劉 洋，李 琦，張 微

(湖北工業(yè)大學經(jīng)濟與管理學院，湖北 武漢 430068)

據(jù)Wind數(shù)據(jù)統(tǒng)計，我國機構投資者擁有超過50%的A股市值的金融資產(chǎn)。同時，我國在2002年和2011年先后實施合格境外機構投資者(QFII)和人民幣合格境外機構投資者(RQFII)制度試點后，機構投資者結(jié)構朝著多元化方向發(fā)展。截至2021年底，在1000余家已披露的上市公司數(shù)據(jù)中，社?；?、保險資金和QFII對A股上市公司的持有股票市值分別為45.80億元、8.32億元和104.59億元，相較于2020年年底分別變動20.95%、-3.68%、26.50%，可以看出A股市場機構投資者總體保持較快增長趨勢。當前市場參與力量已經(jīng)發(fā)生了本質(zhì)性變化，機構投資者以及外資投資者的占比越來越大，持有市值占比逐漸增加，對市場整體風格起到一定影響作用。

學術界對機構投資者是否會影響資本市場穩(wěn)定存在爭論。有學者認為，機構投資者存在顯著羊群行為,進而影響股票市場波動。若股市整體高漲，投資者利好情緒會擴散，在股票市場更加活躍，進而使股票流動性增長；若股市整體低迷，則這一信息會通過股價傳遞到投資者手中，使得投資者悲觀情緒增加，投資意愿降低，進而降低股票流動性。也有學者認為，機構投資者之間有特殊的交流機制能減少負面消息的堆積，降低信息不對稱，穩(wěn)定市場。還有學者認為，機構投資者的決策行為會隨市場和所處環(huán)境而改變，對股市流動性的影響具有不確定性?？傮w上看，對于資本市場與機構投資者之間關系，學界并沒有形成統(tǒng)一觀點?；谏鲜鰧W者觀點，本文提出研究的第一個問題：機構投資者行為是否會對股票流動性產(chǎn)生顯著影響？

投資者情緒在某種層面上能反映出股市的變動趨勢。在資本市場交易中，個人投資者繳納的印花稅與手續(xù)費超過80%，這說明中小投資者占主體，并且其投資決策容易受到非理性化情緒影響，即所謂“沖動型”投資，這使得股票內(nèi)在價值被忽略，從而影響股票流動性。以P2P平臺爆雷為例，僅2018年7月上旬爆雷平臺就高達40余家，涉及資金超過1200億元。密集爆雷引起的投資者情緒恐慌使得平臺兌付負擔加重，進一步加重資金緊張，這說明投資者情緒波動極大。結(jié)合上述分析，本文提出第二個問題：投資者情緒的中介效應在機構投資者行為影響股票流動中是否存在？

1 文獻評述與研究假設

1.1 機構投資者行為與股票流動性

以往文獻對于機構投資者行為如何影響股票流動性的研究已經(jīng)比較全面，但研究結(jié)論尚未統(tǒng)一，因此本文從兩個視角分別梳理。第一，從機構投資者行為的正向影響角度來說，機構長期持股時，能使得機構投資者充分發(fā)揮其積極的治理效應，有效改善企業(yè)的長期投資決策，最終使得企業(yè)創(chuàng)新能力提升，從而提高其股票流動性(杜金岷，2017；馬超[3]，2015；宋雨竹[4]，2021；方宇[5]，2022；郭明星[6]，2021)。第二，從機構投資者行為的負向影響來說，雖然機構長期持股具有穩(wěn)定性，能夠穩(wěn)定市場(秦川，2010)[7]，但從信息假說與交易假說來看，機構投資者持股比例越大，將導致信息不對稱程度增大，增加了逆向選擇的可能性，這將導致股票的流動性成本增加，從而使得股票流動性減弱(雷倩華[8]，2012；曾瑾[9]，2013；陳輝[10]，2015)。

本文認為，機構投資者持股比例越高，信息不對稱的程度越大，會增加投資者逆向選擇的可能性，使得股價波動加劇，股票流動性減弱。另外，機構投資者偏好為中長期投資，其持有的股票比例越高，短期內(nèi)市場交易的股票數(shù)量則越少。雷倩華(2012)[8]認為機構投資者持股更容易導致PIN值、報價價差的增大。與其他機構投資者相比，證券投資基金更容易增加流動性成本，這都將導致股票流動性降低。對于機構的交易行為而言，機構投資者的專業(yè)優(yōu)勢更加凸顯，并且在信息搜集、處理上具有更高的規(guī)模經(jīng)濟優(yōu)勢。因此，機構投資者交易行為常常作為個人投資者的參考對象。當機構投資者積極買進股票，會增強投資者的樂觀情緒，引導個人投資者積極參與股票交易，股票流動性從而得到提升。因此，本文提出假設：

H1a，機構投資者持股行為與股票流動性顯著負相關；

H1b，機構投資者交易行為與股票流動性顯著正相關。

1.2 投資者情緒與股票流動性

關于股票流動性和投資者情緒方面，一些學者從動態(tài)層面來闡述情緒對股票市場波動的影響，認為投資者情緒隨時間空間的變動性體現(xiàn)在股市的流動性和超額收益率之間。在股票增發(fā)過程中，投資者更偏好于持有較高流動性的股票(張芳等[11],2021;池麗旭[12],2011;Joseph[13],2011)。也有學者研究不同的投資者情緒通過何種途徑作用于股票流動性的。由于主觀判斷和市場流言導致的非理性情緒化泛濫，過于樂觀或者極度悲觀的情緒容易使股票內(nèi)在價值被忽略，造成股票流動性變動(盛佳妮[14]，2021；尹海員[15]，2021)。在高度恐懼的市場情緒中存在著更多的賣出行為。受消極情緒指標影響的賣出行為，在套利有限和賣空限制下會導致股市流動性的下降(De Long[16],1990;Chiu[17],2014;張維等[18],2006)。

以上研究表明投資者情緒是影響股市流動性的一個重要因素。由于我國資本市場個人投資者所占比重較大，投資者情緒對于我國股票流動性的影響不可忽視。投資者情緒越積極，投資者對資本市場的信心越足，股票的流動性就越好。因此，本文提出

假設 H2:其他條件不變時，積極的投資者情緒正向促進了股票流動性。

1.3 機構投資者行為與投資者情緒

陳曉曦(2020)[19]研究發(fā)現(xiàn)，投資不足的上市公司，其持股穩(wěn)定性使得投資不足與投資者情緒之間的負向變動關系得以加強，對于投資過度的上市公司而言則不明顯；鹿坪等(2015)[20]探討了投資者與機構持股在應計異象上存在內(nèi)在影響。研究發(fā)現(xiàn)，機構整體持股在短窗口期加強了投資者情緒對應計異象的正向影響，而在長窗口期內(nèi)則減輕了投資者情緒對應計異象的正向影響。學者們在研究機構投資者行為與投資者情緒的關系時，往往都聚焦于機構持股。但是，在我國特殊的金融環(huán)境下，機構投資者作為具有專業(yè)技能的個體，其行為會對投資者情緒產(chǎn)生較大影響，從而影響到股票的流動性，但鮮有學者從投資者情緒這個視角去研究。

機構投資者的持股比例越高，將導致信息不對稱程度越高。高的信息不對稱程度將使得投資者情緒低迷，進而降低對股票未來預期收益，最終顯著降低股票流動性。而機構投資者的買入(賣出)行為，間接反映出機構投資者對該企業(yè)的認可，從而極大提高(降低)投資者持有該股票的信心，最終提高(降低)股票流動性。因此，本文提出

假設H3：投資者情緒在機構投資者行為與股票流動性之間發(fā)揮負向的中介作用。

我國資本市場結(jié)構依然處于不成熟階段，投資者的整體素質(zhì)與投資者情緒的理性程度仍然有很大進步空間，市場中噪聲交易出現(xiàn)頻率很高。本文將樣本區(qū)分為創(chuàng)業(yè)板股票與主板股票兩部分，分別研究投資者情緒在不同板塊上市的股票中的中介作用的差異。王莉婷(2021)[21]通過對創(chuàng)業(yè)板股票進行檢驗，發(fā)現(xiàn)投資者情緒高漲會顯著增加創(chuàng)業(yè)板流動性。本文認為，由于創(chuàng)業(yè)板設置的交易規(guī)則更為靈活，交易頻率更高，投資者所面對的風險更大，其情緒波動也更大。因此，創(chuàng)業(yè)板投資者為了減少這種風險，更偏好短期投資。而機構投資者行為為長期投資行為，因此，投資者情緒的影響在創(chuàng)業(yè)板不顯著?；诖耍疚奶岢?/p>

假設H4：在主板股票中，與創(chuàng)業(yè)板市場相比，投資者情緒在機構投資者行為影響股票流動性過程的中介作用更顯著。

2 研究設計

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文以2012—2021年深交所上市公司樣本作為研究對象。其中，股票流動性度量指標、機構投資者持股比例數(shù)據(jù)、投資者情緒指標均來自于CSMAR數(shù)據(jù)庫，其他數(shù)據(jù)均從WIND、CSMAR數(shù)據(jù)庫獲取。此外，本文剔除了以下樣本：1)金融類的深交所上市企業(yè)；2)ST和*ST公司；3)停牌時間超過200天的樣本；4)為避免新股較高的關注度對其流動性的影響，剔除了2012年之后深交所上市的公司。為緩解極端值的影響，本文對所有的連續(xù)變量進行了上下1%的Winsorize處理，最終收集包含808家公司的24 766個觀測值，樣本數(shù)據(jù)屬于非平衡面板數(shù)據(jù)。

2.2 變量定義

1)股票流動性(LIQ)。常用于衡量股票流動性的指標主要有相對價差、換手率、Amihud 指標(Amihud，2002)[22]等。其中，相對價差是從價格層面反映流動性，Amihud 指標從價格與時間的角度反映流動性。而對于換手率而言，我國中小投資者比重占比較大，更多是衡量噪聲交易的程度，對流動性的度量不夠準確。因此，本文在股票流動性指標的選擇上選取了相對價差、Amihud 指標，分別從價格角度、價格與時間角度來衡量。兩個指標均為反映股票流動性變化的負向指標，即LIQ1、LIQ2增大，所反映的股票流動性降低。本文數(shù)據(jù)均為季度數(shù)據(jù)，因此，兩個指標均做季度平均處理，具體計算公式如下：

相對有效價差it(LIQ1)=

(1)

(2)

其中D為每季度的交易天數(shù)，VOLid為d日的股票成交量，Rid為d日的股票收益率。

2)機構投資者行為(IIB)。機構投資者持股行為(lnhold)，為季度末機構持股數(shù)量與上市公司的總股本的比值。機構投資者交易行為(trd)，為當期機構投資者持股比例減去上一期機構投資者持股比例的差值。

3)投資者情緒。借鑒易志高(2008)[23]的研究成果，使用CICSI指數(shù)來作為投資者情緒的衡量指標，將其標準化后再剔除宏觀經(jīng)濟因素的影響。具體公式如下：

CICSIrt=0.223DCEFrt+0.329TURNrt-1+

0.272IPONt+0.313IPORt+

0.252CCIrt+0.392NIArt-1

(3)

其中：DCEF為封閉式基金折價；TURN為交易量；IPON為IPO發(fā)行量；IPOR為上市首日收益；CCI為消費者信心指數(shù)；NIA為新增投資者開戶數(shù)。

為了緩解數(shù)據(jù)選擇帶來的偏誤，參考王化成等(2015)[24],采用股票換手率的變化率作為投資者情緒的替代變量來進行穩(wěn)健性檢驗。

4)控制變量。本文選擇資產(chǎn)負債率(FL)、凈資產(chǎn)收益率(ROE)、換手率季度均值(ARtrd)、市凈值(PB)、成長性(Growth)、企業(yè)規(guī)模(lnsize)、年份(YEAR)、行業(yè)(INDUSTRY)作為控制變量。

表1 變量定義

2.3 模型設計

為驗證假設1(即機構投資者行為對股票流動性的影響)，構建模型如下：

LIQi,t=α0+α1IIBi,t+

γ∑Controlsi,t+∑Industry+∑Year+εi,t

(4)

其中：LIQi,t分別用公司i在t季度的相對有效價差(LIQ1)與Amihud 指標(LIQ2)來度量，IIBi,t分別用公司i在t季度的機構投資者持股比例(lnhold)與機構投資者交易比例(trd)來度量，Controlsi,t為控制變量，Industry為行業(yè)虛擬變量，Year為年份虛擬變量。

為了檢驗假設2與假設3，分析投資者情緒的中介效應，構建以下模型：

senti,t=α0+α1IIBi,t+

γ∑Controlsi,t+∑Industry+∑Year+εi,t

(5)

LIQi,t=α0+α1IIBi,t+

β1senti,t+γ∑Controlsi,t+

∑Industry+∑Year+εi,t

(6)

并構建sobel統(tǒng)計量(sobel 1982)[25]來檢驗模型中中介效應是否顯著，檢驗統(tǒng)計量

2.4 中介效應作用機制

根據(jù)溫忠麟(2014)[26]的方法來闡述中介效應作用機制。如圖1所示，方程(4)的系數(shù)α1為機構投資者行為對股票流動性的總效應，α1顯著，則總效應顯著；方程(5)的系數(shù)α1為機構投資者行為對投資者情緒的效應；方程(6)的系數(shù)β1是在控制了機構投資者行為的影響后, 投資者情緒對股票流動性的影響的效應，其中方程(5)中α1顯著且方程(6)中β1顯著，則投資者情緒在機構投資者行為對股票流動性的影響的中介作用存在；方程(6)中，α1表示機構投資者行為在控制了投資者情緒的影響后，對股票流動性的直接效應。如果顯著，則投資者情緒僅僅起到部分中介作用，即機構投資者持股行為與交易行為對股票流動性的影響，一部分由自身直接影響，另一部分通過對投資者情緒產(chǎn)生影響來影響股票流動性。反之，機構投資者持股行為與交易行為對股票流動性的影響只通過影響投資者情緒來達成。

圖1 中介效應機制

3 實證檢驗

3.1描述性統(tǒng)計

表2為主要變量的描述性統(tǒng)計分析。從流動性指標來看，LIQ1平均值為0.159，中位數(shù)為0.145，最小值-0.874；LIQ2平均值為-3.582，中位數(shù)為-3.559，最小值為-8.287。兩個流動性指標反映出，樣本公司整體流動性水平偏高，但是差距比較顯著。投資者情緒的最大值為3.157，平均值為0.484，中位數(shù)為0.553，說明投資者情緒整體處于樂觀、積極的狀態(tài)，但是整體的波動很大。通過描述性統(tǒng)計還發(fā)現(xiàn)，機構投資者持股比例的中位數(shù)高于平均值，說明機構投資者的持股比例從整體來看屬于偏高的持股水平。機構投資者交易比例整體比較均衡，說明機構投資者沒有大量交易，也證明了機構投資者偏好長期持股。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計

3.2 基準回歸結(jié)果分析

表3為機構投資者行為對股票流動性的回歸結(jié)果。其中(1)、(2)兩列顯示，機構投資者持股行為(lnhold)的系數(shù)分別為0.001、0.008，在1%、5%水平上顯著為正，即機構持股的比例越高，其股票的流動性越弱。檢驗與秦川(2010)等研究結(jié)論一致。即一方面，機構投資者的持股行為更具有穩(wěn)定性，更低的交易頻率提升了金融市場的穩(wěn)定性，同時也導致了股票流動性的降低；另一方面，從逆向選擇的角度出發(fā)，由于受到信息效率與逆向選擇的影響，高持股比例的機構投資者會提升流動性成本，使得投資者情緒出現(xiàn)非理性變動，從而帶來更大逆向選擇的可能性，造成了股票流動性的降低。對于控制變量，ARTrd、PB、lnsize與股票流動性顯著正相關，即平均換手率越高、市凈值越大、企業(yè)規(guī)模越大，其股票的流動性越大。(3)、(4)兩列顯示，機構投資者交易行為(trd)的系數(shù)分別為-0.001、-0.011在1%、5%水平上顯著為負，即機構投資者買入比例越高，其股票流動性越高。機構投資者買入的股票數(shù)量越多，投資者情緒越高漲，從而使得其持有股票的流動性提升。表2的實證結(jié)果表明，機構持股行為與股票流動性顯著負相關，機構買入行為與股票流動性顯著正相關，支持了假設1。

表3 機構投資者行為與股票流動性

3.3 機構投資者行為與股票流動性：投資者情緒的中介效應

表4為對投資者情緒的中介效應進行檢驗的結(jié)果。根據(jù)溫忠麟(2014)[21]所提到的逐步回歸法，分析機構投資者行為是否通過投資者情緒的中介作用來影響股票流動性。從列(1)與列(4)的結(jié)果中可以發(fā)現(xiàn)，機構投資者行為(IIB)對投資者情緒(sent)的系數(shù)為-0.005、0.010，均在5%水平上顯著。其中，機構投資者持股行為(lnhold)的系數(shù)為-0.05，在5%水平上顯著，符號為負；機構投資者交易行為(trd)的系數(shù)為0.010，在1%水平上顯著，符號為正。即機構投資者持股行為顯著降低了投資者情緒，而機構的交易(買入)行為顯著增強了投資者情緒。最后，運用式(2)、(3)、(5)、(6)對股票流動性、自變量機構投資者行為與投資者情緒的相關性進行了回歸檢驗。

表4 中介效應檢驗

結(jié)果顯示，無論是用相對有效價差(LIQ1)還是Amihud指標(LIQ2)來衡量股票流動性，投資者情緒(sent)的系數(shù)均在1%水平上顯著為負，說明投資者情緒在機構投資者行為對股票流動性的影響中存在中介作用。在加入中介變量投資者情緒(sent)后，機構投資者行為(IIB)的系數(shù)均在5%水平上顯著，說明投資者情緒在機構投資者行為對股票流動性的影響中僅起到部分中介效應，驗證了假設2、3。本文分別計算了在不同機構投資者行為下投資者情緒所起到的中介效應量。在機構投資者的持股行為中，投資者情緒的中介效應量為0.0320、0.1062；在機構投資者的交易行為中，投資者情緒的中介效應量為0.1358、0.1460。由此可見，在機構投資者交易行為中，投資者情緒起到的中介作用更明顯。

3.4 不同板塊中投資者情緒中介效應差異

表5為對不同板塊中投資者情緒的中介效應的檢驗結(jié)果。根據(jù)Sobel檢驗結(jié)果可以得出，在主板市場中，Sobel Z值為2.01、-3.455均顯著，說明投資者情緒的中介效應在主板市場存在；但在創(chuàng)業(yè)板市場中，機構投資者交易行為的Sobel Z值為-1.962顯著，機構投資者持股行為的Sobel Z值為1.462則不顯著。從機構投資者交易行為來看，主板市場中介效應量為0.1718，高于創(chuàng)業(yè)板市場的中介效應量0.0414。假設4成立。在機構投資者持股行為中，投資者情緒的中介效應不顯著，這是由于創(chuàng)業(yè)板設置的交易規(guī)則更為靈活，交易頻率更高，投資者所面對的風險更大。因此，投資者更偏好短期持股，以減輕由長期持股所導致的流動性成本的提升與遭受更大風險的可能性。而機構持股行為是長期行為，具有穩(wěn)定性，并且機構投資者持股比例是按照季度披露，以至于機構投資者行為對于投資者情緒的影響在創(chuàng)業(yè)板中并沒有產(chǎn)生顯著影響。

表5 不同板塊中介效應檢驗

3.5 穩(wěn)健性檢驗

為減少投資者情緒的數(shù)據(jù)選擇的偏誤，本文參考王化成等(2015)[19],采用股票換手率的變化率作為投資者情緒的替代變量，并進行穩(wěn)健性檢驗，來驗證模型的合理性。從表6中可以看出，投資者情緒替代指標sent2系數(shù)均在1%顯著性水平通過穩(wěn)健性檢驗，回歸結(jié)果的估計系數(shù)正負號于前文一致，說明文章的檢驗結(jié)果具有一定的穩(wěn)健性。

表6 穩(wěn)健性檢驗

4 結(jié)論

本文基于2012—2021年我國機構投資者持股比例季度數(shù)據(jù)，以逐步檢驗法，研究機構投資者行為對股票流動性的影響，以及投資者情緒是否會產(chǎn)生中介效應。研究結(jié)果表明：股票流動性與機構投資者持股行為呈負相關，與機構投資者交易行為呈正相關。且投資者情緒對股票流動性存在顯著的中介效應。進一步檢驗后發(fā)現(xiàn)，參與主板市場交易的投資者，其情緒中介效應更顯著。

基于以上的實證分析，本文從監(jiān)管部門、機構投資者、個人投資者三個方面提出相關建議。

1)監(jiān)管機構必須把穩(wěn)定投資者情緒放在重要位置，避免為使投資者降低入市意愿而打壓市場。嚴格監(jiān)督機構投資者行為，保護個人投資者利益。加快完善自律機制，督促機構投資者規(guī)范操作，高度關注機構投資者持股比例高的上市公司的股權異動、信息披露和透明度。

2)機構投資者作為具有專業(yè)技能的個體，應穩(wěn)定其行為對投資者情緒產(chǎn)生的影響。在外部需要疏通業(yè)內(nèi)溝通渠道，加強股市價格發(fā)現(xiàn)功能，增加市場信息的流動性；在內(nèi)部進行相關制度建設，形成合理、有效的績效評估、薪酬激勵、任期等相關制度，適當減少決策鏈中的層次。

3)個人投資者作為我國資本市場的重要主體，應不斷提升自身綜合素質(zhì)，完善投資水平，理性投資，長線投資。