史永东、蒋贤锋：中国股票市场内幕交易的实证分析 13
基于私人信息的投机交易。
经过推导，Llorente at el.（2001）得出均衡时收益率与换手率的动态关系：
E(Rit|Rit,Vit)?c1Rit?c2RitVit。如果市场中的信息不对称程度非常严重，那么基于私人信息
的投机交易就会占主导作用，高的交易量和收益率将会持续，收益率与交易量呈现出正的自相关，即c2?0；如果信息不对称程度不存在或比较轻微，那么套期交易占主导地位，较高的交易量和收益率不容易持续，收益率与交易量呈现出负的自相关性或不相关，即c2?0。 对于内幕交易股票i，我们借鉴Grishchenko at el.（2002）的工作及事件研究的思路估计如下的方程：
Rit=Ci0+Ci1Rit-1+(Ci2+Ci3Di1+Ci4Di2)Rit-1Vit-1??i。 其中，Di1、Di2为虚拟变量。当数据处于内幕交易期间时Di1取1，否则为0；当数据处于信息公告后的时期时Di2取1，否则为0。Ci2用来衡量非内幕交易期间的信息不对称，Ci3用来衡量内幕交易对信息不对称的影响，即内幕交易对公平性的作用，Ci4用来衡量信息公开对信息不对称程度的影响。
出于稳健性的考虑，我们分别在三个时间段内（内幕交易前10、30、60天到时间点A之后的10、30、60天）估计上述方程，其中，时间点A=max{内幕交易结束日，信息公开日}。由于我国股票市场的特殊性，我们还估计了以不包括非流通股本的总股本和包括非流通股本的总股本计算的换手率。
5 分析结果
5.1 内幕交易对股价的影响
Leland（1992）、Repullo（1999）、蒋贤锋、史永东（2003）从理论上认为在信息公告之前，是否发生内幕交易对股价的影响是不同的。然而，如果一只股票发生了内幕交易，那么在信息公告前的价格就是有内幕交易时的价格，其没有发生内幕交易时的价格只能通过寻找代理变量的方法来解决，我们取其在内幕交易发生前10、30、60天的价格作为信息公告12前没有发生内幕交易时价格的代理变量。同时，有的内幕交易在信息公告前已经结束。因此，我们取内幕交易开始到内幕交易结束日与信息公告日之间最小时间段之间的价格为内幕交易期间价格。表6列出了满足分析要求的样本及内幕交易对股价的影响。从总体上看，不管是原始价格还是对数价格，不管是短期、中期还是长期，内幕交易在绝大多数情况下都使平均价格上升，但同时也增加了价格的波动性。
与非内幕交易期间相比，股票原始价格的平均值、方差在内幕交易期间都有所增加。从短期来（内幕交易前10天）看，除000566之外，其它股票的平均价格在内幕交易期间的平均价格与内幕交易之前的平均价格相比都显著不相等，并且000566在内幕交易期间与非内幕交易期间 12
信息公告日为首次信息公告的时间，来源于证监会的公开文件和汪贵浦（2002）。
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的价格方差不相等也比较显著。从中期来看，除000566之外，其它股票的价格方差在内幕交易期间与非内幕交易期间显著不等，并且000566的平均价格在两个时期不等也很显著。从长期来看，所有股票的平均价格及价格的方差都显著不相等的。
在对数价格检验中，内幕交易期间的方差相对于内幕交易前60天的方差有所增加，但是统计检验不显著。除此之外，对数价格的检验结果与原始价格的检验结果一致。
因此，内幕交易在增加股票平均价格的同时，也增加了价格的波动性，结果与实际情况相符。如000508是当时“穷（琼）凶极恶（鄂）”中的“琼”，民源海南公司与深圳有色金属财务公司大肆炒作，并且利用内幕信息（证监查字[1998]32号）。统计结果则显示000508的平均价格从内幕交易前30天的3.57显著上升到内幕交易期间的25.7，价格方差则从0.01（内幕交易前30天）显著上升到295.43；600878的平均价格则从内幕交易前30天的12.4显著上涨到27，方差从0.46上升到36.37。
表6 内幕交易对股价的影响 Stock 000629
000583
000566
600698
600878
000508
变量 Mean Var. J-B Var. J-B Var. J-B Mean Var. J-B Mean Var. J-B Mean Var. J-B Mean Var. J-B Mean Var. J-B
原 始 价 格（st） 0 8.9 0.86 2.04 5788 5788 1.72 1721 1721 17.29*** 8.5 0.62 0.97 13.93 3.53 1.95 13.5 3.4 27 36.37 5.5* 25.7 295.43 24.37***
+10 0.46 2.81
+30 0.94 5.68*
+60 6.48*** 0.54 54.5*** 3348*** 3348*** 3.83 1087*** 2898*** 2.9 7.34*** 0.25** 17.96*** 2.16** 0.61 1.64*** 1.92 13.04*** 1.13*** 2.52 3.57*** 0.01*** 4.08
对 数 价 格（lnst） 0 2.18 0.01 1.99 8.65 0.04 1.96 7.38 0.14 4.95* 2.14 0.01 0.94 2.63 0.02 1.96 3.39 0.02 2.77 3.27 0.05 0.34 2.95 0.7 21.44***
+10 2.07*** 0.01 3.41 8.1*** 0*** 6.14** 7*** 0*** 0.45 1.95*** 0** 0.57 2.68 0** 0.78 3.27*** 0*** 0.77 2.58*** 0*** 5.97* 1.26*** 0*** 0.77
+30 1.9*** 0.02 5.46* 8.11*** 0*** 2.09 7*** 0*** 9.37*** 1.96*** 0*** 2.21 2.56*** 0.02 1.29 3.28*** 0*** 1.74 2.52*** 0*** 2 1.27*** 0*** 24.86***
+60 1.86*** 0.01 49.07*** 8.12*** 0*** 3.6 6.99*** 0*** 1.86 1.99*** 0* 11.24*** 2.59** 0.01 2.46 3.25*** 0*** 1.16 2.56*** 0.01*** 2.07 1.27*** 0*** 3.47
7.97*** 6.73***
6006011 Mean
3296*** 3322*** 3296*** 7628*** 6.83**
2.86
1098*** 1095*** 283*** 1513*** 0.5
12.56***
7.05*** 7.14*** 0.09*** 0.05*** 0.53 0.73** 0.79
1.71 2.6 0.96
6006012 Mean
14.61 13.01*** 13.35**
29.89 26.21*** 26.53*** 25.73***
0.42*** 1.13*** 0.8
2.86
13.19*** 12.4*** 0.04*** 0.46*** 6.31** 0*** 0.79
1.99 0.01*** 28.28***
3.54*** 3.57***
注：1. 000537的内幕交易期间只有一天，000430、 600758的价格序列在内幕交易之前没有足够的数据，因此，将这三只股票排除在分析的样本之外；
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2. 6006011表示于1998年发生的有关600601的内幕交易，6006012表示于1993年发生的有关600601的内幕交易；
3. J-B为价格序列正态性的Jarque-Bera检验值；*表示统计值检验的显著性或均值、方差相等性检验的显著性，其中，***表示1%水平上显著，**表示5%水平上显著，*表示10%水平上显著；
4. +10、+30、+60分别表示内幕交易开始前10、30、60天的价格序列；0表示内幕交易期间。
所得的结果与Leland（1992）和Repullo（1999）关于风险厌恶内部人的理论相一致，与Bhattacharya and Daouk（2002）关于内幕交易对股价影响的结论一致。但是我们认为我国市场中内幕交易促使股票价格上升的原因并不是Bhattacharya and Daouk所认为的内幕交易是股权成本下降。因为在我国，股权成本受到很多其他因素的影响，譬如制度（如以前上市的行政额度限制）、环境因素（中介市场的发育滞后）和投资者因素（中小投资者不重视上市公司的质量）（国信证券课题组，2002）。此外，我们的结论与Leland（1992）、Repullo（1999）、史永东和蒋贤锋（2003）的理论相符合，也与Du and Wei 的国际比较结论基本一致，即内幕交易提高了价格的波动性。
5.2 内幕交易者的超常收益
表7列出了PPD方法测量的内幕交易股票在信息公告后第一天的超常收益。在表中，类型表示内幕交易是否在信息公告前结束，其中，1表示内幕交易在信息公告后结束，2表示内幕交易在信息公告前结束；J-B为估计期对数收益序列正态性的Jarque-Bera检验值；disg-1、disg-5、disg-10分别表示1%、5%、10%置信水平下的超常收益率，超常收益前的符号表示是获取正的非法所得（+）还是避免了损失（-）。从表中可以看出，在5%和10%的显著水平上，所有内幕交易股票在信息公告后第一天都获取了超常收益。即使在1%显著水平上，除000566以外的其它股票也都获取了超常收益。只要内幕交易者能够获取超常收益，那么其获得的非法所得就为正，这与内幕交易者利用的信息、以及我国股票市场制度有密切联系。在所有的内幕交易者，内幕人利用的都是利好的信息，如利润大幅增加、资产重组等（详细见前面的“现状分析”）。同时，在我国股票市场上，交易者不能卖空，因此内幕交易者也就不可能利用“坏消息”、通过卖空来实现利润，因此我们不能检验出内幕者避免的损失。
在5%的置信水平下，获取最高超常收益的股票为000508（3），获取最低常常收益的股票为000566（0.01），平均为0.8。内幕交易和操纵相交叉股票的超常收益都比较高，除000508排在第一位外，600758的超常收益排在第三位，600698的超常收益排在第5位。相比之下，纯粹内幕交易的股票的超常收益相对要小一些。
比较不同类型的股票，我们发现类型2的内幕交易股票的超常收益从总体上高于类型1的内幕交易股票的超常收益。类型1股票的平均超常收益为0.77，类型2股票的平均超常收益为0.85，高出类型1约10.39%。因此，如果内幕交易在信息公告前就结束，一般情况下则意味着信息更加重要，但是也有例外，如000508。进一步，我们分析了类型1股票从信息公告后直到内幕交易结束日的超常收益，发现如果内幕交易者能在第一天获取超常收益，那么除600878之外，其它内幕交易者在以后的所有时间内也能获取超额收益。
表7 内幕交易股票在信息公告后第一天的超常收益 Stock 000629 6006012
类型 1 1
J-B 0.31 0.56
disg-1 +0.18 +0.52
disg-5 +0.2 +0.54
disg-10 +0.21 +0.55
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000583 000566 600878 000508 6006011 600698 000430 600758
1 1 1 1 2 2 2 2
0.79 0.5 0.26 1.77 1.12 5.23* 10.77*** 8.31**
+0.26 0 +0.54 +2.97 +1.55 +0.41 +0.11 +1.2
+0.28 +0.01 +0.58 +3 +1.59 +0.44 +0.15 +1.22
+0.3 +0.02 +0.6 +3.02 +1.6 +0.45 +0.17 +1.23
注：1. 由于000537的内幕交易时间只有一天，我们忽略了这支股票；
2. 类型表示内幕交易是否在信息公告前结束，1表示内幕交易在信息公告前结束，2表示内幕交易在信息公告后结束；
***3. J-B为估计期收益率序列正态性的Jarque-Bera检验值。为1%水平下显著，**
为5%水平下显著，*为10%水平下显著；
4. disg-1、disg-5、disg-10分别表示1%、5%、10%置信水平下的超常收益率，
超常收益前的符号表示是获取正的非法所得（+）还是避免了损失（-）。
我们在图1和图2中分别以个案的形式给出了600878和000629在5%置信水平下的超常收益，其中，600878和000629的估计期分别为85和18天。图2.1显示，在信息公告后一段时间内（40天），除少数几天（第13、14、17、35、36、38、39天）外，内幕交易者都获取了正的超常收益。这说明了内幕交易者总体上获取了巨额非法所得并且信息确实是重大的。事实上，在600878内幕交易过程中，违规的国内某著名大券商的非法所得为7455.89万元，违规的北大集团、北大车行分别获得了900万元，违规的佛山电器照明公司、深圳特与公司获得了900万元；内幕信息则为大比例分配，包括每10股转增5股、送3股的股本扩张（证监罚字[1999]28号）。对于000629，虽然信息公告后第一天价格较之前一天有所下降，但是相对于内幕交易者在估计期的预期，还是获取了超常收益（实际的非法所得为8万元）。
600878's Disgorgement50403062041020255075100125246810121416182012108000629's Disgorgement0Actual PriceLow Price with ProbilityHigh Price with ProbilityActual PriceLow Price with ProbilityHigh Price with Probility 图1 600878在信息公告后到内幕交易结束时的超常收益
图2 000629在信息公告后到内幕交易结束时的超常收益
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