盈余信息披露、投资者行为与市场内幕交易

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盈余信息披露、投资者行为与市场内幕交易
李小胜

[提 要] 本文以2008—2017年的季报、半年报和年报盈余公告信息为研究对象，利用Fama-MacBeth横截面回归方法考察了公司高管和机构投资者的内幕交易行为。研究发现：(1)我国股票市场的盈余漂移异象在盈余公告前后具有明显的非对称性，股价倾向于在盈余公告前(后)对“好(坏)消息”反应过度、对“坏(好)消息”反应不足；(2)盈余公告前，机构投资者的资金净流入(出)与公司的未预期盈余之间呈显著正相关关系；(3)盈余漂移异象在不同板块之间存在明显的分化效应，在盈余公告前，主板市场对“好消息”的反应程度弱于中小板和创业板，而在盈余公告后正好相反。

[关键词] 盈余信息披露 ；投资者行为 ； 内幕交易

一、引言
上市公司的盈余信息披露一直是市场投资者和监管者重点关注的话题之一。公司股价在盈余信息披露前后往往存在较大的波动，一般来说在盈余信息披露之前，由于绝大多数市场投资者都无法获取关于公司经营业绩的内部信息，因而不同投资者对于公司未来股价的预期存在分歧。而在盈余信息披露之后，随着利好和利空信息的兑现，投资者的意见开始由分歧转向一致，即在股价上形成了盈余公告后漂移(post earnings announcement drift, PEAD)现象(或称盈余惯性)。正是由于公司股价经常在盈余信息发布前后存在较大的波动，部分具有信息优势的“知情人”往往利用这个机会来变相进行内幕交易甚至于肆意操纵股价。在2018年上半年证监会通报的40起操纵市场案件中，有多起涉及上市公司高管通过控制公司业绩发布来影响投资者预期，有的甚至与外部机构投资者合谋进行内幕交易。由于内幕交易涉及操纵市场制造虚假供求关系，容易误导投资者进行非理性决策，进而引发系统性金融风险，因而历年来都是监管执法工作的重中之重(舒家先和易苗苗，2019)。

机构投资者作为市场的一个重要组成部分，虽然在我国股票市场上占比较低，但是由于其具有专业的研究团队和雄厚的资金实力，因而在获取信息和哄抬股价上往往更具有优势。根据彭志等(2017)的研究，在我国1994—2015年发生的118起法定内幕人交易案中，有17起是由证券公司等机构投资者作为主体参与的，其案件特征主要体现为利用公司内幕消息来暗中拉抬股价且涉及金额庞大。公司高管作为公司经营决策的参与者，是另一类极其具有潜在内幕交易可能的“知情人”。从近年来我国发生的法定内幕交易案来看，由于公司高管投资行为往往会引起市场其他投资者的密切关注，因而其经常利用增持和减持行为来引导市场预期。从普通市场投资者的角度来看，高管增持股份容易被解读为公司经营业绩向好、未来股价看涨的信号，而减持则表达了公司经营业绩下滑、未来股价看跌的信号。一般来说，对于内幕交易案件，在公司业绩披露之前，公司高管倾向于对好消息进行“锦上添花”，对坏消息进行选择性披露，以引导市场哄抬股价。同时如果有知情的机构投资者，其往往在背后进行推波助澜。在业绩正式披露之后，随着市场逐渐达到一致预期，这部分“知情人”开始进行高位套现，结合近年来高管减持事件的发展态势来看，上市公司高管通过业绩和重大事项披露来进行内幕交易、牟取私利已经成为市场的一股“妖风”。我国股票市场发展历程较短，市场结构和信息披露相比于国外发达市场均存在一定差距，由于历史原因，早些年的“股权分置”导致了流通股和非流通股存在同股不同权、同股不同利等弊端。为了解决上述问题，我国在2005年启动了股权分置改革，这标志着我国股票市场开始逐渐步入“全流通”时代。然而改革是一把“双刃剑”，股权分置改革虽然有效地提升了上市公司的自愿性信息披露水平，但是却仅能显著影响非财务信息披露，对财务信息披露的影响并不显著(张学勇和廖理，2010)。

从梳理有关中国股票市场内幕交易的研究文献来看，从公司高管和机构投资者的微观交易行为出发，并从公司盈余公告发布这一视角来探讨市场内幕交易的研究并不多见。因此本文以股权分置改革后近十年(2007—2017年)的盈余公告信息为研究对象，利用Fama & MacBeth (1973)横截面回归方法从投资者行为角度研究了公司高管和机构投资者这两类潜在“知情人”的内幕交易行为。本文可能的创新和贡献主要在于：第一，现有国外学者(Barber et al.，2013)与国内学者(吴世农和吴超鹏，2005；张圣平等，2014)对于我国股票市场的盈余漂移异象研究存在分歧，这可能是由于样本选择上的统计偏差，所以本文利用了翔实的数据(2007—2017年季报、半年报和年报的盈余公告信息)来检验我国股票市场是否存在盈余漂移异象以及它的表现形式。第二，不同于国内以往文献(邵新建等，2014；张俊瑞等，2016)从公司治理和市场环境等角度来考察内幕交易，本文从投资者行为这一角度出发，利用净流入资金和减持比例这两个微观指标同时考察了机构投资者和公司高管的内幕交易行为。第三，国内早期文献(傅勇和谭松涛，2008)表明公司高管和机构投资者在内幕交易上可能存在合谋行为，但是并未对两者的具体合谋形式做出探讨。第四，国内对于盈余漂移异象在不同市场板块之间的对比研究还鲜有涉及。

本文接下来的安排如下：第二部分为文献综述和相关假设；第三部分为数据说明与研究设计；第四部分为实证分析；第五部分为稳健性检验；第六部分为结论和政策性建议。

二、文献回顾与研究假设
盈余公告后漂移(或称盈余漂移)异象最早是由Ball & Brown(1968)提出。他们发现在公司盈余信息披露之后，如果公司的未预期盈余为正，那么股价将继续保持向上漂移；而如果公司的未预期盈余为负，那么股价将保持继续向下漂移，即公司的未预期盈余与未来股价之间存在正相关关系。目前盈余公告后漂移异象不仅是在美国等发达市场上得到了诸多验证，在发展中国家也普遍存在(Lamont & Frazzini，2007)。Barber et al.(2013)利用横截面回归方法(Fama & MacBeth，1973)在对全球20个国家的检验中发现，有16个国家的未预期盈余系数都显著大于0。然而值得特别提出的是，中国股票市场在他们的样本内并未表现出显著的盈余漂移异象，这与国内学者吴世农和吴超鹏(2005)、张圣平等(2014)的研究结果存在明显的差异。之所以会出现这种现象可能是由于国内研究所采用的样本观察期都比较短(2年～3年)，存在数据上的统计偏差，所以本文的首要任务是利用近十年(2008—2017年)的样本数据对我国股票市场是否存在显著的盈余漂移异象做一个全面的检验。

目前关于盈余公告后漂移异象的解释主要有两种，一种是基于传统金融学的风险定价理论，即认为盈余漂移溢价是对某种风险因素的补偿。Patton & Verardo(2012)发现随着盈余公告日的接近，个股与市场组合之间的贝塔风险不断增加，但在盈余公告后的2天～5天里又恢复至平均水平，并且这种现象在未预期盈余越高(低)的股票中越明显。他们认为投资者会根据已发布盈余公告的公司盈余信息来修正自己对于暂未发布盈余公告公司的盈余预期，进而影响了整个市场的盈余预期。Barber et al.(2013)认为盈余公告前的信息不确定性可能是导致盈余公告后漂移的主要原因。他们用特质波动率来作为信息不确定性的代理变量，实证检验表明未预期盈余越高的股票往往具有更高的特质波动率，所以这类股票之所以能获得更高的收益主要是源于对这种信息不确定性的风险补偿。另外一种解释是基于行为金融学的错误定价理论，即股价之所以在盈余公告后表现出惯性漂移现象是因为投资者认知和行为上的偏差所致。Cohen et al.(2007)、孔东民(2008)基于有限套利假说指出，由于受到资本约束、卖空限制和交易成本等因素的限制，套利者会主动放弃部分盈余套利活动，因而导致了股价在盈余公告后不会出现均值回复，而是继续保持前期上涨或下跌趋势。

从以上文献梳理来看，在上市公司正式披露盈余公告之前，投资者对于公司未预期盈余的判断存在分歧，这种分歧本质上隐含的是一种信息不确定风险，投资者根据私有信息和公共信息所采取的投资决策助推了股价在盈余公告前后过度反应(或反应不足)。这体现的是投资者行为上一种群体性偏差，由于市场公共信息可以被所有投资者获取，因而投资者之所以会采取不同的买卖操作正是基于自身所掌握的私有信息，所以上市公司的盈余信息披露为研究市场内幕交易提供了良好的机会。相比于外部投资者，公司内部人直接参与公司的经营管理，有更多的途径来获得公司的未来盈余信息，因而公司内部人一直是市场内幕交易的第一类参与者(Ahern，2017)。从国内相关研究也可以看出，公司内部人基于自身信息优势通过并购重组(彭志等，2017)、借壳上市(邵新建等，2014)、股权分置改革(晏艳阳和赵大玮，2006；傅勇和谭松涛，2008)、融资融券(张俊瑞等，2016)以及盈余发布(易志高等，2017)等活动参与内幕交易在中国股票市场上也普遍存在。一般来说，对于未来盈余超预期的公司，高管倾向于在业绩预告时借助社会舆论来大肆传播“好消息”，进而引起市场投资者哄抬股价。对于未来盈余不及预期的公司，高管则有选择地披露“坏消息”，因而导致了在正式盈余公告之前，整个市场对“好消息”公司的股价反应过度，对“坏消息”公司的股价反应不足。无疑，这种策略性披露为公司高管在“好消息”兑现之后的高位套现和“坏消息”兑现之前的提前止损都创造了有利条件(易志高等，2017)，由此本文提出假设1。

H1 对于未预期盈余为正的公司，盈余公告后高管减持比例越高的公司倾向于在盈余公告前获得越高的累计异常收益率；对于未预期盈余为负的公司，盈余公告前高管减持比例越高的公司倾向于在盈余公告后获得越低的累计异常收益率。

机构投资者作为市场的重要组成部分，不仅为日内交易提供了充足的流动性 ，而且在信息获取和分析上存在着独特的优势，对于提高整个市场的定价效率起到了促进作用(Boehmer & Kelley，2009)。相比于个人投资者而言，机构投资者可以通过投资银行、实地调研和分析师推荐等渠道去全面了解公司的经营信息，因而他们也更可能利用这方面的信息优势来参与市场的内幕交易。不难发现，无论是好消息兑现之前的提前介入还是坏消息兑现之前的及早撤离，机构投资者的净流入(出)资金都为其是否进行内幕交易留下了蛛丝马迹，由此本文提出假设2。

H2 在盈余公告前，对于未预期盈余为正的公司，机构投资者净流入资金越高的公司具有越高的累计异常收益率；在盈余公告后，对于未预期盈余为负的公司，机构投资者净流出资金越高的公司具有越低的累计异常收益率。

进一步，Ahern(2017)在对183个内幕交易人的社交网络研究中发现，有35%的内部交易案均是发生在商业伙伴关系中，其中，公司高管是参与内幕交易案最多的一类公司内部人，他们泄露信息的可能性是接收信息的3倍，并且他们最先倾向于和其他公司高管分享信息，然后再向机构投资者如买方分析师和投资经理传播消息，说明公司高管可能与机构投资者之间存在合谋行为，由此本文在H1和H2的基础之上提出H2a和H2b。

H2a 对于未预期盈余为正的公司，盈余公告后高管减持比例越高、机构投资者净流入资金越高的公司具有更高的累计异常收益率。

H2b 对于未预期盈余为负的公司，盈余公告前高管减持比例越高、机构投资者净流出资金越高的公司具有更低的累计异常收益率。

为推动多层次资本市场的发展，我国于2004年和2009年分别开始中小板市场和创业板市场的挂牌交易，其目的主要是为了在融资上扶持高成长型公司(如科技类、生物医药类等)的协同发展。相比于主板市场而言，中小板市场和创业板市场的上市条件较为宽松，对于公司股本规模和盈利能力方面的上市门槛要求较低，因而从平均水平上来看这类公司的市值相对较小，股价也较容易被操纵。由此本文提出假设3。

H3 盈余公告前主板市场对“好消息”的反应程度弱于中小板和创业板，而在盈余公告后正好相反。

三、数据来源与研究设计
(一)样本和数据来源
本文的财务数据和行情数据均来源于Wind金融数据库和CCER数据库，公司高管增减持数据来自对上市公司公告和年报的手工整理，研究对象为沪深A股上市公司2008—2017年季报、半年报和年报的盈余披露信息。由于原始样本存在较多异常值和缺失值，所以主要做了如下预处理：(1)剔除盈余信息披露前被特别处理(ST和PT)的股票；(2)剔除盈余信息未及时披露(数据缺失)的股票；(3)剔除盈余信息披露前交易日少于250天的次新股；(4)剔除盈余信息披露前后停牌超过60个交易日的股票；(5)剔除其他指标处于异常值状态的股票(前后1%缩尾处理)。全样本共计104 210个，高管增减持样本共计65 381个。

(二)未预期盈余和累计异常收益率的估计
参考国内外的研究，笔者将过去四个季度的每股收益(earnings per share, EPS)的平均值定义为当期的预期盈余，那么未预期盈余(unexpected earnings, UE)即为当期的实际盈余减去当期的预期盈余：

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(1)

标准化之后的未预期盈余(standard unexpected earnings, SUE)即为：

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(2)

其中，式(1)和式(2)中的width=26,height=17,dpi=110表示股票i在t时期的未预期盈余；width=38,height=17,dpi=110表示相应的标准化未预期盈余；EPS表示每股收益；mean和std分别表示平均值和标准差函数。进一步，在每一观察期，首先按照SUE的大小将研究样本划分为五分组，其中第一分组对应为SUE1(又称“利空组”或“坏消息组”)，第五分组对应为SUE5(又称“利好组”或“好消息组”)，然后分别计算各分组的累计异常收益率(cumulative abnormal return, CAR)，其中,累计异常收益率的计算基于事件研究法。具体的，以上市公司盈余公告日当天为事件日，如果当天正好为非交易日(法定节假日或停牌等)，那么事件日就顺延至下一交易日，然后分别计算各盈余分组在观察期(-60,-1)和事件期(0，60)内的异常收益率和累计异常收益率，异常收益率的计算基于市场调整模型，具体公式为：

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(3)

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(4)

式中，width=17,height=17,dpi=110表示股票i在t时期的收益率；width=20,height=14,dpi=110表示同时期的市场收益率(所有股票市值加权)；width=8,height=11,dpi=110和width=11,height=20,dpi=110是利用事件日前250个交易日数据估计得到，观察期对应为盈余公告之前，事件期对应为盈余公告之后。根据Cohen et al.(2007)的研究建议，相比于实际盈余公告日，盈余预公告日可以更准确地统计盈余公告溢价，所以这里需要特别指出的是，对于式(3)和式(4)，计算异常收益率和累计异常收益率时参考的事件日均为盈余预公告日，而非实际盈余公告日。

(三)研究设计与变量定义
参考Barber et al. (2013)的研究思路，本文构建了模型(5)、模型(6)、模型(7)和模型(8)来检验H1，H2和H3，具体表达式如下：

width=70,height=17,dpi=110width=217,height=17,dpi=110

+Year+Quarter+Industry

+β0+ε

(5)

width=70,height=17,dpi=110width=246,height=17,dpi=110

+Industry+β0+ε

(6)

width=70,height=17,dpi=110width=205,height=17,dpi=110

width=196,height=17,dpi=110
+Year+Quarter+Industry

+β0+ε

(7)

式中，因变量width=52,height=17,dpi=110表示在盈余公告前(后)60天里，第p个未预期盈余分组中第i只股票的累计异常收益率；width=52,height=17,dpi=110和width=52,height=17,dpi=110分别表示在盈余公告前和盈余公告后60天里，第p个未预期盈余分组中第i只股票的高管减持比例；width=46,height=17,dpi=110表示盈余公告前60天里第p个未预期盈余分组中第i只股票的机构投资者累计净流入资金，参考国外学者Lee & Radhakrishna(2000)和国内学者舒家先和易苗苗(2019)的研究，以交易金额规模来划分机构投资者和个人投资者。具体的，机构投资者净流入资金为当日交易金额超过50万元的买入资金总和-当日交易金额超过50万元的卖出资金总和，在稳健性分析部分笔者对不同交易规模的机构投资者划分标准做了灵敏性检验。模型(4)中的ADAp,i表示修正Jones模型计算得到的操控性应计利润的绝对值，Dechow et al.(1995)的研究表明，ADAp,i的值越大，公司的信息不对称性程度越高。所以本文用ADAp,i作为度量上市公司信息环境质量的代理变量。width=32,height=17,dpi=110表示控制变量，由于本文的模型(5)、模型(6) 和模型(7)是在每一季度对每一分组中所有股票进行横截面回归(Fama & Macbeth，1973)，Lamont & Frazzini(2007)发现投资者意见分歧越大、成交量越高的股票，盈余惯性越强，所以在可选变量中笔者对净资产收益率、总资产增长率、换手率和成交量也给予了控制。所有变量的定义详见表1。

表1 变量定义与计算方法

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说明：(1)高管减持是指高管本人、高管直系亲属以及关联人的股票减持；(2)选择计算60天的累计异常收益率是因为公司财务信息一般按季度更新，如果每个月按20个交易日算，那么每季度即3个月共计约60个交易日。

四、实证结果分析
(一)盈余漂移异象的检验
为了检验我国股票市场是否存在盈余漂移异象以及具体表现形式，笔者对SUE1～SUE5在盈余公告前后的累计异常收益率进行了统计。表2报告了各未预期盈余分组在观察期(-60，-1)和事件期(1，60)的累计异常收益率。总体上来看，无论是在盈余公告前还是在盈余公告后，随着未预期盈余从SUE1增加至SUE5，累计异常收益率都呈现出逐渐增加的变化特征，即未预期盈余越高的股票具有越高的累计异常收益率，所以和国外股票市场一样，我国股票市场也存在显著的盈余漂移现象。具体来看，在盈余公告的前一天，“利好”组可以获得0.15%(2.77%～2.62%)的异常收益率，但是在盈余公告的后一天，“利好”组的异常收益率下降为-0.1%，说明在盈余公告当天，随着利好消息兑现，市场预期由分歧转向一致，部分投资者已经开始抛售股票。这部分投资者之所以能做到如此精准择时很可能是由于提前获取了内幕消息。进一步可以发现，对于“利好”组而言，盈余公告前的平均累计异常收益率为1.87%，要远高于盈余公告后的0.07%，而对于“利空”组而言，其盈余公告前的累计异常收益率为-1.33%，要高于盈余公告后的-2.06%(见表2)。

根据表2可以看出，“利好”组的盈余漂移程度在盈余公告前大于盈余公告后，而“利空”组则正好相反，其盈余漂移程度在盈余公告后要大于盈余公告前。这表明我国股票市场的盈余漂移异象在盈余公告前后存在非对称性，投资者的非理性程度较高，因而导致股价在盈余公告前(后)对“好(坏)消息”反应过度、对“坏(好)消息”反应不足。

表2 各未预期盈余分组在盈余公告前后的累计异常收益率(%)

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(二)相关假设的回归分析
1.对H1的检验。

假设H1认为未预期盈余为正的公司，盈余公告后高管减持比例越高的公司倾向于在盈余公告前获得越高的累计异常收益率；对于未预期盈余为负的公司，盈余公告前高管减持比例越高的公司倾向于在盈余公告后获得越低的累计异常收益率。为了检验该假设，笔者对模型(5)进行了多期横截面回归。

表3报告了模型(5)的回归结果。可以看出，盈余公告前SUE5组的ARP系数为0.138，在1%水平上显著大于0，说明对于“利好组”而言，盈余公告后高管减持比例与盈余公告前累计异常收益率之间呈显著正相关关系。盈余公告后SUE1组的BRP系数为-0.089，在5%水平显著小于0，说明对于“利空组”而言，盈余公告前高管减持比例与盈余公告后累计异常收益率之间呈显著负相关关系。从控制变量来看，市值、账面市值比和净资产收益率与累计异常收益率显著负相关，而总资产增长率、成交量和换手率与累计异常收益率之间负相关，一般而言，市值规模越小、成长能力越强以及投资者意见分歧越大的公司越可能由于信息不对称而发生内幕交易，因而在股价上更可能获得更高或更低的异常收益率(Barber et al.，2013)。

表3 模型(5)的回归结果

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注：***，**和*分别表示被估计参数在1%，5%和10%水平上显著，下表同。

总的来看，在控制其他变量后，模型(5)的回归结果支持了H1，即对于未预期盈余为正的公司，盈余公告后高管减持比例越高的公司越可能在盈余公告前获得更高的累计异常收益率，而对于未预期盈余为负的公司，盈余公告前高管减持比例越高的公司越可能在盈余公告后获得更低的累计异常收益率。这说明高管充分利用了公司内部人的信息优势，因而在盈余公告前后做到了精准择机。

2.对H2的检验。

假设H2认为在盈余公告前，未预期盈余为正的公司，机构投资者净流入资金越高的公司具有越高的累计异常收益率；在盈余公告后，对于未预期盈余为负的公司，机构投资者净流出资金越高的公司具有越低的累计异常收益率。为了检验该假设，笔者对模型(6)进行了多期横截面回归。

表4报告了模型(6)的回归结果。可以看出，对于“利好”组而言，机构投资者净流入资金与累计异常收益率之间存在显著正相关关系，而对于“利空”组而言，机构投资者净流入资金与累计异常收益率之间存在显著负相关关系。这意味着，在盈余公告前，机构投资者的投资行为与盈余漂移异象之间存在紧密联系。进一步对比来看，对于“利好”组，盈余公告前TIC的系数为0.073，在1%水平上显著大于0，要远高于盈余公告后的0.036，说明对于未预期盈余为正的公司，机构投资者资金净流入越高的公司倾向于在盈余公告前获得越高的累计异常收益率。这预示着机构投资者可能在盈余公告前获取了利好消息，因而提前介入，对股价进行了推波助澜。对于“利空”组，盈余公告前TIC的系数(绝对值)为0.032，要低于盈余公告后的0.054，说明对于未预期盈余为负的公司，机构投资者资金净流出越高的公司倾向于在盈余公告后获得越低的累计异常收益率。这暗示着机构投资者可能在盈余公告前已经获取了利空消息，因而提前撤离，避免了盈余公告后利空消息兑现的大跌。所以总的来看，模型(2)的回归结果很好地验证了假设2。

表4 模型(6)的回归结果

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3.进一步对H2a和H2b的检验。

假设H2a认为未预期盈余为正的公司，盈余公告后高管减持比例越高、机构投资者净流入资金越高的公司具有更高的累计异常收益率。H2b认为未预期盈余为负的公司，盈余公告前高管减持比例越高、机构投资者净流出资金越高的公司具有更低的累计异常收益率。为进一步验证H2a和H2b，本文对模型(7)进行了多期横截面回归。

表5报告了模型(7)的回归结果，结合表5的回归结果来看，对于未预期盈余为正的公司，交互项TIC×ARP的系数显著为正，说明盈余公告后的高管减持比例对机构投资者净流入资金影响累计异常收益率起到了增量影响。进一步对比来看，高管减持比例每增加一个单位，盈余公告前和盈余公告后的累计异常收益率分别增加了1.1%和0.8%，说明这种促进作用对于盈余公告前的累计异常收益率影响更大。这与H1a的预期是一致的，即对于未预期盈余为正的公司，盈余公告后高管减持比例越高、机构投资者净流入资金越高的公司具有越高的累计异常收益率，这也间接说明公司高管可能在盈余公告前将利好消息泄露给了机构投资者，进而导致股价在盈余公告前过度反应，而在盈余公告之后，随着这两类知情投资者的获利离场，股价对利好信息表现得明显反应不足。对于未预期盈余为负的公司，交互项TIC×BRP的系数显著为负，说明盈余公告前的高管减持比例并未对机构投资者净流出资金影响累计异常收益率起到促进作用。这一点未能支持H2b，可能是由于公司高管倾向于对利空消息进行选择性披露，因而机构投资者也未能提前获得内幕消息，进而导致了市场整体对利空消息在盈余公告前反应不足、在盈余公告后过度反应。所以总的来看，模型(7)的回归结果验证了假设H2a。这为公司高管和机构投资者利用利好消息进行合谋内幕交易提供了有力证据。

表5 模型(7)的回归结果

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4.对H3的检验。

假设H3认为盈余公告前主板市场对“好消息”的反应程度弱于中小板和创业板，而在盈余公告后正好相反。在上文对H2a和H2b的检验中笔者发现公司高管和机构投资者倾向于利用利好消息来进行内幕交易，所以这里笔者仅给出了SUE5组在不同板块之间的累计异常收益率。

表6报告了盈余公告前后SUE5组在全市场、主板市场、中小板市场和创业板市场的累计异常收益率统计结果。平均来看，在盈余公告前，中小板市场和创业板市场的累计异常收益率分别为2.13%和1.96%，要高于全市场的1.87%，而主板市场的累计异常收益率为1.84%，要略低于全市场。在盈余公告后，中小板市场和创业板市场的累计异常收益率分别为-0.26%和-0.01%，要低于全市场的0.07%，主板市场的累计异常收益率为0.10%，要略高于全市场。通过绘制不同板块组漂移图，发现在盈余公告前，主板市场的盈余漂移程度与全市场比较接近，但是要略低于全市场，而中小板市场和创业板市场的盈余漂移程度要明显强于全市场和主板市场，尤其是中小板市场，随着盈余公告日的接近，其盈余漂移程度更是得到了显著增强。在盈余公告后可以发现正好完全相反的变化规律，主板市场的盈余漂移程度与全市场比较接近，但是要略高于全市场，而中小板市场和创业板市场的盈余漂移程度均大幅低于全市场和主板市场。所以总体来看，盈余公告前主板市场对“好消息”的反应程度弱于中小板和创业板，而在盈余公告后正好相反，这一点支持了假设3。

表6 不同板块的SUE5组在盈余公告前后的累计异常收益率(%)

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五、稳健性检验
为了检验上述研究结论的可靠性，本文从研究周期、机构投资者划分标准以及其他影响因素三个方面对上述的结果进行稳健性检验。(1) 限于文章篇幅，稳健性检验的详细结果不再具体给出，感兴趣的读者可以向笔者索取。

(一)考虑更短和更长的研究周期
上文在计算盈余公告前(后)的累计异常收益率时，采用了3个月的研究周期，何诚颖等(2014)研究表明我国股票市场存在显著的中期反转效应，所以笔者考察了更短和更长周期下的模型回归结果。检验结果显示，当因变量换成盈余公告前(后)3天的累计异常收益率时，部分回归模型的参数显著性有所降低，但其他周期下的回归结果基本和60天保持一致。所以总的来看，本文得到的研究结论在更短和更长周期下依旧成立。

(二)考虑不同的机构投资者划分标准
上文在划分个人投资者和机构投资者时参考了Lee & Radhakrishna(2000)的研究，将单笔买卖金额超过某一阈值(文中取50万元)的账户划分为机构投资者账户。这里对这一参数进行了敏感性检验。检验结果显示，随着交易金额逐步提升，部分参数的显著性有所减弱，尤其是当交易金额增加至1 000万元以后，模型(7)的参数变得不再显著。这可能是由于我国股票市场的主体均为个人投资者，限定了较大的交易金额之后，用于计算每只股票机构投资者净流入(出)资金的样本较少，因而导致了参数的显著性下降，所以从总体上来看，随着划分机构投资者标准的交易金额从10万元增加至500万元，模型的回归结果分析基本与上文保持一致。

(三)考虑更多的控制变量
上文在控制变量中选取了常见的市值、账面市值比、盈利和投资。它们多是基于公司层面的影响因素。为缓解遗漏变量可能导致的模型内生性问题，这里我们进一步对市场层面的一些影响因素进行了控制。Barber et al.(2013)指出盈余溢价是对信息不确定性风险的一种补偿。也有学者指出公告后盈余漂移异象是对流动性风险的一种补偿。参考他们的研究，这里笔者也分别以Amihud指标(Amihud，2002)，即盈余公告前(后)60天里的收益率绝对值除以成交额的均值；特质波动率，即盈余公告前(后)60天里经Fama-French三因子模型调整之后的残差收益率的标准差，来度量个股的流动性风险和信息不确定风险。检验结果表明，在控制流动性和特质波动率之后，各模型中主要参数的显著性并未发生明显变化，说明在考虑相关市场层面因素后，本文的研究结论依旧稳健。

六、主要结论与政策建议
本文以2008—2017年的季报、半年报和年报盈余公告信息为研究对象，利用Fama & MacBeth(1973)横截面回归方法考察了公司高管和机构投资者的内幕交易行为。研究主要得到如下几点结论：(1)我国股票市场的盈余漂移异象在盈余公告前后具有明显的非对称性，股价倾向于在盈余公告前(后)对“好(坏)消息”反应过度、对“坏(好)消息”反应不足。这从一定程度暗示着公司重要股东(高管和机构投资者等)可能在“好(坏)消息”兑现前提前介入(撤离)。(2)盈余公告前，机构投资者的净流入(出)资金与公司的未预期盈余之间呈显著正相关关系。这表明机构投资者在盈余信息正式披露前已经提前介入(撤离)。进一步研究发现，对于利好消息组而言，公司高管减持比例对这一正相关关系起到了促进作用，说明公司高管和机构投资者存在利用利好消息进行合谋行为的嫌疑。(3)盈余漂移异象在不同板块之间存在明显的分化效应，在盈余公告前，主板市场对“好消息”的反应程度弱于中小板和创业板，而在盈余公告后正好相反，进一步研究表明，由于主板市场上市公司的市场环境要好于中小板和创业板，因而公司在主板市场上市会对公司高管和机构投资者进行内幕交易起到抑制作用。

根据以上研究结论，本文主要提出如下几点针对性建议：(1)市场监管者应当在盈余公告前后对潜在“知情人”的投资行为进行实时监测，建立起针对市场内幕交易的微观预警模型，只有在事前做好防控准备，才能在事后做到精准打击。(2)中国证监会要求对于上市公司的年报和半年报，如果当期业绩与上年相比发生大幅变动，应当提前发布业绩预告，散户应当对这类信息进行理性分析，不宜过分解读，避免成为“知情人”变相哄抬股价的接盘侠。另一方面监管者应当进一步规范上市公司的业绩披露机制，尤其是加强对盈余信息的监察和审计，对于业绩预增类公告不仅要披露翔实的财务数据，而且要附属相关审计部门的核实意见，避免在盈余正式公告后公司出现“业绩变脸”。(3)市场投资者应当远离对中小板和创业板股票的短期炒作，树立注重分析公司价值的长期投资理念，同时监管者也应对中小板和创业板市场的公司治理和市场环境监控有所侧重，对于恶意通过盈余信息公告来干预市场预期、操纵市场股价的行为要做到严厉惩治。

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EARNINGS INFORMATION DISCLOSURE, INVESTOR BEHAVIOR AND MARKET INSIDER TRADING
LI Xiao-sheng

(School of Statistics and Applied Mathematics, Anhui University of Finance and Economics)

Abstract: This paper takes the 2007-2017 earnings announcement within the quarterly, semi-annual and annual reports as the research object, and uses the Fama-MacBeth cross-sectional regression to examine the insider trading behavior of the company executives and institutional investors. The findings are as follows: (1) The earnings announcement drift in the China’s stock market has obvious asymmetry characteristics before and after the earnings announcement, and the stock price tends to overreact to “good (or bad) news” and underreact to “bad (or good) news” before (or after) the earnings announcement. (2) Before the earnings announcement, there was a significant positive correlation between the net cash flow of institutional investors and the company’s unexpected earnings. (3) The earnings announcement drift has an obvious differentiation effect between different sectors. Before the earnings announcement, the main board market reacted to the “good news” weaker than the small and medium-sized board and the GEM; but after the earnings announcement, the phenomenon is totally opposite.

Key words: earnings information disclosure; investor behavior;insider trading