李志輝 陳海龍

一、引言

黨的十九大報(bào)告明確指出，要增強(qiáng)金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)能力，提高直接融資比重，促進(jìn)多層次資本市場(chǎng)健康發(fā)展。這充分體現(xiàn)了黨和國(guó)家對(duì)資本市場(chǎng)的高度重視，也為資本市場(chǎng)改革發(fā)展指明了方向?？v觀三十年歷程，我國(guó)資本市場(chǎng)櫛風(fēng)沐雨，春華秋實(shí)，實(shí)現(xiàn)了跨越式發(fā)展，A股總市值已穩(wěn)居世界第二位，在拓展融資渠道、優(yōu)化資源配置、建立現(xiàn)代企業(yè)制度等方面發(fā)揮了不可替代的作用。在欣喜于這令人矚目成就的同時(shí)，諸如市場(chǎng)操縱等不和諧音符的負(fù)面影響仍需高度警惕。部分游資、內(nèi)部知情者等在利益驅(qū)使下利用資金和信息優(yōu)勢(shì)進(jìn)行市場(chǎng)操縱，蓄意制造虛假繁榮、引發(fā)股價(jià)劇烈波動(dòng)(李志輝和王近，2018[1])，散戶等小資金在此期間損失慘重(李夢(mèng)雨和李志輝，2019[2])，這嚴(yán)重影響了中小投資者對(duì)我國(guó)資本市場(chǎng)的信心。已有研究表明，股票市場(chǎng)操縱將顯著降低市場(chǎng)流動(dòng)性(李志輝等，2018[3])、信息效率(孫廣宇等，2021[4])，加重股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)(李夢(mèng)雨和李志輝，2019[2])，擾亂市場(chǎng)價(jià)格發(fā)現(xiàn)機(jī)制(李夢(mèng)雨，2015[5])，制約資本市場(chǎng)服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的廣度和深度。所以，分析股票市場(chǎng)操縱的演化機(jī)制，探究抑制股票市場(chǎng)操縱的理論方法和實(shí)踐途徑具有重大意義。

中國(guó)證監(jiān)會(huì)官網(wǎng)顯示，截至2021年12月，證監(jiān)會(huì)累計(jì)公布了160例股票市場(chǎng)操縱案件，其中144例的操縱實(shí)施主體為個(gè)人，占比達(dá)90%，合格境外機(jī)構(gòu)投資者(QFII)等專業(yè)機(jī)構(gòu)投資者的涉案占比為0。經(jīng)嚴(yán)格資質(zhì)審核的QFII，是優(yōu)質(zhì)且重點(diǎn)的機(jī)構(gòu)投資者，上述已查處案例的統(tǒng)計(jì)是否在一定程度上說(shuō)明QFII能夠穩(wěn)定資本市場(chǎng)？事實(shí)上，為進(jìn)一步提升中國(guó)資本市場(chǎng)發(fā)展質(zhì)量，QFII于2002年12月被正式引入我國(guó)，這一創(chuàng)新性制度迅速為中國(guó)資本市場(chǎng)注入了新鮮而有活力的血液(李春濤等，2018[6])。截至2020年年底，QFII數(shù)量已達(dá)558家，持有A股市值超2 000億元，愈發(fā)凸顯QFII在我國(guó)資本市場(chǎng)的重要作用。部分國(guó)家和地區(qū)的經(jīng)驗(yàn)表明，QFII制度的引入不僅可以增加市場(chǎng)資金供應(yīng)(Amihud和Mendelson，2008[7])、減少市場(chǎng)波動(dòng)(Li等，2011[8])，還可促進(jìn)資本市場(chǎng)的成熟化和專業(yè)化。QFII的進(jìn)入同樣能促使上市公司改善內(nèi)部治理機(jī)制、提高信息披露水平(楊海燕等，2012[9])，進(jìn)而提升股市透明程度和規(guī)范程度。針對(duì)QFII的研究一直是學(xué)術(shù)界的熱點(diǎn)，已形成的相關(guān)文獻(xiàn)汗牛充棟。但遺憾的是，目前鮮有文獻(xiàn)將QFII的作用延伸至股票市場(chǎng)操縱領(lǐng)域，也鮮有文獻(xiàn)針對(duì)二者之間的影響機(jī)制展開(kāi)研究。在我國(guó)不斷加快資本市場(chǎng)開(kāi)放并大幅放開(kāi)QFII投資限制的背景下，QFII持股能否抑制股票市場(chǎng)操縱是非常重要而又亟待解決的問(wèn)題。

鑒于此，本文使用2011—2018年滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù)，基于尾市價(jià)格偏離模型檢驗(yàn)了QFII持股對(duì)股票市場(chǎng)操縱的影響。研究發(fā)現(xiàn)：QFII持股與股票市場(chǎng)操縱顯著負(fù)相關(guān)，在使用工具變量、傾向得分匹配(PSM)、模型替換等方法緩解內(nèi)生性問(wèn)題后，結(jié)論穩(wěn)健。機(jī)制分析表明，QFII持股可通過(guò)提升上市公司信息透明度、提高股票流動(dòng)性來(lái)抑制市場(chǎng)操縱。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，在單一大股東、低獨(dú)立董事占比、低市場(chǎng)化水平等弱監(jiān)督環(huán)境下QFII對(duì)市場(chǎng)操縱的抑制作用更顯著。

本文可能的邊際貢獻(xiàn)如下:第一，已有的QFII相關(guān)文獻(xiàn)大多集中于QFII對(duì)公司治理的影響研究(Aggarwal等，2011[10]；Bena等，2017[11])，關(guān)于股票市場(chǎng)操縱的研究主要是基于案例事件和交易數(shù)據(jù)的股票市場(chǎng)操縱行為識(shí)別研究(李夢(mèng)雨，2015[5]；Aitken等，2015[12]；姚遠(yuǎn)等，2016[13])、市場(chǎng)操縱對(duì)股票市場(chǎng)質(zhì)量的影響研究(李志輝等，2018[1]；李夢(mèng)雨和李志輝，2019[2])，罕有將QFII持股和市場(chǎng)操縱進(jìn)行關(guān)聯(lián)分析的研究，所以本文具有較高的創(chuàng)新價(jià)值。第二，針對(duì)遺漏變量、反向因果等內(nèi)生性問(wèn)題，目前學(xué)術(shù)界通常使用同一年度同行業(yè)的其他上市公司的解釋變量平均值作為工具變量(李春濤等，2018[6]；魏熙曄等，2020[14])，本文創(chuàng)新性地選取與市場(chǎng)操縱關(guān)聯(lián)性弱、與QFII持股關(guān)聯(lián)性強(qiáng)的經(jīng)營(yíng)和財(cái)務(wù)指標(biāo)，然后利用主成分分析構(gòu)建工具變量。這為工具變量的選取提供了參考，具有較好的創(chuàng)新性。第三，本文的機(jī)制分析和進(jìn)一步分析探明了QFII持股影響股票市場(chǎng)操縱的作用渠道，這為監(jiān)管部門(mén)完善相關(guān)法律制度、監(jiān)管政策提供了十分有益的借鑒。

二、文獻(xiàn)綜述

(一)股票市場(chǎng)操縱相關(guān)研究

在市場(chǎng)操縱行為的識(shí)別與監(jiān)測(cè)方面，李夢(mèng)雨(2015)[5]收集了證監(jiān)會(huì)的行政處罰案例，利用倍差法對(duì)市場(chǎng)操縱行為進(jìn)行了分析，發(fā)現(xiàn)股票交易規(guī)模、有效價(jià)差、日收益率等指標(biāo)在操縱期間出現(xiàn)顯著異常，并利用Logit模型建立了市場(chǎng)操縱監(jiān)測(cè)和預(yù)警機(jī)制。陸蓉和陳小琳(2009)[15]在分析市場(chǎng)操縱處罰案例后發(fā)現(xiàn)被操縱股票呈現(xiàn)出低Beta系數(shù)現(xiàn)象，同時(shí)利用神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)、決策樹(shù)等構(gòu)建了三個(gè)市場(chǎng)操縱識(shí)別模型。Aitken 等(2015)[12]基于日內(nèi)高頻交易數(shù)據(jù)構(gòu)建了尾市價(jià)格偏離模型，使操縱行為的識(shí)別與監(jiān)控不再局限于事件研究。李志輝和王近(2018)[1]、李志輝等(2018)[3]認(rèn)為股票如果發(fā)生收盤(pán)價(jià)操縱，其價(jià)格在當(dāng)日臨近收盤(pán)以及下一交易日將出現(xiàn)顯著異常，并基于中國(guó)股市高頻交易數(shù)據(jù)構(gòu)建了收盤(pán)價(jià)操縱識(shí)別模型。在市場(chǎng)操縱的影響因素方面，李志輝和鄒謐(2018)[16]從上市公司特征角度對(duì)影響市場(chǎng)操縱的因素進(jìn)行了探究，發(fā)現(xiàn)被操縱股票通常具有市值規(guī)模較小、盈利能力偏弱的特點(diǎn)。Comerton-Forde和Putnin?(2011)[17]研究指出信息不透明、流動(dòng)性差是股票被操縱的重要原因。Barbosa(2012)[18]基于理論預(yù)期模型研究發(fā)現(xiàn)，假如其他投資者較為成熟并且具有良好的信息甄別能力，則操縱者需要承擔(dān)較高的成本才能操縱成功。李志輝和金波(2021)[19]研究認(rèn)為，公司戰(zhàn)略越激進(jìn)，則企業(yè)信息透明度越差，從而發(fā)生市場(chǎng)操縱的可能性更高。李志輝等(2021)[20]研究指出，融資融券制度能夠提升上市公司股票流動(dòng)性，從而對(duì)市場(chǎng)操縱產(chǎn)生抑制作用。

(二)QFII持股相關(guān)研究

大部分學(xué)者認(rèn)為QFII能夠穩(wěn)定股票市場(chǎng)、提升上市公司治理水平，對(duì)資本市場(chǎng)發(fā)展起到積極的促進(jìn)作用。李春濤等(2018)[6]認(rèn)為，QFII需要通過(guò)證監(jiān)會(huì)關(guān)于治理結(jié)構(gòu)、經(jīng)營(yíng)行為等方面的嚴(yán)格審核，通常是國(guó)際知名的機(jī)構(gòu)投資公司，在成熟的資本市場(chǎng)形成了先進(jìn)的價(jià)值投資體系，擁有高度專業(yè)化的投資團(tuán)隊(duì)，具備較強(qiáng)的信息獲取和處理能力。因此，QFII可提升投資者成熟度、降低市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)。魏熙曄等(2020)[14]指出，QFII作為一種特殊的機(jī)構(gòu)投資者，還可通過(guò)提升股價(jià)信息含量、提升公司治理水平來(lái)降低交易成本。Gillan和Starks(2003)[21]發(fā)現(xiàn)相比于國(guó)內(nèi)機(jī)構(gòu)投資者，經(jīng)過(guò)嚴(yán)格資質(zhì)審核的境外機(jī)構(gòu)投資者更能通過(guò)外部監(jiān)督機(jī)制來(lái)改善公司治理水平。Edmans(2009)[22]研究指出，QFII可通過(guò)“用腳投票”的方式遠(yuǎn)離他們認(rèn)為不值得投資的公司，而QFII作為一個(gè)風(fēng)向標(biāo)，會(huì)對(duì)其他投資者產(chǎn)生重要影響，QFII的不滿會(huì)對(duì)管理層形成較大壓力，促使管理層提升公司治理水平以及信息披露質(zhì)量，從而對(duì)上市公司形成監(jiān)督作用。喬琳等(2019)[23]證明了QFII網(wǎng)絡(luò)關(guān)系可以通過(guò)提高上市公司信息透明度和公司治理水平提升上市公司價(jià)值。楊海燕等(2012)[9]研究表明，QFII持股能夠顯著提升上市公司信息披露質(zhì)量。劉貝貝和趙磊(2021)[24]從實(shí)證層面證明了QFII能夠提升我國(guó)資本市場(chǎng)有效性。但也有少部分學(xué)者認(rèn)為QFII未能起到監(jiān)督公司管理層、穩(wěn)定股票市場(chǎng)的作用。由于監(jiān)督是需要時(shí)間和成本的(Admati和Pfleiderer，2009[25])，所以機(jī)構(gòu)投資者可能扮演了短期逐利者的角色。在金融監(jiān)管不夠完善的情形下，國(guó)際資本流入反而會(huì)降低市場(chǎng)效率，增加股市風(fēng)險(xiǎn)(Chen等，2013[26])。

綜上所述，現(xiàn)有學(xué)者基于信息透明度、公司治理、股價(jià)波動(dòng)、市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)等視角對(duì)QFII持股的經(jīng)濟(jì)后果開(kāi)展了大量研究，但是鮮有文獻(xiàn)將QFII持股的相關(guān)影響延伸至股票市場(chǎng)操縱領(lǐng)域。早期，關(guān)于股票市場(chǎng)操縱的識(shí)別研究主要是利用監(jiān)管部門(mén)公布的處罰案例進(jìn)行事件分析，但行政處罰案例的數(shù)量明顯偏少，對(duì)實(shí)證研究造成了顯著制約。近年來(lái)，隨著新興技術(shù)的快速發(fā)展，已有學(xué)者開(kāi)始使用高頻交易數(shù)據(jù)對(duì)市場(chǎng)操縱行為進(jìn)行識(shí)別研究，這為研究QFII對(duì)市場(chǎng)操縱的影響提供了契機(jī)。由此，本文以中國(guó)資本市場(chǎng)為背景，基于尾市價(jià)格偏離模型考察QFII持股能否抑制股票市場(chǎng)操縱行為，是對(duì)現(xiàn)有QFII持股和股票市場(chǎng)質(zhì)量文獻(xiàn)的繼承與發(fā)展。

三、理論分析與假設(shè)提出

根據(jù)股票市場(chǎng)操縱的微觀運(yùn)作機(jī)理，操縱者通常利用信息優(yōu)勢(shì)或資金優(yōu)勢(shì)，通過(guò)發(fā)布虛假信息、連續(xù)買(mǎi)賣(mài)等方式影響股價(jià)和交易量，營(yíng)造出利好不斷或股價(jià)攀升的假象，誘使其他投資者跟風(fēng)買(mǎi)入，然后在高位套現(xiàn)后牟取暴利(李夢(mèng)雨和李志輝，2019[2])。而提升上市公司信息透明度可削弱操縱者的信息優(yōu)勢(shì)(李志輝等，2021[19])、提高股票流動(dòng)性可削弱操縱者的資金優(yōu)勢(shì)(李志輝等，2021[20])，從而可能產(chǎn)生抑制市場(chǎng)操縱的作用。一方面，如果上市公司信息透明度高，則普通投資者擁有較為充分的信息，對(duì)上市公司運(yùn)營(yíng)情況有著清晰的認(rèn)知，能夠有效甄別操縱者蓄意制造的缺少基本面支撐的交易假象，大幅提升市場(chǎng)操縱的實(shí)施難度(Barbosa，2012[18])；但如果上市公司信息透明度低，普通投資者與操縱者之間信息差距較大，只能依靠成交量、股價(jià)等有限信息進(jìn)行交易決策，則極易被操縱者設(shè)下的“陷阱”所迷惑。另一方面，當(dāng)上市公司股票流動(dòng)性較好時(shí)，相同的交易額可能僅使股價(jià)產(chǎn)生小幅度的變動(dòng)，難以吸引散戶注意，操縱者需要?jiǎng)佑酶蟮馁Y金量才可能成功，這就顯著提高了操縱者的資金成本以及實(shí)施難度(Comerton-Forde和Putnin?，2011[17])。所以，提升上市公司信息透明度和股票流動(dòng)性是抑制市場(chǎng)操縱的有力措施。

而QFII可顯著提升上市公司信息透明度(魏熙曄等，2020[14])，原因包括以下三個(gè)方面。第一，QFII的經(jīng)營(yíng)年限、運(yùn)作模式等需要經(jīng)過(guò)證監(jiān)會(huì)的重點(diǎn)審核，通常具有豐富的海外投資與公司治理經(jīng)驗(yàn)，擁有較強(qiáng)的信息收集能力和專業(yè)的投資分析團(tuán)隊(duì)，能有效甄別上市公司的財(cái)務(wù)造假以及虛假信息發(fā)布(李春濤等，2018[6])。QFII的投資行為可將自身分析出的上市公司信息充分融入股價(jià)(饒育蕾等，2013[27])，從而提升股價(jià)信息含量與信息透明度。第二，QFII大多為專業(yè)的基金公司或投資銀行，可對(duì)企業(yè)運(yùn)營(yíng)情況進(jìn)行深度挖掘，并向市場(chǎng)釋放和傳遞價(jià)值信號(hào)(魏熙曄等，2020[14])，能夠降低證券分析師的信息收集成本、提升分析師預(yù)測(cè)精準(zhǔn)度，從而吸引更多的證券分析師對(duì)QFII持股的上市公司進(jìn)行跟蹤學(xué)習(xí)。分析師關(guān)注度越高，則向普通投資者提供的投資分析越全面和詳實(shí)，從而顯著提升上市公司信息透明度(徐細(xì)雄等，2021[28])。第三，QFII還可對(duì)上市公司形成有效的外部監(jiān)督，在發(fā)現(xiàn)上市公司出現(xiàn)問(wèn)題時(shí)，QFII能夠通過(guò)出售股票所帶來(lái)的“示范效應(yīng)”對(duì)上市公司形成利空威脅(Edmans，2009[22])。因?yàn)槠渌顿Y者可能會(huì)跟風(fēng)拋售造成公司市值嚴(yán)重下挫，這將倒逼大股東和管理層守法合規(guī)經(jīng)營(yíng)，提升信息披露質(zhì)量(楊海燕等，2012[9])，避免信息披露違規(guī)和財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)造假，使普通投資者可以更加準(zhǔn)確地掌握上市公司的戰(zhàn)略規(guī)劃和運(yùn)營(yíng)實(shí)施情況。

QFII還可顯著提升上市公司股票流動(dòng)性(Ng等，2016[29])，原因包括如下三個(gè)方面。首先，QFII作為專業(yè)機(jī)構(gòu)投資者，積累了豐富的投資策略和分析技術(shù)，可對(duì)企業(yè)發(fā)展趨勢(shì)進(jìn)行準(zhǔn)確評(píng)估，并且可顯著提升上市公司業(yè)績(jī)(吳衛(wèi)華等，2011[30])、降低股價(jià)波動(dòng)(楊竹清和劉少波，2013[31])。QFII對(duì)特定上市公司進(jìn)行持股后，將顯著增強(qiáng)其他投資者對(duì)上市公司的信心，投資者對(duì)此類股票的內(nèi)在價(jià)值容易達(dá)成共識(shí)，買(mǎi)和賣(mài)都相對(duì)容易和便捷，從而有力提升股票流動(dòng)性(柯艷蓉等，2020[32])。其次，QFII中也存在一定的財(cái)務(wù)投資者，其交易行為也會(huì)為市場(chǎng)帶來(lái)增量資金。在我國(guó)持續(xù)放寬QFII投資額度限制的背景下，QFII自身所帶來(lái)的流動(dòng)性也顯得愈發(fā)重要(魏熙曄等，2020[14])。最后，不同于國(guó)內(nèi)機(jī)構(gòu)投資者，QFII與上市公司之間的業(yè)務(wù)關(guān)聯(lián)較少(李春濤等，2018[6])，能夠保持較高的獨(dú)立性以及監(jiān)督性，可以通過(guò)“用腳投票”表達(dá)對(duì)上市公司的不滿，忌憚?dòng)赒FII對(duì)其他投資者的影響，上市公司管理層會(huì)努力提升內(nèi)部治理和經(jīng)營(yíng)績(jī)效水平(Bena等，2017[11])，降低收益不確定性，減少股價(jià)異常波動(dòng)(楊竹清和劉少波，2013[31])，增強(qiáng)投資者對(duì)上市公司的信心，從而提升股票流動(dòng)性。

基于以上分析，本文提出如下三個(gè)假設(shè)：

H1：QFII持股能夠顯著抑制股票市場(chǎng)操縱。

H2：QFII持股可顯著提升上市公司信息透明度，從而抑制股票市場(chǎng)操縱。

H3：QFII持股可顯著提高上市公司股票流動(dòng)性，從而抑制股票市場(chǎng)操縱。

四、研究設(shè)計(jì)

(一)市場(chǎng)操縱識(shí)別模型設(shè)計(jì)

借鑒Aitken等(2015)[12]、李志輝等(2018)[3]、李夢(mèng)雨和李志輝(2019)[2]的做法，構(gòu)建尾市價(jià)格偏離模型來(lái)識(shí)別市場(chǎng)操縱行為。如果股票i在交易日t內(nèi)同時(shí)滿足以下條件，則被判定為疑似發(fā)生市場(chǎng)操縱：

1.當(dāng)日交易結(jié)束前15分鐘股價(jià)出現(xiàn)異常變化，即：

(1)

或者

(2)

2.與t日的收盤(pán)價(jià)相比，下一個(gè)交易日股票i的開(kāi)盤(pán)價(jià)出現(xiàn)回轉(zhuǎn)，并且價(jià)格回轉(zhuǎn)幅度達(dá)到上一交易日尾市價(jià)格變化的50%以上，即：

(3)

其中，CPt、CPt-15mins分別表示股票i在t日的收盤(pán)價(jià)、收盤(pán)前15分鐘的成交價(jià)格，OPt+1表示股票i在t+1日的開(kāi)盤(pán)價(jià)。

3.交易日t結(jié)束前第15分鐘至t+1日開(kāi)盤(pán)前沒(méi)有與股票i相關(guān)的信息發(fā)布(1)采用Reuters全球新聞數(shù)據(jù)庫(kù)的上市公司公告信息，剔除t日結(jié)束前第15分鐘至t+1日開(kāi)盤(pán)前有公告發(fā)布的股票。。

在模型有效性方面，本文手工收集了中國(guó)證監(jiān)會(huì)2010—2020年公布的發(fā)生于2010—2017年的市場(chǎng)操縱案例，涉及287只股票，此模型可以成功識(shí)別出167只，模型識(shí)別能力與李志輝等(2018)[3]、李夢(mèng)雨和李志輝(2019)[2]、李志輝和金波(2021)[19]的研究結(jié)果基本一致，說(shuō)明使用尾市價(jià)格偏離模型來(lái)識(shí)別市場(chǎng)操縱行為具有科學(xué)性與合理性。

(二)變量定義

1.被解釋變量。

疑似發(fā)生市場(chǎng)操縱的嚴(yán)重程度(LnMa)。借鑒李志輝等(2021)[20]的研究，利用市場(chǎng)操縱識(shí)別模型計(jì)算每只股票每年累計(jì)疑似發(fā)生市場(chǎng)操縱的天數(shù)，再對(duì)其加1取對(duì)數(shù)。其值越大，說(shuō)明疑似發(fā)生市場(chǎng)操縱的情況越嚴(yán)重。使用如下變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)：年內(nèi)疑似發(fā)生市場(chǎng)操縱天數(shù)(MaCount)、年內(nèi)是否疑似發(fā)生過(guò)市場(chǎng)操縱(Ma_1，當(dāng)本年度疑似發(fā)生市場(chǎng)操縱的天數(shù)大于0時(shí)，Ma_1為1，否則為0)、年內(nèi)疑似發(fā)生市場(chǎng)操縱天數(shù)與交易天數(shù)之比(MaPor)。其中，交易天數(shù)(TraDay)是指股票i在本年度可供交易的天數(shù)。

2.核心解釋變量。

QFII持股比例(QFShare)。借鑒李春濤等(2018)[6]的研究，使用QFII持股比例(QFShare)來(lái)度量QFII持股情況，并使用QFII是否持股(QFII_1)做穩(wěn)健性檢驗(yàn)。其中，QFII持股比例(QFShare)為上市公司季報(bào)披露的QFII持股比例的年度平均值。QFII是否持股(QFII_1)為公司本年度是否有QFII持股的虛擬變量，如果上市公司全年四個(gè)季度的QFII持股比例均為0，則取值為0，否則為1。

3.控制變量。

為更加準(zhǔn)確地評(píng)估QFII持股對(duì)市場(chǎng)操縱的影響，本文借鑒李志輝和鄒謐(2018)[16]、李志輝等(2021)[20]的研究，使用如下控制變量：(1)總資產(chǎn)(Size)，對(duì)每季度的總資產(chǎn)取年度均值，再取自然對(duì)數(shù)；(2)資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)；(3)資本收益率(Roc)；(4)股票貝塔系數(shù)(Beta)，計(jì)算方法見(jiàn)下文；(5)股票阿爾法系數(shù)(Alpha)，計(jì)算方法見(jiàn)下文；(6)收盤(pán)價(jià)(Price)，對(duì)每日收盤(pán)價(jià)取年度均值；(7)股權(quán)集中度(Cent)，對(duì)上市公司前十位大股東持股比例進(jìn)行求和，然后將季度數(shù)據(jù)取年度均值；(8)總持股人數(shù)(LnHold)，對(duì)總持股人數(shù)取自然對(duì)數(shù)；(9)可操縱應(yīng)計(jì)利潤(rùn)(DA)，參考郝東洋等(2020)[33]的研究，使用修正Jones模型估計(jì)可操縱應(yīng)計(jì)利潤(rùn)，并對(duì)其取絕對(duì)值。

本文根據(jù)資產(chǎn)定價(jià)模型(CAPM)，并參考胡熠和顧明(2018)[34]、凌愛(ài)凡和謝林利(2019)[35]的研究，使用以下方法計(jì)算股票貝塔系數(shù)(Beta)：根據(jù)流通市值加權(quán)計(jì)算市場(chǎng)回報(bào)率，并使用個(gè)股回報(bào)率對(duì)市場(chǎng)回報(bào)率進(jìn)行回歸，計(jì)算個(gè)股上市后每個(gè)完整年度的貝塔系數(shù)(Beta)?；貧w方程和Beta的計(jì)算公式為：

ri,t=αi+βirm,t+εi,t

(4)

(5)

股票阿爾法系數(shù)(Alpha)的計(jì)算方法為：

Alpha=ri-[rf+β(rm-rf)]

(6)

其中，ri代表股票i的實(shí)際收益率，rf代表市場(chǎng)的無(wú)風(fēng)險(xiǎn)利率，β為個(gè)股的Beta系數(shù)，rm代表參照的市場(chǎng)收益率。

(三)回歸模型設(shè)計(jì)

為考察QFII持股能否抑制股票市場(chǎng)操縱，參考已有研究(李春濤等，2018[6])，建立如下模型：

LnMai,t=β0+β1QFSharei,t+β2Sizei,t+β3Levi,t

+β4Betai,t+β5Alphai,t+β6Centi.t

+β7LnHoldi,t+β8Pricei,t+β9Roci,t

+β10DAi,t+∑Year+∑Industry+εi,t

(7)

變量含義詳見(jiàn)變量定義部分，模型還同步控制了時(shí)間、行業(yè)層面的固定效應(yīng)。若QFII能夠抑制股票市場(chǎng)操縱，則β1應(yīng)顯著為負(fù)。

為進(jìn)一步研究QFII持股影響股票市場(chǎng)操縱的傳導(dǎo)機(jī)制，本文借鑒Baron和Shapiro(2022)[36]、吳敏等(2022)[37]的研究，建立如下模型：

Mi,t=γ0+γ1QFSharei,t+γ2Sizei,t+γ3Levi,t+γ4Betai,t

+γ5Alphai,t+γ6Centi.t+γ7LnHoldi,t+γ8Pricei,t

+γ9Roci,t+γ10DAi,t+∑Year+∑Industry

+εi,t

(8)

其中，Mi,t為機(jī)制變量，其余變量與公式(7)中的定義相同。公式(8)用于探究核心解釋變量QFShare與機(jī)制變量M之間的關(guān)系，如QFShare的系數(shù)顯著、符號(hào)與預(yù)期相同，并且既有文獻(xiàn)已論證M能夠顯著影響股票市場(chǎng)操縱，則說(shuō)明QFII持股能夠通過(guò)M抑制股票市場(chǎng)操縱。

(四)數(shù)據(jù)來(lái)源

本文以滬深A(yù)股上市公司2011—2018年的數(shù)據(jù)為研究樣本。高頻交易數(shù)據(jù)來(lái)源為T(mén)homson Reuters Tick History數(shù)據(jù)庫(kù)，這與李志輝等(2018)[1]、李夢(mèng)雨和李志輝(2019)[2]的做法一致。QFII持股、公司財(cái)務(wù)、公司治理等數(shù)據(jù)來(lái)自國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)、CCER數(shù)據(jù)庫(kù)和上市公司年報(bào)。本文剔除了金融類上市公司、ST公司以及數(shù)據(jù)缺失記錄，并對(duì)所有連續(xù)變量做上下1%的縮尾處理，最終選定3 000只股票，共15 557 個(gè)觀測(cè)值。

五、實(shí)證分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)分析

表1報(bào)告了本文主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。在樣本期內(nèi)，年內(nèi)是否疑似發(fā)生過(guò)市場(chǎng)操縱(Ma_1)的平均值為0.181，說(shuō)明約有18.1%的樣本疑似發(fā)生過(guò)市場(chǎng)操縱；年內(nèi)疑似發(fā)生市場(chǎng)操縱天數(shù)(MaCount)的最大值為7.000、平均值為0.227、方差為0.545，年內(nèi)疑似發(fā)生市場(chǎng)操縱天數(shù)與交易天數(shù)之比(MaPor)的最大值為2.869%，說(shuō)明在同一年內(nèi)疑似發(fā)生市場(chǎng)操縱的天數(shù)相對(duì)較少，且不同股票之間差異較大(李志輝等，2021[20])。QFII_1的平均值為0.157，表明約有15.7%的樣本被QFII持股；經(jīng)過(guò)縮尾的QFShare平均值為0.071%，最大值為2.365%，表明現(xiàn)階段QFII在上市公司中的持股比例仍然較低(李春濤等，2018[6])。如果QFII在持股比例較低的情況下能夠?qū)善笔袌?chǎng)操縱行為產(chǎn)生影響，那么將為QFII的作用研究提供強(qiáng)有力的新興市場(chǎng)證據(jù)。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

(二)基準(zhǔn)回歸分析

表2是對(duì)模型(7)的回歸結(jié)果。本文采用的是面板固定效應(yīng)模型，并使用公司聚類效應(yīng)對(duì)回歸的標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行修正以消除異方差等因素的影響。由列(1)至(4)可知，無(wú)論是否加入控制變量，QFII_1的系數(shù)均在1%的水平上顯著為負(fù)，說(shuō)明QFII持股可以顯著抑制股票市場(chǎng)操縱的發(fā)生；QFShare的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，說(shuō)明QFII持股比例越高，發(fā)生市場(chǎng)操縱的可能性越低。從而，文本提出的假設(shè)1得到驗(yàn)證。

在控制變量方面，總資產(chǎn)(Size)的系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明上市公司規(guī)模越大則發(fā)生市場(chǎng)操縱的可能性越低，這與既有研究結(jié)論一致(李志輝等，2018[1]；李志輝和鄒謐，2018[16])。股權(quán)集中度(Cent)的系數(shù)顯著為正，說(shuō)明股權(quán)集中度越高，則公司發(fā)生市場(chǎng)操縱的可能性越大，這可能是因?yàn)楣蓹?quán)集中度越高則大股東對(duì)上市公司的“掏空”能力越強(qiáng)，大股東可能會(huì)通過(guò)發(fā)布虛假信息、實(shí)施關(guān)聯(lián)交易等方式牟取個(gè)人私利，由此提高投資者之間的信息不對(duì)稱程度，從而加重股票市場(chǎng)操縱的發(fā)生；總持股人數(shù)(LnHold)的系數(shù)顯著為負(fù)，可能是因?yàn)槌止扇藬?shù)越高則其他股東對(duì)大股東形成的制衡越強(qiáng)，從而減少上市公司的違規(guī)行為并提升公司信息透明度，進(jìn)而抑制市場(chǎng)操縱的發(fā)生；收盤(pán)價(jià)(Price)的系數(shù)顯著為負(fù)，可能是因?yàn)楣蓛r(jià)越高則操縱者需要更多的資金才可以制造相應(yīng)的交易量以誘使散戶跟風(fēng)投資，這就削弱了市場(chǎng)操縱者的資金優(yōu)勢(shì)，從而降低了市場(chǎng)操縱發(fā)生的可能性。

表2 QFII持股影響股票市場(chǎng)操縱的基準(zhǔn)回歸結(jié)果

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.工具變量法。

QFII可能傾向于持股資產(chǎn)規(guī)模大、成長(zhǎng)性好的公司，而這類基本面良好的公司在QFII持股之前發(fā)生市場(chǎng)操縱的概率也是較低的，所以需要排除樣本自選擇等內(nèi)生性問(wèn)題。經(jīng)過(guò)對(duì)Aggarwal等(2011)[10]、魏熙曄等(2020)[14]等文獻(xiàn)的梳理，本文使用TTM化的資產(chǎn)報(bào)酬率(TTRA)作為第一個(gè)工具變量，其中，TTM是指過(guò)去12個(gè)月累計(jì)收益。理論上，TTRA滿足相關(guān)性和外生性要求，因?yàn)镼FII在進(jìn)行投資之前會(huì)對(duì)上市公司的運(yùn)營(yíng)管理、財(cái)務(wù)狀況進(jìn)行充分評(píng)估，具有高資產(chǎn)回報(bào)的企業(yè)更容易受到QFII的青睞，所以較高的TTRA會(huì)顯著提升QFII的持股概率，因此擬選擇的工具變量滿足相關(guān)性要求；另外，市場(chǎng)操縱者通常需要具備信息或者資金優(yōu)勢(shì)才能成功實(shí)施市場(chǎng)操縱，所以，影響市場(chǎng)操縱的因素往往具有影響信息透明度、影響股票交易成本等特點(diǎn)，而資產(chǎn)回報(bào)率主要是反映企業(yè)經(jīng)營(yíng)結(jié)果的變量，并不是市場(chǎng)操縱者關(guān)心的核心因素，所以TTRA具有外生性。

以往文獻(xiàn)通常將上市公司同一年度同行業(yè)其他上市公司持股比例的平均值作為工具變量，與此不同，本文創(chuàng)新性地使用主成分分析的方法生成第二個(gè)工具變量(Index)。Index是由凈利潤(rùn)、每股收益、流動(dòng)資產(chǎn)合計(jì)、凈利潤(rùn)與利潤(rùn)總額之比、總市值、兩權(quán)分離度、總資產(chǎn)增長(zhǎng)率7個(gè)子指標(biāo)合成而來(lái)。Index是正向指標(biāo)，一般來(lái)說(shuō)，Index值越大則上市公司盈利能力越好，它反映了企業(yè)運(yùn)營(yíng)管理、公司財(cái)務(wù)等方面的能力。所以，與第一個(gè)工具變量類似，Index在理論上也滿足相關(guān)性和外生性要求。

表3為使用工具變量后的回歸結(jié)果。當(dāng)核心解釋變量為QFShare時(shí)，由表3列(1)的回歸結(jié)果可知，TTRA、Index的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說(shuō)明TTRA和Index可以顯著提升外資持股的可能性。列(2)為第二階段回歸結(jié)果，QFShare對(duì)市場(chǎng)操縱的系數(shù)仍在1%的水平上顯著為負(fù)，并且利用過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)以及弱工具變量檢驗(yàn)可知，TTRA和Index均為外生工具變量且均強(qiáng)烈拒絕弱工具變量假設(shè)。這說(shuō)明在緩解內(nèi)生性問(wèn)題之后QFII持股仍可以顯著抑制股票市場(chǎng)操縱。類似地，從列(3)、列(4)可以看出，核心解釋變量為QFII_1時(shí)，結(jié)論類似。

2.傾向得分匹配(PSM)檢驗(yàn)。

為進(jìn)一步緩解內(nèi)生性問(wèn)題，借鑒既有研究(李春濤等，2018[6])，采用傾向得分匹配法(PSM)為QFII持股的樣本構(gòu)建匹配樣本進(jìn)行回歸，其中QFII_1等于1的為實(shí)驗(yàn)組，QFII_1等于0的為對(duì)照組。選取總資產(chǎn)、資產(chǎn)負(fù)債率、資產(chǎn)報(bào)酬率、總資產(chǎn)增長(zhǎng)率、股票貝塔系數(shù)、 總市值、機(jī)構(gòu)投資者持股比例、總持股人數(shù)作為匹配變量，采用一對(duì)一最近鄰匹配法找到與實(shí)驗(yàn)組傾向得分值最為接近的控制組樣本。同時(shí)，為進(jìn)一步提升匹配準(zhǔn)確度，本文使用逐年匹配的方法，使實(shí)驗(yàn)組樣本只可與其年份相同的對(duì)照組樣本進(jìn)行匹配。多變量t檢驗(yàn)的結(jié)果顯示匹配以后的對(duì)照組和實(shí)驗(yàn)組樣本無(wú)顯著差異，各年份的匹配效果良好，為節(jié)省篇幅，本文僅以2018年的匹配結(jié)果為例進(jìn)行展示(如表4所示)。

表3 QFII持股影響股票市場(chǎng)操縱的工具變量檢驗(yàn)

本文使用匹配之后的樣本進(jìn)行了回歸檢驗(yàn)。表5的回歸結(jié)果顯示，無(wú)論是否加入控制變量，QFShare和QFII_1在匹配后樣本上對(duì)市場(chǎng)操縱的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)。這說(shuō)明在資產(chǎn)負(fù)債、盈利能力、公司治理等基本面大體相同的情況下，QFII持股仍然可以顯著抑制市場(chǎng)操縱，這有效緩解了樣本自選擇問(wèn)題。

表4 傾向得分匹配的均衡性檢驗(yàn)(以2018年為例)

表5 基于PSM的回歸分析結(jié)果

3.變量和模型調(diào)整。

一是借鑒Cornaggia(2015)[38]的研究，使用安慰劑檢驗(yàn)法，將核心解釋變量的取值隨機(jī)排列后進(jìn)行回歸。表6的列(1)、列(2)顯示，QFShare和QFII_1的系數(shù)均不再顯著，這說(shuō)明QFII對(duì)市場(chǎng)操縱的抑制作用并不是由遺漏的變量造成的。二是替換被解釋變量。借鑒李志輝和鄒謐(2018)[16]的研究，將年內(nèi)疑似發(fā)生市場(chǎng)操縱天數(shù)(MaCount)作為被解釋變量，使用負(fù)二項(xiàng)回歸模型進(jìn)行分析，回歸結(jié)果見(jiàn)表6的列(3)、列(4)；借鑒李志輝和金波(2021)[19]的研究，使用年內(nèi)是否疑似發(fā)生過(guò)市場(chǎng)操縱(Ma_1)作為被解釋變量，并利用logit模型進(jìn)行檢驗(yàn)，回歸結(jié)果見(jiàn)列(5)、列(6)；使用年內(nèi)疑似發(fā)生市場(chǎng)操縱天數(shù)與交易天數(shù)之比(MaPor)作為被解釋變量，回歸結(jié)果見(jiàn)列(7)、列(8)。表6的列(3)至列(8)結(jié)果均表明本文結(jié)論穩(wěn)健。三是將行業(yè)固定效應(yīng)替換為個(gè)體固定效應(yīng)，使用雙向固定效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。表7的回歸結(jié)果顯示，無(wú)論是否加入控制變量，QFII持股均可顯著抑制股票市場(chǎng)操縱。四是借鑒以往文獻(xiàn)(李志輝和金波，2021[19]；李志輝等，2021[20])，繼續(xù)添加以下控制變量，賬面市值比、總資產(chǎn)增長(zhǎng)率、日收益波動(dòng)率、Sigma系數(shù)、年成交量、董事長(zhǎng)與總經(jīng)理是否兼任、總市值，本文結(jié)論依然穩(wěn)健(2)受篇幅所限，添加變量后的回歸結(jié)果未在文中列示，感興趣的讀者可聯(lián)系作者索取。。

表6 QFII持股影響股票市場(chǎng)操縱的穩(wěn)健性檢驗(yàn)(第一部分)

表7 QFII持股影響股票市場(chǎng)操縱的穩(wěn)健性檢驗(yàn)(個(gè)體固定效應(yīng))

(四)影響機(jī)制分析

1.降低信息不對(duì)稱性。

QFII大多為專業(yè)的基金公司或投資銀行，積累了豐富的投資策略和分析技術(shù)，能夠?qū)ζ髽I(yè)信息形成深入挖掘(李春濤等，2018[6])。首先，QFII的投資行為能夠?qū)⒆陨矸治龀龅男畔⒊浞秩谌牍蓛r(jià)，使股價(jià)能夠更好地反映公司基本面(饒育蕾等，2013[27])。其次，QFII的拋售行為也會(huì)被其他投資者分析與效仿，可能導(dǎo)致公司市值大幅下挫，從而形成顯著的利空威脅，促使大股東和管理層守法合規(guī)經(jīng)營(yíng)，避免違規(guī)發(fā)布虛假信息以及盈余操縱(楊海燕等，2012[9])。再次，QFII的投資行為可供市場(chǎng)其他參與者學(xué)習(xí)，能夠降低其他參與者的信息處理成本，從而顯著提升市場(chǎng)對(duì)被持股公司的關(guān)注度，使市場(chǎng)能夠共享更多的上市公司信息。所以，QFII持股在理論上可顯著提升上市公司在股市的信息透明度。

既有研究表明，KV指數(shù)(KV)和分析師關(guān)注度(LnAna)是度量上市公司信息不對(duì)稱程度的常用指標(biāo)，KV指數(shù)越低、分析師關(guān)注度越高則上市公司信息透明度越高。本文擬使用以上兩個(gè)指標(biāo)并參考Baron和Shapiro(2022)[36]、吳敏等(2022)[37]的分析方法，檢驗(yàn)QFII持股通過(guò)提升上市公司信息透明度來(lái)抑制市場(chǎng)操縱的傳導(dǎo)機(jī)制。

借鑒李春濤等(2018)[6]的研究，KV的計(jì)算方法如下：

ln|ΔPt/Pt-1|=α+β(Volt-Vol0)+ui

(9)

KV=β×1 000 000

(10)

其中，ΔPt是Pt與Pt-1的差值，Pt是交易日t的收盤(pán)價(jià)，Volt是t日的交易量，Vol0是年度日平均交易量。不考慮β為負(fù)值、年度交易日小于100天的情況。

借鑒Chen等(2015)[39]、徐細(xì)雄等(2021)[28]的研究，分析師關(guān)注度的計(jì)算方法為：股票年度分析師關(guān)注人數(shù)加1取對(duì)數(shù)。

表8的列(1)、列(2)是對(duì)模型(8)的回歸結(jié)果。由于KV為負(fù)向指標(biāo)、LnAna是正向指標(biāo)，所以從核心解釋變量(QFShare)對(duì)機(jī)制變量的回歸結(jié)果可以看出，QFShare能夠在1%的水平上顯著提升上市公司在股市的信息透明度。而以往研究表明，提升上市公司信息透明度可顯著削弱操縱者的信息優(yōu)勢(shì)，從而產(chǎn)生抑制市場(chǎng)操縱的作用(Goldstein和Guembel，2008[40]；李志輝和金波，2021[15]；李志輝等，2021[19])。具體而言，如果上市公司信息透明度高，則普通投資者擁有較為充分的信息，對(duì)上市公司的財(cái)務(wù)和運(yùn)營(yíng)情況有著清晰的認(rèn)知，能夠有效甄別操縱者蓄意制造的缺少基本面支撐的交易假象，大幅提升市場(chǎng)操縱者的實(shí)施難度(Barbosa，2012[18])；但如果上市公司信息透明度低，普通投資者與操縱者之間信息差距較大，只能依靠成交量、股價(jià)等有限信息進(jìn)行交易決策，則極易被操縱者設(shè)下的“陷阱”所迷惑。所以，QFII持股能夠通過(guò)提升上市公司信息透明度來(lái)抑制股票市場(chǎng)操縱。假設(shè)2成立。

2.提升股票流動(dòng)性。

首先，QFII作為一種專業(yè)和獨(dú)特的境外機(jī)構(gòu)投資者，其財(cái)務(wù)投資行為可以在一定程度上為市場(chǎng)注入資金和流動(dòng)性(Ng等，2016[29])。其次，QFII持股的示范效應(yīng)會(huì)顯著提升其他投資者對(duì)被持股公司股票的信心(柯艷蓉等，2020[32])和購(gòu)入傾向，投資者對(duì)股票的內(nèi)在價(jià)值能夠迅速達(dá)成共識(shí)，如果持有者因自身原因賣(mài)出股票，則股票會(huì)很快被其他投資者所承接買(mǎi)入。再次，QFII的利空威脅能夠?qū)ι鲜泄酒鸬搅己玫谋O(jiān)督作用，促使上市公司守法合規(guī)經(jīng)營(yíng)(Bena等，2017[11])，提升公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)與發(fā)展?jié)摿?，從而顯著提升投資者對(duì)上市公司的信心。所以，理論上，QFII持股會(huì)顯著提升上市公司股票流動(dòng)性。

借鑒既有研究，使用成交額加權(quán)相對(duì)有效價(jià)差(ESP)和Amivest流動(dòng)比率(LnAmi)度量股票流動(dòng)性。ESP為負(fù)向指標(biāo)，值越高則流動(dòng)性越差(Venkataraman，2011[41]；李志輝等，2018[1])，LnAmi是正向指標(biāo)，值越高則股票流動(dòng)性越好(李志輝等，2021[20])。上述指標(biāo)的計(jì)算公式如下：

(11)

LnAmi=ln[(1/TraDay)×(∑Vt/rt)]

(12)

其中，Pi,k為股票i在交易日內(nèi)第k筆交易的成交價(jià)格，PM,i,k為股票i第k筆交易最佳賣(mài)出價(jià)格和最佳買(mǎi)入價(jià)格的均值，Wi,k為股票i第k筆訂單成交額占當(dāng)日總成交額的比重。TraDay表示每年交易日的總天數(shù)，Vt表示單位時(shí)間內(nèi)的成交額，rt表示時(shí)間t-1到t的收益率。

從表8列(3)、列(4)可以看出，QFShare在1%的水平上顯著降低ESP、提高LnAmi，說(shuō)明QFII持股可以顯著提升被持股上市公司股票流動(dòng)性。而以往研究表明，提升股票流動(dòng)性能夠顯著降低市場(chǎng)操縱的發(fā)生概率(Aggarwal和Wu，2006[42]；李志輝等，2021[20])。具體而言，如果股票流動(dòng)性越高，則相同的交易額可能僅使股價(jià)產(chǎn)生小幅度的變動(dòng)，難以吸引散戶注意，操縱者需要?jiǎng)佑酶蟮馁Y金量才可能成功，這就顯著提高了操縱者的資金成本以及實(shí)施難度(Comerton-Forde 和Putnin?，2011[17])。所以，QFII持股可通過(guò)提升股票流動(dòng)性來(lái)抑制股票市場(chǎng)操縱。假設(shè)3成立。

表8 QFII持股影響股票市場(chǎng)操縱的影響機(jī)制分析

(五)進(jìn)一步分析

根據(jù)前文分析，由于忌憚QFII的信息分析能力、擔(dān)心QFII拋售所帶來(lái)的示范性影響，上市公司大股東和高管會(huì)更大概率地守法盡職經(jīng)營(yíng)企業(yè)，所以QFII具有顯著的外部監(jiān)督作用(李春濤等，2020[6])。本文嘗試進(jìn)一步探究其他監(jiān)督機(jī)制是否會(huì)對(duì)QFII的監(jiān)督作用產(chǎn)生影響。理論上，如果上市公司自身以及外部的監(jiān)督機(jī)制越弱，則QFII的監(jiān)督作用越顯著。

姜付秀等(2017)[43]研究發(fā)現(xiàn)，相比于單一大股東的公司治理模式，多個(gè)大股東可在企業(yè)內(nèi)部形成有效制衡，能夠顯著抑制大股東的“掏空”行為，其中，大股東為持股10%以上的股東。由此，本文定義變量Mult，表示公司是否具有多個(gè)大股東，如果公司存在2個(gè)或2個(gè)以上大股東，則取值為1，否則為0。同時(shí)將第一大股東持股比例不足10%的樣本的Mult置為空值。特別地，上市公司的不同股東可能會(huì)以一致行動(dòng)人的形式共同持股，并在表決時(shí)采取相同行動(dòng)，因此將一致行動(dòng)人認(rèn)定為同一個(gè)股東，并將其持股比例進(jìn)行累加。分組回歸結(jié)果見(jiàn)表9列(1)、列(2)。當(dāng)Mult=0時(shí)，QFShare的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)；當(dāng)Mult=1時(shí)，QFShare的系數(shù)不再顯著。

鄭建明和孫詩(shī)璐(2021)[44]研究認(rèn)為，相較于國(guó)內(nèi)非“十大”會(huì)計(jì)師事務(wù)所，“十大”會(huì)計(jì)師事務(wù)所的審計(jì)師通常擁有更高的職業(yè)素養(yǎng)和專業(yè)技能，可更加精確地識(shí)別客戶風(fēng)險(xiǎn)，出具更高質(zhì)量的審計(jì)意見(jiàn)，從而對(duì)上市公司發(fā)揮更好的外部監(jiān)督作用。據(jù)此，本文將樣本按照審計(jì)師是否來(lái)自“十大”會(huì)計(jì)師事務(wù)所進(jìn)行分組。表9列(3)、列(4)的結(jié)果顯示，當(dāng)會(huì)計(jì)師來(lái)自非“十大”會(huì)計(jì)師事務(wù)所時(shí)，QFShare的系數(shù)仍在1%的水平上顯著為負(fù)，但是當(dāng)會(huì)計(jì)師來(lái)自“十大”會(huì)計(jì)師事務(wù)所時(shí)，QFShare的系數(shù)不再顯著。

以往研究表明，獨(dú)立董事可以通過(guò)對(duì)上市公司的并購(gòu)重組、關(guān)聯(lián)交易等關(guān)鍵事項(xiàng)進(jìn)行審議并發(fā)表專業(yè)意見(jiàn)，進(jìn)而發(fā)揮監(jiān)督職能(周澤將和高雅，2019[45])、提升會(huì)計(jì)報(bào)表透明度。本文參考王雄元等(2018)[46]的方法，使用獨(dú)立董事占比(Pid)來(lái)衡量獨(dú)立董事的監(jiān)督能力，并設(shè)置分組變量Pid_flg，當(dāng)上市公司獨(dú)立董事占比大于年度行業(yè)中位數(shù)時(shí)該分組變量取值為1，否則為0。表9列(5)、列(6)的回歸結(jié)果顯示，在獨(dú)立董事占比較低的組QFShare對(duì)市場(chǎng)操縱的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，在獨(dú)立董事占比較高的組QFShare的系數(shù)不再顯著。

企業(yè)外部制度環(huán)境是對(duì)轄區(qū)內(nèi)所有經(jīng)濟(jì)主體產(chǎn)生影響的宏觀治理因素，由一系列規(guī)則、規(guī)范組成。制度環(huán)境較好的地區(qū)通常擁有更加高效、透明的行政審批流程，這將顯著壓縮企業(yè)的權(quán)力尋租空間，有力推動(dòng)企業(yè)守法合規(guī)經(jīng)營(yíng)。并且，地區(qū)制度環(huán)境越好，則法律體系建設(shè)越完善，企業(yè)所受到的外部監(jiān)督強(qiáng)度越大(姜付秀等，2017[43])。本文借鑒王小魯?shù)?2017)[47]的研究，使用市場(chǎng)化指數(shù)衡量企業(yè)外部制度環(huán)境水平，并設(shè)置分組變量Mar_flg，當(dāng)上市公司所在地市場(chǎng)化指數(shù)大于年度行業(yè)中位數(shù)時(shí)Mar_flg取值為1，否則為0。表9列(7)、列(8)的回歸結(jié)果顯示，在市場(chǎng)化水平較低的組QFShare的系數(shù)顯著為負(fù)，而在市場(chǎng)化水平較高的組QFShare的系數(shù)不再顯著。

綜上所述，相比于另外一個(gè)分組，QFII在單一大股東、審計(jì)師來(lái)自非“十大”會(huì)計(jì)師事務(wù)所、低獨(dú)立董事占比、低市場(chǎng)化指數(shù)等弱監(jiān)督環(huán)境下對(duì)市場(chǎng)操縱的抑制作用更顯著。由此，本文進(jìn)一步說(shuō)明了QFII持股是通過(guò)發(fā)揮其監(jiān)督效應(yīng)，從而抑制了股票市場(chǎng)操縱。

表9 QFII持股影響股票市場(chǎng)操縱的進(jìn)一步分析

六、結(jié)論和政策建議

本文發(fā)現(xiàn)QFII持股可顯著抑制股票市場(chǎng)操縱，機(jī)制分析表明QFII持股主要通過(guò)提升上市公司信息透明度、提高股票流動(dòng)性來(lái)抑制股票市場(chǎng)操縱，是行之有效的外部監(jiān)督力量。經(jīng)過(guò)一系列檢驗(yàn)后，結(jié)論仍然穩(wěn)健。最后，通過(guò)分組檢驗(yàn)的方法證明了在單一大股東、低獨(dú)立董事占比、低市場(chǎng)化水平等弱監(jiān)督環(huán)境下QFII持股對(duì)股票市場(chǎng)操縱的影響更顯著。

本文從市場(chǎng)公正的角度證明了QFII更多的是扮演價(jià)值投資角色，這一研究結(jié)論與我國(guó)最初引進(jìn)QFII以穩(wěn)定和規(guī)范A股市場(chǎng)并提升股票市場(chǎng)質(zhì)量的初衷是高度吻合的，也充分說(shuō)明了我國(guó)循序漸進(jìn)開(kāi)放QFII投資A股市場(chǎng)的政策是正確且成功的。同時(shí)還需要認(rèn)識(shí)到，目前我國(guó)A股市場(chǎng)以散戶為主，投資者尚不成熟、法律體系建設(shè)還不夠完善，仍需多措并舉進(jìn)一步推進(jìn)A股市場(chǎng)的公平公正發(fā)展。

本文政策建議如下：第一，從國(guó)家政策層面、資本市場(chǎng)發(fā)展層面以提升股票市場(chǎng)質(zhì)量為導(dǎo)向構(gòu)建上市公司外部的投資者保護(hù)體系；以提升內(nèi)部控制有效性和信息披露質(zhì)量為出發(fā)點(diǎn)，對(duì)規(guī)范上市公司內(nèi)部治理的法律法規(guī)進(jìn)行有針對(duì)性的調(diào)整和完善，強(qiáng)化對(duì)內(nèi)部治理缺陷的披露和監(jiān)管，從而全面提升上市公司內(nèi)部治理水平。第二，本文構(gòu)建的市場(chǎng)操縱識(shí)別模型具有較好的預(yù)警識(shí)別能力，證監(jiān)會(huì)和證券交易所可借鑒本文設(shè)計(jì)的識(shí)別方法完善市場(chǎng)操縱實(shí)時(shí)監(jiān)控系統(tǒng)，提升監(jiān)控系統(tǒng)的市場(chǎng)操縱識(shí)別能力。監(jiān)管部門(mén)可充分借力豐富的監(jiān)控手段加大對(duì)市場(chǎng)操縱的處罰力度，對(duì)違法違規(guī)行為形成強(qiáng)大威懾力。第三，進(jìn)一步加快我國(guó)金融市場(chǎng)的對(duì)外開(kāi)放程度，在充分考量我國(guó)資本市場(chǎng)實(shí)際情況的基礎(chǔ)上優(yōu)化QFII的認(rèn)定標(biāo)準(zhǔn)，讓更多的優(yōu)質(zhì)境外機(jī)構(gòu)投資者參與到我國(guó)A股市場(chǎng)，促進(jìn)我國(guó)資本市場(chǎng)的成熟化和專業(yè)化提升，顯著降低股票市場(chǎng)操縱的發(fā)生概率，從而有力推動(dòng)中國(guó)股票市場(chǎng)的高質(zhì)量發(fā)展。