機構投資者退出威脅如何促進金融市場穩定？
——基于股價崩盤風險視角

陳作華 郭春萌 葛銳

(山東財經大學會計學院，山東 濟南 250014)

一、引言

作為中央“六穩”工作之一，保障金融市場穩定，防范和化解金融風險是黨和國家經濟工作的重心和重要目標，也是實現我國經濟高質量發展的關鍵。2021年3月，中國人民銀行會同國家發改委等相關部門起草了《金融穩定法(草案)》。習近平同志在黨的二十大報告中強調“加強和完善現代金融監管，強化金融穩定保障體系，依法將各類金融活動全部納入監管，守住不發生系統性風險底線”。盡管金融市場穩定受到黨和國家的高度重視，中國特色的金融市場體系也已初步形成并取得了一定進步，然而受國際、國內復雜因素的影響，金融市場穩定仍面臨著諸多挑戰。作為金融市場的重要組成部分，股票市場穩定與否關系到整個金融市場穩定大局。當前，有關股價崩盤風險影響因素的研究主要集中在公司治理(黃政和吳國萍，2017；林川，2022)、管理層特征和財報信息披露(Habib and Hasan，2017)等公司內部因素，以及宏觀資本市場環境(方紅星等，2022；溫博慧等，2022)、股票市場信息中介(羅進輝和杜興強，2014)和利益相關者(許年行等，2012；高昊宇等，2022)等外部因素上。盡管如此，鑒于影響金融市場穩定的新形勢、新情況不斷涌現，進一步探索如何抑制股價崩盤風險仍然具有較高的理論價值和現實意義。

隨著我國資本市場的不斷成熟和監管機制的日益完善，投資者規模迅速壯大，機構投資者已成長為一股強大的市場力量。當前，學術界對機構投資者能否降低股價崩盤風險進而促進金融市場穩定仍存較多爭論：一方面，相較于個人投資者，機構投資者有動機、有意愿和有能力搜集、處理信息，并由此具有私有信息優勢，為他們積極參與公司治理和監督管理層創造了條件，因而能夠抑制股價崩盤風險(Callen and Fang，2013)；另一方面，機構投資者“用腳投票”維護自身利益時，可能會引發“羊群效應”，致使其他機構投資者競相模仿和跟風拋售，引起股價暴跌(高昊宇等，2022)。由此可見，機構投資者對于股價崩盤風險的影響在學術界并未形成共識。機構投資者除了通過“發聲”直接干預公司治理以及“用腳投票”賣出公司股票影響股價之外，還可選擇與公司內部人進行“討價還價”，通過“退出”威脅敦促高管努力工作，穩定公司股價和提升公司價值。“討價還價”包括如何與對方交流以及如何運用威脅手段這兩個重要因素(Deutsch，1962)，威脅作為一種有效的溝通手段，在與他人博弈的過程中能夠促進雙方就談判目標達成共識(Shomer et al.，1966)。然而，當前的研究主要集中在機構投資者如何通過“發聲”或“用腳投票”方式影響股價崩盤風險上，對于機構投資者退出威脅如何影響股價崩盤風險的關注較少。有關退出威脅的研究也主要是考察大股東退出威脅對公司治理和代理問題的影響，鮮有文獻考察機構投資者退出威脅在抑制股價崩盤風險中扮演的角色。

基于上述原因，本文以2007—2021年滬深A股上市公司為研究對象，立足股價崩盤風險視角，從微觀層面考察了機構投資者退出威脅對金融市場穩定的影響。研究發現，機構投資者退出威脅可以有效抑制股價崩盤風險，這種影響主要是通過緩解第一類代理問題以及降低分析師盈利預測樂觀偏差實現的。拓展性分析發現，在媒體關注度較高以及董事長與總經理由兩人擔任的公司中，機構投資者退出威脅能夠更顯著地抑制股價崩盤風險。

本文可能的邊際貢獻主要有：第一，拓展了退出威脅理論在財務領域的研究。已有文獻大多從股東與管理層之間的代理問題(陳克兢，2019)、企業創新(陳克兢等，2021)、公司信息透明度以及投資效率(余怒濤等，2021)等方面探究非控股大股東退出威脅的經濟后果，與這些文獻不同的是，本文側重考察機構投資者退出威脅的治理效應。大股東與機構投資者在結構上既有重疊又有不同，機構投資者不僅包含持股比例大于5%的機構大股東，還包含持股比例較低的中小機構股東。因此，本研究將退出威脅主體拓展到機構投資者領域，不僅是對退出威脅經濟后果相關研究的補充，還為“股東積極主義”理論提供了支持。第二，補充了機構投資者在金融市場穩定中的角色研究。當前的研究主要集中在考察機構投資者如何通過“用手投票”或“用腳投票”影響股價進而影響金融市場穩定，對于機構投資者退出威脅如何影響股價崩盤風險的關注較少。退出威脅是介于“用手投票”與“用腳投票”之間的治理方式，本研究不僅對機構投資者退出威脅治理方式進行了有益補充，而且率先對機構投資者退出威脅如何作用于股價崩盤風險進行了探索。第三，提供了促進金融市場穩定的新途徑。金融市場波動可能源于宏觀環境變化，也可能受到微觀層面的公司股權結構的影響。本文率先從機構投資者退出威脅視角考察了抑制股價崩盤風險的作用機理，為促進金融市場穩定提供了新途徑。

二、文獻綜述

(一)金融市場穩定及股價崩盤風險影響因素相關研究

保障金融市場穩定主要包括兩方面，一是維持市場整體平穩運行(Crockett，1996)，二是快速有效應對外部沖擊，保證金融市場關鍵功能正常運行(王晰等，2020)。學術界主要采用直接或間接方式來測度金融風險，目前認可度較高的指標主要有國際貨幣基金組織(IMF)提出的金融穩健性指標評價體系以及歐洲中央銀行(ECB)提出的宏觀審慎指標集，各國在此基礎上結合實際情況制定適用于本國國情的指標體系。

股價崩盤風險是判斷金融市場穩定與否的一項重要指標，是管理層基于個人私利，以及為降低壞消息披露后可能帶來的風險(Kothari et al.，2009)，通過隱藏壞消息或選擇性披露好消息、延遲披露壞消息，最終因壞消息集中釋放而導致股價暴跌的可能性(Kim and Zhang，2011)。股價崩盤風險的形成是多種因素綜合作用的結果，學界在股價崩盤風險影響因素的研究上已取得豐碩成果。企業高管與其他利益相關者之間的代理問題是企業隱藏壞消息或操控信息披露的根本原因，是股價崩盤風險的重要誘發因素。有關股價崩盤風險的影響因素研究大都基于Jin and Myers(2006)的代理理論研究框架，主要從公司內部和外部兩個角度進行探索。在內部影響因素上，相關文獻主要立足于公司治理、管理層特征以及財報信息披露等進行考察。比如，黃政和吳國萍(2017)研究發現，提高內部控制質量、改善公司治理可以降低代理成本、提高信息披露質量，股價崩盤風險將得以降低。而對于內部控制質量較低的公司，管理層更容易操控應計利潤，導致財務報告質量降低，從而加劇股價崩盤風險(Feng et al.，2009)。林川(2022)研究發現，數字化轉型作為企業戰略轉型以及改善公司治理的重要手段，可通過抑制公司信息操縱降低股價崩盤風險。管理層在公司治理中扮演著重要角色，隨著高管年齡的增長以及經營管理能力的不斷提高(Habib and Hasan，2017)，權力逐漸增大，隨之愈加過度自信，公司發生股價崩盤的概率也相應提高。此外，性別和政治關聯等因素也會潛移默化地影響管理層的風險偏好，進而影響管理層對股價崩盤風險的認知和應對。同時，相關文獻立足于宏觀資本市場環境、信息中介以及利益相關者等視角考察了股價崩盤風險的外部影響因素。比如，方紅星等(2022)以環境信息規制政策作為外生沖擊，發現以提高企業環境信息透明度為目標的環境信息規制政策的實施反而加劇了個股股價崩盤風險。與之不同，溫博慧等(2022)研究發現伴隨著融資融券的漸進式擴容，股價崩盤風險由開始時期的不斷加劇逐漸得到扭轉，表明宏觀資本市場環境的積極變化是股價崩盤得以扭轉的重要因素。在信息中介方面，媒體報道能夠增強信息溝通交流與傳播，降低公司負面消息的累積，發揮市場監督作用，有助于抑制未來的股價崩盤風險(羅進輝和杜興強，2014)。此外，機構投資者(高昊宇等，2022)和分析師(許年行等，2012)具有較強的信息搜集與處理能力，是公司特有信息的知情者，在影響股價崩盤風險上扮演著不同的角色。

雖然學術界在股價崩盤風險影響因素的研究上成果豐碩，但面對金融市場新情況、新形勢的不斷涌現以及股價崩盤事件的頻繁發生，亟需進一步挖掘股價崩盤風險的成因和探索有效的治理途徑。

(二)退出威脅的經濟后果相關研究

Admati and Pfleiderer(2009)以及Edmans(2009)等學者開創性地提出了退出威脅理論。退出威脅是一種與“用手投票”和“用腳投票”不同的公司治理機制，實質為投資者的退出意圖而非真正的退出。投資者退出威脅可使股價更準確地反映企業基本面價值，會引導高管采取行動以使企業價值和股東財富最大化。已有文獻主要研究了大股東退出威脅的治理效應。Palmiter(2001)指出大股東可以通過“退出”來威脅管理層。對于退出威脅可能的經濟后果：一方面，退出威脅可改善公司治理。退出威脅作為一種成本低但效用高的監督方式，能夠抑制管理層的短視行為和盈余操控(Edmans，2009)，緩解股東與管理層之間的代理問題，提升公司信息透明度和財務報告質量(Dou et al.，2018)，達到改善公司治理的目的。另一方面，退出威脅還能提升公司的投資效率。比如，大股東通過退出威脅不但能抑制控股股東的掏空行為，促進企業創新投入和提升企業創新產出(陳克兢等，2021)，還能有效約束高管的自利行為，抑制企業過度投資和提升企業投資效率(余怒濤等，2021)。當前，學術界主要立足大股東視角探索退出威脅的治理機制，而圍繞機構投資者退出威脅的相關研究較少。

綜上分析，有關股價崩盤風險影響因素的研究成果已較為豐碩，但就機構投資者對股價崩盤風險的影響尚未達成一致的結論，分歧的根源在于機構投資者是否秉持長期價值投資的理念參與公司治理，由此對股價崩盤風險產生不同的影響。目前，有關機構投資者的研究仍局限于“用手投票”和“用腳投票”這兩種治理機制，鮮有學者考察機構投資者退出威脅對股價崩盤風險的影響機理及作用路徑，這恰好為本文檢驗“退出威脅”治理機制提供了研究機會。本研究將有助于科學認識和理解機構投資者退出威脅的經濟后果，對如何防范和化解金融風險、促進金融市場穩定具有一定的參考價值。

三、理論分析與研究假設

作為股票市場的重要參與者，機構投資者在信息搜集和處理、專業水平以及資金規模上具有散戶投資者難以匹敵的優勢(Shleifer and Vishny，1986)，擁有監督上市公司和改善公司信息披露質量的意愿和能力，其投資行為能提升資源配置效率，有助于完善公司治理(王壘等，2020)，進而抑制股價崩盤風險，扮演著維護股票市場穩定的角色。除“用手投票”外，“用腳投票”可能成為機構投資者的更優選擇。比如，McCahery et al.(2016)研究發現，當機構投資者對公司業績不滿意時，80%的投資者會選擇通過“用腳投票”退出其所投資公司的方式來維護自身利益。機構投資者減持退出具有信號傳遞功能，當管理層隱藏的壞消息被機構投資者獲取，機構投資者的拋售行為會引發其他機構投資者競相模仿的“羊群效應”，市場信息環境進一步惡化，公司負面信息被投資者過度解讀，引發市場恐慌和股價暴跌(高昊宇等，2022)。股價暴跌是公司市場業績較差的體現，董事會將通過解聘或降薪的方式懲罰管理層(方軍雄，2012)。不僅如此，那些持有本公司股權或股票期權的高管會因股價暴跌而遭受股權財富縮水、職業聲譽受損等。由此可見，機構投資者減持退出將顯著威脅高管利益，是對出現經營問題或經營懈怠高管的事后懲戒。因而機構投資者退出威脅越強，越能引導高管采取行動以使企業價值和股東財富最大化，促使股價更準確地反映企業基本面價值(Edmans and Manso，2011)。

機構投資者退出威脅對公司股價穩定性的影響取決于機構投資者的持股規模、機構投資者的數量以及股票流動性。具體而言：首先，持股比例較大的機構投資者憑借手中大量的股權數量在公司中取得支配地位，有較強的動機監督管理層，并通過投票權優勢保證這種監督的有效性(Grossman and Hart，1980；Shleifer and Vishny，1986)，監督收益隨著股份比例的增加而增加(Chen et al.，2007)。機構投資者積極參與公司治理，不僅有助于提升內部監督機制的監督效果，還能降低代理成本和提高股東財富。機構投資者主要通過信息搜集和影響管理層決策來行使監督權，持股越多，越有動力搜集信息變成知情者(Rubin，2007；Boehmer and Kelley，2009)，也越知情(Parrino et al.，2003；Bushee and Goodman，2007)。機構投資者利用負面消息獲取利益的主要方式是退出，因而初始持有量越大，搜集私有信息的動力就越強。因此，機構投資者持股比例越高，對公司的影響力便越大，越能及時掌握公司特有信息。若機構投資者因公司存在負面信息而選擇退出，將對公司股價和高管股權財富造成更大的負面影響，因而高管將會越發忌憚機構投資者退出，被迫選擇積極努力工作，以提升股價和股東財富。

其次，退出威脅的有效性不僅依賴于持股規模，還依賴于流動性。機構投資者有動機、有能力搜集反映企業未來發展前景的特質信息，而股票流動性的提高允許他們利用搜集的負面信息進行更多的股票減持，因而股票流動性的提高會增加機構投資者退出威脅的潛在可能性，有助于提高股票價格信息含量、促使管理層最大化企業價值(Bharath et al.，2013)。在股票流動性較高時，外部機構投資者更有可能通過大量增持股份成為目標公司的大股東，利用所持股份的影響力參與公司治理以提高未來的股價并增加股權價值，進而激勵大股東以更高的積極性參與公司治理(Maug，1998)。此外，較高的股票流動性使機構投資者能在對股票價格造成不利影響最小化的情況下，以低成本迅速退出企業。如果管理層攫取私利和工作懈怠導致公司發展受阻，機構投資者可將其所持股票出售給流動性交易者。這種行為向市場釋放出看空公司未來發展的信號，是對管理層不當行為的事后懲罰，通過潛在的退出威脅迫使高管努力工作(Edmans and Manso，2011)。

最后，機構投資者數量越多，彼此之間的協調難度越大，競爭性越強，越可能刺激機構投資者交易，退出威脅會隨之加強(Edmans and Manso，2011)。較強的退出威脅會提高股票流動性和刺激交易，有助于更多信息反映到股價中，促使股價準確地反映企業的內在價值和管理層的行動(Kyle，1985)。

綜上，機構投資者退出威脅越強，越會抑制高管的私利行為，減少操縱或隱瞞負面消息，提高公司信息透明度，股價崩盤風險越低。據此，本文提出研究假設：

H1：機構投資者退出威脅能夠有效抑制股價崩盤風險。

在現代公司治理中，管理層自身懈怠或者謀求私利而導致企業成本的增加被稱作第一類代理問題(Admati and Pfleiderer，2009)。為緩解代理沖突和激勵管理層努力工作，董事會將管理層薪酬和職位晉升與公司股價聯系起來。股票和股票期權已成為管理層薪酬中日益重要的組成部分，股票薪酬直接與公司股價相關，自利動機驅使高管自愿披露信息甚至操控信息披露來管理股價(Aboody and Kasznik，2000)。相較于個人投資者，機構投資者可以通過實地調研、電話訪問、參加新聞發布會等多種方式接觸到公司管理層，憑借其卓越的信息搜集和處理能力挖掘出公司的特質信息，利用這一增量信息優勢，能夠更及時地識別出股價與其公司基本面價值的偏離程度。若機構投資者通過與高管開展競爭性的減持交易，可促使企業特質信息快速反映到股價中，降低被高估的股價(Gallagher et al.，2013)。因此，機構投資者退出可能會通過降低股價進而對管理層的股票薪酬帶來不利影響，將迫使管理層權衡其自利行為的利弊，提升積極工作的意愿和效率。此外，機構投資者利用其掌握的增量信息優勢，還可增強退出威脅的可信性，有助于機構投資者利用退出威脅發揮監督功能，降低管理層機會主義行為。因此，機構投資者退出威脅迫使管理層權衡自利行為的負面后果，緩解第一類代理問題，從而降低未來發生股價崩盤的概率。據此，本文提出研究假設：

H2a：機構投資者退出威脅能夠降低股東與管理層之間的代理成本，進而抑制股價崩盤風險。

機構投資者退出威脅對分析師盈利預測樂觀偏差的影響主要有兩個方面。一方面，機構投資者僅“購買”準確客觀的分析師盈利預測報告。機構投資者是分析師所在券商的大客戶，通過未來的股票交易和支付傭金方式間接購買分析師提供的有價值的盈利預測報告。向機構投資者提供準確、客觀的盈利預測報告，不僅是滿足機構投資者挖掘所持股公司內在價值和進行投資決策的需要，還是分析師薪酬、明星分析師排名和職業聲譽的重要決定因素，而且機構投資者在決定分析師的排名上發揮著關鍵作用。散戶通過支付傭金彌補分析師提供研究報告產生的成本，可能激勵分析師提供樂觀性的盈利預測報告，刺激散戶投資者購買股票。但與散戶投資者相比，分析師向機構投資者提供樂觀盈利預測報告的動機會受到削弱，原因一是機構投資者在充分地研判報告質量后才會資助分析師的研究，二是機構投資者可以從多家券商獲得研究報告，并通過自己的內部研究部門評估不同券商屬下分析師的報告質量，擇優采用。并且券商將分析師的薪酬與機構投資者對分析師研究報告質量的反饋聯系起來，促使分析師向機構投資者提供高質量的研究報告。比如Ljungqvist et al.(2007)研究發現，對機構投資者持股較多的股票，分析師推薦的樂觀性較低。因而，機構投資者需要分析師提供準確、客觀的盈利預測報告，通過研判公司未來發展前景來決定是否減持退出。因此，機構投資者潛在的退出威脅越強，越需要分析師向其提供高質量的盈利預測報告。

另一方面，機構投資者退出威脅可以改善分析師所處的信息環境。機構投資者退出威脅可以抑制公司信息操縱，降低公司盈余管理水平，提高公司公開披露信息質量(Chemmanur et al.，2009；Edmans，2009；Dou et al.，2018)，從而改善分析師所處的信息環境，為提高盈利預測準確性提供客觀條件。分析師盈利預測準確性的提高能夠緩解公司正面信息和負面信息的不平衡程度，使股票價格能更準確和及時地反映公司的基本面價值，從而抑制股價崩盤風險(許年行等，2012)。因此，機構投資者退出威脅通過提高分析師盈利預測準確性，降低股價錯估和提高股票定價效率，從而有效抑制股價崩盤風險。據此，本文提出研究假設：

H2b：機構投資者退出威脅能夠降低分析師盈利預測樂觀偏差，進而抑制股價崩盤風險。

四、研究設計

(一)樣本選取與數據來源

本文選取2007—2021年滬深A股上市公司為研究樣本，數據篩選如下：第一，剔除ST和PT等處于異常狀態的觀測值；第二，剔除金融類行業上市公司的觀測值；第三，剔除數據缺失的觀測值；第四，由于股價崩盤風險的度量需要個股周回報率，剔除個股周回報率年度觀測值個數少于30的觀測值。篩選后，最終得到了23546個公司/年觀測值。此外，為避免極端值對研究結論可能帶來的影響，在1%和99%水平上對所有連續變量進行了縮尾處理；回歸時進行了公司層面的聚類處理。

(二)變量定義與模型設計

1.股價崩盤風險

借鑒陳作華等(2018)的研究，本文采用股票周特質收益率的負偏程度Ncskew和股票周特質收益跌漲波動比率Duvol衡量股價崩盤風險，具體測度如下：

首先，計算i公司在t年度第s周經過市場調整后的特質收益率。構建模型(1)：

其中，ri,s為個股i第s周考慮現金紅利再投資的收益率；rm,s為股票市場第s周的流通市值加權平均收益率；同時在模型(1)中分別加入超前和滯后兩期的市場收益率來降低由交易非同步性帶來的偏差。誤差項εi,s代表個股收益率中不能被市場收益率波動解釋的部分。進一步，為糾正誤差項εi,s的有偏分布問題，通過取對數計算ωi,s=log(1+εi,s)得到公司i在t年度第s周的特質收益率ωi,s。

其次，構建股票周特質收益率的負偏程度Ncskew，等于各股票年度周特質收益率的三階中心矩與周特質收益率標準差三次方之商的相反數，即偏度系數的負值。計算方法見式(2)：

其中，n代表股票i在第t年度實際交易的總周數。Ncskewi,t越大，說明偏態系數負的程度越大，股價崩盤風險越高。

最后，構建股票收益跌漲波動比率Duvol：先將各股票年度周特質收益率按照高于和低于平均值分成兩組，然后分別計算各組的標準差，Duvol等于低于平均值的標準差與高于平均值的標準差的比值的自然對數。計算方法見式(3)：

其中，nu和nd分別為股票i的周特質收益率大于和小于當年特質收益率均值的周數。Duvoli,t越大，說明收益率左偏的程度越高，股價崩盤風險越高。

2.機構投資者退出威脅

本文借鑒Dou et al.(2018)、陳克兢(2019)的做法，采用股票流動性與機構投資者競爭程度的交乘項作為機構投資者退出威脅的代理變量。具體見式(4)：

其中，Meantoi,t為i公司t年的股票流動性，采用流通股日均股票換手率衡量股票流動性。當公司股票流動性越高時，機構投資者越容易賣出股票實現退出，機構投資者退出威脅程度越強。Inshci,t為i公司t年機構投資者的競爭程度，具體計算方法見式(5)：

其中，Inshk,i,t為i公司t年機構投資者k的持股比例，Inshti,t為i公司t年所有機構投資者與個人大股東的持股比例之和。Inshci,t越大意味著機構投資者之間的競爭程度越激烈，退出威脅越可信。

3.控制變量

借鑒Hutton et al.(2008)、許年行等(2012)的研究，本文還控制了反映公司特征、股價影響因素以及公司治理層面的相關變量。公司特征變量包括公司規模(Size)、資產負債率(Lev)、總資產收益率(Roa)、賬面市值比(Bm)、公司信息透明度(Absdacc)。公司信息透明度采用修正瓊斯模型估算的可操縱應計利潤的絕對值進行衡量，可操縱應計利潤的絕對值越小，公司信息透明度越高。股價影響因素相關變量包括經調整后周收益率的均值(Ret)和標準差(Sigma)、月均超額換手率(Dturno)、公司股票的負收益偏態系數(Ncskew)以及股票收益跌漲波動比率(Duvol)。公司治理相關變量包括機構投資者持股比例(Inst)和分析師跟蹤(Analyst)。此外，為消除數量級的差異，本文將機構投資者退出威脅Exitt除以100，將股票收益率均值Ret乘以100，將月均超額換手率Dturno除以100。

變量具體定義如表1所示。

表1 變量定義

4.模型設計

為檢驗假設H1，本文借鑒Hutton et al.(2008)、許年行等(2012)的研究，構建如下模型分析機構投資者退出威脅對股價崩盤風險的影響：

其中Crashi,t+1分別為t+1年的Ncskew和Duvol。Exitti,t為機構投資者退出威脅。Controli,t為相應的控制變量。如果機構投資者退出威脅Exitti,t的回歸系數α1顯著為負，則說明退出威脅有助于抑制股價崩盤風險，假設得以驗證。

為驗證假設H2a，構建回歸模型如下：

其中，Ac1i,t+1為t+1年i公司第一類代理成本，借鑒陳克兢(2019)的做法，采用經營費用率進行衡量，即銷售費用與管理費用之和與營業收入的比值。其他變量與模型(6)保持一致。如果H2a成立，則模型(7)中系數β1應當顯著為負，且模型(8)中系數γ2應當顯著為正。

為驗證假設H2b，構建回歸模型如下：

其中，Fopti,t+1為t+1年i公司的分析師盈利預測樂觀偏差，其他變量與模型(6)保持一致。本文參考陳作華和張芳芳(2023)、余怒濤等(2023)的做法，采用式(11)度量分析師盈利預測樂觀偏差Fopti,t+1：

其中，FEPSi,t+1,j為分析師j對i公司t+1年最近一次的每股收益預測值，EPSi,t+1為i公司t+1年的實際每股收益，Close_Pricei,t+1為i公司t+1年的年終收盤價。如果H2b成立，則模型(9)中系數β1應當顯著為負，且模型(10)中系數γ2應當顯著為正。

五、實證結果與分析

(一)描述性統計分析

表2列示了主要變量的描述性統計結果。Ncskew的均值和標準差分別為-0.3060和0.7280，Duvol的均值和標準差分別為-0.1950和0.3400，與現有文獻觀點一致，表明股價崩盤風險在上市公司之間分布較為分散且波動較大。機構投資者退出威脅Exitt的平均值為0.0121，最大值為0.0733，最小值為0.0003，標準差為0.0120，表明公司間機構投資者退出威脅存在較大的差異。對于控制變量而言，Size的均值和中位數分別為22.3200和22.1400；Lev的均值和中位數分別為0.4560和0.4580，最大值為0.8920；Roa的均值和中位數分別為0.0390和0.0357；Bm的均值和中位數分別為0.6300和0.6250。除此之外，企業信息透明度Absdacc的均值為0.0608，Ret、Sigma等均值分布在合理范圍內。

表2 變量的描述性統計結果

(二)基準回歸結果

表3報告了機構投資者退出威脅與公司股價崩盤風險的多元回歸結果。列(1)(2)僅控制了年度和行業固定效應，列(1)中Exitt的系數為-2.2399，在1%水平下顯著為負，列(2)中Exitt的系數為-0.9649，也在1%水平下顯著為負。列(3)(4)中Exitt的系數分別為-2.3606和-0.9548，均在1%水平下顯著，與列(1)(2)中的系數保持一致。這些結果表明，機構投資者退出威脅顯著抑制了股價崩盤風險，具有治理效應，假設H1得到驗證。

表3 基準回歸結果

對于控制變量，企業規模、總資產收益率以及賬面市值比與股價崩盤風險均呈顯著的負相關關系，表明規模越大、總資產收益率越高以及賬面市值比越高的企業，股價崩盤風險越低，與Hutton et al.(2008)報告的結果一致；公司信息透明度、股票收益率以及分析師跟蹤等因素則與股價崩盤風險呈顯著的正相關關系，表明公司信息透明度越差、股票收益率越高以及分析師跟蹤度越高，公司發生股價崩盤的可能性越大。

(三)影響機理分析

1.第一類代理成本

基于前文的研究設計，按照回歸模型(7)和(8)對假設H2a進行實證檢驗，結果見表4。由列(1)(3)可知，機構投資者退出威脅與第一類代理成本在1%水平下顯著負相關；再由列(2)(4)可知，第一類代理成本與股票負收益偏態系數在5%水平下顯著正相關，與股票跌漲波動比率在1%水平下顯著正相關。這些結果表明，機構投資者退出威脅通過緩解第一類代理問題、抑制管理層自利行為可降低股價崩盤風險，實證結果支持假設H2a。

表4 影響機理：第一類代理成本

2.分析師盈利預測樂觀偏差

根據模型(9)和(10)對假設H2b進行實證檢驗，結果見表5。由列(1)(3)可知，機構投資者退出威脅與分析師盈利預測樂觀偏差在10%水平下顯著負相關，表明機構投資者退出威脅可以顯著降低分析師盈利預測樂觀偏差。再由列(2)(4)可知，以股票負收益偏態系數和跌漲波動比率為被解釋變量，分析師盈利預測樂觀偏差的回歸系數分別為0.4998和0.2759，均在1%水平下顯著。這些結果表明，機構投資者退出威脅通過降低分析師盈利預測樂觀偏差可抑制股價崩盤風險，假設H2b得以驗證。

(四)進一步分析

1.媒體關注度的影響

媒體在信息生產和信息傳遞上發揮著關鍵作用，能夠緩和信息摩擦，提升投資者識別和評估證券的能力，因而媒體在資本市場上扮演著越來越重要的治理角色。媒體對上市公司的負面報道會引起強烈的社會關注，可能會驅使投資者拋售股票，引起股價大跌。機構投資者減持股份可能會吸引媒體的關注，媒體報道將會放大機構投資者退出對高管的不利影響。因而媒體報道會強化機構投資者退出威脅對管理層的威懾，壓縮管理層信息操縱的空間，督促管理層及時向投資者披露準確、客觀的信息，信息披露質量的提高能夠有效抑制股價崩盤的發生(羅進輝和杜興強，2014)。因此本文預期，在媒體關注度較高的上市公司，機構投資者退出威脅對股價崩盤風險的抑制效應更強。

本文借鑒陶文杰和金占明(2012)的做法，基于CNRDS數據庫收錄的報刊財經新聞報道構建的企業媒體關注度得分，依據年度中位數將樣本區分為媒體關注度高、低兩組，大于中位數為關注度較高組，否則為關注度較低組。表6報告了分組回歸結果。在列(1)(3)的媒體關注度較高組，Exitt的系數均在1%水平下顯著為負，而在列(2)(4)的媒體關注度較低組，Exitt的系數雖為負但不顯著。組間差異檢驗發現，Exitt的系數在兩組間存在顯著差異。這表明，在媒體關注度較高的上市公司，機構投資者退出威脅能夠更有效地抑制股價崩盤風險，與預期一致。

表6 媒體關注度的影響

2.“兩職分離”的影響

在我國上市公司治理結構中，董事會由股東大會選舉產生，對股東大會負責，對公司重大經營管理事項行使決策權。總經理由董事會聘任，對董事會負責，是公司日常經營管理事項的執行者。總經理兼任董事長將導致公司決策權與執行權過度集中，進而導致代理問題加劇。權力趨近與抑制理論認為，個人擁有較多資源和自由即擁有了較大的權力，行為趨近系統更為活躍，會從事更多風險性行為，更關注風險的潛在收益而忽略潛在的危險和威脅(Keltner et al.，2003；Anderson and Galinsky，2006)。因此，總經理和董事長“兩職合一”可能會削弱機構投資者退出威脅的治理效應。由此本文預期，相較于總經理和董事長“兩職合一”的上市公司，在“兩職分離”的上市公司中，機構投資者退出威脅對股價崩盤風險的抑制效應更明顯。

本文根據上市公司是否存在“兩職分離”進行分組回歸，回歸結果見表7。Exitt的系數在“兩職分離”的子樣本中顯著為負，在“兩職合一”的子樣本中不顯著；組間差異檢驗發現，Exitt的系數在兩組間存在顯著差異。這些結果表明，在“兩職分離”的上市公司，機構投資者退出威脅能夠更有效地抑制股價崩盤風險，與預期一致。

表7 “兩職分離”的影響

(五)穩健性檢驗

1.Heckman兩階段模型

機構投資者憑借其自身的信息優勢以及豐富的投資者經驗，在選擇投資對象時會偏好股價崩盤風險較低的上市公司。股價崩盤風險較低的上市公司機構投資者數量越多，持股比例越高，機構投資者退出威脅就越大，因此機構投資者退出威脅較大的上市公司可能股價崩盤風險較低。為了避免樣本自選擇問題對結論的影響，本文選擇利用Heckman兩階段模型進行校正。

具體而言，在第一階段，構建機構投資者退出威脅的決定因素模型(12)，通過邏輯回歸計算出逆米爾斯比率Imr。其中，Det為機構投資者退出威脅Exitt的啞變量，當Exitt大于中位數時定義為1，否則為0；高鐵開通有助于機構投資者開展調研活動和獲取信息優勢，能夠提高機構投資者退出威脅的可信度，而高鐵開通與上市公司股價崩盤風險之間并無直接的聯系，故選取上市公司所在地是否開通高鐵Gt作為Det的工具變量。Gt為啞變量，上市公司所在地開通高鐵后取值為1，上市公司所在地始終未開通高鐵或者開通高鐵之前取值為0；Soe為企業性質，當上市公司為國企時取值為1，否則為0；Insn為機構投資者數量；Etdex為上市公司所屬交易所，上市公司隸屬于滬市時賦值為1，否則為0；Eps為實際每股收益，等于凈利潤/股本總數；Ev為企業價值，等于上市公司股票市值與凈債務之和并取自然對數；Finlev為財務杠桿效率，等于上市公司凈資產收益率與總資產報酬率的比值；Aem為應計盈余管理，采用修正的瓊斯模型衡量；Rem為真實盈余管理，借鑒Roychowdhury模型進行計量；其余控制變量的定義與表1一致。構建的模型(12)如下：

Probit(Deti,t=1)=β0+β1Gti,t+β2Soei,t+β3Insni,t+β4Etdexi,t+β5Epsi,t+β6Evi,t+β7Finlevi,t+β8Aemi,t+β9Remi,t+β10Sizei,t+β11Levi,t+β12Roai,t+β13Bmi,t+β14Reti,t+β15Sigmai,t+β16Dturnoi,t+β17Ncskewi,t+β8Duvoli,t+β19Insti,t+β20Analysti,t+∑Yeari,t+∑Indcdi,t+εi,t(12)

第二階段，將第一階段估計到的Imr作為控制變量納入模型(6)中進行回歸。表8的結果表明，控制住樣本自選擇問題后前文的結論依然穩健。

表8 穩健性檢驗：Heckman第二階段回歸結果

2.基于融資融券制度的外生流動性沖擊

本文利用中國股票市場放松賣空管制政策作準自然實驗來克服內生性問題。試行融資融券交易作為資本市場一個重要舉措，意味著中國股票市場“單邊市”的結束，為投資者利用負面消息獲利提供了機會，賣空管制的放松給賣空壓力帶來外生變化。融資融券制度的實施提高了股票流動性，增強退出威脅的治理效應。借鑒陳勝藍和馬慧(2017)的研究，本文使用針對錯層發生事件形成的準自然實驗情景設計的多期DID方法來估計機構投資者退出威脅對股價崩盤風險的影響。基于此沖擊，本文構建如下模型(13)：

Crashi,t+1=β0+β1Sai,t+β2Controli,t+∑Yeari,t+∑Indcdi,t+εi,t(13)

其中Sai,t為虛擬變量，如果公司i在t年末已被列示在融資融券證券的試點名單中，則定義t年及之后年度均取值為1，否則取值為0。其他變量同模型(6)。系數β1估計了相比于非試點公司，試點公司的股價崩盤風險隨著外生沖擊的到來而發生的變化。

回歸結果(見表9)表明，融資融券試點交易帶來的外生沖擊可以提高股票流動性，提升機構投資者退出威脅可靠度和有效性，而此項沖擊與股票負收益偏態系數和股票跌漲波動比率均在5%水平下顯著負相關。因此，機構投資者退出威脅可以顯著降低股價崩盤風險，前文結論是穩健的。

表9 穩健性檢驗：外生流動性沖擊

3.替換機構投資者退出威脅度量方式

為保證研究結論的可靠性，本文采用以下兩種方法進行穩健性檢驗。

為更加直接可靠地度量機構投資者退出威脅，本文采用機構投資者的退出概率衡量機構投資者退出威脅。具體地，以機構投資者退出Exit為被解釋變量，機構投資者持股比例與前一年持股比例之差為負時表明機構投資者存在減持退出，此時賦值Exit為1，否則為0。以公司年末機構投資者持股家數Hnum和股票流動性Meanto為解釋變量，依據模型(14)分行業分年度進行Probit回歸，估計出當年機構投資者退出的概率Ep。以退出的概率Ep衡量機構投資者退出威脅Exitt，退出概率越大，機構投資者退出威脅越大。

為了檢驗機構投資者退出威脅對股價崩盤風險的影響，將Ep重新納入到模型(6)中，替代變量Exitt進行回歸，回歸結果見表10。列(1)與列(2)僅控制了年度和行業固定效應，列(1)中Ep的系數為-0.2446，在1%水平下顯著為負；列(2)中Ep的系數為-0.0929，也在1%水平下顯著為負。列(3)(4)回歸中Ep的系數分別為-0.1055和-0.0393，且分別在5%和10%水平下顯著。這些結果整體表明，機構投資者退出威脅顯著抑制了股價崩盤風險，與前文結果一致，表明結論是可靠穩健的。

表10 穩健性檢驗：替換解釋變量的度量方式1

由于計算退出威脅時需要先計算競爭程度，而競爭程度取決于機構投資者持股比例的選取。前文中的持股比例選自上市公司各年度12月份數據，為了檢驗結論的穩健性，現選取各年度6月份機構投資者持股比例數據作為替換，重新計算機構投資者退出威脅，并對模型(6)再次進行回歸，結果(見表11)表明，機構投資者退出威脅與股價崩盤風險在1%水平下顯著負相關，表明本文結論是穩健的。

表11 穩健性檢驗：替換解釋變量的度量方式2

4.替換股價崩盤風險的度量方式

本文分別用等權平均法和總市值加權平均法估算的市場平均收益率重新估算公司i在第t年第s周的特質收益率ωi,s，進而重新計算股票周特質收益率的負收益偏態系數Ncskew和跌漲波動比率Duvol，對模型(6)再次進行回歸分析，結果見表12。更換被解釋變量的衡量方式后，機構投資者退出威脅的系數在1%水平下顯著為負，表明本文結論穩健。

表12 穩健性檢驗：替換被解釋變量的度量方式

六、結論與啟示

在中國經濟轉型的關鍵時期，防范和化解金融風險、維持金融市場穩定尤顯重要。鑒于此，本文以2007—2021年中國滬深A股上市公司為研究樣本，從股價崩盤風險的角度實證檢驗了機構投資者退出威脅與金融市場穩定之間的關系及其影響機制，并探討了外部媒體關注以及內部治理結構等不同情境的影響。研究發現，機構投資者退出威脅可顯著抑制公司股價崩盤風險。影響機理分析發現，機構投資者退出威脅能夠顯著降低代理成本和分析師盈利預測樂觀偏差，進而降低股價崩盤風險，表明機構投資者退出威脅具有顯著的治理效應，能夠有效抑制高管的私利行為，約束高管操縱或隱瞞負面消息，提高公司信息透明度，從而降低公司股價發生暴跌的可能性。進一步分析發現，機構投資者退出威脅對股價崩盤風險的抑制效應在媒體關注度較高以及“兩職分離”的上市公司更加顯著，表明媒體報道會強化機構投資者退出威脅對管理層的威懾，壓縮管理層信息操縱的空間，有助于進一步抑制股價崩盤風險；總經理和董事長“兩職分離”會強化權力制衡，降低代理沖突，有助于提升機構投資者退出威脅對股價崩盤風險的抑制效果。

本文不僅拓展了機構投資者和股價崩盤風險領域的研究，而且對防范和化解金融風險、維持金融市場穩定以及提高資本市場資源配置效率具有一定的參考意義。本研究啟示如下：第一，積極提升機構投資者的增持意愿。上市公司應重視和充分利用機構投資者在公司治理中的作用，搭建合理的股權結構以完善公司治理機制，提高機構投資者增持股票的積極性，充分發揮機構投資者退出威脅的治理效應，提高公司治理水平，提升企業價值。第二，監管部門應進一步完善投資者保護機制，改善機構投資者參與公司治理的制度環境。應完善上市公司信息披露制度，加大信息披露的廣度和深度，優化市場環境，切實保護投資者的合法權益，促進金融市場穩定健康發展。此外，還應引導媒體扮演好信息中介角色，提高信息傳遞準確性和效率，并充分發揮監督作用保護投資者利益。第三，機構投資者應積極參與公司治理，利用專業技能，結合外部宏觀政策，通過監督、退出威脅等多種途徑參與公司治理，對公司未來發展前景作出理性判斷，避免非理性退出。 ■