張向麗 池國華

(1.東北財經(jīng)大學(xué) 會計學(xué)院，遼寧 大連 116025； 2.南京審計大學(xué) 審計科學(xué)研究院，江蘇 南京 211815)

一、引言

機(jī)構(gòu)投資者羊群行為存有“盲目跟風(fēng)”、“追漲殺跌”之實，其是加劇市場波動、破壞市場穩(wěn)定和提高金融體系脆弱性的重要推手(Jegadeesh et al.，2010；許年行 等，2013)。因此，如何有效減緩資本市場的羊群行為成為監(jiān)管當(dāng)局關(guān)注的重點。自2000年證監(jiān)會做出“超常規(guī)發(fā)展機(jī)構(gòu)投資者”的金融戰(zhàn)略選擇以來，我國的機(jī)構(gòu)投資者數(shù)量急劇增長，業(yè)績成果顯著。值得肯定的是，機(jī)構(gòu)持股對提升公司治理水平具有顯著效果(Velury et al.，2006；Bronson et al.，2006；孫光國 等，2015；甄紅線 等，2016)。然而，在我國A股市場，投機(jī)炒作氣氛濃烈，政策多變，機(jī)構(gòu)投資者面對巨大的信息量，極易“搭便車”盲目模仿進(jìn)而形成市場“異象”——羊群行為。相關(guān)實證研究表明，機(jī)構(gòu)投資者羊群行為往往會導(dǎo)致股市暴漲暴跌，加劇市場的崩盤風(fēng)險(程天笑 等，2014；許年行 等，2013)。

2017年堪稱史上“最嚴(yán)監(jiān)管年”，國家重拳出擊、金融監(jiān)管保持高壓態(tài)勢，旨在堅決整治市場亂象，牢牢守住不發(fā)生系統(tǒng)性金融風(fēng)險的底線。無疑，在當(dāng)前防范金融風(fēng)險、維護(hù)金融穩(wěn)定的主基調(diào)下，最大限度降低機(jī)構(gòu)投資者的盲目行為是助力監(jiān)管政策的“強(qiáng)心針”、“穩(wěn)定劑”。因此，如何降低機(jī)構(gòu)投資者羊群行為是關(guān)乎國家金融穩(wěn)定的重要問題。而構(gòu)建宏觀和微觀審慎管理框架，將宏觀機(jī)制和微觀機(jī)制有效結(jié)合是國家防范金融風(fēng)險的最新著力點。那么，企業(yè)內(nèi)部的微觀治理機(jī)制可否作為國家風(fēng)險監(jiān)管框架下的微觀機(jī)制的外延，為規(guī)范資本市場的投資行為進(jìn)而維護(hù)金融穩(wěn)定發(fā)揮作用。即，公司內(nèi)部治理在受益于機(jī)構(gòu)持股治理的同時能否為減弱機(jī)構(gòu)投資者羊群行為貢獻(xiàn)力量？

我國《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》明確規(guī)定，“內(nèi)部控制的目標(biāo)是保證企業(yè)經(jīng)營管理合法合規(guī)、資產(chǎn)安全、財務(wù)報告及相關(guān)信息真實完整……”。外部投資者和公司內(nèi)部信息的不對稱是資本市場的重要特征，股市的暴漲暴跌是信息不對稱下市場的極端表現(xiàn)?，F(xiàn)階段，我國已經(jīng)建立起一套完善的企業(yè)內(nèi)部控制體系，內(nèi)部控制作為一項內(nèi)生監(jiān)督機(jī)制能鏈接企業(yè)和市場，有效緩解企業(yè)和外部投資者之間的信息不對稱問題(Mitra et al.，2013；池國華 等，2016)。那么，微觀層面的內(nèi)部控制能否為宏觀資本市場治理貢獻(xiàn)力量？對此現(xiàn)有文獻(xiàn)并未給予足夠關(guān)注。

基于上述分析，本文以開放型基金作為機(jī)構(gòu)投資者的代表，采取逆向思維，探究微觀企業(yè)內(nèi)部治理機(jī)制對宏觀資本市場上機(jī)構(gòu)投資者行為的“反向”影響，并具體回答以下兩個問題：內(nèi)部控制能否“反向”治理機(jī)構(gòu)投資者羊群行為？若存在“反向”治理效果，這種治理效用是否受企業(yè)異質(zhì)性的影響？本研究的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在：(1)研究視角上。不同于已有文獻(xiàn)，本文從企業(yè)內(nèi)部控制的微觀視角切入，研究宏觀資本市場上機(jī)構(gòu)投資者羊群行為的影響因素，同時從產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和高管信息披露操縱傾向兩個異質(zhì)性維度對這一問題進(jìn)行深入分析，這是對現(xiàn)有研究視角的有益拓展。(2)研究內(nèi)容上。一方面，不同于以往先驗的線性假設(shè)的研究，本文采用門檻面板模型對企業(yè)內(nèi)部控制與機(jī)構(gòu)投資者羊群行為之間的關(guān)系進(jìn)行預(yù)先假定，繼而發(fā)現(xiàn)企業(yè)內(nèi)部控制對機(jī)構(gòu)投資者羊群行為的減弱效應(yīng)存在門檻；另一方面，本文還從信息不對稱視角梳理了企業(yè)內(nèi)部控制與機(jī)構(gòu)投資者羊群行為之間的邏輯關(guān)系，同時產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和高管信息披露傾向的異質(zhì)性分析也表明內(nèi)部控制會通過降低企業(yè)內(nèi)部與外部投資者的信息不對稱進(jìn)而減弱機(jī)構(gòu)投資者羊群行為，由此本文構(gòu)建了一個較為完整的理論分析框架，這也是對現(xiàn)有研究的重要補(bǔ)充。

二、文獻(xiàn)綜述與假設(shè)提出

有關(guān)機(jī)構(gòu)投資者羊群行為的研究最早可追溯至Kraus et al.(1972)對平行交易(parallel trading)的分析，他們將大量機(jī)構(gòu)投資者在同一時間內(nèi)同向交易同一支股票的行為稱為平行交易。此后，在Lakonishok et al.(1992)、伍旭川等(2005)以及許年行等(2013)等研究的逐步補(bǔ)充下，機(jī)構(gòu)投資者羊群行為大致被界定為機(jī)構(gòu)投資者基于模仿他人的動機(jī)而在同一時間內(nèi)大量買入和賣出相同股票的行為。此外，機(jī)構(gòu)投資者羊群行為的發(fā)生背景通常為不完全的信息市場。那么，機(jī)構(gòu)投資者的羊群行為在資本市場會產(chǎn)生怎樣的經(jīng)濟(jì)后果？相關(guān)研究表明，機(jī)構(gòu)投資者羊群行為是證券市場的一種非理性交易行為，其容易致使股票買賣需求超出市場提供的流動性(李學(xué)峰 等，2017)，引發(fā)市場暴漲暴跌(程天笑 等，2014)、增大股價崩盤風(fēng)險(許年行 等，2013)。伍旭川等(2005)的實證分析顯示，我國存在非常明顯的機(jī)構(gòu)投資者羊群行為。許年行等(2013)認(rèn)為，機(jī)構(gòu)投資者容易忽略個人所掌握的私有信息而模仿他人交易，這一行為將提高股價同步性、加劇金融體系的脆弱性。而且，隨著我國金融市場的飛速發(fā)展，股票市場間的耦合關(guān)聯(lián)性不斷增強(qiáng)，市場風(fēng)險的爆發(fā)概率和蔓延速度也在持續(xù)加大。

作為資本市場的重要參與者，機(jī)構(gòu)持股對于公司而言是一種有效的外部治理機(jī)制。機(jī)構(gòu)投資者在提升企業(yè)信息披露質(zhì)量(Bronson et al.，2006)、抑制內(nèi)部控制缺陷(李越冬 等，2017)、抑制盈余管理(Velury et al.，2006；孫光國 等，2015)、緩解融資約束(甄紅線 等，2016)、增加R&D投入(Gaspar et al.，2005)等方面發(fā)揮著重要作用。然而，與此同時，機(jī)構(gòu)持投資者也可能會給資本市場帶來風(fēng)險隱患——羊群行為。那么，如何有效減弱機(jī)構(gòu)投資者羊群行為呢？能否“逆向”思考這一問題，從公司內(nèi)部治理入手呢？也就是說，個股層面治理方式的改善是否具有治理宏觀層面的機(jī)構(gòu)投資者羊群行為的作用呢？

針對羊群行為誘因的研究橫跨多個學(xué)科。心理學(xué)家將羊群行為歸因為人類具有從眾心理，社會學(xué)家認(rèn)為羊群行為是人類的集體無意識行為。不同于此，經(jīng)濟(jì)學(xué)家基于不完全信息視角給出了三種解釋：(1)聲譽(yù)假說。對于機(jī)構(gòu)投資者的“掌舵人”來說，聲譽(yù)是其個人能力的有力證明和不可替代的無形資產(chǎn)(Morrison et al.，2004)，機(jī)構(gòu)經(jīng)理人為避免陷入“次品市場陷阱”使聲譽(yù)受損而傾向于“抱團(tuán)取暖”(Froot et al.，1992)。同時，資本市場普遍存在的“法不責(zé)眾”心理和追隨輿論模仿失敗后的責(zé)任弱化觀念加劇了機(jī)構(gòu)經(jīng)理人的這一從眾選擇。(2)薪酬假說。薪酬契約是現(xiàn)代管理制度的有效約束和激勵方式，但是這一結(jié)構(gòu)模式會導(dǎo)致代理人為尋求高薪酬而競相模仿同行的扭曲效果(Maug et al.，2011)。實證研究表明，為避免相對業(yè)績過低而受到處罰，模仿他人建倉是機(jī)構(gòu)投資者的最優(yōu)選擇(Agarwal et al.，2009；路磊 等，2014)；薪酬考核方式的不同會影響機(jī)構(gòu)投資者參考他人信息的程度(Boyson，2010)。路磊等(2014)利用我國2004—2009年開放式基金的數(shù)據(jù)考察了基金業(yè)績排名對羊群行為變化的影響，發(fā)現(xiàn)中資基金羊群行為對短期基金相對業(yè)績排名變化敏感。(3)信息瀑布假說。已有研究發(fā)現(xiàn)，機(jī)構(gòu)經(jīng)理人之間會通過談話等方式共享信息(Hong et al.，2005)，當(dāng)投資者對于自己的私有信息不確定時，會跟隨主流信息模仿他人投資決策(Banerjee，1992；Wermers，1999；許年行 等，2013)。因此，從經(jīng)濟(jì)學(xué)角度看，信息不對稱為機(jī)構(gòu)投資者的羊群行為提供了最基本的環(huán)境條件。

現(xiàn)有文獻(xiàn)對直接減弱機(jī)構(gòu)投資者羊群行為的研究較少且觀點分散。鄭瑤等(2015)發(fā)現(xiàn)網(wǎng)絡(luò)信息交流能夠減弱即期和次日的股市羊群效用；李學(xué)峰等(2017)認(rèn)為機(jī)構(gòu)投資經(jīng)理的投資經(jīng)驗有利于減弱羊群行為。雖然視角不同，但上述研究均表明機(jī)構(gòu)投資者的羊群行為對信息嚴(yán)重依賴，這也進(jìn)一步意味著，需從信息不對稱的角度尋求解決這一問題的答案。

作為一種風(fēng)險管控手段，內(nèi)控控制在提升會計穩(wěn)健性(Mitra et al.，2013)、提高投資效率(池國華等，2016)和抑制高管腐敗(周美華 等，2016)等方面意義重大，其是預(yù)防公司經(jīng)營風(fēng)險的硬屏障。然而，在防控風(fēng)險方面，內(nèi)部控制既謀企業(yè)一“域”，同樣謀市場“全局”。企業(yè)內(nèi)部控制在資本市場上具有顯著的治理效果，例如，內(nèi)部控制可以對投資者的投資判斷進(jìn)行有效“糾偏”，從而減緩市場股價波動、增強(qiáng)股票流動性、降低公司操縱“好壞”消息的傾向，最終減弱股價崩盤風(fēng)險等等。同時，企業(yè)內(nèi)部控制自我評價報告是上市公司對外信息披露的重要組成部分，其為資本市場上的投資者提供了大量非財務(wù)信息，具有信號傳遞作用。此外，一方面，企業(yè)內(nèi)部控制具有嚴(yán)格的目標(biāo)導(dǎo)向性，其以保障財務(wù)報告質(zhì)量及其他相關(guān)披露信息的可靠性為重要目標(biāo)；另一方面，信息與溝通是內(nèi)部控制的五大核心要素之一，其對信息的及時收集與溝通能有效減少道德風(fēng)險和逆向選擇。綜上所述，內(nèi)部控制鏈接企業(yè)和市場，不僅能為外部投資者提供更多的甄別信息，而且還有助于提升企業(yè)內(nèi)外部消息的傳遞效率，有效緩解企業(yè)內(nèi)部和外部投資者之間的信息不對稱。

鑒于此，本文提出：

H1：其他條件一定的情況下，企業(yè)內(nèi)部控制能夠減弱機(jī)構(gòu)投資者羊群行為。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選取及數(shù)據(jù)來源

本文選取2007—2016年滬深A(yù)股上市公司為樣本，并進(jìn)行了如下處理：第一，剔除金融類上市公司；第二，剔除財務(wù)存在異常的公司；第三，剔除樣本期間內(nèi)進(jìn)行過IPO、增發(fā)和配股的上市公司；第四，剔除存在數(shù)據(jù)缺失的上市公司。經(jīng)過上述處理，本文共收集到8757個年度研究樣本。為保證數(shù)據(jù)的有效性并消除異常值的影響，我們對所有連續(xù)變量進(jìn)行1%和99%的Winsorize處理。由于具體研究內(nèi)容的不同，后續(xù)實證過程中各部分的樣本數(shù)將略有不同。

機(jī)構(gòu)投資者持倉數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫，由于季度數(shù)據(jù)無法獲得全部持倉明細(xì)，本文在計算機(jī)構(gòu)投資者羊群行為時采用半年度持倉數(shù)據(jù)。同時，考慮到機(jī)構(gòu)投資者羊群行為的主體特殊性和數(shù)據(jù)可得性，本文選取開放式基金作為研究對象，并剔除其中的QDII、QFII和指數(shù)型基金。其余變量數(shù)據(jù)均來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，對于涉及的財務(wù)數(shù)據(jù)采用年度數(shù)據(jù)，以避免半年度數(shù)據(jù)沒有外部審計保證的缺陷。

(二)變量說明

1.內(nèi)部控制質(zhì)量(IC)

本文選取迪博內(nèi)部控制指數(shù)作為企業(yè)內(nèi)部控制的代理變量。該指數(shù)越大，表明公司內(nèi)部控制質(zhì)量越高(周美華 等，2016)。

2.機(jī)構(gòu)投資者羊群行為(Herd)

本文參考Lakonishok et al.(1992)、Wemers(1999)以及許年行等(2013)，對機(jī)構(gòu)投資者的羊群行為進(jìn)行度量。具體模型及計算方式如下：

HMi,t=|Pi,t-E(Pi,t)|-E|Pi,t-E(Pi,t)|

(1)

式(1)中：HMi,t表示i公司在t期被機(jī)構(gòu)投資者羊群的程度，其中，t以6個月為單位時間期；Pi,t表示在t期增持i公司股票的機(jī)構(gòu)投資者占持有i公司股票的機(jī)構(gòu)投資者的比例；E(Pi,t)表示增持i公司所在行業(yè)的所有上市公司股票的機(jī)構(gòu)投資者比例均值；E|Pi,t-E(Pi,t)|為|Pi,t-E(Pi,t)|的調(diào)整項，意為只有在機(jī)構(gòu)投資者對公司股票買賣的不均衡達(dá)到一定程度時，該股票才被認(rèn)定為存在機(jī)構(gòu)投資者的羊群行為。

機(jī)構(gòu)投資者羊群行為(Herdi,t)指標(biāo)的具體計算過程如下：根據(jù)機(jī)構(gòu)投資者披露的半年度和年度重倉股持倉變動數(shù)據(jù)定義變量Buy，若其對i股票持倉變動大于0，則Buy賦值為1，若其對i股票持倉變動小于0，則Buy賦值為0，若其對i股票持倉數(shù)據(jù)不變，則剔除該數(shù)據(jù)；按照t和i計算Buy的平均值，得出Pi,t；按照t和行業(yè)計算Pi,t的平均值，得出E(Pi,t)；按照t和行業(yè)計算|Pi,t-E(Pi,t)|的均值為E|Pi,t-E(Pi,t)|；計算出HMi,t為半年度的羊群行為，為了與其他年度變量指標(biāo)匹配，采用年度內(nèi)變量取均值的方式得到變量Herdingi,t，此時t為一個年度區(qū)間；計算Herdingi,t的均值(mean)和標(biāo)準(zhǔn)差(sd)，利用(mean-1.96sd)對Herdingi,t進(jìn)行調(diào)整，從而得到機(jī)構(gòu)投資者羊群行為的指標(biāo)Herdi,t。

3.產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(Soe)

如果股權(quán)性質(zhì)為國有，則產(chǎn)權(quán)性質(zhì)變量賦值為1；如果為民營、外資或其他，則賦值為0。

4.高管信息披露操縱傾向(IDMT)

只要上市公司當(dāng)年被證監(jiān)會披露存在信息披露違規(guī)或遭證監(jiān)會處罰，就將高管信息披露操縱傾向當(dāng)年值定義為1，否則為0(權(quán)小鋒 等，2016)。據(jù)CSMAR數(shù)據(jù)庫的資料顯示，涉及到的信息披露違規(guī)行為有四種、處罰方式有八種，并無明確證據(jù)表明四種違規(guī)行為和八種處罰方式之中存有顯著的程度異質(zhì)性，因此，上市公司只要存在其中一種行為就可被認(rèn)定存在高管信息披露操縱傾向[注]根據(jù)wind數(shù)據(jù)統(tǒng)計顯示，證監(jiān)會披露的信息披露違規(guī)行為主體有“公司本身、公司股東、公司其它關(guān)聯(lián)方以及公司控制參股公司”四種類型，由于本文研究的是公司管理層的信息披露操縱行為，為保證結(jié)果可靠，此處只保留公司本身和其控制參股公司兩類樣本。。表1列示了2007—2016年證監(jiān)會認(rèn)定存在信息披露違規(guī)的類型。

表1 2007—2016年證監(jiān)會認(rèn)定存在信息披露違規(guī)的類型

注：根據(jù)CSMAR數(shù)據(jù)庫進(jìn)行統(tǒng)計，統(tǒng)計軟件為Stata 14.0。

此外，參考相關(guān)文獻(xiàn)，本文選取的控制變量包括：

(1)管理層權(quán)力(Power)。采用主成分分析法，利用下述四個權(quán)力維度指標(biāo)合成管理層權(quán)力變量(權(quán)小鋒 等，2016)，具體為：公司董事長與總經(jīng)理是否兩職合一(Dual)，若是，取值為2，反之，取值為1；公司股權(quán)分散度(Dispersion)，公司前十大股東中排名后九位股東的持股比例總和與第一大股東持股份額之比，該指標(biāo)越大，公司股權(quán)分散度越高；公司內(nèi)部董事比例(ID)，公司內(nèi)部董事人數(shù)與公司董事人數(shù)之比；CEO任職年限(Tenure)，以任職天數(shù)除以360天折算為年度指標(biāo)。

(2)公司信息透明度(ABACC)。借鑒已有文獻(xiàn)(Jones，1991；Dechow et al.，1995)，采用修正的Jones模型計算的操控性應(yīng)計利潤的絕對值作為公司信息透明度的代理變量。具體模型為：

(2)

(3)

(4)

其中，TACCt為企業(yè)在年度t的總應(yīng)計利潤，由年度t的營業(yè)利潤減去經(jīng)營活動現(xiàn)金流量得到；ΔREVt為企業(yè)在年度t的主營業(yè)務(wù)收入變化，由年度t的主營業(yè)務(wù)收入減去年度t-1的主營業(yè)務(wù)收入得到；ΔRECt為企業(yè)在年度t的應(yīng)收賬款變化，由年度t的應(yīng)收賬款減去年度t-1的應(yīng)收賬款得到；PPEt為企業(yè)在年度t的固定資產(chǎn)賬面原值；At-1為公司年末總資產(chǎn)。計算方法如下：首先，通過模型(2)回歸出不同行業(yè)、不同年份的特征值α0、α1、α2；其次，將α0、α1、α2帶入模型(3)中，計算出每個公司的非操控性應(yīng)計；最后，由模型(4)得出操控性應(yīng)計，我們?nèi)∑浣^對值|DAt|衡量公司信息透明度。

(3)其余控制變量。成長性(MB)，用公司的市值賬面比度量；盈利能力(ROA)，用公司的資產(chǎn)收益率度量；公司規(guī)模(Size)，用公司總資產(chǎn)的自然對數(shù)度量；財務(wù)杠桿(Lev)，用公司資產(chǎn)負(fù)債率度量；高管薪酬(Pay)，用公司薪酬排名前三的高管的薪酬總額取自然對數(shù)度量；投資者異質(zhì)性(Turnover)，用股票的年度換手率度量。

相關(guān)變量的具體說明見表2。

表2 變量說明

(三)研究模型

1.檢驗企業(yè)內(nèi)部控制對機(jī)構(gòu)投資者羊群行為的影響

考慮到機(jī)構(gòu)投資者羊群行為可能存在一階滯后效應(yīng)，借鑒許年行等(2012)的方法，在模型中控制了上一期機(jī)構(gòu)投資者羊群行為的影響。我們采用模型(5)考察內(nèi)部控制與機(jī)構(gòu)投資者羊群行為的關(guān)系，以及產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和高管信息披露操縱傾向的異質(zhì)性影響。

Herdi,t= α+ρ×ICi,t+β1×Herdi,t-1+β2×Poweri,t+β3×ABACCi,t+β4×MBi,t+β5×ROAi,t+β6×Sizei,t+β7×Levi,t+β8×Payi,t+β9×Turnoveri,t+∑(βn×Year)+∑(βm×Industry)+εi,t

(5)

2.檢驗企業(yè)內(nèi)部控制對機(jī)構(gòu)投資者羊群行為的門檻效應(yīng)

線性視角的先驗研究，無疑會影響研究結(jié)論的可靠性。因此，為避免這種主觀選擇導(dǎo)致的偏誤影響本文結(jié)論，我們借鑒Hansen門限面板模型對內(nèi)部控制的機(jī)構(gòu)投資者羊群行為治理效應(yīng)進(jìn)行檢驗。

Herdi,t= α+ρ1×ICi,t×I(ICi,t≤λ1)+ρ2×ICi,t×I(λ1

(6)

模型(6)中，λ為待估計的門檻值，I(·)為示性函數(shù)，如果括號內(nèi)表達(dá)式為真，則函數(shù)取值為1，否則取值為0。若p1=p2=……=pm+1，則面板模型中不存在門檻效應(yīng)，將回歸到模型(5)進(jìn)行檢驗；反之，存在門檻效應(yīng)，視具體檢驗結(jié)果判斷面板模型是存在單一門限還是多重門限。μi代表企業(yè)個體特征等不可觀測因素的影響。

(四)描述性統(tǒng)計

表3列示了本文主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。機(jī)構(gòu)投資者羊群行為(Herd)的均值和中位數(shù)分別為0.162和0.164，四分之一分位數(shù)和四分之三分位數(shù)分別為0.031和0.290，表明我國股票市場存在明顯的機(jī)構(gòu)投資者羊群行為且該指標(biāo)具有較好的分散度，這與前人研究保持一致。內(nèi)部控制(IC)的均值和中位數(shù)分別為7.168和7.086，標(biāo)準(zhǔn)差為0.908，說明樣本整體分布較為均勻且具有良好的差異性。產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的最小值為0，均值為0.456，表明有45.6%的樣本為國有企業(yè)，即樣本中國有企業(yè)和民營企業(yè)樣本相當(dāng)，便于后續(xù)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的異質(zhì)性檢驗。高管信息披露操縱傾向(IDMT)的四分之三分位數(shù)為0，均值為0.013，表明存在高管信息披露操縱傾向的樣本量偏少，僅114個。其余控制變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表3。

表3 描述性統(tǒng)計

四、實證分析

(一)平穩(wěn)性檢驗

為避免偽回歸，本文對主要變量進(jìn)行了Fisher -ADF和LLC的單位根檢驗，檢驗結(jié)果見表4。從中可知，各變量的兩種方法檢驗結(jié)果均拒絕存在單位根的零假設(shè)(P值<0.1)，即各變量序列皆平穩(wěn)。

表4 平穩(wěn)性檢驗

(二)內(nèi)部控制對機(jī)構(gòu)投資者羊群行為的影響

模型(5)為靜態(tài)面板模型，通過對數(shù)據(jù)進(jìn)行F檢驗和Hausman檢驗，結(jié)果均顯示，在非常顯著的水平上(P值均小于0.05)拒絕了混合效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型。因此，本文采用固定效應(yīng)模型對內(nèi)部控制的羊群治理效應(yīng)進(jìn)行檢驗。內(nèi)部控制對機(jī)構(gòu)投資者羊群行為的回歸結(jié)果見表5。

表5 內(nèi)部控制對機(jī)構(gòu)投資者羊群行為的回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)為T值和Z值；***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平。

在表5中，以模型(5)中的第(2)列為例，內(nèi)部控制(ICi,t)對機(jī)構(gòu)投資者羊群行為(Herdi,t)具有顯著的負(fù)向影響(系數(shù)為-0.006)，即內(nèi)部控制質(zhì)量的提升能夠反向治理機(jī)構(gòu)投資者羊群行為，假設(shè)H1得到驗證。

考慮到機(jī)構(gòu)投資者羊群行為可能具有一階滯后效應(yīng)，本文在回歸方程中引入了羊群行為的一階滯后項(Herdi,t-1)。表5的實證檢驗結(jié)果顯示，羊群行為的一階滯后項均顯著為負(fù)(系數(shù)分別為-0.056和-0.046)，表明機(jī)構(gòu)投資者具有“有限關(guān)注”和“行為傳染”的雙重特征。具體而言，機(jī)構(gòu)投資者有限的注意力與信息處理能力致使其對“顯眼”的信息過度反應(yīng)和對“隱晦”的信息反應(yīng)不足，進(jìn)而容易導(dǎo)致跟進(jìn)模仿他人交易——羊群行為，隨后投資者之間出現(xiàn)“行為傳染”效應(yīng)，股票市場的“隱晦”信息逐漸為眾人所知，此時“顯眼”信息的反應(yīng)過度和“隱晦”信息的反應(yīng)不足逐漸消失，之前盲目模仿的羊群行為會迅速降溫、出現(xiàn)反轉(zhuǎn)。

進(jìn)一步，根據(jù)Hansen面板門檻回歸對模型(6)進(jìn)行檢驗，估計結(jié)果見表5。利用自抽樣1000次的F檢驗結(jié)果顯示，內(nèi)部控制對機(jī)構(gòu)投資者羊群行為的影響存在單門檻效應(yīng)，門檻值為6.611。由回歸結(jié)果可知：當(dāng)內(nèi)部控制質(zhì)量不高于6.611時，內(nèi)部控制對機(jī)構(gòu)投資者的羊群行為影響為正，但不顯著；當(dāng)內(nèi)部控制質(zhì)量高于6.611時，內(nèi)部控制與機(jī)構(gòu)投資者的羊群行為顯著負(fù)相關(guān)(系數(shù)為-0.012)。這一結(jié)果表明，內(nèi)部控制只有提升至一定水平以上才會對機(jī)構(gòu)投資者的羊群行為產(chǎn)生影響。也就是說，企業(yè)內(nèi)部控制有效性的發(fā)揮具有一定門檻，在此門檻之下，外部投資者對其反應(yīng)并不敏感。

(三)內(nèi)部控制對機(jī)構(gòu)投資者羊群行為影響的異質(zhì)性分析：產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和高管信息披露操縱傾向

1.產(chǎn)權(quán)性質(zhì)異質(zhì)性分析

由于行政力量和市場機(jī)制等不同，國有上市公司與非國有上市公司的治理環(huán)境具有較大差異。一般來說，與非國有企業(yè)相比，國有企業(yè)的內(nèi)部控制建立時間更長、機(jī)制更完善、內(nèi)部風(fēng)險管理要求更高。因此，考慮到不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的公司對內(nèi)部控制的影響不同，此處按照產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(Soe)將樣本區(qū)分為國有上市公司和非國有上市公司兩個子樣本，分別利用模型(5)進(jìn)行回歸，以進(jìn)一步分析內(nèi)部控制對機(jī)構(gòu)投資者羊群行為的效應(yīng)是否受公司特征變量的影響，具體估計結(jié)果見表6。從中可知，相較于非國有上市公司，在國有上市公司中，內(nèi)部控制對機(jī)構(gòu)投資者羊群行為的減弱效應(yīng)更強(qiáng)(|-0.011|>|-0.007|)。這表明，國有上市公司的治理環(huán)境在促進(jìn)內(nèi)部控制減弱企業(yè)內(nèi)外部信息不對稱上更有效率，側(cè)面意味著內(nèi)部控制機(jī)制作用的發(fā)揮有賴于外部實施環(huán)境的持續(xù)性，因此對企業(yè)來說內(nèi)部控制機(jī)制的建設(shè)應(yīng)是“長久之計”，而非“一日之功”。同時，無論在估計結(jié)果(1)還是在估計結(jié)果(2)中，羊群行為都表現(xiàn)出了明顯的反轉(zhuǎn)效應(yīng)(系數(shù)分別為-0.060和-0.052)，與表5的估計結(jié)果大致相當(dāng)，說明結(jié)論是穩(wěn)健的。其余控制變量的回歸結(jié)果與表5基本相同，在此不再贅述。

2.高管信息披露操縱傾向異質(zhì)性分析

自兩權(quán)分離以來，高管和股東之間的委托代理問題日益凸顯，而高管薪酬激勵制度被視為緩解這一問題的有效途徑。但是，當(dāng)監(jiān)控機(jī)制缺失時，高管會通過操控信息披露的途徑扭曲薪酬激勵方式，從而最大化自身利益。已有研究發(fā)現(xiàn)，公司CEO具有推遲好消息、加快披露利空消息的傾向，而且其操縱信息披露的頻率與公司內(nèi)部治理水平顯著相關(guān)(許年行 等，2013)。由此可見，高管信息披露操縱傾向不利于降低企業(yè)內(nèi)部和外部投資者的信息不對稱程度。因此，本文借鑒權(quán)小鋒等(2016)，引入高管信息披露操縱傾向(IDMT)，探究內(nèi)部控制對機(jī)構(gòu)投資者羊群行為的效用是否受公司內(nèi)部特征變量的影響。其中，變量高管信息披露操縱傾向的界定標(biāo)準(zhǔn)為：若公司當(dāng)年被證監(jiān)會披露存在信息披露違規(guī)行為或被證監(jiān)會處罰，則表明公司高管存在信息披露操縱傾向；反之，公司高管不存在信息披露操縱傾向。具體而言，我們按照是否存在高管信息披露操縱傾向?qū)颖痉譃閮山M，以進(jìn)一步分析高管信息披露操縱傾向影響企業(yè)內(nèi)部控制對機(jī)構(gòu)投資者羊群行為的效應(yīng)差異。實證分析結(jié)果如表6所示，從中可見，較之存在高管信息披露操縱傾向的公司，對于不存在高管信息披露操縱傾向的公司，內(nèi)部控制對機(jī)構(gòu)投資者羊群行為的減弱效應(yīng)更強(qiáng)(|-0.008|>|-0.006|)。這一結(jié)論不僅表明內(nèi)部控制可以通過降低企業(yè)內(nèi)部與外部的信息不對稱減弱機(jī)構(gòu)投資者羊群行為，而且也揭示出機(jī)構(gòu)投資者存在對“顯眼”信息過度反應(yīng)和對“隱晦”信息反應(yīng)不足的問題。因此，企業(yè)在強(qiáng)化內(nèi)部控制建設(shè)的同時還應(yīng)加強(qiáng)對高管信息披露操縱的管理。

表6 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和高管信息披露操縱傾向的分組檢驗

注：括號內(nèi)為T值；***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平。

(四)內(nèi)部控制對機(jī)構(gòu)投資者羊群行為影響：買方羊群行為和賣方羊群行為

已有研究表明，機(jī)構(gòu)投資者買方羊群行為和賣方羊群行為在性質(zhì)和對市場影響方面存在差異(Wermers，1999；許年行，2013)。為深入探究內(nèi)部控制對機(jī)構(gòu)投資者羊群行為影響的差異性，我們區(qū)分這兩類羊群行為進(jìn)一步考察內(nèi)部控制對其影響的異質(zhì)性。

HMi,t_buy=|Pi,t-E(Pi,t)|-E|Pi,t-E(Pi,t)|[Pi,t>E(Pi,t)]

(7)

HMi,t_sell=|Pi,t-E(Pi,t)|-E|Pi,t-E(Pi,t)|[Pi,t

(8)

機(jī)構(gòu)投資者買方羊群行為(Herd_buyi,t)和賣方羊群行為(Herd_selli,t)的度量模型分別如式(7)、(8)所示(許年行，2013)。具體的計算步驟為：首先，按前述計算機(jī)構(gòu)投資者羊群行為的方式求得Pi,t和E(Pi,t)；然后，按照t和行業(yè)計算|Pi,t-E(Pi,t)|的均值，將Pi,t>E(Pi,t)歸類為買方羊群行為一組，將Pi,t

表7 買方羊群行為和賣方羊群行為的分組估計

注：括號內(nèi)為T值；***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平。

由表7可知：內(nèi)部控制對賣方羊群行為的負(fù)向影響在估計結(jié)果(1)中較為顯著(系數(shù)為-0.010)，在估計結(jié)果(2)中不顯著(系數(shù)為-0.009)；無論在估計結(jié)果(1)還是估計結(jié)果(2)中，內(nèi)部控制對買方羊群行為都具有較為顯著的負(fù)向影響(系數(shù)分別為-0.035和-0.023)。上述結(jié)果表明，內(nèi)部控制對于機(jī)構(gòu)羊群行為的負(fù)向影響在買方羊群行為中更為明顯。然而，前人研究卻顯示，機(jī)構(gòu)投資者在賣出股票時羊群行為更加明顯(Wermers，1999；許年行，2013)。之所以出現(xiàn)結(jié)論上的分歧，原因可能在于，我國賣空機(jī)制的不完善導(dǎo)致融資融券規(guī)模比例差異較大，這在相當(dāng)程度減弱了賣方羊群行為，即機(jī)構(gòu)投資者賣方羊群行為受限于此對諸多影響因素并不敏感。這也啟示我們公司內(nèi)部治理機(jī)制在與外部市場接軌發(fā)揮共同治理作用時有賴于市場機(jī)制的進(jìn)一步完善。

五、穩(wěn)健性檢驗

為確保本文結(jié)論的可靠性，我們開展了一系列穩(wěn)健性檢驗。

(1)針對機(jī)構(gòu)投資者羊群行為的一階滯后效應(yīng)和反向因果問題的穩(wěn)健性檢驗(系統(tǒng)GMM估計)。本文的固定效應(yīng)估計表明，企業(yè)內(nèi)部控制降低了機(jī)構(gòu)投資者的羊群行為?？紤]到機(jī)構(gòu)投資者羊群行為與內(nèi)部控制質(zhì)量可能存在反向因果關(guān)系，我們將因變量滯后一期作為自變量，采用系統(tǒng)GMM估計對內(nèi)部控制的一階滯后效應(yīng)和反向因果問題進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果見表8。從中可得，Sangan檢驗和擾動項差分的二階序列相關(guān)檢驗在統(tǒng)計上均不顯著，說明不存在工具變量的過度識別問題且擾動項不存在一階序列相關(guān)，因此符合系統(tǒng)GMM估計的要求。從表8可見，系統(tǒng)GMM估計的結(jié)果與本文前述結(jié)果基本一致，說明結(jié)論是穩(wěn)健的。

表8 針對機(jī)構(gòu)投資者羊群行為的一階滯后效應(yīng)和反向因果問題的穩(wěn)健性檢驗(系統(tǒng)GMM估計)

注：括號內(nèi)為T值；***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平。

(2)其它穩(wěn)健性檢驗。其一，考慮到“牛”、“熊”周期會對機(jī)構(gòu)投資者羊群行為產(chǎn)生干擾，本文對樣本區(qū)間內(nèi)的“牛市”和“熊市”進(jìn)行子樣本回歸，估計結(jié)果顯示本文的結(jié)論是穩(wěn)健的。其二，按照內(nèi)部控制質(zhì)量將樣本劃分為高內(nèi)部控制質(zhì)量組和低內(nèi)部控制質(zhì)量組，分別帶入模型(5)進(jìn)行檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，低質(zhì)量組對機(jī)構(gòu)投資者羊群行為無顯著負(fù)向影響，而高質(zhì)量組的負(fù)向影響顯著，說明本文結(jié)論是穩(wěn)健的。其三，替換內(nèi)部控制的度量方式。利用公司的合規(guī)信息、審計意見信息、盈利信息、財務(wù)報告重述信息以及內(nèi)部控制自評報告和鑒證報告信息對內(nèi)部控制質(zhì)量進(jìn)行綜合度量，然后帶入模型(5)、(6)進(jìn)行檢驗，得到的結(jié)果亦顯示本文結(jié)論是穩(wěn)健的。

六、結(jié)論與啟示

本文選取2007—2016年我國A股上市公司和機(jī)構(gòu)投資者持股數(shù)據(jù)為樣本，采用迪博內(nèi)部控制指數(shù)度量企業(yè)內(nèi)部控制，實證考察企業(yè)內(nèi)部控制對機(jī)構(gòu)投資者羊群行為的影響，并從產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和高管信息披露操縱傾向兩個角度進(jìn)行異質(zhì)性分析。結(jié)果表明：(1)企業(yè)內(nèi)部控制與機(jī)構(gòu)投資者羊群行為呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系；(2)企業(yè)內(nèi)部控制對機(jī)構(gòu)投資者羊群行為的負(fù)向影響存在單一門檻效應(yīng)，企業(yè)的內(nèi)部控制質(zhì)量高于門檻值時，其對機(jī)構(gòu)投資者羊群行為具有顯著的負(fù)向影響，反之，影響不顯著；(3)相較于非國有企業(yè)，國有企業(yè)內(nèi)部控制對機(jī)構(gòu)投資者羊群行為的負(fù)向影響更為明顯；(4)相較于存在高管信息披露操縱傾向的企業(yè)，在不存在高管信息披露操縱傾向的企業(yè)，內(nèi)部控制對機(jī)構(gòu)投資者羊群行為的負(fù)向影響更強(qiáng)。本文揭示了企業(yè)內(nèi)部控制對宏觀資本市場的治理效用及作用機(jī)制，是對企業(yè)微觀機(jī)制作用于宏觀資本市場相關(guān)主題的一次有益探索。

根據(jù)本文的研究結(jié)論，提出如下建議：第一，證券監(jiān)管機(jī)構(gòu)應(yīng)進(jìn)一步完善資本市場的信息披露制度，加大對違規(guī)信息披露上市公司的懲處力度。第二，財政部、證監(jiān)會和其他監(jiān)管機(jī)構(gòu)應(yīng)按照“微觀+宏觀”的治理思路，合力推進(jìn)企業(yè)內(nèi)部控制建設(shè)，充分發(fā)揮企業(yè)內(nèi)部控制建設(shè)在防范資本市場風(fēng)險、穩(wěn)定金融市場中的作用。第三，企業(yè)應(yīng)密切關(guān)注外部市場發(fā)展?fàn)顩r及高管的異質(zhì)性特征，通過構(gòu)建科學(xué)合理的薪酬激勵政策，有效約束高管的違規(guī)行為。