中小股东积极主义与资本市场定价效率※—— 基于投服中心行权的证据

任鹤 赵秀云

内容提要：通过选取2014-2021年度上市公司被投服中心行权的经验证据,实证检验了中小股东积极主义实践对于资本市场定价效率的影响机制。研究结论表明:投服中心行权能够显著降低股价同步性,进而提升资本市场定价效率。并且通过“信息效率”机制缓解企业内外部信息不对称发挥作用,支持了“信息效率观”假说的同时排除了“非理性因素”机制。当分析师关注度更低、机构投资者持股比例更低以及外部审计监督不足时,行权效果更为显著。此外,由于投服中心行权增加了特质信息融入股价,缓解了中小股东对于企业负面消息感知的信息劣势,不仅促进资本市场定价效率的提升,还能够降低股价崩盘风险。

一、 引 言

中小股东保护历来是资本市场所面临的重要问题之一,随着投资者保护制度的日益完善,投资者参与治理的渠道不断拓宽及参与度日益提升(孔东民和刘莎莎,2017),中小股东积极主义开始萌芽。但由于中小股东始终面临“股少言轻”以及维权成本高昂等问题,其参与治理的有效性一直被限制。而证券监管作为保障资本市场有效运行,维持市场交易秩序公平的重要手段,为投资者权益保护提供了制度保障。中国资本市场监管模式多以行政监管为主。以证监会为首的直接监管机构,按照《证券法》等法律顶层设计为指导,辅以沪深交易所等一线监管平台,共同构成了资本市场的监管体系(陈运森等,2020;陈运森等,2021)。中共十九大以来,创新监管方式、防范重大风险的理念不断被践行并推而广之,与此同时资本市场也在不断探索。中共二十大强调,监管部门作为高质量发展的重要推动者,在加快实施创新监管方面,要根据改革试点不断创新和改进,以更好服务市场主体,持续提升市场监管能力和现代化水平。作为证券监管的重要制度创新——“中证中小投资者服务中心”机构的成立(下称“投服中心”),正式打开了“政府监督”与“市场参与”双主体弹性监管的新局面(辛宇等,2020)。投服中心通过在事前行使表决权、质询权、建议权等股东权利,事中参与纠纷调解、召开股东大会与业绩说明会、网上行权等方式,事后提起支持诉讼、股东诉讼以及特别代表人证券诉讼等手段,借助股东身份积极参与治理与发挥监管效能,推进完善投资者保护制度,从而进一步提升上市公司质量,优化资本市场资源配置效率。

投服中心于2014年12月设立,通过持有一手(100股)股票的形式成为监管型小股东,作为中小股东积极主义的有益实践,标志着证券监管方式的创新与投资者保护制度的完善,已然成为推进资本市场改革的关键一步,其监管治理效果也得到了诸多学者的验证。投服中心行权能够降低试点地区上市公司发生财务重述的概率以提升盈余质量(何慧华和方军雄,2021),通过公开发声、参加股东大会以及网上行权等多种手段质询上市公司的信息披露问题,提高会计信息质量以及信息披露违规成本(熊家财和童大铭,2022)。此外投服中心行权可以降低企业盈余管理水平,提升信息透明度进而降低审计费用(刘馨茗等,2021)。通过中小股东的参与,缓解投资者信息劣势,促进公司负面信息披露以降低股价崩盘风险(陈克兢等,2022)。然而从长期来看,尚未有研究探讨投服中心行权是否会对股价同步性产生影响。

资本市场定价效率最关键的指标度量即为股价同步性,指上市公司个体的股价变动与资本市场整体变动的联动性,Morck等(2000)通过构建资本市场定价模型的拟合优度R2对股价同步性进行指标量化。R2被视为市场和行业因素所能解释的个股收益率波动的程度,不同上市公司R2之间的区别,来自于企业层面的特质信息和噪音交易的差异。因此,多年来众多学者针对以股价同步性为代表的资本市场定价效率的研究,形成了“信息效率观”和“非理性因素观”等两种假说。“信息效率观”下认为,股价同步性越高代表股价中所蕴含的企业层面的特质信息越少,资本市场定价效率越低(Morck等,2000;Durnev等,2003)。“非理性因素观”下则认为,由于资本市场掺杂了更多的噪音信息,股价因受到噪音信息的影响及投资者情绪异质性波动才导致股价同步性较低(Wurgler等,2005;Dasgupta等,2010;Gassen等,2020)。纵观中国资本市场的发展,相较于国外成熟的市场表现,中国的股价同步性一直相对更高,降低内部治理效果的同时可能还会加剧股价崩盘风险。如此一来,不仅严重影响企业真实价值的体现,甚至损害资本市场发挥资源配置的功能(Gul等,2009)。

本文通过选取2014-2021年上市公司的年度数据,以投服中心行权为研究视角,实证检验中小股东积极主义实践对于资本市场定价效率的影响。研究结论表明:投服中心行权能够降低股价同步性,并且通过“信息效率”机制缓解企业内外部信息不对称发挥作用,并排除了“非理性因素”机制。当分析师关注度更低、机构投资者持股比例更低以及外部审计监督不足时行权效果更为显著。此外,由于投服中心行权增加了特质信息融入股价,不仅促进资本市场定价效率的提升,还能够降低股价崩盘风险。本文的研究贡献在于:第一,丰富了证券监管和中小股东积极参与治理的相关研究(陈工孟和高宁,2005;顾小龙等,2016)。既有文献多从行政监管和预防性监管的角度出发,验证了监管治理的有效性(吴溪和张俊生,2014;刘星和陈西婵,2018;陈运森等,2019;袁蓉丽等,2022),但是仍有局限。本文在中国证券监管的新形势下,拓展了中小股东积极主义治理有效性的研究边界。第二,补充了投服中心行权的经济后果和资本市场定价效率影响因素的研究。和已有结论不同的是,本文关注投服中心的行权效果而非试点设立的监管效应,在促进上市公司良性发展和完善资本市场定价效率上具有实践意义。从投服中心行权视角出发,提出影响股价同步性的新因素,并且厘清了投服中心行权降低股价同步性的真实机制。不仅支持了“信息效率观”假说,还从信息源头上排除了“非理性因素”机制的影响。第三,研究成果具有理论意义和实践价值。投服中心机构设立距今较近而且行权治理事件有限,只有少数研究成果考察了投服中心行权的监管效应。本文不仅丰富了以投服中心为代表的创新监管方式在理论上的文献成果,更为投服中心行权践行中小股东积极主义提供了实践证据,为提升上市公司质量与完善资本市场资源有效配置提供了政策指导方向。

二、 制度背景、文献综述与研究假设

1. 制度背景与文献综述

投服中心是以证监会为监管主体的证券金融类机构,始设立于2014年12月,通过对沪深A股所有上市公司持有一手(100股)股票,成为带有行政背景下的市场参与监管的小股东(陈运森等,2021)。2017年4月起,投服中心将持股行权工作范围扩大至全国上市公司,机构可以自行或者联合资本市场上有待行权的其他股东主张权利,进一步规范上市公司行为和助力资本市场改革。作为证券市场上监管手段的创新和有效补充,通过采用持股行权的业务模式,充分结合市场参与,让中小股东亲自“发声”来保障其积极行使股东权力,以完善证券监管的制度建设与践行中小股东积极主义。其监管特性在于立足于行政监管之外却又非完全脱离行政监管,实质上是证监会监管体系下对投资者保护的制度创新和有益实践。

投服中心的建立以弹性监管的模式亮相证券市场,借助证监会行政力量,以中小股东的身份开展行权,既是对监管手段的创新补充,又是促进中小股东积极参与治理的有益实践。不同于证监会直接行政监管和交易所问询函制度下的一线预防性监管,其特色在于可以在事前-事中-事后行权,一定程度上弥补了监管短板和行政执法的不足,提升上市公司质量与资本市场资源配置效率。已有研究发现,随着投服中心试点的建立,试点地区企业财务重述的可能性和审计费用明显下降(何慧华和方军雄,2021;刘馨茗等,2021),投服中心机构设立行权可以提升信息披露质量,保障了中小投资者的利益(熊家财和童大铭,2022)。通过中小股东的参与,可以缓解投资者信息劣势,促进公司负面信息披露,降低股价崩盘风险(陈克兢等,2022)。细分投服中心的行权模式,以康美药业(600518)特别代表人证券诉讼为首的行权案例进行事件研究发现,上市公司若上一年度面临证监会处罚、交易所问询以及财务重述等违规行为,市场反应更差以及会增加独立董事离职概率,并且诉讼判决对于资本市场产生了监管溢出效应(李娜等,2022)。投服中心积极参与股东大会行权后会带来显著的正向市场反应,能够缓解信息不对称,带动更多中小股东参与治理(郑国坚等,2021)。囿于数据的可得性以及设立年限距今较近,投服中心行权的经济后果还未有更多文献。本文将进一步延伸考察投服中心行权对于股价同步性的影响机制。

针对股价同步性的研究形成了“信息效率观”(Durnev等,2003)和“非理性因素观”(Dasgupta等,2010;Gassen等,2020)两种假说。“信息效率观”认为股价同步性反映了单个企业股价与市场平均股价变动之间的关联性,股价同步性越高,代表股价中蕴含的企业基本面信息不存在显著差异,导致资源配置效率越低。基于“信息效率观”,既往研究从机构投资者持股比例(侯宇和叶冬艳,2008)、分析师关注(伊志宏等,2019)等信息供求方,政治关系(唐松等,2011)、关联交易(魏志华等,2020)等企业特征以及公司治理(周林洁,2014)角度得出影响股价同步性的结论。另一种理论则认为“非理性因素观”的存在,较低的R2反映更少的公司层面特质信息(West,1988),股价中所蕴含的信息既包含了企业基本面上的特质信息,还掺杂了噪音信息。由于资本市场有效性不高,股价同步性更低的原因在于市场投资者在进行交易时将噪音当成了信息,此时股价同步性反映更低的股价信息含量(Li等,2014)。代表性成果包括,林忠国等(2012)发现股价同步性更低的企业具有较强的盈余,以及股价较少地反映当期和未来盈余信息。股价同步性本质上是投资者因非理性情绪的存在,对公司层面特定信息产生偏误的噪音。结合中国资本市场的特点和中国特色的制度背景,本文立足于“信息效率观”和“非理性因素观”两种假说对文章理论逻辑进行探讨。

2. 研究假设

基于“信息效率观”假说,投服中心行权可能会通过“信息效率机制”降低股价同步性。其一,投服中心行权能直接参与监督企业的经营活动和财务状况,切实行使监督质询权。直接要求上市公司就可能存在财务状况、经营成果以及信息披露等需要提及投资者关注的问题的事项公开回复,及时向投资者释疑。并且对于答复中存在疑虑或模糊不清的事项,投服中心还会再次进行行权。为此,企业将进一步增强信息供给以补充中小股东在信息获取和分析上的劣势。投服中心行权的进展以及被行权企业的反馈均在投服中心官网集中公开向投资者披露,使得中小投资者能够获得公开披露年报、公告等以外的增量信息。结合投服中心机构自身专业的服务团队对信息的分析整合,进而有助于降低投资者信息获取成本,将含有更多价值的信息积极融入股价当中,降低股价同步性。其二,当企业被行权后,可能面临更高的声誉受损压力和诉讼风险。尤其是投服中心特别证券代表人诉讼制度强化了维权手段,极大地提高了对于企业的监督治理效果。如康美药业证券诉讼成为投服中心行权监管抑制企业财务造假等信息披露违规的一大里程碑事件。辛宇等(2020)也发现,投服中心行权时通过支持诉讼很大程度上改善了虚假陈述案件的赔偿机制,产生了显著的溢出效应,提升了上市公司的信息披露违规成本。因此,为了维护企业声誉和降低诉讼风险,管理层也会积极向投资者披露更多增量信息,增强信息披露质量,从而缓解信息不对称。其三,投资者保护制度可以降低股价同步性(Laporta等,2002),投服中心作为投资者教育以及保护的公益机构,定期会通过论坛、讲座等投教活动,以上市公司作为媒介对投资者开展行权维权的教育,践行中小股东积极主义。在此过程中能够强化投资者对于上市公司披露信息的解读能力,有助于提升治理效率。而且中小股东借助投服中心机构主体联合起来,通过持股行权,运用调节纠纷及诉讼维权等手段亲身“发声”,积极参与治理,企业因被行权所面临的潜在风险将受到媒体、债权人、分析师以及机构投资者等多方利益相关者的关注,形成对企业的外部监督,从而抑制管理层机会主义操纵盈余的动机,提升信息效率以降低内外部信息不对称程度,最终降低股价同步性。

基于“非理性因素观”假说,投服中心行权可能会通过“非理性因素机制”降低股价同步性。一方面,中国资本市场上的中小投资者以散户居多,而且大多数投资者缺乏专业知识和交易经验,易受“噪音”影响。噪音交易越多,股价越偏离企业内在的真实价值。且噪声交易者容易对信息产生过度反应或者反应不足,导致资产价格过度波动,造成股价中蕴含更多噪音信息影响股价同步性。另一方面,当公司被投服中心行权时,可能会造成中小股东对被行权企业产生高涨的投资者情绪。股价在投资者情绪、偏好行为等非理性因素的作用下也会作出过度反应。由于投资者注意力有限,无法对于资本市场所有信息进行全面分析解读并作出充分整合。而且基于中小股东散户投资者的特点,在交易行为上也更加容易模仿和传染,在此过程中股价夹杂了更多非理性信息,股价同步性降低。综上所述,本文提出假设H1:

H1:企业被投服中心行权后能够显著降低股价同步性。

三、 研究设计

1. 样本选取与数据来源

本文选取2014-2021年作为样本观察期,根据中证中小投资者服务中心官网发布的《持股行权试点方案》及《进一步扩大持股行权试点》文件,投服中心自2014年设立以来通过持股沪深A股所有上市公司一手(100股)股票的形式,以监管型小股东身份通过采取参与出席股东大会、重大资产重组媒体说明会、网上行权、公开发声呼吁以及诉讼等形式行权。

本文涉及到的样本数据来源:投服中心持股行权的数据来源于中证中小投资者服务中心官网经手工收集整理,股价同步性指标参考既有文献计算得出,控制变量及所有财务指标数据均来自于CSMAR数据库。样本筛选过程如下:剔除了金融业、ST和*ST类以及上市不足1年的上市公司;剔除了所有资不抵债(即资产负债率大于1)和关键性变量缺失的样本。为了消除极端影响,对所有的连续变量进行上下1%的Winsorize缩尾处理。最终共得到16659个观测值。经过筛选后,受到持股行权的上市公司为248家。

2. 变量定义与说明

(1) 股价同步性。参考Durnev等(2003)和Morck等(2000)的研究,使用拟合系数R2进行股价同步性的度量,具体计算方式如下:

Ri,t=α0+β×Rm,t+ε

(1)

Syni,t=log[R2/1-R2]

(2)

利用模型(1)中的市场收益率(Rm,t)估计出对于个股收益率(Ri,t)的解释力度R2,在模型(2)中对拟合系数R2进行对数变换,使R2呈正态分布。估计结果即为股价同步性指标(Syn)。其中,市场收益率(Rm,t)以所有A股综合指数收益表示,采用1年内第t周市场收益率度量。Ri,t采用1年内第t周公司i的个股收益率进行度量。Syn指标越大,代表股价同步性越高。

(2) 投服中心行权。本文旨在考察投服中心的行权效果,根据投服中心通过采取参与出席股东大会、重大资产重组媒体说明会、网上行权、公开发声呼吁以及诉讼等行权方式设置虚拟变量Treat,当上市公司当年被投服中心行权时进入处理组。若企业被投服中心行权当年及以后定义Treat变量为1,否则为0。

(3) 控制变量。借鉴已有研究,本文进一步控制了资产负债率(Lev)、公司规模(Size)、总资产收益率(Roa)、市账比(Mb)、企业年龄(Age)、产权性质(Soe)、企业成长性(Growth)、独立董事比例(IndDirector)、董事会规模(Boardsize)、管理层持股比例(Mhldn)、市场化水平(Market)和产品市场竞争度(HHI)等可能对于股价同步性产生影响的变量。同时控制了年度(Year)、个体(Id)固定效应。关键变量定义及说明具体如表1所示。

表1 主要变量定义及说明

3. 模型设计

为了验证投服中心行权对于股价同步性的影响,采用如下回归模型(3)进行实证检验:

Syn=α0+α1Treat+α2Size+α3Lev+α4Roa+α5Mb+α6Age+α7Soe+α8Growth+α9IndDirector+α10Boardsize+α11Mhldn+α12Market+α13HHI+Year+Id+ε

(3)

其中Syn代表股价同步性指标,Treat表示投服中心行权变量,Year及Id代表年度、个体固定效应。实证过程中,主要观测Treat的回归系数。

四、 实证结果

1. 描述性统计与相关系数分析

描述性统计结果如表2 Plan A所示。Treat的均值为0.04,整体来看上市公司被投服中心行权监管的比例不高,这也源于投服中心自2014年成立以来,在资本市场上虽已有尝试实践,但是由于距今年限较短,中小股东参与治理程度不是特别高,有待于不断实践完善投服中心行权细则,从而更好地发挥监管效应。Syn的均值为0.40,最大值为0.85,最小值为0.02,体现资本市场上股价同步性存在明显差异。其余控制变量的统计分布和现有研究成果均保持一致。主要变量相关系数分析表如Plan B所示,Treat系数为-0.065,在1%水平上显著为负,初步验证了文章假设。上市公司被投服中心行权后可以降低股价同步性,由于其为负向指标,投服中心行权能够提升资本市场定价效率。

表2 描述性统计与相关系数

2. 基准回归分析结果

表3列示了投服中心行权的回归结果。列(1)在未添加相关控制变量的情况下,Treat的回归系数为-0.025,在1%水平上显著为负。列(2)进一步添加了控制变量,结果中我们仍然得到了1%显著负相关系数。投服中心行权能够降低股价同步性,提升资本市场定价效率,支持了文章假设。

表3 基准回归分析结果

3. 稳健性检验

(1) 改变样本窗口期。投服中心自2014年设立试点并于2017年推广至全国实践,将样本观测期设置为2017-2021年以观测行权效果。此外,2015年资本市场面临“股灾”事件和2020年新冠肺炎疫情席卷全国,上市公司股价可能受到严重冲击。为了剔除重大事件的影响,将样本观测期剔除2015年和2020年。表4列(1)至列(3)中Treat系数分别为-0.016、-0.019和-0.017,在5%、1%和5%水平显著为负。改变样本观测期后,结论仍稳健。

(2) 平行趋势检验。本部分通过平行趋势检验进一步控制可能存在的内生性问题。其中,平行趋势检验结果中变量Before(-3)、Before(-2)、Before(-1)分别表示行权前第三年、行权前第二年和行权前第一年,变量Current(0)、After(1)、After(2)、After(3)

分别表示行权当年、行权后第一年、行权后第二年和行权后第三年。回归结果如表5所示,投服中心实际持股行权的前三年Before的系数分别为-0.018、-0.027和-0.025,均不显著。在投服中心行权当年,Current(0)的系数为-0.035开始在5%水平上显著,且持股行权之后的第一年After(1)、第二年After(2)以及第三年After(3)的系数分别为-0.033、-0.048和-0.044,均为负向显著,说明投服中心持股行权具有持续的政策效应。总体看来,研究结果满足平行趋势假设,证实了结论。

表5 平行趋势检验结果

表6 工具变量法回归结果

(3) 安慰剂检验。为了排除外界偶然因素对于文章结论的影响,加强投服中心行权对于股价同步性的因果关系,本部分设计了安慰剂检验。具体地,利用配对样本随机生成一个伪处理组,构建新的样本组对模型再次进行回归,如果回归系数不显著偏离原点,说明随机产生的投服中心行权样本的股价同步性并没有被降低。具体结果如图1所示。图1的横轴表示随机生成的交乘项系数,纵轴表示估计系数的p值和密度分布情况。由图可知,估计系数在0两侧呈正态分布,p值绝大部分均大于0.1,这表示投服中心行权对“伪处理组”的股价同步性没有显著影响。图中的垂直虚线表示模型的真实回归系数,值为-0.0198997。安慰剂检验的回归系数并没有落在该区域内,其主要分布区域距离真实回归系数较远,表明随机生成的行权样本的股价同步性未被显著降低。综上,上文的分析结果通过了安慰剂测试。

图1 安慰剂检验

(4) 工具变量法。参考陈运森(2021)的方法,选用“公司召开股东大会当天同时召开股东大会的上市公司数量”作为工具变量。首先,当有较多公司都恰巧选择在同一天召开股东大会时,即使投服中心想行权多个公司也只能因为人手以及资源有限而被迫放弃一部分。当天召开股东大会的公司数越多,公司被行权的可能性就越小。其次,公司不能控制和影响其他公司召开股东大会的时间,当天召开股东大会的公司数量与股价同步性不存在直接关联。因此工具变量满足相关性和外生性条件。具体地,定义Num_Meeting为当天召开股东大会的公司数量除以100再乘以-1。回归结果显示,Treat与Syn的回归系数为-0.019,在1%的水平上显著为负,结果依旧稳健。

五、 机制检验

1. “信息效率”机制检验

前文已述,投服中心行权可以通过“信息效率”机制降低股价同步性。参考袁蓉丽等(2022)的研究,以股票换手率(Turnover)作为信息不对称程度的代理变量进行验证,Turnover数值越大,表示信息不对称程度越低。

同时借鉴翟光宇等(2014)的研究,以Kv指数作为信息披露质量的代理变量进行验证。使用如下KV模型回归得到OLS回归系数。其中以Pt代指上市公司股票在第t个交易日收盘价,Volt代指交易总股数,Vol0代指平均每个交易日的交易数量。由于在使用KV模型时所采用的样本时间跨度存在差异,导致以Kv指数指代信息披露质量时缺乏可比性。因此,我们遵循同一市场和同一时期的原则,构建Kv=β×106进行回归。Kv指数作为一个负向指标,数值越高代表企业信息披露质量越差。

ln|ΔPt/Pt-1|=α+β(Volt-Vol0)+δi

(4)

另外,为了保证文章结论的稳健性,我们同时采用改进的KV模型得到Kv2进行机制检验。其中各指标的定义同上,Kv2即通过模型所得到的回归系数。

ln|ΔPt/Pt-1|=α+β(Volt-Vol0)/Vol0+δi

(5)

参考Dechow(1995)的研究,采用修正的琼斯模型对于可操控性应计利润进行估计,以计算结果的绝对值来度量应计盈余管理(Da)。Da数值越大,代表企业盈余操纵程度越严重。根据证监会2012版行业分类标准对上市公司分年度分行业回归,结合经营现金净流量、生产成本及酌量性费用计算出残差,以其作为真实盈余管理(Rem)的代理变量。Rem越大,说明企业真实盈余管理程度越严重。

采用中介效应模型进行机制检验,回归结果如表7所示。Plan A中列(1)列(2)列示了股票换手率(Turnover)的回归结果,Treat的回归系数为0.318,在1%的水平上显著为正,说明投服中心行权显著降低了信息不对称程度。将Turnover重新加入模型回归后,Treat和Turnover系数分别为-0.017和-0.011,在5%和1%水平上显著为负,投服中心行权通过缓解信息不对称程度进而降低股价同步性。列(3)至列(6)为Kv指数回归结果,同理,投服中心行权能够显著提升信息披露质量,进而提升资本市场定价效率。Plan B中,以Da和Rem作为被解释变量时,Treat系数分别为-0.009和-0.014,分别在5%和10%水平上显著为负,投服中心行权可以抑制企业盈余管理操纵。中介变量加入模型后回归,同样得到了预期的结果。机制检验结果显示,企业被投服中心行权的“信息效率”影响机制得到了证实。

表7 “信息效率”机制分析回归结果

2. “非理性因素”机制的排除性检验

投服中心行权能够通过“信息效率机制”降低企业股价同步性,与此同时还可能存在上文提及的“非理性因素”机制,本部分将对该种可能的解释进行检验。

(1) 投资者情绪。当公司被投服中心行权时,可能会造成中小股东对被行权企业产生高涨的投资者情绪,在此过程中股价夹杂了更多的非理性信息,使得股价同步性水平降低。为了排除这种可能存在的影响机制,我们检验了投服中心行权和投资者情绪之间是否存在显著相关关系。借鉴Baker和Wurgler(2006)的方法,将TobinQ分解为权益净利率(Roe)、营业收入增长率(Growth)、资产负债率(Lev)、公司规模(Size)四个指标进行回归得出残差(Residual),以残差来衡量投资者情绪(Sentiment)。实证结果如表8列(1)所示。投服中心行权(Treat)与投资者情绪(Sentiment)之间不存在显著关系,说明投服中心行权不会造成投资者情绪变化,排除了“非理性因素”假说,进而间接验证了上述分析过程中的“信息效率观”。

表8 “非理性因素”机制的排除性检验结果

(2) 噪音交易。中国资本市场上的中小投资者以散户居多,而且大多数投资者缺乏专业知识和交易经验,易受“噪音”影响。噪音交易越多,股价越偏离企业内在的真实价值。且噪声交易者容易对信息产生过度反应或者反应不足,导致资产价格过度波动,影响资本市场定价效率。因此,股价同步性可能是受噪音干扰而降低。借鉴French和Roll(1986)的研究,用计算得出的股票收益率月度方差减去季度方差的累积值来衡量“噪音”(Noise)。根据中位数分为“噪音”高组和“噪音”低组。回归结果如表8列(2)列(3)所示,无论在“噪音”高的组别中还是在“噪音”低的组别中,投服中心行权均降低了股价同步性,两组系数不存在显著差异。说明投服中心行权对股价同步性的影响并不是通过增加“噪音”信息引起的,排除了“非理性因素”的研究假说。

六、 进一步检验

1. 异质性分析

投服中心行权降低股价同步性的影响机制源于行权工作能够发挥监督治理效应,很大程度上缓解了管理层与投资者之间的信息不对称,支持了“信息效率观”假说。而从改善信息环境的视角来谈,分析师关注、机构投资者持股以及外部审计作为信息中介,是能够影响信息在资本市场上流动效率的关键因素。那么其是否会对投服中心行权产生异质性影响?

(1) 投服中心行权、分析师关注与股价同步性。分析师作为资本市场上的信息中介,发挥着媒介主体功能的同时,也在传递着企业层面的增量信息。一方面由于证券分析师的特殊职能,通过对上市公司财务以及非财务信息进行整合来发布分析师预测报告,向市场和投资者传递有价值的企业层面信息。另一方面,证券机构聚集了众多专业性更强以及信息资源更丰富的分析师团队,不仅能够营造透明的外部信息环境,还能融入自身分析调研后的增量信息,在很大程度上增强了信息的价值相关性和准确度。分析师关注度越高,越能加快信息在企业和投资者之间的流动效率。这也意味着当投服中心行权时,通过提升信息效率进而作用于股价同步性的影响机制在分析师关注度更低的组别中更加显著。我们采用分析师跟踪人数(Analyst)作为代理变量,如果分析师跟踪人数大于样本中位数定义为1,否则为0。实证结果如表9列(1)列(2)所示,在分析师关注度较低的组别中,Treat回归系数为-0.027,在5%水平上显著,并通过了组间差异检验。

表9 异质性分析回归结果

(2) 投服中心行权、机构投资者持股与股价同步性。机构投资者持股比例越高,越能有效改善企业信息不对称。这源于机构投资者有更强的信息优势,其参与监督治理后能够提升信息效率,增强信息透明度。此外,机构投资者能够约束大股东掏空行为,发挥监督治理效应,改善会计信息质量。从这个角度而言,机构投资者持股比例较低的企业更加需要投服中心行权以保护中小投资者利益,同时提高信息效率以缓解信息不对称。因而我们合理预测机构投资者持股比例较低的企业,投服中心行权对于股价同步性的影响会更加显著。我们采用机构投资者持股比例(Institution)作为外部信息中介的变量度量,如果机构投资者持股比例高于样本中位数,定义为1,否则为0。重新放入模型中进行回归,实证结果如表9列(3)列(4)所示,在机构投资者持股比例较低的组别中,Treat回归系数为-0.021,在5%水平上显著为负,而在较高组别中未发现显著性,并且通过了组间差异检验。这与我们的预期相一致。投服中心行权在机构投资者持股比例较低的企业发挥治理替代效应。

(3) 投服中心行权、外部审计与股价同步性。外部审计作为公司治理机制下发挥外部监督作用的手段之一,职责在于对上市公司财务报告提供鉴证业务以保证会计信息质量,审计机构能够在独立审计过程中充分了解企业内部的私有信息,并且通过鉴证报告以及审计意见等方式将信息融入股价,降低内外部信息不对称程度。此外,外部审计作为最直接的外部监督力量,能显著降低管理层的机会主义倾向。审计质量越高意味着上市公司可能信息透明度更强,能够向外界传递更多企业层面的特质性信息,一定程度上降低股价同步性,从而提升资本市场定价效率。由于外部监督治理因素的存在,投服中心行权对于股价同步性的增量影响可能在外部审计质量较高的企业组别中不那么明显。因此,我们预测投服中心行权降低股价同步性的现象在审计质量较低的样本中显著,一定程度上发挥治理替代效应。我们采用企业是否被国际四大会计师事务所审计作为审计质量的分组变量,如果企业被国际四大审计,则认为外部审计质量较高,定义为1,否则为0。重新参与回归后,结果如表9列(5)列(6)所示,外部审计质量更低的企业中Treat回归系数为-0.021,在1%水平上显著为负,审计质量高组别中未见显著性,并且通过了组间差异检验。投服中心发挥的效果在外部审计监管层面上存在明显异质性。

2. 经济后果检验:股价崩盘风险

股价崩盘风险产生源于管理层多出于谋求私利动机刻意隐藏企业面临的“坏消息”而加速披露“好消息”,当资本市场无法承受来自于上市公司隐匿坏消息的压力之时,所有个股的累积负面影响长时间聚集到一定阈值时统一释放到资本市场上。影响股价崩盘风险的关键因素就在于企业是否能够及时披露“坏消息”以提升“信息效率。”按照文章的主要逻辑,如果投服中心行权能够降低股价同步性,那么在此过程中就能降低信息不对称和盈余管理操纵,有效提升信息透明度,从而加速管理层确认披露“坏消息”,抑制管理层捂盘动机导致股价崩盘风险。

以负偏态收益系数(Ncskew)和收益上下波动率(Duvol)衡量股价崩盘风险。具体计算步骤如下:首先计算企业的周特质收益率Wi,t和残差,i和t代表企业和周数。其中,Ri,t为公司i的股票在第t周考虑现金红利再投资的回报率,Rm,t为市场在第t周的加权平均收益率,并且分别加入了2期市场收益率的超前项和滞后项。

Wi,t=ln(1+εi,t)

(6)

Ri,t=αi+β1Rm,t-2+β2Rm,t-1+β3Rm,t+β4Rm,t+1+β5Rm,t+2+εi,t

(7)

其次,根据企业周特定收益率分别计算负偏态收益系数(Ncskew)和收益上下波动率(Duvol),n代表交易周数,nu、nd代表周特质收益率高于(低于)平均收益率的周数。Ncskew和Duvol数值越大,代表上市公司面临的股价崩盘风险越高。

(8)

(9)

实证结果如表10所示,Treat系数分别为-0.088和-0.107,分别在10%和1%水平显著为负。无论是Ncskew还是Duvol指标,当企业被投服中心行权后,股价崩盘风险均有所降低。

表10 投服中心行权与股价崩盘风险

七、 结论与启示

投服中心的设立作为证券监管的补充手段,也是中小股东积极主义的有益实践。不仅贯彻落实了“创新监管方式、防范重大风险”的制度理念,还真正成为促进中小投资者保护的里程碑事件。本文验证了中小股东积极主义改善资本市场定价效率的积极影响,投服中心行权能够显著降低股价同步性,并且通过缓解企业内外部信息不对称的“信息效率”机制发挥作用。当分析师关注度更低、机构投资者持股比例更低以及外部审计监督不足时,行权效果更为显著。此外,由于投服中心行权增加了特质信息融入股价,缓解了中小股东对于企业负面消息感知的信息劣势,不仅促进资本市场定价效率的提升,还能够降低股价崩盘风险。本文拓展了证券监管领域和中小投资者保护方面的相关研究,为提升上市公司质量与资本市场资源配置效率,助推资本市场行稳致远发展补充了新的研究视角。

根据如上结论,本文也得出如下启示:首先,投服中心作为行政监管的有益补充,兼具市场化和法治化的机构模式,应该和预防监管、司法监管等手段保持互联互通,优化诸如参与股东大会、业绩说明会以及网上行权等多样化投服方式。以更加精准务实的举措提升持股行权效率,拓展行权工作的广度、深度,提高持股行权的有效性、专业性和权威性。在持股行权过程中,突出信息披露监管理念,完善资本市场监管体系,真正发挥提升上市公司质量,防范企业风险与促进资本市场良性发展的有效作用。其次,监管机构应该以新《证券法》为契机,筑起投服行权实施工作的制度顶层设计。进一步完善事前-事中-事后等行权维权手段的实施细则,降低中小投资者行权成本,构建起“事前预防监督-事中实质监管-事后代表维权”的强监管环境,更好地发挥投资者合法权益的“保护伞”功能。最后,投服中心在持股行权工作开展的同时,应注重投资者保护的宣传教育、舆论引导,加强投资者正确的投资理念,以防投资者在资本市场上盲目跟风;同时,倡导投资者积极行使股东权利。进一步健全投资者保护的制度机制与监管体系,畅通投资者依法维权追偿渠道,号召广大投资者共同参与公司治理,维护中小投资者的合法权益,助力构建资本市场投资者保护新格局。