合格境外机构投资者持股与中国资本市场有效性

刘贝贝 赵 磊

(1. 河南大学 经济学院/金融与证券研究所，河南 开封 475004；2.郑州航空工业管理学院 商学院，河南 郑州 450046)

一、引言

2019年9月10日，国家外汇管理局取消了合格境外机构投资者(QFII)的投资额度限制，进一步扩大了我国金融市场对外开放程度，进而增加了QFII对我国金融市场的投资需求。随着这一政策的实施，QFII对我国资本市场的影响作用是否也会随之增大，与此同时，是否更有利于推动我国金融市场稳步开放和进一步深化发展，进而对我国金融市场的发展产生深远的影响？针对这些问题，研究QFII对我国资本市场有效性的影响具有重要的现实意义和理论意义。

早在1970年，芝加哥大学教授Eugene Fama就提出了市场有效性的概念，即在一个完美的市场中，证券价格是有效的，它充分而准确地反映了所有相关信息。然而，现实中并不存在这样完美的市场，即资本市场并非完全有效。因此，大量研究聚集于哪些与公司基本价值相关的信息被纳入股票价格，进而用来解释股价信息含量的变化。部分学者认为公司信息披露质量[1]、所有权结构和公司治理[2]等因素能够影响股价信息含量；另一部分学者从市场和制度环境差异的视角，认为投资者的产权保护[3]、法律制度环境[4]、内幕交易法的实施[5]等也会影响公司股价信息含量。此外，还有学者发现，分析师跟踪[6]和机构投资者[7]等也会影响公司的股价信息含量。

机构投资者经验丰富且拥有专业的投资团队，能够有效搜集与分析上市公司相关信息，且较低的信息搜集成本也促使知情交易者利用信息进行交易，这使得公司特定信息被纳入到股票价格中，因此，机构投资者搜集信息的利益和成本能够有效影响公司的股价信息含量[8]。QFII作为中国资本市场引入的重要国际机构投资者，拥有卓越的能力、丰富的投资经验以及专业的投资团队，能够充分利用其掌握的资源与技术对相关信息进行搜集、分析以及更有效地处理与公司价值相关的特定信息[2]。事实上，QFII独立于当地的管理，这使得他们具有监督公司的能力[9]。另一方面，由于国内机构投资者与持股公司有一定的业务联系，不会有效监督管理层[10]，而与之相比，QFII与持股公司有较少的利益冲突，拥有更加独立且积极的立场，因而能够更好地发挥其监督作用。因此，QFII能否对公司管理层进行有效监督，进而提高上市公司的股价信息含量，并最终影响我国资本市场有效性，值得进一步研究。

本文可能的边际贡献如下：第一，从股价信息含量指标选取的角度来看，考虑到股价同步性指标计算的R2可能包含一些噪音，如一些新闻产生的噪音和其他非理性的因素等[11]，并且政治、文化等这些因素也会对R2造成一定的影响[3][12]，因此，采用同步性这一指标并不能准确衡量公司的股价信息含量，而与此同时，股价的非同步性也不能简单看作公司层面的信息含量，也可能包含噪音[13]。区别于已有研究(用股价同步性来衡量股价信息含量)，本文参考Bai 等的研究[14]，使用公司未来预测的现金流与当前股票市场价格的变化来衡量股价信息含量。第二，从研究内容的角度来看，本文探究了QFII对资本市场有效性的影响，且验证了不同类型QFII(主动型QFII和消极型QFII)对股价信息含量的影响作用，还进一步从QFII与资本市场有效性之间的传导路径与机制方面进行了研究,为政府监管部门在进一步制定和出台QFII相关政策措施方面提供了有效的参考借鉴。

二、文献综述与研究假设

(一)机构投资者与股价信息含量

机构投资者拥有专业的知识和搜集分析信息的能力，进而使其能够根据获取的信息进行交易，与此同时，交易可以向市场传递一定量的信息并反映到股价中，从而提高公司的股价信息含量[8]。一些研究也证明了这一结论，如王亚平等指出，机构投资者持股可以使股价中包含更多公司特有的信息，有效提高了股价信息含量[15]；此外，国外的研究也发现了类似的结论，Bai等、Boehmer和Kelley使用美国上市公司的数据，研究发现机构投资者显著提高了股价信息含量[14][16]；An和Zhang等的研究发现，持股数量多且持股周期长的机构投资者有强烈的监督动力，增加了股价信息含量[17]。

已有文献还将机构投资者分为国外机构投资者和国内机构投资者，进一步分类探究国外机构投资者对股价信息含量的影响。比如，He等和Kacperczyk 等利用40个国家的公司数据，发现国外机构投资者可以提高股价信息含量，其原因在于，持股比例较高的国外机构投资者(持股比例高于5%)有更强的激励与动力，并且有意愿和能力去更好地搜集和处理与公司价值相关的信息，同时也更容易以这些信息为基础进行交易，从而通过知情交易来提高股价信息含量[18][19]。He和Shen、Kim和Cheong、以及Vo分别用日本、韩国和越南的公司样本进行研究，均发现国外机构投资者能够有效提高股价信息含量[20][21][22]，主要原因在于，国外机构投资者获取和分析信息的成本较低，可以更好地从公司公布的年度报告等公共信息中挖掘并获取更多信息，同时其所在的国家也都是国际投资中心，这更有利于获取最新相关信息，从而根据获取的信息进行投资。事实上，国外机构投资者拥有专业的知识和国际化的投资经验，可以挖掘获取更多的私人信息，从而更好地进行股票交易。Albuquerque等使用美国机构投资者在8个发达国家的投资数据，通过理论推导和实证分析均发现，美国投资者拥有的私人信息可以在很多国家进行有价值的交易，因为美国投资者拥有的特殊优势使其比本地投资者拥有更多的私人信息，同时也更了解全球的信息且拥有更好的交易策略[23]。一些学者利用中国的数据也得到了类似的结论。比如，Gul等的研究指出，国外投资者持股(持有B股或H股)能够提高股价信息含量[2]；饶育蕾等指出，QFII持股1年以上能显著提高公司的股价信息含量[24]；钟覃琳和陆正飞研究发现，“沪港通”开通后引入的境外机构投资者可以通过知情交易使更多的公司信息融入到股价中，以及通过改善公司治理来提高股价信息含量[25]。

综上所述，现有研究仍存在一些不足，主要体现在以下几个方面：第一，国内关于QFII与资本市场有效性的研究较少，缺乏验证不同类型QFII(主动型的QFII和消极型的QFII)对资本市场有效性的影响研究。第二，目前国内的相关研究中，在衡量资本市场有效性的指标方面，更多地是采用股价同步性这一指标，然而这种衡量方法存在一定的缺陷，缺乏更准确有效的衡量指标。第三，现有研究中，缺乏关于QFII与资本市场有效性之间的传导机制方面的研究，未能有效探究QFII是如何影响资本市场有效性这一重要问题。第四，QFII与资本市场有效性之间的因果关系需要进一步识别。目前关于QFII对公司行为的影响研究都是直接进行因果关系的验证，而缺乏对深层次的内生性问题的讨论和因果效应的识别。基于以上分析，本文以QFII持股为研究对象，使用Bai等的股价信息含量指标来探究在新兴市场上QFII持股对中国资本市场有效性的影响，这区别于使用股价同步性指标的文献和使用不同国家的公司数据的相关研究[14]。此外，以往文献没有解决QFII与股价信息含量之间潜在的内生性问题，且没有进一步探究QFII对股价信息含量的影响机制，而本文的研究采用了更准确有效的指标来衡量股价信息含量，并进一步使用工具变量法和基于倾向得分匹配的双重差分法(PSM+DID)以及安慰剂检验来降低QFII持股与股价信息含量的内生性，并且还探究了QFII影响股价信息含量的潜在机制。

(二)研究假设的提出

根据上述的分析可知，机构投资者有效提高股价信息含量，而QFII作为国际知名的机构投资者，不仅拥有专业的团队与丰富的投资经验，还具有更强的数据搜集分析能力，因而能够更好地获取持股公司的信息并对其进行专业的分析，因此能提高股价信息含量。根据已有文献，本文从三个方面来探究QFII影响股价信息含量的潜在机制。

1.对投资者来说，公司特定信息更有价值。一些研究也发现，公司信息披露质量及自愿性信息披露质量的提升能够有效降低信息搜集的成本[26][27]。比如，Jin和Myers使用40个国家的公司数据发现，当公司存在信息不透明时，内部人会更多地利用私有信息进行交易并从中获利，而外部投资者搜集信息的成本较高，会导致其获取较少的信息[28]。Haggard等的研究也指出，公司的自愿性信息披露能够有效降低信息搜集的成本，使股价中包含更多公司层面的信息[27]。已有研究还发现，QFII能够提高公司的信息披露质量，比如，杨海燕等和李春涛等分别利用深市和沪深A股的样本数据证明了这一结论[29][30]。因此，本文认为，QFII可能通过提升公司信息披露质量进而提高股价信息含量。

2.盈余管理是管理层对公司财务报告进行操纵来满足预期目标的方式之一，因此，一些研究用盈余管理来反映公司的会计信息质量[31]，即盈余管理程度越高，公司的会计信息质量越差。管理层的盈余管理行为在一定程度上隐藏了公司的相关信息，从而减少了股价中的信息含量[32][33]。Hutton等的研究使用盈余管理来衡量公司的信息透明度，发现盈余管理程度越高，投资者得到的公司特定信息越少[32]。陆瑶和沈小力的研究也指出，盈余管理程度越高的公司，股价中包含公司层面的信息越少，说明会计信息的披露能够有效影响公司的股价信息含量[33]。事实上，已有文献也发现，机构投资者可以降低公司盈余管理，如孙光国等的研究指出，机构投资者有效降低公司的应计盈余管理[34]；Kim等使用29个国家的公司样本进行研究发现，在新兴市场国家，境外机构投资者有效降低公司盈余管理[35]。因此，QFII作为机构投资者，可通过提升公司的会计信息质量进而来提高股价信息含量。

3.已有的研究把机构投资者划分为主动型和消极型两种类型[36][37]，主动型的机构投资者由专业的技术人才组成，可以进行有效的信息搜集，且面临更少的监管和法律约束，同时拥有独立的立场，与持股公司的商业联系较少，因此，主动型机构投资者为了持股收益的最大化，更有动力且能更加有效地监督公司、影响管理层的决定以及会更加积极主动地去搜集公司相关信息。而消极型的机构投资者，与持股公司有一定的商业联系，为了维护与公司现有或潜在的业务关系，不会主动质疑或影响管理层的决策，以免破坏与持股公司管理层之间的关系，失去现有或潜在的业务，因此也更少去监督公司管理层。Almazan等实证分析发现，主动型的机构投资者显著提高了管理层的薪酬业绩敏感性[36]；Aggarwal等的研究也证明，主动型的国外机构投资者能够有效提高公司治理水平[38]；Luong等的研究也发现，主动型的国外机构投资者可以显著提高公司的创新产出，进而约束管理层的行为[39]。以上研究均表明，不同QFII类型的监督作用会有所差异，与消极型的QFII(保险公司、银行信托、大学基金、私有养老金)相比，主动型的QFII(基金公司、投资公司、独立的投资顾问和公共养老金)对持股公司的影响作用更加明显，因此，本文认为，QFII还可能通过主动型持股来发挥应有的监督作用，进而提高公司的股价信息含量。基于以上分析，本文提出如下假设：

假设：QFII持股能够提高上市公司的股价信息含量。

三、研究设计

(一)数据来源与样本选择

本文以2006～2019年中国A股上市公司为研究对象，使用QFII季度重仓持股数据(上市公司公布的前十大股东中的QFII持股)、公司基本信息、财务和公司治理的数据以及中国分省市场化指数等数据。其中，QFII各个季度重仓持股数据来源于Wind数据库，公司基本信息、财务和公司治理等数据来源CSMAR数据库，行业是采用申银万国2018年的行业分类标准，市场化指数来源于王小鲁等发布的中国分省市场化指数报告[40]。本文对样本进行如下的处理：(1)考虑金融行业的特殊性，删除金融类公司；(2)删除ST公司以及资不抵债的公司；(3)删除主要变量缺失的公司；(4)为了规避异常值对实证结果的干扰，对所有连续变量在1%的水平进行缩尾(Winsorize)处理，最终本文得到20434个公司-年度观测值。

(二)变量设计

1.股价信息含量的测度。已有文献探究了股票价格是否包含更多公司价值的基本信息，即股价信息含量，主要用股价同步性[3]和公司未来预测的现金流与当前股票市场价格的变化来衡量[14][19]。股价同步性是用CAPM模型计算R2来测度，但是一些新闻产生的噪音和其他非理性的因素[11]以及一些文化和政治因素等均会影响到R2[3][12]。因此，高股价同步性并不能表示股价信息含量低，该指标存在一定的问题。林忠国等指出股价的非同步性指标与信息(或噪音)成U型关系，即股价的非同步性不能简单认为公司层面的信息含量，也有可能是噪音[13]。因此，参考Bai等研究方法，本文使用公司未来预测的现金流与当前股票市场价格的变化来衡量股价信息含量[14]。q理论表示公司的投资与未来的现金流成正比，从而使公司的市场价值在这种预期的关系中凸显[41]，而投资是根据已有信息进行决策，能够体现出公司的价值，因此，本文使用公司未来收益(公司未来预测的现金流)对当前公司市值(当前股票的市场价格)进行回归来衡量公司的股价信息含量。

参考Bai等、Kacperczyk等和Carpenter等的研究[14][19][42]，本文使用公司未来收益(Ei,t+h/Ai,t)衡量未来的现金流，使用当前公司市场价值(log(Mi,t/Ai,t)，衡量目前股票的市场价格，计算方法如公式(1)，主要用log(Mi,t/Ai,t)的系数bt衡量，当bt的值显著大于0时，表示公司的市场价值影响未来收益，即公司的股价信息含量较高。

(1)

式(1)中，E是息税前利润，A是总资产，M是总市值，X是控制变量，包括公司的市场价值与总资产的比值的自然对数(ln(M/A))、公司息税前利润与总资产的比值(E/A)、总资产的自然对数(lnAsset)、固定资产净额与总资产的比值(PPE)、资产负债率(LEV)、公司现金与总资产的比值(Cash)、企业所有权性质(SOE)、审计意见(Opinion)、是否选用四大会计事务所审计(Big4)、第二大股东至第十大股东持股比例(LMS)、公司上市年限(AGE)、董事会规模(BoardSize)、独立董事比例(Indep)、董事长与总经理两职是否合一(Duality)，具体变量的主要定义如表1所示。

2.QFII指标的测度。考虑到有些公司被QFII持股较少，为了更好验证QFII的影响，本文使用上市公司各个季度QFII重仓股(上市公司公布的前十大股东中的QFII持股)的数据。参考李春涛等以及Luong等的研究[30][39]，本文将QFII一年内季度持股的均值与流通股的比值作为QFII的衡量指标，该值越大，表示QFII持股数量越多。

(三)模型设计

本文使用面板模型的固定效应来验证QFII持股对公司股价信息含量的影响，模型设定如式(2)：

(2)

式(2)中，Ei,t+h/Ai,t是被解释变量，代理变量为F_E/A、F2_E/A、F3_E/A、log(Mi,t/Ai,t)和QFII是解释变量，如果b2t的系数显著为正，表明公司的市场价值与未来收益正相关，即公司的股价信息含量较高，其他的变量定义如表1的控制变量所述，本文还控制了公司和年份的固定效应。

表1 变量的定义

(四)主要变量的描述统计

表2是主要变量的描述性统计分析。公司未来收益指标E/A、F_E/A、F2_E/A、F3_E/A的均值分别为5.952、7.181、8.844和9.915，表明公司的收益是逐渐提高。QFII季度持股的均值为0.328%，最大值为6.316%，QFII年度持股的均值为1.312%，与国内机构持股的均值6%相比，说明QFII持股值相对较低，有待继续提高，如果本文能够发现QFII持股显著提高股价信息含量，这将为QFII持股对公司行为的影响研究提供来自新兴市场更有力的证据。公司资产(lnAsset)的均值(21.917)和中位值(21.740)是相近的，说明样本中的公司规模分布是均衡的。固定资产净额与总资产的比值(PPE)的均值为0.235，表明固定资产占公司总资产的23.5%。公司现金与总资产(Cash)的均值为0.201，说明公司中有20.1%的总资产是现金，可知公司会持有一定的现金流来维持正常运转。第二大股东至第十大股东持股比例之和(LMS)的均值为22.1%，说明我国第二至第十大股东持股比例相对较低，有待股东进一步增持，从而发挥各个股东的权力，更有效监督管理层的行为。

表2 变量的描述性统计分析

四、实证分析

(一)基础回归

本文使用面板模型的固定效应来验证QFII对股价信息含量的影响，表3是基础的回归结果，被解释变量是公司未来一期的收益指标(F_E/A)，第(1)～(2)列是验证公司的股价信息含量是否较高，核心解释变量为ln(M/A)，第(3)～(5)列是验证QFII对股价信息含量的影响，核心的解释变量为ln(M/A)*QFII，第(6)～(7)列是验证QFII和QFII持股与国内机构投资者持股的比值(QFII_rate)对股价信息含量的影响，核心的解释变量为ln(M/A)*QFII_rate，如果QFII持股显著提高股价信息含量，则ln(M/A)*QFII和ln(M/A)*QFII_rate的系数应该显著为正。回归中还控制了一些可能影响公司未来收益的因素，以及控制公司和年份的固定效应。为了消除异方差性等因素的影响，本文使用公司聚类效应(cluster)对回归的标准误进行修正，并在括号里输出修正后的双侧检验的t值。

表3的第(1)列是没有控制公司治理的指标，第(2)列控制3公司治理的指标，第(1)～(2)列的结果中，ln(M/A)的系数均显著为正，表明我国上市公司的市场价值与未来收益存在一定的关系，上市公司的股价信息含量是较高的，与Carpenter等的结论[42]一致，证明了随着我国公司信息披露质量的改善，股价信息含量在逐步提高。第(3)～(5)列的结果中，ln(M/A)*QFII的系数均在1%的水平上显著为正，且ln(M/A)的系数仍显著为正，可知QFII持股可提高股价信息含量。第(6)～(7)列的结果中ln(M/A)*QFII_rate的系数均至少在5%的水平上显著为正，进一步证明了QFII显著提高公司的股价信息含量，与Kacperczyk等的研究结论均[19]一致。本文还控制了国内机构投资者持股对股价信息含量的影响，ln(M/A)*Ins_local的系数在1%的水平显著为正，说明国内机构投资者持股也能提高股价信息含量，与Bai等的结论[14]一致。上述结果表明在控制国内机构投资者的影响后，QFII仍可显著提高公司的股价信息含量。可能的原因是：一方面，QFII作为国际的机构投资者，与国内机构投资者相比，会表现出较小程度的本土偏见，且拥有的专业性投资知识、经验和团队，可以更好地进行公司信息的搜集、分析和加工，获取更多上市公司的信息，有效提高股价信息含量。另一方面，QFII的监督作用也能有效改善公司的信息披露，进而提高股价信息含量。控制变量的符号与Kacperczyk等的研究结论[19]是一致的。

表3 QFII与股价信息含量(用公司未来一期的收益F_E/A来衡量)

表3的结果证明QFII显著提高股价的信息含量(用公司未来1期的收益来衡量)，因此，表3主要验证QFII对短期内的股价信息含量的影响，那么QFII是否也影响公司市值对未来长期收益的作用呢？为此，本文使用公司未来两期和三期的收益与当期总资产的比值(F2_E/A和F3_E/A)衡量股价信息含量再进行分析，表4是回归结果。第(1)～(2)列的被解释变量是F2_E/A，第(3)～(4)列的被解释变量是F3_E/A。结果显示ln(M/A)的系数均显著为正，表明长期内的股价信息含量是有效的。通过比较表3的第(2)列ln(M/A)的系数和t值(3.706和21.67)、表4的第(1)列的系数和t值(3.292和11.04)和第(3)列的系数和t值(1.445和3.71)，可知公司市值对未来收益的系数和显著性均显著降低，表明公司市值对未来收益的影响是减弱的，即公司的股价信息含量是逐渐降低。第(2)列和第(4)列是验证QFII对公司股价信息含量的影响，ln(M/A)*QFII的系数分别在5%和10%的水平显著，表明QFII对长期的股价信息含量的影响是减弱的，而对短期内的股价信息含量有显著的提升作用。在下面的分析中，本文使用公司未来1期的收益(F_E/A)来衡量股价信息含量，即主要验证QFII对短期内的股价信息含量的影响。

表4 QFII与长期的股价信息含量(用公司未来两期收益F2_E/A和三期的收益F3_E/A来衡量)

(二)异质性分析

1.企业所有制的影响。已有研究表明国有企业的信息披露质量较低，导致其股价同步性较高，股价中包含较少公司层面的信息[15][42]。Gul等使用1996～2003年中国上市公司的数据研究发现，国有企业有弱的公司治理和对小股东有更少的保护，因此国有企业的股价同步性较高[2]。进一步，Ben-Nasr和Cosset使用41个国家的私有化公司研究发现，国家控股的公司股价信息含量较低，是因为国家控股的公司信息环境不透明，使投资者搜集公司私有信息的成本较高，从而减少公司的知情者交易，进而降低股价信息含量[43]，这个结论对新兴市场的国家公司样本也成立。这些研究表明国有企业的股价信息含量较低，而表3的结果表明QFII提高公司的股价信息含量，那么QFII是促进国有企业的股价信息含量还是促进非国有企业的股价信息含量呢？为了验证该假设，本文把样本分为国有企业和非国有企业，表5的第(1)～(2)列是回归结果。

国有企业样本中ln(M/A)*QFII的系数在1%的水平显著为正，非国有企业样本中ln(M/A)*QFII的系数为正，但不显著，表明QFII显著提高国有企业的股价信息含量，说明境外机构投资者拥有卓越的能力，有资源和技术来收集并处理与价值相关的公司特定信息，使公司特定信息融入到股票价格中。本文进一步比较了国有企业和非国有企业样本的ln(M/A)*QFII系数差异性，发现第(1)列ln(M/A)*QFII的系数显著大于第(2)列ln(M/A)*QFII的系数，且差值在10%的水平显著。可知，国有企业的股价信息含量较低，QFII更能发挥监督的作用，而民营企业的股价信息含量相对较高，QFII发挥的监督作用较小，表明QFII持股可以部分替代所有制对股价信息含量的影响作用。

2.市场化程度的影响。在市场化程度较低的地区，公司所受到的外部监督较低，会导致信息披露质量更差[44]，因此，“沪港通”的实施对股价信息含量的影响在市场程度较低的地区更明显[25]。已有研究表明在市场程度成熟地区，公司的股价信息含量越高。那么QFII持股对公司的股价信息含量的影响是否也会受到市场监管程度的影响呢？

为此，本文使用王小鲁等的中国分省份市场化指数报告中市场化指数[40]测度市场监管程度，该值越大，表示市场化程度越高，市场监管越严格。具体地，如果上市公司注册所在地的评分大于中位数，则被划入市场化程度越高的组(市场监管严格组)，反之为市场化程度低的组(市场监管宽松组)，回归结果如表5的第(3)～(4)列。结果表示，在市场化程度低的样本中，ln(M/A)*QFII的系数在1%的水平显著为正；而在市场化程度越高的样本中，ln(M/A)*QFII的系数不显著为正，其组间ln(M/A)*QFII系数的差异在10%的水平显著。可知，在市场化程度越低的样本，QFII显著提高股价信息含量，更有效发挥QFII的监督作用，进一步证明了QFII可以部分替代市场监管对股价信息含量的影响作用，与钟覃琳和陆正飞的结论[25]一致。

表5 企业所有制和市场化程度影响

五、内生性分析和稳健性检验

QFII与公司股价信息含量的影响可能存在内生性问题，本文的估计结果有可能受到遗漏变量和反向因果的影响。一方面，一些不可观测的地区和公司因素可能同时影响QFII持股和股价信息含量；另一方面，QFII可能倾向于持有股价信息含量高的公司股份。为了减少QFII与股价信息含量之间存在的内生性问题，本文使用如下的方法：(1)参考Fisman和Svensson、Aggarwal等的研究[38][45]，使用工具变量法来识别QFII持股与股价信息含量的关系；(2)参考Chen等[46]，利用QFII进入公司这一准外生行为，使用倾向得分匹配法进行样本匹配，然后用双重差分法和安慰剂检验来验证QFII对股价信息含量的影响。

(一)工具变量法

为了缓解QFII与股价信息含量之间的内生性，参考Aggarwal等[38]，本文使用换手率(Turn)和公司是否是沪深300成分股(HS300)作为QFII持股的工具变量，因为QFII可能持有换手率比较高的公司股份，但换手率与公司长期以来形成的股价信息含量没有直接的关系，可以很好地作为QFII持股的工具变量。同时QFII可能持有沪深300成分股的股份，因为沪深300成分股是以公司的规模和流动性为标准来选择一些代表性的公司，常作为投资者的投资倾向标的，因此也可以很好地作为QFII持股的工具变量。表6的第(1)～(2)列是第一阶段的回归结果，结果显示ln(M/A)*Turn、ln(M/A)*HS300、Turn和HS300的系数均显著，且弱工具变量检验的F值为13.3(大于10)，表明Turn和HS300变量可以很好地作为QFII持股的工具变量。第(3)列是第二阶段的回归结果，ln(M/A)*QFII的系数在1%的水平显著为正，表明QFII持股显著提高股价信息含量，可知在解决了QFII与股价信息含量之间的内生性后，本文的结论仍成立。

进一步，参考Fisman和 Svensson的研究[45]，本文还使用同年份同省份的公司的QFII持股均值(QFII_provyear)作为QFII的工具变量，因为QFII_provyear与年份省份的公司特质正相关，而与单个企业的持股相关性较小，因此可以很好地作为QFII持股的工具变量，表6的第(4)～(6)列是回归结果。第(4)～(5)列是第一阶段的回归结果，结果中ln(M/A)*QFII_provyear和QFII_provyear的系数均在1%的水平显著为正，且弱工具变量检验的F值为210.856(大于10)，表明本文所选用的工具变量QFII_provyear不是弱工具变量，可以很好地作为QFII持股的工具变量。第(6)列是第二阶段回归结果，可知ln(M/A)*QFII的系数在5%的水平显著为正，表明QFII显著提高公司的股价信息含量，进一步验证本文的结论。

表6 使用工具变量的结果

表4的结果是使用公司市场价值与公司未来两期和三期的收益来衡量股价信息含量，为此，本文也用工具变量法来验证QFII对公司长期的股价信息含量的影响，结果显示ln(M/A)*QFII的系数均不显著，进一步说明QFII对公司长期的股价信息含量的影响作用不明显，更能有效提高公司短期内的股价信息含量。

(二)倾向得分匹配(PSM)

参考Chen等[46]，本文利用QFII进入公司这一准外生行为，使用倾向得分匹配法进行样本匹配，然后用双重差分法和安慰剂检验来减少QFII与股价信息含量之间存在的内生性。

倾向得分匹配的步骤如下：第一步，构造匹配样本。选取QFII持股公司的前一年作为实验组，对照组是从未被QFII持股的公司，且要求样本中至少有连续三年的数据，包括QFII持股前一年、当年和后一年；第二步，计算QFII持股公司的倾向得分。利用logit模型逐年计算样本公司在该年度被QFII持股的概率，其中被解释变量是即将被QFII持股的虚拟变量(Treat)，如果公司下一年被QFII持股，Treat取值为1，反之为0；解释变量为Ins_local、M_A、E/A、lnMV、PPE、LEV、Cash，同时也控制了行业的固定效应；第三步，采用一对一最近邻匹配法对样本进行匹配，匹配后的样本包含791组(1582个)公司年度数据。表7是两组样本中主要变量的t检验结果，结果显示对照组和实验组在核心变量之间是无显著差异，满足双重差分的平行性假定。

(三)基于倾向得分匹配的双重差分法(PSM+DID)

根据倾向得分匹配的结果，本文定义一个接受冲击的虚拟变量Post，对于实验组公司，当其被QFII持股后，Post取值为1，之前取0。相应地，也为与其配对的对照组公司设定相同的Post取值。本文把实验组和对照组的样本合在一起进行双重差分分析，表8是回归结果。表8第(1)～(3)列依次增加控制变量，结果显示ln(M/A)*Treat*Post的系数均至少在5%的水平显著为正，表明QFII显著提高股价信息含量，进一步验证本文结论的稳健性。

表7 对照组和实验组公司的匹配变量的比较

表8 基于倾向得分匹配的双重差分法(PSM+DID)

(四)基于倾向得分匹配的安慰剂检验(PSM+Placebo test)

本文还使用安慰剂检验进行分析，即在倾向得分匹配后的样本基础上，把QFII进入公司这一行为提前一年和两年，然后验证其对股价信息含量的影响。表9的第(1)～(2)列是假定QFII提前一年进入公司，第(3)～(4)列是假定QFII提前两年进入公司，其中第(1)列和第(3)列是使用匹配后的全样本，第(2)列和第(4)列是使用实验组的样本。回归结果显示，第(1)和(3)列ln(M/A)*Treat*Post的系数均不显著，第(2)列和第(4)列的ln(M/A)*Post的系数也不显著，表明的确是QFII提高公司的股价信息含量，进一步验证结论的稳健性。

表9 基于倾向得分匹配的安慰剂检验(PSM+Placebo test)

(五)稳健性检验

本文也进行一系列稳健性检验：(1)改变样本区间和删除机构投资者持股为0的样本，考虑到2008年金融危机的影响、2015年和2016年熔断机制以及股价暴跌的影响，本文对样本区间进行改变，分别使用2009～2016年和2010～2014年的样本进行分析，发现结论仍成立。由于有些公司没有被QFII和国内机构投资者持股，本文将没有被机构投资者持股的数据删除，然后进一步验证QFII对股价信息含量的影响，发现文中的结论仍成立。(2)本文还使用QFII的累计授权额度(Quota)作为QFII的衡量指标，以进一步识别QFII与股价信息含量之间的关系。因为Quota是证监会批准并由国家外汇管理局授予的投资额度，授权额度越大，QFII能持股的上市公司数目或者持股变化就越多，因此，授权额度(Quota)及其变化(△Quota)与QFII正相关，可以作为QFII的衡量指标，研究结果表明QFII的授权额度显著提高公司的股价信息含量，进一步验证本文的结论。(3)使用股价同步性来衡量股价信息含量。参考Morck 等[3]，本文用股价同步性(Syn)作为公司股价信息含量的衡量指标，Syn取值越小，说明股价信息含量越高。结果表明QFII可以显著提高股价信息含量，进一步验证结论的稳健性。

六、机制分析

上述的一系列结果表明，QFII有效提高公司的股价信息含量，那么QFII是如何影响股价信息含量呢，本文主要通过QFII主动型持股来有效发挥监督作用以及提高公司的信息披露质量和会计信息质量来改善股价信息含量等途径来探究其内在机制。

首先，为了验证QFII是否通过主动型持股来提高股价信息含量，本文把QFII分为主动型的QFII持股(QFII_indep)和消极型的QFII持股(QFII_grey)，表10是回归结果。结果显示ln(M/A)*QFII_indep的系数在5%的水平显著为正，ln(M/A)*QFII_grey的系数为正，但不显著，可知，与消极型的QFII持股相比，主动型的QFII持股有效提高公司的股价信息含量，表明主动型的QFII持股更能发挥监督作用，与Chen 等、Aggarwal 等和Luong等的结论[37][38][39]一致。

表10 不同类型的QFII持股对股价信息含量的影响

其次，参考李春涛等[30]，本文使用Kim 和 Verrecchia的方法[47]测度公司的信息披露质量，KV值越大，表示信息披露质量越低。进一步，根据样本中每年KV的中位值分为高低两组，然后分组检验在不同信息披露质量下QFII对股价信息含量的影响，表11的第(1)列和第(2)列是回归结果。结果显示在信息披露质量高的组lnM_A*QFII的系数在1%的水平显著为正，而在信息披露质量低的组lnM_A*QFII的系数不显著，且组间lnM_A*QFII的系数差异在5%的水平显著，表明QFII更能提高信息披露质量高的公司的股价信息含量，可知QFII对股价信息含量的影响依赖于公司的信息披露质量，即QFII不能通过提高公司的信息披露质量来增加股价信息含量。

最后，本文使用Jones模型[48]和修正的Jones模型[49]来计算可操控应计利润，然后取绝对值，值越大，公司的应计盈余管理程度(DA)越高，会计信息质量越低。进一步，根据样本每年DA的中位值分为高低两组，然后分组检验在不同会计信息质量下QFII对股价信息含量的影响，表11的第(3)～(6)列是回归结果。在会计信息质量低的样本中，lnM_A*QFII的系数在1%的水平显著为正，在会计信息质量高的样本中，第(4)列的lnM_A*QFII系数不显著，第(5)列的lnM_A*QFII系数在5%的水平显著为正，但系数显著性和大小均小于会计信息质量低的样本值，且组间ln(M/A)*QFII系数的差异至少在10%的水平显著。可知，在会计信息质量低的样本，QFII显著提高股价信息含量，说明QFII更能提高会计信息质量低的公司股价信息含量，即会计信息质量的提高是QFII改善股价信息含量的影响途径。

表11 QFII对股价信息含量的影响机制

综上所述，QFII能够通过主动型持股来有效发挥监督作用和提高公司的会计信息质量来改善股价信息含量。

七、结论和政策建议

区别于已有使用同步性指标来衡量股价信息含量的研究，本文使用公司未来预测的现金流与当前股票市场价格的变化来衡量股价信息含量。研究发现QFII显著提高公司短期的股价信息含量(用公司未来一期的收益来衡量)，对长期的股价信息含量(用未来两期和三期的公司收益来衡量)的影响有所减弱；异质性分析发现QFII对股价信息含量的影响作用在国有企业以及市场监管宽松的地区的样本更明显，表明QFII持股可以部分替代所有制和市场监管对股价信息含量的影响作用；最后，机制检验发现QFII通过主动型持股来发挥监督作用以及提高公司的会计信息质量来改善股价信息含量。

依据本文的结论，本文提出如下的政策建议：首先，证监会和金融监管局可以增加QFII的数目，使更多的QFII能够进入中国市场和持有上市公司的股份，从而更好发挥QFII的监督作用。目前，我国取消了QFII投资额度限制，有利于满足QFII对我国金融市场的投资需求。因此，监管部门也需要鼓励管理层去主动改善公司的内部治理水平和信息环境，进而吸引更多的QFII了解、熟悉和进入中国资本市场，从而持有更多的中国上市公司股份，进而发挥其监督作用，最终提高我国资本市场的有效性。其次，QFII对国有企业以及市场监管较宽松地区样本的股价信息含量的促进作用更显著，表明QFII可以部分替代所有制形式、市场监管对股价信息含量的影响作用，因此，需要鼓励QFII能够持有内部治理水平差和市场监管较宽松地区的公司股份，更好地发挥QFII的监督作用。最后，监督者应该制定更为完善的相关政策来保护QFII的权益，使其能够长期在我国资本市场进行投资和发展，实现QFII的投资行为对国内投资者起到示范作用，改善我国投资者的投资方法和理念，进而去持有公司内部治理和信息披露质量好的股份，最终促进中国资本市场更加规范化和国际化。

注释：

①回归中省略了ln(M/A)*Ins_local、Ins_local、lnAsset、PPE、LEV、ROA、Cash、SOE、Opinion、Big4、LMS、AGE、Boardsize、Indep、Duality变量的系数和相应的参数检验值，用Controls表示。此外，如果不加说明，所有回归均控制了年份和公司的固定效应。

②第(1)列回归中省略了E/A 的系数和参数检验值，第(2)列E/A、lnAsset、PPE、LEV、ROA、Cash的系数和参数检验值，第(3)列省略了E/A、lnAsset、PPE、LEV、ROA、Cash、SOE、Opinion、Big4、LMS、AGE、Boardsize、Indep、Duality变量的系数和相应的参数检验值。