企业内部控制与机构投资者羊群行为：“反向”治理效果及异质性分析

张向丽 池国华

(1.东北财经大学 会计学院，辽宁 大连 116025； 2.南京审计大学 审计科学研究院，江苏 南京 211815)

一、引言

机构投资者羊群行为存有“盲目跟风”、“追涨杀跌”之实，其是加剧市场波动、破坏市场稳定和提高金融体系脆弱性的重要推手(Jegadeesh et al.，2010；许年行 等，2013)。因此，如何有效减缓资本市场的羊群行为成为监管当局关注的重点。自2000年证监会做出“超常规发展机构投资者”的金融战略选择以来，我国的机构投资者数量急剧增长，业绩成果显著。值得肯定的是，机构持股对提升公司治理水平具有显著效果(Velury et al.，2006；Bronson et al.，2006；孙光国 等，2015；甄红线 等，2016)。然而，在我国A股市场，投机炒作气氛浓烈，政策多变，机构投资者面对巨大的信息量，极易“搭便车”盲目模仿进而形成市场“异象”——羊群行为。相关实证研究表明，机构投资者羊群行为往往会导致股市暴涨暴跌，加剧市场的崩盘风险(程天笑 等，2014；许年行 等，2013)。

2017年堪称史上“最严监管年”，国家重拳出击、金融监管保持高压态势，旨在坚决整治市场乱象，牢牢守住不发生系统性金融风险的底线。无疑，在当前防范金融风险、维护金融稳定的主基调下，最大限度降低机构投资者的盲目行为是助力监管政策的“强心针”、“稳定剂”。因此，如何降低机构投资者羊群行为是关乎国家金融稳定的重要问题。而构建宏观和微观审慎管理框架，将宏观机制和微观机制有效结合是国家防范金融风险的最新着力点。那么，企业内部的微观治理机制可否作为国家风险监管框架下的微观机制的外延，为规范资本市场的投资行为进而维护金融稳定发挥作用。即，公司内部治理在受益于机构持股治理的同时能否为减弱机构投资者羊群行为贡献力量？

我国《企业内部控制基本规范》明确规定，“内部控制的目标是保证企业经营管理合法合规、资产安全、财务报告及相关信息真实完整……”。外部投资者和公司内部信息的不对称是资本市场的重要特征，股市的暴涨暴跌是信息不对称下市场的极端表现。现阶段，我国已经建立起一套完善的企业内部控制体系，内部控制作为一项内生监督机制能链接企业和市场，有效缓解企业和外部投资者之间的信息不对称问题(Mitra et al.，2013；池国华 等，2016)。那么，微观层面的内部控制能否为宏观资本市场治理贡献力量？对此现有文献并未给予足够关注。

基于上述分析，本文以开放型基金作为机构投资者的代表，采取逆向思维，探究微观企业内部治理机制对宏观资本市场上机构投资者行为的“反向”影响，并具体回答以下两个问题：内部控制能否“反向”治理机构投资者羊群行为？若存在“反向”治理效果，这种治理效用是否受企业异质性的影响？本研究的贡献主要体现在：(1)研究视角上。不同于已有文献，本文从企业内部控制的微观视角切入，研究宏观资本市场上机构投资者羊群行为的影响因素，同时从产权性质和高管信息披露操纵倾向两个异质性维度对这一问题进行深入分析，这是对现有研究视角的有益拓展。(2)研究内容上。一方面，不同于以往先验的线性假设的研究，本文采用门槛面板模型对企业内部控制与机构投资者羊群行为之间的关系进行预先假定，继而发现企业内部控制对机构投资者羊群行为的减弱效应存在门槛；另一方面，本文还从信息不对称视角梳理了企业内部控制与机构投资者羊群行为之间的逻辑关系，同时产权性质和高管信息披露倾向的异质性分析也表明内部控制会通过降低企业内部与外部投资者的信息不对称进而减弱机构投资者羊群行为，由此本文构建了一个较为完整的理论分析框架，这也是对现有研究的重要补充。

二、文献综述与假设提出

有关机构投资者羊群行为的研究最早可追溯至Kraus et al.(1972)对平行交易(parallel trading)的分析，他们将大量机构投资者在同一时间内同向交易同一支股票的行为称为平行交易。此后，在Lakonishok et al.(1992)、伍旭川等(2005)以及许年行等(2013)等研究的逐步补充下，机构投资者羊群行为大致被界定为机构投资者基于模仿他人的动机而在同一时间内大量买入和卖出相同股票的行为。此外，机构投资者羊群行为的发生背景通常为不完全的信息市场。那么，机构投资者的羊群行为在资本市场会产生怎样的经济后果？相关研究表明，机构投资者羊群行为是证券市场的一种非理性交易行为，其容易致使股票买卖需求超出市场提供的流动性(李学峰 等，2017)，引发市场暴涨暴跌(程天笑 等，2014)、增大股价崩盘风险(许年行 等，2013)。伍旭川等(2005)的实证分析显示，我国存在非常明显的机构投资者羊群行为。许年行等(2013)认为，机构投资者容易忽略个人所掌握的私有信息而模仿他人交易，这一行为将提高股价同步性、加剧金融体系的脆弱性。而且，随着我国金融市场的飞速发展，股票市场间的耦合关联性不断增强，市场风险的爆发概率和蔓延速度也在持续加大。

作为资本市场的重要参与者，机构持股对于公司而言是一种有效的外部治理机制。机构投资者在提升企业信息披露质量(Bronson et al.，2006)、抑制内部控制缺陷(李越冬 等，2017)、抑制盈余管理(Velury et al.，2006；孙光国 等，2015)、缓解融资约束(甄红线 等，2016)、增加R&D投入(Gaspar et al.，2005)等方面发挥着重要作用。然而，与此同时，机构持投资者也可能会给资本市场带来风险隐患——羊群行为。那么，如何有效减弱机构投资者羊群行为呢？能否“逆向”思考这一问题，从公司内部治理入手呢？也就是说，个股层面治理方式的改善是否具有治理宏观层面的机构投资者羊群行为的作用呢？

针对羊群行为诱因的研究横跨多个学科。心理学家将羊群行为归因为人类具有从众心理，社会学家认为羊群行为是人类的集体无意识行为。不同于此，经济学家基于不完全信息视角给出了三种解释：(1)声誉假说。对于机构投资者的“掌舵人”来说，声誉是其个人能力的有力证明和不可替代的无形资产(Morrison et al.，2004)，机构经理人为避免陷入“次品市场陷阱”使声誉受损而倾向于“抱团取暖”(Froot et al.，1992)。同时，资本市场普遍存在的“法不责众”心理和追随舆论模仿失败后的责任弱化观念加剧了机构经理人的这一从众选择。(2)薪酬假说。薪酬契约是现代管理制度的有效约束和激励方式，但是这一结构模式会导致代理人为寻求高薪酬而竞相模仿同行的扭曲效果(Maug et al.，2011)。实证研究表明，为避免相对业绩过低而受到处罚，模仿他人建仓是机构投资者的最优选择(Agarwal et al.，2009；路磊 等，2014)；薪酬考核方式的不同会影响机构投资者参考他人信息的程度(Boyson，2010)。路磊等(2014)利用我国2004—2009年开放式基金的数据考察了基金业绩排名对羊群行为变化的影响，发现中资基金羊群行为对短期基金相对业绩排名变化敏感。(3)信息瀑布假说。已有研究发现，机构经理人之间会通过谈话等方式共享信息(Hong et al.，2005)，当投资者对于自己的私有信息不确定时，会跟随主流信息模仿他人投资决策(Banerjee，1992；Wermers，1999；许年行 等，2013)。因此，从经济学角度看，信息不对称为机构投资者的羊群行为提供了最基本的环境条件。

现有文献对直接减弱机构投资者羊群行为的研究较少且观点分散。郑瑶等(2015)发现网络信息交流能够减弱即期和次日的股市羊群效用；李学峰等(2017)认为机构投资经理的投资经验有利于减弱羊群行为。虽然视角不同，但上述研究均表明机构投资者的羊群行为对信息严重依赖，这也进一步意味着，需从信息不对称的角度寻求解决这一问题的答案。

作为一种风险管控手段，内控控制在提升会计稳健性(Mitra et al.，2013)、提高投资效率(池国华等，2016)和抑制高管腐败(周美华 等，2016)等方面意义重大，其是预防公司经营风险的硬屏障。然而，在防控风险方面，内部控制既谋企业一“域”，同样谋市场“全局”。企业内部控制在资本市场上具有显著的治理效果，例如，内部控制可以对投资者的投资判断进行有效“纠偏”，从而减缓市场股价波动、增强股票流动性、降低公司操纵“好坏”消息的倾向，最终减弱股价崩盘风险等等。同时，企业内部控制自我评价报告是上市公司对外信息披露的重要组成部分，其为资本市场上的投资者提供了大量非财务信息，具有信号传递作用。此外，一方面，企业内部控制具有严格的目标导向性，其以保障财务报告质量及其他相关披露信息的可靠性为重要目标；另一方面，信息与沟通是内部控制的五大核心要素之一，其对信息的及时收集与沟通能有效减少道德风险和逆向选择。综上所述，内部控制链接企业和市场，不仅能为外部投资者提供更多的甄别信息，而且还有助于提升企业内外部消息的传递效率，有效缓解企业内部和外部投资者之间的信息不对称。

鉴于此，本文提出：

H1：其他条件一定的情况下，企业内部控制能够减弱机构投资者羊群行为。

三、研究设计

(一)样本选取及数据来源

本文选取2007—2016年沪深A股上市公司为样本，并进行了如下处理：第一，剔除金融类上市公司；第二，剔除财务存在异常的公司；第三，剔除样本期间内进行过IPO、增发和配股的上市公司；第四，剔除存在数据缺失的上市公司。经过上述处理，本文共收集到8757个年度研究样本。为保证数据的有效性并消除异常值的影响，我们对所有连续变量进行1%和99%的Winsorize处理。由于具体研究内容的不同，后续实证过程中各部分的样本数将略有不同。

机构投资者持仓数据来源于Wind数据库，由于季度数据无法获得全部持仓明细，本文在计算机构投资者羊群行为时采用半年度持仓数据。同时，考虑到机构投资者羊群行为的主体特殊性和数据可得性，本文选取开放式基金作为研究对象，并剔除其中的QDII、QFII和指数型基金。其余变量数据均来源于CSMAR数据库，对于涉及的财务数据采用年度数据，以避免半年度数据没有外部审计保证的缺陷。

(二)变量说明

1.内部控制质量(IC)

本文选取迪博内部控制指数作为企业内部控制的代理变量。该指数越大，表明公司内部控制质量越高(周美华 等，2016)。

2.机构投资者羊群行为(Herd)

本文参考Lakonishok et al.(1992)、Wemers(1999)以及许年行等(2013)，对机构投资者的羊群行为进行度量。具体模型及计算方式如下：

HMi,t=|Pi,t-E(Pi,t)|-E|Pi,t-E(Pi,t)|

(1)

式(1)中：HMi,t表示i公司在t期被机构投资者羊群的程度，其中，t以6个月为单位时间期；Pi,t表示在t期增持i公司股票的机构投资者占持有i公司股票的机构投资者的比例；E(Pi,t)表示增持i公司所在行业的所有上市公司股票的机构投资者比例均值；E|Pi,t-E(Pi,t)|为|Pi,t-E(Pi,t)|的调整项，意为只有在机构投资者对公司股票买卖的不均衡达到一定程度时，该股票才被认定为存在机构投资者的羊群行为。

机构投资者羊群行为(Herdi,t)指标的具体计算过程如下：根据机构投资者披露的半年度和年度重仓股持仓变动数据定义变量Buy，若其对i股票持仓变动大于0，则Buy赋值为1，若其对i股票持仓变动小于0，则Buy赋值为0，若其对i股票持仓数据不变，则剔除该数据；按照t和i计算Buy的平均值，得出Pi,t；按照t和行业计算Pi,t的平均值，得出E(Pi,t)；按照t和行业计算|Pi,t-E(Pi,t)|的均值为E|Pi,t-E(Pi,t)|；计算出HMi,t为半年度的羊群行为，为了与其他年度变量指标匹配，采用年度内变量取均值的方式得到变量Herdingi,t，此时t为一个年度区间；计算Herdingi,t的均值(mean)和标准差(sd)，利用(mean-1.96sd)对Herdingi,t进行调整，从而得到机构投资者羊群行为的指标Herdi,t。

3.产权性质(Soe)

如果股权性质为国有，则产权性质变量赋值为1；如果为民营、外资或其他，则赋值为0。

4.高管信息披露操纵倾向(IDMT)

只要上市公司当年被证监会披露存在信息披露违规或遭证监会处罚，就将高管信息披露操纵倾向当年值定义为1，否则为0(权小锋 等，2016)。据CSMAR数据库的资料显示，涉及到的信息披露违规行为有四种、处罚方式有八种，并无明确证据表明四种违规行为和八种处罚方式之中存有显著的程度异质性，因此，上市公司只要存在其中一种行为就可被认定存在高管信息披露操纵倾向[注]根据wind数据统计显示，证监会披露的信息披露违规行为主体有“公司本身、公司股东、公司其它关联方以及公司控制参股公司”四种类型，由于本文研究的是公司管理层的信息披露操纵行为，为保证结果可靠，此处只保留公司本身和其控制参股公司两类样本。。表1列示了2007—2016年证监会认定存在信息披露违规的类型。

表1 2007—2016年证监会认定存在信息披露违规的类型

注：根据CSMAR数据库进行统计，统计软件为Stata 14.0。

此外，参考相关文献，本文选取的控制变量包括：

(1)管理层权力(Power)。采用主成分分析法，利用下述四个权力维度指标合成管理层权力变量(权小锋 等，2016)，具体为：公司董事长与总经理是否两职合一(Dual)，若是，取值为2，反之，取值为1；公司股权分散度(Dispersion)，公司前十大股东中排名后九位股东的持股比例总和与第一大股东持股份额之比，该指标越大，公司股权分散度越高；公司内部董事比例(ID)，公司内部董事人数与公司董事人数之比；CEO任职年限(Tenure)，以任职天数除以360天折算为年度指标。

(2)公司信息透明度(ABACC)。借鉴已有文献(Jones，1991；Dechow et al.，1995)，采用修正的Jones模型计算的操控性应计利润的绝对值作为公司信息透明度的代理变量。具体模型为：

(2)

(3)

(4)

其中，TACCt为企业在年度t的总应计利润，由年度t的营业利润减去经营活动现金流量得到；ΔREVt为企业在年度t的主营业务收入变化，由年度t的主营业务收入减去年度t-1的主营业务收入得到；ΔRECt为企业在年度t的应收账款变化，由年度t的应收账款减去年度t-1的应收账款得到；PPEt为企业在年度t的固定资产账面原值；At-1为公司年末总资产。计算方法如下：首先，通过模型(2)回归出不同行业、不同年份的特征值α0、α1、α2；其次，将α0、α1、α2带入模型(3)中，计算出每个公司的非操控性应计；最后，由模型(4)得出操控性应计，我们取其绝对值|DAt|衡量公司信息透明度。

(3)其余控制变量。成长性(MB)，用公司的市值账面比度量；盈利能力(ROA)，用公司的资产收益率度量；公司规模(Size)，用公司总资产的自然对数度量；财务杠杆(Lev)，用公司资产负债率度量；高管薪酬(Pay)，用公司薪酬排名前三的高管的薪酬总额取自然对数度量；投资者异质性(Turnover)，用股票的年度换手率度量。

相关变量的具体说明见表2。

表2 变量说明

(三)研究模型

1.检验企业内部控制对机构投资者羊群行为的影响

考虑到机构投资者羊群行为可能存在一阶滞后效应，借鉴许年行等(2012)的方法，在模型中控制了上一期机构投资者羊群行为的影响。我们采用模型(5)考察内部控制与机构投资者羊群行为的关系，以及产权性质和高管信息披露操纵倾向的异质性影响。

Herdi,t= α+ρ×ICi,t+β1×Herdi,t-1+β2×Poweri,t+β3×ABACCi,t+β4×MBi,t+β5×ROAi,t+β6×Sizei,t+β7×Levi,t+β8×Payi,t+β9×Turnoveri,t+∑(βn×Year)+∑(βm×Industry)+εi,t

(5)

2.检验企业内部控制对机构投资者羊群行为的门槛效应

线性视角的先验研究，无疑会影响研究结论的可靠性。因此，为避免这种主观选择导致的偏误影响本文结论，我们借鉴Hansen门限面板模型对内部控制的机构投资者羊群行为治理效应进行检验。

Herdi,t= α+ρ1×ICi,t×I(ICi,t≤λ1)+ρ2×ICi,t×I(λ1

(6)

模型(6)中，λ为待估计的门槛值，I(·)为示性函数，如果括号内表达式为真，则函数取值为1，否则取值为0。若p1=p2=……=pm+1，则面板模型中不存在门槛效应，将回归到模型(5)进行检验；反之，存在门槛效应，视具体检验结果判断面板模型是存在单一门限还是多重门限。μi代表企业个体特征等不可观测因素的影响。

(四)描述性统计

表3列示了本文主要变量的描述性统计结果。机构投资者羊群行为(Herd)的均值和中位数分别为0.162和0.164，四分之一分位数和四分之三分位数分别为0.031和0.290，表明我国股票市场存在明显的机构投资者羊群行为且该指标具有较好的分散度，这与前人研究保持一致。内部控制(IC)的均值和中位数分别为7.168和7.086，标准差为0.908，说明样本整体分布较为均匀且具有良好的差异性。产权性质的最小值为0，均值为0.456，表明有45.6%的样本为国有企业，即样本中国有企业和民营企业样本相当，便于后续产权性质的异质性检验。高管信息披露操纵倾向(IDMT)的四分之三分位数为0，均值为0.013，表明存在高管信息披露操纵倾向的样本量偏少，仅114个。其余控制变量的描述性统计结果见表3。

表3 描述性统计

四、实证分析

(一)平稳性检验

为避免伪回归，本文对主要变量进行了Fisher -ADF和LLC的单位根检验，检验结果见表4。从中可知，各变量的两种方法检验结果均拒绝存在单位根的零假设(P值<0.1)，即各变量序列皆平稳。

表4 平稳性检验

(二)内部控制对机构投资者羊群行为的影响

模型(5)为静态面板模型，通过对数据进行F检验和Hausman检验，结果均显示，在非常显著的水平上(P值均小于0.05)拒绝了混合效应模型和随机效应模型。因此，本文采用固定效应模型对内部控制的羊群治理效应进行检验。内部控制对机构投资者羊群行为的回归结果见表5。

表5 内部控制对机构投资者羊群行为的回归结果

注：括号内为T值和Z值；***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平。

在表5中，以模型(5)中的第(2)列为例，内部控制(ICi,t)对机构投资者羊群行为(Herdi,t)具有显著的负向影响(系数为-0.006)，即内部控制质量的提升能够反向治理机构投资者羊群行为，假设H1得到验证。

考虑到机构投资者羊群行为可能具有一阶滞后效应，本文在回归方程中引入了羊群行为的一阶滞后项(Herdi,t-1)。表5的实证检验结果显示，羊群行为的一阶滞后项均显著为负(系数分别为-0.056和-0.046)，表明机构投资者具有“有限关注”和“行为传染”的双重特征。具体而言，机构投资者有限的注意力与信息处理能力致使其对“显眼”的信息过度反应和对“隐晦”的信息反应不足，进而容易导致跟进模仿他人交易——羊群行为，随后投资者之间出现“行为传染”效应，股票市场的“隐晦”信息逐渐为众人所知，此时“显眼”信息的反应过度和“隐晦”信息的反应不足逐渐消失，之前盲目模仿的羊群行为会迅速降温、出现反转。

进一步，根据Hansen面板门槛回归对模型(6)进行检验，估计结果见表5。利用自抽样1000次的F检验结果显示，内部控制对机构投资者羊群行为的影响存在单门槛效应，门槛值为6.611。由回归结果可知：当内部控制质量不高于6.611时，内部控制对机构投资者的羊群行为影响为正，但不显著；当内部控制质量高于6.611时，内部控制与机构投资者的羊群行为显著负相关(系数为-0.012)。这一结果表明，内部控制只有提升至一定水平以上才会对机构投资者的羊群行为产生影响。也就是说，企业内部控制有效性的发挥具有一定门槛，在此门槛之下，外部投资者对其反应并不敏感。

(三)内部控制对机构投资者羊群行为影响的异质性分析：产权性质和高管信息披露操纵倾向

1.产权性质异质性分析

由于行政力量和市场机制等不同，国有上市公司与非国有上市公司的治理环境具有较大差异。一般来说，与非国有企业相比，国有企业的内部控制建立时间更长、机制更完善、内部风险管理要求更高。因此，考虑到不同产权性质的公司对内部控制的影响不同，此处按照产权性质(Soe)将样本区分为国有上市公司和非国有上市公司两个子样本，分别利用模型(5)进行回归，以进一步分析内部控制对机构投资者羊群行为的效应是否受公司特征变量的影响，具体估计结果见表6。从中可知，相较于非国有上市公司，在国有上市公司中，内部控制对机构投资者羊群行为的减弱效应更强(|-0.011|>|-0.007|)。这表明，国有上市公司的治理环境在促进内部控制减弱企业内外部信息不对称上更有效率，侧面意味着内部控制机制作用的发挥有赖于外部实施环境的持续性，因此对企业来说内部控制机制的建设应是“长久之计”，而非“一日之功”。同时，无论在估计结果(1)还是在估计结果(2)中，羊群行为都表现出了明显的反转效应(系数分别为-0.060和-0.052)，与表5的估计结果大致相当，说明结论是稳健的。其余控制变量的回归结果与表5基本相同，在此不再赘述。

2.高管信息披露操纵倾向异质性分析

自两权分离以来，高管和股东之间的委托代理问题日益凸显，而高管薪酬激励制度被视为缓解这一问题的有效途径。但是，当监控机制缺失时，高管会通过操控信息披露的途径扭曲薪酬激励方式，从而最大化自身利益。已有研究发现，公司CEO具有推迟好消息、加快披露利空消息的倾向，而且其操纵信息披露的频率与公司内部治理水平显著相关(许年行 等，2013)。由此可见，高管信息披露操纵倾向不利于降低企业内部和外部投资者的信息不对称程度。因此，本文借鉴权小锋等(2016)，引入高管信息披露操纵倾向(IDMT)，探究内部控制对机构投资者羊群行为的效用是否受公司内部特征变量的影响。其中，变量高管信息披露操纵倾向的界定标准为：若公司当年被证监会披露存在信息披露违规行为或被证监会处罚，则表明公司高管存在信息披露操纵倾向；反之，公司高管不存在信息披露操纵倾向。具体而言，我们按照是否存在高管信息披露操纵倾向将样本分为两组，以进一步分析高管信息披露操纵倾向影响企业内部控制对机构投资者羊群行为的效应差异。实证分析结果如表6所示，从中可见，较之存在高管信息披露操纵倾向的公司，对于不存在高管信息披露操纵倾向的公司，内部控制对机构投资者羊群行为的减弱效应更强(|-0.008|>|-0.006|)。这一结论不仅表明内部控制可以通过降低企业内部与外部的信息不对称减弱机构投资者羊群行为，而且也揭示出机构投资者存在对“显眼”信息过度反应和对“隐晦”信息反应不足的问题。因此，企业在强化内部控制建设的同时还应加强对高管信息披露操纵的管理。

表6 产权性质和高管信息披露操纵倾向的分组检验

注：括号内为T值；***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平。

(四)内部控制对机构投资者羊群行为影响：买方羊群行为和卖方羊群行为

已有研究表明，机构投资者买方羊群行为和卖方羊群行为在性质和对市场影响方面存在差异(Wermers，1999；许年行，2013)。为深入探究内部控制对机构投资者羊群行为影响的差异性，我们区分这两类羊群行为进一步考察内部控制对其影响的异质性。

HMi,t_buy=|Pi,t-E(Pi,t)|-E|Pi,t-E(Pi,t)|[Pi,t>E(Pi,t)]

(7)

HMi,t_sell=|Pi,t-E(Pi,t)|-E|Pi,t-E(Pi,t)|[Pi,t

(8)

机构投资者买方羊群行为(Herd_buyi,t)和卖方羊群行为(Herd_selli,t)的度量模型分别如式(7)、(8)所示(许年行，2013)。具体的计算步骤为：首先，按前述计算机构投资者羊群行为的方式求得Pi,t和E(Pi,t)；然后，按照t和行业计算|Pi,t-E(Pi,t)|的均值，将Pi,t>E(Pi,t)归类为买方羊群行为一组，将Pi,t

表7 买方羊群行为和卖方羊群行为的分组估计

注：括号内为T值；***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平。

由表7可知：内部控制对卖方羊群行为的负向影响在估计结果(1)中较为显著(系数为-0.010)，在估计结果(2)中不显著(系数为-0.009)；无论在估计结果(1)还是估计结果(2)中，内部控制对买方羊群行为都具有较为显著的负向影响(系数分别为-0.035和-0.023)。上述结果表明，内部控制对于机构羊群行为的负向影响在买方羊群行为中更为明显。然而，前人研究却显示，机构投资者在卖出股票时羊群行为更加明显(Wermers，1999；许年行，2013)。之所以出现结论上的分歧，原因可能在于，我国卖空机制的不完善导致融资融券规模比例差异较大，这在相当程度减弱了卖方羊群行为，即机构投资者卖方羊群行为受限于此对诸多影响因素并不敏感。这也启示我们公司内部治理机制在与外部市场接轨发挥共同治理作用时有赖于市场机制的进一步完善。

五、稳健性检验

为确保本文结论的可靠性，我们开展了一系列稳健性检验。

(1)针对机构投资者羊群行为的一阶滞后效应和反向因果问题的稳健性检验(系统GMM估计)。本文的固定效应估计表明，企业内部控制降低了机构投资者的羊群行为。考虑到机构投资者羊群行为与内部控制质量可能存在反向因果关系，我们将因变量滞后一期作为自变量，采用系统GMM估计对内部控制的一阶滞后效应和反向因果问题进行稳健性检验，结果见表8。从中可得，Sangan检验和扰动项差分的二阶序列相关检验在统计上均不显著，说明不存在工具变量的过度识别问题且扰动项不存在一阶序列相关，因此符合系统GMM估计的要求。从表8可见，系统GMM估计的结果与本文前述结果基本一致，说明结论是稳健的。

表8 针对机构投资者羊群行为的一阶滞后效应和反向因果问题的稳健性检验(系统GMM估计)

注：括号内为T值；***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平。

(2)其它稳健性检验。其一，考虑到“牛”、“熊”周期会对机构投资者羊群行为产生干扰，本文对样本区间内的“牛市”和“熊市”进行子样本回归，估计结果显示本文的结论是稳健的。其二，按照内部控制质量将样本划分为高内部控制质量组和低内部控制质量组，分别带入模型(5)进行检验，结果发现，低质量组对机构投资者羊群行为无显著负向影响，而高质量组的负向影响显著，说明本文结论是稳健的。其三，替换内部控制的度量方式。利用公司的合规信息、审计意见信息、盈利信息、财务报告重述信息以及内部控制自评报告和鉴证报告信息对内部控制质量进行综合度量，然后带入模型(5)、(6)进行检验，得到的结果亦显示本文结论是稳健的。

六、结论与启示

本文选取2007—2016年我国A股上市公司和机构投资者持股数据为样本，采用迪博内部控制指数度量企业内部控制，实证考察企业内部控制对机构投资者羊群行为的影响，并从产权性质和高管信息披露操纵倾向两个角度进行异质性分析。结果表明：(1)企业内部控制与机构投资者羊群行为呈显著的负相关关系；(2)企业内部控制对机构投资者羊群行为的负向影响存在单一门槛效应，企业的内部控制质量高于门槛值时，其对机构投资者羊群行为具有显著的负向影响，反之，影响不显著；(3)相较于非国有企业，国有企业内部控制对机构投资者羊群行为的负向影响更为明显；(4)相较于存在高管信息披露操纵倾向的企业，在不存在高管信息披露操纵倾向的企业，内部控制对机构投资者羊群行为的负向影响更强。本文揭示了企业内部控制对宏观资本市场的治理效用及作用机制，是对企业微观机制作用于宏观资本市场相关主题的一次有益探索。

根据本文的研究结论，提出如下建议：第一，证券监管机构应进一步完善资本市场的信息披露制度，加大对违规信息披露上市公司的惩处力度。第二，财政部、证监会和其他监管机构应按照“微观+宏观”的治理思路，合力推进企业内部控制建设，充分发挥企业内部控制建设在防范资本市场风险、稳定金融市场中的作用。第三，企业应密切关注外部市场发展状况及高管的异质性特征，通过构建科学合理的薪酬激励政策，有效约束高管的违规行为。