一般而言,关于内部人交易的研究主要分为三个方向：社会福利与市场有效性,内部人交易的超额收益能力以及对高管激励的效用。前两个领域受到了大部分研究学者的关注,达成一致结论的研究成果主要可以表述为：(1)普遍认为内部人交易传递的企业信息从一定程度上影响了证券市场的价格波动,从而影响了证券市场的有效性；(2)内部人通过其知情交易行为可以获得持久的超常收益；而关于内部人交易对高管激励的效用方面的研究相对较少。在中国这样一个金融市场发展历史短暂且金融监管体系尚不完善的大背景下,在沪深股市股权分置改革基本完成,我国股票市场将迎来全流通的当前环境中,信息披露的透明程度和中国独有的公司治理结构,使得内部人交易对高管激励效用的研究更加具有挑战性,同时也使研究更加具有现实意义。前人的研究中大多是将是否限制内部人交易作为比较各公司高管薪酬水平的先决条件,继而检验对于内部人交易的限制是否会影响薪酬总体水平以及高管薪酬中激励成分的高低。其中,Roulstone (2003)的研究首次应用事件分析法通过对上市公司约束内部人交易的观察,采用值为0或1的虚拟变量来表示对内部人交易的约束与否,其中1表示该上市公司有内部人交易约束,而0则表示没有这样的内部人交易限制,继而在这样的分类前提下对公司的高管薪酬进行比较研究。Roulstone的研究结果表明,在考虑并控制了其他因素对高管薪酬水平影响的条件下,对内部人交易进行限制的公司支付给高管的薪酬水平高于没有对公司内部人进行交易限制的公司支付的高管薪酬水平。更进一步的,他的研究从管理者所有权益激励和风险激励等方面发现,限制了内部人交易的公司的高管薪酬方案中包含了更多的股权激励,同时这些公司的高管持有的股权激励水平也更高。Roulstone的研究结论揭示了在成熟市场经济体系中内部人交易行为对高管激励的效用。相比较西方学者对内部人交易行为的广泛和深入的研究而言,中国的内部人交易研究现状总体上来说,介绍国外理论研究成果和经验做法的文献比较多,研究中国内部人交易实际问题的文献比较少；研究中国内部人交易的文献中法律方面和其他金融理论方面的研究比较多,实证研究和实务研究比较少。本文吸取了西方学者对内部人交易行为的研究方法,针对中国的内部人交易现状进行合理假设,采用事件研究法,并通过各种相关检验建立多元回归模型来探索内部人交易行为对中国上市公司高管激励的影响。此外,考虑到我国上市公司高管薪酬结构相对于成熟市场经济体系显得较为单一,薪酬的表现形式主要是薪水与津贴；而非现金成分包括股票、股票增值权和股票期权授予,通常涵盖在公司的激励计划当中,信息的披露程度有限,在数据收集上受到限制。因此本文的研究重点,主要是检验对内部人交易行为进行约束的中国上市公司是否支付给高管更高水平的薪酬(以薪水和津贴为主要表现形式),其次是通过收集到的小样本的上市公司激励计划披露的信息,以股票期权授予为研究对象,检验上市公司对内部人交易行为的限制对其激励计划效用的影响,具体表现为对管理者权益激励水平和风险激励水平的影响。本文对研究样本数据的处理和描述分为三部分：内部人交易行为、高管薪酬水平和其他影响高管薪酬水平的因素。在内部人交易行为数据的处理上,笔者在前人研究的基础上设定单个高管持有本公司股份变动交易日期在盈利报表披露日期之后的3到12天内的为受限制的内部人交易,在此定义上通过事件研究法整合了上交所和深交所的网站上披露的沪深两市A股上市非金融公司高管(包括董事、见识、高级管理人员)持有本公司股份变动日期和各公司季度、半年度、年度盈利报表的披露日期。笔者通过计算2006-2009年间各公司受限制的内部人交易比例(以变动股数为计算依据),定义各上市公司这一比例超过60%的为对公司内部人交易行为进行限制的上市公司,用虚拟变量1表示；各上市公司这一比例低于(或等于)60%的为没有对公司内部人交易行为进行约束的公司,用虚拟变量0表示。值为1或0的虚拟变量Restrict是本文研究的主要自变量。在对高管薪酬高低水平(以薪水和津贴为主要表现形式)的数据处理上,笔者采用三种方法来衡量高管薪酬水平,分别是管理层年度报酬总额(Total_Comp, RMBOOOs),前三名高管平均报酬总额(AE_Comp, RMBOOOs),前三名董事平均报酬总额(AD_Comp, RMBOOOs)(其中为了抵消通货膨胀对笔者检验的影响,笔者研究中的货币变量均以2000年为基准年份,调整为2000年实际购买力)。在对高管股权激励水平的数据处理上,笔者用公司授予的期权实际价值对股票价格1%变动的敏感性(Equity_Grant)来考察管理者的权益激励水平,用授予的期权价值对股票价格波动性1%变动的敏感性(Risk_Grant)来考察管理者的风险激励水平(其中对授予的期权价值的计算,笔者采用的是考虑了股票红利分配之后的Black-Scholes期权定价模型,模型中的各项系数来自万德数据库和国泰君安数据库)。此外,考虑到沪深两市中的上市公司各自的特征,笔者模型的建立还需要添加一系列的高管薪酬水平控制变量,在相关的公司规模及运营等属性变量中,参照前人的研究,本文选择了以下因素作为模型中的其他控制自变量：年度销售额,用于表示公司规模的大小；资产收益率和年度股票收益率,用于表示公司绩效(盈利能力)；虚拟变量SOE,用于表示该公司的所有权结构(当实际控制人为国有股时,该变量为1；否则该变量为0)；账面市值比,用于表示该公司是否属于成长型公司(成长型公司的运营需要的现金流较大,因此高管薪酬中的现金薪水会降低,相对应的股权激励的应用可能会增加)；近年资产收益率的标准偏差和近年股票收益率的标准偏差,用于衡量公司的运营风险高低；内部人控股比例,用于表示股权控制与高管薪酬的关系；年度股票收益波动率,则是影响股权激励的高低的因素。综合以上各方面的数据处理结果,笔者获得了1356个有效样本(样本A)用以检验假设1(对内部人交易行为进行限制的公司支付给高管更高水平的薪酬),36个有效样本(样本B)用以检验假设2a(对内部人交易行为进行限制的公司提供了高管更高水平的权益激励)和2b(对内部人交易行为进行限制的公司提供了高管更高水平的风险激励)。笔者为了对样本做大致的描述和考量,所有的控制变量加上代表内部人交易行为和高管薪酬的变量,共同进行描述性分析。分析结果表明,在样本A中,12.83%的中国上市公司对内部人交易行为进行了限制,这一比例显著低于西方成熟市场经济体系中公司层面的内部人交易行为限制比例(Roulstone(2003)发现他的样本中31.6%的公司对内部人交易行为进行了约束,Jeng(1998a)发现她的样本中28%的公司对自身内部人交易行为进行了约束),这一描述结论从一定程度上反映了在中国这个新兴资本主义市场上约束公司内部人自利交易行为的治理机制相较于成熟市场经济体系仍不完善。在样本B中,实施了股权激励计划的中国上市公司中仅有8.33%的公司对内部人交易行为进行了限制,并且通过比较样本B和样本A各个变量的平均值,笔者发现样本B中的公司相对规模较小,内部人控股比例相对较高,公司的盈利能力相对更好。这一描述性结论,从一定程度上解释了样本B的由来,中国资本市场发展时间短暂,中国上市公司的薪酬结构设计较为单一,相应的对管理者的激励强度也有限；与此相对应,新兴的中小企业公司规模小,在公司治理结构上更加灵活,为了激励管理者为公司的长远发展考虑,这些上市公司更愿意引进西方成熟市场经济体系中经过检验有效的股权激励计划,以非现金的权益激励方式,增强管理者与公司股东的利益一致性；同样的,在这些新兴企业中,公司约束内部人交易行为的机制也相对不够完善,所以限制内部人交易行为的比例相对样本A更低。在研究方法设计中,笔者首先引入了两个单变量检验方法：单变量关联检验(Pearson correlation)和均值比较中的独立样本T检验(以Restrict为分组变量)。单变量关联检验的主要目标是在建立多元回归模型前确定回归中各个因子对各因变量的相关性,为建立回归模型提供筛选判别依据。此外,在样本A的单变量相互关联检验中,笔者参考Smith和Watts(1992)的研究中提到的采用薪酬水平的自然对数来作为薪酬因变量的研究方法,添加了ln(Total_Comp), ln(AE_Comp), ln(AD_Comp)三个因变量进行Pearson相关系数检验,比较薪酬水平变量和其自然对数形式作为因变量和其他自变量的相关性,为模型中的因变量选择提供依据。通过逐个检验样本A中包括Restrict在内的各个自变量和6个薪酬水平因变量对应的相关系数,笔者得出如下结论：相较于薪酬水平变量的自然对数形式,薪酬水平变量(Total_Comp, AE_Comp, AD_Comp)和主要自变量Restrict的相关性更高,其中前三名高管平均报酬总额(AE_Comp)和前三名董事平均报酬总额(AD_Comp)在双侧检验1%的水平上和Restrict显著相关,因此检验薪酬高低水平的多元回归模型中的因变量分别为管理层年度报酬总额(Total_Comp, RMB000s),前三名高管平均报酬总额(AE_Comp, RMB000s)和前三名董事平均报酬总额(AD_Comp, RMB000s);检验薪酬高低水平的多元回归模型中的控制自变量分别为年度销售额,资产收益率,年度股票收益率,虚拟变量SOE,账面市值比,近年资产收益率的标准偏差,近年股票收益率的标准偏差和内部人控股比例。随后,在对样本A以Restrict为分组变量的均值比较T检验中,对内部人交易行为进行约束的中国上市公司(Restrict=1)中,公司支付的管理层年度报酬总额、前三名高管平均报酬总额和前三名董事平均报酬总额均显著高于那些没有对内部人交易行为进行约束的公司(Restrict=1),这一初步的单变量分析结果为笔者对多元回归模型的设计和相关系数预测提供了依据。在样本B的单变量相互关联检验中,笔者参考了Roulstone(2003)的研究中提到的采用年度销售额的对数形式作为控制自变量的研究方法,添加了ln(Sales)进行Pearson相关系数检验,比较年度销售额和其对数形式作为控制自变量和度量股权激励因变量(Equity_Grant, Risk_Grant)以及Restrict的相关性,为多元回归模型的控制变量筛选提供依据。通过逐个检验样本B中包括Restrict在内的自变量和两个股权激励因变量对应的相关系数,笔者得出如下结论：相较于公司授予的期权价值对股票价格波动性1%变动的敏感性(Risk_Grant),公司授予的期权价值对股票价格1%变动的敏感性和自变量Restrict的相关性更高,在双侧检验1%的水平上显著相关；相较于年度销售额的对数形式,年度销售额(Sales)更适合作为控制变量；检验股权激励强度水平的多元回归模型中的控制自变量分别为年度销售额,资产收益率,年度股票收益率,虚拟变量SOE,账面市值比,内部人控股比例和年度股票收益波动率。在对样本B以Restrict为分组变量的均值比较T检验中,对内部人交易行为进行约束的中国上市公司(Restrict=1)中,公司授予的期权价值对股票价格1%变动的敏感性显著高于那些没有对内部人交易行为进行约束的公司(Restrict=0),相对而言,样本B中的公司授予的期权价值对股票价格波动性1%变动的敏感性在分组后没有显著差异。笔者认为Risk_Grant和Equity_Grant在单变量检验分析结果中表现出来的差异,可能一方面受限于该检验样本的样本量过少；另一方面,可能从一定程度上反映了中国管理者在进行公司管理时的一些具有中国特色的管理哲学,比如中庸之道,力求稳中求胜,而不愿意冒风险,增加公司股票价格的波动性；此外,2006-2009年间,正值中国股票市场从上升到最高点,再经受全球金融危机的影响,整个股票市场环境下滑,市场波动性非常大,在这样一个不稳定的证券市场环境中,中国上市公司经受了严峻的考验,管理层在公司运营上更加保守,从而导致整体上而言,采用股权激励计划的公司的管理者,无论该公司限制了内部人交易行为与否,公司授予的期权价值对股票价格波动性1%变动的敏感性都处在较低的水平。笔者认为这一现象值得在多元回归模型中进行进一步的探讨,因此检验股权激励水平高低的因变量分别为公司授予的期权价值对股票价格1%变动的敏感性(Equity_Grant)和公司授予的期权价值对股票价格波动性1%变动的敏感性(Risk_ Grant)。在前人研究的基础上,笔者认为高管薪酬水平和高管股权激励薪酬水平,可以由Restrict变量和其他控制变量线性表示,笔者在对样本进行单变量检验的基础上,通过筛选验证各个变量的选择,建立了OLS多元回归模型,以期望得到公司是否限制内部人交易行为(Restrict)与高管薪酬水平及高管股权激励水平的确切关系,即数学意义上回归模型里Restrict前的系数符号与系数大小及其显著水平。在检验假设1的多元回归模型(1)中,因变量选择为管理层年度报酬总额,前三名高管平均报酬总额和前三名董事平均报酬总额,自变量为Restrict以及单变量检验中确定的7个控制变量(年度销售额,资产收益率,年度股票收益率,账面市值比,近年资产收益率的标准偏差,近年股票收益率的标准偏差和内部人控股比例),其中考察Restrict这一变量前的系数是主要目的,其他控制变量辅助模型的成立和正确性。方程(1)多元回归结果显示,当因变量为管理层年度报酬总额和前三名高管平均报酬总额时,Restrict变量前的系数为正且在双边检验5%的水平上显著不等于0,证明了管理层年度报酬总额和前三名高管平均报酬总额和Restrict显著相关；当因变量为前三名董事平均报酬总额时,Restrict变量前的系数为正且在双边检验10%的水平上显著不等于0,证明了前三名董事平均报酬总额和Restrict虽然显著相关,但强度略弱于管理层年度报酬总额和前三名高管平均报酬总额和Restrict的相关性；总体来说,多元回归模型(1)的分析结果表明,对内部人交易行为进行限制的公司支付给公司管理者更高水平的薪酬,假设1经过检验证实成立。在检验假设2a和2b的多元回归模型(2)中,因变量选择为公司授予的期权价值对股票价格1%变动的敏感性(Equity_Grant)(?)口公司授予的期权价值对股票价格波动性1%变动的敏感性(Risk_Grant),自变量为Restrict以及单变量检验中确定的6个控制变量(年度销售额,资产收益率,年度股票收益率,账面市值比,内部人控股比例和年度股票收益波动率),其中考察Restrict这一变量前的系数是主要目的,其他控制变量起辅助作用,影响多元回归模型的正确性与解释效力。方程(2)多元回归结果显示,当因变量为Equity_Grant时,Restrict变量前的系数为正且在双边检验10%的水平上显著不等于0,证明了公司授予的期权价值对股票价格1%变动的敏感性和Restrict弱显著相关；当因变量为Risk_Grant时,Restrict变量前的系数虽然为正,但不显著正相关,说明了公司授予的期权价值对股票价格波动性1%变动的敏感性和Restrict并不具有相关性；总体来说,多元回归模型(2)的分析结果表明,对内部人交易行为进行限制的公司支付给公司高管更多的股权权益激励以提高公司的股票价格,而没有证据显示中国上市公司提供给高管更多的风险激励以提高该公司股票价格的波动性。假设2a经过在双边检验10%的水平上成立,而假设2b经过检验不成立,即部分采用了股权激励措施的中国上市公司对内部人交易的约束对管理者的风险激励水平没有显著影响,股权激励对管理者的风险激励机制失灵。这也从一定程度上说明了,股权激励措施在中国市场上应用的不完善,中国企业对西方发达经济体公司治理结构和理论的学习仍处在初步阶段,未来中国企业要实现高管薪酬的多样化,完善公司的治理结构,还有很长的一段路需要走。以上结果是基于对2006-2009年度沪深两市中参与内部人交易的A股上市非金融公司是否对内部人交易行为采取限制进行的考察处理。事实上,为了避免样本中因为各个行业之间不同的特征可能会对多元回归模型残差产生的影响,进而影响多元回归模型的正确性与解释效力,笔者通过敏感性分析中在多元回归模型中添加了行业控制变量,所得到的结论与先前结论一致；此外,笔者为了避免由于对是否限制公司内部人交易行为的度量尺度不同而导致多元回归模型的正确性与解释性降低,设定单个高管买入本公司股份的交易日期在在盈利报表披露日期之后的3到12天内的为受限制的内部人交易,在新定义的Restrict变量基础上,建立多元回归模型,分析结果所得到的结论与先前结论基本一致。此外,考虑到样本B中的样本数量较少(36个样本),通过敏感性分析无法得出有效结论,笔者认为这一现象在很大程度上源于中国上市公司独特复杂的公司治理结构,导致股权激励计划很难实施,同时中国证券市场对这一股权激励计划并无强制披露要求,导致笔者的结论不能广泛归结为中国上市公司的现状。但笔者认为,通过对部分上市公司股权激励水平与内部人交易行为限制约束与否的进一步研究,有助于发现能有效约束上市公司内部人自利交易行为的治理机制,从而防止内部人对外部中小股东的利益侵害,从而推动中国证券市场内部人交易行为监管制度体系的完善,提供给广大中小投资者一个健康透明的投资环境。