机构投资者退出威胁如何促进金融市场稳定？——基于股价崩盘风险视角

陈作华 郭春萌 葛锐

(山东财经大学会计学院，山东 济南 250014)

一、引言

作为中央“六稳”工作之一，保障金融市场稳定，防范和化解金融风险是党和国家经济工作的重心和重要目标，也是实现我国经济高质量发展的关键。2021年3月，中国人民银行会同国家发改委等相关部门起草了《金融稳定法(草案)》。习近平同志在党的二十大报告中强调“加强和完善现代金融监管，强化金融稳定保障体系，依法将各类金融活动全部纳入监管，守住不发生系统性风险底线”。尽管金融市场稳定受到党和国家的高度重视，中国特色的金融市场体系也已初步形成并取得了一定进步，然而受国际、国内复杂因素的影响，金融市场稳定仍面临着诸多挑战。作为金融市场的重要组成部分，股票市场稳定与否关系到整个金融市场稳定大局。当前，有关股价崩盘风险影响因素的研究主要集中在公司治理(黄政和吴国萍，2017；林川，2022)、管理层特征和财报信息披露(Habib and Hasan，2017)等公司内部因素，以及宏观资本市场环境(方红星等，2022；温博慧等，2022)、股票市场信息中介(罗进辉和杜兴强，2014)和利益相关者(许年行等，2012；高昊宇等，2022)等外部因素上。尽管如此，鉴于影响金融市场稳定的新形势、新情况不断涌现，进一步探索如何抑制股价崩盘风险仍然具有较高的理论价值和现实意义。

随着我国资本市场的不断成熟和监管机制的日益完善，投资者规模迅速壮大，机构投资者已成长为一股强大的市场力量。当前，学术界对机构投资者能否降低股价崩盘风险进而促进金融市场稳定仍存较多争论：一方面，相较于个人投资者，机构投资者有动机、有意愿和有能力搜集、处理信息，并由此具有私有信息优势，为他们积极参与公司治理和监督管理层创造了条件，因而能够抑制股价崩盘风险(Callen and Fang，2013)；另一方面，机构投资者“用脚投票”维护自身利益时，可能会引发“羊群效应”，致使其他机构投资者竞相模仿和跟风抛售，引起股价暴跌(高昊宇等，2022)。由此可见，机构投资者对于股价崩盘风险的影响在学术界并未形成共识。机构投资者除了通过“发声”直接干预公司治理以及“用脚投票”卖出公司股票影响股价之外，还可选择与公司内部人进行“讨价还价”，通过“退出”威胁敦促高管努力工作，稳定公司股价和提升公司价值。“讨价还价”包括如何与对方交流以及如何运用威胁手段这两个重要因素(Deutsch，1962)，威胁作为一种有效的沟通手段，在与他人博弈的过程中能够促进双方就谈判目标达成共识(Shomer et al.，1966)。然而，当前的研究主要集中在机构投资者如何通过“发声”或“用脚投票”方式影响股价崩盘风险上，对于机构投资者退出威胁如何影响股价崩盘风险的关注较少。有关退出威胁的研究也主要是考察大股东退出威胁对公司治理和代理问题的影响，鲜有文献考察机构投资者退出威胁在抑制股价崩盘风险中扮演的角色。

基于上述原因，本文以2007—2021年沪深A股上市公司为研究对象，立足股价崩盘风险视角，从微观层面考察了机构投资者退出威胁对金融市场稳定的影响。研究发现，机构投资者退出威胁可以有效抑制股价崩盘风险，这种影响主要是通过缓解第一类代理问题以及降低分析师盈利预测乐观偏差实现的。拓展性分析发现，在媒体关注度较高以及董事长与总经理由两人担任的公司中，机构投资者退出威胁能够更显著地抑制股价崩盘风险。

本文可能的边际贡献主要有：第一，拓展了退出威胁理论在财务领域的研究。已有文献大多从股东与管理层之间的代理问题(陈克兢，2019)、企业创新(陈克兢等，2021)、公司信息透明度以及投资效率(余怒涛等，2021)等方面探究非控股大股东退出威胁的经济后果，与这些文献不同的是，本文侧重考察机构投资者退出威胁的治理效应。大股东与机构投资者在结构上既有重叠又有不同，机构投资者不仅包含持股比例大于5%的机构大股东，还包含持股比例较低的中小机构股东。因此，本研究将退出威胁主体拓展到机构投资者领域，不仅是对退出威胁经济后果相关研究的补充，还为“股东积极主义”理论提供了支持。第二，补充了机构投资者在金融市场稳定中的角色研究。当前的研究主要集中在考察机构投资者如何通过“用手投票”或“用脚投票”影响股价进而影响金融市场稳定，对于机构投资者退出威胁如何影响股价崩盘风险的关注较少。退出威胁是介于“用手投票”与“用脚投票”之间的治理方式，本研究不仅对机构投资者退出威胁治理方式进行了有益补充，而且率先对机构投资者退出威胁如何作用于股价崩盘风险进行了探索。第三，提供了促进金融市场稳定的新途径。金融市场波动可能源于宏观环境变化，也可能受到微观层面的公司股权结构的影响。本文率先从机构投资者退出威胁视角考察了抑制股价崩盘风险的作用机理，为促进金融市场稳定提供了新途径。

二、文献综述

(一)金融市场稳定及股价崩盘风险影响因素相关研究

保障金融市场稳定主要包括两方面，一是维持市场整体平稳运行(Crockett，1996)，二是快速有效应对外部冲击，保证金融市场关键功能正常运行(王晰等，2020)。学术界主要采用直接或间接方式来测度金融风险，目前认可度较高的指标主要有国际货币基金组织(IMF)提出的金融稳健性指标评价体系以及欧洲中央银行(ECB)提出的宏观审慎指标集，各国在此基础上结合实际情况制定适用于本国国情的指标体系。

股价崩盘风险是判断金融市场稳定与否的一项重要指标，是管理层基于个人私利，以及为降低坏消息披露后可能带来的风险(Kothari et al.，2009)，通过隐藏坏消息或选择性披露好消息、延迟披露坏消息，最终因坏消息集中释放而导致股价暴跌的可能性(Kim and Zhang，2011)。股价崩盘风险的形成是多种因素综合作用的结果，学界在股价崩盘风险影响因素的研究上已取得丰硕成果。企业高管与其他利益相关者之间的代理问题是企业隐藏坏消息或操控信息披露的根本原因，是股价崩盘风险的重要诱发因素。有关股价崩盘风险的影响因素研究大都基于Jin and Myers(2006)的代理理论研究框架，主要从公司内部和外部两个角度进行探索。在内部影响因素上，相关文献主要立足于公司治理、管理层特征以及财报信息披露等进行考察。比如，黄政和吴国萍(2017)研究发现，提高内部控制质量、改善公司治理可以降低代理成本、提高信息披露质量，股价崩盘风险将得以降低。而对于内部控制质量较低的公司，管理层更容易操控应计利润，导致财务报告质量降低，从而加剧股价崩盘风险(Feng et al.，2009)。林川(2022)研究发现，数字化转型作为企业战略转型以及改善公司治理的重要手段，可通过抑制公司信息操纵降低股价崩盘风险。管理层在公司治理中扮演着重要角色，随着高管年龄的增长以及经营管理能力的不断提高(Habib and Hasan，2017)，权力逐渐增大，随之愈加过度自信，公司发生股价崩盘的概率也相应提高。此外，性别和政治关联等因素也会潜移默化地影响管理层的风险偏好，进而影响管理层对股价崩盘风险的认知和应对。同时，相关文献立足于宏观资本市场环境、信息中介以及利益相关者等视角考察了股价崩盘风险的外部影响因素。比如，方红星等(2022)以环境信息规制政策作为外生冲击，发现以提高企业环境信息透明度为目标的环境信息规制政策的实施反而加剧了个股股价崩盘风险。与之不同，温博慧等(2022)研究发现伴随着融资融券的渐进式扩容，股价崩盘风险由开始时期的不断加剧逐渐得到扭转，表明宏观资本市场环境的积极变化是股价崩盘得以扭转的重要因素。在信息中介方面，媒体报道能够增强信息沟通交流与传播，降低公司负面消息的累积，发挥市场监督作用，有助于抑制未来的股价崩盘风险(罗进辉和杜兴强，2014)。此外，机构投资者(高昊宇等，2022)和分析师(许年行等，2012)具有较强的信息搜集与处理能力，是公司特有信息的知情者，在影响股价崩盘风险上扮演着不同的角色。

虽然学术界在股价崩盘风险影响因素的研究上成果丰硕，但面对金融市场新情况、新形势的不断涌现以及股价崩盘事件的频繁发生，亟需进一步挖掘股价崩盘风险的成因和探索有效的治理途径。

(二)退出威胁的经济后果相关研究

Admati and Pfleiderer(2009)以及Edmans(2009)等学者开创性地提出了退出威胁理论。退出威胁是一种与“用手投票”和“用脚投票”不同的公司治理机制，实质为投资者的退出意图而非真正的退出。投资者退出威胁可使股价更准确地反映企业基本面价值，会引导高管采取行动以使企业价值和股东财富最大化。已有文献主要研究了大股东退出威胁的治理效应。Palmiter(2001)指出大股东可以通过“退出”来威胁管理层。对于退出威胁可能的经济后果：一方面，退出威胁可改善公司治理。退出威胁作为一种成本低但效用高的监督方式，能够抑制管理层的短视行为和盈余操控(Edmans，2009)，缓解股东与管理层之间的代理问题，提升公司信息透明度和财务报告质量(Dou et al.，2018)，达到改善公司治理的目的。另一方面，退出威胁还能提升公司的投资效率。比如，大股东通过退出威胁不但能抑制控股股东的掏空行为，促进企业创新投入和提升企业创新产出(陈克兢等，2021)，还能有效约束高管的自利行为，抑制企业过度投资和提升企业投资效率(余怒涛等，2021)。当前，学术界主要立足大股东视角探索退出威胁的治理机制，而围绕机构投资者退出威胁的相关研究较少。

综上分析，有关股价崩盘风险影响因素的研究成果已较为丰硕，但就机构投资者对股价崩盘风险的影响尚未达成一致的结论，分歧的根源在于机构投资者是否秉持长期价值投资的理念参与公司治理，由此对股价崩盘风险产生不同的影响。目前，有关机构投资者的研究仍局限于“用手投票”和“用脚投票”这两种治理机制，鲜有学者考察机构投资者退出威胁对股价崩盘风险的影响机理及作用路径，这恰好为本文检验“退出威胁”治理机制提供了研究机会。本研究将有助于科学认识和理解机构投资者退出威胁的经济后果，对如何防范和化解金融风险、促进金融市场稳定具有一定的参考价值。

三、理论分析与研究假设

作为股票市场的重要参与者，机构投资者在信息搜集和处理、专业水平以及资金规模上具有散户投资者难以匹敌的优势(Shleifer and Vishny，1986)，拥有监督上市公司和改善公司信息披露质量的意愿和能力，其投资行为能提升资源配置效率，有助于完善公司治理(王垒等，2020)，进而抑制股价崩盘风险，扮演着维护股票市场稳定的角色。除“用手投票”外，“用脚投票”可能成为机构投资者的更优选择。比如，McCahery et al.(2016)研究发现，当机构投资者对公司业绩不满意时，80%的投资者会选择通过“用脚投票”退出其所投资公司的方式来维护自身利益。机构投资者减持退出具有信号传递功能，当管理层隐藏的坏消息被机构投资者获取，机构投资者的抛售行为会引发其他机构投资者竞相模仿的“羊群效应”，市场信息环境进一步恶化，公司负面信息被投资者过度解读，引发市场恐慌和股价暴跌(高昊宇等，2022)。股价暴跌是公司市场业绩较差的体现，董事会将通过解聘或降薪的方式惩罚管理层(方军雄，2012)。不仅如此，那些持有本公司股权或股票期权的高管会因股价暴跌而遭受股权财富缩水、职业声誉受损等。由此可见，机构投资者减持退出将显著威胁高管利益，是对出现经营问题或经营懈怠高管的事后惩戒。因而机构投资者退出威胁越强，越能引导高管采取行动以使企业价值和股东财富最大化，促使股价更准确地反映企业基本面价值(Edmans and Manso，2011)。

机构投资者退出威胁对公司股价稳定性的影响取决于机构投资者的持股规模、机构投资者的数量以及股票流动性。具体而言：首先，持股比例较大的机构投资者凭借手中大量的股权数量在公司中取得支配地位，有较强的动机监督管理层，并通过投票权优势保证这种监督的有效性(Grossman and Hart，1980；Shleifer and Vishny，1986)，监督收益随着股份比例的增加而增加(Chen et al.，2007)。机构投资者积极参与公司治理，不仅有助于提升内部监督机制的监督效果，还能降低代理成本和提高股东财富。机构投资者主要通过信息搜集和影响管理层决策来行使监督权，持股越多，越有动力搜集信息变成知情者(Rubin，2007；Boehmer and Kelley，2009)，也越知情(Parrino et al.，2003；Bushee and Goodman，2007)。机构投资者利用负面消息获取利益的主要方式是退出，因而初始持有量越大，搜集私有信息的动力就越强。因此，机构投资者持股比例越高，对公司的影响力便越大，越能及时掌握公司特有信息。若机构投资者因公司存在负面信息而选择退出，将对公司股价和高管股权财富造成更大的负面影响，因而高管将会越发忌惮机构投资者退出，被迫选择积极努力工作，以提升股价和股东财富。

其次，退出威胁的有效性不仅依赖于持股规模，还依赖于流动性。机构投资者有动机、有能力搜集反映企业未来发展前景的特质信息，而股票流动性的提高允许他们利用搜集的负面信息进行更多的股票减持，因而股票流动性的提高会增加机构投资者退出威胁的潜在可能性，有助于提高股票价格信息含量、促使管理层最大化企业价值(Bharath et al.，2013)。在股票流动性较高时，外部机构投资者更有可能通过大量增持股份成为目标公司的大股东，利用所持股份的影响力参与公司治理以提高未来的股价并增加股权价值，进而激励大股东以更高的积极性参与公司治理(Maug，1998)。此外，较高的股票流动性使机构投资者能在对股票价格造成不利影响最小化的情况下，以低成本迅速退出企业。如果管理层攫取私利和工作懈怠导致公司发展受阻，机构投资者可将其所持股票出售给流动性交易者。这种行为向市场释放出看空公司未来发展的信号，是对管理层不当行为的事后惩罚，通过潜在的退出威胁迫使高管努力工作(Edmans and Manso，2011)。

最后，机构投资者数量越多，彼此之间的协调难度越大，竞争性越强，越可能刺激机构投资者交易，退出威胁会随之加强(Edmans and Manso，2011)。较强的退出威胁会提高股票流动性和刺激交易，有助于更多信息反映到股价中，促使股价准确地反映企业的内在价值和管理层的行动(Kyle，1985)。

综上，机构投资者退出威胁越强，越会抑制高管的私利行为，减少操纵或隐瞒负面消息，提高公司信息透明度，股价崩盘风险越低。据此，本文提出研究假设：

H1：机构投资者退出威胁能够有效抑制股价崩盘风险。

在现代公司治理中，管理层自身懈怠或者谋求私利而导致企业成本的增加被称作第一类代理问题(Admati and Pfleiderer，2009)。为缓解代理冲突和激励管理层努力工作，董事会将管理层薪酬和职位晋升与公司股价联系起来。股票和股票期权已成为管理层薪酬中日益重要的组成部分，股票薪酬直接与公司股价相关，自利动机驱使高管自愿披露信息甚至操控信息披露来管理股价(Aboody and Kasznik，2000)。相较于个人投资者，机构投资者可以通过实地调研、电话访问、参加新闻发布会等多种方式接触到公司管理层，凭借其卓越的信息搜集和处理能力挖掘出公司的特质信息，利用这一增量信息优势，能够更及时地识别出股价与其公司基本面价值的偏离程度。若机构投资者通过与高管开展竞争性的减持交易，可促使企业特质信息快速反映到股价中，降低被高估的股价(Gallagher et al.，2013)。因此，机构投资者退出可能会通过降低股价进而对管理层的股票薪酬带来不利影响，将迫使管理层权衡其自利行为的利弊，提升积极工作的意愿和效率。此外，机构投资者利用其掌握的增量信息优势，还可增强退出威胁的可信性，有助于机构投资者利用退出威胁发挥监督功能，降低管理层机会主义行为。因此，机构投资者退出威胁迫使管理层权衡自利行为的负面后果，缓解第一类代理问题，从而降低未来发生股价崩盘的概率。据此，本文提出研究假设：

H2a：机构投资者退出威胁能够降低股东与管理层之间的代理成本，进而抑制股价崩盘风险。

机构投资者退出威胁对分析师盈利预测乐观偏差的影响主要有两个方面。一方面，机构投资者仅“购买”准确客观的分析师盈利预测报告。机构投资者是分析师所在券商的大客户，通过未来的股票交易和支付佣金方式间接购买分析师提供的有价值的盈利预测报告。向机构投资者提供准确、客观的盈利预测报告，不仅是满足机构投资者挖掘所持股公司内在价值和进行投资决策的需要，还是分析师薪酬、明星分析师排名和职业声誉的重要决定因素，而且机构投资者在决定分析师的排名上发挥着关键作用。散户通过支付佣金弥补分析师提供研究报告产生的成本，可能激励分析师提供乐观性的盈利预测报告，刺激散户投资者购买股票。但与散户投资者相比，分析师向机构投资者提供乐观盈利预测报告的动机会受到削弱，原因一是机构投资者在充分地研判报告质量后才会资助分析师的研究，二是机构投资者可以从多家券商获得研究报告，并通过自己的内部研究部门评估不同券商属下分析师的报告质量，择优采用。并且券商将分析师的薪酬与机构投资者对分析师研究报告质量的反馈联系起来，促使分析师向机构投资者提供高质量的研究报告。比如Ljungqvist et al.(2007)研究发现，对机构投资者持股较多的股票，分析师推荐的乐观性较低。因而，机构投资者需要分析师提供准确、客观的盈利预测报告，通过研判公司未来发展前景来决定是否减持退出。因此，机构投资者潜在的退出威胁越强，越需要分析师向其提供高质量的盈利预测报告。

另一方面，机构投资者退出威胁可以改善分析师所处的信息环境。机构投资者退出威胁可以抑制公司信息操纵，降低公司盈余管理水平，提高公司公开披露信息质量(Chemmanur et al.，2009；Edmans，2009；Dou et al.，2018)，从而改善分析师所处的信息环境，为提高盈利预测准确性提供客观条件。分析师盈利预测准确性的提高能够缓解公司正面信息和负面信息的不平衡程度，使股票价格能更准确和及时地反映公司的基本面价值，从而抑制股价崩盘风险(许年行等，2012)。因此，机构投资者退出威胁通过提高分析师盈利预测准确性，降低股价错估和提高股票定价效率，从而有效抑制股价崩盘风险。据此，本文提出研究假设：

H2b：机构投资者退出威胁能够降低分析师盈利预测乐观偏差，进而抑制股价崩盘风险。

四、研究设计

(一)样本选取与数据来源

本文选取2007—2021年沪深A股上市公司为研究样本，数据筛选如下：第一，剔除ST和PT等处于异常状态的观测值；第二，剔除金融类行业上市公司的观测值；第三，剔除数据缺失的观测值；第四，由于股价崩盘风险的度量需要个股周回报率，剔除个股周回报率年度观测值个数少于30的观测值。筛选后，最终得到了23546个公司/年观测值。此外，为避免极端值对研究结论可能带来的影响，在1%和99%水平上对所有连续变量进行了缩尾处理；回归时进行了公司层面的聚类处理。

(二)变量定义与模型设计

1.股价崩盘风险

借鉴陈作华等(2018)的研究，本文采用股票周特质收益率的负偏程度Ncskew和股票周特质收益跌涨波动比率Duvol衡量股价崩盘风险，具体测度如下：

首先，计算i公司在t年度第s周经过市场调整后的特质收益率。构建模型(1)：

其中，ri,s为个股i第s周考虑现金红利再投资的收益率；rm,s为股票市场第s周的流通市值加权平均收益率；同时在模型(1)中分别加入超前和滞后两期的市场收益率来降低由交易非同步性带来的偏差。误差项εi,s代表个股收益率中不能被市场收益率波动解释的部分。进一步，为纠正误差项εi,s的有偏分布问题，通过取对数计算ωi,s=log(1+εi,s)得到公司i在t年度第s周的特质收益率ωi,s。

其次，构建股票周特质收益率的负偏程度Ncskew，等于各股票年度周特质收益率的三阶中心矩与周特质收益率标准差三次方之商的相反数，即偏度系数的负值。计算方法见式(2)：

其中，n代表股票i在第t年度实际交易的总周数。Ncskewi,t越大，说明偏态系数负的程度越大，股价崩盘风险越高。

最后，构建股票收益跌涨波动比率Duvol：先将各股票年度周特质收益率按照高于和低于平均值分成两组，然后分别计算各组的标准差，Duvol等于低于平均值的标准差与高于平均值的标准差的比值的自然对数。计算方法见式(3)：

其中，nu和nd分别为股票i的周特质收益率大于和小于当年特质收益率均值的周数。Duvoli,t越大，说明收益率左偏的程度越高，股价崩盘风险越高。

2.机构投资者退出威胁

本文借鉴Dou et al.(2018)、陈克兢(2019)的做法，采用股票流动性与机构投资者竞争程度的交乘项作为机构投资者退出威胁的代理变量。具体见式(4)：

其中，Meantoi,t为i公司t年的股票流动性，采用流通股日均股票换手率衡量股票流动性。当公司股票流动性越高时，机构投资者越容易卖出股票实现退出，机构投资者退出威胁程度越强。Inshci,t为i公司t年机构投资者的竞争程度，具体计算方法见式(5)：

其中，Inshk,i,t为i公司t年机构投资者k的持股比例，Inshti,t为i公司t年所有机构投资者与个人大股东的持股比例之和。Inshci,t越大意味着机构投资者之间的竞争程度越激烈，退出威胁越可信。

3.控制变量

借鉴Hutton et al.(2008)、许年行等(2012)的研究，本文还控制了反映公司特征、股价影响因素以及公司治理层面的相关变量。公司特征变量包括公司规模(Size)、资产负债率(Lev)、总资产收益率(Roa)、账面市值比(Bm)、公司信息透明度(Absdacc)。公司信息透明度采用修正琼斯模型估算的可操纵应计利润的绝对值进行衡量，可操纵应计利润的绝对值越小，公司信息透明度越高。股价影响因素相关变量包括经调整后周收益率的均值(Ret)和标准差(Sigma)、月均超额换手率(Dturno)、公司股票的负收益偏态系数(Ncskew)以及股票收益跌涨波动比率(Duvol)。公司治理相关变量包括机构投资者持股比例(Inst)和分析师跟踪(Analyst)。此外，为消除数量级的差异，本文将机构投资者退出威胁Exitt除以100，将股票收益率均值Ret乘以100，将月均超额换手率Dturno除以100。

变量具体定义如表1所示。

表1 变量定义

4.模型设计

为检验假设H1，本文借鉴Hutton et al.(2008)、许年行等(2012)的研究，构建如下模型分析机构投资者退出威胁对股价崩盘风险的影响：

其中Crashi,t+1分别为t+1年的Ncskew和Duvol。Exitti,t为机构投资者退出威胁。Controli,t为相应的控制变量。如果机构投资者退出威胁Exitti,t的回归系数α1显著为负，则说明退出威胁有助于抑制股价崩盘风险，假设得以验证。

为验证假设H2a，构建回归模型如下：

其中，Ac1i,t+1为t+1年i公司第一类代理成本，借鉴陈克兢(2019)的做法，采用经营费用率进行衡量，即销售费用与管理费用之和与营业收入的比值。其他变量与模型(6)保持一致。如果H2a成立，则模型(7)中系数β1应当显著为负，且模型(8)中系数γ2应当显著为正。

为验证假设H2b，构建回归模型如下：

其中，Fopti,t+1为t+1年i公司的分析师盈利预测乐观偏差，其他变量与模型(6)保持一致。本文参考陈作华和张芳芳(2023)、余怒涛等(2023)的做法，采用式(11)度量分析师盈利预测乐观偏差Fopti,t+1：

其中，FEPSi,t+1,j为分析师j对i公司t+1年最近一次的每股收益预测值，EPSi,t+1为i公司t+1年的实际每股收益，Close_Pricei,t+1为i公司t+1年的年终收盘价。如果H2b成立，则模型(9)中系数β1应当显著为负，且模型(10)中系数γ2应当显著为正。

五、实证结果与分析

(一)描述性统计分析

表2列示了主要变量的描述性统计结果。Ncskew的均值和标准差分别为-0.3060和0.7280，Duvol的均值和标准差分别为-0.1950和0.3400，与现有文献观点一致，表明股价崩盘风险在上市公司之间分布较为分散且波动较大。机构投资者退出威胁Exitt的平均值为0.0121，最大值为0.0733，最小值为0.0003，标准差为0.0120，表明公司间机构投资者退出威胁存在较大的差异。对于控制变量而言，Size的均值和中位数分别为22.3200和22.1400；Lev的均值和中位数分别为0.4560和0.4580，最大值为0.8920；Roa的均值和中位数分别为0.0390和0.0357；Bm的均值和中位数分别为0.6300和0.6250。除此之外，企业信息透明度Absdacc的均值为0.0608，Ret、Sigma等均值分布在合理范围内。

表2 变量的描述性统计结果

(二)基准回归结果

表3报告了机构投资者退出威胁与公司股价崩盘风险的多元回归结果。列(1)(2)仅控制了年度和行业固定效应，列(1)中Exitt的系数为-2.2399，在1%水平下显著为负，列(2)中Exitt的系数为-0.9649，也在1%水平下显著为负。列(3)(4)中Exitt的系数分别为-2.3606和-0.9548，均在1%水平下显著，与列(1)(2)中的系数保持一致。这些结果表明，机构投资者退出威胁显著抑制了股价崩盘风险，具有治理效应，假设H1得到验证。

表3 基准回归结果

对于控制变量，企业规模、总资产收益率以及账面市值比与股价崩盘风险均呈显著的负相关关系，表明规模越大、总资产收益率越高以及账面市值比越高的企业，股价崩盘风险越低，与Hutton et al.(2008)报告的结果一致；公司信息透明度、股票收益率以及分析师跟踪等因素则与股价崩盘风险呈显著的正相关关系，表明公司信息透明度越差、股票收益率越高以及分析师跟踪度越高，公司发生股价崩盘的可能性越大。

(三)影响机理分析

1.第一类代理成本

基于前文的研究设计，按照回归模型(7)和(8)对假设H2a进行实证检验，结果见表4。由列(1)(3)可知，机构投资者退出威胁与第一类代理成本在1%水平下显著负相关；再由列(2)(4)可知，第一类代理成本与股票负收益偏态系数在5%水平下显著正相关，与股票跌涨波动比率在1%水平下显著正相关。这些结果表明，机构投资者退出威胁通过缓解第一类代理问题、抑制管理层自利行为可降低股价崩盘风险，实证结果支持假设H2a。

表4 影响机理：第一类代理成本

2.分析师盈利预测乐观偏差

根据模型(9)和(10)对假设H2b进行实证检验，结果见表5。由列(1)(3)可知，机构投资者退出威胁与分析师盈利预测乐观偏差在10%水平下显著负相关，表明机构投资者退出威胁可以显著降低分析师盈利预测乐观偏差。再由列(2)(4)可知，以股票负收益偏态系数和跌涨波动比率为被解释变量，分析师盈利预测乐观偏差的回归系数分别为0.4998和0.2759，均在1%水平下显著。这些结果表明，机构投资者退出威胁通过降低分析师盈利预测乐观偏差可抑制股价崩盘风险，假设H2b得以验证。

(四)进一步分析

1.媒体关注度的影响

媒体在信息生产和信息传递上发挥着关键作用，能够缓和信息摩擦，提升投资者识别和评估证券的能力，因而媒体在资本市场上扮演着越来越重要的治理角色。媒体对上市公司的负面报道会引起强烈的社会关注，可能会驱使投资者抛售股票，引起股价大跌。机构投资者减持股份可能会吸引媒体的关注，媒体报道将会放大机构投资者退出对高管的不利影响。因而媒体报道会强化机构投资者退出威胁对管理层的威慑，压缩管理层信息操纵的空间，督促管理层及时向投资者披露准确、客观的信息，信息披露质量的提高能够有效抑制股价崩盘的发生(罗进辉和杜兴强，2014)。因此本文预期，在媒体关注度较高的上市公司，机构投资者退出威胁对股价崩盘风险的抑制效应更强。

本文借鉴陶文杰和金占明(2012)的做法，基于CNRDS数据库收录的报刊财经新闻报道构建的企业媒体关注度得分，依据年度中位数将样本区分为媒体关注度高、低两组，大于中位数为关注度较高组，否则为关注度较低组。表6报告了分组回归结果。在列(1)(3)的媒体关注度较高组，Exitt的系数均在1%水平下显著为负，而在列(2)(4)的媒体关注度较低组，Exitt的系数虽为负但不显著。组间差异检验发现，Exitt的系数在两组间存在显著差异。这表明，在媒体关注度较高的上市公司，机构投资者退出威胁能够更有效地抑制股价崩盘风险，与预期一致。

表6 媒体关注度的影响

2.“两职分离”的影响

在我国上市公司治理结构中，董事会由股东大会选举产生，对股东大会负责，对公司重大经营管理事项行使决策权。总经理由董事会聘任，对董事会负责，是公司日常经营管理事项的执行者。总经理兼任董事长将导致公司决策权与执行权过度集中，进而导致代理问题加剧。权力趋近与抑制理论认为，个人拥有较多资源和自由即拥有了较大的权力，行为趋近系统更为活跃，会从事更多风险性行为，更关注风险的潜在收益而忽略潜在的危险和威胁(Keltner et al.，2003；Anderson and Galinsky，2006)。因此，总经理和董事长“两职合一”可能会削弱机构投资者退出威胁的治理效应。由此本文预期，相较于总经理和董事长“两职合一”的上市公司，在“两职分离”的上市公司中，机构投资者退出威胁对股价崩盘风险的抑制效应更明显。

本文根据上市公司是否存在“两职分离”进行分组回归，回归结果见表7。Exitt的系数在“两职分离”的子样本中显著为负，在“两职合一”的子样本中不显著；组间差异检验发现，Exitt的系数在两组间存在显著差异。这些结果表明，在“两职分离”的上市公司，机构投资者退出威胁能够更有效地抑制股价崩盘风险，与预期一致。

表7 “两职分离”的影响

(五)稳健性检验

1.Heckman两阶段模型

机构投资者凭借其自身的信息优势以及丰富的投资者经验，在选择投资对象时会偏好股价崩盘风险较低的上市公司。股价崩盘风险较低的上市公司机构投资者数量越多，持股比例越高，机构投资者退出威胁就越大，因此机构投资者退出威胁较大的上市公司可能股价崩盘风险较低。为了避免样本自选择问题对结论的影响，本文选择利用Heckman两阶段模型进行校正。

具体而言，在第一阶段，构建机构投资者退出威胁的决定因素模型(12)，通过逻辑回归计算出逆米尔斯比率Imr。其中，Det为机构投资者退出威胁Exitt的哑变量，当Exitt大于中位数时定义为1，否则为0；高铁开通有助于机构投资者开展调研活动和获取信息优势，能够提高机构投资者退出威胁的可信度，而高铁开通与上市公司股价崩盘风险之间并无直接的联系，故选取上市公司所在地是否开通高铁Gt作为Det的工具变量。Gt为哑变量，上市公司所在地开通高铁后取值为1，上市公司所在地始终未开通高铁或者开通高铁之前取值为0；Soe为企业性质，当上市公司为国企时取值为1，否则为0；Insn为机构投资者数量；Etdex为上市公司所属交易所，上市公司隶属于沪市时赋值为1，否则为0；Eps为实际每股收益，等于净利润/股本总数；Ev为企业价值，等于上市公司股票市值与净债务之和并取自然对数；Finlev为财务杠杆效率，等于上市公司净资产收益率与总资产报酬率的比值；Aem为应计盈余管理，采用修正的琼斯模型衡量；Rem为真实盈余管理，借鉴Roychowdhury模型进行计量；其余控制变量的定义与表1一致。构建的模型(12)如下：

Probit(Deti,t=1)=β0+β1Gti,t+β2Soei,t+β3Insni,t+β4Etdexi,t+β5Epsi,t+β6Evi,t+β7Finlevi,t+β8Aemi,t+β9Remi,t+β10Sizei,t+β11Levi,t+β12Roai,t+β13Bmi,t+β14Reti,t+β15Sigmai,t+β16Dturnoi,t+β17Ncskewi,t+β8Duvoli,t+β19Insti,t+β20Analysti,t+∑Yeari,t+∑Indcdi,t+εi,t(12)

第二阶段，将第一阶段估计到的Imr作为控制变量纳入模型(6)中进行回归。表8的结果表明，控制住样本自选择问题后前文的结论依然稳健。

表8 稳健性检验：Heckman第二阶段回归结果

2.基于融资融券制度的外生流动性冲击

本文利用中国股票市场放松卖空管制政策作准自然实验来克服内生性问题。试行融资融券交易作为资本市场一个重要举措，意味着中国股票市场“单边市”的结束，为投资者利用负面消息获利提供了机会，卖空管制的放松给卖空压力带来外生变化。融资融券制度的实施提高了股票流动性，增强退出威胁的治理效应。借鉴陈胜蓝和马慧(2017)的研究，本文使用针对错层发生事件形成的准自然实验情景设计的多期DID方法来估计机构投资者退出威胁对股价崩盘风险的影响。基于此冲击，本文构建如下模型(13)：

Crashi,t+1=β0+β1Sai,t+β2Controli,t+∑Yeari,t+∑Indcdi,t+εi,t(13)

其中Sai,t为虚拟变量，如果公司i在t年末已被列示在融资融券证券的试点名单中，则定义t年及之后年度均取值为1，否则取值为0。其他变量同模型(6)。系数β1估计了相比于非试点公司，试点公司的股价崩盘风险随着外生冲击的到来而发生的变化。

回归结果(见表9)表明，融资融券试点交易带来的外生冲击可以提高股票流动性，提升机构投资者退出威胁可靠度和有效性，而此项冲击与股票负收益偏态系数和股票跌涨波动比率均在5%水平下显著负相关。因此，机构投资者退出威胁可以显著降低股价崩盘风险，前文结论是稳健的。

表9 稳健性检验：外生流动性冲击

3.替换机构投资者退出威胁度量方式

为保证研究结论的可靠性，本文采用以下两种方法进行稳健性检验。

为更加直接可靠地度量机构投资者退出威胁，本文采用机构投资者的退出概率衡量机构投资者退出威胁。具体地，以机构投资者退出Exit为被解释变量，机构投资者持股比例与前一年持股比例之差为负时表明机构投资者存在减持退出，此时赋值Exit为1，否则为0。以公司年末机构投资者持股家数Hnum和股票流动性Meanto为解释变量，依据模型(14)分行业分年度进行Probit回归，估计出当年机构投资者退出的概率Ep。以退出的概率Ep衡量机构投资者退出威胁Exitt，退出概率越大，机构投资者退出威胁越大。

为了检验机构投资者退出威胁对股价崩盘风险的影响，将Ep重新纳入到模型(6)中，替代变量Exitt进行回归，回归结果见表10。列(1)与列(2)仅控制了年度和行业固定效应，列(1)中Ep的系数为-0.2446，在1%水平下显著为负；列(2)中Ep的系数为-0.0929，也在1%水平下显著为负。列(3)(4)回归中Ep的系数分别为-0.1055和-0.0393，且分别在5%和10%水平下显著。这些结果整体表明，机构投资者退出威胁显著抑制了股价崩盘风险，与前文结果一致，表明结论是可靠稳健的。

表10 稳健性检验：替换解释变量的度量方式1

由于计算退出威胁时需要先计算竞争程度，而竞争程度取决于机构投资者持股比例的选取。前文中的持股比例选自上市公司各年度12月份数据，为了检验结论的稳健性，现选取各年度6月份机构投资者持股比例数据作为替换，重新计算机构投资者退出威胁，并对模型(6)再次进行回归，结果(见表11)表明，机构投资者退出威胁与股价崩盘风险在1%水平下显著负相关，表明本文结论是稳健的。

表11 稳健性检验：替换解释变量的度量方式2

4.替换股价崩盘风险的度量方式

本文分别用等权平均法和总市值加权平均法估算的市场平均收益率重新估算公司i在第t年第s周的特质收益率ωi,s，进而重新计算股票周特质收益率的负收益偏态系数Ncskew和跌涨波动比率Duvol，对模型(6)再次进行回归分析，结果见表12。更换被解释变量的衡量方式后，机构投资者退出威胁的系数在1%水平下显著为负，表明本文结论稳健。

表12 稳健性检验：替换被解释变量的度量方式

六、结论与启示

在中国经济转型的关键时期，防范和化解金融风险、维持金融市场稳定尤显重要。鉴于此，本文以2007—2021年中国沪深A股上市公司为研究样本，从股价崩盘风险的角度实证检验了机构投资者退出威胁与金融市场稳定之间的关系及其影响机制，并探讨了外部媒体关注以及内部治理结构等不同情境的影响。研究发现，机构投资者退出威胁可显著抑制公司股价崩盘风险。影响机理分析发现，机构投资者退出威胁能够显著降低代理成本和分析师盈利预测乐观偏差，进而降低股价崩盘风险，表明机构投资者退出威胁具有显著的治理效应，能够有效抑制高管的私利行为，约束高管操纵或隐瞒负面消息，提高公司信息透明度，从而降低公司股价发生暴跌的可能性。进一步分析发现，机构投资者退出威胁对股价崩盘风险的抑制效应在媒体关注度较高以及“两职分离”的上市公司更加显著，表明媒体报道会强化机构投资者退出威胁对管理层的威慑，压缩管理层信息操纵的空间，有助于进一步抑制股价崩盘风险；总经理和董事长“两职分离”会强化权力制衡，降低代理冲突，有助于提升机构投资者退出威胁对股价崩盘风险的抑制效果。

本文不仅拓展了机构投资者和股价崩盘风险领域的研究，而且对防范和化解金融风险、维持金融市场稳定以及提高资本市场资源配置效率具有一定的参考意义。本研究启示如下：第一，积极提升机构投资者的增持意愿。上市公司应重视和充分利用机构投资者在公司治理中的作用，搭建合理的股权结构以完善公司治理机制，提高机构投资者增持股票的积极性，充分发挥机构投资者退出威胁的治理效应，提高公司治理水平，提升企业价值。第二，监管部门应进一步完善投资者保护机制，改善机构投资者参与公司治理的制度环境。应完善上市公司信息披露制度，加大信息披露的广度和深度，优化市场环境，切实保护投资者的合法权益，促进金融市场稳定健康发展。此外，还应引导媒体扮演好信息中介角色，提高信息传递准确性和效率，并充分发挥监督作用保护投资者利益。第三，机构投资者应积极参与公司治理，利用专业技能，结合外部宏观政策，通过监督、退出威胁等多种途径参与公司治理，对公司未来发展前景作出理性判断，避免非理性退出。 ■