顧周逸

摘 要：與個人投資者相比，機構投資者更加規(guī)范化、專業(yè)化，是參與上市公司內部治理的主要力量。本文從投資者結構這一角度入手，基于事件研究法，以2017年滬深300指數(shù)成份公司的日數(shù)據(jù)為樣本，探究公司高管非正常變動帶來的市場反應是否受到機構投資者持股的影響。實證研究發(fā)現(xiàn)，機構投資者持股比例高的公司，其高管非正常變動后的市場反應較積極，此結論可從機構投資者在公司治理和資本市場中的作用加以解釋。

關鍵詞：高管變動;市場反應;機構投資者持股比例

一、引言

公司高管是指在公司中擔任重要職務、負責公司經(jīng)營管理、掌握公司重要信息的人員，主要包括董事會、監(jiān)事會、經(jīng)營層和公司章程規(guī)定的其他人員。當高管發(fā)生變動時，公司未來一段時期的經(jīng)營管理會受到影響。根據(jù)上市公司披露的數(shù)據(jù)，高管變動原因主要有辭職、辭退、調任、退休等，其中最為常見的是辭職。高管變更公告發(fā)布以后，投資者會分析這一事件對公司價值造成的影響，并根據(jù)其判斷買賣股票，從而導致股價產(chǎn)生波動。本文所討論的高管變更，僅包含其中非正常變更的情況，具體分析見下文數(shù)據(jù)來源與樣本選擇部分。

股票市場中的投資者一般分為機構投資者和個人投資者。機構投資者是指用自有資金或者從分散的公眾手中籌集的資金專門進行有價證券投資活動的機構，包括企業(yè)法人、金融機構、政府機構等。個人投資者是以自然人身份從事股票買賣的投資者，即一般的股民。機構投資者相比個人投資者來說，具有資金量大、收集信息能力強、交易方向統(tǒng)一等特點，很明顯的事實是—機構投資者持股比例，很可能對高管非正常變動帶來的市場反應產(chǎn)生影響。

因此，本研究以2017年滬深300成份公司高管變更事件為研究對象，使用事件研究法分析了機構投資者持股比例對高管變動帶來的市場反應的影響。研究發(fā)現(xiàn)：機構投資者持股比例高的公司，其高管非正常變動后的市場反應越積極。

本研究的主要特點在于：第一，開拓了嶄新的視角，嘗試從投資者結構（機構投資者持股比）的角度解析高管變更事件對公司股價波動的影響機理。第二，提供了一個潛在交易策略，即當公司高管層發(fā)生變動的信號出現(xiàn)時，選擇賣出那些機構投資者持股較低的股票，持有或買入那些機構投資者持股比高的股票。

二、理論分析與研究假說

公司高管層變動這一事件將會影響公司績效。機構投資者交易能夠增加股價中有關公司的特質信息含量，提高市場效率（侯宇，2008），發(fā)揮外部治理力量與積極監(jiān)管作用（王謹樂，2018），且機構投資者持股比例與盈余管理負相關，機構持股比例越高，越能有效抑制操縱應計利潤的盈余管理行為，增強盈余信息的真實性（高雷，2008）。因此機構投資者持股比例高的公司在高管變更事件沖擊時會令投資者對其持有相對較好的預期，股票超額收益相對較高，即市場反應相對越積極。

本文據(jù)此提出的觀點是：當公司高管層發(fā)生非正常變更時，機構投資者持股比例越高，市場反應相對越積極;機構投資者持股比例越低，市場反應相對越消極。

三、研究設計

1.數(shù)據(jù)來源與樣本選擇

本文選擇2017年滬深300指數(shù)第二次調整后成分股公司的日數(shù)據(jù)作為研究樣本，具有代表性;樣本區(qū)間為2017年1月3日至2017年12月29日，共361個自然日，244個交易日。所用高管變動、投資者持股比例及個股收益率數(shù)據(jù)均來源于RESSET金融研究數(shù)據(jù)庫;滬深300成分股名單來源于2017年11月27日上海證券交易所官網(wǎng)發(fā)布的滬深300指數(shù)2017年第二次定期調整樣本股公告。

樣本具體篩選過程按照以下原則進行：

（1）依據(jù)國際慣例，將高管變動劃分為強制變更和正常變更。其中，強制變更包括“調任”、“辭職”、“辭退”、“違規(guī)或涉案”、“股東大會否決”等6種情況、正常變更包括“換屆”、“退休”、“逝世”、“健康原因”、“年報未披露”等5種情況，本文所研究的高管變動僅指強制變更的情況，因此刪去所有正常變更情況。

（2）高管職業(yè)類別分為董事會、監(jiān)事會、經(jīng)營層及其他，按照白重恩等（2005）的研究結果，認為經(jīng)營層變動相比董事會、監(jiān)事會變動來說，對于短期公司股價有最為直接的影響，因此只篩選出經(jīng)營層高管變動的公司。

（3）對于一家公司在2017年3月1日至12月31日內有數(shù)位經(jīng)營層人員發(fā)生強制變更的情況，按照總經(jīng)理、副總經(jīng)理、常務副總經(jīng)理、首席執(zhí)行官、首席財務官、總會計師、證券事務代表的順序對樣本進行手動篩選，每家公司篩選出1名在2017年3月1日至12月31日間發(fā)生強制變更的經(jīng)營層人員。

經(jīng)過篩選，共篩選出118家公司，75%以上的公司有244個交易日數(shù)據(jù)，5%以下的公司不足225個交易日數(shù)據(jù)，最少的為171個交易日。

2.研究方法：事件研究法

事件研究法由Fama et.al（1969）開創(chuàng)，被廣泛用于研究金融市場上某一事件的發(fā)生對樣本股票價格變化與收益率的影響。事件研究法基于有效市場假說，它通過估算某個事件沒發(fā)生的期望收益率，以此得到事件發(fā)生的異常收益，以累積市場收益率來衡量股價對該事件的反應程度。

3.變量定義與描述性統(tǒng)計

本文用高管變動公告日前后五個交易日的累積超額收益率（CAR[-2，+2]）來衡量高管層變動帶來的市場反應，估計窗口為[-60，-30]。另外，選取的控制變量為：資產(chǎn)負債率、國有股比例、資產(chǎn)規(guī)模（元）。

表1報告了主要變量的描述性統(tǒng)計結果。從中可以發(fā)現(xiàn)，機構投資者持股比的均值和中位數(shù)分別約為0.674和0.668，標準差約為0.147，表明本文中滬深300股上市公司的機構持股現(xiàn)象較為普遍。除此之外，也可發(fā)現(xiàn)滬深300成份股對應的上市公司資產(chǎn)負債率較高，國有股比例相對較低。

下面進一步對自變量及3個控制變量進行相關性分析。從表2可以看出，各變量之間存在一定的相關關系，但在后文進行的回歸中VIF值為1.03，不存在完全多重共線性問題。

4.計量模型

為考察上市公司機構投資者持股比例對高管變動時持有公司股票的超額累計收益率的關系，構建了如下OLS模型：

在上述回歸模型中，將資產(chǎn)負債率、國有股比例、資產(chǎn)規(guī)模等因素作為控制變量。根據(jù)前文分析，預期機構投資者持股比例對高管變動時持有公司股票的超額累計收益率的回歸系數(shù)為正。

四、實證結果與分析

1.基本回歸分析

表3報告了全樣本回歸結果。結果顯示，機構投資者持股比例對高管變動時持有公司股票的超額累計收益率的回歸系數(shù)為0.054，在5%的水平上顯著為正，這意味著機構投資者持股比例每上升1%，將使高管發(fā)生變動時前后共五天的超額累計收益率上升0.054%，可認為具有一定的顯著性影響，這驗證了本文的研究假說，即當公司高管層發(fā)生非正常變動時，機構投資者持股比例越高，市場反應相對越積極。

2.內生性問題

由于本文所采用的樣本為截面數(shù)據(jù)，因此不適合用雙重差分模型（DID）進行檢驗。我嘗試用工具變量法解決部分內生性問題，將基金持股比例作為工具變量。選擇原因為：一方面，基金作為機構投資者中最為重要的部分之一，其持股比例會很大程度上影響全體機構投資者持股比例;另一方面，基金持股比例除通過影響機構投資者持股比例外，與累計超額收益率并不直接相關。因此，基金持股比例是一個較為合適的工具變量。

因此，本文將基金持股比例設為變量加入模型進行2SLS回歸。從表4第一階段的回歸結果可以看出，基金持股比例和機構投資者持股比例顯著正相關，符合本文的預期。而在第二階段回歸中，主要變量的符號仍顯著為正，表明機構投資者持股比例的上升將使高管發(fā)生變動時的超額累計收益率上升?？傮w結果表明，在用工具變量法解決部分內生性問題之后本文的結論依然穩(wěn)健。

3.穩(wěn)健性檢驗

為了解決樣本中可能存在的異方差問題，由于本文所采用的樣本容量較大（118個樣本），因此在進行回歸時采用了經(jīng)過懷特異方差修正的標準誤代替原系數(shù)標準差，從而使結果更穩(wěn)健。

另外，為驗證以上研究結論的穩(wěn)健性，本文還進行了如下檢驗：

一是增加控制變量，將公司更多的重大事項及財務指標，如高管變動時是否發(fā)生丑聞、資產(chǎn)收益率、凈利潤增長率等作為控制變量，重新進行CAR的計算及后續(xù)回歸分析，研究結論保持不變;

二是調整樣本，采用2018年、2019年的滬深300指數(shù)成分股的超額累計收益率及機構投資者持股比例數(shù)據(jù)按照同樣的方法重新進行回歸分析，研究結論保持不變。

五、結論

本文以2017年滬深300指數(shù)成分股公司的日數(shù)據(jù)為樣本，運用事件研究法探究了公司高管層變動帶來的市場反應是否受到機構投資者持股的影響。首先，通過分析高管變更事件的潛在影響以及機構投資者在公司治理和資本市場方面的作用，發(fā)現(xiàn)高管變動與上市公司的績效變動有一定關聯(lián)性，機構投資者的參與在公司治理中發(fā)揮了積極的正向監(jiān)管作用，從而提出了機構投資者持股比較高的公司管理層人員變更會帶來正面市場反應的假說。其次，收集了2017年高管變動、機構投資者持股比例及個股收益率數(shù)據(jù)，通過Stata計算出累計異常收益率（CAR）值。再次，結合所收集的控制變量數(shù)據(jù)進行OLS回歸分析，得出機構投資者持股比例對高管變動時持有公司股票的超額累計收益率的回歸系數(shù)為正。進一步，通過將基金持股比例作為工具變量來解決本文中可能出現(xiàn)的內生性問題，結果穩(wěn)健。最后，分別通過增加控制變量和調整樣本的方法進行了穩(wěn)健性測試，結論與之前基本回歸分析一致。綜上，通過實證研究發(fā)現(xiàn)：當公司高管層發(fā)生變動時，機構投資者持股比例越高，市場反應相對越積極。從而，為投資者構建出的交易策略為：高管發(fā)生非正常變動時，可買入或持有機構投資者持股比高的股票。

可從兩個方面解釋這一發(fā)現(xiàn)的合理性。第一，機構投資者的專業(yè)化、規(guī)?；攸c使其相對于個人投資者有更強烈的動機和能力來行使股東權利，從而規(guī)范其持股公司管理層的經(jīng)營行為。第二，機構持股比高的公司，其高管層變動的更換部分情況是由機構投資者發(fā)揮其監(jiān)督作用所導致，而這可以提振市場信心和對公司前景的預期。

本文也存在一些局限，例如，只考察了國內市場的成份股，對于內生性問題的處理還不夠徹底，對于結論機制的解釋還有待完善等。相信這些問題在今后的研究中可以進一步加以細化。

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