控制權轉移中的內幕交易者收益研究

岳寶宏，孫 健

(1.北京信息科技大學 經濟管理學院，北京 100085;2.中央財經大學 會計學院，北京 100081)

一、引 言

控制權市場作為公司治理的外部治理機制，一直被認為對于提升上市公司經營業績、促進產業升級換代、替換不合格的經理人方面有重要作用，然而，控制權市場仍存在著許多問題，其中之一表現為宣告日之前的信息泄露。控制權轉移尚在醞釀時，股價即開始啟動，在控制權轉移信息出臺前，股價迅速上升，待控制權轉移信息正式公告后，股價迅速回落。這一現象表明，我國上市公司控制權轉移中存在明顯的信息泄露和內幕交易痕跡。國內學者對于控制權轉移市場反應的研究很多，集中關注點在于控制權轉移的效果，從原控股股東的角度和從主并公司的角度分析轉移的財富效應。對控制權轉移中內幕交易行為的研究中，大多數集中在甄別控制權轉移中內幕交易的存在上，對其中的內幕交易行為的價格敏感期的研究較少，也沒有內幕交易者收益狀況的研究。而這些都是對內幕交易行為進行有效監管所必須解決的問題。

二、文獻回顧和假設提出

對內幕交易行為的監管和懲罰不可回避的一個問題就是對內幕交易者收益的衡量。然而，由于內幕交易行為十分隱蔽，準確衡量內幕交易者的收益十分困難。國外研究者采用各種方法來解決這一問題。

1.根據內部人提供的交易報告研究內幕交易及內幕交易者的收益率

美國證券交易委員會 (SEC)要求公司內部人在買賣公司股票同時要定期提供交易報告，包括交易方向、交易頭寸等。Seyhun利用公司內部人提供的合法交易報告，考察了1975—1981年間大約60 000個內部人的買入和賣出交易數據，研究發現:公司內部人能夠在股價的超常上升之前買入，超常下跌之前賣出;不同的內部人獲得的信息質量是不一樣的，董事長和總經理這樣的高層憑借更有價值的信息能夠獲得更高的超額回報;因為買賣差價上升的影響，扣除交易成本后內部人獲得的平均超額收益小，跟風的外部人也不能獲得明顯的超額收益［2］。Bettis和Vickrey對NYSE和AMEX公司中那些交易量很大，內部人級別很高的內幕交易進行考察，發現扣除交易成本后跟風者也能獲得顯著的超額收益［3］。Fidrmuc等利用英國的數據研究了內幕交易之后的市場反應與公司所有權集中度的關系，認為董事的持股比例及外部股東的持股比例均會影響之后市場的超額收益狀況;美國和英國內幕交易報告制度有顯著差別，英國較短的交易報告速度可以部分地解釋該國較高的跟風者超額收益水平［4］。Betzer和 Theissen對 2002—2004 年發生在德國的2 522件內部人交易進行研究發現，內部人的內幕交易活動能夠得到顯著的超額收益;股權分散公司的內部人賣方交易的超額收益最高;公司內部人之間存在的信息不對稱不對其超額收益有顯著影響;盈余宣告導致的內幕交易所帶來的市場反應最強烈［5］。Dymke和 Walter同樣調查了德國市場的內幕交易狀況，但結論與Betzer和Theissen不同，他認為不同的內部人(高管、董事和其他內部人)對內幕消息的利用程度不同，而且高管的超額收益明顯低于董事;在內幕交易后的20天內買入者的超額收益率達到 3.76%［6］。

內部人交易報告的數據容易取得，也容易區分內部人的買入、賣出交易和交易時點，但是內部人基于內部信息的非法交易是不會反映在報告中的，以此確定的研究結論的說服力有限。

2.根據內幕交易犯罪案例研究內幕交易及內幕交易者的收益率

Meulbroek指出利用公司內部人提供的合法交易報告進行研究得出的結論不具有真實性，原因是內部人在報告時將隱瞞任何違法行為［7］。他利用1979—1989年間的183起內幕交易犯罪案例，研究了內幕交易如何影響價格，證明了內幕交易立即導致價格發生變化并引起市場對價格的發現，內幕交易日的平均超額收益率達3%。Cornell和 Sirri，Chakravarty和 McConnell分別對1982年和1984年兩起兼并事件中的非法內幕交易行為進行具體分析和檢驗，得出和Meulbroek一致的結論［8－9］。這種研究思路的數據可靠，然而，如Chakravarty和McConnells所質疑的，僅僅因為內部人的買入交易和股票價格上漲之間明顯的相關關系就得出內幕交易導致迅速的價格發現的結論是不嚴格的［10］。他們認為應該區分內部人交易和非內部人交易，并把非內部人的交易分為買入和賣出兩部分，檢驗內部人的買入量和股票價格上漲量之間的相關系數是否明顯不同于非內部人的買入量和股票價格上漲量之間的相關系數。

3.采用間接方法確定內幕交易者收益率

Bris［1］利用 1990—1999 年間發生在 56 個國家的5 000多個并購事件，內部人以現行價格購買，持有至收購公告日的假定下研究并購信息宣告前內幕交易者的行為及收益率，提出內幕交易法的實施會增加內幕交易者的利潤，但內幕交易者的利潤和監管的強度負相關的觀點。Bris研究內幕交易人的收益率不是基于內部人的交易報告和犯罪案例而是非直接的變量，因為交易報告或犯罪案例的獲取僅在美國等內幕交易法律規范的國家可行，對于他所研究的其他國家無從獲取，因此該方法對于研究我國證券市場上的內幕交易行為有借鑒意義。

Minenna提出的PPD方法是另一種確定內幕交易者收益率的間接方法［11］。該方法假設第 t期股票價格服從幾何布朗運動 (GBM)，內部人在估計期內計算μ和σ并建立股票頭寸。由于不同的內部人 (如第一內部人和第二內部人)獲取內幕信息的時間及掌握的內幕信息程度不一樣，因此不同內部人的估計期不同，這樣，PPD方法就可以測算不同內部人的超額收益。PPD方法的主要作用是用來確定內部人在信息公告后還持有股票的非法所得。在實際經濟生活中，有的內部人在信息公告之前或公告日當天就出貨了結。對于這種情況，PPD方法則不能發揮作用。另外，從筆者先前對于控制權轉移的短期市場反應的研究情況［12］看，公告后股價調整的幅度有限，運用此方法無法準確評價內幕交易情況。

國內研究內幕交易及監管的相關文獻很多，少有涉及內幕交易者收益的文獻，至于如何結合我國特定的監管背景確定控制權轉移中內幕交易者收益并進行影響因素分析，目前的研究更為少見。

控制權轉移過程中內幕交易者的收益率即擁有內幕消息的人利用控制權轉移這個利好信息低價買入，在信息披露后 (也可能在信息披露前或當天)高價賣出而獲得的超額收益率。依據前面文獻回顧的線索，如果研究的數據來自內部人提供的交易報告或查獲的內幕交易犯罪案例，研究者容易得到內部人的賣入和賣出時間及交易量數據，自然比較容易計算其獲得的超額收益。但是我國不存在內部人的交易報告，查獲的內幕交易犯罪案例少，而大量的內幕交易是未被查出的，對現有犯罪案例進行研究的結論未必具有足夠的代表性。因此，本文借鑒Bris以間接的方法衡量控制權轉移中的內幕交易者收益。

Bris的計算模型假設前提是投資人對于即將發生的重要事件的信息掌握是不充分的，他們在獲得消息后買入，在公告后迅速賣出。其內幕交易利潤測算模型如下:

Voli和σVOL分別代表清潔窗口內交易量的均值和標準差 (選宣告日前140天到前61天期間的交易量資料)。Bi代表宣告日的股價，Pi0代表宣告日前140天到前61天期間的平均股價。Pit為第t日的實際股價。Ni代表目標公司的總股數，Qi代表買方公司欲收購的比例，計算Hi可以采用不同的時期，比如Bris分別選了T=30和T=60兩個不同時點，累計到宣告前5天 (假定盡管此時未公告信息但信息已經開始在投資者中傳播)。

上述公式也可以表示為:

也就是說，一定時期的內幕交易利潤等于超額交易量乘以超額收益 (價格)，其中，Hi代表在全部的并購收益 (相對于并購宣告前60天的股價)中被知情的內部人所獲取的收益率。

另外，本文采用線性回歸模型來考察中國上市公司控制權轉移中內幕交易者收益的影響因素，即

其中，R為控制權轉移過程中內幕交易者的收益率，Xi為影響內幕交易者收益高低的變量，α、β等為回歸系數，ε為殘差。

Xi從目標公司市場特征、公司治理水平和控制權轉移特征三個方面進行選擇:

(1)目標公司市場特征與內幕交易者收益。規模越大的公司，越容易為市場關注，信息不對稱程度越低，內部人利用內幕信息獲利的可能性越小，從而內幕交易者收益率越小。Seyhun和Dymke發現公司的規模和內幕交易者收益率顯著負相關。所以本文提出假設H1a:

H1a上市公司的規模越小，內幕交易者收益越高。

根據EMH假設，資本資產定價模型解釋了投資回報與風險之間的相互關系。Sharpe－Lintner－Black 模型［13－15］認為一支股票的風險完全由它與市場證券組合的β系數所描述。股票β系數表示了股票的風險程度，β系數高，該股的波動性和風險都大。在控制權轉移過程中，如果公司的β系數越高，股票價格的波動程度也就越高，內幕交易人獲利的可能性越大，獲利程度可能更高。為此，本文提出假設H1b:

H1b上市公司的β系數越高，內幕交易者收益越高。

公司的財務指標是上市公司各方面能力的全面反映，是股票價格的基礎，是投資者得以判斷公司投資價值的重要依據。在控制權轉移事件中，上市公司的財務指標越好，現金流越充裕，這樣的轉移事件越容易受到市場的追捧，在其它情況不變的條件下，我們預期控制權轉移前一年的凈資產收益率越高，內幕交易者的收益越高。為此本文提出假設H1c:

H1c控制權轉移前一年的凈資產收益率越高，內幕交易者的收益越高。

(2)公司治理水平與內幕交易者收益。公司治理水平體現在公司的股權結構、管理層激勵等多方面。作為一種重要的治理機制，大股東集中持股有利于降低代理成本，增加公司價值。但是，大股東的監督成本需要得到補償，否則他們不會積極監督代理人。由于大股東容易接觸到內幕信息，因此內幕交易收益就成為大股東獲得補償的一種可能途徑。唐雪松和馬如靜認為內幕交易是控制權轉移中原控股股東的一種重要補償機制［16］。因此，大股東持股比例越高，他們越有動力去追逐內幕交易收益，以補償其付出的監督成本。

此外，公司治理水平會影響公司內部人與市場之間的信息不對稱程度，這種信息不對稱性和內幕交易者收益緊密相關。王躍堂等研究發現，股權缺乏制衡的公司信息披露質量較差，從而加大了信息不對稱程度［17］。信息不對稱程度越高，內幕交易者的收益越高。李心丹等認為治理水平高的公司信息披露充分及時，披露質量較好，從而能阻礙內幕交易的發生，較能弱化內幕主體的行為傾向［18］。Theissen和Betzer對于德國市場的研究發現股權分散公司的內部人進行內幕交易的超額收益最高，內部人買入交易后20天的累積超額收益為5.79%，賣出后市場的累積超額收益為負，達到－5.40%［19］。

公司的管理層特別是決策層掌握著公司的內部信息，如果激勵設置不當，加之外部監管不足，則他們很容易進行內幕交易，且他們獲得的收益率也更高。在我國，股權激勵不是十分普遍，高管持股情況的披露也不充分，盡管證監會要求上市公司董監事、高管人員持有本公司股份在發生變動時，應及時向上市公司報告，上市公司在接到報告后兩個工作日內報證監會備案并在交易所網站進行披露，但是相關的披露仍然不充分，有很多上市公司高管少披露或者不披露，從而導致高管人員股權激勵不足，且可能誘發其進行內幕交易。

據此，提出以下假設:

根據張靜先生的分類，從形式角度可以將動詞AABB重疊式分為兩類:“有的是‘AB’的擴展式……有的是‘AA+BB’。”①參照張靜先生的分類標準，我們將東北方言AABB重疊式分為AB擴展式和“AA+BB”式。

H2a第一大股東持股比例高的公司內幕交易者收益越高。

H2b股權制衡程度的提高有助于降低內幕交易者收益率。

H2c高管人員的持股比例對內幕交易者收益有顯著影響。

(3)控制權轉移特征與內幕交易者收益。控制權轉移過程中不同的交易方式、轉讓前后的股份性質、賣方在轉讓前后的交易狀態等帶來的市場反應的差別直接影響內幕交易者的收益。控制權轉移有現金、資產置換、無償劃撥、資產托管、以股權抵償債務、通過二級市場收購等方式，無償劃撥可以看作是行政主導的轉讓，是控股權變化的非市場化方式，二級市場收購和協議轉讓是市場化的轉讓方式。但市場化的不同方式之間還存在著一些差別，那些凡是收購方主動，目的是為了戰略發展、買殼上市和投資的，全部是現金交易，而只有被并購方為擺脫困境，主動尋求被并購的才會有資產置換等其它形式。可見，現金交易作為市場化的交易方式，意味著對并購雙方都有利，會帶來更強烈的市場反應和內部人的投機熱情，應該有較高的收益。為此本文提出假設H3a

H3a現金交易的轉移中內幕交易者的收益率高于資產置換、無償劃撥和以股權抵償債務等方式。

控制權轉移后賣方如仍持有該公司股份，說明賣方轉讓股份的目的是公司的長遠發展，而不是短期的套現獲利，內部人和外部人都將對這類事件給予積極評價，它們更會帶來強烈的市場反應和跟風者強烈的投機熱情，為內部人帶來更高的超額收益。為此本文提出假設H3b

H3b控制權轉移后賣方仍持有原公司股份的轉移事件中內幕交易者的收益高于轉讓后賣方不持有原公司股份的轉移事件。

表1 相關變量定義

三、內幕交易者收益的衡量

為了使研究結論更加穩健，本文對Bris［1］計算模型中的計算分別采用以下三種方法:

從而分別得到HII、HI及H三個反映控制權轉移中內幕交易者收益率的指標，其中HII的數據值最小，最為保守。在時點選擇上，同時選用T=30和T=60兩個不同時點，累計到宣告前1天，即選取 (－30，－1)和 (－60，－1)兩個窗口研究內幕交易者的收益狀況。

本文將控制權轉移界定為第一大股東發生變更，而且新的第一大股東擁有的上市公司的股權超過30%，選取2001—2009年間發生股權協議轉讓的上市公司，具體的樣本選擇條件如下:

(1)第一大股東發生變更，新進入的第一大股東控制的股權超過30%;

(2)最終協議轉讓成功;

(3)剔除金融類上市公司;

(4)控制權轉移首次宣告日前后一年內無并購事件宣告;

(5)由于需要研究短期市場反應，剔除在宣告日前后60天有股利分配、盈利宣告、股權分置改革方案宣告等事件的樣本。

控制權轉移事件選自CCERDATA數據庫，并通過大智慧交易系統中的“公司大事”和“重要事項”逐一進行核對，將首次宣告日作為控制權轉移的事件日，其他所需的研究數據均來自CCERDATA。共得到樣本316個。分別計算這些樣本在 (－30，－1)和 (－60，－1)兩個窗口內幕交易者的收益率 HII、HI及H，具體數據如表2所示。

表2 不同時間窗口內幕交易者收益率

在表2中，HII(－60，－1)代表在 (－60，－1)窗口的HII數值，HI(－60，－1)代表在(－60，－1)窗口的HI數值，H(－60，－1)代表在 (－60，－1)窗口的H數值;HII(－30，－1)代表在 (－30，－1)窗口的 HII數值，HI(－30，－1)代表在 (－30，－1)窗口的 HI數值，H(－30，－1)代表在 (－30，－1)窗口的H的數值。表2中，內幕交易者的收益率有正有負，最大值達12.09，最小值為－10.87。如前文所述，三個指標中，HII最為保守，因此得到的內幕交易者收益率也最小，而H衡量的內幕交易者收益率最大。

從表3可以看出，內幕交易者收益率的獲取在 (－60，－1)的時間段較高，平均收益率為4.8%，(－30，－1)窗口內幕交易者的收益率較小，約為1.9%;從 (－30，－1)和 (－60，－1)窗口內幕交易者的平均收益率對比結果看，公告前30天內幕交易者的收益占公告前60天內平均收益的42.3%。我們的數據結果和Bris對于中國的研究結果有很大差異［1］，原因大概有如下幾方面:一是Bris的樣本太少，盡管Bris用了5 000多個樣本，但對于中國的研究只采用了5個樣本，即發生在1990—1999年間的5起要約收購事件;二是事件的時間差異，中國的20世紀90年代和2000年以后的并購頻率和并購的市場反應差別很大;三是事件類型的差異，Bris分析的是敵意并購事件［1］，和協議并購為主的控制權轉移顯著不同。

表3 不同時間窗口內幕交易者收益率比較

四、內幕交易者收益的影響因素分析

內幕交易者收益影響因素分析所涉及的相關變量描述性統計如表4所示。

表4 變量描述性統計

從描述性統計結果來看，樣本公司控股股東平均持股比例為35，最高達83，而第一大股東持股比例平均是第二大股東持股比例的13倍之多，可見控股股東“一股獨大”的現象在樣本公司中比較明顯。高管持股比例平均僅有1，中位數也只有1%，高管的股權激勵難以發揮作用。從交易方式來看，58%的樣本公司采用了現金交易，而約31%的公司在控制權轉移后，原控股股東仍然持有公司股份。此外，表4中各變量內部不存在奇異值。

出于穩健性的考慮，我們考察了 (－60，－1)和 (－30，－1)兩個窗口，計算HII、HI及H三個不同的因變量。為此我們建立回歸模型(1)、(2)、(3)、(4)、(5)、(6):

考慮到變量SHARE與變量INDEX_Z的相關性，我們將二者分別放入模型，回歸結果如表5和表6所示。

表5 回歸結果 (加入SHARE)

表6 回歸結果 (加入INDEX_Z)

從回歸結果中看，公司的規模和內幕交易者收益率顯著負相關，HII、HI及H與規模的回歸系數均通過5%水平的顯著性檢驗，表明公司的規模越小，內幕交易者的收益越高，與Seyhun［2］、Dymke［6］的研究結論一致，與假設H1a相符;上市公司的β系數對內幕交易者收益的影響不顯著，不支持假設H1b;控制權轉移前一年的凈資產收益率和內幕交易者收益顯著正相關，即前一年的盈利狀況越好，隨之發生的轉移事件更容易受到市場的追捧，內幕交易者的收益更高，這和假設H1c相符。在目標公司市場特征變量中，規模及控制權轉移前一年的凈資產收益率與內幕交易者收益的關系是顯著的，即公司越小，內幕交易者收益越高，控制權轉移前一年的盈利狀況越好，內幕交易者收益越高。

公司治理水平方面，第一大股東的持股比例和內幕交易者收益顯著正相關，股權制衡程度與內幕交易者收益顯著負相關，表明大股東的持股比例越高，股權越集中，內幕交易者的收益越高，這與王躍堂等［17］的研究結論一致，從而驗證了假設H2a和H2b。

由于我國的股權激勵剛剛開始，高管持股不是很多，因此未發現高管持股比例會顯著影響內幕交易者的收益，可能的原因在于:高管持股數量較少，不能起到激勵作用，但由于有披露要求，高管即使掌握內幕信息，也不會通過披露的所持股份進行內幕交易，從而未發現持股比例與內幕交易者收益率之間的顯著關系，研究結果不支持假設H2c。

在控制權轉移特征方面，轉移的交易方式對內幕交易者收益的影響顯著，即現金交易的轉移中內幕交易者的收益顯著高于資產置換、無償劃撥和以股權抵償債務等方式，結果支持假設H3a。控制權轉移后賣方仍持有該公司股份的轉移事件中內幕交易者的收益顯著高于轉讓后賣方不持有該公司股份的轉移事件，說明內部人和外部人 (跟風者)都對該類事件給予積極評價，市場反應強烈，內部人獲得更高的超額收益，支持假設H3b。

五、結 論

本文首先對研究內幕交易者收益的相關文獻進行梳理，同時借鑒Bris以間接方法研究了我國2001—2009年間的控制權轉移事件中內幕交易者的收益率。研究發現，控制權轉移中的內幕交易者收益有正有負，最大值達12.09，最小值為－10.87。內幕交易者收益率的獲取在 (－60，－1)的時間段較高，平均收益率為4.8%，(－30，－1)窗口內幕交易者的收益率較小，約為1.9%;從 (－30，－1)和 (－60，－1)窗口內幕交易者平均收益對比結果看，公告前30天內幕交易者的收益占公告前60天內收益的42.3%。這說明控制權轉移事件中內幕交易者收益的獲取空間更集中于 ［－60，－30］的時間段，該時期的投機收益可能遠高于公告前一個月。相應的，監管者的關注重點應放在公告前2個月至1個月的時期。

另外，本文采用回歸模型的方式研究控制權轉移中內幕交易者收益的影響因素，研究發現:公司的規模和內幕交易者收益率顯著負相關，公司的規模越小，內幕交易者的收益越高;控制權轉移前一年的盈利狀況越好，隨之發生的轉移事件更容易受到市場的追捧，內幕交易者的收益更高;第一大股東的持股比例和內幕交易者收益顯著正相關，股權制衡程度與內幕交易者收益顯著負相關，即大股東的持股比例越高，股權越集中，內幕交易者的收益越高。另外，現金交易的轉移中內幕交易者的收益顯著高于資產置換、無償劃撥和以股權抵償債務等方式;控制權轉移后賣方仍持有公司股份的轉移事件中內幕交易者的收益顯著高于轉讓后賣方不持有公司股份的轉移事件。

希望上述研究能為投資者了解我國控制權轉移事件的內幕交易狀況提供借鑒，期待監管層對于小規模、盈利水平高但股權集中的公司加強收益監管的力度，同時關注控制權轉移特征對于內幕交易行為的影響。

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