内部人交易与信息效率——来自中国上市公司的经验证据

陈作华 陈娇娇

(山东财经大学会计学院，山东 济南 250014)

引言

近年来，内部人交易尤其是内部人减持引起了资本市场和政府监管部门的高度关注。内部人交易指公司股东、董事、监事和高管及其亲属(包括配偶、子女、父母与兄弟姐妹等)买卖本公司股票的行为。2017年5月26日中国证监会发布实施经修订的《上市公司股东、董监高减持股份的若干规定》，目的在于为内部人减持行为扎上制度藩篱，抑制内部人的过度投机行为，引导他们规范、理性和有序减持。相应地，中国证监会对内部人违规减持行为加强了监管和处罚力度，诸多违规减持案例频繁见诸报端。

在内部人减持备受关注的制度背景下，内部人交易经济后果研究成为学术界聚焦的热点。在内部人交易文献中，鲜有基于中国制度背景，从企业特质信息视角来研究内部人交易对信息效率的影响。信息效率是指企业特质信息反映到股价中的程度，又称非股价同步性(Piotroski和Roulstone，2004；Hutton等，2009)[31][20]。现有理论对于内部人交易提升还是抑制信息效率仍存争议，一种观点认为内部人交易揭露了尚未反映到股价中的企业特质信息(Ke等，2003；Piotroski和Roulstone，2005)[23][30]，激励了套利交易者搜集和运用企业特质信息进行交易获利，驱动了股价变动。因而，内部人交易能够提升信息效率。另一种观点认为内部人交易具有挤出效应(Fishman和Hagerty，1992)[18]，即阻止其他市场参与者获取信息。一旦挤出效应占支配地位，内部人交易将抑制企业特质信息反映到股价中，降低信息效率。基于西方发达市场，Piotroski和Roulstone(2004)[31]研究发现内部人增持提升了信息效率，认为内部人减持主要源于流动性动机和多元化动机而不会提升信息效率。针对上述争议与已有研究，考虑到中国作为新兴转型经济体，2006年开始允许内部人交易，这为本文提供了探索内部人交易对信息效率的影响是否存在中西方差异的研究机会，如果存在差异，差异究竟体现在哪些方面呢？企业信息环境对内部人交易与信息效率的关系又有哪些影响？

为回答上述问题，本文以中国沪、深A股非金融类上市公司为研究对象，考察了内部人交易对信息效率的影响，并进一步探索企业信息环境在二者关系中发挥的角色。首先，研究发现，内部人减持有助于企业特质信息反映到股价中，内部人减持提升了信息效率，这种影响在国有企业更为显著；其次，研究发现，在内部控制质量较好、机构投资者持股比率较高以及财务分析师关注较多的上市公司，内部人减持更有助于信息效率的提升，企业信息环境发挥的是“激励效应”而不是“挤出效应”；最后，基于中国证监会放松卖空管制这一准自然实验，排除了“噪音信息”对本文结论的影响。

与已有研究相比，本文贡献可能体现在以下三个方面：第一，提供了与西方文献不同的研究结论和证据，丰富和发展了内部人交易与信息效率研究。基于中国制度背景，研究发现内部人减持更能提升信息效率，提供了内部人交易对信息效率的影响在交易方向上存在差异的证据；第二，丰富了R2相关理论。与已有研究不同，本文立足于中国制度背景和实践，探讨内部人减持与信息效率的关系，丰富了R2理论；第三，研究结论对政府监管部门制定相关政策具有启示意义。本文研究发现，中国上市公司内部人减持能提升信息效率，有利于企业特质信息反映到股价上。这一结论为政府监管部门立足中国实践、更具针对性制定相关政策提供了启示，不应套用西方发达资本市场的经验。监管部门在严厉打击违法违规减持时应避免误伤内部人正常的减持行为，既要防范恶意减持、“精准”减持、“清仓式”减持等对资本市场带来的负面影响，又要充分保证内部人减持交易行为在资本市场发挥积极作用。

文献回顾与研究假设

一、文献回顾

相较于中国资本市场，西方资本市场一直允许内部人交易，因而西方学术界在内部人交易研究领域成果更为丰硕。通过梳理中西方文献后发现，学界主要从交易收益、交易信息含量与信息操控等方面对内部人交易经济后果进行了深入研究。在内部人交易文献中，研究内部人交易在信息效率上所发挥角色的文献较少。Piotroski和Roulstone(2004)[31]研究发现内部人增持股票降低了股价同步性，表明内部人增持有助于企业特质信息反映到股价中。Fernandes和Ferreira(2008)[17]研究发现在发达国家内部人交易法律的实施提高了股价信息含量，更多企业特质信息反映到股价中，而在新兴市场国家，这一关系则消失了。上述两篇文献尽管涉及内部人交易对信息效率的影响，它们均未考虑新兴市场国家内部人交易行为对信息效率的影响，而不同制度背景下内部人交易对信息效率的影响可能存在差异，需要厘清其背后的逻辑。

在新兴市场国家，代理问题比较严重，弱投资者保护和企业层面透明度低相伴存在，这些问题根源于公司治理制度不完善和治理环境差(Kim等，2016)[24]，以及财务分析师、独立审计师和机构投资者等较差的外部监督。因而，在新兴经济体中，企业特质信息反映到股价中的数量较少，效率较低，股价同步性较高。Morck等(2000)[29]研究发现，人均GDP较高的经济体，股价以一种相对非同步的方式变化；相反，人均GDP较低的经济体中，股价倾向于同步上升或下降。研究表明，金融制度发展水平和公司治理水平较差的国家，R2较高。Li等(2004)[27]研究发现，资本市场开放度和拥有更好法律制度的国家，有较低的R2。Fernandes和Ferreira(2008)[17]基于全球背景下，检验了股价如何正确并及时地反映企业特质信息，研究发现交叉上市与股价信息含量正相关，股价信息含量的改善集中在发达市场的企业，交叉上市与新兴市场企业股价信息含量负相关。

已有研究信息效率影响因素的文献涵盖了国家层面的投资者保护和企业透明度等因素，以及企业层面信息透明度(包括财务报告透明度、会计信息披露质量)、公司外部治理(包括机构投资者、财务分析师和独立审计师)等因素。为数不多的两篇文献研究了发达资本市场内部人交易对信息效率的影响，两篇文献均忽视了新兴市场国家与发达市场国家在这一问题上可能存在的差异。中国作为新兴市场国家，2006年开始放松内部人交易限制，这为本文提供了探索内部人交易对信息效率的影响是否存在中西方差异的研究机会，有助于丰富和发展内部人交易经济后果与信息效率影响因素研究。

二、理论分析与研究假设

内部人是企业运营、投融资活动、风险与发展机会信息的最知情当事人。内部人相对于其他外部投资者具有信息优势，二者信息占有不对等。内部人拥有的信息优势主要有两类，分别是估价判断优势和未来现金流量预测优势(Piotroski和Roulstone，2005)[30]。内部人依据掌握的估价判断优势和现金流量预测优势能够预见到未来股价或现金流走势。如果未来股价或现金流上升，将驱动内部人增持；否则，将驱动内部人减持。因而，内部人增持或减持可能会传递出反映公司未来回报的特质信息。不过，在西方研究文献看来，相对于内部人增持，内部人减持更可能是由个人流动性动机或多元化动机驱动的，内部人减持不能更好地预测未来的回报，预测能力比较弱(Lakonishok和Lee，2001)[25]。比如Chua和Nasser(2016)[15]检验了流动性需要驱动了内部人减持，研究发现，内部人流动性水平越低，内部人减持水平越高。与上述文献立足于西方发达市场不同的是，中国作为新兴转型经济体，监管机制不完善，投资者保护、内部人货币性薪酬水平较低，内部人减持规模远大于增持规模。中国独特的制度背景可能会提供与西方不同的研究发现，内部人交易对信息效率的影响可能在交易方向上存在中西方差异。

中国资本市场是一个处于转型经济中的新兴市场，公司治理制度不完善和治理环境差仍是中国上市公司普遍面临的问题。高管通过信息操控甚至内外勾结等手段，意在配合其交易行为尤其是减持行为，比如高管通过“选择性”或“迎合性”披露利好消息，或控制信息披露节奏，向市场传递其看好公司未来发展前景的信号，在股价高位时减持股票从而获取超额回报。易志高等(2017)[6]研究发现公司通过策略性媒体披露帮助高管通过高位减持实现财富转移，曾庆生等(2018)[9]研究发现，高管通过年报语调管理营造乐观的氛围配合其年报公布后的减持行为，但没有发现高管通过年报语调管理来为随后的买入股票营造悲观的氛围。在中国资本市场，由于内部人买入股票后六个月内不准出售，因而内部人获得中短期超额回报的动机不强，朱茶芬等(2011)[8]的研究支持了这一观点。因而，相对于内部人增持股票，内部人减持股票可能蕴含更多私有信息。

对于减持行为而言，内部人减持股票降低了内部人在公司的所有权份额，对公司的剩余索取权比例随之下降，会鼓励内部人以职务消费的形式侵占更多其他股东的利益，导致代理成本增加(Jensen和Meckling，1976)[21]。而且内部人减持股票可能表明，内部人对执行公司未来发展战略和提升公司价值的信心不足。因而内部人减持行为向市场传递了投资该公司股票获利性较差的信号(Gu和Li，2007)[19]。因此，内部人通过减持交易行为揭露了那些尚未反映到股价中的私有信息和企业特质信息(Ke等，2003；Piotroski和Roulstone，2005)[23][30]，并将它们传递给了套利交易者，提醒了套利交易者，引起了他们的关注(Carlton和Fischel，1983)[12]，激励他们搜集并运用企业特质信息进行交易获利。套利交易者运用非公开的企业特质信息进行交易驱动了股价变动，是特质信息反应到股价中的途径(Roll，1988)[32]。在内部人掌握企业特质信息优势的既定条件下，相对于增持，内部人减持更能提升信息效率，有助于企业特质信息更多和更快地反映到股价中。

基于以上分析，提出假设H1a：

H1a：在其他因素不变的情况下，相对于增持，内部人减持有助于企业特质信息反映到股价中，即内部人减持会提升信息效率。

内部人利用掌握的估价判断和未来现金流量预测等信息优势减持股票损害了外部人利益，打击了外部人信心，从而抑制了外部人投资(Ausubel，1990)[10]，压制了股票市场的参与性和流动性(Leland，1992)[26]，降低了外部投资者的交易量和可获得的回报，并带来了额外的逆向选择问题和无效的公司行为(Manove，1989)[28]。相应地，企业特质信息通过内部人减持交易传递的数量得以降低，而且收集企业特质信息对套利交易者失去吸引力。因而，内部人减持将挤出企业特质信息的收集和传递，具有挤出效应(Fishman和Hagerty，1992)[18]。

内部人减持被外部投资者视为判断公司未来业绩和发展前景的信号，成为外部投资者决策的重要信息来源。内部人减持所具有的信号传递效应可能会挤出或替代套利交易者对企业特质信息的搜集。套利交易者一旦知道与拥有信息优势内部人进行交易的话，他们将投入更少的资源搜集信息。

基于上述分析，内部人减持对企业特质信息具有挤出效应，一旦挤出效应占支配地位，内部人减持将抑制信息效率。为此，提出竞争性假设H1b：

H1b：在其他因素不变的情况下，相对于增持，内部人减持不利于企业特质信息反映到股价中，即内部人减持会抑制信息效率。

研究设计

一、样本选择与数据来源

内部人交易数据来自于深圳证券交易所和上海证券交易网站公布的数据。选取2007～2016年度中国沪深两市A股上市公司为研究样本。在选取公司董事、监事和高级管理人员股份变动信息时，剔除了交易股份数量小于5000股的数据，以及公司年度交易次数小于5次的公司样本，共得到36931笔1内部人交易数据(共涉及3029个公司/年样本观测值)。满足上述条件后，再剔除金融保险业样本以及数据缺失样本，最终得到2458个公司/年观测样本。

其他相关数据均来自深圳国泰安信息技术有限公司的CSMAR数据库。对所有连续变量分别进行了1%和99%的winsoration处理。

二、关键变量的度量

1.内部人交易的度量

借鉴Piotroski和Roulstone(2004)[31]、陈作华等(2018)[1]与陈作华和方红星(2019)[2]，用内部人减持交易总金额(或总股数)与增持交易总金额(或总股数)之差，除以内部人减持交易总金额(或总股数)与增持交易总金额(或总股数)之和，即以内部人净减持比率来衡量内部人交易行为。公式如下：

Soldt为内部人t年减持股份总股数(或总金额、次数)，Purchasedt为内部人t年增持股份总股数(或总金额、次数)。Nsr介于-1和1之间，数值越大，则内部人减持股份的占比越大，说明内部人股份减持程度越强。Nsr1、Nsr2和Nsr3分别为基于交易总股数、交易总金额和交易次数测度的内部人交易。

2.信息效率的度量

以企业特质回报变异(即总变异的一部分)作为信息效率的替代变量。借鉴Roll(1988)[32]与Hutton等(2009)[20]，将个股股票回报分解为市场层面回报、行业层面回报以及企业层面的特质回报，通过模型(2)提取企业特质回报变异。具体而言，对模型(2)分公司分年度进行时间序列回归，得出每家公司每年的R2。在对模型(2)的回归中，剔除每家上市公司或每只股票1年中个股周回报率少于36周的样本。

其中，rj,t表示第j只股票t期的周回报率；rm,t表示t期以流通市值加权计算的市场周回报率，以总市值加权计算的市场周回报率应用在稳健性检验中；ri,t表示t期行业内加权平均周回报率；εj,t表示残差项，它捕捉了市场和行业信息所无法解释的信息，即企业特质信息对股票收益的影响。就个股而言，当企业特质信息对股票收益冲击越大，收益率离中趋势越明显，残差也越大，回归方程(2)的调整R2越小。1-R2度量了企业特质信息流，但它介于0和1之间，为实证检验带来了复杂性，参照通常的做法，对R2进行逻辑转换，如下：

Idiosyn的值越大，则信息效率越高。

三、模型构建

参考Hutton等(2009)[20]与陈作华(2015)[3]，构建模型(4)：

其中，控制变量Controls包含：公司规模Size，资产负债率Lev，公司业绩Roe，账市比Bm，公司上市年限Age，经营现金流的波动性Std_cfo，同时控制了行业和年度效应，并在企业层面进行了聚类(Cluster)处理。变量定义如表1所示。

表1 变量说明

表2 描述性统计

表3 主要变量的单变量检验

实证结果与分析

一、描述性统计

表2列示了主要变量的样本描述性统计。衡量信息效率Idiosyn的均值为-0.240，中位数为-0.271；标准差为0.722，说明信息效率指标在样本间分布较为分散且差异较大。R2均值为0.554，中位数为0.567，与Hutton等(2009)[20]描述性统计中的数据(即R2均值为0.250，中位数为0.209)对比后，发现中国上市公司R2的均值和中位数均远大于美国上市公司。这支持了Morck等(2000)[29]、Li等(2004)[27]的观点，即相对于新兴市场国家，资本市场开放度和金融发展水平较高以及法律制度更完善的国家，有较低的R2。内部人交易变量Nsr1、Nsr2和Nsr3介于-1和1之间，从均值和中位数的分布来看Nsr1、Nsr2和Nsr3右偏，表明内部人减持占比较大。

为进一步检验内部人交易与信息效率之间的关系，依据Nsr1的大小，将样本上市公司划分为倾向于增持组(即买入组)和倾向于减持组(即卖出组)，分别进行均值差异t检验和中位数差异ranksum检验，以比较增持组和减持组的信息效率是否存在显著差异。单变量分析结果见表3。单变量分析表明，相对于增持组，内部人减持组的信息效率值更高，初步印证了假设H1a。

二、基本回归结果分析

表4报告内部人交易对信息效率的回归结果。第(1)列、(2)列和(3)列中，内部人净减持比率Nsr1、Nsr2、Nsr3的系数分别为0.042、0.042和0.037，p值分别为0.017、0.014和0.043，均在5%水平上显著，这表明内部人净减持比率与信息效率呈显著的正相关关系，内部人减持越多，信息效率越高，初步验证了假设H1a的成立。回归结果表明内部人通过减持交易将企业特质信息传递给了市场参与者，提升了信息效率，推动了企业特质信息反映到股价中。研究结果表明内部人交易对信息效率的影响在交易方向上与西方文献存在差异。

表4 内部人交易与信息效率

表5 基于实际控制人性质的分组检验

三、基于实际控制人性质的分组检验

国有企业董监高等内部人除具有“经济人”身份外，还兼具“政治人”身份(杨瑞龙，2013)[5]。政治动机对国有企业董监高行为的影响，有时甚至比经济利益更为重要(杨瑞龙，2013)[5]。国有企业董监高的最终任免权在于地方或中央政府，抑或是国资委，他们的晋升模式类似于政府官员晋升的锦标赛机制(周黎安等，2007)[7]。为获得政治晋升，降低政治风险，国有企业董监高较为注重提升公司业绩和增加透明度。国有企业董监高的“政府官员”身份使得他们更为关注政治声誉，增强与减持行为相关的信息披露，提高减持透明度。因此，可以预期，相对于非国有企业，国有企业内部人交易可能会有助于企业特质信息传递到市场上，高效地反映到股价中。

基于实际控制人性质，将样本组分为国有企业组和非国有企业组进行分组回归，回归结果见表5。从回归结果可见，在非国有企业组，Nsr1、Nsr2和Nsr3的系数虽然为正，但均不显著；在国有企业组，Nsr1、Nsr2和Nsr3的系数均在1%水平上显著为正。结果表明，内部人减持与信息效率的正相关关系在国有企业更为显著。

四、稳健性检验

1.内生性问题

内部人减持提升了信息效率的结论可能会受到内生性问题的影响。即信息效率较高企业的内部人更可能减持，减持倾向更明显。为此，选择两种方式来处理内部人减持与信息效率之间可能存在的内生性问题。

首先，借鉴Brown和Hillegeist(2007)[11]，运用两阶段最小二乘法(2SLS)处理内生性问题。在第一阶段中，运用内部人减持与否的probit估计，被解释变量Sale分别为Sale1、Sale2与Sale3，因Nsr1右偏严重，当Nsr1小于33百分位时，Sale1取0，大于33百分位，Sale1取1；Sale2和Sale3的度量方法同Sale1。解释变量为内部人减持的影响因素，具体见模型(5)。在第二阶段中，将第一阶段probit模型(5)的概率拟合值(即估计的内部人减持概率)Nsr1_instr、Nsr2_instr和Nsr3_instr作为模型(4)的解释变量。

其他主要解释变量包括：Size为公司规模；Bm为账市比，衡量公司是否属于价值型公司；Age为公司上市年限；Momentum为内部人每年最早一笔交易前180天的购买并持有超常回报；Retvol为公司个股每年日回报的标准差；Lnstock为内部人持有股份市值之和；Inst为机构投资者持股比例；Ana为分析师跟踪数量。

将模型(5)回归的拟合值2，即内部人减持概率Nsr1_instr、Nsr2_instr和Nsr3_instr作为模型(4)的解释变量，对模型(4)进行回归，结果见表6。Nsr1_instr、Nsr2_instr和Nsr3_instr分别为0.056、0.055和0.059，p值全部为0，均在1%水平上显著。结果表明，前述结论是稳健的。

其次，为进一步控制内部人减持与信息效率之间的内生性问题，采用倾向得分匹配法匹配其他特征相似而只有交易方向不同的公司，对比观测信息效率差异来识别内部人减持对信息效率的影响。内部人减持行为受到多种因素的影响，控制的匹配变量包括公司特征变量(公司个股每年日回报的标准差、账市比、上市年限)、制约内部人减持的治理变量(机构投资者持股比例、分析师跟踪数量)、内部人持股变量(内部人持有股份市值之和、内部人每年最早一笔交易前180天的购买并持有超常回报)。

为保证结果稳健，采用了一对一近邻匹配法、半径匹配法和核匹配法来检验内部人减持对信息效率的影响3。表7报告了匹配前和匹配后的估计结果，在近邻匹配中，Sale为1和Sale为0组的Idiosyn1和Idiosyn2匹配后均在1%水平存在显著差异；同样，在半径匹配和和核匹配中，匹配后的信息效率变量在减持组和增持组之间均呈1%水平的显著差异。这表明，在控制了可能的内生性问题后，内部人减持对信息效率的正向影响依然显著，再次表明内部人减持提升了信息效率的结论是稳健的。

表6 第二阶段回归结果

表7 倾向得分匹配结果

2.信息效率的替代度量

在模型(2)中，以总市值加权计算的市场周回报率替代流通市值加权计算的市场周回报率作为rm,t的度量指标，再次对信息效率变量Idiosyn进行度量，并纳入模型(4)重新回归，回归结果显示，Nsr1、Nsr2和Nsr3的系数均显著为正。限于篇幅，未报告。

为保证结果的稳健性，基于模型(6)计算R2，重新度量Idiosyn，对模型(4)进行回归。结果发现，Nsr1、Nsr2和Nsr3的系数均在1%水平上显著为正，内部人减持有助于企业特质信息反映到股价中的结论是稳健的。限于篇幅，未报告。

3.基于R2的检验

R2越大，企业特质信息反映到股价中的程度越小，表明信息效率Idiosyn越小。因此，将R2替代信息效率Idiosyn，对模型(4)进行回归，发现Nsr1、Nsr2和Nsr3的系数均为负，且在5%和10%上显著，表明内部人减持能降低R2，进而有助于企业特质信息反映到股价中，支持了假设H1a。

表8 基于内部控制质量的分组检验

表9 基于机构投资者持股比例的分组检验

企业信息环境对内部人交易与信息效率的影响

企业信息环境是影响信息效率高低的关键因素。在企业信息环境较好的情形下，套利交易者因搜集企业特质信息花费成本较低而参与度较高，有助于企业特质信息反映到股价中，从而提升信息效率，发挥“激励效应”。然而，企业信息环境也可能会替代或挤出套利交易者搜集企业特质信息，从而导致较少的特质信息反映到股价中，发挥“挤出效应”。为此，从企业内部控制、机构投资者和财务分析师三个方面，分别考察企业信息环境的改善对内部人减持提升信息效率的影响。

一、企业内部控制的影响

企业内部控制在缓解内部人和外部人之间的信息不对称方面发挥着重要角色，能够提高财务报告质量和透明度。将内部控制质量作为企业信息环境的替代变量，以深圳迪博内部控制与风险管理数据库中的内部控制指数作为内部控制质量的度量依据，分年度将内部控制指数小于中位数的样本作为内控质量较差组，大于中位数的样本作为内控质量较好组。据此将样本上市公司分为两类，并对两类公司分别进行回归。从回归结果表8可见，在内控质量较差组，Nsr1、Nsr2和Nsr3的系数均不显著；在内控质量较好组，Nsr1、Nsr2和Nsr3的系数均为正，且都在1%水平上显著。结果表明，在内部控制质量较好的上市公司，内部人减持更有助于信息效率提升，高质量内部控制发挥的是“激励效应”。

二、机构投资者的影响

机构投资者拥有卓越的能力、资源和技术收集、处理有用的企业特质信息。机构投资者的投资决策受到企业特质信息的影响，他们持股比例的变化和交易规模将传递信息(Chakravarty，2001)[13]，进而影响价格形成(Collins等，2003)[16]。理论分析表明，机构投资者的监督功能是持股比例大小的函数(Kahn和Winton，1998)[22]，机构投资者长期持有较多的股份，监督管理层的动机就越强；当持股比例较低时，机构投资者将因公司业绩差而出售股份，监督动机较弱。机构投资者监督动机越强，管理者很越隐藏和侵占企业现金流，会降低R2，从而提升信息效率。可以预计，机构投资者持股比例的上升，有助于内部人通过减持交易传递更多企业特质信息，从而提升信息效率。

依据机构投资者持股比例的大小进行分组，分年度将机构投资者持股比例小于中位数的列为机构投资者持股比例较低组，将大于中位数的列为机构投资者持股比例较高组。据此将样本上市公司分为两类，并对两类公司分别进行回归。从回归结果表9可见，在机构投资者持股比例较低组，Nsr1、Nsr2和Nsr3的系数均不显著；在机构投资者持股比例较高组，Nsr1、Nsr2和Nsr3的系数均为正，且都在5%及以上水平上显著。结果表明，机构投资者持股比例的上升有助于内部人减持提升信息效率，机构投资者发挥了“激励效应”。

三、财务分析师关注的影响

学界关于财务分析师在信息效率上发挥的作用存有争议。一方面，财务分析师被视为信息中介，介于内部人和外部中小股东之间。他们之间的职业竞争及对客户业务熟知有助于企业特质信息传递到市场上。另一方面，财务分析师是外部人，相对管理层和重要的机构投资者，较少接触到企业特质信息，财务分析师提供的是更多市场范围或行业范围信息而不是企业特质信息(Chan和Hameed，2006)[14]。因而，财务分析师不能提升信息效率。

表10 基于财务分析师关注的分组检验

针对上述争议，基于财务分析师关注，对样本公司进行分组。分年度将财务分析师跟踪数量小于中位数的列为分析师关注较少组，大于中位数的列为分析师关注较多组。据此将样本上市公司分为两类，并对两类公司分别进行回归。从回归结果表10可见，在分析师关注较少组，Nsr1、Nsr2和Nsr3的系数均不显著；在分析师关注较多组，Nsr1、Nsr2和Nsr3的系数均为正，且都在5%及以上水平上显著。结果表明，财务分析师关注有助于内部人减持提升信息效率，财务分析师发挥的是“激励效应”。

进一步分析

Roll(1988)[32]认为企业R2较低既可能是企业特质信息资本化的结果，又可能是噪音信息推动的结果。如果Roll(1988)[32]噪音信息的观点是正确的，企业特有回报变异反映的是噪音交易，那么内部人减持提升信息效率可能存在另外一种解释，即内部人减持导致市场上噪音信息的增多，市场范围信息和行业范围信息对股价的解释力度降低，企业特有回报变异增加。为排除噪音信息的影响，本文基于中国证监会放松卖空管制这一准自然实验进行测试。2010年3月31日中国证监会正式放开卖空管制，投资者可以对特定的股票进行卖空。李志生等(2015)[4]研究发现，融资融券交易的推出有效改善了中国股票市场的定价效率。在噪音信息较大的中国股票市场，卖空机制可有效提升市场效率，降低噪音信息的影响。

作为新兴的资本市场，与发达资本市场不同，中国股票市场只有少部分股票为融资融券标的，其他大部分股票并不能卖空(李志生等，2015)[4]。基于此，一方面，将融资融券标的股票区分为放松卖空管制前组和放松卖空管制后组4，进行分组回归。另一方面，将放松卖空管制后的融资融券标的股票作为实验组，将非融资融券标的股票作为对照组，进行分组回归。相对而言，放松卖空管制后相对放松卖空管制前噪音信息的干扰更小。如果前述结果主要是噪音信息造成的，那么放松卖空管制后，内部人减持对信息效率的影响应当减弱甚至消失。基于融资融券标的股票分组回归结果见表11，放松卖空管制后组，Nsr1、Nsr2和Nsr3的系数均显著为正。结果表明，在放松卖空管制后噪音信息降低的情形下，内部人减持与信息效率的正相关关系仍然显著，因而噪音信息的影响得以排除。基于融资融券标的股票与非融资融券标的股票对比分析(见表12)发现，在融资融券标的股票组，Nsr1、Nsr2和Nsr3的系数显著为正；而在非融资融券标的组，Nsr1、Nsr2和Nsr3的系数均不显著。结果表明，相对于非融资融券标的股票组，在融资融券标的股票组，即噪音信息干扰较少的情形下，内部人减持更有助于提升企业特质信息反映到股价中。

表11 融资融券标的股票放松卖空管制前后分组对比分析

表12 融资融券标的股票与非融资融券标的股票对比分析

结论与启示

内部人交易经济后果已成为国内外研究的热点问题，大量文献对此进行了研究。尽管少量西方文献对内部人交易与信息效率的关系进行了考察，然而这些文献主要基于发达资本市场，其研究结论可能不适用于新兴市场国家。当前，尚未有文献研究新兴市场国家内部人交易对信息效率的影响。鉴于此，本文选用沪、深A股非金融类上市公司为研究对象，实证分析了内部人减持对信息效率的影响，并探索了信息环境对二者关系的影响。研究发现，内部人减持提升了信息效率，有助于企业特质信息反映到股价中，而且企业信息环境发挥出了“激励效应”而不是“挤出效应”。进一步，本文基于中国证监会放松卖空管制这一准自然实验，排除了噪音信息对上述结论的影响。

本文为内部人交易与信息效率关系研究提供了新的证据，丰富和拓展了这一领域的文献。本文立足于中国这一新兴市场国家，结合企业信息环境，探讨了内部人交易对信息效率的影响，取得了不同于西方文献的研究结论，提供了内部人交易对信息效率的影响在中西方存在差异的证据，丰富和发展了内部人交易与信息效率的相关研究。研究发现，中国上市公司内部人减持更能提升信息效率，更有利于特质信息反映到股价上，传递到市场上。这一结论为政府监管部门有针对性地制定相关政策提供了启示，不能简单套用西方发达资本市场的经验。政策制定时，既要防范恶意减持、“精准”减持、“清仓式”减持等对资本市场带来的负面影响，又要充分保证内部人减持行为在资本市场发挥积极作用，严厉打击违法违规减持行为时不要误伤内部人正常的减持行为。本文还发现，企业信息环境的改善，更有助于信息效率的提升，应强化企业内部控制制度在上市公司的实施，发挥机构投资者和财务分析师在资本市场的功能。

注释

1.内部人交易数据筛选流程如下：从深证证券交易所和上海证券交易所网站共下载66012笔交易数据，剔除非“竞争交易”或非“二级市场买卖”的交易数据4023笔，剔除非本人或非亲属交易数据3444笔，剔除内部人交易股份总数小于5000股的交易数据14071笔，剔除公司年度交易次数小于5次的交易数据7543笔，共得到36931笔交易数据(共涉及3029个公司/年样本观测值)。

2.为节省篇幅，本文没有报告第一阶段回归结果。

3.配对后，两类企业在所有公司特征变量、治理变量和内部人持股变量上均不存在显著差异，为节省篇幅，本文没有报告该结果。

4.将样本公司与可卖空股票家数合并，因为存在不完全匹配，放松卖空管制前标的股票样本量为399个，放松卖空管制后标的股票样本量为559个。