控制权转移中的内幕交易者收益研究

岳宝宏，孙 健

(1.北京信息科技大学 经济管理学院，北京 100085;2.中央财经大学 会计学院，北京 100081)

一、引 言

控制权市场作为公司治理的外部治理机制，一直被认为对于提升上市公司经营业绩、促进产业升级换代、替换不合格的经理人方面有重要作用，然而，控制权市场仍存在着许多问题，其中之一表现为宣告日之前的信息泄露。控制权转移尚在酝酿时，股价即开始启动，在控制权转移信息出台前，股价迅速上升，待控制权转移信息正式公告后，股价迅速回落。这一现象表明，我国上市公司控制权转移中存在明显的信息泄露和内幕交易痕迹。国内学者对于控制权转移市场反应的研究很多，集中关注点在于控制权转移的效果，从原控股股东的角度和从主并公司的角度分析转移的财富效应。对控制权转移中内幕交易行为的研究中，大多数集中在甄别控制权转移中内幕交易的存在上，对其中的内幕交易行为的价格敏感期的研究较少，也没有内幕交易者收益状况的研究。而这些都是对内幕交易行为进行有效监管所必须解决的问题。

二、文献回顾和假设提出

对内幕交易行为的监管和惩罚不可回避的一个问题就是对内幕交易者收益的衡量。然而，由于内幕交易行为十分隐蔽，准确衡量内幕交易者的收益十分困难。国外研究者采用各种方法来解决这一问题。

1.根据内部人提供的交易报告研究内幕交易及内幕交易者的收益率

美国证券交易委员会 (SEC)要求公司内部人在买卖公司股票同时要定期提供交易报告，包括交易方向、交易头寸等。Seyhun利用公司内部人提供的合法交易报告，考察了1975—1981年间大约60 000个内部人的买入和卖出交易数据，研究发现:公司内部人能够在股价的超常上升之前买入，超常下跌之前卖出;不同的内部人获得的信息质量是不一样的，董事长和总经理这样的高层凭借更有价值的信息能够获得更高的超额回报;因为买卖差价上升的影响，扣除交易成本后内部人获得的平均超额收益小，跟风的外部人也不能获得明显的超额收益［2］。Bettis和Vickrey对NYSE和AMEX公司中那些交易量很大，内部人级别很高的内幕交易进行考察，发现扣除交易成本后跟风者也能获得显著的超额收益［3］。Fidrmuc等利用英国的数据研究了内幕交易之后的市场反应与公司所有权集中度的关系，认为董事的持股比例及外部股东的持股比例均会影响之后市场的超额收益状况;美国和英国内幕交易报告制度有显著差别，英国较短的交易报告速度可以部分地解释该国较高的跟风者超额收益水平［4］。Betzer和 Theissen对 2002—2004 年发生在德国的2 522件内部人交易进行研究发现，内部人的内幕交易活动能够得到显著的超额收益;股权分散公司的内部人卖方交易的超额收益最高;公司内部人之间存在的信息不对称不对其超额收益有显著影响;盈余宣告导致的内幕交易所带来的市场反应最强烈［5］。Dymke和 Walter同样调查了德国市场的内幕交易状况，但结论与Betzer和Theissen不同，他认为不同的内部人(高管、董事和其他内部人)对内幕消息的利用程度不同，而且高管的超额收益明显低于董事;在内幕交易后的20天内买入者的超额收益率达到 3.76%［6］。

内部人交易报告的数据容易取得，也容易区分内部人的买入、卖出交易和交易时点，但是内部人基于内部信息的非法交易是不会反映在报告中的，以此确定的研究结论的说服力有限。

2.根据内幕交易犯罪案例研究内幕交易及内幕交易者的收益率

Meulbroek指出利用公司内部人提供的合法交易报告进行研究得出的结论不具有真实性，原因是内部人在报告时将隐瞒任何违法行为［7］。他利用1979—1989年间的183起内幕交易犯罪案例，研究了内幕交易如何影响价格，证明了内幕交易立即导致价格发生变化并引起市场对价格的发现，内幕交易日的平均超额收益率达3%。Cornell和 Sirri，Chakravarty和 McConnell分别对1982年和1984年两起兼并事件中的非法内幕交易行为进行具体分析和检验，得出和Meulbroek一致的结论［8－9］。这种研究思路的数据可靠，然而，如Chakravarty和McConnells所质疑的，仅仅因为内部人的买入交易和股票价格上涨之间明显的相关关系就得出内幕交易导致迅速的价格发现的结论是不严格的［10］。他们认为应该区分内部人交易和非内部人交易，并把非内部人的交易分为买入和卖出两部分，检验内部人的买入量和股票价格上涨量之间的相关系数是否明显不同于非内部人的买入量和股票价格上涨量之间的相关系数。

3.采用间接方法确定内幕交易者收益率

Bris［1］利用 1990—1999 年间发生在 56 个国家的5 000多个并购事件，内部人以现行价格购买，持有至收购公告日的假定下研究并购信息宣告前内幕交易者的行为及收益率，提出内幕交易法的实施会增加内幕交易者的利润，但内幕交易者的利润和监管的强度负相关的观点。Bris研究内幕交易人的收益率不是基于内部人的交易报告和犯罪案例而是非直接的变量，因为交易报告或犯罪案例的获取仅在美国等内幕交易法律规范的国家可行，对于他所研究的其他国家无从获取，因此该方法对于研究我国证券市场上的内幕交易行为有借鉴意义。

Minenna提出的PPD方法是另一种确定内幕交易者收益率的间接方法［11］。该方法假设第 t期股票价格服从几何布朗运动 (GBM)，内部人在估计期内计算μ和σ并建立股票头寸。由于不同的内部人 (如第一内部人和第二内部人)获取内幕信息的时间及掌握的内幕信息程度不一样，因此不同内部人的估计期不同，这样，PPD方法就可以测算不同内部人的超额收益。PPD方法的主要作用是用来确定内部人在信息公告后还持有股票的非法所得。在实际经济生活中，有的内部人在信息公告之前或公告日当天就出货了结。对于这种情况，PPD方法则不能发挥作用。另外，从笔者先前对于控制权转移的短期市场反应的研究情况［12］看，公告后股价调整的幅度有限，运用此方法无法准确评价内幕交易情况。

国内研究内幕交易及监管的相关文献很多，少有涉及内幕交易者收益的文献，至于如何结合我国特定的监管背景确定控制权转移中内幕交易者收益并进行影响因素分析，目前的研究更为少见。

控制权转移过程中内幕交易者的收益率即拥有内幕消息的人利用控制权转移这个利好信息低价买入，在信息披露后 (也可能在信息披露前或当天)高价卖出而获得的超额收益率。依据前面文献回顾的线索，如果研究的数据来自内部人提供的交易报告或查获的内幕交易犯罪案例，研究者容易得到内部人的卖入和卖出时间及交易量数据，自然比较容易计算其获得的超额收益。但是我国不存在内部人的交易报告，查获的内幕交易犯罪案例少，而大量的内幕交易是未被查出的，对现有犯罪案例进行研究的结论未必具有足够的代表性。因此，本文借鉴Bris以间接的方法衡量控制权转移中的内幕交易者收益。

Bris的计算模型假设前提是投资人对于即将发生的重要事件的信息掌握是不充分的，他们在获得消息后买入，在公告后迅速卖出。其内幕交易利润测算模型如下:

Voli和σVOL分别代表清洁窗口内交易量的均值和标准差 (选宣告日前140天到前61天期间的交易量资料)。Bi代表宣告日的股价，Pi0代表宣告日前140天到前61天期间的平均股价。Pit为第t日的实际股价。Ni代表目标公司的总股数，Qi代表买方公司欲收购的比例，计算Hi可以采用不同的时期，比如Bris分别选了T=30和T=60两个不同时点，累计到宣告前5天 (假定尽管此时未公告信息但信息已经开始在投资者中传播)。

上述公式也可以表示为:

也就是说，一定时期的内幕交易利润等于超额交易量乘以超额收益 (价格)，其中，Hi代表在全部的并购收益 (相对于并购宣告前60天的股价)中被知情的内部人所获取的收益率。

另外，本文采用线性回归模型来考察中国上市公司控制权转移中内幕交易者收益的影响因素，即

其中，R为控制权转移过程中内幕交易者的收益率，Xi为影响内幕交易者收益高低的变量，α、β等为回归系数，ε为残差。

Xi从目标公司市场特征、公司治理水平和控制权转移特征三个方面进行选择:

(1)目标公司市场特征与内幕交易者收益。规模越大的公司，越容易为市场关注，信息不对称程度越低，内部人利用内幕信息获利的可能性越小，从而内幕交易者收益率越小。Seyhun和Dymke发现公司的规模和内幕交易者收益率显著负相关。所以本文提出假设H1a:

H1a上市公司的规模越小，内幕交易者收益越高。

根据EMH假设，资本资产定价模型解释了投资回报与风险之间的相互关系。Sharpe－Lintner－Black 模型［13－15］认为一支股票的风险完全由它与市场证券组合的β系数所描述。股票β系数表示了股票的风险程度，β系数高，该股的波动性和风险都大。在控制权转移过程中，如果公司的β系数越高，股票价格的波动程度也就越高，内幕交易人获利的可能性越大，获利程度可能更高。为此，本文提出假设H1b:

H1b上市公司的β系数越高，内幕交易者收益越高。

公司的财务指标是上市公司各方面能力的全面反映，是股票价格的基础，是投资者得以判断公司投资价值的重要依据。在控制权转移事件中，上市公司的财务指标越好，现金流越充裕，这样的转移事件越容易受到市场的追捧，在其它情况不变的条件下，我们预期控制权转移前一年的净资产收益率越高，内幕交易者的收益越高。为此本文提出假设H1c:

H1c控制权转移前一年的净资产收益率越高，内幕交易者的收益越高。

(2)公司治理水平与内幕交易者收益。公司治理水平体现在公司的股权结构、管理层激励等多方面。作为一种重要的治理机制，大股东集中持股有利于降低代理成本，增加公司价值。但是，大股东的监督成本需要得到补偿，否则他们不会积极监督代理人。由于大股东容易接触到内幕信息，因此内幕交易收益就成为大股东获得补偿的一种可能途径。唐雪松和马如静认为内幕交易是控制权转移中原控股股东的一种重要补偿机制［16］。因此，大股东持股比例越高，他们越有动力去追逐内幕交易收益，以补偿其付出的监督成本。

此外，公司治理水平会影响公司内部人与市场之间的信息不对称程度，这种信息不对称性和内幕交易者收益紧密相关。王跃堂等研究发现，股权缺乏制衡的公司信息披露质量较差，从而加大了信息不对称程度［17］。信息不对称程度越高，内幕交易者的收益越高。李心丹等认为治理水平高的公司信息披露充分及时，披露质量较好，从而能阻碍内幕交易的发生，较能弱化内幕主体的行为倾向［18］。Theissen和Betzer对于德国市场的研究发现股权分散公司的内部人进行内幕交易的超额收益最高，内部人买入交易后20天的累积超额收益为5.79%，卖出后市场的累积超额收益为负，达到－5.40%［19］。

公司的管理层特别是决策层掌握着公司的内部信息，如果激励设置不当，加之外部监管不足，则他们很容易进行内幕交易，且他们获得的收益率也更高。在我国，股权激励不是十分普遍，高管持股情况的披露也不充分，尽管证监会要求上市公司董监事、高管人员持有本公司股份在发生变动时，应及时向上市公司报告，上市公司在接到报告后两个工作日内报证监会备案并在交易所网站进行披露，但是相关的披露仍然不充分，有很多上市公司高管少披露或者不披露，从而导致高管人员股权激励不足，且可能诱发其进行内幕交易。

据此，提出以下假设:

根据张静先生的分类，从形式角度可以将动词AABB重叠式分为两类:“有的是‘AB’的扩展式……有的是‘AA+BB’。”①参照张静先生的分类标准，我们将东北方言AABB重叠式分为AB扩展式和“AA+BB”式。

H2a第一大股东持股比例高的公司内幕交易者收益越高。

H2b股权制衡程度的提高有助于降低内幕交易者收益率。

H2c高管人员的持股比例对内幕交易者收益有显著影响。

(3)控制权转移特征与内幕交易者收益。控制权转移过程中不同的交易方式、转让前后的股份性质、卖方在转让前后的交易状态等带来的市场反应的差别直接影响内幕交易者的收益。控制权转移有现金、资产置换、无偿划拨、资产托管、以股权抵偿债务、通过二级市场收购等方式，无偿划拨可以看作是行政主导的转让，是控股权变化的非市场化方式，二级市场收购和协议转让是市场化的转让方式。但市场化的不同方式之间还存在着一些差别，那些凡是收购方主动，目的是为了战略发展、买壳上市和投资的，全部是现金交易，而只有被并购方为摆脱困境，主动寻求被并购的才会有资产置换等其它形式。可见，现金交易作为市场化的交易方式，意味着对并购双方都有利，会带来更强烈的市场反应和内部人的投机热情，应该有较高的收益。为此本文提出假设H3a

H3a现金交易的转移中内幕交易者的收益率高于资产置换、无偿划拨和以股权抵偿债务等方式。

控制权转移后卖方如仍持有该公司股份，说明卖方转让股份的目的是公司的长远发展，而不是短期的套现获利，内部人和外部人都将对这类事件给予积极评价，它们更会带来强烈的市场反应和跟风者强烈的投机热情，为内部人带来更高的超额收益。为此本文提出假设H3b

H3b控制权转移后卖方仍持有原公司股份的转移事件中内幕交易者的收益高于转让后卖方不持有原公司股份的转移事件。

表1 相关变量定义

三、内幕交易者收益的衡量

为了使研究结论更加稳健，本文对Bris［1］计算模型中的计算分别采用以下三种方法:

从而分别得到HII、HI及H三个反映控制权转移中内幕交易者收益率的指标，其中HII的数据值最小，最为保守。在时点选择上，同时选用T=30和T=60两个不同时点，累计到宣告前1天，即选取 (－30，－1)和 (－60，－1)两个窗口研究内幕交易者的收益状况。

本文将控制权转移界定为第一大股东发生变更，而且新的第一大股东拥有的上市公司的股权超过30%，选取2001—2009年间发生股权协议转让的上市公司，具体的样本选择条件如下:

(1)第一大股东发生变更，新进入的第一大股东控制的股权超过30%;

(2)最终协议转让成功;

(3)剔除金融类上市公司;

(4)控制权转移首次宣告日前后一年内无并购事件宣告;

(5)由于需要研究短期市场反应，剔除在宣告日前后60天有股利分配、盈利宣告、股权分置改革方案宣告等事件的样本。

控制权转移事件选自CCERDATA数据库，并通过大智慧交易系统中的“公司大事”和“重要事项”逐一进行核对，将首次宣告日作为控制权转移的事件日，其他所需的研究数据均来自CCERDATA。共得到样本316个。分别计算这些样本在 (－30，－1)和 (－60，－1)两个窗口内幕交易者的收益率 HII、HI及H，具体数据如表2所示。

表2 不同时间窗口内幕交易者收益率

在表2中，HII(－60，－1)代表在 (－60，－1)窗口的HII数值，HI(－60，－1)代表在(－60，－1)窗口的HI数值，H(－60，－1)代表在 (－60，－1)窗口的H数值;HII(－30，－1)代表在 (－30，－1)窗口的 HII数值，HI(－30，－1)代表在 (－30，－1)窗口的 HI数值，H(－30，－1)代表在 (－30，－1)窗口的H的数值。表2中，内幕交易者的收益率有正有负，最大值达12.09，最小值为－10.87。如前文所述，三个指标中，HII最为保守，因此得到的内幕交易者收益率也最小，而H衡量的内幕交易者收益率最大。

从表3可以看出，内幕交易者收益率的获取在 (－60，－1)的时间段较高，平均收益率为4.8%，(－30，－1)窗口内幕交易者的收益率较小，约为1.9%;从 (－30，－1)和 (－60，－1)窗口内幕交易者的平均收益率对比结果看，公告前30天内幕交易者的收益占公告前60天内平均收益的42.3%。我们的数据结果和Bris对于中国的研究结果有很大差异［1］，原因大概有如下几方面:一是Bris的样本太少，尽管Bris用了5 000多个样本，但对于中国的研究只采用了5个样本，即发生在1990—1999年间的5起要约收购事件;二是事件的时间差异，中国的20世纪90年代和2000年以后的并购频率和并购的市场反应差别很大;三是事件类型的差异，Bris分析的是敌意并购事件［1］，和协议并购为主的控制权转移显著不同。

表3 不同时间窗口内幕交易者收益率比较

四、内幕交易者收益的影响因素分析

内幕交易者收益影响因素分析所涉及的相关变量描述性统计如表4所示。

表4 变量描述性统计

从描述性统计结果来看，样本公司控股股东平均持股比例为35，最高达83，而第一大股东持股比例平均是第二大股东持股比例的13倍之多，可见控股股东“一股独大”的现象在样本公司中比较明显。高管持股比例平均仅有1，中位数也只有1%，高管的股权激励难以发挥作用。从交易方式来看，58%的样本公司采用了现金交易，而约31%的公司在控制权转移后，原控股股东仍然持有公司股份。此外，表4中各变量内部不存在奇异值。

出于稳健性的考虑，我们考察了 (－60，－1)和 (－30，－1)两个窗口，计算HII、HI及H三个不同的因变量。为此我们建立回归模型(1)、(2)、(3)、(4)、(5)、(6):

考虑到变量SHARE与变量INDEX_Z的相关性，我们将二者分别放入模型，回归结果如表5和表6所示。

表5 回归结果 (加入SHARE)

表6 回归结果 (加入INDEX_Z)

从回归结果中看，公司的规模和内幕交易者收益率显著负相关，HII、HI及H与规模的回归系数均通过5%水平的显著性检验，表明公司的规模越小，内幕交易者的收益越高，与Seyhun［2］、Dymke［6］的研究结论一致，与假设H1a相符;上市公司的β系数对内幕交易者收益的影响不显著，不支持假设H1b;控制权转移前一年的净资产收益率和内幕交易者收益显著正相关，即前一年的盈利状况越好，随之发生的转移事件更容易受到市场的追捧，内幕交易者的收益更高，这和假设H1c相符。在目标公司市场特征变量中，规模及控制权转移前一年的净资产收益率与内幕交易者收益的关系是显著的，即公司越小，内幕交易者收益越高，控制权转移前一年的盈利状况越好，内幕交易者收益越高。

公司治理水平方面，第一大股东的持股比例和内幕交易者收益显著正相关，股权制衡程度与内幕交易者收益显著负相关，表明大股东的持股比例越高，股权越集中，内幕交易者的收益越高，这与王跃堂等［17］的研究结论一致，从而验证了假设H2a和H2b。

由于我国的股权激励刚刚开始，高管持股不是很多，因此未发现高管持股比例会显著影响内幕交易者的收益，可能的原因在于:高管持股数量较少，不能起到激励作用，但由于有披露要求，高管即使掌握内幕信息，也不会通过披露的所持股份进行内幕交易，从而未发现持股比例与内幕交易者收益率之间的显著关系，研究结果不支持假设H2c。

在控制权转移特征方面，转移的交易方式对内幕交易者收益的影响显著，即现金交易的转移中内幕交易者的收益显著高于资产置换、无偿划拨和以股权抵偿债务等方式，结果支持假设H3a。控制权转移后卖方仍持有该公司股份的转移事件中内幕交易者的收益显著高于转让后卖方不持有该公司股份的转移事件，说明内部人和外部人 (跟风者)都对该类事件给予积极评价，市场反应强烈，内部人获得更高的超额收益，支持假设H3b。

五、结 论

本文首先对研究内幕交易者收益的相关文献进行梳理，同时借鉴Bris以间接方法研究了我国2001—2009年间的控制权转移事件中内幕交易者的收益率。研究发现，控制权转移中的内幕交易者收益有正有负，最大值达12.09，最小值为－10.87。内幕交易者收益率的获取在 (－60，－1)的时间段较高，平均收益率为4.8%，(－30，－1)窗口内幕交易者的收益率较小，约为1.9%;从 (－30，－1)和 (－60，－1)窗口内幕交易者平均收益对比结果看，公告前30天内幕交易者的收益占公告前60天内收益的42.3%。这说明控制权转移事件中内幕交易者收益的获取空间更集中于 ［－60，－30］的时间段，该时期的投机收益可能远高于公告前一个月。相应的，监管者的关注重点应放在公告前2个月至1个月的时期。

另外，本文采用回归模型的方式研究控制权转移中内幕交易者收益的影响因素，研究发现:公司的规模和内幕交易者收益率显著负相关，公司的规模越小，内幕交易者的收益越高;控制权转移前一年的盈利状况越好，随之发生的转移事件更容易受到市场的追捧，内幕交易者的收益更高;第一大股东的持股比例和内幕交易者收益显著正相关，股权制衡程度与内幕交易者收益显著负相关，即大股东的持股比例越高，股权越集中，内幕交易者的收益越高。另外，现金交易的转移中内幕交易者的收益显著高于资产置换、无偿划拨和以股权抵偿债务等方式;控制权转移后卖方仍持有公司股份的转移事件中内幕交易者的收益显著高于转让后卖方不持有公司股份的转移事件。

希望上述研究能为投资者了解我国控制权转移事件的内幕交易状况提供借鉴，期待监管层对于小规模、盈利水平高但股权集中的公司加强收益监管的力度，同时关注控制权转移特征对于内幕交易行为的影响。

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