基金持股波动性与公司信息披露质量的关系&来自深圳上市公司2005~2013年的实证研究_基金论文

基金持股波动性与公司信息披露质量的关联性——来自深市上市公司2005-2013年的经验证据，本文主要内容关键词为：波动性论文,关联性论文,信息披露论文,深市论文,上市公司论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。

      2013年，我国证券市场机构持股市值高达13.8万亿，占A股流通股总市值的68%。机构投资者现已全面超过个人投资者，成为我国资本市场规模最大的投资群体。他们充分发挥资产规模、信息挖掘和主动监督等优势，借助“用脚投票”的价格压力，或者“用手投票”的表决权优势，推动其持股公司信息披露质量的改善。在考察机构投资者或证券投资基金(以下简称“基金”)的持股行为时，国内学者通常选用其合计持股比例为代理变量。这难免会忽略不同公司间机构投资者持股集中程度的差异，以及机构合计持股比例季度波动和年度波动对其持股公司信息披露质量的影响。如2006年年末粤电力A和2008年年末金岭矿业中基金合计持有流通股比例均为13%，但前者中没有一家持股基金进入前十大流通股东，而后者中持股基金位列流通股东前两位。另如，2008年第一季度张裕A中基金合计持股25%，第二季度基金持股增至77%，第三季基金持股减至29%，第四季度基金再度增持至78%。

      鉴于此，本文引入基金持股集中度和基金持股(季度或年度)比例波动表征其持股行为，探讨证券投资基金对其持股公司信息披露质量的治理作用。

      理论分析与研究假设

      叶建芳等(2009)[12]基于2004-2006年间深市A股的信息披露数据，以年末机构投资者持股比例衡量其年度持股行为，证实机构投资者有助于改善其持股公司的信息披露质量。梅洁和严华麟(2012)[9]以2004-2010年间深市A股为研究对象，用基金季度平均持股比例代理其年度持股行为，也证实基金有助于改善其持股公司的信息披露质量。梅洁和杜亚斌(2012)[10]以占机构持股总量90%以上的基金和一般法人作为研究对象，发现基金持股有助于改善其持股公司的信息披露质量，而一般法人并不存在类似的作用。这主要源于两个方面：一是机构投资者出于其受托责任和持股资金规模，会积极寻找披露前信息，促使公司披露更多的信息(El-Gazzar，1998)[3]；二是知情的机构投资者选择退出威胁的方式参与公司外部治理，并将相关信息迅速反映到股票价格之中，从而增加股票价格波动，提高信息透明度(Chen et al.，2009)[2]。

      Maug(1998)[5]发现，机构投资者发挥监督职能、影响公司信息披露质量的能力，在一定程度上取决于其所持的流通股比重。Shleifer和Vishny(1986)[8]研究表明，颇具规模的持股比例可以摊薄信息获取和解析的单位成本，同时保证监督的收益可观。McKinnon和Dalimunthe(1993)[6]从机构投资者“用手投票”的作用机制出发，证实了机构投资者较为集中的持股将有助于减少其监督成本、提高监督效果，促进公司提升其信息披露水平。借助规模优势和专业能力，机构投资者还可以通过各种途径促进上市公司提高信息披露质量，促使管理层为避免公司价值被市场低估而向市场提供更多信息(Brennan，1999；Kasznik & Aboody，2000；Noe，1999)[1][4][7]。

      据此，我们提出如下假说：

      H1a：对于基金持股相对分散的公司，基金难以影响其持股公司信息披露质量。

      H1b：对于基金持股相对集中的公司，公司信息披露质量随基金持股比例提高而改善。

      随着我国基金行业准入门槛的降低和资金规模的扩大，激烈的业绩压力激发了基金行业内部的“锦标赛”竞争，迫使基金主动持有信息披露质量较为优良的公司。但因“双十”规则的限制及分散风险的需要，基金难以获得“用手投票”的权力，更多地通过对该公司股票的买进、卖出及持有，表达其对公司重大决策信息披露情况的态度，从而对上市公司的股票价格产生影响。因而，持股比例越是相对集中，基金持股行为越可能影响其持股公司的股票价格，越能促使其持股公司提升信息透明度。由此，提出假说2。

      H2a：对于基金持股相对分散的公司，基金合计持股比例波动难以影响其持股公司信息披露质量。

      H2b：对于基金持股相对集中的公司，公司信息披露质量随基金合计持股波动比例降低而改善。

      一、变量选择

      1.被解释变量

      为衡量上市公司信息披露质量，本文选择深圳证券交易所公布的信息披露考核评级结果作为被解释变量。鉴于该数据的可得性、公开性和独立性，该指标得到较为广泛的应用。

      2.解释变量

      (1)基金集中持股比例。为研究持股基金对上市公司信息披露质量的作用机制，本文采用前十大流通股东中基金的持股比例之和衡量基金持股集中程度，称之为基金集中持股比例。基金集中持股比例越高，表明该公司的持股基金越集中；反之，则可能比较分散。

      (2)基金合计持股比例。由于季度或年度基金持股比例是时点值，不能全面反映该年基金持股的整体情况。故本文采用上市公司季报中公布的季度基金持股比例，以全年四个季度基金持股比例的均值来衡量基金年度持股状态，称之为基金合计持股比例。该指标数值越大，反映基金在该年度平均持有该公司股份的比例越高。梅洁与严华麟(2012)[9]及梅洁与杜亚斌(2012)[10]曾选择该指标衡量基金持股状况。

      (3)基金合计持股比例波动。为考察年度内的基金持股波动，本文采用季度间基金合计持股比例变化的绝对值之和表示基金持股季度波动，即基金持股季度波动=

。该比例越低，表明基金持股越稳定。采用跨年间基金合计持股比例变化的比率衡量基金持股年度波动，即基金持股年度波动比率=|本年度基金持股比例-上年度基金持股比例|/上年度的基金持股比例。该比率越低，表明基金持股越稳定。

      3.控制变量

      (1)实际控制人持股比例。公司股权结构越分散，股东对管理者的监管越弱，从而降低自愿性信息披露质量。故本文用实际控制人所拥有的控制权比例来衡量公司的股权结构。

      (2)董事会治理。已有研究表明，独立董事数量越多越有利于公司更充分地披露信息。因此，本文选择独立董事数量及董事长和总经理是否两职合一作为反映公司外部治理水平的解释变量。

      (3)其他反映公司基本特征的控制变量。借鉴国内外已有文献，本文选择了公司绩效、公司规模、财务杠杆、市场风险、成长性、流通股占总股本的比例及实际控制人类型、所属地区、所属行业、所属年份等虚拟变量，以便尽可能控制其它因素的影响。所有变量定义如表1所示。

      二、回归模型设定

      为探讨基金集中持股如何影响其持股公司的信息披露质量，以及基金合计持股比例波动对其持股公司信息披露质量的影响，我们建立包含个体固定效应与时间效应的面板数据模型，缓解因遗漏部分不可观测变量而带来的内生性问题。

      

      1.公司信息披露质量与基金合计持股比例

      为考察公司信息披露质量和基金合计持股比例之间可能存在的联立性问题，本文建立如下联立方程模型：

      

      2.公司信息披露质量与基金持股波动

      为考察基金持股波动与公司信息披露质量之间可能存在的内生性问题，本文建立如下面板数据模型的联立方程组：

      

      其中，为检验基金持股行为波动对其持股公司信息披露质量的影响，上述方程组中的FundX分别取基金持股季度波动(SFVar)和基金持股年度波动(LFVar)；其它变量如方程组(1)所述。利用信息披露质量与基金持股合计和基金持股波动率之间的联立方程组，本文初步选择换手率和上期基金持股比例作为基金合计持股比例或基金持股波动率的潜在工具变量。这主要是因为，一方面上期基金持股比例显然会直接影响到基金当期持股规模，但与当期信息披露质量的相关关系则并不直接，因而普遍被作为备选工具变量；另一方面，换手率作为衡量市场交易状态的重要指标，通常与信息披露质量无关，却可能影响基金持股行为(王立文，2011)[11]。

      3.样本公司分组

      统计显示，基金集中持股比例中位数约为1%。为便于比较，本文按照基金集中持股比例中位数将样本公司分为两组，即：一组为基金集中持股比例达到1%及以上的公司，即基金持股相对集中组；另一组为基金集中持股比例小于1%的公司，即基金持股相对分散组。

      三、数据来源与样本筛选

      本文选取2005-2013年深市主板市场和中小企业板上市公司为样本，在按年度获得7980个待选的观测样本基础上，按如下方式进行样本筛选：依次剔除隶属金融和保险业(证监会行业分类)的样本，剔除当年被ST和*ST的样本，剔除含有H股或B股的样本，剔除净资产为负的公司及其他相关数据不全的样本。经过上述筛选程序，本文获得9年间7530个样本的非平衡面板数据。除公司实际控制人类型来源于色诺芬(CCER)数据库外，本文其他所有样本信息均来自Wind金融资讯数据库。

      实证结果与分析

      一、信息披露质量与基金合计持股

      根据本文的计量模型及所选样本，对假说H1a和H1b进行回归，结果见表2。I和Ⅱ分别为Probit模型和面板数据模型对总体样本的回归结果，Ⅲ和Ⅳ分别为Probit模型和面板数据模型在基金持股相对分散组的回归结果，V和Ⅵ为Probit模型和面板数据模型在基金持股相对集中组的回归结果，Ⅶ为基金持股相对集中组的工具变量法的回归结果。其中，面板数据回归采用总体平均数(Population-averaged)模型，联立方程估计采用两阶段最小二乘法(2SLS)。

      

      

      回归结果Ⅰ显示，在控制其他解释变量不变的情况下，基金合计持股比例(Fund)的回归系数为0.011，且在1%的水平上显著；该结果即使在面板数据下基本维持不变(参见回归结果Ⅱ)。这表明，控制了仅随时间变化和仅随个体变化的遗漏变量之后，在其它解释变量不变的情况下，对基金持股为中等水平的公司而言，其基金持股比例的提升有利于促使公司改善信息披露质量，基金持股每增加十个百分点所带来的披露质量提升的概率约为0.3%(参见表2回归结果I和Ⅱ的最后一行)。为更细致地探索信息披露质量与基金持股比例之间的关系，本文利用基金持股相对分散组和基金持股相对集中组，分别对计量模型1进行估计，得到回归结果Ⅲ至Ⅵ。回归结果Ⅲ显示，对于基金持股较为分散的样本公司而言，在控制其他解释变量不变的情况下，基金合计持股比例的回归系数变大。这一结果虽在5%的水平上显著，但在控制了仅随时间变化和仅随个体变化的遗漏变量后，该结果在10%水平上并不显著(参见回归结果Ⅳ)。由此推断，若样本公司的持股基金比较分散，将可能难以发挥应有的监督作用及改善公司信息披露质量，从而证实了假说H1a。与之不同的是，回归结果V显示，对于基金持股相对集中的样本公司而言，在控制其他解释变量不变的情况下，基金合计持股比例的回归系数为0.009，且在5%水平上显著，该结果得到了面板数据的支持(参见回归结果Ⅵ)。因而，若基金持股比较集中，将有利于其履行监督职能、改善其持股公司信息披露质量，由此证实了假说H1b。

      为克服基金持股比例和公司信息披露质量之间的因果性，本文构建基金持股比例和公司信息披露质量之间的联立方程计量模型，采用两阶段最小二乘法对其进行估计，得到回归结果Ⅶ。该结果显示，在基金持股相对集中时，内生性检验的P值为0.011。这表明，在1%的显著水平上，应强烈拒绝所有解释变量外生的原假设；而在基金持股相对分散时，其相应的内生性检验则不显著。同时，弱工具变量检验和过度识别检验也证实了工具变量的有效性。因而，在控制基金持股比例和公司信息披露质量的内生性之后，基金仍有助于改善其持股公司信息披露质量，从而进一步证实了假说H1b。

      二、信息披露质量与基金持股比例波动

      接下来，本文对假说H2a和H2b进行了实证检验，其结果见表3。Ⅰ至Ⅲ为以基金合计持股比例季度波动衡量持股行为的面板数据模型回归结果，它们所对应的样本依次为全体样本公司、基金持股相对分散组和基金持股相对集中组；Ⅴ至Ⅶ为以基金持股年度波动衡量持股行为的面板数据模型回归结果，其所对应样本依次为全体样本公司、基金持股相对分散组和基金持股相对集中组。基于基金持股相对集中组，Ⅳ和Ⅷ则分别为基金持股季度波动和年度波动与公司信息披露质量之间联立方程的工具变量法(2SLS)的回归结果。

      回归结果Ⅰ显示，控制了仅随时间变化和仅随个体变化的遗漏变量之后，在其他解释变量不变的情况下，基金持股季度波动(SFVar)的回归系数为-0.004，在10%的水平上并不显著。若将样本公司分为基金持股相对分散和基金持股相对集中，这一结果将有所改变。回归结果Ⅱ显示，控制了仅随时间变化和仅随个体变化的遗漏变量之后，在其他解释变量不变的情况下，基金合计持股比例季度波动的回归系数为-0.003，在10%的水平上不显著。因而，对于基金持股相对分散的样本公司，持股基金的季度波动难以显著影响公司的信息披露质量，支持了假说H2a。而回归结果Ⅲ显示，控制了仅随时间变化和仅随个体变化的遗漏变量之后，在其他解释变量不变的情况下，对于基金持股波动为中等水平的公司而言，基金持股季度波动每减少十个百分点，信息披露质量改善的概率将随之提高0.6%，且该结果在5%的水平上显著。因而，对于基金持股相对集中的样本公司，持股基金的买卖行为显著影响了其持股公司的信息披露质量，从而支持了假说H2b。若以基金持股年度波动(LFVar)作为衡量基金持股行为的代理指标，我们也可以得到类似的结论，具体参见回归结果Ⅳ、Ⅴ和Ⅵ。本文还对联立方程组进行估计，得到回归结果Ⅳ和Ⅷ。这些结果表明，在基金持股相对集中时，对应于基金持股季度波动和年度波动的内生性检验(DWH)的P值分别为0.002和0，表明在1%的水平上，应强烈拒绝所有解释变量外生的原假设；而在基金持股相对分散时，这一内生性检验则不显著。这表明，只有在基金持股相对集中时，信息披露质量与基金持股波动之间才存在联立性。同时，弱工具变量检验和过度识别检验也证实了工具变量的有效性。即便是控制了基金持股波动和公司信息披露质量的内生性，基金稳定持股仍然有助于改善其持股公司信息披露质量，故进一步证实了假说H2b。反而，持股基金将难以发挥相应的作用，也证实了假说H2a。

      三、稳健性检验

      为检验公司信息披露质量与基金持股之间实证结果的稳健性，本文借助两种方法进行检验：一是极值处理，即剔除样本中持股比例最低的5%和最高5%的样本值；二是筛选出479家公司9年间的平衡面板数据。结果表明，除回归系数的值略有改变外，其统计性质、符号均保持不变，由此支持了本文实证结果的稳健性及可靠性(限于篇幅，本文未报告该部分结果)。

      本文从信息披露质量改善的视角探讨了基金参与公司外部治理的微观行为，并利用深市主板和中小企业板市场2005-2013年的公司观测样本进行实证研究，结果显示：一方面，与分散持股相比，基金的集中持股有助于改善其持股公司信息披露质量；另一方面，在基金持股相对集中的观测样本中，基金持股越稳定越有助于强化基金对其持股公司信息披露质量的改善。故而，为进一步发挥机构投资者的监督作用、改善上市公司治理水平，我们有必要在今后政策中注重引导基金的相对集中持股行为及其持股行为的相对稳定性。与其它研究相比，本文从基金持股集中程度和持股持续性两个视角，更为深入地探讨了基金持股行为及其对持股公司的治理效果，从而丰富了相关基金持股行为的实证研究。

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