基金持股波動性與公司信息披露質(zhì)量的關(guān)聯(lián)性
——來自深市上市公司2005～2013年的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

李忠海 李道遠(yuǎn)

(1.南京大學(xué)商學(xué)院，江蘇 南京 210093；2.中信證券股份有限公司，廣東 深圳 518031 )

引言

2013年，我國證券市場機(jī)構(gòu)持股市值高達(dá)13.8萬億，占A股流通股總市值的68%。機(jī)構(gòu)投資者現(xiàn)已全面超過個人投資者，成為我國資本市場規(guī)模最大的投資群體。他們充分發(fā)揮資產(chǎn)規(guī)模、信息挖掘和主動監(jiān)督等優(yōu)勢，借助“用腳投票”的價格壓力，或者“用手投票”的表決權(quán)優(yōu)勢，推動其持股公司信息披露質(zhì)量的改善。在考察機(jī)構(gòu)投資者或證券投資基金(以下簡稱“基金”)的持股行為時，國內(nèi)學(xué)者通常選用其合計(jì)持股比例為代理變量。這難免會忽略不同公司間機(jī)構(gòu)投資者持股集中程度的差異，以及機(jī)構(gòu)合計(jì)持股比例季度波動和年度波動對其持股公司信息披露質(zhì)量的影響。如2006年末粵電力A和2008年末金嶺礦業(yè)中基金合計(jì)持有流通股比例均為13%，但前者中沒有一家持股基金進(jìn)入前十大流通股東，而后者中持股基金位列流通股東前兩位。另如，2008年第一季度張?jiān)中基金合計(jì)持股25%，第二季度基金持股增至77%，第三季基金持股減至29%，第四季度基金再度增持至78%。

鑒于此，本文引入基金持股集中度和基金持股(季度或年度)比例波動表征其持股行為，探討證券投資基金對其持股公司信息披露質(zhì)量的治理作用。

理論分析與研究假設(shè)

葉建芳等(2009)[12]基于2004～2006年間深市A股的信息披露數(shù)據(jù)，以年末機(jī)構(gòu)投資者持股比例衡量其年度持股行為，證實(shí)機(jī)構(gòu)投資者有助于改善其持股公司的信息披露質(zhì)量。梅潔和嚴(yán)華麟(2012)[9]以2004～2010年間深市A股為研究對象，用基金季度平均持股比例代理其年度持股行為，也證實(shí)基金有助于改善其持股公司的信息披露質(zhì)量。梅潔和杜亞斌(2012)[10]以占機(jī)構(gòu)持股總量90%以上的基金和一般法人作為研究對象，發(fā)現(xiàn)基金持股有助于改善其持股公司的信息披露質(zhì)量，而一般法人并不存在類似的作用。這主要源于兩個方面：一是機(jī)構(gòu)投資者出于其受托責(zé)任和持股資金規(guī)模，會積極尋找披露前信息，促使公司披露更多的信息(El-Gazzar，1998)[3]；二是知情的機(jī)構(gòu)投資者選擇退出威脅的方式參與公司外部治理，并將相關(guān)信息迅速反映到股票價格之中，從而增加股票價格波動，提高信息透明度(Chen et al.,2009)[2]。

Maug(1998)[5]發(fā)現(xiàn)，機(jī)構(gòu)投資者發(fā)揮監(jiān)督職能、影響公司信息披露質(zhì)量的能力，在一定程度上取決于其所持的流通股比重。Shleifer和Vishny(1986)[8]研究表明，頗具規(guī)模的持股比例可以攤薄信息獲取和解析的單位成本，同時保證監(jiān)督的收益可觀。McKinnon和Dalimunthe(1993)[6]從機(jī)構(gòu)投資者“用手投票”的作用機(jī)制出發(fā)，證實(shí)了機(jī)構(gòu)投資者較為集中的持股將有助于減少其監(jiān)督成本、提高監(jiān)督效果，促進(jìn)公司提升其信息披露水平。借助規(guī)模優(yōu)勢和專業(yè)能力，機(jī)構(gòu)投資者還可以通過各種途徑促進(jìn)上市公司提高信息披露質(zhì)量，促使管理層為避免公司價值被市場低估而向市場提供更多信息(Brennan,1999; Kasznik & Aboody,2000; Noe,1999)[2][4][7]。

據(jù)此，我們提出如下假說：

H1a：對于基金持股相對分散的公司，基金難以影響其持股公司信息披露質(zhì)量。

H1b：對于基金持股相對集中的公司，公司信息披露質(zhì)量隨基金持股比例提高而改善。

隨著我國基金行業(yè)準(zhǔn)入門檻的降低和資金規(guī)模的擴(kuò)大，激烈的業(yè)績壓力激發(fā)了基金行業(yè)內(nèi)部的“錦標(biāo)賽”競爭，迫使基金主動持有信息披露質(zhì)量較為優(yōu)良的公司。但因“雙十”規(guī)則的限制及分散風(fēng)險的需要，基金難以獲得“用手投票”的權(quán)力，更多地通過對該公司股票的買進(jìn)、賣出及持有，表達(dá)其對公司重大決策信息披露情況的態(tài)度，從而對上市公司的股票價格產(chǎn)生影響。因而，持股比例越是相對集中，基金持股行為越可能影響其持股公司的股票價格，越能促使其持股公司提升信息透明度。由此，提出假說2。

H2a：對于基金持股相對分散的公司，基金合計(jì)持股比例波動難以影響其持股公司信息披露質(zhì)量。

H2b：對于基金持股相對集中的公司，公司信息披露質(zhì)量隨基金合計(jì)持股波動比例降低而改善。

研究設(shè)計(jì)

一、變量選擇

1.被解釋變量

為衡量上市公司信息披露質(zhì)量，本文選擇深圳證券交易所公布的信息披露考核評級結(jié)果作為被解釋變量。鑒于該數(shù)據(jù)的可得性、公開性和獨(dú)立性，該指標(biāo)得到較為廣泛的應(yīng)用。

2.解釋變量

(1)基金集中持股比例。為研究持股基金對上市公司信息披露質(zhì)量的作用機(jī)制，本文采用前十大流通股東中基金的持股比例之和衡量基金持股集中程度，稱之為基金集中持股比例。基金集中持股比例越高，表明該公司的持股基金越集中；反之，則可能比較分散。

(2)基金合計(jì)持股比例。由于季度或年度基金持股比例是時點(diǎn)值，不能全面反映該年基金持股的整體情況。故本文采用上市公司季報中公布的季度基金持股比例，以全年四個季度基金持股比例的均值來衡量基金年度持股狀態(tài)，稱之為基金合計(jì)持股比例。該指標(biāo)數(shù)值越大，反映基金在該年度平均持有該公司股份的比例越高。梅潔與嚴(yán)華麟(2012)[9]及梅潔與杜亞斌(2012)[10]曾選擇該指標(biāo)衡量基金持股狀況。

(3)基金合計(jì)持股比例波動。為考察年度內(nèi)的基金持股波動，本文采用季度間基金合計(jì)持股比例變化的絕對值之和表示基金持股季度波動，即基金持股季度波動=∑|第i季度末基金持股比例-第i季度初基金持股比例|(i=1,2,3,4)。該比例越低，表明基金持股越穩(wěn)定。采用跨年間基金合計(jì)持股比例變化的比率衡量基金持股年度波動，即基金持股年度波動比率=|本年度基金持股比例-上年度基金持股比例|/上年度的基金持股比例。該比率越低，表明基金持股越穩(wěn)定。

3.控制變量

(1)實(shí)際控制人持股比例。公司股權(quán)結(jié)構(gòu)越分散，股東對管理者的監(jiān)管越弱，從而降低自愿性信息披露質(zhì)量。故本文用實(shí)際控制人所擁有的控制權(quán)比例來衡量公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)。

(2)董事會治理。已有研究表明，獨(dú)立董事數(shù)量越多越有利于公司更充分地披露信息。因此，本文選擇獨(dú)立董事數(shù)量及董事長和總經(jīng)理是否兩職合一作為反映公司外部治理水平的解釋變量。

(3)其他反映公司基本特征的控制變量。借鑒國內(nèi)外已有文獻(xiàn)，本文選擇了公司績效、公司規(guī)模、財務(wù)杠桿、市場風(fēng)險、成長性、流通股占總股本的比例及實(shí)際控制人類型、所屬地區(qū)、所屬行業(yè)、所屬年份等虛擬變量，以便盡可能控制其它因素的影響。所有變量定義如表1所示。

二、回歸模型設(shè)定

為探討基金集中持股如何影響其持股公司的信息披露質(zhì)量，以及基金合計(jì)持股比例波動對其持股公司信息披露質(zhì)量的影響，我們建立包含個體固定效應(yīng)與時間效應(yīng)的面板數(shù)據(jù)模型，緩解因遺漏部分不可觀測變量而帶來的內(nèi)生性問題。

1.公司信息披露質(zhì)量與基金合計(jì)持股比例

為考察公司信息披露質(zhì)量和基金合計(jì)持股比例之間可能存在的聯(lián)立性問題，本文建立如下聯(lián)立方程模型：

表1 變量名稱與定義

其中，Q為其他解釋變量的列向量，α為Q中其他解釋變量系數(shù)的列向量，αi為個體固定效應(yīng)，λi為時間固定效應(yīng)，uit為其他不可觀測的擾動項(xiàng)，hi為個體固定效應(yīng)，γt為時間固定效應(yīng)，vit為其他不可觀測的擾動項(xiàng)；下同。

2.公司信息披露質(zhì)量與基金持股波動

為考察基金持股波動與公司信息披露質(zhì)量之間可能存在的內(nèi)生性問題，本文建立如下面板數(shù)據(jù)模型的聯(lián)立方程組：

其中，為檢驗(yàn)基金持股行為波動對其持股公司信息披露質(zhì)量的影響，上述方程組中的FundX分別取基金持股季度波動(SFVar)和基金持股年度波動(LFVar)；其它變量如方程組(1)所述。利用信息披露質(zhì)量與基金持股合計(jì)和基金持股波動率之間的聯(lián)立方程組，本文初步選擇換手率和上期基金持股比例作為基金合計(jì)持股比例或基金持股波動率的潛在工具變量。這主要是因?yàn)椋环矫嫔掀诨鸪止杀壤@然會直接影響到基金當(dāng)期持股規(guī)模，但與當(dāng)期信息披露質(zhì)量的相關(guān)關(guān)系則并不直接，因而普遍被作為備選工具變量；另一方面，換手率作為衡量市場交易狀態(tài)的重要指標(biāo)，通常與信息披露質(zhì)量無關(guān)，卻可能影響基金持股行為(王立文，2011)[11]。

3.樣本公司分組

統(tǒng)計(jì)顯示，基金集中持股比例中位數(shù)約為1%。為便于比較，本文按照基金集中持股比例中位數(shù)將樣本公司分為兩組，即：一組為基金集中持股比例達(dá)到1%及以上的公司，即基金持股相對集中組；另一組為基金集中持股比例小于1%的公司，即基金持股相對分散組。

三、數(shù)據(jù)來源與樣本篩選

本文選取2005～2013年深市主板市場和中小企業(yè)板上市公司為樣本，在按年度獲得7980個待選的觀測樣本基礎(chǔ)上，按如下方式進(jìn)行樣本篩選：依次剔除隸屬金融和保險業(yè)(證監(jiān)會行業(yè)分類)的樣本，剔除當(dāng)年被ST和*ST的樣本，剔除含有H股或B股的樣本，剔除凈資產(chǎn)為負(fù)的公司及其他相關(guān)數(shù)據(jù)不全的樣本。經(jīng)過上述篩選程序，本文獲得9年間7530個樣本的非平衡面板數(shù)據(jù)。除公司實(shí)際控制人類型來源于色諾芬(CCER)數(shù)據(jù)庫外，本文其他所有樣本信息均來自Wind金融資訊數(shù)據(jù)庫。

實(shí)證結(jié)果與分析

一、信息披露質(zhì)量與基金合計(jì)持股

根據(jù)本文的計(jì)量模型及所選樣本，對假說H1a和H1b進(jìn)行回歸，結(jié)果見表2。Ⅰ和Ⅱ分別為Probit模型和面板數(shù)據(jù)模型對總體樣本的回歸結(jié)果，Ⅲ和Ⅳ分別為Probit模型和面板數(shù)據(jù)模型在基金持股相對分散組的回歸結(jié)果，Ⅴ和Ⅵ為Probit模型和面板數(shù)據(jù)模型在基金持股相對集中組的回歸結(jié)果，Ⅶ為基金持股相對集中組的工具變量法的回歸結(jié)果。其中，面板數(shù)據(jù)回歸采用總體平均數(shù)(Population-averaged)模型，聯(lián)立方程估計(jì)采用兩階段最小二乘法(2SLS)。

回歸結(jié)果Ⅰ顯示，在控制其他解釋變量不變的情況下，基金合計(jì)持股比例(Fund)的回歸系數(shù)為0.011，且在1%的水平上顯著；該結(jié)果即使在面板數(shù)據(jù)下基本維持不變(參見回歸結(jié)果Ⅱ)。這表明，控制了僅隨時間變化和僅隨個體變化的遺漏變量之后，在其它解釋變量不變的情況下，對基金持股為中等水平的公司而言，其基金持股比例的提升有利于促使公司改善信息披露質(zhì)量，基金持股每增加十個百分點(diǎn)所帶來的披露質(zhì)量提升的概率約為0.3%(參見表2回歸結(jié)果Ⅰ和Ⅱ的最后一行)。為更細(xì)致地探索信息披露質(zhì)量與基金持股比例之間的關(guān)系，本文利用基金持股相對分散組和基金持股相對集中組，分別對計(jì)量模型1進(jìn)行估計(jì)，得到回歸結(jié)果Ⅲ至Ⅵ。回歸結(jié)果Ⅲ顯示，對于基金持股較為分散的樣本公司而言，在控制其他解釋變量不變的情況下，基金合計(jì)持股比例的回歸系數(shù)變大。這一結(jié)果雖在5%的水平上顯著，但在控制了僅隨時間變化和僅隨個體變化的遺漏變量后，該結(jié)果在10%水平上并不顯著(參見回歸結(jié)果Ⅳ)。由此推斷，若樣本公司的持股基金比較分散，將可能難以發(fā)揮應(yīng)有的監(jiān)督作用及改善公司信息披露質(zhì)量，從而證實(shí)了假說H1a。與之不同的是，回歸結(jié)果Ⅴ顯示，對于基金持股相對集中的樣本公司而言，在控制其他解釋變量不變的情況下，基金合計(jì)持股比例的回歸系數(shù)為0.009，且在5%水平上顯著，該結(jié)果得到了面板數(shù)據(jù)的支持(參見回歸結(jié)果Ⅵ)。因而，若基金持股比較集中，將有利于其履行監(jiān)督職能、改善其持股公司信息披露質(zhì)量，由此證實(shí)了假說H1b。

表2 基金合計(jì)持股計(jì)量模型的實(shí)證結(jié)果

表3 基金持股波動計(jì)量模型的實(shí)證結(jié)果

為克服基金持股比例和公司信息披露質(zhì)量之間的因果性，本文構(gòu)建基金持股比例和公司信息披露質(zhì)量之間的聯(lián)立方程計(jì)量模型，采用兩階段最小二乘法對其進(jìn)行估計(jì)，得到回歸結(jié)果Ⅶ。該結(jié)果顯示，在基金持股相對集中時，內(nèi)生性檢驗(yàn)的P值為0.011。這表明，在1%的顯著水平上，應(yīng)強(qiáng)烈拒絕所有解釋變量外生的原假設(shè)；而在基金持股相對分散時，其相應(yīng)的內(nèi)生性檢驗(yàn)則不顯著。同時，弱工具變量檢驗(yàn)和過度識別檢驗(yàn)也證實(shí)了工具變量的有效性。因而，在控制基金持股比例和公司信息披露質(zhì)量的內(nèi)生性之后，基金仍有助于改善其持股公司信息披露質(zhì)量，從而進(jìn)一步證實(shí)了假說H1b。

二、信息披露質(zhì)量與基金持股比例波動

接下來，本文對假說H2a和H2b進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，其結(jié)果見表3。Ⅰ至Ⅲ為以基金合計(jì)持股比例季度波動衡量持股行為的面板數(shù)據(jù)模型回歸結(jié)果，它們所對應(yīng)的樣本依次為全體樣本公司、基金持股相對分散組和基金持股相對集中組；Ⅴ至Ⅶ為以基金持股年度波動衡量持股行為的面板數(shù)據(jù)模型回歸結(jié)果，其所對應(yīng)樣本依次為全體樣本公司、基金持股相對分散組和基金持股相對集中組。基于基金持股相對集中組，Ⅳ和Ⅷ則為分別為基金持股季度波動和年度波動與公司信息披露質(zhì)量之間聯(lián)立方程的工具變量法(2SLS)的回歸結(jié)果。

回歸結(jié)果Ⅰ顯示，控制了僅隨時間變化和僅隨個體變化的遺漏變量之后，在其他解釋變量不變的情況下，基金持股季度波動(SFVar)的回歸系數(shù)為-0.004，在10%的水平上并不顯著。若將樣本公司分為基金持股相對分散和基金持股相對集中，這一結(jié)果將有所改變。回歸結(jié)果Ⅱ顯示，控制了僅隨時間變化和僅隨個體變化的遺漏變量之后，在其他解釋變量不變的情況下，基金合計(jì)持股比例季度波動的回歸系數(shù)為-0.003，在10%的水平上不顯著。因而，對于基金持股相對分散的樣本公司，持股基金的季度波動難以顯著影響公司的信息披露質(zhì)量，支持了假說H2a。而回歸結(jié)果Ⅲ顯示，控制了僅隨時間變化和僅隨個體變化的遺漏變量之后，在其他解釋變量不變的情況下，對于基金持股波動為中等水平的公司而言，基金持股季度波動每減少十個百分點(diǎn)，信息披露質(zhì)量改善的概率將隨之提高0.6%，且該結(jié)果在5%的水平上顯著。因而，對于基金持股相對集中的樣本公司，持股基金的買賣行為顯著影響了其持股公司的信息披露質(zhì)量，從而支持了假說H2b。若以基金持股年度波動(LFVar)作為衡量基金持股行為的代理指標(biāo)，我們也可以得到類似的結(jié)論，具體參見回歸結(jié)果Ⅳ、Ⅴ和Ⅵ。本文還對聯(lián)立方程組進(jìn)行估計(jì)，得到回歸結(jié)果Ⅳ和Ⅷ。這些結(jié)果表明，在基金持股相對集中時，對應(yīng)于基金持股季度波動和年度波動的內(nèi)生性檢驗(yàn)(DWH)的P值分別為0.002和0，表明在1%的水平上，應(yīng)強(qiáng)烈拒絕所有解釋變量外生的原假設(shè)；而在基金持股相對分散時，這一內(nèi)生性檢驗(yàn)則不顯著。這表明，只有在基金持股相對集中時，信息披露質(zhì)量與基金持股波動之間才存在聯(lián)立性。同時，弱工具變量檢驗(yàn)和過度識別檢驗(yàn)也證實(shí)了工具變量的有效性。即便是控制了基金持股波動和公司信息披露質(zhì)量的內(nèi)生性，基金穩(wěn)定持股仍然有助于改善其持股公司信息披露質(zhì)量，故進(jìn)一步證實(shí)了假說H2b。反而，持股基金將難以發(fā)揮相應(yīng)的作用，也證實(shí)了假說H2a。

三、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)公司信息披露質(zhì)量與基金持股之間實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文借助兩種方法進(jìn)行檢驗(yàn)：一是極值處理，即剔除樣本中持股比例最低的5%和最高5%的樣本值；二是篩選出479家公司9年間的平衡面板數(shù)據(jù)。結(jié)果表明，除回歸系數(shù)的值略有改變外，其統(tǒng)計(jì)性質(zhì)、符號均保持不變，由此支持了本文實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性及可靠性(限于篇幅，本文未報告該部分結(jié)果)。

結(jié)論

本文從信息披露質(zhì)量改善的視角探討了基金參與公司外部治理的微觀行為，并利用深市主板和中小企業(yè)板市場2005～2013年的公司觀測樣本進(jìn)行實(shí)證研究，結(jié)果顯示：一方面，與分散持股相比，基金的集中持股有助于改善其持股公司信息披露質(zhì)量；另一方面，在基金持股相對集中的觀測樣本中，基金持股越穩(wěn)定越有助于強(qiáng)化基金對其持股公司信息披露質(zhì)量的改善。故而，為進(jìn)一步發(fā)揮機(jī)構(gòu)投資者的監(jiān)督作用、改善上市公司治理水平，我們有必要在今后政策中注重引導(dǎo)基金的相對集中持股行為及其持股行為的相對穩(wěn)定性。與其它研究相比，本文從基金持股集中程度和持股持續(xù)性兩個視角，更為深入地探討了基金持股行為及其對持股公司的治理效果，從而豐富了相關(guān)基金持股行為的實(shí)證研究。