投資者對股票影響機理研究

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本文作者：陳輝1 汪前元2 作者單位：1.廣東金融學院中國金融轉型與發展研究中心 2.廣東金融學院華南金融研究所

一、引言

2001年中國證券監管當局提出了“超常規發展機構投資者”的發展思路，但在隨后的五年熊市中，我國機構投資者的發展速度相對緩慢［1］。2004年，國務院的《關于推進資本市場改革開放和穩定發展建議》進一步指出，我國資本市場要培育一批誠信、守法、專業的機構投資者，并使之成為我國資本市場的主導力量。伴隨著2005年牛市的到來，投資者的投資熱情極度高漲，機構投資者出現了跨越式的發展，并成為了我國證券市場日趨重要的參與主體。在我國資本市場的建設過程中，機構投資者的引入擔負著兩個重要的使命，一是穩定資本市場;二是強化公司治理。我國關于機構投資者的研究也主要是圍繞這兩個方面而展開的［2－5］，但針對機構投資者如何影響股票流動性的研究則相對較少。從宏觀上來看，股票流動性的高低將影響股票市場的資源配置效率;從微觀上來看，股票流動性還會對上市公司的價值造成影響［6］43。事實上，機構投資者參與股市交易以及監督上市公司的行為均會對股票流動性造成影響。本文的研究正是對這一類文獻的有益補充。

基于Stoll(2000)［7］1479的研究，我們認為，機構投資者影響股票流動性的路徑可以界定為交易假說和信息假說兩類。交易假說認為，由于機構投資者交易的活躍程度較低，投資者在未來交易此類股票時會面臨更大的風險，從而需要更高的補償，因而設置了更大的買賣價差。信息假說認為，一方面，機構投資者具有信息搜集和處理上的規模經濟優勢;另一方面，機構投資者既有動力也有能力監督上市公司，這使得其更有可能獲取與公司有關的內幕信息，從而加劇了市場參與者之間的信息不對稱程度，因而導致了更大的買賣價差。使用中國上市公司的高頻交易數據，本文考察了機構投資者對股票流動性的影響路徑。研究表明，機構投資者既能夠通過信息假說路徑負向影響股票流動性，又能夠通過交易假說路徑負向影響股票流動性。這意味著，我們在改善信息披露、減少內幕交易以降低信息摩擦的同時，還需要改善交易機制以降低真實摩擦。

本文的研究具有以下幾方面的意義:一是基于Stoll(2000)［7］1479的研究基礎上，本文將機構投資者影響股票流動性的路徑劃分為交易假說和信息假說兩類，從而為考察機構投資者的股票流動性效應提供了新的視角;二是在實證設計上，本文借鑒了Brockman等(2009)［8］1405的研究思路，從而為分離出機構投資者影響股票流動性的兩大假說提供了新的方法;三是本文使用2003－2009年間滬深兩市所有符合本文樣本篩選條件的數據為樣本，彌補了以往研究中樣本量不足的缺陷，提供了新的更具內部有效性和外部有效性的經驗證據;四是本文的研究還具有一定的政策含義。

二、文獻回顧與假設提出

(一)文獻回顧

作為市場微觀結構理論的重要研究對象，反映股票流動性的買賣價差的形成問題受到了人們的廣泛關注。解釋買賣價差形成的理論主要有兩類:一是以Garman(1976)［9］為代表的存貨理論;二是以Glosten和Milgrom(1985)［10］71以及Kyle(1985)［11］1315為代表的信息理論。早期的研究主要集中于尋找存貨理論的證據，而后期的研究則逐步轉向信息不對稱的視角［7］1482。信息理論認為，由于與知情交易者進行交易會遭受交易損失，做市商必須通過設定較大的買賣價差以對沖這一損失，從而導致流動性的下降［10］72。此時的問題是，誰構成了知情交易者的主體?盡管機構投資者不具備內部人那樣的信息優勢，但是由于一方面機構投資者在信息的搜集和處理上具有規模經濟優勢，另一方面由于他們既有能力又有動力監督上市公司，從而使得他們更有可能獲取關于公司的內幕信息，這將使得他們有可能成為知情交易者的主體。

在實證上，Tinic(1972)［12］發現，機構投資者持股比例與股票流動性顯著正相關，即機構持股比例越高，買賣價差越小。Chiang和Venkatesh(1988)［13］1044則認為，由于存在法律和信托責任方面的約束，即便機構投資者具有信息搜集方面的優勢，機構投資者和買賣價差之間也不存在相關關系。Sarin等(2000)［14］發現，機構投資者負向影響股票流動性，但不影響逆向選擇成本，且認為機構投資者是通過增大平均交易規模而降低股票流動性的。不過，由于存在研究設計上的問題，他們的研究并不能對機構投資者影響股票流動性的路徑作出合理的區分。Rubin(2007)［15］則認為，機構持股比例是交易行為的變量，而機構持股集中度是逆向選擇的變量，且發現前者與股票流動性正相關，后者與股票流動性負相關。實質上，機構持股比例在某種程度上反映了非知情交易者遭遇知情機構投資者的概率，也能夠反映逆向選擇的程度。

Agarwal(2007)［16］則發現，機構投資者持股比例與股票流動性之間呈U型關系，并認為導致這一結果的原因是，機構投資者既能夠通過逆向選擇影響股票流動性，又能夠通過信息有效性正向影響股票流動性。但是，作者并沒有闡明機構投資者的逆向選擇效應和信息有效性效應為何呈現出他文中所說的單調關系，進而導致其與股票流動性之間的U型關系。我國的學者也對機構投資者的流動性效應進行過一些有意義的研究。吳衛星等(2004)［17］發現了機構投資者和信息不對稱程度的正相關性。陸靜和楊萬里(2008)［18］、田存志和吳新春(2010)［19］則發現，機構持股降低了信息不對稱程度。屈文洲等(2011)［20］則發現，在2007年的樣本中，機構持股比例越高信息不對稱程度越高。從上面的研究可以看出，一方面，在機構持股和股票流動性之間的關系上，國內的研究并未對機構持股的作用進行詳細的考察，而僅將其作為控制變量，且未達成一致意見;另一方面，上述研究均未從本文的視角，也未使用本文的方法來探討機構投資者影響股票流動性的具體作用機理。

(二)假設提出

與前述研究僅關注機構投資者對信息環境的影響不同，本文的研究既關注了機構投資者對信息環境的影響，也關注了其對交易行為的影響。Stoll在其就任美國金融學會主席的發言中指出，市場上的摩擦可以劃分為兩類，一類是真實摩擦;一類是信息摩擦［7］1479。真實摩擦包括提供及時性交易所擔負的勞動和資本、提供及時性交易時承受風險所要求的補償和市場力所導致的壟斷租金;信息摩擦則主要表現為與知情交易者進行交易時所遭受的損失［7］1482。由于我國是典型的指令驅動型市場，因此反映在買賣價差中其真實摩擦中的提供及時性交易所擔負的勞動和資本以及市場力所導致的壟斷租金這兩部分在我國均不存在，但投資者在提供及時性時承受風險所要求的補償在我國同樣存在。

理論上，指令驅動型市場中的每個投資者也可以看成是流動性的提供者［21］，限價買單相當于為賣方提供了流動性，而限價賣單則相當于為買方提供了流動性，這相當于單個投資者也發揮了做市商的作用。股票交易的活躍性越差，限價買單的提供者在購入股票之后出售股票將越困難，從而承受了更大的價格下跌風險，為彌補這一損失，限價買單的提供者將設定一個更低的買價。相應地，股票交易的活躍性越差，限價賣單的提供者將設定一個更高的賣價。這將導致更大的買賣價差，即更低的股票流動性。由于機構投資者交易的活躍程度低于個人投資者，因此給定其他條件相同，機構持股比例越高的股票其交易活躍程度越低，股票流動性相應越低。本文將機構投資者影響股票流動性的這一路徑稱之為交易假說。基于此，我們提出如下假設:假設1:機構投資者能夠通過交易假說路徑負向影響股票流動性。

機構投資者不僅能夠通過交易假說影響股票流動性，而且能夠通過信息假說影響股票流動性。和個人投資者相比，機構投資者具有兩方面的優勢:一方面，機構投資者具有專業上的優勢，且在信息搜集、信息處理等方面具有規模經濟優勢［13］1041;另一方面，由于相對較高的持股比例，機構投資者既有能力又有動力監督上市公司的行為［22］，再加上我國的法律體系不健全、經理人員的信托責任意識不強，使其更可能獲取到與公司價值有關的私有信息，機構投資者可以利用這些信息進行內幕交易以獲取私有信息收益［23］。機構持股比例越高，投資者在交易過程中遭遇知情機構投資者的可能性越大，為彌補可能的交易損失，當機構投資者的持股比例較高時，投資者在購買股票時會設定較低的買價，而在出售股票時會設定較高的賣價，從而導致買賣價差的上升和股票流動性的下降［10］72，［11］1316。本文將機構投資者影響股票流動性的這一路徑稱之為信息假說。基于此，我們提出如下假設:假設2:機構投資者能夠通過信息假說路徑負向影響股票流動性。

三、樣本選擇與變量選取

(一)樣本選擇

本文的樣本區間為2003－2009年間滬深兩市僅發行了A股的上市公司。排除同時發行了B股和H股公司的原因是，單個市場的流動性指標難以反映這類公司的流動性全貌。此外，本研究還對數據進行了如下的處理:(1)排除了金融、保險業的數據，原因是這類公司的資產特性與其他行業存在較大的差異;(2)排除了公司在財政年度內有效交易天數不足30天的公司數據，原因是這類公司的數據不能夠很好地測度市場層面的指標;(3)在處理高頻交易數據時，排除了集合競價時期、午間停盤時期和收盤后的數據，原因是這些數據可能有誤;(4)排除了一些極端數據，如信息不對稱指標小于0的觀測值，流動性指標明顯為極端值的觀測值等;(5)排除了存在缺失值的觀測值。最終，本文得到的2003－2009年度的樣本數分別為1158、1217、1196、1275、1385、1446、1523個，樣本總數為9200個。此外，本文使用的高頻數據來自于色洛芬數據庫，市場數據來自于國泰安數據庫，其他數據來自于WIND數據庫。本文所有的數據處理和分析均使用STATA11．0完成。

(二)變量選取

1．交易行為測度。為考察機構投資者是否通過交易假說路徑影響股票流動性，我們首先使用換手率(LNTURNOVER)和成交量(LNTRV)作為本文的被解釋變量。以往的研究表明，交易量與反映股票流動性的買賣價差負相關［7］1481，［24］，因此，使用LNTURNOVER和LNTRV能夠在一定程度上檢驗交易假說路徑的存在。其中，LNTURNOVER為公司股票在財政年度內換手率TURNOVER的自然對數，LNTRV為公司股票在財政年度內總成交量的自然對數。

2．股票流動性測度。本文的第二組解釋變量為相對有效價差(AESP)和相對報價價差(AQSP)。Hasbrouck(2009)［25］的研究表明，與日間交易數據相比，高頻交易數據能夠更好地反映股票流動性。借鑒陳輝等(2011)［6］47的研究成果，本文使用分筆高頻交易數據中的先日內平均后年度平均的相對有效價差和相對報價價差，具體計算過程見方程(1)和(2)。（方程略）。

3．信息不對稱測度。本文使用如下兩種方法測度知情交易者與非知情交易者之間的信息不對稱程度，用以檢驗機構投資者的股票流動性效應的信息假說路徑。第一種測度信息不對稱程度的方法借鑒了Glosten和Harris(1988)［26］128的方法，具體測度方法見方程(3)。（方程略）。第二種測度信息不對稱程度的方法借鑒了Lin等(1995)［29］1157的方法，具體測度方法見方程(4)。（方程略）。

4．解釋變量與控制變量。本文的解釋變量為機構投資者持股比例變量(INST)。為使本文的研究結論更加穩健，我們同時使用了既包括金融機構又包括一般法人的機構投資者持股比例、僅包括金融機構的機構投資者持股比例和基金持股比例三種測度。本文的主體部分使用第一種測度作為機構投資者持股比例的變量，其余兩種測度用作穩健性檢驗。參照Brockman等(2009)［8］1412的研究方法，我們控制了如下變量:市場價值(LNMV)，本文使用市場價值的自然對數來衡量，其中市場價值=非流通股股數*每股凈資產+流通股股數*每股股價+賬面負債;成交價(LNPRICE)，本文使用財政年度內日收盤價均值的自然對數來衡量;波動性(LNVAR)，本文使用財政年度內日收益率的標準差的自然對數來衡量。此外，本文還在回歸方程中控制了行業虛擬變量和年度虛擬變量。

四、實證結果與分析

(一)描述性統計結果

表1給出了各變量的描述性統計結果。從表中可以看出，換手率TURNOVER的均值為6．1824，這表明，我國的投資者持有股票的平均時間不到兩個月。TURNOVER標準差為4．3228則說明，各股票的交易活躍程度的變異較大。相對有效價差的自然對數LNAESP的均值為－6．0251，要大于相對報價價差的自然對數LNAQSP的均值－6．0601，這意味著，我國存在較多的交易成交價格落在最優買賣價格之外，這與陳輝等(2011)［6］48的研究結果基本一致。反映信息不對稱程度的指標LNGH的均值為－6．1792，明顯小于另一反映信息不對稱程度的指標LNLSB的均值－1．9111，這是由于Glosten和Harris(1988)［26］127的逆向選擇指標的度量方式為決定金額，而Lin等(1995)［29］1157的逆向選擇指標的度量方式為占半有效價差的比例［30］。機構持股比例INST的均值為17．98%，這表明我國的機構投資者已經成為了我國資本市場的重要參與主體。當然，該持股比例是既包含了金融機構，也包含了一般法人的統計結果。其中，僅包含金融機構的機構持股比例的均值也接近10%。其他變量的描述性統計結果詳見表1。

(二)回歸分析結果

1．交易行為:換手率與成交量。為考察機構投資者是否通過交易假說路徑負向影響股票流動性，我們有必要首先考察機構投資者是否影響了股票市場交易的活躍程度，即投資者的交易行為。在這一部分中，我們實證考察了機構投資者持股比例INST對交易行為TRADING_ACTIVITY的影響。具體的回歸方程見方程(5)。（方程略）。如前所述，本文使用換手率的自然對數LNTURNOVER和成交量的自然對數LNTRV作為交易行為TRADING_ACTIVITY的變量，具體的回歸結果詳見表2。在表2中，回歸(1)給出了使用換手率的自然對數LNTURNOVER為因變量的回歸分析結果;回歸(2)給出了使用成交量的自然對數LNTRV為因變量的回歸分析結果。從回歸(1)中可以看出，機構投資者持股比例INST的系數為－0．7091，且在1%的顯著性水平上顯著。這意味著，機構投資者持股比例每上升一個單位的標準差，即0．2119，換手率TURNOVER將下降約15%(0．7091*0．2119)。這說明，在控制了其他影響換手率的因素之后，機構投資者持股比例的上升將導致交易活躍程度的下降，這就為機構投資者從交易假說路徑負向影響股票流動性提供了可能，但這一效應是否真的存在還需要我們進一步的檢驗。使用成交量LNTRV作為交易行為的變量的回歸(2)的結果表明，INST的系數也在1%的顯著性水平上顯著為負，這一結論與回歸(1)基本類似，在此就不再贅述。

2．股票流動性:相對有效價差與相對報價價差。前一部分的研究僅說明了機構持股比例會降低市場交易的活躍程度，但是機構投資者能否通過這一路徑負向影響股票流動性則需要我們進一步的檢驗。我們將使用如下的方程(6)來考察機構持股比例是否負向影響了股票流動性。Stoll(2000)［7］1479的研究表明，總的流動性成本可以劃分為真實摩擦成本和信息摩擦成本，因此，機構投資者既能夠通過真實摩擦(即交易摩擦)負向影響股票流動性，又能夠通過信息摩擦負向影響股票流動性。為對兩者作出合理的區分，我們借鑒Brockman等(2009)［8］1415的方法，即首先對(6)式進行回歸，然后在(6)式中加入交易行為變量，如果機構持股比例變量仍然顯著，則說明了信息摩擦效應存在，機構持股能夠通過信息假說路徑負向影響股票流動性;反之，則說明信息摩擦效應不存在。此外，如果機構持股比例變量的系數發生了顯著的變化，則表明真實摩擦效應存在，即機構持股能夠通過交易假說路徑負向影響股票流動性;反之，則表明真實摩擦效應不存在。表3給出了(6)式和在(6)式的基礎上引入交易行為變量的回歸分析結果。在表3中，回歸(3)、(4)、(5)是因變量為相對有效價差的自然對數LNAESP的回歸分析結果;回歸(6)、(7)、(8)是因變量為相對報價價差的自然對數LNAQSP的回歸分析結果。由于結論的相似性，我們以回歸(3)、(4)、(5)為例進行說明。回歸(3)為方程(6)的回歸分析結果，回歸(4)是在回歸(3)的基礎上引入交易行為變量LNTURNOVER的回歸分析結果，回歸(5)是在回歸(3)的基礎上引入交易行為變量LNTRV的回歸分析結果。從回歸(3)中可以看出，機構持股變量INST的系數為0．4092，且在1%的顯著性水平上顯著，這表明，總體而言，機構持股負向影響了公司的股票流動性，但具體通過何種路徑來影響，我們還不得而知。從回歸(4)中可以看出，當我們引入了交易行為變量LNTURNOVER之后，INST的系數由原先的0．4092變為0．2390，且這一變化在1%的顯著性水平上顯著，這說明，機構投資者能夠通過交易假說路徑負向影響股票流動性，從而支持了本文的假設1。同時，在控制了交易變量之后，INST的系數仍然顯著的事實表明，機構投資者同樣能夠通過信息假說路徑影響公司的股票流動性，從而支持了本文的假設2。從回歸(5)中可以看出，使用成交量自然對數LNTRV作為交易行為的變量的結果基本保持不變。回歸(6)、(7)、(8)的結果表明，使用相對報價價差的結果也保持不變。

3．信息不對稱:逆向選擇成分LNGH與LNLSB。在前一部分中，我們在借鑒Brockman等(2009)［8］1415的基礎上，對交易假說和信息假說路徑的存在與否進行了實證檢驗。在上述的論證邏輯中，信息假說路徑的存在與否，依賴于Stoll(2000)［7］1510關于信息摩擦可以看成總摩擦和真實摩擦之間的差異的觀點是否成立。為使本文的研究更加穩健，我們還進一步地考察了機構持股對逆向選擇成分的影響。我們使用如下的方程(7)來對這一問題進行考察。同樣地，為使我們的結論更加穩健，我們還在方程(7)中加入了交易行為變量以控制其可能的影響。表4給出了機構持股比例對信息不對稱程度影響的回歸分析結果。在表(4)中，回歸(9)、(10)、(11)是因變量為LNGH的回歸分析結果;回歸(12)、(13)、(14)是因變量為LNLSB的回歸分析結果。由于結果的相似性，我們以回歸(9)、(10)、(11)為例進行說明。回歸(9)為方程(7)的回歸分析結果，回歸(10)、(11)分別為在回歸(9)中引入LNTURNOVER和LNTRV的回歸分析結果。從回歸(9)中可以看出，機構持股變量INST的系數為0．5160，且在1%的顯著性水平上顯著，這說明，機構持股能夠通過信息假說路徑負向影響股票流動性，從而支持了本文的假設2。回歸(10)的結果表明，即便是控制了交易行為變量LNTURNOVER之后，INST仍然在1%的顯著性水平上顯著為正，進一步地支持了本文的假設2。引入交易行為變量LNTRV的回歸(11)的結論與回歸(10)的結論基本一致。回歸(12)、(13)、(14)的結果同樣支持了本文的假設2。

4．穩健性檢驗。本文還進行了如下的穩健性檢驗:(1)使用僅包含金融機構的機構持股比例或基金持股比例作為機構持股的變量;(2)使用滯后一期的機構持股比例以減輕可能的內生性因素的影響;(3)使用流通在外股份的換手率作為交易行為的變量。穩健性檢驗的結論基本保持不變，由于篇幅限制，在此就未予列示。

五、結論與討論

Stoll(2000)［7］1479認為，市場摩擦可以劃分為真實摩擦和信息摩擦兩類，前者由交易行為引致，而后者則由信息不對稱引致。市場摩擦越大，股票流動性越低;反之，則越高。市場參與者既能夠通過真實摩擦影響股票流動性，又能夠通過信息摩擦影響股票流動性。基于此，本文將機構投資者影響股票流動性的路徑界定為交易假說和信息假說兩類。交易假說認為，由于機構投資者交易的活躍程度較低，投資者在未來交易機構持股比例較高的股票時會面臨更大的風險，從而需要更高的補償，因而設置了更大的買賣價差，最終惡化了股票流動性。信息假說認為，一方面，機構投資者具有信息搜集和處理上的規模經濟優勢;另一方面，機構投資者既有動力也有能力監督上市公司，這使得其更有可能獲取與公司有關的內幕信息，從而加劇了市場參與者之間的信息不對稱程度，因而導致了更大的買賣價差，最終惡化了股票流動性。可見，機構投資者既可能通過信息假說影響股票流動性，也可能通過交易假說影響股票流動性。

為對這兩個假說進行檢驗，我們借鑒了Brockman等(2009)［8］1415的方法。首先，我們考察了機構持股比例對投資者交易行為的影響。研究發現，機構持股比例越高，股票交易的活躍程度越低，這就為機構投資者從交易假說路徑負向影響股票流動性提供了可能。其次，為對交易假說路徑作出進一步的檢驗，我們采用了分步回歸的方法，即在第一步的以股票流動性為因變量的回歸中，不引入交易行為變量，而在第二步的以股票流動性為因變量的回歸中，引入交易行為變量，通過比較這兩個回歸中的機構持股比例變量的系數，我們就可以推斷交易假說和信息假說的存在。研究發現，在第一步的回歸中，機構持股比例變量的系數顯著為正，這說明，總體而言，機構持股會負向影響股票流動性;在第二步的回歸中引入交易行為變量后，機構持股比例變量的系數顯著下降了，從而支持了交易假說路徑的存在，而機構持股比例變量的系數仍然顯著的事實也表明了信息假說路徑的存在。再次，為進一步檢驗信息假說的存在性，我們還考察了機構持股和信息不對稱之間的實證關系。研究發現，機構持股比例越高，信息不對稱程度越高，且這一關系在引入了交易行為變量之后仍然存在，這進一步地支持了信息假說路徑的存在。

以往的研究多數僅關注了機構投資者影響股票流動性的信息假說路徑，而忽略了交易假說路徑的存在，本文的實證結論支持了這一路徑的存在。在一個市場微觀結構機制理想的資本市場中，投資者為及時性交易所支付的成本不應當與機構投資者持股比例密切相關，或者即使相關，其關聯度也應當不大。本文的研究則表明，這一關聯顯著存在。因此，我們有必要進一步地改善交易機制以降低真實摩擦的影響。在信息假說路徑方面，我們的實證結論也支持了這一路徑的存在。然而，在政策建議上，我們還不能貿然下結論。由于機構投資者的信息優勢既可能是由于其專業能力或信息搜集和處理上的規模經濟優勢而獲取了一些私有信息而導致的，又可能是由于其與公司的長期接觸而獲取了一些內幕信息而導致的，但前者是好的，因為它能夠提升股價的信息效率，而后者是不好的，因為它損害了資本市場的公平。因此，我們很難說機構持股所引致的信息不對稱程度的提高就是不好的。這使得我們僅能夠，一方面，在不大幅提高成本的情況下，提高信息披露質量、打擊內幕交易行為;另一方面，則需要找到能夠識別這兩類信息來源的機制，以在不損害信息效率的基礎上，改善資本市場的公平狀況。