上市公司并购重组与内幕交易行为研究

彭志 肖土盛

(1.对外经济贸易大学金融学院，北京 100029；2.中央财经大学会计学院，北京 100081)

引言

股权分置改革完成后，中国资本市场进入了快速发展的新阶段，上市公司并购重组、控制权转移等活动日趋活跃。同时，我国资本市场尚处在新兴加转轨阶段，市场信息不透明、市场制度不完备等因素使得内幕交易行为屡屡发生。内幕交易违反了证券市场三公原则，严重影响证券市场功能的发挥。1999年7月颁布实施的《证券法》对内幕交易行为以及相应的法律责任作出了详细规定，这标志着我国证券监管部门对内幕交易的打击进入了有法可依的阶段。近年来，证监会一直致力于打击内幕交易，2001年以来在上海、深圳等地成立了稽查局，2007年进一步成立了稽查总队。此外，通过内部公司治理规范内幕交易也是证监会致力的方向。例如，2008年证监会推进上市公司治理专项活动有关事项的公告，明确指出上市公司应强化内幕信息的自查与保密，通过治理专项活动来杜绝内幕交易行为。2011年11月25日，证监会出台《关于上市公司建立内幕信息知情人登记管理制度的规定》，旨在从源头上加强对内幕信息的管理和规范。然而，由于内幕交易行为的隐蔽性和复杂性，内幕交易行为难以甄别，使得对于内幕交易的监管效果大打折扣，内幕交易行为仍屡禁不止。

如何有效防范上市公司中的基本内幕人利用信息优势等进行内幕交易，是全流通下监管防范面临的主要挑战(李心丹等，2008)[18]。因而，有必要对内幕交易的形成机理进行全面系统分析。根据近年查处实践，上市公司并购重组是内幕交易的“重灾区”1，并购重组使得公司基本面发生根本性变化，对二级市场的股价产生重要影响，巨大的利益驱动令内幕信息知情人铤而走险。有鉴于此，本文拟选取上市公司并购重组事件为研究对象，考察并购重组事件披露过程中是否存在内幕交易现象，以及有哪些因素可能会催生或制约内幕交易？这些问题对于我国内幕交易监管具有重要的现实政策意义。

本文整理了2009～2014年我国上市公司首次披露的573起并购重组样本。首先，采用事件研究法对并购重组公告日前后的股价和交易量进行分析。结果显示，在并购重组首次公告前7个交易日开始异常收益率AR就显著大于零，直到公告后第8个交易日，且在并购重组公告前30个交易日的累计异常收益率达4.7%。与之相伴的是股票交易量从公告前5个交易日开始持续上升，并在公告后第5个交易日达到最大。这表明，并购重组过程中普遍存在信息提前泄露与内幕交易问题，股票价格和交易量在并购重组公告日附近发生明显的异常波动。其次，从内幕交易行为的影响因素来看，预期内幕交易的收益越高、并购重组交易的金额越大，并购重组公告日附近的内幕交易越严重；上市公司在并购重组信息披露前停牌越早、证监会对内幕交易的稽查执法力度越大，内幕交易行为发生越少。此外，拓展性分析还发现，本文的研究结果主要存在于并购重组成功的子样本中，而对于并购重组失败的样本，知情人进行内幕交易的动机较弱。

本文的主要贡献是：第一，已有研究表明内幕交易行为广泛存在于我国资本市场(薛爽和蒋义宏，2008；何贤杰等，2014；彭志等，2017)[24][16][19]，但针对并购重组过程中的内幕交易的研究还相较缺乏。根据证监会已查处的内幕交易案件特征来看，并购重组领域仍是内幕交易的“重灾区”。第二，以往文献主要从公司治理和信息环境等角度研究内幕交易的影响因素(Jayaraman，2008；Maffett，2012；唐齐鸣和张云，2009)[9][13][22]，本文则从内幕交易的获利性、上市公司停牌及时性和内幕交易的执法力度等角度探讨内幕交易的发生机制，是对该领域文献的有益拓展和补充。第三，本文的研究结论对资本市场内幕交易监管实务亦具有一定的实践指导意义，为打击和防范内幕交易违法行为提供借鉴。

文献回顾与研究假说

一、文献综述

内幕交易行为的复杂性和隐蔽性，使得其难以被证券监管机构和市场投资者察觉(何贤杰等，2014)[16]。因此，对内幕交易行为的识别是研究内幕交易的基础。已有研究表明，内幕交易大多发生在重大信息披露之前，这类研究采用事件研究法推断内幕交易行为。

关于内幕交易行为的识别，目前最为常见的方法是通过检验事件窗口期内的价量异常波动或内部人异常交易来识别内幕交易。例如，Bhattacharya et al.(2000)[4]考察了墨西哥上市公司新闻公告的市场反应，发现事件窗口期内收益率、交易量及买卖价差均没有异常变化，说明内幕交易使公司信息在被公开之前就已反映到股价中。Griffin et al.(2011)[8]研究了并购公告日前的信息泄露情况，发现在盈余公告更不重要的新兴市场国家中，并购信息公告前股价上涨更多。Badertscher et al.(2011)[2]发现，在财务报告重述公告之前，内幕信息知情者会提前交易，并获得了超额收益。祝红梅(2003)[27]对471起资产重组进行研究，发现资产重组事件引起公司股价和交易量剧烈的波动，表明存在较严重的内幕交易和股价操纵行为。薛爽和蒋义宏(2008)[24]根据内幕交易高成本、高风险、需要巨额交易量才能获得超额收益的特征，巧妙地利用年度报告亏损下年首季度报告盈利的上市公司样本，通过比较“年度报告先于首季度报告公布”和“年度报告后于首季度报告或同时公布”样本的异常交易量支持了内幕交易的存在。史永东和蒋贤锋(2005)[21]以我国历年发生的内幕交易和市场操纵案例为样本，建立了违法违规行为的Logit判别模型。该模型相对于已有的判别模型有较大改进，且判别模型中阀值的选取可体现监管的严厉程度。李心丹等(2008)[18]借鉴Becker(1968)[3]的研究框架构建了内幕交易行为动机模型，并基于问卷调查数据对影响内幕交易行为动机模型中各个变量之间的逻辑关系和内在影响机制进行了深入研究。张宗新(2008)[26]从市场微观结构角度对我国证券市场的内幕交易行为进行预测和甄别，实证检验表明，股改后的全流通市场中，上市公司重大事件背后隐藏着基于私人信息的内幕交易行为，且运用支持向量机模型对内幕交易行为具有较好的预测效果。

另外一类文献则研究了内幕交易的影响因素，发现公司治理和信息环境是影响内幕交易的重要因素。例如，Collver(2007)[6]发现美国公平披露规则(Regulation Fair Disclosure)实施之后，有效地缓解了市场的内幕交易行为。Anderson et al.(2012)[1]研究表明，以卖空形式的内幕交易行为在家族企业中盛行，主要表现为亏损季报公布前的超额卖空量明显增加。李捷瑜和王美今(2008)[17]研究发现，业绩预告前存在显著的内幕交易，且高管薪酬、股息/盈利比与内幕交易负相关；资产负债率、股权集中度以及两职合一则与内幕交易正相关。唐齐鸣和张云(2009)[22]表明，公司治理不善是我国证券市场内幕交易发生的根本原因之一。Jayaraman(2008)[9]发现，盈余平滑引起的公司信息不透明，将显著增加内幕交易的可能性。

二、并购重组中的内幕交易

邓淑芳等(2007)[15]考察了我国控制权转移市场中并购方企业性质与信息泄露之间的关系，研究发现，较之于国有企业，当并购方为民营企业时私有信息融入股价的速度明显更慢，表明民营企业维护并购信息机密性的动机更强。唐雪松和马如静(2009)[23]构建的理论模型表明，内幕交易起到了补偿控制权转移中控股股东所付出代价的作用，扩大了控制权转移交易的达成区域，使得控制权转移更容易发生。进一步，利用1997～2001年样本进行实证分析发现：控制权转移中控股股东付出越多、原控股股东控股比例越高，内幕交易越严重；较之非现金方式交易，现金方式交易时内幕交易行为更加严重。邵新建等(2014)[20]以ST类公司为样本考察了借壳上市过程中的内幕交易存在性及其发生机制，发现监管机构对内幕交易的稽查执法越严、公司停牌越及时，越有助于抑制内幕交易；内幕信息知情人预期复牌后股价涨幅越大，内幕交易越严重；较之于国有企业，民营企业的控制人退出时通过内幕交易寻求补偿的动机更为强烈。

三、理论分析与研究假说

内幕信息知情人进行内幕交易行为的动机，直观来看，是为了利用自身掌握的优势信息进行获益。已有大量研究表明，内幕交易主体能够利用内幕信息买卖股票而获取正的超额收益。例如，Seyhun(1986)[14]发现，具有信息优势的公司内部人买入自家公司股票后的超额收益率显著为正，而卖出后的收益率则显著为负(即避免损失)。类似地，Lakonishok and Lee(2001)[12]发现内部人买卖自己公司股票的行为可以较好地预测公司的未来收益率。Friederich et al.(2002)[7]则研究了模仿公司董事交易活动的外部跟风者的收益情况，发现外部跟风者的股票收益率的变动情况与公司董事的短期市场时机把握趋同，支持了公司董事的交易活动可能融合了部分内幕信息。Ke et al.(2003)[10]研究发现，内部人利用会计信息披露的机会进行内幕交易甚至早在信息公开前的两年内就开始。祝红梅(2003)[27]以资产重组公司为样本，研究发现，在信息公告前窗口期[-90, -1]获取的超额收益率占资产重组事件总收益率的80%以上。晏艳阳和赵大玮(2006)[25]以前两批股权分置改革试点公司为样本，发现股改中存在严重的内幕交易行为。概而言之，内幕信息知情人是否进行内幕交易，首先取决于内幕交易能够为其带来的收益，预期内幕交易的收益越高，知情人从事内幕交易的动机越强。据此，本文提出第一个研究假说。

假说1：给定其它条件不变，预期基于并购重组信息进行内幕交易获得的收益越高，内幕交易行为越严重。

关于证券内幕信息的界定，我国新修订的《证券法》第75条明确规定：“内幕信息是指在证券交易活动中，涉及公司的经营、财务或者对该公司证券的市场价格有重大影响的尚未公开的信息”。内幕信息具备的两个重要的特征，即非公开性和重大性。通常而言，内幕信息越重大，其对股票价格的影响越大，内幕信息知情人基于该信息进行内幕交易所能获得的预期回报越大，知情人从事内幕交易的动机可能越强。例如，在长达一年多的停牌后，世纪游轮(002558.SZ)于2015年10月30日公布重组预案，拟以约131亿元的交易对价购买巨人网络100%股权，受此消息刺激，公司股票复牌后股价从34.8元强劲拉升19个涨停板至212.9元，涨幅超过5倍。而截至2014年末世纪游轮的总资产仅为6.5亿元，股票总市值也不过20亿元左右。本文预期，并购重组交易金额越大，预期内幕交易所能带来的回报越高，知情人从事内幕交易的动机越强烈。基于此，本文提出第二个研究假说。

假说2：给定其它条件不变，公司并购重组交易金额越大，内幕交易行为越严重。

在资产重组实务中，上市公司一般会在与潜在并购重组交易各方初步达成实质性意向后，向董事会提交重大资产重组预案，并由董事会依法作出决议。根据《上市公司重大资产重组管理办法》第二十条规定：“上市公司应当在董事会作出重大资产重组决议后的次一工作日披露重大资产重组预案”。上市公司重大资产重组预案披露日一般即为并购重组首次披露日。然而，由于并购重组的参与方众多，包括上市公司及其实际控制人、并购重组交易对方、市场中介机构(券商、会计师事务所等)，以致保密非常困难(邵新建等，2014)[20]。实践中，交易所要求“上市公司应当披露的重大信息如存在不确定性因素且预计难以保密的，… …公司应当第一时间向交易所申请停牌，直至按规定披露后复牌”(参见《深圳交易所股票上市规则》第12.2项规定)。类似地，2016年证监会新修订的《关于加强与上市公司重大资产重组相关股票异常交易监管的暂行规定》第四条规定：“上市公司应当在重大资产重组交易各方初步达成实质性意向或者虽未达成实质性意向但预计该信息难以保密时，及时向证券交易所申请股票停牌”。

然而，并购重组中上市公司具体的停牌时间在很大程度上是由上市公司自行决定，通常情况下，只要公司的停牌及时，比如在刚开始酝酿阶段开始停牌，一方面知情人范围会相对较小，另一方面并购重组交易能否成功还存在很大的不确定性，由此自然会极大的抑制内幕交易。反之，若待并购重组交易已基本敲定时再申请停牌，此时内幕信息知情人的范围更广，内幕交易行为会相对更加严重(邵新建等，2014)[20]。因此，我们预期，上市公司并购重组首次披露前停牌的越及时，越有利于防止内幕信息的扩散泄露，抑制内幕交易行为的发生。据此，本文提出第三个研究假说。

假说3：给定其它条件不变，上公司并购重组信息披露前的停牌越及时，越有助于抑制并购重组过程中的内幕交易行为。

虽然内幕交易可能带来巨额的收益，但相应的违法成本也较高。依据我国《刑法》、《公司法》、《证券法》等涉及内幕交易的相关法律条款，一旦被查处，内幕交易者将面临着包括罚款、市场禁人等在内的各种处罚。李心丹等(2008)[18]基于犯罪经济学框架研究了内幕交易的行为动机和因素，研究表明，正向激励变量强化了内幕交易主体选择从事内幕交易的行为倾向，而法律处罚则显著抑制了知情人的内幕交易行为。给定其它条件不变，内幕交易被监管部门查处的概率越高，内幕交易的期望成本越高，知情人从事内幕交易的动机减弱。

另一方面，虽然我国在内幕交易立法方面日益完善，但在面临复杂的证券犯罪形态时，法律法规的实际执行仍然存在滞后。彭志等(2017)[19]研究发现，2009年之前中国证监会每年查处的行政处罚内幕交易案件不超过5起，这可能仅是我国证券市场实际发生内幕交易的冰山一角。在刑事处罚方面，虽然《刑法》已对内幕交易罪有明确规定，但受司法实践的局限性，相关法院作出的刑事判决寥寥无几。在民事赔偿方面，虽然新修订的《证券法》对民事赔偿责任进行了原则性规定，但因为缺乏操作性和具体的司法解释，导致一些法院并不受理该类案件。不难发现，复杂的证券犯罪形态和执法的相对滞后，使得法律处罚的威慑力被削弱，增加了内幕交易者的侥幸心理，从而使得真实的违法成本较低，内幕交易行为屡禁不止。

当然，我们也不应忽视证监会禁止内幕交易的努力。彭志等(2017)[19]发现，2010年起，我国证监会对于内幕交易行为的稽查执法力度相对之前开始大大的加强，被查处的内幕交易案件数迅速增加，每年均在10起以上。在2014年查处的案件数更是达到了顶峰，共对47起内幕交易案件进行了行政处罚。加强行政处罚力度反映了证监会对内幕交易“零容忍”的态度，以及对中小投资者的保护，有助于抑制内幕信息知情人的内幕交易行为。由此，本文提出如下研究假说。

假说4：给定其它条件不变，证监会对内幕交易的稽查执法力度越强，越有助于抑制并购重组过程中的内幕交易行为。

研究设计

一、样本选择与数据来源

本文选取了沪深两市上市公司在2009～2014年期间首次披露的597起并购重组事件作为初始样本。并购重组数据取自于Wind金融资讯的并购重组数据库。为更好地识别并购重组事件的市场反应，避免停牌期间其他诸多因素的混淆干扰，本文剔除了停牌超过两年才首次披露并购重组信息的样本(17个)。此外，剔除个别实证分析所需财务、股价数据缺失的样本，最终得到573个样本观测。本文所需财务和股价数据均来源于国泰安(CSMAR)数据库。为减轻潜在异常值的影响，在回归分析中还对所有连续变量在1%和99%的水平上进行缩尾处理。

二、模型设定

首先，内幕交易程度的衡量。借鉴Griffin et al.(2011)[8]和Cai et al.(2016)[5]的研究，本文分别采用超额换手率和超额波动率指标来衡量内幕交易程度。

对于超额换手率(Abnormal Turnover，简称AT)指标，我们将并购重组首次披露后的第一个交易日定义为事件日第0天，事件窗口期为[-2, +2]，估计期为[-30, -11]。然后采用如下公式计算得AT指标：

对于超额波动率(Abnormal Volatility，简称AV)指标，我们选取事件窗口期为[-2, +2]，以事件日前后[-30,-3]和[+3, +30]窗口为波动率基准。并采用如下公式计算得AV指标：

其中，ri,t和rm,t分别表示第t天个股和市场的收益率。AT和AV指标越小，表明事件窗口反应越小，股票交易量和收益率波动率越接近于平常的水平，这意味着内幕信息提前泄露的越多，内幕交易越严重。因此，二者均是内幕交易程度的反向衡量指标。

其次，为检验本文研究假说，我们构建如下模型(3)：

其中，因变量Insider为公司并购重组公告日附近的内幕交易程度，分别用前文的AT和AV指标衡量。根据前文四个研究假说，模型的核心解释变量X分别定义如下：(1)预期内幕交易的收益。假设具有信息优势的内幕信息知情人的预期是理性的，则可以用实际收益作为预期收益的代理变量(邵新建等，2014)[20]。具体，本文用窗口期[-30, 10]的累计异常收益率CAR[-30, 10]作为内幕交易的期望收益率。(2)并购重组规模(Trade_Value)。本文用并购重组交易对价占上市公司年初总资产的比例来衡量并购重组规模。(3)并购重组信息披露前停牌的及时性(Suspend)。本文用提前停牌日与并购重组公告日的间隔天数(加1后取自然对数)来衡量公告停牌的及时性。(4)内幕交易的稽查执法力度(CSRC)。本文用前一年度中国证监会行政处罚的内幕交易案件数(加1后取自然对数)来衡量执法力度，数值越大，表示内幕信息知情人所处的监管环境越严厉。

此外，我们在模型中还控制了公司基本面特征，包括公司规模、资产负债率和公司业绩。其中，公司规模(Size)等于期初公司总资产的自然对数；资产负债率(Lev)等于期初公司负债总额除以总资产；公司业绩用前一年总资产收益率衡量。为控制行业和年度固定效应的影响，我们还在模型中加入了哑变量Industry和Year。

根据前文研究假说，由于因变量Insider是内幕交易程度的反向指标，预期模型(3)中CAR[-30, 10]和Trade_Value的回归系数显著为负，Suspend和CSRC的系数显著为正。

实证结果与分析

一、样本分布

表1报告了本文最终样本的分布情况。其中，Panel A列示了样本的年度分布。我们发现，上市公司并购重组呈现明显的逐年递增趋势，从2009年的30起增加到2014年的241起，增长迅速，其中2013年和2014年合计占全样本的75%左右。Panel B列示了样本的行业分布。我们发现，机械、设备、仪表业(C7)最多，占全样本的19.6%；信息技术业(G)和石油、化学、塑胶、塑料业(C4)占比也超过10%；制造业合计占全样本的58%左右。虽然研究样本中制造业所占比例较高，但行业分布与我国上市公司整体行业构成基本类似，因此本文研究样本具有行业代表性。

表1 样本分布

表2 并购重组中的内幕交易行为

二、内幕交易的存在性检验

在对研究假说进行实证分析之前，有必要先进行内幕交易的存在性检验。Keown and Pinkerton(1981)[11]认为，如果在信息公告日之前没有不寻常的价格运动，异常收益率(AR)和累计异常收益率(CAR)应该围绕零上下随机波动。然而，如果在信息公告日之前存在由于内幕信息泄露导致的内幕交易，则应该观察到随着交易日向公告日的临近，AR和CAR逐渐大于零。有鉴于此，本文采用市场调整法估计了并购重组公告日附近[-30, +30]的异常收益率情况。表2报告了相应的结果。我们发现，除了T=-26天和T=-23天外，随着交易日向公告日临近，从T=-7天开始AR显著大于零，直到T=8天，并在T=0天达到最大值0.0639。同时，公告日之前的CAR[-30, -1]等于0.0467，意味着在并购重组信息公告日前即产生了可观的累计异常收益率。

内幕交易不仅会影响相关证券的价格走势，还会引起交易量的异常波动。表2的最后一列显示，在T=-5天之前股票交易量(换手率)基本维持在2.5%附近，随后临近并购重组公告日交易量开始持续上升并在T=5天达到最大值6.1%。值得注意的是，股票交易量在T=0天突然下降，可能是因为经历长时间重组停牌后，重大利好刺激下的复牌当日股票价格往往涨停，实际成交量较低。总而言之，表2的结果表明，相关证券价格好交易量在并购重组公告日之前就发生了异常波动，存在着由于内幕信息泄露所导致的内幕交易行为。

三、描述性统计分析

表3报告了本文主要变量的描述性统计。我们发现，AT的均值为0.985，换言之，[-2, +2]期间的平均换手率只比[-30, -11]期间换手率高0.985%；类似的，AV的均值为2.728，意味着[-2, +2]期间的平均股价波动率是[-30,-3]和[+3, +30]期间内波动率的2.728倍。AT和AV的情况均表明，并购重组信息的发布并未引起股票换手率和波动率的太大变化，市场对并购重组信息进行了较大程度的提前反应，存在着由于内幕信息提前泄露所导致的内幕交易行为。此外，CAR[-30, 10]的均值为0.319，说明内幕交易的收益率较高，这为知情人进行内幕交易提供了巨大的动力。Trade_Value的均值为1.907，即并购重组规模为重组前公司总资产的两倍左右，涉及交易金额较大。Suspend的均值为4.212，说明上市公司一般在并购重组公告前三个月即实施了停牌(e4.212≈93天)。

表3 描述性统计

表4报告了主要变量的相关系数。结果显示，AT与AV的相关系数为0.2307，在1%的水平上显著，说明两种衡量内幕交易程度的方法具有内在一致性。AT与CAR[-30, 10]和Trade_Value的相关系数分别为-0.3063和-0.1376，均在1%的水平上显著；AV与Suspend的相关系数为0.0830，在10%水平上显著；AT与CSRC的相关系数为0.0645，但不显著(p值为0.123)。AV指标与这些变量的相关系数结果类似。总体而言，单变量相关系数结果基本与研究假说的预期一致。此外，控制变量Size和Lev与AT和AV的相关系数均不显著。ROA与AT和AV的相关系数分别在5%和1%水平上显著为正，意味着业绩差的公司内幕交易程度更加严重。实际上，并购重组可以让绩差公司在短期内变为绩优公司，对资本市场构成绝对的利好，巨大的利益驱动往往容易引发内幕交易问题。因此，越是业绩差的公司留给资本市场的想象空间越大，越可能引发内幕交易等相关问题。

四、多元回归分析

表5报告了本文主要研究假说的回归结果。其中，Panel A列示了采用AT衡量内幕交易程度时的检验结果。从第(1)列不难发现，内幕交易预期收益率CAR[-30, 10]的系数为-1.5313，且在1%的水平上显著为负。这表明，在控制其他影响因素后，预期的内幕交易收益率越高，上市公司并购重组公告前后的内幕交易行为越严重，这支持了前文的假说1。从第(2)列可以看出，并购重组交易金额Trade_Value的系数为-0.1072，在1%的水平上显著为负。这表明，在控制其他影响因素后，并购重组交易规模越大，并购重组公告日附近的内幕交易行为越严重，支持了本文的研究假说2。第(3)列显示，公告前停牌的及时性变量Suspend的系数为0.0881，但统计上不显著(T统计量为0.83)。回归系数的符号与本文预期一致，并购重组公告前停牌的越及时，越有助于内幕信息的保密，可一定程度缓解内幕交易行为的发生，但该影响不具有统计显著性。第(4)列则发现，证监会执法力度变量CSRC的系数为0.2450，符号与本文的预期一致，中国证监会针对内幕交易的稽查执法力度越强，越有助于抑制并购重组过程中的内幕交易行为，但该系数仅边际显著(marginally significant)。第(5)列将几个核心解释变量同时加入模型进行回归，我们发现这些变量的回归系数符号没有变化，且均与本文假说的预期一致，但显著性略有变化。其中，Trade_Value的显著性有所下降，Suspend和CSRC的系数则由不显著变为分别在1%和10%的水平上显著为正，从而支持了假说3和假说4。

Panel B列示了采用AV衡量内幕交易程度时的检验结果。从第(1)列可以看出，内幕交易预期收益率CAR[-30, 10]的系数为-0.3015，在1%的水平上显著为负，这支持了研究假说1。第(2)列可以发现，与Panel A不同，并购重组交易规模Trade_Value的系数虽然为负，但统计上不显著。第(3)列可以看出，公告前停牌的及时性变量Suspend的系数为0.3530，且在1%的水平上显著，这支持了假说3。第(4)列可以发现，与Panel A类似，证监会执法力度CSRC的系数为正，但该系数仅边际显著。第(5)为对本文研究假说的综合检验，我们发现，除了Trade_Value不显著外，其他几个核心解释变量的回归系数均与预期一致，且在1%或10%的水平上显著。

此外，在控制变量方面，Size的回归系数在采用AT衡量内幕交易时符号为负且大多不显著，在采用AV衡量内幕交易时符号为正且基本不显著。Lev的回归系数符号虽然基本都为正，但均不显著。而ROA的系数大多显著为正，这意味着本文样本中业绩较差的公司内幕交易更为严重，这与前文表4的单变量相关系数结果一致。

总体来看，无论是采用AT还是AV衡量内幕交易，表5的结果表明，预期的内幕交易收益率越高，并购重组交易金额越大，并购重组公告日附近的内幕交易行为越严重；公告前停牌的越及时，证监会行政执法力度越大，则越有助于抑制内幕交易行为。因此，本文的四个研究假说基本得到验证。

表5 主要假说检验结果

五、稳健性检验

考虑到内幕交易指标的衡量是本文的关键，为使研究结论更为可靠，我们还进行了以下稳健性检验。

首先，改变估计窗口。衡量内幕交易程度时，Cai et al.(2016)[5]选取[-40, -11]为估计期计算AT指标，同时选取[-55, -3]和[+3, +55]为估计期计算AV指标。在稳健性检验中，本文采用完全一致的估计窗口重新计算内幕交易指标，分别记为AT40_2和AV55_2。结果显示，除了在对研究假说综合检验时，Trade_Value的系数变得不显著之外(T值分别为-1.45和-1.26)，其他结果与表5基本类似，本文研究结论未发生实质性变化。

其次，改变事件窗口。参照Cai et al.(2016)[5]的研究，选取[-2, +2]为事件窗口。然而，表2结果表明，实际中我国并购重组消息引发的股票价格和成交量异动主要集中在公告日前后五天左右。因此，本文将并购重组事件窗口扩大为[-5, +5]，然后重新计算得内幕交易程度指标AT30_5和AV30_5。结果显示，除了采用AT30_5衡量内幕交易时CSRC的系数变得不显著外(T值为1.360)，其他结果与表5类似，本文研究假说仍然成立。

拓展性分析

在上市公司并购重组实践中，从并购重组信息首次披露到最终实施完成通常需要经历一段较长的时间2，因此并购重组能否最终成功充满了不确定性。实际上，并购重组失败的案例比比皆是，而失败的并购重组可能并不能为内幕交易者带来显著为正的超额回报3。作为具有信息优势的内幕知情人，倾向于在预期并购重组能够取得成功时进行内幕交易，以获取可观的回报，从而避免并购重组失败带来的风险。基于上述分析，我们预期前文发现的研究结果更可能存在于并购重组成功的子样本中，而对于并购重组失败的样本，知情人进行内幕交易的行为动机较弱。

具体，本文首先将重组进度为“失败”、“失效”、“停止实施”、“延期实施”、“未通过”、“发审委未通过”、“股东大会未通过”、“证监会暂停审核”等类型的样本划分为“并购重组失败”子样本；将重组进度为“完成”、“实施”、“过户”、“签署转让协议”、“董事会预案”、“证监会批准”等类型的样本划分为“并购重组成功或进行中”子样本。然后，利用模型(3)分子样本重新对研究假说进行检验，表6报告了相应的回归结果(限于篇幅，表中仅列示了核心解释变量的结果)。其中，Panel A报告了基于“并购重组成功或进行中”子样本的结果，不难发现，除了第(1)列的CSRC和第(2)列Trade_Value的系数变得不显著之外，其他几个核心解释变量的系数与表5类似，且均显著。Panel B报告了基于“并购重组失败”子样本的结果，虽然这几个核心解释变量的系数符号与预期一致，但大多不显著。总体而言，本文的研究假说在“并购重组成功或进行中”子样本成立，而在风险较高的“并购重组失败”子样本基本不成立，支持了内幕交易人具有信息优势。

表6 分子样本检验结果

研究结论与启示

上市公司并购重组作为内幕交易的“重灾区”，一直以来备受证券监管部门的关注，打击内幕交易是中国证监会近年来的监管重点。本文以2009～2014年期间首次披露的573起并购重组事件为样本，研究了并购重组过程中内幕交易的存在性及其可能的催生或制约因素，得出了以下结论：(1)并购重组过程中，普遍存在信息的提前泄露与内幕交易问题，相关证券的价格和交易量在并购重组公告日附近发生明显的异常波动。(2)内幕交易的发生受到特定因素的影响。具体而言，预期的内幕交易收益越高、并购重组交易金额越大，并购重组公告前后的内幕交易行为越严重；公司在并购重组信息披露前停牌的越早、中国证监会行政执法力度越大，越有助于抑制内幕交易行为。进一步，拓展性检验还发现，本文的研究结果主要存在于并购重组成功的子样本中。

本文的研究发现有以下几点重要启示：首次，上市公司应进一步做好并购重组等重大信息的保密工作，避免相关信息的提前泄，并在交易双方初步达成实质性意向时及时向证券交易所申请股票停牌。其次，上市公司应进一步提高信息披露的及时性，在遵守交易所股票上市规则的同时，还应严格执行证监会颁布的《上市公司重大资产重组管理办法》、《关于加强与上市公司重大资产重组相关股票异常交易监管的暂行规定》等法律规章。内幕交易往往伴随着公司信息披露的延迟、信息披露的时机选择，提高信息披露的及时性有助于抑制内幕信息知情人进行内幕交易。第三，相关监管部门应进一步加强对内幕交易行为的稽查执法力度，强化《刑法》、《公司法》以及《证券法》等法律法规的实际执行效果，增加实际违法成本，从而对内幕交易行为起到威慑作用。

注释

1.彭志等(2017)[19]研究发现，中国资本市场近20年查处的内幕交易案件中，利用并购重组信息进行的内幕交易案件达60起，占全部案件的38.2%。

2.未报告的结果显示，本文研究样本中，上市公司并购重组首次披露到最终实施完成的间隔平均为314天，中位数为273天，且超过一年的样本占30%左右。这表明，一起并购重组事件大约需要9～12个月的时间才能完成。

3.前文表3的描述性统计结果显示，CAR[-30，10]的25%分位点为-0.0214，这意味着至少有四分之一的研究样本的预期内幕交易收益率是负的。