丁志國 張宇晴 黃禹喆

吉林大學 商學與管理學院，吉林 長春 130000

一、引言

相對外部人而言，內部人通常被認為更靠近公司決策中心，往往掌握更多有關公司真實價值、經(jīng)營狀況和發(fā)展前景的信息優(yōu)勢(Christophe et al．，2010[1]；曾慶生和張耀中，2012[2]；徐壽福和徐龍炳，2015[3])。在信息不對稱的資本市場中，內部人擁有的這種信息優(yōu)勢，導致外部投資者認為其交易行為與影響公司未來股價變動的重大消息相關，即內部人交易行為具有信號傳遞作用，內部人增持股票向市場傳遞了公司未來發(fā)展向好的積極信號，而減持股票則向市場傳遞了公司未來發(fā)展較差的消極信號。市場中存在投資者參考別人行為，忽略自己擁有信息進行決策的現(xiàn)象，如外部的中小投資者通常會參考具有信息壟斷地位的內部人進行交易，而且這種跟隨交易行為同樣能夠獲得超額收益。但是，關于內部人交易信息含量的問題仍存在一定的質疑，已有部分文獻通過研究發(fā)現(xiàn)市場對內部人買賣行為的反應并不大，內部人交易自身以及模仿行為均無法獲得超額收益。一方面，內部人可能會出于流動性需求、投資組合調整、獲取控制權、操縱股票價格或迎合政府監(jiān)管等動機而增持或減持股票，其交易行為并不包含有關公司經(jīng)營狀況和價值的內部信息。另一方面，內部人交易無法獲得超額收益也可能是因為他們并未擁有關于公司內在價值的完美信息。如果內部人的增減持行為并不依據(jù)內部信息進行，那么其交易行為是否會受到認知偏差的影響？這種具有偏差的內部人交易能否獲得正向超額收益？企業(yè)會如何應對這種內部人交易行為帶來的影響？

市場中普遍存在投資者根據(jù)股票歷史價格進行交易的正反饋以及負反饋現(xiàn)象，追漲殺跌或低買高賣的交易策略屢見不鮮。由于中小投資者在信息處理中容易受到認知偏差影響，可能會對歷史價格信息過度關注，因此反饋交易特征通常被認為在中小市場投資者中更為顯著。作為市場參與者的內部人與中小投資者一樣并未擁有完美的信息集，其交易行為同樣可能受到認知偏差影響，而非僅僅基于內部信息優(yōu)勢。本文利用過去一年內股票最高價格對內部人交易的錨定效應進行分析，并測度了這種交易現(xiàn)象的收益情況以及對公司發(fā)展的影響。

與以往研究相比，本文有三點邊際貢獻。首先，本文研究結果為觀測內部人交易行為提供了新的證據(jù)和視角。以往研究證明內部人會基于有關公司價值、經(jīng)營狀況和發(fā)展前景等內部信息進行交易，能夠憑借信息優(yōu)勢獲取超額收益(Piotroski and Roulstone，2005[4]；曾慶生，2008[5]；朱茶芬等，2010[6])。本文證實了內部人會錨定股價歷史高點進行交易，其交易行為并不總是表現(xiàn)出強大的信息優(yōu)勢，這一結論拓展了內部人交易與信息優(yōu)勢的研究視角，有利于加深對內部人交易行為的理解。其次，本文利用股價歷史高點考察了內部人交易行為中的錨定效應，豐富了行為金融領域的研究。已有多數(shù)研究主要集中于證明外部中小投資者的認知偏差，如反應過度/反應不足、處置偏差和錨定偏差，然而本文證實了具有信息壟斷地位的內部人也會受到認知偏差的影響，錨定歷史價格信息進行交易，有效補充了有關認知偏差的研究。最后，本文研究結論有助于證券監(jiān)管部門和中小投資者更好地理解內部人交易行為，具有較強的現(xiàn)實意義。為治理內部人交易亂象和引導資本市場健康穩(wěn)定發(fā)展，中國出臺了一系列政策和規(guī)定對內部人交易行為進行限制，但對內部人交易的監(jiān)管仍缺乏針對性。本文發(fā)現(xiàn)內部人會根據(jù)股價歷史高點進行交易，這種行為可能會通過信號傳遞作用導致外部投資者的跟風交易，而在非國有企業(yè)中，內部人會利用交易的信號作用進一步掏空外部中小投資者。本文為有針對性地加強內部人交易監(jiān)管，維護資本市場穩(wěn)定，積極推進國有資本參股其他企業(yè)的混合所有制改革提供了新的證據(jù)支持。

二、文獻回顧與研究假設

現(xiàn)實世界的資本市場是典型的信息不對稱市場，與外部投資者相比，內部人更靠近公司經(jīng)營決策中心，具有關于公司真實價值和發(fā)展前景的內部信息優(yōu)勢，以及較低的信息獲取和處理成本，他們通常會基于信息優(yōu)勢進行交易。Seyhun(1986)[7]觀測到內部人基于內部信息的交易現(xiàn)象，表現(xiàn)為在股價下跌前賣出股票，而在股票上漲前買入股票，內部人交易能夠獲得較高的超額收益。Rozeff and Zaman(1998)[8]同樣認為內部人擁有比外部投資者更多的內部信息，能夠利用信息優(yōu)勢在股價高估時減持股票，而在股價低估時增持股票。Piotroski and Roulstone(2005)通過研究發(fā)現(xiàn)內部人的交易行為與公司未來業(yè)績和賬面市值比正相關，而與公司當前業(yè)績負相關，認為內部人在交易中利用了有關內在價值和未來業(yè)績的私有信息?；趪獾难芯糠椒?，國內的研究同樣證明了內部人信息優(yōu)勢的存在性和交易獲利能力，即內部人會借助私有信息更好地判斷估值偏差和未來業(yè)績，增持或減持股票，表現(xiàn)出顯著為正的超額交易回報(曾慶生，2008；朱茶芬等，2011[9]；蔡寧，2012[10]；易志高等，2017[11])。

然而，Seyhun(2000)[12]在整理已有研究結論的基礎上，認為內部人除了基于信息優(yōu)勢進行交易之外，還存在股價操縱、信號傳遞、錯誤定價、流動性需求以及調整投資組合等動機。在操縱動機方面，Jaggi and Tsui(2007)[13]利用香港市場數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，為了最大化收益水平，內部人會操縱盈余管理配合其交易活動。Kyriacou et al.(2010)[14]則發(fā)現(xiàn)內部人會操縱信息披露時機進行交易，在減持前披露利好消息拉高股價，而在增持前披露利空消息拉低股價。Sawicki and Shrestha(2014)[15]通過研究同樣發(fā)現(xiàn)內部人會操縱公司盈余管理活動進行交易，在減持前通過應計項目提高利潤，在增持前通過應計項目降低利潤。魯桂華等(2017)[16]考察了內部人交易與自愿性信息披露的關系，發(fā)現(xiàn)公司會在內部人減持前發(fā)布更多的自愿性積極信息，操縱股價上漲。在控制權動機方面，部分研究認為當內部人處于公司的控制地位時，他們可以利用控制權謀取更多的私人利益，因此對于在公司內不具有控制地位的內部人，他們?yōu)榱双@取或增強控制權會增持公司股票(Kao et al.，2004[17]);而對于在公司內已經(jīng)處于控制地位的內部人，為了維持控制權，即使公司價值被高估或未來業(yè)績下滑，他們可能也不會減持公司股票(Bolton and Von Thadden，1998[18]；Dyck and Zingales，2004[19]；朱茶芬等，2010)。在流動性動機方面，已有研究發(fā)現(xiàn)內部人會出于調整投資組合和變現(xiàn)需要買賣股票，這種交易不包含任何內部信息，通常無法獲得顯著的超額收益(Huddart et al.，2007[20]；沈紅波等，2011[21])。由此可知，內部信息并不是影響內部人交易的唯一因素，內部人可能基于多種多樣的動機增持或減持公司股票。

傳統(tǒng)金融學理論框架中通常將內部人視為具有信息壟斷地位的理性投資者，他們會基于有關公司價值和經(jīng)營狀況的內部信息進行交易，不存在任何認知偏差，而且可以通過識別噪音交易者的行為偏差進行理性套利。然而，大量行為金融學研究發(fā)現(xiàn)，作為內部人的高管存在明顯的過度自信現(xiàn)象，由于在公司經(jīng)營活動中占據(jù)決策地位，會過度信任自己所擁有的信息，以及更偏好能夠增強信心的信息，而忽視降低信心的信息，具體表現(xiàn)為高估自身能力以及決策結果(Landier and Thesmar，2008[22])。Malmendier and Tate(2005)[23]進一步在研究中以高管增持行為作為衡量過度自信的指標，他們認為在理性決策的情況下，高管應該及時賣出或兌現(xiàn)所持股票以分散風險，增持公司股票便意味著高管存在過度自信的認知偏差。這一觀點也被國內學者采納，在許多研究中均以增持行為作為高管過度自信的代理變量(郝穎等，2005[24]；虞義華等，2018[25])，表明高管的交易行為的確會受到過度自信這一認知偏差的影響。與內部人類似，由于機構投資者擁有專業(yè)投資知識和豐富投資經(jīng)驗，通?？梢蕴崆爸獣詢炔啃畔ⅲ軌蜃龀隼硇詻Q策，也被認為具有一定的信息壟斷優(yōu)勢。Locke and Mann(2005)[26]和Frazzini(2006)[27]分別基于期貨市場和基金市場數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，機構投資者傾向于持有虧損的股票，賣出盈利的股票，存在顯著的處置效應。羅煒等(2017)[28]研究了公司首次公開發(fā)行后風險投資者的減持行為，發(fā)現(xiàn)作為內部人的風投機構同樣存在明顯的處置效應。除此之外，機構投資者還存在忽略內部信息而跟隨其他投資者進行交易的羊群行為。Sias(2007)[29]認為機構投資者是動量交易者，具有參考其他投資者進行交易的羊群行為。李志文等(2010)[30]則比較了個人投資者和機構投資者的交易行為，發(fā)現(xiàn)機構投資者中表現(xiàn)出更強的羊群效應。已有研究證明了具有信息壟斷優(yōu)勢的內部人和機構投資者并不是完全理性的，其交易行為也會受到如過度自信、處置效應和羊群效應等認知偏差和行為偏差的影響。

在信息不對稱的股票市場中，投資者行為會表現(xiàn)出明顯的錨定偏差。過去一年內最高股價是市場中相對最容易搜集到的信息，且各種財經(jīng)網(wǎng)站和股票交易軟件都會對股票價格達到過去一年最高值或最低值進行報道，使得投資者會錨定這一信息進行交易。George and Hwang(2004)[31]發(fā)現(xiàn)買入當期股價接近過去52周股價高點，賣出當期股價偏離過去52周最高點股票的投資策略能夠獲得較高的超額收益，認為這種現(xiàn)象與市場參與者錨定與調整的認知偏差有關。張崢等(2005)[32]基于中國股票市場的研究也證明了投資者行為會受到錨定偏差的影響。Li and Yu(2012)[33]在研究中也發(fā)現(xiàn)了股票歷史最高價格對投資者交易決策的影響，表現(xiàn)為交易量的異常變動。Bhootra and Hur(2013)[34]發(fā)現(xiàn)投資者還會錨定接近股票52周最高價格時機進行交易，這種投資策略同樣可以獲得顯著為正的超額收益，進一步證實了錨定效應的存在。綜上所述，大量研究證明了盡管內部人具有信息優(yōu)勢，但其交易行為還可能會受到各種認知偏差和行為偏差的影響，本文基于投資者交易過程存在的錨定效應，進一步研究公司內部人在股價接近過去一年內最高點時如何進行交易，分析內部人交易行為是否會受到錨定偏差的影響。從理論上來說，過去一年內最高價格僅代表該股票在一年內達到的峰值，當前股價與股價歷史高點的差異并不包含與公司基本價值有關的任何信息。如果內部人僅基于其擁有的公司價值和未來發(fā)展前景的內部信息進行交易，他們則不太可能受到錨定偏差的影響，即當前股價與過去一年股價最高點的距離將無法影響其增持或減持行為。然而，如果在交易過程中，內部人的信息優(yōu)勢和認知偏差并不是完全相互排斥的，那么內部人可能會像外部中小投資者一樣錨定過去一年的股價最高點買入股票或賣出股票?；谏鲜龇治?，本文提出假設1。

假設1：內部人交易行為會受到錨定偏差的影響。

已有研究通過觀察內部人交易的收益情況來判斷其在交易中是否利用了信息優(yōu)勢，如果內部人能夠獲得顯著的正向超額收益，則表明他們是基于有關公司價值和未來業(yè)績的內部信息進行交易。但是部分學者在研究中發(fā)現(xiàn)，內部人交易行為并不能夠獲得顯著的超額收益，認為沒有證據(jù)表明內部人在交易中利用了私有信息(Lakonishok and Lee，2001[35]；Zhu，2019[36])。Cline and Fu(2010)[37]認為內部人也會基于非信息動機進行交易，這種交易行為無法獲得顯著的超額收益，因此內部人交易就公司價值而言可能只是噪音變量。Cohen et al.(2012)[38]則在研究中將內部人交易分為機會主義交易和常規(guī)性交易兩種類型，發(fā)現(xiàn)只有機會主義交易能夠獲得顯著的超額收益。蔡寧(2012)發(fā)現(xiàn)出于流動性需求和投資組合調整動機的內部人交易行為，同樣無法獲得顯著為正的超額收益。由此可知，信息優(yōu)勢并非解釋內部人交易行為的唯一有效因素，其他因素同樣會造成一定的干擾，但非信息動機的交易行為將無法獲得顯著的超額收益。已有研究證明內部人的決策行為存在一定的偏差，會基于認知偏差進行交易，他們可能并不完全了解公司的基本價值(Malmendier and Tate，2005)。因此，如果內部人交易行為受到錨定偏差的影響，那么他們減持股價接近過去一年最高點股票或增持股價遠離過去一年最高點股票這種存在偏見的交易行為將無法獲得超額回報。綜上所述，本文提出假設2。

假設2：存在錨定偏差的內部人交易無法獲得顯著的超額收益。

三、研究設計

(一)數(shù)據(jù)來源與樣本選擇

在2005年股權分置改革以及2006年新《公司法》實施后，內部人均取得了在二級市場買賣股票的權利，因此本文以2006年1月—2020年12月全部A股上市公司月度數(shù)據(jù)為研究樣本。根據(jù)Lakonishok and Lee(2001)對內部人的分類，結合2017年證監(jiān)會頒布的《上市公司股東、董監(jiān)高減持股份的若干規(guī)定》，本文所描述的內部人包括董監(jiān)高、持股5%以上的大股東以及原始股東、離職期間不滿6個月等其他內部人。根據(jù)研究需要剔除ST和PT類、金融行業(yè)公司；剔除月交易天數(shù)不足10天的樣本；剔除相關變量數(shù)據(jù)缺失的樣本。為避免異常值影響實證結果，本文對所有變量在1%的水平上進行縮尾。內部人交易數(shù)據(jù)來自于Wind數(shù)據(jù)庫中“重要股東二級市場交易(明細)”數(shù)據(jù)庫，并利用巨潮資訊網(wǎng)的數(shù)據(jù)進行抽樣核查。股票收盤價格、個股收益率數(shù)據(jù)、個股交易數(shù)據(jù)、市場收益率數(shù)據(jù)以及公司相關財務指標數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。

(二)變量定義與模型設定

參考Lakonishok and Lee(2001)使用凈購買比率(NPR)對內部人交易行為進行測度，具體計算公式如式(1)：

(1)

其中，Purchase代表內部人增持的股份數(shù)量，而Sell代表內部人減持的股份數(shù)量。NPR的取值介于-1和1之間，當NPR>0時，代表內部人更傾向于增持，增持數(shù)量多于減持數(shù)量；當NPR<0時，代表內部人更傾向于減持，增持數(shù)量少于減持數(shù)量。

參考George and Hwang(2004)的研究，使用股價歷史高點比率衡量股價接近歷史最高點的程度，股價歷史最高點是指股票在過去一年內曾經(jīng)達到的最高價格。具體計算公式如式(2)：

(2)

其中，Pi,t是股票i在第t月末的收盤價格；PMax12m是截止到第t-1月末的過去12個月內股票i的最高價格。股價歷史高點比率越高，表明此時的股票價格越接近過去一年內的最高點；而股價歷史高點比率越低，則表明此時的股票價格越偏離過去一年內的最高點。

本文利用固定效應面板模型，對內部人交易行為是否會受到錨定偏差影響進行研究。具體回歸模型如式(3)：

NPRi,t=α0+β1×High12mi,t-1+β2×Momi,t+β3×Returni,t+β4×Amihudi,t-1

+β5×Voli,t-1+β6×MBi,t-1+β7×Levi,t-1+β8Sizei,t-1+β9ROAi,t-1

+γ∑Month+μ∑Firm+εi,t

(3)

其中，NPR為內部人凈購買比率，代表內部人交易行為；High12m為股價歷史高點比率，代表當期股價接近過去一年內最高點的程度；Mom、Return、Amihud、Vol、MB、Lev、Size和ROA是模型中的控制變量，具體計算方法如表1所示；Month和Firm分別代表時間和公司固定效應；α0和εi,t為常數(shù)項和隨機誤差項。如果內部人的確會錨定股價歷史高點進行交易，那么在當期股價接近過去一年最高點時，內部人更偏好進行減持，而在當期股價遠離過去一年最高點時，內部人則更偏好進行增持。如果內部人是僅基于信息優(yōu)勢進行交易的理性投資者，那么他們將利用外部投資者基于股價歷史高點的錨定偏差進行套利，在當期股價接近過去一年最高點時進行增持，在當期股價遠離過去一年最高點時減持。

表1 變量定義表

(三)描述性統(tǒng)計

表2列示了內部人交易和主要變量的描述性統(tǒng)計結果。Panel A為不同樣本的內部人交易情況平均值，具體包括總體樣本以及按照公司性質和內部人類型劃分的子樣本。由Panel A可知，在本文研究的總體樣本中，內部人的減持頻率、減持規(guī)模和減持市值均遠高于增持行為，NPR均值為負同樣證明了內部人減持相對更為頻繁。在不同公司性質的子樣本中，國有企業(yè)中內部人的交易規(guī)模、交易市值和增持頻率均高于非國有企業(yè)，但是減持頻率卻相對較低，NPR也遠小于非國有企業(yè)。這可能是因為國有企業(yè)的內部人通常具有保持公司國有性質的動機，他們傾向于賣出更少的股份，買入更多的股份。在不同內部人類型的子樣本中，大股東的交易規(guī)模和交易市值在多數(shù)情況下均高于高管和其他類型內部人，增持頻率最高的為高管，減持頻率最高的為其他內部人。高管、大股東和其他類型內部人的NPR分別為-0.36、-0.507和-0.289，表明內部人的減持均高于增持，大股東相對更偏好進行減持。Panel B為主要變量的描述性統(tǒng)計結果。由Panel B可知，NPR的中位數(shù)為-1，即研究樣本中多數(shù)為內部人減持行為，進一步證明了內部人的減持要高于增持。High12m的均值為0.695，表明股票價格在平均意義下更接近過去一年內的最高點，中位數(shù)0.693同樣表明，在總體樣本中有一半以上的股票價格達到過去一年最高點的69.3%。

表2 描述性統(tǒng)計結果

四、實證分析

(一)基本回歸結果

由假設1可知，如果內部人在交易過程中會受到錨定偏差的影響，那么他們將在股票價格接近過去一年最高點時加大減持力度，而在股價遠離過去一年最高點時傾向于增持。由表3可知，High12m的系數(shù)均在1%的置信水平上顯著為負，表明內部人的凈購買比率會隨著股價接近過去一年內最高點而降低，證明了內部人交易的確會受到錨定偏差的影響?；貧w結果同樣具有經(jīng)濟意義，High12m每增加一單位標準差，內部人凈購買比率將減少5.57%單位標準差(0.2029×0.245/0.892)，說明盡管存在信息優(yōu)勢，但內部人仍會錨定過去一年股價最高點進行交易，在股價接近過去一年最高點時表現(xiàn)出較強的減持傾向，且這一結論在單變量回歸和多變量回歸中具有穩(wěn)健性。

表3 內部人交易與錨定偏差

由假設2可知，內部人交易行為會受到其擁有的內部信息影響，如果內部人基于信息優(yōu)勢進行交易，那么他們將會利用外部投資者的過度反應或反應不足進行套利，買入股票價格接近歷史最高點的股票并賣出遠離股價歷史高點的股票，表現(xiàn)為顯著為正的超額收益。除此之外，錨定偏差也會對內部人造成影響，如果內部人通過錨定股價歷史高點增持或減持股票，那么他們將賣出股票價格接近歷史最高點的股票，買入遠離股價歷史高點的股票，這種不包含內部信息的交易行為應該無法獲得收益，即跟隨內部人交易的外部投資者將面臨一定的損失。為檢驗內部人交易行為是否會受到錨定偏差的影響，本文進一步分析了不同投資策略的收益情況。首先，本文根據(jù)股價歷史高點比率進行降序排列，其中前20%為股價相對更接近過去一年內最高點的股票，后20%為股價相對更遠離過去一年內最高點的股票。然后，本文按照凈購買比率的正負進一步對上述兩個子樣本進行劃分，正凈購買比率(NPR>0)表明內部人的增持規(guī)模高于減持規(guī)模，負凈購買比率(NPR<0)表明內部人的減持規(guī)模高于增持規(guī)模。如果內部人基于錨定偏差進行交易，他們會在股價接近過去一年最高點時賣出股票，在股價遠離過去一年最高點時買入股票，相應的投資組合為高股價歷史高點比率的負NPR組合和低股價歷史高點比率的正NPR組合。如果內部人利用其他投資者的錨定偏差進行套利，他們則會在股價接近過去一年最高點時買入股票，在股價遠離過去一年最高點時賣出股票，相應的投資組合為低股價歷史高點比率的負NPR組合和高股價歷史高點比率的正NPR組合。最后，本文計算不同組合的累計超額收益和購買并持有到期收益，預期收益采用Fama-French的三因子模型進行計算。

表4 不同投資組合的收益情況

(二)穩(wěn)健性檢驗

1. 更換解釋變量進行檢驗。本文進一步采用當期股價與過去9個月、6個月和3個月內股價最高點的比值(High9m、High6m、High3m)作為解釋變量進行穩(wěn)健性檢驗，指標數(shù)值越大，代表當期股價與股價高點的接近程度越高。由表5的Panel A可知，High9m、High6m和High3m的系數(shù)均顯著為負，與基本回歸結果一致；除此之外，從表5可以發(fā)現(xiàn)過去9個月、6個月和3個月內的股價高點對內部人的交易行為影響程度逐漸減小，且均低于過去12個月內股價高點的影響，即內部人更愿意錨定較長時間段內的股價高點進行交易。在表5的Panel B中，本文采用當期股價與過去一年股價高點的絕對值指標作為解釋變量(High12m_Abs)進行回歸，該指標數(shù)值越大，表明當期股價與股價歷史高點的偏離程度越大，如果內部人交易行為受錨定偏差影響，那么凈購買比率將隨之升高。由Panel B可知，High12m_Abs顯著為正，表明股價偏離歷史最高點的程度越高，內部人更傾向于加大增持規(guī)模，降低減持規(guī)模。

2. 控制股市泡沫期進行檢驗。本文選取的樣本區(qū)間內中國股市經(jīng)歷了兩次較大的泡沫，考慮到股價歷史高點比率在一定程度上表示股價高估程度(楊威等，2020[39])，因此本文進一步參考已有文獻，剔除2007年以及2014—2015年股市泡沫時期的樣本進行檢驗。由表5的Panel C可知，High12m的系數(shù)為-0.1601，依舊在1%的置信水平上顯著，表明回歸結果并未受到股市泡沫時期特殊樣本的干擾。

表5 更換不同解釋變量和控制特殊樣本區(qū)間

3. 選擇歷史股價低點進行檢驗。除股價達到過去一年最高點這一信息外，各種財經(jīng)網(wǎng)站和股票交易軟件同樣還會對股價達到過去一年最低點這一信息進行公告。Grinblatt and Keloharju(2001)[40]研究發(fā)現(xiàn)在股價接近歷史最低點時，市場投資者傾向于大量買入公司股票，而非賣出股票。Huddart et al.(2009)[41]同樣發(fā)現(xiàn)當股價接近過去一年內股價最低點時，股票交易量會大幅增加。因此，本文進一步考慮內部人是否會參考股價歷史低點進行交易，以期證明內部人的確會受到錨定偏差影響。表6中的解釋變量為股價歷史低點比率(Low12m)，為過去一年股價最低點與當期股價的比值，該指標數(shù)值越大，代表股價越接近歷史最低點，具體計算公式如式(4)：

(4)

其中，Pi,t是股票i在第t月末的收盤價格；PMin12m是截止到第t-1月末的過去12個月內股票i的最低價格。如果內部人交易行為會受到錨定偏差影響，那么當股價接近歷史最低點時，他們將會加大增持力度。

表6列示了股價歷史低點比率與內部人交易的回歸結果，從中可以發(fā)現(xiàn)Low12m的系數(shù)顯著為正，表明在股價接近過去一年內最低點時，內部人更傾向于增持股票，而不愿意減持股票。上述研究結論進一步證實了內部人的錨定偏差，他們不僅會根據(jù)股價歷史高點進行交易，同樣也會受到股價歷史低點的影響。

表6 股價歷史低點與內部人交易

4. 控制日歷效應進行檢驗。資本市場中存在日歷效應，股票在某些日期內能夠獲得相對較高的收益率。基于發(fā)達資本市場和新興市場數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，資本市場中存在一月效應，股票在一月份的收益率顯著高于其他11個月(Rozeff and Kinney，1976[42]；蔣先玲等，2012[43])。但在對中國市場的檢驗中，部分學者認為由于受傳統(tǒng)春節(jié)文化的影響，一月效應會向后推移1～2個月(朱寶憲和何治國，2001[44])。因此，為保證研究結果的穩(wěn)健性，本文將樣本區(qū)分為一月份和非一月份以及春節(jié)和非春節(jié)對內部人的錨定偏差進行檢驗。

表7的Panel A列示了在一月份和非一月份中內部人交易行為與股價歷史高點比率之間的實證結果，由第(1)列和第(2)列可知，在一月份內股價歷史高點比率的系數(shù)并不顯著，表明內部人的交易行為在一月份內并未表現(xiàn)出錨定偏差，而在剔除一月份的影響后，內部人凈購買比率與股價歷史高點比率的回歸系數(shù)為-0.2080，且在1%的置信水平上顯著。與表3的基礎回歸結果相比，非一月樣本中的系數(shù)相差不大，進一步表明在非一月份中，內部人交易行為會受到錨定偏差的影響。通過整理2006—2020年間的春節(jié)時間，發(fā)現(xiàn)中國的春節(jié)發(fā)生在一月下旬或二月份，因此本文劃分二月份和非二月份來檢驗春節(jié)效應對研究結果的影響。表7的Panel B列示了在春節(jié)和非春節(jié)時期中內部人交易行為與股價歷史高點比率的實證結果。由第(1)列可知，在春節(jié)內股價歷史高點比率的回歸系數(shù)并不顯著，表明內部人的交易行為在春節(jié)月份內并未受到錨定偏差的影響；由第(2)列可知，剔除春節(jié)月份的影響后，股價歷史高點比率的系數(shù)顯著為負，為-0.2007。考慮日歷效應的回歸結果說明，在一月份和春節(jié)期間，內部人的交易行為并不會受到錨定偏差的影響。

表7 考慮日歷效應的影響

續(xù)表7

5. 區(qū)分市場狀態(tài)進行檢驗。在不同的市場狀態(tài)下，市場參與者表現(xiàn)出顯著不同的心理預期和行為特征(陸蓉和徐龍炳，2004[45])。當市場處于牛市時，投資者情緒高漲，存在對好消息過度反應、壞消息反應不足的認知偏差；而當市場處于熊市時，投資者情緒低落，存在對好消息反應不足、壞消息過度反應的認知偏差。因此，考慮到內部人也是市場投資者的一部分，本文進一步區(qū)分市場狀態(tài)對內部人的錨定偏差進行檢驗。參考何興強和周開國(2006)[46]的方法，根據(jù)月平均收盤價的波峰波谷將樣本期間劃分成牛市和熊市兩種狀態(tài)，分析內部人的錨定偏差是否會在不同的市場狀態(tài)中表現(xiàn)出差異性。表8的Panel A列示了區(qū)分市場狀態(tài)的回歸結果。由第(1)列和第(2)列可知，無論市場狀態(tài)屬于牛市還是熊市，股價歷史高點比率的回歸系數(shù)均顯著為負，表明內部人在牛市和熊市中的交易行為均表現(xiàn)出錨定偏差，即在股價接近過去一年內最高點時，他們會傾向于減持更多的股票。

培養(yǎng)過程中生物量變化情況以葉綠素含量及光密度-干重曲線來反應。培養(yǎng)條件為溫度(30 ℃)，光照強度(～4000 lux)，光照周期(12 h：12 h)。培養(yǎng)過程中，小球藻采用細胞計數(shù)法與葉綠素含量測定來衡量生物量積累情況，柵藻則通過葉綠素含量測定來衡量。

6. 區(qū)分公司性質進行檢驗。國有企業(yè)內部人的增減持行為并不是簡單地只取決于個人的決策判斷，而是取決于持有公司股份的各方投資者的博弈(厲以寧，2013[47])，因而不同的產(chǎn)權性質可能會導致內部人交易行為具有不同的錨定表現(xiàn)。由表8的Panel B 可知，無論公司性質屬于國有還是非國有，股價歷史高點比率的回歸系數(shù)與表3中的基礎回歸結果方向一致且顯著，表明內部人的交易行為在不同性質的公司中均表現(xiàn)出錨定偏差。除此之外，通過對比國有企業(yè)和非國有企業(yè)的系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，非國有企業(yè)中股價歷史高點比率的系數(shù)較大，說明非國有企業(yè)中更容易發(fā)生具有錨定偏差的內部人交易。

7. 區(qū)分價格區(qū)間進行檢驗。本文進一步考慮股價歷史高點與歷史低點的價格區(qū)間進行穩(wěn)健性檢驗，具體指標為過去一年內股價最高點與最低點的差值，該指標越高，表明股價最高點與最低點的差距越大。同時，對最高股價和最低股價的價格區(qū)間降序排列，其中前20%為高價格區(qū)間的投資組合，后20%為低價格區(qū)間的投資組合。由表8的Panel C可知，在高價格區(qū)間中，股價歷史高點比率的回歸系數(shù)顯著為負，而在低價格區(qū)間中，股價歷史高點比率的系數(shù)并不顯著。這一結果表明，內部人具有錨定偏差的交易行為更容易出現(xiàn)在當期價格區(qū)間較大的樣本之中。

表8 考慮市場狀態(tài)、公司性質和價格區(qū)間的影響

續(xù)表8

五、進一步研究

(一)內部人類型與錨定偏差

作為公司日常運營和管理決策的核心人物，高管擁有的管理控制權通常能夠幫助其掌握更多有關公司價值、真實業(yè)績情況和未來發(fā)展前景等重要內部信息；而作為處于控制權優(yōu)勢地位的內部人，大股東通常可以借助在股東大會的表決權優(yōu)勢直接參與到公司的各項經(jīng)營決策活動中，同樣能夠獲得一定的內部信息。除此之外，高管和大股東面臨的交易監(jiān)管條件也存在一定的差異，他們的增減持行為適用于《證券法》、《公司法》和《上市公司股東、董監(jiān)高減持股份的若干規(guī)定》等法律法規(guī)的不同要求。由于高管和大股東在公司內部擁有不同的經(jīng)營決策權利且面臨不同的外部監(jiān)管環(huán)境，因而部分研究分析對比了他們交易行為，發(fā)現(xiàn)高管和大股東的獲利能力和影響后果存在顯著差異(朱茶芬等，2011；陳維和吳世農，2013[48])。由此可知，公司高管和大股東具有不同的信息優(yōu)勢，在交易過程中受到錨定偏差的影響可能也會表現(xiàn)出較大的差異。因此，本文進一步按照職務類別和持股比例將內部人劃分為高管、大股東和非高管非大股東的其他內部人，考察不同類型內部人受錨定偏差的影響程度。其中，高管主要包括董事、監(jiān)事以及總經(jīng)理、董秘和財務總監(jiān)等高級管理人員，大股東是指持股比例達5%及以上的內部人，其他內部人則是指不具有高管職位且持股比例不足5%的股東，如通過首次公開發(fā)行和非公開發(fā)行取得股份的內部人。

由表9可知，股價歷史高點比率的回歸系數(shù)僅在高管樣本中顯著為負，而在大股東和其他內部人樣本中并不顯著。這一結果表明相對于大股東和其他內部人，高管更容易受到錨定偏差的影響，在股價接近過去一年最高點時傾向于減持股票。

表9 不同類型內部人交易行為與錨定偏差

(二)內部人交易的經(jīng)濟后果

在理性人和市場有效的前提下，公司投資決策通常與投資機會密切相關。進一步放松有效市場假設后，融資約束理論認為由于信息不對稱的存在，外源融資成本要高于內源融資，這種融資約束使得公司因為難以籌集充足的資金，而不得不放棄一些優(yōu)秀的項目，進而出現(xiàn)投資不足。委托代理理論則認為由于股東和管理層的利益目標不一致，因此當公司存在自由現(xiàn)金流時，管理層為追求個人利益最大化會進行過度投資;除此之外，管理層也會出于防御動機而導致公司出現(xiàn)過度投資或投資者不足。進一步放松理性人假設后，已有研究發(fā)現(xiàn)作為內部人的管理層在投資決策過程中普遍存在過度自信現(xiàn)象，一方面過度自信的管理層通常高估收益和低估風險，另一方面也會使得他們改變融資優(yōu)序偏好，管理層的這種認知偏差使得公司投資效率下降(郝穎等，2005)。根據(jù)上文的研究結果可知，內部人還會受到錨定偏差的影響，當股價接近過去一年最高點時，更傾向于減持股票，而當股價偏離過去一年最高點時，則更傾向于增持股票，這種認知偏差可能會導致公司投資行為處于低效狀態(tài)。為檢驗內部人錨定偏差對公司投資效率的影響，本文構造模型(5)進行分析：

Inv_effi,t=α0+β1High12mi,t+β2NPRi,t+β3High12mi,t×NPRi,t

(5)

其中，Inv_eff代表公司的投資效率，本文參考Richardson(2006)[49]、Biddle et al.(2009)[50]和Chen et al.(2011)[51]的方法，采用估計公司正常投資水平模型的殘差絕對值來衡量，殘差絕對值越大，表明公司的投資效率越低。

表10為內部人基于錨定偏差的交易行為對公司投資效率的影響結果，其中第(1)～(3)列中的被解釋變量分別為基于不同方法計算的投資效率。由表10可知，內部人凈購買比率與股價歷史高點比率交乘項的系數(shù)分別為0.0097、0.0090和0.0099，且均在5%的置信水平上顯著。投資效率與交乘項的正相關關系表明，受錨定偏差影響的內部人交易行為將導致公司投資效率降低。這可能是因為有偏差的內部人交易行為使得市場投資者對公司收益水平有了更高的預期，加劇了融資約束程度；也可能是公司為迎合內部人交易行為，而采取短視的投資策略，進而使得投資效率下降。

表10 受錨定偏差影響的內部人交易與投資效率

續(xù)表10

六、結論與政策建議

已有研究多數(shù)認為內部人會基于信息優(yōu)勢增持或減持股票，并且能夠獲得顯著高于外部投資者的超額回報。但信息優(yōu)勢并不是內部人交易的唯一動機，他們還會出于流動性需求、投資組合調整等非信息動機進行交易。考慮到內部人同樣會受到代表性偏差和可得性偏差的影響，可能會導致內部人交易行為存在認知偏差動機。因此，本文基于股價歷史高點檢驗了內部人交易行為與錨定偏差之間的關系。研究發(fā)現(xiàn)，內部人交易行為會受到錨定偏差的影響，當股價接近過去一年最高點時，內部人更傾向于減持股票；而當股價遠離過去一年最高點時，內部人則更傾向于增持股票；即內部人具有錨定偏差交易動機。具有錨定偏差的內部人交易行為將無法獲得正向超額回報，表明模仿受錨定偏差影響的內部人交易行為將無法獲得收益，甚至會面臨一定的損失。在不同的內部人中，高管更容易錨定股價歷史高點進行交易，而大股東和其他內部人的交易行為并未表現(xiàn)出錨定效應。受錨定偏差影響的內部人交易行為會影響投資者信心，進而推動公司投資效率下降。

本文檢驗了內部人交易與錨定偏差之間的關系，證明盡管內部人具有信息優(yōu)勢，但在交易過程中同樣會受到錨定偏差的影響，為解釋內部人交易行為提供了新的視角，且有效補充了有關認知偏差的研究。本文研究結論也具備一定的政策意義，外部投資者通常認為內部人的交易行為向市場傳遞了一定的信號，跟隨內部人交易能夠獲得收益，但本文研究結果發(fā)現(xiàn)內部人的交易行為可能并不包含任何信息，模仿這種有偏差的交易行為無法獲得收益，甚至會面臨較高的損失。這一結果表明針對外部投資者的跟風交易行為存在一定的套利空間，因此監(jiān)管層應構建相應的指標識別基于信息優(yōu)勢動機和非信息動機的交易行為，并有針對性地對不同的內部人交易行為進行限制，在規(guī)范信息優(yōu)勢交易行為的基礎上，也要防止內部人利用信號傳遞作用掏空外部中小投資者，破壞市場公平。除此之外，監(jiān)管層還可以通過加強對股票交易軟件和財經(jīng)網(wǎng)站發(fā)布信息的規(guī)范性要求，以及支持信息整理和分析專業(yè)性機構的發(fā)展，進一步幫助中小投資者獲取準確合理的公司信息，更好地識別內部人的交易行為，減少盲目跟風交易行為導致的損失。通過對比不同性質公司的內部人交易行為發(fā)現(xiàn)，非國有企業(yè)的內部人更傾向于錨定股價歷史高點進行交易；考慮到有偏差的內部人交易行為將會導致公司投資效率下降，因此應積極推進國有資本參股其他企業(yè)的混合所有制改革，提高公司投資效率。