危機沖擊下的QFII持股與左尾系統風險

■周方召 高夢瑤 陳嘉琪

一、引言

資本市場開放程度是一國資本市場發達程度的重要標志[1，2]。在我國資本市場不斷改革開放的過程中，引入戰略性機構投資者的QFII（Qualified Foreign Institutional Investor）制度被寄予厚望①。自《境外機構投資者境內證券期貨投資資金管理規定》（以下簡稱《管理規定》）于2020年5月發布以來，外資在A 股市場中的地位進一步提升。與此同時，國外投資機構的不規范操作很容易加劇過度投機現象，進而引起股票市場波動[3，4]。2015 年A 股市場發生巨震，體現出極強的尾部系統風險[5]。在股票市場的危機沖擊期間，考察QFII持股和股票左尾系統風險之間的關系具有重要的理論和實踐意義。

進入21 世紀以來，世界經濟發生巨大變化，經濟危機、疾病疫情等全球“黑天鵝”事件頻發[6]。地緣政治風險和經濟政策不確定性的上升進一步加劇了股票市場的波動[7]。2008年金融危機之后，貿易政策不確定性成為影響中國經濟最大的風險因素[8]。發達國家經濟政策不確定性引發全球跨境資金流動[9]，國家經濟與金融安全受其影響程度逐漸增大[10]。隨著各國經濟合作不斷加深，QFII 在中國市場的投資也必然會受到國際地緣政治等因素的影響[4]。

QFII 自2002 年12 月被正式引入我國資本市場之后，為中國股票市場帶來了新的活力和機會[11]。但2008年國際金融危機之后，我國A股市場股價多次暴跌甚至出現千股跌停的情況，表現出極強的尾部系統風險[12]。隨著外資持股比例的逐漸放開以及國際資本市場互聯互通制度地推進，我國股票市場面臨的風險和市場安全問題日益凸顯。黨的二十大報告明確指出，“堅持社會主義市場經濟改革方向，堅持高水平對外開放。”在推進資本市場高水平開放的過程中，重大危機沖擊下QFII是否以及如何影響左尾系統風險這一問題亟待深入研究。

本文以2009—2020 年滬深A 股上市公司為樣本，將2015年我國股市“千股跌停”的大幅波動沖擊作為背景，實證檢驗QFII持股如何影響股票的左尾系統風險。與此同時，本文使用地緣政治風險指數[13]和貿易政策不確定性指數[14]，考察地緣政治風險和貿易政策不確定性在QFII 持股和股價左尾系統風險關系中的影響。

本文可能的邊際貢獻主要體現為：第一，不同于以往更多關注QFII 的公司治理效應或影響股價信息含量的文獻，本文聚焦于危機情景的背景，驗證了危機沖擊下QFII持股對左尾系統風險的影響，拓展了QFII持股的經濟影響和作用方面的研究。第二，結合地緣政治風險和貿易政策不確定性，探討了在面臨宏觀不確定性風險條件下QFII 持股和左尾系統風險之間的關系，豐富了QFII持股對股價左尾系統風險影響的條件和背景。第三，在傾向評分匹配（PSM）或雙重差分（DID）模型等基礎上，進一步通過使用與QFII 持股關聯性強的經營財務指標構建工具變量，提供了新的工具變量和方法。此外，在進一步的機制影響分析方面，本文對不同差異性因素的研究也為監管部門的政策制定和投資者的行為決策提供了實踐參考。

二、文獻回顧、理論分析和研究假設

（一）相關文獻綜述

當前，針對QFII 和中國A 股市場股價波動關系的研究主要呈現兩種不同的觀點。一方面，QFII 往往來自發達資本市場，擁有較強的信息搜集與處理能力以及較為豐富的投資經驗，還具有長期價值投資的眼光。Bae等[15]以新興國家為樣本發現，外國機構投資者通過持股交易可以傳遞有效信息，從而提高股市的定價效率。楊竹清等[16]基于A股市場樣本的研究表明，境外機構投資者持股能顯著降低中國股市的個股波動性，起到穩定市場的作用。魏熙曄等[17]研究發現，QFII 的專業優勢能夠提升股價信息含量，降低股票交易成本。饒育蕾等[18]發現國外證券投資機構通過有效的資產定價，能夠降低股價同步性。孫顯超等[19]認為QFII持股更多是基于公司的特質性信息，從而能夠提升上市公司的財務盈利指標。高昊宇等[20]利用中國市場2006—2015 年的機構投資者持股數據實證研究發現，包括QFII在內的機構投資者持股增加顯著減少了股價暴跌現象。周方召等[21]也研究發現機構投資者持股有助于股票市場穩定。

另一方面，作為知情交易者，機構投資者有可能利用其所具有的信息優勢進行投機活動，引起一定時期內大額交易的異常[22]，進而加劇股票價格的暴漲暴跌。張佑輝等[3]認為QFII在我國并沒有達到穩定資本市場的預期，甚至會加劇被持股公司的股價波動，加大市場風險。近年來，境內外機構投資者投資行為逐漸趨同[23]。許年行等[24]從機構羊群行為的角度研究發現，QFII 與國內機構投資者均未發揮穩定股市的作用。董紀昌等[25]研究表明，機構投資者持股與股價崩盤風險之間存在市場效率和市場化程度的門限效應。隨著近年來地緣政治風險和中美貿易摩擦等的影響，QFII 持股必然會受到國際環境變化的沖擊。朱相平等[4]研究發現，QFII 持股在一定程度上可以穩定股市，但在中美貿易出現摩擦后，不再發揮穩定市場的作用。此外，李蕾等[26]檢驗了A股市場QFII持股對上市公司業績的影響，實證結果表明，與境內機構投資者相比，QFII 只起到了價值投資者的作用。高揚等[27]進一步發現，QFII 持股增加了中國股市的信息不對稱程度，QFII 更多是利用自身的信息優勢來獲取收益，并未有助于中國市場的信息環境改善。

綜上所述，目前關于QFII 持股對我國A 股上市公司風險影響的研究主要集中于股價波動性和同步性的視角，而缺乏針對重大危機沖擊下QFII持股的經濟影響研究，特別是基于左尾系統風險這一適用于危機時期的指標研究更是亟待加強。此外，隨著QFII 投資額度限制的解除，境外投資者對我國資本市場的影響將進一步增加[28]。在此背景下，研究危機沖擊下QFII 持股與個股左尾系統風險之間的關系具有重要意義。一方面，左尾系統風險對于危機時期個股的下行系統風險的度量更加準確[5，6]；另一方面，當股票市場崩盤時，左尾系統風險更難被分散，對于左尾系統風險大的股票，風險厭惡的投資者也會要求更高的風險補償收益[29]。因此，根據危機時期的風險管理，同時考慮到投資者的目標和約束條件，危機時期關注左尾系統風險有較大實際意義[6]。

（二）理論分析與研究假設

已有理論和實證研究大多認為，機構投資者作為股東擁有信息優勢，可通過公司治理有效改善信息披露質量，提供更大的流動性，從而能夠抑制股價暴漲暴跌等極端價格波動風險。尤其是QFII 具備成熟的投資理念和長期價值投資風格，更容易發揮穩定市場和降低股價崩盤風險的作用[20，30，31]。以A股市場為樣本的國內研究也發現，QFII 持股能增加股價中的信息含量，進而降低股票交易成本，對股市的運作效率產生正向影響，因此正常情況下QFII持股能顯著降低A股市場風險[16，17]。

然而，由于所處的市場條件和發展階段不同，發展中國家資本市場普遍存在不完全信息的情況[32]，在金融機構和市場監管法規不完善、不成熟的情況下，以逐利為目的并且更為關注風險的境外投資者持股也可能會增加股市的波動性[33]。由此，QFII持股比例越高，股票價格崩盤的可能性反而會越大，這種負面影響在諸如金融危機時期會表現得更為顯著[34]。張佑輝等[3]以我國上市公司為樣本的研究發現，QFII持股比例會對被持股票的價格波動產生顯著正向影響，且QFII持股并沒有發揮穩定我國資本市場的預期作用，反而會加大股票市場的波動風險。類似地，由于機構投資者也存在顯著的羊群行為，QFII 和國內投資者都具有明顯的非理性傾向，也無法發揮穩定股票市場的積極作用[24]。

實際上，作為新興經濟體的中國股票市場，由于資本市場制度的不完善、機構投資者的不成熟和境外投資機構的“熱錢”效應，在危機沖擊期間，QFII持股可能并不一定能發揮穩定市場和降低左尾系統風險的作用[35]。當A股市場遭遇重大危機沖擊或經濟體面臨貿易摩擦不確定性風險時，QFII 持股可能難以有效熨平波動和降低左尾系統風險[4]。尤其是我國A 股在缺乏做市商的情況下，實行的指令驅動型交易制度，就需要知情交易者在提供流動性中發揮重要作用。然而在市場劇烈波動期間，特別是當市場暴跌時，個股也會受到流動性危機的影響，作為知情交易者的QFII可能更不愿意提供流動性，個股的左尾系統風險會明顯增加[36]。因此，QFII持股對流動性的吸收也更容易造成流動性危機和市場崩盤[37]。2008 年金融危機之后，我國A 股市場多次出現“千股跌停”的現象，2015 年的股災更是表現出極強的尾部系統風險特征[38]。基于此，本文提出如下假設：

H1：一般情況下，QFII 持股有助于降低左尾系統風險。

H2：危機期間，QFII 持股無助于降低左尾系統風險，甚至加劇了風險。

近年來，地緣政治風險和經濟政策不確定性呈上升態勢，這些宏觀不確定性因素必然會影響到機構投資者的資產配置和投資決策[39，40]。QFII 在中國的發展不僅受到國內政策的影響，也會受到地緣政治關系和貿易政策不確定性的影響。作為成熟的境外機構投資者，QFII 對風險更為敏感，面對地緣政治風險和經濟政策不確定時，QFII 可能利用其信息優勢進行異常交易，從而加劇市場波動或引發更大的價格暴跌風險[22]。鄧柏峻等[41]研究發現，QFII 持股對股票流動性有顯著的負向影響。而資產的非流動性具有極大的傳染性和溢出效應，在市場危機時期，個股的尾部系統風險明顯上升[12]。因此，QFII出于獲利需要和規避風險的動機，在選擇何時以及投資多少標的股票的同時，也需要考慮地緣政治風險或經濟政策的不確定性，QFII 持股也必然會隨著二者上升變得更為謹慎，從而難以發揮其降低股價左尾系統風險的作用。基于此，本文提出如下假設：

H3：當處于地緣政治風險較高時期，QFII 持股對左尾系統風險的抑制作用會減弱。

H4：當處于貿易政策不確定性較大時期，QFII持股無助于降低左尾系統風險。

三、研究設計

（一）樣本和數據來源

本文選取2009—2020 年滬深A 股上市公司作為研究樣本，并進行如下處理：（1）剔除科創板樣本；（2）剔除金融類上市公司樣本；（3）剔除年度交易日不足120天的公司樣本；（4）剔除已經退市的公司樣本；（5）為消除異常值的可能影響，本文對所有連續變量進行1%和99%分位的Winsorize 縮尾處理。經過上述篩選后，獲得3359 家公司共26275 個公司年度觀測值。本文使用的QFII持股數據、公司財務數據和公司特征數據來自CSMAR數據庫和Wind數據庫；文中所用到的地緣政治風險和貿易政策不確定性數據分別來自Caldara 等[13]構建的中國地緣政治風險指數（GPR）②和Huang 等[14]構建的中國貿易政策不確定性指數（TPU）③。

（二）變量說明和計量模型

本文使用的主要變量是個股的左尾系統風險。參考Atilgan 等[42]的做法，分別用兩個指標對左尾系統風險進行衡量。

第一個指標：在險價值（VaR），衡量投資的價值在給定的時間內以給定的概率下降了多少。如果給定一個月的時間段，給定的概率為1%，則VaR 指標將是對未來一個月可能以1%的概率發生的投資價值下降的估計。在本文實證分析中使用實際經驗分布的下尾來計算風險價值的非參數測量，具體而言，VaR 計算為截至t 月底的過去一年中（250 個交易日）每日回報的第一百分位數。由于使用這種方法得到的最大可能損失值為負，本文將其乘以-1，從而較高的VaR值對應較高的左尾風險水平。

第二個指標：預期缺口（ES），從股權收益經驗分布的左尾得到，是金融機構和監管機構最常用的衡量左尾風險的指標之一。ES 被定義為在損失超過VaR閾值的情況下對損失的條件期望。如果VaR度量的損失概率水平為1%，則ES 可以解釋為最糟糕的1%情況下的平均損失。本文將1%的ES 視為左尾系統風險的替代性指標，并將ES 定義為截至t月底的過去一年中（250個交易日）每只股票每日回報小于或等于第一百分位數觀察的平均值。與VaR類似，本文將其乘以-1，從而較高的ES 值對應較高的左尾風險水平。

此外，參考李志生等[5]、陸蓉等[6]的研究，本文選取企業規模（Size）、賬面市值比（BM）、換手率（Turnover）、資產負債率（LEV）等相關控制變量。具體如表1所示。

表1 主要變量定義

表2 主要變量描述性統計

首先，考察全樣本期間QFII持股對左尾系統風險的影響。為檢驗研究假設H1，設定模型如下：

其中，被解釋變量VaRi,t()

ESi,t為公司i 在第t 年的左尾系統風險；QFIIRatioi,t為公司i 在t 年當年的QFII 持股比例；Control為一系列控制變量。同時，控制了年度固定效應和行業固定效應。

其次，考察危機期間QFII持股對左尾系統風險的影響。參考陸蓉等[6]的研究，將危機期間界定為2015 年股災。危機期間（Crisis）為虛擬變量，處于2015 年期間取值為1，否則為0。為檢驗研究假設H2，構建如下雙重差分模型：

其中，QFIICrisis為QFII 持股比例（QFIIRatio）與危機期間（Crisis）的交乘項。其余變量設定與式（1）一致。

四、實證結果分析

（一）QFII持股與左尾系統風險的關系

表3 報告了式（1）和式（2）的回歸結果。其中，（1）和（3）列使用VaR 作為被解釋變量。（1）列結果顯示，在全樣本回歸中，QFII 持股比例對左尾系統風險VaR 的回歸系數在1%的水平上顯著為負。（3）列結果顯示，交乘項QFIICrisis 的系數在1%的水平上顯著為正。以上結果表明，在全樣本期間，QFII持股有助于降低左尾系統風險；但在危機期間，QFII持股無助于降低左尾系統風險，甚至加劇了風險。（2）和（4）列使用ES作為被解釋變量。由結果可知，QFII 持股對左尾系統風險的回歸結果與（1）和（3）列一致。驗證了假設H1和H2。

表3 QFII持股對左尾系統風險的影響

（二）地緣政治風險和貿易政策不確定性的影響

為了檢驗假設H3 和H4，本文采用Caldara 等[13]構建的地緣政治風險指數（GPR）來度量中國的地緣政治風險；采用Huang 等[14]構建的中國經濟政策不確定性指數（TPU）來測度中國貿易政策不確定性。

本文分別利用地緣政治風險指數和貿易政策不確定性指數的中位數進行分組，回歸結果見表4。Panel 1使用VaR作為被解釋變量。表4（1）和（2）列結果表明，在地緣政治風險較高時期，QFII 持股對左尾系統風險的回歸系數在10%的水平上顯著為負，而在地緣政治風險較低時期，QFII 持股對左尾系統風險的回歸系數在1%的水平上顯著為負，且通過了組間系數差異性檢驗，這表明在地緣政治風險較高時期，QFII 持股對左尾系統風險的抑制作用明顯減弱。與本文假設H3 一致。（3）和（4）列結果表明，在貿易政策不確定性較低時期，QFII 持股對左尾系統風險的回歸系數在1%的水平上顯著為負，而在貿易政策不確定性較高時期，QFII 持股對左尾系統風險的影響則不顯著。這一結果表明，當處于貿易政策不確定性較大時期，QFII 持股無助于降低左尾系統風險。與本文假設H4一致。Panel 2使用ES作為被解釋變量。結果與Panel 1的結論一致。

（三）內生性處理和穩健性檢驗

1.解釋變量和控制變量滯后一期

為了緩解互為因果的內生性問題，本文將解釋變量和所有控制變量均滯后一期重新進行回歸，結果如表5 所示。表5（1）和（3）列使用VaR 作為被解釋變量。結果表明，在全樣本期間，QFII 持股仍對左尾系統風險有顯著抑制作用；但在危機期間，QFII持股加劇了左尾系統風險。（2）和（4）列使用ES作為被解釋變量，所得到的回歸結果與表3 一致。再次驗證了假設H1和H2。

表5 QFII持股對左尾系統風險的滯后回歸結果

2.工具變量法

作為成熟的境外機構投資者，QFII 可能傾向于持有A 股市場中具有穩定盈利能力、高成長潛力的優質企業股票，而這類公司本身就具有一定的抗風險性，其在市場波動或外部沖擊下的左尾系統風險也較小。為了減輕本文基準回歸中可能存在的內生性問題，參考李志輝等[29]的研究，第一個工具變量使用過去12個月累計收益的資產報酬率（TTRA）。資產報酬率主要反映企業經營結果，并非導致左尾系統風險發生的核心因素，所以TTRA 具有外生性。另外，QFII 在投資前會利用財務數據、行業分析等可獲得的信息充分評估上市公司的財務經營狀況和治理水平，高資產回報率意味著公司能夠有效利用資產創造更高的盈利回報，所以較高的TTRA 對提高QFII的持股概率也會產生顯著作用。因此，在理論上TTRA 滿足工具變量的外生性和相關性要求。此外，本文進一步采用主成分分析法生成了Index作為第二個工具變量。Index是由總資產增長率、總市值、每股收益、凈利潤、流動資產合計、兩權分離度6個指標合成而來，反映企業的財務績效、市場價值和治理狀況。Index值與上市公司盈利能力呈正相關，因此Index 在理論上也滿足工具變量的外生性和相關性要求。

工具變量檢驗的回歸結果如表6 所示。由（1）列可知，TTRA、Index 的系數均在1%的水平上顯著為正，表明TTRA和Index與QFII持股比例呈顯著正相關。第二階段的回歸結果如（2）和（3）列所示，無論被解釋變量是VaR 或ES，在全樣本期間，QFII 持股的回歸系數均在1%的水平上顯著為負。同時，TTRA 和Index 均通過了過度識別檢驗以及弱工具變量檢驗，表明兩個工具變量均外生且有效。

表6 全樣本QFII持股對左尾系統風險影響的工具變量回歸結果

表7是針對危機沖擊下QFII持股和左尾系統風險關系的工具變量方法回歸結果。由第二階段回歸（2）和（3）列可以看出，無論被解釋變量是VaR 或ES，交乘項QFIICrisis 的回歸系數皆不顯著。這表明在緩解了內生性問題之后，危機期間QFII持股仍然無助于緩解左尾系統風險。以上結果進一步支持了假設H1和H2。

表7 危機沖擊下QFII持股對左尾系統風險影響的工具變量回歸結果

3.傾向得分匹配（PSM）檢驗

為進一步緩解可能存在的自選擇偏差等內生性問題，借鑒已有研究[11，29]，本文采用傾向得分匹配法（PSM）為QFII持股比例的樣本構建匹配樣本的處理組，并對匹配后的樣本重新進行回歸檢驗。采用一對一最近鄰匹配法，將企業規模（Size）、資產負債率（LEV）、資產報酬率（TTRA）、總資產增長率（TAGrowth）、總市值（MaVa）、機構持股比例（Inst）、波動率（Volatility）作為匹配變量，找到與QFII 持股處理組的傾向得分值最為接近的對照組樣本。如表8 所示，在匹配后的樣本中，t 檢驗的結果顯示對照組和處理組樣本匹配效果較好。

表8 傾向得分匹配的均衡性檢驗

表9 為使用匹配后的樣本重新進行回歸的結果。結果顯示，無論衡量左尾系統風險的指標是VaR 還是ES，在全樣本期間，QFII 持股的回歸系數均在1%的水平上顯著為負，表明QFII 持股顯著抑制了左尾系統風險。而在危機期間，QFIICrisis的回歸系數均在1%的水平上顯著為正，說明危機沖擊期間QFII持股不僅未能降低左尾系統風險，反而加劇了風險。這也進一步驗證了假設H1和H2。

表9 匹配后樣本的回歸結果

4.Heckman兩階段方法的檢驗

QFII 持股的選擇可能存在著一定的樣本選擇偏差，為了進一步提供更為穩健的估計結果，本文利用Heckman 兩階段模型進行實證分析。第一階段估計中，需要對影響QFII 是否持有的因素進行Probit模型回歸。此外，引入TTRA和Index作為外生的解釋變量，分析公司是否成為QFII持股的選擇性問題，通過回歸構造逆米爾斯比率λ并引入第二階段估計的回歸方程中。

在第二階段估計中，利用逆米爾斯比率λ，本文進一步估計QFII持股比例對左尾系統風險的影響，回歸方程如下：

表10中的全樣本回歸結果顯示，由第一階段所計算得出的逆米爾斯比率加入第二階段回歸過程中的結果呈現出λ在1%的水平上顯著，這說明QFII是否持股的確存在著一定的選擇偏差問題。表10（1）和（3）列為第二階段回歸結果。（1）列全樣本的基準回歸中，QFII持股對左尾系統風險的影響在5%的水平上顯著為負，（3）列中交乘項QFIICrisis 對左尾系統風險的影響在統計意義上則不顯著。以上結果進一步說明，在減輕了樣本選擇偏誤之后，一般情況下QFII 持股的確有助于降低左尾系統風險，但危機期間QFII持股仍然無助于降低左尾系統風險。

表10 Heckman兩階段模型的全樣本回歸結果

5.進一步的穩健性檢驗：變更危機沖擊期間

為了進一步驗證假設H2，本文將危機期間變更為2020 年的新冠疫情沖擊。新冠疫情對金融市場和整體經濟運行產生了重要的沖擊影響，這也為本文進一步檢驗危機期間QFII 持股對左尾系統風險影響提供了可能。與前文的研究設計相似，這里將2020 年數據設為虛擬變量Crisis2020，樣本處于2020 年期間則取值為1，否則取值為0。QFIICrisis2020為QFII持股比例與虛擬變量Crisis2020的交乘項。從表11的回歸結果可以看出，無論衡量左尾系統風險的指標是VaR 還是ES，交乘項QFIICrisis2020的回歸系數均在1%的水平上顯著為正。這一結果表明，在2020 年新冠疫情沖擊時期，QFII 持股對左尾系統風險有顯著的正向影響，即加劇了左尾系統風險。這進一步驗證了假設H2。

表11 2020年新冠疫情期間的穩健性檢驗

五、機制分析：信息效率和股票流動性

前文的文獻回顧和理論分析部分已經對影響左尾系統風險的因素進行了探討，也有研究發現，境外機構投資者持股可以通過提升公司治理從而促進股價信息效率[15，43]；而一般來說，股價信息效率較低的公司，由于股價中所包含的公司特質信息更少，其信息含量更多與市場行業等整體因素關聯，系統風險也更高[12]。因此，正常情況下對于QFII 持股的上市公司來說，可能會通過降低股價同步性、提升股價信息效率來發揮降低左尾系統風險的作用。同時，股票流動性的提高對于降低尾部系統風險也有著積極的影響。有研究發現，隨著資產流動性的提升，其風險的傳染性和溢出效應會減弱[5]；而流動性較低的資產往往會在市場暴跌時產生流動性危機并蔓延至個股[36]。引進QFII持股是資本市場開放的重要制度措施，QFII 的參與必然會帶來A 股市場整體流動性的提升，其持股公司的股票流動性改善也可以發揮減輕左尾系統風險的作用。本文接下來將從股價信息效率和股票流動性兩方面，實證檢驗QFII持股影響左尾系統風險的作用機制。

（一）信息效率

一般情況下，如果QFII持股能夠有助于提高公司治理水平和所持有公司股票的信息效率以及價格發現能力，則左尾系統風險會隨之下降；反之，如果QFII 持股通過噪聲渠道放大了投資者對個股的過度反應，不能發揮其信息優勢，則左尾系統風險可能會加劇。

股價同步性可以用來衡量個股價格反映公司特質信息的能力。較高的同步性說明股價中的公司特質信息含量較低，股價信息效率越低；而越低的股價同步性代表個股的信息效率越高。本文利用股價同步性指標（SYN）測度個股信息效率，將樣本根據t期的股價同步性（SYN）的中位數分為高信息效率組和低信息效率組，分別檢驗QFII持股比例對左尾系統風險的影響。具體回歸結果如表12 所示。從結果可以看出，在高信息效率組中，QFII 持股比例對左尾系統風險的影響均在1%的水平上顯著為負；而在低信息效率組中，QFII 持股比例的回歸系數并不顯著。這一結果說明，QFII 持股降低左尾系統風險的影響可以通過高股價信息效率而發揮作用。同時，交乘項的回歸系數均在1%的水平上顯著為正，說明在危機期間，無論股價信息效率高低，QFII 持股都無助于降低左尾系統風險。

表12 信息效率差異影響的回歸結果

（二）股票流動性

根據已有的理論和實證分析，如果QFII持股能提高標的股票流動性，則會降低左尾系統風險；反之，則可能加劇左尾系統風險。本文利用換手率（TOR）測度股票流動性，根據t期換手率（TOR）的中位數將樣本分為高流動性組和低流動性組，分別檢驗QFII 持股對左尾系統風險的影響。具體回歸結果如表13 所示。從結果可以看出，在高流動性組中，QFII持股比例對左尾系統風險的影響均在1%的水平上顯著為負；而在低流動性組中，QFII 持股回歸系數的顯著性水平有所降低。這一結果也說明，QFII 持股降低左尾系統風險的影響更可能通過高股票流動性而發揮作用。同時，交乘項的回歸系數均顯著為正，表明在危機期間，無論流動性高低，QFII持股都無助于降低左尾系統風險。

表13 股票流動性差異影響的回歸結果

六、研究結論和政策啟示

2015年，我國監管部門不再對單一QFII的投資額度設置上限；2020 年，我國進一步推動資本市場的高質量開放，取消了QFII 的投資額度限制，QFII在A 股市場的地位和權重日益提高。而進入21 世紀以來，中國股票市場波動增加，特別是極端尾部系統風險的暴跌時有發生。關注危機沖擊下QFII 持股和公司股價左尾系統風險之間的關系，深入探討一般情況下和市場危機沖擊背景下QFII 持股的不同影響，有助于企業和監管部門增強預防和應對重大危機事件的能力，豐富機構投資者研究的相關文獻。本文以2009—2020年A股上市公司為樣本，利用2015年我國股市大幅波動作為危機沖擊，實證檢驗了一般情況下和危機沖擊期間QFII 持股對股價左尾系統風險的影響，同時檢驗了2020年新冠疫情背景下QFII 持股對左尾系統風險的影響。實證結果表明：一般情況下，QFII 持股顯著降低了股價的左尾系統風險；但在危機期間，QFII 持股不但無助于降低左尾系統風險，甚至加劇了左尾系統風險。在地緣政治風險較高時期，QFII 持股對左尾系統風險的抑制作用會減弱；在貿易政策不確定性較大時期，QFII 持股無助于降低左尾系統風險。機制研究表明，企業股價信息效率越高、股票的流動性越大，QFII持股對于左尾系統風險的抑制作用越明顯。

基于以上結論，本文得出如下政策啟示：第一，QFII 持股在一般情況下能夠達到穩定股市的作用，因此，進一步擴大對外開放有助于提高股市的穩定性。監管部門應有計劃、有針對性地進一步完善境外機構投資者準入的條件和限制，完善QFII制度設計，加深我國與世界資本市場的聯系，推進高水平開放，創造一個更加有效良好的金融投資環境。第二，QFII 持股在危機沖擊期間不能明顯減輕股價的左尾系統風險，因此，監管部門須時刻關注經濟環境和市場條件的變化，在危機沖擊之前做好預防，在受到危機沖擊時及時進行相應政策的調節和處理，充分利用非外資機構和適當的政策干預，提升公司股票的信息含量和市場流動性，從而在危機時期及時遏制股市持續下跌引發更為嚴重的系統性金融風險的可能性。第三，針對地緣政治風險和貿易政策不確定性對QFII持股和股票市場系統性風險的影響，要時刻關注外部經濟環境的變化，充分發揮不同機構投資者主體穩定市場的積極作用；進一步完善監管體制，優化對境外投資者的監管，加強跨境監管協作，促進互聯互通機制的高水平良性發展。

注 釋

①中國證券監督管理委員會基金監管部在關于引入QFII投資者的報告中指出，引入實施QFII制度意義在于“改善上市公司的公司治理、培育中國機構投資者、引導市場價值投資理念，促進我國資本市場的穩定健康發展”等。

②地緣政治風險指數的數據來源于www.matteoiacoviello.com/gpr.htm。

③中國經濟政策不確定性指數的數據來源于economicpolicyuncertaintyinchina.weebly.com。