金融视线Ｉ　ＦｉｎａｎｃｉａＬ　Ｖｉｅｗ　

信息环境与私有信息套利　

子Ｌ祥峰　赵玉洁　马悦　重庆大学经济与工商管理学院　重庆４０００３０　摘要：私有信息套利行为是目前资本市场领域的实证研究热点，本文以２００５年到２０１　５年的沪深３００为研究样本，采　用平衡数据模型的回归方法，实证分析股权结构、机构投资者行为、会计信息质量和交叉上市对私有信息套利行　为的影响。实证结果表明，第一大股东持股比例与私有信息套利行为成正相关关系，第二到十大股东持股比例、　机构投资者持股比例、会计信息质量和私有信息套利行为成负相关关系，交叉上市会抑制私有信息套利行为的发　生。实证结果对于如何抑制我国资本市场上私有信息套利行为有较大的指导意义。　关键词：股权结构；机构投资者；会计信息质量；交叉上市；私有信息套利　

一、引言　中国资本市场正在成为中国经济结构转型、增长方式转变的主　要实践平台。对资本市场而言，私有信息套利是最大的毒瘤，它的　存在损害的不仅仅是追涨杀跌的散户们的利益，它动摇的是我国证　券交易制度的基石，损害的是我国资本市场监管机构的执法信誉和　效率。在当前资本市场还不是十分成熟的环境下，各项监管制度和　法律都还不完善，使得私有信息套利行为有机可乘。　正因为我国私有信息套利行为较为严重，如何衡量私有信息套　利和研究其影响因素就成为关注热点。本文的逻辑安排如下：第二　部分为文献回顾和研究假设；第三部分为研究设计；第四部分是实　证结果与分析；最后为研究结论与建议。　二、文献回顾与研究假设　（一）文献回顾　在关于信息环境与私有信息套利方面，以前的文献积累了丰　富的成果。针对信息环境的宏观角度，之前的文献已经从投资者　的保护程度（Ｍｏｒｃｋ，Ｙｅｕｎｇ和Ｙｕ，２０００）、金融市场的开放程度（如　Ｌｉ　ｅｔ　ａｌ，２００４；Ｂａｅ　ｅｔ　ａｌ，２００６）、信息透明度（Ｊｉｎ和Ｍｙｅｒｓ，　２００６）、会计准则建设进程（Ｄｉｎｇ　ｅｔ　ａｌ，２００７）、跨境上市（Ｆｅｍａｎｄｅｓ　和Ｆｅｒｒｅｉｒａ，２００８）等方面考察了对私有信息套利的影响。然而在微　观角度却鲜有提及，目前只有从证券分析师跟进行为（Ｐｉｏｔｒｏｓｋｉ和　Ｒｏｕｌｓｔｏｎｅ，２００４；Ｃｈｏｉ，２ｏｏ５）和公司治理（Ｆｅｒｒｅｉｒａ和Ｌａｕｘ，２００７）　两个角度进行的研究，对微观层面的影响因素并没有进行更深入的　探讨。　（二）研究假设　根据Ｋｅｌｌｙ（２００５）的信息环境分析框架，信息环境越好投资者利　用私有信息套利的空间越小，本文在实证分析中选取了股权结构、　机构投资者行为、会计信息质量和交叉上市作为信息环境的度量指　标。具体如下：　１、股权结构与私有信息套利行为　①股权集中度　在高股权集中度的情况下，股东大会的力量被削弱，控股股　东可以利用对公司的有效控制来进行关联交易或投资以攫取私人利　益。高度集中的控制权，会阻止公司特质信息流到市场，造成更为　堵塞不流通的信息环境。因此，第一大股东持股比例越高，上市公　司受到外部投资者监管越弱，利用私有信息进行套利的动机越强。　根据以上分析提出假设一：　Ｈ１：上市公司股权集中度与私有信息套利行为成正相关关系。　②股权制衡度　股权集中度表现出来的效应会受到股权制衡度的影响，当股权　制衡度较高时，大股东之间会相互制约与监督，从而难以顺利实施　对其他股东的侵害。此外，股权制衡能有效抑制大股东和管理者的　盈余操控，防止其掩盖企业的真实会计信息，提高公司的信息透明　度，减少挖掘信息的成本，增加公司特质信息的对外传递效率，减　少私有信息套利行为的发生。此提出研究假设二：　Ｈ２：较高的股权制衡度能够有效抑制私有信息套利行为的发　生。　２，机构投资者行为与私有信息套利　机构投资者的行为一定程度上可以反映上市公司的业绩信息或　市场价值，市场上的私有信息会因此相对减少。随着机构投资者持　股比例的增加，基于公司基本面信息的交易行为越来越多，上市公　司股价在不断地吸收新信息的过程中，逐渐逼近企业真实价值，股　价中所包含的公司基本面信息增多。于此，我们提出假设三：　Ｈ３：机构投资者的信息搜寻行为将有效抑制信息套利行为。　３，会计信息质量与私有信息套利　投资者可以通过高质量的会计信息更加准确地预测公司未来　现金流和判断公司价值，使得投资者收集和加工公司层面私有信息　的边际成本降低，从而增强了投资者对这类公司私有信息搜集的动　机，有效抑制私有信息拥有者的套利行为。当企业会计信息质量较　低时，内部人比外部人知道更多的公司层面的私有信息，更加重了　信息之间的不对称，导致私有信息套利行为的发生。因此，提出假　设四：　Ｈ４：信息披露质量与私有信息套利行为成负相关关系。　４、交叉上市与私有信息套利　一方面，更为完善的投资者保护机制、信息披露政策和严格的　法律监管会在制度层面降低私有信息套利行为的发生。同时，境外　投资者尤其以机构投资者为主更为娴熟的投资技巧及更为丰富的投　资经验，使其能够以较低的成本来获取公司特质信息，理性的价值　投资交易使得股价能够真实反映实际价值，降低股价中的私有信息　含量。基于上述理论分析，我们提出假设五：　Ｈ５：交叉上市行为会抑制私有信息套利行为的产生。　三．研究设计　（一）样本选取与数据来源　本文选取了２００５—２０１３年沪深３００成分股作为主要研究对象，其　中由于金融保险类与一般上市公司特征不同，首先删去了金融保险　类公司，然后由于部分上市公司的数据缺失比较严重，同样剔除了　这些公司，最终得到２２９家共计２０６１个公司样本，样本覆盖房地产、　综合、工业、公用事业、商业五大行业。　（二）研究模型与变量定义　为了研究信息环境与私有信息套利之间的关系，本文建立了以　下模型：　ＡＲ　“＝　＋届ｚ印　＋ｆｌａＢａｉ．＋ｆｌ３Ｉｎｓｔ．＋Ｐ４Ｄｅｇ．＋ｐｓＢＨ．＋ｐ￣ＳＪｚｅ．　＋　＋　＋　＋　¨　＋　１、被解释变量　ＭＯＤＥＲＮ　ＢＵＳＩＮＥＳＳ现代商业１８１

　ＦｉｎａｎｃｉａＬ　Ｖｉｅｗ　Ｉ金融视线　ＡＲ　为私有信息套利的替代变量。根据冯用富等的研究，利用　ＣＡＰＭ单因素市场模型的拟合度Ｒ　可以衡量私有信息套利，Ｒ　越低　私有信息套利空间越大。因为Ｒ　的取值空间为［０，１］，故对Ｒ　进行转　换，ＡＲ　＝ｌｎ（Ｒ　／１一Ｒ　），扩大了Ｒ　的取值范围。　对于Ｒ　的计算，沿用了了Ｍｏｒｃｋ，Ｙｅｕｎｇ和Ｙｕ的模型。模型如　下：　Ｒｎ＝　ｉ＋Ｂ１ｒｍｔ＋　ｉｔ　该模型中，ｒ　是公司个股ｉ在ｔ期的周回报率；ｒ　是ｔ期的市场周　回报率；ｅ　为残差。该模型中，残差越大，说明个股回报偏离市场　回报越大，公司股价对特质信息有所反应，回归方程的拟合系数Ｒ　越小，所以我们可以用Ｒ　来描述公司特质信息。在计算中，取当年　度所有交易日数据与对应的市场收益率进行回归。市场收益率为深　沪两市所有公司的流通市值加权收益率（剔除了ＩＰＯ后３０天的个股收　益率数据）。　２、解释变量　Ｔｏｐｌ为第一大股东持股比例，第一大股东持股比例越高，上市　公司受到外部投资者监管越弱，私有信息拥有者利用私有信息进行　套利的动机越强，Ｒ　越低，故预期系数符号为负。　Ｂａｌ为第第二至十大股东持股比例，当股权制衡度较高时，大股　表３．１变量定义和描述　东之间会相互制约与监督，私有信息套利空间减少，Ｒ　越高，故预　期系数符号为正。　Ｉｎｓｔ表示机构投资者持股比例，机构投资者具有更优越的信息　资源，影响公司的信息环境和价格形成过程。机构投资者持股比例　越高，Ｒ２越高，故预期系数符号为正。　Ｄｅｇ表示公开信息披露透明度。根据上市公司的信息披露透明　度等级，设置定序变量，无法发表意见为１，保留意见加事件项为　２，保留意见为３，无保留意见加事件项为４，无保留意见为５。公开　信息披露透明度越高，私有信息套利空间越小，Ｒ　越高，故预期系　数符号为正。　ＢＨ为交叉上市的虚拟变量，未实现交叉上市为０，实现交叉上　市为１。与仅仅发行Ａ股的上市公司相比，同时发行面向境内和境外　投资者的股票的上市公司（Ａ＋Ｈ）的股价中私有信息套利空间更小，　Ｒ２越高，故预期符号为正。　３　控制变量　为了使本研究更具有解释力，我们借鉴国内外的相关文献，　控制了公司规模（Ｓｉｚｅ）、盈利能力（Ｒｏａ）、财务杠杆（Ｌｅｖ）、换手率　（Ｔｖｒ）、股价波动性（Ｓｉｇｍａ）等相关变量。表３．１列示了相关变量的详　细定义。　１、被解释变量　Ａ　尺　／１一Ｒ　），表示私有信息套利空间的大小　２、解释变量　Ｔｏｐｌ　第一大股东持股比例，表示股权集中度　Ｂａ１　第－Ｅ－ｔ－大股东持股比倒，表示股权制衡度　Ｉｎｓｔ　机构投资者持股比例　Ｄｅｇ　会计信息质量，五个等级ｌ￣５，质量越高数字越大　丑Ｈ　交叉上市，ｔＥ＝Ｉ，则交叉上市；ＢＩｔ＝０，未实现交叉上市　３、控制变量　Ｓｉｚｅ　资产规模，企业年末总资产　’　Ｒｏａ　盈利能力，等于营业利润资产回报率　Ｌｅｖ　财务杠杆，等于企业资产负债率　Ｔｖｒ　股票年平均换手率　Ｓｉｖａ　股价波动性　Ｖａｒｉａｂｌｅｓ　Ｍｅａｎ　Ｍｅｄｉａｎ　Ｍｉｎ　Ｍａｘ　Ｓ．Ｄ．　０．２７１９　Ｏ。２１１８　０．００００　０．８６６８　０．２０６７　Ａ　－１．４０６５　－１．３１４４　－１４。９１２７　１。８７３１　１．６０２３　Ｔｏｐｌ　０．４２４７　０。４５１１　Ｏ．Ｏ３６２　０．８３８３　０．１６９３　Ｂａ１　Ｏ．１７２６　Ｏ．１３４４　０．００６８　０．５９ｌ２　０．１２５２　Ｉｎｓｔ　０．２１９２　０．１６３１　０。００００　１．０２５４　０．１９４７　Ｄｅｇ　４．９６４１　５．００００　１．００００　５．０Ｏｏｏ　０．３０４８　ＢＩｔ　０．０９１７　０。００００　０．００００　１．００００　０．２８８７　Ｓｉｚｅ　２Ｏ．９５０２　２０．９０７７　ｌ８。３３７３　２５．４８１７　０．９６６６　Ｒｏａ　１２．７１７０　ｌ１．Ｏ３０Ｏ　０。４３２Ｏ　７５．０５０Ｏ　８．７６５２　Ｌｅｖ　１５３．９７２０　ｌ１９．２ＯＯＯ　２．１１００　３４３８．７１００　１４８。９２２ｌ　Ｔｖｒ　４．３２８２　３。哇４４４　０．０６６２　ｌ９．１Ｏ８１　３。１０７３　Ｓｉｇｍａ　０．０２８８　０。０２７２　０．００００　０，０８５２　０．００９４　

１８２现代商业ＭＯＤＥＲＮ　ＢＵＳＩＮＥＳＳ　表４．１描述性统计量　四，实证结果与分析　（一）描述性统计分析　表４．１列示了样本公司相关变量的　描述性统计量。可以看出Ｒ２的均值为　０．２７１９，第一大股东的持股比例均值为　０．４２４７，中位数为０．４５１１，也就是说公　司股权分置改革后至少一半以上的公　司的第一大股东持股比例显著地不足　１／２；而二至十股东的持股比例的均值仅　为０．１７２６，该值显著小于第一大股东持　股比例的均值，可以看出公司的股权制　衡有待于进一步的完善；在机构投资者　持股中，其比例均值高达０．２ｌ９２，说明　在我国进行了一系列的机构投资者改革　后，机构投资者在资本市场的作用逐渐　开始显现，利用其专业优势对公司监督　管理的作用逐步增强；公司的审计质量　均值为４．９６４１，可以看出绝大部分公司　的年报都是有很强的质量保证的；交叉　上市的均值为０．０９１７，大约有接近ｌＯ％　的上市公司实现了在港股和沪深Ａ股同　时上市；总资产报酬率的均值为１２％，　中位数为ｌ１％，表明样本公司删去净利　润为负的公司后，业绩总体不错。同　时表４．１还显示财务杠杆为ｌ　５３％，年　平均换手率为４．３２８２，Ｓｉｇｍａ系数为　０．０２８８。　（二）多元回归结果分析　表４．２列示了以ＡＲ２作为私有信息　套利空间的面板模型回归结果。我们　分别对样本数据分别进行了混合效应　（ＯＬＳ）、个体固定效应（ＦＥ）和个体随机　效应（ＲＥ）分析，并进行了相关检验。Ｆ　检验的结果显示，样本数据存在很强的　个体效应，因而拒绝原假设，选择固定　效应模型ｌ而Ｈａｕｓｍａｎ检验的结果显　

示，个体随机效应并不成立，进一步确