劉貝貝 趙 磊

(1. 河南大學 經濟學院/金融與證券研究所，河南 開封 475004；2.鄭州航空工業(yè)管理學院 商學院，河南 鄭州 450046)

一、引言

2019年9月10日，國家外匯管理局取消了合格境外機構投資者(QFII)的投資額度限制，進一步擴大了我國金融市場對外開放程度，進而增加了QFII對我國金融市場的投資需求。隨著這一政策的實施，QFII對我國資本市場的影響作用是否也會隨之增大，與此同時，是否更有利于推動我國金融市場穩(wěn)步開放和進一步深化發(fā)展，進而對我國金融市場的發(fā)展產生深遠的影響？針對這些問題，研究QFII對我國資本市場有效性的影響具有重要的現(xiàn)實意義和理論意義。

早在1970年，芝加哥大學教授Eugene Fama就提出了市場有效性的概念，即在一個完美的市場中，證券價格是有效的，它充分而準確地反映了所有相關信息。然而，現(xiàn)實中并不存在這樣完美的市場，即資本市場并非完全有效。因此，大量研究聚集于哪些與公司基本價值相關的信息被納入股票價格，進而用來解釋股價信息含量的變化。部分學者認為公司信息披露質量[1]、所有權結構和公司治理[2]等因素能夠影響股價信息含量；另一部分學者從市場和制度環(huán)境差異的視角，認為投資者的產權保護[3]、法律制度環(huán)境[4]、內幕交易法的實施[5]等也會影響公司股價信息含量。此外，還有學者發(fā)現(xiàn)，分析師跟蹤[6]和機構投資者[7]等也會影響公司的股價信息含量。

機構投資者經驗豐富且擁有專業(yè)的投資團隊，能夠有效搜集與分析上市公司相關信息，且較低的信息搜集成本也促使知情交易者利用信息進行交易，這使得公司特定信息被納入到股票價格中，因此，機構投資者搜集信息的利益和成本能夠有效影響公司的股價信息含量[8]。QFII作為中國資本市場引入的重要國際機構投資者，擁有卓越的能力、豐富的投資經驗以及專業(yè)的投資團隊，能夠充分利用其掌握的資源與技術對相關信息進行搜集、分析以及更有效地處理與公司價值相關的特定信息[2]。事實上，QFII獨立于當?shù)氐墓芾?，這使得他們具有監(jiān)督公司的能力[9]。另一方面，由于國內機構投資者與持股公司有一定的業(yè)務聯(lián)系，不會有效監(jiān)督管理層[10]，而與之相比，QFII與持股公司有較少的利益沖突，擁有更加獨立且積極的立場，因而能夠更好地發(fā)揮其監(jiān)督作用。因此，QFII能否對公司管理層進行有效監(jiān)督，進而提高上市公司的股價信息含量，并最終影響我國資本市場有效性，值得進一步研究。

本文可能的邊際貢獻如下：第一，從股價信息含量指標選取的角度來看，考慮到股價同步性指標計算的R2可能包含一些噪音，如一些新聞產生的噪音和其他非理性的因素等[11]，并且政治、文化等這些因素也會對R2造成一定的影響[3][12]，因此，采用同步性這一指標并不能準確衡量公司的股價信息含量，而與此同時，股價的非同步性也不能簡單看作公司層面的信息含量，也可能包含噪音[13]。區(qū)別于已有研究(用股價同步性來衡量股價信息含量)，本文參考Bai 等的研究[14]，使用公司未來預測的現(xiàn)金流與當前股票市場價格的變化來衡量股價信息含量。第二，從研究內容的角度來看，本文探究了QFII對資本市場有效性的影響，且驗證了不同類型QFII(主動型QFII和消極型QFII)對股價信息含量的影響作用，還進一步從QFII與資本市場有效性之間的傳導路徑與機制方面進行了研究,為政府監(jiān)管部門在進一步制定和出臺QFII相關政策措施方面提供了有效的參考借鑒。

二、文獻綜述與研究假設

(一)機構投資者與股價信息含量

機構投資者擁有專業(yè)的知識和搜集分析信息的能力，進而使其能夠根據獲取的信息進行交易，與此同時，交易可以向市場傳遞一定量的信息并反映到股價中，從而提高公司的股價信息含量[8]。一些研究也證明了這一結論，如王亞平等指出，機構投資者持股可以使股價中包含更多公司特有的信息，有效提高了股價信息含量[15]；此外，國外的研究也發(fā)現(xiàn)了類似的結論，Bai等、Boehmer和Kelley使用美國上市公司的數(shù)據，研究發(fā)現(xiàn)機構投資者顯著提高了股價信息含量[14][16]；An和Zhang等的研究發(fā)現(xiàn)，持股數(shù)量多且持股周期長的機構投資者有強烈的監(jiān)督動力，增加了股價信息含量[17]。

已有文獻還將機構投資者分為國外機構投資者和國內機構投資者，進一步分類探究國外機構投資者對股價信息含量的影響。比如，He等和Kacperczyk 等利用40個國家的公司數(shù)據，發(fā)現(xiàn)國外機構投資者可以提高股價信息含量，其原因在于，持股比例較高的國外機構投資者(持股比例高于5%)有更強的激勵與動力，并且有意愿和能力去更好地搜集和處理與公司價值相關的信息，同時也更容易以這些信息為基礎進行交易，從而通過知情交易來提高股價信息含量[18][19]。He和Shen、Kim和Cheong、以及Vo分別用日本、韓國和越南的公司樣本進行研究，均發(fā)現(xiàn)國外機構投資者能夠有效提高股價信息含量[20][21][22]，主要原因在于，國外機構投資者獲取和分析信息的成本較低，可以更好地從公司公布的年度報告等公共信息中挖掘并獲取更多信息，同時其所在的國家也都是國際投資中心，這更有利于獲取最新相關信息，從而根據獲取的信息進行投資。事實上，國外機構投資者擁有專業(yè)的知識和國際化的投資經驗，可以挖掘獲取更多的私人信息，從而更好地進行股票交易。Albuquerque等使用美國機構投資者在8個發(fā)達國家的投資數(shù)據，通過理論推導和實證分析均發(fā)現(xiàn)，美國投資者擁有的私人信息可以在很多國家進行有價值的交易，因為美國投資者擁有的特殊優(yōu)勢使其比本地投資者擁有更多的私人信息，同時也更了解全球的信息且擁有更好的交易策略[23]。一些學者利用中國的數(shù)據也得到了類似的結論。比如，Gul等的研究指出，國外投資者持股(持有B股或H股)能夠提高股價信息含量[2]；饒育蕾等指出，QFII持股1年以上能顯著提高公司的股價信息含量[24]；鐘覃琳和陸正飛研究發(fā)現(xiàn)，“滬港通”開通后引入的境外機構投資者可以通過知情交易使更多的公司信息融入到股價中，以及通過改善公司治理來提高股價信息含量[25]。

綜上所述，現(xiàn)有研究仍存在一些不足，主要體現(xiàn)在以下幾個方面：第一，國內關于QFII與資本市場有效性的研究較少，缺乏驗證不同類型QFII(主動型的QFII和消極型的QFII)對資本市場有效性的影響研究。第二，目前國內的相關研究中，在衡量資本市場有效性的指標方面，更多地是采用股價同步性這一指標，然而這種衡量方法存在一定的缺陷，缺乏更準確有效的衡量指標。第三，現(xiàn)有研究中，缺乏關于QFII與資本市場有效性之間的傳導機制方面的研究，未能有效探究QFII是如何影響資本市場有效性這一重要問題。第四，QFII與資本市場有效性之間的因果關系需要進一步識別。目前關于QFII對公司行為的影響研究都是直接進行因果關系的驗證，而缺乏對深層次的內生性問題的討論和因果效應的識別?；谝陨戏治?，本文以QFII持股為研究對象，使用Bai等的股價信息含量指標來探究在新興市場上QFII持股對中國資本市場有效性的影響，這區(qū)別于使用股價同步性指標的文獻和使用不同國家的公司數(shù)據的相關研究[14]。此外，以往文獻沒有解決QFII與股價信息含量之間潛在的內生性問題，且沒有進一步探究QFII對股價信息含量的影響機制，而本文的研究采用了更準確有效的指標來衡量股價信息含量，并進一步使用工具變量法和基于傾向得分匹配的雙重差分法(PSM+DID)以及安慰劑檢驗來降低QFII持股與股價信息含量的內生性，并且還探究了QFII影響股價信息含量的潛在機制。

(二)研究假設的提出

根據上述的分析可知，機構投資者有效提高股價信息含量，而QFII作為國際知名的機構投資者，不僅擁有專業(yè)的團隊與豐富的投資經驗，還具有更強的數(shù)據搜集分析能力，因而能夠更好地獲取持股公司的信息并對其進行專業(yè)的分析，因此能提高股價信息含量。根據已有文獻，本文從三個方面來探究QFII影響股價信息含量的潛在機制。

1.對投資者來說，公司特定信息更有價值。一些研究也發(fā)現(xiàn)，公司信息披露質量及自愿性信息披露質量的提升能夠有效降低信息搜集的成本[26][27]。比如，Jin和Myers使用40個國家的公司數(shù)據發(fā)現(xiàn)，當公司存在信息不透明時，內部人會更多地利用私有信息進行交易并從中獲利，而外部投資者搜集信息的成本較高，會導致其獲取較少的信息[28]。Haggard等的研究也指出，公司的自愿性信息披露能夠有效降低信息搜集的成本，使股價中包含更多公司層面的信息[27]。已有研究還發(fā)現(xiàn)，QFII能夠提高公司的信息披露質量，比如，楊海燕等和李春濤等分別利用深市和滬深A股的樣本數(shù)據證明了這一結論[29][30]。因此，本文認為，QFII可能通過提升公司信息披露質量進而提高股價信息含量。

2.盈余管理是管理層對公司財務報告進行操縱來滿足預期目標的方式之一，因此，一些研究用盈余管理來反映公司的會計信息質量[31]，即盈余管理程度越高，公司的會計信息質量越差。管理層的盈余管理行為在一定程度上隱藏了公司的相關信息，從而減少了股價中的信息含量[32][33]。Hutton等的研究使用盈余管理來衡量公司的信息透明度，發(fā)現(xiàn)盈余管理程度越高，投資者得到的公司特定信息越少[32]。陸瑤和沈小力的研究也指出，盈余管理程度越高的公司，股價中包含公司層面的信息越少，說明會計信息的披露能夠有效影響公司的股價信息含量[33]。事實上，已有文獻也發(fā)現(xiàn)，機構投資者可以降低公司盈余管理，如孫光國等的研究指出，機構投資者有效降低公司的應計盈余管理[34]；Kim等使用29個國家的公司樣本進行研究發(fā)現(xiàn)，在新興市場國家，境外機構投資者有效降低公司盈余管理[35]。因此，QFII作為機構投資者，可通過提升公司的會計信息質量進而來提高股價信息含量。

3.已有的研究把機構投資者劃分為主動型和消極型兩種類型[36][37]，主動型的機構投資者由專業(yè)的技術人才組成，可以進行有效的信息搜集，且面臨更少的監(jiān)管和法律約束，同時擁有獨立的立場，與持股公司的商業(yè)聯(lián)系較少，因此，主動型機構投資者為了持股收益的最大化，更有動力且能更加有效地監(jiān)督公司、影響管理層的決定以及會更加積極主動地去搜集公司相關信息。而消極型的機構投資者，與持股公司有一定的商業(yè)聯(lián)系，為了維護與公司現(xiàn)有或潛在的業(yè)務關系，不會主動質疑或影響管理層的決策，以免破壞與持股公司管理層之間的關系，失去現(xiàn)有或潛在的業(yè)務，因此也更少去監(jiān)督公司管理層。Almazan等實證分析發(fā)現(xiàn)，主動型的機構投資者顯著提高了管理層的薪酬業(yè)績敏感性[36]；Aggarwal等的研究也證明，主動型的國外機構投資者能夠有效提高公司治理水平[38]；Luong等的研究也發(fā)現(xiàn)，主動型的國外機構投資者可以顯著提高公司的創(chuàng)新產出，進而約束管理層的行為[39]。以上研究均表明，不同QFII類型的監(jiān)督作用會有所差異，與消極型的QFII(保險公司、銀行信托、大學基金、私有養(yǎng)老金)相比，主動型的QFII(基金公司、投資公司、獨立的投資顧問和公共養(yǎng)老金)對持股公司的影響作用更加明顯，因此，本文認為，QFII還可能通過主動型持股來發(fā)揮應有的監(jiān)督作用，進而提高公司的股價信息含量。基于以上分析，本文提出如下假設：

假設：QFII持股能夠提高上市公司的股價信息含量。

三、研究設計

(一)數(shù)據來源與樣本選擇

本文以2006～2019年中國A股上市公司為研究對象，使用QFII季度重倉持股數(shù)據(上市公司公布的前十大股東中的QFII持股)、公司基本信息、財務和公司治理的數(shù)據以及中國分省市場化指數(shù)等數(shù)據。其中，QFII各個季度重倉持股數(shù)據來源于Wind數(shù)據庫，公司基本信息、財務和公司治理等數(shù)據來源CSMAR數(shù)據庫，行業(yè)是采用申銀萬國2018年的行業(yè)分類標準，市場化指數(shù)來源于王小魯?shù)劝l(fā)布的中國分省市場化指數(shù)報告[40]。本文對樣本進行如下的處理：(1)考慮金融行業(yè)的特殊性，刪除金融類公司；(2)刪除ST公司以及資不抵債的公司；(3)刪除主要變量缺失的公司；(4)為了規(guī)避異常值對實證結果的干擾，對所有連續(xù)變量在1%的水平進行縮尾(Winsorize)處理，最終本文得到20434個公司-年度觀測值。

(二)變量設計

1.股價信息含量的測度。已有文獻探究了股票價格是否包含更多公司價值的基本信息，即股價信息含量，主要用股價同步性[3]和公司未來預測的現(xiàn)金流與當前股票市場價格的變化來衡量[14][19]。股價同步性是用CAPM模型計算R2來測度，但是一些新聞產生的噪音和其他非理性的因素[11]以及一些文化和政治因素等均會影響到R2[3][12]。因此，高股價同步性并不能表示股價信息含量低，該指標存在一定的問題。林忠國等指出股價的非同步性指標與信息(或噪音)成U型關系，即股價的非同步性不能簡單認為公司層面的信息含量，也有可能是噪音[13]。因此，參考Bai等研究方法，本文使用公司未來預測的現(xiàn)金流與當前股票市場價格的變化來衡量股價信息含量[14]。q理論表示公司的投資與未來的現(xiàn)金流成正比，從而使公司的市場價值在這種預期的關系中凸顯[41]，而投資是根據已有信息進行決策，能夠體現(xiàn)出公司的價值，因此，本文使用公司未來收益(公司未來預測的現(xiàn)金流)對當前公司市值(當前股票的市場價格)進行回歸來衡量公司的股價信息含量。

參考Bai等、Kacperczyk等和Carpenter等的研究[14][19][42]，本文使用公司未來收益(Ei,t+h/Ai,t)衡量未來的現(xiàn)金流，使用當前公司市場價值(log(Mi,t/Ai,t)，衡量目前股票的市場價格，計算方法如公式(1)，主要用log(Mi,t/Ai,t)的系數(shù)bt衡量，當bt的值顯著大于0時，表示公司的市場價值影響未來收益，即公司的股價信息含量較高。

(1)

式(1)中，E是息稅前利潤，A是總資產，M是總市值，X是控制變量，包括公司的市場價值與總資產的比值的自然對數(shù)(ln(M/A))、公司息稅前利潤與總資產的比值(E/A)、總資產的自然對數(shù)(lnAsset)、固定資產凈額與總資產的比值(PPE)、資產負債率(LEV)、公司現(xiàn)金與總資產的比值(Cash)、企業(yè)所有權性質(SOE)、審計意見(Opinion)、是否選用四大會計事務所審計(Big4)、第二大股東至第十大股東持股比例(LMS)、公司上市年限(AGE)、董事會規(guī)模(BoardSize)、獨立董事比例(Indep)、董事長與總經理兩職是否合一(Duality)，具體變量的主要定義如表1所示。

2.QFII指標的測度?？紤]到有些公司被QFII持股較少，為了更好驗證QFII的影響，本文使用上市公司各個季度QFII重倉股(上市公司公布的前十大股東中的QFII持股)的數(shù)據。參考李春濤等以及Luong等的研究[30][39]，本文將QFII一年內季度持股的均值與流通股的比值作為QFII的衡量指標，該值越大，表示QFII持股數(shù)量越多。

(三)模型設計

本文使用面板模型的固定效應來驗證QFII持股對公司股價信息含量的影響，模型設定如式(2)：

(2)

式(2)中，Ei,t+h/Ai,t是被解釋變量，代理變量為F_E/A、F2_E/A、F3_E/A、log(Mi,t/Ai,t)和QFII是解釋變量，如果b2t的系數(shù)顯著為正，表明公司的市場價值與未來收益正相關，即公司的股價信息含量較高，其他的變量定義如表1的控制變量所述，本文還控制了公司和年份的固定效應。

表1 變量的定義

(四)主要變量的描述統(tǒng)計

表2是主要變量的描述性統(tǒng)計分析。公司未來收益指標E/A、F_E/A、F2_E/A、F3_E/A的均值分別為5.952、7.181、8.844和9.915，表明公司的收益是逐漸提高。QFII季度持股的均值為0.328%，最大值為6.316%，QFII年度持股的均值為1.312%，與國內機構持股的均值6%相比，說明QFII持股值相對較低，有待繼續(xù)提高，如果本文能夠發(fā)現(xiàn)QFII持股顯著提高股價信息含量，這將為QFII持股對公司行為的影響研究提供來自新興市場更有力的證據。公司資產(lnAsset)的均值(21.917)和中位值(21.740)是相近的，說明樣本中的公司規(guī)模分布是均衡的。固定資產凈額與總資產的比值(PPE)的均值為0.235，表明固定資產占公司總資產的23.5%。公司現(xiàn)金與總資產(Cash)的均值為0.201，說明公司中有20.1%的總資產是現(xiàn)金，可知公司會持有一定的現(xiàn)金流來維持正常運轉。第二大股東至第十大股東持股比例之和(LMS)的均值為22.1%，說明我國第二至第十大股東持股比例相對較低，有待股東進一步增持，從而發(fā)揮各個股東的權力，更有效監(jiān)督管理層的行為。

表2 變量的描述性統(tǒng)計分析

四、實證分析

(一)基礎回歸

本文使用面板模型的固定效應來驗證QFII對股價信息含量的影響，表3是基礎的回歸結果，被解釋變量是公司未來一期的收益指標(F_E/A)，第(1)～(2)列是驗證公司的股價信息含量是否較高，核心解釋變量為ln(M/A)，第(3)～(5)列是驗證QFII對股價信息含量的影響，核心的解釋變量為ln(M/A)*QFII，第(6)～(7)列是驗證QFII和QFII持股與國內機構投資者持股的比值(QFII_rate)對股價信息含量的影響，核心的解釋變量為ln(M/A)*QFII_rate，如果QFII持股顯著提高股價信息含量，則ln(M/A)*QFII和ln(M/A)*QFII_rate的系數(shù)應該顯著為正?；貧w中還控制了一些可能影響公司未來收益的因素，以及控制公司和年份的固定效應。為了消除異方差性等因素的影響，本文使用公司聚類效應(cluster)對回歸的標準誤進行修正，并在括號里輸出修正后的雙側檢驗的t值。

表3的第(1)列是沒有控制公司治理的指標，第(2)列控制3公司治理的指標，第(1)～(2)列的結果中，ln(M/A)的系數(shù)均顯著為正，表明我國上市公司的市場價值與未來收益存在一定的關系，上市公司的股價信息含量是較高的，與Carpenter等的結論[42]一致，證明了隨著我國公司信息披露質量的改善，股價信息含量在逐步提高。第(3)～(5)列的結果中，ln(M/A)*QFII的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，且ln(M/A)的系數(shù)仍顯著為正，可知QFII持股可提高股價信息含量。第(6)～(7)列的結果中l(wèi)n(M/A)*QFII_rate的系數(shù)均至少在5%的水平上顯著為正，進一步證明了QFII顯著提高公司的股價信息含量，與Kacperczyk等的研究結論均[19]一致。本文還控制了國內機構投資者持股對股價信息含量的影響，ln(M/A)*Ins_local的系數(shù)在1%的水平顯著為正，說明國內機構投資者持股也能提高股價信息含量，與Bai等的結論[14]一致。上述結果表明在控制國內機構投資者的影響后，QFII仍可顯著提高公司的股價信息含量?？赡艿脑蚴牵阂环矫?，QFII作為國際的機構投資者，與國內機構投資者相比，會表現(xiàn)出較小程度的本土偏見，且擁有的專業(yè)性投資知識、經驗和團隊，可以更好地進行公司信息的搜集、分析和加工，獲取更多上市公司的信息，有效提高股價信息含量。另一方面，QFII的監(jiān)督作用也能有效改善公司的信息披露，進而提高股價信息含量?？刂谱兞康姆柵cKacperczyk等的研究結論[19]是一致的。

表3 QFII與股價信息含量(用公司未來一期的收益F_E/A來衡量)

表3的結果證明QFII顯著提高股價的信息含量(用公司未來1期的收益來衡量)，因此，表3主要驗證QFII對短期內的股價信息含量的影響，那么QFII是否也影響公司市值對未來長期收益的作用呢？為此，本文使用公司未來兩期和三期的收益與當期總資產的比值(F2_E/A和F3_E/A)衡量股價信息含量再進行分析，表4是回歸結果。第(1)～(2)列的被解釋變量是F2_E/A，第(3)～(4)列的被解釋變量是F3_E/A。結果顯示ln(M/A)的系數(shù)均顯著為正，表明長期內的股價信息含量是有效的。通過比較表3的第(2)列l(wèi)n(M/A)的系數(shù)和t值(3.706和21.67)、表4的第(1)列的系數(shù)和t值(3.292和11.04)和第(3)列的系數(shù)和t值(1.445和3.71)，可知公司市值對未來收益的系數(shù)和顯著性均顯著降低，表明公司市值對未來收益的影響是減弱的，即公司的股價信息含量是逐漸降低。第(2)列和第(4)列是驗證QFII對公司股價信息含量的影響，ln(M/A)*QFII的系數(shù)分別在5%和10%的水平顯著，表明QFII對長期的股價信息含量的影響是減弱的，而對短期內的股價信息含量有顯著的提升作用。在下面的分析中，本文使用公司未來1期的收益(F_E/A)來衡量股價信息含量，即主要驗證QFII對短期內的股價信息含量的影響。

表4 QFII與長期的股價信息含量(用公司未來兩期收益F2_E/A和三期的收益F3_E/A來衡量)

(二)異質性分析

1.企業(yè)所有制的影響。已有研究表明國有企業(yè)的信息披露質量較低，導致其股價同步性較高，股價中包含較少公司層面的信息[15][42]。Gul等使用1996～2003年中國上市公司的數(shù)據研究發(fā)現(xiàn)，國有企業(yè)有弱的公司治理和對小股東有更少的保護，因此國有企業(yè)的股價同步性較高[2]。進一步，Ben-Nasr和Cosset使用41個國家的私有化公司研究發(fā)現(xiàn)，國家控股的公司股價信息含量較低，是因為國家控股的公司信息環(huán)境不透明，使投資者搜集公司私有信息的成本較高，從而減少公司的知情者交易，進而降低股價信息含量[43]，這個結論對新興市場的國家公司樣本也成立。這些研究表明國有企業(yè)的股價信息含量較低，而表3的結果表明QFII提高公司的股價信息含量，那么QFII是促進國有企業(yè)的股價信息含量還是促進非國有企業(yè)的股價信息含量呢？為了驗證該假設，本文把樣本分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)，表5的第(1)～(2)列是回歸結果。

國有企業(yè)樣本中l(wèi)n(M/A)*QFII的系數(shù)在1%的水平顯著為正，非國有企業(yè)樣本中l(wèi)n(M/A)*QFII的系數(shù)為正，但不顯著，表明QFII顯著提高國有企業(yè)的股價信息含量，說明境外機構投資者擁有卓越的能力，有資源和技術來收集并處理與價值相關的公司特定信息，使公司特定信息融入到股票價格中。本文進一步比較了國有企業(yè)和非國有企業(yè)樣本的ln(M/A)*QFII系數(shù)差異性，發(fā)現(xiàn)第(1)列l(wèi)n(M/A)*QFII的系數(shù)顯著大于第(2)列l(wèi)n(M/A)*QFII的系數(shù)，且差值在10%的水平顯著?？芍?，國有企業(yè)的股價信息含量較低，QFII更能發(fā)揮監(jiān)督的作用，而民營企業(yè)的股價信息含量相對較高，QFII發(fā)揮的監(jiān)督作用較小，表明QFII持股可以部分替代所有制對股價信息含量的影響作用。

2.市場化程度的影響。在市場化程度較低的地區(qū)，公司所受到的外部監(jiān)督較低，會導致信息披露質量更差[44]，因此，“滬港通”的實施對股價信息含量的影響在市場程度較低的地區(qū)更明顯[25]。已有研究表明在市場程度成熟地區(qū)，公司的股價信息含量越高。那么QFII持股對公司的股價信息含量的影響是否也會受到市場監(jiān)管程度的影響呢？

為此，本文使用王小魯?shù)鹊闹袊质》菔袌龌笖?shù)報告中市場化指數(shù)[40]測度市場監(jiān)管程度，該值越大，表示市場化程度越高，市場監(jiān)管越嚴格。具體地，如果上市公司注冊所在地的評分大于中位數(shù)，則被劃入市場化程度越高的組(市場監(jiān)管嚴格組)，反之為市場化程度低的組(市場監(jiān)管寬松組)，回歸結果如表5的第(3)～(4)列。結果表示，在市場化程度低的樣本中，ln(M/A)*QFII的系數(shù)在1%的水平顯著為正；而在市場化程度越高的樣本中，ln(M/A)*QFII的系數(shù)不顯著為正，其組間ln(M/A)*QFII系數(shù)的差異在10%的水平顯著?？芍?，在市場化程度越低的樣本，QFII顯著提高股價信息含量，更有效發(fā)揮QFII的監(jiān)督作用，進一步證明了QFII可以部分替代市場監(jiān)管對股價信息含量的影響作用，與鐘覃琳和陸正飛的結論[25]一致。

表5 企業(yè)所有制和市場化程度影響

五、內生性分析和穩(wěn)健性檢驗

QFII與公司股價信息含量的影響可能存在內生性問題，本文的估計結果有可能受到遺漏變量和反向因果的影響。一方面，一些不可觀測的地區(qū)和公司因素可能同時影響QFII持股和股價信息含量；另一方面，QFII可能傾向于持有股價信息含量高的公司股份。為了減少QFII與股價信息含量之間存在的內生性問題，本文使用如下的方法：(1)參考Fisman和Svensson、Aggarwal等的研究[38][45]，使用工具變量法來識別QFII持股與股價信息含量的關系；(2)參考Chen等[46]，利用QFII進入公司這一準外生行為，使用傾向得分匹配法進行樣本匹配，然后用雙重差分法和安慰劑檢驗來驗證QFII對股價信息含量的影響。

(一)工具變量法

為了緩解QFII與股價信息含量之間的內生性，參考Aggarwal等[38]，本文使用換手率(Turn)和公司是否是滬深300成分股(HS300)作為QFII持股的工具變量，因為QFII可能持有換手率比較高的公司股份，但換手率與公司長期以來形成的股價信息含量沒有直接的關系，可以很好地作為QFII持股的工具變量。同時QFII可能持有滬深300成分股的股份，因為滬深300成分股是以公司的規(guī)模和流動性為標準來選擇一些代表性的公司，常作為投資者的投資傾向標的，因此也可以很好地作為QFII持股的工具變量。表6的第(1)～(2)列是第一階段的回歸結果，結果顯示ln(M/A)*Turn、ln(M/A)*HS300、Turn和HS300的系數(shù)均顯著，且弱工具變量檢驗的F值為13.3(大于10)，表明Turn和HS300變量可以很好地作為QFII持股的工具變量。第(3)列是第二階段的回歸結果，ln(M/A)*QFII的系數(shù)在1%的水平顯著為正，表明QFII持股顯著提高股價信息含量，可知在解決了QFII與股價信息含量之間的內生性后，本文的結論仍成立。

進一步，參考Fisman和 Svensson的研究[45]，本文還使用同年份同省份的公司的QFII持股均值(QFII_provyear)作為QFII的工具變量，因為QFII_provyear與年份省份的公司特質正相關，而與單個企業(yè)的持股相關性較小，因此可以很好地作為QFII持股的工具變量，表6的第(4)～(6)列是回歸結果。第(4)～(5)列是第一階段的回歸結果，結果中l(wèi)n(M/A)*QFII_provyear和QFII_provyear的系數(shù)均在1%的水平顯著為正，且弱工具變量檢驗的F值為210.856(大于10)，表明本文所選用的工具變量QFII_provyear不是弱工具變量，可以很好地作為QFII持股的工具變量。第(6)列是第二階段回歸結果，可知ln(M/A)*QFII的系數(shù)在5%的水平顯著為正，表明QFII顯著提高公司的股價信息含量，進一步驗證本文的結論。

表6 使用工具變量的結果

表4的結果是使用公司市場價值與公司未來兩期和三期的收益來衡量股價信息含量，為此，本文也用工具變量法來驗證QFII對公司長期的股價信息含量的影響，結果顯示ln(M/A)*QFII的系數(shù)均不顯著，進一步說明QFII對公司長期的股價信息含量的影響作用不明顯，更能有效提高公司短期內的股價信息含量。

(二)傾向得分匹配(PSM)

參考Chen等[46]，本文利用QFII進入公司這一準外生行為，使用傾向得分匹配法進行樣本匹配，然后用雙重差分法和安慰劑檢驗來減少QFII與股價信息含量之間存在的內生性。

傾向得分匹配的步驟如下：第一步，構造匹配樣本。選取QFII持股公司的前一年作為實驗組，對照組是從未被QFII持股的公司，且要求樣本中至少有連續(xù)三年的數(shù)據，包括QFII持股前一年、當年和后一年；第二步，計算QFII持股公司的傾向得分。利用logit模型逐年計算樣本公司在該年度被QFII持股的概率，其中被解釋變量是即將被QFII持股的虛擬變量(Treat)，如果公司下一年被QFII持股，Treat取值為1，反之為0；解釋變量為Ins_local、M_A、E/A、lnMV、PPE、LEV、Cash，同時也控制了行業(yè)的固定效應；第三步，采用一對一最近鄰匹配法對樣本進行匹配，匹配后的樣本包含791組(1582個)公司年度數(shù)據。表7是兩組樣本中主要變量的t檢驗結果，結果顯示對照組和實驗組在核心變量之間是無顯著差異，滿足雙重差分的平行性假定。

(三)基于傾向得分匹配的雙重差分法(PSM+DID)

根據傾向得分匹配的結果，本文定義一個接受沖擊的虛擬變量Post，對于實驗組公司，當其被QFII持股后，Post取值為1，之前取0。相應地，也為與其配對的對照組公司設定相同的Post取值。本文把實驗組和對照組的樣本合在一起進行雙重差分分析，表8是回歸結果。表8第(1)～(3)列依次增加控制變量，結果顯示ln(M/A)*Treat*Post的系數(shù)均至少在5%的水平顯著為正，表明QFII顯著提高股價信息含量，進一步驗證本文結論的穩(wěn)健性。

表7 對照組和實驗組公司的匹配變量的比較

表8 基于傾向得分匹配的雙重差分法(PSM+DID)

(四)基于傾向得分匹配的安慰劑檢驗(PSM+Placebo test)

本文還使用安慰劑檢驗進行分析，即在傾向得分匹配后的樣本基礎上，把QFII進入公司這一行為提前一年和兩年，然后驗證其對股價信息含量的影響。表9的第(1)～(2)列是假定QFII提前一年進入公司，第(3)～(4)列是假定QFII提前兩年進入公司，其中第(1)列和第(3)列是使用匹配后的全樣本，第(2)列和第(4)列是使用實驗組的樣本?；貧w結果顯示，第(1)和(3)列l(wèi)n(M/A)*Treat*Post的系數(shù)均不顯著，第(2)列和第(4)列的ln(M/A)*Post的系數(shù)也不顯著，表明的確是QFII提高公司的股價信息含量，進一步驗證結論的穩(wěn)健性。

表9 基于傾向得分匹配的安慰劑檢驗(PSM+Placebo test)

(五)穩(wěn)健性檢驗

本文也進行一系列穩(wěn)健性檢驗：(1)改變樣本區(qū)間和刪除機構投資者持股為0的樣本，考慮到2008年金融危機的影響、2015年和2016年熔斷機制以及股價暴跌的影響，本文對樣本區(qū)間進行改變，分別使用2009～2016年和2010～2014年的樣本進行分析，發(fā)現(xiàn)結論仍成立。由于有些公司沒有被QFII和國內機構投資者持股，本文將沒有被機構投資者持股的數(shù)據刪除，然后進一步驗證QFII對股價信息含量的影響，發(fā)現(xiàn)文中的結論仍成立。(2)本文還使用QFII的累計授權額度(Quota)作為QFII的衡量指標，以進一步識別QFII與股價信息含量之間的關系。因為Quota是證監(jiān)會批準并由國家外匯管理局授予的投資額度，授權額度越大，QFII能持股的上市公司數(shù)目或者持股變化就越多，因此，授權額度(Quota)及其變化(△Quota)與QFII正相關，可以作為QFII的衡量指標，研究結果表明QFII的授權額度顯著提高公司的股價信息含量，進一步驗證本文的結論。(3)使用股價同步性來衡量股價信息含量。參考Morck 等[3]，本文用股價同步性(Syn)作為公司股價信息含量的衡量指標，Syn取值越小，說明股價信息含量越高。結果表明QFII可以顯著提高股價信息含量，進一步驗證結論的穩(wěn)健性。

六、機制分析

上述的一系列結果表明，QFII有效提高公司的股價信息含量，那么QFII是如何影響股價信息含量呢，本文主要通過QFII主動型持股來有效發(fā)揮監(jiān)督作用以及提高公司的信息披露質量和會計信息質量來改善股價信息含量等途徑來探究其內在機制。

首先，為了驗證QFII是否通過主動型持股來提高股價信息含量，本文把QFII分為主動型的QFII持股(QFII_indep)和消極型的QFII持股(QFII_grey)，表10是回歸結果。結果顯示ln(M/A)*QFII_indep的系數(shù)在5%的水平顯著為正，ln(M/A)*QFII_grey的系數(shù)為正，但不顯著，可知，與消極型的QFII持股相比，主動型的QFII持股有效提高公司的股價信息含量，表明主動型的QFII持股更能發(fā)揮監(jiān)督作用，與Chen 等、Aggarwal 等和Luong等的結論[37][38][39]一致。

表10 不同類型的QFII持股對股價信息含量的影響

其次，參考李春濤等[30]，本文使用Kim 和 Verrecchia的方法[47]測度公司的信息披露質量，KV值越大，表示信息披露質量越低。進一步，根據樣本中每年KV的中位值分為高低兩組，然后分組檢驗在不同信息披露質量下QFII對股價信息含量的影響，表11的第(1)列和第(2)列是回歸結果。結果顯示在信息披露質量高的組lnM_A*QFII的系數(shù)在1%的水平顯著為正，而在信息披露質量低的組lnM_A*QFII的系數(shù)不顯著，且組間lnM_A*QFII的系數(shù)差異在5%的水平顯著，表明QFII更能提高信息披露質量高的公司的股價信息含量，可知QFII對股價信息含量的影響依賴于公司的信息披露質量，即QFII不能通過提高公司的信息披露質量來增加股價信息含量。

最后，本文使用Jones模型[48]和修正的Jones模型[49]來計算可操控應計利潤，然后取絕對值，值越大，公司的應計盈余管理程度(DA)越高，會計信息質量越低。進一步，根據樣本每年DA的中位值分為高低兩組，然后分組檢驗在不同會計信息質量下QFII對股價信息含量的影響，表11的第(3)～(6)列是回歸結果。在會計信息質量低的樣本中，lnM_A*QFII的系數(shù)在1%的水平顯著為正，在會計信息質量高的樣本中，第(4)列的lnM_A*QFII系數(shù)不顯著，第(5)列的lnM_A*QFII系數(shù)在5%的水平顯著為正，但系數(shù)顯著性和大小均小于會計信息質量低的樣本值，且組間ln(M/A)*QFII系數(shù)的差異至少在10%的水平顯著?？芍?，在會計信息質量低的樣本，QFII顯著提高股價信息含量，說明QFII更能提高會計信息質量低的公司股價信息含量，即會計信息質量的提高是QFII改善股價信息含量的影響途徑。

表11 QFII對股價信息含量的影響機制

綜上所述，QFII能夠通過主動型持股來有效發(fā)揮監(jiān)督作用和提高公司的會計信息質量來改善股價信息含量。

七、結論和政策建議

區(qū)別于已有使用同步性指標來衡量股價信息含量的研究，本文使用公司未來預測的現(xiàn)金流與當前股票市場價格的變化來衡量股價信息含量。研究發(fā)現(xiàn)QFII顯著提高公司短期的股價信息含量(用公司未來一期的收益來衡量)，對長期的股價信息含量(用未來兩期和三期的公司收益來衡量)的影響有所減弱；異質性分析發(fā)現(xiàn)QFII對股價信息含量的影響作用在國有企業(yè)以及市場監(jiān)管寬松的地區(qū)的樣本更明顯，表明QFII持股可以部分替代所有制和市場監(jiān)管對股價信息含量的影響作用；最后，機制檢驗發(fā)現(xiàn)QFII通過主動型持股來發(fā)揮監(jiān)督作用以及提高公司的會計信息質量來改善股價信息含量。

依據本文的結論，本文提出如下的政策建議：首先，證監(jiān)會和金融監(jiān)管局可以增加QFII的數(shù)目，使更多的QFII能夠進入中國市場和持有上市公司的股份，從而更好發(fā)揮QFII的監(jiān)督作用。目前，我國取消了QFII投資額度限制，有利于滿足QFII對我國金融市場的投資需求。因此，監(jiān)管部門也需要鼓勵管理層去主動改善公司的內部治理水平和信息環(huán)境，進而吸引更多的QFII了解、熟悉和進入中國資本市場，從而持有更多的中國上市公司股份，進而發(fā)揮其監(jiān)督作用，最終提高我國資本市場的有效性。其次，QFII對國有企業(yè)以及市場監(jiān)管較寬松地區(qū)樣本的股價信息含量的促進作用更顯著，表明QFII可以部分替代所有制形式、市場監(jiān)管對股價信息含量的影響作用，因此，需要鼓勵QFII能夠持有內部治理水平差和市場監(jiān)管較寬松地區(qū)的公司股份，更好地發(fā)揮QFII的監(jiān)督作用。最后，監(jiān)督者應該制定更為完善的相關政策來保護QFII的權益，使其能夠長期在我國資本市場進行投資和發(fā)展，實現(xiàn)QFII的投資行為對國內投資者起到示范作用，改善我國投資者的投資方法和理念，進而去持有公司內部治理和信息披露質量好的股份，最終促進中國資本市場更加規(guī)范化和國際化。

注釋：

①回歸中省略了ln(M/A)*Ins_local、Ins_local、lnAsset、PPE、LEV、ROA、Cash、SOE、Opinion、Big4、LMS、AGE、Boardsize、Indep、Duality變量的系數(shù)和相應的參數(shù)檢驗值，用Controls表示。此外，如果不加說明，所有回歸均控制了年份和公司的固定效應。

②第(1)列回歸中省略了E/A 的系數(shù)和參數(shù)檢驗值，第(2)列E/A、lnAsset、PPE、LEV、ROA、Cash的系數(shù)和參數(shù)檢驗值，第(3)列省略了E/A、lnAsset、PPE、LEV、ROA、Cash、SOE、Opinion、Big4、LMS、AGE、Boardsize、Indep、Duality變量的系數(shù)和相應的參數(shù)檢驗值。