機(jī)構(gòu)投資者對(duì)股價(jià)聯(lián)動(dòng)性非線性影響的實(shí)證分析

沈垚犇（上海大學(xué)）

■ 緒論

股價(jià)聯(lián)動(dòng)性的概念首次由Roll(1988)提出，即公司股價(jià)跟隨行業(yè)以及市場同漲同跌的程度。在有效的資本市場中，公司的股價(jià)能充分反映有關(guān)公司的特質(zhì)信息，產(chǎn)生偏離市場的個(gè)性波動(dòng)，因此股價(jià)聯(lián)動(dòng)性較低。機(jī)構(gòu)投資者擁有專業(yè)化、規(guī)?；?、機(jī)構(gòu)化的優(yōu)勢，因此機(jī)構(gòu)投資者的理性交易行為能夠促進(jìn)資本市場的健康發(fā)展，并且大量地持股能使其成為公司的股東，參與到公司的經(jīng)營管理中，從而影響公司股價(jià)的表現(xiàn)，進(jìn)而改變股價(jià)聯(lián)動(dòng)性。另一方面，隨著機(jī)構(gòu)投資者持股比例的擴(kuò)大，其作為公司股東在公司經(jīng)營的決策權(quán)以及公司治理的話語權(quán)會(huì)隨之上升，那么是否存在某一個(gè)特定比例能夠使機(jī)構(gòu)投資者的持股在超過該比例后，對(duì)公司的影響力加速提升，進(jìn)而改變對(duì)股價(jià)聯(lián)動(dòng)性的影響速率。

■ 理論分析與假設(shè)提出

基于對(duì)過往文獻(xiàn)的總結(jié)，本文認(rèn)為隨著機(jī)構(gòu)投資者持股比例的不斷上升，機(jī)構(gòu)投資者會(huì)花費(fèi)更多的時(shí)間與精力去收集以及整理標(biāo)的公司的信息，從而發(fā)現(xiàn)更多的公司特質(zhì)信息，同時(shí)高比例的持股會(huì)促使機(jī)構(gòu)投資者參與公司的經(jīng)營管理，發(fā)揮公司治理效應(yīng)，進(jìn)而導(dǎo)致股價(jià)中公司特質(zhì)信息的含量上升并圍繞公司的真實(shí)價(jià)值進(jìn)行個(gè)性波動(dòng)，降低股價(jià)聯(lián)動(dòng)性。并且，持股時(shí)間長、持股穩(wěn)定性強(qiáng)的穩(wěn)定型機(jī)構(gòu)投資者因?yàn)楦⒅毓镜拈L期價(jià)值，會(huì)更有意愿與動(dòng)機(jī)參與公司的經(jīng)營管理。隨著其持股比例的進(jìn)一步上升，該類型的機(jī)構(gòu)投資者在公司經(jīng)營的控制權(quán)以及公司治理的話語權(quán)將進(jìn)一步增強(qiáng)，將會(huì)有更多的渠道與方式獲得公司特質(zhì)信息，增強(qiáng)信息傳遞速率，加速股價(jià)聯(lián)動(dòng)性下降的速率。因此穩(wěn)定型機(jī)構(gòu)投資者持股比例與股價(jià)聯(lián)動(dòng)性之間存在非線性關(guān)系。而持股時(shí)間短、持股穩(wěn)定性較弱的交易型機(jī)構(gòu)投資者更關(guān)注股價(jià)短期的走勢，因此缺乏參與公司經(jīng)營管理與治理的動(dòng)機(jī)，進(jìn)而無法像穩(wěn)定型機(jī)構(gòu)投資者那樣拓寬獲得公司特質(zhì)信息的路徑，對(duì)股價(jià)聯(lián)動(dòng)性的負(fù)向作用速率不會(huì)產(chǎn)生顯著的改變。至此，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：機(jī)構(gòu)投資者持股比例越高，股價(jià)聯(lián)動(dòng)性越低。

假設(shè)2：穩(wěn)定型的機(jī)構(gòu)投資者與股價(jià)聯(lián)動(dòng)性之間存在門檻效應(yīng)，而交易型機(jī)構(gòu)投資者與股價(jià)聯(lián)動(dòng)性之間門檻效應(yīng)不顯著。

■ 研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源

本文中，機(jī)構(gòu)投資者持股比例、公司總資產(chǎn)、公司凈資產(chǎn)收益率以及行業(yè)指數(shù)是在Wind數(shù)據(jù)庫中獲取得到，其余數(shù)據(jù)都來自于CSMAR數(shù)據(jù)庫。本文以2006年到2019在我國滬深交易所上市的所有A股為研究對(duì)象，并且對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了以下處理：剔除帶有ST、*ST的公司；剔除金融行業(yè)公司；剔除在科創(chuàng)板上市的公司；剔除季度個(gè)股日收盤價(jià)不足30個(gè)觀測值的樣本數(shù)據(jù)；剔除當(dāng)年IPO的公司。

（二）變量定義

1.被解釋變量：股價(jià)聯(lián)動(dòng)性(SYN)

本文借鑒王海林和張愛玲(2019)的方法，選取個(gè)股日收益率、對(duì)應(yīng)的市場日收益率以及行業(yè)日收益率通過以下公式求得每一季個(gè)股的擬合優(yōu)度R2，R2表示個(gè)股公司股價(jià)波動(dòng)能被市場、行業(yè)波動(dòng)所解釋的程度。

其中，表示個(gè)股的日收益率，表示該企業(yè)所在市場的日收益率(具體分為滬指、深指和創(chuàng)業(yè)板指數(shù)的日收益率)，表示該企業(yè)所處行業(yè)的日收益率(按2012版證監(jiān)會(huì)行業(yè)指引進(jìn)行分類)。通過回歸計(jì)算得到上述公式的R2來度量上市公司個(gè)股波動(dòng)跟隨行業(yè)與市場波動(dòng)的程度。為使變量呈現(xiàn)正態(tài)分布，隨后對(duì)R2進(jìn)行取對(duì)數(shù)處理，進(jìn)而得到被解釋變量股價(jià)聯(lián)動(dòng)性(SYN)。SYN越高，股價(jià)聯(lián)動(dòng)性越強(qiáng)。

2.解釋變量：機(jī)構(gòu)投資者持股比例(INST)

本文參照以往研究，將機(jī)構(gòu)投資者的持股比例作為公司個(gè)股基本面信息被資本化到股價(jià)中程度的代理變量。本文的機(jī)構(gòu)投資者持股比例數(shù)據(jù)直接取自于Wind數(shù)據(jù)庫，其計(jì)算方法為季度末機(jī)構(gòu)投資者持股數(shù)除以該股的流通股數(shù)。

表1 面板門檻模型的回歸結(jié)果

3.機(jī)構(gòu)投資者的分類方式

本文借鑒牛建波等(2013)使用的劃分標(biāo)準(zhǔn)，該指標(biāo)考慮了持股比例以及持股時(shí)長的雙重因素，計(jì)算變量IOS，計(jì)算方法如下所示：

其中，代表公司i在第t季的機(jī)構(gòu)投資者持股比例，分母表示該公司前三季度機(jī)構(gòu)投資者持股比例的標(biāo)準(zhǔn)差。IOS值越高，機(jī)構(gòu)投資者持股的穩(wěn)定性越強(qiáng)。為將行業(yè)因素考慮在內(nèi)，將公司i的IOS值與所屬行業(yè)的IOS中位數(shù)進(jìn)行比較，若IOS值大于行業(yè)的中位數(shù)，表示該公司的機(jī)構(gòu)投資者為穩(wěn)定型機(jī)構(gòu)投資者；反之則為交易型機(jī)構(gòu)投資者。

4.控制變量

根據(jù)以往學(xué)者的研究方法，本文選取以下控制變量：股權(quán)性質(zhì)、公司規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、市值賬面比、換手率、上市時(shí)間、凈資產(chǎn)收益率以及股權(quán)集中度。

（三）模型設(shè)定

為檢驗(yàn)異質(zhì)性的機(jī)構(gòu)投資者持股比例與股價(jià)聯(lián)動(dòng)性之間是否存在門檻效應(yīng)，本文采用Hansen(1999)提出的面板門檻模型，以兩種類型的機(jī)構(gòu)投資者持股比例作為核心解釋變量以及門檻變量，建立如下面板門檻模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)：

其中，為解釋變量以及門檻變量，公司i在第t季度的機(jī)構(gòu)投資者持股比例，代表該公司在第t+1季度的股價(jià)聯(lián)動(dòng)性，計(jì)算前置一期的目的是為了在分析時(shí)，能將機(jī)構(gòu)投資者持股比例與對(duì)應(yīng)公司股價(jià)聯(lián)動(dòng)性的因果關(guān)系更好地展示出來，為待估計(jì)的門檻值，為個(gè)體固定效應(yīng)。

■ 實(shí)證分析

實(shí)證結(jié)果與結(jié)果分析：

下表1為自舉法300次得到的面板門檻模型回歸結(jié)果(篇幅限制，僅展示主要解釋變量的具體回歸結(jié)果)：

無論何種類型的機(jī)構(gòu)投資者或者持股比例是否大于門檻值，其回歸系數(shù)都顯著為負(fù)，說明機(jī)構(gòu)投資者持股比例與股價(jià)聯(lián)動(dòng)性呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系，假設(shè)1得到支持。

僅考慮穩(wěn)定型機(jī)構(gòu)投資者組別的門檻值為37.44%，對(duì)應(yīng)門檻效應(yīng)的P值為0.001，在1%的顯著性水平下顯著。當(dāng)穩(wěn)定型機(jī)構(gòu)投資者持股比例超過門檻值后，其對(duì)股價(jià)聯(lián)動(dòng)性的負(fù)向作用會(huì)顯著增強(qiáng)，因?yàn)榇藭r(shí)的穩(wěn)定型機(jī)構(gòu)投資者對(duì)被投資公司的影響力以及控制力將得到明顯提升，會(huì)有更多的渠道與方式獲得公司特質(zhì)信息，使得公司股價(jià)進(jìn)一步產(chǎn)生因特質(zhì)信息而導(dǎo)致的個(gè)性波動(dòng)，更快地降低股價(jià)聯(lián)動(dòng)性。

僅考慮交易型機(jī)構(gòu)投資者組別的門檻值為37.54%，對(duì)應(yīng)門檻效應(yīng)的P值為0.427，門檻效應(yīng)不顯著。這是由于交易型機(jī)構(gòu)投資者缺乏像穩(wěn)定型機(jī)構(gòu)投資者那樣積極參與公司經(jīng)營管理、充分發(fā)揮公司治理能力的動(dòng)機(jī)，進(jìn)而導(dǎo)致其獲取公司特質(zhì)信息的能力可能無法隨著持股比例的上升而顯著增強(qiáng)，使得交易型機(jī)構(gòu)投資者對(duì)股價(jià)聯(lián)動(dòng)性的加速負(fù)向作用不顯著。

因此本文認(rèn)為穩(wěn)定型機(jī)構(gòu)投資者與股價(jià)聯(lián)動(dòng)性之間存在門檻效應(yīng)，而交易型機(jī)構(gòu)投資者與股價(jià)聯(lián)動(dòng)性的門檻效應(yīng)不顯著，假設(shè)2得到支持。

■ 結(jié)論與建議

本文選取2006-2019年我國A股非金融上市公司的季度面板數(shù)據(jù)作為樣本，運(yùn)用面板門檻模型對(duì)異質(zhì)性機(jī)構(gòu)投資者持股比例與股價(jià)聯(lián)動(dòng)性之間的非線性關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，得出以下主要結(jié)論：首先，機(jī)構(gòu)投資者持股比例越高，股價(jià)聯(lián)動(dòng)性越低；其次，穩(wěn)定型機(jī)構(gòu)投資者與股價(jià)聯(lián)動(dòng)性之間存在顯著門檻效應(yīng)，當(dāng)其持股比例超過門檻值后，持股比例對(duì)股價(jià)聯(lián)動(dòng)性的負(fù)向作用會(huì)顯著增強(qiáng)；最后，交易型機(jī)構(gòu)投資者與股價(jià)聯(lián)動(dòng)性的門檻效應(yīng)不顯著。因此有關(guān)部門應(yīng)繼續(xù)大力發(fā)展與引導(dǎo)機(jī)構(gòu)投資者，提高機(jī)構(gòu)投資者在資本市場所占比重，使其充分發(fā)揮挖掘公司特質(zhì)信息的能力，加強(qiáng)資本市場的信息傳遞效率，并且根據(jù)機(jī)構(gòu)投資者的不同特點(diǎn)，實(shí)施差異化的監(jiān)管模式。