彭浩東，范小玄

(南京師范大學 商學院，江蘇 南京 210023)

一、引言

2020年新冠肺炎席卷全球，受這一“黑天鵝”事件影響，各國股市均受重創(chuàng)。以美國為代表的歐美股市多次熔斷，其中美股曾在10天內遭遇4次熔斷，多行業(yè)股票市值嚴重縮水，一度邁入技術性熊市，美國政府通過大幅釋放流動性和提供財政支持等措施救市并取得了積極成效，隨后美股反彈并多次創(chuàng)下歷史新高。Diamond認為，要想實現(xiàn)證券市場的健康發(fā)展，政府干預必不可少。[1]

與國際成熟市場相比，目前我國仍處于新興資本市場階段，市場有效性存在一定缺陷，證券市場暴漲暴跌現(xiàn)象頻發(fā)，股價波動性較高。2015年股災與2016年熔斷機制的實施使得上證指數(shù)在八個月內下跌49%，造成股市崩盤，這不僅擾亂了資本市場的有序運行，也嚴重打擊了投資者信心并引發(fā)恐慌。面對如此劇烈的波動，我國政府也采取了各類救市措施，如降息降準、降低交易結算費用等，同時引導以中國證券金融股份有限公司和中央匯金資產管理有限責任公司為首的“國家隊”入市，通過大幅增資持股等方式穩(wěn)定證券市場，提高市場流動性。“國家隊”資金注入式的政府干預市場措施，在應對指數(shù)下跌方面取得了階段性的積極成效。而“國家隊”的長期入市除了繼續(xù)承擔維護證券市場穩(wěn)定的作用外，是否能夠對上市公司起到監(jiān)督制約作用從而降低個股股價崩盤風險，這一問題值得研究。

先前學者在研究機構投資者與股價崩盤風險二者關系中主要形成了兩類觀點。一種觀點認為，機構投資者擁有豐富的投資經驗、廣泛的信息渠道以及專業(yè)的投資技能，并且可以對公司形成監(jiān)督與約束，從而有效地穩(wěn)定證券市場；[2]163另一種觀點則認為，機構投資者非但沒有發(fā)揮穩(wěn)定市場的作用，反而會通過投資者抱團、操縱股票價格和公司信息等行為加劇股價崩盤風險[3]。然而鮮有學者深入探討“國家隊”這類特殊的機構投資者對股價崩盤風險的影響。因此本文選取2015年第3季度至2020年第一季度A股上市公司為樣本，研究“國家隊”持股與股價崩盤風險之間的關系。本文研究結果表明，“國家隊”持股與上市公司股價崩盤風險呈負相關關系，有效降低了公司未來股價崩盤的概率，同時“國家隊”持股與上市公司股價崩盤風險的負相關關系在信息不對稱程度較高、外部治理效應較弱，以及投資者情緒較悲觀的公司樣本中更顯著，上述結論在利用傾向得分匹配法、工具變量回歸等方法緩解內生性以及進行相關穩(wěn)健性檢驗之后仍然成立。本文的貢獻主要有以下幾方面：一是，目前對“國家隊”的研究主要集中于其在股災期間的救市作用，鮮有學者研究“國家隊”入市的長期效應，本文對樣本期間進行延伸，研究“國家隊”持股對公司層面股價崩盤風險的影響，豐富了“國家隊”持股的經濟后果。二是，目前已有文獻主要從外國投資者、[4]30保險資金[5]158等視角研究了機構投資者對股價崩盤風險的影響，但對于“國家隊”與股價崩盤風險之間的關系則少有學者討論。相較于以往文獻，本文以“國家隊”這類機構投資者為研究視角，拓展了機構投資者與股價崩盤風險的研究。三是，“國家隊”持股是政府干預證券市場的措施之一，其不僅能夠在市場失靈時發(fā)揮穩(wěn)定證券市場的作用，本文的實證結果也表明“國家隊”長期介入資本市場能夠發(fā)揮機構投資者的外部治理作用，從而有效降低股價崩盤風險，促進上市公司的健康發(fā)展與證券市場的有序運行，為政府干預市場所產生的積極影響提供了依據。

二、文獻回顧與理論假設

(一)機構投資者與股價崩盤風險

股價崩盤風險主要是指上市公司股價或證券市場指數(shù)發(fā)生急劇下跌的可能性，[6]已有文獻主要從信息不對稱與委托代理沖突的角度對股價崩盤的成因進行研究。公司管理層考慮到聲譽、職位晉升以及自身利益等因素，刻意隱藏或延遲釋放負面消息，導致公司信息不對稱程度加劇，而當負面消息的積累達到閾值被集中釋放到市場上時，便會產生股價崩盤現(xiàn)象。目前學者陸續(xù)探討了會計穩(wěn)健性、[7]大股東持股、[8]股權質押、[9]數(shù)字金融[10]等因素對股價崩盤風險的影響。機構投資者通過購買、持有、拋售上市公司股票進入資本市場并間接參與公司治理，成為市場的重要參與者，因此其行為和決策對個股與證券市場產生的影響也成了學者們研究的重點。An和 Zhang在以美國為代表的資本市場背景下研究發(fā)現(xiàn)，由于機構投資者持股量大、投資期限長，具有較強的監(jiān)測動機，因此機構投資者持股能夠降低股價崩盤風險。[11]但由于我國資本市場尚未完全成熟，投資主體結構有待優(yōu)化，這導致目前股價崩盤風險與機構投資者的相關性研究尚未達成一致結論。高昊宇等經實證發(fā)現(xiàn)在中國市場上，機構投資者持股改善了企業(yè)的信息披露質量，使得企業(yè)信息能夠更好地反映在股價上，顯著抑制了股價崩盤的發(fā)生；[2]165相反，曹豐等研究發(fā)現(xiàn)機構投資者顯著加劇了股價崩盤風險的發(fā)生[3]。導致上述兩種對立觀點同時存在的原因，一方面是在不同的市場環(huán)境下機構投資者持股對證券市場的影響效果是存在差異的，董紀昌等在區(qū)分市場效率和市場化程度后發(fā)現(xiàn)在我國的市場環(huán)境下，機構投資者持股與股價崩盤風險呈正相關關系；[12]另一方面是不同類型的機構投資者之間存在異質性，[13]近年來也有學者從機構投資者異質性的角度對二者的關系進行研究。信恒占等根據機構主體的不同，將機構投資者劃分為基金、券商、信托、保險和QFII五類，其中QFII主要是通過改善公司信息質量、加速公司負面信息披露的方式降低股價崩盤風險；[4]32，[14]；保險資金利用規(guī)模優(yōu)勢進行短期炒作可能會加劇股票誤定價現(xiàn)象進而提高股價崩盤的概率；而社?；鹉軌蛴行б种乒芾韺幼岳袨閺亩岣吖镜挠噘|量，改善公司治理結構[5]160，[15]。然而作為具有政府干預色彩的特殊機構投資者——“國家隊”，其與股價崩盤風險之間的關系則鮮有學者進行討論與考察。

(二)“國家隊”入市效應分析

現(xiàn)有文獻對于“國家隊”的研究主要側重于分析其在2015年股災期間的救市作用。賀立龍等認為，由于我國證券市場交易存在漲跌幅限制，投資者在股災期間會大面積拋售未觸及跌停板的股票以減少損失，降低了市場流動性并導致危機進一步蔓延。[16]而“國家隊”買入式的救市行為有效抑制了市場下跌趨勢，修復了市場短期的異常波動。此外，媒體報道在“國家隊”緩解股價波動的過程中也發(fā)揮了積極作用。[17]

2015年股災后，“國家隊”繼續(xù)活躍在證券市場中，其在承擔著維護市場穩(wěn)定任務的同時，也能夠通過持股間接參與公司治理，進而對公司的行為決策產生影響。在現(xiàn)實市場環(huán)境下，信息在各類參與者之間分布不均，各類參與者獲取信息的數(shù)量與質量存在較大差異，由此產生了信息不對稱現(xiàn)象。[18]信息不對稱使得外部投資者難以了解到公司內部經營的真實狀況，僅能依據公司對外披露的信息進行分析，然而公司對外披露的信息可能并不完全真實，利己的管理層可能出于提高自身業(yè)績、擴張公司規(guī)模等目的，選擇延遲披露或隱瞞公司的負面信息，這便加劇了信息不對稱程度，使負面信息在公司內部囤積，提高了股價崩盤的概率。而“國家隊”的持股目的主要在于穩(wěn)定交易秩序、避免證券市場的劇烈波動，[19]這就決定了“國家隊”的持股周期較長，調倉換股的頻率較低，因此“國家隊”能夠通過長期持股深入了解公司內部狀況，并提出相應的意見與建議以優(yōu)化公司內部控制，提升公司的長期價值。同時，“國家隊”主體的特殊性也使得其與上市公司間通常不存在緊密的利益聯(lián)系或合作關系，獨立性較強，因此能夠對上市公司起到有力的監(jiān)督作用，尤其當上市公司信息不對稱程度較高時，“國家隊”持股更有利于抑制管理層的機會主義，及時識別管理層的非理性行為，進而提高上市公司信息透明度，改善信息環(huán)境，使得上市公司的特質信息能夠更準確地反映到股價中，減少股價崩盤事件的發(fā)生。因此，基于以上分析本文提出如下假設：

H1：“國家隊”持股比例越高，上市公司未來股價崩盤風險越低，二者呈負相關關系。

H2：“國家隊”持股與股價崩盤風險的負相關關系在信息不對稱程度較高的公司中更顯著。

目前我國證券市場中小投資者的比重仍較高，存在嚴重的“搭便車”問題，主動搜集公司信息的動機不強，[20]所以相關外部機構的治理尤為重要。缺乏良好的外部治理將無法對管理層產生有效制衡，導致管理層權利與野心不斷膨脹，加劇了委托代理沖突，進而提升股價崩盤風險。與一般機構投資者相比，“國家隊”作為一類具有政府干預色彩的機構投資者，擁有專業(yè)能力較強的投研團隊，具備較強的信息收集處理能力及較豐富的研究資源，其持股參與公司治理將更能對管理層起到牽制與震懾作用。同時，“國家隊”每季度披露的持倉數(shù)據往往是各類機構關注的焦點，能夠吸引大量媒體、證券分析師和機構投資者等相關機構的分析與追蹤，進一步提高外部監(jiān)管與治理的有效性，規(guī)范管理層的日常行為決策，壓縮管理層追求私利的空間，從而有效降低股價崩盤風險。因此，基于以上分析，本文提出如下假設：

H3：“國家隊”持股對與股價崩盤風險的負相關關系在外部治理效應較弱的公司中更顯著。

情緒能夠通過影響投資者的決策進而影響股票定價及股價穩(wěn)定。投資者悲觀的負面情緒是上市公司股價崩盤的催化劑，當市場或上市公司出現(xiàn)利空消息時，投資者的恐慌情緒迅速擴散，紛紛選擇賣出手中所持的股份，導致股票流動性下降，加速了股價崩盤的發(fā)生。而“國家隊”持股則在市場釋放了正面的訊息，表明政府穩(wěn)定市場的意圖，有利于緩解投資者悲觀情緒、增強投資者信心，使投資者決策更加理性，進而減少股票拋售壓力，有效避免股價的劇烈波動，降低股價崩盤的概率。因此，基于以上分析，本文提出如下假設：

H4：“國家隊”持股與股價崩盤風險的負相關關系在投資者情緒較悲觀的公司中更顯著。

三、研究設計

(一)樣本選擇與數(shù)據來源

由于“國家隊”大規(guī)模進入A股市場是從2015年3季度股災期間開始，因此本文選取2015年3季度至2020年1季度A股上市公司為研究樣本，并對數(shù)據進行如下處理：

1.由于漲跌幅限制的差異等原因，剔除當季度被ST、停牌以及退市處理的樣本；

2.由于金融類公司會計處理方法的差異及其自身的特殊性，剔除金融類樣本；

3.為避免數(shù)據觀測量過少對結果產生的影響，剔除季度周收益率少于7周的樣本；

4.剔除數(shù)據缺失的樣本，經整理最終得到13 160個有效樣本。

同時為消除極端值對結果的影響，對所有連續(xù)變量進行上下1%的Winsorize縮尾處理。其中，“國家隊”持股數(shù)據來源于東方財富數(shù)據庫，其余變量數(shù)據均來源于CSMAR數(shù)據庫。

(二)變量測度

1.被解釋變量：股價崩盤風險

根據已有研究，借鑒Hutton等[21]的方法，采用負收益偏態(tài)系數(shù)(Ncskew)和收益上下波動比率(Duvol)來衡量股價崩盤風險。具體做法如下：

第一步，根據公式(1)，利用公司i的股票周收益數(shù)據，計算公司i經市場調整后的收益率。其中ri,t為每季度公司i的股票在第t周的收益率，rm,t為A股所有股票在第t周的經流通市值加權的平均收益率。通過公式(1)得到殘差項εi,t，即剔除市場因素對股票回報率率的影響。

ri,t=α+β1,irm,t-2+β2,irm,t-1+β3,irm,t+β4,irm,t+1+β5,irm,t+2+εi,t。

(1)

第二步，利用公式(2)計算公司i經市場調整后的收益率Wi,t，其中εi,t為公式(1)中的殘差項。

Wi,t=ln(1+εi,t)。

(2)

第三步，利用公式(3)計算負收益偏態(tài)系數(shù)(Ncskew)，其值越大，表明股價崩盤風險越高。其中n為公司i的股票在第t季度中的交易周數(shù)。

(3)

第四步，利用公式(4)計算收益上下波動比率(Duvol)，其值越大，表明股價崩盤風險越高。其中ni,t為公司i的股票經市場調整后的收益率Wi,t大于當季度收益率均值Wt的周數(shù)，nd為公司i的股票經市場調整后的收益率Wi,t小于當季度收益率均值Wt的周數(shù)。

(4)

2.解釋變量：“國家隊”持股

根據東方財富數(shù)據庫統(tǒng)計，本文所研究的“國家隊”主要是由證金公司、證金公司資管計劃、匯金公司、外匯管理局旗下的三個投資平臺(梧桐樹、坤藤、鳳山)，以及證金定制基金(招商豐慶、易方達瑞惠、南方消費活力、嘉實新機遇、華夏新經濟)五部分組成。本文將“國家隊”每季度個股持股金額與市值的比值作為本文“國家隊”持股指標，記為National。

3.控制變量

本文借鑒Kim等、[22]許年行等、[23]Kim和Zhang[24]的研究，控制如下變量：本季度的負收益偏態(tài)系數(shù)以及股票收益率上下波動比率、股票季度平均周收益率、股票季度周收益率的標準差、賬面市值比、凈資產收益率、公司規(guī)模、資產負債率、上市公司第一大股東持股比例、托賓Q值、公司成長性，同時控制季度和行業(yè)固定效應，所有變量定義情況如表1所示。

表1 變量定義情況

續(xù)表1

(三)模型設計

為了驗證本文假設H1，構造如下回歸模型：

Crashriski,t+1=α0+α1Nationali,t+α2ControlVariablesi,t+ε，

(5)

其中，Crashriski,t+1為第t+1季度的兩個股價崩盤風險指標Ncskewi,t+1以及Duvoli,t+1；Nationali,t為第t季度“國家隊”持股指標；ControlVariablesi,t為第t季度的控制變量，具體見表1的說明。以模型(5)來考察“國家隊”持股對股價崩盤風險的影響，若Nationali,t的系數(shù)顯著為負，則與假設H1的預期相吻合。

為驗證假設H2—H4，本文分別按照信息不對稱程度高低、機構投資者持股比例高低、審計機構是否為國際“四大”以及投資者情緒高低對模型(5)進行分組回歸檢驗。

四、實證結果與分析

(一)描述性統(tǒng)計

表2報告了主要變量的描述性統(tǒng)計。其中衡量股價崩盤風險的兩個指標Ncskew和Duvol的均值分別為0.025 1和0.036 1，標準差分別為0.656和0.744，說明樣本期內不同公司之間的股價崩盤風險存在較大差異?！皣谊牎背止傻木导爸形粩?shù)分別為0.018 5和0.014 2，說明從總體上看“國家隊”對樣本公司的持股比例相對較低。其余控制變量的分布較為合理。

(二)相關性分析

表3報告了主要變量之間的Pearson相關系數(shù)。結果顯示，Ncskew和Duvol的相關系數(shù)為0.858且在1%水平上顯著，說明兩個股價崩盤風險指標關聯(lián)度較高，具有較好的替代性與一致性。National與Ncskew及Duvol的相關系數(shù)分別為-0.042以及-0.034且在1%水平上顯著。說明“國家隊”持股與股價崩盤風險總體呈負相關關系，“國家隊”持股比例越高，上市公司未來股價崩盤風險就越低，與假設H1的預期相一致。

表2 描述性統(tǒng)計分析

表3 主要變量的相關性分析

(三)多元回歸分析

表4報告了“國家隊”持股對股價崩盤風險的影響。表中(1)(3)顯示，在加入控制變量之前，“國家隊”持股Nationali,t與股價崩盤風險(Ncskewi,t+1及Duvoli,t+1)的回歸系數(shù)分別為-1.991和-1.653 3且均在1%的水平上顯著。在加入控制變量之后，“國家隊”持股Nationali,t與股價崩盤風險(Ncskewi,t+1及Duvoli,t+1)的回歸系數(shù)分別為-1.300 6和-1.013 0且分別在1%和5%的水平上顯著。以上結果均表明“國家隊”持股比例越高，上市公司未來的股價崩盤風險就越低，由此驗證了假設H1。因此可以發(fā)現(xiàn)，“國家隊”進入證券市場除了能夠發(fā)揮穩(wěn)定市場的作用外，還能夠通過長期持有上市公司的股票間接參與公司治理，規(guī)范上市公司的日常經營與管理，改善信息質量，從而降低個股的崩盤風險。其余控制變量的回歸分析與現(xiàn)有研究基本相符不再贅述。

表4 “國家隊”持股與股價崩盤風險

借鑒張軍等[25]的做法利用修正的Jones模型估計的可操縱性應計利潤來衡量信息不對稱程度，并取信息不對稱程度的中位數(shù)，將“國家隊”持股樣本分為兩組進行回歸。表5(1)至(4)列報告了分組回歸結果，在信息不對稱程度較高的組中，“國家隊”持股Nationali,t與股價崩盤風險(Ncskewi,t+1及Duvoli,t+1)的回歸系數(shù)分別為-1.637 2和-1.361 0并分別在1%和5%的水平上顯著；但在信息不對稱程度較低組中，兩組系數(shù)均不顯著。由此可以說明隨著上市公司信息不對稱程度的提高，“國家隊”持股對股價崩盤風險的負相關關系越顯著，驗證了假設H2。

表5 信息不對稱、投資者情緒的分組回歸檢驗

本文選取機構投資者持股比例及外部審計質量作為外部治理效果的代理變量，其中將是否聘請國際“四大”作為衡量審計質量的代理指標，林永堅等研究發(fā)現(xiàn)國際“四大”相比本土會計師事務所能提供更高的審計質量，[26]當公司聘請國際“四大”時取1，否則取0。按照機構投資者持股的中位數(shù)與是否聘任國際“四大”為審計機構，將“國家隊”持股樣本分為兩組進行回歸。表6報告了分組回歸結果，在機構投資者持股比例較低與未聘任國際“四大”作為外部審計機構的組中，“國家隊”持股Nationali,t與股價崩盤風險(Ncskewi,t+1及Duvoli,t+1)的回歸系數(shù)分別在1%和10%的水平上顯著為負；而在機構投資者持股比例較高與聘任國際“四大”作為外部審計機構的組中，“國家隊”持股Nationali,t與股價崩盤風險(Ncskewi,t+1及Duvoli,t+1)的回歸系數(shù)不顯著。由此可以說明“國家隊”持股對股價崩盤風險的影響在外部治理效果較低的公司中作用更為顯著，“國家隊”持股作為公司外部治理的補充，能夠吸引更多證券分析師以及機構投資者的關注，進而增強對上市公司的外部監(jiān)督，降低股價崩盤風險，驗證了假設H3。

表6 外部治理效應的分組回歸檢驗

借鑒張慶和朱迪星[27]的做法，利用上市公司資產誤定價程度作為衡量投資者情緒的代理變量，并根據資產誤定價的值是否大于0將樣本分為兩組。當資產誤定價的值大于0時，說明股價被高估，此時投資者情緒較樂觀；當資產誤定價的值小于0時，說明股價被低估，此時投資者情緒較悲觀。表5(5)至(8)列報告了分組回歸結果，在投資者情緒較悲觀的組中，“國家隊”持股Nationali,t與股價崩盤風險(Ncskewi,t+1及Duvoli,t+1)的回歸系數(shù)分別為-1.466 2和-1.576 3且分別在1%和5%的水平上顯著；在投資者情緒較樂觀的組中，“國家隊”持股Nationali,t與Ncskewi,t+1的系數(shù)為-1.105 9并在10%的水平上顯著，而“國家隊”持股Nationali,t與Duvoli,t+1的系數(shù)則不顯著。由此可以說明“國家隊”持股對股價崩盤風險的影響在投資者情緒較悲觀的公司中更為顯著，驗證了假設H4。

五、內生性分析與穩(wěn)健性檢驗

(一)工具變量回歸

為避免遺漏變量對本文主要結論所可能存在的內生性問題，本文參考于雪航等[28]的做法，選取同行業(yè)、同季度“國家隊”持股比例的均值(Ind_Nationali,t)作為工具變量進行兩階段回歸。選取此工具變量的原因是其基本滿足工具變量相關性與外生性的要求。因為同行業(yè)、同季度的上市公司之間可能具有類似的行業(yè)屬性、面對的外部環(huán)境相似，因此同行業(yè)、同季度其他公司“國家隊”持股比例的均值與本公司“國家隊”持股比例具有一定相關性。同時，也沒有相關研究證明同行業(yè)、同季度其他公司“國家隊”持股比例的均值會對本公司股價崩盤風險造成影響。表7(1)—(4)列顯示了兩階段回歸結果，第一階段的回歸結果顯示同行業(yè)、同季度其他公司“國家隊”持股比例Ind_Nationali,t與“國家隊”持股比例Nationali,t的系數(shù)分別為0.618 0和0.618 4且均在1%水平上顯著。第二階段的回歸結果顯示“國家隊”持股比例Nationali,t與股價崩盤風險(Ncskewi,t+1及Duvoli,t+1)的回歸系數(shù)分別為-2.250 6和-3.442 5且分別在5%和1%水平上顯著，說明在考慮內生性問題后，本文假設H1仍然成立。

表7 工具變量回歸及傾向得分匹配法

續(xù)表7

(二)傾向得分匹配法

考慮到“國家隊”持股比例的高低并非是隨機選擇，高持股公司與低持股公司本身就存在差異，這表明樣本自選擇問題可能會對本文主要結論造成干擾。因此為保證本文結論的可靠性，排除實驗組(“國家隊”高持股比例公司)與控制組(“國家隊”低持股比例公司)之間存在的公司特質差異所造成的干擾，本文采用傾向得分匹配法盡可能消除樣本自選擇問題的影響。根據公司的規(guī)模、資產負債率、凈資產收益率、市凈率以及托賓Q值等進行1∶1的匹配，然后再根據匹配后得到的樣本進行Logit回歸，模型見式(6)。表7中的(5)(6)列結果表明，在控制兩類樣本的特征差異后，“國家隊”持股Nationali,t與股價崩盤風險(Ncskewi,t+1及Duvoli,t+1)的系數(shù)分別為-0.026和-0.026 3且均在10%的水平上顯著，表明本文的主要結論仍然成立。

Crashriski,t+1=β0+β1Dum(High_National)i,t+β2ControlVariablesi,t+ε。

(6)

(三)穩(wěn)健性檢驗

為進一步保證結論的穩(wěn)健性和可靠性，本文進行了以下穩(wěn)健性檢驗。

1.替換解釋變量。本文選用“國家隊”季度持股數(shù)量的對數(shù)(NationalQi,t)替代“國家隊”持股比例(Nationali,t)重新進行檢驗，回歸結果如表8(1)(2)列所示，“國家隊”持股數(shù)量NationalQi,t與股價崩盤風險(Ncskewi,t+1及Duvoli,t+1)的系數(shù)分別為-0.023 9和-0.017 1且分別在1%和5%的水平上顯著，與本文的研究結論一致，結果較穩(wěn)健。

2.剔除股災期間的數(shù)據。股災期間的市場極端情況可能會對本文實證結果造成干擾，因此剔除2015年第3季度至2016年第2季度的數(shù)據重新進行回歸。表8(3)(4)列的回歸結果表明，本文主要結論仍然成立。

3.進行中位數(shù)回歸檢驗。為避免異常極端值對本文結論造成的干擾，本文進行了中位數(shù)回歸檢驗，表8中(5)(6)列的回歸結果表明，本文主要結論仍然成立。

表8 穩(wěn)健性檢驗

六、結論與啟示

本文以2015年第3季度至2020年第1季度的A股上市公司數(shù)據為樣本研究了“國家隊”持股對股價崩盤風險的影響。研究發(fā)現(xiàn)：“國家隊”持股顯著降低了上市公司未來的股價崩盤風險，同時“國家隊”持股對股價崩盤風險的影響在信息不對稱程度較高、外部治理效應較薄弱以及投資者情緒較悲觀的公司中更為顯著。上述結論在利用工具變量法、PSM傾向得分匹配法解決內生性問題并通過替換解釋變量等穩(wěn)健性檢驗之后仍然成立?！皣谊牎弊?015年股災期間大規(guī)模入市，承擔了維護市場穩(wěn)定、恢復市場正常秩序的職責，在危機過后“國家隊”繼續(xù)在證券市場中參與股票交易，通過對上市公司持股間接履行監(jiān)督職能，有效利用市場機制來改善公司的信息環(huán)境，提高信息披露質量，促進公司健康發(fā)展，從而降低上市公司股價崩盤風險，從微觀層面再次肯定了“國家隊”這類特殊的機構投資者對資本市場產生的積極影響。

在政策建議方面，本文認為“國家隊”繼續(xù)并長期存在于我國證券市場是合理的，可以適當擴大入市規(guī)模以更好地發(fā)揮作用。因此，在我國全面推進資本市場注冊制改革以及北京證券交易所開市運行的背景下，“國家隊”要堅守入市職責，杜絕市場炒作行為，堅持價值投資理念，在維護證券市場長期穩(wěn)定的同時，扮演好證券市場“監(jiān)管者”的角色，積極參與公司治理，努力營造健康良好的投融資環(huán)境與資本市場生態(tài)，促進上市公司高質量發(fā)展，開創(chuàng)我國資本市場發(fā)展新篇章。