劉 磊， 姚振曄， 張永進(jìn)

(1.南京大學(xué) 管理學(xué)院， 江蘇 南京 210093； 2.金陵科技學(xué)院 商學(xué)院， 江蘇 南京 211169；3.山東大學(xué) 管理學(xué)院， 山東 濟(jì)南 250100； 4.上海浦東發(fā)展銀行 金融市場部， 上海 200002)

一、問題的提出

近年來，我國資本市場老鼠倉、內(nèi)幕交易等現(xiàn)象頻發(fā)，嚴(yán)重干擾了證券市場的穩(wěn)定與公平。盡管政府出臺了一系列監(jiān)管與懲罰措施，但由于證券法規(guī)的選擇性披露制度、內(nèi)部人交易的隱蔽性及獲利性等特征，上述知情交易行為仍然難以得到較好的抑制。在信息不對稱與知情交易交互影響的情況下，證券市場的信息效率很難得到保障。而作為知情交易和公司內(nèi)部信息聯(lián)系最緊密的環(huán)節(jié)，內(nèi)部人交易行為成為國內(nèi)外學(xué)者的研究重點。相關(guān)研究表明，上市公司內(nèi)部人交易行為存在顯著為正的累計超額回報，暗示公司內(nèi)部人借助公司私有信息套利[1-3]。那么，為何內(nèi)部人交易行為仍舊被大多數(shù)國家允許呢？主流的解釋涉及兩個方面：一方面，內(nèi)部人交易行為可以向證券市場傳遞公司內(nèi)部信息，有利于提高公司的信息效率；另一方面，內(nèi)部人交易行為作為公司高管期權(quán)執(zhí)行的主要手段，被廣泛運用到高管激勵領(lǐng)域。本文關(guān)注的側(cè)重點為后者，即內(nèi)部人交易的激勵機(jī)制。

內(nèi)部人交易可以激勵內(nèi)部人努力工作，提高企業(yè)業(yè)績。這不僅可以使內(nèi)部人交易獲利程度上升，而且有利于公司緩解代理問題。具體而言，傳統(tǒng)公司治理機(jī)制中，企業(yè)所有者為了緩解委托代理問題，會廣泛運用業(yè)績薪酬、福利待遇、期權(quán)、晉升、在職消費等手段激勵高層管理人員。相較于西方國家，我國企業(yè)尤其是國有企業(yè)中政治晉升、在職消費等隱性契約更是普遍存在，并發(fā)揮了重要的激勵作用。但是，現(xiàn)有研究忽略了另一種潛在的激勵機(jī)制，即內(nèi)部人交易。在我國證券市場弱勢有效的環(huán)境下，內(nèi)部人借助未被公開的信息進(jìn)行交易即可獲取超額收益。同時，相對不完善的法律環(huán)境進(jìn)一步降低了內(nèi)部人交易的潛在風(fēng)險，提高了內(nèi)部人交易的綜合收益。因此，作為一種收益高、風(fēng)險低的套利手段，內(nèi)部人交易存在激勵內(nèi)部人的可能。然而，在一般情況下，我們很難界定內(nèi)部人交易行為的目的，其行權(quán)、獲利、套現(xiàn)等眾多因素均存在多種可能。盡管現(xiàn)有文獻(xiàn)能得到內(nèi)部人交易存在累計超額回報的證據(jù)，但是內(nèi)生性問題使得難以確定其激勵效應(yīng)的存在。

“八項規(guī)定”的出臺為本文的研究提供了理想的研究場景，本文利用該外部事件沖擊探究內(nèi)部人交易是否存在激勵作用。2012年12月4日，《關(guān)于改進(jìn)工作作風(fēng)、密切聯(lián)系群眾的八項規(guī)定》由中央政治局會議審議通過。這一規(guī)定主要作用于國有上市公司，對民營企業(yè)而言幾乎不存在影響。自“八項規(guī)定”實施以來，國有企業(yè)的在職消費水平得到了嚴(yán)格的控制，國有企業(yè)高層管理人員潛在福利受到了嚴(yán)格的抑制[4-6]。同時，國有企業(yè)高層管理人員的薪酬、政治晉升等激勵的要求也更加明確，其激勵程度與效果在短時間內(nèi)呈現(xiàn)出較大的穩(wěn)定性。國有上市公司業(yè)績、國企高管薪酬水平、政治晉升呈現(xiàn)的穩(wěn)定性及在職消費的短時間下降為我們提出了一個有趣的問題，即國企高管是否會運用內(nèi)部人交易行為來彌補(bǔ)在職消費的降低。

基于此，本文利用“八項規(guī)定”這一外生事件探究政策因素對內(nèi)部人交易特征的影響。具體而言，文章利用2010—2015年我國A股上市公司內(nèi)部人交易數(shù)據(jù)進(jìn)行了雙重差分回歸，發(fā)現(xiàn)“八項規(guī)定”的實施在一定程度上誘發(fā)了內(nèi)部人交易獲利水平的上升，這表明內(nèi)部人交易行為在一定程度上充當(dāng)了自我激勵的角色。同時，分析師跟蹤、合格境外投資者持股等機(jī)制的存在一定程度上抑制了上述動機(jī)下的內(nèi)部人交易行為，表明市場監(jiān)督機(jī)制可以有效地抑制上述自我激勵行為，保障企業(yè)私有產(chǎn)權(quán)的完整性與安全性。文章可能的貢獻(xiàn)在于：第一，為國有企業(yè)高管的激勵構(gòu)成提供了新的維度。本文從內(nèi)部人交易的視角發(fā)現(xiàn)了實證證據(jù)，對現(xiàn)有的高管激勵框架形成了一定的補(bǔ)充。第二，對規(guī)范國有企業(yè)內(nèi)部人交易行為的監(jiān)管政策制定具有一定借鑒意義。本文的實證結(jié)果在保障國有資產(chǎn)完整性、降低中小股東利益受損等方面存在一定的啟示意義。

二、文獻(xiàn)綜述、理論分析與研究假設(shè)

(一)內(nèi)部人交易與高管激勵效應(yīng)提升

高管薪酬激勵一定程度上可以促進(jìn)企業(yè)價值的增長，而降低管理者薪酬嚴(yán)重影響企業(yè)價值的增長[7]。在我國，國有企業(yè)管理者薪酬受到嚴(yán)格的限制[8]。為滿足自我激勵目的，國有企業(yè)在職消費行為逐漸增多，并被人們所關(guān)注[9]。同時，國企管理者一般具有行政級別，政治晉升成為國有企業(yè)管理者激勵機(jī)制的另一重要組成部分[10]?；诖耍覈鴩衅髽I(yè)管理者的激勵手段構(gòu)成有別于民營企業(yè)，主要由貨幣薪酬、政治晉升、在職消費等三部分構(gòu)成。借鑒Holmstrom & Milgrom[11]的委托代理模型，本文嘗試貨幣化管理者的付出和收入，并比較成本與收益。

具體而言，對比“八項規(guī)定”出臺前后，國有企業(yè)出現(xiàn)了如下幾種變化：首先，國有企業(yè)高層管理者薪酬管制絲毫沒有放松。與此同時，“八項規(guī)定”對廉潔、節(jié)儉的要求是根本性的，因此可以預(yù)計“八項規(guī)定”出臺后國有企業(yè)管理者的薪酬會維持不變或者進(jìn)一步被管制。其次，與其他激勵機(jī)制相比，政治晉升在一定時期內(nèi)具有確定性，并且政治晉升在一定程度上取決于管理者的綜合能力。因此可以預(yù)計“八項規(guī)定”之后，管理者政治晉升的效用函數(shù)并未發(fā)生較大變化。最后，“八項規(guī)定”有效抑制了國有企業(yè)管理者在職消費水平，其明確要求，“要厲行勤儉節(jié)約，嚴(yán)格遵守廉潔從政有關(guān)規(guī)定”，“要輕車簡從、減少陪同、簡化接待”，“嚴(yán)格執(zhí)行住房、車輛配備等有關(guān)工作和生活待遇的規(guī)定”，“要精簡會議活動，切實改進(jìn)會風(fēng)”?？梢?，“八項規(guī)定”對國有企業(yè)在職消費種類、水平等各方面做了非常詳細(xì)的規(guī)定。梅潔[4]、楊蓉[5]等研究同樣發(fā)現(xiàn)，“八項規(guī)定”的實施有效限制了國有企業(yè)管理者的在職消費水平。

在國有企業(yè)高管薪酬受限、政治晉升預(yù)期明確的情形下，國有企業(yè)在職消費這一自我激勵手段如果得到了有效抑制，將會導(dǎo)致國有企業(yè)管理者總效用的降低。與在職消費這一自我激勵途徑一致，國有企業(yè)高管此時可能會尋找其他的自我激勵途徑，以彌補(bǔ)在職消費降低帶來的總效用降低。Manne[12]指出，內(nèi)部人交易作為一種對信息制造者的激勵，可以促使制造者生產(chǎn)出更多的額外信息，進(jìn)而增加公司的價值[13]。Carlton & Fischel[14]從合同制定成本的角度出發(fā)，指出合同修訂雖然能對管理者進(jìn)行足夠的補(bǔ)償，但是修訂合同以及頻繁修訂的成本太大，因而選擇內(nèi)部人交易作為激勵手段是更為合適的。Easterbrook[15]認(rèn)為，如果不允許進(jìn)行內(nèi)部人交易，那么信息創(chuàng)造者在做出貢獻(xiàn)之后則會要求重新訂立契約，這種成本的發(fā)生可以通過內(nèi)部人交易激勵機(jī)制給予減少，提高內(nèi)部人積極性，有助于公司價值的提高。Roulstone[16]則發(fā)現(xiàn)，相對于不限制內(nèi)部人交易的公司，限制內(nèi)部人交易的公司會在支付薪酬溢價的同時使用更多的激勵補(bǔ)償，這也間接說明內(nèi)部人交易在獎勵和激勵高管中扮演重要的角色。

在現(xiàn)有制度和法律環(huán)境不變的情形下，國有企業(yè)管理者內(nèi)部人交易存在如下特點：首先，作為企業(yè)內(nèi)部人，國企高管對企業(yè)的熟悉程度遠(yuǎn)高于外部投資者，其獲取內(nèi)部信息的搜集成本是很低的。其次，作為正常的股票交易行為，在不違反證券法律法規(guī)相關(guān)規(guī)定的情形下，管理者內(nèi)部人交易的風(fēng)險是很低的。例如，管理者所持期權(quán)行權(quán)的發(fā)生雖然有時間限制，且行權(quán)一般會伴隨較高的超額收益，但這是法律所允許的。因此，國企高管內(nèi)部人交易違反法律法規(guī)進(jìn)而遭受潛在懲罰的可能性較低。最后，相比于外部投資者，國企高管更加熟悉企業(yè)自身運行狀況以及相關(guān)信息的發(fā)布情況，因此其存在較強(qiáng)的擇時能力，進(jìn)而使得內(nèi)部人交易的收益增大。綜上所述，可以發(fā)現(xiàn)內(nèi)部人交易作為一種潛在的自我激勵方式存在提升管理者總效用的潛力和空間。在其他條件不變的情況下，相較民營企業(yè)，國有企業(yè)管理者為彌補(bǔ)在職消費這一自我激勵水平的下降，可能會選擇內(nèi)部人交易這一方式進(jìn)行自我激勵。基于此，本文提出如下假設(shè)。

H1：相較于民營企業(yè)，國有企業(yè)管理者在“八項規(guī)定”出臺后通過內(nèi)部人交易獲利的程度有所增加。

(二)企業(yè)性質(zhì)與地區(qū)差異的異質(zhì)性影響

相比于民營企業(yè)，國有企業(yè)更明顯地受到“八項規(guī)定”的影響。實際上，地方國有企業(yè)與中央企業(yè)之間同樣存在差異。地方國有企業(yè)相較央企而言級別較低，其管理者的行政級別也相對較低。在其他條件一定的情況下，地方國有企業(yè)管理者政治晉升的凈收益相對較小，而在職消費等自我激勵方式由于監(jiān)督較弱等原因而存在普遍性。面對“八項規(guī)定”的沖擊，地方國有企業(yè)在職消費水平會降低得更多，進(jìn)而地方國有企業(yè)管理者更有動機(jī)利用內(nèi)部人交易行為彌補(bǔ)在職消費等回報的降低。同時，相較地方國有企業(yè)，中央企業(yè)管理者行政級別較高，政治晉升等激勵措施的潛在凈收益相對較高，因此中央企業(yè)管理者利用內(nèi)部人交易獲利的可能性相對較小。此外，外部監(jiān)督的視角下，地方國有企業(yè)相較中央國有企業(yè)規(guī)模小、知名度低，這進(jìn)一步帶來了媒體監(jiān)督機(jī)制的弱化，促進(jìn)了內(nèi)部人交易行為的發(fā)生?；诖耍疚奶岢鋈缦录僭O(shè)。

H2：“八項規(guī)定”引發(fā)的內(nèi)部人交易獲利增加現(xiàn)象主要存在于地方國有企業(yè)樣本中。

除了企業(yè)性質(zhì)以外，地區(qū)差異也可能是內(nèi)部人交易的重要影響因素之一。現(xiàn)有研究表明，相較中西部地區(qū)，東部地區(qū)上市公司的市場化程度更高。地區(qū)市場化程度越高意味著職業(yè)經(jīng)理人市場越發(fā)達(dá)，經(jīng)理人自我激勵的動機(jī)越強(qiáng)烈。當(dāng)經(jīng)理人薪水受到抑制時，其通過在職消費等途徑獲得回報進(jìn)而彌補(bǔ)自身損失的程度會更大。與此同時，東部地區(qū)上市公司面臨的經(jīng)濟(jì)業(yè)務(wù)活動較多，復(fù)雜且為數(shù)眾多的經(jīng)濟(jì)業(yè)務(wù)可能會帶來交易環(huán)節(jié)的增多，進(jìn)而推高其在職消費水平。當(dāng)面對“八項規(guī)定”沖擊時，在職消費水平較高的東部地區(qū)受到的影響可能更大。為了平衡管理者總效用水平，東部地區(qū)上市公司管理者更有可能會利用內(nèi)部人交易行為進(jìn)行自我激勵?；诖?，本文提出如下假設(shè)。

H3：“八項規(guī)定”引發(fā)的內(nèi)部人交易獲利增加現(xiàn)象主要存在于東部地區(qū)上市公司樣本中。

三、研究設(shè)計

“八項規(guī)定”由中央政治局會議通過，是自上而下的政府干預(yù)政策，因此其具有外生性特征，借鑒辛宇等[17]、梅潔和葛楊[6]等的研究方法，文章采用雙重差分模型進(jìn)行實證檢驗。具體而言，由前文論述可知，“八項規(guī)定”的受眾方主要為國有企業(yè)高層管理人員，“八項規(guī)定”的實施實質(zhì)性地抑制了國有企業(yè)高層管理人員的在職消費水平。與此同時，與國有企業(yè)不同，民營企業(yè)不屬于“八項規(guī)定”的實施受眾，在事件發(fā)生前后，民營企業(yè)的薪酬水平、在職消費等并不受影響。基于此，本文將國有企業(yè)作為實驗組樣本，將民營企業(yè)作為對照組樣本?？紤]到“八項規(guī)定”出臺時間為2012年12月4日，其實施期間應(yīng)為2013年及之后年份；同時為了平衡年份因素，文章選取2010—2012年樣本為事件發(fā)生前樣本，選取2013—2015年樣本為事件發(fā)生后樣本。

(一)變量定義與模型設(shè)定

借鑒李琳和張敦力[18]、姚振曄和曹偉[19]等的研究，內(nèi)部人交易盈利能力的指標(biāo)選取買入并持有異?；貓驜HAR來衡量，窗口期限為3個月(66個交易日)，同時文章還采用6個月和12個月作為穩(wěn)健性檢驗的變更窗口。具體計算過程如下所示：

(1)

其中，Ri,t表示公司i在交易后t日的個股收益率，Rm,t表示公司i在交易后t日的市場回報率；窗口期限為66，穩(wěn)健性檢驗時分別取125和250；P表示高層管理者交易的具體方向，當(dāng)內(nèi)部人買入交易時，P賦值為1；當(dāng)內(nèi)部人賣出交易時，P賦值為-1。

借鑒姚振曄、曹偉[19]研究，本文實證模型如下所示：

BHAR=α0+α1POST×SOE+α2SOE+α3POST+∑Control+ε

(2)

回歸模型涉及的主要變量如下：

1.被解釋變量。被解釋變量為買入并持有超額回報BHAR，具體計算方法如上文所述。

2.解釋變量。事件標(biāo)識變量(POST)，如果樣本在“八項規(guī)定”發(fā)生之后，則POST賦值為1，否則為0；分組標(biāo)識變量(SOE)，如果內(nèi)部人交易為國有企業(yè)樣本，則SOE賦值為1，否則為0；交乘項(POST×SOE)為文章主要觀測變量，如果交乘項系數(shù)顯著為正，則表明“八項規(guī)定”實施后國有企業(yè)內(nèi)部人交易的獲利水平有所上升；如果交乘項系數(shù)顯著為負(fù)，則表明“八項規(guī)定”實施后國有企業(yè)內(nèi)部人交易的獲利水平有所下降。

3.控制變量。為控制其他變量的影響，本文選取如下控制變量：企業(yè)規(guī)模(LNTA)，取企業(yè)年末總資產(chǎn)的自然對數(shù)；托賓Q值(LNTQ)，取企業(yè)年末托賓Q值的自然對數(shù)；財務(wù)杠桿(LEVERAGE)，為企業(yè)總負(fù)債與企業(yè)總資產(chǎn)的比值；貝塔值(BETA)，為證券市場貝塔值；股權(quán)集中度(SHRCR1)，為第一大股東持股比例；赫芬達(dá)爾指數(shù)(HERFIN)，為企業(yè)前十大股東持股比例的平方和；上市年限(LIST)，為企業(yè)上市年限的自然對數(shù)；盈利能力(ROA)，為企業(yè)凈利潤與總資產(chǎn)的比值；兩職合一(TWO)，企業(yè)董事長和總經(jīng)理為同一人則賦值為1，否則為0；審計師事務(wù)所(BIG4)，企業(yè)由四大審計師事務(wù)所審計則賦值為1，否則為0；特別處理(ST)，企業(yè)股票被特殊處理則賦值為1，否則為0。此外，文章還控制了交易所、行業(yè)和年份等固定效應(yīng)。變量定義和說明詳見表1。

(二)樣本選取

本文內(nèi)部人交易數(shù)據(jù)樣本的時間范圍為2010年1月1日—2015年12月31日，來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫。參考曾慶生[20]等研究，選擇A股上市公司董事、監(jiān)事、高層管理人員及其親屬在二級市場上進(jìn)行股票交易買賣的樣本作為研究對象，剔除獨立董事及其親屬交易樣本。以公司日為單位，如果當(dāng)天既有內(nèi)部人賣出交易，也存在內(nèi)部人買入交易，則取兩者之差作為當(dāng)日總交易量，亦可反映當(dāng)日內(nèi)部人交易的方向。通過剔除交易后不足250個交易日、凈交易額為零、公司財務(wù)數(shù)據(jù)缺失等樣本后，文章最終得到4 027個公司—日觀測數(shù)據(jù)。文中所用股票交易數(shù)據(jù)、分析師預(yù)測數(shù)據(jù)、機(jī)構(gòu)投資者持股數(shù)據(jù)以及模型中控制變量相關(guān)數(shù)據(jù)同樣來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫。為了降低內(nèi)部人交易樣本中極端值的影響，本文對所有連續(xù)變量進(jìn)行了上下1%的Winsorize處理。

表1 主要變量的定義與說明

四、實證結(jié)果分析

(一)描述性統(tǒng)計

表2為主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，買入并持有超額回報BHAR的均值為0.01，表明內(nèi)部人交易總體獲得的買入并持有超額回報為正，說明內(nèi)部人具有一定的信息優(yōu)勢；標(biāo)準(zhǔn)差為0.21，表明因變量分布正常；最小值為-0.77，最大值為0.59，這說明雖然內(nèi)部人交易總體可以獲得正的超額回報，但仍存在差異，這也是文章進(jìn)行深入研究的初衷之一。

控制變量方面，SOE的均值為0.38，表明樣本中國有企業(yè)比例為38%。BIG4均值為0.12，表明樣本中有12%樣本由四大事務(wù)所審計。ROA的均值為0.05，TWO的均值為0.18，上述變量的分布均在合理范圍之內(nèi)。SHRCR1的均值為31.63，標(biāo)準(zhǔn)差為15.52，最小值和最大值分別為6.45和74.87，表明樣本中大股東持股比例最小為6.45%，最大為74.87%，這與現(xiàn)實情況基本相符。

(二)相關(guān)性分析

文章對主要變量進(jìn)行了Pearson相關(guān)系數(shù)檢驗。結(jié)果表明，BHAR與SOE的相關(guān)系數(shù)為0.11，表明兩者之間存在正相關(guān)關(guān)系。控制變量中，SHRCR1與HERFIN之間相關(guān)系數(shù)為0.96，表明第一大股東持股比例越高，企業(yè)赫芬達(dá)爾指數(shù)值越大，與現(xiàn)實情況較為相符。托賓Q值LNTQ與ROA的相關(guān)系數(shù)為0.43，表明企業(yè)收益率越高，市場對其估值越高，亦符合現(xiàn)實情形。其他控制變量間相關(guān)系數(shù)絕對值大多數(shù)在0.4以下，表明控制變量之間不存在嚴(yán)重的多重共線性。篇幅限制，相應(yīng)表格不再具體列示，如有需要可留存?zhèn)渌鳌?/p>

(三)“八項規(guī)定”與內(nèi)部人交易

表3的列(1)～(3)為檢驗假設(shè)1的實證回歸結(jié)果。列(1)是未加入主要自變量情況下的回歸結(jié)果；列(2)為在此基礎(chǔ)上加入SOE之后的回歸結(jié)果，SOE的回歸系數(shù)為0.040，并且在1%水平上顯著，表明在控制其他變量的情況下，國有企業(yè)內(nèi)部人交易的獲利程度要顯著高于非國有企業(yè)，一定程度上暗示國有企業(yè)內(nèi)部人交易行為未能得到有效的控制與監(jiān)管；列(3)為在列(2)基礎(chǔ)上加入交乘項等變量后的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)交乘項系數(shù)為0.043，并且在1%水平上顯著，表明在控制其他因素的情況下，“八項規(guī)定”的出臺使得國有企業(yè)內(nèi)部人交易的獲利程度顯著高于非國有企業(yè)。即“八項規(guī)定”的出臺雖然有效抑制了國有企業(yè)高管薪酬、在職消費等水平，但是相比民營企業(yè)，國有企業(yè)內(nèi)部人可能選擇利用內(nèi)部人交易的方式獲取超額收益。這一發(fā)現(xiàn)支持了假設(shè)1。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計

此外，從列(1)～(3)的回歸結(jié)果還可以發(fā)現(xiàn)，審計師事務(wù)所的回歸系數(shù)分別為-0.031、-0.033和-0.032，且均在5%水平上顯著，表明由四大審計師事務(wù)所審計的企業(yè)其內(nèi)部人交易超額回報顯著較低，暗示四大審計師事務(wù)所審計的企業(yè)其財報保密性較強(qiáng)，與現(xiàn)有研究結(jié)論較為一致。財務(wù)杠桿的回歸系數(shù)在三組回歸中分別為-0.096、-0.096和-0.095，且均在1%水平上顯著，可能的解釋是，企業(yè)財務(wù)杠桿越高意味著企業(yè)借款越多，需要向外部投資者尤其銀行等信貸機(jī)構(gòu)披露的公司私有信息越多，私有信息的對外披露意味著公司內(nèi)外部信息不對稱程度降低，進(jìn)而導(dǎo)致公司內(nèi)部人交易獲利程度降低。HERFIN的回歸系數(shù)均為負(fù)，且在1%水平上顯著，表明股權(quán)制衡程度越高公司內(nèi)部控制水平越高，公司內(nèi)部人交易的獲利能力越低。

(四)截面分析：企業(yè)性質(zhì)以及地區(qū)差異

表3的列(4)和列(5)為檢驗假設(shè)2的回歸結(jié)果。列(4)為地方國有企業(yè)與民營企業(yè)內(nèi)部人交易回歸結(jié)果的對比情況，在控制其他因素的情況下，交乘項系數(shù)為0.048，且在1%水平上顯著，表明相對于民營企業(yè)，“八項規(guī)定”的出臺顯著提升了地方國有企業(yè)內(nèi)部人交易的獲利能力；列(5)為民營企業(yè)與中央企業(yè)內(nèi)部人交易回歸結(jié)果的對比情況，這時交乘項系數(shù)為0.035，不顯著，表明相較民營企業(yè)，中央企業(yè)內(nèi)部人交易獲利程度未發(fā)生明顯改變。通過列(4)和列(5)的對比研究發(fā)現(xiàn)，文章主檢驗中的現(xiàn)象主要存在于民營企業(yè)和地方國有企業(yè)的對比樣本中，即“八項規(guī)定”出臺對國有企業(yè)內(nèi)部人交易的影響主要作用于地方國有企業(yè)，中央國有企業(yè)內(nèi)部人受到的影響較小，假設(shè)2得到了支持。

參考主檢驗的回歸模型，本文將內(nèi)部人交易樣本區(qū)分為東部地區(qū)和中西部地區(qū)兩個子樣本，以驗證假設(shè)3，相應(yīng)回歸結(jié)果參見表3的列(6)和列(7)。具體而言，列(6)為中西部地區(qū)上市公司的實證檢驗結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)交乘項系數(shù)為0.019，不顯著，表明“八項規(guī)定”促進(jìn)內(nèi)部人交易獲利能力的現(xiàn)象在中西部地區(qū)尚不明顯；列(7)為東部地區(qū)上市公司的實證檢驗結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)交乘項系數(shù)為0.043，且在5%水平上顯著，表明“八項規(guī)定”促進(jìn)內(nèi)部人交易獲利能力增強(qiáng)的現(xiàn)象在東部地區(qū)明顯存在；通過列(6)和列(7)的對比可知，假設(shè)3成立，即相較中西部地區(qū)上市公司，“八項規(guī)定”促進(jìn)內(nèi)部人交易獲利程度的現(xiàn)象主要存在于東部地區(qū)上市公司。

表3 “八項規(guī)定”與內(nèi)部人交易的回歸結(jié)果

注：*、**和***分別表示在10%、5%和1%水平上顯著；括號內(nèi)為T值。

五、進(jìn)一步分析：基于監(jiān)督的視角

上文分析表明，在“八項規(guī)定”執(zhí)行實施的大環(huán)境下，國有企業(yè)內(nèi)部人薪酬受到嚴(yán)格限制，在職消費水平亦被限定。在國有企業(yè)高管付出努力和企業(yè)業(yè)績一定的情況下，高管要求的回報理論上不會下降。為了滿足這一條件，高管可能會選擇通過內(nèi)部人交易的方式進(jìn)行自我激勵。那么，這是否意味著“八項規(guī)定”是無效的呢？本文的回答是否定的。任何政策的執(zhí)行均需要依托政府、市場以及法制機(jī)制等不同因素的配合，僅觀測總體情形并不一定意味著“八項規(guī)定”的失效或者無效。當(dāng)市場監(jiān)督或者法制機(jī)制有效時，“八項規(guī)定”帶來的內(nèi)部人交易行為的變化可能會被外部監(jiān)管者有效監(jiān)督，進(jìn)而被明顯抑制。此時，外部監(jiān)管因素的存在會促進(jìn)政策的執(zhí)行與實施，最終實現(xiàn)以最小的代價完成政策目標(biāo)。因此，本文進(jìn)一步研究市場中介機(jī)構(gòu)是否會發(fā)揮監(jiān)督職能，進(jìn)而有效促進(jìn)“八項規(guī)定”的執(zhí)行與實施。

對內(nèi)部人交易而言，在企業(yè)經(jīng)營狀況、股票流動性水平等基本穩(wěn)定的情況下，其收益主要取決于內(nèi)部人利用信息含量的大小。因此，對于任一固定內(nèi)部人交易，其獲利水平是一定的，此時內(nèi)部人交易的獲利大小主要取決于成本的大小。內(nèi)部人交易成本主要包含顯性成本和隱性成本兩部分。顯性成本是指因交易股票所發(fā)生的交易費用等，這一成本在短時間內(nèi)呈現(xiàn)較強(qiáng)的穩(wěn)定性。隱性成本是指內(nèi)部人交易被判定違規(guī)而帶來的潛在成本。在法律環(huán)境、企業(yè)信息環(huán)境恒定的情況下，這一成本的大小主要取決于市場投資者對其監(jiān)督程度的大小。市場投資者對內(nèi)部人交易的關(guān)注越多，潛在成本越高。因此，“八項規(guī)定”雖然會在一定程度上引發(fā)內(nèi)部人交易的上升，但如果市場投資者增加對其監(jiān)督，潛在成本理論上則會顯著提高。現(xiàn)有研究表明，分析師和機(jī)構(gòu)投資者不僅具備決策者的功能，監(jiān)督功能也是其重要的職能之一。為此，本文嘗試從分析師和機(jī)構(gòu)投資者的視角探究市場監(jiān)督機(jī)制在“八項規(guī)定”實施過程中的角色定位。

研究表明，分析師和機(jī)構(gòu)投資者在信息搜集和處理、緩解信息不對稱性等方面發(fā)揮著重要的作用。隨著分析師跟蹤或者機(jī)構(gòu)投資者持股的增加，兩種市場中介對特定股票的信息處理和傳遞程度會逐漸增強(qiáng)，進(jìn)而使得市場投資者更加關(guān)注和了解該公司。在其他條件一定的情況下，市場關(guān)注程度的增加意味著內(nèi)部人交易監(jiān)督程度的增強(qiáng)，進(jìn)而使得內(nèi)部人交易成本提升，內(nèi)部人交易的可能性下降。因此，本文預(yù)計較高的分析師跟蹤和較大的機(jī)構(gòu)投資者持股會通過監(jiān)督機(jī)制抑制“八項規(guī)定”帶來的內(nèi)部人交易的上升。與此同時，也有研究表明分析師和機(jī)構(gòu)投資者在利益的驅(qū)使下，會存在操縱市場、歪曲信息等行為。如果分析師和機(jī)構(gòu)投資者扮演的是合謀者角色，則會利用信息傳遞和持股優(yōu)勢幫助內(nèi)部人獲取更高收益。

綜上所述，如果分析師和機(jī)構(gòu)投資者充當(dāng)監(jiān)督者職能，則會發(fā)現(xiàn)較高分析師跟蹤和較大機(jī)構(gòu)投資者持股公司中“八項規(guī)定”帶來的內(nèi)部人交易獲利較低；如果分析師和機(jī)構(gòu)投資者充當(dāng)合謀者職能，則會發(fā)現(xiàn)較高分析師跟蹤和較大機(jī)構(gòu)投資者持股公司中“八項規(guī)定”帶來的內(nèi)部人交易獲利更大。為此，本文將實證檢驗了這一問題。

表4為分析師跟蹤對主檢驗影響的實證結(jié)果。列(1)和列(2)為根據(jù)分析師報告中位數(shù)進(jìn)行分組的子樣本實證結(jié)果：其中，列(1)為較低分析師報告組，交乘項系數(shù)為0.055，在1%水平上顯著，表明較低分析師報告樣本中內(nèi)部人交易獲利程度會顯著上升；列(2)為較高分析師報告組，交乘項系數(shù)為0.020，并不顯著，表明較高分析師報告組內(nèi)部人交易變化不明顯；通過列(1)和列(2)對比可知，“八項規(guī)定”提高內(nèi)部人交易獲利能力的現(xiàn)象主要集中于較低分析師報告組，一定程度上表明較高分析師跟蹤可能發(fā)揮了較好的監(jiān)督職能，抑制了內(nèi)部人交易獲利程度的上升，這與楊道廣等[21]的研究較為一致。

列(3)和列(4)為根據(jù)分析師跟蹤人數(shù)中位數(shù)進(jìn)行分組的子樣本回歸結(jié)果：列(3)為較少分析師跟蹤組，交乘項系數(shù)為0.055，在5%水平上顯著，表明在該樣本中內(nèi)部人交易獲利程度發(fā)生顯著上升；列(4)為較多分析師跟蹤組，交乘項系數(shù)為0.009，并不顯著，表明在該樣本中內(nèi)部人交易獲利程度未發(fā)生顯著變化；通過列(3)和列(4)對比可知，假設(shè)1發(fā)現(xiàn)的現(xiàn)象主要集中在較少分析師跟蹤組，表明分析師發(fā)揮了監(jiān)督職能，降低了內(nèi)部人獲利程度。綜上所述，分析師在“八項規(guī)定”引發(fā)內(nèi)部人交易獲利能力提高這一機(jī)制中扮演著監(jiān)督者的角色，即分析師跟蹤會增加內(nèi)部人交易的潛在成本，進(jìn)而降低“八項規(guī)定”所引發(fā)的內(nèi)部人交易的提升。

表4 “八項規(guī)定”與內(nèi)部人交易的回歸結(jié)果：分析師跟蹤的監(jiān)督效應(yīng)

注：*、**和***分別表示在10%、5%和1%水平上顯著；括號內(nèi)為T值。

表5為機(jī)構(gòu)投資者持股比例對假設(shè)1影響的實證檢驗結(jié)果。列(1)和列(2)為根據(jù)機(jī)構(gòu)投資者持股比例中位數(shù)進(jìn)行高低分組的子樣本檢驗結(jié)果：列(1)為低機(jī)構(gòu)投資者持股組，交乘項回歸系數(shù)為0.050，在5%水平上顯著，表明“八項規(guī)定”在該組中存在顯著作用；列(2)為高機(jī)構(gòu)投資者持股組，交乘項系數(shù)為0.073，在1%水平上顯著，表明“八項規(guī)定”在該組中仍然存作用；列(1)和列(2)的交乘項均顯著，且高機(jī)構(gòu)投資者持股組中交乘項系數(shù)更大，一定程度上表明機(jī)構(gòu)投資者在“八項規(guī)定”影響內(nèi)部人交易的機(jī)制中未發(fā)揮明顯的監(jiān)督作用，甚至可能存在一定的合謀現(xiàn)象。這一發(fā)現(xiàn)與目前部分文獻(xiàn)的研究結(jié)論一致，即公司內(nèi)部人可能與機(jī)構(gòu)投資者合謀，進(jìn)而通過擇時交易等方式獲取較高的超額收益。

此外，研究表明機(jī)構(gòu)投資者可能由于自身性質(zhì)和目標(biāo)的不同而存在異質(zhì)性，不同的機(jī)構(gòu)投資者可能在同一機(jī)制中扮演截然不同的角色[22-24]。為此，本文進(jìn)一步探究了證券投資基金、合格境外投資者在上述機(jī)制中是否存在差異。列(3)和列(4)為根據(jù)證券投資者基金持股中位數(shù)進(jìn)行分組的子樣本檢驗結(jié)果：列(3)為低基金持股樣本組，交乘項系數(shù)為-0.003，不顯著，表明在該組中內(nèi)部人交易未發(fā)生明顯變化；列(4)為較高基金持股組，交乘項系數(shù)為0.093，在1%水平上顯著，表明該組中內(nèi)部人交易在“八項規(guī)定”之后發(fā)生了顯著提高；通過列(3)和列(4)對比可知，“八項規(guī)定”促進(jìn)內(nèi)部人交易的現(xiàn)象主要存在于高證券投資基金組，這一發(fā)現(xiàn)與列(1)和列(2)的對比發(fā)現(xiàn)一致，表明證券投資基金可能未充當(dāng)市場監(jiān)督者的角色，反而與公司內(nèi)部人存在合謀的可能。

表5 “八項規(guī)定”與內(nèi)部人交易的回歸結(jié)果：機(jī)構(gòu)投資者監(jiān)督效應(yīng)

注：*、**和***分別表示在10%、5%和1%水平上顯著；括號內(nèi)為T值。

列(5)和列(6)為根據(jù)合格的境外投資者QFII持股中位數(shù)分組的子樣本檢驗結(jié)果：列(5)為較低QFII持股組，交乘項系數(shù)為0.044，在1%水平上顯著，表明該組中內(nèi)部人交易獲利程度顯著上升；列(6)為較高QFII持股組，交乘項系數(shù)為0.017，不顯著，表明該組中內(nèi)部人交易獲利程度未發(fā)生顯著變化；通過列(5)和列(6)對比可知，“八項規(guī)定”促進(jìn)內(nèi)部人交易的現(xiàn)象主要存在于較低QFII持股組，表明合格的境外投資者持股越多，越能夠發(fā)揮市場監(jiān)督職能，進(jìn)而抑制內(nèi)部人交易獲利能力的提升。這一發(fā)現(xiàn)與部分文獻(xiàn)的研究結(jié)論較為一致，即合格的境外投資者具有較強(qiáng)的監(jiān)督能力，會發(fā)揮較高的公司治理功能。

綜上可知，機(jī)構(gòu)投資者對內(nèi)部人交易的影響存在異質(zhì)性：證券投資基金可能充當(dāng)合謀者的角色，進(jìn)而使得“八項規(guī)定”帶來的內(nèi)部人交易獲利能力上升更為顯著；合格的境外投資者在上述機(jī)制中扮演著監(jiān)督者角色，能夠抑制“八項規(guī)定”帶來的內(nèi)部人交易獲利能力的上升。

六、穩(wěn)健性檢驗

(一)改變因變量的衡量方法

本文選取買入或者賣出后三個月(66個交易日)時間窗口下的買入并持有超額回報BHAR作為因變量。但有研究表明，買入并持有超額回報的大小可能受到時間窗口長短差異的影響。同時，內(nèi)部人交易獲利能力也存在不同時間窗口下的差別。為保證假設(shè)1的穩(wěn)健性，參考李琳、張敦力[18]的研究，本文進(jìn)一步變換了時間窗口的長短，分別采用半年期(125個交易日)和一年期(250個交易日)的時間窗口進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗。實證結(jié)果如表6列(1)和列(2)所示，在變更時間窗口后研究假設(shè)仍成立，且隨著時間窗口的增大，結(jié)論更為穩(wěn)健。

表6 穩(wěn)健性檢驗的回歸結(jié)果

注：*、**和***分別表示在10%、5%和1%水平上顯著；括號內(nèi)為T值。

(二)剔除特殊樣本

考慮到部分樣本企業(yè)財務(wù)信息的特殊性，本文將剔除這部分樣本進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。本文主檢驗樣本包含4 027個公司年內(nèi)部人交易數(shù)據(jù)，其中存在54個特殊樣本，剩余3 973個公司年樣本數(shù)據(jù)，具體回歸結(jié)果參見表6的列(3)?？傮w而言，在剔除特殊處理樣本之后，文章主檢驗的結(jié)論仍舊成立。

(三)剔除金融行業(yè)樣本

考慮到金融行業(yè)的特殊性，文章嘗試剔除金融行業(yè)樣本進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。在原有4 027個公司年觀測值的基礎(chǔ)上，本文剔除了105個金融行業(yè)公司年樣本，對剩余3 922個公司年數(shù)據(jù)進(jìn)行實證檢驗，相應(yīng)回歸結(jié)果見表6的列(4)。結(jié)果表明，在剔除金融行業(yè)樣本后主要結(jié)論仍舊存在，表明本文的結(jié)論具有一定的穩(wěn)健性。

(四)聚類分析和異方差調(diào)整

此外，本文還嘗試對主檢驗進(jìn)行公司的聚類分析；同時，考慮到可能存在的異方差問題，還報告了經(jīng)異方差調(diào)整的Robust回歸結(jié)果。具體的回歸結(jié)果參見表6的列(5)。總體而言，文章的主要結(jié)論在進(jìn)行聚類分析和調(diào)整異方差處理后仍舊存在，這一發(fā)現(xiàn)與前述結(jié)論一致。

(五)考慮內(nèi)部人交易買賣性質(zhì)與交易金額的影響

相關(guān)研究表明，內(nèi)部人交易的買入行為與賣出行為存在一定的差異。相較買入行為，賣出行為可能會向市場傳遞更多的負(fù)面消息。風(fēng)險厭惡理論表明，相較好消息，壞消息對投資者的影響會更大。因此，對內(nèi)部人而言，內(nèi)部人賣出行為的潛在風(fēng)險可能會更大，即內(nèi)部人自我激勵行為的發(fā)生更可能存在于內(nèi)部人買入樣本?；诖耍疚膰L試進(jìn)一步探討買入樣本和賣出樣本之間的差異。同時，對既定一筆內(nèi)部人交易行為而言，其獲利的程度不僅取決于買入并持有超額回報，交易自身的股價、交易數(shù)量等因素都會影響該筆獲利的程度。為了進(jìn)一步完善研究，充分考慮內(nèi)部人交易特征的影響，本文嘗試按照交易金額進(jìn)行分組，以探究上述機(jī)制的差異性。具體而言，當(dāng)交易金額較大時，外部投資者關(guān)注會更大，監(jiān)管層等亦會增強(qiáng)監(jiān)督力度，導(dǎo)致相應(yīng)交易風(fēng)險加大。因此，可以預(yù)期本文主檢驗的發(fā)現(xiàn)，主要存在于交易額較小的組中。

回歸結(jié)果如表7所示，列(1)和列(2)列示的是買入樣本和賣出樣本的回歸結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，本文的研究發(fā)現(xiàn)在買入和賣出樣本中不存在差異。列(3)和列(4)列示的是根據(jù)交易額大小進(jìn)行分組的子樣本結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)研究發(fā)現(xiàn)主要存在于較低交易額組中。

(六)安慰劑檢驗與PSM檢驗

為進(jìn)一步驗證共同趨勢假設(shè)，本文還利用安慰劑檢驗進(jìn)行了實證回歸，具體回歸結(jié)果如表7所示。可以看到，列(5)表示2010—2011年為事件發(fā)生前期，2012年為事件發(fā)生后期的回歸結(jié)果；列(6)表示2010年為事件發(fā)生前期，2011—2012年為事件發(fā)生后期的回歸結(jié)果。兩組回歸結(jié)果表明，在事件發(fā)生之前，實驗組與對照組符合共同趨勢假設(shè)。

表7 交易特征、安慰劑檢驗和PSM檢驗的回歸結(jié)果

注：*、**和***分別表示系數(shù)在10%、5%和1%水平上顯著；括號內(nèi)為T值。

與此同時，為了進(jìn)一步保證樣本的平衡性，本文嘗試進(jìn)行PSM配對，再進(jìn)行回歸分析。具體而言，針對每一條國有企業(yè)內(nèi)部人交易樣本，利用資產(chǎn)規(guī)模、財務(wù)杠桿以及盈利能力等變量，在同一年度選取不重復(fù)的一條民營企業(yè)內(nèi)部人交易與其配對。列(7)為配對之后的實證回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)文章的主要發(fā)現(xiàn)仍然存在。

七、研究結(jié)論與啟示

(一)研究結(jié)論

“八項規(guī)定”的出臺實質(zhì)性地影響了國有企業(yè)管理層激勵情況。相比于民營企業(yè)，國有企業(yè)在“八項規(guī)定”實施之后超額在職消費程度顯著降低。在企業(yè)業(yè)績及其環(huán)境不變的情況下，公司管理者付出努力需要對應(yīng)的收益是一定的。而對于本文，在薪酬和政治晉升穩(wěn)定、在職消費顯著抑制的情況下，國有企業(yè)內(nèi)部人是否有動機(jī)利用其信息優(yōu)勢進(jìn)行內(nèi)部人交易來彌補(bǔ)收益對價便成為主要研究問題。本文運用2010—2015年我國A股上市公司內(nèi)部人交易數(shù)據(jù)，利用雙重差分模型研究發(fā)現(xiàn)：(1)相較于民營企業(yè)，國有企業(yè)高層管理人員內(nèi)部人交易行為在“八項規(guī)定”后會獲得更高的超額收益，一定程度上表明內(nèi)部人交易行為作為自我激勵手段彌補(bǔ)了在職消費水平的降低；(2)分組檢驗發(fā)現(xiàn)，企業(yè)性質(zhì)與地區(qū)因素會影響上述研究問題的存在，具體表現(xiàn)為上述現(xiàn)象存在于地方國有企業(yè)樣本和東部地區(qū)國有企業(yè)樣本中；(3)進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，分析師跟蹤和合格的境外投資者持股作為市場監(jiān)督者會有效緩解“八項規(guī)定”引發(fā)的內(nèi)部人交易獲利上升的現(xiàn)象，具體表現(xiàn)為較高程度的分析師跟蹤和合格境外投資者持股企業(yè)中研究假設(shè)的現(xiàn)象顯著降低，表明市場監(jiān)督機(jī)制對政策執(zhí)行起到了輔助作用。

(二)研究啟示

本文的研究不僅發(fā)現(xiàn)了“八項規(guī)定”影響國有企業(yè)管理層內(nèi)部人交易行為的證據(jù)，同時還發(fā)現(xiàn)分析師跟蹤、合格境外投資者作為市場監(jiān)督者會一定程度上抑制這一行為的發(fā)生?？赡艿膯⑹净蚪ㄗh在于：一是拓展了國有企業(yè)高管激勵分析框架。現(xiàn)有對國有企業(yè)高管激勵的研究主要集中于高管薪酬、在職消費、政治晉升等領(lǐng)域，本文通過“八項規(guī)定”這一外生事件一定程度上發(fā)現(xiàn)了內(nèi)部人交易作為國有企業(yè)高管自我激勵方式的證據(jù)，對現(xiàn)有研究進(jìn)行了一定的拓展。二是為監(jiān)管部門監(jiān)管內(nèi)部人交易提供了一定的借鑒。本文一定程度上給出了“八項規(guī)定”帶來的潛在成本的證據(jù)，有利于監(jiān)管部門對類似環(huán)節(jié)加強(qiáng)監(jiān)督與管理，維護(hù)證券市場公平與穩(wěn)定。三是提供了宏觀政策與市場因素交互影響的證據(jù)。文章關(guān)于證券分析師、機(jī)構(gòu)投資者在抑制內(nèi)部人交易過程中的證據(jù)一定程度上可以理解為市場監(jiān)督機(jī)制對政策因素的適應(yīng)與調(diào)整，也為證券市場的有效運行提供了借鑒。

本文的研究不僅嘗試尋找“八項規(guī)定”對內(nèi)部人交易影響的證據(jù)，更是探尋內(nèi)部人交易作為自我激勵一種方式的潛在可能，但是未能給出完整的系統(tǒng)性邏輯框架，這有待于后續(xù)研究的持續(xù)跟進(jìn)。與此同時，中國制度背景下內(nèi)部人交易究竟處于何種地位，以及如何有效控制內(nèi)部人交易的過度利用或許是未來的研究方向。