韓飛

【摘要】借助迪博內(nèi)部控制指數(shù)，根據(jù)2009～2016年我國非金融上市公司數(shù)據(jù)，以內(nèi)部人交易、內(nèi)部控制質(zhì)量為解釋變量，以KZ指數(shù)作為融資約束的替代變量，對它們之間的關(guān)系進行實證檢驗。檢驗結(jié)果表明：內(nèi)部人買入數(shù)量占流通股比例和高內(nèi)部控制質(zhì)量都能夠緩解融資約束，并且內(nèi)部人買入數(shù)量占流通股比例和內(nèi)部控制質(zhì)量在影響融資約束的過程中發(fā)揮了替代效應;內(nèi)部人賣出數(shù)量占流通股比例則顯著提升了融資約束程度，內(nèi)部控制質(zhì)量在這一過程中發(fā)揮了互補作用。

【關(guān)鍵詞】內(nèi)部人買入交易;內(nèi)部人賣出交易;內(nèi)部控制質(zhì)量;融資約束

【中圖分類號】F270

【文獻標識碼】A

【文章編號】1004-0994（2019）11-0035-8

一、引言

2017年5月，證監(jiān)會在前期政策的基礎(chǔ)上，專門針對內(nèi)部人股份減持出臺了《上市公司股東、董監(jiān)高減持股份的若干規(guī)定》，從交易時間、交易方式和交易披露等方面對上市公司的內(nèi)部人交易做出了具體的規(guī)定。盡管如此，絕大部分中外學者對于內(nèi)部人交易的理論研究都得出了同一結(jié)論，即公司內(nèi)部人利用其信息優(yōu)勢，仍然獲得了超額收益。

由于資本市場的不完善，以及公司內(nèi)部人和外部投資者的信息不對稱，使得公司內(nèi)部和外部的融資成本不一致，且外部融資成本往往高于內(nèi)部融資成本，從而導致了融資約束。公司內(nèi)部人通過內(nèi)部人交易獲得了超額收益，對于公司外部投資者而言，這種超額收益本身也會以信息傳遞的形式逐步傳遞到股票市場，會使得外部投資者尤其是潛在投資者意識到公司內(nèi)部人利用其信息優(yōu)勢獲利，從而對外部投資者做出相應判斷與行動產(chǎn)生影響，進而必然對股票的流動、資金融通和運用產(chǎn)生影響。

既有研究認為，高質(zhì)量的內(nèi)部控制能夠緩解信息不對稱，提高財務報告信息披露質(zhì)量，并能夠降低委托代理成本，也有部分文獻研究了內(nèi)部控制質(zhì)量對融資約束的影響。在此基礎(chǔ)上，對于內(nèi)部人交易對融資約束的影響，以及內(nèi)部控制質(zhì)量在內(nèi)部人交易超額收益影響融資約束的過程中發(fā)揮何種作用，與之相關(guān)的文獻并不多。內(nèi)部人交易超額收益如果加劇了融資約束，高質(zhì)量的內(nèi)部控制是否能夠削弱這種影響程度;內(nèi)部人交易超額收益如果緩解了融資約束，高質(zhì)量的內(nèi)部控制是否能夠進一步提升這種緩解程度。此外，公司“董監(jiān)高”作為內(nèi)部控制制度的設(shè)計和執(zhí)行主體，以及內(nèi)部人交易主體，兩者的同一性使得內(nèi)部控制在內(nèi)部人交易作用機制中發(fā)揮的作用還有較大的討論和研究空間。

二、文獻綜述

研究內(nèi)部人交易和融資約束之間關(guān)系的文獻并不多，主要圍繞內(nèi)部人交易對融資約束的負面效應展開。Narayanan[1]認為，在發(fā)生內(nèi)部人交易后，交易信息會傳遞給其他投資者，尤其是外部投資者，外部投資者會對內(nèi)部人交易做出反應;Manove[2]也認為，投資者會對頻繁賣出股票的內(nèi)部人交易做出消極判斷，采取“以腳投票”等方式撤離對該公司的投資，降低股票流動性，從而加劇公司的融資約束[3]。周冬華、趙玉潔[4]以我國2007～2013年滬深上市公司的內(nèi)部人交易數(shù)據(jù)為研究對象，以內(nèi)部人當年買賣本公司股票的數(shù)量變化作為內(nèi)部人交易的替代變量，發(fā)現(xiàn)內(nèi)部人交易與融資約束程度呈顯著正相關(guān)關(guān)系，即內(nèi)部人交易股票數(shù)量變化越大，公司面臨的融資約束越嚴重，但這種正相關(guān)關(guān)系在買入股票樣本中并不顯著;此外，只有內(nèi)部人構(gòu)成中的董事股票交易加劇了融資約束程度，相較于國有控股上市公司，民營控股上市公司的內(nèi)部人交易對融資約束的加劇效應更顯著。

就內(nèi)部控制質(zhì)量與融資約束的關(guān)系而言，王書珍、俞軍[5]以我國滬深上市公司為樣本，發(fā)現(xiàn)內(nèi)部控制質(zhì)量越高，越能夠緩解融資約束對企業(yè)研發(fā)的抑制作用。程小可等[6]也發(fā)現(xiàn)內(nèi)部控制質(zhì)量與融資約束程度存在顯著負相關(guān)關(guān)系。楊金、池國華[7]分析了在不同融資約束程度和方式下，內(nèi)部控制質(zhì)量對投資不足的影響機制，發(fā)現(xiàn)在低融資約束和傾向于債務融資的上市公司中，良好的內(nèi)部控制能夠有效緩解融資約束。劉桂春、葉陳剛[8]從公司研發(fā)效率視角出發(fā)，發(fā)現(xiàn)公司內(nèi)部控制越健全，融資約束越能夠提升公司的研發(fā)效率，而內(nèi)部控制越差的公司，融資約束對公司研發(fā)效率的影響越小。袁衛(wèi)秋、周琳[9]發(fā)現(xiàn)，公司現(xiàn)金持有能夠通過資本投資提高產(chǎn)品競爭優(yōu)勢，即資本投資發(fā)揮了中介效應，高質(zhì)量的內(nèi)部控制進一步促進了資本投資中介效應的發(fā)揮，同時，這種促進效應在低融資約束公司中更加顯著。林鐘高、丁茂桓[10]發(fā)現(xiàn)，內(nèi)部控制缺陷的修復能夠顯著降低債務融資成本，同時外部環(huán)境對于內(nèi)部控制缺陷修復的監(jiān)督則明顯促進了這種降低效應。

以上文獻基本上都是單獨分析了內(nèi)部人交易和內(nèi)部控制質(zhì)量對融資約束的影響，但是很可能忽略了一個事實：公司內(nèi)部人交易的主體是“董監(jiān)高”，而“董監(jiān)高”又負責公司內(nèi)部控制的設(shè)計、實施和監(jiān)督，“董監(jiān)高”可能為了獲取私人超額收益，利用自身對內(nèi)部控制制度的設(shè)計、實施和監(jiān)督的影響力，將公司內(nèi)部控制變成內(nèi)部人交易獲得超額收益的工具。此外，由于內(nèi)部控制質(zhì)量對融資約束影響的相關(guān)文獻比較多，而且結(jié)論基本一致，即高質(zhì)量的內(nèi)部控制能夠緩解公司面臨的融資約束，而與之相比，內(nèi)部人交易對融資約束影響的相關(guān)文獻本身較少，而且基本都是基于國外資本市場的研究結(jié)論，即使是國內(nèi)非常有限的相關(guān)文獻中，研究區(qū)間也是始于2007年，彼時內(nèi)部人交易正處于從全面禁止到逐步放開的轉(zhuǎn)折點，既有文獻沒有考慮到剛剛放開內(nèi)部人交易時的數(shù)據(jù)偏少或內(nèi)部人“試探性”交易等因素，可能導致研究結(jié)論出現(xiàn)偏誤。因此，本文以國內(nèi)資本市場特別是內(nèi)部人交易較為穩(wěn)定時期的非金融上市公司數(shù)據(jù)作為樣本，并選取相對科學的指標作為替代變量，重點研究內(nèi)部人交易對融資約束的影響，以及內(nèi)部控制質(zhì)量在這一影響過程中發(fā)揮的作用。

三、理論分析與研究假設(shè)

上市公司內(nèi)部人基于其掌握的私有信息，當其認識到私有信息對自己有利時，會在其認為適當?shù)臅r機做出買入或賣出本公司股票的決策。在公司內(nèi)部人做出買入決策并實施后，在內(nèi)部人買入本公司股票的時間窗口內(nèi)，內(nèi)部人買入交易向市場傳遞了積極信號，即公司內(nèi)部人看好公司未來發(fā)展前景并積極購買了本公司股票以待升值，吸引外部投資者跟風買入，從而使得公司股價在短期內(nèi)往往具有良好表現(xiàn)。在此期間，由于外部投資者的資金以較高股價的形式不斷涌入，公司面臨的融資約束自然得到了緩解。因此，內(nèi)部人買入交易刺激了外部投資者跟風購買本公司股票，從而緩解了公司面臨的融資約束。由此，本文提出假設(shè)1：

假設(shè)1：公司內(nèi)部人的買入交易緩解了公司面臨的融資約束。

與公司內(nèi)部人買入交易相比，公司內(nèi)部人賣出股票的信息披露會給外部投資者造成消極影響。具體而言，在公司內(nèi)部人基于其信息優(yōu)勢賣出公司股票時，經(jīng)由隨后公開市場的信息披露，外部投資者仍然基于信息不對稱，將公司內(nèi)部人賣出本公司股票的行為判斷為公司內(nèi)部人對公司前景的悲觀預期，于是紛紛跟風賣出，引發(fā)公司的股價下跌，股票流動性下降，導致公司面臨較高的融資約束。公司內(nèi)部人基于其信息優(yōu)勢，可在其認為合適的時機賣出股票，直到未來某一時點再次買入，從而獲得超額收益。此外，公司內(nèi)部人賣出股票時，外部投資者對公司的預期可能會由于公司股價的萎靡而持續(xù)悲觀，并不斷向下修正對公司生產(chǎn)經(jīng)營和投資項目的盈利預期;同時，若外部投資者認識到公司內(nèi)部人利用了其信息優(yōu)勢獲得超額收益，結(jié)合對公司預期的持續(xù)悲觀，其可能會選擇“用腳投票”的方式逐步遠離公司，從而加劇了公司面臨的融資約束。由此，本文提出假設(shè)2：

假設(shè)2：公司內(nèi)部人的賣出交易加劇了公司面臨的融資約束。

高質(zhì)量的內(nèi)部控制能夠有效降低信息不對稱程度和委托代理成本，提高財務報告信息披露的質(zhì)量和透明度，提升對生產(chǎn)經(jīng)營活動的把控程度，加強對管理層的制約與監(jiān)督，有效降低內(nèi)外部風險，從而能夠緩解內(nèi)部人交易對融資約束的負面影響。同時，內(nèi)部控制與內(nèi)部人交易存在共同點，內(nèi)部控制制度和體系是由董事會聘任的管理層設(shè)計和執(zhí)行并保證其有效性，由監(jiān)事會對公司內(nèi)部控制制度的運行予以監(jiān)督以及對內(nèi)部控制評價報告予以審核并發(fā)表意見。內(nèi)部人交易的實施主體就是公司“董監(jiān)高”，在設(shè)計和執(zhí)行內(nèi)部控制制度時，公司“董監(jiān)高”要考慮公司整體利益，而在進行內(nèi)部人交易時的自利動機又導致了兩者實施主體的同一性與矛盾性，因此兩者實施主體的一致性和目標動機以及手段的根本差別都決定了在影響融資約束的過程中，內(nèi)部控制質(zhì)量與內(nèi)部人交易可能發(fā)揮替代效應。結(jié)合前文理論的分析和假設(shè)提出可知，兩者的結(jié)合對融資約束的影響可能在一定程度上相互抵消和替代。由此，本文提出如下競爭性假設(shè)3：

假設(shè)3a：內(nèi)部控制質(zhì)量和內(nèi)部人交易在影響公司融資約束的過程中發(fā)揮了調(diào)節(jié)作用。

假設(shè)3b：內(nèi)部控制質(zhì)量和內(nèi)部人交易在影響公司融資約束的過程中發(fā)揮了替代作用。

四、數(shù)據(jù)來源與研究設(shè)計

（一）各主要變量的選取和度量

1.被解釋變量。本文借鑒Kaplan、Zingales[11]構(gòu)建的模型，同時借鑒Baker等[12]、花馮濤等[13]的方法，使用KZ指數(shù)衡量融資約束程度。在穩(wěn)健性檢驗的過程中，借鑒Hadlock、Pierce[14]提出的SA指數(shù)進行穩(wěn)健性檢驗。在構(gòu)建KZ指數(shù)時，將經(jīng)營性現(xiàn)金流量/期初資產(chǎn)總額（Ocf/Assett-1）、現(xiàn)金持有量/期初資產(chǎn)總額（Cash/Assett-1）、資產(chǎn)負債率（Lev）以及現(xiàn)金股利/期初資產(chǎn)總額（Div/Assett-1）四因子納入指數(shù)構(gòu)建過程。運用有序邏輯回歸（OrderedLogit）模型，得到最終的KZ指數(shù)：

KZ=-14.47×Ocf/Assett-1-7.62×Cash/Assett-1+5.74×Lev-7.67×Div/Assett-1（1）

根據(jù)式（1）計算每個公司的KZ指數(shù)，KZ指數(shù)越大，表明樣本公司的融資約束水平越高。

2.解釋變量。

（1）內(nèi)部人交易。為了衡量內(nèi)部人交易對信息不對稱程度的影響，借鑒祝運海[15]、趙玉潔[16]的界定方法，采用類別變量和連續(xù)變量兩個方式衡量內(nèi)部人交易。先按照是否發(fā)生內(nèi)部人交易，將樣本數(shù)據(jù)一年內(nèi)發(fā)生過內(nèi)部人交易的界定為1，否則界定為0，分析內(nèi)部人交易是否對股票流動性產(chǎn)生了影響。然后從內(nèi)部人年交易數(shù)量及其占個股年流通股比例兩個連續(xù)變量的角度，分析內(nèi)部人交易對股票流動性的影響，進而實證檢驗內(nèi)部人交易與信息不對稱的關(guān)系。

（2）內(nèi)部控制質(zhì)量。本文借鑒深圳迪博（DIB）內(nèi)部控制數(shù)據(jù)庫的衡量標準，若上市公司在內(nèi)部控制環(huán)境、風險評價、控制活動等五要素范圍內(nèi)均能夠達到《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》和《企業(yè)內(nèi)部控制應用指引》的相關(guān)要求，同時有效披露內(nèi)部控制評價報告和內(nèi)部控制審計報告，就披露的內(nèi)部控制缺陷及時整改，并聘請聲譽較高的會計師事務所為其出具內(nèi)部控制審計報告，則說明該公司內(nèi)部控制質(zhì)量較高，反之則較低。對上市公司內(nèi)部控制指標各構(gòu)成部分進行加權(quán)平均打分，得到量化的內(nèi)部控制質(zhì)量，評分區(qū)間為0～1000，分值越高，即內(nèi)部控制質(zhì)量越高，表明內(nèi)部控制目標越能得到貫徹落實，內(nèi)部控制運行越具備合理性和實效性。

3.控制變量。為綜合檢驗內(nèi)部人交易和內(nèi)部控制質(zhì)量對融資約束的影響，本文選取總資產(chǎn)自然對數(shù)、資產(chǎn)負債率、個股年換手率、凈資產(chǎn)收益率、實際控制人性質(zhì)和股權(quán)集中度作為控制變量，并控制了行業(yè)和年度。相關(guān)變量釋義見表1。

（二）數(shù)據(jù)來源及模型設(shè)計

內(nèi)部控制質(zhì)量數(shù)據(jù)來源于迪博內(nèi)部控制指數(shù)，鑒于我國《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》和《企業(yè)內(nèi)部控制應用指引》分別于2008年和2010年頒布，考慮到政策的時滯效應和其他數(shù)據(jù)的可得性，選取2009～2016年的內(nèi)部控制指數(shù)。

內(nèi)部人交易數(shù)據(jù)來源于上海證券交易所“披露”專欄——“監(jiān)管信息公開”中的“董事、監(jiān)事、高級管理人員持有本公司股份變動情況”，以及深圳證券交易所“信息披露”專欄——“監(jiān)管信息公開”中的“董監(jiān)高及相關(guān)人員股份變動”，同時與CSMAR數(shù)據(jù)庫中的“董監(jiān)高及相關(guān)人員持股變動情況文件”進行抽樣交叉核對，整理得到2009～2016年內(nèi)部人交易相關(guān)數(shù)據(jù)。

為計算融資約束、內(nèi)部人交易和內(nèi)部控制質(zhì)量多元回歸過程中所需的其他數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，“董監(jiān)高”薪酬和股權(quán)集中度（前五大股東持股比例）數(shù)據(jù)來源于CCER數(shù)據(jù)庫。

為驗證假設(shè)1和假設(shè)2，構(gòu)建如下模型：

KZ=α0+α1INS+α2Size+α3Sh5+α4Lev+α5Roe+α6Turnover+α7Con+∑Ind+∑Year+ε（2）

為驗證假設(shè)3，構(gòu)建如下模型：

KZ=α0+α1INS+α2Dib+α3INS×Dib+α4Size+α5Sh5+α6Lev+α7Roe+α8Turnover+α9Con+∑Ind+∑Year+ε（3）

模型（2）和模型（3）中，若α1為正值，表明內(nèi)部人買入交易或賣出交易加劇了樣本公司面臨的融資約束，若α1為負值，表明內(nèi)部人買入交易或賣出交易降低了公司面臨的融資約束程度。內(nèi)部人交易（INS）分別以是否存在內(nèi)部人交易（Ind_dum）、內(nèi)部人買入數(shù)量占流通股比例（Buyrario）和內(nèi)部人賣出數(shù)量占流通股比例（Soldradio）替代。

進一步地，結(jié)合本文理論的分析并借鑒姜付秀和黃繼承[17]、陳建林[18]等的觀點，如果內(nèi)部人交易（INS）和內(nèi)部控制質(zhì)量（Dib）均能夠負向影響融資約束程度，且兩者的交乘項正向影響融資約束程度，則說明內(nèi)部人交易和內(nèi)部控制質(zhì)量在降低融資約束程度的過程中存在著替代關(guān)系;反之，如果兩者的交乘項負向影響融資約束程度，則說明內(nèi)部人交易和內(nèi)部控制質(zhì)量在降低融資約束程度的過程中存在著互補關(guān)系。

五、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2列示了相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。從表2可以看出，代表融資約束程度的KZ指數(shù)均值為-0.794，且最小值為-11.25，最大值為6.991，說明不同公司融資約束程度存在較大差異。為更清晰地對內(nèi)部控制質(zhì)量進行描述性統(tǒng)計，將迪博內(nèi)部控制指數(shù)按照原始數(shù)據(jù)進行描述性統(tǒng)計，可以發(fā)現(xiàn)樣本中的迪博內(nèi)部控制指數(shù)（Dib_orig）均值為668.1，按照迪博內(nèi)部控制指數(shù)0～1000的得分區(qū)間，樣本的內(nèi)部控制質(zhì)量均值在“及格線”以上，但是整體而言仍處于較低的質(zhì)量水平。從公司內(nèi)部人交易情況來看，發(fā)生過內(nèi)部人交易的公司數(shù)量占樣本總量的44.8%，表明內(nèi)部人交易比較頻繁。其中買入數(shù)量占流通股比例平均為0.3%，賣出數(shù)量占流通股比例平均為1.7%，表明內(nèi)部人交易中的賣出數(shù)量遠大于買入數(shù)量。從公司產(chǎn)權(quán)性質(zhì)來看，實際控制人為國有的占樣本總量的48.1%，表明越來越多的上市公司已經(jīng)不再是單純的國有上市公司。前五大股東持股比例均值達到52.28%，表明我國上市公司股權(quán)集中度較高。

（二）相關(guān)性分析

表3和表4分別列示了內(nèi)部人買入交易和內(nèi)部人賣出交易與融資約束及其他變量間的相關(guān)性分析結(jié)果。表3中融資約束程度（KZ）與內(nèi)部人買入交易、內(nèi)部控制質(zhì)量均呈顯著負相關(guān)關(guān)系，初步表明內(nèi)部人買入交易緩解了融資約束，內(nèi)部控制質(zhì)量也能夠緩解融資約束。表4中融資約束程度（KZ）與內(nèi)部人賣出交易呈顯著正相關(guān)關(guān)系，與內(nèi)部控制質(zhì)量呈顯著負相關(guān)關(guān)系，初步表明內(nèi)部人賣出交易加劇了融資約束，與理論分析和提出的假設(shè)基本符合。表3和表4中各變量間的相關(guān)系數(shù)均未超過0.4，且VIF檢驗值（方差膨脹因子）均小于2，表明各變量間不存在嚴重的多重共線性，使得本文具備了后續(xù)分析的穩(wěn)健性基礎(chǔ)。

（三）多元回歸分析

表5列示了內(nèi)部人交易與內(nèi)部控制質(zhì)量與融資約束程度關(guān)系的實證檢驗結(jié)果。第（1）列和第（2）列分別列示了內(nèi)部人交易中的買入和賣出樣本對融資約束的影響。內(nèi)部控制質(zhì)量（Dib）的系數(shù)均為負，且在1%的水平上顯著，表明不論是內(nèi)部人交易中的買入還是賣出交易，高質(zhì)量的內(nèi)部控制均能夠有效緩解融資約束，這與王書珍和俞軍[5]、程小可等[6]、楊金和池國華[7]、劉桂春和葉陳剛[8]等學者的研究結(jié)論一致。本文重點分析了不同類型內(nèi)部人交易對融資約束的影響，以及內(nèi)部控制質(zhì)量在這一影響過程中發(fā)揮的作用。

第（3）列和第（4）列中的內(nèi)部人交易虛擬變量（Ins_dum）系數(shù)均為正，且在1%的水平上顯著，表明存在內(nèi)部人交易的上市公司，其面臨的融資約束程度相對更高。第（4）列內(nèi)部人交易虛擬變量與內(nèi)部控制質(zhì)量的交乘項系數(shù)為負，且在1%的水平上顯著，表明高質(zhì)量的內(nèi)部控制在內(nèi)部人交易影響融資約束的過程中發(fā)揮了互補作用。

第（5）列和第（6）列分別列示了內(nèi)部人買入和賣出數(shù)量占流通股比例對融資約束的影響。內(nèi)部人買入數(shù)量占流通股比例（Buyratio）的系數(shù)為負，且在5%的水平上顯著，內(nèi)部人賣出數(shù)量占流通股比例（Soldratio）的系數(shù)為正，且在1%的水平上顯著。表明內(nèi)部人買入數(shù)量占流通股比例越高，越能夠通過“示范效應”引領(lǐng)外部投資者的買入行為，增加股票流動性，緩解公司面臨的融資約束;而內(nèi)部人賣出數(shù)量占流通股比例越高，則向外界傳達了對公司的悲觀預期，外部投資者越有可能選擇“用腳投票”退出公司，由此使得公司面臨的融資約束加劇。

第（7）列和第（8）列分別列示了內(nèi)部人買入和賣出數(shù)量占流通股比例與內(nèi)部控制質(zhì)量的交乘項對融資約束的影響。第（7）列的交乘項系數(shù)為正，且在5%的水平上顯著，表明內(nèi)部人買入交易與高內(nèi)部控制質(zhì)量雖然都能夠緩解公司面臨的融資約束，但內(nèi)部控制質(zhì)量在內(nèi)部人買入交易影響融資約束的過程中發(fā)揮了替代作用。而第（8）列的交乘項系數(shù)為負，且在1%的水平上顯著，表明內(nèi)部控制質(zhì)量在內(nèi)部人賣出交易影響融資約束的過程中發(fā)揮了互補作用。

（四）穩(wěn)健性檢驗

為了使上述研究結(jié)論更加穩(wěn)健，本文進行了如下穩(wěn)健性檢驗：

首先，在借助KZ指數(shù)衡量融資約束程度的基礎(chǔ)上，考慮到KZ指數(shù)的構(gòu)成變量之間可能存在內(nèi)生性問題，而Hadlock、Pierce[19]構(gòu)建的SA指數(shù)由企業(yè)規(guī)模和上市年限這兩個外生變量組成，一定程度上解決了KZ指數(shù)的內(nèi)生性問題，能夠從長期體現(xiàn)融資約束的特征。因此，本文以SA指數(shù)替代KZ指數(shù)作為被解釋變量進行穩(wěn)健性檢驗。

其次，借鑒曾慶生[20]、朱茶芬等[21]的方法，運用事件研究法將內(nèi)部人交易各變量替換為內(nèi)部人交易超額收益，并細分為買入和賣出超額收益，考察其對融資約束的影響。

最后，替換部分控制變量，如將前五大股東持股比例（Sh5）替換為前十大股東持股比例（Sh10），增加“董監(jiān)高”薪酬變量（Salary）、機構(gòu)投資者變量（Shjg），將凈資產(chǎn)收益率（Roe）替換為可持續(xù)增長率（Sgr）。

最終的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果（限于篇幅并未列示）與上述回歸結(jié)果基本相同，說明本文的回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

六、研究結(jié)論與政策建議

（一）研究結(jié)論

本文借助迪博內(nèi)部控制指數(shù)，根據(jù)2009～2016年我國非金融上市公司數(shù)據(jù)，以內(nèi)部人交易、內(nèi)部控制質(zhì)量為解釋變量，以KZ指數(shù)作為融資約束的替代變量，對它們之間的關(guān)系進行了實證檢驗。檢驗結(jié)果表明，內(nèi)部人買入交易和高質(zhì)量的內(nèi)部控制均能夠緩解融資約束，且內(nèi)部控制質(zhì)量和內(nèi)部人買入交易在影響融資約束的過程中發(fā)揮了替代效應;內(nèi)部人賣出交易顯著正向影響了融資約束程度，內(nèi)部控制賣出交易與內(nèi)部控制質(zhì)量交乘項的系數(shù)為負且顯著，表明兩者發(fā)揮了互補作用。

由于篇幅和研究方法的限制，本文沒有進一步就內(nèi)部人交易的不同時間窗口展開討論。尤其是不同交易時間窗口的內(nèi)部人交易，其引起的市場反應會有所不同，即傳遞給市場的信息有所不同。因此，在未來的研究中，還應當對內(nèi)部人交易的時間窗口進行拓展，具體分析內(nèi)部人交易對融資約束的影響。此外，對于內(nèi)部控制質(zhì)量的衡量，本文僅采用了迪博數(shù)據(jù)庫的內(nèi)部控制指數(shù)，沒有采用其他成熟的內(nèi)部控制質(zhì)量替代變量予以衡量，這對本文的研究結(jié)論可能會有影響。

（二）政策建議

1.合理看待內(nèi)部人交易。內(nèi)部人交易是一種市場行為，應當科學看待并合理應對。Brudney[22]指出，只要市場還依賴信息，就必然存在內(nèi)部人交易。對于內(nèi)部人交易應當采取“宜疏不宜堵”的政策：一方面，對于通過內(nèi)幕信息交易而損害其他投資者利益的內(nèi)幕交易行為，應當繼續(xù)嚴厲打擊和禁止;另一方面，與禁止內(nèi)部人交易或任其“野蠻生長”相比，更重要的是將內(nèi)部人交易“關(guān)進制度的籠子里”，在看到內(nèi)部人交易的積極性和允許其正常存在的前提下，設(shè)計制度約束，使其在促進信息傳遞、提升公司價值的大前提下合理發(fā)展。

2.在法律法規(guī)層面，完善信息披露制度。以上海證券交易所披露的2009～2016年內(nèi)部人交易日期與填報日期為例，實際填報日期比交易日期平均滯后39天之久，個別樣本最長滯后期長達6年多，這嚴重影響了內(nèi)部人交易信息披露的及時性。此外，深圳證券交易所披露的內(nèi)部人交易信息中僅有交易日期，沒有填報日期信息，建議深圳證券交易所進一步完善交易數(shù)據(jù)的填報工作。

討論融資約束的根源，就是討論信息不對稱與委托代理成本，因此除了本文重點探討的從完善內(nèi)部人交易監(jiān)管相關(guān)制度和提升內(nèi)部控制質(zhì)量方面緩解融資約束，還應當繼續(xù)完善信息披露制度，加強對公司信息披露的監(jiān)管。更為關(guān)鍵的是，作為監(jiān)管部門，應切實加強信息披露規(guī)范性文件和政策的執(zhí)行力度，根據(jù)資本市場的變化，不斷調(diào)整和更新信息披露的內(nèi)容和格式要求。

3.充分發(fā)揮高質(zhì)量內(nèi)部控制的積極作用，加強內(nèi)部控制制度和體系建設(shè)。在充分重視內(nèi)部控制質(zhì)量對公司價值的正面作用的前提下，公司更應該首先懂得到底什么是內(nèi)部控制，在建設(shè)高質(zhì)量內(nèi)部控制體系的過程中應當合理評價投入成本和產(chǎn)出收益，全面結(jié)合本公司的具體特點，正確評價內(nèi)部控制質(zhì)量給融資約束和投資效率帶來的影響。此外，應最大限度地避免內(nèi)部控制決策人員的人為判斷失誤、人員串通或管理層凌駕、人員素質(zhì)不符合、例外事項等風險因素，除了思想上重視內(nèi)部控制，設(shè)置專門的內(nèi)部控制崗位，還應當切實杜絕形式主義，從人員培訓、繼續(xù)教育等方面保證內(nèi)部控制得到高效執(zhí)行。

4.進一步認清政府和市場在資本配置過程中的角色和作用。要真正貫徹落實黨的十八屆三中全會通過的《中共中央關(guān)于全面深化改革若干重大問題的決定》中指出的“使市場在資源配置中起決定性作用和更好發(fā)揮政府作用”。毋庸置疑，市場無論在資源配置還是在資本配置過程中，都應發(fā)揮著主導作用。GDP指標為核心的政績考核標準，使我國政府尤其是地方政府，有強烈動機干預地方上市公司的投融資決策，影響了資本的正常流動，進而降低了資本配置效率。因此，必須進一步構(gòu)建科學合理的政府績效考核和官員評價體系，真正實現(xiàn)政企分開，減少政府對資本配置的非正常干預，充分發(fā)揮市場的決定性作用，為企業(yè)充分、自由地競爭創(chuàng)造良好的市場環(huán)境。

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