QFII持股缓解了股价延迟吗?——基于我国A股上市公司的经验证据

毕 鹏,王生年

一、引 言

资本市场的重要功能是搜集并汇总上市公司基本面信息,并将信息反馈至股票价格之中。在一个有效的资本市场上,股票价格反映了企业内在价值的全部信息,引导并实现资源的优化配置,体现出较高的资本市场效率。资产定价效率是反映资本市场效率的重要指标。自我国资本市场确立以来,市场上长期笼罩着浓厚的投机色彩,股价同步性较高、资产定价偏误长期存在、资产定价效率较低[1]。探究导致我国资本市场资产定价效率低下的根本原因并非易事,因其同时受到来自法律与制度环境、政府干预与金融创新[2][3][4]、信息环境与信息中介[5][6][7][8]、公司治理与投资者结构[9][10][11]以及行为金融[12][13]等因素共同作用的影响。

股价延迟是股票价格滞后反映市场信息的现象,反映了信息融入股价的速度,体现了资本市场价格发现的功能。学术界通常采用股价延迟指标用以衡量资产的定价效率。导致股价延迟的主要原因是股票价格中未能包含所有的信息。长期以来,我国资本市场一直处于 “弱式有效”的状态,受信息不对称等因素的影响,股票价格未能全面反映相关信息,资产定价效率较低。QFII制度于2002年在我国确立,现已取得长足发展。QFII作为成熟机构投资者,具备专业的信息获取与分析能力以及理性、成熟的投资理念。理论上,掌握大量信息的QFII,通过股票交易的方式能够向市场传递相关信息。然而,我国资本市场并非有效,QFII能否发挥自身优势,提高我国资本市场效率,尤其是资产定价效率?针对这一问题的讨论,将为评价我国QFII制度提供重要依据,对推进我国资本市场开放、提高QFII监管的针对性、有效性具有重要的现实意义。本文利用2010—2018年我国A股上市公司数据,实证检验了QFII持股对股价延迟的影响。研究发现:QFII持股与股价延迟呈显著负相关关系,在采用Heckman两阶段回归、剔除特殊年份样本、变更QFII持股测度指标、自变量滞后一期、随机剔除10%研究样本等稳健性测试后,该研究结论仍然成立。截面异质性分析结果表明,QFII长期持股、增持、维持以及持股国有企业时,对股价延迟的缓解作用更为显著。机制研究发现,QFII持股通过提高上市公司信息披露质量、提升资本市场股票流动性进而缓解股价延迟。

本文研究贡献如下:第一,区别以往有关资产定价效率的研究,本文较为系统地分析了QFII持股对股价延迟的影响,补充了股价延迟的影响因素研究,丰富了QFII持股对我国资本市场资产定价效率产生影响的相关文献;第二,因QFII持股存在一定程度上的样本自选择与内生性问题,本文使用Heckman两阶段回归、剔除特殊年份样本、变更QFII持股测度、将QFII持股滞后一期、随机剔除10%研究样本等方法进行稳健性测试,弱化内生性,使得研究结论稳健可靠;第三,探究了QFII缓解股价延迟的潜在途径,发现QFII持股后可以通过提高上市公司信息披露质量、改善股票流动性有效缓解股价延迟。第四,研究为QFII相关制度的实施与推广能够在一定程度上提升我国资本市场定价效率提供了微观实证依据。

二、文献综述

股价延迟作为股票价格信息有效性的一种测度方式,是指股票价格形成过程中,股票价格滞后反映信息的现象。股价延迟体现了资本市场价格发现功能,能够很好地反映资本市场资产定价效率及市场的有效性,成为近年来资本市场微观结构研究领域的热点问题。有关股价延迟影响因素的相关研究表明,存在大量分析师跟踪的上市公司,其股价调整速度更快,股价对信息的反映更为敏感[14];市场信息融入股票价格的速度,同时受到来自投资者认知水平与信息不对称等方面的影响,该速度的快慢程度同时也对股票市场价格均衡产生影响。股价延迟还会受到来自行业方面以及公司自身特征的影响,表现为行业信息扩散与股票收益率的超前滞后效应、公司规模、股票流动性、公司结构等[15]。金融制度创新层面,我国学者李志生等[16]以股价延迟作为资产定价效率的替代变量研究发现,融资融券等金融制度创新有助于缓解股价延迟,提高我国资本市场定价效率;然而许红伟等[17]则认为,融资融券制度对短期资产定价效率的提升作用并不明显,主要体现在标的股的负面信息以及对市场向下波动的调整速度比较缓慢。此外,机构投资者持股比例对股价延迟所产生的影响也不尽相同[18]。

QFII对我国资本市场产生的影响一直是学者们比较关注的热点话题之一,但现有研究结论尚未统一。许年行等[19]研究认为,机构投资者羊群效应与股价同步性之间的关系,进而加大了股价崩盘风险;饶育蕾等[20]认为,QFII长期持股提高了股价信息含量、降低了股价同步性,且在熊市中表现得更为显著,但QFII的短期持股则表现出较强的投机色彩,不利于股市稳定;童元松等[21]研究指出,QFII在推动我国资本市场国际化发展的同时,能够很好地抑制境外投资者对我国股市与经济的冲击;朱相平等[22]认为,QFII持股可以发挥市场稳定的作用;孙显超等[23]研究发现,QFII持股是基于 “信息交易”并非 “噪音交易”;高扬等[24]研究表明,QFII持股能够显著增加知情交易概率,加剧信息不对称,不利于改善我国股票市场的信息环境。

通过以上文献梳理不难发现,首先,以股价延迟为研究对象,用以衡量资产定价效率的研究多集中于发达资本市场 (国家),且相关研究结论并不适用于我国新兴资本市场的特殊情境,国内基于股价延迟的研究尚待进一步补充与完善;其次,QFII作为我国资本市场 “单向”开放的重要举措,对我国资本市场发挥的作用与功效尚存争议,有待进一步实证检验;最后,国内关于QFII的研究大多采用重仓持股数据,样本量相对较少,可能会对研究结论产生一定影响。基于此,本文试图利用QFII非重仓持股数据,以股价延迟作为资产定价效率的替代指标,实证检验QFII持股对股价延迟的影响,并分析作用机制,以期丰富现有研究文献。

三、理论分析与研究假设

现有研究中,对QFII实施后所产生的经济后果的讨论尚存争议。本文基于QFII的 “价值创造”与 “价值获取”两个对立假说,深入分析QFII持股对股价延迟产生的影响,并探究其相关作用机制。

(一)QFII价值创造假说与股价延迟

作为价值创造者,QFII以长期价值投资为理念,以获取长期投资收益最大化为目标,积极参与公司治理并改善信息环境,传递有效信息。首先,QFII作为专业投资者具备较强的选股、识股能力,并通过 “用脚投票”的方式放弃盈利差、发展前景不佳的上市公司,并采取对经理人进行证券诉讼的方式,向经理人表示不满或施压,促使经理人选择更好的会计政策、降低上市公司盈余管理、缓解委托代理问题,进而缓解信息不对称;其次,QFII持股可以增加公司高管的业绩薪酬敏感性,当QFII对公司业绩或治理不满时,会发出退出威胁信号,给股价带来较强烈的下行压力,股价下行可能会导致市场的过度反应,对公司高管自利动机与行为将产生极大的震慑作用,促使高管提高信息披露质量,强化公司治理。最后,QFII作为成熟机构投资者通过发挥自身行业专长进行选股,能够发挥价值信号传递功能,从而吸引更多的分析师、外部监管者以及投资者的关注,提高投资者认知度以及股票流动性,缓解信息不对称,改善市场信息环境。基于以上分析,QFII作为 “价值创造”者,有助于改善上市公司治理机制,缓解股票市场信息不对称,促使股票价格快速吸收市场信息,缓解股价延迟。据此,本文提出假设H1a:

H1a:QFII持股缓解了股价延迟。

(二)QFII价值获取假说与股价延迟

部分学者认为,QFII在我国资本市场上采取违背长期投资原则的短线炒作行为,扮演了 “价值获取者”角色[25]。原因在于:第一,QFII具备较强的信息搜集、处理与分析能力以及仓位控制力,利用我国股票市场上的 “摩擦”与 “噪音”随时变更交易策略。QFII增持可能会导致代理成本提高,影响交易成本,进而加剧信息的不对称。第二,QFII本土化程度较低,信息搜集并参与公司治理的成本相对较高。受成本-收益的影响,当QFII持股比例较低时,因缺乏参与上市公司治理的动力与激励,更倾向于采取 “搭便车”的方式,其治理功能未能有效发挥。第三,QFII短线炒作行为使其更倾向于凭借自身优越的信息优势,投机获利。QFII作为知情交易者,采取正反馈交易,导致股票交易量出现异常,加剧股价波动与同步性。第四,我国股票市场以 “散户投资者”为主体,“追涨杀跌”现象普遍存在。QFII作为成熟机构投资者,其 “短线”套利投资行为具有一定的信号传递功能。股民的盲目 “追随”,加剧了股票定价偏误。当股票套利交易达到 “无利可图”时,股票价格将被迫回归 “本真”,并最终实现股票价格的 “市场均衡”。从QFII开始套利,至股票价格实现 “市场均衡”,受信息不对称的影响,股票价格只能逐渐地吸收市场释放的相关信息,加剧股价延迟。基于以上分析,可以推断,QFII具有较强的 “价值选择力”,而 “价值创造力”尚未体现。由此,提出竞争性假设H1b:

H1b:QFII持股加剧了股价延迟。

四、研究设计

(一)样本选择与数据来源

本文以2010—2018年我国A股上市公司为研究样本,QFII持股数据、上市公司基本信息与相关财务数据均来自CSMAR及WIND数据库。对样本数据进行如下处理:(1)剔除金融类上市公司样本;(2)剔除ST公司及变量缺失样本;(3)在计算股价延迟 (Delay)时,剔除滞后样本为空的样本;(4)对所有连续变量在1%水平上进行了Winsor处理,最终获取20 722个样本观测值。统计软件采用Stata15.0。

(二)变量定义

1.因变量:股价延迟 (Delay)。本文借鉴Hou等[26]的研究方法,利用上市公司周个股收益率与周市场收益率及其滞后四期的周市场收益率进行回归,测算股价延迟,以此衡量股票价格对市场信息的反应速度。股价延迟越大,表明股票价格对市场信息调整的速度越慢,资产定价效率越低。计算步骤如下:

模型 (1)中,ri,t代表股票i的周收益率,Rm,t代表周市场收益率,当股票价格能够对市场信息作出快速、及时的反应时,那么系数βi预期将显著异于0,δi,n则等于0;如果股票价格对市场信息的反应产生延迟,那么部分或者全部δi,n将显著异于0,即滞后期周市场收益对当期周个股收益率具有一定的解释力。模型 (1)也被称之为 “非限制性模型”(Unrestricted Model),当模型 (1)中δi,n全部为0时,称之为 “限制性模型”(Restricted Model),如模型 (2)所示:

股价延迟的具体计算公式如模型 (3)所示:

具体算法是:通过模型 (1)和模型 (2)计算出两个方程的可决系数R2,利用模型 (3)计算出Delay的年度值,Delay越大,代表股价延迟越严重,资产定价效率越低。

2.自变量:QFII持股。参考李蕾等[25]、李春涛等[27]的做法,本文采用QFII年度持股均值作为自变量,同时构建了QFII持股哑变量 (QFII_D),当上市公司被QFII持股时,取值为1,否则为0。

3.控制变量。借鉴李志生等[16]、许红伟等[17]、李青原等[18]、Hou等[26]的相关研究,本文将可能对股价延迟产生影响的相关变量进行控制。相关控制变量的选取主要基于以下三个方面的考虑:(1)流动性水平。研究表明,股票流动性能够对资产定价效率产生显著影响。较低的流动性意味着更高的交易成本,从而阻碍知情交易者的交易,而在流动性充足的市场,知情交易者更有动力获取更多的信息。基于此,选择股票交易量 (Volume)、换手率 (Turnover)能够反映流动性水平的变量进行控制;(2)公司基本面特征。公司特征与盈利水平是影响股票价格与股价延迟的关键因素。为控制上述因素干扰,选择年个股总市值 (Cap)、账市比 (BM)、市盈率 (Eps)、公司资本结构 (Lev)、固定资产比率 (PD)、公司规模 (Size)、净资产收益率 (Roe)、广告支出 (Adv)、公司年龄 (Age)等指标纳入控制变量;(3)公司治理水平。上市公司治理水平越高,信息环境越好,对资产定价效率能够产生直接影响。因此选择两职合一 (Dual)、董事会规模 (Boardsize)、机构持股比例 (Inst)、公司股东总数 (Shoulders)、公司员工人数 (Empl)等指标纳入控制变量。此外,还引入了公司是否发生亏损 (Loss)哑变量。原因在于,一旦股票市场或投资者接受到公司亏损的坏消息,就会对上市公司股票价格的调整速度产生影响。此外,对公司个体和年度效应进行了控制,各变量定义如表1所示:

表1 变量定义表

(三)模型设定

借鉴我国学者李青原等[18]、李春涛等[27]的研究,构建回归模型 (4),用以检验QFII持股与股价延迟 (Delay)二者之间的关系。

其中,Delay代表股价延迟,QFII为自变量,分别用QFII持股量、QFII持股哑变量 (QFII_D)作为测度指标,Controls为各控制变量 (见变量定义表1),同时控制了年度 (Year)与公司个体效应 (Firm),若β1显著为负,则表明QFII持股能够有效缓解股价延迟。

五、实证分析

(一)描述性统计

表2列示了模型 (4)中主要变量的描述性统计结果。从Panel A中可以看到,在2008—2018年间,样本公司平均股价延迟指标Delay的均值为0.269,最小值为0.001,最大值为0.992,该结果与李志生等[16]、李青原等[18]研究结论接近;QFII平均持股我国上市公司股份约为2.705,表明QFII在我国的持股量偏低;QFII_D持股我国上市公司占比约为17.2%,其他变量描述性统计结果与现有研究比较接近,样本分布较为合理。Panel B为主要变量的差异性检验结果。结果显示,股价延迟 (Delay)的中值和均值检验均在1%的水平上显著,即存在QFII持股的上市公司,其股价延迟显著低于没有被QFII持股的上市公司,该结论初步验证了本文的假设H1a。

表2(A) Panel A变量的一般描述性统计

表2(B) Panel B主要变量的差异性检验

(二)回归分析

1.QFII持股与股价延迟。表3列示了采用面板固定效应模型对QFII持股与股价延迟回归的结果。同时,为消除异方差影响,采用公司聚类效应对回归的标准误进行修正,括号内为修正后的t值。其中第 (1)、(3)列为没有加入相关控制变量的回归结果,(2)、(4)列为加入相关控制变量后的回归结果。如 (2)、(4)列回归结果所示,QFII_D与QFII回归系数分别为－0.015、－0.011,分别在1%水平上通过了显著性检验。上述结果表明,QFII持股有效缓解了我国资本市场股价延迟,假设H1a得到验证。

表3 QFII持股与股价延迟的基本回归分析

2.QFII持股期限特征与股价延迟。现有研究表明,机构投资者持股周期与公司治理效果显著正相关,且持股周期越长,机构投资者参与公司治理的动机越强。我国学者叶建芳等[28]根据机构投资者持股周期不同展开研究,发现机构持股周期越长,公司治理效果越好。QFII作为我国机构投资者的重要组成部分,具备机构投资者的一般特征。QFII持股周期能够直接影响其参与公司治理的动力与效果。理论上,QFII持股周期越长,公司治理效果越好,上市公司信息披露质量越高,能够有效缓解信息不对称,使得股票价格能够根据市场信息作出迅速调整,对股价延迟的缓解作用应该更强。基于此,借鉴杨嘉琳等[29]等相关研究,本文将QFII连续持股超过4个季度 (含4个季度)定义为长期持股,小于4个季度定义为短期持股,利用模型 (4)分样本进行回归,用以考察持股期限对QFII持股与股价延迟的调节作用。表4为QFII持股特征与股价延迟分组回归结果。列(1)、(2)为根据QFII持股周期分组后的回归结果。回归结果显示,在QFII长期持股组中,QFII的回归系数为－0.043,在5%水平上通过显著性检验;在QFII短期持股组中,QFII的回归系数为－0.004,并未通过显著性检验。结果表明,QFII长期持股可能因发挥较好的公司治理作用,通过缓解代理问题与信息不对称,进而促使股票价格能够快速根据市场信息进行调整,缓解股价延迟;而QFII短期持股则更有可能出于 “价值获取”的目的,通过投资进行套利,并没有发挥治理作用,因而对股价延迟的缓解作用并不明显。

3.QFII持股变动特征与股价延迟。QFII代表了国外成熟机构投资者,秉承理性投资理念。如前文所述,QFII持股具有一定的偏好,更倾向持股于公司规模大、市账比较低的公司。从行业分布上看,QFII更倾向于持股运输业、金属与非金属、机械等行业,而非房地产、传媒文化与建筑行业等。据CSMAR数据库显示,QFII持股并非一成不变。QFII可以凭借其专业的信息搜集、分析与处理能力及时调整投资策略。通常条件下,QFII对于绩优股、中大盘股与行业龙头股会选择增持股份额度,以此获取长期稳定的投资回报;当发现上市公司业绩下滑,或对高管持不满态度时,QFII会选择 “用脚投票”的方式选择退出,避免投资损失。Lin等[30]研究发现,QFII持股比例较高的公司,其业绩显著高于持股比例较低的上市公司,具备较好的价值发现功能。基于以上分析,根据CSMAR数据库中QFII持股变动特征,将研究样本分为QFII增持、QFII维持与QFII减持三组,再次对QFII持股与股价延迟之间的关系进行检验。回归结果如表4所示。列 (3)、(4)、(5)分别为QFII增持组、维持组与减持组的回归结果。结果显示,在列 (3)增持组中,QFII的回归系数为－0.135,在5%水平上通过了显著性检验,表明QFII增持能够有效缓解股价延迟。可能的原因是:一方面,伴随QFII持股比例的不断提升,QFII参与公司治理的动机更加强烈,上市公司因改善了公司治理,缓解了代理问题与信息不对称,使得股票价格能够根据市场信息作出快速反应,缓解股价延迟;另一方面,QFII增持能够吸引更多的投资者关注,投资者关注的提高能够产生较好的外部监督与监管效应,并且伴随投资者认知度的不断提升,能够进一步提高股票流动性,股票流动性的提高促使股票价格根据市场信息作出快速调整,进而缓解股价延迟。最后,QFII增持有可能增强了市场投资者的信心,一定程度上减少了市场上的频繁交易,稳定了资本市场,有助于发挥资本市场的价格发现功能,进而缓解股价延迟;在列 (4)维持组中,QFII的系数为－0.009,在10%水平上通过了显著性检验,即QFII持股对股价延迟具有缓解作用,再次验证了本文假设H1a。在列 (5)减持组中,QFII回归系数为0.067,并未通过显著性检验,即QFII减持可能在某种程度上代表了上市公司业绩不佳,或者QFII对公司高管缺乏信心,因而采取 “用脚投票”的方式,选择退出或减持股份,以避免或降低未来损失。QFII减持会降低参与公司治理的动机,进而转向 “价值获取”,因此对股价延迟的缓解作用并不显著。

4.QFII持股产权性质特征与股价延迟。现有研究表明,产权性质对企业信息披露质量能够产生显著影响。相较于民营企业,国有企业信息披露质量较低,信息不对称程度较为严重。此外,国有企业因 “所有者缺位”导致公司治理水平较差,对中小股东的保护程度较弱,股价同步性高、股价信息含量较低。理论上,国有企业受到以上两个方面因素的影响,资产定价效率应显著低于民营企业。QFII持股后,因公司治理作用得以发挥,因而能够缓解国有企业的股价延迟。基于此,根据产权性质进行分组,利用模型 (4)再次进行回归。列 (6)为国有企业样本。回归结果显示,QFII回归系数为－0.016,在5%水平上通过了显著性检验;列 (7)为民营企业样本,QFII回归系数为－0.001,并未通过显著性检验。具体情况如表4所示。以上结论表明,QFII持股可以提高国有上市公司治理水平,改善信息环境,缓解信息不对称,进而缓解国有上市公司股价延迟。

表4 QFII持股特征与股价延迟回归分析

(三)QFII持股影响股价延迟的传导机制

QFII持股可能通过以下两个途径影响股价延迟:第一,QFII持股后可能会积极地参与公司治理,改善上市公司信息披露质量,进而缓解信息不对称,促使股票价格能够根据市场信息快速调整,缓解股价延迟;第二,QFII持股能够吸引更多的投资者关注,股票交易相对活跃,致使股票流动性得以提高。股票流动性的提高,使得股票价格根据市场信息快速调整,缓解信息不对称,进而缓解股价延迟。基于此,构建模型 (5)和 (6),对QFII持股与股价延迟的关系进行机制检验。如模型 (5)、(6)所示,KVi,t代表上市公司信息披露质量,由KV度量法计算得出;Illiqiti,t为股票非流动性比率,用以衡量股票流动性水平,Controlsi,t为所有控制变量的合集,并同时控制了年度与公司固定效应。

参考温忠麟等[31]的中介效应检验法,利用模型 (4)、(5)和 (6)检验QFII持股是否通过提高上市公司信息披露质量与股票流动性进而缓解股价延迟。首先,在不加入信息披露质量 (KVi,t)的基础上检验QFII持股与股价延迟之间的关系,观察模型 (4)中β1是否显著为负。其次,利用模型 (5),以中介变量信息披露质量 (KVi,t)为因变量对QFII持股量/QFII持股哑变量进行回归,检验β1系数是否显著。最后,将信息披露质量 (KVi,t)纳入模型 (6)中进行回归,观察γ1与γ2,若γ1、γ2均显著,且γ1相较模型 (4)中的β1有所下降,则部分中介效应成立。股票流动性中介效应检验步骤同上。

1.基于信息披露质量的中介效应检验。借鉴李春涛等[27]、Ascioglu等[32]、林长泉等[33]的研究,采用KV度量法衡量信息披露质量。KV度量法即利用股票收益率与股票交易量进行回归,利用回归所得斜率反映上市公司信息披露质量。其核心思想在于,当上市公司的信息披露质量较低时,投资者对股票成交量所包含信息的依赖程度较高,而对信息披露程度的依赖度较低,成交量的变动会引发股价大幅变动。因此,该变化率是信息披露质量的反向指标。经KV所描述的信息披露质量,既包含强制性信息披露,也包含自愿性信息披露,可以更好地反映上市公司的信息披露质量。KV具体计算公式如下:

ln|ΔPt/Pt－1|＝α＋β(Volt－Vol0)＋ui

其中,ΔPt为Pt与Pt－1之差,Pt为t日的收盘价,Volt为t日的交易量,Vol0为年度日平均交易量,本文删除了公司年度交易日小于100天、β为负以及ΔPt等于0的值,最终得到上市公司信息披露质量:KV＝β×1 000 000,KV越小代表信息披露质量越好。

表5 Panel A列示了基于信息披露质量中介效应检验的回归结果。利用模型 (4)进行回归,QFII_D与QFII的回归系数为－0.015和－0.011,分别在1%的水平上显著为负。利用模型 (5)进行回归,QFII_D与QFII的回归系数分别为－0.008和－0.007,分别在1%和5%水平上显著为负,即QFII持股可以提高上市公司信息披露质量,该结论与李春涛等[27]的研究结论相同,检验通过。利用模型 (6)进行回归,QFII_D与QFII的回归系数分别为－0.013和－0.009,分别在5%水平上通过了显著性检验,且系数较模型 (4)中QFII_D与QFII的系数有所下降,且KV的系数在1%水平上显著为正,表明较低的信息披露质量能够加剧股价延迟。上述回归结果表明:QFII持股可以通过改善上市公司信息披露质量,缓解股价延迟,部分中介效应检验成立。

表5(A) Panel A QFII持股与股价延迟度:基于信息披露质量的中介效应检验

2.基于股票流动性的中介效应检验。表5 Panel B为基于股票流动性的中介效应检验结果。利用模型 (4)进行回归,QFII_D与QFII的回归系数为－0.015和－0.011,分别在1%的水平上显著为负。利用模型 (5)进行回归,QFII_D与QFII的回归系数分别为－0.030和－0.002,分别在5%和10%水平上显著为负,即QFII持股可以提高股票流动性,该结论与童元松等[21]的研究结论相同。利用模型 (6)进行回归,QFII_D与QFII的回归系数分别为－0.010和－0.008,分别在1%水平上通过了显著性检验,且系数较模型 (4)中QFII_D与QFII的系数有所下降,且Illiqit的系数在1%水平上显著为正,表明较低的股票流动性能够加剧股价延迟。上述回归结果表明:QFII持股可以通过提高股票流动性,缓解股价延迟,部分中介效应检验成立。

表5(B) Panel B QFII持股与股价延迟度:基于股票流动性的中介效应检验

参考宋献中等[34]、于蔚等[35]的研究,本文基于信息披露质量、股票流动性两条机制,进行Boostrap检验,进一步探讨两条机制中,哪条机制发挥了主导作用。由表6 Panel A可知,信息披露质量和股票流动性的中介效应依然显著成立,但是QFII_D的回归系数不再显著,进一步说明QFII持股对股价延迟的缓解作用被分解到了上市公司信息披露质量与股票流动性两条路径中。在表6 Panel B中报告了采用Bootstrap方法进行1 000次抽样得到的统计结果。结果显示,各变量系数均在1%水平上显著异于0。其中,QFII持股通过影响上市公司信息披露质量进而缓解股价延迟的变化为－0.002,通过股票流动性缓解股价延迟的变化为－0.001,表明QFII持股主要通过提高上市公司信息披露质量缓解股价延迟,信息披露质量中介效应约占总效应的67%(0.002/0.003)。

表6(A) Panel A中介效应检验

表6(B) Panel B Boostrap检验

(四)稳健性检验

1.内生性检验:Heckman两阶段回归检验。如前文所述,QFII具有一定的持股偏好,更倾向于持股规模大、市账比低的绩优股。这些优质股票的定价效率普遍较高,股价延迟度相对较低。另外,研究中可能尚存一些不可观测因素。为了缓解内生性问题,本文选择Heckman两阶段回归方法,用以解决样本自选择与遗漏变量问题。首先,借鉴李志生等[16]、许红伟等[17]、李青原等[18]、李春涛等[27]的研究模型,选择股票交易量 (Volume)、年个股总市值 (Cap)、换手率 (Turnover)、账市比 (BM)、市盈率 (Eps)、公司资本结构 (Lev)、固定资产比率 (PD)、公司规模(Size)、净资产收益率 (Roe)、公司年龄 (Age)、两职合一 (Dual)、董事会规模 (Boardsize)、机构持股比例 (Inst)、公司股东总数 (Shoulders)、公司员工人数 (Empl)、广告支出 (Adv)以及公司是否发生亏损哑变量 (Loss)等可能对股价延迟产生影响的变量进行回归,计算逆米尔斯比率 (IMR),构建模型 (7):

然后将计算出来的逆米尔斯比率 (IMR)带入模型 (4)中,用以修正样本的自选择问题。表7中第 (1)、(2)列报告了Heckman两阶段回归后的结果,QFII_D与QFII的回归系数均为－0.012,在5%的水平上显著为负,表明QFII持股对股价延迟具有显著的缓解作用,研究结论稳健。

2.排除特殊区间样本的稳健性检验。在研究区间内,我国股票市场先后经历了2015年 “千股跌停”与2016年 “股市强监管”的特殊时期。为避免特殊研究区间样本对研究结论产生干扰,本文剔除了2015—2016年的研究样本,再次利用模型 (4)进行回归。表7中第 (3)、(4)列为剔除特殊期间研究样本后的回归结果,QFII_D和QFII的回归系数分别为－0.019、－0.001,在5%和1%水平上通过了显著性检验,研究结论稳健。

3.替换QFII衡量指标、使用滞后一期QFII指标、随机剔除10%样本的稳健性检验。为确保研究结论稳健,本文替换了QFII的衡量指标,采用QFII持股对上市公司总股数的占比作为新的测度。此外,为排除反向因果所产生的内生性问题,将QFII持股数量进行了滞后一期的处理。最后,采取随机剔除10%的研究样本的方法,再次进行检验。表7中 (5)、(6)、(7)列分别为替换QFII持股测度指标、QFII持股滞后一期、随机剔除10%研究样本后的回归结果。结果显示,QFII持股对股价延迟的缓解作用仍显著,结论稳健。

表7 QFII持股与股价延迟稳健性检验回归结果

六、结论与启示

(一)研究结论

本文以我国A股上市公司2010—2018年数据为研究样本,实证检验了QFII持股对股价延迟的影响。研究发现,QFII持股能够有效缓解股价延迟。截面异质性分析表明,当QFII长期持股、增持、维持以及持股国有企业时,对股价延迟的缓解作用更为显著。机制检验发现,QFII持股可以通过提高上市公司信息披露质量、提高股票流动性进而缓解股价延迟。稳健性检验采用Heckman两阶段回归、剔除特殊研究区间样本、替换QFII测度指标、QFII持股滞后一期、随机剔除10%研究样本等方法进行测试,结论仍然稳健。

(二)研究启示

本研究为助力我国金融体制改革、改善我国资本市场定价效率提供如下政策启示:(1)积极引导QFII注入我国资本市场,提高我国资本市场的流动性水平,在改善我国资本市场投资者结构的同时,引导我国投资者建立长期价值投资意识,树立投资者理性投资行为,改善我国资本市场环境;(2)提高上市公司质量,鼓励QFII参与公司治理的同时,我国上市公司也应由 “强制治理”向 “自主治理”转变,提高上市公司信息披露质量,改善资本市场信息环境,进而促使QFII更好地发挥作用;(3)加速资本市场金融制度创新,进一步推进现代化的金融开放体系,引导并促进我国资本市场朝国际化发展;(4)在我国推行注册制背景下,应进一步发挥QFII持股的积极作用,引导QFII挖掘具有一定发展潜力的小盘成长股,促进小盘上市公司的发展;(5)本文发现QFII持仓规模虽小,但其对我国资本市场能够产生一定的影响,应进一步强化风险识别、预警及处理的防控机制建设,加强金融市场监管,防止因QFII持仓异动产生的流动性风险、汇率波动风险等。