內生性視角下機構投資者類型與市場波動研究——基于A股面板數據的經驗證據

姚明德，韓金紅

（1.中央財經大學，北京 100086;2.新疆財經大學，烏魯木齊 830012）

隨著證券投資專業化、社會化及各國證券市場的發展，機構投資者在現代證券市場中越來越發揮著重要作用。在我國，為改善投資者結構，健全證券市場功能，監管者一直致力于大力發展各種機構投資者。如何評價各種機構投資者對市場的影響，如何在發展和完善我國證券市場的過程中，發揮各種機構投資者的積極作用都成為具有重要實踐指導意義的研究課題。本文就機構投資者類型對A股市場波動性的影響進行分析、評價，為發展和規范市場投資主體特別是機構投資者提供理論依據和政策參考。

國內外學者對機構投資者與市場波動之間的關系作了較深入的研究，但從已取得的研究成果看，不同學者的觀點和研究結論存在著較大分歧。

第一種觀點認為，機構持股減輕了市場波動。Potter認為信息披露減少了市場投資雙方的信息不對稱性，降低了對于公司績效的意外程度，從而使得股票價格的波動減少。而機構可以通過交易把所擁有的信息更多地在市場中反應，使得市場價格更加有效、更真實地反映價值，從而減少了股票市場的波動。祁斌等（2005）發現中國資本市場中機構投資者持股比例與股價波動性顯著負相關、與公司規模正相關，機構投資者有助于降低市場整體波動性。

第二種觀點認為，機構持股加劇了市場波動。Sias（1996）研究發現:當某股票被機構投資者持有的份額越大，其股價的波動性越強。Dennis、Strick－land研究認為特別是當市場活躍時，機構羊群行為至少在短期內加劇了市場的波動。

第三種觀點認為，機構持股與市場波動無關。Lakonishok、Shleifer和 Vishny（1992）的結論否定了機構投資者對股票的過度需求會帶來股價波動的說法。但由于沒有對股票相對需求彈性的準確考察，他們并不能排除少量的羊群效應和慣性交易也能引起股價大幅變動的可能性。何基報、王霞（2005）研究認為，機構投資者與穩定股市沒有必然的聯系，在市場其他要素給定的情況下，股價波動的大小是市場中投資者結構參數的非線性函數，不能得出“機構投資者一定能夠穩定股市”的結論。

不同學者研究結論之所以存在較大分歧除了研究方法上存在著差異外，一個主要的原因是實證研究的樣本在時間段上也有不同，而不同時間段里市場環境和機構投資者性質差異較大。例如，祁斌等（2005）考察了2001—2004年16個季度的數據，而何基報等（2005）則采用的是2003—2005年12個季度證券投資基金的數據;這兩段時間都沒有涉及市場快速拉升的時期（比如2006年）。同時，以往的研究總是從機構總體出發，不同機構參與市場會表現出不同的特性和作用，片面地強調機構整體是穩定了市場還是加劇了波動都是不恰當的。此外，以往在研究機構持股的作用時往往將其視為外生變量。事實上，有些國內外學者的研究已經顯示機構持股與市場波動之間存在內生性問題。如果機構持股的內生性確實存在，則在不控制其內生性的情況下直接采用普通最小二乘法（OLS）進行回歸將導致模型設定偏誤，從而影響結論的可靠性。為了全面客觀地評價機構投資者對市場波動性的影響，就有必要從股市完整的運行周期（上升、下跌到盤整）出發，在控制內生性情況下，從機構細化的角度研究不同機構的特性及其對市場波動的影響，本文擬在此方面進行嘗試。

一、研究設計

（一）變量說明及模型設計

為了檢驗機構投資者是否加劇了市場波動，借鑒Sias（1996）本文用季度期間股票每日普通收益率的標準差作為衡量上市公司股價波動性的指標。

其中，P為股票每日收盤價，r為股票日普通收益率，n為季度內股票交易天數，V為衡量波動性的股票季度日收益率的標準差，在實證研究中作為因變量進入計量模型。

本文解釋變量為機構持股占流通股的比例IO，若IO與股價波動顯著正相關，則說明機構持股加速了市場波動，驗證了機構的羊群效應和正反饋假說;若IO與股價波動顯著負相關，則說明機構持股減輕了市場波動，證實了機構的信息優勢和機構偏好假說。

控制變量方面，Dennis和Strickland（2002）發現市場波動與公司股價呈正相關，Karpoff（1987）的研究表明股票換手率是導致股價波動的直接因素，Rubin和Smith（2007）認為財務風險會導致市場波動加劇，Wei和Zhang（2006）研究得出公司盈余波動對市場波動產生影響，因此，本文加入股票季度平均價格（Aprice）、股票季度日平均換手率（Turnover）、資產負債率（Indebt）、前12季度ROE的方差（VROE）作為控制變量。此外，本文還控制了市場回報Returnt－1（前一季度股票回報）、上市時間age等可能影響股價波動的其他因素。

國內外對于機構和市場波動的諸多研究中紛紛提到機構持股與市場波動之間存在內生性問題，實證研究也越來越重視變量的內生性問題，嚴重的內生性會導致普通最小二乘回歸結果的有偏性和非一致性。因此，我們需要尋找一個與機構持股相關，而與市場波動無關的變量作為工具變量進行兩階段最小二乘（2SLS）估計，檢驗機構持股與市場波動的關系。

選取工具變量需要滿足兩個條件:工具變量本身必須是外生的，而且與內生變量高度相關。國內外學者（Gompers and Metrick，2001;Aggarwal，Klap－per and Wysocki，2005;瞿偉麗，何基報等，2010;劉立立，余軍，2010）研究發現，機構投資者偏好規模大、高收益、公司治理較好的股票。因此，本文選取公司規模Size、每股營業收入Income作為機構持股的工具變量。

綜合上述分析，本文構建的兩階段回歸模型如下:

第一階段回歸模型:

第二階段回歸模型:

本文首先采用計量方程中的兩階段最小二乘法（2SLS）運用工具變量實證檢驗機構作為一個市場參與主體穩定市場的假說是否成立，為驗證工具變量的有效性，我們還根據 Arellano＆Bover（1995）以及Blundell＆Bond（1998）的建議進行了Sargan檢驗。其次，在控制內生性情況下，本文從不同類型的機構特性出發，檢驗不同機構投資者持股對市場波動的影響。

（二）數據來源及樣本選擇

為了避免制度差異的影響，本文僅研究我國A股股票市場。我國資本市場自2007年開始至2010年末，經歷了一個完整的市場周期，在此期間我國股市既經歷了機構投資者的高速發展，也經歷了牛熊市和國際金融危機的跌宕起伏，因此，我們將研究樣本期間定義為2007年一季度至2010年三季度，使用15個季度組成的面板數據進行分析。文中機構持股數據來源于Wind金融咨詢終端，其他數據均來源于國泰安數據庫。主要變量的描述性統計分析結果如表1所示。

表1 描述性統計分析表

二、實證結果分析

（一）機構整體持股對股價波動影響的實證分析

首先，研究采用 STATA 11.0中的 Fixedeffects回歸方式對面板數據進行分析，并且針對面板數據特點使用了Hausman檢驗，拒絕了Random－effects回歸方式，使用Fix－effects回歸能夠消除數據組內不隨時間序列而變化的自變量對于因變量的影響，同時，為了防止數據中異方差的影響，回歸中還使用了Robust檢驗，在以下按機構類型分析中使用了同樣的回歸方法。

其次，本文對應用工具變量的固定效應模型回歸與直接進行固定效應模型的回歸進行了Hausman檢驗，檢驗結果的卡方值為977.73，在1%的水平拒絕了原假設，因此，我們認為應當采納應用工具變量的固定效應模型的回歸結果，也就是說，機構持股與市場波動之間確實存在嚴重的內生性問題，本文建立的兩階段回歸模型是有效的。

機構整體持股與股價波動Fixed－effects兩階段回歸結果如表2所示。

工具變量的有效性需要嚴格的計量檢驗。為此，我們在表2中對工具變量進行了弱識別、不足識別及過度識別檢驗。其中，弱識別檢驗的原假設是工具變量與內生變量弱相關，若拒絕原假設，則表明工具變量與內生變量具有強相關性，是強工具變量;不足識別檢驗和過度識別檢驗都是為了檢驗工具變量的內生性，其中，若拒絕不足識別檢驗的原假設并接受過度識別檢驗的原假設，則表明工具變量是外生的。工具變量的有效性需要嚴格的計量檢驗。為此，我們在表2中對工具變量進行了弱識別、不足識別及過度識別檢驗。其中，弱識別檢驗的原假設是工具變量與內生變量弱相關，若拒絕原假設，則表明工具變量與內生變量具有強相關性，是強工具變量;不足識別檢驗和過度識別檢驗都是為了檢驗工具變量的內生性，若拒絕不足識別檢驗的原假設并接受過度識別檢驗的原假設，則表明工具變量是外生的。

表2 機構整體持股與股價波動Fixed－effects二階段回歸結果

表3 機構整體持股與股價波動fix effects單方程OLS回歸結果

表2的檢驗結果表明，我們所選用的工具變量不僅是嚴格外生的，而且與內生變量高度相關，是強工具變量。

在驗證了工具變量有效性的基礎上，2SLS實證檢驗結果發現，在排除了變量的內生性問題之后，機構持股與股價波動顯著負相關，即機構持股顯著地減小了股價波動，穩定了市場。另外，作為對比，本文還在不考慮機構持股指標內生性的情況下對模型2采用OLS方法直接進行了固定效應模型回歸分析，具體回歸結果見表3。由表3可知，機構持股與市場波動在1%水平顯著正相關，即機構持股顯著加劇了市場波動，這與表2中應用工具變量（2SLS）的固定效應模型回歸的結果截然相反。由于Hausman檢驗顯示機構持股存在內生性，因此，利用2SLS的固定效應模型的回歸比在不考慮內生性時用OLS對單方程進行回歸更為有效。這說明，在考察機構持股對股市波動影響的實證分析中，若沒有控制機構持股的內生性問題，將可能誤估機構持股對股市波動的影響。

綜上所述，我們認為:控制內生性情況下，機構作為一個市場參與主體起到了穩定市場的作用，發揮了政策制定者和市場監管者希望機構發揮的作用。同時，在一階段回歸中我們發現:機構持股與公司規模、每股營業收入顯著正相關，結果表明機構偏好規模大、收益高的股票，驗證了機構偏好假說。

（二）機構投資者類型對股價波動影響的實證分析

上述實證結果證實了機構整體穩定市場的作用。但各類機構投資者的特性不同，交易策略也不同，必然產生對于股價波動不同的影響。我國市場上的持股機構主要有12種，分別是基金、券商、QFII、社保基金、保險公司、一般法人、銀行、信托公司、財務公司、非金融公司、企業年金及券商理財產品，研究將分別考察這些不同機構投資者對于市場波動的影響。本文采用此前2SLS方法進行實證檢驗，實證結果如表4:

表4 機構持股者類型與股價波動實證結果

由于篇幅限制，我們只列出了各類機構持股變量的回歸系數和T值，其他控制變量在此省略。實證結果表明，基金持股對股市波動并沒有顯著影響，這可能是因為其交易行為和策略受到市場周期和委托代理責任的影響，不同時期所表現的作用可能不同。同時，實證檢驗發現券商、保險公司、信托公司、社保基金、QFII及券商理財產品持股與價格波動顯著正相關，說明這六類機構持股顯著加劇了股市波動。這可能是因為他們非理性的交易行為使得市場價格偏離了其內在價值，從而加劇了市場波動;但在所觀測的12類機構中只有一般法人、非金融公司持股起到了顯著穩定市場的作用，這可能是因為這兩類機構持股主要以戰略投資和價值投資為主，交易策略相對穩定，從而有利于市場價格的穩定;此外，對于銀行、財務公司、企業年金，可能由于其在整體機構中所占比例較少且樣本數量有限，對股價波動并沒有表現出顯著影響，對于此類機構還需進一步研究。

盡管機構總體持股起到了穩定市場的作用，但在機構分類研究中，我們也發現，我國近年來超常規發展機構投資者的政策中存在一些問題:

1.機構投資者內部結構不合理。除基金、一般法人規模較大外，其他類別的機構投資者并沒有均衡發展。

2.部分機構投資者風格相近，羊群行為盛行。我國的機構投資者盡管數量比前幾年大大增加，但在12類機構投資者中，除1/3機構持股與股市波動無關外，僅有1/6的機構持股顯著穩定了市場，而有一半的機構投資風格相似，羊群行為盛行，顯著地加速了市場波動。

因此，如果仍采用現有政策即只重視機構投資者規模和數量的發展，忽視其結構和質量，機構投資者作為一個市場參與主體今后不一定能繼續有效地發揮穩定市場的作用。

三、結論及啟示

從理論上分析，不同機構投資者對市場波動的影響可能存在較大差異。本文與以往實證分析的不同之處在于以股市上升、下降、盤整的整個波動周期為考察期間，從機構細化的角度出發研究不同機構的特性和作用，并運用工具變量的方法解決了以往研究中忽視的變量內生性問題。研究得出以下結論:

第一，關于機構整體持股對市場波動的影響，研究采用2SLS方法作了進一步的分析，在排除了變量的內生性問題之后，結論驗證了機構整體持股穩定市場的假說。實證結果在一定程度上肯定了我國近年來超常規發展機構投資者的政策。同時，在一階段回歸中我們發現:機構偏好規模大、收益高、波動小的股票，驗證了機構偏好假說。

第二，對于機構投資者與股市波動的分類研究中發現:12類機構投資者中，1/3機構持股與股市波動無關，僅有1/6的機構持股顯著地穩定了市場，而有一半的機構投資風格相似，羊群行為盛行，顯著地加速了市場波動，同時我們還發現，機構投資者內部結構不合理，除基金、一般法人規模較大外，其他類別的機構投資者并沒有均衡發展。這也在一定程度上暴露出我國近年來超常規發展機構投資者的政策中存在一些問題。

本文結論對政策制定者來說具有重要啟示:首先，適度修訂機構投資者的發展戰略，優化投資者機構。對機構投資者的培育，不應只重其規模和數量，而更應注重其結構和質量，是在一定規模和數量之上、以相制衡的市場結構整合證券市場功能的機構投資者，因此，可將機構投資者發展戰略從超常規發展機構投資者修訂為全面發展機構投資者，通過引導機構投資者在證券市場發展中發揮穩定的作用，實現證券市場的健康發展及其功能的全面發揮。其次，引導機構投資者樹立正確的投資理念。對于基金、券商、保險公司、信托公司、社保基金等機構投資者，應引導其向價值投資類型轉變，樹立長期、有效、穩定的投資理念，有自己的投資個性和品牌，通過合理的市場競爭達到穩定整個市場的效果。

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