劉新爭 高 闖

(1.河南師范大學商學院； 2.首都經(jīng)濟貿(mào)易大學工商管理學院)

1 研究背景

近年來，受金融危機、中美經(jīng)貿(mào)摩擦、新冠肺炎疫情等多重沖擊，我國資本市場波動性明顯，機構踩踏事件頻繁發(fā)生。2020年5月底，機構集體拋售圣邦股份、焦作萬方、大亞圣象、江淮汽車等股票，引發(fā)資本市場波動。2020年12月，仁東控股連續(xù)14次跌停。2021年1月機構重倉持有的貴州茅臺、五糧液、美的集團、中國平安、瀘州老窖等股價悉數(shù)下跌。2021年2月重倉持股上海機場的機構投資者大量出逃，其股價從80多元被砸至50元以下。機構投資者羊群行為引發(fā)廣泛關注。

信息是投資者決策的重要依據(jù)。信息包括公開信息和私有信息，公開信息可以從公開渠道上直接獲取，在投資者之間對稱分布，而私有信息具有顯著的不對稱分布特征，不同投資者關于上市公司的私有信息占有量顯著不同，這極易引發(fā)投資者羊群行為。如BANERJEE[1]提出的慣序交易模型認為，其他投資者之所以跟隨先行者的決策，主要源于信息的不完全性以及交易的序列性。BIKHCHANDANI等[2]進一步指出，投資者有關資產(chǎn)價格的私有信息是不對稱的，人們習慣于從其他投資者行為決策中推測其私有信息含量，由此引發(fā)了對私有信息優(yōu)勢者的跟隨，進而從信息不對稱的視角揭示了股市羊群行為產(chǎn)生的原因。這一觀點得到了HIRSHLEIFER等[3]的證實，尤其是在信息不對稱的極端情形下，投資者可能會完全忽略自己所擁有的私有信息而選擇跟隨策略，即使該策略與其基于私有信息的判斷完全相反。ZHOU等[4]基于信息瀑布模型，分析了信息不對稱條件下羊群行為是如何發(fā)生的。YANG[5]基于貫序交易模型的研究，揭示了信息搜集成本如何影響投資者在跟隨前人和獲取私有信息之間的選擇。

由于具有私有信息優(yōu)勢的投資者能夠獲得超額收益，因此，機構投資者具有較強的信息搜尋動機[6]。與其他投資者之間的交流與互動，是機構投資者搜集信息的主要渠道，一方面，投資者可以從信息互動中驗證自己所持有的私有信息的價值；另一方面，也可以從其他投資者處獲得相應的信息回報，增加自己的私有信息持有量，彌補由于信息不對稱帶來的信息缺失。作為知情交易者的機構投資者，其相互之間的溝通與交流十分頻繁，并顯著影響其行為決策。CRAWFORD等[7]的研究表明，當投資者發(fā)現(xiàn)公司股票估值過高時，會主動與其他投資者分享其所掌握的這一負面信息，目的是要通過說服更多投資者賣出以糾正股票的錯誤定價，使其價格回歸基本面。CHEN等[8]通過分析投資者在社交網(wǎng)絡傳播的文章和評論，解釋了私有信息在資本市場中的公開傳播，并證實了私有信息傳播對其他投資者投資決策以及股票價格的影響。但投資者私有信息的傳播更多是私下的溝通與交流，很難被有效識別，因此傳統(tǒng)針對這一問題的研究，大都是基于調(diào)查問卷的事后驗證或者是理論上的推演，無法提供更直接的證據(jù)。如SHILLER等[9]通過對基金經(jīng)理的問卷調(diào)查，證實了基金經(jīng)理傾向于與持有相同股票的其他基金經(jīng)理進行交流，其投資決策也深受他們影響。然而，近年來復雜網(wǎng)絡的相關研究取得較大進展，為窺探信息傳遞的奧秘提供了新的方法論，通過網(wǎng)絡內(nèi)部的信息擴散機理來分析投資者行為成為新的趨勢。已有針對機構投資者網(wǎng)絡的研究表明：網(wǎng)絡中存在著廣泛的信息傳遞，投資者在決策時會積極地通過社會網(wǎng)絡關系來獲取私有信息，進而引發(fā)了信息在網(wǎng)絡中的傳遞與擴散。如陳新春等[10]基于網(wǎng)絡分析方法，證實了網(wǎng)絡內(nèi)的信息共享對極端市場風險的影響。郭白瀅等[11]重點分析了機構投資者信息共享對股價崩盤風險的影響。羅榮華等[12]研究了基金經(jīng)理對其所處基金網(wǎng)絡中的信息使用程度與其管理能力之間的關系。田正磊等[13]著重分析了網(wǎng)絡內(nèi)的信息傳遞如何影響個股的系統(tǒng)性尾部風險。

基于此，本研究擬探討機構投資者網(wǎng)絡內(nèi)的私有信息共享對機構投資者羊群行為的影響，從信息傳遞的視角揭示羊群行為的形成機制。本研究的邊際貢獻在于：①已有關于機構投資者網(wǎng)絡信息傳遞的研究大都隱含了一個重要假設，即信息共享導致了機構投資者行為趨同，進而容易引發(fā)股價波動、市場極端風險，并沒有證實網(wǎng)絡內(nèi)的信息共享是否一定會引發(fā)羊群行為；且信息共享引發(fā)的究竟是真羊群還是偽羊群？如果信息共享引發(fā)的是偽羊群，那說明信息共享顯著增強了機構投資者私有信息的同質(zhì)性，促進了股價對私有信息的吸收與傳遞，有助于改善資本市場的信息不對稱程度。如果信息共享引發(fā)的是真羊群行為，那么其對資本市場的影響則正好相反。因此，判斷信息共享是否一定會引發(fā)羊群行為，引發(fā)的又是何種羊群行為至關重要。②已有研究重點關注網(wǎng)絡內(nèi)投資者的行為傳染所引發(fā)的現(xiàn)實后果，如對股價波動、市場極端風險的影響等，本研究基于復雜網(wǎng)絡理論和信息經(jīng)濟學相關理論，著重闡釋網(wǎng)絡內(nèi)的私有信息共享如何觸發(fā)機構投資者羊群行為，進而從復雜網(wǎng)絡的視角揭示羊群行為的形成機制。

2 理論分析與研究假設

2.1 網(wǎng)絡中的私有信息共享及其對機構投資者羊群行為的影響

公開信息的典型特征是可以從公開渠道直接獲取，在投資者之間對稱分布，而私有信息在投資者之間呈不對稱分布[14]，不同投資者擁有的私有信息含量顯著不同(1)即使面對相同的公開信息，不同投資者的解讀也是不一樣的，即投資者對信息的解讀和使用上存在顯著差異，這一差異并不是由于公開信息造成的，而是由投資者個體挖掘信息、解讀信息能力的差異或是對投資對象主觀認知的不同導致的。因此，通過對公開信息的二次加工所形成的信息，本研究認為屬于私有信息，投資者個體能力不同、對投資對象的主觀認知不同，導致私有信息在不同投資者之間的分布也是不對稱的。。

公開信息是投資者決策的重要依據(jù)，也是引發(fā)機構投資者羊群行為的重要原因。但是出于薪酬契約、職業(yè)生涯或者稅收規(guī)避等因素，上市公司管理層可能會選擇隱瞞或延遲披露壞消息，因此公開市場信息充滿了不確定性和不完全性，不利于投資者決策。另外，即使管理層選擇完全公開上市公司信息，由于投資者個體能力和主觀認知的差異，其對公開信息的解讀也不一致，這導致私有信息在投資者之間的分布是不對稱的，信息挖掘和解讀能力更高的機構投資者往往擁有更多的私有信息，具有更強的信息優(yōu)勢。為了彌補信息劣勢，機構投資者會通過關系網(wǎng)絡來獲取信息優(yōu)勢投資者的私有信息，修正自己的投資決策。因此，努力挖掘私有信息就成為彌補公開市場信息不足或消除私有信息不對稱分布的重要渠道。PAREEK[15]研究證實，基金的投資組合不能被市場上股票的公開信息所解釋，私有信息已然成為影響基金投資決策的重要因素。肖欣榮等[16]的研究也表明，金融危機之后，相對于券商所提供的公開信息，基金經(jīng)理的投資決策更加信任來自他們網(wǎng)絡中的私有信息。

網(wǎng)絡是投資者獲取信息的主要途徑，反過來，投資者的私有信息也會映射在其所處網(wǎng)絡之中，經(jīng)由網(wǎng)絡傳播與擴散，并影響其他投資者的交易策略。因此，網(wǎng)絡內(nèi)部成員之間的行為呈現(xiàn)出較強的關聯(lián)性。如HONG等[17]從地域視角考察了信息在同城基金經(jīng)理之間的傳遞，結果發(fā)現(xiàn)，同城基金經(jīng)理的持倉決策具有較強的一致性。申宇等[18]指出，校友關系網(wǎng)絡內(nèi)的私有信息傳遞顯著影響基金經(jīng)理的持倉決策及其業(yè)績。資本市場中，機構投資者之間因為共同持有一家或幾家上市公司的股票而形成了共同持股關系，并基于這種產(chǎn)權聯(lián)系形成了復雜的機構投資者網(wǎng)絡。網(wǎng)絡結構不同，網(wǎng)絡內(nèi)的信息傳播效果不同，對機構投資者行為的影響也不盡相同。網(wǎng)絡密度是衡量網(wǎng)絡結構的重要指標，它等于網(wǎng)絡中節(jié)點之間實際連接的邊數(shù)與可能存在的邊數(shù)最大值之比，反映了網(wǎng)絡內(nèi)個體間的關系緊密程度和網(wǎng)絡集聚程度。在高度集聚的網(wǎng)絡中，成員之間的聯(lián)系相對緊密，網(wǎng)絡集聚程度較高，信息在網(wǎng)絡中的傳播和擴散速度較快，推動了網(wǎng)絡成員私有信息的共享[10，11]。機構投資者網(wǎng)絡密度越大，私有信息傳遞速度越快，信息共享效率越高，機構投資者的投資策略一致性越高，羊群行為越顯著，原因如下。

其一，私有信息在網(wǎng)絡內(nèi)的共享削弱了信息不對稱程度，不利于私有信息優(yōu)勢的獲取與保持。由于信息獲取渠道與能力、專業(yè)人才數(shù)量與質(zhì)量等方面的個體差異，機構投資者之間的私有信息是不對稱的。而在高度集聚的網(wǎng)絡中，快速的信息傳遞推動了機構投資者之間的信息共享，弱化了信息分布的不對稱程度。信息在不同投資者之間的對稱分布，是投資者激烈競爭的重要原因[19]。競爭使得機構投資者獲取有價值信息的成本和難度上升，會抑制機構投資者的信息搜尋努力，進而弱化機構投資者的私有信息優(yōu)勢[20]。當信息優(yōu)勢消失時，投資者可能會完全忽視自己的私有信息而選擇與他人決策保持一致，最終，模仿與跟隨成為不具信息優(yōu)勢的投資者的理性選擇。

其二，網(wǎng)絡內(nèi)的私有信息共享增強了機構投資者私有信息的同質(zhì)性。私有信息在網(wǎng)絡內(nèi)的快速傳播與擴散使得機構投資者的私有信息快速轉(zhuǎn)化為網(wǎng)絡內(nèi)的公開信息，這意味著機構投資者在進行持倉決策時面臨的是來自網(wǎng)絡內(nèi)的共同信息。而機構投資者(基金經(jīng)理)大都具有相似的教育和專業(yè)背景，這使得他們?nèi)菀赘鶕?jù)共同信息做出一致的判斷與選擇[21]。

綜上，高度集聚的機構投資者網(wǎng)絡中，私有信息共享效率較高，機構投資者更加傾向于選擇模仿與跟隨策略，羊群行為更顯著?；诖?，提出以下假設：

假設1私有信息共享效率與機構投資者羊群行為正相關，私有信息共享效率越高，機構投資者羊群行為越顯著。

2.2 公開信息質(zhì)量和機構投資者私有信息搜集能力的調(diào)節(jié)作用

公開信息質(zhì)量顯著影響私有信息的傳播及機構投資者羊群行為。機構投資者面臨的信息包含兩類：一類是上市公司披露的公開信息，另一類是機構投資者的私有信息。公開信息的典型特征便是對于所有投資者而言都是透明的，在投資者之間對稱分布。公開信息質(zhì)量越差，信息披露越不完全的情況下，為形成信息優(yōu)勢，機構投資者會更加傾向于從網(wǎng)絡渠道搜集更多其他投資者的私有信息，網(wǎng)絡內(nèi)的私有信息傳遞與共享也更加頻繁，機構投資者羊群行為也越顯著?；诖?，提出以下假設：

假設2公開信息質(zhì)量更低時，私有信息共享效率與機構投資者羊群行為之間的正相關關系更為顯著。

此外，機構投資者在網(wǎng)絡中的位置也顯著影響其信息搜集能力和私有信息優(yōu)勢。有研究表明，處在網(wǎng)絡中心的機構投資者具有更強的資源獲取能力[22]。因為投資者越靠近網(wǎng)絡中心，與網(wǎng)絡中其他投資者個體建立信息交換的渠道越多，則獲取的信息越多，信息搜集能力更強，更容易構筑私有信息優(yōu)勢，能夠在市場交易中獲取更多的超額利益。當其他投資者意識到中心投資者的信息優(yōu)勢時，就會放棄自己的私有信息，轉(zhuǎn)而與網(wǎng)絡中心投資者的行為保持一致，進而引發(fā)羊群行為?；诖耍岢鲆韵录僭O：

假設3機構投資者私有信息收集能力越強，私有信息共享效率與機構投資者羊群行為的正相關關系越顯著。

3 實證研究設計

3.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本研究以2003～2019年間中國滬深兩市A股上市公司為研究樣本，并按照以下原則對樣本進行篩選：①剔除金融類上市公司；②剔除所有ST、*ST的公司樣本；③剔除不存在機構投資者持股的公司樣本；④剔除上市公司上市當年的樣本；⑤剔除數(shù)據(jù)持續(xù)時間不滿30個季度的樣本；⑥對連續(xù)變量進行1%和99%的縮尾處理，以剔除極端異常值對回歸結果的影響。最終共獲得9 097個有效觀測樣本(2)本研究所統(tǒng)計的機構投資者只包括基金管理公司、證券公司、社?；?、保險公司、銀行、信托公司、QFII、專業(yè)的資產(chǎn)管理公司和投資公司等，不包括其他一般法人和非金融類上市公司。。包括機構投資者增減持情況的所有數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)。

3.2 變量定義

各變量的定義如下。

(1)因變量機構投資者羊群行為(HD)。本研究參考許年行等[23]的方法計算機構投資者羊群行為，具體計算公式如下：

HDi,w,t=|pi,w,t-E(pi,w,t)|-E|pi,w,t-E(pi,w,t)| ，

(1)

式中，pi,w,t為t年w季度增持i公司股票的機構投資者占持有i公司股票的機構投資者總數(shù)的比例；E(pi,w,t)為pi,w,t的期望值，用pi,w,t的行業(yè)均值表示；|pi,w,t-E(pi,w,t)|表示機構投資者在t年w季度對i公司股票買賣的不平衡性，E|pi,w,t-E(pi,w,t)|為調(diào)整項，這里用|pi,w,t-E(pi,w,t)|的行業(yè)均值來表示。

(2)自變量私有信息共享效率(RCi,w-1,t)。參照有關機構投資者網(wǎng)絡的已有研究，根據(jù)機構投資者之間是否具有共同持股關系來建立機構投資者網(wǎng)絡。具體地，對于任意的兩個機構投資者，如果他們在t年w-1季度具有共同持股關系，且至少共同持有一家公司流通股5%及其以上的比例，它們倆之間就建立了連接，據(jù)此構建機構投資者網(wǎng)絡。進一步利用式(2)計算機構投資者網(wǎng)絡密度：

(2)

式中，Ni,w-1,t是t年w-1季度網(wǎng)絡中所有機構投資者的個數(shù)；Ei,w-1,t為t年w-1季度網(wǎng)絡中機構投資者相互之間實際連接的邊數(shù)；Ni,w-1,t(Ni,w-1,t-1)/2是Ni,w-1,t個機構投資者可能連接的最大邊數(shù)。

鑒于機構投資者網(wǎng)絡密度是股票流通市值的遞減函數(shù)，進一步參照陳新春等[10]、郭白瀅等[11]的研究，利用機構投資者網(wǎng)絡的殘差網(wǎng)絡密度作為信息共享效率的代理變量。殘差網(wǎng)絡密度越大，網(wǎng)絡中機構投資者之間信息共享效率越高。具體計算方法如下：①利用式(3)將股票i的機構投資者網(wǎng)絡密度對股票i的流通市值MCi,w-1,t進行回歸；α0為常數(shù)項；αi為lnMCi,w-1,t的回歸系數(shù)；εi,w-1,t為殘差項；εmax、εmin分別表示的是εi,w-1,t的最大值和最小值。②利用式(4)對εi,w-1,t進行標準化處理。

(3)

RCi,w-1,t=(εi,w-1,t-εmin)/(εmax-εmin) 。

(4)

(3)分組變量公開信息質(zhì)量(OA)和機構投資者私有信息搜集能力(SA)。綜合已有研究，利用KV值作為公開信息質(zhì)量的代理變量，該指標與公開信息質(zhì)量成反比，具體計算公式如下：

(5)

KVi,w,t=10 000×γi,w,t，

(6)

式中，Pi,k,w,t代表股票i在t年度w季度第k日的收盤價；Voli,k,w,t代表股票i在t年度w季度第k日的交易股數(shù)；Voli,w,t代表股票i在t年度w季度的日均交易股數(shù)。如果w季度i公司的KV值小于其行業(yè)-季度中位數(shù)時，該公司的公開信息質(zhì)量較高，OA=1，否則OA=0；γ0為常數(shù)項；γi,w,t為系數(shù)；μi,w,t為殘差項。

用度中心度衡量機構投資者私有信息搜集能力，度中心度越高，機構投資者越接近網(wǎng)絡的中心位置，私有信息搜集能力越強。度中心度的計算參考馬連福等[22]、李小青等[24]的研究，具體如下：

(7)

(4)控制變量選擇資產(chǎn)利潤率(ROA)、資產(chǎn)負債率(LEV)、換手率的變動(TR)、個股回報率(RR)、托賓Q值(TQ)、公司規(guī)模(SIZE)、股票價格(PR)、第一大股東持股比例(TP1)、每股收益率(EPS)等實際變量與每股預期收益(FE)、分析師綜合評級(RK)等預期變量作為控制變量。

各變量的界定與具體計算方式見表1。

表1 變量界定與計算方法

3.3 模型設定

構建模型(8)分析網(wǎng)絡內(nèi)的私有信息共享對機構投資者羊群行為的影響：

HDi,w,t=β0+β1RCi,w-1,t+β2CONi,w-1,t+μi,w,t,

(8)

式中，CONi,w-1,t表示所有控制變量;β0為常數(shù)項；β1、β2為系數(shù)。

在分析公開信息質(zhì)量和機構投資者私有信息搜集能力的影響時，本研究以分組回歸的方式，構建模型(9)～模型(12)進行對比分析：

HDi,w,t=δ0+δ1RCi,w-1,t+δ2CONi,w-1,t+

μi,w,t(OA=1)；

(9)

HDi,w,t=η0+η1RCi,w-1,t+η2CONi,w-1,t+

μi,w,t(OA=0)；

(10)

HDi,w,t=θ0+θ1RCi,w-1,t+θ2CONi,w-1,t+

μi,w,t(SA=1)；

(11)

HDi,w,t=ρ0+ρ1RCi,w-1,t+ρ2CONi,w-1,t+

μi,w,t(SA=0)。

(12)

式中，δ0、η0、θ0、ρ0均為常數(shù)項；δ1、δ2、η1、η2、θ1、θ2、ρ1、ρ2均表示系數(shù)，其中，系數(shù)δ1與η1的大小反映公開信息質(zhì)量對私有信息共享與機構投資者羊群行為關系的調(diào)節(jié)效應，系數(shù)θ1與ρ1的大小則反映機構投資者私有信息搜集能力的調(diào)節(jié)效應?；貧w分析時，本研究同時控制年度和行業(yè)固定效應，并對標準誤差經(jīng)過公司層面Cluster調(diào)整。

4 實證檢驗結果

4.1 描述性統(tǒng)計與分析

全部變量的描述性統(tǒng)計見表2。進一步計算VIF值判斷變量之間是否存在多重共線性，計算結果表明，各變量VIF的均值為1.39，其中VIF的最大值僅為1.94，排除了變量間嚴重多重共線性的可能。皮爾遜相關系數(shù)的檢驗結果表明，HDi,w,t與RCi,w-1,t之間的相關系數(shù)為0.004，通過了顯著性檢驗，信息共享與機構投資者羊群行為之間的正相關關系得到初步驗證(3)囿于篇幅，皮爾遜相關系數(shù)的檢驗結果不再列出，留存?zhèn)渌?。?/p>

表2 相關變量的描述性統(tǒng)計(N=9 097)

4.2 私有信息共享對機構投資者羊群行為的影響

利用模型(6)檢驗私有信息共享對機構投資者羊群行為的影響(見表3)：①不考慮控制變量，回歸結果見表3列(1)。HDi,w,t與RCi,w-1,t之間的相關系數(shù)為0.011，通過了顯著性檢驗。②加入資產(chǎn)利潤率(ROA)、資產(chǎn)負債率(LEV)等實際變量，回歸結果見列(2)。RCi,w-1,t的系數(shù)依然顯著為正，只是系數(shù)值降為0.009。③考慮預期的影響，進一步加入每股預期收益(FE)、分析師綜合評級(RK)等變量?；貧w結果見列(3)。HDi,w,t與RCi,w-1,t依然顯著正相關，系數(shù)為0.018。這說明私有信息共享與機構投資者羊群行為正相關，私有信息共享效率越高，機構投資者羊群行為越顯著，假設1得以驗證。

表3 私有信息共享影響機構投資者羊群行為的回歸結果

為了保證分析結果的穩(wěn)健性，借鑒許年行等[23]的研究，采取以下方法對基于式(1)計算的機構投資者羊群行為HDi,w,t進行調(diào)整：①按季度和行業(yè)計算HDi,w,t的均值HDi,w,t_mean，剔除HDi,w,t小于HDi,w,t_mean的樣本；②按季度-行業(yè)計算HDi,w,t的標準差，以其季度-行業(yè)均值HDi,w,t_mean減去1個標準差作為調(diào)整項，剔除調(diào)整項小于0的數(shù)據(jù)；③以其季度-行業(yè)均值HDi,w,t_mean減去1.96個標準差作為調(diào)整項，剔除調(diào)整項小于0的數(shù)據(jù)。回歸結果分別見表3列(4)～列(6)。從回歸系數(shù)看，無論哪一種調(diào)整方法，私有信息共享效率都與機構投資者羊群行為正相關，即網(wǎng)絡內(nèi)的私有信息共享引發(fā)了機構投資者羊群行為，信息共享效率越高，機構投資者羊群行為越嚴重，前文假設1依然得以驗證(4)由于針對HDi,t的3種計算辦法回歸結果基本一致，因此后文均以模型(1)計算得到的HDi,w,t來反映機構投資者羊群行為，并呈現(xiàn)相關分析結果。。

進一步將羊群行為分為買方羊群和賣方羊群，考察私有信息共享對不同方向羊群行為的異質(zhì)性影響。如果依據(jù)式(1)計算出來的pi,w,t-E(pi,w,t)值大于0，則將該樣本歸為買方羊群，記為BHDi,w,t，其余樣本歸為賣方羊群，記為SHDi,w,t，并剔除pi,w,t-E(pi,w,t)等于0的樣本。分樣本回歸結果見表4列(1)和列(2)。其中，買方羊群BHDi,w,t與RCi,w-1,t的系數(shù)顯著大于賣方羊群SHDi,w,t的系數(shù)，并且兩個系數(shù)之間的差異通過了費舍爾組合檢驗。這說明，機構投資者網(wǎng)絡中的私有信息共享對買方羊群的影響更加顯著，對賣方羊群的影響并不顯著。

表4 分樣本的回歸結果

此外，機構投資者信息共享與羊群行為的關系也會受市場行情的影響。本研究根據(jù)上證綜合指數(shù)市場回報率和深證綜合指數(shù)市場回報率大于或小于20%細分市場行情，如果市場回報率大于20%為牛市，市場回報率小于20%為熊市，市場回報率介于正負20%之間為震蕩市，進而考察不同市場行情下私有信息共享與機構投資者羊群行為之間的關系。分組回歸結果分別見表4列(3)～列(5)?；貧w系數(shù)之間的差異表明，私有信息共享與機構投資者羊群行為之間的正相關關系在震蕩市中表現(xiàn)最為明顯。因為震蕩期市場走勢并不明確，各種不確定信息充斥資本市場，此時，機構投資者可能更加依賴來自關系網(wǎng)絡的信息，所以羊群行為也更加顯著。

4.3 公開信息質(zhì)量與機構投資者私有信息搜集能力的影響

模型(9)～模型(12)的回歸結果分別見表5。由表5列(1)、列(2)可知，OA=0即公開信息質(zhì)量較低時，RCi,w-1,t的系數(shù)為0.016，通過了1%的顯著性檢驗；OA=1時，RCi,w-1,t的系數(shù)盡管為正，但卻不顯著。這意味著，當公開信息質(zhì)量較低時，機構投資者更加依賴網(wǎng)絡信息，此時網(wǎng)絡內(nèi)部私有信息的傳遞與共享對機構投資者羊群行為的影響更顯著。假設2得以驗證。

進一步分析列(3)和列(4)的回歸結果不難看出，SA=1時，HDi,w,t與RCi,w-1,t的回歸系數(shù)0.034顯著大于SA=0時的0.008，說明私有信息共享與羊群行為的正相關關系在機構投資者私有信息收集能力較強時更加突出，機構投資者私有信息收集能力越強，其信息共享更容易引發(fā)羊群行為。假設3得以驗證。

表5 公開信息質(zhì)量、機構投資者私有信息收集能力的影響結果

4.4 穩(wěn)健性檢驗

本研究的穩(wěn)健性檢驗如下。

(1)信息網(wǎng)絡存在的證明網(wǎng)絡間的信息傳遞不可觀察，故不能確定網(wǎng)絡成員之間是否存在真正的信息交流。因此，如何證明信息網(wǎng)絡的存在是開展研究的關鍵所在。BUSHEE等[25]研究證實，基金重倉持有某只股票是因為擁有關于這只股票的私有信息。據(jù)此，基于網(wǎng)絡視角的主流文獻大都針對重倉持股來探究網(wǎng)絡內(nèi)是否存在信息傳遞，如果重倉持股網(wǎng)絡中成員之間的交易顯著一致，那就可以認為信息網(wǎng)絡存在。而且公開信息主要是市場上公開披露的公司基本面的信息，其獲取不需要借助網(wǎng)絡，所以可以認為機構投資者之間主要通過網(wǎng)絡交流私有信息。此外，公開信息和私有信息都會影響機構投資者行為，如何分離私有信息與公開信息的影響？基于上述考慮，為了證實重倉持股網(wǎng)絡中機構投資者之間存在私有信息共享，借鑒吳曉暉等[26]的研究思路，通過分析網(wǎng)絡內(nèi)部成員之間的相關性、網(wǎng)絡成員與網(wǎng)絡外成員之間交易的相關性來驗證信息網(wǎng)絡是否存在。具體而言，本研究構建機構投資者行為決策函數(shù)，假設機構投資者行為決策除了受市場上公開信息的影響外，還受來自其他機構投資者行為決策的影響。對于某一機構投資者而言，其他的機構投資者可以分為兩類：一類是同在網(wǎng)絡內(nèi)的其他成員，另一類是網(wǎng)絡外其他成員。由此，可以構建機構投資者行為決策函數(shù)

(13)

表6 機構投資者行為決策的回歸結果(N=9 097)

(2)內(nèi)生性檢驗為了控制內(nèi)生性對分析結果的影響，采用PSM傾向得分匹配法重新檢驗私有信息共享與機構投資者羊群行為之間的關系。具體步驟如下：首先，按照行業(yè)和季度計算機構投資者網(wǎng)絡殘差密度RCi,w-1,t的中位數(shù)，并設置指示變量RC_d，如果RCi,w-1,t大于其季度-行業(yè)中位數(shù)，則RC_d=1，否則RC_d=0。將高殘差網(wǎng)絡密度組即RC_d=1設為處理組，低殘差網(wǎng)絡密度組即RC_d=0設為控制組。其次，利用PSM方法對處理組和控制組進行核匹配，并計算HDi,w,t的平均處理效應，以測度處理組與控制組在HDi,w,t上的平均組間差異。計算結果顯示，處理組與控制組之間的差異為0.051，通過5%的顯著性檢驗，這說明網(wǎng)絡殘差密度較高時的機構投資者羊群行為更嚴重，即伴隨著私有信息共享效率的提高，機構投資者的羊群行為也愈加顯著，與前文的研究結論一致(5)囿于篇幅，平均處理效應的分析結果不再列出，留存?zhèn)渌鳌?/p>

(3)其他檢驗方法本研究進一步利用以下方法檢驗研究結果的穩(wěn)健性：①替換構建機構投資者網(wǎng)絡的閾值標準。前文分析中，以共同持股比例大于等于5%構建機構投資者網(wǎng)絡，這里進一步用共同持股比例大于等于3%和大于等于7%分別構建機構投資者網(wǎng)絡，并計算網(wǎng)絡殘差密度，利用模型(6)進行回歸分析。②增加控制變量。這里進一步增加機構投資者持股比例(INS)、獨立董事占比(IDR)、高管前3名報酬總額(CEO)等反映公司治理信息的變量作為模型(6)的控制變量，利用模型(6)進行回歸分析。以上檢驗結果均與前文結論基本一致(6)囿于篇幅，這里的回歸分析結果不再一一列出，留存?zhèn)渌??！?/p>

5 進一步的研究

5.1 真羊群抑或假羊群

羊群行為可以分為真羊群行為和偽羊群行為。真羊群行為表現(xiàn)為單純的模仿與跟隨，偽羊群行為是依據(jù)共同信息做出的一致性行為決策。如前文所述，網(wǎng)絡中的信息共享既有可能引發(fā)投資者之間的模仿與跟隨，即引發(fā)真羊群行為，也可能引發(fā)偽羊群行為，即投資者的一致決策只是建立在共同信息基礎上。

如果機構投資者放棄自己的私有信息，選擇跟隨市場上其他投資者的戰(zhàn)略決策，那就意味著機構投資者搜尋信息的動機會減弱，這不利于公司特質(zhì)信息的挖掘，也不利于更多的公司信息融入股價。相反，如果機構投資者的羊群行為是偽羊群行為，那將促使公司信息更好地融入股價當中[27]。股價同步性是衡量股價信息含量的重要指標，股價同步性越小，市場波動對公司股價波動的解釋越有限，股價包含的公司的私有信息越多[28]。因此，如果信息共享帶來的是偽羊群行為，將存在“信息共享→偽羊群行為→低股價同步性”的邏輯關系；反之，若信息共享引致的是真羊群行為，將存在“信息共享→真羊群行為→高股價同步性”的對應關系。

基于此，構建模型(14)和模型(15)來驗證私有信息共享導致的羊群行為究竟是真羊群還是偽羊群(7)模型中的控制變量包括資產(chǎn)利潤率、資產(chǎn)負債率、第一大股東持股比例、控股股東性質(zhì)、公司規(guī)模、營業(yè)收入增長率、公司市賬比、審計機構是否為國際四大等影響股價同步性的因素。。

SYNi,w,t=φ0+φ1HDi,w,t+φ2Controli,w-1,t+εi,w-1,t；

(14)

SYNi,w,t=φ0+φ1HDi,w,t+φ2RCi,w-1,t+

φ3HDi,w,t×RCi,w-1,t+φ4Controli,w-1,t+εi,w-1,t,

(15)

式中，φ0、φ0均為常數(shù)項；φ1、φ2、φ1～φ4均表示系數(shù)；股價同步性SYNi,w,t的計算參照伊志宏等[28]的方法。模型(14)的回歸結果顯示，HDi,w,t與SYNi,w,t的系數(shù)顯著為正，這說明機構投資者羊群行為降低了上市公司特質(zhì)信息融入股價的速度，提高了股價同步性，是真羊群行為。這一點與許年行等[23]的研究結論相一致。模型(15)的回歸結果中，交乘項HDi,w,t×RCi,w-1,t的系數(shù)為0.008，通過了顯著性檢驗。這說明由于私有信息共享所引發(fā)的羊群行為同樣是一種真羊群行為，這一點與黃詒蓉等[27]的研究結論一致，他們通過分析網(wǎng)絡傳染程度與股價同步性之間的關系證實了網(wǎng)絡傳染是真羊群(8)囿于篇幅，這里的回歸分析結果不再一一列出，留存?zhèn)渌鳎峦??！?/p>

5.2 私有信息傳遞對機構投資者網(wǎng)絡信息使用程度的影響

機構投資者在接受到網(wǎng)絡內(nèi)的共享信息時，還會綜合權衡私有信息與網(wǎng)絡內(nèi)共享信息的價值，如果機構投資者使用網(wǎng)絡信息的程度較低，那說明網(wǎng)絡內(nèi)的信息共享對機構投資者行為的影響非常有限，只有當機構投資者充分使用網(wǎng)絡信息時，私有信息共享才會影響機構投資者行為。因此，要保證研究的可靠性，就要證明私有信息共享與機構投資者網(wǎng)絡信息使用程度正相關。為此，借鑒羅榮華等[12]的研究思路，計算機構投資者持倉變動與持有同一股票的其他機構投資者的平均持倉變動的偏離程度DNi,w,t，并將其作為機構投資者網(wǎng)絡共享信息使用程度的衡量指標?；貧w結果顯示，RCi,w-1,t與DNi,w,t的回歸系數(shù)為0.041，通過了顯著性檢驗。

綜上，盡管本研究對于私有信息共享的分析是基于復雜網(wǎng)絡理論的先驗假設，但是私有信息共享與機構投資者網(wǎng)絡信息使用程度之間的正相關關系表明：網(wǎng)絡內(nèi)的私有信息傳遞與擴散確實增強了機構投資者的網(wǎng)絡信息使用程度，是影響機構投資者行為的重要變量。

6 結語

利用2003～2019年我國A股上市公司數(shù)據(jù)，研究了網(wǎng)絡內(nèi)私有信息共享如何影響機構投資者羊群行為。結果表明：①網(wǎng)絡內(nèi)的私有信息共享容易引發(fā)機構投資者羊群行為，私有信息共享效率越高，機構投資者的羊群行為越顯著。在控制內(nèi)生性、改變構建機構投資者網(wǎng)絡的閾值標準、增加解釋變量等多項檢驗之后，這一結論依然穩(wěn)健。②區(qū)分羊群行為和市場行情的分組回歸表明，私有信息共享與機構投資者羊群行為的正相關關系在買方羊群和市場震蕩期更明顯。③私有信息共享所引發(fā)的機構投資者羊群行為提高了股價同步性，屬于真羊群行為。

本研究的主要啟示如下：①對機構投資者私有信息共享的分析是基于復雜網(wǎng)絡理論的先驗假設，是一種事前的分析，同時也通過實證分析檢驗了其科學性。這為從源頭識別機構投資者羊群行為形成中的信息傳遞與擴散機制提供了思路，有利于防范金融市場風險。②機構投資者羊群行為是引發(fā)極端市場風險、加劇資本市場波動的重要原因。作為我國資本市場的重要參與者，機構投資者還不能起到穩(wěn)定市場的作用，因此，如何健全針對機構投資者的監(jiān)管機制，防止風險信息在機構投資者之間的傳播與擴散是完善我國資本市場的重要任務。③私有信息共享引發(fā)的是真羊群行為。這說明，私有信息共享并不能促進股價對公司特質(zhì)信息的吸收與傳遞，無法降低資本市場的信息不對稱程度。因此，如何促進股價對私有信息的吸收與傳遞、降低股價同步性是提升資本市場信息效率的重要舉措。④增強上市公司的信息披露、提高公開市場信息質(zhì)量可以促進更多公司特質(zhì)信息融入股價，進而抑制機構投資者羊群行為。一方面，應進一步完善上市公司信息披露的制度規(guī)范，強化問詢函監(jiān)管等相關制度的實施，同時貫徹鼓勵上市公司進行自愿性披露的監(jiān)管導向，增強上市公司信息披露質(zhì)量；另一方面，應當進一步完善法治建設、提高法律保護水平，加強對上市公司的外部審計，完善上市公司信息披露的外部環(huán)境。

本研究所構建的信息網(wǎng)絡主要是基于共同重倉持股的單一股權關聯(lián)，未充分考慮其他因素對機構投資者信息共享的影響，包括地域因素、校友關系以及其他社會關聯(lián)等都會影響機構投資者的信息共享，不同的關聯(lián)關系對機構投資者私有信息共享程度以及網(wǎng)絡信息使用程度的影響不盡相同，基于不同關聯(lián)關系的機構投資者信息共享對羊群行為的影響也有較大的異質(zhì)性。如何綜合考察不同關聯(lián)關系的異質(zhì)性影響，是下一步研究機構投資者信息網(wǎng)絡與機構投資者羊群行為的方向。此外，區(qū)分真假羊群的關鍵是認為真羊群行為存在“信息共享→真羊群行為→高股價同步性”的對應關系。但這里的潛在前提假設是，信息共享只通過羊群行為這一個渠道來影響股價同步性。事實上，影響股價同步性的因素有很多，信息共享影響股價同步性的渠道是否只有一個？考慮到信息共享影響股價同步性的其他渠道的話，羊群行為與股價同步性之間的關系又如何變動？這些問題都有待進一步深入分析。