■ 唐冬梅（貴陽中化開磷化肥有限公司 貴陽 551109）

引言

新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為人是理性的，而市場信息是對稱和充分的，因此市場經(jīng)常性地處于均衡狀態(tài)，無套利均衡成為基本假定。有效市場理論在認(rèn)識到投資者的非完全理性特征下，進(jìn)一步指出價格偏離價值的現(xiàn)象是普遍存在的，但迅速而有效的套利操作使市場保持相對均衡，套利維持了有效市場的運(yùn)作（Fama，1965）。隨著行為金融學(xué)的迅速發(fā)展，投資者的非理性行為會導(dǎo)致股價過度反應(yīng)或滯后反應(yīng)的現(xiàn)象已被廣泛接受，而這一偏離并非套利者在有效市場環(huán)境下所能完全接受的“以業(yè)績?yōu)榛A(chǔ)的套利”（Shleifer and Vishny，1997），從而在很大程度上限制了套利行為促進(jìn)市場均衡的作用。

另一方面，隨著市場經(jīng)濟(jì)的不斷壯大，機(jī)構(gòu)投資者已然成為最重要的投資主體。二十世紀(jì)八十年代以來，隨著外部社會經(jīng)濟(jì)環(huán)境的變遷，以養(yǎng)老金為代表的機(jī)構(gòu)投資者漸漸進(jìn)入資本市場，它們的投資策略從“華爾街準(zhǔn)則”與“用腳投票”等被動策略逐步發(fā)展為“用手投票”的積極策略；從“保持距離”型投資策略向“控制導(dǎo)向”型投資策略轉(zhuǎn)變（Black，1997）；從無監(jiān)控向有監(jiān)控、從信息缺失向信息掌控的投資策略轉(zhuǎn)變。整體而言，隨著機(jī)構(gòu)投資的不斷發(fā)展，股東的消極主義（Shareholder Passivism）監(jiān)督漸而變?yōu)榉e極主義（Shareholder Activism）監(jiān)督。因此，深入研究機(jī)構(gòu)投資者對我國資本市場的影響具有一定現(xiàn)實意義。

相對于個人投資者，機(jī)構(gòu)投資者具有更加理性的一面，所以其能否降低市場套利水平，從而促進(jìn)市場均衡成為當(dāng)前研究熱點(diǎn)之一。支持者認(rèn)為，機(jī)構(gòu)投資者的規(guī)模優(yōu)勢以及對長期投資的需求，使其更有可能參與公司治理，比較有效地發(fā)揮監(jiān)督管理者的職能，提高上市公司信息披露的透明度，減少私有信息保留空間，進(jìn)而抑制私有信息套利行為（馮用富等，2009）。而反對方堅持認(rèn)為，由于與上市公司存在利益沖突或戰(zhàn)略同盟兩種關(guān)系，所以機(jī)構(gòu)投資者并沒有有效地參與公司治理，從而不能充分地發(fā)揮監(jiān)督功能和提高信息披露透明度，也就不能顯著抑制私有信息套利（Pound，1988）。與此同時，部分研究結(jié)果表明，股權(quán)集中度對信息透明度有較大影響，股權(quán)分布越集中，私有信息的保留程度越高（Chiang and Venkatesh，1988）。因此，不同的股權(quán)集中度勢必影響套利水平對機(jī)構(gòu)投資者的敏感性。

已經(jīng)有不少學(xué)者從公司治理的角度分析了機(jī)構(gòu)投資者對私有信息套利水平的影響。但是還沒有學(xué)者從機(jī)構(gòu)投資者的不同性質(zhì)、持股時間等異質(zhì)性來研究其對套利水平的作用，至于結(jié)合不同的股權(quán)集中水平研究對前述作用的影響，相關(guān)文獻(xiàn)就更少了。本文試圖在構(gòu)建機(jī)構(gòu)投資者影響私有信息套利的理論分析基礎(chǔ)上，從機(jī)構(gòu)投資者異質(zhì)性角度實證分析機(jī)構(gòu)投資者對私有信息套利水平的影響程度及在不同股權(quán)集中度下的差異。進(jìn)而為機(jī)構(gòu)投資者在市場上的行為研究增添新的信息，為發(fā)展更完善的金融市場和培養(yǎng)更優(yōu)秀的投資主體提供依據(jù)。

表1 變量的選取

表2 主要變量描述性統(tǒng)計

表3 分組齊性檢驗（Top1）

表4 回歸分析結(jié)果（Top1）

理論分析與研究假設(shè)

針對機(jī)構(gòu)投資者的研究部分集中于其理性投資特征，不少學(xué)者認(rèn)為機(jī)構(gòu)投資者具有證券分析的專業(yè)背景，長期從事價值投資并關(guān)注長期價值是其最大特點(diǎn)。Shiller和Pound（1989）的問卷調(diào)查結(jié)果表明，機(jī)構(gòu)投資者在投資分析上花費(fèi)的時間遠(yuǎn)遠(yuǎn)多于個人投資者，說明了機(jī)構(gòu)投資者在理性處理信息并促進(jìn)有效信息傳遞方面的天然優(yōu)勢。同時，機(jī)構(gòu)投資者還具備一定的公司治理能力，能夠有效利用公司的內(nèi)部信息和主動優(yōu)勢做出偏于理性的投資決策，使外部的套利機(jī)會減少。林忠國和韓立巖（2011）利用非平衡面板數(shù)據(jù)兩階段最小二乘回歸模型，實證了機(jī)構(gòu)投資者對市場波動與市場效率的正面效應(yīng)。他們的結(jié)果顯示，除保險公司以外的機(jī)構(gòu)交易行為有助于私有信息融入市場，從而提高了市場的信息效率并降低了波動率。其穩(wěn)健性檢驗也證實了機(jī)構(gòu)交易能使股價反映更多的當(dāng)期與未來盈余信息。當(dāng)然，也存在相反的證據(jù)。蔡慶豐與宋友勇（2010）的研究表明，盡管我國基金業(yè)實現(xiàn)了跨越式發(fā)展，但其并沒有促進(jìn)市場的穩(wěn)定和理性，反而使機(jī)構(gòu)重倉股的價格更具波動性。從宏觀和微觀兩個層面的分析來看，目前我國基金行業(yè)的信托責(zé)任觀念淡薄，在基金管理者、投資者和監(jiān)管都不成熟的背景下實現(xiàn)的跨越式發(fā)展并沒有優(yōu)化市場配置的效果。

然而，機(jī)構(gòu)投資者并非都是同質(zhì)的?；鹱鳛闄C(jī)構(gòu)投資者投資的主要形式，可大致分為證券基金和社?；稹膶嵺`中觀察到，由于基金管理者承受的經(jīng)營壓力和所有者權(quán)利水平差異，證券基金相對于社保基金表現(xiàn)出更高的盈利能力，在公司治理方面也是前者更具有優(yōu)勢。但是，證券基金的盈利優(yōu)勢是否來自于對企業(yè)私有信息的正確把握還沒有結(jié)論，這需要考察不同類型的機(jī)構(gòu)投資者分別對私有信息套利影響水平。其次，持有時間更長的機(jī)構(gòu)投資者表現(xiàn)出對長期價值的關(guān)注，其相對于持有時間較短的機(jī)構(gòu)投資者是否更能減小套利并穩(wěn)定市場也是值得考察的?；诖?，本文提出相關(guān)假設(shè)：

假設(shè)1：機(jī)構(gòu)投資者持股比例與私有信息套利負(fù)相關(guān)。

假設(shè)2：相對于社保基金，證券基金持股對私有信息套利的影響更顯著。

假設(shè)3：機(jī)構(gòu)投資者持續(xù)持股時間越長，私有信息套利水平越低。

另一方面，上市公司對外披露私有信息受到公司內(nèi)部控制權(quán)的影響。當(dāng)股權(quán)相對集中時，企業(yè)內(nèi)部信息對外披露的權(quán)利也集中于具有較高控制權(quán)的股東手中，私有信息量對股權(quán)集中度呈現(xiàn)負(fù)向敏感。相反的，當(dāng)股權(quán)相對分散時，沒有單獨(dú)或少數(shù)的股東能夠左右私有信息披露水平，所以信息較高股權(quán)集中度下更豐富。由此可見，盡管機(jī)構(gòu)投資者存在潛在的對私有信息套利行為的影響，但這一影響水平由公司內(nèi)部的股東所控制。據(jù)此，本文再次提出假設(shè)如下：

假設(shè)4：股權(quán)集中度越高，機(jī)構(gòu)投資者對私有信息套利的影響越不顯著。

表5 回歸分析結(jié)果（Top3）

實證研究設(shè)計

（一）選擇變量

馮用富等（2009）基于行為金融的研究表明，CAPM模型下的R2是個股收益率對市場收益率擬合程度的描述，但R2更一般的意義是股市中私有信息套利機(jī)會。R2越低，表明公司私有信息融入造成股價波動相對于整個系統(tǒng)性因素部分越多，私有信息套利的空間越大。為了令其符合統(tǒng)計標(biāo)準(zhǔn)，本文以R2的變換值作為對私有信息套利水平的描述。具體計算和變換方法如下：

其中，ri是單個股票周收益率，rM是市場周收益率，rH是以單個股票流通股總市值占所屬行業(yè)流通股總市值加權(quán)的行業(yè)周收益率，AR2是私有信息套利水平。所有變量的選取如表1所示。

（二）選取樣本

考慮到金融危機(jī)對股票收益率擬合優(yōu)度的系統(tǒng)性影響，本文從2009年開始選取樣本公司，包括2009-2011年共三年A股上市公司數(shù)據(jù)。由于社?；鸪止杀壤谠紨?shù)據(jù)中并不多，所以出于變量描述和回歸的顯著性考慮，剔除在前十大股東中沒有社?；鸪止傻臄?shù)據(jù)，在同時剔除銀行與保險行業(yè)數(shù)據(jù)以及異常數(shù)據(jù)之后，總樣本共475個，2009-2011年觀測值分別是136個、152個和187個。機(jī)構(gòu)投資者相關(guān)數(shù)據(jù)來源于wind數(shù)據(jù)庫，其他數(shù)據(jù)均來自原CSMAR數(shù)據(jù)庫，統(tǒng)計分析利用的是Eviews 6.0。

（三）模型構(gòu)建

為了分別實證機(jī)構(gòu)投資者異質(zhì)性和股權(quán)集中度對私有信息套利的單獨(dú)以及聯(lián)合影響，本文構(gòu)建以下模型：

實證結(jié)果與分析

（一）變量的描述性統(tǒng)計

表2是對主要變量的描述性統(tǒng)計。AR2的最大值是2.8369，最小值是-6.3762，且均值和中位數(shù)都小于0，說明私有信息套利的機(jī)會整體偏低，也表明我國存在較嚴(yán)重的股價同漲同跌現(xiàn)象。此外，從表中相關(guān)機(jī)構(gòu)投資者持股比例的均值、中位數(shù)可看出，證券基金持股明顯高于社?；?，機(jī)構(gòu)持股總體平均水平0.4293也說明這三年機(jī)構(gòu)大量進(jìn)入我國股票市場，機(jī)構(gòu)對市場的影響越來越顯著。而第一大股東持股比例和前三大股東持股比例水平較高，表明我國存在股權(quán)集中的特征。

表3以機(jī)構(gòu)持股比例（PER）、機(jī)構(gòu)持續(xù)持股時間（T）和股權(quán)集中度（TOP1）為分組依據(jù)，考察不同分組水平下私有信息套利均值的變化。在各組中，私有信息套利均值都隨著相關(guān)變量從小到大的變化而發(fā)生由大轉(zhuǎn)小的變化，說明機(jī)構(gòu)持股比例、機(jī)構(gòu)持續(xù)持股時間和股權(quán)集中水平對私有信息套利水平具有負(fù)向影響。但是，這只是從單一指標(biāo)分組觀察私有信息套利的變化趨勢，并不能說明在多指標(biāo)混合影響下的結(jié)果。進(jìn)一步深入探討還需要利用多元回歸分析。

（二）回歸分析

表4是以第一大股東持股比例作為股權(quán)集中度替代變量時的回歸結(jié)果。可以發(fā)現(xiàn)，無論是否包含股權(quán)集中度與機(jī)構(gòu)投資者持股比例的交叉項，機(jī)構(gòu)持股都與私有信息套利在1%水平上負(fù)向顯著相關(guān)。從這三年的數(shù)據(jù)結(jié)果可知，隨著我國證券市場化建設(shè)力度的不斷加強(qiáng)，機(jī)構(gòu)投資者進(jìn)入市場參與投資有利于減少市場套利機(jī)會、穩(wěn)定市場價格穩(wěn)定，這既得益于機(jī)構(gòu)投資者數(shù)量的持續(xù)攀升，又得益于機(jī)構(gòu)投資者向市場引入的價值投資理念。假設(shè)1得到驗證。

其次，將基金機(jī)構(gòu)細(xì)分來觀察這一影響時，證券投資基金回歸系數(shù)分別是-0.476和-0.417在1%水平顯著，顯著高于社?；鸬?0.086和-0.049在10%水平顯著和不顯著?？梢哉J(rèn)為，盡管證券投資基金持股與社?；鸪止赏瑯佑兄跍p少私有信息套利機(jī)會，但由于所有權(quán)特征等原因，前者的這一效應(yīng)明顯強(qiáng)于后者，即假設(shè)2得到驗證。

再次，機(jī)構(gòu)的持續(xù)持股時間在5%水平負(fù)向顯著，說明機(jī)構(gòu)持續(xù)持股時間越長，上市公司的私有信息套利機(jī)會越少。機(jī)構(gòu)長期持股與其長期投資理念相吻合，持股時間越長，對公司治理的影響力也越強(qiáng)，所以對私有信息就能越迅速反應(yīng)，減少私有信息套利的機(jī)會。假設(shè)3也得到驗證。

最后，股權(quán)集中度的回歸系數(shù)為負(fù)向顯著，交叉項在5%水平上正向顯著。這一結(jié)果表明，股權(quán)越集中，私有信息越少，但股權(quán)集中卻削弱了機(jī)構(gòu)投資者影響套利機(jī)會的效果。集中水平較高的股權(quán)結(jié)構(gòu)限制了私有信息進(jìn)入市場，同時也削弱了機(jī)構(gòu)投資者參與公司治理、獲取私有信息的能力。假設(shè)4同樣得到驗證。

控制變量方面，首先，公司規(guī)模與私有信息套利機(jī)會存在顯著負(fù)向關(guān)系。公司規(guī)模越大，內(nèi)部組織機(jī)構(gòu)越復(fù)雜，決策過程越繁瑣，所以向外傳遞私有信息的水平也越低。同時，規(guī)模較大的上市公司也會有更完善的內(nèi)部控制制度，私有信息的對外流失也相對較少。其次，公司上市交易年齡也呈現(xiàn)出與私有信息套利機(jī)會的負(fù)向關(guān)系。這是因為企業(yè)在資本市場獲得足夠的交易經(jīng)驗后，會加強(qiáng)對私有信息的披露，如限制消極信息的披露。所有回歸式的擬合優(yōu)度在0.23-0.34之間，且F檢驗都高度顯著，表明模型設(shè)定較準(zhǔn)確。同時，DW值接近2，所以自相關(guān)問題不明顯。

（三）穩(wěn)健性測試

表5利用前三大股東持股比例替換了上述研究中的股權(quán)集中度變量，除部分系數(shù)變小，顯著度稍微降低外，與前述結(jié)果并無實質(zhì)性差異?？梢哉J(rèn)為前述結(jié)果是較穩(wěn)健的。

結(jié)論

本文選取2009-2011年A股上市公司數(shù)據(jù)，檢驗了機(jī)構(gòu)投資者異質(zhì)性（包括機(jī)構(gòu)類型和持續(xù)持股時間）對上市公司私有信息套利水平的影響，并在加入股權(quán)集中度的代理變量后考察了內(nèi)部持股與機(jī)構(gòu)持股對套利水平的聯(lián)合影響。機(jī)構(gòu)投資者能較好地平穩(wěn)市場價格，減少市場套利機(jī)會而使價格向價值回歸，同時證券投資基金的平穩(wěn)效應(yīng)強(qiáng)于社保基金，且這一影響在股權(quán)相對集中時被削弱，相關(guān)測試顯示實證結(jié)果是相對穩(wěn)健的。

本文的研究為建立健全資本市場制度并完善上市公司內(nèi)外部治理環(huán)境提供了一定借鑒。其一，要積極利用機(jī)構(gòu)投資者在資本市場的正面效應(yīng)，大力提高機(jī)構(gòu)參與市場交易的積極性；其二，在發(fā)展機(jī)構(gòu)投資者的同時，也要關(guān)注不同機(jī)構(gòu)投資者對資本市場的異質(zhì)性影響，對影響較弱的機(jī)構(gòu)要加大扶持，對影響較強(qiáng)的機(jī)構(gòu)要增加適當(dāng)監(jiān)管；其三，內(nèi)部治理環(huán)境要與外部治理環(huán)境同步加強(qiáng)建設(shè)，要將上市公司股權(quán)分布與外部治理關(guān)聯(lián)起來，考察在不同內(nèi)部治理環(huán)境下外部治理環(huán)境效應(yīng)的特殊性。

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2.蔡慶豐，宋友勇.超常規(guī)發(fā)展的機(jī)構(gòu)投資者能穩(wěn)定市場嗎？—對我國基金業(yè)跨越式發(fā)展的反思[J].經(jīng)濟(jì)研究，2010（1）

3.林忠國，韓立巖.機(jī)構(gòu)交易的正面效應(yīng)：波動率和市場效率的視角[J].系統(tǒng)工程理論與實踐，2011（4）

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