摘要：近年來，我國證券市場發(fā)展迅速，但與西方國家相比投機性較強，股價崩盤風險明顯較高。同時，我國的機構投資者近幾年也正處于快速發(fā)展中，在證券市場占有重要的地位，而機構投資者的比例會在一定程度上影響整體投資者的異質信念。在此基礎上，本文研究了機構投資者和投資者異質信念對于股價崩盤風險的影響，以及二者之間的交互作用。

關鍵詞：股價崩盤風險;投資者異質信念;機構投資者

1.引言

近年來，我國證券市場發(fā)展迅速，然而與一些西方國家相比，由于我國證券市場起步較晚，相關的證券市場法律和法規(guī)不完善，投資者不理性等原因，我國證券市場的發(fā)展階段相較于西方是滯后的。由此，我國證券市場相較于西方國家，發(fā)生股價崩盤的風險更大。至今，我國股市經歷過兩次暴跌，分別是2007年10月份和2015年6月份，其中，2015年6月份的這一輪股市大跌更是出現(xiàn)了千股跌停的奇觀。這兩次股市暴跌不僅給我國投資者造成了巨大的損失，還反映了我國證券市場不成熟，投資者不理性，相關制度和監(jiān)管不完善等問題。

作為我國證券市場的重要參與者，隨著機構投資者的投資規(guī)模越來越大，其在市場中的一舉一動都可能對我國證券市場造成重大的影響。同時，在對股市的研究中，眾多學者發(fā)現(xiàn)，傳統(tǒng)的“有效市場假說”并不成立，尤其是傳統(tǒng)金融理論在解釋市場“異象”問題上存在不足。在傳統(tǒng)的金融學理論中，每個投資者對于相同資產在相同期限下的收益概率判斷是一致，但是現(xiàn)實生活中并非如此，因此，異質信念這一假設才更靠近實際情況。此外我國證券市場自建立以來，遠不及歐美發(fā)達國家股票市場的成熟程度，投資者的差異性不論是在專業(yè)素養(yǎng)還是投資偏好或年齡等方面都更大。

因此，本文對機構持股比例、投資者異質信念和股價崩盤風險進行研究，以期通過了解這三者之間的關聯(lián)為我國證券市場的平穩(wěn)發(fā)展提供理論支持。

2.理論分析與研究假設

我國目前有關股價崩盤風險的研究，大多是從分析師、信息披露、財務狀況以及公司高管等方面作為切入點進行的，將機構投資者、異質信念納入影響因素對股價崩盤風險進行研究文獻相對較少。

許年行等（2013）實證表明機構投資者的“羊群行為”增加了股價的崩盤風險。[1]許年行等（2012）研究了證券分析師的樂觀偏差以及利益沖突對股價崩盤風險的影響，研究發(fā)現(xiàn)證券分析師樂觀偏差會加劇股價崩盤的風險，同事分析師的利益沖突會加劇樂觀偏差對股價崩盤風險的正相關影響。[2]羅進輝、杜興強（2014）研究發(fā)現(xiàn)媒體報道與股價崩盤風險呈顯著的負相關關系。[3]王化成等（2015）考察了大股東持股對股價崩盤風險的影響，發(fā)現(xiàn)第一大股東持股與股價崩盤風險顯著負相關，即第一大股東持有的股份越多，則該上市公司未來發(fā)生股價崩盤的風險就越小，這是因為大股東持有的股份越多，就會導致大股東更有動力去監(jiān)督該上市公司的管理層，也會減少大股東對上市公司的掏空行為，從而能夠有效地降低股價崩盤風險的發(fā)生。[4]李小榮、劉行（2012）研究了高管性別與股價崩盤風險的關系，發(fā)現(xiàn)女性CEO能夠抑制股價崩盤風險，而CFO對股價崩盤風險的影響不大。[5]董建萍（2016）研究了信息披露質量與股價崩盤風險之間的關系，發(fā)現(xiàn)信息披露質量越高，股價崩盤風險越小。[6]葉康濤等（2015）研究了內部信息披露與股價崩盤風險之間的關系，發(fā)現(xiàn)上市公司內部控制信息披露的水平越高，股價崩盤風險越小。[7]

本文從機構投資者和投資者異質信念的角度出發(fā)，研究二者以及二者之間的交互作用對股價崩盤風險的影響，由此，提出以下三個研究假設：

H1：機構投資者持股與股價崩盤風險呈正相關關系。

H2：投資者異質信念與股價崩盤風險呈正相關關系。

H3：機構投資者持股比例越大，投資者異質信念對股價崩盤風險的正向影響越強。

3.研究設計

3.1樣本選擇與數(shù)據來源

本文的研究樣本為2010-2019年的非金融行業(yè)（按證監(jiān)會2012年行業(yè)標準分類）非ST類的A股上市公司。在這些研究樣本中，本文根據初始數(shù)據對于樣本進行了再次篩選：（1）剔除缺失了研究所需數(shù)據的樣本;（2）剔除有任意一年的交易周數(shù)小于30的樣本。根據以上要求進行篩選后，最后得到了6561個樣本。

3.2變量定義

3.2.1因變量

借鑒Chen等、Hutton等及Kim等對股價崩盤風險的研究，本文采用負收益偏態(tài)系數(shù)（NCSKEW）和收益上下波動率（DUVOL）這兩個指標進行度量。[8] [9] [10]

負收益偏態(tài)系數(shù)（NCSKEW）的計算方法如下：

首先，利用下面的公式（1）對股票i在第t年的各周周收益率進行多元線性回歸，并預測得到殘差項εi，t。其中，ri，t為股票i在第t周的周收益率， rm，t為第t周的市場加權平均收益率。

（1）

其次，利用公式（2）和公式（3）計算得到負收益偏態(tài)系數(shù)（NCSKEW）。其中，n為股票i在第t年的交易周數(shù)。負收益偏態(tài)系數(shù)（NCSKEW）的值越大，表示收益率往左偏態(tài)的程度越高，說明該股票的股價崩盤風險越高。

（2）

（3）

收益上下波動率（DUVOL）的計算方法如下：

（4）

其中，nu為在第t年中股票i的周收益率高于當年平均周收益率的周數(shù)，nd為在第t年中股票i的周收益率低于當年平均周收益率的周數(shù)。收益上下波動率（DUVOL）的值越大，表示該股票收益率越不穩(wěn)定，說明該股票的股價崩盤風險越高。

3.2.2自變量

本文的自變量有兩項，分別是機構持股比例與用于衡量投資者異質信念的股票換手率。

機構持股比例的付好用InstitutionHold表示，計算方法為第t年年底股票i的機構投資者持股數(shù)占股票i總股數(shù)的比例。

投資者異質信念用股票換手率（HSL）來衡量，計算方法如下公式（5）：

其中， volumei，t為股票i在t周的總成交量，liquid stocki，t為股票i在t周的流通股總股數(shù)，MVi，t為股票i在t周的總流通市值。

3.2.3控制變量

借鑒已有研究，本文選取以下9個指標作為控制變量：

表1 控制變量的定義

3.3模型設計

為了檢驗機構持股比例與股價崩盤風險的關系，本文設計了多元回歸模型（1）：

為了檢驗異質信念與股價崩盤風險的關系，本文設計了多元回歸模型（2）：

為了檢驗異質信念與股價崩盤風險之間的交互作用及其與股價崩盤風險之間的關系，本文設計了多元回歸模型（3）：

其中，Crashriski，t 由NCSKEWi，t和DUVOLi，t這兩個因變量進行衡量。

4.實證結果與分析

4.1描述性統(tǒng)計分析

表2 描述性統(tǒng)計分析表

上表2是對本文所有變量（除行業(yè)和年份這兩個控制變量）的描述性統(tǒng)計結果，為了消除極端值的影響，本文對以上所有變量進行了在1%和99%水平上的縮尾處理。

從上表中我們可以看到：（1）衡量股價崩盤風險的負收益偏態(tài)系數(shù)（NCSKEW）和收益上下波動率（DUVOL）的標準差分別為0.677和0.199，說明各上市公司的股價崩盤風險存在一定差異。（2）機構持股比例的平均值為0.514，比以往的研究結果大，說明近幾年來我國證券市場中機構投資者的持股比例有所上升。同時，機構持股比例的最大值為0.918，最小值為0.010，相差0.908之多，說明各上市公司的機構持股比例也存在較大差異。

4.2相關性分析

由表3可知，在1%的顯著性水平下，NCSKEW和DUVOL之間的相關系數(shù)為0.870，說明NCSKEW和DUVOL之間的一致性較強，能夠共同衡量股價崩盤風險。在1%的顯著性水平下，機構持股比例與NCSKEW和DUVOL之間的相關系數(shù)分別為0.067和0.027，說明機構持股比例與股價崩盤風險之間存在顯著的正相關關系，與本文的假設H1一致。在1%的顯著性水平下，HSL與NCSKEW和DUVOL的相關系數(shù)分別為0.015和0.007，說明投資者異質信念越大，股價崩盤的可能性越大，與本文的假設H2一致。

4.3回歸分析

本文分別以NCSKEW和DUVOL作為因變量，對上文所述的三個多元回歸模型分別進行線性回歸。

模型（1）的回歸結果為：以NCSKEW作為因變量進行回歸分析時，機構持股比例的系數(shù)為0.022，在1%的統(tǒng)計水平上顯著;以DUVOL作為因變量進行回歸分析時，機構持股比例的系數(shù)為0.009，在5%的統(tǒng)計水平上顯著。由此可知，機構持股比例與股價崩盤風險呈正相關關系，與本文假設H1一致。

模型（2）的回歸結果為：以NCSKEW作為因變量進行回歸分析時，HSL的系數(shù)為0.536，在5%的統(tǒng)計水平上顯著;以DUVOL作為因變量進行回歸分析時，機構持股比例的系數(shù)為0.352，在5%的統(tǒng)計水平上顯著。由此可知，投資者異質信念與股價崩盤風險呈正相關關系，與本文假設H2一致。

模型（3）的回歸結果為：以NCSKEW作為因變量進行回歸分析時，機構持股比例的系數(shù)為0.232且在5%的統(tǒng)計水平上顯著，HSL的系數(shù)為0.633且在5%的統(tǒng)計水平上顯著，機構持股比例與投資者異質信念交互項的系數(shù)為-1.465且在5%的統(tǒng)計水平上顯著;以DUVOL作為因變量進行回歸分析時，機構持股比例的系數(shù)為0.063且在5%的統(tǒng)計水平上顯著，機構持股比例與投資者異質信念交互項的系數(shù)為-0.394且在5%的統(tǒng)計水平上顯著。由此我們可以得知，機構持股比例和投資者異質信念都與股價崩盤風險呈正相關關系，與模型（1）和模型（2）得出的結論相似，再次驗證了假設H1和H2。而機構持股比例與投資者異質信念交互項的負系數(shù)則說明，機構投資者持股比例越大，投資者異質信念對股價崩盤風險的正向影響越弱，與假設H3不一致。

5.結論與啟示

本文以2010-2019年我國A股上市公司的機構持股比例和股票換手率作為研究對象，對研究樣本數(shù)據篩選后，通過描述性統(tǒng)計分析、相關性分析和回歸分析三種方法，對機構持股比例和投資者異質信念與股價崩盤風險之間的關系進行研究。研究結果表明：（1）我國上市公司間的股價崩盤風險差異較大;（2）我國上市公司的機構持股比例相差較大，同時與股價崩盤風險呈正相關關系，即上市公司中機構投資者的持股比例越高，發(fā)生股價崩盤的可能性越大;（3）投資者異質信念對股價崩盤風險有正向影響，投資者異質信念越大，即投資者對于該上市公司股票的收益率概率分布期望越不一致，進而導致股價崩盤風險增加。由此可見，投資者教育對于我國股市健康發(fā)展是十分重要的。監(jiān)管部門應當加強對投資者的管理和培訓，而投資者應該提高自身的專業(yè)素養(yǎng)，為我國股市的穩(wěn)步發(fā)展提供一份力量。

參考文獻：

[1]許年行，于上堯，伊志宏.機構投資者羊群行為與股價崩盤風險[J].管理世界，2013，07：31—43.

[2]許年行，江軒宇，伊志宏，徐信忠.分析師利益沖突、樂觀偏差與股價崩盤風險[J].經濟研究，2012，07：127-140.

[3]羅進輝，杜興強.媒體報道、制度環(huán)境與股價崩盤風險[J].會計研究，2014，09：53—59.

[4]王化成，曹豐，葉康濤.監(jiān)督還是掏空：大股東持股比例與股價崩盤風險[J].管理世界，2015，02：45-57.

[5]李小榮，劉行.CEO VS CFO：性別與股價崩盤風險[J].世界經濟，2012，12：102—129.

[6]董建萍.機構投資者、信息披露質量與股價崩盤風險[J].會計之友，2016，05：81-86.

[7]葉康濤，曹豐，王化成.內部控制信息披露能夠降低股價崩盤風險嗎？[J].金融研究，2015，02：192-206.

[8]Hutton，A.P.， Marcus， A.J.， Tehranian， H. Opaque Financial Reports，R2，and Crash Risk [J]. Journal of Financial Economics，2009，94（ 1） ： 67-86.

[9]Chen，Joseph，Hong，Harrison，Stein，Jeremy C.2001，F(xiàn)orecasting Crashes：Trading Volume，Past Returns，and Conditional Skewness in Stock Prices[J].Journal of Financial Economics，61（3）：345—381.

[10]Kim，Y.，Li，H.，Li，S.Corporate Social Responsibility and Stock Price Crash Risk[J]. Journal of Banking and Finance，2014，43（ 1） ： 1-13.

作者簡介：顧碧昀（1996-），女，浙江寧波人，本科，上海大學，研究方向：金融學。