(東南大學(xué) 江蘇 南京 211189)

一、引言

我國股市從1990年以來不斷發(fā)展，已經(jīng)成為重要的資本市場，在全球范圍的影響力也日益重要。但是，作為重要的資源配置手段，我國股市波動幅度過大的問題較其他發(fā)達國家更為明顯。股價的快速上漲與下跌過程中，有大量投資者的資產(chǎn)縮水，也打擊了市場的投資熱情，更為嚴重的是其對資本市場平穩(wěn)運行帶來了巨大挑戰(zhàn)。研究引發(fā)股價波動的因素，抑制股價波動的風(fēng)險，已經(jīng)成為學(xué)術(shù)界、投資者及監(jiān)管機構(gòu)共同關(guān)注的問題。

已有研究表明，信息不對稱的背景下，個股極端的價格波動與內(nèi)幕交易、管理層尋租等行為密切相關(guān)。在此背景下，機構(gòu)投資者在市場價格波動中發(fā)揮的作用值得深思，是市場極端價格波動的助推手(曹豐等，2016)？還是市場平穩(wěn)運行的監(jiān)督人(盛軍鋒等，2008)？以及哪些因素會影響該作用？

本文選用2006年至2017年的上證A股為研究對象，研究機構(gòu)投資者對于股價波動風(fēng)險是否有監(jiān)督作用，進一步探索機構(gòu)投資者作用受哪些因素的影響。

二、文獻回顧與理論假設(shè)

本文研究主要與兩部分文獻有關(guān)，分別是股市價格波動影響因素與機構(gòu)投資者的監(jiān)管作用的研究。

有關(guān)個股股價極端價格波動風(fēng)險的研究，國外文獻主要集中于極端風(fēng)險的決定因素，經(jīng)理人出于自身利益的考慮，有選擇性的對外披露消息，披露好消息而隱瞞壞消息。一旦壞消息累積到極限，無法隱瞞而流入市場，就會導(dǎo)致投資者快速拋售，使得公司的股價發(fā)生急劇下跌(Kim et al.，2011)。此外，股價波動風(fēng)險還會受到公司的信息透明度(Hutton et al.，2009)，會計穩(wěn)健性(Kim and Zhang，2016)，企業(yè)社會責(zé)任(權(quán)小鋒等，2015)，CEO的過度自信(Kim et al.，2016)的影響。

在對機構(gòu)投資者的監(jiān)管作用廣泛的理論和實證模型研究中，并沒有得到確定性的結(jié)論。An and Zhang(2013)實證發(fā)現(xiàn)長期的機構(gòu)投資者會顯著股價波動風(fēng)險的可能，而短期的機構(gòu)投資者會增加股價波動風(fēng)險。李剛和張海燕(2009)就機構(gòu)投資者在分紅模式中的監(jiān)督作用進行了分析。祁斌等(2006)發(fā)現(xiàn)在控制了公司規(guī)模之后，機構(gòu)投資者持股比例與股票波動性呈現(xiàn)顯著的負相關(guān)關(guān)系。史永東和王謹樂(2014)從微觀層面解讀了中國的機構(gòu)投資者在市場的上升階段，提高了股票的波動性；而在市場下降階段，能夠降低股票波動，但也不能阻止股價繼續(xù)下行。

對機構(gòu)投資者在股票市場其他方面的作用，還有很多重要的研究，尤其是在其穩(wěn)定市場、提高效率方面。如，Boehmer and Kelly(2009)發(fā)現(xiàn)機構(gòu)投資者的參與提高股票價格的信息效率。還有Boone and White(2015)利用Russell1000/2000的指數(shù)成分調(diào)整作為自然實驗，驗證了機構(gòu)投資者具有增加公司信息披露、改善信息環(huán)境的顯著作用。

本文首先檢驗機構(gòu)投資者的持有是否可以降低股價波動。機構(gòu)投資者作為擁有監(jiān)管優(yōu)勢的股東，通過參與公司的治理，有效改善信息披露質(zhì)量，使得信息可以更多更好地反映在股價上。據(jù)此，提出假設(shè)H1：

H1：機構(gòu)持股比例越高，股價波動幅度越低。

本文進一步探索機構(gòu)投資者對股價波動的抑制作用是否哪些因素的影響。首先，機構(gòu)投資者間的競爭會影響到機構(gòu)投資者的監(jiān)管效果，對于股權(quán)集中度越高的公司，投資者監(jiān)管難度越高，削弱機構(gòu)投資者對公司的監(jiān)管作用。其次，主動監(jiān)管成本會因公司的信息環(huán)境變差而增大。信息有效的獲取、處理和吸收是機構(gòu)投資者發(fā)揮監(jiān)管作用的重要途徑，對于信息透明度差的公司，機構(gòu)投資者監(jiān)管的成本會變高，公司也將借此機會隱藏信息，削減機構(gòu)投資者的監(jiān)管效果。最后，中國股票市場的同步性非常高，公司反映更多的是市場信息而不是公司特有的信息，此時機構(gòu)投資者的監(jiān)督動機及作用會更強，所以預(yù)期機構(gòu)持股對股價波動風(fēng)險的減弱作用在市場波動率大時更強。據(jù)此，提出假設(shè)H2、H3和H4：

H2：上市公司股權(quán)集中程度越低，抑制作用越強。

H3：上市公司信息透明程度越高，抑制作用越強。

H4：市場整體的波動率越高，抑制作用越強。

三、樣本與數(shù)據(jù)

根據(jù)上文做出的假設(shè)，本文就所選取的樣本與數(shù)據(jù)作出如下說明。

(一)樣本選擇與變量說明

本文的研究樣本為上證A股2006年至2017年的上市公司，數(shù)據(jù)來自同花順數(shù)據(jù)庫。剔除ST，PT、變量缺失、金融類及上市時間不足一年的樣本。對變量進行值縮尾處理，最后得到690家企業(yè)8280個公司年度樣本。

本文將個股的年振幅作為股價波動的度量標準，記為Yzfi,t，機構(gòu)持股的比例記為InHi,t。

為了檢驗假設(shè)，本文引入股權(quán)集中度、賬面市值比、市場波動率。其中，股權(quán)集中度采用文獻中常用的赫芬達爾-赫希曼指數(shù)(HerfInst)，該指標考察了持股機構(gòu)之間的競爭程度，這個指標越接近0，說明機構(gòu)間的競爭越強，股權(quán)集中度越低。公司信息透明程度采用公司的賬面市值比(BM)，BM越低，市凈率PB越高的公司，通常規(guī)模較小、成立初步及無形資產(chǎn)較多的成長型公司，企業(yè)的信息透明度更低。使用市場日度收益率的標準差(MVR)作為市場波動率變量，MVR越大，市場波動率越高。

對于其他控制變量，本文仿照研究波動風(fēng)險決定因素的相關(guān)文獻(Callen and Fang，2015；An and Zhang，2013)，引入公司規(guī)模ln(Size)，總資產(chǎn)收益率ROA等作為控制變量。

(二)基本統(tǒng)計

表1是變量的描述性統(tǒng)計。對股票波動幅度的統(tǒng)計表明，年振幅的均值為109.05%，中位數(shù)為75.68%，整體來看波動幅度是比較大的。機構(gòu)投資者的持股比例的平均值和中值分別為36.38%和36.18%，整體上看，中國股市中機構(gòu)的持股比例并不高，市場參與者還是以散戶為主。

表1 描述性統(tǒng)計量

四、多元回歸結(jié)果分析

本節(jié)利用多元回歸分析考察機構(gòu)投資者在抑制股票價格波動中的作用。

(一)機構(gòu)投資者與股價波動

表2報告了機構(gòu)投資者持股比例對股票價格波動的影響作用。為了檢驗機構(gòu)持股比例與股票價格波動風(fēng)險之間的關(guān)系，本文利用股價年振幅來刻畫股票極端價格波動風(fēng)險?；貧w模型如下

YZFi,t=α+β0INHi,t+εi,t

(1)

考慮控制變量，根據(jù)文獻中提到與股價波動相關(guān)的因素進行控制，ControlVariablesi,t包括公司規(guī)模、公司總資產(chǎn)收益率、賬面市值比、市場波動率等變量?；貧w模型見方程(2)

YZFi,t=α+β0INHi,t+βcControlVariablesi,t+εi,t

(2)

回歸方程的因變量是股票價格的年振幅，解釋變量是機構(gòu)持股比例。

表2 回歸結(jié)果：機構(gòu)投資者持股對股票波動的影響

***在1%水平上顯著，**在5%水平上顯著，*在10%水平上顯著。

股票價格的機構(gòu)持股比例與股價波動在1%的顯著性水平上負相關(guān)。隨著機構(gòu)持股比例的提高，機構(gòu)投資者的監(jiān)督作用得以發(fā)揮，減弱了極端價格風(fēng)險。第2列是對與波動風(fēng)險相關(guān)的因素進行控制：包括公司規(guī)模、ROA等變量。本文發(fā)現(xiàn)，收益率波動率高會增大股價的極端價格風(fēng)險?？偨Y(jié)看，無論單變量回歸，還是帶有控制變量的回歸，INH的系數(shù)均是一致為負，而且在1%水平內(nèi)顯著，機構(gòu)投資者發(fā)揮著監(jiān)督作用，減弱股票出現(xiàn)極端價格風(fēng)險。綜上結(jié)果表明，機構(gòu)持股確實可以減弱極端價格波動風(fēng)險，假設(shè)H1成立。

(二)機構(gòu)投資者的監(jiān)管作用

如果機構(gòu)投資者對股價波動的抑制作用源自監(jiān)管作用，那么對監(jiān)管成本低、監(jiān)管動機強的公司，該作用會變得更強。文獻認為，股權(quán)的過度集中會增加投資人的監(jiān)管難度，而整體市場的波動風(fēng)險加劇時機構(gòu)投資者對微觀個體的監(jiān)管作用將會更加明顯。按照假設(shè)H2，預(yù)期企業(yè)股權(quán)集中程度、信息透明度和整體市場波動率均會通過影響機構(gòu)投資者的監(jiān)督作用進而影響股價波動風(fēng)險。為觀察以上因素如何影響機構(gòu)投資者的監(jiān)督作用，我們利用交互項分析進行回歸。

表3 交叉項回歸分析

***在1%水平上顯著，**在5%水平上顯著，*在10%水平上顯著。

本文使用Herfindahl指數(shù)得出前十大股東的股權(quán)集中度HerfInst(Akins et al.，2011)，度量了公司股東之間的競爭程度。HerfInst與INH的交互項的系數(shù)為在1%的水平上正向顯著，說明企業(yè)股權(quán)集中程度越弱，公司股東之間的競爭程度越高，機構(gòu)持股對股價波動的減弱作用越強。賬面市值比BM作為公司信息透明度代理變量，低BM的成長型企業(yè)信息透明度更低。BM與INH交互項系數(shù)在1%的水平上負向顯著，說明企業(yè)信息透明度越高，機構(gòu)投資者對股價波動的減弱作用顯著增強。采用市場收益率的標準差MVR作為整體市場波動率的代理變量。MVR與INH交互項的系數(shù)在1%的水平上負向顯著，說明市場波動率越大，機構(gòu)持股對股價波動的減弱作用顯著增強。最后，本文將三個交互項同時放進回歸模型中，三個交互項系數(shù)均與假設(shè)預(yù)期的方向相符。回歸結(jié)果表明，機構(gòu)投資者對股價波動的減弱是通過其監(jiān)管功能發(fā)揮作用的，而且機構(gòu)投資者監(jiān)管動機與監(jiān)管成本顯著影響該作用。

五、穩(wěn)健性分析

(一)企業(yè)信息透明程度

為了結(jié)論的穩(wěn)健性，本節(jié)考察了反映企業(yè)信息透明度的代理變量，比如：公司資產(chǎn)、分析師數(shù)量。Collins et al.(1987)采用公司的資產(chǎn)作為公司信息狀況的代理變量，認為公司的規(guī)模越大，信息披露信息越多，企業(yè)的信息環(huán)境也越好?；貧w分析發(fā)現(xiàn)Size與INH交互項系數(shù)為-0.2853，且在1%的水平上負向顯著。

(二)內(nèi)生性檢驗

本文使用差分回歸模型就機構(gòu)投資者的持股增量對股價極端價格風(fēng)險變化做回歸(An and Zhang，2013)。未報告結(jié)果表明，機構(gòu)持股比例的增量ΔINH與的股價波動增量ΔYZF的回歸系數(shù)為-0.0562在1%的水平上負向顯著，該結(jié)果進一步說明了，隨著機構(gòu)持股比例的增加，股價波動風(fēng)險的增量會相應(yīng)地減少。

六、研究結(jié)論

本文驗證了機構(gòu)投資者對抑制股價波動價格風(fēng)險有重要作用。研究發(fā)現(xiàn)，機構(gòu)投資者持股比例越高的股票平均意義上表現(xiàn)出更少的波動風(fēng)險。機構(gòu)投資者作為具有監(jiān)管優(yōu)勢的股東，通過參與公司治理，有效改善公司信息披露質(zhì)量，使得信息可以更多、更好地反映在股價上，避免了由信息隱藏或編造虛假信息造成的股價波動。此外，該監(jiān)督作用在股權(quán)結(jié)構(gòu)集中度更低、公司信息環(huán)境更好、市場波動率更大下更強。穩(wěn)健性分析顯示，機構(gòu)投資者對極端價格波動風(fēng)險的抑制作用對不同控制變量均是穩(wěn)健的。采用變量差分做回歸分析，基本結(jié)論都能得到顯著支持。

當前，我國的機構(gòu)投資者還處在初步且快速發(fā)展的階段，應(yīng)繼續(xù)擴大機構(gòu)投資者參與程度，積極發(fā)揮機構(gòu)投資者對上市公司的監(jiān)管作用，增強公司治理結(jié)構(gòu)，完善信息披露，使得股票價格更有效率地反映信息，避免過度囤積信息，減少股價極端波動現(xiàn)象，保護投資者利益，維護資本市場平穩(wěn)運行。