中小股東積極主義與資本市場定價效率※
—— 基于投服中心行權的證據

任鶴 趙秀云

內容提要：通過選取2014-2021年度上市公司被投服中心行權的經驗證據,實證檢驗了中小股東積極主義實踐對于資本市場定價效率的影響機制。研究結論表明:投服中心行權能夠顯著降低股價同步性,進而提升資本市場定價效率。并且通過“信息效率”機制緩解企業內外部信息不對稱發揮作用,支持了“信息效率觀”假說的同時排除了“非理性因素”機制。當分析師關注度更低、機構投資者持股比例更低以及外部審計監督不足時,行權效果更為顯著。此外,由于投服中心行權增加了特質信息融入股價,緩解了中小股東對于企業負面消息感知的信息劣勢,不僅促進資本市場定價效率的提升,還能夠降低股價崩盤風險。

一、 引 言

中小股東保護歷來是資本市場所面臨的重要問題之一,隨著投資者保護制度的日益完善,投資者參與治理的渠道不斷拓寬及參與度日益提升(孔東民和劉莎莎,2017),中小股東積極主義開始萌芽。但由于中小股東始終面臨“股少言輕”以及維權成本高昂等問題,其參與治理的有效性一直被限制。而證券監管作為保障資本市場有效運行,維持市場交易秩序公平的重要手段,為投資者權益保護提供了制度保障。中國資本市場監管模式多以行政監管為主。以證監會為首的直接監管機構,按照《證券法》等法律頂層設計為指導,輔以滬深交易所等一線監管平臺,共同構成了資本市場的監管體系(陳運森等,2020;陳運森等,2021)。中共十九大以來,創新監管方式、防范重大風險的理念不斷被踐行并推而廣之,與此同時資本市場也在不斷探索。中共二十大強調,監管部門作為高質量發展的重要推動者,在加快實施創新監管方面,要根據改革試點不斷創新和改進,以更好服務市場主體,持續提升市場監管能力和現代化水平。作為證券監管的重要制度創新——“中證中小投資者服務中心”機構的成立(下稱“投服中心”),正式打開了“政府監督”與“市場參與”雙主體彈性監管的新局面(辛宇等,2020)。投服中心通過在事前行使表決權、質詢權、建議權等股東權利,事中參與糾紛調解、召開股東大會與業績說明會、網上行權等方式,事后提起支持訴訟、股東訴訟以及特別代表人證券訴訟等手段,借助股東身份積極參與治理與發揮監管效能,推進完善投資者保護制度,從而進一步提升上市公司質量,優化資本市場資源配置效率。

投服中心于2014年12月設立,通過持有一手(100股)股票的形式成為監管型小股東,作為中小股東積極主義的有益實踐,標志著證券監管方式的創新與投資者保護制度的完善,已然成為推進資本市場改革的關鍵一步,其監管治理效果也得到了諸多學者的驗證。投服中心行權能夠降低試點地區上市公司發生財務重述的概率以提升盈余質量(何慧華和方軍雄,2021),通過公開發聲、參加股東大會以及網上行權等多種手段質詢上市公司的信息披露問題,提高會計信息質量以及信息披露違規成本(熊家財和童大銘,2022)。此外投服中心行權可以降低企業盈余管理水平,提升信息透明度進而降低審計費用(劉馨茗等,2021)。通過中小股東的參與,緩解投資者信息劣勢,促進公司負面信息披露以降低股價崩盤風險(陳克兢等,2022)。然而從長期來看,尚未有研究探討投服中心行權是否會對股價同步性產生影響。

資本市場定價效率最關鍵的指標度量即為股價同步性,指上市公司個體的股價變動與資本市場整體變動的聯動性,Morck等(2000)通過構建資本市場定價模型的擬合優度R2對股價同步性進行指標量化。R2被視為市場和行業因素所能解釋的個股收益率波動的程度,不同上市公司R2之間的區別,來自于企業層面的特質信息和噪音交易的差異。因此,多年來眾多學者針對以股價同步性為代表的資本市場定價效率的研究,形成了“信息效率觀”和“非理性因素觀”等兩種假說。“信息效率觀”下認為,股價同步性越高代表股價中所蘊含的企業層面的特質信息越少,資本市場定價效率越低(Morck等,2000;Durnev等,2003)。“非理性因素觀”下則認為,由于資本市場摻雜了更多的噪音信息,股價因受到噪音信息的影響及投資者情緒異質性波動才導致股價同步性較低(Wurgler等,2005;Dasgupta等,2010;Gassen等,2020)。縱觀中國資本市場的發展,相較于國外成熟的市場表現,中國的股價同步性一直相對更高,降低內部治理效果的同時可能還會加劇股價崩盤風險。如此一來,不僅嚴重影響企業真實價值的體現,甚至損害資本市場發揮資源配置的功能(Gul等,2009)。

本文通過選取2014-2021年上市公司的年度數據,以投服中心行權為研究視角,實證檢驗中小股東積極主義實踐對于資本市場定價效率的影響。研究結論表明:投服中心行權能夠降低股價同步性,并且通過“信息效率”機制緩解企業內外部信息不對稱發揮作用,并排除了“非理性因素”機制。當分析師關注度更低、機構投資者持股比例更低以及外部審計監督不足時行權效果更為顯著。此外,由于投服中心行權增加了特質信息融入股價,不僅促進資本市場定價效率的提升,還能夠降低股價崩盤風險。本文的研究貢獻在于:第一,豐富了證券監管和中小股東積極參與治理的相關研究(陳工孟和高寧,2005;顧小龍等,2016)。既有文獻多從行政監管和預防性監管的角度出發,驗證了監管治理的有效性(吳溪和張俊生,2014;劉星和陳西嬋,2018;陳運森等,2019;袁蓉麗等,2022),但是仍有局限。本文在中國證券監管的新形勢下,拓展了中小股東積極主義治理有效性的研究邊界。第二,補充了投服中心行權的經濟后果和資本市場定價效率影響因素的研究。和已有結論不同的是,本文關注投服中心的行權效果而非試點設立的監管效應,在促進上市公司良性發展和完善資本市場定價效率上具有實踐意義。從投服中心行權視角出發,提出影響股價同步性的新因素,并且厘清了投服中心行權降低股價同步性的真實機制。不僅支持了“信息效率觀”假說,還從信息源頭上排除了“非理性因素”機制的影響。第三,研究成果具有理論意義和實踐價值。投服中心機構設立距今較近而且行權治理事件有限,只有少數研究成果考察了投服中心行權的監管效應。本文不僅豐富了以投服中心為代表的創新監管方式在理論上的文獻成果,更為投服中心行權踐行中小股東積極主義提供了實踐證據,為提升上市公司質量與完善資本市場資源有效配置提供了政策指導方向。

二、 制度背景、文獻綜述與研究假設

1. 制度背景與文獻綜述

投服中心是以證監會為監管主體的證券金融類機構,始設立于2014年12月,通過對滬深A股所有上市公司持有一手(100股)股票,成為帶有行政背景下的市場參與監管的小股東(陳運森等,2021)。2017年4月起,投服中心將持股行權工作范圍擴大至全國上市公司,機構可以自行或者聯合資本市場上有待行權的其他股東主張權利,進一步規范上市公司行為和助力資本市場改革。作為證券市場上監管手段的創新和有效補充,通過采用持股行權的業務模式,充分結合市場參與,讓中小股東親自“發聲”來保障其積極行使股東權力,以完善證券監管的制度建設與踐行中小股東積極主義。其監管特性在于立足于行政監管之外卻又非完全脫離行政監管,實質上是證監會監管體系下對投資者保護的制度創新和有益實踐。

投服中心的建立以彈性監管的模式亮相證券市場,借助證監會行政力量,以中小股東的身份開展行權,既是對監管手段的創新補充,又是促進中小股東積極參與治理的有益實踐。不同于證監會直接行政監管和交易所問詢函制度下的一線預防性監管,其特色在于可以在事前-事中-事后行權,一定程度上彌補了監管短板和行政執法的不足,提升上市公司質量與資本市場資源配置效率。已有研究發現,隨著投服中心試點的建立,試點地區企業財務重述的可能性和審計費用明顯下降(何慧華和方軍雄,2021;劉馨茗等,2021),投服中心機構設立行權可以提升信息披露質量,保障了中小投資者的利益(熊家財和童大銘,2022)。通過中小股東的參與,可以緩解投資者信息劣勢,促進公司負面信息披露,降低股價崩盤風險(陳克兢等,2022)。細分投服中心的行權模式,以康美藥業(600518)特別代表人證券訴訟為首的行權案例進行事件研究發現,上市公司若上一年度面臨證監會處罰、交易所問詢以及財務重述等違規行為,市場反應更差以及會增加獨立董事離職概率,并且訴訟判決對于資本市場產生了監管溢出效應(李娜等,2022)。投服中心積極參與股東大會行權后會帶來顯著的正向市場反應,能夠緩解信息不對稱,帶動更多中小股東參與治理(鄭國堅等,2021)。囿于數據的可得性以及設立年限距今較近,投服中心行權的經濟后果還未有更多文獻。本文將進一步延伸考察投服中心行權對于股價同步性的影響機制。

針對股價同步性的研究形成了“信息效率觀”(Durnev等,2003)和“非理性因素觀”(Dasgupta等,2010;Gassen等,2020)兩種假說。“信息效率觀”認為股價同步性反映了單個企業股價與市場平均股價變動之間的關聯性,股價同步性越高,代表股價中蘊含的企業基本面信息不存在顯著差異,導致資源配置效率越低。基于“信息效率觀”,既往研究從機構投資者持股比例(侯宇和葉冬艷,2008)、分析師關注(伊志宏等,2019)等信息供求方,政治關系(唐松等,2011)、關聯交易(魏志華等,2020)等企業特征以及公司治理(周林潔,2014)角度得出影響股價同步性的結論。另一種理論則認為“非理性因素觀”的存在,較低的R2反映更少的公司層面特質信息(West,1988),股價中所蘊含的信息既包含了企業基本面上的特質信息,還摻雜了噪音信息。由于資本市場有效性不高,股價同步性更低的原因在于市場投資者在進行交易時將噪音當成了信息,此時股價同步性反映更低的股價信息含量(Li等,2014)。代表性成果包括,林忠國等(2012)發現股價同步性更低的企業具有較強的盈余,以及股價較少地反映當期和未來盈余信息。股價同步性本質上是投資者因非理性情緒的存在,對公司層面特定信息產生偏誤的噪音。結合中國資本市場的特點和中國特色的制度背景,本文立足于“信息效率觀”和“非理性因素觀”兩種假說對文章理論邏輯進行探討。

2. 研究假設

基于“信息效率觀”假說,投服中心行權可能會通過“信息效率機制”降低股價同步性。其一,投服中心行權能直接參與監督企業的經營活動和財務狀況,切實行使監督質詢權。直接要求上市公司就可能存在財務狀況、經營成果以及信息披露等需要提及投資者關注的問題的事項公開回復,及時向投資者釋疑。并且對于答復中存在疑慮或模糊不清的事項,投服中心還會再次進行行權。為此,企業將進一步增強信息供給以補充中小股東在信息獲取和分析上的劣勢。投服中心行權的進展以及被行權企業的反饋均在投服中心官網集中公開向投資者披露,使得中小投資者能夠獲得公開披露年報、公告等以外的增量信息。結合投服中心機構自身專業的服務團隊對信息的分析整合,進而有助于降低投資者信息獲取成本,將含有更多價值的信息積極融入股價當中,降低股價同步性。其二,當企業被行權后,可能面臨更高的聲譽受損壓力和訴訟風險。尤其是投服中心特別證券代表人訴訟制度強化了維權手段,極大地提高了對于企業的監督治理效果。如康美藥業證券訴訟成為投服中心行權監管抑制企業財務造假等信息披露違規的一大里程碑事件。辛宇等(2020)也發現,投服中心行權時通過支持訴訟很大程度上改善了虛假陳述案件的賠償機制,產生了顯著的溢出效應,提升了上市公司的信息披露違規成本。因此,為了維護企業聲譽和降低訴訟風險,管理層也會積極向投資者披露更多增量信息,增強信息披露質量,從而緩解信息不對稱。其三,投資者保護制度可以降低股價同步性(Laporta等,2002),投服中心作為投資者教育以及保護的公益機構,定期會通過論壇、講座等投教活動,以上市公司作為媒介對投資者開展行權維權的教育,踐行中小股東積極主義。在此過程中能夠強化投資者對于上市公司披露信息的解讀能力,有助于提升治理效率。而且中小股東借助投服中心機構主體聯合起來,通過持股行權,運用調節糾紛及訴訟維權等手段親身“發聲”,積極參與治理,企業因被行權所面臨的潛在風險將受到媒體、債權人、分析師以及機構投資者等多方利益相關者的關注,形成對企業的外部監督,從而抑制管理層機會主義操縱盈余的動機,提升信息效率以降低內外部信息不對稱程度,最終降低股價同步性。

基于“非理性因素觀”假說,投服中心行權可能會通過“非理性因素機制”降低股價同步性。一方面,中國資本市場上的中小投資者以散戶居多,而且大多數投資者缺乏專業知識和交易經驗,易受“噪音”影響。噪音交易越多,股價越偏離企業內在的真實價值。且噪聲交易者容易對信息產生過度反應或者反應不足,導致資產價格過度波動,造成股價中蘊含更多噪音信息影響股價同步性。另一方面,當公司被投服中心行權時,可能會造成中小股東對被行權企業產生高漲的投資者情緒。股價在投資者情緒、偏好行為等非理性因素的作用下也會作出過度反應。由于投資者注意力有限,無法對于資本市場所有信息進行全面分析解讀并作出充分整合。而且基于中小股東散戶投資者的特點,在交易行為上也更加容易模仿和傳染,在此過程中股價夾雜了更多非理性信息,股價同步性降低。綜上所述,本文提出假設H1:

H1:企業被投服中心行權后能夠顯著降低股價同步性。

三、 研究設計

1. 樣本選取與數據來源

本文選取2014-2021年作為樣本觀察期,根據中證中小投資者服務中心官網發布的《持股行權試點方案》及《進一步擴大持股行權試點》文件,投服中心自2014年設立以來通過持股滬深A股所有上市公司一手(100股)股票的形式,以監管型小股東身份通過采取參與出席股東大會、重大資產重組媒體說明會、網上行權、公開發聲呼吁以及訴訟等形式行權。

本文涉及到的樣本數據來源:投服中心持股行權的數據來源于中證中小投資者服務中心官網經手工收集整理,股價同步性指標參考既有文獻計算得出,控制變量及所有財務指標數據均來自于CSMAR數據庫。樣本篩選過程如下:剔除了金融業、ST和*ST類以及上市不足1年的上市公司;剔除了所有資不抵債(即資產負債率大于1)和關鍵性變量缺失的樣本。為了消除極端影響,對所有的連續變量進行上下1%的Winsorize縮尾處理。最終共得到16659個觀測值。經過篩選后,受到持股行權的上市公司為248家。

2. 變量定義與說明

(1) 股價同步性。參考Durnev等(2003)和Morck等(2000)的研究,使用擬合系數R2進行股價同步性的度量,具體計算方式如下:

Ri,t=α0+β×Rm,t+ε

(1)

Syni,t=log[R2/1-R2]

(2)

利用模型(1)中的市場收益率(Rm,t)估計出對于個股收益率(Ri,t)的解釋力度R2,在模型(2)中對擬合系數R2進行對數變換,使R2呈正態分布。估計結果即為股價同步性指標(Syn)。其中,市場收益率(Rm,t)以所有A股綜合指數收益表示,采用1年內第t周市場收益率度量。Ri,t采用1年內第t周公司i的個股收益率進行度量。Syn指標越大,代表股價同步性越高。

(2) 投服中心行權。本文旨在考察投服中心的行權效果,根據投服中心通過采取參與出席股東大會、重大資產重組媒體說明會、網上行權、公開發聲呼吁以及訴訟等行權方式設置虛擬變量Treat,當上市公司當年被投服中心行權時進入處理組。若企業被投服中心行權當年及以后定義Treat變量為1,否則為0。

(3) 控制變量。借鑒已有研究,本文進一步控制了資產負債率(Lev)、公司規模(Size)、總資產收益率(Roa)、市賬比(Mb)、企業年齡(Age)、產權性質(Soe)、企業成長性(Growth)、獨立董事比例(IndDirector)、董事會規模(Boardsize)、管理層持股比例(Mhldn)、市場化水平(Market)和產品市場競爭度(HHI)等可能對于股價同步性產生影響的變量。同時控制了年度(Year)、個體(Id)固定效應。關鍵變量定義及說明具體如表1所示。

表1 主要變量定義及說明

3. 模型設計

為了驗證投服中心行權對于股價同步性的影響,采用如下回歸模型(3)進行實證檢驗:

Syn=α0+α1Treat+α2Size+α3Lev+α4Roa+α5Mb+α6Age+α7Soe+α8Growth+α9IndDirector+α10Boardsize+α11Mhldn+α12Market+α13HHI+Year+Id+ε

(3)

其中Syn代表股價同步性指標,Treat表示投服中心行權變量,Year及Id代表年度、個體固定效應。實證過程中,主要觀測Treat的回歸系數。

四、 實證結果

1. 描述性統計與相關系數分析

描述性統計結果如表2 Plan A所示。Treat的均值為0.04,整體來看上市公司被投服中心行權監管的比例不高,這也源于投服中心自2014年成立以來,在資本市場上雖已有嘗試實踐,但是由于距今年限較短,中小股東參與治理程度不是特別高,有待于不斷實踐完善投服中心行權細則,從而更好地發揮監管效應。Syn的均值為0.40,最大值為0.85,最小值為0.02,體現資本市場上股價同步性存在明顯差異。其余控制變量的統計分布和現有研究成果均保持一致。主要變量相關系數分析表如Plan B所示,Treat系數為-0.065,在1%水平上顯著為負,初步驗證了文章假設。上市公司被投服中心行權后可以降低股價同步性,由于其為負向指標,投服中心行權能夠提升資本市場定價效率。

表2 描述性統計與相關系數

2. 基準回歸分析結果

表3列示了投服中心行權的回歸結果。列(1)在未添加相關控制變量的情況下,Treat的回歸系數為-0.025,在1%水平上顯著為負。列(2)進一步添加了控制變量,結果中我們仍然得到了1%顯著負相關系數。投服中心行權能夠降低股價同步性,提升資本市場定價效率,支持了文章假設。

表3 基準回歸分析結果

3. 穩健性檢驗

(1) 改變樣本窗口期。投服中心自2014年設立試點并于2017年推廣至全國實踐,將樣本觀測期設置為2017-2021年以觀測行權效果。此外,2015年資本市場面臨“股災”事件和2020年新冠肺炎疫情席卷全國,上市公司股價可能受到嚴重沖擊。為了剔除重大事件的影響,將樣本觀測期剔除2015年和2020年。表4列(1)至列(3)中Treat系數分別為-0.016、-0.019和-0.017,在5%、1%和5%水平顯著為負。改變樣本觀測期后,結論仍穩健。

(2) 平行趨勢檢驗。本部分通過平行趨勢檢驗進一步控制可能存在的內生性問題。其中,平行趨勢檢驗結果中變量Before(-3)、Before(-2)、Before(-1)分別表示行權前第三年、行權前第二年和行權前第一年,變量Current(0)、After(1)、After(2)、After(3)

分別表示行權當年、行權后第一年、行權后第二年和行權后第三年。回歸結果如表5所示,投服中心實際持股行權的前三年Before的系數分別為-0.018、-0.027和-0.025,均不顯著。在投服中心行權當年,Current(0)的系數為-0.035開始在5%水平上顯著,且持股行權之后的第一年After(1)、第二年After(2)以及第三年After(3)的系數分別為-0.033、-0.048和-0.044,均為負向顯著,說明投服中心持股行權具有持續的政策效應。總體看來,研究結果滿足平行趨勢假設,證實了結論。

表5 平行趨勢檢驗結果

表6 工具變量法回歸結果

(3) 安慰劑檢驗。為了排除外界偶然因素對于文章結論的影響,加強投服中心行權對于股價同步性的因果關系,本部分設計了安慰劑檢驗。具體地,利用配對樣本隨機生成一個偽處理組,構建新的樣本組對模型再次進行回歸,如果回歸系數不顯著偏離原點,說明隨機產生的投服中心行權樣本的股價同步性并沒有被降低。具體結果如圖1所示。圖1的橫軸表示隨機生成的交乘項系數,縱軸表示估計系數的p值和密度分布情況。由圖可知,估計系數在0兩側呈正態分布,p值絕大部分均大于0.1,這表示投服中心行權對“偽處理組”的股價同步性沒有顯著影響。圖中的垂直虛線表示模型的真實回歸系數,值為-0.0198997。安慰劑檢驗的回歸系數并沒有落在該區域內,其主要分布區域距離真實回歸系數較遠,表明隨機生成的行權樣本的股價同步性未被顯著降低。綜上,上文的分析結果通過了安慰劑測試。

圖1 安慰劑檢驗

(4) 工具變量法。參考陳運森(2021)的方法,選用“公司召開股東大會當天同時召開股東大會的上市公司數量”作為工具變量。首先,當有較多公司都恰巧選擇在同一天召開股東大會時,即使投服中心想行權多個公司也只能因為人手以及資源有限而被迫放棄一部分。當天召開股東大會的公司數越多,公司被行權的可能性就越小。其次,公司不能控制和影響其他公司召開股東大會的時間,當天召開股東大會的公司數量與股價同步性不存在直接關聯。因此工具變量滿足相關性和外生性條件。具體地,定義Num_Meeting為當天召開股東大會的公司數量除以100再乘以-1。回歸結果顯示,Treat與Syn的回歸系數為-0.019,在1%的水平上顯著為負,結果依舊穩健。

五、 機制檢驗

1. “信息效率”機制檢驗

前文已述,投服中心行權可以通過“信息效率”機制降低股價同步性。參考袁蓉麗等(2022)的研究,以股票換手率(Turnover)作為信息不對稱程度的代理變量進行驗證,Turnover數值越大,表示信息不對稱程度越低。

同時借鑒翟光宇等(2014)的研究,以Kv指數作為信息披露質量的代理變量進行驗證。使用如下KV模型回歸得到OLS回歸系數。其中以Pt代指上市公司股票在第t個交易日收盤價,Volt代指交易總股數,Vol0代指平均每個交易日的交易數量。由于在使用KV模型時所采用的樣本時間跨度存在差異,導致以Kv指數指代信息披露質量時缺乏可比性。因此,我們遵循同一市場和同一時期的原則,構建Kv=β×106進行回歸。Kv指數作為一個負向指標,數值越高代表企業信息披露質量越差。

ln|ΔPt/Pt-1|=α+β(Volt-Vol0)+δi

(4)

另外,為了保證文章結論的穩健性,我們同時采用改進的KV模型得到Kv2進行機制檢驗。其中各指標的定義同上,Kv2即通過模型所得到的回歸系數。

ln|ΔPt/Pt-1|=α+β(Volt-Vol0)/Vol0+δi

(5)

參考Dechow(1995)的研究,采用修正的瓊斯模型對于可操控性應計利潤進行估計,以計算結果的絕對值來度量應計盈余管理(Da)。Da數值越大,代表企業盈余操縱程度越嚴重。根據證監會2012版行業分類標準對上市公司分年度分行業回歸,結合經營現金凈流量、生產成本及酌量性費用計算出殘差,以其作為真實盈余管理(Rem)的代理變量。Rem越大,說明企業真實盈余管理程度越嚴重。

采用中介效應模型進行機制檢驗,回歸結果如表7所示。Plan A中列(1)列(2)列示了股票換手率(Turnover)的回歸結果,Treat的回歸系數為0.318,在1%的水平上顯著為正,說明投服中心行權顯著降低了信息不對稱程度。將Turnover重新加入模型回歸后,Treat和Turnover系數分別為-0.017和-0.011,在5%和1%水平上顯著為負,投服中心行權通過緩解信息不對稱程度進而降低股價同步性。列(3)至列(6)為Kv指數回歸結果,同理,投服中心行權能夠顯著提升信息披露質量,進而提升資本市場定價效率。Plan B中,以Da和Rem作為被解釋變量時,Treat系數分別為-0.009和-0.014,分別在5%和10%水平上顯著為負,投服中心行權可以抑制企業盈余管理操縱。中介變量加入模型后回歸,同樣得到了預期的結果。機制檢驗結果顯示,企業被投服中心行權的“信息效率”影響機制得到了證實。

表7 “信息效率”機制分析回歸結果

2. “非理性因素”機制的排除性檢驗

投服中心行權能夠通過“信息效率機制”降低企業股價同步性,與此同時還可能存在上文提及的“非理性因素”機制,本部分將對該種可能的解釋進行檢驗。

(1) 投資者情緒。當公司被投服中心行權時,可能會造成中小股東對被行權企業產生高漲的投資者情緒,在此過程中股價夾雜了更多的非理性信息,使得股價同步性水平降低。為了排除這種可能存在的影響機制,我們檢驗了投服中心行權和投資者情緒之間是否存在顯著相關關系。借鑒Baker和Wurgler(2006)的方法,將TobinQ分解為權益凈利率(Roe)、營業收入增長率(Growth)、資產負債率(Lev)、公司規模(Size)四個指標進行回歸得出殘差(Residual),以殘差來衡量投資者情緒(Sentiment)。實證結果如表8列(1)所示。投服中心行權(Treat)與投資者情緒(Sentiment)之間不存在顯著關系,說明投服中心行權不會造成投資者情緒變化,排除了“非理性因素”假說,進而間接驗證了上述分析過程中的“信息效率觀”。

表8 “非理性因素”機制的排除性檢驗結果

(2) 噪音交易。中國資本市場上的中小投資者以散戶居多,而且大多數投資者缺乏專業知識和交易經驗,易受“噪音”影響。噪音交易越多,股價越偏離企業內在的真實價值。且噪聲交易者容易對信息產生過度反應或者反應不足,導致資產價格過度波動,影響資本市場定價效率。因此,股價同步性可能是受噪音干擾而降低。借鑒French和Roll(1986)的研究,用計算得出的股票收益率月度方差減去季度方差的累積值來衡量“噪音”(Noise)。根據中位數分為“噪音”高組和“噪音”低組。回歸結果如表8列(2)列(3)所示,無論在“噪音”高的組別中還是在“噪音”低的組別中,投服中心行權均降低了股價同步性,兩組系數不存在顯著差異。說明投服中心行權對股價同步性的影響并不是通過增加“噪音”信息引起的,排除了“非理性因素”的研究假說。

六、 進一步檢驗

1. 異質性分析

投服中心行權降低股價同步性的影響機制源于行權工作能夠發揮監督治理效應,很大程度上緩解了管理層與投資者之間的信息不對稱,支持了“信息效率觀”假說。而從改善信息環境的視角來談,分析師關注、機構投資者持股以及外部審計作為信息中介,是能夠影響信息在資本市場上流動效率的關鍵因素。那么其是否會對投服中心行權產生異質性影響?

(1) 投服中心行權、分析師關注與股價同步性。分析師作為資本市場上的信息中介,發揮著媒介主體功能的同時,也在傳遞著企業層面的增量信息。一方面由于證券分析師的特殊職能,通過對上市公司財務以及非財務信息進行整合來發布分析師預測報告,向市場和投資者傳遞有價值的企業層面信息。另一方面,證券機構聚集了眾多專業性更強以及信息資源更豐富的分析師團隊,不僅能夠營造透明的外部信息環境,還能融入自身分析調研后的增量信息,在很大程度上增強了信息的價值相關性和準確度。分析師關注度越高,越能加快信息在企業和投資者之間的流動效率。這也意味著當投服中心行權時,通過提升信息效率進而作用于股價同步性的影響機制在分析師關注度更低的組別中更加顯著。我們采用分析師跟蹤人數(Analyst)作為代理變量,如果分析師跟蹤人數大于樣本中位數定義為1,否則為0。實證結果如表9列(1)列(2)所示,在分析師關注度較低的組別中,Treat回歸系數為-0.027,在5%水平上顯著,并通過了組間差異檢驗。

表9 異質性分析回歸結果

(2) 投服中心行權、機構投資者持股與股價同步性。機構投資者持股比例越高,越能有效改善企業信息不對稱。這源于機構投資者有更強的信息優勢,其參與監督治理后能夠提升信息效率,增強信息透明度。此外,機構投資者能夠約束大股東掏空行為,發揮監督治理效應,改善會計信息質量。從這個角度而言,機構投資者持股比例較低的企業更加需要投服中心行權以保護中小投資者利益,同時提高信息效率以緩解信息不對稱。因而我們合理預測機構投資者持股比例較低的企業,投服中心行權對于股價同步性的影響會更加顯著。我們采用機構投資者持股比例(Institution)作為外部信息中介的變量度量,如果機構投資者持股比例高于樣本中位數,定義為1,否則為0。重新放入模型中進行回歸,實證結果如表9列(3)列(4)所示,在機構投資者持股比例較低的組別中,Treat回歸系數為-0.021,在5%水平上顯著為負,而在較高組別中未發現顯著性,并且通過了組間差異檢驗。這與我們的預期相一致。投服中心行權在機構投資者持股比例較低的企業發揮治理替代效應。

(3) 投服中心行權、外部審計與股價同步性。外部審計作為公司治理機制下發揮外部監督作用的手段之一,職責在于對上市公司財務報告提供鑒證業務以保證會計信息質量,審計機構能夠在獨立審計過程中充分了解企業內部的私有信息,并且通過鑒證報告以及審計意見等方式將信息融入股價,降低內外部信息不對稱程度。此外,外部審計作為最直接的外部監督力量,能顯著降低管理層的機會主義傾向。審計質量越高意味著上市公司可能信息透明度更強,能夠向外界傳遞更多企業層面的特質性信息,一定程度上降低股價同步性,從而提升資本市場定價效率。由于外部監督治理因素的存在,投服中心行權對于股價同步性的增量影響可能在外部審計質量較高的企業組別中不那么明顯。因此,我們預測投服中心行權降低股價同步性的現象在審計質量較低的樣本中顯著,一定程度上發揮治理替代效應。我們采用企業是否被國際四大會計師事務所審計作為審計質量的分組變量,如果企業被國際四大審計,則認為外部審計質量較高,定義為1,否則為0。重新參與回歸后,結果如表9列(5)列(6)所示,外部審計質量更低的企業中Treat回歸系數為-0.021,在1%水平上顯著為負,審計質量高組別中未見顯著性,并且通過了組間差異檢驗。投服中心發揮的效果在外部審計監管層面上存在明顯異質性。

2. 經濟后果檢驗:股價崩盤風險

股價崩盤風險產生源于管理層多出于謀求私利動機刻意隱藏企業面臨的“壞消息”而加速披露“好消息”,當資本市場無法承受來自于上市公司隱匿壞消息的壓力之時,所有個股的累積負面影響長時間聚集到一定閾值時統一釋放到資本市場上。影響股價崩盤風險的關鍵因素就在于企業是否能夠及時披露“壞消息”以提升“信息效率。”按照文章的主要邏輯,如果投服中心行權能夠降低股價同步性,那么在此過程中就能降低信息不對稱和盈余管理操縱,有效提升信息透明度,從而加速管理層確認披露“壞消息”,抑制管理層捂盤動機導致股價崩盤風險。

以負偏態收益系數(Ncskew)和收益上下波動率(Duvol)衡量股價崩盤風險。具體計算步驟如下:首先計算企業的周特質收益率Wi,t和殘差,i和t代表企業和周數。其中,Ri,t為公司i的股票在第t周考慮現金紅利再投資的回報率,Rm,t為市場在第t周的加權平均收益率,并且分別加入了2期市場收益率的超前項和滯后項。

Wi,t=ln(1+εi,t)

(6)

Ri,t=αi+β1Rm,t-2+β2Rm,t-1+β3Rm,t+β4Rm,t+1+β5Rm,t+2+εi,t

(7)

其次,根據企業周特定收益率分別計算負偏態收益系數(Ncskew)和收益上下波動率(Duvol),n代表交易周數,nu、nd代表周特質收益率高于(低于)平均收益率的周數。Ncskew和Duvol數值越大,代表上市公司面臨的股價崩盤風險越高。

(8)

(9)

實證結果如表10所示,Treat系數分別為-0.088和-0.107,分別在10%和1%水平顯著為負。無論是Ncskew還是Duvol指標,當企業被投服中心行權后,股價崩盤風險均有所降低。

表10 投服中心行權與股價崩盤風險

七、 結論與啟示

投服中心的設立作為證券監管的補充手段,也是中小股東積極主義的有益實踐。不僅貫徹落實了“創新監管方式、防范重大風險”的制度理念,還真正成為促進中小投資者保護的里程碑事件。本文驗證了中小股東積極主義改善資本市場定價效率的積極影響,投服中心行權能夠顯著降低股價同步性,并且通過緩解企業內外部信息不對稱的“信息效率”機制發揮作用。當分析師關注度更低、機構投資者持股比例更低以及外部審計監督不足時,行權效果更為顯著。此外,由于投服中心行權增加了特質信息融入股價,緩解了中小股東對于企業負面消息感知的信息劣勢,不僅促進資本市場定價效率的提升,還能夠降低股價崩盤風險。本文拓展了證券監管領域和中小投資者保護方面的相關研究,為提升上市公司質量與資本市場資源配置效率,助推資本市場行穩致遠發展補充了新的研究視角。

根據如上結論,本文也得出如下啟示:首先,投服中心作為行政監管的有益補充,兼具市場化和法治化的機構模式,應該和預防監管、司法監管等手段保持互聯互通,優化諸如參與股東大會、業績說明會以及網上行權等多樣化投服方式。以更加精準務實的舉措提升持股行權效率,拓展行權工作的廣度、深度,提高持股行權的有效性、專業性和權威性。在持股行權過程中,突出信息披露監管理念,完善資本市場監管體系,真正發揮提升上市公司質量,防范企業風險與促進資本市場良性發展的有效作用。其次,監管機構應該以新《證券法》為契機,筑起投服行權實施工作的制度頂層設計。進一步完善事前-事中-事后等行權維權手段的實施細則,降低中小投資者行權成本,構建起“事前預防監督-事中實質監管-事后代表維權”的強監管環境,更好地發揮投資者合法權益的“保護傘”功能。最后,投服中心在持股行權工作開展的同時,應注重投資者保護的宣傳教育、輿論引導,加強投資者正確的投資理念,以防投資者在資本市場上盲目跟風;同時,倡導投資者積極行使股東權利。進一步健全投資者保護的制度機制與監管體系,暢通投資者依法維權追償渠道,號召廣大投資者共同參與公司治理,維護中小投資者的合法權益,助力構建資本市場投資者保護新格局。