機構投資者對股價聯動性非線性影響的實證分析

沈垚犇（上海大學）

■ 緒論

股價聯動性的概念首次由Roll(1988)提出，即公司股價跟隨行業以及市場同漲同跌的程度。在有效的資本市場中，公司的股價能充分反映有關公司的特質信息，產生偏離市場的個性波動，因此股價聯動性較低。機構投資者擁有專業化、規?；?、機構化的優勢，因此機構投資者的理性交易行為能夠促進資本市場的健康發展，并且大量地持股能使其成為公司的股東，參與到公司的經營管理中，從而影響公司股價的表現，進而改變股價聯動性。另一方面，隨著機構投資者持股比例的擴大，其作為公司股東在公司經營的決策權以及公司治理的話語權會隨之上升，那么是否存在某一個特定比例能夠使機構投資者的持股在超過該比例后，對公司的影響力加速提升，進而改變對股價聯動性的影響速率。

■ 理論分析與假設提出

基于對過往文獻的總結，本文認為隨著機構投資者持股比例的不斷上升，機構投資者會花費更多的時間與精力去收集以及整理標的公司的信息，從而發現更多的公司特質信息，同時高比例的持股會促使機構投資者參與公司的經營管理，發揮公司治理效應，進而導致股價中公司特質信息的含量上升并圍繞公司的真實價值進行個性波動，降低股價聯動性。并且，持股時間長、持股穩定性強的穩定型機構投資者因為更注重公司的長期價值，會更有意愿與動機參與公司的經營管理。隨著其持股比例的進一步上升，該類型的機構投資者在公司經營的控制權以及公司治理的話語權將進一步增強，將會有更多的渠道與方式獲得公司特質信息，增強信息傳遞速率，加速股價聯動性下降的速率。因此穩定型機構投資者持股比例與股價聯動性之間存在非線性關系。而持股時間短、持股穩定性較弱的交易型機構投資者更關注股價短期的走勢，因此缺乏參與公司經營管理與治理的動機，進而無法像穩定型機構投資者那樣拓寬獲得公司特質信息的路徑，對股價聯動性的負向作用速率不會產生顯著的改變。至此，本文提出以下假設：

假設1：機構投資者持股比例越高，股價聯動性越低。

假設2：穩定型的機構投資者與股價聯動性之間存在門檻效應，而交易型機構投資者與股價聯動性之間門檻效應不顯著。

■ 研究設計

（一）數據來源

本文中，機構投資者持股比例、公司總資產、公司凈資產收益率以及行業指數是在Wind數據庫中獲取得到，其余數據都來自于CSMAR數據庫。本文以2006年到2019在我國滬深交易所上市的所有A股為研究對象，并且對數據進行了以下處理：剔除帶有ST、*ST的公司；剔除金融行業公司；剔除在科創板上市的公司；剔除季度個股日收盤價不足30個觀測值的樣本數據；剔除當年IPO的公司。

（二）變量定義

1.被解釋變量：股價聯動性(SYN)

本文借鑒王海林和張愛玲(2019)的方法，選取個股日收益率、對應的市場日收益率以及行業日收益率通過以下公式求得每一季個股的擬合優度R2，R2表示個股公司股價波動能被市場、行業波動所解釋的程度。

其中，表示個股的日收益率，表示該企業所在市場的日收益率(具體分為滬指、深指和創業板指數的日收益率)，表示該企業所處行業的日收益率(按2012版證監會行業指引進行分類)。通過回歸計算得到上述公式的R2來度量上市公司個股波動跟隨行業與市場波動的程度。為使變量呈現正態分布，隨后對R2進行取對數處理，進而得到被解釋變量股價聯動性(SYN)。SYN越高，股價聯動性越強。

2.解釋變量：機構投資者持股比例(INST)

本文參照以往研究，將機構投資者的持股比例作為公司個股基本面信息被資本化到股價中程度的代理變量。本文的機構投資者持股比例數據直接取自于Wind數據庫，其計算方法為季度末機構投資者持股數除以該股的流通股數。

表1 面板門檻模型的回歸結果

3.機構投資者的分類方式

本文借鑒牛建波等(2013)使用的劃分標準，該指標考慮了持股比例以及持股時長的雙重因素，計算變量IOS，計算方法如下所示：

其中，代表公司i在第t季的機構投資者持股比例，分母表示該公司前三季度機構投資者持股比例的標準差。IOS值越高，機構投資者持股的穩定性越強。為將行業因素考慮在內，將公司i的IOS值與所屬行業的IOS中位數進行比較，若IOS值大于行業的中位數，表示該公司的機構投資者為穩定型機構投資者；反之則為交易型機構投資者。

4.控制變量

根據以往學者的研究方法，本文選取以下控制變量：股權性質、公司規模、資產負債率、市值賬面比、換手率、上市時間、凈資產收益率以及股權集中度。

（三）模型設定

為檢驗異質性的機構投資者持股比例與股價聯動性之間是否存在門檻效應，本文采用Hansen(1999)提出的面板門檻模型，以兩種類型的機構投資者持股比例作為核心解釋變量以及門檻變量，建立如下面板門檻模型進行實證檢驗：

其中，為解釋變量以及門檻變量，公司i在第t季度的機構投資者持股比例，代表該公司在第t+1季度的股價聯動性，計算前置一期的目的是為了在分析時，能將機構投資者持股比例與對應公司股價聯動性的因果關系更好地展示出來，為待估計的門檻值，為個體固定效應。

■ 實證分析

實證結果與結果分析：

下表1為自舉法300次得到的面板門檻模型回歸結果(篇幅限制，僅展示主要解釋變量的具體回歸結果)：

無論何種類型的機構投資者或者持股比例是否大于門檻值，其回歸系數都顯著為負，說明機構投資者持股比例與股價聯動性呈現負相關關系，假設1得到支持。

僅考慮穩定型機構投資者組別的門檻值為37.44%，對應門檻效應的P值為0.001，在1%的顯著性水平下顯著。當穩定型機構投資者持股比例超過門檻值后，其對股價聯動性的負向作用會顯著增強，因為此時的穩定型機構投資者對被投資公司的影響力以及控制力將得到明顯提升，會有更多的渠道與方式獲得公司特質信息，使得公司股價進一步產生因特質信息而導致的個性波動，更快地降低股價聯動性。

僅考慮交易型機構投資者組別的門檻值為37.54%，對應門檻效應的P值為0.427，門檻效應不顯著。這是由于交易型機構投資者缺乏像穩定型機構投資者那樣積極參與公司經營管理、充分發揮公司治理能力的動機，進而導致其獲取公司特質信息的能力可能無法隨著持股比例的上升而顯著增強，使得交易型機構投資者對股價聯動性的加速負向作用不顯著。

因此本文認為穩定型機構投資者與股價聯動性之間存在門檻效應，而交易型機構投資者與股價聯動性的門檻效應不顯著，假設2得到支持。

■ 結論與建議

本文選取2006-2019年我國A股非金融上市公司的季度面板數據作為樣本，運用面板門檻模型對異質性機構投資者持股比例與股價聯動性之間的非線性關系進行實證分析，得出以下主要結論：首先，機構投資者持股比例越高，股價聯動性越低；其次，穩定型機構投資者與股價聯動性之間存在顯著門檻效應，當其持股比例超過門檻值后，持股比例對股價聯動性的負向作用會顯著增強；最后，交易型機構投資者與股價聯動性的門檻效應不顯著。因此有關部門應繼續大力發展與引導機構投資者，提高機構投資者在資本市場所占比重，使其充分發揮挖掘公司特質信息的能力，加強資本市場的信息傳遞效率，并且根據機構投資者的不同特點，實施差異化的監管模式。