内生性视角下机构投资者类型与市场波动研究——基于A股面板数据的经验证据

姚明德，韩金红

（1.中央财经大学，北京 100086;2.新疆财经大学，乌鲁木齐 830012）

随着证券投资专业化、社会化及各国证券市场的发展，机构投资者在现代证券市场中越来越发挥着重要作用。在我国，为改善投资者结构，健全证券市场功能，监管者一直致力于大力发展各种机构投资者。如何评价各种机构投资者对市场的影响，如何在发展和完善我国证券市场的过程中，发挥各种机构投资者的积极作用都成为具有重要实践指导意义的研究课题。本文就机构投资者类型对A股市场波动性的影响进行分析、评价，为发展和规范市场投资主体特别是机构投资者提供理论依据和政策参考。

国内外学者对机构投资者与市场波动之间的关系作了较深入的研究，但从已取得的研究成果看，不同学者的观点和研究结论存在着较大分歧。

第一种观点认为，机构持股减轻了市场波动。Potter认为信息披露减少了市场投资双方的信息不对称性，降低了对于公司绩效的意外程度，从而使得股票价格的波动减少。而机构可以通过交易把所拥有的信息更多地在市场中反应，使得市场价格更加有效、更真实地反映价值，从而减少了股票市场的波动。祁斌等（2005）发现中国资本市场中机构投资者持股比例与股价波动性显著负相关、与公司规模正相关，机构投资者有助于降低市场整体波动性。

第二种观点认为，机构持股加剧了市场波动。Sias（1996）研究发现:当某股票被机构投资者持有的份额越大，其股价的波动性越强。Dennis、Strick－land研究认为特别是当市场活跃时，机构羊群行为至少在短期内加剧了市场的波动。

第三种观点认为，机构持股与市场波动无关。Lakonishok、Shleifer和 Vishny（1992）的结论否定了机构投资者对股票的过度需求会带来股价波动的说法。但由于没有对股票相对需求弹性的准确考察，他们并不能排除少量的羊群效应和惯性交易也能引起股价大幅变动的可能性。何基报、王霞（2005）研究认为，机构投资者与稳定股市没有必然的联系，在市场其他要素给定的情况下，股价波动的大小是市场中投资者结构参数的非线性函数，不能得出“机构投资者一定能够稳定股市”的结论。

不同学者研究结论之所以存在较大分歧除了研究方法上存在着差异外，一个主要的原因是实证研究的样本在时间段上也有不同，而不同时间段里市场环境和机构投资者性质差异较大。例如，祁斌等（2005）考察了2001—2004年16个季度的数据，而何基报等（2005）则采用的是2003—2005年12个季度证券投资基金的数据;这两段时间都没有涉及市场快速拉升的时期（比如2006年）。同时，以往的研究总是从机构总体出发，不同机构参与市场会表现出不同的特性和作用，片面地强调机构整体是稳定了市场还是加剧了波动都是不恰当的。此外，以往在研究机构持股的作用时往往将其视为外生变量。事实上，有些国内外学者的研究已经显示机构持股与市场波动之间存在内生性问题。如果机构持股的内生性确实存在，则在不控制其内生性的情况下直接采用普通最小二乘法（OLS）进行回归将导致模型设定偏误，从而影响结论的可靠性。为了全面客观地评价机构投资者对市场波动性的影响，就有必要从股市完整的运行周期（上升、下跌到盘整）出发，在控制内生性情况下，从机构细化的角度研究不同机构的特性及其对市场波动的影响，本文拟在此方面进行尝试。

一、研究设计

（一）变量说明及模型设计

为了检验机构投资者是否加剧了市场波动，借鉴Sias（1996）本文用季度期间股票每日普通收益率的标准差作为衡量上市公司股价波动性的指标。

其中，P为股票每日收盘价，r为股票日普通收益率，n为季度内股票交易天数，V为衡量波动性的股票季度日收益率的标准差，在实证研究中作为因变量进入计量模型。

本文解释变量为机构持股占流通股的比例IO，若IO与股价波动显著正相关，则说明机构持股加速了市场波动，验证了机构的羊群效应和正反馈假说;若IO与股价波动显著负相关，则说明机构持股减轻了市场波动，证实了机构的信息优势和机构偏好假说。

控制变量方面，Dennis和Strickland（2002）发现市场波动与公司股价呈正相关，Karpoff（1987）的研究表明股票换手率是导致股价波动的直接因素，Rubin和Smith（2007）认为财务风险会导致市场波动加剧，Wei和Zhang（2006）研究得出公司盈余波动对市场波动产生影响，因此，本文加入股票季度平均价格（Aprice）、股票季度日平均换手率（Turnover）、资产负债率（Indebt）、前12季度ROE的方差（VROE）作为控制变量。此外，本文还控制了市场回报Returnt－1（前一季度股票回报）、上市时间age等可能影响股价波动的其他因素。

国内外对于机构和市场波动的诸多研究中纷纷提到机构持股与市场波动之间存在内生性问题，实证研究也越来越重视变量的内生性问题，严重的内生性会导致普通最小二乘回归结果的有偏性和非一致性。因此，我们需要寻找一个与机构持股相关，而与市场波动无关的变量作为工具变量进行两阶段最小二乘（2SLS）估计，检验机构持股与市场波动的关系。

选取工具变量需要满足两个条件:工具变量本身必须是外生的，而且与内生变量高度相关。国内外学者（Gompers and Metrick，2001;Aggarwal，Klap－per and Wysocki，2005;瞿伟丽，何基报等，2010;刘立立，余军，2010）研究发现，机构投资者偏好规模大、高收益、公司治理较好的股票。因此，本文选取公司规模Size、每股营业收入Income作为机构持股的工具变量。

综合上述分析，本文构建的两阶段回归模型如下:

第一阶段回归模型:

第二阶段回归模型:

本文首先采用计量方程中的两阶段最小二乘法（2SLS）运用工具变量实证检验机构作为一个市场参与主体稳定市场的假说是否成立，为验证工具变量的有效性，我们还根据 Arellano＆Bover（1995）以及Blundell＆Bond（1998）的建议进行了Sargan检验。其次，在控制内生性情况下，本文从不同类型的机构特性出发，检验不同机构投资者持股对市场波动的影响。

（二）数据来源及样本选择

为了避免制度差异的影响，本文仅研究我国A股股票市场。我国资本市场自2007年开始至2010年末，经历了一个完整的市场周期，在此期间我国股市既经历了机构投资者的高速发展，也经历了牛熊市和国际金融危机的跌宕起伏，因此，我们将研究样本期间定义为2007年一季度至2010年三季度，使用15个季度组成的面板数据进行分析。文中机构持股数据来源于Wind金融咨询终端，其他数据均来源于国泰安数据库。主要变量的描述性统计分析结果如表1所示。

表1 描述性统计分析表

二、实证结果分析

（一）机构整体持股对股价波动影响的实证分析

首先，研究采用 STATA 11.0中的 Fixedeffects回归方式对面板数据进行分析，并且针对面板数据特点使用了Hausman检验，拒绝了Random－effects回归方式，使用Fix－effects回归能够消除数据组内不随时间序列而变化的自变量对于因变量的影响，同时，为了防止数据中异方差的影响，回归中还使用了Robust检验，在以下按机构类型分析中使用了同样的回归方法。

其次，本文对应用工具变量的固定效应模型回归与直接进行固定效应模型的回归进行了Hausman检验，检验结果的卡方值为977.73，在1%的水平拒绝了原假设，因此，我们认为应当采纳应用工具变量的固定效应模型的回归结果，也就是说，机构持股与市场波动之间确实存在严重的内生性问题，本文建立的两阶段回归模型是有效的。

机构整体持股与股价波动Fixed－effects两阶段回归结果如表2所示。

工具变量的有效性需要严格的计量检验。为此，我们在表2中对工具变量进行了弱识别、不足识别及过度识别检验。其中，弱识别检验的原假设是工具变量与内生变量弱相关，若拒绝原假设，则表明工具变量与内生变量具有强相关性，是强工具变量;不足识别检验和过度识别检验都是为了检验工具变量的内生性，其中，若拒绝不足识别检验的原假设并接受过度识别检验的原假设，则表明工具变量是外生的。工具变量的有效性需要严格的计量检验。为此，我们在表2中对工具变量进行了弱识别、不足识别及过度识别检验。其中，弱识别检验的原假设是工具变量与内生变量弱相关，若拒绝原假设，则表明工具变量与内生变量具有强相关性，是强工具变量;不足识别检验和过度识别检验都是为了检验工具变量的内生性，若拒绝不足识别检验的原假设并接受过度识别检验的原假设，则表明工具变量是外生的。

表2 机构整体持股与股价波动Fixed－effects二阶段回归结果

表3 机构整体持股与股价波动fix effects单方程OLS回归结果

表2的检验结果表明，我们所选用的工具变量不仅是严格外生的，而且与内生变量高度相关，是强工具变量。

在验证了工具变量有效性的基础上，2SLS实证检验结果发现，在排除了变量的内生性问题之后，机构持股与股价波动显著负相关，即机构持股显著地减小了股价波动，稳定了市场。另外，作为对比，本文还在不考虑机构持股指标内生性的情况下对模型2采用OLS方法直接进行了固定效应模型回归分析，具体回归结果见表3。由表3可知，机构持股与市场波动在1%水平显著正相关，即机构持股显著加剧了市场波动，这与表2中应用工具变量（2SLS）的固定效应模型回归的结果截然相反。由于Hausman检验显示机构持股存在内生性，因此，利用2SLS的固定效应模型的回归比在不考虑内生性时用OLS对单方程进行回归更为有效。这说明，在考察机构持股对股市波动影响的实证分析中，若没有控制机构持股的内生性问题，将可能误估机构持股对股市波动的影响。

综上所述，我们认为:控制内生性情况下，机构作为一个市场参与主体起到了稳定市场的作用，发挥了政策制定者和市场监管者希望机构发挥的作用。同时，在一阶段回归中我们发现:机构持股与公司规模、每股营业收入显著正相关，结果表明机构偏好规模大、收益高的股票，验证了机构偏好假说。

（二）机构投资者类型对股价波动影响的实证分析

上述实证结果证实了机构整体稳定市场的作用。但各类机构投资者的特性不同，交易策略也不同，必然产生对于股价波动不同的影响。我国市场上的持股机构主要有12种，分别是基金、券商、QFII、社保基金、保险公司、一般法人、银行、信托公司、财务公司、非金融公司、企业年金及券商理财产品，研究将分别考察这些不同机构投资者对于市场波动的影响。本文采用此前2SLS方法进行实证检验，实证结果如表4:

表4 机构持股者类型与股价波动实证结果

由于篇幅限制，我们只列出了各类机构持股变量的回归系数和T值，其他控制变量在此省略。实证结果表明，基金持股对股市波动并没有显著影响，这可能是因为其交易行为和策略受到市场周期和委托代理责任的影响，不同时期所表现的作用可能不同。同时，实证检验发现券商、保险公司、信托公司、社保基金、QFII及券商理财产品持股与价格波动显著正相关，说明这六类机构持股显著加剧了股市波动。这可能是因为他们非理性的交易行为使得市场价格偏离了其内在价值，从而加剧了市场波动;但在所观测的12类机构中只有一般法人、非金融公司持股起到了显著稳定市场的作用，这可能是因为这两类机构持股主要以战略投资和价值投资为主，交易策略相对稳定，从而有利于市场价格的稳定;此外，对于银行、财务公司、企业年金，可能由于其在整体机构中所占比例较少且样本数量有限，对股价波动并没有表现出显著影响，对于此类机构还需进一步研究。

尽管机构总体持股起到了稳定市场的作用，但在机构分类研究中，我们也发现，我国近年来超常规发展机构投资者的政策中存在一些问题:

1.机构投资者内部结构不合理。除基金、一般法人规模较大外，其他类别的机构投资者并没有均衡发展。

2.部分机构投资者风格相近，羊群行为盛行。我国的机构投资者尽管数量比前几年大大增加，但在12类机构投资者中，除1/3机构持股与股市波动无关外，仅有1/6的机构持股显著稳定了市场，而有一半的机构投资风格相似，羊群行为盛行，显著地加速了市场波动。

因此，如果仍采用现有政策即只重视机构投资者规模和数量的发展，忽视其结构和质量，机构投资者作为一个市场参与主体今后不一定能继续有效地发挥稳定市场的作用。

三、结论及启示

从理论上分析，不同机构投资者对市场波动的影响可能存在较大差异。本文与以往实证分析的不同之处在于以股市上升、下降、盘整的整个波动周期为考察期间，从机构细化的角度出发研究不同机构的特性和作用，并运用工具变量的方法解决了以往研究中忽视的变量内生性问题。研究得出以下结论:

第一，关于机构整体持股对市场波动的影响，研究采用2SLS方法作了进一步的分析，在排除了变量的内生性问题之后，结论验证了机构整体持股稳定市场的假说。实证结果在一定程度上肯定了我国近年来超常规发展机构投资者的政策。同时，在一阶段回归中我们发现:机构偏好规模大、收益高、波动小的股票，验证了机构偏好假说。

第二，对于机构投资者与股市波动的分类研究中发现:12类机构投资者中，1/3机构持股与股市波动无关，仅有1/6的机构持股显著地稳定了市场，而有一半的机构投资风格相似，羊群行为盛行，显著地加速了市场波动，同时我们还发现，机构投资者内部结构不合理，除基金、一般法人规模较大外，其他类别的机构投资者并没有均衡发展。这也在一定程度上暴露出我国近年来超常规发展机构投资者的政策中存在一些问题。

本文结论对政策制定者来说具有重要启示:首先，适度修订机构投资者的发展战略，优化投资者机构。对机构投资者的培育，不应只重其规模和数量，而更应注重其结构和质量，是在一定规模和数量之上、以相制衡的市场结构整合证券市场功能的机构投资者，因此，可将机构投资者发展战略从超常规发展机构投资者修订为全面发展机构投资者，通过引导机构投资者在证券市场发展中发挥稳定的作用，实现证券市场的健康发展及其功能的全面发挥。其次，引导机构投资者树立正确的投资理念。对于基金、券商、保险公司、信托公司、社保基金等机构投资者，应引导其向价值投资类型转变，树立长期、有效、稳定的投资理念，有自己的投资个性和品牌，通过合理的市场竞争达到稳定整个市场的效果。

［1］何基报，王 霞.机构投资者一定能稳定股市吗?——理论和实证研究［D］.研究报告（深证综研字第0121号），深圳证券交易所，2005.

［2］刘立立，余 军.中国基金的股票投资偏好演变及其市场影响［J］.山西财经大学学报，2010，（4）:14－22.

［3］祁 斌，黄 明，陈卓思，杜丽虹.机构投资者发展与市场有效性及稳定性［D］.上海证券交易所“上证联合研究计划”课题研究报告，2005.

［4］瞿伟丽，何基报，周 晖，才静涵.中国股票市场投资者交易持股偏好及其对股价波动的影响［J］.2010，（3）:53－63.

［5］Aggarwal R，Klapper I，and PWysochi.Portfolio Preference of Foreign Institutional Investors［J］.Journal of Banking and Finance，2005，（29）:2919－2946.

［6］Arellano，M.And o.Bover，Another Look at the Instrumental Variable Estimation of Error－Component Models［J］，Journal of Econometrics，1995，68（1）:29－51

［7］Blundell R，and S.R.Bond.Initial Conditions and Moment Restrictions in Dynamic Panel Data Models［J］.Journal of Econometrics，1998，87（1）:115－143.

［8］Gompers P，and A Metrick.Institutional Investors and Equity Prices Quarterly［J］.Journal of Economics 2001，116，229－259.

［9］Karpoff Jonathan M.The relation between price changes and trading volume:A survey［J］.Journal of Financial＆Quantitative Analysis，1987，22（1）:109－126.

［10］Lakonishok，Shleifer and Vishny，The Impactof Institutional Trading on Stock Price［J］.Journal of Financial E-conomics，1992，32（1）:23－43.

［11］Patrick J，Dennis，Deon Strickland.Who Blinks in Volatile Markets，Individuals or Institutions［J］.The Journal of Finance， October，2002，57（5）:1923－1949.

［12］Potter.Accounting Earnings Announcements、Institutional Investor Concentration and Common Stock Returns［J］.Journalof Accounting Research，1992，30（1）:146－155.

［13］Rubin Amir，Daniel R Smith.Institutional ownership volatility and dividends［EB/OL］.http://papers.ssrn.com，2008－01－25.

［14］Sias，R.W.，1996，Volatility and the Institutional Investor［J］.Financial Analysts Journal，March/April，13－20.（Y）.

［15］Wei Steven X，Chu Zhang.Why did individual stocks becomemore volatile?［J］.Journal of Business，2006，79（1）:259－292.