机构投资者对股价联动性非线性影响的实证分析

沈垚犇（上海大学）

■ 绪论

股价联动性的概念首次由Roll(1988)提出，即公司股价跟随行业以及市场同涨同跌的程度。在有效的资本市场中，公司的股价能充分反映有关公司的特质信息，产生偏离市场的个性波动，因此股价联动性较低。机构投资者拥有专业化、规模化、机构化的优势，因此机构投资者的理性交易行为能够促进资本市场的健康发展，并且大量地持股能使其成为公司的股东，参与到公司的经营管理中，从而影响公司股价的表现，进而改变股价联动性。另一方面，随着机构投资者持股比例的扩大，其作为公司股东在公司经营的决策权以及公司治理的话语权会随之上升，那么是否存在某一个特定比例能够使机构投资者的持股在超过该比例后，对公司的影响力加速提升，进而改变对股价联动性的影响速率。

■ 理论分析与假设提出

基于对过往文献的总结，本文认为随着机构投资者持股比例的不断上升，机构投资者会花费更多的时间与精力去收集以及整理标的公司的信息，从而发现更多的公司特质信息，同时高比例的持股会促使机构投资者参与公司的经营管理，发挥公司治理效应，进而导致股价中公司特质信息的含量上升并围绕公司的真实价值进行个性波动，降低股价联动性。并且，持股时间长、持股稳定性强的稳定型机构投资者因为更注重公司的长期价值，会更有意愿与动机参与公司的经营管理。随着其持股比例的进一步上升，该类型的机构投资者在公司经营的控制权以及公司治理的话语权将进一步增强，将会有更多的渠道与方式获得公司特质信息，增强信息传递速率，加速股价联动性下降的速率。因此稳定型机构投资者持股比例与股价联动性之间存在非线性关系。而持股时间短、持股稳定性较弱的交易型机构投资者更关注股价短期的走势，因此缺乏参与公司经营管理与治理的动机，进而无法像稳定型机构投资者那样拓宽获得公司特质信息的路径，对股价联动性的负向作用速率不会产生显著的改变。至此，本文提出以下假设：

假设1：机构投资者持股比例越高，股价联动性越低。

假设2：稳定型的机构投资者与股价联动性之间存在门槛效应，而交易型机构投资者与股价联动性之间门槛效应不显著。

■ 研究设计

（一）数据来源

本文中，机构投资者持股比例、公司总资产、公司净资产收益率以及行业指数是在Wind数据库中获取得到，其余数据都来自于CSMAR数据库。本文以2006年到2019在我国沪深交易所上市的所有A股为研究对象，并且对数据进行了以下处理：剔除带有ST、*ST的公司；剔除金融行业公司；剔除在科创板上市的公司；剔除季度个股日收盘价不足30个观测值的样本数据；剔除当年IPO的公司。

（二）变量定义

1.被解释变量：股价联动性(SYN)

本文借鉴王海林和张爱玲(2019)的方法，选取个股日收益率、对应的市场日收益率以及行业日收益率通过以下公式求得每一季个股的拟合优度R2，R2表示个股公司股价波动能被市场、行业波动所解释的程度。

其中，表示个股的日收益率，表示该企业所在市场的日收益率(具体分为沪指、深指和创业板指数的日收益率)，表示该企业所处行业的日收益率(按2012版证监会行业指引进行分类)。通过回归计算得到上述公式的R2来度量上市公司个股波动跟随行业与市场波动的程度。为使变量呈现正态分布，随后对R2进行取对数处理，进而得到被解释变量股价联动性(SYN)。SYN越高，股价联动性越强。

2.解释变量：机构投资者持股比例(INST)

本文参照以往研究，将机构投资者的持股比例作为公司个股基本面信息被资本化到股价中程度的代理变量。本文的机构投资者持股比例数据直接取自于Wind数据库，其计算方法为季度末机构投资者持股数除以该股的流通股数。

表1 面板门槛模型的回归结果

3.机构投资者的分类方式

本文借鉴牛建波等(2013)使用的划分标准，该指标考虑了持股比例以及持股时长的双重因素，计算变量IOS，计算方法如下所示：

其中，代表公司i在第t季的机构投资者持股比例，分母表示该公司前三季度机构投资者持股比例的标准差。IOS值越高，机构投资者持股的稳定性越强。为将行业因素考虑在内，将公司i的IOS值与所属行业的IOS中位数进行比较，若IOS值大于行业的中位数，表示该公司的机构投资者为稳定型机构投资者；反之则为交易型机构投资者。

4.控制变量

根据以往学者的研究方法，本文选取以下控制变量：股权性质、公司规模、资产负债率、市值账面比、换手率、上市时间、净资产收益率以及股权集中度。

（三）模型设定

为检验异质性的机构投资者持股比例与股价联动性之间是否存在门槛效应，本文采用Hansen(1999)提出的面板门槛模型，以两种类型的机构投资者持股比例作为核心解释变量以及门槛变量，建立如下面板门槛模型进行实证检验：

其中，为解释变量以及门槛变量，公司i在第t季度的机构投资者持股比例，代表该公司在第t+1季度的股价联动性，计算前置一期的目的是为了在分析时，能将机构投资者持股比例与对应公司股价联动性的因果关系更好地展示出来，为待估计的门槛值，为个体固定效应。

■ 实证分析

实证结果与结果分析：

下表1为自举法300次得到的面板门槛模型回归结果(篇幅限制，仅展示主要解释变量的具体回归结果)：

无论何种类型的机构投资者或者持股比例是否大于门槛值，其回归系数都显著为负，说明机构投资者持股比例与股价联动性呈现负相关关系，假设1得到支持。

仅考虑稳定型机构投资者组别的门槛值为37.44%，对应门槛效应的P值为0.001，在1%的显著性水平下显著。当稳定型机构投资者持股比例超过门槛值后，其对股价联动性的负向作用会显著增强，因为此时的稳定型机构投资者对被投资公司的影响力以及控制力将得到明显提升，会有更多的渠道与方式获得公司特质信息，使得公司股价进一步产生因特质信息而导致的个性波动，更快地降低股价联动性。

仅考虑交易型机构投资者组别的门槛值为37.54%，对应门槛效应的P值为0.427，门槛效应不显著。这是由于交易型机构投资者缺乏像稳定型机构投资者那样积极参与公司经营管理、充分发挥公司治理能力的动机，进而导致其获取公司特质信息的能力可能无法随着持股比例的上升而显著增强，使得交易型机构投资者对股价联动性的加速负向作用不显著。

因此本文认为稳定型机构投资者与股价联动性之间存在门槛效应，而交易型机构投资者与股价联动性的门槛效应不显著，假设2得到支持。

■ 结论与建议

本文选取2006-2019年我国A股非金融上市公司的季度面板数据作为样本，运用面板门槛模型对异质性机构投资者持股比例与股价联动性之间的非线性关系进行实证分析，得出以下主要结论：首先，机构投资者持股比例越高，股价联动性越低；其次，稳定型机构投资者与股价联动性之间存在显著门槛效应，当其持股比例超过门槛值后，持股比例对股价联动性的负向作用会显著增强；最后，交易型机构投资者与股价联动性的门槛效应不显著。因此有关部门应继续大力发展与引导机构投资者，提高机构投资者在资本市场所占比重，使其充分发挥挖掘公司特质信息的能力，加强资本市场的信息传递效率，并且根据机构投资者的不同特点，实施差异化的监管模式。