畢 鵬,王生年

一、引 言

資本市場的重要功能是搜集并匯總上市公司基本面信息,并將信息反饋至股票價格之中。在一個有效的資本市場上,股票價格反映了企業(yè)內(nèi)在價值的全部信息,引導(dǎo)并實現(xiàn)資源的優(yōu)化配置,體現(xiàn)出較高的資本市場效率。資產(chǎn)定價效率是反映資本市場效率的重要指標(biāo)。自我國資本市場確立以來,市場上長期籠罩著濃厚的投機色彩,股價同步性較高、資產(chǎn)定價偏誤長期存在、資產(chǎn)定價效率較低[1]。探究導(dǎo)致我國資本市場資產(chǎn)定價效率低下的根本原因并非易事,因其同時受到來自法律與制度環(huán)境、政府干預(yù)與金融創(chuàng)新[2][3][4]、信息環(huán)境與信息中介[5][6][7][8]、公司治理與投資者結(jié)構(gòu)[9][10][11]以及行為金融[12][13]等因素共同作用的影響。

股價延遲是股票價格滯后反映市場信息的現(xiàn)象,反映了信息融入股價的速度,體現(xiàn)了資本市場價格發(fā)現(xiàn)的功能。學(xué)術(shù)界通常采用股價延遲指標(biāo)用以衡量資產(chǎn)的定價效率。導(dǎo)致股價延遲的主要原因是股票價格中未能包含所有的信息。長期以來,我國資本市場一直處于 “弱式有效”的狀態(tài),受信息不對稱等因素的影響,股票價格未能全面反映相關(guān)信息,資產(chǎn)定價效率較低。QFII制度于2002年在我國確立,現(xiàn)已取得長足發(fā)展。QFII作為成熟機構(gòu)投資者,具備專業(yè)的信息獲取與分析能力以及理性、成熟的投資理念。理論上,掌握大量信息的QFII,通過股票交易的方式能夠向市場傳遞相關(guān)信息。然而,我國資本市場并非有效,QFII能否發(fā)揮自身優(yōu)勢,提高我國資本市場效率,尤其是資產(chǎn)定價效率?針對這一問題的討論,將為評價我國QFII制度提供重要依據(jù),對推進我國資本市場開放、提高QFII監(jiān)管的針對性、有效性具有重要的現(xiàn)實意義。本文利用2010—2018年我國A股上市公司數(shù)據(jù),實證檢驗了QFII持股對股價延遲的影響。研究發(fā)現(xiàn):QFII持股與股價延遲呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系,在采用Heckman兩階段回歸、剔除特殊年份樣本、變更QFII持股測度指標(biāo)、自變量滯后一期、隨機剔除10%研究樣本等穩(wěn)健性測試后,該研究結(jié)論仍然成立。截面異質(zhì)性分析結(jié)果表明,QFII長期持股、增持、維持以及持股國有企業(yè)時,對股價延遲的緩解作用更為顯著。機制研究發(fā)現(xiàn),QFII持股通過提高上市公司信息披露質(zhì)量、提升資本市場股票流動性進而緩解股價延遲。

本文研究貢獻(xiàn)如下:第一,區(qū)別以往有關(guān)資產(chǎn)定價效率的研究,本文較為系統(tǒng)地分析了QFII持股對股價延遲的影響,補充了股價延遲的影響因素研究,豐富了QFII持股對我國資本市場資產(chǎn)定價效率產(chǎn)生影響的相關(guān)文獻(xiàn);第二,因QFII持股存在一定程度上的樣本自選擇與內(nèi)生性問題,本文使用Heckman兩階段回歸、剔除特殊年份樣本、變更QFII持股測度、將QFII持股滯后一期、隨機剔除10%研究樣本等方法進行穩(wěn)健性測試,弱化內(nèi)生性,使得研究結(jié)論穩(wěn)健可靠;第三,探究了QFII緩解股價延遲的潛在途徑,發(fā)現(xiàn)QFII持股后可以通過提高上市公司信息披露質(zhì)量、改善股票流動性有效緩解股價延遲。第四,研究為QFII相關(guān)制度的實施與推廣能夠在一定程度上提升我國資本市場定價效率提供了微觀實證依據(jù)。

二、文獻(xiàn)綜述

股價延遲作為股票價格信息有效性的一種測度方式,是指股票價格形成過程中,股票價格滯后反映信息的現(xiàn)象。股價延遲體現(xiàn)了資本市場價格發(fā)現(xiàn)功能,能夠很好地反映資本市場資產(chǎn)定價效率及市場的有效性,成為近年來資本市場微觀結(jié)構(gòu)研究領(lǐng)域的熱點問題。有關(guān)股價延遲影響因素的相關(guān)研究表明,存在大量分析師跟蹤的上市公司,其股價調(diào)整速度更快,股價對信息的反映更為敏感[14];市場信息融入股票價格的速度,同時受到來自投資者認(rèn)知水平與信息不對稱等方面的影響,該速度的快慢程度同時也對股票市場價格均衡產(chǎn)生影響。股價延遲還會受到來自行業(yè)方面以及公司自身特征的影響,表現(xiàn)為行業(yè)信息擴散與股票收益率的超前滯后效應(yīng)、公司規(guī)模、股票流動性、公司結(jié)構(gòu)等[15]。金融制度創(chuàng)新層面,我國學(xué)者李志生等[16]以股價延遲作為資產(chǎn)定價效率的替代變量研究發(fā)現(xiàn),融資融券等金融制度創(chuàng)新有助于緩解股價延遲,提高我國資本市場定價效率;然而許紅偉等[17]則認(rèn)為,融資融券制度對短期資產(chǎn)定價效率的提升作用并不明顯,主要體現(xiàn)在標(biāo)的股的負(fù)面信息以及對市場向下波動的調(diào)整速度比較緩慢。此外,機構(gòu)投資者持股比例對股價延遲所產(chǎn)生的影響也不盡相同[18]。

QFII對我國資本市場產(chǎn)生的影響一直是學(xué)者們比較關(guān)注的熱點話題之一,但現(xiàn)有研究結(jié)論尚未統(tǒng)一。許年行等[19]研究認(rèn)為,機構(gòu)投資者羊群效應(yīng)與股價同步性之間的關(guān)系,進而加大了股價崩盤風(fēng)險;饒育蕾等[20]認(rèn)為,QFII長期持股提高了股價信息含量、降低了股價同步性,且在熊市中表現(xiàn)得更為顯著,但QFII的短期持股則表現(xiàn)出較強的投機色彩,不利于股市穩(wěn)定;童元松等[21]研究指出,QFII在推動我國資本市場國際化發(fā)展的同時,能夠很好地抑制境外投資者對我國股市與經(jīng)濟的沖擊;朱相平等[22]認(rèn)為,QFII持股可以發(fā)揮市場穩(wěn)定的作用;孫顯超等[23]研究發(fā)現(xiàn),QFII持股是基于 “信息交易”并非 “噪音交易”;高揚等[24]研究表明,QFII持股能夠顯著增加知情交易概率,加劇信息不對稱,不利于改善我國股票市場的信息環(huán)境。

通過以上文獻(xiàn)梳理不難發(fā)現(xiàn),首先,以股價延遲為研究對象,用以衡量資產(chǎn)定價效率的研究多集中于發(fā)達(dá)資本市場 (國家),且相關(guān)研究結(jié)論并不適用于我國新興資本市場的特殊情境,國內(nèi)基于股價延遲的研究尚待進一步補充與完善;其次,QFII作為我國資本市場 “單向”開放的重要舉措,對我國資本市場發(fā)揮的作用與功效尚存爭議,有待進一步實證檢驗;最后,國內(nèi)關(guān)于QFII的研究大多采用重倉持股數(shù)據(jù),樣本量相對較少,可能會對研究結(jié)論產(chǎn)生一定影響?；诖?本文試圖利用QFII非重倉持股數(shù)據(jù),以股價延遲作為資產(chǎn)定價效率的替代指標(biāo),實證檢驗QFII持股對股價延遲的影響,并分析作用機制,以期豐富現(xiàn)有研究文獻(xiàn)。

三、理論分析與研究假設(shè)

現(xiàn)有研究中,對QFII實施后所產(chǎn)生的經(jīng)濟后果的討論尚存爭議。本文基于QFII的 “價值創(chuàng)造”與 “價值獲取”兩個對立假說,深入分析QFII持股對股價延遲產(chǎn)生的影響,并探究其相關(guān)作用機制。

(一)QFII價值創(chuàng)造假說與股價延遲

作為價值創(chuàng)造者,QFII以長期價值投資為理念,以獲取長期投資收益最大化為目標(biāo),積極參與公司治理并改善信息環(huán)境,傳遞有效信息。首先,QFII作為專業(yè)投資者具備較強的選股、識股能力,并通過 “用腳投票”的方式放棄盈利差、發(fā)展前景不佳的上市公司,并采取對經(jīng)理人進行證券訴訟的方式,向經(jīng)理人表示不滿或施壓,促使經(jīng)理人選擇更好的會計政策、降低上市公司盈余管理、緩解委托代理問題,進而緩解信息不對稱;其次,QFII持股可以增加公司高管的業(yè)績薪酬敏感性,當(dāng)QFII對公司業(yè)績或治理不滿時,會發(fā)出退出威脅信號,給股價帶來較強烈的下行壓力,股價下行可能會導(dǎo)致市場的過度反應(yīng),對公司高管自利動機與行為將產(chǎn)生極大的震懾作用,促使高管提高信息披露質(zhì)量,強化公司治理。最后,QFII作為成熟機構(gòu)投資者通過發(fā)揮自身行業(yè)專長進行選股,能夠發(fā)揮價值信號傳遞功能,從而吸引更多的分析師、外部監(jiān)管者以及投資者的關(guān)注,提高投資者認(rèn)知度以及股票流動性,緩解信息不對稱,改善市場信息環(huán)境?；谝陨戏治?QFII作為 “價值創(chuàng)造”者,有助于改善上市公司治理機制,緩解股票市場信息不對稱,促使股票價格快速吸收市場信息,緩解股價延遲。據(jù)此,本文提出假設(shè)H1a:

H1a:QFII持股緩解了股價延遲。

(二)QFII價值獲取假說與股價延遲

部分學(xué)者認(rèn)為,QFII在我國資本市場上采取違背長期投資原則的短線炒作行為,扮演了 “價值獲取者”角色[25]。原因在于:第一,QFII具備較強的信息搜集、處理與分析能力以及倉位控制力,利用我國股票市場上的 “摩擦”與 “噪音”隨時變更交易策略。QFII增持可能會導(dǎo)致代理成本提高,影響交易成本,進而加劇信息的不對稱。第二,QFII本土化程度較低,信息搜集并參與公司治理的成本相對較高。受成本-收益的影響,當(dāng)QFII持股比例較低時,因缺乏參與上市公司治理的動力與激勵,更傾向于采取 “搭便車”的方式,其治理功能未能有效發(fā)揮。第三,QFII短線炒作行為使其更傾向于憑借自身優(yōu)越的信息優(yōu)勢,投機獲利。QFII作為知情交易者,采取正反饋交易,導(dǎo)致股票交易量出現(xiàn)異常,加劇股價波動與同步性。第四,我國股票市場以 “散戶投資者”為主體,“追漲殺跌”現(xiàn)象普遍存在。QFII作為成熟機構(gòu)投資者,其 “短線”套利投資行為具有一定的信號傳遞功能。股民的盲目 “追隨”,加劇了股票定價偏誤。當(dāng)股票套利交易達(dá)到 “無利可圖”時,股票價格將被迫回歸 “本真”,并最終實現(xiàn)股票價格的 “市場均衡”。從QFII開始套利,至股票價格實現(xiàn) “市場均衡”,受信息不對稱的影響,股票價格只能逐漸地吸收市場釋放的相關(guān)信息,加劇股價延遲?；谝陨戏治?可以推斷,QFII具有較強的 “價值選擇力”,而 “價值創(chuàng)造力”尚未體現(xiàn)。由此,提出競爭性假設(shè)H1b:

H1b:QFII持股加劇了股價延遲。

四、研究設(shè)計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以2010—2018年我國A股上市公司為研究樣本,QFII持股數(shù)據(jù)、上市公司基本信息與相關(guān)財務(wù)數(shù)據(jù)均來自CSMAR及WIND數(shù)據(jù)庫。對樣本數(shù)據(jù)進行如下處理:(1)剔除金融類上市公司樣本;(2)剔除ST公司及變量缺失樣本;(3)在計算股價延遲 (Delay)時,剔除滯后樣本為空的樣本;(4)對所有連續(xù)變量在1%水平上進行了Winsor處理,最終獲取20 722個樣本觀測值。統(tǒng)計軟件采用Stata15.0。

(二)變量定義

1.因變量:股價延遲 (Delay)。本文借鑒Hou等[26]的研究方法,利用上市公司周個股收益率與周市場收益率及其滯后四期的周市場收益率進行回歸,測算股價延遲,以此衡量股票價格對市場信息的反應(yīng)速度。股價延遲越大,表明股票價格對市場信息調(diào)整的速度越慢,資產(chǎn)定價效率越低。計算步驟如下:

模型 (1)中,ri,t代表股票i的周收益率,Rm,t代表周市場收益率,當(dāng)股票價格能夠?qū)κ袌鲂畔⒆鞒隹焖?、及時的反應(yīng)時,那么系數(shù)βi預(yù)期將顯著異于0,δi,n則等于0;如果股票價格對市場信息的反應(yīng)產(chǎn)生延遲,那么部分或者全部δi,n將顯著異于0,即滯后期周市場收益對當(dāng)期周個股收益率具有一定的解釋力。模型 (1)也被稱之為 “非限制性模型”(Unrestricted Model),當(dāng)模型 (1)中δi,n全部為0時,稱之為 “限制性模型”(Restricted Model),如模型 (2)所示:

股價延遲的具體計算公式如模型 (3)所示:

具體算法是:通過模型 (1)和模型 (2)計算出兩個方程的可決系數(shù)R2,利用模型 (3)計算出Delay的年度值,Delay越大,代表股價延遲越嚴(yán)重,資產(chǎn)定價效率越低。

2.自變量:QFII持股。參考李蕾等[25]、李春濤等[27]的做法,本文采用QFII年度持股均值作為自變量,同時構(gòu)建了QFII持股啞變量 (QFII_D),當(dāng)上市公司被QFII持股時,取值為1,否則為0。

3.控制變量。借鑒李志生等[16]、許紅偉等[17]、李青原等[18]、Hou等[26]的相關(guān)研究,本文將可能對股價延遲產(chǎn)生影響的相關(guān)變量進行控制。相關(guān)控制變量的選取主要基于以下三個方面的考慮:(1)流動性水平。研究表明,股票流動性能夠?qū)Y產(chǎn)定價效率產(chǎn)生顯著影響。較低的流動性意味著更高的交易成本,從而阻礙知情交易者的交易,而在流動性充足的市場,知情交易者更有動力獲取更多的信息?；诖?選擇股票交易量 (Volume)、換手率 (Turnover)能夠反映流動性水平的變量進行控制;(2)公司基本面特征。公司特征與盈利水平是影響股票價格與股價延遲的關(guān)鍵因素。為控制上述因素干擾,選擇年個股總市值 (Cap)、賬市比 (BM)、市盈率 (Eps)、公司資本結(jié)構(gòu) (Lev)、固定資產(chǎn)比率 (PD)、公司規(guī)模 (Size)、凈資產(chǎn)收益率 (Roe)、廣告支出 (Adv)、公司年齡 (Age)等指標(biāo)納入控制變量;(3)公司治理水平。上市公司治理水平越高,信息環(huán)境越好,對資產(chǎn)定價效率能夠產(chǎn)生直接影響。因此選擇兩職合一 (Dual)、董事會規(guī)模 (Boardsize)、機構(gòu)持股比例 (Inst)、公司股東總數(shù) (Shoulders)、公司員工人數(shù) (Empl)等指標(biāo)納入控制變量。此外,還引入了公司是否發(fā)生虧損 (Loss)啞變量。原因在于,一旦股票市場或投資者接受到公司虧損的壞消息,就會對上市公司股票價格的調(diào)整速度產(chǎn)生影響。此外,對公司個體和年度效應(yīng)進行了控制,各變量定義如表1所示:

表1 變量定義表

(三)模型設(shè)定

借鑒我國學(xué)者李青原等[18]、李春濤等[27]的研究,構(gòu)建回歸模型 (4),用以檢驗QFII持股與股價延遲 (Delay)二者之間的關(guān)系。

其中,Delay代表股價延遲,QFII為自變量,分別用QFII持股量、QFII持股啞變量 (QFII_D)作為測度指標(biāo),Controls為各控制變量 (見變量定義表1),同時控制了年度 (Year)與公司個體效應(yīng) (Firm),若β1顯著為負(fù),則表明QFII持股能夠有效緩解股價延遲。

五、實證分析

(一)描述性統(tǒng)計

表2列示了模型 (4)中主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。從Panel A中可以看到,在2008—2018年間,樣本公司平均股價延遲指標(biāo)Delay的均值為0.269,最小值為0.001,最大值為0.992,該結(jié)果與李志生等[16]、李青原等[18]研究結(jié)論接近;QFII平均持股我國上市公司股份約為2.705,表明QFII在我國的持股量偏低;QFII_D持股我國上市公司占比約為17.2%,其他變量描述性統(tǒng)計結(jié)果與現(xiàn)有研究比較接近,樣本分布較為合理。Panel B為主要變量的差異性檢驗結(jié)果。結(jié)果顯示,股價延遲 (Delay)的中值和均值檢驗均在1%的水平上顯著,即存在QFII持股的上市公司,其股價延遲顯著低于沒有被QFII持股的上市公司,該結(jié)論初步驗證了本文的假設(shè)H1a。

表2(A) Panel A變量的一般描述性統(tǒng)計

表2(B) Panel B主要變量的差異性檢驗

(二)回歸分析

1.QFII持股與股價延遲。表3列示了采用面板固定效應(yīng)模型對QFII持股與股價延遲回歸的結(jié)果。同時,為消除異方差影響,采用公司聚類效應(yīng)對回歸的標(biāo)準(zhǔn)誤進行修正,括號內(nèi)為修正后的t值。其中第 (1)、(3)列為沒有加入相關(guān)控制變量的回歸結(jié)果,(2)、(4)列為加入相關(guān)控制變量后的回歸結(jié)果。如 (2)、(4)列回歸結(jié)果所示,QFII_D與QFII回歸系數(shù)分別為－0.015、－0.011,分別在1%水平上通過了顯著性檢驗。上述結(jié)果表明,QFII持股有效緩解了我國資本市場股價延遲,假設(shè)H1a得到驗證。

表3 QFII持股與股價延遲的基本回歸分析

2.QFII持股期限特征與股價延遲?，F(xiàn)有研究表明,機構(gòu)投資者持股周期與公司治理效果顯著正相關(guān),且持股周期越長,機構(gòu)投資者參與公司治理的動機越強。我國學(xué)者葉建芳等[28]根據(jù)機構(gòu)投資者持股周期不同展開研究,發(fā)現(xiàn)機構(gòu)持股周期越長,公司治理效果越好。QFII作為我國機構(gòu)投資者的重要組成部分,具備機構(gòu)投資者的一般特征。QFII持股周期能夠直接影響其參與公司治理的動力與效果。理論上,QFII持股周期越長,公司治理效果越好,上市公司信息披露質(zhì)量越高,能夠有效緩解信息不對稱,使得股票價格能夠根據(jù)市場信息作出迅速調(diào)整,對股價延遲的緩解作用應(yīng)該更強。基于此,借鑒楊嘉琳等[29]等相關(guān)研究,本文將QFII連續(xù)持股超過4個季度 (含4個季度)定義為長期持股,小于4個季度定義為短期持股,利用模型 (4)分樣本進行回歸,用以考察持股期限對QFII持股與股價延遲的調(diào)節(jié)作用。表4為QFII持股特征與股價延遲分組回歸結(jié)果。列(1)、(2)為根據(jù)QFII持股周期分組后的回歸結(jié)果?；貧w結(jié)果顯示,在QFII長期持股組中,QFII的回歸系數(shù)為－0.043,在5%水平上通過顯著性檢驗;在QFII短期持股組中,QFII的回歸系數(shù)為－0.004,并未通過顯著性檢驗。結(jié)果表明,QFII長期持股可能因發(fā)揮較好的公司治理作用,通過緩解代理問題與信息不對稱,進而促使股票價格能夠快速根據(jù)市場信息進行調(diào)整,緩解股價延遲;而QFII短期持股則更有可能出于 “價值獲取”的目的,通過投資進行套利,并沒有發(fā)揮治理作用,因而對股價延遲的緩解作用并不明顯。

3.QFII持股變動特征與股價延遲。QFII代表了國外成熟機構(gòu)投資者,秉承理性投資理念。如前文所述,QFII持股具有一定的偏好,更傾向持股于公司規(guī)模大、市賬比較低的公司。從行業(yè)分布上看,QFII更傾向于持股運輸業(yè)、金屬與非金屬、機械等行業(yè),而非房地產(chǎn)、傳媒文化與建筑行業(yè)等。據(jù)CSMAR數(shù)據(jù)庫顯示,QFII持股并非一成不變。QFII可以憑借其專業(yè)的信息搜集、分析與處理能力及時調(diào)整投資策略。通常條件下,QFII對于績優(yōu)股、中大盤股與行業(yè)龍頭股會選擇增持股份額度,以此獲取長期穩(wěn)定的投資回報;當(dāng)發(fā)現(xiàn)上市公司業(yè)績下滑,或?qū)Ω吖艹植粷M態(tài)度時,QFII會選擇 “用腳投票”的方式選擇退出,避免投資損失。Lin等[30]研究發(fā)現(xiàn),QFII持股比例較高的公司,其業(yè)績顯著高于持股比例較低的上市公司,具備較好的價值發(fā)現(xiàn)功能?；谝陨戏治?根據(jù)CSMAR數(shù)據(jù)庫中QFII持股變動特征,將研究樣本分為QFII增持、QFII維持與QFII減持三組,再次對QFII持股與股價延遲之間的關(guān)系進行檢驗?；貧w結(jié)果如表4所示。列 (3)、(4)、(5)分別為QFII增持組、維持組與減持組的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示,在列 (3)增持組中,QFII的回歸系數(shù)為－0.135,在5%水平上通過了顯著性檢驗,表明QFII增持能夠有效緩解股價延遲。可能的原因是:一方面,伴隨QFII持股比例的不斷提升,QFII參與公司治理的動機更加強烈,上市公司因改善了公司治理,緩解了代理問題與信息不對稱,使得股票價格能夠根據(jù)市場信息作出快速反應(yīng),緩解股價延遲;另一方面,QFII增持能夠吸引更多的投資者關(guān)注,投資者關(guān)注的提高能夠產(chǎn)生較好的外部監(jiān)督與監(jiān)管效應(yīng),并且伴隨投資者認(rèn)知度的不斷提升,能夠進一步提高股票流動性,股票流動性的提高促使股票價格根據(jù)市場信息作出快速調(diào)整,進而緩解股價延遲。最后,QFII增持有可能增強了市場投資者的信心,一定程度上減少了市場上的頻繁交易,穩(wěn)定了資本市場,有助于發(fā)揮資本市場的價格發(fā)現(xiàn)功能,進而緩解股價延遲;在列 (4)維持組中,QFII的系數(shù)為－0.009,在10%水平上通過了顯著性檢驗,即QFII持股對股價延遲具有緩解作用,再次驗證了本文假設(shè)H1a。在列 (5)減持組中,QFII回歸系數(shù)為0.067,并未通過顯著性檢驗,即QFII減持可能在某種程度上代表了上市公司業(yè)績不佳,或者QFII對公司高管缺乏信心,因而采取 “用腳投票”的方式,選擇退出或減持股份,以避免或降低未來損失。QFII減持會降低參與公司治理的動機,進而轉(zhuǎn)向 “價值獲取”,因此對股價延遲的緩解作用并不顯著。

4.QFII持股產(chǎn)權(quán)性質(zhì)特征與股價延遲?，F(xiàn)有研究表明,產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對企業(yè)信息披露質(zhì)量能夠產(chǎn)生顯著影響。相較于民營企業(yè),國有企業(yè)信息披露質(zhì)量較低,信息不對稱程度較為嚴(yán)重。此外,國有企業(yè)因 “所有者缺位”導(dǎo)致公司治理水平較差,對中小股東的保護程度較弱,股價同步性高、股價信息含量較低。理論上,國有企業(yè)受到以上兩個方面因素的影響,資產(chǎn)定價效率應(yīng)顯著低于民營企業(yè)。QFII持股后,因公司治理作用得以發(fā)揮,因而能夠緩解國有企業(yè)的股價延遲?；诖?根據(jù)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)進行分組,利用模型 (4)再次進行回歸。列 (6)為國有企業(yè)樣本。回歸結(jié)果顯示,QFII回歸系數(shù)為－0.016,在5%水平上通過了顯著性檢驗;列 (7)為民營企業(yè)樣本,QFII回歸系數(shù)為－0.001,并未通過顯著性檢驗。具體情況如表4所示。以上結(jié)論表明,QFII持股可以提高國有上市公司治理水平,改善信息環(huán)境,緩解信息不對稱,進而緩解國有上市公司股價延遲。

表4 QFII持股特征與股價延遲回歸分析

(三)QFII持股影響股價延遲的傳導(dǎo)機制

QFII持股可能通過以下兩個途徑影響股價延遲:第一,QFII持股后可能會積極地參與公司治理,改善上市公司信息披露質(zhì)量,進而緩解信息不對稱,促使股票價格能夠根據(jù)市場信息快速調(diào)整,緩解股價延遲;第二,QFII持股能夠吸引更多的投資者關(guān)注,股票交易相對活躍,致使股票流動性得以提高。股票流動性的提高,使得股票價格根據(jù)市場信息快速調(diào)整,緩解信息不對稱,進而緩解股價延遲。基于此,構(gòu)建模型 (5)和 (6),對QFII持股與股價延遲的關(guān)系進行機制檢驗。如模型 (5)、(6)所示,KVi,t代表上市公司信息披露質(zhì)量,由KV度量法計算得出;Illiqiti,t為股票非流動性比率,用以衡量股票流動性水平,Controlsi,t為所有控制變量的合集,并同時控制了年度與公司固定效應(yīng)。

參考溫忠麟等[31]的中介效應(yīng)檢驗法,利用模型 (4)、(5)和 (6)檢驗QFII持股是否通過提高上市公司信息披露質(zhì)量與股票流動性進而緩解股價延遲。首先,在不加入信息披露質(zhì)量 (KVi,t)的基礎(chǔ)上檢驗QFII持股與股價延遲之間的關(guān)系,觀察模型 (4)中β1是否顯著為負(fù)。其次,利用模型 (5),以中介變量信息披露質(zhì)量 (KVi,t)為因變量對QFII持股量/QFII持股啞變量進行回歸,檢驗β1系數(shù)是否顯著。最后,將信息披露質(zhì)量 (KVi,t)納入模型 (6)中進行回歸,觀察γ1與γ2,若γ1、γ2均顯著,且γ1相較模型 (4)中的β1有所下降,則部分中介效應(yīng)成立。股票流動性中介效應(yīng)檢驗步驟同上。

1.基于信息披露質(zhì)量的中介效應(yīng)檢驗。借鑒李春濤等[27]、Ascioglu等[32]、林長泉等[33]的研究,采用KV度量法衡量信息披露質(zhì)量。KV度量法即利用股票收益率與股票交易量進行回歸,利用回歸所得斜率反映上市公司信息披露質(zhì)量。其核心思想在于,當(dāng)上市公司的信息披露質(zhì)量較低時,投資者對股票成交量所包含信息的依賴程度較高,而對信息披露程度的依賴度較低,成交量的變動會引發(fā)股價大幅變動。因此,該變化率是信息披露質(zhì)量的反向指標(biāo)。經(jīng)KV所描述的信息披露質(zhì)量,既包含強制性信息披露,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質(zhì)量。KV具體計算公式如下:

ln|ΔPt/Pt－1|＝α＋β(Volt－Vol0)＋ui

其中,ΔPt為Pt與Pt－1之差,Pt為t日的收盤價,Volt為t日的交易量,Vol0為年度日平均交易量,本文刪除了公司年度交易日小于100天、β為負(fù)以及ΔPt等于0的值,最終得到上市公司信息披露質(zhì)量:KV＝β×1 000 000,KV越小代表信息披露質(zhì)量越好。

表5 Panel A列示了基于信息披露質(zhì)量中介效應(yīng)檢驗的回歸結(jié)果。利用模型 (4)進行回歸,QFII_D與QFII的回歸系數(shù)為－0.015和－0.011,分別在1%的水平上顯著為負(fù)。利用模型 (5)進行回歸,QFII_D與QFII的回歸系數(shù)分別為－0.008和－0.007,分別在1%和5%水平上顯著為負(fù),即QFII持股可以提高上市公司信息披露質(zhì)量,該結(jié)論與李春濤等[27]的研究結(jié)論相同,檢驗通過。利用模型 (6)進行回歸,QFII_D與QFII的回歸系數(shù)分別為－0.013和－0.009,分別在5%水平上通過了顯著性檢驗,且系數(shù)較模型 (4)中QFII_D與QFII的系數(shù)有所下降,且KV的系數(shù)在1%水平上顯著為正,表明較低的信息披露質(zhì)量能夠加劇股價延遲。上述回歸結(jié)果表明:QFII持股可以通過改善上市公司信息披露質(zhì)量,緩解股價延遲,部分中介效應(yīng)檢驗成立。

表5(A) Panel A QFII持股與股價延遲度:基于信息披露質(zhì)量的中介效應(yīng)檢驗

2.基于股票流動性的中介效應(yīng)檢驗。表5 Panel B為基于股票流動性的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果。利用模型 (4)進行回歸,QFII_D與QFII的回歸系數(shù)為－0.015和－0.011,分別在1%的水平上顯著為負(fù)。利用模型 (5)進行回歸,QFII_D與QFII的回歸系數(shù)分別為－0.030和－0.002,分別在5%和10%水平上顯著為負(fù),即QFII持股可以提高股票流動性,該結(jié)論與童元松等[21]的研究結(jié)論相同。利用模型 (6)進行回歸,QFII_D與QFII的回歸系數(shù)分別為－0.010和－0.008,分別在1%水平上通過了顯著性檢驗,且系數(shù)較模型 (4)中QFII_D與QFII的系數(shù)有所下降,且Illiqit的系數(shù)在1%水平上顯著為正,表明較低的股票流動性能夠加劇股價延遲。上述回歸結(jié)果表明:QFII持股可以通過提高股票流動性,緩解股價延遲,部分中介效應(yīng)檢驗成立。

表5(B) Panel B QFII持股與股價延遲度:基于股票流動性的中介效應(yīng)檢驗

參考宋獻(xiàn)中等[34]、于蔚等[35]的研究,本文基于信息披露質(zhì)量、股票流動性兩條機制,進行Boostrap檢驗,進一步探討兩條機制中,哪條機制發(fā)揮了主導(dǎo)作用。由表6 Panel A可知,信息披露質(zhì)量和股票流動性的中介效應(yīng)依然顯著成立,但是QFII_D的回歸系數(shù)不再顯著,進一步說明QFII持股對股價延遲的緩解作用被分解到了上市公司信息披露質(zhì)量與股票流動性兩條路徑中。在表6 Panel B中報告了采用Bootstrap方法進行1 000次抽樣得到的統(tǒng)計結(jié)果。結(jié)果顯示,各變量系數(shù)均在1%水平上顯著異于0。其中,QFII持股通過影響上市公司信息披露質(zhì)量進而緩解股價延遲的變化為－0.002,通過股票流動性緩解股價延遲的變化為－0.001,表明QFII持股主要通過提高上市公司信息披露質(zhì)量緩解股價延遲,信息披露質(zhì)量中介效應(yīng)約占總效應(yīng)的67%(0.002/0.003)。

表6(A) Panel A中介效應(yīng)檢驗

表6(B) Panel B Boostrap檢驗

(四)穩(wěn)健性檢驗

1.內(nèi)生性檢驗:Heckman兩階段回歸檢驗。如前文所述,QFII具有一定的持股偏好,更傾向于持股規(guī)模大、市賬比低的績優(yōu)股。這些優(yōu)質(zhì)股票的定價效率普遍較高,股價延遲度相對較低。另外,研究中可能尚存一些不可觀測因素。為了緩解內(nèi)生性問題,本文選擇Heckman兩階段回歸方法,用以解決樣本自選擇與遺漏變量問題。首先,借鑒李志生等[16]、許紅偉等[17]、李青原等[18]、李春濤等[27]的研究模型,選擇股票交易量 (Volume)、年個股總市值 (Cap)、換手率 (Turnover)、賬市比 (BM)、市盈率 (Eps)、公司資本結(jié)構(gòu) (Lev)、固定資產(chǎn)比率 (PD)、公司規(guī)模(Size)、凈資產(chǎn)收益率 (Roe)、公司年齡 (Age)、兩職合一 (Dual)、董事會規(guī)模 (Boardsize)、機構(gòu)持股比例 (Inst)、公司股東總數(shù) (Shoulders)、公司員工人數(shù) (Empl)、廣告支出 (Adv)以及公司是否發(fā)生虧損啞變量 (Loss)等可能對股價延遲產(chǎn)生影響的變量進行回歸,計算逆米爾斯比率 (IMR),構(gòu)建模型 (7):

然后將計算出來的逆米爾斯比率 (IMR)帶入模型 (4)中,用以修正樣本的自選擇問題。表7中第 (1)、(2)列報告了Heckman兩階段回歸后的結(jié)果,QFII_D與QFII的回歸系數(shù)均為－0.012,在5%的水平上顯著為負(fù),表明QFII持股對股價延遲具有顯著的緩解作用,研究結(jié)論穩(wěn)健。

2.排除特殊區(qū)間樣本的穩(wěn)健性檢驗。在研究區(qū)間內(nèi),我國股票市場先后經(jīng)歷了2015年 “千股跌?！迸c2016年 “股市強監(jiān)管”的特殊時期。為避免特殊研究區(qū)間樣本對研究結(jié)論產(chǎn)生干擾,本文剔除了2015—2016年的研究樣本,再次利用模型 (4)進行回歸。表7中第 (3)、(4)列為剔除特殊期間研究樣本后的回歸結(jié)果,QFII_D和QFII的回歸系數(shù)分別為－0.019、－0.001,在5%和1%水平上通過了顯著性檢驗,研究結(jié)論穩(wěn)健。

3.替換QFII衡量指標(biāo)、使用滯后一期QFII指標(biāo)、隨機剔除10%樣本的穩(wěn)健性檢驗。為確保研究結(jié)論穩(wěn)健,本文替換了QFII的衡量指標(biāo),采用QFII持股對上市公司總股數(shù)的占比作為新的測度。此外,為排除反向因果所產(chǎn)生的內(nèi)生性問題,將QFII持股數(shù)量進行了滯后一期的處理。最后,采取隨機剔除10%的研究樣本的方法,再次進行檢驗。表7中 (5)、(6)、(7)列分別為替換QFII持股測度指標(biāo)、QFII持股滯后一期、隨機剔除10%研究樣本后的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示,QFII持股對股價延遲的緩解作用仍顯著,結(jié)論穩(wěn)健。

表7 QFII持股與股價延遲穩(wěn)健性檢驗回歸結(jié)果

六、結(jié)論與啟示

(一)研究結(jié)論

本文以我國A股上市公司2010—2018年數(shù)據(jù)為研究樣本,實證檢驗了QFII持股對股價延遲的影響。研究發(fā)現(xiàn),QFII持股能夠有效緩解股價延遲。截面異質(zhì)性分析表明,當(dāng)QFII長期持股、增持、維持以及持股國有企業(yè)時,對股價延遲的緩解作用更為顯著。機制檢驗發(fā)現(xiàn),QFII持股可以通過提高上市公司信息披露質(zhì)量、提高股票流動性進而緩解股價延遲。穩(wěn)健性檢驗采用Heckman兩階段回歸、剔除特殊研究區(qū)間樣本、替換QFII測度指標(biāo)、QFII持股滯后一期、隨機剔除10%研究樣本等方法進行測試,結(jié)論仍然穩(wěn)健。

(二)研究啟示

本研究為助力我國金融體制改革、改善我國資本市場定價效率提供如下政策啟示:(1)積極引導(dǎo)QFII注入我國資本市場,提高我國資本市場的流動性水平,在改善我國資本市場投資者結(jié)構(gòu)的同時,引導(dǎo)我國投資者建立長期價值投資意識,樹立投資者理性投資行為,改善我國資本市場環(huán)境;(2)提高上市公司質(zhì)量,鼓勵QFII參與公司治理的同時,我國上市公司也應(yīng)由 “強制治理”向 “自主治理”轉(zhuǎn)變,提高上市公司信息披露質(zhì)量,改善資本市場信息環(huán)境,進而促使QFII更好地發(fā)揮作用;(3)加速資本市場金融制度創(chuàng)新,進一步推進現(xiàn)代化的金融開放體系,引導(dǎo)并促進我國資本市場朝國際化發(fā)展;(4)在我國推行注冊制背景下,應(yīng)進一步發(fā)揮QFII持股的積極作用,引導(dǎo)QFII挖掘具有一定發(fā)展?jié)摿Φ男”P成長股,促進小盤上市公司的發(fā)展;(5)本文發(fā)現(xiàn)QFII持倉規(guī)模雖小,但其對我國資本市場能夠產(chǎn)生一定的影響,應(yīng)進一步強化風(fēng)險識別、預(yù)警及處理的防控機制建設(shè),加強金融市場監(jiān)管,防止因QFII持倉異動產(chǎn)生的流動性風(fēng)險、匯率波動風(fēng)險等。