論機構投資者對股價同步性的影響

童昕 郭芷萱

摘 要：基于我國股票市場高股價同步性的現狀，選取了創業板上市公司2016—2020年的數據，研究機構投資者持股比例對股價同步性的影響以及機構投資者數量對該影響的調節作用。研究結果顯示：機構投資者持股可以顯著降低同步性，監督公司行為;隨著機構數量的增加，持股比例對同步性的影響機制越弱。結論有助于完善股權結構，加強持股機構質量，優化公司管理模式，健全我國股市信息披露制度，引導創業板市場資金向優質上市公司轉移。

關鍵詞：股價同步性;創業板;機構投資者;調節效應

中圖分類號：F832.51 文獻標識碼：A 文章編號：1005-6432（2022）13-0066-06

DOI：10.13939/j.cnki.zgsc.2022.13.066

1 引言

“有效市場假說”是指所有可獲得的信息能夠立刻反映在股票價格中，其中，股票定價效率是能夠直接反映資本市場運行效率的重要觀測指標。目前，對定價效率的研究主要包含兩個方面：首先是通過股價中是否包含較多的公司層面信息來判斷股價對信息的反應程度;其次是通過分析新信息是否能及時被股價所反映來判斷股價對信息的調整速度。而股票價格波動的同步性通常是國內外學者用來衡量前者的主要方法。通過對不同國家股價同步性的實證研究，Morck等學者發現作為新興市場的波蘭和中國，在股價同步性方面分別位列第一和第二。[1]通過對1993—2010年的中國股市的研究，Eun等發現在探究的47個國家中，中國股價同步性始終保持高水平，位居第一位。[2]股票價格的高同步性則反映了公司特質信息不能有效傳遞給股票價格，進而進行資源的合理配置，因此市場運行效率降低。這足以說明對股價同步性的研究在我國具有重要的現實意義。

目前我國證券市場雖總體上不斷完善與發展，但與發達資本主義國家股市相比，我國股市仍不夠成熟。我國資本市場正在改革的重要時期，各項制度仍需要完善，上市公司違規行為屢見不鮮，信息透明度水平仍有待提高，股價同步性問題嚴重，亟待解決。股價的高同步性減弱了股票價格對公司真實價值的辨別和篩選功能，降低了資本市場的定價效率，阻礙了實體經濟的融資行為，遏制了市場經濟的平穩運行。被人們視為信息的發現者和交易者的機構投資者，能夠為市場注入更多資金，可以利用其較豐富的信息資源與股市形成一種良性互動的關系，緩解股票行情的低迷，使得股價能夠合理反映企業信息，顯現企業真實價值。

為了驗證機構投資者持股對上市公司股價的同步性的降低作用，研究采用2016—2020年中國創業板上市公司的面板數據，立足于機構投資者的視角，檢驗機構投資者持股比例對企業股價同步性的作用機制，并進一步分析機構投資者數量對其作用機制的調節效應。

2 文獻綜述和研究假設

股價同步性作為衡量同一市場中不同公司治理水平的指標，一直以來相關研究得到了眾多學者的關注。我國的高股價同步性，使我國股價同步性往往會被特質信息所影響。[3]目前國內大部分學者支持以Morck等[1]、Jin和Myers[4]以及Hutton等[5]為代表的信息效率觀，認為信息透明度越高的企業其股價同步性越低。

史永東等認為，在我國股票市場中，信息獲取渠道和投資技巧是個人投資者進行理性投資的一大短板，且其信息處理能力與分析判別能力均有限，表現出非理性的交易行為，這是形成市場噪聲主要緣由。[6]在王亞平等人的研究中發現，由于個人投資者盲目跟風的現象和市場中夾雜大量的噪聲，信息不對稱程度和收集成本均隨之增大，股價無法正確反映企業特質信息。[7]與此同時，機構投資者有著優于個人投資者信息收集能力。侯宇和葉冬艷通過研究發現機構投資者參與市場的程度越高，股價同步性隨著股價中所包含公司特質信息的增多而降低。[8]

因此，機構投資者可以憑借其自有資金、信息以及專業優勢影響股價波動，使企業股價能夠向區別于市場總體趨勢的方向變動。王亞平揭示了信息透明度與股價同步性之間存在直接的正相關關系。[9]游家興和汪立琴剖析了機構投資者行為對股價同步性的影響。[10]也有研究表明，機構投資者的加入可以有效降低信息不對稱對中小投資者的負面影響，發揮其“監督”的職能。[11]李昊洋等在基于會計信息價值相關性的研究中指出，隨著機構投資者交易量的提升，資本市場定價效率提高，更準確的上市公司特質信息被股價所包含[12]，熊家財等也得出相似結論。[13]侯宇和葉冬艷還認為，降低股價同步性的相關因素中，機構投資者的影響不可忽視，其健全了金融市場運行機制，使更多的公司特質信息被反映到股價中去。[8]也有國外學者認為，機構投資者通過監控可以促進公司特定信息向資本市場和少數股東的流動，有效的監測削弱了公司與股價同步性之間的積極關聯。[14]

此外，最近有部分研究持相反的觀點。在對機構投資者網絡的研究結論中，提出了有關“羊群行為”的發現，認為機構投資者的行為在股票市場中會引起較大的影響，市場的波動也會因此增大，股價同步性隨之升高;在信息不對稱的問題上，部分企業的管理層利用機構投資者的市場影響，與其進行阻礙市場合理運行的交易，降低企業信息透明度。[15]

作為證券市場中重要的參與主體，機構投資者在金融市場中綜合了投資治理專業化、投資結構組合化以及投資行為規范化等，作為專業投資者活躍在股票市場中。作為長期獨立的股東，機構投資者投資與交易行為對于穩定證券市場發揮舉足輕重的作用。[16]

基于以上論述，做出假設：

H1：相同條件下，機構投資者持股比例與創業板股價同步性負相關。

為對機構投資者對股價同步性的影響做更深一步的探索，將機構投資者數量的影響考慮在內。綜合現有市場來看，隨著機構投資者數量的上升，機構投資者持股會變得分散，對公司運營管理的監督效率也會變得更低，公司的信息披露質量會隨之下降，最終導致股價同步性的升高。CC2627D9-1233-4003-9F30-1B078D4E859B

基于此，做出假設：

H2：相同條件下，對于股價同步性的影響，機構投資者數量對持股比例的作用機制產生負效應。

3 研究設計

3.1 數據說明及樣本選取

3.1.1 數據說明

使用2016—2020年中國創業板市場的上市公司的面板數據進行估計。面板數據的時間和公司的固定效應可以控制一部分不可觀測因素，有助于更精準地識別機構投資者對股價同步性的影響。機構投資者以及公司基本信息的數據均來自銳思數據庫（RESSET）和萬得數據庫（Wind）對各公司年報的匯總。

3.1.2 樣本選擇

中國資本市場曾經在2015年出現了異常波動，股市大幅下挫，我國的社會平穩和經濟運行都受到了負面沖擊。許多上市公司由于股市中多次出現市場個股大規模跌停的現象，考慮到市場流動性不足，為了規避風險而選擇停牌?；诖?，自2016年起研究股市的變動規律，對于現實的實踐意義更大，所得結論更具有普適性。

對于股價同步性的相關數據，選擇2016年之前在創業板上市的公司;剔除上市時間小于5年的公司;剔除數據缺失量大的上市公司。

對機構投資者的樣本選擇，剔除對機構投資者相關數據大量缺失的創業板上市公司;剔除公司資產規模較小（小于3.7億元）的上市公司。

經選擇后，研究樣本中有484家公司共2420個公司年觀測數據的不平衡面板數據。

3.2 變量定義

3.2.1 被解釋變量對于股價同步性的衡量，借鑒了Gul等[17]以及王艷艷和于李勝[18]的研究方法，采用模型（1）的擬合優度R2來衡量：

其中RETi， t為公司i在交易期t的周收益率;MKTt為在t期按流通市值加權計算的市場收益率。同時為了克服R2值在（0，1）區間的局限，對R2采用如下變換：

3.2.2 解釋變量參考了李志生的做法，用機構投資者持股數量與流通股數量之比定義機構投資者持股比例。[19]

3.2.3 調節變量引入機構投資者數量以及機構投資者數量與機構投資者持股比例的交乘項，對機構投資者數量對于持股比例對股價同步性的作用機制的調節效應進行檢驗。

3.2.4 控制變量基于現有研究，將控制變量設定為公司資產規模、財務杠桿、公司盈利能力、第一大股東持股比例、周回報的偏度與峰度和交易量。另外，為對個體和年度效應進行控制，分別設定了個體虛擬變量和年度虛擬變量。

各變量定義見表1。

3.3 研究方法及模型構建

研究中，采用定量研究法，構建計量模型，在控制研究環境的基礎上，衡量自變量與因變量之間的關系，即利用回歸模型對機構投資者對股價同步性的影響進行考察。

利用Stata統計軟件對面板數據進行分析。為檢驗假設H1和H2，研究采用最小二乘估計法來估量其關聯度，并參考王繼恒[20]和Hutton等[5]的計量模型，控制變量在兩種回歸中都得到了控制。根據假設，分別構造模型（3）和模型（4）如下：

其中，i代表公司，t代表年份，SYNi， t表示公司i在t年份的股價同步性;PROPi， t為公司i在t年份的機構投資者持股比例，是主要測試變量，根據假設H1，預期為負;NUM×PROPi， t為機構投資者持股比例與機構投資者數量的交乘項，機構投資者數量的調節效應通過其回歸系數來反映，根據假設H2，預期為負。用CONTROLS表示所加入的控制變量，（YEAR）表示時間固定效應，（COM）表示公司固定效應，εi，t表示誤差項。

4 實證結果分析

4.1 描述性統計

主要變量的描述性統計結果見表2。

可以看出2016—2020年整個樣本的有效觀測值為2420個。股價同步性（SYN）的最大值為4.0140，最小值為-8.2171，標準差為1.3503，說明所選樣本中的各個上市公司的股價變動差異較大。機構投資者數量（NUM）的最大值為1254.0000，最小值為1.0000，標準差為91.2436，說明所選樣本中的各個上市公司的機構投資者數量有顯著差異，選取的樣本具有代表性。機構投資者持股比例（PROP）的最大值為1.5685，最小值為0.0000，平均值為0.2701，說明從總體來看，我國目前仍處于上市公司的機構投資者持股比例偏低的狀態。從公司規模（SIZE）的數據可以看出在所選的研究樣本中，既有處在規模值上端的大公司，也有處在中等位置的中小型公司，各公司資產規模參差不齊。財務杠桿（LEV）的數據反映出所選樣本企業的財務杠桿有較大的差異，同時也進一步說明了所選取的樣本具有代表性。公司盈利能力（ROE）的數據說明樣本中既有盈利也有虧損，盈利能力差異大，同時可以觀察到其平均數為1.1926，低于15。股權集中度（TOP）的數據說明樣本中有部分公司股權高度集中，且集中度差距較大。

4.2 相關性分析

采用Spearman相關性分析法對主要變量進行相關性檢驗，結果顯示，總體上模型不存在嚴重的共線性問題。詳細數據表明，機構投資者持股比例與股價同步性在5%水平上顯著相關，說明機構投資者可以提高股價的特有信息含量。另外，其各主要變量之間的相關系數絕對值也均低于0.5。

4.3 回歸分析

4.3.1 主效應檢驗

表3列示了機構投資者持股比例對創業板股價同步性的影響。從回歸結果中可以看出，機構投資者持股比例（PROP）關于股價同步性（SYN）的回歸系數為-0.6787，在5%的顯著性水平上負相關，表明越高的機構投資者持股比例會降低股價同步性。在控制變量方面，公司資產規模（SIZE）在5%顯著性水平下正相關，表明公司規模越大，信息復雜程度越高，股票的定價效率越低，股價同步性也會越高;公司盈利能力（ROE）、財務杠桿（LEV）和第一大股東持股比例（TOP）的回歸系數均為負，表明公司盈利水平、資產負債率或股權集中度的提高均會引起股價同步性的降低;公司股票周回報的偏度（SKEW）和峰度（KURT）的回歸系數分別為正和負，公司周回報的偏度越低，峰度越高，股票的收益率越高，股票定價效率越高，股價同步性越低;交易量（VOL）與股價同步性在1%的顯著性水平上負相關，表明公司股票交易量越大，股價同步性越低。由此驗證了假設H1。CC2627D9-1233-4003-9F30-1B078D4E859B

4.3.2 調節效應檢驗

為了檢驗機構投資者數量（NUM）對機構投資者持股比例（PROP）與股價同步性（SYN）關系的調節作用，模型（4）在模型（3）的基礎上引入了機構投資者持股比例與機構投資者數量的交乘項（NUM×PROP），其系數表示機構投資者數量（NUM）的調節效應。表4列示了其檢驗結果。從回歸結果中可以看出，機構投資者數量與機構投資者持股比例的交乘項（NUM×PROP）的回歸系數為-0.0064， t值為-2.50，且在5%的水平下顯著，表明機構投資者持股數量削弱了機構投資者持股比例與股價同步性之間的負相關關系。由此驗證了假設H2。

4.4 穩健性檢驗

4.4.1 變量替換

為確定模型（3）和模型（4）的評價方法和指標解釋能力，通過變換變量度量指標的方式對上述回歸結果進行穩健性驗證。根據官峰等[21]的研究方法，將對股價同步性的衡量指標改為模型（1）回歸得出的擬合優度R2，不進行對數化處理。重新進行多元線性回歸分析，得出與上文結論相近的回歸結果。

4.4.2 減少樣本量

由于極端數據可能對回歸結果產生較大的影響，為排除其特殊性，對模型（3）的樣本進行再篩選處理，篩選出機構投資者持股比例為10%以上的公司，得到的樣本數量為1808;對模型（4）采取的樣本再篩選處理為篩選出機構投資者持股比例為10%以上以及機構投資者數量為10以上的公司，得到的樣本數量為1426，將上述數據重新進行回歸分析，得到穩健性檢驗結果。從結果來看，在減少了樣本數量后，機構投資者數量、機構投資者持股比例以及交乘項對股價同步性的影響方向均沒有變化，且顯著性未發生變化?？傮w來看，樣本容量改變后的回歸結果與原回歸結果基本保持一致，模型（3）和模型（4）的穩健性檢驗均通過。

5 結論與啟示

5.1 研究結論

5.1.1 主效應結果

根據主效應的結果，得出以下結論：當機構投資者持股比例增大，股價所蘊含的信息量增多。反映在個股股票中，其主要體現為股票定價效率的提高以及股價同步性的顯著降低;反映在企業治理層面上，則體現為公司特質信息透明度的增加，使公司盡可能避免股東和管理層有可能存在的利益上的沖突，降低代理成本。我國的機構投資者具有發展較晚、組織結構不夠健全的特點，但機構投資者對中國股票市場發展至關重要，應該擔負起維護市場穩定發展的責任。

5.1.2 調節效應結果

根據調節效應的結果，得出以下結論：機構投資者數量對于持股比例對股價同步性的作用機制的調節具有負面的影響，表明機構投資者數量的增多使得持股較為分散，從而使得機構投資者對公司的運營管理的控制和監督權力下降，不利于公司的良性發展，不利于股票市場信息的傳遞和發展機制的完善，使股價同步性升高。此外，機構投資者數量增多，導致證券市場噪聲效應增加，使信息披露質量下降，股價同步性升高。

5.2 啟示與展望

基于以上研究結論，從以下三方面提出建議。

5.2.1 完善股權結構，加強持股機構質量

由于機構投資者的獨特性，其市場行為對于投資有導向作用，有助于緩解信息不對稱問題，其投資決策能夠使中小投資者提高對市場股價信息的有效識別，轉變投資觀念，不只著眼于短期利益，更關注所投資公司的長遠發展，避免“羊群效應”所導致的巨大損失。因此，提高機構投資者在投資者結構中的比重，有利于股市有更優質的發展趨勢。同時，由于機構投資者個體差異較大，投資決策偏好不同，必須完善機構投資者本身的結構、改善上市公司內部投資環境?，F有的對于機構投資者的規范評價體系仍有欠缺，阻礙了公司識別更為優質的機構投資者，對公司治理的促進作用不顯著。因此，為了促進公司能更好地應對股票市場不可預測的波動，建立立足于市場的規范評價體系，以期機構投資者利用其專業優勢發揮對于公司治理的積極促進作用至關重要。

5.2.2 優化公司治理模式，緩解代理問題

機構投資者的持股行為，使其具有參與公司決策的權利，這對于公司向良性治理的開展具有積極的促成作用。完善企業內部治理機制，使機構投資者更多地加入公司的各項重大事務決策中，有效發揮監督和治理職能，緩解由于管理層因追逐自身目標而犧牲股東利益的行為所導致的代理問題，為企業提供良好的內外部生存環境。

5.2.3 健全我國股票市場信息披露制度

信息披露質量是股票市場的關鍵要素之一，主要體現在其反映了股票的定價效率。同時，信息披露質量的好壞決定了特質信息能否充分被股價所反映。只有當信息披露達到足夠的水平時，股票市場的運行效率才能進一步被提高。綜上所述，為了使廣大投資者可以獲取有效信息，并因此做出更好的投資決策，應當完善當前仍有欠缺的信息披露規范體系，使信息披露愈加透明。

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[作者簡介]童昕（2000—），女，大連理工大學經濟管理學院，研究方向：金融學;郭芷萱（2000—），女，大連理工大學經濟管理學院，研究方向：國際經濟與貿易。CC2627D9-1233-4003-9F30-1B078D4E859B