彭浩东，范小玄

(南京师范大学 商学院，江苏 南京 210023)

一、引言

2020年新冠肺炎席卷全球，受这一“黑天鹅”事件影响，各国股市均受重创。以美国为代表的欧美股市多次熔断，其中美股曾在10天内遭遇4次熔断，多行业股票市值严重缩水，一度迈入技术性熊市，美国政府通过大幅释放流动性和提供财政支持等措施救市并取得了积极成效，随后美股反弹并多次创下历史新高。Diamond认为，要想实现证券市场的健康发展，政府干预必不可少。[1]

与国际成熟市场相比，目前我国仍处于新兴资本市场阶段，市场有效性存在一定缺陷，证券市场暴涨暴跌现象频发，股价波动性较高。2015年股灾与2016年熔断机制的实施使得上证指数在八个月内下跌49%，造成股市崩盘，这不仅扰乱了资本市场的有序运行，也严重打击了投资者信心并引发恐慌。面对如此剧烈的波动，我国政府也采取了各类救市措施，如降息降准、降低交易结算费用等，同时引导以中国证券金融股份有限公司和中央汇金资产管理有限责任公司为首的“国家队”入市，通过大幅增资持股等方式稳定证券市场，提高市场流动性。“国家队”资金注入式的政府干预市场措施，在应对指数下跌方面取得了阶段性的积极成效。而“国家队”的长期入市除了继续承担维护证券市场稳定的作用外，是否能够对上市公司起到监督制约作用从而降低个股股价崩盘风险，这一问题值得研究。

先前学者在研究机构投资者与股价崩盘风险二者关系中主要形成了两类观点。一种观点认为，机构投资者拥有丰富的投资经验、广泛的信息渠道以及专业的投资技能，并且可以对公司形成监督与约束，从而有效地稳定证券市场；[2]163另一种观点则认为，机构投资者非但没有发挥稳定市场的作用，反而会通过投资者抱团、操纵股票价格和公司信息等行为加剧股价崩盘风险[3]。然而鲜有学者深入探讨“国家队”这类特殊的机构投资者对股价崩盘风险的影响。因此本文选取2015年第3季度至2020年第一季度A股上市公司为样本，研究“国家队”持股与股价崩盘风险之间的关系。本文研究结果表明，“国家队”持股与上市公司股价崩盘风险呈负相关关系，有效降低了公司未来股价崩盘的概率，同时“国家队”持股与上市公司股价崩盘风险的负相关关系在信息不对称程度较高、外部治理效应较弱，以及投资者情绪较悲观的公司样本中更显著，上述结论在利用倾向得分匹配法、工具变量回归等方法缓解内生性以及进行相关稳健性检验之后仍然成立。本文的贡献主要有以下几方面：一是，目前对“国家队”的研究主要集中于其在股灾期间的救市作用，鲜有学者研究“国家队”入市的长期效应，本文对样本期间进行延伸，研究“国家队”持股对公司层面股价崩盘风险的影响，丰富了“国家队”持股的经济后果。二是，目前已有文献主要从外国投资者、[4]30保险资金[5]158等视角研究了机构投资者对股价崩盘风险的影响，但对于“国家队”与股价崩盘风险之间的关系则少有学者讨论。相较于以往文献，本文以“国家队”这类机构投资者为研究视角，拓展了机构投资者与股价崩盘风险的研究。三是，“国家队”持股是政府干预证券市场的措施之一，其不仅能够在市场失灵时发挥稳定证券市场的作用，本文的实证结果也表明“国家队”长期介入资本市场能够发挥机构投资者的外部治理作用，从而有效降低股价崩盘风险，促进上市公司的健康发展与证券市场的有序运行，为政府干预市场所产生的积极影响提供了依据。

二、文献回顾与理论假设

(一)机构投资者与股价崩盘风险

股价崩盘风险主要是指上市公司股价或证券市场指数发生急剧下跌的可能性，[6]已有文献主要从信息不对称与委托代理冲突的角度对股价崩盘的成因进行研究。公司管理层考虑到声誉、职位晋升以及自身利益等因素，刻意隐藏或延迟释放负面消息，导致公司信息不对称程度加剧，而当负面消息的积累达到阈值被集中释放到市场上时，便会产生股价崩盘现象。目前学者陆续探讨了会计稳健性、[7]大股东持股、[8]股权质押、[9]数字金融[10]等因素对股价崩盘风险的影响。机构投资者通过购买、持有、抛售上市公司股票进入资本市场并间接参与公司治理，成为市场的重要参与者，因此其行为和决策对个股与证券市场产生的影响也成了学者们研究的重点。An和 Zhang在以美国为代表的资本市场背景下研究发现，由于机构投资者持股量大、投资期限长，具有较强的监测动机，因此机构投资者持股能够降低股价崩盘风险。[11]但由于我国资本市场尚未完全成熟，投资主体结构有待优化，这导致目前股价崩盘风险与机构投资者的相关性研究尚未达成一致结论。高昊宇等经实证发现在中国市场上，机构投资者持股改善了企业的信息披露质量，使得企业信息能够更好地反映在股价上，显著抑制了股价崩盘的发生；[2]165相反，曹丰等研究发现机构投资者显著加剧了股价崩盘风险的发生[3]。导致上述两种对立观点同时存在的原因，一方面是在不同的市场环境下机构投资者持股对证券市场的影响效果是存在差异的，董纪昌等在区分市场效率和市场化程度后发现在我国的市场环境下，机构投资者持股与股价崩盘风险呈正相关关系；[12]另一方面是不同类型的机构投资者之间存在异质性，[13]近年来也有学者从机构投资者异质性的角度对二者的关系进行研究。信恒占等根据机构主体的不同，将机构投资者划分为基金、券商、信托、保险和QFII五类，其中QFII主要是通过改善公司信息质量、加速公司负面信息披露的方式降低股价崩盘风险；[4]32，[14]；保险资金利用规模优势进行短期炒作可能会加剧股票误定价现象进而提高股价崩盘的概率；而社保基金能够有效抑制管理层自利行为从而提高公司的盈余质量，改善公司治理结构[5]160，[15]。然而作为具有政府干预色彩的特殊机构投资者——“国家队”，其与股价崩盘风险之间的关系则鲜有学者进行讨论与考察。

(二)“国家队”入市效应分析

现有文献对于“国家队”的研究主要侧重于分析其在2015年股灾期间的救市作用。贺立龙等认为，由于我国证券市场交易存在涨跌幅限制，投资者在股灾期间会大面积抛售未触及跌停板的股票以减少损失，降低了市场流动性并导致危机进一步蔓延。[16]而“国家队”买入式的救市行为有效抑制了市场下跌趋势，修复了市场短期的异常波动。此外，媒体报道在“国家队”缓解股价波动的过程中也发挥了积极作用。[17]

2015年股灾后，“国家队”继续活跃在证券市场中，其在承担着维护市场稳定任务的同时，也能够通过持股间接参与公司治理，进而对公司的行为决策产生影响。在现实市场环境下，信息在各类参与者之间分布不均，各类参与者获取信息的数量与质量存在较大差异，由此产生了信息不对称现象。[18]信息不对称使得外部投资者难以了解到公司内部经营的真实状况，仅能依据公司对外披露的信息进行分析，然而公司对外披露的信息可能并不完全真实，利己的管理层可能出于提高自身业绩、扩张公司规模等目的，选择延迟披露或隐瞒公司的负面信息，这便加剧了信息不对称程度，使负面信息在公司内部囤积，提高了股价崩盘的概率。而“国家队”的持股目的主要在于稳定交易秩序、避免证券市场的剧烈波动，[19]这就决定了“国家队”的持股周期较长，调仓换股的频率较低，因此“国家队”能够通过长期持股深入了解公司内部状况，并提出相应的意见与建议以优化公司内部控制，提升公司的长期价值。同时，“国家队”主体的特殊性也使得其与上市公司间通常不存在紧密的利益联系或合作关系，独立性较强，因此能够对上市公司起到有力的监督作用，尤其当上市公司信息不对称程度较高时，“国家队”持股更有利于抑制管理层的机会主义，及时识别管理层的非理性行为，进而提高上市公司信息透明度，改善信息环境，使得上市公司的特质信息能够更准确地反映到股价中，减少股价崩盘事件的发生。因此，基于以上分析本文提出如下假设：

H1：“国家队”持股比例越高，上市公司未来股价崩盘风险越低，二者呈负相关关系。

H2：“国家队”持股与股价崩盘风险的负相关关系在信息不对称程度较高的公司中更显著。

目前我国证券市场中小投资者的比重仍较高，存在严重的“搭便车”问题，主动搜集公司信息的动机不强，[20]所以相关外部机构的治理尤为重要。缺乏良好的外部治理将无法对管理层产生有效制衡，导致管理层权利与野心不断膨胀，加剧了委托代理冲突，进而提升股价崩盘风险。与一般机构投资者相比，“国家队”作为一类具有政府干预色彩的机构投资者，拥有专业能力较强的投研团队，具备较强的信息收集处理能力及较丰富的研究资源，其持股参与公司治理将更能对管理层起到牵制与震慑作用。同时，“国家队”每季度披露的持仓数据往往是各类机构关注的焦点，能够吸引大量媒体、证券分析师和机构投资者等相关机构的分析与追踪，进一步提高外部监管与治理的有效性，规范管理层的日常行为决策，压缩管理层追求私利的空间，从而有效降低股价崩盘风险。因此，基于以上分析，本文提出如下假设：

H3：“国家队”持股对与股价崩盘风险的负相关关系在外部治理效应较弱的公司中更显著。

情绪能够通过影响投资者的决策进而影响股票定价及股价稳定。投资者悲观的负面情绪是上市公司股价崩盘的催化剂，当市场或上市公司出现利空消息时，投资者的恐慌情绪迅速扩散，纷纷选择卖出手中所持的股份，导致股票流动性下降，加速了股价崩盘的发生。而“国家队”持股则在市场释放了正面的讯息，表明政府稳定市场的意图，有利于缓解投资者悲观情绪、增强投资者信心，使投资者决策更加理性，进而减少股票抛售压力，有效避免股价的剧烈波动，降低股价崩盘的概率。因此，基于以上分析，本文提出如下假设：

H4：“国家队”持股与股价崩盘风险的负相关关系在投资者情绪较悲观的公司中更显著。

三、研究设计

(一)样本选择与数据来源

由于“国家队”大规模进入A股市场是从2015年3季度股灾期间开始，因此本文选取2015年3季度至2020年1季度A股上市公司为研究样本，并对数据进行如下处理：

1.由于涨跌幅限制的差异等原因，剔除当季度被ST、停牌以及退市处理的样本；

2.由于金融类公司会计处理方法的差异及其自身的特殊性，剔除金融类样本；

3.为避免数据观测量过少对结果产生的影响，剔除季度周收益率少于7周的样本；

4.剔除数据缺失的样本，经整理最终得到13 160个有效样本。

同时为消除极端值对结果的影响，对所有连续变量进行上下1%的Winsorize缩尾处理。其中，“国家队”持股数据来源于东方财富数据库，其余变量数据均来源于CSMAR数据库。

(二)变量测度

1.被解释变量：股价崩盘风险

根据已有研究，借鉴Hutton等[21]的方法，采用负收益偏态系数(Ncskew)和收益上下波动比率(Duvol)来衡量股价崩盘风险。具体做法如下：

第一步，根据公式(1)，利用公司i的股票周收益数据，计算公司i经市场调整后的收益率。其中ri,t为每季度公司i的股票在第t周的收益率，rm,t为A股所有股票在第t周的经流通市值加权的平均收益率。通过公式(1)得到残差项εi,t，即剔除市场因素对股票回报率率的影响。

ri,t=α+β1,irm,t-2+β2,irm,t-1+β3,irm,t+β4,irm,t+1+β5,irm,t+2+εi,t。

(1)

第二步，利用公式(2)计算公司i经市场调整后的收益率Wi,t，其中εi,t为公式(1)中的残差项。

Wi,t=ln(1+εi,t)。

(2)

第三步，利用公式(3)计算负收益偏态系数(Ncskew)，其值越大，表明股价崩盘风险越高。其中n为公司i的股票在第t季度中的交易周数。

(3)

第四步，利用公式(4)计算收益上下波动比率(Duvol)，其值越大，表明股价崩盘风险越高。其中ni,t为公司i的股票经市场调整后的收益率Wi,t大于当季度收益率均值Wt的周数，nd为公司i的股票经市场调整后的收益率Wi,t小于当季度收益率均值Wt的周数。

(4)

2.解释变量：“国家队”持股

根据东方财富数据库统计，本文所研究的“国家队”主要是由证金公司、证金公司资管计划、汇金公司、外汇管理局旗下的三个投资平台(梧桐树、坤藤、凤山)，以及证金定制基金(招商丰庆、易方达瑞惠、南方消费活力、嘉实新机遇、华夏新经济)五部分组成。本文将“国家队”每季度个股持股金额与市值的比值作为本文“国家队”持股指标，记为National。

3.控制变量

本文借鉴Kim等、[22]许年行等、[23]Kim和Zhang[24]的研究，控制如下变量：本季度的负收益偏态系数以及股票收益率上下波动比率、股票季度平均周收益率、股票季度周收益率的标准差、账面市值比、净资产收益率、公司规模、资产负债率、上市公司第一大股东持股比例、托宾Q值、公司成长性，同时控制季度和行业固定效应，所有变量定义情况如表1所示。

表1 变量定义情况

续表1

(三)模型设计

为了验证本文假设H1，构造如下回归模型：

Crashriski,t+1=α0+α1Nationali,t+α2ControlVariablesi,t+ε，

(5)

其中，Crashriski,t+1为第t+1季度的两个股价崩盘风险指标Ncskewi,t+1以及Duvoli,t+1；Nationali,t为第t季度“国家队”持股指标；ControlVariablesi,t为第t季度的控制变量，具体见表1的说明。以模型(5)来考察“国家队”持股对股价崩盘风险的影响，若Nationali,t的系数显著为负，则与假设H1的预期相吻合。

为验证假设H2—H4，本文分别按照信息不对称程度高低、机构投资者持股比例高低、审计机构是否为国际“四大”以及投资者情绪高低对模型(5)进行分组回归检验。

四、实证结果与分析

(一)描述性统计

表2报告了主要变量的描述性统计。其中衡量股价崩盘风险的两个指标Ncskew和Duvol的均值分别为0.025 1和0.036 1，标准差分别为0.656和0.744，说明样本期内不同公司之间的股价崩盘风险存在较大差异。“国家队”持股的均值及中位数分别为0.018 5和0.014 2，说明从总体上看“国家队”对样本公司的持股比例相对较低。其余控制变量的分布较为合理。

(二)相关性分析

表3报告了主要变量之间的Pearson相关系数。结果显示，Ncskew和Duvol的相关系数为0.858且在1%水平上显著，说明两个股价崩盘风险指标关联度较高，具有较好的替代性与一致性。National与Ncskew及Duvol的相关系数分别为-0.042以及-0.034且在1%水平上显著。说明“国家队”持股与股价崩盘风险总体呈负相关关系，“国家队”持股比例越高，上市公司未来股价崩盘风险就越低，与假设H1的预期相一致。

表2 描述性统计分析

表3 主要变量的相关性分析

(三)多元回归分析

表4报告了“国家队”持股对股价崩盘风险的影响。表中(1)(3)显示，在加入控制变量之前，“国家队”持股Nationali,t与股价崩盘风险(Ncskewi,t+1及Duvoli,t+1)的回归系数分别为-1.991和-1.653 3且均在1%的水平上显著。在加入控制变量之后，“国家队”持股Nationali,t与股价崩盘风险(Ncskewi,t+1及Duvoli,t+1)的回归系数分别为-1.300 6和-1.013 0且分别在1%和5%的水平上显著。以上结果均表明“国家队”持股比例越高，上市公司未来的股价崩盘风险就越低，由此验证了假设H1。因此可以发现，“国家队”进入证券市场除了能够发挥稳定市场的作用外，还能够通过长期持有上市公司的股票间接参与公司治理，规范上市公司的日常经营与管理，改善信息质量，从而降低个股的崩盘风险。其余控制变量的回归分析与现有研究基本相符不再赘述。

表4 “国家队”持股与股价崩盘风险

借鉴张军等[25]的做法利用修正的Jones模型估计的可操纵性应计利润来衡量信息不对称程度，并取信息不对称程度的中位数，将“国家队”持股样本分为两组进行回归。表5(1)至(4)列报告了分组回归结果，在信息不对称程度较高的组中，“国家队”持股Nationali,t与股价崩盘风险(Ncskewi,t+1及Duvoli,t+1)的回归系数分别为-1.637 2和-1.361 0并分别在1%和5%的水平上显著；但在信息不对称程度较低组中，两组系数均不显著。由此可以说明随着上市公司信息不对称程度的提高，“国家队”持股对股价崩盘风险的负相关关系越显著，验证了假设H2。

表5 信息不对称、投资者情绪的分组回归检验

本文选取机构投资者持股比例及外部审计质量作为外部治理效果的代理变量，其中将是否聘请国际“四大”作为衡量审计质量的代理指标，林永坚等研究发现国际“四大”相比本土会计师事务所能提供更高的审计质量，[26]当公司聘请国际“四大”时取1，否则取0。按照机构投资者持股的中位数与是否聘任国际“四大”为审计机构，将“国家队”持股样本分为两组进行回归。表6报告了分组回归结果，在机构投资者持股比例较低与未聘任国际“四大”作为外部审计机构的组中，“国家队”持股Nationali,t与股价崩盘风险(Ncskewi,t+1及Duvoli,t+1)的回归系数分别在1%和10%的水平上显著为负；而在机构投资者持股比例较高与聘任国际“四大”作为外部审计机构的组中，“国家队”持股Nationali,t与股价崩盘风险(Ncskewi,t+1及Duvoli,t+1)的回归系数不显著。由此可以说明“国家队”持股对股价崩盘风险的影响在外部治理效果较低的公司中作用更为显著，“国家队”持股作为公司外部治理的补充，能够吸引更多证券分析师以及机构投资者的关注，进而增强对上市公司的外部监督，降低股价崩盘风险，验证了假设H3。

表6 外部治理效应的分组回归检验

借鉴张庆和朱迪星[27]的做法，利用上市公司资产误定价程度作为衡量投资者情绪的代理变量，并根据资产误定价的值是否大于0将样本分为两组。当资产误定价的值大于0时，说明股价被高估，此时投资者情绪较乐观；当资产误定价的值小于0时，说明股价被低估，此时投资者情绪较悲观。表5(5)至(8)列报告了分组回归结果，在投资者情绪较悲观的组中，“国家队”持股Nationali,t与股价崩盘风险(Ncskewi,t+1及Duvoli,t+1)的回归系数分别为-1.466 2和-1.576 3且分别在1%和5%的水平上显著；在投资者情绪较乐观的组中，“国家队”持股Nationali,t与Ncskewi,t+1的系数为-1.105 9并在10%的水平上显著，而“国家队”持股Nationali,t与Duvoli,t+1的系数则不显著。由此可以说明“国家队”持股对股价崩盘风险的影响在投资者情绪较悲观的公司中更为显著，验证了假设H4。

五、内生性分析与稳健性检验

(一)工具变量回归

为避免遗漏变量对本文主要结论所可能存在的内生性问题，本文参考于雪航等[28]的做法，选取同行业、同季度“国家队”持股比例的均值(Ind_Nationali,t)作为工具变量进行两阶段回归。选取此工具变量的原因是其基本满足工具变量相关性与外生性的要求。因为同行业、同季度的上市公司之间可能具有类似的行业属性、面对的外部环境相似，因此同行业、同季度其他公司“国家队”持股比例的均值与本公司“国家队”持股比例具有一定相关性。同时，也没有相关研究证明同行业、同季度其他公司“国家队”持股比例的均值会对本公司股价崩盘风险造成影响。表7(1)—(4)列显示了两阶段回归结果，第一阶段的回归结果显示同行业、同季度其他公司“国家队”持股比例Ind_Nationali,t与“国家队”持股比例Nationali,t的系数分别为0.618 0和0.618 4且均在1%水平上显著。第二阶段的回归结果显示“国家队”持股比例Nationali,t与股价崩盘风险(Ncskewi,t+1及Duvoli,t+1)的回归系数分别为-2.250 6和-3.442 5且分别在5%和1%水平上显著，说明在考虑内生性问题后，本文假设H1仍然成立。

表7 工具变量回归及倾向得分匹配法

续表7

(二)倾向得分匹配法

考虑到“国家队”持股比例的高低并非是随机选择，高持股公司与低持股公司本身就存在差异，这表明样本自选择问题可能会对本文主要结论造成干扰。因此为保证本文结论的可靠性，排除实验组(“国家队”高持股比例公司)与控制组(“国家队”低持股比例公司)之间存在的公司特质差异所造成的干扰，本文采用倾向得分匹配法尽可能消除样本自选择问题的影响。根据公司的规模、资产负债率、净资产收益率、市净率以及托宾Q值等进行1∶1的匹配，然后再根据匹配后得到的样本进行Logit回归，模型见式(6)。表7中的(5)(6)列结果表明，在控制两类样本的特征差异后，“国家队”持股Nationali,t与股价崩盘风险(Ncskewi,t+1及Duvoli,t+1)的系数分别为-0.026和-0.026 3且均在10%的水平上显著，表明本文的主要结论仍然成立。

Crashriski,t+1=β0+β1Dum(High_National)i,t+β2ControlVariablesi,t+ε。

(6)

(三)稳健性检验

为进一步保证结论的稳健性和可靠性，本文进行了以下稳健性检验。

1.替换解释变量。本文选用“国家队”季度持股数量的对数(NationalQi,t)替代“国家队”持股比例(Nationali,t)重新进行检验，回归结果如表8(1)(2)列所示，“国家队”持股数量NationalQi,t与股价崩盘风险(Ncskewi,t+1及Duvoli,t+1)的系数分别为-0.023 9和-0.017 1且分别在1%和5%的水平上显著，与本文的研究结论一致，结果较稳健。

2.剔除股灾期间的数据。股灾期间的市场极端情况可能会对本文实证结果造成干扰，因此剔除2015年第3季度至2016年第2季度的数据重新进行回归。表8(3)(4)列的回归结果表明，本文主要结论仍然成立。

3.进行中位数回归检验。为避免异常极端值对本文结论造成的干扰，本文进行了中位数回归检验，表8中(5)(6)列的回归结果表明，本文主要结论仍然成立。

表8 稳健性检验

六、结论与启示

本文以2015年第3季度至2020年第1季度的A股上市公司数据为样本研究了“国家队”持股对股价崩盘风险的影响。研究发现：“国家队”持股显著降低了上市公司未来的股价崩盘风险，同时“国家队”持股对股价崩盘风险的影响在信息不对称程度较高、外部治理效应较薄弱以及投资者情绪较悲观的公司中更为显著。上述结论在利用工具变量法、PSM倾向得分匹配法解决内生性问题并通过替换解释变量等稳健性检验之后仍然成立。“国家队”自2015年股灾期间大规模入市，承担了维护市场稳定、恢复市场正常秩序的职责，在危机过后“国家队”继续在证券市场中参与股票交易，通过对上市公司持股间接履行监督职能，有效利用市场机制来改善公司的信息环境，提高信息披露质量，促进公司健康发展，从而降低上市公司股价崩盘风险，从微观层面再次肯定了“国家队”这类特殊的机构投资者对资本市场产生的积极影响。

在政策建议方面，本文认为“国家队”继续并长期存在于我国证券市场是合理的，可以适当扩大入市规模以更好地发挥作用。因此，在我国全面推进资本市场注册制改革以及北京证券交易所开市运行的背景下，“国家队”要坚守入市职责，杜绝市场炒作行为，坚持价值投资理念，在维护证券市场长期稳定的同时，扮演好证券市场“监管者”的角色，积极参与公司治理，努力营造健康良好的投融资环境与资本市场生态，促进上市公司高质量发展，开创我国资本市场发展新篇章。