李志輝 魏斌 陳海龍 季山

(1.南開大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，天津 300071；2.中國工商銀行數(shù)字普惠中心，浙江 杭州 310000；3.浙江大學(xué)資本市場研究中心，浙江 杭州 310000)

一、引言

黨的二十大報告明確指出，堅持把發(fā)展經(jīng)濟(jì)的著力點放在實體經(jīng)濟(jì)上，健全資本市場功能，提高直接融資比重。2023年10月中央金融工作會議進(jìn)一步提出，要優(yōu)化融資結(jié)構(gòu)，更好發(fā)揮資本市場樞紐功能，活躍資本市場。這充分反映了黨和國家推動資本市場高質(zhì)量發(fā)展的政策意圖。自滬深交易所成立以來，我國資本市場從無到有、從有到優(yōu)，在緩解企業(yè)融資約束、服務(wù)實體經(jīng)濟(jì)等方面發(fā)揮了至關(guān)重要的作用，有力地促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長和產(chǎn)業(yè)發(fā)展。然而，我國資本市場目前仍然存在著市場操縱等問題，嚴(yán)重阻礙了資本市場健康發(fā)展。既有研究表明，股票市場操縱對市場健康運行產(chǎn)生了一些系列負(fù)面影響，諸如降低市場價格發(fā)現(xiàn)效率(孫廣宇等，2021)、損害市場有效性以及提升股票交易成本(李志輝等，2018)。探究股票市場操縱的影響因素及機(jī)制對推動資本市場高質(zhì)量發(fā)展具有重大意義。

我國A股上市公司普遍具有股權(quán)高度集中的特征。1與第一大股東相比，中小投資者是企業(yè)外部人，較難了解企業(yè)經(jīng)營的具體真實信息。在中國證監(jiān)會2011―2022年公布的137起市場操縱處罰案例中，有25起是第一大股東或控股股東為牟取巨額私利而對自身股票實施的股價操縱，2022年中國證監(jiān)會公布的6起市場操縱案中有3起涉及第一大股東或控股股東。上述案例的統(tǒng)計結(jié)果是否在一定程度上說明第一大股東是股票市場操縱的推手之一？近年來，中國證監(jiān)會公布的市場操縱行政處罰案例數(shù)量不斷增加，顯示對市場操縱打擊力度逐步增強(qiáng)，其中，在打擊第一大股東操縱股價方面更是力度空前。2

自A股市場建立以來，學(xué)術(shù)界以第一大股東為主題進(jìn)行了大量的研究，然而較為遺憾的是，目前并未有文獻(xiàn)確切地將“第一大股東持股→股票市場操縱”聯(lián)系起來，二者之間的影響方向和可能機(jī)制尚未厘清，需要更加深入的研究。在推動資本市場和上市公司高質(zhì)量發(fā)展的背景下，第一大股東在企業(yè)運行經(jīng)營中發(fā)揮著極其重要作用，防范市場操縱是提升資本市場質(zhì)量的重要抓手，因此，亟需厘清兩者間的關(guān)系，這對完善股東監(jiān)管、推動企業(yè)和市場高質(zhì)量發(fā)展均具有重要意義。鑒于此，本文借助股票三秒切片數(shù)據(jù)，以2011―2021年滬深A(yù)股非金融上市公司為研究對象，實證檢驗第一大股東持股對股票市場操縱的影響。研究發(fā)現(xiàn)，第一大股東持股對股票市場操縱有顯著的正向影響，其中，第一大股東持股比例增加會加劇大股東掏空效應(yīng)、降低企業(yè)信息透明度、抑制股票流動性，從而促進(jìn)股票市場操縱行為。此外，相較于國有企業(yè)，非國有企業(yè)的第一大股東持股與股票市場操縱的正相關(guān)關(guān)系更顯著，在分析師關(guān)注度低、兩職合一、獨立董事占比低等弱監(jiān)督制衡機(jī)制的環(huán)境下，第一大股東持股的促進(jìn)作用更顯著。

本文可能的邊際貢獻(xiàn)如下：首先，中國資本市場呈現(xiàn)股權(quán)高度集中的現(xiàn)象(Jiang and Kim，2020)，2020―2022年證監(jiān)會稽查公布的典型違法案例中共有5例操縱市場案，其中有3例案件涉及上市公司大股東，由此可見，完善大股東監(jiān)管對中國資本市場健康發(fā)展具有重要意義。然而，學(xué)者多從股東類型的角度出發(fā)探究股權(quán)結(jié)構(gòu)與股票市場操縱關(guān)系(李志輝等，2021；Zhu et al.，2024)，目前未有將第一大股東持股和市場操縱進(jìn)行關(guān)聯(lián)分析的研究。因此，本文將第一大股東的影響研究擴(kuò)展至市場公正領(lǐng)域，不僅填補(bǔ)了相關(guān)研究空白，而且為強(qiáng)化第一大股東治理提供了經(jīng)驗證據(jù)，具有較高的理論價值和現(xiàn)實意義。其次，本文的機(jī)制分析和異質(zhì)性分析論證了第一大股東持股比例上升產(chǎn)生了更多的掏空效應(yīng)，降低企業(yè)信息透明度，抑制股票流動性，而且在分析師關(guān)注度低、兩職合一、獨立董事占比低等弱監(jiān)督制衡機(jī)制的環(huán)境下，第一大股東持股對股票市場操縱的促進(jìn)作用更加顯著，進(jìn)一步豐富了股東和資本市場的相關(guān)研究，為監(jiān)管部門完善相關(guān)法律制度、監(jiān)管政策提供了有益借鑒。最后，囿于數(shù)據(jù)可得性以及數(shù)據(jù)處理等方面的困難，針對股票市場操縱的研究多基于證監(jiān)會發(fā)布的處罰案例(Comerton-Forde and Putnin?，2011；陳煜，2017)，但公布的案例往往存在非隨機(jī)性、滯后性及樣本量限制，無法及時全面反映股票市場操縱現(xiàn)狀。高頻數(shù)據(jù)能夠有效彌補(bǔ)處罰案例的缺陷，并且有助于提高市場操縱識別精度，因此，本文基于目前中國股票市場準(zhǔn)確度最高的三秒切片數(shù)據(jù)，構(gòu)建監(jiān)測模型對疑似市場操縱的行為進(jìn)行準(zhǔn)確識別，豐富了市場操縱研究樣本，拓展了股票市場操縱實證研究的范圍。

二、文獻(xiàn)回顧與理論假設(shè)

(一)文獻(xiàn)回顧

1.大股東持股相關(guān)研究

大股東對上市公司的兩類代理問題有著重要影響。第一類代理問題是股東委托管理層管理公司時所產(chǎn)生的問題，第二類代理問題是大股東與中小股東之間的利益沖突。第一類代理問題主要存在于股權(quán)分散的上市公司，各股東往往希望其他股東承擔(dān)起監(jiān)督管理層的責(zé)任，從而導(dǎo)致管理層實際控制公司，以自身利益為先。隨著股權(quán)結(jié)構(gòu)逐漸集中，大股東或者控股股東擁有更高收益要求權(quán)，使其有足夠的激勵監(jiān)督管理層，避免管理層的資源浪費和非效率投資(Titman and Tsyplakov，2007)，從而緩解第一類代理沖突(Shleifer and Vishny，1997)。

然而，近些年的研究發(fā)現(xiàn)，在大多數(shù)國家，“一股獨大”才是普遍規(guī)則(Shleifer and Vishny，1997；Johnson et al.，2000；Jiang and Kim，2020)，因此第二類代理問題更加普遍。大股東持股比例上升有利于其借助控制權(quán)最大化自身利益，這種大股東轉(zhuǎn)移公司資源損害中小股東利益的現(xiàn)象被稱為“掏空效應(yīng)”(Johnson et al.，2000)，在中國也比較明顯(Jiang and Kim，2020)。因此，與英美等發(fā)達(dá)國家資本市場不同，中國資本市場的主導(dǎo)代理問題是股權(quán)結(jié)構(gòu)集中所導(dǎo)致的大股東或控股股東轉(zhuǎn)移掏空公司利益的問題(Johnson et al.，2000；Jiang and Kim，2020)。一般而言，大股東對上市公司的控制權(quán)遠(yuǎn)高于其現(xiàn)金流權(quán)，通過轉(zhuǎn)移公司資源能夠獲得超過現(xiàn)金分紅收益的私利，所以大股東往往存在著掏空公司的能力和強(qiáng)烈動機(jī)(Shleifer and Vishny，1997；Johnson et al.，2000；李鳳和董艷，2017)。針對中國上市公司的實證研究也發(fā)現(xiàn)大股東存在明顯的掏空行為。諸如，鄭國堅等(2013)研究發(fā)現(xiàn)大股東可以借助對公司的控制權(quán)輕易地根據(jù)自身利益需求對上市公司實施各種掏空行為；Cheng et al.(2020)以中國上市公司為樣本，發(fā)現(xiàn)控股股東會與其他重要大股東進(jìn)行聯(lián)盟，進(jìn)而通過共同行動掏空上市公司。此外，在信息環(huán)境復(fù)雜以及不透明程度較高的公司中，大股東或者內(nèi)部股東擁有信息優(yōu)勢，更有可能發(fā)生掏空行為(黃澤悅等，2022)。

當(dāng)前，學(xué)術(shù)界的研究表明第二類代理問題是中國股票市場高質(zhì)量發(fā)展的一大阻礙，亟待進(jìn)一步挖掘大股東持股的經(jīng)濟(jì)后果和探索有效的治理途徑。

2.市場操縱相關(guān)研究

本文主要從市場操縱識別和影響因素兩個方面進(jìn)行文獻(xiàn)回顧。Allen and Gale(1992)將市場操縱分為行動型、信息型和交易型三種類型。部分學(xué)者以證監(jiān)會處罰案例為基礎(chǔ)開展識別研究，如李夢雨(2015)以證監(jiān)會處罰案例為研究對象，基于有效價差、交易量和價格影響等股票交易特征，采用Logit模型識別市場操縱；陳宇龍和孫廣宇(2023)使用多種采樣算法和機(jī)器學(xué)習(xí)模型對證監(jiān)會股票市場操縱案例進(jìn)行識別預(yù)測。部分學(xué)者根據(jù)市場異常變化來識別市場操縱行為，如Aitken et al.(2015)根據(jù)收盤期間股票價格的異常波動，構(gòu)建了尾市價格偏離模型來識別收盤價操縱行為；李志輝等(2018)基于中國股票市場數(shù)據(jù)，并根據(jù)當(dāng)日臨近收盤以及下一交易日開盤的股票價格異常變化，構(gòu)建了收盤價操縱識別模型；Akter et al.(2023)基于股票流動性、回報率和交易成本的異常變化構(gòu)建了連續(xù)交易型市場操縱識別模型。

已有研究發(fā)現(xiàn)信息透明度和股票流動性是影響操縱行為的重要因素。首先，對操縱者而言，可以通過買賣交易制造虛假行情和釋放虛假信息兩種方式影響股票價格，進(jìn)而獲取操縱利潤(Comerton-Forde and Putnin?，2014)。結(jié)合證監(jiān)會公布的市場操縱案例，本文發(fā)現(xiàn)操縱者往往是借助信息優(yōu)勢、資金優(yōu)勢實現(xiàn)市場操縱。其次，為了提升成功率，操縱者需要從股票市場數(shù)千只股票中選擇操縱成本相對較低的股票(Imisiker and Tas，2013)。相較于低流動性股票，高流動性股票價格對市場交易量更不敏感，面對相同金額的買單或賣單時，會產(chǎn)生更小幅度的波動；換而言之，股票流動性越高，所需操縱成本也就越高。相關(guān)實證研究也發(fā)現(xiàn)，信息透明度越低，股票流動性越差，股票被操縱的概率越高。具體而言，上市公司信息透明度下降會加強(qiáng)操縱者的信息優(yōu)勢(李志輝等，2023)，大幅降低市場操縱的實施難度(Barbosa，2012)，從而提高市場操縱發(fā)生的概率(Comerton-Forde and Putnin?，2011)。Akter et al.(2023)研究發(fā)現(xiàn)，隨著信息不對稱程度的加劇，市場操縱的頻率和嚴(yán)重程度都會增加。當(dāng)上市公司股票流動性較差時，操縱者只需要動用相對較少的資金就能夠使股價產(chǎn)生較大的變動，從而易于吸引中小投資者，使操縱者更容易實現(xiàn)操縱目標(biāo)(Comerton-Forde and Putnin?，2011)，導(dǎo)致低流動性的股票容易發(fā)生操縱行為(李志輝和陳海龍，2022)。除此之外，Nguyen et al.(2016)發(fā)現(xiàn)公司治理水平高的企業(yè)被操縱的概率更低。

針對股票市場操縱識別和影響因素的研究較為豐富，但是，隨著股票市場不斷發(fā)展以及操縱案件頻繁發(fā)生，亟需進(jìn)一步挖掘市場操縱的成因和探索有效的防范措施。

3.股權(quán)結(jié)構(gòu)與股票市場操縱相關(guān)研究

在股權(quán)結(jié)構(gòu)對市場操縱影響的相關(guān)研究中，學(xué)者們主要關(guān)注股東類型產(chǎn)生的影響，包括特定類型股東和機(jī)構(gòu)投資者持股。

部分學(xué)者探究特定類型股東對市場操縱產(chǎn)生的影響。李志輝和陳海龍(2022)以QFII股東為研究對象，發(fā)現(xiàn)QFII持股有助于抑制股票市場操縱。Zhu et al.(2024)研究發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老基金持股顯著降低了中國股票市場價格操縱的概率。部分學(xué)者以機(jī)構(gòu)投資者持股為研究對象，從正反兩方面探究其對股票市場操縱的影響。部分研究認(rèn)為機(jī)構(gòu)投資者持股有助于提升股價信息含量，減少市場非理性交易(Boehmer and Kelley，2009)。李志輝等(2021)研究發(fā)現(xiàn)金融類機(jī)構(gòu)投資者能夠顯著降低信息不對稱程度，從而抑制上市公司被市場操縱的概率。也有部分研究得出了相反的結(jié)論，機(jī)構(gòu)投資者中存在著大量的前瞻性投機(jī)者，其占比增加會提高市場的波動性(Allen et al.，2006)。由于監(jiān)管強(qiáng)度、行業(yè)和市場發(fā)展階段的不同，中國資本市場的機(jī)構(gòu)投資者往往呈現(xiàn)散戶化的“追漲殺跌”特征，在一定程度上機(jī)構(gòu)投資者增強(qiáng)了市場操縱行為的破壞性影響(吳崇林等，2022)，比如，一般法人類機(jī)構(gòu)投資者受到的監(jiān)管強(qiáng)度更弱、行業(yè)自律性更差，并且會給上市公司治理帶來不利影響(梅潔和杜亞斌，2012)，從而加劇了市場操縱行為(李志輝等，2021)。

綜上所述，目前關(guān)于第一大股東持股和股票市場操縱之間關(guān)系的研究較少。早期主要采用處罰案例進(jìn)行市場操縱識別研究，存在一定的局限性，而利用高頻數(shù)據(jù)識別市場操縱行為能夠有效彌補(bǔ)案例研究的不足。由此，本文基于中國股票市場準(zhǔn)確度最高的三秒切片數(shù)據(jù)實證檢驗第一大股東持股對股票市場操縱的影響及其影響機(jī)制，對如何防范操縱行為、完善股東監(jiān)督管理以及促進(jìn)資本市場高質(zhì)量發(fā)展具有參考價值。

(二)理論假設(shè)

前文的理論分析表明，信息透明度、股票流動性水平是影響市場操縱的重要因素。除此之外，從證監(jiān)會每年公布的典型處罰案例可以發(fā)現(xiàn)，“內(nèi)部人員”操縱自家股票屢見不鮮，其中大股東或控股股東尤為突出，這本質(zhì)上是大股東掏空行為，即為獲取私人利益而侵害中小股東利益。因此，本文主要通過三項機(jī)制分析第一大股東持股對股票市場操縱的影響，包括大股東掏空效應(yīng)、信息透明度和股票流動性。

1.大股東掏空效應(yīng)的中介作用

根據(jù)傳統(tǒng)公司治理理論，現(xiàn)代企業(yè)最大的特點就是股權(quán)分散，隨著經(jīng)營管理的復(fù)雜性和專業(yè)化程度日益加深，公司股東往往作為委托人將經(jīng)營權(quán)委托給管理層，但兩者之間的利益并不完全一致，這導(dǎo)致了代理問題的出現(xiàn)。然而與英美等發(fā)達(dá)國家資本市場不同，中國股票市場股權(quán)結(jié)構(gòu)高度集中，主要存在大股東利用自身地位獲取私利的代理問題(Jiang et al.，2010；Jiang and Kim，2020)，這種大股東轉(zhuǎn)移公司資源損害中小股東利益的現(xiàn)象被稱為“掏空效應(yīng)”(Johnson et al.，2000)。隨著大股東持股比例增加，股權(quán)結(jié)構(gòu)愈發(fā)集中，大股東更容易控制企業(yè)，這會提高掏空行為和消息管理行為發(fā)生的概率(Jiang and Kim，2020)。當(dāng)公司存在大股東，尤其是控股大股東時，決策權(quán)高度集中，中小股東和管理層難以共同監(jiān)督和制約大股東，在這種情況下，大股東能夠通過隱藏不利信息和操縱企業(yè)利潤等方式掩蓋自身轉(zhuǎn)移企業(yè)資源謀取私利的行為，致使公司基本面無法準(zhǔn)確及時地被其他投資者知曉(姜付秀等，2018)。已有研究發(fā)現(xiàn)，控股大股東可能通過多種方式謀取私利掏空上市公司，諸如資金占用(Jiang et al.，2010；黃澤悅等，2022)、利用盈余管理和其他信息披露操縱影響公司股票價格(謝德仁等，2016)。所以，第一大股東持股比例的提升會導(dǎo)致“更多的掏空效應(yīng)”，并通過隱藏不利信息和操縱企業(yè)利潤等方式來掩蓋其行為，增大上市公司股票價格被操縱的風(fēng)險。因此，本文提出如下研究假設(shè)：

H1：第一大股東持股會導(dǎo)致掏空效應(yīng)，從而加劇股票市場操縱。

2.信息透明度的中介作用

第一大股東持股可能會顯著降低上市公司信息透明度，原因包括以下兩個方面。第一，在股份公司中，股權(quán)是股東行使權(quán)力的基礎(chǔ)，隨著第一大股東持股比例增加，第一大股東對企業(yè)的控制能力增強(qiáng)，由于缺少其他股東的制衡與制約，大股東更有可能通過實施虛假信息發(fā)布、財務(wù)報表粉飾等行為侵害其他中小股東利益(黎文靖和路曉燕，2007)，從而使得上市公司的信息透明度較差。第二，隨著第一大股東持股比例上升，更換和控制管理層逐漸變得更容易(黎文靖，2009)，出于個人效用最大化，管理層更容易成為大股東掏空公司的工具，幫助大股東控制企業(yè)信息披露來為自身利益服務(wù)。由此，企業(yè)信息未能及時傳導(dǎo)到股票市場，無法被其他投資者所知曉，大股東以及其他大資金能夠借助信息優(yōu)勢更好地實施市場操縱。

信息透明度低的上市公司容易成為操縱者的目標(biāo)。根據(jù)股票市場操縱的微觀運作機(jī)理，操縱者對股價和交易量的影響往往是基于信息優(yōu)勢，通過虛假或內(nèi)幕信息以及連續(xù)交易等方式，制造出股票利好、交易活躍的假象，最終在價格高位賣出股票(Comerton-Forde and Putnin?，2014；李志輝等，2023)，因此，信息透明度差的公司更容易成為操縱者的目標(biāo)。普通投資者，尤其是散戶，對信息透明度低的上市公司往往缺乏清晰認(rèn)知，只能通過交易信息進(jìn)行買入或賣出判斷，則很容易被操縱者營造的假象所誤導(dǎo)，進(jìn)而做出錯誤決策。因此，低信息透明度大幅降低市場操縱的實施難度(Barbosa，2012)。基于此，本文提出如下研究假設(shè)：

H2：第一大股東持股比例提升將導(dǎo)致上市公司信息透明度下降，從而提升了市場操縱的可能性。

3.股票流動性的中介作用

第一大股東持股能夠顯著降低上市公司股票流動性。首先，從信息不對稱的角度出發(fā)，擁有私有信息的交易者可以利用信息優(yōu)勢損害其他交易者的利益。為彌補(bǔ)信息劣勢帶來的潛在損失，非知情交易者會要求更大的買賣價差，從而使股票流動性下降(喬國榮等，2021)。隨著第一大股東持股比例的上升，大股東對上市公司控制力增強(qiáng)，也更了解實際經(jīng)營狀況，相較于中小股東和外部投資者，大股東的信息優(yōu)勢更加明顯，從而使股票流動性下降(姜付秀等，2018)。其次，從交易活躍度來看，第一大股東為了保持控制權(quán)，或者對公司前景看好，交易意愿不高，同時大股東本身的交易頻率就比較低，這會導(dǎo)致二級市場流通的股票數(shù)量降低，可交易的籌碼減少，增加了同等交易量對價格的沖擊，導(dǎo)致股票流動性下降(喬國榮等，2021)。

股票低流動性容易導(dǎo)致市場操縱行為的發(fā)生。面對相同金額的買單或賣單時，相較于高流動性的股票，低流動性股票的價格會產(chǎn)生更大幅度的波動。對操縱者而言，只需要動用更小的資金便能夠在低流動性股票上營造出相應(yīng)的交易假象，從而使操縱者更容易實現(xiàn)操縱目標(biāo)(Comerton-Forde and Putnin?，2011)。所以，提升股票流動性能夠抑制股票市場操縱發(fā)生的概率(李志輝和陳海龍，2022)。因此，本文提出如下假設(shè)：

H3：第一大股東持股比例提升將導(dǎo)致股票流動性下降，從而提升市場操縱的可能性。

綜上所述，第一大股東持股比例上升會加劇大股東掏空效應(yīng)、降低公司信息透明度以及抑制股票流動性，導(dǎo)致被操縱的概率上升。因此，本文針對“第一大股東持股是否影響股票市場操縱”提出如下研究假設(shè)：

H4：第一大股東持股能夠顯著促進(jìn)股票市場操縱。

三、研究設(shè)計

(一)股票市場操縱識別模型

本文借鑒李志輝等(2018)的做法，構(gòu)建尾市價格偏離模型來識別市場操縱行為。股票在交易日內(nèi)是否疑似發(fā)生市場操縱需要滿足以下三個條件：

條件一：交易日結(jié)束前15分鐘出現(xiàn)股價異常變動，判定條件如式(1)所示：

其中，

其中，Pend,it和Pend-15mins,it表示股票i在交易日t的收盤價和收盤前15分鐘成交價，σi為前30個交易日的ΔEODit的標(biāo)準(zhǔn)差。

條件二：股票在下一個交易日開盤價的回轉(zhuǎn)幅度超過上一交易日尾市價格變化的50%以上，判定條件如式(4)所示：

其中，CPt和CPt-15mins表示收盤價和收盤前15分鐘成交價，OPt+1表示在t+1日的開盤價。

條件三：在交易日t收盤前15分鐘至t+1日開盤期間，沒有與股票i相關(guān)的公告發(fā)布。本文采用Reuters全球新聞數(shù)據(jù)庫剔除該期間有公告發(fā)布的樣本。

(二)變量定義

1.被解釋變量

被解釋變量是疑似發(fā)生市場操縱的嚴(yán)重程度。借鑒李志輝等(2023)的研究，本文將每年每只股票累計疑似發(fā)生市場操縱的次數(shù)加1取對數(shù)，記為LnMa。LnMa的值越大，則疑似發(fā)生市場操縱的情況越嚴(yán)重。

2.核心解釋變量

核心解釋變量是第一大股東持股。本文采用第一大股東持股比例(TopHold)作為核心解釋變量。在穩(wěn)健性檢驗中，將持股比例超過10%的股東定義為大股東，并用前三大股東的赫芬達(dá)爾-赫希曼指數(shù)(HHI)作為替代變量。

3.控制變量

借鑒李志輝等(2018)、李志輝等(2023)的研究，本文選取控制變量如下：(1)規(guī)模(Size)：上市公司年平均總資產(chǎn)的自然對數(shù)；(2)資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)：總負(fù)債與總資產(chǎn)的比值；(3)資本收益率(Roc)：凈利潤與平均資本(實收資本與資本公積之和的年均值)的比值；(4)利潤增長率(Profit)：年利潤平均增長率；(5)管理層持股比例(MaHold)；(6)員工密集度(Lninten)：員工人數(shù)與當(dāng)年營業(yè)收入的比值的對數(shù)；(7)內(nèi)部控制質(zhì)量(Ic)：以迪博數(shù)據(jù)庫中的內(nèi)部控制指數(shù)度量公司內(nèi)部控制質(zhì)量，除以1000；(8)收盤價(Price)：年平均收盤價(單位百元)；(9)換手率(Dturn)：流通股平均日換手率；(10)流通股(Share)：上市公司的年流通股數(shù)量。

(三)回歸模型

為驗證本文假設(shè)H1，本文建立如下模型：

模型控制了時間、個體層面的固定效應(yīng)，穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤聚類到企業(yè)層面。

為探究第一大股東持股影響股票市場操縱的機(jī)制，本文借鑒溫忠麟等(2004)提出的中介效應(yīng)模型進(jìn)行檢驗，具體建立如下二階段回歸模型：

其中，Mi,t為中介變量，其余變量與模型(5)保持一致。借鑒既有文獻(xiàn)的中介效應(yīng)檢驗程序，本文采用三步法進(jìn)行驗證：首先檢驗第一大股東持股對股票市場操縱的影響，考察模型(5)中的系數(shù)β1；其次檢驗第一大股東持股對中介變量的影響，考察模型(6)中的系數(shù)α1；最后同時檢驗第一大股東持股、中介變量對股票市場操縱的影響，考察模型(7)中的系數(shù)γ1、γ2。傳導(dǎo)機(jī)制在滿足如下條件時顯著存在：條件一，模型(5)中第一大股東持股的系數(shù)β1顯著，即第一大股東持股對股票市場操縱的總效應(yīng)顯著；條件二，若模型(6)中第一大股東持股的系數(shù)α1和模型(7)中中介變量的系數(shù)γ2均顯著，那么當(dāng)模型(7)中第一大股東持股的系數(shù)γ1不顯著時存在完全中介效應(yīng)，當(dāng)模型(7)中第一大股東持股的系數(shù)γ1顯著時存在部分中介效應(yīng)；條件三，若模型(6)中第一大股東持股的系數(shù)α1和模型(7)中中介變量的系數(shù)γ2至少有一個不顯著，則需要Sobel檢驗結(jié)果判斷是否存在該中介渠道，與標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布不同，5%顯著性水平上Sobel檢驗統(tǒng)計量的臨界值為0.97(MacKinnon et al.，2002)。

(四)數(shù)據(jù)來源

本文的研究對象為滬深A(yù)股非金融上市公司，時間跨度為2011―2021年，剔除ST公司。高頻交易數(shù)據(jù)來源為Thomson Reuters Tick History數(shù)據(jù)庫，為中國股市準(zhǔn)確度最高的三秒切片高頻交易數(shù)據(jù)，并通過MQD平臺對高頻數(shù)據(jù)進(jìn)行程序化清洗及處理。內(nèi)部控制數(shù)據(jù)來自迪博內(nèi)部控制與風(fēng)險管理數(shù)據(jù)庫。企業(yè)財務(wù)數(shù)據(jù)主要來自于CSMAR數(shù)據(jù)庫。此外，為避免異常值的影響，對所有連續(xù)變量進(jìn)行上下1%水平的縮尾處理。

四、實證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計

表1報告了變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。在樣本期內(nèi)，疑似發(fā)生市場操縱的嚴(yán)重程度(LnMa)的最小值為0.0000，最大值為2.1972，說明最少發(fā)生0次市場操縱，最多發(fā)生8次市場操縱，意味著不同股票之間被操縱的嚴(yán)重程度差異極大，反映出不同企業(yè)的質(zhì)量存在顯著差異；平均值為0.1359，說明每只股票平均每年發(fā)生約0.2347次操縱，也說明我國A股市場公正水平與發(fā)達(dá)資本市場之間的差距正逐步縮小(南開大學(xué)中國市場質(zhì)量研究中心，2018)。第一大股東持股比例(TopHold)最低為7.18%，最高為79.38%，說明不同公司之間的第一大股東持股比例差異較大；第一大股東平均持股比例為33.96%，超過三分之一，說明A股上市公司整體股權(quán)集中度較高，考慮到持股5%以下為中小股東3，可以認(rèn)為A股上市公司第一大股東普遍具備較大的控制能力和影響力。內(nèi)部控制質(zhì)量(Ic)的最小值為0.0000，最大值為0.9777，表明不同公司的內(nèi)部控制質(zhì)量差異較大(李志輝等，2023)，側(cè)面反映出上市公司質(zhì)量良莠不齊；平均值為0.6398，說明大部分上市公司內(nèi)部控制質(zhì)量在中等水平以上，符合監(jiān)管機(jī)構(gòu)強(qiáng)化內(nèi)部控制質(zhì)量的政策導(dǎo)向。其余變量的統(tǒng)計結(jié)果均在合理范圍內(nèi)。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

(二)基準(zhǔn)回歸分析

表2是對模型(5)的回歸結(jié)果。在列(1)～(6)中，第一大股東持股與市場操縱嚴(yán)重程度在5%水平上顯著正相關(guān)，說明上市公司第一大股東持股增加會逐步降低市場公正水平，即第一大股東持股比例更高的企業(yè)成為操縱者目標(biāo)的可能性更大，股票發(fā)生市場操縱的可能性越大。此外，在逐步加入控制變量的過程中，第一大股東持股系數(shù)的大小和顯著性水平保持相對穩(wěn)定，側(cè)面驗證了結(jié)果的穩(wěn)健性。由此，假設(shè)H1成立。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

在控制變量方面，(1)資產(chǎn)規(guī)模(Size)、資本收益率(Roc)、利潤總額增長率(Profit)的系數(shù)均顯著為負(fù)，員工密集度(Lninten)的系數(shù)顯著為正，說明上市公司規(guī)模越大、盈利能力越強(qiáng)、效率越高，則發(fā)生市場操縱的可能性越低；(2)內(nèi)部控制質(zhì)量(Ic)的系數(shù)顯著為負(fù)，說明良好的內(nèi)部控制能夠降低市場操縱的可能性(李志輝等，2023)；(3)換手率(Dturn)的系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)，說明高流動性會大大提高股票操縱難度(李志輝等，2021)。

本文實證結(jié)果表明，被操縱的股票往往具有規(guī)模小、盈利弱、效率低、內(nèi)控差以及缺乏流動性等特點，這既與證監(jiān)會公布的操縱處罰案例的特征相似，也與相關(guān)研究結(jié)果一致，一定程度上驗證了市場操縱識別模型的科學(xué)性和合理性。

(三)穩(wěn)健性檢驗

1.內(nèi)生性分析

首先，本文借鑒已有研究，使用同年度同地區(qū)其他企業(yè)第一大股東持股比例均值(Xu et al.，2014)和控股股東性質(zhì)(徐曉東和陳小悅，2003)作為第一大股東持股的工具變量，采用兩階段最小二乘法緩解內(nèi)生性問題。從相關(guān)性來看，同地區(qū)的企業(yè)面臨相似的宏觀政策與外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境，企業(yè)之間也會互相借鑒學(xué)習(xí)，因而同地區(qū)其他企業(yè)第一大股東持股比例均值(Mean_TopHold)與第一大股東持股之間具有一定的相關(guān)性；與此同時，相關(guān)研究表明控股股東的所有權(quán)性質(zhì)(Pro)會顯著影響企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)，國有控股股東有助于提升第一大股東持股比例(徐曉東和陳小悅，2003)，因而控股股東性質(zhì)與第一大股東持股具有一定的相關(guān)性。從外生性來看，操縱者往往根據(jù)股票的流動性、信息透明度等特征選擇操縱目標(biāo)，因而某一企業(yè)的股票是否被操縱顯然與其他企業(yè)和控股股東性質(zhì)無關(guān)，且目前尚未有證據(jù)表明同地區(qū)其他公司第一大股東持股以及控股股東性質(zhì)會影響本公司被市場操縱的概率，故工具變量滿足外生性原則。回歸結(jié)果如表3所示，工具變量通過了不可識別檢驗、弱工具變量檢驗以及過度識別檢驗，檢驗結(jié)果表明本文選取的工具變量具有一定的合理性。由表3列(1)(2)知，工具變量與第一大股東持股在1%水平上顯著相關(guān)，在使用工具變量之后，第一大股東持股系數(shù)顯著為正。以上結(jié)果表明，本文結(jié)論是穩(wěn)健的。

表3 工具變量法(IV-2SLS)回歸結(jié)果

其次，采用傾向得分匹配法(PSM)與Heckman兩階段模型進(jìn)一步緩解樣本自選擇問題。PSM方法能夠降低樣本選擇偏誤和混雜偏移而導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，本文參考黃澤悅等(2022)的研究，使用Treat為因變量，Treat為1則為實驗組即第一大股東持股比例(TopHold)大于年度行業(yè)中位數(shù)的樣本，為0則為控制組即第一大股東持股比例(TopHold)小于年度行業(yè)中位數(shù)的樣本，選取總資產(chǎn)、資產(chǎn)負(fù)債率、賬面市值比、流通股平均日換手率、流通股總量、機(jī)構(gòu)投資者比例、資產(chǎn)收益率等為自變量，采用1:4近鄰匹配法進(jìn)行匹配(Abadie et al.，2004)。同時，本文使用逐年匹配的方法提升準(zhǔn)確度，多變量T檢驗的結(jié)果顯示匹配效果良好(以2021年為例，見表4)。

表4 傾向得分匹配的均衡性檢驗(以2021年為例)

基于PSM的結(jié)果，本文使用參與匹配、滿足共同支撐假說的樣本進(jìn)行回歸檢驗。表5列(2)(3)的回歸結(jié)果顯示，第一大股東持股比例(TopHold)在匹配后樣本上的回歸系數(shù)均為正，與基準(zhǔn)模型保持一致，結(jié)論穩(wěn)健。為進(jìn)一步解決樣本選擇問題，本文借鑒李志輝和陳海龍(2022)的研究，利用Heckman兩階段模型處理內(nèi)生性問題。同時參考相關(guān)文獻(xiàn)選擇總資產(chǎn)、資產(chǎn)負(fù)債率、利潤增長率、賬面市值比、資本收益率、管理層持股、員工密度、內(nèi)部控制質(zhì)量、流通股平均日換手率、流通股總量等變量作為第一階段的解釋變量。表5列(4)為第二階段的回歸結(jié)果，結(jié)論穩(wěn)健。

表5 內(nèi)生性性檢驗結(jié)果

2.變量和模型調(diào)整

一是增加行業(yè)固定效應(yīng)，結(jié)果如表6列(1)所示。二是采用更改樣本時間范圍的方法，疫情爆發(fā)對整個社會的運行都產(chǎn)生了巨大影響，為消除疫情對股票市場操縱的影響，本文使用2011―2018年的樣本進(jìn)行回歸，結(jié)果如表6列(2)所示。三是替代被解釋變量，使用疑似發(fā)生市場操縱次數(shù)(NUM_MA)作為被解釋變量，結(jié)果如表6列(3)所示。四是將持股比例超過10%的股東定義為大股東(BigHold)，并以前三大股東的赫芬達(dá)爾-赫希曼指數(shù)(HHI)替代解釋變量，結(jié)果如表6列(4)(5)所示。此外，本文采用二次函數(shù)模型和面板門檻模型證明模型設(shè)定合理，同時繼續(xù)控制股票貝塔值、股東總數(shù)、高管層規(guī)模、董事會規(guī)模、兩職分離等變量。4上述檢驗結(jié)果均表明本文結(jié)論穩(wěn)健。

表6 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

五、影響機(jī)制檢驗

(一)大股東掏空效應(yīng)的傳導(dǎo)渠道檢驗

在理論分析和基準(zhǔn)回歸的基礎(chǔ)上，本文進(jìn)一步檢驗大股東掏空效應(yīng)的傳導(dǎo)渠道。已有研究多采用資金占用程度衡量大股東對上市公司掏空的嚴(yán)重程度(Jiang et al.，2010；黃澤悅等，2022)?？紤]到資金占用可能是因為企業(yè)日常經(jīng)營活動產(chǎn)生的，也不完全由第一大股東占用所致，因此本文參考Wang and Xiao(2011)的做法，將以資金占用程度作為因變量回歸后的殘差(異常資金占用程度)作為第一大股東掏空的衡量指標(biāo)，記為Tunneling。大股東掏空(Tunneling)值越大，異常資金占用程度越嚴(yán)重，大股東掏空效應(yīng)越強(qiáng)。

表7列(1)(2)展示了大股東掏空效應(yīng)的傳導(dǎo)渠道檢驗結(jié)果。列(1)表明第一大股東持股與大股東掏空顯著正相關(guān)。列(2)表明第一大股東持股與大股東掏空對股票市場操縱的影響關(guān)系中，核心解釋變量第一大股東持股的系數(shù)顯著為正且系數(shù)相較于基準(zhǔn)模型略有下降，大股東掏空系數(shù)不顯著，因此需要進(jìn)行Sobel檢驗來判斷中介效應(yīng)的顯著性。Sobel檢驗Z值為1.1814且顯著，證明了存在不完全中介效應(yīng)。從數(shù)量看，中介效應(yīng)的大小為0.0015，占總效應(yīng)和直接效應(yīng)的比重分別為1.2871%和1.3039%，說明第一大股東持股通過大股東掏空效應(yīng)加劇了股票市場操縱行為，即“第一大股東持股比例增加→大股東掏空效應(yīng)增強(qiáng)→發(fā)生市場操縱的可能性增加”的傳導(dǎo)渠道有效，假設(shè)H1成立。

表7 傳導(dǎo)渠道檢驗結(jié)果

(二)信息透明度的傳導(dǎo)渠道檢驗

在理論分析和基準(zhǔn)回歸的基礎(chǔ)上，本文進(jìn)一步檢驗信息透明度的傳導(dǎo)渠道。參考許啟發(fā)等(2022)的做法，本文以股票周轉(zhuǎn)率作為信息透明度(Infotrans)的代理變量。上市公司信息透明度越高，投資者對公司的了解就越全面，即信息不對稱情況越低，越能增強(qiáng)投資者交易意愿，進(jìn)而提升股票市場交易量(袁蓉麗等，2022)，因此使用股票周轉(zhuǎn)率來衡量上市公司信息透明度。具體而言，股票周轉(zhuǎn)率為平均股票交易量與平均股票流通股數(shù)之比，值越大，說明信息透明度越高。

表7列(3)(4)展示了信息透明度的傳導(dǎo)渠道檢驗結(jié)果。列(3)表明第一大股東持股與信息透明度顯著負(fù)相關(guān)。列(4)表明第一大股東持股與信息透明度對股票市場操縱的影響關(guān)系中，核心解釋變量第一大股東持股的系數(shù)顯著為正，且顯著性和系數(shù)相較于基準(zhǔn)模型明顯下降，信息透明度系數(shù)在1%水平上顯著，證明了信息透明度在第一大股東持股對股票市場操縱的影響中起到了不完全中介效應(yīng)。從數(shù)量看，中介效應(yīng)的大小為0.0363，占總效應(yīng)和直接效應(yīng)的比重分別為29.9509%和42.7570%，說明第一大股東持股通過降低信息透明度加劇了股票市場操縱行為，即“第一大股東持股比例增加→上市公司信息透明度降低→發(fā)生市場操縱的可能性增加”的傳導(dǎo)渠道有效，假設(shè)H2成立。

(三)股票流動性的傳導(dǎo)渠道檢驗

在理論分析和基準(zhǔn)回歸的基礎(chǔ)上，本文進(jìn)一步檢驗股票流動性的傳導(dǎo)渠道。在市場微觀結(jié)構(gòu)理論中，股票流動性有著多維度的含義，一般指市場能夠快速、低成本地完成交易，且沒有對價格產(chǎn)生大的影響。本文重點關(guān)注市場交易引起股票價格變化幅度這一流動性維度，故借鑒Amihud and Mendelson(1986)的研究，選擇指標(biāo)Amihud比率刻畫多維的股票流動性，該指標(biāo)比較了一定時期內(nèi)的絕對收益率與成交金額的變化。考慮到Amihud比率值越小說明股票流動性越高，故本文采用其對數(shù)的相反數(shù)以正向測度流動性：

其中，|ritd|和Vitd分別表示企業(yè)i在第t年第d個交易日的收益率絕對值和成交金額，TraDayit表示企業(yè)i在第t年的交易天數(shù)。

表7列(5)(6)展示了股票流動性的傳導(dǎo)渠道檢驗結(jié)果。列(5)表明第一大股東持股與股票流動性顯著負(fù)相關(guān)。列(6)表明第一大股東持股與股票流動性對股票市場操縱的影響關(guān)系中，核心解釋變量第一大股東持股的系數(shù)顯著為正，且顯著性和系數(shù)相較于基準(zhǔn)模型明顯下降，股票流動性系數(shù)在1%水平上顯著，證明了股票流動性在第一大股東持股對股票市場操縱的影響中起到了不完全中介效應(yīng)。從數(shù)量看，中介效應(yīng)的大小為0.0417，占總效應(yīng)和直接效應(yīng)的比重分別為34.3578%和52.3410%，說明第一大股東持股通過抑制股票流動性加劇了股票市場操縱行為，即“第一大股東持股比例增加→上市公司股票流動性降低→發(fā)生市場操縱的可能性增加”的傳導(dǎo)渠道有效，假設(shè)H3成立。

經(jīng)過以上分析，本文從實證層面驗證了大股東持股通過加劇大股東掏空效應(yīng)、降低個股信息透明度以及抑制個股流動性等三個渠道增加股票發(fā)生市場操縱的概率。

六、進(jìn)一步分析

首先，考慮到國有企業(yè)和非國有企業(yè)的差異，本文將樣本分為國有企業(yè)組和非國有企業(yè)組進(jìn)行回歸。回歸結(jié)果如表8列(1)(2)所示，國有企業(yè)組的TopHold的回歸系數(shù)不顯著；而非國有企業(yè)組的TopHold的回歸系數(shù)仍然顯著為正，說明第一大股東持股比例提升加重市場操縱的現(xiàn)象更傾向于發(fā)生在非國有企業(yè)。這可能的原因是，國有企業(yè)的第一大股東通常是國家或者集體，侵占中小股東利益的動機(jī)較低，并且國有企業(yè)通常規(guī)模較大、各項規(guī)章制度更加完善、企業(yè)財務(wù)信息真實度高、信息透明度高。

表8 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與分析師關(guān)注的異質(zhì)性分析

其次，外部監(jiān)督環(huán)境是抑制股票市場操縱的重要力量，能夠有效提升上市公司信息透明度。分析師作為市場信息中介，通過挖掘和傳遞公司信息，能夠提高公司的信息透明度，發(fā)揮對上市公司的監(jiān)督作用，抑制上市公司盈余操縱行為。所以，本文使用分析師關(guān)注度作為衡量上市公司面臨的外部監(jiān)督環(huán)境的代理變量，將樣本按照是否高于同行業(yè)同年度分析師關(guān)注度中位數(shù)進(jìn)行分組。回歸結(jié)果如表8列(3)(4)所示，分析師關(guān)注度高的樣本中，TopHold的回歸系數(shù)不再顯著，分析師關(guān)注度低的樣本中，TopHold的回歸系數(shù)仍然顯著為正。這說明隨著分析師關(guān)注度的提高，大股東持股比例提升已經(jīng)無法顯著加重股票市場操縱，即提升上市公司信息透明度可以降低第一大股東持股對市場操縱的影響。

再者，根據(jù)前文分析，良好的公司治理能夠有效制衡和監(jiān)督大股東，防止企業(yè)被“掏空”。所以，高質(zhì)量的公司治理能對大股東形成有效的制約，有助于抑制股票市場操縱。根據(jù)現(xiàn)代企業(yè)治理機(jī)制，獨立董事在公司治理方面發(fā)揮著重要作用，對上市公司重大事件履行審議和監(jiān)督職能；董事長與總經(jīng)理職位存在互相監(jiān)督制約的作用，如果同時由一人擔(dān)任，將導(dǎo)致權(quán)力過于集中，不利于公司管理。由此，本文將樣本按照是否高于同行業(yè)同年度上市公司獨董比例中位數(shù)進(jìn)行分組，同時按照董事長與總經(jīng)理是否兼任進(jìn)行分組，進(jìn)行實證檢驗?；貧w結(jié)果如表9所示，在低獨立董事占比、董事長與總經(jīng)理兩職合一情形下，TopHold會顯著加劇股票市場操縱。這說明良好的公司治理能夠有效抑制第一大股東持股的負(fù)面影響。

表9 公司治理和制度環(huán)境的異質(zhì)性分析

七、結(jié)論與啟示

本文以2011―2021年A股非金融上市公司為研究樣本，基于三秒切片數(shù)據(jù)構(gòu)建市場操縱識別模型，檢驗了第一大股東持股對股票市場操縱的影響及其影響機(jī)制。本文主要結(jié)論為：(1)第一大股東持股對股票市場操縱具有促進(jìn)作用，符合我國資本市場股東監(jiān)管不完善的現(xiàn)狀；(2)大股東掏空效應(yīng)、信息透明度及股票流動性在第一大股東持股和股票市場操縱的關(guān)系中承擔(dān)著中介作用，第一大股東持股會通過掏空效應(yīng)、降低上市公司信息透明度以及股票流動性來影響股票市場操縱；(3)進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，在非國有企業(yè)，第一大股東持股與股票市場操縱的正相關(guān)關(guān)系更顯著，在分析師關(guān)注度低、兩職合一、獨立董事占比低等弱監(jiān)督制衡機(jī)制的環(huán)境下，第一大股東持股的促進(jìn)作用更顯著。

基于上述結(jié)論，本文具有如下政策啟示：第一，持之以恒完善公司治理政策。良好的公司治理對推動企業(yè)和資本市場高質(zhì)量發(fā)展有一定的積極作用，要從國家政策和資本市場層面鼓勵引導(dǎo)上市公司加強(qiáng)股東治理，同時強(qiáng)化企業(yè)信息披露質(zhì)量，保護(hù)中小投資者，調(diào)整完善上市公司治理的法律法規(guī)，全面提升上市公司治理水平。第二，不斷提升監(jiān)管強(qiáng)度，威懾違法違規(guī)行為。防范股票市場操縱是一項長期的戰(zhàn)略舉措，在這個過程中需要持之以恒豐富完善市場操縱識別手段和監(jiān)控系統(tǒng)，加大對市場操縱的處罰力度，增加操縱的違法違規(guī)成本。第三，內(nèi)部治理與外部監(jiān)督并重。監(jiān)管部門要強(qiáng)化對上市公司信息披露的監(jiān)督，同時引入更多的優(yōu)質(zhì)專業(yè)主體參與市場，增強(qiáng)外部監(jiān)督能力，建設(shè)成熟和專業(yè)的資本市場，提升服務(wù)實體經(jīng)濟(jì)的能力，推動市場高質(zhì)量發(fā)展。 ■

[基金項目：國家自然科學(xué)基金面上項目“中國股票市場交易型操縱監(jiān)測、影響與防范研究——基于分時高頻數(shù)據(jù)云計算的實現(xiàn)”(71973070)、浙江省哲學(xué)社會科學(xué)規(guī)劃課題“信息效率視角下A股市場交易型操縱的預(yù)警、影響與監(jiān)管研究”(23NDJC175YB)]