方 明，鲁丽萍,赵 磊

(武汉理工大学 管理学院，湖北 武汉430070)

我国证券市场在2015年和2018年均出现了暴跌的现象。股价崩盘不仅严重打击了投资者的积极性，破坏了资本市场的有序发展，还影响了金融资源的配置效率和实体经济的正常运转，甚至可能引发金融危机。目前，关于股价崩盘风险影响的研究，大多是从信息披露、盈余质量、高管特征等角度展开。如CHEN等[1]将个股的股价崩盘风险定义为股票收益率的条件偏态分布程度。JIN等[2]结合委托代理理论，提出了“信息隐藏假说”，认为两权分离引发的代理问题会导致管理层出于自利动机隐藏公司坏消息。谢盛纹等[3]认为财务重述年度的股价崩盘风险明显更高 ，管理层手中拥有的权力越大，对信息的管理能力越强，这种正向关系越显著。艾永芳等[4]认为管理团队中核心成员 CEO 和 CFO 任期交错可以形成权力的制衡局面并有效避免二者合谋窖藏财务信息，能在很大程度上降低公司股价崩盘风险。而在2015年和2018年出现股价崩盘的公司，普遍具有大股东大比例质押股权而滥用管理层权力的特点。因此，从管理层权力的角度探讨其对股价崩盘风险的影响，受到了学术界的广泛关注。同时，机构投资者等外部治理因素也被纳入了管理层权力对股价崩盘风险影响的研究框架中，据上交所、深交所统计年鉴(2017卷)数据显示，我国资本市场中机构投资者占比已超过50%，持股市值近15%，已经成为了资本市场中的重要参与者。尽管机构投资者在规模、信息等方面具备优势，但能否在防止股价崩盘方面发挥积极的作用，相关研究中则较少涉及。

基于此，笔者以沪深两市主板A股上市公司为样本，探讨管理层权力对公司股价崩盘风险的影响，以及机构投资者对这种影响的调节作用，拟解决以下问题：①管理层权力及其不同维度如何影响公司股价崩盘风险；②机构投资者是否能够缓解股价崩盘风险；③不同性质的机构投资者对股价崩盘风险的影响是否不同。

1 文献回顾与理论假设

1.1 管理层权力与股价崩盘风险

有效市场假说认为股价变动的根源在于市场信息背后反映的价值内涵，管理层权力影响股价崩盘风险的本质是管理层利用其权力干预相关信息的生成与传播[5]。AL-MAMUN等[6]发现CEO权力越大的公司越容易发生股价暴跌，盈余管理、避税、期权激励和过度自信等因素对股价崩盘风险的影响也更为显著。据此，笔者提出如下假设：

H1其他条件一定的情况下，管理层权力与股价崩盘风险正相关。

1.2 管理层权力、机构投资者与股价崩盘风险

一方面，机构投资者可充当上市公司的信息传播媒介，通过发布证券研究报告等方式促进负面消息融入公司股价[7]，缓解管理层对坏消息的隐瞒程度。另一方面，机构投资者可以利用知情信息做出更有效的交易决策，向市场传递信号并受到其他机构和个人投资者的追随[8]。对机构投资者而言，其投资理念更成熟，对其投资行为的模仿效应能够增加股价中的信息含量，降低股价崩盘风险。据此，笔者提出如下假设：

H2其他条件一定的情况下，机构投资者持股比例能负向调节管理层权力对股价崩盘风险的影响。

机构投资者对待价值投资的态度不尽相同。稳定型机构投资者更看重上市公司持续盈利能力和未来发展能力，有能力和动机去深度参与公司运营和管理，交易型机构投资者经常变换手中所持上市公司股票，没有踊跃参与公司治理、监督管理行为的内源驱动力[9]，较低的信息透明度反而有利于其交易目的的达成。姚靠华等[10]指出稳定型机构资者更能抑制真实盈余管理行为，能更好地发挥治理效应。牛建波等[11]发现只有稳定型的机构投资者才能显著促进公司自发主动地披露信息，说明机构投资者本身是有能力影响企业信息披露决策的。据此，笔者提出如下假设：

H3其他条件一定的情况下，与交易型机构投资者相比，稳定型机构投资者更能负向调节管理层权力对股价崩盘风险的影响。

2 研究设计

2.1 样本选择与数据来源

选取2005—2017年上交所、深交所A股上市公司为初始研究样本，为避免极端收益率对结果的影响，剔除了金融保险业、ST公司、*ST公司、PT公司和数据有缺失的样本，并对连续变量在1%和99%百分位上进行Winsorize处理，最终得到16 823个公司年度样本。相关数据来自于国泰安和锐思数据库，使用EXCEL 2016和STATA 12.0进行数据整理分析。

2.2 变量定义与度量

2.2.1 股价崩盘风险

目前股价崩盘风险的度量指标主要有负收益偏态系数(NCSKEW)和收益上下波动比率(DUVOL)，NCSKEW和DUVOL的计算均以公司股票周特有收益率Wi,τ为基础。

首先，为剔除市场因素和股票非同步交易对个股收益率的影响，对股票i每一年τ周的周收益率数据进行如下回归：

ri,τ=α+β1rm,τ-2+β2rm,τ-1+β3rm,τ+

β4rm,τ+1+β5rm,τ+2+εi,τ

(1)

式中：ri,τ为股票i第τ周考虑现金红利再投资的收益率；rm,τ为公司所在市场A股所有股票在第τ周经流通市值加权的平均收益率。

其次，构造Wi,τ=ln(1+εi,τ)为公司股票周特有收益率，εi,τ为式(1)的残差。

再次，基于Wi,τ构造变量NCSKEW：

NCSKEWi,t=

(2)

最后，将股票i在第t年的样本按照收益率是否大于均值分为UP和DOWN两部分，然后将两部分样本的标准差相除并取对数，得到收益上下波动比率(DUVOL)指标：

(3)

2.2.2 管理层权力

参考已有研究成果，考虑数据的可得性，选取所有制权力、组织结构权力及个人声望权力3个维度共6个指标来度量管理层权力(POWER)。6个指标分别为：①股权分散度(Disp)，用第二至第十大股东持股比例之和除以第一大股东持股比例反映；②管理层持股(Mshare)，管理层持股比例大于当年行业中位数则取值为1，否则取值为0；③董事会规模(Boardsize)，以董事会人数反映；④两职兼任(Dual)，CEO兼任董事长时取值为2，CEO兼任董事时取值为1，否则取值为0；⑤CEO任期(Tenure)，CEO任期超过当年行业中位数时取值为1，否则取值为0；⑥CEO兼职(CEO_parttime)，CEO同时在其他单位任职时取值为1，否则取值为0。

考虑到指标间相关性较小，主成分分析会损失较多的信息，故笔者采用熵权法对各指标进行赋权，对6个指标进行加权平均得到管理层权力指标。这种方法依据指标所提供的信息量来赋予客观权重，能很好地避免人为因素的干扰。

2.2.3 机构投资者稳定性

首先参考文献[11]的计算方法，采用当年机构持股比例除以前3年机构持股比例的标准差来度量机构投资者稳定性,如式(4)所示。

(4)

式中：Isharei,t表示股票i在第t年的机构投资者持股比例；STD表示对机构投资者前3年持股的比例取标准差。标准差越小，表示该公司机构投资者持股份额变化越小，稳定性越高；反之，则反映出机构追涨杀跌追求短期利益的倾向性。

其次，若公司当年机构投资者持股比例除以前3年机构投资者持股比例的标准差大于行业的中位数，则将该公司的机构投资者确定为稳定型机构投资者；反之，则确定为交易型机构投资者，具体如(5)所示。

(5)

2.2.4 控制变量

借鉴文献[12]的研究，设置如下控制变量：月平均超额换手率(Oturnover)；周特有收益率的标准差(Sigma)；平均周特有收益率(RET)；信息透明度(Abs_TRA)；总资产报酬率(ROA)；公司规模(Size)；资产负债率(LEV)；市值账面比(MB)；上一期股价崩盘风险指标。

2.3 模型构建

为了验证假设1和假设3，构建模型1，如式(6)所示。考虑到管理层权力对股价崩盘风险的影响在时间上具有滞后性，解释变量、控制变量和调节变量为第t期数据，被解释变量为第t+1期数据。

Crashriski,t+1=α+β1POWERi,t+β2Crashriski,t+

β3Oturnoveri,t+β4Sigmai,t+β5RETi,t+

β6Sizei,t+β7LEVi,t+β8ROAi,t+β9MBi,t+

β10Abs_TRAi,t+εi,t

(6)

为了验证假设2，构建模型2，如式(7)所示。

Crashriski,t+1=α+β1POWERi,t×Isharei,t+

β2POWERi,t+β3Isharei,t+β4Crashriski,t+

β5Oturnoveri,t+β6Sigmai,t+β7RETi,t+

β8Sizei,t+β9LEVi,t+β10ROAi,t+

β11MBi,t+β12Abs_TRAi,t+εi,t

(7)

其中，Crashriski,t+1表示股价崩盘风险，主检验部分分别用NCSKEWi,t+1和DUVOLi,t+1衡量，稳健性检验部分用股价发生暴跌与暴涨频率的差额Crashi,t+1衡量。

3 实证结果与分析

3.1 变量描述性统计

相关变量的描述性统计结果如表1所示，由表1可看出负收益偏态系数NCSKEWt+1与收益上下波动比率DUVOLt+1的均值分别为-0.290 7和-0.029 1，说明我国上市公司整体股价崩盘风险较低，但也有一部分公司收益分布左偏程度较大，崩盘可能性较大。NCSKEWt+1的极小值为-3.684 0，极大值为3.307 9，标准差为1.032 9，DUVOLt+1的极小值为-2.245 1，极大值为2.199 8，标准差为0.651 9，总体而言，我国上市公司间的股价崩盘风险水平差异较大。管理层权力POWERt的极小值为0.044 6，极大值为1.146 9，说明我国上市公司中管理层权力的大小存在较为明显的差异。机构投资者持股比例Isharet的均值为0.141 6，极小值为0.000 0，极大值为0.705 0，标准差为0.141 8，表明当前我国上市公司中机构投资者持股已较为普遍，持股比例的差异十分明显。

表1 相关变量描述性统计

3.2 管理层权力与股价崩盘风险的回归结果与分析

管理层权力与股价崩盘风险的回归结果如表2所示，可看出用负收益偏态系数NCSKEWt+1衡量股价崩盘风险，管理层权力POWERt的回归系数为0.181；用收益上下波动比率DUVOLt+1衡量股价崩盘风险，管理层权力POWERt的回归系数为0.094，二者均在1%的水平上显著为正，表明管理层权力与股价崩盘风险正相关，假设1得到验证。这说明管理层权力越大，出于维护经济利益和个人声誉的动机，对外披露信息时，越有可能刻意隐瞒或推迟披露负面消息，股价收益分布日益趋向于左偏，进而造成股价崩盘的可能性不断增大。

表2 管理层权力与股价崩盘风险的回归结果

注：***、**分别表示在1%、5%水平上显著

3.3 进一步讨论与分析

3.3.1 机构投资者持股比例调节作用分析

管理层权力、机构投资者持股比例与股价崩盘风险的回归结果如表3所示，由表3可看出POWERt×Isharet与NCSKEWt+1、DUVOLt+1的回归系数分别为0.841、0.543，且均在1%的水平上显著，表明机构投资者持股比例与管理层权力二者的交互作用增大了股价崩盘风险，并没有起到抑制的作用，假设2未得到验证。这说明尽管机构投资者甄别信息的专业程度更高、能力更强，但我国资本市场系统风险较高，即使是机构也很难根据已有公开披露信息提前判断股价的变动趋势，增加了机构投资者进行价值投资的难度。

表3 机构投资者持股比例调节作用的回归结果

注：***、**分别表示在1%、5%水平上显著

3.3.2 机构投资者稳定性调节作用的分析

为了检验不同性质的机构投资者对管理层权力与股价崩盘风险之间关系的影响，将机构投资者分为稳定型和交易型两组分别进行回归，结果如表4所示。由表4可看出，当机构投资为交易型投资者时，管理层权力POWERt与负收益偏态系数NCSKEWt+1的回归系数为0.207，且在5%的水平上显著，管理层权力POWERt与收益上下波动比率DUVOLt+1的回归系数为0.109，且在5%的水平上显著；当机构投资为稳定型投资者时，管理层权力POWERt与负收益偏态系数NCSKEWt+1和收益上下波动比率DUVOLt+1的回归系数分别为0.123、0.077，且均不显著。相比之下，当交易型机构投资者持股时，管理层权力POWERt系数的绝对值更大且更显著，假设3得到验证。这是因为稳定型的机构投资者侧重于价值投资，所持股份份额一般保持不变，他们更有动力监督管理层，而交易型的机构所持股份份额经常变动，缺乏参与公司治理的动机和激情，投机色彩浓重，更有甚者，通过与管理层合谋提前获取重大信息进行套利操作，可能会进一步增加股价崩盘风险。

表4 机构投资者稳定性调节作用的回归结果

注：***、**分别表示在1%、5%水平上显著

3.4 稳健性检验

为了检验结果的可信度，进一步使用股价发生暴跌与暴涨频率的差额Crash作为股价崩盘风险的另一个衡量指标[13]。此外，前述主检验部分侧重研究公司层面因素引起股价崩盘的可能性，对外部系统性风险等未作控制，因此进一步控制了β系数对结果的影响，将Crasht+1作为股价崩盘风险衡量指标，重新对假设进行了检验，结果与前述回归结果基本一致，说明研究结果是稳健的。

4 结论

以2005—2017年我国沪深两市A股上市公司为样本，分析了管理层权力对上市公司股价崩盘风险的影响，并将机构投资者这一外部治理要素纳入研究框架。研究发现：①上市公司管理层权力对公司未来股价崩盘风险有正向促进作用；②其他条件一定的情况下，与交易型机构投资者相比，稳定型机构投资者更能够负向调节管理层权力对股价崩盘风险的影响。

基于以上结论，笔者提出以下对策建议：①完善管理层权力制衡机制，明确企业决策主体、执行主体和监管主体的权力分配方案和权力制衡方法，使管理层的权力运作更加有“法”可依。②设立首席信息官，规范管理层对外信息披露的程序和内容，避免管理层利用信息不对称操纵股价的涨跌。③构建管理层权力测度体系，完善经理人市场，通过信用制度和声誉机制抑制管理层的机会主义行为。④优化机构投资者结构，政府部门可以通过税收优惠、放宽投资限制等政策引导投资者进行价值投资，提高稳定型机构投资者的比例。