共同機構所有權與公司股價崩盤風險：促進還是抑制

吳春賢，鄧瑋民

（石河子大學 經濟與管理學院，新疆 石河子 832003）

一、引言

我國資本市場從1990年發展至今，機構投資者作為市場投資的重要力量不斷成長，特別是近10年取得的發展成績尤為顯著。以基金、券商、QFII、銀行等為代表的機構投資者在A股市場中的投資規模和占比不斷上升，機構持股的市值總和從2007年的3.62萬億元提升到2019年的30.25萬億元，占A股市值總和的比重從11%提升到51%（吳曉求和方明浩，2021）[1]。雖然對照美國市場60%以上的機構持股市值占比，中國機構投資者持股具有很大進步空間，但機構投資者的資金管理與專業投研能力以及不斷增加持股上市公司股票規模的現實情境，使得關注與探討機構持股對資本市場的發展十分必要。

近年來我國資本市場不斷發生機構投資者并購事件，使原來分別持股不同企業的兩個或多個機構投資者并購成為一家后，出現了共同機構所有權，即單個機構持有同行業多家企業股權的現象（杜勇等，2021）[2]。通過分析此類機構并購事件可以發現，起初多個機構持股不同企業正逐漸演變為單個機構共同持有同行業內多家企業。這類所有權現象普遍存在于美國資本市場（He和Huang，2017）[3]，并有學者發現其在引導同行業企業合作、改善公司治理、形成規模經濟、整合優質資源方面能夠發揮“協同治理”作用（Chen等，2021）[4]。同時杜勇等（2021）[2]通過分析中國上市公司數據，基于共同機構所有權的協同效應和規模效應，研究發現共同機構所有權能夠改善企業的盈余信息質量，具體通過行業內競爭與形成的規模勢力，發揮共同機構所有權的治理與監督作用。

針對世紀疫情等復雜的外部環境，2021年中央經濟工作會議明確指出要堅持穩中求進的工作總基調，保持平穩健康的經濟環境。而公司股價崩盤風險作為資本市場的一種異象，不僅會影響公司利益與投資者的信心，更會對資本市場的穩定發展產生影響，如引發系統性金融風險等嚴重后果（林川，2022）[5]。因而，開展關于公司股價崩盤風險的影響因素的研究十分必要。股權結構作為公司治理過程中不可或缺的部分，股東的動機與行為會對上市公司的投融資決策、信息披露意愿與治理水平產生重要影響（王化成等，2015）[6]。

根據上述背景，本文區別于機構投資者單一持股、多家機構投資者抱團特征，以共同機構所有權為切入點，考察這一股權結構模式是否會抑制公司股價崩盤風險，以此驗證共同機構大股東持股同行業多家公司在資本市場中發揮的作用。本文以我國A股上市公司為研究樣本，以2007年到2020年為研究區間，發現共同機構所有權能有效抑制崩盤風險的發生，其影響路徑源于共同機構大股東對組合內公司信息質量的優化及治理結構的豐富。進一步研究發現，共同機構大股東抑制崩盤風險的效應在國有企業以及產品市場競爭程度低時更強，其治理作用更加顯著。

本文可能的貢獻如下。首先，豐富了有關共同機構所有權經濟后果的研究，并討論了共同機構所有權對股價崩盤風險影響的內在機制。目前有關這一獨特所有權模式究竟會發揮“協同治理”還是“合謀舞弊”作用，學術界尚未給出統一論斷，本文為其正向治理作用提供了證據。其次，雖然有關股價崩盤風險的研究已經非常豐富，但本文區別于機構投資者團體網絡結構特征，以持股同行業多家公司股權的共同機構大股東為研究對象，分析這一獨特股權結構對公司股價崩盤風險的影響，增加了有關股價崩盤風險影響因素的研究。再次，擴展了關于機構投資者相關話題的討論，支持了復雜機構投資者所有權模式下體現其“股東積極主義”的論據。同時本文的研究結論，深化了有關部門對機構投資者群體在不同情境下能否發揮治理作用的認識，有利于針對其特征更好地進行監督管理。

二、文獻回顧

（一）股價崩盤風險的文獻回顧

關于股價崩盤風險的形成，現階段研究基于委托代理理論和信息不對稱理論，主要圍繞公司信息環境與內部管理層行為兩方面展開。首先，信息環境的不透明為管理層藏匿壞消息提供了便利，當公司外部投資者未了解真實的經營情況時，極易對預期股價形成誤判，而在了解真相后的大量拋售行為便會引發股價暴跌（Jin和Myers，2006）[7]。其次，管理層的自利行為，例如為實現超額薪酬、構建商業帝國、政治晉升及聲譽等目標，管理層有動機在短期內隱瞞或者延遲披露公司的負面消息（Kim等，2011）[8]。而鑒于真實市場的非完全有效性，在信息不對稱的背景下，當刻意隱瞞的壞消息超出公司所能容納的范圍時，就會突然涌入到市場中，對股價造成劇烈沖擊，使得股價大幅下降，最終形成崩盤。

對于股價崩盤風險影響因素的研究非常豐富，主要集中在公司內外部兩個層面。內部影響因素如：大股東持股（姜付秀等，2018）[9]、信息披露（孟慶斌等，2017）[10]、投融資行為（江軒宇和許年行，2015）[11]、內部控制質量（黃政和吳國萍，2017）[12]；外部影響因素如：審計（張宏亮等，2018）[13]、機構投資者（吳曉暉等，2019）[14]、媒體報道（羅進輝和杜興強，2014）[15]、分析師評級（張丹妮和劉春林，2020）[16]等。但隨著資本市場的完善與發展，需要對降低公司股價崩盤風險的積極因素繼續挖掘。區別于機構投資者單一持股（董紀昌等，2020）[17]與群體抱團行為（吳曉暉等，2019）[14]，本文關注到共同機構所有權這一特征，探討其對于企業信息披露環境與負面信息形成產生的影響，考察這一持股行為對公司股價崩盤風險的影響效應。

（二）共同機構所有權的文獻回顧

有趣的是，大部分文獻均從機構投資者持股與否、持股比例開展機構投資者對股價崩盤風險的討論，關注其“經紀人”屬性。而在現實資本市場中，機構投資者并不是單獨參與公司治理，而是基于完善的投資網絡，通過持股多家公司規避風險并創建相互溝通的信息渠道，彼此之間具有緊密的聯系（劉新民等，2021）[18]。李維安等（2017）[19]也發現機構投資者通常會持股多家企業，并在這些企業獲取與傳遞信息、學習決策，進而改善所持股公司的治理水平。因此，為更好地探究共同機構所有權與股價崩盤之間的關系，需要考慮共同機構股東在行業中的不同特征，以便更好地解釋其發揮作用的路徑。

共同機構所有權具備行業樞紐、整合效應與規模經濟三個顯著的特征，能夠發揮“協同治理”與“合謀舞弊”兩種不同的作用（杜勇等，2021）[2]。持有“協同治理”觀點的學者認為，首先，在投資組合價值最大化目標作用下，共同機構所有權對于持股的多家企業具備出色的協調整合能力，如增加企業的市場份額、專利申請數（He和Huang，2017）[3]和創新投入（嚴蘇艷，2019）[20]，降低并購交易過程的成本，提升并購績效（Chen等，2021）[4]。其次，在促進同行業企業產品市場協作上，共同機構所有權通過提高企業的創新能力和營業利潤率，緩解代理問題，改善產品市場表現，最終提升企業價值（周泰云等，2021）[21]。再次，在有效發揮公司治理作用上，因其在決策中擁有更豐富的信息資源與行業經驗，共同機構所有權能夠更好地發揮對公司的監督治理作用，例如在股東大會上提出具有否定意見的提案，從而履行其監督職能（He等，2019）[22]，而治理水平的提升有利于抑制企業的避稅動機（邢斐等，2021）[23]；最后，出于對同行業企業相似特征的了解，共同機構所有權能有效降低信息處理成本，有利于形成優質的信息規模經濟。以上這些作用的發揮，大大提升了共同機構所有權對公司的監督治理效率，從而增加了企業信息披露質量，降低了公司盈余管理水平（Ramalingegowda等，2021）[24]。而持有“合謀舞弊”觀點的學者認為，共同機構所有權為使組合收益最大，有動機聯結組合內企業進行合謀，增加整體組合在行業中的產品勢力和定價能力（Azar等，2018）[25]，致使行業內共同機構所有權以外的企業出現投資不足的現象（潘越等，2020）[26]。

綜合以上研究成果與研究脈絡的發展，可以發現研究股價崩盤風險影響因素的文獻較為廣泛，但從共同機構所有權的視角，研究股價崩盤風險的文獻還鮮有涉及。實際上，共同機構所有權在公司信息披露、投融資決策、監督治理等方面都能起到重要的作用，進而對公司股價崩盤風險產生顯著影響。那么，針對股價崩盤風險，共同機構所有權是通過“用手投票”還是通過“用腳投票”的方式發揮作用？在股價崩盤風險中共同機構所有權是扮演“協同治理”的監督者還是“合謀舞弊”的威脅者？現有文獻并未對此給出直接解釋，本文將在此問題上進行深入探討。

三、理論分析與假設提出

（一）“協同治理”假說

同一行業內企業間往往存在激烈的競爭，而鑒于彼此間簽訂契約總是存在不完備的情況，出于自身價值最大化的考慮，企業通常會因害怕契約中的疏漏被合作企業或競爭對手攻擊，而在彼此之間施加負外部性（He和Huang，2017）[3]，其直接的做法就是通過隱藏專有信息迷惑競爭方，誤導其經營決策。已有研究指出，企業低質量的盈余信息披露在破壞其他企業決策的同時，更會降低同行業企業的價值（Beatty等，2013）[27]，并最終導致持有多家公司組合的機構收益降低。為提高組合收益，共同機構投資者有動機降低組合內企業的盈余操縱行為，具體可以通過對組合內公司董事會和管理層的經營管理決策施加重要影響（Koch等，2021）[28]，以達到提高信息披露質量的目的。為有效防止組合內企業的惡性競爭，共同機構會引導企業加強合作，融合資源，盡可能避免由行業競爭導致的盈余操縱。這種信任聯盟的方式降低了行業內構成組合的不同公司之間的信息不對稱和經營風險，并最終驅使組合內各方由彼此防備轉換到相互共享信息（李維安等，2017）[19]，從而緩解共同機構投資組合內企業間的惡性競爭，最終達到化解負外部性，實現各方共贏的結果。

實際上公司信息透明度與治理水平的提升是共同機構所有權降低股價崩盤風險的兩類主要途徑。一方面，較高的公司信息透明度會將包含公司特質信息的私人信息及時反映到股價中，降低投資者與公司之間的信息不對稱程度，而信息不對稱的緩解使得股價崩盤風險得以降低（江婕等，2021）[29]。同時共同機構大股東持股同行業多家公司的現象所產生的協同效應，有利于信息在共同持股的公司之間傳遞，加上共同機構大股東本身具有的信息資源獲取優勢，能夠有效監督組合內公司管理層的盈余操縱行為，改善信息披露質量，從而提升公司信息透明度（杜勇等，2021）[2]，并進一步降低組合內公司的股價崩盤風險。另一方面，公司治理水平的提升可以有效抑制管理層隱藏壞消息的行為，改善公司的盈余信息質量，當虛假盈余等壞消息的累積受到限制，公司的股價崩盤風險也便隨之得到明顯削弱（楊棉之和張園園，2016）[30]。而共同機構大股東依靠其先進的管理知識與行業經驗，通過“協同治理”作用的發揮能夠有效緩解公司股東與高管的代理沖突，降低代理成本（曾春華和林儀鳳，2022）[31]，提高公司治理水平。且共同機構大股東在治理發聲不被接受時，能夠用退出威脅等方式與高管和其他股東博弈，強化其治理作用（Edmans等，2019）[32]，并最終抑制組合內公司的股價崩盤風險。

基于以上分析，本文提出如下假設。

H1a：共同機構所有權會降低公司的股價崩盤風險。

（二）“合謀舞弊”假說

盡管共同機構所有權具有天然的治理優勢與治理動機，但其行業樞紐與資源整合優勢也為共同機構投資者通過信息優勢獲取短期收益提供了便利條件。在激烈的市場競爭與公司博弈中，共同機構投資者有動機利用掌握多家公司的信息資源優勢，與組合內企業管理層合謀舞弊，獲取短期超額收益，從而達到追求投資組合高回報的目的。首先，共同機構投資者作為行業內多家企業的聯結樞紐，為應對與持股組合外公司的競爭，其會構建并促成組合內的多家公司結成優勢聯盟與非持股企業抗衡（Park等，2019）[33]。面對持股組合外同行業中的其他公司，共同機構大股東會引導組合內企業開展盈余管理活動，刻意隱藏真實信息，從而形成信息壁壘（Ramalingegowda等，2021）[24]，以增加與組合外其他企業間的信息不對稱程度，從而誤導非共同持股企業與相關投資方的經營投資決策（Azar等，2018）[25]。其次，這類通過信息操縱化解同行業競爭危機的亮眼表現，不僅使共同機構投資者在組合內公司中的影響力與話語權得到有效提升，同時也增加了組合內公司與組合外公司的負外部性，導致兩者之間的信息不對稱程度顯著增加，最終為共同機構投資者利用組合內企業的信息資源優勢獲得更高投資收益創造了便利條件。再次，通過制造信息壁壘，當共同機構投資者在掌握較多的知情信息等公司內部情況后，會果斷做出增持或拋售的股權決策，以犧牲中小股東利益來實現自身高收益的目標。此種惡化市場信息環境的做法，不僅加重了第二類代理問題，也增加了投資者與組合內企業的信息不對稱程度。長此以往，伴隨被操縱的不利于中小投資者投資決策的信息越積越多，勢必會導致壞消息在短期內大量聚集與釋放，從而增加股價崩盤風險。

基于以上分析，本文提出如下假設。

H1b：共同機構所有權會增加公司的股價崩盤風險。

四、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文選取2007—2020年A股上市公司作為數據樣本，并按照以下標準進行篩選：（1）剔除ST、*ST和金融行業企業的樣本；（2）剔除合并后數據缺失的樣本。最終得到27397條公司2007—2020年度觀測數據。為避免極端值的影響，本文對連續變量進行了1%和99%分位上的縮尾處理。其中用于構建共同機構所有權相關指標的數據取自CSMAR數據庫中季度層面的機構投資者持股詳細數據，用于反映公司治理水平的內控數據取自迪博數據庫的內部控制指數，其他企業層面的數據均來自CSMAR數據庫。

（二）變量定義

1.被解釋變量

借鑒Kim等（2011）[34]和許年行等（2012）[35]的方法，本文用負收益偏態系數（NCSKEW）與收益上下波動比率（DUVOL）兩種方法衡量公司股價崩盤風險。首先，計算公司層面的周收益率。利用公司i的股票周收益率數據，通過模型（1）剔除市場因素和經濟周期對個股收益率的影響。

其中，Ri,t為公司i第t周的股票收益率，Rm,t為經流通市值加權后A股所有股票第t周的收益率。為緩解非同步性交易的影響，模型（1）中加入了市場收益率Rm,t的滯后項和超前項。根據（1）式得出殘差項εi,t，殘差εi,t為個股收益率不能被市場收益率波動所解釋的部分，但因其分布高度有偏，所以進行了對數轉換，并最終將其定義為公司i在第t周經市場調整后的收益率，即Wi,t=ln（1+εi,t）。

其次，根據Wi,t構建模型（2）中的負收益偏態系數（NCSKEW）與模型（3）中的收益上下波動比率（DUVOL）兩個指標。其數值越大，表示公司股價崩盤風險越大。

模型中n為每年股票i的交易周數。

模型中nup和ndown為公司i的周特有收益率Wi,t大于和小于年平均收益率的周數。

2.解釋變量

借鑒已有關于共同機構所有權的研究（杜勇等，2021）[2]，當機構投資者同時持有同行業兩家及以上企業股份，且持股比例在5%以上時，則會出現共同機構所有權現象。如果一家公司在相同會計年度的任一季度中存在機構共同持股，則Coz取值為1，否則取0。之所以在處理數據過程中保留持股比例大于5%的機構投資者股東，除了與已有研究保持一致外，也考慮了證券法明確規定5%的持股比例為重大股權變動警戒線，這類股東會對公司的經營和管理產生重要影響。其中行業分類按照中國證監會2012的分類標準，制造業細分為二級代碼，其余行業為一級代碼。

3.控制變量

控制變量借鑒許年行等（2012）[35]的研究，我們在模型中加入如下控制變量：股票周特質收益率（Ret）、月均超額換手率（Dturn）、股票收益的波動（Sigma）、資產負債率（Lev）、市值賬面比（MB）、公司規模（Size）、盈利能力（Roa）、第一大股東持股比例（Top1）等。為避免受到宏觀環境與行業特征的影響，本文還加入了年度（Year）和行業（Industry）這兩個虛擬變量。各主要變量定義見表1。

（三）模型設計

采用模型檢驗共同機構所有權對股價崩盤風險的影響。

表1 主要變量的符號與定義

根據理論分析與變量定義，本文構建以下模型：

其中，被解釋變量NCSKEW與DUVOL是兩個常見度量股價崩盤風險的變量；解釋變量Coz為是否具有共同機構所有權。借鑒姜付秀等（2018）[9]的做法，考慮當期的共同機構所有權會對將來股價崩盤風險造成影響，在實證分析中通常對被解釋變量進行未來一期的處理，從而在一定程度上減少內生性帶來的影響，使結果更加穩健可靠。在以上模型（4）和模型（5）中，若回歸結果中Coz的系數明顯為負，表明共同機構所有權會抑制股價崩盤風險，假設H1a成立；若回歸結果中Coz的系數明顯為正，則表明共同機構所有權會加劇股價崩盤風險，假設H1b成立。此外，變量Year、Industry分別為年份和行業固定效應，εi,t為誤差項。

五、檢驗結果與分析

（一）描述性統計

表2是主要變量的描述性統計。解釋變量方面，共同機構所有權Coz的均值為0.135，標準差為0.342，表明有13.5%的上市公司被至少一家機構共同持股，且不同企業間共同機構所有權現象差異較大。被解釋變量方面，股價崩盤風險（NCSKEWt+1）最小值為-2.434，最大值為1.753，均值為-0.302，與已有研究結果基本一致，處在合理的范圍內（吳曉暉等，2019）[14]。且負收益率偏態系數（NCSKEWt+1）與收益率波動系數（DUVOLt+1）的標準差結果分別為0.714和0.476，表明通過兩種指標衡量股價崩盤風險在不同公司的分布均具有明顯的波動差異。

（二）單變量檢驗

本文對有無共同機構所有權進行獨立樣本的均值與中位數差異檢驗，察看不同樣本組的變量結果。結果在表3列示，由表3可知具有共同機構所有權組的負收益偏態系數（NCSKEWt+1）和收益上下波動比率（DUVOLt+1）的均值和中位數均低于無共同機構所有權的樣本組，表明存在共同機構所有權的公司比不存在共同機構所有權的公司股價崩盤風險更低，與假設H1a基本相符。

表2 主要變量描述性統計

表3 將樣本按是否具有共同機構所有權進行差異性檢驗

（三）基準回歸結果

我們根據模型（3）與模型（4）對本文的樣本進行回歸，表4報告了共同機構所有權與公司股價崩盤風險的回歸結果。第（1）列采用負收益率偏態系數（NCSKEWt+1）作為回歸結果，第（2）列采用收益率波動系數（DUVOLt+1）作為回歸結果。可以看出Coz的回歸系數均為負，且在1%的水平上顯著，表明共同機構所有權與公司股價崩盤風險具有顯著的負相關關系，支持了假設H1a。即共同機構所有權可以降低公司股價崩盤風險。

六、穩健性檢驗與進一步分析

(一)內生性檢驗

1.Heckman二階段檢驗

本文雖然驗證了共同機構所有權會降低公司股價崩盤風險的回歸結果，但可能存在潛在內生性問題。如可能遺漏了未觀察到的重要變量，具體表現為股價崩盤風險降低現象的發生不是由共同機構所有權引發的，而是同行業上市公司的某些其他特征造成的，從而導致樣本選擇的偏誤問題。為了避免這類問題對回歸結果的影響，本文使用Heckman二階段法進行檢驗。參考潘越等（2020）[26]的研究，在第一階段，為了考察公司上期的財務和治理情況對下一期共同機構大股東持股與否的影響，本文將滯后一期的企業規模（l_Size）、資產負債率（l_Lev）、盈利能力（l_Roa）、成長能力（l_Growth）、固定資產比率（l_ppe）、現金流比率（l_Cashflow）和第一大股東持股比（l_Top1）與當期的Coz進行Probit回歸，構建出逆米爾斯比（IMR）。具體模型如下：

表4 共同機構所有權與股價崩盤風險的基準回歸

在第二階段，將計算出的逆米爾斯比（IMR）代入主回歸模型進行擬合，從而檢驗選擇性偏誤對結果的影響。兩階段回歸結果如表5所示，第一階段的公司財務治理特征確實會對機構股東的持股策略產生影響。第二階段的IMR的系數對崩盤風險顯著為正，證明確實存在共同機構所有權樣本的分布偏差；在加入IMR后，Coz與NCSKEWt+1、DUVOLt+1的系數顯著為負，說明結果在控制選擇性偏差后，共同機構所有權會降低股價崩盤風險的結論依舊成立。

表5 Heckman檢驗

2.PSM-DID檢驗

為進一步驗證共同機構所有權對抑制股價崩盤風險的因果效應，借鑒姜付秀等（2018）[9]的方法，本文采用多時點雙重差分模型的方法，對樣本內股權結構發生變化的公司與未發生變化的公司進行檢驗，通過股權結構前后調整公司股價崩盤風險的差異，進一步避免內生性問題對結果的影響。具體模型如下：

其中，將不具有共同機構投資者的公司轉變為有共同機構投資者的公司樣本定為處理組，Treat等于1，將樣本期內一直沒有共同機構投資者的公司定為控制組，Treat等于0。After是股權機構發生變化前后年份的虛擬變量，發生變化之后的年份取1，之前年份取0。Treat與After的交互項（Treat*After）表明具有共同機構所有權相對于沒有共同機構所有權對公司股價崩盤風險的凈效應。考慮股權結構變化前處理組與控制組差異可能引發的選擇性偏差，本文先用PSM法進行一比一最近鄰匹配，再通過模型（7）和模型（8）展開檢驗。表6結果顯示Treat*After的系數均顯著為負，說明相對于一直沒有共同機構所有權的控制組，公司從無共同機構所有權變為有共同機構所有權后，股價崩盤風險顯著降低。

表6 PSM-DID檢驗

（二）穩健性檢驗

1.替換自變量

更換共同機構所有權的度量方法，除了使用啞變量（Coz）外，參考He和Huang（2017）[3]的研究，本文采用共同機構所有權聯結程度與持股比例兩個變量進行驗證。其中共同機構所有權聯結程度（Coz2），根據季度層面的共同機構投資者股東數目求年度均值加1取對數進行計算；共同機構所有權持股比例（Coz3），根據季度層面共同機構投資者持股比例之和通過年度平均進行計算。通過回歸檢驗發現，表7列（1）中共同機構所有權聯結程度（Coz2）與負收益率偏態系數（NCSKEWt+1）的回歸系數為-0.101，在1%的水平上顯著。表7列（2）中共同機構所有權持股比例（Coz3）與負收益率偏態系數（NCSKEWt+1）的回歸系數為-0.232，同樣在1%的水平上顯著。具體表明，持有公司股權的共同機構大股東數量每增加一個單位，崩盤風險的概率就降低10.1%；而共同機構大股東的持股比例每增加100%，公司股價崩盤風險的概率就降低23.2%。同時也支持了共同機構大股東在數量越多、持股比例更高時，其對于股價暴跌的治理作用更好，能更好地發揮其持有同行業多家企業的信息規模優勢，達到治理的目的。本文又將（Coz2）與（Coz3）分別與收益率波動系數（DUVOLt+1）進行回歸，結果仍然在1%的水平上顯著。這與上文的回歸結果一致，支持了假設H1a。

表7 穩健性檢驗：替換自變量

2.替換因變量

本文選用股價崩盤概率的二元變量（CRASHt+1）替代衡量股價崩盤風險，參考楊棉之和張園園（2016）[30]的研究，若發生股價暴跌周的周收益率Wi,t比個股該年特定周收益率均值減3.2個特定周收益率的標準差小,便認定該股票當年發生了股價崩盤，取值為1，否則為0。通過Logit模型進行回歸檢驗，發現表8列（1）中是否存在共同機構所有權（Coz）與是否發生股價崩盤的回歸系數為-0.292，在1%的水平上顯著。表8列（2）、列（3）中共同機構所有權聯結程度（Coz2）和共同機構所有權持股比例（Coz3）均與是否發生股價崩盤（CRASHt+1）在1%的水平上顯著負相關，與上文的回歸結果一致，支持了假設H1a。

表8 穩健性檢驗：替換因變量

3.安慰劑檢驗

盡管克服了樣本的選擇性偏誤問題，但在理論上，結果還存在安慰劑效應，即事實上共同機構所有權與股價崩盤風險沒有聯系，只是本文數據呈現出了特有的相關關系。參考潘越等（2020）[26]的做法，本文首先將樣本中的Coz變量單獨提取出來，其次生成隨機數打亂原有的Coz變量排序，再次按照隨機分配的方式匹配給除Coz以外的所有變量，最后對主假設進行回歸檢驗。若隨機分配的Coz依然與NCSKEWt+1、DUVOLt+1顯著相關，表明影響崩盤風險的是其他未觀測的因素，則安慰劑效應存在；若不存在顯著性與原有結果相反，表明崩盤風險受到共同機構所有權的影響，并非未觀察到的未知因素或噪聲影響。結果如表9所示，列（1）、列（2）的Coz系數不顯著，與主回歸結果不一致，表明結果是穩健的，不存在安慰劑情形。

表9 安慰劑檢驗

4.PSM-OLS檢驗

為進一步排除樣本選擇偏誤問題，本文還進行了傾向得分匹配（PSM）檢驗。首先，將具有共同機構所有權的樣本公司作為處理組，以前文所列的控制變量（Lev、MB、Dturn、Ret、Sigma、Top1、Top10、Balance、Inst、Occupy、Year、Industry）作為匹配變量；其次，通過一比一最近鄰匹配、半徑卡尺匹配和kernel核匹配三種方式尋找相似特征的對照組；再次，將處理組與匹配完成的對照組進行OLS回歸。表10中的PSM回歸結果表明，負收益率偏態系數（NCSKEWt+1）的平均處理效應（ATT）分別為-0.078、-0.070和-0.070，分別在5%和1%的水平上顯著。這表明相較于與其特征相似的其他公司，具有共同機構所有權特征公司的股價崩盤風險平均要低-0.078、-0.070和-0.070。本文對匹配結果進行平衡性檢驗發現，匹配變量的標準化偏差均小于5%，t檢驗基本不顯著，說明處理組和對照組沒有系統性差異，匹配結果是可靠的。在控制了共同機構所有權持股公司與無共同機構所有權持股公司樣本的特征差異后，通過三種匹配方式回歸結果均顯著為負，結果表明，共同機構所有權會降低股價崩盤風險的主要結論是穩健可靠的。

表10 PSM-OLS檢驗

(三)作用渠道分析

上文驗證了共同機構所有權降低了公司股價崩盤風險，發揮了“協同治理”作用。然而在公司兩權分離的現實情境下，共同機構大股東施加影響需要借助具體的治理渠道，下文將考察兩個具體途徑。

1.基于共同機構所有權提升公司信息透明度的作用渠道檢驗

參考王化成等（2015）[6]的研究，本文通過企業當年可操縱性應計利潤的絕對值衡量公司的信息質量（disacc）。該值越大，表明公司管理層信息操縱越嚴重，公司信息透明度越差。表11的列（2）、列（5）中，變量disacc與共同機構所有權的回歸結果顯著為負，表明具有共同機構所有權的公司，其操縱信息的程度越低，信息透明度越好。列（3）、列（6）中，disacc的系數顯著為正，Coz的系數顯著為負，表明共同機構所有權通過提高公司信息透明度發揮“協同治理”。對于中介變量的有效性，本文進行了Sobel檢驗，Z值分別為3.95和4.368，結果顯著。此外，本文還通過了Bootstrap自舉法檢驗，對于兩類因變量的置信區間均不包括0。上述結果說明，公司信息透明度在共同機構所有權與股價崩盤風險之間起到部分中介作用，在一定程度上證明了信息透明度影響機制的存在。

表11 信息透明度的作用渠道檢驗

2.基于共同機構所有權提升公司治理水平的渠道檢驗

參考曹越和孫麗（2021）[36]的研究，本文采用迪博數據庫的內部控制指數作為衡量內部控制質量，反映公司治理水平（ic）的代理變量。表12的列（2）、列（5）表明，共同機構所有權能夠顯著提升公司的治理水平。列（3）、列（6）中，ic的系數顯著為負，Coz的系數顯著為負，表明共同機構所有權“協同治理”作用的發揮通過公司治理水平的提升來實現。對于中介變量的有效性，本文進行了Sobel檢驗，Z值分別為-3.606和-3.882，具有統計顯著性。此外，本文還通過了Bootstrap自舉法檢驗，對于兩類因變量的置信區間均不包括0。上述結果支持了公司治理水平為部分中介作用渠道的結論。這表明共同機構大股東“協同治理”效應的發揮，通過提升公司的治理水平，從而降低股價崩盤風險。這在一定程度上證明了公司治理水平影響機制的存在。

表12 公司治理水平的作用渠道檢驗

（四）調節效應分析

1.產權性質檢驗

區分不同的產權性質，本文將檢驗國有企業與非國有企業中共同機構所有權對股價崩盤風險的影響是否存在差異。相較于非國有企業高管，出于業績考核與政治晉升的要求，國企管理層隱藏壞消息的動機可能更強（杜勇等，2021）[2]。自2013年以來，國企混合所有制改革不斷深入，非國有股東對國企的影響持續增加，共同機構投資者能夠顯著地發揮治理作用。根據表13的檢驗結果，列（1）、列（2）是對國企樣本的回歸結果，共同機構所有權與股價崩盤風險在1%的程度上顯著負相關。而列（3）、列（4）的系數雖是負的，但在5%的水平上不顯著。兩組樣本具有顯著差異，表明國企中的共同機構大股東在股價崩盤風險這一場景下發揮了治理效應。

表13 產權性質檢驗

2.行業集中度檢驗

有研究表明，激烈的產品市場競爭會促進公司進行信息披露，發揮一定的外部治理約束作用（伊志宏等，2010）[37]。行業集中度的高低作為一種外部治理機制，對于處在不同競爭環境下的公司，共同機構所有權治理意愿及治理結果的表現會存在差異。借鑒潘越等（2020）[26]的處理方法，本文使用行業中營業收入前五名公司的赫芬達爾指數計算行業集中度，再與年度所有行業中位數進行比較，高于年度中位數取1，否則取0。根據表14的檢驗結果，列（1）、列（2）是行業集中度高的回歸結果，共同機構所有權與股價崩盤風險在5%的程度上顯著負相關。而列（3）、列（4）的系數雖是負的，但不顯著。兩組樣本具有顯著差異，表明共同機構所有權在集中度高的行業中能夠有效抑制崩盤風險。共同機構大股東作為重要的外部治理力量，能彌補集中度高的行業中激勵約束的不足，通過發揮治理作用來減少其持股公司崩盤風險的發生。

表14 行業集中度檢驗

七、結論與啟示

圍繞共同機構所有權到底通過“協同治理”效應還是“合謀舞弊”效應影響股價崩盤風險，本文以2007—2020年A股上市公司數據為樣本，對以上問題進行了深入分析。研究發現，具有共同機構所有權的公司能夠有效降低股價崩盤風險，支持了“協同治理”假說。這一結果在控制了內生性問題與穩健性檢驗后依然成立。影響機制檢驗發現，信息透明度與公司治理水平在共同機構所有權與股價崩盤風險之間具有部分中介效應。且進一步通過不同產權性質與行業集中度分組回歸發現，共同機構所有權對崩盤風險的抑制影響在國企與集中度高的行業中更強，更能發揮治理作用。

以上研究結果，從側面提供了共同機構大股東在股票市場層面發揮治理作用的經驗證據，深化了對機構投資者發揮“股東積極主義”的討論，豐富了共同機構所有權的研究視角，對進一步引導機構投資者參與公司治理具有一定的參考價值。但關于共同機構所有權這一現象，仍需更加全面的認識。首先，雖然共同機構所有權憑借“協同治理”與信息資源的優勢，在崩盤風險這一場景下凸顯出了好的作用，但處于經濟高質量發展的階段，如何使這種外部治理模式更好地服務公司仍有待于繼續觀察發現。其次，監管部門仍需對這一股權現象加大試驗并進行規范，鼓勵和引導更多的優質外部股東模式參與公司的治理。再次，還要警惕這一模式具有的壟斷風險，積極完善共同機構股東的信息披露機制，增加信息透明度，促進資本市場平穩健康發展。此外本文也存在著局限性，根據崩盤風險的成因，僅從信息質量與代理問題兩方面探討了共同機構所有權對股價崩盤風險的影響路徑，至于其他路徑有待進一步探討。