劉秋平

（1.中南財經(jīng)政法大學 會計學院，湖北 武漢 430073；2.安徽財經(jīng)大學 商學院，安徽蚌埠233030）

一、引言

市場股價波動在某種程度上是投資者博弈的結果，不同的投資者構成對股價波動及方向的影響也是不相同的，機構投資者由于其在資本實力、市場運作及信息渠道上的優(yōu)勢，比一般個人投資者對投資的公司更具影響力。在西方發(fā)達資本市場中，機構投資者已成為市場的主導力量，對資本市場的穩(wěn)定發(fā)展和上市公司治理水平的提高起到了重要作用。我國機構投資者與股票市場相伴成長，其市場持股比例在穩(wěn)步提高，機構投資者正逐步取代散戶成為市場的主導力量。20世紀80年代末以來，機構投資者制度逐漸成為英美等發(fā)達國家重要的公司治理機制之一（Shleifer和Vishny，1997）。從發(fā)達國家的經(jīng)驗來看，機構投資者對公司高管的監(jiān)督能有助于緩解公司的代理問題（Coffee和 Klein，1991；Banard，1992；Webb等，2003）。借鑒國際市場機構投資者發(fā)展的經(jīng)驗和制度安排，2001年中國證券監(jiān)督當局提出了“超常規(guī)發(fā)展機構投資者”的重大舉措，以改善資本市場上投資者結構。截至2012年底，基金管理公司管理資產3.61萬億元，凈值2.87萬億元，專業(yè)機構投資者持有流通A股市值比例達17.4%。然而，已有的經(jīng)驗和數(shù)據(jù)表明，我國市場運行機制與西方發(fā)達國家表現(xiàn)出明顯的差異性。

機構投資能否穩(wěn)定資本市場，學術界一直存在著較大的爭議，現(xiàn)有文獻存在兩種截然不同的觀點。一種觀點認為，機構投資者對公司具有監(jiān)督作用，持有較高股份、富有經(jīng)驗的機構投資者傾向于監(jiān)督、約束管理層，確保公司投資策略與企業(yè)公司價值最大化的目標相一致，而不滿足于短期盈利目標（Shleifer、Vishny，1986，1997；Dobrzynski，1993；Monks、Minow，1995）。另一種觀點則認為，機構投資者的行為并沒有發(fā)揮監(jiān)督功效。首先，如果監(jiān)督成本過高或耗時過久，機構投資者就會選擇“用腳投票”，以回避可能潛在的風險，而不是采取矯正的行為（Coffee，1991；Manconi等，2012）；第二，機構投資者會采用“投資組合”策略分散投資風險，而對公司治理行為并不關心；第三，機構投資者往往有短期業(yè)績的壓力和傾向，公司管理層為迎合機構投資者的意愿而封鎖消息，以防因業(yè)績不佳而引發(fā)機構投資者拋售股票和股價下跌（Graves和 Waddock，1990；Jacobs，1991；Porter，1992；Bushee，1998，2001，蔡慶豐等，2010）。從公司層面看，公司管理層基于職業(yè)、短期報酬和市場壓力，往往不愿披露公司負面消息而選擇“窖藏”。當負面消息隨著經(jīng)營周期的持續(xù)而逐漸積累達到臨界閾值水平，將集中釋放到外部市場，進而對公司股價造成極大的負面沖擊，即發(fā)生股價暴跌（Jin和 Myers，2006；Kothari等，2009；Hutton等，2009）。

關于機構投資者與股價波動關聯(lián)關系，本文試圖借助股價暴跌指標來實證檢驗機構投資者能否在市場中發(fā)揮“穩(wěn)定器”作用。筆者認為，機構投資者的特征，如持股比例、持股穩(wěn)定性及治理效率，對公司股價波動產生重要影響。達到一定規(guī)模的長期機構投資者崇尚價值投資，并有能力通過市場或治理機制對公司施加影響力，穩(wěn)定的機構投資者通過降低公司管理層窖藏壞消息的行為，來降低個股暴跌風險；反之，如果機構投資過度關注眼前業(yè)績（短視主義），更有可能引誘管理層為迎合機構投資者的意愿進行信息操縱，增加了公司未來股價暴跌的風險。

二、文獻回顧和研究假設

（一）文獻回顧

1.關于機構投資者穩(wěn)定性對股價影響

Shleifer和 Vishny（1986，1997）認為機構持股股東，憑借較高份額的持股比例，有動機收集信息、監(jiān)督管理層，獲得更多收益。和機構投資者監(jiān)督觀點一致，實證研究提供了大量機構投資者的不同影響作用：公司增長、R＆D投資、管理層補償、管理（盈余公告）披露、CEO變更、反接管修正案、公司治理等（Gillan和Starks，2000，2007；McCahery 等 2008；Brav 等，2008a，b；Klein和Zur，2012；Helwege等，2012；唐越軍等2010；劉京軍等，2012）。同樣，Gaspar（2005）認為，股東的投資期限影響公司控制權交易的管理行為，機構投資者較弱的監(jiān)督誘導管理層為獲得個人利益而犧牲股東利益，以股東利益為代價以保障其職業(yè)安全和帝國建造。與該觀點一致，Gaspar等（2005）提供了機構投資者與公司在合并、重組中較差業(yè)績相聯(lián)系的高投資組合換手率的證據(jù)（即非穩(wěn)定投資者）。Chen等（2007）認為，穩(wěn)定的機構投資者能更好地了解公司，對公司管理有較大的影響，因此有可能比其他股東有能力從事監(jiān)督功能。他們實證發(fā)現(xiàn)長期集中持股的機構投資者便利監(jiān)督公司并購行為。Bushee（1998）記錄了被高投資組合換手率及動量交易控制的公司更可能易于削減長期的R＆D開支項目來滿足短期利潤目標。Bushee（2001）進一步提供證據(jù)，短期持股較高的機構投資者，短期預期收益過多，長期預期收益不足，導致機構投資者向管理層施加壓力從事短期關注。Callen等（2005）提供證據(jù)，長期機構投資者持股公司的國外投資收益是透明的，但是短期機構者的公司沒有這種關系。Elyasiani和Jia（2008）發(fā)現(xiàn)機構所有權穩(wěn)定性和銀行控股公司業(yè)績顯著的正相關關系。Elyasiani等（2010）發(fā)現(xiàn)公司的債務成本和機構所有權穩(wěn)定性顯著的負相關關系。Cella等（2011）提供證據(jù)顯示短期視野的投資者在其他潛在買家的資本稀缺時流動性需求放大了負面市場沖擊的效應。

總的來說，穩(wěn)定的機構投資者在監(jiān)督管理層行為方面發(fā)揮一定的影響起作用，而非穩(wěn)定投資者看起來更關注短期交易利潤。

2.關于股價暴跌風險

本文拓展了前期文獻，從管理層基于職業(yè)和短期補償?shù)年P注，對投資者盡可能長的隱瞞壞消息（窖藏壞消息）的角度，檢驗了機構投資者的穩(wěn)定性和未來股價暴跌風險之間的關系。與該觀點一致，Graham等（2005）調查發(fā)現(xiàn)，管理層相對于好消息，對壞消息推遲披露，關注股利變化和管理層盈利預測。Kothari等（2009）提供了與該觀點一致的實證證據(jù)，平均而言，管理層向投資者推遲壞消息發(fā)布。有證據(jù)說明凸顯了在過去二十年里公共公司窖藏壞消息的問題。安然通過建立表外特殊目的表外SPE，直到資產表外融資化和管理層盈利預測。

有證據(jù)說明在過去二十年里公共公司窖藏壞消息的問題。安然通過建立表外特殊目的表外SPE，直到累計損失不能持續(xù)（安然公司特殊委員會調查報告，2002年2月）。同樣，世通公司運用造假會計手段掩蓋日益降低的收益趨勢直到會計數(shù)據(jù)被認為不太現(xiàn)實（世通公司特殊委員會調查報告，2003年3月）。新世紀沒有披露早期違約利率的急劇增加。貸款回購和等待貸款回購請求，直到次級抵押貸款業(yè)務不再持續(xù)。（Schapiro，M.L.金融危機調查委員會的證詞，2010，SEC）

Jin和Myers（2006）提供理論分析壞消息窖藏和股價暴跌風險之間的聯(lián)系，他們堅持管理層控制有關公司信息對外的披露。他們認為有關管理層投資、經(jīng)營決策和公司業(yè)績缺乏完全的信息透明，增加了管理層可支配現(xiàn)金流量而不被外部投資者覺察到。管理層愿意個人吸收有限的風險下限和有關通過隱藏公司特有的壞消息的暫時性糟糕業(yè)績損失。然而，如果壞消息的積累達到一個臨界閾值水平，經(jīng)理選擇放棄隱瞞，所有公司特有的負面沖擊立刻呈現(xiàn)給公眾，這種披露帶來了相應的暴跌——公司收益分配的一個較大的負的離群值。產生股票收益較長的左側拖尾。實證證據(jù)支持壞消息窖藏理論。Jin和Myers（2006）多國證據(jù)顯示信息越不透明的國家越可能經(jīng)歷暴跌風險（如大的負收益）。Hutton等（2009）發(fā)現(xiàn)了公司層面信息不透明和暴跌風險的正相關關系。Kim等（2011a，2011b）發(fā)現(xiàn)公司避稅和CFO股權激勵和公司特有的股價暴跌風險正相關。

（二）研究假設

我國機構投資者發(fā)展起步較晚，通常被認為是介于內部股東與外部中小投資者之間的第三方力量，是重要的流通股股東。我國機構投資者是否可以憑借自身的資金、信息優(yōu)勢對被投資公司實施監(jiān)督。余曉東、楊治南（2001）認為機構持股時間、持股比例、監(jiān)管成本是影響股東采取積極主義的主要因素。李向前（2002）認為，機構投資者持有公司股權比例、監(jiān)督成本以及對公司價值的改善狀況等因素影響機構投資者進行監(jiān)督的臨界值。而王永海等（2007）則發(fā)現(xiàn)持有單個公司的股權比例、資本市場中公司治理結構不完善的概率、所投資的公司其治理結構的完善程度，以及監(jiān)督成本等因素影響機構投資者參與公司治理積極性。因此，影響機構投資者參與公司治理的多種因素中，持股規(guī)模、投資期限和監(jiān)督成本是最主要的。翁洪波和吳世農（2007）實證檢驗2001-2004年間我國證券市場中機構投資者持股、公司治理與上市公司股利政策之間的關系。研究發(fā)現(xiàn)機構投資者對股利政策的制定起到監(jiān)督作用，抑制了上市公司“惡意派現(xiàn)”行為，對公司治理發(fā)揮了積極作用。高培濤（2010）研究認為，大型機構投資者對控股股東的制衡度越高，越有利于抑制大股東在關聯(lián)交易中的侵占行為；積極型機構投資者對控股股東的制衡度越高，越有利于抑制上市公司的關聯(lián)交易。國內已有研究大都將機構投資者視為同質群體來研究，忽視了機構投資者內部存在的較大差異。事實上機構投資者由于持股集中度及機構獨立性等的不同，可能影響其公司治理效應的發(fā)揮。隨著機構投資者持股比重的上升，若他們大量拋售所持股份很可能會帶來股票市場異動，所以傳統(tǒng)的“用腳投票”的成本會有所增加，機構投資者往往會選擇長期投資策略，監(jiān)督公司經(jīng)營管理所獲得的收益更加有利可圖。我們檢驗了機構投資者能否穩(wěn)定資本市場的兩種相反的對立觀點，通過調查機構投資者持股集中度及穩(wěn)定性是否與未來公司特有股價暴跌風險有關，假如機構投資者作為監(jiān)督者，穩(wěn)定的機構投資者持股通過抑制管理層窖藏壞消息的行為，降低未來股價暴跌風險。該機構投資者長期持有公司投資，更可能得益于監(jiān)督管理層的行為，以緩解管理短期主義和其他代理沖突，而短期機構投資者不是長期持有。反之，機構投資者則引發(fā)短視主義，更多的機構投資者通過加劇管理層惡化壞消息窖藏趨勢增加了未來股價暴跌風險。基于以上有關機構投資者和股價暴跌風險之間的關系，提出本文的兩個研究假說。

假設1機構投資者的穩(wěn)定性與未來股價暴跌風險負相關；機構投資者持股越不穩(wěn)定，未來股價暴跌風險越大。

假設2機構持股比例與未來股價暴跌風險呈倒“U”型關系，隨著機構投資者持股集中度的增加，股價暴跌風險降低。

H2a機構投資者持股比例較低時，持股比例與股價暴跌風險正相關；

H2b機構投資者持股比例較高時，持股比例和股價暴跌風險負相關。

假設1，說明機構投資者的穩(wěn)定性降低了短期主義，拒絕該假設將使我們拒絕機構投資者穩(wěn)定性導致短視主義，以及未來股價暴跌風險。假設2說明機構投資者持股比例對監(jiān)督有重要影響，當機構投資者持股比例較低時，短期盈利動機較強，會增加未來股價暴跌風險；當機構投資者持有較高比例的股份時，在監(jiān)督方面機構投資者具有相當?shù)某杀緝?yōu)勢，愿意承擔監(jiān)督責任，降低未來股價暴跌風險。

三、研究樣本、變量和描述性統(tǒng)計

（一）研究樣本

本文的樣本為滬深兩市2001-2012年的A股上市公司。文中機構投資者數(shù)據(jù)來自RESSET數(shù)據(jù)庫，其余數(shù)據(jù)來自CSMA數(shù)據(jù)庫。對于初始數(shù)據(jù)，做了以下處理：（1）刪除金融類上市公司；（2）為了估計暴跌風險的數(shù)據(jù)，參照（Hutton等，2009）刪除每年交易天數(shù)少于200的樣本；（3）刪除數(shù)據(jù)缺失樣本。根據(jù)上述標準最終得到個6 163個公司—年觀測值樣本。

（二）計量模型設計

1.機構投資者穩(wěn)定性的度量

度量機構投資者的穩(wěn)定性用兩個指標，第一個指標的機構投資者的穩(wěn)定性（StdI）是Elyasiani等（2010）產生的一個波動性測量。更具體的說，持股穩(wěn)定性被定義為公司機構投資者持股比例在三年期，包括樣本年度t0和前兩年t-1及t-2的平均標準差，即

Friedman（1984）、Sias（1996）、Dennis 和Strickland（2002）利用機構持股比例，來研究其與股票波動性的關系。本文利用機構投資者持股數(shù)量與總股本的比例來衡量機構投資者持股比例作為機構持股穩(wěn)定性的第二個指標INSI。機構投資者監(jiān)督或短期主義依賴于持股比例的高低，當持股較低時，短期盈利動機占優(yōu)勢，增加了未來股價暴跌風險；當持股比例達到一定程度，會發(fā)揮監(jiān)督職能，降低了股價暴跌風險。

2.公司特有暴跌風險的計量

根據(jù)以前的文獻（Chen等，2001；Jin和 Myers，2006；Hutton等，2009），構造了公司-年觀察值股價暴跌風險的三個公司特有計量：（1）公司特有日回報的負收益偏態(tài)系數(shù)（NCSKEW）；（2）公司特有日收益的上下波動率（DUVOL）；（3）公司特有極端負日收益天數(shù)和公司特有極端正收益天數(shù)之間的差異（COUNT）。

計算公司特有收益的股價暴跌風險，根據(jù)Hutton等（2009），根據(jù)公司特有日收益率、行業(yè)收益率和市場收益率回歸模型

其中，γj，t是股票j在t天的日回報率。γm，t是市場價值加權平均收益率，γi，t是行業(yè)收益率。加入市場收益和行業(yè)收益的滯后性和超前項，以調整股票非同步性（Dimson，1979）。股票j在t日的公司特有日收益率為Ri，t＝Ln（1＋εi，t），εi，t為回歸方程的殘差。基于εi，t構造暴跌風險的兩個指標。

（1）負收益偏態(tài)系數(shù)NCSKEW。

其中，n為公司t在年度內日收益的交易天數(shù)。分母是標準化的因子（Greene，1993）。NCSKEW的數(shù)值越大，表示負偏態(tài)系數(shù)負的程度越嚴重，股價越易于發(fā)生暴跌風險，即，左偏分布越嚴重。

（2）收益上下波動率DUVOL。

其中，nu（nd）為股票j的特有日收益Wj，t大于（小于）年平均收益Wj的天數(shù)。DUVOL的數(shù)值越大，代表收益率分布更傾向于左偏，更易于發(fā)生暴跌風險。

（三）控制變量

根據(jù)以前的文獻（如，Chen等，2001；Jin和Myers，2006；Hutton等，2009），在回歸分析包含下面的控制變量：NCSKEWT被定義為年度T內公司特有日收益的負偏態(tài)；隨后的變量控制了因變量的持續(xù)性。Chen等（2001）發(fā)現(xiàn)具有高收益負偏態(tài)的公司在T年可能在年度T＋1更可能有高的負偏態(tài)。根據(jù)Jin和Myers（2006），控制了公司在年度T特有日收益的峰度KURT。Jin和 Myers（2006）認為，分配的較長的拖尾與股價暴跌風險相關。RETt被定義為年度T內累計公司特有日收益。Chen等（2001）認為經(jīng)歷過高的過去收益的股票暴跌風險。MBT是在年度T末的市賬比，更傾向于股票價格暴跌。財務杠桿，LEVT是年度T末總負債的賬面價值與總資產的比值。凈資產收益率RETt被定義為年度T的凈利潤與末凈資產賬面價值的比率。Hutton等（2009）認為財務杠桿和經(jīng)營業(yè)績都與公司暴跌風險負相關。LNSIZET年度T末總資產的自然對數(shù)。Chen等（2001）和 Hutton等（2009）證明暴跌風險和公司規(guī)模正相關。NCSKEWT是年度T年的月平均換手率減去T-1年的月平均換手率。被計算為月股票換手數(shù)量除以流通股數(shù)量。Chen等（2001）用DTURNT作為投資者分歧的代理變量，公司經(jīng)歷較高的換手率更易于股價暴跌風險。

根據(jù)Hutton（2009）包含財務報告透明度的指標OPAQUET，來進行回歸分析，信息不透明的公司更易于發(fā)生暴跌風險。我們也控制了分析師人數(shù)的對數(shù)（ANAT）為了捕捉公司特有的信息環(huán)境。Chen等（2001）發(fā)現(xiàn)擁有更多分析師的公司更易于發(fā)生暴跌風險。變量的定義和度量見表1。

表1 變量的定義和度量

（四）變量的描述性統(tǒng)計

1.描述性統(tǒng)計

由表2的描述性統(tǒng)計可知：（1）NCSKEW和TUVOL的平均值分別為-0.605和-0.100，標準差分別為0，688和0，163，說明這兩個指標在樣本公司中存在較大的差異。（2）STDI的平均值和中位數(shù)分別為0.013 8和0.011 9，說明機構投資者的穩(wěn)定性存在較大的差異。（3）INSI的平均值與中位數(shù)分別為0.108和0.071 8，說明機構投者持股比例存在較大的偏差。

2.變量的相關系數(shù)矩陣

表3的pearson相關系數(shù)矩陣呈現(xiàn)了主要回歸模型中的變量，因變量NCSKEW和DUVOL在1%顯著性水平上高度相關，二者表達未來股價暴跌風險具有相同的信息，相關系數(shù)為0.91，與Chen等（2001），Jeffrey等（2013）報告的結果基本一致。自變量之間的相關性并不顯著。

四、實證檢驗

基于以前的研究（如，Chen等，2001；Jin和Myers，2006；Hutton等，2009；Kim 等，2011a，2011b），估計了下面的回歸方程，機構投資者持股和未來股價暴跌風險的關系

其 中，CrashRiskj，T＋1用NCSKEWj，T＋1和DyVOLj，T＋1來表示暴跌風險，為了確保機構投資者持股與股價暴跌風險的影響不是由其他因素驅動，控制了一系列前期文獻所研究的公司特征的因素，用當期StdI、INSI、INSI＾2來預測下一期的暴跌風險以緩解逆向因果關系。我們也進行了更多的測試進行穩(wěn)健性檢驗。所有的回歸包括行業(yè)虛擬變量和年度虛擬變量來控制固定效應和年度效應，回歸方程使用混合普通最小二乘法（OLS），對上述回歸模型的標準誤使用了懷特標準誤并進行公司層面的群聚調整（clusteratfirm）。主要回歸重點是機構投資者穩(wěn)定性對未來暴跌風險的影響用系數(shù)a1來表示。

為了評估回歸中潛在多重共線性，計算了方差膨脹因子（VIF），VIF超過10表示一個多重共線性問題（Kennedy，1992）。所有的VIF低于10以至于不存在多重共線性問題。

表2 描述性統(tǒng)計

表3 相關系數(shù)表

表4 機構投資者穩(wěn)定性與上市公司未來股價暴跌風險

表4呈現(xiàn)公式（5）的估計系數(shù)，用未來一期的NCSKEW作為因變量，樣本數(shù)N、R2、調整的R2及F值在表的下方列示。表中（1）-（2）列列示了StdI的回歸結果，StdI的系數(shù)在1%的顯著性水平上（t＝3和3.12）與未來股價暴跌風險顯著正相關。表中（3）-（4）列顯示機構投資者持股比例INSI與股價暴跌風險呈倒U型關系，根據(jù)極值公式，該極值點為0.338 963 96，在該點左側，機構投資者持股比例與股價暴跌風險在1%水平上顯著正相關；在該點右側，隨著機構投資者持股比例增加，其與未來股價暴跌風險在1%的顯著性水平上顯著負相關。該發(fā)現(xiàn)顯示機構投資者的穩(wěn)定性及持股比例的增加緩解了未來股價暴跌風險，發(fā)揮了監(jiān)督功能。表中（5）-（6）列，把兩個變量StdI、INSI共同加入回歸方程，也符合理論預期。

五、穩(wěn)健性檢驗

（一）極端值的處理

為了避免極端值的影響，分別在1%和99%百分位上進行縮尾處理，該回歸結果與主要回歸結構一致，用t＋1期的NCSKEW和DUVOL作為因變量，根據(jù)回歸方程（5），StdI的系數(shù)估計在1%的水平上顯著正相關，符合假設1；INSI和SqurINSI的系數(shù)分別在1%的水平上顯著，符合假設2。

（二）替換解釋變量

前十大流通股東中機構投資者持股比例作為解釋變量的替代變量，機構投資者持股比例與未來股價暴跌風險之間呈現(xiàn)出顯著的倒U型關系，同樣驗證了前面的假說2，隨著機構投資者持股比例的增加，機構投資者從短期盈利動機逐漸轉向監(jiān)管動機。

（三）子樣本檢驗

2005年以前，機構投資者處于從萌芽到市場的更替調整階段，1998年3月23日首批證券投資基金啟動，基金金泰和基金開元成為上交所和深交所首批上市的證券投資基金。2002-2004年期間，主管部門出臺了一系列的政策和措施鼓勵機構投資者發(fā)展。2006年以來，機構投資者進入快速發(fā)展階段，初步形成以證券投資基金為主，證券公司、信托公司、保險公司、合格境外機構投資者、社?；?、企業(yè)年金等其他機構投資者相結合的多元化格局。機構投資者數(shù)量擴大、投資規(guī)模增加以及整體質量的提高。表5以2005年為分界點，分為兩個階段，第一階段為2001-2005年，第二個階段為2006-2012年，分別研究了機構投資與未來股價暴跌風險之間的關系。通過似無相關檢驗，兩階段主要變量系數(shù)檢驗的P值并不顯著異于零，說明兩階段主要系數(shù)并不存在顯著差異。從表5可以看出，2005年以前，機構投資者由于處于萌芽發(fā)展時期，機構投資者規(guī)模較小，所起作用并不明顯，所以二者關系并不顯著；2006年以后，機構投資者的迅猛發(fā)展，機構投資者在資本市場上發(fā)揮一定的作用，機構投資者的穩(wěn)定性和機構持股比例都在1%水平上與未來股價暴跌風險顯著相關（見表5）。

六、研究結論與政策建議

基于前期的研究成果為基礎，本文以滬、深兩市2001-2012年的A股上市公司為樣本，借助于股價暴跌指標來衡量機構投資者是否發(fā)揮“穩(wěn)定器”的作用。機構持股穩(wěn)定性與股價暴跌顯著負相關，表明機構持股穩(wěn)定性越高，價值投資動機越強。機構投資者持股比例與未來股價暴跌風險呈倒U型關系，隨著機構投資者持股比例增加，憑借較高份額的持股比例，機構股東有動機收集信息、監(jiān)督管理層，獲得更多的利益，而不滿足于短期盈利目標。機構投資者監(jiān)督角色緩解了管理層操縱信息的行為，降低了股價暴跌風險，促使上市公司規(guī)范和有效的信息披露。本文研究結論還有助于投資者進行投資決策：投資者在投資組合策略中如何根據(jù)機構投資者的持股比例和期限結構來選擇特定的股票，避免投資損失。

基于上述研究，建議：（1）完善資本市場基礎制度建設，為機構投資者發(fā)展創(chuàng)造良好的市場環(huán)境。通過深化新股發(fā)行制度市場化改革，完善退市制度及上市公司分紅制度等，推動上市公司完善投資者回報機制，促進資本市場功能和機制的有效發(fā)揮，培養(yǎng)長期投資和理性投資文化，從而為機構投資者發(fā)展創(chuàng)造良好的條件。（2）在積極引導機構投資者發(fā)展，提倡理性投資和價值投資的同時，不過分夸大我國市場機構投資者作用，特別是價值創(chuàng)造能力；為防止機構投資者散戶化行為所導致的羊群行為危害市場，有必要鼓勵機構投資者進行長期投資和適當集中投資，以便使其有更強的動機和能力關注公司治理和公司管理，幫助公司持續(xù)提升業(yè)績水平，以期實現(xiàn)價值創(chuàng)造。（3）借鑒國外成熟市場的做法，推進長期股東提名董事的舉措，充分發(fā)揮機構投資者的監(jiān)督機制。機構投資者的快速發(fā)展，將促使投資者結構不斷改善優(yōu)化，有利于機構投資者市場“穩(wěn)定器”作用的發(fā)揮，有助于引導廣大中小投資者走向成熟和理性。機構投資者充分發(fā)揮資本市場中堅力量的作用，將有力促進我國證券市場穩(wěn)健、規(guī)范、高效地運行。我們應該著力培養(yǎng)長期投資理念的機構投資者參與公司治理中，促使機構投資者本身獲得更好的投資回報，同時提升公司業(yè)績和經(jīng)營效率，實現(xiàn)雙贏局面。

表5 機構投資者穩(wěn)定性與上市公司未來股價暴跌風險

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