企業內部控制與機構投資者羊群行為：“反向”治理效果及異質性分析

張向麗 池國華

(1.東北財經大學 會計學院，遼寧 大連 116025； 2.南京審計大學 審計科學研究院，江蘇 南京 211815)

一、引言

機構投資者羊群行為存有“盲目跟風”、“追漲殺跌”之實，其是加劇市場波動、破壞市場穩定和提高金融體系脆弱性的重要推手(Jegadeesh et al.，2010；許年行 等，2013)。因此，如何有效減緩資本市場的羊群行為成為監管當局關注的重點。自2000年證監會做出“超常規發展機構投資者”的金融戰略選擇以來，我國的機構投資者數量急劇增長，業績成果顯著。值得肯定的是，機構持股對提升公司治理水平具有顯著效果(Velury et al.，2006；Bronson et al.，2006；孫光國 等，2015；甄紅線 等，2016)。然而，在我國A股市場，投機炒作氣氛濃烈，政策多變，機構投資者面對巨大的信息量，極易“搭便車”盲目模仿進而形成市場“異象”——羊群行為。相關實證研究表明，機構投資者羊群行為往往會導致股市暴漲暴跌，加劇市場的崩盤風險(程天笑 等，2014；許年行 等，2013)。

2017年堪稱史上“最嚴監管年”，國家重拳出擊、金融監管保持高壓態勢，旨在堅決整治市場亂象，牢牢守住不發生系統性金融風險的底線。無疑，在當前防范金融風險、維護金融穩定的主基調下，最大限度降低機構投資者的盲目行為是助力監管政策的“強心針”、“穩定劑”。因此，如何降低機構投資者羊群行為是關乎國家金融穩定的重要問題。而構建宏觀和微觀審慎管理框架，將宏觀機制和微觀機制有效結合是國家防范金融風險的最新著力點。那么，企業內部的微觀治理機制可否作為國家風險監管框架下的微觀機制的外延，為規范資本市場的投資行為進而維護金融穩定發揮作用。即，公司內部治理在受益于機構持股治理的同時能否為減弱機構投資者羊群行為貢獻力量？

我國《企業內部控制基本規范》明確規定，“內部控制的目標是保證企業經營管理合法合規、資產安全、財務報告及相關信息真實完整……”。外部投資者和公司內部信息的不對稱是資本市場的重要特征，股市的暴漲暴跌是信息不對稱下市場的極端表現。現階段，我國已經建立起一套完善的企業內部控制體系，內部控制作為一項內生監督機制能鏈接企業和市場，有效緩解企業和外部投資者之間的信息不對稱問題(Mitra et al.，2013；池國華 等，2016)。那么，微觀層面的內部控制能否為宏觀資本市場治理貢獻力量？對此現有文獻并未給予足夠關注。

基于上述分析，本文以開放型基金作為機構投資者的代表，采取逆向思維，探究微觀企業內部治理機制對宏觀資本市場上機構投資者行為的“反向”影響，并具體回答以下兩個問題：內部控制能否“反向”治理機構投資者羊群行為？若存在“反向”治理效果，這種治理效用是否受企業異質性的影響？本研究的貢獻主要體現在：(1)研究視角上。不同于已有文獻，本文從企業內部控制的微觀視角切入，研究宏觀資本市場上機構投資者羊群行為的影響因素，同時從產權性質和高管信息披露操縱傾向兩個異質性維度對這一問題進行深入分析，這是對現有研究視角的有益拓展。(2)研究內容上。一方面，不同于以往先驗的線性假設的研究，本文采用門檻面板模型對企業內部控制與機構投資者羊群行為之間的關系進行預先假定，繼而發現企業內部控制對機構投資者羊群行為的減弱效應存在門檻；另一方面，本文還從信息不對稱視角梳理了企業內部控制與機構投資者羊群行為之間的邏輯關系，同時產權性質和高管信息披露傾向的異質性分析也表明內部控制會通過降低企業內部與外部投資者的信息不對稱進而減弱機構投資者羊群行為，由此本文構建了一個較為完整的理論分析框架，這也是對現有研究的重要補充。

二、文獻綜述與假設提出

有關機構投資者羊群行為的研究最早可追溯至Kraus et al.(1972)對平行交易(parallel trading)的分析，他們將大量機構投資者在同一時間內同向交易同一支股票的行為稱為平行交易。此后，在Lakonishok et al.(1992)、伍旭川等(2005)以及許年行等(2013)等研究的逐步補充下，機構投資者羊群行為大致被界定為機構投資者基于模仿他人的動機而在同一時間內大量買入和賣出相同股票的行為。此外，機構投資者羊群行為的發生背景通常為不完全的信息市場。那么，機構投資者的羊群行為在資本市場會產生怎樣的經濟后果？相關研究表明，機構投資者羊群行為是證券市場的一種非理性交易行為，其容易致使股票買賣需求超出市場提供的流動性(李學峰 等，2017)，引發市場暴漲暴跌(程天笑 等，2014)、增大股價崩盤風險(許年行 等，2013)。伍旭川等(2005)的實證分析顯示，我國存在非常明顯的機構投資者羊群行為。許年行等(2013)認為，機構投資者容易忽略個人所掌握的私有信息而模仿他人交易，這一行為將提高股價同步性、加劇金融體系的脆弱性。而且，隨著我國金融市場的飛速發展，股票市場間的耦合關聯性不斷增強，市場風險的爆發概率和蔓延速度也在持續加大。

作為資本市場的重要參與者，機構持股對于公司而言是一種有效的外部治理機制。機構投資者在提升企業信息披露質量(Bronson et al.，2006)、抑制內部控制缺陷(李越冬 等，2017)、抑制盈余管理(Velury et al.，2006；孫光國 等，2015)、緩解融資約束(甄紅線 等，2016)、增加R&D投入(Gaspar et al.，2005)等方面發揮著重要作用。然而，與此同時，機構持投資者也可能會給資本市場帶來風險隱患——羊群行為。那么，如何有效減弱機構投資者羊群行為呢？能否“逆向”思考這一問題，從公司內部治理入手呢？也就是說，個股層面治理方式的改善是否具有治理宏觀層面的機構投資者羊群行為的作用呢？

針對羊群行為誘因的研究橫跨多個學科。心理學家將羊群行為歸因為人類具有從眾心理，社會學家認為羊群行為是人類的集體無意識行為。不同于此，經濟學家基于不完全信息視角給出了三種解釋：(1)聲譽假說。對于機構投資者的“掌舵人”來說，聲譽是其個人能力的有力證明和不可替代的無形資產(Morrison et al.，2004)，機構經理人為避免陷入“次品市場陷阱”使聲譽受損而傾向于“抱團取暖”(Froot et al.，1992)。同時，資本市場普遍存在的“法不責眾”心理和追隨輿論模仿失敗后的責任弱化觀念加劇了機構經理人的這一從眾選擇。(2)薪酬假說。薪酬契約是現代管理制度的有效約束和激勵方式，但是這一結構模式會導致代理人為尋求高薪酬而競相模仿同行的扭曲效果(Maug et al.，2011)。實證研究表明，為避免相對業績過低而受到處罰，模仿他人建倉是機構投資者的最優選擇(Agarwal et al.，2009；路磊 等，2014)；薪酬考核方式的不同會影響機構投資者參考他人信息的程度(Boyson，2010)。路磊等(2014)利用我國2004—2009年開放式基金的數據考察了基金業績排名對羊群行為變化的影響，發現中資基金羊群行為對短期基金相對業績排名變化敏感。(3)信息瀑布假說。已有研究發現，機構經理人之間會通過談話等方式共享信息(Hong et al.，2005)，當投資者對于自己的私有信息不確定時，會跟隨主流信息模仿他人投資決策(Banerjee，1992；Wermers，1999；許年行 等，2013)。因此，從經濟學角度看，信息不對稱為機構投資者的羊群行為提供了最基本的環境條件。

現有文獻對直接減弱機構投資者羊群行為的研究較少且觀點分散。鄭瑤等(2015)發現網絡信息交流能夠減弱即期和次日的股市羊群效用；李學峰等(2017)認為機構投資經理的投資經驗有利于減弱羊群行為。雖然視角不同，但上述研究均表明機構投資者的羊群行為對信息嚴重依賴，這也進一步意味著，需從信息不對稱的角度尋求解決這一問題的答案。

作為一種風險管控手段，內控控制在提升會計穩健性(Mitra et al.，2013)、提高投資效率(池國華等，2016)和抑制高管腐敗(周美華 等，2016)等方面意義重大，其是預防公司經營風險的硬屏障。然而，在防控風險方面，內部控制既謀企業一“域”，同樣謀市場“全局”。企業內部控制在資本市場上具有顯著的治理效果，例如，內部控制可以對投資者的投資判斷進行有效“糾偏”，從而減緩市場股價波動、增強股票流動性、降低公司操縱“好壞”消息的傾向，最終減弱股價崩盤風險等等。同時，企業內部控制自我評價報告是上市公司對外信息披露的重要組成部分，其為資本市場上的投資者提供了大量非財務信息，具有信號傳遞作用。此外，一方面，企業內部控制具有嚴格的目標導向性，其以保障財務報告質量及其他相關披露信息的可靠性為重要目標；另一方面，信息與溝通是內部控制的五大核心要素之一，其對信息的及時收集與溝通能有效減少道德風險和逆向選擇。綜上所述，內部控制鏈接企業和市場，不僅能為外部投資者提供更多的甄別信息，而且還有助于提升企業內外部消息的傳遞效率，有效緩解企業內部和外部投資者之間的信息不對稱。

鑒于此，本文提出：

H1：其他條件一定的情況下，企業內部控制能夠減弱機構投資者羊群行為。

三、研究設計

(一)樣本選取及數據來源

本文選取2007—2016年滬深A股上市公司為樣本，并進行了如下處理：第一，剔除金融類上市公司；第二，剔除財務存在異常的公司；第三，剔除樣本期間內進行過IPO、增發和配股的上市公司；第四，剔除存在數據缺失的上市公司。經過上述處理，本文共收集到8757個年度研究樣本。為保證數據的有效性并消除異常值的影響，我們對所有連續變量進行1%和99%的Winsorize處理。由于具體研究內容的不同，后續實證過程中各部分的樣本數將略有不同。

機構投資者持倉數據來源于Wind數據庫，由于季度數據無法獲得全部持倉明細，本文在計算機構投資者羊群行為時采用半年度持倉數據。同時，考慮到機構投資者羊群行為的主體特殊性和數據可得性，本文選取開放式基金作為研究對象，并剔除其中的QDII、QFII和指數型基金。其余變量數據均來源于CSMAR數據庫，對于涉及的財務數據采用年度數據，以避免半年度數據沒有外部審計保證的缺陷。

(二)變量說明

1.內部控制質量(IC)

本文選取迪博內部控制指數作為企業內部控制的代理變量。該指數越大，表明公司內部控制質量越高(周美華 等，2016)。

2.機構投資者羊群行為(Herd)

本文參考Lakonishok et al.(1992)、Wemers(1999)以及許年行等(2013)，對機構投資者的羊群行為進行度量。具體模型及計算方式如下：

HMi,t=|Pi,t-E(Pi,t)|-E|Pi,t-E(Pi,t)|

(1)

式(1)中：HMi,t表示i公司在t期被機構投資者羊群的程度，其中，t以6個月為單位時間期；Pi,t表示在t期增持i公司股票的機構投資者占持有i公司股票的機構投資者的比例；E(Pi,t)表示增持i公司所在行業的所有上市公司股票的機構投資者比例均值；E|Pi,t-E(Pi,t)|為|Pi,t-E(Pi,t)|的調整項，意為只有在機構投資者對公司股票買賣的不均衡達到一定程度時，該股票才被認定為存在機構投資者的羊群行為。

機構投資者羊群行為(Herdi,t)指標的具體計算過程如下：根據機構投資者披露的半年度和年度重倉股持倉變動數據定義變量Buy，若其對i股票持倉變動大于0，則Buy賦值為1，若其對i股票持倉變動小于0，則Buy賦值為0，若其對i股票持倉數據不變，則剔除該數據；按照t和i計算Buy的平均值，得出Pi,t；按照t和行業計算Pi,t的平均值，得出E(Pi,t)；按照t和行業計算|Pi,t-E(Pi,t)|的均值為E|Pi,t-E(Pi,t)|；計算出HMi,t為半年度的羊群行為，為了與其他年度變量指標匹配，采用年度內變量取均值的方式得到變量Herdingi,t，此時t為一個年度區間；計算Herdingi,t的均值(mean)和標準差(sd)，利用(mean-1.96sd)對Herdingi,t進行調整，從而得到機構投資者羊群行為的指標Herdi,t。

3.產權性質(Soe)

如果股權性質為國有，則產權性質變量賦值為1；如果為民營、外資或其他，則賦值為0。

4.高管信息披露操縱傾向(IDMT)

只要上市公司當年被證監會披露存在信息披露違規或遭證監會處罰，就將高管信息披露操縱傾向當年值定義為1，否則為0(權小鋒 等，2016)。據CSMAR數據庫的資料顯示，涉及到的信息披露違規行為有四種、處罰方式有八種，并無明確證據表明四種違規行為和八種處罰方式之中存有顯著的程度異質性，因此，上市公司只要存在其中一種行為就可被認定存在高管信息披露操縱傾向[注]根據wind數據統計顯示，證監會披露的信息披露違規行為主體有“公司本身、公司股東、公司其它關聯方以及公司控制參股公司”四種類型，由于本文研究的是公司管理層的信息披露操縱行為，為保證結果可靠，此處只保留公司本身和其控制參股公司兩類樣本。。表1列示了2007—2016年證監會認定存在信息披露違規的類型。

表1 2007—2016年證監會認定存在信息披露違規的類型

注：根據CSMAR數據庫進行統計，統計軟件為Stata 14.0。

此外，參考相關文獻，本文選取的控制變量包括：

(1)管理層權力(Power)。采用主成分分析法，利用下述四個權力維度指標合成管理層權力變量(權小鋒 等，2016)，具體為：公司董事長與總經理是否兩職合一(Dual)，若是，取值為2，反之，取值為1；公司股權分散度(Dispersion)，公司前十大股東中排名后九位股東的持股比例總和與第一大股東持股份額之比，該指標越大，公司股權分散度越高；公司內部董事比例(ID)，公司內部董事人數與公司董事人數之比；CEO任職年限(Tenure)，以任職天數除以360天折算為年度指標。

(2)公司信息透明度(ABACC)。借鑒已有文獻(Jones，1991；Dechow et al.，1995)，采用修正的Jones模型計算的操控性應計利潤的絕對值作為公司信息透明度的代理變量。具體模型為：

(2)

(3)

(4)

其中，TACCt為企業在年度t的總應計利潤，由年度t的營業利潤減去經營活動現金流量得到；ΔREVt為企業在年度t的主營業務收入變化，由年度t的主營業務收入減去年度t-1的主營業務收入得到；ΔRECt為企業在年度t的應收賬款變化，由年度t的應收賬款減去年度t-1的應收賬款得到；PPEt為企業在年度t的固定資產賬面原值；At-1為公司年末總資產。計算方法如下：首先，通過模型(2)回歸出不同行業、不同年份的特征值α0、α1、α2；其次，將α0、α1、α2帶入模型(3)中，計算出每個公司的非操控性應計；最后，由模型(4)得出操控性應計，我們取其絕對值|DAt|衡量公司信息透明度。

(3)其余控制變量。成長性(MB)，用公司的市值賬面比度量；盈利能力(ROA)，用公司的資產收益率度量；公司規模(Size)，用公司總資產的自然對數度量；財務杠桿(Lev)，用公司資產負債率度量；高管薪酬(Pay)，用公司薪酬排名前三的高管的薪酬總額取自然對數度量；投資者異質性(Turnover)，用股票的年度換手率度量。

相關變量的具體說明見表2。

表2 變量說明

(三)研究模型

1.檢驗企業內部控制對機構投資者羊群行為的影響

考慮到機構投資者羊群行為可能存在一階滯后效應，借鑒許年行等(2012)的方法，在模型中控制了上一期機構投資者羊群行為的影響。我們采用模型(5)考察內部控制與機構投資者羊群行為的關系，以及產權性質和高管信息披露操縱傾向的異質性影響。

Herdi,t= α+ρ×ICi,t+β1×Herdi,t-1+β2×Poweri,t+β3×ABACCi,t+β4×MBi,t+β5×ROAi,t+β6×Sizei,t+β7×Levi,t+β8×Payi,t+β9×Turnoveri,t+∑(βn×Year)+∑(βm×Industry)+εi,t

(5)

2.檢驗企業內部控制對機構投資者羊群行為的門檻效應

線性視角的先驗研究，無疑會影響研究結論的可靠性。因此，為避免這種主觀選擇導致的偏誤影響本文結論，我們借鑒Hansen門限面板模型對內部控制的機構投資者羊群行為治理效應進行檢驗。

Herdi,t= α+ρ1×ICi,t×I(ICi,t≤λ1)+ρ2×ICi,t×I(λ1

(6)

模型(6)中，λ為待估計的門檻值，I(·)為示性函數，如果括號內表達式為真，則函數取值為1，否則取值為0。若p1=p2=……=pm+1，則面板模型中不存在門檻效應，將回歸到模型(5)進行檢驗；反之，存在門檻效應，視具體檢驗結果判斷面板模型是存在單一門限還是多重門限。μi代表企業個體特征等不可觀測因素的影響。

(四)描述性統計

表3列示了本文主要變量的描述性統計結果。機構投資者羊群行為(Herd)的均值和中位數分別為0.162和0.164，四分之一分位數和四分之三分位數分別為0.031和0.290，表明我國股票市場存在明顯的機構投資者羊群行為且該指標具有較好的分散度，這與前人研究保持一致。內部控制(IC)的均值和中位數分別為7.168和7.086，標準差為0.908，說明樣本整體分布較為均勻且具有良好的差異性。產權性質的最小值為0，均值為0.456，表明有45.6%的樣本為國有企業，即樣本中國有企業和民營企業樣本相當，便于后續產權性質的異質性檢驗。高管信息披露操縱傾向(IDMT)的四分之三分位數為0，均值為0.013，表明存在高管信息披露操縱傾向的樣本量偏少，僅114個。其余控制變量的描述性統計結果見表3。

表3 描述性統計

四、實證分析

(一)平穩性檢驗

為避免偽回歸，本文對主要變量進行了Fisher -ADF和LLC的單位根檢驗，檢驗結果見表4。從中可知，各變量的兩種方法檢驗結果均拒絕存在單位根的零假設(P值<0.1)，即各變量序列皆平穩。

表4 平穩性檢驗

(二)內部控制對機構投資者羊群行為的影響

模型(5)為靜態面板模型，通過對數據進行F檢驗和Hausman檢驗，結果均顯示，在非常顯著的水平上(P值均小于0.05)拒絕了混合效應模型和隨機效應模型。因此，本文采用固定效應模型對內部控制的羊群治理效應進行檢驗。內部控制對機構投資者羊群行為的回歸結果見表5。

表5 內部控制對機構投資者羊群行為的回歸結果

注：括號內為T值和Z值；***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平。

在表5中，以模型(5)中的第(2)列為例，內部控制(ICi,t)對機構投資者羊群行為(Herdi,t)具有顯著的負向影響(系數為-0.006)，即內部控制質量的提升能夠反向治理機構投資者羊群行為，假設H1得到驗證。

考慮到機構投資者羊群行為可能具有一階滯后效應，本文在回歸方程中引入了羊群行為的一階滯后項(Herdi,t-1)。表5的實證檢驗結果顯示，羊群行為的一階滯后項均顯著為負(系數分別為-0.056和-0.046)，表明機構投資者具有“有限關注”和“行為傳染”的雙重特征。具體而言，機構投資者有限的注意力與信息處理能力致使其對“顯眼”的信息過度反應和對“隱晦”的信息反應不足，進而容易導致跟進模仿他人交易——羊群行為，隨后投資者之間出現“行為傳染”效應，股票市場的“隱晦”信息逐漸為眾人所知，此時“顯眼”信息的反應過度和“隱晦”信息的反應不足逐漸消失，之前盲目模仿的羊群行為會迅速降溫、出現反轉。

進一步，根據Hansen面板門檻回歸對模型(6)進行檢驗，估計結果見表5。利用自抽樣1000次的F檢驗結果顯示，內部控制對機構投資者羊群行為的影響存在單門檻效應，門檻值為6.611。由回歸結果可知：當內部控制質量不高于6.611時，內部控制對機構投資者的羊群行為影響為正，但不顯著；當內部控制質量高于6.611時，內部控制與機構投資者的羊群行為顯著負相關(系數為-0.012)。這一結果表明，內部控制只有提升至一定水平以上才會對機構投資者的羊群行為產生影響。也就是說，企業內部控制有效性的發揮具有一定門檻，在此門檻之下，外部投資者對其反應并不敏感。

(三)內部控制對機構投資者羊群行為影響的異質性分析：產權性質和高管信息披露操縱傾向

1.產權性質異質性分析

由于行政力量和市場機制等不同，國有上市公司與非國有上市公司的治理環境具有較大差異。一般來說，與非國有企業相比，國有企業的內部控制建立時間更長、機制更完善、內部風險管理要求更高。因此，考慮到不同產權性質的公司對內部控制的影響不同，此處按照產權性質(Soe)將樣本區分為國有上市公司和非國有上市公司兩個子樣本，分別利用模型(5)進行回歸，以進一步分析內部控制對機構投資者羊群行為的效應是否受公司特征變量的影響，具體估計結果見表6。從中可知，相較于非國有上市公司，在國有上市公司中，內部控制對機構投資者羊群行為的減弱效應更強(|-0.011|>|-0.007|)。這表明，國有上市公司的治理環境在促進內部控制減弱企業內外部信息不對稱上更有效率，側面意味著內部控制機制作用的發揮有賴于外部實施環境的持續性，因此對企業來說內部控制機制的建設應是“長久之計”，而非“一日之功”。同時，無論在估計結果(1)還是在估計結果(2)中，羊群行為都表現出了明顯的反轉效應(系數分別為-0.060和-0.052)，與表5的估計結果大致相當，說明結論是穩健的。其余控制變量的回歸結果與表5基本相同，在此不再贅述。

2.高管信息披露操縱傾向異質性分析

自兩權分離以來，高管和股東之間的委托代理問題日益凸顯，而高管薪酬激勵制度被視為緩解這一問題的有效途徑。但是，當監控機制缺失時，高管會通過操控信息披露的途徑扭曲薪酬激勵方式，從而最大化自身利益。已有研究發現，公司CEO具有推遲好消息、加快披露利空消息的傾向，而且其操縱信息披露的頻率與公司內部治理水平顯著相關(許年行 等，2013)。由此可見，高管信息披露操縱傾向不利于降低企業內部和外部投資者的信息不對稱程度。因此，本文借鑒權小鋒等(2016)，引入高管信息披露操縱傾向(IDMT)，探究內部控制對機構投資者羊群行為的效用是否受公司內部特征變量的影響。其中，變量高管信息披露操縱傾向的界定標準為：若公司當年被證監會披露存在信息披露違規行為或被證監會處罰，則表明公司高管存在信息披露操縱傾向；反之，公司高管不存在信息披露操縱傾向。具體而言，我們按照是否存在高管信息披露操縱傾向將樣本分為兩組，以進一步分析高管信息披露操縱傾向影響企業內部控制對機構投資者羊群行為的效應差異。實證分析結果如表6所示，從中可見，較之存在高管信息披露操縱傾向的公司，對于不存在高管信息披露操縱傾向的公司，內部控制對機構投資者羊群行為的減弱效應更強(|-0.008|>|-0.006|)。這一結論不僅表明內部控制可以通過降低企業內部與外部的信息不對稱減弱機構投資者羊群行為，而且也揭示出機構投資者存在對“顯眼”信息過度反應和對“隱晦”信息反應不足的問題。因此，企業在強化內部控制建設的同時還應加強對高管信息披露操縱的管理。

表6 產權性質和高管信息披露操縱傾向的分組檢驗

注：括號內為T值；***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平。

(四)內部控制對機構投資者羊群行為影響：買方羊群行為和賣方羊群行為

已有研究表明，機構投資者買方羊群行為和賣方羊群行為在性質和對市場影響方面存在差異(Wermers，1999；許年行，2013)。為深入探究內部控制對機構投資者羊群行為影響的差異性，我們區分這兩類羊群行為進一步考察內部控制對其影響的異質性。

HMi,t_buy=|Pi,t-E(Pi,t)|-E|Pi,t-E(Pi,t)|[Pi,t>E(Pi,t)]

(7)

HMi,t_sell=|Pi,t-E(Pi,t)|-E|Pi,t-E(Pi,t)|[Pi,t

(8)

機構投資者買方羊群行為(Herd_buyi,t)和賣方羊群行為(Herd_selli,t)的度量模型分別如式(7)、(8)所示(許年行，2013)。具體的計算步驟為：首先，按前述計算機構投資者羊群行為的方式求得Pi,t和E(Pi,t)；然后，按照t和行業計算|Pi,t-E(Pi,t)|的均值，將Pi,t>E(Pi,t)歸類為買方羊群行為一組，將Pi,t

表7 買方羊群行為和賣方羊群行為的分組估計

注：括號內為T值；***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平。

由表7可知：內部控制對賣方羊群行為的負向影響在估計結果(1)中較為顯著(系數為-0.010)，在估計結果(2)中不顯著(系數為-0.009)；無論在估計結果(1)還是估計結果(2)中，內部控制對買方羊群行為都具有較為顯著的負向影響(系數分別為-0.035和-0.023)。上述結果表明，內部控制對于機構羊群行為的負向影響在買方羊群行為中更為明顯。然而，前人研究卻顯示，機構投資者在賣出股票時羊群行為更加明顯(Wermers，1999；許年行，2013)。之所以出現結論上的分歧，原因可能在于，我國賣空機制的不完善導致融資融券規模比例差異較大，這在相當程度減弱了賣方羊群行為，即機構投資者賣方羊群行為受限于此對諸多影響因素并不敏感。這也啟示我們公司內部治理機制在與外部市場接軌發揮共同治理作用時有賴于市場機制的進一步完善。

五、穩健性檢驗

為確保本文結論的可靠性，我們開展了一系列穩健性檢驗。

(1)針對機構投資者羊群行為的一階滯后效應和反向因果問題的穩健性檢驗(系統GMM估計)。本文的固定效應估計表明，企業內部控制降低了機構投資者的羊群行為。考慮到機構投資者羊群行為與內部控制質量可能存在反向因果關系，我們將因變量滯后一期作為自變量，采用系統GMM估計對內部控制的一階滯后效應和反向因果問題進行穩健性檢驗，結果見表8。從中可得，Sangan檢驗和擾動項差分的二階序列相關檢驗在統計上均不顯著，說明不存在工具變量的過度識別問題且擾動項不存在一階序列相關，因此符合系統GMM估計的要求。從表8可見，系統GMM估計的結果與本文前述結果基本一致，說明結論是穩健的。

表8 針對機構投資者羊群行為的一階滯后效應和反向因果問題的穩健性檢驗(系統GMM估計)

注：括號內為T值；***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平。

(2)其它穩健性檢驗。其一，考慮到“牛”、“熊”周期會對機構投資者羊群行為產生干擾，本文對樣本區間內的“牛市”和“熊市”進行子樣本回歸，估計結果顯示本文的結論是穩健的。其二，按照內部控制質量將樣本劃分為高內部控制質量組和低內部控制質量組，分別帶入模型(5)進行檢驗，結果發現，低質量組對機構投資者羊群行為無顯著負向影響，而高質量組的負向影響顯著，說明本文結論是穩健的。其三，替換內部控制的度量方式。利用公司的合規信息、審計意見信息、盈利信息、財務報告重述信息以及內部控制自評報告和鑒證報告信息對內部控制質量進行綜合度量，然后帶入模型(5)、(6)進行檢驗，得到的結果亦顯示本文結論是穩健的。

六、結論與啟示

本文選取2007—2016年我國A股上市公司和機構投資者持股數據為樣本，采用迪博內部控制指數度量企業內部控制，實證考察企業內部控制對機構投資者羊群行為的影響，并從產權性質和高管信息披露操縱傾向兩個角度進行異質性分析。結果表明：(1)企業內部控制與機構投資者羊群行為呈顯著的負相關關系；(2)企業內部控制對機構投資者羊群行為的負向影響存在單一門檻效應，企業的內部控制質量高于門檻值時，其對機構投資者羊群行為具有顯著的負向影響，反之，影響不顯著；(3)相較于非國有企業，國有企業內部控制對機構投資者羊群行為的負向影響更為明顯；(4)相較于存在高管信息披露操縱傾向的企業，在不存在高管信息披露操縱傾向的企業，內部控制對機構投資者羊群行為的負向影響更強。本文揭示了企業內部控制對宏觀資本市場的治理效用及作用機制，是對企業微觀機制作用于宏觀資本市場相關主題的一次有益探索。

根據本文的研究結論，提出如下建議：第一，證券監管機構應進一步完善資本市場的信息披露制度，加大對違規信息披露上市公司的懲處力度。第二，財政部、證監會和其他監管機構應按照“微觀+宏觀”的治理思路，合力推進企業內部控制建設，充分發揮企業內部控制建設在防范資本市場風險、穩定金融市場中的作用。第三，企業應密切關注外部市場發展狀況及高管的異質性特征，通過構建科學合理的薪酬激勵政策，有效約束高管的違規行為。