上市公司并購重組與內幕交易行為研究

彭志 肖土盛

(1.對外經濟貿易大學金融學院，北京 100029；2.中央財經大學會計學院，北京 100081)

引言

股權分置改革完成后，中國資本市場進入了快速發展的新階段，上市公司并購重組、控制權轉移等活動日趨活躍。同時，我國資本市場尚處在新興加轉軌階段，市場信息不透明、市場制度不完備等因素使得內幕交易行為屢屢發生。內幕交易違反了證券市場三公原則，嚴重影響證券市場功能的發揮。1999年7月頒布實施的《證券法》對內幕交易行為以及相應的法律責任作出了詳細規定，這標志著我國證券監管部門對內幕交易的打擊進入了有法可依的階段。近年來，證監會一直致力于打擊內幕交易，2001年以來在上海、深圳等地成立了稽查局，2007年進一步成立了稽查總隊。此外，通過內部公司治理規范內幕交易也是證監會致力的方向。例如，2008年證監會推進上市公司治理專項活動有關事項的公告，明確指出上市公司應強化內幕信息的自查與保密，通過治理專項活動來杜絕內幕交易行為。2011年11月25日，證監會出臺《關于上市公司建立內幕信息知情人登記管理制度的規定》，旨在從源頭上加強對內幕信息的管理和規范。然而，由于內幕交易行為的隱蔽性和復雜性，內幕交易行為難以甄別，使得對于內幕交易的監管效果大打折扣，內幕交易行為仍屢禁不止。

如何有效防范上市公司中的基本內幕人利用信息優勢等進行內幕交易，是全流通下監管防范面臨的主要挑戰(李心丹等，2008)[18]。因而，有必要對內幕交易的形成機理進行全面系統分析。根據近年查處實踐，上市公司并購重組是內幕交易的“重災區”1，并購重組使得公司基本面發生根本性變化，對二級市場的股價產生重要影響，巨大的利益驅動令內幕信息知情人鋌而走險。有鑒于此，本文擬選取上市公司并購重組事件為研究對象，考察并購重組事件披露過程中是否存在內幕交易現象，以及有哪些因素可能會催生或制約內幕交易？這些問題對于我國內幕交易監管具有重要的現實政策意義。

本文整理了2009～2014年我國上市公司首次披露的573起并購重組樣本。首先，采用事件研究法對并購重組公告日前后的股價和交易量進行分析。結果顯示，在并購重組首次公告前7個交易日開始異常收益率AR就顯著大于零，直到公告后第8個交易日，且在并購重組公告前30個交易日的累計異常收益率達4.7%。與之相伴的是股票交易量從公告前5個交易日開始持續上升，并在公告后第5個交易日達到最大。這表明，并購重組過程中普遍存在信息提前泄露與內幕交易問題，股票價格和交易量在并購重組公告日附近發生明顯的異常波動。其次，從內幕交易行為的影響因素來看，預期內幕交易的收益越高、并購重組交易的金額越大，并購重組公告日附近的內幕交易越嚴重；上市公司在并購重組信息披露前停牌越早、證監會對內幕交易的稽查執法力度越大，內幕交易行為發生越少。此外，拓展性分析還發現，本文的研究結果主要存在于并購重組成功的子樣本中，而對于并購重組失敗的樣本，知情人進行內幕交易的動機較弱。

本文的主要貢獻是：第一，已有研究表明內幕交易行為廣泛存在于我國資本市場(薛爽和蔣義宏，2008；何賢杰等，2014；彭志等，2017)[24][16][19]，但針對并購重組過程中的內幕交易的研究還相較缺乏。根據證監會已查處的內幕交易案件特征來看，并購重組領域仍是內幕交易的“重災區”。第二，以往文獻主要從公司治理和信息環境等角度研究內幕交易的影響因素(Jayaraman，2008；Maffett，2012；唐齊鳴和張云，2009)[9][13][22]，本文則從內幕交易的獲利性、上市公司停牌及時性和內幕交易的執法力度等角度探討內幕交易的發生機制，是對該領域文獻的有益拓展和補充。第三，本文的研究結論對資本市場內幕交易監管實務亦具有一定的實踐指導意義，為打擊和防范內幕交易違法行為提供借鑒。

文獻回顧與研究假說

一、文獻綜述

內幕交易行為的復雜性和隱蔽性，使得其難以被證券監管機構和市場投資者察覺(何賢杰等，2014)[16]。因此，對內幕交易行為的識別是研究內幕交易的基礎。已有研究表明，內幕交易大多發生在重大信息披露之前，這類研究采用事件研究法推斷內幕交易行為。

關于內幕交易行為的識別，目前最為常見的方法是通過檢驗事件窗口期內的價量異常波動或內部人異常交易來識別內幕交易。例如，Bhattacharya et al.(2000)[4]考察了墨西哥上市公司新聞公告的市場反應，發現事件窗口期內收益率、交易量及買賣價差均沒有異常變化，說明內幕交易使公司信息在被公開之前就已反映到股價中。Griffin et al.(2011)[8]研究了并購公告日前的信息泄露情況，發現在盈余公告更不重要的新興市場國家中，并購信息公告前股價上漲更多。Badertscher et al.(2011)[2]發現，在財務報告重述公告之前，內幕信息知情者會提前交易，并獲得了超額收益。祝紅梅(2003)[27]對471起資產重組進行研究，發現資產重組事件引起公司股價和交易量劇烈的波動，表明存在較嚴重的內幕交易和股價操縱行為。薛爽和蔣義宏(2008)[24]根據內幕交易高成本、高風險、需要巨額交易量才能獲得超額收益的特征，巧妙地利用年度報告虧損下年首季度報告盈利的上市公司樣本，通過比較“年度報告先于首季度報告公布”和“年度報告后于首季度報告或同時公布”樣本的異常交易量支持了內幕交易的存在。史永東和蔣賢鋒(2005)[21]以我國歷年發生的內幕交易和市場操縱案例為樣本，建立了違法違規行為的Logit判別模型。該模型相對于已有的判別模型有較大改進，且判別模型中閥值的選取可體現監管的嚴厲程度。李心丹等(2008)[18]借鑒Becker(1968)[3]的研究框架構建了內幕交易行為動機模型，并基于問卷調查數據對影響內幕交易行為動機模型中各個變量之間的邏輯關系和內在影響機制進行了深入研究。張宗新(2008)[26]從市場微觀結構角度對我國證券市場的內幕交易行為進行預測和甄別，實證檢驗表明，股改后的全流通市場中，上市公司重大事件背后隱藏著基于私人信息的內幕交易行為，且運用支持向量機模型對內幕交易行為具有較好的預測效果。

另外一類文獻則研究了內幕交易的影響因素，發現公司治理和信息環境是影響內幕交易的重要因素。例如，Collver(2007)[6]發現美國公平披露規則(Regulation Fair Disclosure)實施之后，有效地緩解了市場的內幕交易行為。Anderson et al.(2012)[1]研究表明，以賣空形式的內幕交易行為在家族企業中盛行，主要表現為虧損季報公布前的超額賣空量明顯增加。李捷瑜和王美今(2008)[17]研究發現，業績預告前存在顯著的內幕交易，且高管薪酬、股息/盈利比與內幕交易負相關；資產負債率、股權集中度以及兩職合一則與內幕交易正相關。唐齊鳴和張云(2009)[22]表明，公司治理不善是我國證券市場內幕交易發生的根本原因之一。Jayaraman(2008)[9]發現，盈余平滑引起的公司信息不透明，將顯著增加內幕交易的可能性。

二、并購重組中的內幕交易

鄧淑芳等(2007)[15]考察了我國控制權轉移市場中并購方企業性質與信息泄露之間的關系，研究發現，較之于國有企業，當并購方為民營企業時私有信息融入股價的速度明顯更慢，表明民營企業維護并購信息機密性的動機更強。唐雪松和馬如靜(2009)[23]構建的理論模型表明，內幕交易起到了補償控制權轉移中控股股東所付出代價的作用，擴大了控制權轉移交易的達成區域，使得控制權轉移更容易發生。進一步，利用1997～2001年樣本進行實證分析發現：控制權轉移中控股股東付出越多、原控股股東控股比例越高，內幕交易越嚴重；較之非現金方式交易，現金方式交易時內幕交易行為更加嚴重。邵新建等(2014)[20]以ST類公司為樣本考察了借殼上市過程中的內幕交易存在性及其發生機制，發現監管機構對內幕交易的稽查執法越嚴、公司停牌越及時，越有助于抑制內幕交易；內幕信息知情人預期復牌后股價漲幅越大，內幕交易越嚴重；較之于國有企業，民營企業的控制人退出時通過內幕交易尋求補償的動機更為強烈。

三、理論分析與研究假說

內幕信息知情人進行內幕交易行為的動機，直觀來看，是為了利用自身掌握的優勢信息進行獲益。已有大量研究表明，內幕交易主體能夠利用內幕信息買賣股票而獲取正的超額收益。例如，Seyhun(1986)[14]發現，具有信息優勢的公司內部人買入自家公司股票后的超額收益率顯著為正，而賣出后的收益率則顯著為負(即避免損失)。類似地，Lakonishok and Lee(2001)[12]發現內部人買賣自己公司股票的行為可以較好地預測公司的未來收益率。Friederich et al.(2002)[7]則研究了模仿公司董事交易活動的外部跟風者的收益情況，發現外部跟風者的股票收益率的變動情況與公司董事的短期市場時機把握趨同，支持了公司董事的交易活動可能融合了部分內幕信息。Ke et al.(2003)[10]研究發現，內部人利用會計信息披露的機會進行內幕交易甚至早在信息公開前的兩年內就開始。祝紅梅(2003)[27]以資產重組公司為樣本，研究發現，在信息公告前窗口期[-90, -1]獲取的超額收益率占資產重組事件總收益率的80%以上。晏艷陽和趙大瑋(2006)[25]以前兩批股權分置改革試點公司為樣本，發現股改中存在嚴重的內幕交易行為。概而言之，內幕信息知情人是否進行內幕交易，首先取決于內幕交易能夠為其帶來的收益，預期內幕交易的收益越高，知情人從事內幕交易的動機越強。據此，本文提出第一個研究假說。

假說1：給定其它條件不變，預期基于并購重組信息進行內幕交易獲得的收益越高，內幕交易行為越嚴重。

關于證券內幕信息的界定，我國新修訂的《證券法》第75條明確規定：“內幕信息是指在證券交易活動中，涉及公司的經營、財務或者對該公司證券的市場價格有重大影響的尚未公開的信息”。內幕信息具備的兩個重要的特征，即非公開性和重大性。通常而言，內幕信息越重大，其對股票價格的影響越大，內幕信息知情人基于該信息進行內幕交易所能獲得的預期回報越大，知情人從事內幕交易的動機可能越強。例如，在長達一年多的停牌后，世紀游輪(002558.SZ)于2015年10月30日公布重組預案，擬以約131億元的交易對價購買巨人網絡100%股權，受此消息刺激，公司股票復牌后股價從34.8元強勁拉升19個漲停板至212.9元，漲幅超過5倍。而截至2014年末世紀游輪的總資產僅為6.5億元，股票總市值也不過20億元左右。本文預期，并購重組交易金額越大，預期內幕交易所能帶來的回報越高，知情人從事內幕交易的動機越強烈?；诖耍疚奶岢龅诙€研究假說。

假說2：給定其它條件不變，公司并購重組交易金額越大，內幕交易行為越嚴重。

在資產重組實務中，上市公司一般會在與潛在并購重組交易各方初步達成實質性意向后，向董事會提交重大資產重組預案，并由董事會依法作出決議。根據《上市公司重大資產重組管理辦法》第二十條規定：“上市公司應當在董事會作出重大資產重組決議后的次一工作日披露重大資產重組預案”。上市公司重大資產重組預案披露日一般即為并購重組首次披露日。然而，由于并購重組的參與方眾多，包括上市公司及其實際控制人、并購重組交易對方、市場中介機構(券商、會計師事務所等)，以致保密非常困難(邵新建等，2014)[20]。實踐中，交易所要求“上市公司應當披露的重大信息如存在不確定性因素且預計難以保密的，… …公司應當第一時間向交易所申請停牌，直至按規定披露后復牌”(參見《深圳交易所股票上市規則》第12.2項規定)。類似地，2016年證監會新修訂的《關于加強與上市公司重大資產重組相關股票異常交易監管的暫行規定》第四條規定：“上市公司應當在重大資產重組交易各方初步達成實質性意向或者雖未達成實質性意向但預計該信息難以保密時，及時向證券交易所申請股票停牌”。

然而，并購重組中上市公司具體的停牌時間在很大程度上是由上市公司自行決定，通常情況下，只要公司的停牌及時，比如在剛開始醞釀階段開始停牌，一方面知情人范圍會相對較小，另一方面并購重組交易能否成功還存在很大的不確定性，由此自然會極大的抑制內幕交易。反之，若待并購重組交易已基本敲定時再申請停牌，此時內幕信息知情人的范圍更廣，內幕交易行為會相對更加嚴重(邵新建等，2014)[20]。因此，我們預期，上市公司并購重組首次披露前停牌的越及時，越有利于防止內幕信息的擴散泄露，抑制內幕交易行為的發生。據此，本文提出第三個研究假說。

假說3：給定其它條件不變，上公司并購重組信息披露前的停牌越及時，越有助于抑制并購重組過程中的內幕交易行為。

雖然內幕交易可能帶來巨額的收益，但相應的違法成本也較高。依據我國《刑法》、《公司法》、《證券法》等涉及內幕交易的相關法律條款，一旦被查處，內幕交易者將面臨著包括罰款、市場禁人等在內的各種處罰。李心丹等(2008)[18]基于犯罪經濟學框架研究了內幕交易的行為動機和因素，研究表明，正向激勵變量強化了內幕交易主體選擇從事內幕交易的行為傾向，而法律處罰則顯著抑制了知情人的內幕交易行為。給定其它條件不變，內幕交易被監管部門查處的概率越高，內幕交易的期望成本越高，知情人從事內幕交易的動機減弱。

另一方面，雖然我國在內幕交易立法方面日益完善，但在面臨復雜的證券犯罪形態時，法律法規的實際執行仍然存在滯后。彭志等(2017)[19]研究發現，2009年之前中國證監會每年查處的行政處罰內幕交易案件不超過5起，這可能僅是我國證券市場實際發生內幕交易的冰山一角。在刑事處罰方面，雖然《刑法》已對內幕交易罪有明確規定，但受司法實踐的局限性，相關法院作出的刑事判決寥寥無幾。在民事賠償方面，雖然新修訂的《證券法》對民事賠償責任進行了原則性規定，但因為缺乏操作性和具體的司法解釋，導致一些法院并不受理該類案件。不難發現，復雜的證券犯罪形態和執法的相對滯后，使得法律處罰的威懾力被削弱，增加了內幕交易者的僥幸心理，從而使得真實的違法成本較低，內幕交易行為屢禁不止。

當然，我們也不應忽視證監會禁止內幕交易的努力。彭志等(2017)[19]發現，2010年起，我國證監會對于內幕交易行為的稽查執法力度相對之前開始大大的加強，被查處的內幕交易案件數迅速增加，每年均在10起以上。在2014年查處的案件數更是達到了頂峰，共對47起內幕交易案件進行了行政處罰。加強行政處罰力度反映了證監會對內幕交易“零容忍”的態度，以及對中小投資者的保護，有助于抑制內幕信息知情人的內幕交易行為。由此，本文提出如下研究假說。

假說4：給定其它條件不變，證監會對內幕交易的稽查執法力度越強，越有助于抑制并購重組過程中的內幕交易行為。

研究設計

一、樣本選擇與數據來源

本文選取了滬深兩市上市公司在2009～2014年期間首次披露的597起并購重組事件作為初始樣本。并購重組數據取自于Wind金融資訊的并購重組數據庫。為更好地識別并購重組事件的市場反應，避免停牌期間其他諸多因素的混淆干擾，本文剔除了停牌超過兩年才首次披露并購重組信息的樣本(17個)。此外，剔除個別實證分析所需財務、股價數據缺失的樣本，最終得到573個樣本觀測。本文所需財務和股價數據均來源于國泰安(CSMAR)數據庫。為減輕潛在異常值的影響，在回歸分析中還對所有連續變量在1%和99%的水平上進行縮尾處理。

二、模型設定

首先，內幕交易程度的衡量。借鑒Griffin et al.(2011)[8]和Cai et al.(2016)[5]的研究，本文分別采用超額換手率和超額波動率指標來衡量內幕交易程度。

對于超額換手率(Abnormal Turnover，簡稱AT)指標，我們將并購重組首次披露后的第一個交易日定義為事件日第0天，事件窗口期為[-2, +2]，估計期為[-30, -11]。然后采用如下公式計算得AT指標：

對于超額波動率(Abnormal Volatility，簡稱AV)指標，我們選取事件窗口期為[-2, +2]，以事件日前后[-30,-3]和[+3, +30]窗口為波動率基準。并采用如下公式計算得AV指標：

其中，ri,t和rm,t分別表示第t天個股和市場的收益率。AT和AV指標越小，表明事件窗口反應越小，股票交易量和收益率波動率越接近于平常的水平，這意味著內幕信息提前泄露的越多，內幕交易越嚴重。因此，二者均是內幕交易程度的反向衡量指標。

其次，為檢驗本文研究假說，我們構建如下模型(3)：

其中，因變量Insider為公司并購重組公告日附近的內幕交易程度，分別用前文的AT和AV指標衡量。根據前文四個研究假說，模型的核心解釋變量X分別定義如下：(1)預期內幕交易的收益。假設具有信息優勢的內幕信息知情人的預期是理性的，則可以用實際收益作為預期收益的代理變量(邵新建等，2014)[20]。具體，本文用窗口期[-30, 10]的累計異常收益率CAR[-30, 10]作為內幕交易的期望收益率。(2)并購重組規模(Trade_Value)。本文用并購重組交易對價占上市公司年初總資產的比例來衡量并購重組規模。(3)并購重組信息披露前停牌的及時性(Suspend)。本文用提前停牌日與并購重組公告日的間隔天數(加1后取自然對數)來衡量公告停牌的及時性。(4)內幕交易的稽查執法力度(CSRC)。本文用前一年度中國證監會行政處罰的內幕交易案件數(加1后取自然對數)來衡量執法力度，數值越大，表示內幕信息知情人所處的監管環境越嚴厲。

此外，我們在模型中還控制了公司基本面特征，包括公司規模、資產負債率和公司業績。其中，公司規模(Size)等于期初公司總資產的自然對數；資產負債率(Lev)等于期初公司負債總額除以總資產；公司業績用前一年總資產收益率衡量。為控制行業和年度固定效應的影響，我們還在模型中加入了啞變量Industry和Year。

根據前文研究假說，由于因變量Insider是內幕交易程度的反向指標，預期模型(3)中CAR[-30, 10]和Trade_Value的回歸系數顯著為負，Suspend和CSRC的系數顯著為正。

實證結果與分析

一、樣本分布

表1報告了本文最終樣本的分布情況。其中，Panel A列示了樣本的年度分布。我們發現，上市公司并購重組呈現明顯的逐年遞增趨勢，從2009年的30起增加到2014年的241起，增長迅速，其中2013年和2014年合計占全樣本的75%左右。Panel B列示了樣本的行業分布。我們發現，機械、設備、儀表業(C7)最多，占全樣本的19.6%；信息技術業(G)和石油、化學、塑膠、塑料業(C4)占比也超過10%；制造業合計占全樣本的58%左右。雖然研究樣本中制造業所占比例較高，但行業分布與我國上市公司整體行業構成基本類似，因此本文研究樣本具有行業代表性。

表1 樣本分布

表2 并購重組中的內幕交易行為

二、內幕交易的存在性檢驗

在對研究假說進行實證分析之前，有必要先進行內幕交易的存在性檢驗。Keown and Pinkerton(1981)[11]認為，如果在信息公告日之前沒有不尋常的價格運動，異常收益率(AR)和累計異常收益率(CAR)應該圍繞零上下隨機波動。然而，如果在信息公告日之前存在由于內幕信息泄露導致的內幕交易，則應該觀察到隨著交易日向公告日的臨近，AR和CAR逐漸大于零。有鑒于此，本文采用市場調整法估計了并購重組公告日附近[-30, +30]的異常收益率情況。表2報告了相應的結果。我們發現，除了T=-26天和T=-23天外，隨著交易日向公告日臨近，從T=-7天開始AR顯著大于零，直到T=8天，并在T=0天達到最大值0.0639。同時，公告日之前的CAR[-30, -1]等于0.0467，意味著在并購重組信息公告日前即產生了可觀的累計異常收益率。

內幕交易不僅會影響相關證券的價格走勢，還會引起交易量的異常波動。表2的最后一列顯示，在T=-5天之前股票交易量(換手率)基本維持在2.5%附近，隨后臨近并購重組公告日交易量開始持續上升并在T=5天達到最大值6.1%。值得注意的是，股票交易量在T=0天突然下降，可能是因為經歷長時間重組停牌后，重大利好刺激下的復牌當日股票價格往往漲停，實際成交量較低?？偠灾?，表2的結果表明，相關證券價格好交易量在并購重組公告日之前就發生了異常波動，存在著由于內幕信息泄露所導致的內幕交易行為。

三、描述性統計分析

表3報告了本文主要變量的描述性統計。我們發現，AT的均值為0.985，換言之，[-2, +2]期間的平均換手率只比[-30, -11]期間換手率高0.985%；類似的，AV的均值為2.728，意味著[-2, +2]期間的平均股價波動率是[-30,-3]和[+3, +30]期間內波動率的2.728倍。AT和AV的情況均表明，并購重組信息的發布并未引起股票換手率和波動率的太大變化，市場對并購重組信息進行了較大程度的提前反應，存在著由于內幕信息提前泄露所導致的內幕交易行為。此外，CAR[-30, 10]的均值為0.319，說明內幕交易的收益率較高，這為知情人進行內幕交易提供了巨大的動力。Trade_Value的均值為1.907，即并購重組規模為重組前公司總資產的兩倍左右，涉及交易金額較大。Suspend的均值為4.212，說明上市公司一般在并購重組公告前三個月即實施了停牌(e4.212≈93天)。

表3 描述性統計

表4報告了主要變量的相關系數。結果顯示，AT與AV的相關系數為0.2307，在1%的水平上顯著，說明兩種衡量內幕交易程度的方法具有內在一致性。AT與CAR[-30, 10]和Trade_Value的相關系數分別為-0.3063和-0.1376，均在1%的水平上顯著；AV與Suspend的相關系數為0.0830，在10%水平上顯著；AT與CSRC的相關系數為0.0645，但不顯著(p值為0.123)。AV指標與這些變量的相關系數結果類似?？傮w而言，單變量相關系數結果基本與研究假說的預期一致。此外，控制變量Size和Lev與AT和AV的相關系數均不顯著。ROA與AT和AV的相關系數分別在5%和1%水平上顯著為正，意味著業績差的公司內幕交易程度更加嚴重。實際上，并購重組可以讓績差公司在短期內變為績優公司，對資本市場構成絕對的利好，巨大的利益驅動往往容易引發內幕交易問題。因此，越是業績差的公司留給資本市場的想象空間越大，越可能引發內幕交易等相關問題。

四、多元回歸分析

表5報告了本文主要研究假說的回歸結果。其中，Panel A列示了采用AT衡量內幕交易程度時的檢驗結果。從第(1)列不難發現，內幕交易預期收益率CAR[-30, 10]的系數為-1.5313，且在1%的水平上顯著為負。這表明，在控制其他影響因素后，預期的內幕交易收益率越高，上市公司并購重組公告前后的內幕交易行為越嚴重，這支持了前文的假說1。從第(2)列可以看出，并購重組交易金額Trade_Value的系數為-0.1072，在1%的水平上顯著為負。這表明，在控制其他影響因素后，并購重組交易規模越大，并購重組公告日附近的內幕交易行為越嚴重，支持了本文的研究假說2。第(3)列顯示，公告前停牌的及時性變量Suspend的系數為0.0881，但統計上不顯著(T統計量為0.83)?；貧w系數的符號與本文預期一致，并購重組公告前停牌的越及時，越有助于內幕信息的保密，可一定程度緩解內幕交易行為的發生，但該影響不具有統計顯著性。第(4)列則發現，證監會執法力度變量CSRC的系數為0.2450，符號與本文的預期一致，中國證監會針對內幕交易的稽查執法力度越強，越有助于抑制并購重組過程中的內幕交易行為，但該系數僅邊際顯著(marginally significant)。第(5)列將幾個核心解釋變量同時加入模型進行回歸，我們發現這些變量的回歸系數符號沒有變化，且均與本文假說的預期一致，但顯著性略有變化。其中，Trade_Value的顯著性有所下降，Suspend和CSRC的系數則由不顯著變為分別在1%和10%的水平上顯著為正，從而支持了假說3和假說4。

Panel B列示了采用AV衡量內幕交易程度時的檢驗結果。從第(1)列可以看出，內幕交易預期收益率CAR[-30, 10]的系數為-0.3015，在1%的水平上顯著為負，這支持了研究假說1。第(2)列可以發現，與Panel A不同，并購重組交易規模Trade_Value的系數雖然為負，但統計上不顯著。第(3)列可以看出，公告前停牌的及時性變量Suspend的系數為0.3530，且在1%的水平上顯著，這支持了假說3。第(4)列可以發現，與Panel A類似，證監會執法力度CSRC的系數為正，但該系數僅邊際顯著。第(5)為對本文研究假說的綜合檢驗，我們發現，除了Trade_Value不顯著外，其他幾個核心解釋變量的回歸系數均與預期一致，且在1%或10%的水平上顯著。

此外，在控制變量方面，Size的回歸系數在采用AT衡量內幕交易時符號為負且大多不顯著，在采用AV衡量內幕交易時符號為正且基本不顯著。Lev的回歸系數符號雖然基本都為正，但均不顯著。而ROA的系數大多顯著為正，這意味著本文樣本中業績較差的公司內幕交易更為嚴重，這與前文表4的單變量相關系數結果一致。

總體來看，無論是采用AT還是AV衡量內幕交易，表5的結果表明，預期的內幕交易收益率越高，并購重組交易金額越大，并購重組公告日附近的內幕交易行為越嚴重；公告前停牌的越及時，證監會行政執法力度越大，則越有助于抑制內幕交易行為。因此，本文的四個研究假說基本得到驗證。

表5 主要假說檢驗結果

五、穩健性檢驗

考慮到內幕交易指標的衡量是本文的關鍵，為使研究結論更為可靠，我們還進行了以下穩健性檢驗。

首先，改變估計窗口。衡量內幕交易程度時，Cai et al.(2016)[5]選取[-40, -11]為估計期計算AT指標，同時選取[-55, -3]和[+3, +55]為估計期計算AV指標。在穩健性檢驗中，本文采用完全一致的估計窗口重新計算內幕交易指標，分別記為AT40_2和AV55_2。結果顯示，除了在對研究假說綜合檢驗時，Trade_Value的系數變得不顯著之外(T值分別為-1.45和-1.26)，其他結果與表5基本類似，本文研究結論未發生實質性變化。

其次，改變事件窗口。參照Cai et al.(2016)[5]的研究，選取[-2, +2]為事件窗口。然而，表2結果表明，實際中我國并購重組消息引發的股票價格和成交量異動主要集中在公告日前后五天左右。因此，本文將并購重組事件窗口擴大為[-5, +5]，然后重新計算得內幕交易程度指標AT30_5和AV30_5。結果顯示，除了采用AT30_5衡量內幕交易時CSRC的系數變得不顯著外(T值為1.360)，其他結果與表5類似，本文研究假說仍然成立。

拓展性分析

在上市公司并購重組實踐中，從并購重組信息首次披露到最終實施完成通常需要經歷一段較長的時間2，因此并購重組能否最終成功充滿了不確定性。實際上，并購重組失敗的案例比比皆是，而失敗的并購重組可能并不能為內幕交易者帶來顯著為正的超額回報3。作為具有信息優勢的內幕知情人，傾向于在預期并購重組能夠取得成功時進行內幕交易，以獲取可觀的回報，從而避免并購重組失敗帶來的風險。基于上述分析，我們預期前文發現的研究結果更可能存在于并購重組成功的子樣本中，而對于并購重組失敗的樣本，知情人進行內幕交易的行為動機較弱。

具體，本文首先將重組進度為“失敗”、“失效”、“停止實施”、“延期實施”、“未通過”、“發審委未通過”、“股東大會未通過”、“證監會暫停審核”等類型的樣本劃分為“并購重組失敗”子樣本；將重組進度為“完成”、“實施”、“過戶”、“簽署轉讓協議”、“董事會預案”、“證監會批準”等類型的樣本劃分為“并購重組成功或進行中”子樣本。然后，利用模型(3)分子樣本重新對研究假說進行檢驗，表6報告了相應的回歸結果(限于篇幅，表中僅列示了核心解釋變量的結果)。其中，Panel A報告了基于“并購重組成功或進行中”子樣本的結果，不難發現，除了第(1)列的CSRC和第(2)列Trade_Value的系數變得不顯著之外，其他幾個核心解釋變量的系數與表5類似，且均顯著。Panel B報告了基于“并購重組失敗”子樣本的結果，雖然這幾個核心解釋變量的系數符號與預期一致，但大多不顯著?？傮w而言，本文的研究假說在“并購重組成功或進行中”子樣本成立，而在風險較高的“并購重組失敗”子樣本基本不成立，支持了內幕交易人具有信息優勢。

表6 分子樣本檢驗結果

研究結論與啟示

上市公司并購重組作為內幕交易的“重災區”，一直以來備受證券監管部門的關注，打擊內幕交易是中國證監會近年來的監管重點。本文以2009～2014年期間首次披露的573起并購重組事件為樣本，研究了并購重組過程中內幕交易的存在性及其可能的催生或制約因素，得出了以下結論：(1)并購重組過程中，普遍存在信息的提前泄露與內幕交易問題，相關證券的價格和交易量在并購重組公告日附近發生明顯的異常波動。(2)內幕交易的發生受到特定因素的影響。具體而言，預期的內幕交易收益越高、并購重組交易金額越大，并購重組公告前后的內幕交易行為越嚴重；公司在并購重組信息披露前停牌的越早、中國證監會行政執法力度越大，越有助于抑制內幕交易行為。進一步，拓展性檢驗還發現，本文的研究結果主要存在于并購重組成功的子樣本中。

本文的研究發現有以下幾點重要啟示：首次，上市公司應進一步做好并購重組等重大信息的保密工作，避免相關信息的提前泄，并在交易雙方初步達成實質性意向時及時向證券交易所申請股票停牌。其次，上市公司應進一步提高信息披露的及時性，在遵守交易所股票上市規則的同時，還應嚴格執行證監會頒布的《上市公司重大資產重組管理辦法》、《關于加強與上市公司重大資產重組相關股票異常交易監管的暫行規定》等法律規章。內幕交易往往伴隨著公司信息披露的延遲、信息披露的時機選擇，提高信息披露的及時性有助于抑制內幕信息知情人進行內幕交易。第三，相關監管部門應進一步加強對內幕交易行為的稽查執法力度，強化《刑法》、《公司法》以及《證券法》等法律法規的實際執行效果，增加實際違法成本，從而對內幕交易行為起到威懾作用。

注釋

1.彭志等(2017)[19]研究發現，中國資本市場近20年查處的內幕交易案件中，利用并購重組信息進行的內幕交易案件達60起，占全部案件的38.2%。

2.未報告的結果顯示，本文研究樣本中，上市公司并購重組首次披露到最終實施完成的間隔平均為314天，中位數為273天，且超過一年的樣本占30%左右。這表明，一起并購重組事件大約需要9～12個月的時間才能完成。

3.前文表3的描述性統計結果顯示，CAR[-30，10]的25%分位點為-0.0214，這意味著至少有四分之一的研究樣本的預期內幕交易收益率是負的。