陸 超 張斯毓

一、引言

內幕交易嚴重擾亂了資本市場的“公開、公正、公平”，削弱了資本市場的配置效率，這不僅影響了資本市場的可持續(xù)發(fā)展，也損害了廣大投資者的利益。一直以來，內幕交易都是中國監(jiān)管部門重點打擊對象之一。截至2018年7月31日，中國證監(jiān)會共發(fā)布了253份內幕交易行政處罰書，經(jīng)過統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)：(1)涉內幕交易的主體以公司高管(董事、監(jiān)事、高級管理人員)及其關聯(lián)人員為主，占比達到86.96%。(2)182件涉及上市公司的兼并重組，占比高達71.94%。但是，由于并購重組決策周期長、法律程序復雜，內幕交易形成了隱蔽性強、難以被準確識別和控制的特點，導致各國對內幕交易的監(jiān)管出現(xiàn)較大的滯后性和諸多障礙。因此，明確影響內幕交易的關鍵因素并加以有效治理已經(jīng)成為學界、實務界和監(jiān)管層的共識。

理論上，良好的公司治理機制將緩解代理沖突，直接影響上市公司內部人行為和信息披露，有助于抑制內幕交易行為(朱偉驊，2009[1])。盡職的董事會作為公司治理機制的一部分，能夠良好地監(jiān)督公司經(jīng)營運作、督促管理層認真工作，減少股東與管理層間的代理沖突和信息不對稱程度(Jensen，1993[2])。獨立董事作為董事會中的重要組成部分備受關注。目前，絕大多數(shù)文獻以獨立董事比例作為衡量董事會治理效果和獨立性的指標(Mishra和Nielsen，2000[3]；Roberto，2007[4]。Beasley，1996[5]；Hsu和Wu，2014[6]；Fuente等，2017[7])。但是，作為股東利益“代言者”的非執(zhí)行董事，在緩解股東與管理層之間利益沖突時能夠發(fā)揮更有效的治理作用(陸正飛和胡詩陽，2015[8]；胡詩陽和陸正飛，2015[9]；章衛(wèi)東和黃一松，2015[10]；桂荷發(fā)和黃節(jié)根，2016[11]；趙健梅等，2017[12])。非執(zhí)行董事通常由公司股東委派，甚至有部分成員在大股東的單位兼任乃至本身就是公司的主要股東之一，直接代表委派股東的利益。因此，選聘獨立于管理層的非執(zhí)行董事不僅有著不遜于獨立董事的獨立性，還具有更強的動機去監(jiān)督內部人利用內幕消息牟利的機會主義行為，改善公司治理質量，從而抑制內幕交易。

本文利用國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫的董事會成員信息數(shù)據(jù)對2009—2018年中國上市公司董事會結構進行了整理分析。本文發(fā)現(xiàn)：(1)非執(zhí)行董事比例與執(zhí)行董事比例的趨勢變化是基本對稱的。即非執(zhí)行董事比例的上升(下降)幅度基本等于執(zhí)行董事比例的下降(上升)幅度。也就是說，董事會當中非執(zhí)行董事與執(zhí)行董事之間存在較為明顯的替代關系，這種此消彼長的關系某種程度上代表了股東和管理層的力量對比。(2)獨立董事比例基本穩(wěn)定，維持在1/3左右，這與上市公司董事會成員中應當至少包括三分之一獨立董事的制度安排相吻合(辛清泉等，2013[13])。(3)非執(zhí)行董事比例一直維持在25%以上，說明非執(zhí)行董事在董事會中具有相當重要的地位，并發(fā)揮越來越重要的作用(陸正飛和胡詩陽，2015[8])。

但是，縱觀現(xiàn)有文獻，卻鮮有研究采用中國非執(zhí)行董事分類標準，從內幕交易的視角探討非執(zhí)行董事的公司治理作用。同時，控股股東與非控股股東委派的非執(zhí)行董事誰對內幕交易的治理作用更為有效也值得深入探討。基于此，本文以2009—2018年中國A股上市公司重大資產重組事件為研究樣本，研究了非執(zhí)行董事對內幕交易的治理作用。同時通過對非執(zhí)行董事進行進一步細分，分別檢驗控股股東董事和非控股股東董事的治理作用，并引入高管激勵機制和外部監(jiān)督機制作為調節(jié)變量來考察非執(zhí)行董事治理作用的變化。

相較于已有研究，本文的貢獻主要為以下幾點：第一，從內幕交易視角出發(fā)，證實了中國上市公司非執(zhí)行董事存在積極的公司治理作用。本文擴展和豐富了中國內幕交易的研究范疇，證實了中國上市公司的非執(zhí)行董事作為股東利益的維護者，能夠抑制侵害股東利益的內幕交易，對維護我國資本市場的持續(xù)發(fā)展具有現(xiàn)實意義。第二，豐富了非執(zhí)行董事的現(xiàn)有研究。中國的非執(zhí)行董事相較于國外來看更加細致，而這一特殊群體的關注度依然較低，對內幕交易治理作用的研究更是鳳毛麟角，本文的研究為董事會中不同類別董事的席位安排以及董事選聘提供了新的公司治理實踐思路和啟示。第三，控股股東和非控股股東與公司的緊密程度差異巨大，那么，非控股股東是否有動力進行積極的公司治理一直存在較大爭議。本文從內幕交易角度出發(fā)，證實了中國上市公司的非控股股東同樣存在積極的公司治理動機，補充了相關研究領域的空白。

二、文獻綜述與研究假設

(一)非執(zhí)行董事與內幕交易

非執(zhí)行董事作為公司治理機制的一部分，在理論上可以發(fā)揮有效的監(jiān)督作用，從而抑制上市公司的內幕交易，維護股東利益。具體來講，非執(zhí)行董事可以在內幕交易的事前、事中和事后三個階段均可以發(fā)揮有效的治理作用。

首先，非執(zhí)行董事一般是受公司股東委派進入董事會參與公司治理，代表的是委派股東的利益，甚至其薪酬也主要來源于股東，有天然的動機去積極監(jiān)督一切可能損害股東利益的行為(胡珺等，2020[14])。因此，非執(zhí)行董事的行動必然是以股東價值最大化為目標，在內幕交易實施之前，非執(zhí)行董事就有動機去提前搜尋、監(jiān)督、審查內部知情人的可疑行為并給予及時遏止。

其次，在上市公司已經(jīng)發(fā)生內幕交易的情況下，非執(zhí)行董事可以更好地察覺和識別內幕交易行為。原因主要有兩點：第一，非執(zhí)行董事作為股東直接委派的全職監(jiān)督人員，通常在股東單位任職，因此接觸上市公司時間更長，有更多的時間和精力收集信息，對于上市公司的內部信息也了解得更為透徹。與“繁忙”的獨立董事相比，非執(zhí)行董事和內幕消息知情人之間的信息不對稱程度更低，可以更好地察覺內幕交易行為，監(jiān)督能力相對更強(陸正飛和胡詩陽，2015[8]；趙健梅等，2017[12])。第二，非執(zhí)行董事通常具有豐富的專業(yè)知識、技能以及外部溝通渠道，可以進一步增強非執(zhí)行董事的監(jiān)督能力(Kim和Lin，2010[15]；Shin等，2018[16]；Kim，2020[17])。具體到內幕交易上：一方面，內幕交易具有隱蔽性強、準確識別難度大的特點，而非執(zhí)行董事所具備的專業(yè)知識和技術背景可以幫助其更好地識別內幕交易，提高內幕交易的曝光風險，進而遏制內幕交易行為。另一方面，部分非執(zhí)行董事在股東單位兼職，這一外部溝通渠道有助于非執(zhí)行董事搜尋信息，信息來源的增加有助于降低信息不對稱，進而增強非執(zhí)行董事識別內幕交易的能力。

最后，與聘任受到管理層影響的獨立董事不同(Hwang和Kim，2009[18])，非執(zhí)行董事不受公司高層制約，在檢舉相關人員的內幕交易時沒有顧慮，具有更強的監(jiān)督獨立性(陸正飛和胡詩陽，2015[8])。因此，在內幕交易曝光后，為了維護股東利益，非執(zhí)行董事會積極支持董事會對內幕交易涉案人員進行處罰，或者向證監(jiān)會進行舉報。內幕交易敗露后帶來的巨大處罰成本可以起到威懾作用，從而遏制內幕消息知情人利用信息優(yōu)勢牟利的意愿。為了不被非執(zhí)行董事察覺和舉報內幕交易，內部知情人只能采取更為隱蔽的交易方式，隱藏內幕交易行為，進而導致內幕交易的成本上升，交易成本的提高又會進一步遏制內幕交易。

基于以上分析，提出本文的假設1：

H1：非執(zhí)行董事占比越高，內幕交易程度越低。

(二)非執(zhí)行董事股東背景與內幕交易

本文根據(jù)非執(zhí)行董事背后委派者的特征，將其進一步細分為控股股東董事和非控股股東董事。非執(zhí)行董事代表的是委派股東的利益，考慮到股東委派背景的不同，非執(zhí)行董事的監(jiān)督作用可能也存在差異。內部知情人利用內幕消息進行交易的行為嚴重損害了股東利益，控股股東因持股比例較高，監(jiān)督內幕交易可以獲得更高的利益，有更大的動機去激勵非執(zhí)行董事對內幕交易進行監(jiān)督，因此控股股東具有“監(jiān)督效應”(Shleifer和Vishny，1997[19])；且隨著控股股東持股比例的增加，控股股東與其他股東的利益趨于一致，將具有共同的公司長遠利益目標，因此控股股東具有“利益協(xié)同效應”(Jensen和Meckling，1976[20])。Denis和McConnell (2003)[21]總結了世界范圍內公司治理情況，證實了在股權集中的公司，大股東能夠起到監(jiān)督管理層的作用。以上證據(jù)都表明控股股東能夠支持非執(zhí)行董事的監(jiān)督作用。

另一方面，集中的股權也賦予了控股股東更高的公司控制權，控股股東可能基于信息優(yōu)勢地位而追求自身利益(Morck等，1988[22])，與內部知情人合謀通過內幕交易獲利，侵占中小股東的利益(Johnson等，2000[23])，控制董事會并攫取超額董事席位，削弱董事會對管理層的監(jiān)管力量(Young等，2008[24])。柳建華等(2008)[25]的研究發(fā)現(xiàn)，大股東會通過關聯(lián)交易來轉移公司資源，“掏空”上市公司。因此控股股東存在“掏空效應”，可能會削弱非執(zhí)行董事對內幕交易的監(jiān)督作用?？紤]到“監(jiān)督效應”“利益協(xié)同效應”和“掏空效應”的作用相互沖突，控股股東對內幕交易的治理作用尚不明晰。

受上述效應正反兩方面的影響，由控股股東委派的非執(zhí)行董事的治理立場也有待商榷：若控股股東的“監(jiān)督效應”和“利益協(xié)同效應”占據(jù)主導地位，控股股東董事就會積極履行監(jiān)督職責，抑制內幕交易；反之，若控股股東的“掏空效應”占據(jù)主導地位，控股股東董事由于受制于控股股東，可能就會放松對內幕交易的監(jiān)管，甚至可能協(xié)助控股股東與內部人合謀侵占非控股股東的利益。至于哪一種效應占據(jù)主導地位，屬于實證問題，參考王化成等(2015)[26]的研究，在此提出競爭性假設H2a和H2b：

H2a：在“利益協(xié)同效應”“監(jiān)督效應”占據(jù)主導地位時，控股股東董事會抑制內幕交易。

H2b：在“掏空效應”占據(jù)主導地位時，控股股東董事會促進內幕交易。

與控股股東不同，非控股股東不具備通過內幕交易掏空上市公司的能力。首先，非控股股東的持股比例較低，在上市公司內部的權力較小，所能用于內幕交易的股票也較少。其次，非控股股東既不掌握公司的控制權，又不直接參與公司的經(jīng)營和管理，要想掌握上市公司的內幕消息或掌握內幕消息的獲取渠道(何賢杰等，2014[27])的難度是比較大的。而且我國對于內幕信息知情人的管理一直較為嚴格，對內幕交易的處罰力度也在逐漸加大，因此非控股股東也很難從內幕信息知情人手中獲取內幕信息。另外，非控股股東往往是內幕交易的受害者?？毓晒蓶|和管理層既滿足內幕交易的條件，在高額利潤的誘惑下也具備內幕交易的動機。在此背景下，非控股股東的利益會受到他人內幕交易的侵害，而非控股股東董事作為非控股股東的利益維護者，具有天然的動機去監(jiān)督上市公司的內幕交易行為，通過敦促上市公司登記內幕信息知情人檔案信息，積極開展內部自查等方式，遏制內幕交易和信息泄露。盡管以往文獻大多表明中小股東的監(jiān)督意愿薄弱，通常選擇“用腳投票”或者“搭便車”的消極監(jiān)督方式，但已經(jīng)有越來越多的研究發(fā)現(xiàn)中小股東同樣存在積極的監(jiān)督治理作用(黎文靖等，2012[28]；祝繼高等，2015[29])?；谝陨戏治觯疚恼J為非控股股東董事的監(jiān)督立場更堅定，據(jù)此提出假設H2c：

H2c：非控股股東董事對內幕交易存在抑制作用。

(三)非執(zhí)行董事、高管激勵與內幕交易

基于委托代理理論，有效的高管激勵措施可以引導高管利益與股東利益趨于一致，降低代理成本。由于涉內幕交易的主體主要是掌握信息優(yōu)勢的高管人員，而高管激勵機制能夠約束高管行為，進而可能會影響到非執(zhí)行董事對內幕交易的治理作用，因此本文進一步對高管激勵機制的調節(jié)作用進行了研究。高管激勵機制主要可以分為薪酬激勵和股權激勵兩大類。

其中，股權激勵作為公司治理的一大重要激勵措施，能夠使管理層與上市公司共擔風險、共享利潤，有助于緩解委托代理問題，從而約束管理層的機會主義行為和短期投機行為(Morck等，1988[22]；Fong，2010[30])。隨著管理層持股比例的增加，管理層與控股股東的利益趨于一致(Jensen和Meckling，1976[20])，管理層進行內幕交易的動機也隨之減弱，上市公司發(fā)生內幕交易的可能性減小。此時，內幕交易的發(fā)生頻率和數(shù)量下降，非執(zhí)行董事發(fā)揮治理作用的機會也隨之減少，表現(xiàn)為非執(zhí)行董事治理成效的下降。因此，股權激勵機制作為內部治理機制的一部分，可以減少內幕交易并替代非執(zhí)行董事的治理作用，故管理層持股將弱化非執(zhí)董事對內幕交易的抑制作用。

從薪酬激勵的角度來看，內幕交易本質上是管理層實現(xiàn)尋租的一種途徑，也是對管理層的一種有效補償機制(Manne，1966[31])，而限制內幕交易的公司需要支付給管理層更高的薪酬作為補償(Roulstone，2003[32])。換而言之，高管的薪酬水平越低，高管越傾向于通過內幕交易來補償薪酬損失，高管薪酬與其內幕交易機會存在替代效應(Noe，1997[33])?；趨⒄拯c理論，當高管薪酬激勵不足，或低于高管的參照標準時，高管尋求替代性補償激勵的欲求就越強烈，越可能進行內幕交易。再者，較低的薪酬水平也會令管理層怠慢公司治理，更可能放任內幕信息泄露而不作為。因而，可以預期，當高管薪酬處于較低水平時，非執(zhí)行董事與內幕交易之間的負相關關系將增強。

基于以上分析，提出本文的第3組假設：

H3a：管理層持股會弱化非執(zhí)行董事對內幕交易的抑制作用。

H3b：高管薪酬水平越低，非執(zhí)行董事與內幕交易間的負相關關系越強。

此外，還存在另一種可能，非執(zhí)行董事能夠發(fā)揮良好的公司治理效果，提高公司的股權激勵、薪酬激勵效率，進而減少高管的內幕交易行為。事實上，已經(jīng)有研究發(fā)現(xiàn)非執(zhí)行董事可以促進高管薪酬激勵契約的有效性，并抑制公司高管對于在職消費隱形激勵契約的選擇(王敏等，2017[34])?；谏鲜霾孪?，提出假設H3c：

H3c：非執(zhí)行董事可以提高公司的股權激勵、薪酬激勵效率，進而減少內幕交易。

(四)非執(zhí)行董事、外部監(jiān)督與內幕交易

良好的外部監(jiān)督機制可以對內部知情人形成有效制約，減少上市公司發(fā)生內幕交易的可能性，與非執(zhí)行董事的監(jiān)督作用存在替代互補關系。機構投資者作為外部股東，有動機參與公司治理并提高公司的內部治理水平(蔡宏標和饒品貴，2015[35]；楊海燕等，2012[36])，使內部知情人內幕交易的操作空間縮小，同時也加大了內幕交易的暴露風險，進而遏制了內幕交易。證券分析師作為重要的信息中介，其具有的專業(yè)知識可以更好地分析和解讀公司財務報表，提高信息轉換效率(Easley和O’Hara，2004[37])，從而降低信息不對稱程度和內幕交易收益(Aboody和Lev，2000[38])，降低內部知情人參與內幕交易的意愿。另一方面，分析師通常會長期且穩(wěn)定地關注一家公司(李春濤等，2014[39])，因此在上市公司內部出現(xiàn)異常狀況時可以及時察覺，相較于普通投資者具有更強的監(jiān)督能力。分析師作為外部監(jiān)督機制的一大組成部分，可以有效抑制內幕交易(Frankel和Li，2004[40])?，F(xiàn)有公司治理文獻表明，公司外部治理機制和內部治理機制存在一定的替代效應，內部治理水平較差的公司，其外部治理效果更能得到體現(xiàn)(Byers等，2008[41])，反之亦然(Ferreira等，2011[42])。由此推斷，在外部監(jiān)督機制更完善的公司中，非執(zhí)行董事發(fā)揮作用的空間更小，對于非執(zhí)行董事的需求也相應更低，非執(zhí)行董事的一部分監(jiān)督職能被外部監(jiān)督替代。

H4：外部監(jiān)督與非執(zhí)行董事存在監(jiān)督替代關系，會弱化非執(zhí)行董事對內幕交易的抑制作用。隨著分析師關注度和機構投資者持股比例的增加，非執(zhí)行董事與內幕交易間的負相關關系將減弱。

三、實證研究設計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2009—2018年中國A股所有上市公司的重大資產重組事件為初始樣本，所有數(shù)據(jù)均來源于國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)。本文借鑒以往學者的研究，對數(shù)據(jù)進行以下處理：(1)剔除金融類企業(yè)；(2)同一家企業(yè)且首次公告日相同的多次重大資產重組事件視為同一事件；(3)同一公司年度內(或者相鄰年度的180天內)發(fā)生多次重大事件的，只取第一次事件；(4)剔除公告后數(shù)據(jù)不完整、公告前交易日中停牌超過30天，事件停牌超過360天的樣本；(5)剔除日超常收益率絕對值大于0.2的樣本，以便計算累計超額收益指標；(6)剔除數(shù)據(jù)缺失樣本。

(二)變量定義與度量

1.內幕交易。

參考晏艷陽和趙大瑋(2006)[43]，張新和祝紅梅(2003)[44]的研究，利用內幕交易效應指標衡量內幕交易程度，該值越大，表示內幕交易程度越嚴重。具體用重大資產并購重組事件窗口的累計超額收益率進行計算：

×100%

2.非執(zhí)行董事。

參照陸正飛和胡詩陽(2015)[8]的方法，使用非執(zhí)行董事占董事會成員總人數(shù)的比例作為本文非執(zhí)行董事的衡量指標。利用國泰安數(shù)據(jù)庫中提供的職務類別十位編碼進行篩選，得到非執(zhí)行董事數(shù)據(jù)。接著，根據(jù)非執(zhí)行董事的兼職情況和公司控制人的文件來區(qū)分控股股東委派和非控股股東委派的非執(zhí)行董事。

3.高管激勵機制。

高管激勵可以分為股權激勵和薪酬激勵兩類，本文選擇管理層持股作為高管股權激勵機制的衡量指標，上市公司內部存在管理層持股時取值為1，否則為0(陳文強，2017[45])。選擇高管薪酬作為高管薪酬激勵機制的衡量指標，其中，高管顯性薪酬指標pay1是以企業(yè)業(yè)績?yōu)閰⒄諛嬙斓?陳艷等，2019[46])；高管相對薪酬指標pay2是以公司高管平均薪酬水平為參照構造的，衡量了公司內部高管的薪酬差距(夏寧和董艷，2014[47])；高管超額薪酬指標pay3是以市場上高管應得薪酬水平為參照構造的，pay3≥0說明存在超額薪酬，pay3<0說明不存在超額薪酬。

pay3的具體度量方法如下：本文首先根據(jù)薪酬的決定因素計算出理論上的合理薪酬，再用高管實際薪酬減去高管合理薪酬，薪酬決定因素回歸模型的殘差部分即無法被相關因素解釋的超額薪酬。借鑒辛清泉等(2007)[48]、Core等(2008)[49]的研究，薪酬模型設定如下：

ln(tpay)t=b0+b1sizet+b2roat+b3roat-1+b4boardt

+b5IAt+b5soe+b4area

+∑Industry+∑Year+δ

其中：因變量ln(tpay)t為前三名高管薪酬總額的自然對數(shù)；sizet為年末總資產的自然對數(shù)；roat為t年的營業(yè)利潤除以平均總資產；boardt為董事會人數(shù)加1的對數(shù)；IAt為年末無形資產比例；soe為產權性質啞變量，如果屬于國有企業(yè)則為1，否則為0；area為發(fā)達地區(qū)啞變量，若上市公司的注冊地為發(fā)達地區(qū)(包括上海、北京、浙江、天津、廣東幾個省份)，則該變量為1，否則為0。Industry和Year分別控制了行業(yè)效應和年度效應，這里的行業(yè)分類為證監(jiān)會一級分類，并對制造業(yè)進行了二級劃分。

4.外部監(jiān)督機制。

本文選擇分析師關注度以及機構投資者持股比例作為外部監(jiān)督機制的衡量指標。其中，分析師關注度分別選擇以上市公司分析師跟蹤人數(shù)的自然對數(shù)和分析師跟蹤啞變量來衡量。

5.控制變量。

本文還控制了其他可能會影響內幕交易的一些變量(朱偉驊，2009[1])。

主要變量的定義與度量如表1所示：

(三)模型構建

為了驗證H1，構建多元回歸模型(1)：

ie_capmi,t=β0+β1×nei,t+γ×Controli,t

+YEAR+IND+εi,t

(1)

其中，Controli,t為一組控制變量；YEAR和IND分別為年度和行業(yè)啞變量。若模型(1)中的β1顯著為負值，則H1成立。

之后，構建多元回歸模型(2)檢驗H2：

ie_capmi,t=β0+β1×largei,t+β2mini,t+γ×Controli,t

+YEAR+IND+εi,t

(2)

若H2a、H2c成立，則模型(2)中的β1、β2應該均顯著為負值；若H2b成立，則β1應該顯著為正值。

為了驗證H3a、H3b和H4，引入交叉變量，構建如下調節(jié)效應模型(3)、(4)：

ie_capmi,t=α0+α1×nei,t+α2×nei,t×medi,t+α3×medi,t

+γ×Controli,t+YEAR+IND+εi,t

(3)

ie_capmi,t=β0+β1×largei,t+β2×largei,t×medi,t

+β3×mini,t+β4×mini,t×medi,t+β5×medi,t

+γ×Controli,t+YEAR+IND+εi,t

(4)

其中，調節(jié)變量medi,t分別用高管顯性薪酬指標pay1、高管相對薪酬指標pay2、分析師跟蹤人數(shù)analyst和機構投資者持股比例hold來衡量，調節(jié)效應是否存在主要以α2、β2、β4的顯著性來判斷。

此外，為了檢驗分析師關注度、管理層持股以及高管超額薪酬是否會影響非執(zhí)行董事的監(jiān)督作用，本文將樣本分別按是否有分析師跟蹤、管理層是否持股以及上市公司是否給予高管超額薪酬分為兩組，若模型(1)、模型(2)中的回歸系數(shù)存在顯著差異，說明存在調節(jié)效應。

為了檢驗非執(zhí)行董事的間接治理效應是否存在，本文采用因果逐步回歸分析法來檢驗中介效應。根據(jù)中介效應檢驗的3個步驟，依次按照以下3個檢驗模型進行回歸：

ie_capmi,t=a0+a1×nei,t+γ×Controli,t+YEAR

+IND+εi,t

(Step 1)

Mediai,t=b0+b1×nei,t+γ×Controli,t+YEAR

+IND+εi,t

(Step 2)

ie_capmi,t=c0+c1×nei,t+c2×Mediai,t+γ×Controli,t

+YEAR+IND+εi,t

(Step 3)

其中，Mediai,t為中介變量，分別用股權激勵指標manager、薪酬激勵指標pay1、pay2、pay3衡量。在Step 1中，a1是非執(zhí)行董事對內幕交易的總效應，a1顯著是進行中介效應檢驗的前提，若a1不顯著，則后續(xù)檢驗無意義。在Step 2中，b1是非執(zhí)行董事對中介變量的影響效應，若b1顯著為正，說明非執(zhí)行董事能夠提升股權激勵、薪酬激勵效率，可進行下一步檢驗，否則間接治理路徑無法成立。在Step 3中，c1是非執(zhí)行董事對內幕交易的直接效應，b1×c2是非執(zhí)行董事對內幕交易的間接效應，即中介效應，若c2顯著為負，則說明假設H3c成立，非執(zhí)行董事可以通過提升股權激勵、薪酬激勵效率來降低內幕交易，發(fā)揮間接治理作用。

四、實證結果分析

(一)描述性統(tǒng)計

本研究主要變量的基本統(tǒng)計數(shù)據(jù)如表2所示。內幕效應衡量指標ie_capm的標準差為0.425，說明不同上市公司間的內幕交易程度差異較大。非執(zhí)行董事比例ne，控股股東董事large，非控股股東董事min的均值分別為：0.263、0.049、0.218。

表2 描述性統(tǒng)計結果

為更好地對非執(zhí)行董事的股東背景進行分析，本文對非執(zhí)行董事進行了更詳細的描述統(tǒng)計分析，結果如表3所示?？毓晒蓶|董事large的25%分位點和中位數(shù)均為0，75%分位點為0.091，說明樣本中至少一半的公司沒有控股股東委派的非執(zhí)行董事。相較而言，非控股股東董事min的25%分位點為0.111、中位數(shù)為0.222、75%分位點為0.313，均遠高于控股股東董事，說明上市公司內的非執(zhí)行董事大多由非控股股東委派。

表3 非執(zhí)行董事個體層面統(tǒng)計

(二)回歸結果分析

1.非執(zhí)行董事與內幕交易。

為了檢驗非執(zhí)行董事占比對內幕交易的影響，本研究進行了多元回歸。表4的列(1)展示了非執(zhí)行董事對上市公司內幕交易的影響，其中非執(zhí)行董事ne與內幕交易ie_capm的系數(shù)為-0.215，在5%的水平上顯著。說明非執(zhí)行董事在董事會的占比越大，上市公司的內幕交易越少，非執(zhí)行董事發(fā)揮了積極的治理作用，支持了本文提出的假設H1。

表4 非執(zhí)行董事結構特征與內幕交易回歸結果

2.非執(zhí)行董事股東背景與內幕交易。

表4的列(2)展示了對非執(zhí)行董事按照股東背景進行細分后，對內幕交易的影響。其中，非控股股東董事min的系數(shù)顯著為負，說明非控股股東董事可以有效抑制上市公司的內幕交易，驗證了本文提出的假設H2c的觀點?？毓晒蓶|董事large的系數(shù)為-0.297，在5%的水平上顯著，支持了假設H2a，說明控股股東的“監(jiān)督效應”和“利益協(xié)同效應”占據(jù)主導地位，與王化成等(2015)[26]得到的結論一致。這可能是因為控股股東的“掏空行為”正受到越來越多的關注，考慮到“掏空行為”暴露后可能導致投資者用“腳”投票造成股價下跌，由此帶來的損失可能遠大于掏空公司的收益，控股股東在掏空公司時存在很多顧慮(李明和葉勇，2016[50])。此外，內部知情人利用內幕消息攫取超額收益的行為侵占了所有股東的利益，不論是控股股東董事還是非控股股東董事，而監(jiān)督內幕交易符合大小股東的一致利益(胡詩陽和陸正飛，2015[9])。因此，相較于“掏空效應”，“監(jiān)督效應”和“利益協(xié)同效應”理應發(fā)揮著更主要的作用。

(三)進一步研究

1.高管激勵機制對非執(zhí)行董事與內幕交易的影響。

(1)高管激勵機制的調節(jié)作用。

進一步地，本文考察了高管激勵機制是否會對非執(zhí)行董事與內幕交易之間的關系產生調節(jié)作用，具體檢驗了高管股權激勵和高管薪酬激勵的調節(jié)效應，結果如表5和表6所示。

如表5所示，本文按照上市公司中管理層是否持股將樣本分為兩組。其中，列(1)和列(3)是非執(zhí)行董事ne的回歸結果，列(2)和列(4)是控股股東董事large與非控股股東董事min的回歸結果。在列(3)和列(4)無管理層持股的子樣本中，ne、large和min的系數(shù)均顯著為負，但在列(1)和列(2)中的系數(shù)則均不顯著。這說明存在股權激勵的情況下，管理層與股東的利益趨于一致，從而減少了內幕交易，體現(xiàn)為非執(zhí)行董事的監(jiān)督作用將不再顯著，支持了本文提出的假設H3a。

表5 非執(zhí)行董事、高管股權激勵與內幕交易

表6 非執(zhí)行董事、高管薪酬激勵與內幕交易

如表6所示，本文采取了3種方法來衡量高管薪酬水平。其中，列(1)和列(2)是顯性薪酬指標pay1的回歸結果；列(3)和列(4)是相對薪酬指標pay2的回歸結果；列(5)～列(8)是按照超額薪酬pay3進行分組得到的回歸結果。

其中，列(1)和列(2)的結果顯示，ne×pay1、large×pay1和min×pay1的系數(shù)均不顯著，說明顯性薪酬無法有效激勵高管。列(3)和列(4)中的結果顯示，ne×pay2和large×pay2的系數(shù)均顯著為正，說明相對薪酬水平越高，非執(zhí)行董事的監(jiān)督作用越不明顯，尤其是控股股東董事，而非控股股東董事則不受影響。此外，表6中列(7)和列(8)的結果顯示，當不存在超額薪酬時，非執(zhí)行董事ne、控股股東董事large和非控股股東董事min的系數(shù)均顯著為負，而列(5)和列(6)的相關系數(shù)則不顯著，說明當高管實際所得的薪酬水平小于市場應得水平時，上市公司的內幕交易更加嚴重，此時非執(zhí)行董事的監(jiān)督作用得以凸顯，支持了本文的假設H3b。

(2)高管激勵機制的中介效應。

在本文中介效應的檢驗中，需要對3個步驟中的檢驗模型依次進行回歸。其中，Step 1即對H1的檢驗，前文中已得出結果，如表4所示，非執(zhí)行董事ne與內幕交易ie_capm的相關系數(shù)是顯著為負的。接下來對Step 2進行檢驗，結果如表7所示。其中，由于manager為啞變量，因此采用logit模型進行回歸。

表7 非執(zhí)行董事與高管激勵機制

從表8中的結果可以發(fā)現(xiàn)，只有高管顯性薪酬指標pay1和高管相對薪酬指標pay2的相關系數(shù)顯著為正，說明非執(zhí)行董事可以提高公司高管的顯性薪酬和相對薪酬水平，滿足治理路徑的檢驗條件，可以進行下一步檢驗。高管超額薪酬指標pay3的系數(shù)不顯著，高管股權激勵指標manger的系數(shù)顯著為負，均說明治理路徑不成立。

接下來對指標pay1、pay2進行Step 3的檢驗，對Step 3的檢驗即為對H3b的檢驗，結果如前文表7列(1)、列(3)所示。其中，pay1的系數(shù)不顯著，說明高管顯性薪酬不能降低內幕交易，此治理路徑不成立；pay2的系數(shù)顯著為負，說明此間接治理路徑成立，非執(zhí)行董事可以通過提升高管的相對薪酬水平，進而降低內幕交易，一定程度上支持了假設H3c的觀點。

2.外部監(jiān)督機制對非執(zhí)行董事與內幕交易的影響。

本文還考察了外部監(jiān)督對非執(zhí)行董事與內幕交易之間關系的調節(jié)作用，具體檢驗了分析師關注度和機構投資者的調節(jié)效應，結果如表8所示。其中，列(1)、列(2)和列(3)、列(4)是按照是否有分析師跟蹤進行分組得到的回歸結果；列(5)和列(6)是進一步對有分析師跟蹤的子樣本進行回歸，得到的分析師跟蹤人數(shù)對內幕交易的回歸結果；列(7)和列(8)是機構投資者持股比例對內幕交易的回歸結果。

表8 非執(zhí)行董事、外部監(jiān)督與內幕交易

如表8所示，在有分析師跟蹤時，列(3)和列(4)中非執(zhí)行董事ne、控股股東董事large和非控股股東董事min的系數(shù)均顯著為負，而列(1)和列(2)中的系數(shù)則不顯著，說明非執(zhí)行董事在有分析師跟蹤的上市公司中，能夠更有效地抑制內幕交易。因此本文進一步引入分析師跟蹤人數(shù)analyst作為調節(jié)變量，僅對有分析師跟蹤的子樣本進行回歸。

如表8所示，列(5)中ne×analyst和列(7)中ne×hold的系數(shù)均在5%的水平上顯著，說明隨著分析師跟蹤人數(shù)和機構投資者持股比例的上升，非執(zhí)行董事對內幕交易的監(jiān)督作用被削弱，即假設H4成立。進一步區(qū)分股東背景后，發(fā)現(xiàn)列(6)中交叉項min×analyst和列(8)中交叉項min×hold的系數(shù)均在5%的水平上顯著，說明外部監(jiān)督會影響非控股股東董事的監(jiān)督作用，但是對控股股東董事的影響不顯著。本文認為，控股股東董事相較于非控股股東董事接觸公司以及不被外部監(jiān)督者所知的內部信息要更多，因為委派他們的股東具有更大的權力，所以控股股東董事的監(jiān)督作用很難被分析師和機構投資者所替代，而非控股股東所能獲取的信息較少，掌握的信息與外部監(jiān)督者差別較小，職能與外部監(jiān)督者存在重疊，因此受替代作用的影響更大。

(四)穩(wěn)健性檢驗

為排除內生性的影響，本文參照胡詩陽和陸正飛(2015)[9]的研究，選取公司第二大股東與第一大股東持股比例的比值z、公司前兩年的非執(zhí)行董事比例L2ne為工具變量，采用兩階段最小二乘的方法(2SLS)進行了檢驗。同時，本文通過對非執(zhí)行董事采用更嚴格的本文篩選法(陸正飛和胡詩陽，2015[8])、改變非執(zhí)行董事度量方法(陳險峰等，2019[51])、換了前文的非執(zhí)行董事指標、刪除董事會違規(guī)樣本進行了檢驗。結果表明，本文結論在控制內生性和穩(wěn)健性后依然成立。

五、研究結論與啟示

本文的主要結論如下：(1)上市公司非執(zhí)行董事占比越高，內幕交易發(fā)生的可能性越低。(2)控股股東和非控股股東委派的非執(zhí)行董事都可以有效抑制上市公司的內幕交易行為。(3)高管激勵機制與外部監(jiān)督都對非執(zhí)行董事抑制內幕交易的作用存在調節(jié)效應。具體地，高管激勵機制(包括薪酬激勵和股權激勵)會減小管理層通過內幕交易牟利的欲求，并提高管理層監(jiān)督內幕交易的意愿，體現(xiàn)為非執(zhí)行董事的監(jiān)督作用將不再顯著；外部監(jiān)督與非執(zhí)行董事存在替代互補關系，因此會削弱非執(zhí)行董事與內幕交易間的負向關系。

本文的研究結論從董事會治理作用的視角揭示了抑制上市公司內幕交易的新思路，對于防范內幕交易，維護資本市場的可持續(xù)性發(fā)展具有重要的理論和現(xiàn)實意義。基于本文的研究結論，提出以下政策建議：(1)上市公司應當維持一定比例的非執(zhí)行董事進入董事會，重視其監(jiān)督職能作用，但同時股東在委派非執(zhí)行董事時，也需要謹慎考察其工作能力和專業(yè)素質，保證非執(zhí)行董事質量和獨立決策能力。(2)上市公司既要重視控股股東的治理作用，也要鼓勵非控股股東積極參與公司治理，監(jiān)督上市公司經(jīng)營狀況，改善上市公司的代理問題。(3)上市公司應優(yōu)化高管激勵機制并重視機構投資者、證券分析師、媒體等外部監(jiān)督者的監(jiān)督作用，努力發(fā)揮其積極的公司治理作用，遏制內幕交易行為。