慮現(xiàn)金紅利再投資的周個股回報率，rt為當(dāng)年無風(fēng)險利率，我們使用周銀行定期存款利率替代，MKTt、SMBt和HMLt為t周的Fama－French三因子，εj，t為回歸所得殘差。 對所得的回歸殘差值按年求標(biāo)準(zhǔn)差即得公司j在該年的股價特質(zhì)性波動。

盈余質(zhì)量是公司財務(wù)報告質(zhì)量的重要指標(biāo)。一般而言，盈余管理越強的公司的財務(wù)報告質(zhì)量越差。盈余管理包括應(yīng)計項目盈余管理和真實盈余管理①應(yīng)計盈余管理是指上市公司通過調(diào)整會計條目中的應(yīng)計項目來調(diào)整盈利的行為。而真實盈余管理是指管理層通過操縱企業(yè)的經(jīng)營來調(diào)整盈利。例如通過調(diào)整研發(fā)支出、資本性支出、管理費用、銷售費用和長期資產(chǎn)處置來操控利潤。。國內(nèi)先前關(guān)于上市公司信息透明度和股價同步性的研究大多使用應(yīng)計項目盈余管理作為信息透明度的測度（袁知柱和鞠曉峰， 2008［26］； 王亞平等， 2009［4］； 金智，2010［8］）。但近年來，隨著會計準(zhǔn)則的不斷完善和細化以及外部監(jiān)管的加強，管理層越來越傾向于使用真實的商業(yè)活動進行盈余管理。此外，武聰和張俊生 （2009）［33］發(fā)現(xiàn)，真實盈余管理能夠引發(fā)內(nèi)部人的交易行為，而應(yīng)計盈余管理則不顯著②部分研究發(fā)現(xiàn)，相比于調(diào)整應(yīng)計項目的盈余管理，管理層認為真實盈余管理面臨更小的外部審計和監(jiān)管的風(fēng)險。此外，當(dāng)公司的真實盈利與先前預(yù)期盈利差距較大時，管理層可以通過真實盈余管理填補缺口，而應(yīng)計盈余管理可能無法達到。。本文為了證實內(nèi)部人交易是未被公開反映到股價上的公司特質(zhì)信息進入股價的途徑之一，也采用真實盈余管理作為上市公司財務(wù)信息質(zhì)量的測度，但我們也會使用應(yīng)計盈余管理作穩(wěn)健性檢驗。我們采用三種方法來測量真實盈余管理的程度。具體計算過程如下。

Gunny （2005）［37］根據(jù)營業(yè)收入來測算管理層通過調(diào)整銷售費用和管理費用來操縱盈余的模型如下：

其中，Sgf為銷售費用和管理費用之和，Sales為營業(yè)收入，Sdown為虛擬變量，如果t期公司i營業(yè)收入下降，則取值為1，否則為0，εi，t為回歸模型殘差項。

Royehowdhury （2006）［38］的模型估計公司的 “異常支出”如下：

其中，DisExp為公司i在t期的異常支出，主要包括銷售費用、管理費用和研發(fā)支出。Ta為公司i在t－1期的總資產(chǎn)價值?？紤]到我國上市公司2006年之前沒有披露研發(fā)支出，因此，我們使用無形資產(chǎn)變動作為替代。對以上兩個模型每年的數(shù)據(jù)按照證監(jiān)會行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)在行業(yè)內(nèi)進行回歸③為了保證回歸的效果，我們剔除了年內(nèi)少于20個觀測值的行業(yè)樣本點。，所得殘差值絕對值即上市公司在該年的盈余操控的估計。

此外，由于我國制度環(huán)境特殊，上市公司可以通過投資收益、營業(yè)外收入 （支出）和補貼收入等線下項目來操控盈余。上市公司主要的手法包括與關(guān)聯(lián)方大額資產(chǎn)交易和通過投資關(guān)系來操控利潤。因此，王克敏和王志超 （2007）［39］認為可以通過線下項目來測度經(jīng)營活動中的盈余管理。具體算法如下：

其中，REM絕對值為線下項目盈余操控額。Inv為公司i在t年的投資收益，Exsales為營業(yè)外收入，Sub為補貼收入，Exexp為營業(yè)外支出④2007年會計準(zhǔn)則變更后，由于利潤表中沒有了投資收益和補貼收入，我們直接使用營業(yè)外收入和支出之差與上期資產(chǎn)的比值作為替代。。

根據(jù) 《證券法》第四十七條規(guī)定，我國上市公司的內(nèi)部人包括 “董事、監(jiān)事、高級管理人員以及持股5%以上的股東”。部分研究顯示我國上市公司內(nèi)部人親屬也具有內(nèi)部人的信息優(yōu)勢，因此，我們也將公告的內(nèi)部人家屬的交易納入計算范圍。內(nèi)部人交易的指標(biāo)①在計算下述指標(biāo)時，為了排除內(nèi)部人交易的流動性或噪音因素，我們剔除了如下觀測值：（1）交易股數(shù)少于1 000或金額小于10 000的觀察；（2）交易公告中，明確類型為解禁減持的交易。主要有：（1）內(nèi)部人交易啞變量，Insider＿trd＿dum。年度內(nèi)出現(xiàn)內(nèi)部人在二級市場買賣上市公司股票的記錄記為1，否則為0。（2）內(nèi)部人交易股份比例，Insider＿sumratio，年內(nèi)內(nèi)部人買賣上市公司股票股數(shù)占總流通股之比。 （3）內(nèi)部人交易市值，Insider＿mktv，年內(nèi)內(nèi)部人交易的上市公司股票總金額。此外，我們還根據(jù)內(nèi)部人交易的方向 （買或賣）對上述變量做了進一步的細分。

變量的名稱以及其他控制變量的定義見表1。

表1 變量的名稱以及定義

（二）實證設(shè)計

本文主要研究中國上市公司信息透明度、內(nèi)部人交易和股價特質(zhì)性波動之間的關(guān)系。我們的實證設(shè)計分為以下三個步驟：第一步，實證檢驗上市公司財務(wù)信息透明度與股價特質(zhì)性波動的關(guān)系。第二步，檢驗內(nèi)部人交易與股價特質(zhì)性波動的關(guān)系。第三步，檢驗內(nèi)部人交易行為對公司信息透明度與股價特質(zhì)性波動敏感性的影響。在第一步和第二步的實證中，我們借鑒 Ferreira和 Laux （2007）［14］的面板模型來檢驗財務(wù)信息質(zhì)量、內(nèi)部人交易對股價特質(zhì)性波動的影響，模型如下：

其中，IndependentVaribale分別為REMi，t－1（公司盈余質(zhì)量） 和INSD＿TRADEi，t（內(nèi)部人交易）。 控制變量包括規(guī)模、杠桿、年齡、市賬比、盈利、波動、換手率，以及分紅、控制權(quán)人類型。此外，我們也控制了時間和行業(yè)的固定效應(yīng)。我們在模型中使用變量前定值作為解釋變量，以降低內(nèi)生性問題。在第一步的實證結(jié)果中，如果β1顯著為正，則說明管理層隱藏的盈余信息是造成股價特質(zhì)性波動的知情人交易的私有信息來源。

我們使用內(nèi)部人交易啞變量、內(nèi)部人交易頻率、內(nèi)部人交易股份占總流通市值比例和內(nèi)部人交易總金額四個指標(biāo)來測度內(nèi)部人交易。在第二步的實證結(jié)果中，如果β1顯著為正，則說明內(nèi)部人交易向股價傳遞了未被公開反映到股價的公司特質(zhì)信息。

關(guān)于第三步論證，我們首先考察內(nèi)部人交易對公司信息透明度和股價特質(zhì)性波動敏感性的影響，回歸模型如下：

其中，HIi，t為盈余管理程度虛擬變量，如果公司i在t年的盈余管理程度高于t年所有公司的中位數(shù)水平， 則HIi，t＝1， 否則HIi，t＝0。 如果β1顯著為正，則內(nèi)部人交易顯著影響公司信息透明度與股價特質(zhì)性波動的敏感性。

（三）數(shù)據(jù)及描述性統(tǒng)計

本文的數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫和WIND數(shù)據(jù)庫。其中，股票的回報率以及公司規(guī)模、杠桿率、市賬比、年齡以及分紅和控制權(quán)類型數(shù)據(jù)來自CSMAR中國上市公司財務(wù)數(shù)據(jù)庫，而計算盈余管理以及ROE、內(nèi)部人交易的數(shù)據(jù)來自WIND數(shù)據(jù)庫。樣本的選取范圍為中國A股上市公司2000—2011年的年度數(shù)據(jù)。依據(jù)慣例，我們在最終的樣本中剔除了證監(jiān)會所規(guī)定的金融類上市公司和ST類公司。此外，我們剔除了在觀測年度當(dāng)年上市的樣本點以及年交易時間少于26周的公司。由于VROE的計算需要5年的時間，因此，本文實證研究的計算區(qū)間為2004—2011年。變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表2。

從表2可以看出，我國上市公司的股價特質(zhì)性波動的差異性較大，最小值與最大值之間相差200多倍，股價特質(zhì)性波動的均值和中位數(shù)分別為5%和4.5%。三個真實盈余管理的指標(biāo)也顯示我國上市公司之間的真實盈余操縱差異較大。操縱較少的公司幾乎為0，而操縱嚴重的公司的值為均值的10～60倍。從內(nèi)部人交易的變量中，我們可以發(fā)現(xiàn)以下事實：第一，約有1／3的樣本點顯示其在觀察期間，公司內(nèi)部人有交易股票的行為。造成這一現(xiàn)象的原因可能是2007年4月5日 《上市公司董事、監(jiān)事和高級管理人員所持本公司股份及其變動管理規(guī)則》頒布之前，我國市場上內(nèi)部人交易監(jiān)管薄弱。根據(jù)Wind數(shù)據(jù)庫提供的 “重要股東二級市場交易”數(shù)據(jù)顯示，在2007年之前，此項數(shù)據(jù)只有767條記錄。第二，內(nèi)部人交易的股份以及金額較大。剔除流動性減持的數(shù)據(jù)后，內(nèi)部人每年交易的股份數(shù)額平均達到公司流通股數(shù)的1.3%，平均金額為4 188萬。第三，內(nèi)部人累計賣出的比例要高于買入的比例，并且賣出的金額更大。

表2 變量描述性統(tǒng)計

續(xù)前表

四、實證結(jié)果及分析

實證檢驗結(jié)果主要包括以下三部分：第一，公司信息透明度與股價特質(zhì)性波動。第二，內(nèi)部人交易與股價特質(zhì)性波動。第三，內(nèi)部人交易對公司信息透明度與股價特質(zhì)性波動的影響。

（一）公司未公開披露的信息是造成股價特質(zhì)性波動的私有信息之源嗎？

從表3中可以看出，上市公司財務(wù)信息質(zhì)量越差，股價特質(zhì)性波動率越高。以REM1和w＿idio＿v為例，財務(wù)信息質(zhì)量每下降1個百分點，股價特質(zhì)性波動將顯著上升0.33%。 這一結(jié)果與王亞平等 （2009）［4］、金智 （2010）［8］利用應(yīng)計盈余來測度公司信息透明度的結(jié)果一致。由于股價特質(zhì)性波動是未公開反映到股價上的公司特質(zhì)信息通過知情者交易造成的，上市公司財務(wù)信息質(zhì)量越差，則管理層隱藏的信息越多，未公開反映到股價上的公司特質(zhì)信息越多，當(dāng)這部分信息通過知情交易傳遞到股價上時，股價特質(zhì)性波動將變大。表3中其他控制變量的值也符合預(yù)期，公司的杠桿率越高，債權(quán)人對管理層的監(jiān)督更嚴，管理層隱藏的特質(zhì)信息也更容易反映到股價上，造成股價特質(zhì)性波動。公司的規(guī)模越大，往往代表著較好的公司治理和信息質(zhì)量，一方面，管理層隱藏的信息少；另一方面，規(guī)模大的公司，股價變動較小，投資者利用私有信息套利的收益也小，這兩方面的因素都會造成降低私有信息者的套利交易，因此，股價特質(zhì)性波動率小。成長性高的公司更容易引發(fā)投資者關(guān)注，收集私有信息套利，導(dǎo)致股價特質(zhì)性波動變大。換手率高的公司，剔除噪音交易的因素外，往往代表著更多的私有信息者套利交易，因而股價特質(zhì)性波動率更高。分紅的公司，往往代表著比較好的經(jīng)營狀況， 而 Jin 和 Myers （2006）［6］、 Hut?ton等 （2009）［17］發(fā)現(xiàn)管理層隱藏的大多為負面信息，因此這會降低未公開反映到股價上的公司特質(zhì)信息的來源，降低股價特質(zhì)性波動率。此外，模型的R2大致位于0.34～0.40之間，說明本文的模型具有較好的解釋能力。總之，單變量分析和多元回歸的結(jié)果都支持假設(shè)1。

表3 真實盈余管理與股價特質(zhì)性波動

續(xù)前表

（二）內(nèi)部人交易向股價傳遞了信息嗎？

在表4中，我們主要考察內(nèi)部人交易與股價特質(zhì)性波動的關(guān)系。從模型2的結(jié)果可以看出，保持其他條件不變，有內(nèi)部人交易的公司股價特質(zhì)性波動要顯著高0.18%。內(nèi)部人累計交易的股份占公司流通股的比例越大，股價特質(zhì)性波動越高。內(nèi)部人交易的金額越大，股價特質(zhì)性波動也越高。由于內(nèi)部人是管理層隱藏的特質(zhì)信息天然的知情者，因此，其交易往往更能反映公司的特質(zhì)信息，造成較高的股價特質(zhì)性波動。在中國股市上，由于法制不健全、監(jiān)管不嚴以及懲罰力度較低等因素，內(nèi)部人利用信息優(yōu)勢獲利的行為更為普遍。表4的結(jié)果都支持假設(shè)2。

表4 內(nèi)部人交易與股價特質(zhì)性波動

續(xù)前表

（三）內(nèi)部人交易是公司未披露的信息向股價傳遞的渠道嗎？

表5中，我們主要考察內(nèi)部人交易是否會顯著影響盈余質(zhì)量和股價特質(zhì)性波動的關(guān)系。我們使用多元回歸模型檢驗了內(nèi)部人交易對公司信息透明度與股價特質(zhì)性波動的影響。實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，模型交互項的系數(shù)顯著為正。以模型1為例，信息透明度相同，出現(xiàn)內(nèi)部人交易的公司的股價特質(zhì)性波動將明顯偏高0.16個百分點。這表明，內(nèi)部人交易是公司隱藏的信息向股價傳遞的重要渠道。

表5 公司信息透明度、內(nèi)部人交易和股價特質(zhì)性波動

續(xù)前表

五、穩(wěn)健性檢驗

本文的穩(wěn)健性檢驗將主要從噪音交易、應(yīng)計盈余管理、分析師與機構(gòu)投資者，以及樣本選擇、內(nèi)生性五個方面展開。

第一，噪音是否會影響本文的結(jié)論，這是我們首先要考慮的。為此，我們使用French和Roll（1986）［40］的方法計算噪音交易變量，并將其加入模型予以控制。結(jié)果表明，噪音變量與股價特質(zhì)性波動顯著正相關(guān)，并且加入噪音變量較大地提高了模型的解釋能力（約6%），但論文的主要結(jié)論沒有顯著改變。

第二，盈余計量方式的改變是否會改變本文的結(jié)果，這也是我們需要考慮的。我們按照Rajgopal和Venkatachalam （2011）［21］中提供的兩種方法分別計算應(yīng)計盈余操縱程度來檢驗本文的主要假設(shè)。本文發(fā)現(xiàn)應(yīng)計盈余質(zhì)量差的公司，股價特質(zhì)性波動也更高，但交叉項系數(shù)并不一致地顯著。這與武聰和張俊生（2009）［33］的發(fā)現(xiàn)比較一致，內(nèi)部人通常使用真實盈余管理而非應(yīng)計盈余操縱來配合其交易行為。

第三，分析師與機構(gòu)投資者是市場上重要的信息知情者，相比于散戶，其具有一定的信息優(yōu)勢。這兩類信息知情人是否會顯著影響本文的結(jié)論，也是需要加以考慮的。我們在模型中加入關(guān)注上市公司的分析師數(shù)目以及年末機構(gòu)投資者持股比例。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，分析師的關(guān)注度和機構(gòu)投資者持股比例都顯著地與股價特質(zhì)性波動正相關(guān)。這說明，外部私有信息者也能向股價傳遞未公開反映到股價上的公司特質(zhì)信息，這與侯宇和葉冬艷 （2008）［9］、 朱紅軍等 （2009）［10］的研究發(fā)現(xiàn)一致。

第四，樣本的選擇也可能導(dǎo)致模型估計的偏誤。因此，我們主要從四個方面來考慮這個問題：（1）改變股價特質(zhì)性波的計算周期，使用日交易數(shù)據(jù)計算。（2）2010年融資融券的推出使得投資者能夠通過收集公司負面信息套利，因此，我們將樣本點縮小到2004—2009年加以檢驗。（3）創(chuàng)業(yè)板和中小企業(yè)板樣本股價波動幅度大，也可能影響我們的結(jié)論，我們將其剔除出樣本后再加以檢驗。（4）上市公司公開增發(fā)和配股會引發(fā)公司的盈余管理，公司增發(fā)和配股也會導(dǎo)致股價異常波動，因此，我們將樣本期間增發(fā)配股的公司剔除出樣本后再加以檢驗。結(jié)果并沒有明顯改變。

第五，為了降低本文研究結(jié)論的內(nèi)生性問題，我們使用文獻中流行的兩階段最小二乘法 （2SLS）對模型進行估計。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，信息質(zhì)量差的公司，股價特質(zhì)性波動率依然高；內(nèi)部人交易量大的公司，股價特質(zhì)性波動也更高，但顯著性有所降低。

穩(wěn)健性檢驗發(fā)現(xiàn)，主要結(jié)論都沒有明顯的改變，這說明了本文的結(jié)果具有較高的穩(wěn)健性?；谄拗?，上述檢驗結(jié)果未給出。

六、結(jié)論

本文研究了造成我國股價特質(zhì)性波動的公司特質(zhì)信息的來源及其向股價傳遞的渠道。本文的實證研究發(fā)現(xiàn)，股價特質(zhì)性波動與公司信息透明度負相關(guān)，而與內(nèi)部人交易正相關(guān)；內(nèi)部人交易顯著增強了公司信息透明度與股價特質(zhì)性波動的敏感性。實證結(jié)果表明，公司未公開披露的信息是造成股價特質(zhì)性波動的知情者交易的私有信息重要來源；內(nèi)部人交易是其向股價傳遞的重要渠道。因此，我們要結(jié)合信息的來源和其傳遞渠道來看信息對股價特質(zhì)性波動的影響，公司的信息環(huán)境與股價特質(zhì)性波動負相關(guān)不能說明股價特質(zhì)性波動是一種噪音表現(xiàn)。

本文的政策建議在于，上市公司的信息隱藏行為與內(nèi)部人交易對股價特質(zhì)性波動有顯著的影響。提高管理層的信息披露質(zhì)量和加強對內(nèi)部人交易的監(jiān)管能夠降低股價特質(zhì)性波動中的非效率因素，提高其信息效率。