異質性機構投資者持股與股價崩盤風險

(河海大學商學院，江蘇南京211100)

一、引言

近幾年，我國股票市場上個股股價暴漲暴跌的現象十分突出。2018年，超過360家上市公司股價下跌50%以上，其中，*ST保千、*ST富控、神霧環保、金亞科技、樂視網、*ST華信、奧瑞德、堅瑞沃能等多只股票年度內跌幅超過80%。以樂視網為例，在2018年1月開盤之后的短短兩周內，該公司股價跌停十多次。股價崩盤的發生，無論是對于相關公司的股票投資者還是整個資本市場都會造成不可逆的嚴重損傷。對于股票投資者而言，股價崩盤的發生會使得他們的財富大幅縮水，從而嚴重影響其投資積極性；而對于資本市場而言，股價崩盤的發生會影響投資者信心、造成市場的不穩定，從而影響資本市場的健康發展。機構投資者是重要的市場中介。與個體投資者相比，機構投資者具有較豐富的專業知識，并可以通過實地調研等手段來獲取公司相關信息，并且，由于機構投資者持股要高于個人，因而也更有動力介入公司治理，因此，在西方，尤其是美國，機構投資者成為上市公司治理的重要力量。在我國，機構投資者的起步雖然較晚，但發展迅速。據統計，截至2018年9月，我國機構投資者持股市值占總市值的比例已超過50%。實踐表明，如果能夠提供有效的約束和激勵，機構投資者對于避免中小投資者的搭便車問題、加強對管理層的監督，從而緩解代理成本具有重要意義。然而，在現實中，并非在所有情況下，機構投資者都發揮了積極的治理作用。尤其對于股價崩盤而言，有時候機構投資者的行為會加劇公司的股價快速下跌。如2018年3月，我國最大的工業制冷設備生產企業——大冷股份(000530)的股價突然連續數日大幅下滑，然而該公司并無重大利空消息爆出，事后調查發現，該公司部分機構投資者突然撤退是導致公司股價大幅下跌的重要原因。那么，機構投資者與股價崩盤風險究竟是何種關系？從現有文獻來看，對于機構投資者持股與股價崩盤風險之間的關系，現有文獻結論并不一致[1-3]。實際上，資本市場中的機構投資者并非完全同質的，其持股動機與交易特征、持股比例、持股期限、獨立性等均存在較大差異，這些特征決定了機構投資者的行為存在較大差異，而除了史永和李思昊(2018)[4]等少數文獻外，現有文獻較少從機構投資者的異質性出發，考察異質性投資者持股對公司股價崩盤風險的影響，此外，現有文獻往往從線性單調關系的角度來考察機構投資者持股對公司股價崩盤風險的影響，而忽視了機構投資者的行為可能會隨著其持股比例的變化而發生非線性變化。那么，異質性機構投資者持股對公司股價崩盤風險的作用是否存在差異？機構投資者持股與股價崩盤風險之間是否存在非線性關系？這是本文試圖探討的問題。

本文利用我國A股非金融類上市公司2009—2017年數據，考察獨立性不同的機構投資者持股對股價崩盤風險的影響。結果發現，獨立機構投資者持股與股價崩盤風險之間呈顯著正向關系，而非獨立機構投資者持股與股價崩盤風險之間呈倒U型關系。

本文可能的理論貢獻在于：第一，將機構投資者與公司股價崩盤風險聯系起來，并從機構投資者異質性的角度研究了獨立和非獨立機構投資者持股與公司股價崩盤風險之間的關系，從而進一步豐富了異質性機構投資者行為的文獻，也豐富了公司股價崩盤風險影響因素的文獻；第二，研究并發現了非獨立機構投資者持股與股價崩盤風險之間的倒U型關系，并發現，總的機構投資者持股比例與股價崩盤風險之間的倒U型關系主要是由非獨立機構投資者所導致，這一發現一定程度上有助于厘清以往相關文獻結論不一致的原因，即以往研究可能忽略了機構投資者的異質性以及機構投資者持股作用的非線性特征；第三，從股價崩盤的角度提供了獨立機構投資者行為可能具有一定的負面性的經驗證據。

本文可能的創新之處包括：(1)在理論上，認為獨立機構投資者持股與非獨立機構投資者持股的異質性導致其與公司股價崩盤風險之間的關系存在差異，并認為，盡管獨立機構投資者可能在某些方面具有積極作用，但就股價崩盤風險而言，由于其僅關注于資本增值且持股較少，非但不會抑制管理層隱瞞不利信息的行為從而抑制股價崩盤風險，反而可能加劇股價崩盤風險，而非獨立機構投資者持股與公司股價崩盤風險的關系則會呈現倒U型關系，即當非獨立機構投資者持股較高時，隨著其持股比例的增加，其反而會抑制管理層的隱瞞不利信息行為從而降低公司股價崩盤風險。因此，盡管許多文獻認為，獨立機構投資者在公司治理中具有積極作用，而非獨立機構投資者往往會對管理層妥協因而難以發揮監督作用(張濟建等，2017[5]；范海峰，2018[6]；夏寧和楊碩，2018[7])，但就公司股價崩盤風險而言，持股比例較高的非獨立機構投資者反而可能發揮更積極的作用。此外，關于機構投資者的有效監督假說、利益沖突和合作共贏假說并非完全沖突、相互獨立的，而是可以置于統一框架下，機構投資者行為究竟符合哪一種假說，取決于機構投資者持股比例等特征。(2)在實證研究方法和結論上，根據機構投資者與上市公司是否存在商業聯系將其分為獨立機構投資者和非獨立機構投資者，進而分別考察這兩類機構投資者持股與股價崩盤風險的影響，并發現，獨立機構投資者持股比例與股價崩盤風險之間呈單調遞增關系，而非獨立機構投資者持股與股價崩盤風險之間則呈倒U型關系。

本文的研究也具有一定的實踐意義。具體而言，本文關于獨立和非獨立機構投資者持股與公司股價崩盤風險之間關系的研究，有助于監管部門針對不同類型的機構投資者出臺相應指引，以引導其積極參與公司治理，維持資本市場的穩定。

二、文獻綜述

Jin和Myers(2006)[8]認為，管理層對于企業不良會計信息的隱藏是造成股價崩盤風險的根本原因。管理層為了自身私利，有動機隱瞞不利信息。然而，管理層并不能無限制地隱瞞不利信息，當公司不利信息積累到一定程度、管理層無法繼續隱瞞時，將會導致公司股價在短期內發生急劇下跌。Hutton(2009)[9]發現，上市公司信息不透明度與股價崩盤風險正相關。Kim和Zhang(2014)[10]、潘越等(2011)[11]、施先旺等(2014)[12]也從不同角度提供了財務報告質量與股價崩盤風險之間的關系。此外，較高的會計穩健性[13-14]、良好的內部控制信息披露[15]、可以降低公司透明度的避稅行為的減少[16]等都對股價崩盤風險具有抑制作用。這些文獻從不同角度支持了信息隱藏假說。既然管理層隱瞞不利信息是導致股價崩盤風險的重要原因，那么，能夠抑制管理層隱瞞不利信息行為的治理機制就能夠抑制股價崩盤的發生?，F有文獻發現，行業專長審計師[17]、媒體監督[18]、投資者保護政策[19]等治理機制均可以對股價崩盤風險起到抑制作用。

作為重要的市場中介，機構投資者對股價崩盤風險的影響引起了學者們的關注，但現有文獻并未發現一致的結論。一些文獻發現，機構投資者持股可以對股價崩盤風險起到顯著的抑制作用[2-3]，但一些文獻卻發現了完全相反的結論，如陳國進等(2010)[20]發現，機構投資者持股會助推股價的暴漲暴跌，曹豐等(2015)[1]、代昀昊等(2015)[21]、何喬等(2017)[22]發現，機構投資者持股比例越高，公司股價崩盤的可能性越大。而劉秋平等(2015)[23]則發現，整體機構投資者持股與股價崩盤風險間存在倒“U”型非線性關系。不過，這些文獻均只考慮了整體機構投資者持股對股價崩盤風險的影響，而沒有考慮到不同類型的機構投資者對股價崩盤的影響可能存在差異。

少數文獻注意到機構投資者異質性，進而從持股動機、交易特征等角度將機構投資者分為不同類型，研究異質性機構投資者持股對股價崩盤風險的影響。如An和Zhang(2013)[24]按照持股的穩定性將機構投資者劃分為穩定型機構投資者和交易型機構投資者，并發現這兩種機構投資者對股價崩盤風險具有不同影響：穩定型機構投資者持股比例越高，股價崩盤風險越低，而交易型機構投資者持股卻會產生相反的效果。史永和李思昊(2018)[4]則發現，穩定型機構投資者對由關聯交易導致的股價崩盤風險存在抑制作用。

還有一些文獻研究了機構投資者之間的相互影響會對股價崩盤風險的影響。如許年行等(2013)[25]發現，機構投資者之間的“羊群行為”會提高股價崩盤風險?？讝|民和王江元(2016)[26]則發現，機構投資者之間的信息競爭會加大股價崩盤風險。郭曉冬等(2018)[27]發現，網絡中心性最強的機構投資者的網絡中心性對上市公司的股價崩盤風險會起到加劇作用，而其他機構投資者的網絡中心性則對股價崩盤風險起抑制作用。吳曉暉等(2019)[28]發現，機構投資者“抱團”的持股比例越大，上市公司的股價崩盤風險越大。

對現有文獻梳理后可以發現，盡管已有不少文獻研究了機構投資者持股與公司股價崩盤之間的關系，但現有文獻存在如下不足：第一，除了An和Zhang(2013)[24]、楊棉之和張園園(2016)[14]、史永和李思昊(2018)[4]等少數文獻外，已有文獻往往將機構投資者視為同質的，考察機構投資者持股整體對股價崩盤風險的影響，而沒有進一步考察不同類型的機構投資者持股對股價崩盤風險的不同影響。第二，除了劉秋平等(2015)[23]發現整體機構投資者持股與股價崩盤風險間存在的非線性關系外，現有文獻往往從單調線性關系角度來理解機構投資者持股與股價崩盤之間的關系，而忽視如下可能：隨著持股比例的變化，機構投資者的行為亦可能發生方向性變化，因此，機構投資者持股與股價崩盤風險兩者之間可能存在非線性關系。第三，已有文獻的結論很不一致，而導致這一現象的原因可能與機構投資者的異質性、不同研究樣本期內機構投資者持股比例的分布區間不同等有關。第四，盡管已有一些文獻發現，獨立性不同的機構投資者對公司資產的現金流回報[29]、股價延遲度[30]、會計穩健性[31]、企業績效[32]、內部控制缺陷[33]等具有不同影響，但較少有文獻將機構投資者的獨立性與公司股價崩盤風險聯系起來，研究獨立性不同的機構投資者持股與公司股價崩盤之間的關系是否存在顯著差異。

基于以上考慮，本文在考慮機構投資者持股與公司股價崩盤風險之間可能存在非線性關系的基礎上，按照獨立性將機構投資者劃分為獨立機構投資者和非獨立機構投資者，進而研究這兩類機構投資者持股對股價崩盤風險的不同影響。這一研究可以在An和Zhang(2013)[24]等文獻的基礎上進一步提供異質性機構投資者持股與股價崩盤風險的關系的經驗證據，從而進一步豐富異質性機構投資者行為差異的文獻，并有助于協調現有機構投資者持股與股價崩盤風險之間關系的研究，避免僅從線性關系的角度理解機構投資者持股對股價崩盤風險的影響。

三、理論分析與研究假說

根據Jin和Myers(2006)[8]的“信息隱藏假說”，當管理層與所有者利益不一致時，由于所有者難以掌握公司的全部真實經營狀況，管理層往往會盡可能地利用自身信息掌控優勢最大化自己的利益。為了確保自身利益(譬如加薪晉升、不被解雇等)，管理層會選擇隱瞞或者推遲披露企業不良的會計信息，夸大企業的經營業績。而公司對于虛假信息的承擔能力有限，一旦管理層遮掩的不良信息數量達到一個臨界容忍值，不良會計信息被突然集中性地釋放，便會導致股價大幅下跌，造成股價崩盤。

從理論上說，作為積極的投資者，機構投資者持股將會抑制股價崩盤風險。首先，相比于個人投資，機構投資者一般由具有較高水平專業知識以及擁有豐富經驗的專業人士所組成，他們可以運用專業知識和經驗對公司財務報表、行業信息等進行分析，從而能夠更全面、準確地對上市公司整體狀況進行解讀，他們還會運用實地調研等手段來獲取公司內部信息。因此，機構投資者比個人投資者具有更高的信息搜集優勢，對管理層的監督能力也更強。其次，在股權分散情況下，會產生股東監督的“搭便車”問題，持股較少的小股東不愿意自己承擔成本來對管理層實施監督卻只能獲取少數監督利益。因此，由于高昂的監督成本，個人小股東無法對管理層進行有效監督。機構投資者持股比例遠高于個人投資者，其監督管理層的收益/成本要顯著高于個人投資者，因而更有動力對管理層加以監督。此外，在上市公司經營狀況惡劣時，持股較多的機構投資者更難在短期內快速拋售手中的股票，持股風險更大，這也使得其更有動力積極地對管理層行為進行監督。因此，作為積極投資者的機構投資者的存在可以緩解股東監督的搭便車問題[34]。其三，由于機構投資者持有股份較多，因而也更有能力對公司決策產生影響。例如，Gillan和Starks(2000)[35]發現，相比于個人股東提出的提案，機構投資者提出的提案更容易被支持。因此，機構投資者可以在監督管理層隱藏不利信息方面發揮積極作用，從而降低公司的股價崩盤風險。然而，對于機構投資者的作用，除了“有效監督假說”外，還有“利益沖突假說”和“戰略合作假說”?！袄鏇_突假說”是指，某些機構投資者與上市公司間存在除投資關系外的其他利益聯系，來自管理層的壓力會使其被迫支持管理層，從而削弱機構投資者監督管理層的動機；而“戰略合作假說”是指，當管理層和某些機構投資者之間能通過合作達到共贏時，他們之間的合作會降低機構投資者對管理層監督而產生的正效應，從而間接傷害其他機構投資者和外部投資者的利益[36]。根據“利益沖突假說”和“戰略合作假說”，機構投資者持股也可能降低對管理層實施監督的有效性，從而加劇股價崩盤風險。

那么，機構投資者對股價崩盤風險具體起何種作用？實際上，仔細分析可以發現，上述三個假說之間并非不可協調，而是可以放在同一個框架下討論的。不同類型的機構投資者、甚至同一類型的機構投資者持股比例的變化，都可能導致適合不同的假說。相比于個人投資者，機構投資者所具備的動力、專業、信息等優勢有助于其加強對管理層隱瞞不利信息行為的監督，從而提高上市公司信息透明度、降低股價崩盤風險，此時，“有效監督假說”似乎是成立的。然而，“有效監督假說”必須建立在一定的前提上，即持股比例、持股動機等因素使得機構投資者監督管理層的動力較強、監督的收益明顯超過監督成本。在以下情況下，機構投資者有可能放棄其自身優勢，選擇與管理層合謀、幫助上市公司隱藏不良信息，或者放任公司股價的下跌而不是積極對管理層實施監督，從而對上市公司股價崩盤風險起到加劇作用：第一，如果上市公司的股價危機對某類機構投資者影響較小，此類機構投資者便可能如“戰略合作假說”所言，與管理層達成合作聯盟、幫助管理層隱瞞不實信息。第二，如果某類機構投資者與上市公司之間存在除投資關系以外的其他利益聯系，且與管理層合謀對其更為有利，此類機構投資者就可能如“利益沖突假說”所言，被迫支持管理層，幫助其隱瞞不實信息。第三，某些機構投資者持股更側重于短期交易，而非戰略投資，當公司股價存在下跌的潛在可能時，這些機構投資者可能會選擇退出止損而非發揮積極的治理作用。綜上，機構投資者的類型、持股比例分布的區間會影響到其對管理層隱瞞信息行為實施有效監督的成本效益關系的對比，進而影響到機構投資者持股與公司股價崩盤風險之間的關系。

(一)獨立機構投資者持股與股價崩盤風險

就獨立機構投資者而言，由于其與被投資單位間無商業關系或潛在聯系，他們除了關注于自身的投資目標——資本增值之外，不需要考慮其他利害傾向。這似乎意味著他們會更好地監督管理層，抑制股價崩盤風險。然而，獨立機構投資者是否會積極地監督管理層，還取決于其持股比例和交易特征。在我國，從1997年的《證券投資基金管理暫行辦法》頒布開始，機構投資者才進入正式發展階段。此后，《全國社會保障基金投資管理暫行辦法》等一系列政策的出臺，推動了我國機構投資者的快速發展。但總的來說，我國獨立機構投資者整體持股往往較低，且總體還是偏向于短期投資交易[37-38]。例如，根據《上海證券交易所統計年鑒2018卷》，在滬市，專業機構持股市值占比僅為16.13%，其中投資基金持股市值占比僅3.26%。且近年來，投資基金等獨立機構投資者持股還有不斷下降之勢。而相比之下，截至2017年底，美國機構投資者持有股票市值占比高達61.0%，其中共同基金、海外投資者、交易所基金、地方政府養老金及私人養老金機構等獨立機構投資者占比較高。從交易特征來說，相比于非獨立機構投資者，持股較少的獨立機構投資者更容易在危機來臨前及時拋售股票，以擺脫危機，這使得其更不具備參與公司治理的動力，甚至可能在公司股票下跌時進一步推波助瀾。此外，獨立機構投資者的投資期限往往較短，如果參與公司治理，其付出的成本可能會遠大于其短期投資交易所帶來的利益，因而獨立機構投資者極有可能不愿意參與公司治理，不積極對管理層不良行為進行監督，從而無法有效降低上市公司的信息不透明度程度。而如果其有機會與管理層達成合作共贏的交易，比如幫助管理層掩蓋不良會計信息從而通過與管理層的內幕交易在股價崩盤前調整倉位進行獲利[39]，獨立機構投資者甚至會直接選擇助紂為虐，幫助管理層隱瞞不實信息，從而加劇股價崩盤的風險。故提出假說1。

H1其他條件不變，獨立機構投資者持股比例與股價崩盤風險呈正向關系。

(二)非獨立機構投資者與股價崩盤風險

非獨立機構投資者往往與上市公司存在商業聯系。因此，除了資本收益目標之外，他們還要維持與被投資單位的已經存在的商業關系和潛在的商業聯系。而為了實現資本增值目標而對管理層掩蓋不良信息的行為進行監督，往往會損害他們之間的商業聯系。尤其當非獨立機構投資者持股比例較低時，為了監督管理層而放棄商業聯系能夠帶來的利潤，會使得其監督成本變得過高。Almazan等(2005)[40]指出，在機構投資者監督成本較高時，其對管理者的監管效應將減弱。由此可以推斷，在非獨立機構投資者持股比例較低時，迫于管理層的壓力，非獨立機構投資者面對管理層的自利行為時，往往會選擇維持商業聯系這一投資目標，并因此無法對管理層掩蓋不良信息的行為進行有效監督，甚至選擇與管理層合謀、幫助管理層掩蓋不良會計信息，加大上市公司的信息不對稱程度，從而加劇上市公司股價崩盤的風險。

但隨著非獨立機構投資者持股比例的不斷提高，公司股價變化帶來的損益得失對于機構投資者而言將變得日益重要。當非獨立機構投資者持股比例增長到一定程度之后，相比于維持與被投資單位間的商業聯系所帶來的利益，資本增值帶給機構投資者的利益可能會更多。此時，由于監督管理層給機構投資者帶來的收益將足以抵消甚至超過機構投資者所承擔的監督成本，非獨立機構投資者就會愿意放棄對兩者間商業關系的維持，不再受“利益沖突假說”的約束，因而其將有足夠的動機對管理層不良行為進行積極監督乃至糾正，包括利用自身優勢促使管理層提升公司信息透明度、降低股價崩盤風險。故提出假說2。

H2其他條件不變，非獨立機構投資者持股比例與股價崩盤風險呈倒U型關系。

四、研究設計

(一)模型設定與變量定義

1．股價崩盤風險的度量

主流文獻中常用股票負收益偏態系數(Ncskew)和收益上下波動比率(Duvol)來度量公司股價崩盤風險[1，9，18，25，41]。因此，本文也用這兩種方法來衡量股價崩盤風險。其內在邏輯是，上市公司的股票價格體現了所有市場參與者對其掌握的信息的反應。如果上市公司的好消息和壞消息隨機出現且管理層對其進行及時披露，則好消息和壞消息的分布應該是對稱的，上市公司股票回報率的分布應該也是對稱的。然而，在現實環境中，管理層出于某些原因，會選擇隱瞞企業的負面信息。負面信息的累積和集中釋放就會使得上市公司股票回報率的分布并不對稱。上市公司股票回報率的分布越不對稱，意味著該公司負面消息的隱藏量越大，該公司發生股價崩盤的可能性就越高。

2．機構投資者獨立性的界定

借鑒Brickley等(1988)[42]、Chen等(2007)[43]、李青原等(2013)[30]、鄧德強等(2014)[44]、張濟建等(2017)[5]、夏寧和楊碩(2018)[7]等做法，將機構投資者分為獨立機構投資者和非獨立機構投資者兩類。其中，獨立機構投資者是指與被投資單位間沒有商業關系或潛在聯系的機構投資者，包括證券投資基金、合格境外機構投資者(QFII)以及社?；穑环仟毩C構投資者則是除前述三類機構投資者以外的機構投資者，具體包括券商、保險、信托、財務公司、銀行和一般法人機構等，這些機構投資者與上市公司存在既有或潛在的商業關系。本文將分別考察這兩類機構投資者持股對公司股價崩盤風險的影響。為保證機構投資者持股比例衡量的穩定性、防止一年內持股比例大幅變動對研究結果的影響，本文的機構投資者持股比例數據為該年度內四個季度機構投資者持股比例的平均值。

3．控制變量

借鑒曹豐等(2015)[1]、許年行等(2013)[25]，本文控制了公司規模(Sizet)、資產負債率(Levt)、資產收益率(Roat)、市凈率(Mtbt)、個股月平均超額換手率(Dturnt)、公司周收益率標準差(Sigmat)、年度周平均收益率(Rett)、信息不透明度(Absacct)、當年股價崩盤風險指標(Ncskewt)以及年度(Year)和行業(Ind)等因素對股價崩盤風險的影響。

4．模型構建

采用模型(1)檢驗獨立機構投資者持股和非獨立機構投資者持股對股價崩盤風險的影響。

Crashriskt+1=β0+β1Instt+β2Sizet+β3Levt+β4Roat+β5Mtbt+β6Dturnt+β7Sigmat+β8Rett+β9Absacct+β10Ncskewt+Year&Ind+εt

(1)

其中，被解釋變量Crashrisk為用Ncskew和Duvol度量的股價崩盤風險，為了盡可能地緩解反向因果關系問題，本文以下一年度股價崩盤風險，即Ncskewt+1(Duvolt+1)，作為本文的被解釋變量。解釋變量Inst為機構投資者持股比例，包括獨立機構投資者持股比例(Indept)和非機構投資者持股比例(Dept)。為了考察非獨立機構投資者持股與股價崩盤風險之間是否非線性關系，我們同時將非獨立機構投資者持股比例及其平方項作為解釋變量。為了避免模型中同時包含二次項導致的多重共線性問題，本文對非獨立機構投資者持股比例進行了去中心化處理，得到c_Dept，c_Dep2t。

表1 變量定義及說明

(二)樣本選擇與數據來源

考慮到2006年前后我國會計、審計準則存在較大差異，因此本文以2007-2017年A股非金融類上市公司為研究對象。由于控制變量中的信息不透明度指標(Absacct)以及個股月平均超額換手率指標(Dturnt)在衡量時需要在第t年的基礎上滯后一期，而被解釋變量(Ncskewt+1和Duvolt+1)出于緩解逆向因果關系的考慮需要在第t年的基礎上提前一期，因而本文最終是以2009—2017年A股非金融類上市公司進行檢驗。

除機構投資者持股比例數據來自于WIND數據庫外，其他數據均來自于CSMAR數據庫。原始樣本共25 847條記錄，在依次剔除金融行業公司、特有周收益率年度觀測值小于30的公司、缺失股價崩盤風險的相關數據記錄后，最后剩余11 780條記錄用于檢驗。

為避免極端值的影響，分年度對所有連續變量在1%和99%位置進行了縮尾處理。

五、實證結果與分析

(一)描述性統計

表2報告了主要變量的描述性統計結果。從表中可以看出，Ncskewt+1的均值為-0.205，中位數為-0.205；Duvolt+1的均值為-0.120，中位數為-0.153，因此，總體而言，我國資本市場的股價崩盤風險并不高。不過，Ncskewt+1和Duvolt+1標準差分別是1.005和0.850，這說明我國上市公司間的個股股價崩盤風險存在著較大差異。機構投資者持股比例(Totalt)的均值和中位數分別為0.378和0.374，其中，獨立機構投資者持股(Indept)的均值和中位數分別為0.059和0.023，非獨立機構投資者持股(Dept)的均值和中位數分別為0.317和0.305，說明我國上市公司中的機構持股主要體現為非獨立機構投資者持股。這意味著，在我國，機構投資者持股對股價崩盤風險的影響可能會較多地來自于非獨立機構投資者持股。從描述性統計還可以看到，與獨立機構投資者持股相比，非獨立機構投資者持股的差異性更大。

表2 描述性統計

(二)相關性分析

表3報告了主要變量間的相關系數。從表中可以看出，Ncskewt+1和Duvolt+1均與Indept在1%水平顯著正相關，表明在不考慮其他因素的時候，獨立機構投資者持股比例越高，公司股價崩盤風險越大，初步支持了假說1。Ncskewt+1和Duvolt+1與c_Dept在1%水平上顯著正相關(Dep是否去中心化不影響相關分析的結果)，而與c_Dep2t在1%水平上顯著負相關，表明在不考慮其他因素的時候，股價崩盤風險與非獨立性機構投資者持股比例之間呈倒U型關系，初步支持了假說2。不過，機構投資者持股比例及其異質性特征究竟會對股價崩盤風險產生何種影響，還要在控制其他因素的基礎上做進一步檢驗才能得出準確的結論。

表3 相關系數矩陣

變量Ncskewt+1Duvolt+1Indeptc_Deptc_Dep2tSizetLevtSigmatNcskewt+1—0.938***0.090***0.041***-0.049***0.007-0.020*0.015Duvolt+10.926***—0.086***0.057***-0.047***0.026***-0.030***-0.001Indept0.077***0.059***—-0.112***0.017*0.278***-0.138***0.033***c_Dept0.027***0.049***-0.242***—-0.0040.369***0.179***-0.160***c_Dep2t-0.051***-0.042***-0.039***0.306***—0.113***-0.041***-0.020**Sizet-0.0140.0100.103***0.395***0.261***—0.400***-0.239***Levt-0.016*-0.028***-0.122***0.158***-0.0030.338***—0.005Sigmat0.018**0.0010.071***-0.144***-0.051***-0.224***0.006—Roat0.031***0.029***0.357***-0.0040.044***0.077***-0.390***-0.083***Rett0.077***0.070***0.116***-0.050***-0.031***-0.093***0.020**0.397***Mtbt0.077***0.067***0.071***-0.090***-0.059***-0.312***-0.028***0.307***Dturnt-0.033***-0.063***-0.039***0.101***-0.0090.097***0.094***0.293***Absacct0.0130.013-0.080***0.062***0.0130.080***0.097***-0.033***Ncskewt0.036***0.038***0.032***0.014-0.046***-0.0070.006-0.249***Duvolt0.016*0.023**-0.0130.034***-0.033***0.0130.001-0.320***變量RoatRettMtbtDturntAbsacctNcskewtDuvoltNcskewt+10.036***0.067***0.138***-0.023*0.016**0.034***0.018**Duvolt+10.036***0.066***0.123***-0.045***0.0150.031***0.017**Indept0.430***0.060***0.126***-0.016**-0.094***0.023*-0.009c_Dept-0.054***-0.046***-0.153***0.099***0.057***0.030***0.042***c_Dep2t0.071***-0.015*-0.052***-0.035***0.008*-0.035***-0.031***Sizet0.011-0.087***-0.460***0.093***0.037***0.0110.025***Levt-0.411***0.016**-0.155***0.065***0.044***0.003-0.003Sigmat-0.057***0.358***0.419***0.299***-0.041***-0.265***-0.321***Roat—0.121***0.169***-0.060***-0.114***-0.052***-0.073***Rett0.101***—0.207***0.102***-0.052***-0.585***-0.685***Mtbt0.0060.184***—0.116***-0.112***-0.099***-0.149***Dturnt-0.055***0.116***0.080***—0.044***-0.169***-0.185***Absacct-0.061***-0.033***-0.040***0.048***—0.041***0.044***Ncskewt-0.048***-0.567***-0.054***-0.149***0.020**—0.933***Duvolt-0.068***-0.682***-0.098***-0.172***0.028***0.924***—

注：左下方為Pearson相關系數，右上方為Spearman相關系數，*、**、***分別為10%、5%、1%水平顯著。

(三)多元回歸分析

表4報告了多元回歸分析的結果，其中，第1、2列報告了獨立機構投資者持股對公司股價崩盤風險的影響，第3、4列報告了非獨立機構投資者持股比例(去中心化處理后)及其平方項對公司股價崩盤風險的影響，第5、6列報告了機構投資者持股比例(去中心化處理后)及其平方項對公司股價崩盤風險的影響。

從表4第1、2列可以看出，Ncskewt+1和Duvolt+1與Indept在1%的水平上顯著為正，這表明，隨著獨立機構投資者持股比例的提高，公司股價崩盤風險也隨之提高。那么，獨立機構投資者持股與股價崩盤風險之間是否也可能呈非線性關系呢？通過對獨立機構投資者持股比例作去中心化處理后將其與其平方項(c_Indep2t)一并放入模型進行檢驗，結果發現，一次項c_Indept的系數顯著為正，而平方項的系數不顯著(表略)；進一步，根據年度樣本中位數將獨立機構投資者持股分為高位和低位，然后分別進行檢驗，結果發現，用Ncskew度量股價崩盤風險時，無論是在高位還是低位，c_Indep的系數都顯著為正(低位時，系數=3.473，t=1.740；高位時，系數=0.570，t=3.920)；用Duvol度量股價崩盤風險時，在低位，c_Indep的系數接近于顯著為正(系數=2.309，t=1.430)，在高位時，c_Indep的系數在1%水平顯著為正(系數=0.472，t=3.750)。這表明，獨立機構投資者持股與股價崩盤風險之間是單調遞增關系，并沒有呈現出非線性關系。假說1得到支持。

從表4第3、4列可以看出，在用收益上下波動比率度量股價崩盤風險時，Duvolt+1與c_Dept在5%水平呈顯著正向關系、與c_Dept的平方項(c_Dep2t)在1%水平呈顯著負向關系；在用股票負收益偏態系數度量股價崩盤風險時，非獨立機構投資者持股比例的平方項(c_Dep2t)與Ncskewt+1在1%水平呈顯著負向關系，一次項c_Dept在臨界點接近于顯著為正(t=1.580，p=0.114)。這表明，非獨立機構投資者持股比例與公司股價崩盤風險之間呈倒U型關系。本文進一步將非獨立機構投資者持股比例按照年度樣本中位數進行分組，其中，機構持股比例高于年度樣本中位數的為高位組，低于年度樣本中位數的則為低位組，進而分別考察機構持股比例在高、低位區間時，非獨立機構持股比例對股價崩盤風險的影響。從表5可以看出，在低位組中，非獨立機構投資者持股比例與股價崩盤風險呈顯著正向關系；而在高位組中，非獨立機構投資者持股比例與股價崩盤風險呈顯著負向關系。換言之，在非獨立機構投資者持股比例較低時，股價崩盤風險隨著其持股比例的上升而加??；但是當非獨立機構投資者持股比例較高時，該比例的進一步提高反而會降低股價崩盤風險。綜上，非獨立機構投資者持股與股價崩盤風險之間呈倒U型關系。假說2得到支持。

本文進一步考察了總的機構投資者持股與股價崩盤風險之間的關系。從表4第5、6列可以看出，機構投資者總持股比例與股價崩盤風險之間在1%的水平上呈倒U型關系。也就是說，總的機構投資者持股對股價崩盤風險的影響與非獨立機構投資者的影響相似，其原因可能在于，目前我國上市公司的機構投資者以非獨立機構投資者為主，因此，非獨立機構投資者一定程度上主導了機構投資者對股價崩盤風險的影響。

那么，是什么原因導致獨立性不同的機構投資者與股價崩盤風險之間的關系存在差異呢？對此，我們認為，其可能的原因包括：第一，獨立機構投資者與上市公司之間只存在資本持股這唯一聯系，因此，無論持股比例發生怎樣的變化，獨立機構投資者產生的任何動機完全由其自身決定；而非獨立機構投資者與上市公司間存在著資本持股和商業交易兩層聯系，當非獨立機構投資者持股比例較低時，其動機的產生基本來源于管理層的壓迫，只有在其持股比例達到一定的程度后，其才有能力決定自己的行為。這決定了非獨立機構投資者持股對公司股價崩盤風險之間可能是非線性關系；第二，相比于非獨立機構投資者，獨立機構投資者的整體持股偏低，盡管其持股比例會在某一范圍內增加，但可能都無法達到非獨立機構投資者的持股水平，因此，獨立機構投資者較少會發生持股比例大幅變化而引起監督動機改變的情況，而非獨立機構投資者持股區間范圍較大，隨著持股比例的變化，可能會導致其行為發生方向性變化。上述兩點原因導致了非獨立機構投資者的監督動機會隨著持股比例的增加而發生轉折，而獨立機構投資者無論持股比例如何變化，其監督動機始終單一。

表4 多元回歸分析結果：機構投資者持股對股價崩盤風險的影響

變量(1)(2)(3)(4)(5)(6)Ncskewt+1Duvolt+1Ncskewt+1Duvolt+1Ncskewt+1Duvolt+1Indept0.780***(6.490)0.551***(5.500)————c_Dept——0.077(1.580)0.088**(2.160)——c_Dep2t——-0.776***(-4.180)-0.744***(-4.790)——c_Totalt————0.176***(3.600)0.150***(3.690)c_Total2t————-0.773***(-4.240)-0.684***(-4.500)Sizet0.006(0.630)0.018**(2.450)0.025***(2.720)0.032***(4.250)0.014(1.510)0.023***(3.020)Levt0.004(0.080)-0.076*(-1.750)-0.043(-0.830)-0.115***(-2.660)-0.036(-0.690)-0.106**(-2.450)Sigmat3.499***(5.080)3.372***(5.860)4.208***(6.160)3.896***(6.830)4.118***(6.040)3.797***(6.660)Mtbt0.005**(2.260)0.005**(2.570)0.007***(3.100)0.006***(3.350)0.006***(2.920)0.006***(3.140)Dturnt-0.036(-1.320)-0.046**(-1.980)-0.047*(-1.710)-0.055**(-2.380)-0.046*(-1.690)-0.053**(-2.330)Rett21.407***(12.460)21.142***(13.400)21.987***(12.800)21.401***(13.570)21.557***(12.530)21.046***(13.310)Roat-0.247(-1.310)-0.339**(-2.150)0.092(0.500)-0.096(-0.640)0.021(0.120)-0.159(-1.050)Absacct0.078***(2.800)0.062***(2.670)0.067**(2.410)0.053**(2.300)0.068**(2.450)0.054**(2.350)Ncskewt(Duvolt)0.137***(11.730)0.167***(12.440)0.145***(12.420)0.171***(12.790)0.142***(12.150)0.168***(12.550)Year & Ind已控制已控制已控制已控制已控制已控制Constant-0.879***(-4.150)-1.003***(-5.680)-1.214***(-6.170)-1.233***(-6.920)-0.966***(-5.270)-1.035***(-5.650)F23.7331.0422.7630.3122.9830.45Adj R20.0900.1150.0880.1150.0880.115N11 78011 78011 78011 78011 78011 780

注：左下方為Pearson相關系數，右上方為Spearman相關系數，*、**、***分別為10%、5%、1%水平顯著。

表5 高、低位情況下非獨立機構投資者持股對股價崩盤風險的不同影響

變量Ncskewt+1Duvolt+1c_Dept低位組c_Dept高位組c_Dept低位組c_Dept高位組c_Dept0.291**(2.250)-0.276**(-2.450)0.321***(2.980)-0.234**(-2.490)Sizet0.037***(2.960)0.017(1.290)0.043***(4.120)0.025**(2.260)Levt-0.021(-0.300)-0.125(-1.510)-0.093(-1.640)-0.187***(-2.710)Sigmat2.930***(3.070)5.912***(5.910)3.140***(3.950)4.917***(5.880)Mtbt0.006**(2.240)0.010**(2.570)0.005**(2.390)0.009***(2.760)Dturnt-0.046(-1.420)-0.089(-1.520)-0.057**(-2.130)-0.079(-1.610)Rett21.119***(9.140)22.914***(8.850)20.027***(9.450)22.708***(9.500)Roat0.103(0.430)0.054(0.190)-0.072(-0.360)-0.150(-0.640)Absacct0.078**(1.990)0.069*(1.730)0.061*(1.880)0.060*(1.800)Ncskewt0.144***(8.650)0.141***(8.580)0.167***(8.760)0.168***(8.860)Year & Ind已控制已控制已控制已控制Constant-1.374***(-5.050)-1.257***(-3.980)-1.394***(-5.530)-1.132***(-4.670)F12.5112.2317.0015.60Adj R20.0910.0890.1220.112N5 8875 8935 8875 893

(四)進一步分析：信息不透明度的調節作用

以往有文獻表明，公司信息透明度較低時，機構投資者持股比例與股價崩盤風險之間的關系更為顯著[21-22]。那么，在不同透明度情況下，異質性機構投資者持股比例與股價崩盤風險之間的關系如何呢？為此，本文在模型(1)中加入信息不透明度(Absacc1t)及其與機構投資者持股比例的交互項，進而檢驗信息不透明度對不同機構投資者持股和股價崩盤風險之間關系的調節作用。為了便于解釋，我們用虛擬變量來定義Absacc1t：當信息不透明度位于年度樣本高五分之一位數時，Absacc1t=1；否則，Absacc1t=0。

從表6第1、2列可以看出，Indept*Absacc1t在與股價崩盤風險指標在5%水平呈顯著正向關系，這表明，上市公司較低的信息透明度會強化獨立機構投資者持股對股價崩盤風險的正向影響。其原因可能在于，獨立機構投資者對股價崩盤風險的促進作用主要是由于其會與管理層合謀掩蓋不良會計信息，且這一合謀動機是由機構投資者自主決定的；當公司透明度較差時，管理層更可能隱瞞不利信息從而更可能發生股價崩盤，而獨立機構投資者也更可能與管理層合謀。

表6 不同信息透明度下異質性機構投資者持股對股價崩盤風險的影響

變量獨立機構投資者持股非獨立機構投資者持股Ncskewt+1Duvolt+1Ncskewt+1Duvolt+1低位組高位組低位組高位組Indept0.682***(5.340)0.453***(4.260)————c_Dept——0.299**(2.140)-0.200*(-1.670)0.304***(2.610)-0.170*(-1.690)Absacc1t0.010(0.330)0.011(0.450)0.039(0.650)0.104**(2.100)0.062(1.230)0.099**(2.410)Indept*Absacc1t0.596**(2.040)0.613**(2.510)————Dept*Absacc1t——-0.020(-0.070)-0.354*(-1.840)0.114(0.450)-0.300*(-1.870)Sizet0.005(0.550)0.018**(2.340)0.037***(2.910)0.018(1.350)0.043***(4.070)0.026**(2.300)Levt0.014(0.260)-0.069(-1.590)-0.015(-0.210)-0.133(-1.600)-0.090(-1.590)-0.195***(-2.810)Sigmat3.506***(5.090)3.375***(5.860)2.947***(3.090)5.895***(5.890)3.164***(3.980)4.904***(5.860)Mtbt0.005**(2.270)0.005***(2.580)0.006**(2.260)0.010**(2.550)0.005**(2.400)0.009***(2.740)Dturnt-0.036(-1.310)-0.046**(-1.980)-0.046(-1.430)-0.087(-1.480)-0.057**(-2.130)-0.077(-1.580)Rett21.401***(12.450)21.151***(13.400)21.116***(9.130)22.842***(8.820)20.022***(9.440)22.648***(9.470)Roat-0.230(-1.220)-0.323**(-2.050)0.119(0.490)0.016(0.060)-0.063(-0.310)-0.181(-0.770)Ncskewt(Duvolt)0.138***(11.750)0.167***(12.460)0.144***(8.660)0.140***(8.530)0.167***(8.760)0.167***(8.800)Year & Ind已控制已控制已控制已控制已控制已控制Constant-0.836***(-4.000)-0.966***(-5.470)-1.336***(-4.420)-1.250***(-3.960)-1.369***(-5.440)-1.223***(-4.630)F23.2530.5112.2212.0316.6415.36Adj R20.0900.1150.0900.0890.1210.113N11 78011 7805 8875 8935 8875 893

從表6第3、5列可以看出，當非獨立機構投資者持股處于較低水平時，Dept*Absacc1t的系數不顯著，表明信息不透明程度對非獨立機構投資者持股與股價崩盤風險之間的關系沒有顯著調節作用；從表6第4、6列可以看出，當非機構投資者持股處于較高水平時，Dept*Absacc1t的系數在10%水平顯著為負，表明信息不透明程度會強化非機構投資者持股對股價崩盤風險的負向作用。之所以非獨立機構投資者持股較低時，信息不透明程度不會影響到非獨立機構投資者持股對股價崩盤風險的正向作用，可能是因為，當非機構投資者持股比例較低時，無論上市公司的信息不透明程度如何，非獨立機構投資者都不會隨意放棄合謀行為(或者，即便其具有一定的監督動機，由于持股較少，也不愿意花費成本去對管理層行為進行監督)，始終會對股價崩盤風險起到加劇作用，因此，信息不透明程度沒有顯著的調節作用；但當非獨立機構投資者持股比例較高時，非獨立機構投資者將有動力也有能力對管理層行為加以監督，他們將利用其信息優勢來抑制管理層隱瞞不利信息的行為，從而抑制股價崩盤風險，并且，公司信息透明度越差，非獨立機構投資者監督管理層、抑制股價崩盤風險的動力就越強，從而導致信息不透明度對非獨立機構投資者持股與股價崩盤風險之間的負向關系產生增強作用。

(五)穩健性檢驗

1．自選擇問題的解決：傾向得分匹配法

機構投資者持股并非隨機分布的結果，而可能與公司某些特質有關，因此可能存在自選擇問題。本文用傾向得分匹配法(PSM)來緩解機構投資者持股的自選擇問題。具體而言，參考游家興和汪立琴(2012)[45]的做法，本文依照獨立/非獨立機構投資者持股比例是否大于年度樣本中位數定義為高獨立/非獨立機構投資者持股公司(Indepdumt=1、Depdumt=1)，進而建立包含原模型中所有控制變量的機構投資者持股比例影響因素的Logistic模型，然后采用最近距離法進行1：1配對，對配對后樣本重新進行檢驗,結果如表7所示?？梢钥闯?，在采用PSM緩解自選擇問題后，就獨立機構投資者而言，其持股比例與股價崩盤風險仍呈顯著正向關系；就非獨立機構投資者而言，在低位組，非獨立機構投資者持股比例與股價崩盤風險間呈顯著正向關系，而在高位組，非獨立機構投資者持股比例與股價崩盤風險間呈顯著負向關系，即非獨立機構投資者持股比例與股價崩盤風險呈倒U型關系。此外，本文還進行了卡尺匹配和核匹配，結果均與最近距離匹配的回歸結果一致。

表7 自選擇問題的解決——PSM后樣本多元回歸結果

變量獨立機構投資者持股比例非獨立機構投資者持股比例Ncskewt+1Duvolt+1低位組高位組Ncskewt+1Duvolt+1Ncskewt+1Duvolt+1Indepdumt0.761***(5.980)0.534***(4.980)————Depdumt——0.317**(2.130)0.383***(3.000)-0.459***(-3.640)-0.337***(-3.150)控制變量已控制已控制已控制已控制已控制已控制Year & Ind已控制已控制已控制已控制已控制已控制Constant-0.774***(-2.860)-0.740***(-3.240)-1.213***(-3.650)-1.495***(-5.300)-1.080***(-3.020)-1.078***(-3.550)F16.0119.3910.2414.409.7810.33Adj R-squared0.0850.1020.0930.1320.0930.099N8 2808 2844 4874 4064 3804 340

2．內生性問題的考慮：殘差法

本文的模型可能存在遺漏變量、反向因果等原因導致的內生性問題，我們曾經嘗試用行業內上市公司機構投資者持股比例的均值、公司成立年限、前期機構投資者持股比例等作為工具變量，但并未通過Hausman檢驗(尤其是非獨立機構投資者持股)，由于我們一時未找到合適的工具變量，故難以采用工具變量二階段回歸方法。為了盡可能地緩解內生性問題的影響，參考Field和Lowry(2009)[46]、高昊宇等(2017)[3]的做法，本文將不同類型的機構投資者持股分別對原模型中所有控制變量進行回歸，得到預期機構投資者持股比例，用原機構投資者持股比例減去預期機構投資者持股比例，得到非預期機構投資者持股比例(即模型回歸的殘差項)。用該殘差項替代原模型中的機構投資者持股比例重新檢驗，結果如表8所示，可以看出，就獨立機構投資者而言，非預期持股比例(Resindept)與股價崩盤風險間呈顯著正相關關系；就非獨立機構投資者而言，在其低位組，非預期持股比例(Resdept)與股價崩盤風險呈顯著正向關系，而在高位組，非預期持股比例(Resdept)與股價崩盤風險間呈顯著負向關系。這與前文結果一致。

表8 穩健性檢驗——用殘差法度量機構投資者持股回歸結果

變量獨立機構投資者持股比例非獨立機構投資者持股比例Ncskewt+1Duvolt+1低位組高位組Ncskewt+1Duvolt+1Ncskewt+1Duvolt+1Resindept0.780***(6.490)0.550***(5.500)————Resdept——0.291**(2.250)0.321***(2.980)-0.276**(-2.450)-0.234**(-2.490)控制變量已控制已控制已控制已控制已控制已控制Year & Ind已控制已控制已控制已控制已控制已控制Constant-1.173***(-5.680)-1.211***(-7.020)-1.480***(-4.950)-1.511***(-6.070)-1.009***(-3.730)-1.022***(-4.090)F23.7331.0112.5117.0012.2315.60Adj R20.0900.1150.0910.1220.0890.112N11 78011 7805 8875 8875 8935 893

六、研究結論與建議

(一)研究結論與啟示

本文利用2009—2017年我國A股非金融類上市公司數據，考察了獨立性不同的機構投資者持股對上市公司股價崩盤風險的影響，結果發現：機構投資者持股與公司股價崩盤風險之間存在顯著關聯，但不同的機構投資者持股與股價崩盤風險的關系存在顯著差異：獨立機構投資者持股與上市公司的股價崩盤風險呈顯著正向關系，而非獨立機構投資者持股與股價崩盤風險之間呈倒U型關系。導致這一差異的主要原因在于異質性機構投資者的行為特征存在差異：首先，就持股目的而言，獨立機構投資者持股的唯一目的是為了實現資本收益，而非獨立機構投資者除了資本目的外，還具有維持與上市公司的商業聯系的目的，因而其行為動機更為復雜；其次，持股規模方面，獨立機構投資者整體持股比例較小，考慮到監督成本，其更易放棄對管理層的監督，此外，當發現公司有股價崩盤風險后，他們往往會選擇退出而不是通過積極的監督來抑制管理層的機會主義行為，這種消極行為會加劇公司股價下跌，因此，在我國，獨立性機構持股會加劇公司股價崩盤風險；就非獨立機構投資者而言，其持股比例變化范圍較大，當非獨立機構持股較少時，主要表現為合謀動機，因而會加劇股價崩盤風險，但當非獨立機構持股較多時，則會產生監督動機，從而抑制公司股價崩盤風險。本文還發現，機構投資者總持股與股價崩盤風險間存在倒U型非線性關系，由于我國上市公司中的機構持股主要來自于非獨立機構投資者，因此，機構投資者總持股比例與股價崩盤風險之間的倒U型關系主要是由非獨立機構投資者持股所致。研究還發現，機構投資者持股對公司股價崩盤風險的影響與公司信息透明度有關，就獨立機構投資者持股而言，信息不透明會強化獨立機構投資者持股對股價崩盤風險的正向作用；對非獨立機構投資者而言，當持股比例較低時，信息不透明程度沒有顯著的調節作用，當非獨立機構持股比例較高時，信息不透明程度會強化機構投資者持股對股價崩盤風險的負向作用。

本研究具有如下幾點啟示：第一，機構投資者持股與公司股價崩盤風險之間存在顯著關聯，但獨立性不同的機構投資者對于公司股價崩盤風險的作用存在差異，獨立機構投資者持股比例與股價崩盤風險之間是正向關系，而非獨立機構投資者持股比例與股價崩盤風險之間是倒U型關系，并且，總的機構投資者持股比例與股價崩盤風險之間也呈倒U型關系，這主要是由非獨立機構投資者持股所致。因此，將機構投資者按照獨立性劃分，進而研究這兩類投資者持股與股價崩盤風險的關系是必要的。第二，有必要重新審視獨立機構投資者和非獨立機構投資者的行為。本文發現，盡管獨立性投資者與公司不存在商業關系，但其并不能對公司股價崩盤風險起到顯著的抑制作用，反而會加劇公司的股價崩盤風險，其原因在于，獨立機構投資者往往只考慮資本增值，且其持股比例往往較低因而較少去對管理層行為加以監督，甚至會與管理層發生合謀，并且，其在發現公司股價可能會發生下跌時及時抽身會進一步加劇公司的股價崩盤，因此，盡管一些文獻發現，獨立機構投資者在降低公司融資約束、降低審計費用等方面具有積極作用[6-7]，但也應注意到獨立機構投資者也可能具有負面性；非獨立機構投資者的目標兼具資本增值和維持商業關系兩方面，在其持股比例較低時，會與管理層合謀，只有在持股比例較高時，才會發揮積極的監督作用，包括抑制管理層隱瞞不利信息的行為，從而降低公司的股價崩盤風險。因此，西方文獻中將獨立和非獨立機構投資者分別看作是資本市場的監督者和破壞者的觀點過于簡單、絕對，并不完全適合于我國。第三，機構投資者持股對股價崩盤風險的影響與公司信息環境有關。信息不透明度會強化獨立機構投資者持股對股價崩盤風險的正向作用，但對非獨立機構投資者持股而言，當持股比例較低時，信息不透明程度沒有顯著的調節作用，當其持股比例較高時，信息不透明度會強化非獨立機構投資者持股對股價崩盤風險的負向作用。

(二)政策建議

基于上述實證結果，本文提出以下政策建議：(1)加強對機構投資者的分類監管，以引導不同的機構投資者揚長避短，各自發揮積極的公司治理作用。與個體投資者相比，機構投資者擁有更多的專業知識，有能力對管理層進行監督，因而被視為公司治理的重要力量。2018年9月，中國證監會最新修訂的《上市公司治理準則》也明確增加了機構投資者參與公司治理的有關規定，鼓勵機構投資者發揮自身優勢積極參與公司治理。然而，本文的結果表明，本應當更好地發揮監督作用的獨立機構投資者持股非但沒有抑制股價崩盤風險，反而加劇了公司的股價崩盤風險，這在很大程度上與我國獨立機構投資者持股比例較低、側重于短期交易因而缺乏監督管理層的動力有關，而非獨立機構投資者也只有在持股比例較高時也才會在抑制股價崩盤風險方面發揮積極的作用，因此，應當根據這兩類機構投資者的不同持股和交易特征，采取分類監管策略：對于獨立機構投資者，應當引導其樹立長期價值投資理念，提高持股的穩定性，從而發揮其公司治理和市場穩定器作用；對于非獨立機構投資者，則應當通過加強對其與管理層的合謀行為的監管和違規行為的處罰來促使其發揮積極作用。(2)通過進一步完善機構投資者行權法律制度、加強對機構投資者合法利益的保護、放寬外資準入限制(包括放寬QFII準入條件、擴大境外資金投資范圍)等手段推動更多的機構投資者參與股權投資。獨立機構投資者持股之所以與股價崩盤風險呈正向關系，很大程度上在于，我國獨立機構投資者持股比例偏低，因此，應當在規范獨立機構投資者持股行為的同時，進一步放寬限制，以提高獨立機構投資者股權投資的積極性，并引導其進行長期戰略性投資，減少短期行為；對于非獨立機構投資者而言，也應當通過進一步放寬保險資金股權投資行業限制和股權投資門檻等手段，來促使非獨立機構投資者積極發揮監督作用，而不是與管理層合謀。(3)重視機構投資者對公司股價崩盤的影響，規范機構投資者行為。股價崩盤具有一定的傳染性，一旦某只股票價格暴跌，很可能會對整個市場產生負面影響。為了維持股市的穩定，必須要對機構投資者行為加以規范，嚴厲打擊游資惡意做空行為。