儲小俊，吳沖鋒，曹 杰

(1.南京信息工程大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，江蘇 南京 210044;2.上海交通大學(xué)安泰經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，上海 200240)

?

外部投資者情緒會驅(qū)動(dòng)內(nèi)部人交易嗎?
——來自中國A股市場的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

儲小俊1，吳沖鋒2，曹 杰1

(1.南京信息工程大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，江蘇 南京 210044;2.上海交通大學(xué)安泰經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，上海 200240)

本文基于Probit和Tobit模型檢驗(yàn)了投資者情緒是否是內(nèi)部人交易的信息來源。結(jié)果顯示：投資者情緒越高，內(nèi)部人賣出傾向增加、賣出強(qiáng)度增大，內(nèi)部人買入傾向降低、買入強(qiáng)度減小。投資者情緒對內(nèi)部人賣出的影響大于其對內(nèi)部人買入的影響效應(yīng)。在控制投資者情緒后，公司未公開的季度業(yè)績變化信息并未對內(nèi)部人的賣出交易產(chǎn)生顯著的影響，這一現(xiàn)象符合“前景理論”的“確定效應(yīng)”。

投資者情緒；內(nèi)部人交易；信息來源

一、 引 言

公司內(nèi)部人被認(rèn)為具有私有信息優(yōu)勢，基于私有信息優(yōu)勢的交易可能將一部分人的財(cái)富轉(zhuǎn)移至另一部分人，有損市場的公平交易原則。但是，允許內(nèi)部人交易不僅可以滿足公司內(nèi)部人的正常經(jīng)濟(jì)需求，而且可以期待內(nèi)部人交易向市場傳遞積極的信號，促進(jìn)股票價(jià)格信息效率的提高，引導(dǎo)股票價(jià)值的回歸。

雖然現(xiàn)有文獻(xiàn)普遍證實(shí)了在內(nèi)部人交易期存在顯著的超額回報(bào)，但是能否依據(jù)超額回報(bào)的存在直接推定內(nèi)部人交易的信息來源就是私有信息呢？一方面，內(nèi)部人交易超額收益的存在并不一定都是內(nèi)部人利用私有信息的結(jié)果[1]。例如，Piotroski and Roulstone(2005)[2]和Veenman(2013)[3]將內(nèi)部人交易的信息來源區(qū)分為市場錯(cuò)誤定價(jià)和非公開的內(nèi)部信息，內(nèi)部人交易既與私有信息有關(guān)，也與基于公開信息的錯(cuò)誤定價(jià)相關(guān)。另一方面，行為金融理論表明，非理性的投資者情緒是造成股票交易市場錯(cuò)誤定價(jià)的重要原因[4][5]。在中國A股市場上，個(gè)人投資者比例較高，投機(jī)成分較為濃厚，與發(fā)達(dá)國家相比，“羊群行為”、過度反應(yīng)或反應(yīng)不足等投資者情緒效應(yīng)的市場表現(xiàn)更為突出，股票價(jià)格的波動(dòng)更容易受到非理性投資者情緒的影響。如果公司內(nèi)部人能夠感知外部投資者樂觀或悲觀的投資者情緒[6]，那么在不依賴內(nèi)部信息的條件下，內(nèi)部人也可以相對理性地根據(jù)投資者情緒進(jìn)行買入或賣出交易。A股市場上的投資者情緒是否是內(nèi)部人交易的信息來源？遺憾的是，雖然有許多文獻(xiàn)討論了投資者情緒對公司決策的影響，但是并沒有文獻(xiàn)直接檢驗(yàn)投資者情緒是否是驅(qū)動(dòng)內(nèi)部人交易的信息來源。本文以現(xiàn)有文獻(xiàn)中廣泛使用的換手率和動(dòng)量指標(biāo)作為投資者情緒的代理變量、以公司未來的季度業(yè)績變化作為內(nèi)部人信息的度量，以此檢驗(yàn)內(nèi)部人交易的信息來源是外部非理性的投資者情緒還是其內(nèi)部的私有信息優(yōu)勢。

二、文獻(xiàn)回顧

內(nèi)部人交易不僅是證券市場交易監(jiān)管的焦點(diǎn)，更是學(xué)術(shù)討論的熱門話題，原因在于交易主體的特殊性，既包括公司高管，也包括大股東?，F(xiàn)有研究多認(rèn)為內(nèi)部人交易獲得了超額回報(bào)，這不僅存在于成熟的美國市場[7]、英國市場[8]以及德國市場[9]，更存在于尚不成熟的新興資本市場。例如在中國A股市場上，公司高管在交易本公司股票時(shí)表現(xiàn)出很強(qiáng)的時(shí)機(jī)把握能力，能夠賺取超常收益[10][11][1][12]；吳育輝和吳世農(nóng)(2010)[13]也發(fā)現(xiàn)在大股東減持時(shí)，被減持上市公司在減持前30個(gè)交易日有顯著的正累計(jì)超常收益，而在減持后30個(gè)交易日則出現(xiàn)顯著的負(fù)累計(jì)超常收益。李俊峰等(2011)[14]對上市公司大股東增持行為的研究證實(shí)在增持公告事件窗口內(nèi)有顯著為正的公告效應(yīng)。蔡寧(2011)[15]發(fā)現(xiàn)大股東在解禁股份交易中具有顯著的擇時(shí)能力，表現(xiàn)為通過出售股份賺取了超常收益，也及時(shí)規(guī)避了損失。

從內(nèi)部人交易的獲利性來判斷內(nèi)部人是否利用了私有信息，這只是間接證據(jù)。為了得到直接證據(jù)，學(xué)者們選擇了特定的信息事件來研究內(nèi)部人交易，這些事件包括公司并購、盈余管理以及紅利政策等等。例如，Cheng et al.(2011)[16]基于香港市場的經(jīng)驗(yàn)結(jié)果表明，內(nèi)部人交易收益與公司紅利正相關(guān)。Tang et al.(2013)[17]、賀欣和劉青(2012)[18]發(fā)現(xiàn)存在以配合內(nèi)部人交易為目的的盈余管理行為。

投資者情緒對資產(chǎn)定價(jià)的影響是金融學(xué)研究長期關(guān)注的一個(gè)問題。行為金融理論認(rèn)為，投資者并非完全理性，高漲或低落的投資者情緒會導(dǎo)致股票價(jià)格偏離其基礎(chǔ)價(jià)值[4]，而且投資者非理性情緒會放大資產(chǎn)價(jià)格的波動(dòng)性[19]。作為公司的管理者，能夠感知外部投資者樂觀或悲觀的投資者情緒，因?yàn)樵诓煌那榫w期，管理層選擇不同的業(yè)績預(yù)告策略[6]和企業(yè)投資行為[20]。但是目前對于內(nèi)部人交易的研究，卻缺乏對外部投資者情緒的檢驗(yàn)，而考察外部投資者情緒對內(nèi)部人交易的影響有利于甄別內(nèi)部人交易的信息來源。

三、 研究變量的度量與計(jì)量模型

(一)內(nèi)部人交易測度

對于內(nèi)部人交易，我們基于買入和賣出樣本、分別定義買入(賣出)虛變量以及買入(賣出)強(qiáng)度變量進(jìn)行度量。變量的具體定義如下所示：

(1)

(2)

BuyIntensityi,t,m=公司i在第t年m月所有公司高管買入的加總和

(3)

SellIntensityi,t,m=公司i在第t年m月所有公司高管賣出的加總和

(4)

(二)投資者情緒度量

投資者情緒是本研究的關(guān)鍵度量指標(biāo)，但其本身并非可以直接觀測。從現(xiàn)有的國內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)來看，投資者情緒度量包括主觀和客觀指標(biāo)。主觀指標(biāo)是指通過問卷調(diào)查形式獲得的情緒調(diào)查指數(shù)，客觀指標(biāo)是指通過市場交易公開的一些統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。本研究采用常用的客觀指標(biāo)，為了保證結(jié)果的穩(wěn)健性，分別使用個(gè)股剔除內(nèi)部人交易量的換手率指標(biāo)和六個(gè)月的動(dòng)量指標(biāo)。

換手率在一定程度上能反映投資者的估價(jià)水平和參與程度，從而反映對股票的看漲看跌程度。一般地，當(dāng)投資者情緒樂觀時(shí)，其成交量大，股票換手率增加，股票價(jià)格中的泡沫成份也可能越多；當(dāng)投資者情緒悲觀時(shí)，其成交量小，股票換手率顯著降低，股票價(jià)格容易被低估。所以，換手率常被作為投資者情緒的代理變量[21][22]。

Turnoveri,t,m=(Volumei,t,m-InsiderTradingi,t,m)/Sizei,t,m×100%

(5)

其中，Volumei,t,m為股票i在t年m月的成交量，Sizei,t,m為股票流通市值，InsiderTradingi,t,m為內(nèi)部人交易量。從總交易量中減去內(nèi)部人交易量是為了使得該換手率指標(biāo)僅反映外部投資者的情緒。

另外，借鑒王俊秋等(2013)[6]、花貴如等(2011)[20]的研究設(shè)計(jì)，我們也采用半年期的動(dòng)量指標(biāo)來刻畫投資者情緒，使用內(nèi)部人交易前六個(gè)月的累積月度股票收益作為投資者情緒指標(biāo)，其中，月度股票收益為考慮現(xiàn)金紅利再投資的個(gè)股月回報(bào)率R。

(6)

該動(dòng)量指標(biāo)反映了公開二級市場上的投資者對公司股票價(jià)值的判斷。當(dāng)投資者情緒高漲時(shí)，動(dòng)量指標(biāo)數(shù)值越大；當(dāng)投資者情緒低迷時(shí)，動(dòng)量指標(biāo)數(shù)值越小。這一信息屬于公開的股票價(jià)格歷史信息，與內(nèi)部人的私有信息無關(guān)。

(三)內(nèi)部人信息優(yōu)勢的度量

內(nèi)部人基于信息優(yōu)勢的交易主要表現(xiàn)為利用其自身特殊地位對公司未來業(yè)績的提前預(yù)知而進(jìn)行有關(guān)買賣決策。例如，Ke at al.(2003)[23]指出內(nèi)部人傾向于在公司季度性盈余持續(xù)增長中斷時(shí)進(jìn)行賣出交易。Piotroski and Roulstone(2005)[2]、蔡寧(2011)[15]的結(jié)果同樣證實(shí)了公司未來的業(yè)績前景是內(nèi)部人交易決策的重要依據(jù)。因此，本文使用內(nèi)部人交易月份所在的季度盈余相對于上一年度的變化比例來衡量內(nèi)部人信息優(yōu)勢。之所以使用當(dāng)季的盈余變化比例，是因?yàn)楣镜募緢?bào)一般是在季度結(jié)束后才正式公開，所以在內(nèi)部人交易時(shí)，這一信息并非公開可用，但作為公司的高管有機(jī)會預(yù)知，屬于私有信息。又因?yàn)槭羌径刃畔?，時(shí)間跨度并不是很長，所以相對年度盈余的變化，公司內(nèi)部人相對準(zhǔn)確預(yù)知的可能性更大。參照蔡寧(2011)[15]的方法，如果公司季度盈余的變化比例超過行業(yè)的中位數(shù)，記為“好消息”，否則是“壞消息”。使用行業(yè)中位數(shù)而非均值作為比較，是為了排除行業(yè)內(nèi)個(gè)別公司業(yè)績因重組等帶來的業(yè)績大幅變化的干擾。

(7)

(四)計(jì)量模型

如前所述，本文將內(nèi)部人交易這一被解釋變量設(shè)定為四個(gè)指標(biāo)，即是否買入(賣出)、買入(賣出)強(qiáng)度。為了分析內(nèi)部人交易和投資者情緒之間的關(guān)系，本文分別采用Probit和Tobit計(jì)量模型。內(nèi)部人是否發(fā)生買入(賣出)行為為虛擬變量，可使用Probit模型，以檢驗(yàn)投資者情緒對內(nèi)部人交易傾向的影響。雖然買入(賣出)強(qiáng)度指標(biāo)是連續(xù)變量，但其取值要么為0值，要么大于0。如果基于最小二乘法容易導(dǎo)致非一致的回歸結(jié)果；如果僅使用買入(賣出)的樣本，顯然又會有大量的信息損失，產(chǎn)生樣本選擇問題。因此，本文運(yùn)用Tobit回歸模型，以檢驗(yàn)投資者情緒對內(nèi)部人交易強(qiáng)度的影響。計(jì)量模型設(shè)計(jì)如下：

Probit模型：

(8)

(9)

Tobit模型：

(10)

(11)

投資者情緒變量Sentiment在實(shí)證檢驗(yàn)中分別以Turnover、Momentum作為代理變量。Industry、Year分別用于控制行業(yè)和年度效應(yīng)。因?yàn)楝F(xiàn)有文獻(xiàn)指出，公司的某些屬性如公司規(guī)模等與內(nèi)部人交易的超額回報(bào)有關(guān)，所以我們的控制變量Control包括公司規(guī)模lnSize(股票流通市值的對數(shù))、賬面市值比B/M以及公司的財(cái)務(wù)杠桿Leverage。

四、樣本數(shù)據(jù)與實(shí)證分析

本文的內(nèi)部人研究樣本為上市公司高管買賣本公司股票的情況。所有的內(nèi)部人交易數(shù)據(jù)均來自上海證券交易所披露的董事、監(jiān)事、高級管理人員持有本公司股份變動(dòng)情況。樣本區(qū)間為2007年7月-2012年12月。內(nèi)部人交易數(shù)據(jù)只包括從A股公開二級市場上買入(賣出)的交易記錄，因而剔除了非A股數(shù)據(jù)以及分紅送轉(zhuǎn)、股權(quán)激勵(lì)、新股申購及其他非二級市場買賣記錄。對于新上市的公司，其交易初期往往異?；鸨?，但公司高管持有的股票都有一定的鎖定期，此時(shí)無內(nèi)部人交易，因此刪除2006年以后上市的公司。最后刪除了停牌時(shí)間超過一個(gè)月的公司。上市公司的其他交易數(shù)據(jù)均來自于國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫。變量的描述性統(tǒng)計(jì)見表1。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

(一)投資者情緒和信息優(yōu)勢對內(nèi)部人交易傾向的影響

表2為Probit模型回歸結(jié)果。表2的第2、3列報(bào)告了影響內(nèi)部人買入傾向的解釋變量回歸系數(shù)，第4、5列報(bào)告了影響內(nèi)部人賣出傾向的解釋變量回歸系數(shù)。

表2 基于Probit的內(nèi)部人交易傾向回歸結(jié)果

注：限于篇幅，未詳細(xì)列出行業(yè)和年度控制變量的回歸系數(shù)。

由表2回歸結(jié)果看出，內(nèi)部人買入的交易傾向顯著與投資者情緒負(fù)相關(guān)，回歸系數(shù)分別為-0.1092(以換手率作為投資者情緒的度量)、-0.1167(以動(dòng)量指標(biāo)作為投資者情緒的度量)。這意味著內(nèi)部人買入多發(fā)生于股票換手率較低的情形，此時(shí)投資者情緒低落，股票價(jià)格被低估，而在股票換手率較高時(shí)，投資者情緒高漲，內(nèi)部人的買入傾向顯著降低。

作為公司的盈利消息這一虛擬變量也在5%的水平下顯著，對買入傾向的影響系數(shù)為0.1096或0.1278，這說明如果公司未來的業(yè)績水平越好，內(nèi)部人買入的可能性越大。正如前所述，因?yàn)楣镜募径葮I(yè)績報(bào)告在下一季度才公開，所以外部人在當(dāng)前季度并不能獲知這一信息，而內(nèi)部人的買入與此信息顯著相關(guān)，這表明內(nèi)部人的買入交易決策利用了這一非公開的私有信息。

第4、5列回歸結(jié)果顯示，內(nèi)部人賣出的交易傾向顯著與投資者情緒正相關(guān)，回歸系數(shù)分別為0.19(以換手率作為投資者情緒的度量)、0.2109(以動(dòng)量指標(biāo)作為投資者情緒的度量)，且在1%的水平下顯著；與公司未來業(yè)績水平雖然負(fù)相關(guān)，但回歸系數(shù)的t檢驗(yàn)值分別為-0.44或-0.78，這意味著即使在10%的水平下無法拒絕回歸系數(shù)理論值等于0的原假設(shè)，即公司的季度業(yè)績變化信息不是內(nèi)部人賣出的顯著因素。

對比表2買入和賣出的回歸結(jié)果，投資者情緒作用于內(nèi)部人交易時(shí)，雖然都顯著，但是對賣出傾向的影響要大于對買入傾向的影響(從絕對值看，0.1900vs0.1092；0.2109 vs0.1167)。作為公司未來盈利消息的虛擬變量作用于內(nèi)部人交易時(shí)，對買入的影響系數(shù)0.1096(或0.1278)要高于其對賣出傾向的影響系數(shù)的絕對值0.0157(或0.0281)，而且對買入的影響效應(yīng)在1%的水平下顯著，而對于賣出的影響效應(yīng)并不顯著。這意味著投資者情緒和信息優(yōu)勢對內(nèi)部人買入或賣出傾向的影響存在非對稱性，即內(nèi)部人在作出買賣交易決策時(shí)，所依據(jù)的信息來源存在差異性。

(二)投資者情緒和信息優(yōu)勢對內(nèi)部人交易強(qiáng)度的影響

表3列出了基于Tobit的內(nèi)部人交易強(qiáng)度的回歸結(jié)果。依據(jù)表3，投資者情緒對內(nèi)部人買入、賣出強(qiáng)度的影響分別為負(fù)向和正向效應(yīng)，其系數(shù)分別為-77111.92、291633或-126059、243013。從絕對值來看，投資者情緒對內(nèi)部人買入強(qiáng)度的影響效應(yīng)小于對內(nèi)部人賣出強(qiáng)度的影響效應(yīng)。該結(jié)果意味著如果投資者情緒高漲，則股票越可能被高估，內(nèi)部人買入的強(qiáng)度降低，而內(nèi)部人賣出的強(qiáng)度增大。

表3 基于Tobit的內(nèi)部人交易強(qiáng)度回歸結(jié)果

注：限于篇幅，未詳細(xì)列出行業(yè)和年度控制變量的回歸系數(shù)。

公司業(yè)績信息對買入、賣出強(qiáng)度的影響分別為正向和負(fù)向效應(yīng)，但是對買入的影響在1%的水平下顯著，而對賣出強(qiáng)度的影響并不顯著。

綜合表2、表3的結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)，對于內(nèi)部人交易的信息來源，既可能是基于內(nèi)部人的私有信息，如公司的未來盈利水平，也可能來自外部投資者情緒，但二者的影響存在差異性，即投資者情緒對內(nèi)部人賣出傾向或強(qiáng)度的影響要高于其對內(nèi)部人買入傾向或強(qiáng)度的影響，但是在控制投資者情緒后，公司未來業(yè)績信息只對內(nèi)部人買入傾向和強(qiáng)度產(chǎn)生顯著影響。

這些結(jié)果與現(xiàn)有的內(nèi)部人交易的研究并不一致，特別是內(nèi)部人賣出交易。表2和表3都證實(shí)了內(nèi)部人賣出與外部投資者情緒顯著相關(guān)、而與尚未公開的季度業(yè)績信息并不相關(guān)。也就是說，在我國A股市場，內(nèi)部人的賣出交易是基于外部投資者情緒而非私有信息。這一現(xiàn)象其實(shí)可以從“前景理論”的“確定效應(yīng)”中找到答案。所謂確定效應(yīng)，就是在確定的收益和“賭一把”之間作抉擇時(shí)，多數(shù)人會選擇確定的收益。正如前文所述，在尚不成熟的A股市場，投資者的非理性高漲情緒容易造成股票價(jià)格泡沫。當(dāng)某一支股票價(jià)格被這種非理性的情緒推高至一定程度時(shí)，即使內(nèi)部人擁有公司未來業(yè)績“利好”信息，實(shí)施賣出策略未必要等到“利好”出現(xiàn)。因?yàn)橛绊懝善眱r(jià)格的因素很多，既包括內(nèi)部人具有信息優(yōu)勢的公司層面的信息，也包括內(nèi)部人不具有信息優(yōu)勢的市場、宏觀經(jīng)濟(jì)甚至是突發(fā)事件，所以在內(nèi)部人感知到外部投資者情緒過度高漲且能通過賣出交易帶來確定的收益時(shí)，基于投資者情緒的賣出交易乃是一種理性選擇。

(三)內(nèi)生性處理

上文對于投資者情緒的度量是基于公司個(gè)股的，這樣的投資者情緒可能是一個(gè)內(nèi)生變量。因?yàn)閷τ趩蝹€(gè)交易股票來說，投資者情緒可以影響內(nèi)部人交易，內(nèi)部人交易也可能反過來影響外部投資者。對于這種內(nèi)生性，本文使用工具變量的方法來處理，工具變量選擇為市場投資者情緒。因?yàn)閭€(gè)股的投資者情緒與市場的投資者情緒緊密相關(guān)，同時(shí)，市場投資者情緒不會直接影響內(nèi)部人交易，即使有影響也是通過個(gè)股投資者情緒這個(gè)變量作用于內(nèi)部人交易。另外，市場投資者情緒可以看作一個(gè)外生變量，因?yàn)樗粫艿絾蝹€(gè)公司屬性或內(nèi)部人特征的影響。所以，本文分別選擇市場月?lián)Q手率、IPO數(shù)量以及IPO首日上市收益率作為工具變量?；诠ぞ咦兞康腜robit和Tobit回歸結(jié)果如表4和表5所示。結(jié)果顯示，使用三個(gè)工具變量的回歸結(jié)果不改變前文的結(jié)論。

表4 基于工具變量的內(nèi)部人交易傾向回歸結(jié)果

注：工具變量為IPO數(shù)量、IPO首日上市收益率、市場換手率。

表4顯示，在使用工具變量后，換手率指標(biāo)對內(nèi)部人買入傾向的影響系數(shù)為-0.1358(t=-1.90)、對內(nèi)部人賣出傾向的影響系數(shù)為0.3439(t=6.06)；動(dòng)量指標(biāo)對內(nèi)部人買入傾向的影響系數(shù)為-0.2355(t=-1.66)、對內(nèi)部人賣出傾向的影響系數(shù)為1.0406(t=6.05)。作為公司業(yè)績的虛擬變量對內(nèi)部人買入的效應(yīng)依然為正，回歸系數(shù)分別為0.1087(t=2.50)、0.1299(t=3.04)，至少在5%的水平下顯著，而對內(nèi)部人賣出傾向的影響不顯著，t檢驗(yàn)值為-0.28或-0.76。

表5 基于工具變量的內(nèi)部人交易強(qiáng)度回歸結(jié)果

注：工具變量為IPO數(shù)量、IPO首日上市收益率、市場換手率。

表5顯示，在使用工具變量后，換手率指標(biāo)對內(nèi)部人買入強(qiáng)度的影響系數(shù)為-132893.7(t=-2.63)、對內(nèi)部人賣出強(qiáng)度的影響系數(shù)為486735.1(t=5.17)；動(dòng)量指標(biāo)對內(nèi)部人買入傾向的影響系數(shù)為-340428.7(t=-3.37)、對內(nèi)部人賣出傾向的影響系數(shù)為1455791(t=4.76)。作為公司業(yè)績的虛擬變量對內(nèi)部人買入的效應(yīng)依然為正，回歸系數(shù)分別為72843.86(t=2.38)、96287.09(t=3.15)，至少在5%的水平下顯著，而對內(nèi)部人賣出傾向的影響不顯著，t檢驗(yàn)值為-0.68或-0.89。

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

由于不同上市公司的股本差異比較大，直接以內(nèi)部人買入或賣出的股票數(shù)量來度量內(nèi)部人交易強(qiáng)度可能會有偏差，所以本部分以內(nèi)部人買賣股票占流通股的比例(以BuyIntensity2、SellIntensity2表示)作為內(nèi)部人交易強(qiáng)度的度量指標(biāo)，用以檢驗(yàn)結(jié)論是否穩(wěn)健。基于Tobit模型估計(jì)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果如表6所示。表6的結(jié)果仍然表明，投資者情緒對內(nèi)部人買入有負(fù)向影響，對內(nèi)部人賣出有正向影響。業(yè)績虛擬變量只對買入有正影響，對賣出無顯著性影響。這說明前述結(jié)論具有穩(wěn)健性。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

注：限于篇幅，未詳細(xì)列出行業(yè)和年度控制變量的回歸系數(shù)。

五、結(jié) 論

基于中國A股市場的實(shí)踐數(shù)據(jù)，本文分別使用Probit和Tobit回歸模型，在控制內(nèi)生性的情況下，證實(shí)了外部投資者情緒是內(nèi)部人交易的信息來源。研究發(fā)現(xiàn)，投資者情緒越高，內(nèi)部人賣出傾向增加、賣出強(qiáng)度增大，內(nèi)部人買入傾向降低、買入強(qiáng)度減小。而且，投資者情緒作用于內(nèi)部人交易時(shí)，其效應(yīng)存在非對稱性，即投資者情緒對內(nèi)部人賣出的影響要大于其對內(nèi)部人買入的影響效應(yīng)。公司的季度業(yè)績信息因要在季度結(jié)束后才予以公開，屬于非公開信息，因此內(nèi)部人具有信息優(yōu)勢，只對內(nèi)部人的買入交易產(chǎn)生顯著影響，即業(yè)績越好，買入的可能性和強(qiáng)度提高，但是并未對內(nèi)部人的賣出交易產(chǎn)生顯著影響。產(chǎn)生這種現(xiàn)象的原因應(yīng)該是“前景理論”的“確定效應(yīng)”，即在內(nèi)部人感知外部投資者情緒高漲，股票價(jià)格被推至一定高度時(shí)，即使擁有利好消息，內(nèi)部人實(shí)施“落袋為安”的策略仍是一種理性的選擇。該策略的實(shí)施導(dǎo)致內(nèi)部人的賣出交易與投資者情緒顯著相關(guān)，而與公司的業(yè)績信息并不顯著相關(guān)的結(jié)果。

[1]朱茶芬,姚錚,李志文.高管交易能預(yù)測未來股票收益嗎?[J].管理世界,2011，(9):141-152.

[2]Piotroski J.D., Roulstone D. T.. Do insider trades reflect both contrarian beliefs and superior knowledge about future cash flow realizations?[J]. Journal of Accounting and Economics, 2005, 39(1): 55-81.

[3]Veenman D.. Do managers trade on public or private information? Evidence from fundamental valuations[J]. European Accounting Review, 2013, 22(3): 427-465.

[4]Baker M., and Wurgler J.. Investor sentiment and the cross-section of stock returns[J]．Journal of Finance，2006, 61(4): 1645-1680．

[5]Baker M., and Wurgler J.. Investor sentiment in the stock market[J]. Journal of Economic Perspectives，2007, 21(2): 129-151．

[6]王俊秋, 花貴如, 姚美云. 投資者情緒與管理層業(yè)績預(yù)告策略[J]. 財(cái)經(jīng)研究, 2013, (10):76-90.

[7]Ravina E., Sapienza P.. What do independent directors know? Evidence from their trading[J]. Review of Financial Studies, 2010, 23(3):962-1003.

[8]Fidrmuc J.P., Korczak A.. Korczak P.. Why does shareholder protection matter for abnormal returns after reported insider purchases and sales[J]. Journal of Banking & Finance, 2013, 37(6): 1915-1935.

[9]Betzer A., Theissen E.. Insider trading and corporate governance: The case of Germany[J]. European Financial Management, 2009, 15(2): 402-429.

[10]曾慶生. 公司內(nèi)部人具有交易時(shí)機(jī)的選擇能力嗎？——來自中國上市公司內(nèi)部人賣出股票的證據(jù)[J]. 金融研究, 2008,(10):117-135.

[11]曾慶生，張耀中. 信息不對稱、交易窗口與上市公司內(nèi)部人交易回報(bào)[J]. 金融研究, 2012,(12): 151-164.

[12]何青. 內(nèi)部人交易與股票市場回報(bào)——來自中國市場的證據(jù)[J]. 經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理, 2012,(2):61-70.

[13]吳育輝，吳世農(nóng). 股票減持過程中的大股東掏空行為研究[J]. 中國工業(yè)經(jīng)濟(jì), 2010,(5): 121-130.

[14]李俊峰，王汀汀，張?zhí)?上市公司大股東增持公告效應(yīng)及動(dòng)機(jī)分析[J]. 中國社會科學(xué), 2011,(4): 95-110.

[15]蔡寧. 解禁股份交易中的 “擇時(shí)” 行為與大股東侵害[J]. 南開管理評論, 2011,(4): 90-99.

[16]Cheng L. T. W., Davidson W. N., and Leung T. Y..Insider trading returns and dividend signals[J]. International Review of Economics and Finance, 2011, 20(3):421-429.

[17]Tang H., Chen A., Chang C.C.. Insider trading, accrual abuse, and corporate governance in emerging markets——Evidence from Taiwan[J]. Pacific-Basin Finance Journal, 2013, (24): 132-155.

[18]賀欣，劉青. 限售股解禁的盈余管理行為研究[J]. 宏觀經(jīng)濟(jì)研究, 2012,(11): 96-102.

[19]胡昌生, 池陽春. 投資者情緒、資產(chǎn)估值與股票市場波動(dòng)[J]. 金融研究, 2013 ，(10): 181-193.

[20]花貴如, 劉志遠(yuǎn), 許騫. 投資者情緒、 管理者樂觀主義與企業(yè)投資行為[J]. 金融研究, 2011， (9): 178-191.

[21]Baker M., Stein J. C.. Market liquidity as a sentiment indicator[J].Journal of Financial Markets, 2004，(7):271-299.

[22]韓立巖, 伍燕然. 投資者情緒與 IPOs 之謎——抑價(jià)或者溢價(jià)[J].管理世界, 2007，(3): 51-61.

[23]Ke B., Huddart S.. What insiders know about future earnings and how they use it[J]. Journal of Accounting and Economics, 2003, 35 (3):315-346.

(責(zé)任編輯:原 蘊(yùn))

Does Outside Investor Sentiment Drive Insider Trading?——Evidence from Chinese A-share Market

CHU Xiaojun1， WU Chongfeng2， CAO Jie1

(1.School of Economics and Management, Nanjing University of Information Science & Technology, Nanjing 210044，China;2. Antai College of Economics & Management, Shanghai Jiao Tong University, Shanghai 200240, China)

This paper tests whether investor sentiment is the information source for insider trading or not based on Probit and Tobit models. The empirical results show that insider selling (buying) tendency and intensity increase with higher (lower) investor sentiment. Furthermore, the investor sentiment has a greater effect on insider selling than on insider buying. After controlling investor sentiment, the company's quarterly earnings information which is undisclosed does not have a conspicuous impact on insider selling transactions. This phenomenon is in line with the “Deterministic Effect” in “Prospect Theory”.

investor sentiment; insider trading; information source

2014-12-05

中國博士后科學(xué)基金面上資助項(xiàng)目(2015M571546)；國家自然科學(xué)基金資助項(xiàng)目(71320107002)；中國制造業(yè)發(fā)展研究院開放課題(SK20130090-22)

儲小俊(1976-)男，安徽桐城人，南京信息工程大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院副教授，上海交通大學(xué)安泰經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院博士后；吳沖鋒(1962-)男，浙江溫州人，上海交通大學(xué)安泰經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院教授；曹杰(1973-)男，安徽舒城人，南京信息工程大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院教授。

F830.91

A

1004-4892(2015)11-0052-09