投资者对股票影响机理研究

本文作者：陈辉1 汪前元2 作者单位：1.广东金融学院中国金融转型与发展研究中心 2.广东金融学院华南金融研究所

一、引言

2001年中国证券监管当局提出了“超常规发展机构投资者”的发展思路，但在随后的五年熊市中，我国机构投资者的发展速度相对缓慢［1］。2004年，国务院的《关于推进资本市场改革开放和稳定发展建议》进一步指出，我国资本市场要培育一批诚信、守法、专业的机构投资者，并使之成为我国资本市场的主导力量。伴随着2005年牛市的到来，投资者的投资热情极度高涨，机构投资者出现了跨越式的发展，并成为了我国证券市场日趋重要的参与主体。在我国资本市场的建设过程中，机构投资者的引入担负着两个重要的使命，一是稳定资本市场;二是强化公司治理。我国关于机构投资者的研究也主要是围绕这两个方面而展开的［2－5］，但针对机构投资者如何影响股票流动性的研究则相对较少。从宏观上来看，股票流动性的高低将影响股票市场的资源配置效率;从微观上来看，股票流动性还会对上市公司的价值造成影响［6］43。事实上，机构投资者参与股市交易以及监督上市公司的行为均会对股票流动性造成影响。本文的研究正是对这一类文献的有益补充。

基于Stoll(2000)［7］1479的研究，我们认为，机构投资者影响股票流动性的路径可以界定为交易假说和信息假说两类。交易假说认为，由于机构投资者交易的活跃程度较低，投资者在未来交易此类股票时会面临更大的风险，从而需要更高的补偿，因而设置了更大的买卖价差。信息假说认为，一方面，机构投资者具有信息搜集和处理上的规模经济优势;另一方面，机构投资者既有动力也有能力监督上市公司，这使得其更有可能获取与公司有关的内幕信息，从而加剧了市场参与者之间的信息不对称程度，因而导致了更大的买卖价差。使用中国上市公司的高频交易数据，本文考察了机构投资者对股票流动性的影响路径。研究表明，机构投资者既能够通过信息假说路径负向影响股票流动性，又能够通过交易假说路径负向影响股票流动性。这意味着，我们在改善信息披露、减少内幕交易以降低信息摩擦的同时，还需要改善交易机制以降低真实摩擦。

本文的研究具有以下几方面的意义:一是基于Stoll(2000)［7］1479的研究基础上，本文将机构投资者影响股票流动性的路径划分为交易假说和信息假说两类，从而为考察机构投资者的股票流动性效应提供了新的视角;二是在实证设计上，本文借鉴了Brockman等(2009)［8］1405的研究思路，从而为分离出机构投资者影响股票流动性的两大假说提供了新的方法;三是本文使用2003－2009年间沪深两市所有符合本文样本筛选条件的数据为样本，弥补了以往研究中样本量不足的缺陷，提供了新的更具内部有效性和外部有效性的经验证据;四是本文的研究还具有一定的政策含义。

二、文献回顾与假设提出

(一)文献回顾

作为市场微观结构理论的重要研究对象，反映股票流动性的买卖价差的形成问题受到了人们的广泛关注。解释买卖价差形成的理论主要有两类:一是以Garman(1976)［9］为代表的存货理论;二是以Glosten和Milgrom(1985)［10］71以及Kyle(1985)［11］1315为代表的信息理论。早期的研究主要集中于寻找存货理论的证据，而后期的研究则逐步转向信息不对称的视角［7］1482。信息理论认为，由于与知情交易者进行交易会遭受交易损失，做市商必须通过设定较大的买卖价差以对冲这一损失，从而导致流动性的下降［10］72。此时的问题是，谁构成了知情交易者的主体?尽管机构投资者不具备内部人那样的信息优势，但是由于一方面机构投资者在信息的搜集和处理上具有规模经济优势，另一方面由于他们既有能力又有动力监督上市公司，从而使得他们更有可能获取关于公司的内幕信息，这将使得他们有可能成为知情交易者的主体。

在实证上，Tinic(1972)［12］发现，机构投资者持股比例与股票流动性显著正相关，即机构持股比例越高，买卖价差越小。Chiang和Venkatesh(1988)［13］1044则认为，由于存在法律和信托责任方面的约束，即便机构投资者具有信息搜集方面的优势，机构投资者和买卖价差之间也不存在相关关系。Sarin等(2000)［14］发现，机构投资者负向影响股票流动性，但不影响逆向选择成本，且认为机构投资者是通过增大平均交易规模而降低股票流动性的。不过，由于存在研究设计上的问题，他们的研究并不能对机构投资者影响股票流动性的路径作出合理的区分。Rubin(2007)［15］则认为，机构持股比例是交易行为的变量，而机构持股集中度是逆向选择的变量，且发现前者与股票流动性正相关，后者与股票流动性负相关。实质上，机构持股比例在某种程度上反映了非知情交易者遭遇知情机构投资者的概率，也能够反映逆向选择的程度。

Agarwal(2007)［16］则发现，机构投资者持股比例与股票流动性之间呈U型关系，并认为导致这一结果的原因是，机构投资者既能够通过逆向选择影响股票流动性，又能够通过信息有效性正向影响股票流动性。但是，作者并没有阐明机构投资者的逆向选择效应和信息有效性效应为何呈现出他文中所说的单调关系，进而导致其与股票流动性之间的U型关系。我国的学者也对机构投资者的流动性效应进行过一些有意义的研究。吴卫星等(2004)［17］发现了机构投资者和信息不对称程度的正相关性。陆静和杨万里(2008)［18］、田存志和吴新春(2010)［19］则发现，机构持股降低了信息不对称程度。屈文洲等(2011)［20］则发现，在2007年的样本中，机构持股比例越高信息不对称程度越高。从上面的研究可以看出，一方面，在机构持股和股票流动性之间的关系上，国内的研究并未对机构持股的作用进行详细的考察，而仅将其作为控制变量，且未达成一致意见;另一方面，上述研究均未从本文的视角，也未使用本文的方法来探讨机构投资者影响股票流动性的具体作用机理。

(二)假设提出

与前述研究仅关注机构投资者对信息环境的影响不同，本文的研究既关注了机构投资者对信息环境的影响，也关注了其对交易行为的影响。Stoll在其就任美国金融学会主席的发言中指出，市场上的摩擦可以划分为两类，一类是真实摩擦;一类是信息摩擦［7］1479。真实摩擦包括提供及时性交易所担负的劳动和资本、提供及时性交易时承受风险所要求的补偿和市场力所导致的垄断租金;信息摩擦则主要表现为与知情交易者进行交易时所遭受的损失［7］1482。由于我国是典型的指令驱动型市场，因此反映在买卖价差中其真实摩擦中的提供及时性交易所担负的劳动和资本以及市场力所导致的垄断租金这两部分在我国均不存在，但投资者在提供及时性时承受风险所要求的补偿在我国同样存在。

理论上，指令驱动型市场中的每个投资者也可以看成是流动性的提供者［21］，限价买单相当于为卖方提供了流动性，而限价卖单则相当于为买方提供了流动性，这相当于单个投资者也发挥了做市商的作用。股票交易的活跃性越差，限价买单的提供者在购入股票之后出售股票将越困难，从而承受了更大的价格下跌风险，为弥补这一损失，限价买单的提供者将设定一个更低的买价。相应地，股票交易的活跃性越差，限价卖单的提供者将设定一个更高的卖价。这将导致更大的买卖价差，即更低的股票流动性。由于机构投资者交易的活跃程度低于个人投资者，因此给定其他条件相同，机构持股比例越高的股票其交易活跃程度越低，股票流动性相应越低。本文将机构投资者影响股票流动性的这一路径称之为交易假说。基于此，我们提出如下假设:假设1:机构投资者能够通过交易假说路径负向影响股票流动性。

机构投资者不仅能够通过交易假说影响股票流动性，而且能够通过信息假说影响股票流动性。和个人投资者相比，机构投资者具有两方面的优势:一方面，机构投资者具有专业上的优势，且在信息搜集、信息处理等方面具有规模经济优势［13］1041;另一方面，由于相对较高的持股比例，机构投资者既有能力又有动力监督上市公司的行为［22］，再加上我国的法律体系不健全、经理人员的信托责任意识不强，使其更可能获取到与公司价值有关的私有信息，机构投资者可以利用这些信息进行内幕交易以获取私有信息收益［23］。机构持股比例越高，投资者在交易过程中遭遇知情机构投资者的可能性越大，为弥补可能的交易损失，当机构投资者的持股比例较高时，投资者在购买股票时会设定较低的买价，而在出售股票时会设定较高的卖价，从而导致买卖价差的上升和股票流动性的下降［10］72，［11］1316。本文将机构投资者影响股票流动性的这一路径称之为信息假说。基于此，我们提出如下假设:假设2:机构投资者能够通过信息假说路径负向影响股票流动性。

三、样本选择与变量选取

(一)样本选择

本文的样本区间为2003－2009年间沪深两市仅发行了A股的上市公司。排除同时发行了B股和H股公司的原因是，单个市场的流动性指标难以反映这类公司的流动性全貌。此外，本研究还对数据进行了如下的处理:(1)排除了金融、保险业的数据，原因是这类公司的资产特性与其他行业存在较大的差异;(2)排除了公司在财政年度内有效交易天数不足30天的公司数据，原因是这类公司的数据不能够很好地测度市场层面的指标;(3)在处理高频交易数据时，排除了集合竞价时期、午间停盘时期和收盘后的数据，原因是这些数据可能有误;(4)排除了一些极端数据，如信息不对称指标小于0的观测值，流动性指标明显为极端值的观测值等;(5)排除了存在缺失值的观测值。最终，本文得到的2003－2009年度的样本数分别为1158、1217、1196、1275、1385、1446、1523个，样本总数为9200个。此外，本文使用的高频数据来自于色洛芬数据库，市场数据来自于国泰安数据库，其他数据来自于WIND数据库。本文所有的数据处理和分析均使用STATA11．0完成。

(二)变量选取

1．交易行为测度。为考察机构投资者是否通过交易假说路径影响股票流动性，我们首先使用换手率(LNTURNOVER)和成交量(LNTRV)作为本文的被解释变量。以往的研究表明，交易量与反映股票流动性的买卖价差负相关［7］1481，［24］，因此，使用LNTURNOVER和LNTRV能够在一定程度上检验交易假说路径的存在。其中，LNTURNOVER为公司股票在财政年度内换手率TURNOVER的自然对数，LNTRV为公司股票在财政年度内总成交量的自然对数。

2．股票流动性测度。本文的第二组解释变量为相对有效价差(AESP)和相对报价价差(AQSP)。Hasbrouck(2009)［25］的研究表明，与日间交易数据相比，高频交易数据能够更好地反映股票流动性。借鉴陈辉等(2011)［6］47的研究成果，本文使用分笔高频交易数据中的先日内平均后年度平均的相对有效价差和相对报价价差，具体计算过程见方程(1)和(2)。（方程略）。

3．信息不对称测度。本文使用如下两种方法测度知情交易者与非知情交易者之间的信息不对称程度，用以检验机构投资者的股票流动性效应的信息假说路径。第一种测度信息不对称程度的方法借鉴了Glosten和Harris(1988)［26］128的方法，具体测度方法见方程(3)。（方程略）。第二种测度信息不对称程度的方法借鉴了Lin等(1995)［29］1157的方法，具体测度方法见方程(4)。（方程略）。

4．解释变量与控制变量。本文的解释变量为机构投资者持股比例变量(INST)。为使本文的研究结论更加稳健，我们同时使用了既包括金融机构又包括一般法人的机构投资者持股比例、仅包括金融机构的机构投资者持股比例和基金持股比例三种测度。本文的主体部分使用第一种测度作为机构投资者持股比例的变量，其余两种测度用作稳健性检验。参照Brockman等(2009)［8］1412的研究方法，我们控制了如下变量:市场价值(LNMV)，本文使用市场价值的自然对数来衡量，其中市场价值=非流通股股数*每股净资产+流通股股数*每股股价+账面负债;成交价(LNPRICE)，本文使用财政年度内日收盘价均值的自然对数来衡量;波动性(LNVAR)，本文使用财政年度内日收益率的标准差的自然对数来衡量。此外，本文还在回归方程中控制了行业虚拟变量和年度虚拟变量。

四、实证结果与分析

(一)描述性统计结果

表1给出了各变量的描述性统计结果。从表中可以看出，换手率TURNOVER的均值为6．1824，这表明，我国的投资者持有股票的平均时间不到两个月。TURNOVER标准差为4．3228则说明，各股票的交易活跃程度的变异较大。相对有效价差的自然对数LNAESP的均值为－6．0251，要大于相对报价价差的自然对数LNAQSP的均值－6．0601，这意味着，我国存在较多的交易成交价格落在最优买卖价格之外，这与陈辉等(2011)［6］48的研究结果基本一致。反映信息不对称程度的指标LNGH的均值为－6．1792，明显小于另一反映信息不对称程度的指标LNLSB的均值－1．9111，这是由于Glosten和Harris(1988)［26］127的逆向选择指标的度量方式为决定金额，而Lin等(1995)［29］1157的逆向选择指标的度量方式为占半有效价差的比例［30］。机构持股比例INST的均值为17．98%，这表明我国的机构投资者已经成为了我国资本市场的重要参与主体。当然，该持股比例是既包含了金融机构，也包含了一般法人的统计结果。其中，仅包含金融机构的机构持股比例的均值也接近10%。其他变量的描述性统计结果详见表1。

(二)回归分析结果

1．交易行为:换手率与成交量。为考察机构投资者是否通过交易假说路径负向影响股票流动性，我们有必要首先考察机构投资者是否影响了股票市场交易的活跃程度，即投资者的交易行为。在这一部分中，我们实证考察了机构投资者持股比例INST对交易行为TRADING_ACTIVITY的影响。具体的回归方程见方程(5)。（方程略）。如前所述，本文使用换手率的自然对数LNTURNOVER和成交量的自然对数LNTRV作为交易行为TRADING_ACTIVITY的变量，具体的回归结果详见表2。在表2中，回归(1)给出了使用换手率的自然对数LNTURNOVER为因变量的回归分析结果;回归(2)给出了使用成交量的自然对数LNTRV为因变量的回归分析结果。从回归(1)中可以看出，机构投资者持股比例INST的系数为－0．7091，且在1%的显著性水平上显著。这意味着，机构投资者持股比例每上升一个单位的标准差，即0．2119，换手率TURNOVER将下降约15%(0．7091*0．2119)。这说明，在控制了其他影响换手率的因素之后，机构投资者持股比例的上升将导致交易活跃程度的下降，这就为机构投资者从交易假说路径负向影响股票流动性提供了可能，但这一效应是否真的存在还需要我们进一步的检验。使用成交量LNTRV作为交易行为的变量的回归(2)的结果表明，INST的系数也在1%的显著性水平上显著为负，这一结论与回归(1)基本类似，在此就不再赘述。

2．股票流动性:相对有效价差与相对报价价差。前一部分的研究仅说明了机构持股比例会降低市场交易的活跃程度，但是机构投资者能否通过这一路径负向影响股票流动性则需要我们进一步的检验。我们将使用如下的方程(6)来考察机构持股比例是否负向影响了股票流动性。Stoll(2000)［7］1479的研究表明，总的流动性成本可以划分为真实摩擦成本和信息摩擦成本，因此，机构投资者既能够通过真实摩擦(即交易摩擦)负向影响股票流动性，又能够通过信息摩擦负向影响股票流动性。为对两者作出合理的区分，我们借鉴Brockman等(2009)［8］1415的方法，即首先对(6)式进行回归，然后在(6)式中加入交易行为变量，如果机构持股比例变量仍然显著，则说明了信息摩擦效应存在，机构持股能够通过信息假说路径负向影响股票流动性;反之，则说明信息摩擦效应不存在。此外，如果机构持股比例变量的系数发生了显著的变化，则表明真实摩擦效应存在，即机构持股能够通过交易假说路径负向影响股票流动性;反之，则表明真实摩擦效应不存在。表3给出了(6)式和在(6)式的基础上引入交易行为变量的回归分析结果。在表3中，回归(3)、(4)、(5)是因变量为相对有效价差的自然对数LNAESP的回归分析结果;回归(6)、(7)、(8)是因变量为相对报价价差的自然对数LNAQSP的回归分析结果。由于结论的相似性，我们以回归(3)、(4)、(5)为例进行说明。回归(3)为方程(6)的回归分析结果，回归(4)是在回归(3)的基础上引入交易行为变量LNTURNOVER的回归分析结果，回归(5)是在回归(3)的基础上引入交易行为变量LNTRV的回归分析结果。从回归(3)中可以看出，机构持股变量INST的系数为0．4092，且在1%的显著性水平上显著，这表明，总体而言，机构持股负向影响了公司的股票流动性，但具体通过何种路径来影响，我们还不得而知。从回归(4)中可以看出，当我们引入了交易行为变量LNTURNOVER之后，INST的系数由原先的0．4092变为0．2390，且这一变化在1%的显著性水平上显著，这说明，机构投资者能够通过交易假说路径负向影响股票流动性，从而支持了本文的假设1。同时，在控制了交易变量之后，INST的系数仍然显著的事实表明，机构投资者同样能够通过信息假说路径影响公司的股票流动性，从而支持了本文的假设2。从回归(5)中可以看出，使用成交量自然对数LNTRV作为交易行为的变量的结果基本保持不变。回归(6)、(7)、(8)的结果表明，使用相对报价价差的结果也保持不变。

3．信息不对称:逆向选择成分LNGH与LNLSB。在前一部分中，我们在借鉴Brockman等(2009)［8］1415的基础上，对交易假说和信息假说路径的存在与否进行了实证检验。在上述的论证逻辑中，信息假说路径的存在与否，依赖于Stoll(2000)［7］1510关于信息摩擦可以看成总摩擦和真实摩擦之间的差异的观点是否成立。为使本文的研究更加稳健，我们还进一步地考察了机构持股对逆向选择成分的影响。我们使用如下的方程(7)来对这一问题进行考察。同样地，为使我们的结论更加稳健，我们还在方程(7)中加入了交易行为变量以控制其可能的影响。表4给出了机构持股比例对信息不对称程度影响的回归分析结果。在表(4)中，回归(9)、(10)、(11)是因变量为LNGH的回归分析结果;回归(12)、(13)、(14)是因变量为LNLSB的回归分析结果。由于结果的相似性，我们以回归(9)、(10)、(11)为例进行说明。回归(9)为方程(7)的回归分析结果，回归(10)、(11)分别为在回归(9)中引入LNTURNOVER和LNTRV的回归分析结果。从回归(9)中可以看出，机构持股变量INST的系数为0．5160，且在1%的显著性水平上显著，这说明，机构持股能够通过信息假说路径负向影响股票流动性，从而支持了本文的假设2。回归(10)的结果表明，即便是控制了交易行为变量LNTURNOVER之后，INST仍然在1%的显著性水平上显著为正，进一步地支持了本文的假设2。引入交易行为变量LNTRV的回归(11)的结论与回归(10)的结论基本一致。回归(12)、(13)、(14)的结果同样支持了本文的假设2。

4．稳健性检验。本文还进行了如下的稳健性检验:(1)使用仅包含金融机构的机构持股比例或基金持股比例作为机构持股的变量;(2)使用滞后一期的机构持股比例以减轻可能的内生性因素的影响;(3)使用流通在外股份的换手率作为交易行为的变量。稳健性检验的结论基本保持不变，由于篇幅限制，在此就未予列示。

五、结论与讨论

Stoll(2000)［7］1479认为，市场摩擦可以划分为真实摩擦和信息摩擦两类，前者由交易行为引致，而后者则由信息不对称引致。市场摩擦越大，股票流动性越低;反之，则越高。市场参与者既能够通过真实摩擦影响股票流动性，又能够通过信息摩擦影响股票流动性。基于此，本文将机构投资者影响股票流动性的路径界定为交易假说和信息假说两类。交易假说认为，由于机构投资者交易的活跃程度较低，投资者在未来交易机构持股比例较高的股票时会面临更大的风险，从而需要更高的补偿，因而设置了更大的买卖价差，最终恶化了股票流动性。信息假说认为，一方面，机构投资者具有信息搜集和处理上的规模经济优势;另一方面，机构投资者既有动力也有能力监督上市公司，这使得其更有可能获取与公司有关的内幕信息，从而加剧了市场参与者之间的信息不对称程度，因而导致了更大的买卖价差，最终恶化了股票流动性。可见，机构投资者既可能通过信息假说影响股票流动性，也可能通过交易假说影响股票流动性。

为对这两个假说进行检验，我们借鉴了Brockman等(2009)［8］1415的方法。首先，我们考察了机构持股比例对投资者交易行为的影响。研究发现，机构持股比例越高，股票交易的活跃程度越低，这就为机构投资者从交易假说路径负向影响股票流动性提供了可能。其次，为对交易假说路径作出进一步的检验，我们采用了分步回归的方法，即在第一步的以股票流动性为因变量的回归中，不引入交易行为变量，而在第二步的以股票流动性为因变量的回归中，引入交易行为变量，通过比较这两个回归中的机构持股比例变量的系数，我们就可以推断交易假说和信息假说的存在。研究发现，在第一步的回归中，机构持股比例变量的系数显著为正，这说明，总体而言，机构持股会负向影响股票流动性;在第二步的回归中引入交易行为变量后，机构持股比例变量的系数显著下降了，从而支持了交易假说路径的存在，而机构持股比例变量的系数仍然显著的事实也表明了信息假说路径的存在。再次，为进一步检验信息假说的存在性，我们还考察了机构持股和信息不对称之间的实证关系。研究发现，机构持股比例越高，信息不对称程度越高，且这一关系在引入了交易行为变量之后仍然存在，这进一步地支持了信息假说路径的存在。

以往的研究多数仅关注了机构投资者影响股票流动性的信息假说路径，而忽略了交易假说路径的存在，本文的实证结论支持了这一路径的存在。在一个市场微观结构机制理想的资本市场中，投资者为及时性交易所支付的成本不应当与机构投资者持股比例密切相关，或者即使相关，其关联度也应当不大。本文的研究则表明，这一关联显著存在。因此，我们有必要进一步地改善交易机制以降低真实摩擦的影响。在信息假说路径方面，我们的实证结论也支持了这一路径的存在。然而，在政策建议上，我们还不能贸然下结论。由于机构投资者的信息优势既可能是由于其专业能力或信息搜集和处理上的规模经济优势而获取了一些私有信息而导致的，又可能是由于其与公司的长期接触而获取了一些内幕信息而导致的，但前者是好的，因为它能够提升股价的信息效率，而后者是不好的，因为它损害了资本市场的公平。因此，我们很难说机构持股所引致的信息不对称程度的提高就是不好的。这使得我们仅能够，一方面，在不大幅提高成本的情况下，提高信息披露质量、打击内幕交易行为;另一方面，则需要找到能够识别这两类信息来源的机制，以在不损害信息效率的基础上，改善资本市场的公平状况。