机构投资者抱团、外部治理环境与公司信息透明度

刘新争 高 闯

(首都经济贸易大学 工商管理学院，北京 100070)

一、引言

2001年以来，我国机构投资者获得长足发展，并逐渐成为中国资本市场上的中坚力量，机构投资者的治理效应也成为热点问题。信息在机构投资者参与公司治理中发挥重要作用，可靠的会计信息能够降低投资者所面临的不确定性，引导资本的趋利性流动，促使资源的优化配置[1]。然而公司管理层出于粉饰会计报表、获取个人利益等各种目的，存在隐藏公司信息的动机，引发了投资者与管理层之间的信息不对称，从而导致投资者的错误决策与利益损失。因此，机构投资者有较强的动机促进上市公司信息披露，提高上市公司的信息透明度[2]。已有研究表明，资本市场上信息的传递和披露正是得益于机构投资者的存在，他们显著提高了上市公司的信息披露质量和信息透明度[3]。

然而传统研究大多把机构投资者整体持股比例当作是机构投资者持股的代理变量，这显然隐含了集体行动达成的问题，因为并不是所有的机构投资者都会选择合作。如Hong等的研究表明，处于同一城市的基金经理更容易抱团[4]。申宇等认为具有校友关系的基金经理更容易形成“小圈子”[5]。近年来，随着复杂网络理论的兴起和广泛应用，越来越多的学者开始基于复杂网络来研究资本市场中的投资者行为。相关研究结果表明，高度聚集的网络更有可能推动合作行为的产生与传播[6]。以此为基础，Crane等基于Louvain算法证实了美国资本市场中机构投资者团体的存在[7]。吴晓晖等基于相同方法提供了中国资本市场中存在机构投资者抱团的先验证据，并揭示了机构投资者抱团持股对股价崩盘风险的影响[8]。郭晓冬等进一步分析了机构投资者抱团对上市公司非效率投资的影响[9]。上述研究基于社会网络算法从实证层面分析了机构投资者抱团的公司治理效力，但对于为什么特定网络中的机构投资者会抱团缺乏足够的理论解释。

基于此，本文结合复杂网络领域的相关研究，一方面从理论上阐释机构投资者网络中合作行为的产生机制，揭示什么样的机构投资者更有可能抱团以及为什么抱团；另一方面考察机构投资者抱团，持股是否能够提高上市公司的信息透明度。如果能，这种效力又是如何实现的？本文的边际贡献可能在于：第一，综合博弈论、复杂网络论等理论观点，解释了为什么高度聚集的机构投资者更容易抱团；第二，以往有关机构投资者抱团行为的研究重点关注其可能引发的负面效应，包括对股价崩盘风险、非效率投资的影响等等，本文的研究表明，机构投资者抱团持股可以提升上市公司的信息透明度，为研究机构投资者抱团的治理效力提供了新的视角。

二、理论基础和研究假设

(一)机构投资者抱团的网络形成机制

资本市场的信息不对称以及由此产生的代理问题使得投资者面临逆向选择和道德风险，这不仅不利于投资者利益保护，也会导致资本市场资源配置效率低下。因此，如何完善信息披露机制、推动上市公司信息披露一直是资本市场治理的重要任务。机构投资者作为资本市场的重要参与者，在上市公司治理中扮演着重要角色。Ajinkya等的研究发现，机构投资者持股能够提高公司盈余报告的精确性和及时性[10]。叶建芳等针对我国资本市场的研究表明，机构投资者持股可以有效提高上市公司的信息透明度，且机构投资者持股比例与信息透明度正相关[11]。谭劲松和林雨晨也持有相同观点，认为机构投资者的调研行为甚至是机构投资者持股本身都可以促进上市公司信息披露[12]。

然而，上述有关研究均以机构投资者整体持股比例作为机构投资者持股的代理变量，这意味着上述效应的实现依赖于所有机构投资者达成一致的集体行动。理论和现实均表明，并不是所有的机构投资者都会选择合作。传统基于合作机制的研究解释了亲缘等社会关系在集体行动达成中的重要性[13]。这一点，在有关机构投资者的研究中进一步得到了证实，地缘、学缘等社会关系显著影响基金经理的行为决策[4][5]。近年来兴起的网络研究发现，网络结构显著影响个体之间的交互关系进而影响合作在网络中的演化[6]。网络密度是衡量网络结构的重要指标，它等于网络中节点之间实际连接的边数与可能存在的边数最大值之比，反映了网络的集聚程度。在高度集聚的网络中，成员之间的交互关系比较紧密，网络密度越大，网络内成员之间成团的趋势越显著，网络内成员更容易合作[14]。基于动态博弈的严格证明显示，在高度集聚网络的最优均衡比任何其他网络的均衡都能够产生更多的合作[15]。而复杂网络中存在如图1所示的全局耦合网络，该网络内部任意两个成员之间都具有直接的连接关系，其网络密度达到最高值1。在资本市场中，机构投资者之间因为共同持股关系构成了复杂网络，其中就存在全局耦合网络这样的子网络，网络中任意两个机构投资者都共同持有多只股票，成员更容易合作①。这是因为：其一，按照社会网络理论的观点，网络集聚程度越高，信息传递速度越快，信息共享效率越高。在图1的网络中，信息传递速度较快，而且信息在投资者之间呈对称分布，网络成员任何不合作的行为都能够很快被其他成员知晓并遭受惩罚。其二，从博弈论的角度看，因为共同持有多只股票，网络内任意两个机构投资者在多重市场中都表现为竞争关系，处在双边锁定的重复的囚徒困境博弈中。当这些相互竞争的机构投资者意识到它们在某只股票上发起的竞争行为可能在其他股票的市场交易中引发报复时，便会对竞争采取克制的态度。而多市场竞争关系中的相互克制能够抑制竞争升级，减少竞争发生的频率，有利于企业之间形成互利的战略性共谋关系[16]。因此，网络内重复的动态博弈均衡最终趋向(合作，合作)。

图1 全局耦合网络示意图

(二)机构投资者抱团与上市公司信息透明度

综上所述，位于图1所示网络中的机构投资者更容易合作，其行为具备较强的“共同进退”特性，能够提高上市公司信息透明度。这是因为：一方面，机构投资者抱团具有较大的退出威胁，能够促进上市公司自愿披露信息。退出机制的存在表明，股票交易本身就能产生治理效应，频繁的股票交易有利于股票价格更加准确地反映公司价值，而机构投资者的卖出可能引发股价下跌，从而对上市公司管理层构成有效约束[17]。一旦机构投资者抱团退出，极易引发股价崩盘等极端风险事件，对上市公司价值产生巨大冲击。因此，意识到抱团持股可能蕴藏的风险之后，上市公司会主动减少信息隐藏等各种机会主义行为，以避免机构投资者的集体“报复”，从而损害上市公司的利益。抱团持股比例越大，机构投资者的团体退出威胁效应越大，上市公司的信息透明度也越高。另一方面，合作减少了机构搜集信息的成本，增强了机构投资者搜集信息的激励，能够促进上市公司信息的被动披露。激烈的竞争导致交易收益最终收敛于零，参与竞争的投资者将无法获得超额收益。而且，机构投资者之间的竞争越激烈，其搜集信息的成本和难度越高。因此，竞争会抑制机构投资者的信息搜寻努力[18]。反过来说，在合作的框架内，搜集信息的成本相对较低，因此，机构投资者具有更强的激励去主动搜集信息，上市公司的隐藏信息更容易被揭露，上市公司的信息透明度也就越高。

同时，机构投资者抱团也可能会降低上市公司的信息透明度。这是因为：其一，机构投资者之间的合作存在着协调成本，高昂的协调成本会降低其抱团退出的可置信程度，减弱机构投资者抱团退出的威胁。其二，抱团持股在显著降低机构投资者竞争程度的同时，也会阻碍团体成员的私有信息融入股价，进而降低股价的信息含量。而股价信息含量与上市公司的信息透明度密切相关。Hutton等的研究表明，上市公司信息不透明时，获取公司特质信息的成本较高，投资者在评估公司价值时主要以市场收益等信息为依据，这抑制了公司特质信息融入股价，从而降低了股价信息含量[19]。黄政等也指出，充分的信息披露是向资本市场注入丰富及准确的公司特质信息的保障，信息透明度的提升有助于减少投资者获取及加工信息的成本、降低噪音干扰，从而增加股价信息含量[20]。这说明，股价信息含量与信息透明度正相关，机构投资者的抱团持股行为在降低机构投资者竞争程度的同时也可能降低股价信息含量，并降低上市公司的信息透明度。

据此，本文提出以下两个竞争性假设以待实证检验：

H1a：机构投资者抱团持股可以提升上市公司信息透明度，抱团持股比例与上市公司信息透明度正相关。

H1b：机构投资者抱团持股会降低上市公司信息透明度，抱团持股比例与上市公司信息透明度负相关。

(三)外部治理环境与上市公司信息透明度

外部治理环境显著影响上市公司的信息透明度。在不完善的外部治理环境下，公司负面信息被隐藏的可能性较高，机构投资者的利益越有可能因为信息不对称而遭受损失，此时机构投资者促进上市公司信息披露的动机也更强。法律制度是否完善直接关系公司外部治理环境的优劣，较强的外部法律保护能够提高隐藏信息行为被发现和被起诉的概率，进而促进上市公司的信息披露。因此，在投资者法律保护水平较高的情况下，上市公司信息透明度也越高，此时机构投资者抱团的信息披露效应相对有限。相反，在外部法律保护水平较低的情况下，机构投资者的利益更容易因信息不对称而遭受损失，其监督和参与上市公司治理的动机也更强，机构投资者抱团持股的边际治理效力也更大。据此，本文提出以下假设：

H2：法律保护水平越高，机构投资者抱团持股对上市公司信息透明度的提升效应越小。

此外，审计作为公司治理的外部环境也影响机构投资者公司治理效力的发挥。高质量的审计代表着更完善的外部治理环境，它作为一种能够缓解公司内部代理问题的外部机制可减少利益相关方的信息不对称，抑制企业内部的代理问题[21]。因此，在外部审计质量较高的情况下，上市公司信息透明度也相对较高，此时机构投资者抱团持股所能发挥的作用有限。相反，在外部约束较弱的情况下，上市公司内部的代理问题更加严重，上市公司越有可能隐藏负面信息，降低信息透明度[22]。此时，机构投资者所能发挥的边际外部治理效应反而更大。因此，在外部审计质量更低的上市公司中，机构投资者抱团持股对信息透明度的正向提升作用更大。据此，本文提出以下假设：

H3：外部审计质量越低，机构投资者抱团持股对上市公司信息透明度的提升效应越大。

三、研究设计

(一)数据来源与样本选取

本文以2004～2019年中国A股上市公司为研究样本，并按照以下原则对样本进行筛选：其一，剔除会计准则显著不同的金融类行业；其二，剔除所有ST、*ST的公司样本；其三，剔除不存在机构投资者持股的样本；其四，剔除上市时间少于2年的样本；其五，对连续变量进行1%和99%分位上的缩尾处理，以剔除极端异常值对回归结果的影响。最终，本文共获得6982个观测值。

需要说明的是：文中所统计的机构投资者只包括基金管理公司、证券公司、社保基金、保险公司、银行、信托公司、QFII、专业的资产管理公司和投资公司等，不包括其他一般法人和非金融类上市公司。机构投资者相关数据来自Wind数据库，其他上市公司相关数据则来自国泰安数据库(CSMAR)。

(二)模型设定

本文构建模型(1)来检验机构投资者抱团持股对上市公司信息透明度的影响：

KVi,t=α1Cliquesharei,t-1+α2Xi,t-1+εi,t

(1)

模型(1)中，KVi,t表示t年度上市公司i的信息透明度，Cliquesharei,t-1表示滞后一期的机构投资者抱团持股比例，Xi,t-1代表企业层面的控制变量。回归分析时，本文同时控制年度和行业固定效应，并对标准误差经过公司层面Cluster调整。

(三)变量选择

第一，上市公司信息透明度KVi,t。该指标反映了投资者对交易量信息的依赖程度，当上市公司信息披露越充分、信息透明度越高时，投资者决策主要依赖于所披露信息，对交易量信息的依赖程度较小。相反，当上市公司信息披露不充分、信息不透明时，投资者对交易量信息的依赖程度会提高。因此，KVi,t值既反映了投资者对交易量信息的依赖程度，也反映了上市公司信息披露程度。它代表投资者对上市公司信息透明度的客观评价，能综合反映上市公司强制性信息披露与自愿性信息披露水平，与上市公司信息透明度成反比[23]。KVi,t的度量方法如下：

(2)

KVi,t=10000βi,t

(3)

式(2)中，Pi,k,t代表股票i在t年度第k日的收盘价，Voli,k,t代表股票i在t年度第k日的交易股数，Voli,t代表i股票t年度年均日交易股数。利用最小二乘法求得系数βi,t。KVi,t值越小，投资者对交易量信息的依赖程度越小，上市公司的信息透明度越高(不考虑βi,t<0和ΔPi,k,t=0的情况)。

第二，机构投资者抱团持股比例Cliquesharei,t-1。本文采用如下方法捕捉如图1所示的机构投资者团体：第一步，借鉴有关机构投资者网络的相关研究，以是否共同持股来构建机构投资者网络。具体地，对于任意的两个机构投资者，如果他们在t-1年末至少共同持有任意一只股票的流通股数量占该只股票流通股总股数的比例大于等于5%，则认为这两个机构之间建立了连接，据此构建所有机构投资者两两连接的机构投资者网络。第二步，以网络密度为依据，用Barrat等开发的Louvain算法将机构投资者网络划分为若干个关联程度很高的社区[24]。第三步，在关联程度较高的各个社区内使用Bron-Kerbosch算法来近似提取机构投资者团体。该算法的目的在于从网络中求解极大团，即图1所示的全局耦合网络[25]。团体成员共同持有的股票流通股的比例即为机构投资者抱团持股比例Cliquesharei,t-1，计算公式如下：

(4)

第三，控制变量。借鉴已有研究，本文选择滞后一期的公司规模、总资产增长率、固定资产规模、所有者权益增长率、营业周期、资产报酬率、资产负债率、总资产周转率、两职合一、审计意见、公司性质等影响上市公司信息披露的因素作为控制变量，具体定义如表1所示。

表1 变量定义

相关变量的描述性统计如表2所示。由表2可知，在统计期间，我国机构投资者抱团持股比例的均值仅为2.936%，其中有70%的机构投资者抱团持股比例不足5%，与美国的差距较大。这意味着中国资本市场中机构投资者抱团持股的治理效应可能有别于美国资本市场②。

表2 相关变量的描述性统计

进一步计算VIF值以检验变量之间是否存在严重的多重共线性。结果显示，VIF均值为1.67，最大值为2.51，远远小于10，说明变量之间存在严重多重共线性的可能极小。KVi,t与Cliquesharei,t-1的Pearson相关系数为-0.124③，显著性水平为1%，这说明机构投资者抱团持股显著提升了上市公司的信息透明度，假设H1a得到初步验证。

四、回归结果与分析

(一)机构投资者抱团持股对上市公司信息透明度的影响

模型(1)的回归结果如表3列(1)(2)所示。不加控制变量时，Cliquesharei,t-1的系数为-0.004，通过了显著性检验，进一步加入控制变量，Cliquesharei,t-1的系数为-0.003，依然显著。这表明，机构投资者抱团持股提高了上市公司的信息透明度，假设H1a得以验证。此外，已有研究证实，跟踪关注上市公司的分析师数量越多，上市公司所披露的信息越完全，信息透明度越高[26]。这里进一步用t年度跟踪分析上市公司的分析师总数的自然对数FNi,t来表示上市公司信息透明度，并代替KVi,t通过模型(1)进行回归分析。表3列(3)的回归结果显示，Cliquesharei,t-1与FNi,t的系数为0.033，并通过了显著性检验，假设H1a进一步得以验证。

表3 机构投资者抱团持股对信息透明度的影响

(二)外部治理环境的调节效应

表4 外部治理环境的调节效应

第一，投资者法律保护水平的调节效应。本文选择上市公司所在地区上年度每万人拥有的律师数量作为投资者保护水平Lawi,t-1的代理变量，每万人拥有的律师数量越多，投资者保护水平越高。表4列(1)的结果显示，与Cliquesharei,t-1的系数相比，Cliquesharei,t-1×Lawi,t-1系数的绝对值显著变小，而且在统计学意义上不再显著。这意味着，投资者保护水平越高，机构投资者抱团持股对信息透明度的提升效应反而会受到抑制，即投资者保护水平起反向调节作用，假设H2得以证实。

第二，外部审计的调节效应。审计是一种重要的外部治理机制，审计质量的高低直接关系外部治理机制的有效性。本文以上市公司是否聘请中国前十大会计师事务所作为其外部审计质量的代理变量，如果上市公司的审计机构为前十大会计师事务所，则归为高审计质量组，否则归为低审计质量组④。分组回归结果如表4列(2)(3)所示。两组中，Cliquesharei,t-1的系数均显著为负，但高审计质量组中Cliquesharei,t-1系数的绝对值小于低审计质量组。Fisher 组合检验结果显示，两组系数的差异是显著的。综上，在外部审计质量较低的情况下，机构投资者抱团持股对上市公司信息透明度的正向影响更加显著，假设H3得以验证。

(三)稳健性检验

为减轻内生性等问题对本文研究结论的影响，本文采用以下方法进行稳健性检验：

第一，工具变量回归。公司治理水平更高的公司，其信息披露一般比较充分，而公司治理水平较高的公司，机构投资者也容易扎堆持股。为解决这一问题，本文选用滞后两期的Cliquesharei,t-2作为工具变量进行两阶段回归。表5列(1)的回归结果显示，一阶段回归中Cliquesharei,t-1与Cliquesharei,t-2的系数为0.376，在1%的水平上显著，二阶段回归中Cliquesharei,t-1的系数为-0.008，也通过了显著性检验。这说明在控制内生性问题之后，机构投资者抱团持股比例与上市公司信息透明度之间的正相关关系依然成立。

第二，替换构建机构投资者网络的阈值标准。用共同持股比例大于等于3%和大于等于7%分别构建机构投资者网络，计算机构投资者抱团持股比例。模型(1)的回归结果如表5列(2)所示，Cliquesharei,t-1的系数依然显著为负。

第三，剔除极端事件的影响。删除2008、2009和2015年等发生股灾的年份，以剔除极端事件冲击对回归结果的影响。表5列(3)的结果显示，Cliquesharei,t-1与KVi,t依然负相关。

表5 稳健性检验结果

五、影响机制检验与进一步研究

(一)影响机制检验

机构投资者抱团持股通过两种路径影响上市公司的信息透明度：一是增强了机构投资者的退出威胁，促进了上市公司的信息披露；二是增强了机构投资者的信息搜集努力程度，缓解了与上市公司之间的信息不对称。本文进一步引入退出威胁与机构投资者的信息搜集努力程度两个中介变量，检验上述作用机制。

其一，借鉴陈克兢的研究思路，以股票流动性和机构投资者竞争程度的交乘项BHCi,t作为退出威胁的代理变量，股票流动性越强，机构投资者之间竞争越激烈时，上市公司面临的机构投资者的退出威胁更高[27]。其中，股票流动性以流通股的年均换手率来衡量，机构投资者竞争程度INCi,t的计算如式(5)所示。其中，Institutionali,t表示所有机构投资者持有股票i的流通股的比例之和，Sinstitutionalk,i,t表示第k个机构投资者持有股票i流通股的比例。为反映机构投资者抱团对退出威胁的影响，本文在计算退出威胁程度时，将抱团的机构投资者成员视为独立的一个机构投资者团体。这意味着抱团在增加团体成员内部合作的同时，有可能增强团体成员与其他非团体成员之间的竞争，进而加大机构投资者的退出威胁。

(5)

其二，投资者调研是机构投资者主动搜集、获取上市公司信息的重要渠道，借鉴王江元和孔东民的研究，以参与调研的机构投资者数量的自然对数Lnnumberi,t来反映机构投资者的信息搜集努力程度[18]。

利用逐步回归法分别检验BHCi,t和Lnnumberi,t的中介效应。表6的结果显示，列(1)(2)与(4)中Cliquesharei,t-1的系数均通过显著性检验，中介效应得到验证。列(3)和列(5)中Cliquesharei,t-1的系数也通过显著性检验，说明存在部分中介效应。加入BHCi,t后，Cliquesharei,t-1的系数并无显著下降，而加入Lnnumberi,t后，Cliquesharei,t-1系数的绝对值从0.003下降至0.002。这说明退出威胁的中介效应较小，抱团持股主要通过增强机构投资者的信息搜集努力程度，提高了上市公司的信息透明度。

表6 影响机制检验结果

(二)进一步研究

考虑到机构投资者关联关系的复杂性，本文进一步根据抱团的机构投资者办公地址是否处在同一地区，来分析影响机构投资者抱团的因素。对于办公地址处在同一地区的机构投资者而言，其沟通成本相应较低，私下的沟通与交流更加方便，因此也可能更容易抱团。这里设置虚拟变量Regioni,t，若机构办公地点相同，则Regioni,t=1，否则Regioni,t=0。回归分析如表7列(1)所示，在控制其他变量的情况下，Regioni,t与Cliquesharei,t-1显著正相关，即处在同一地区的机构投资者抱团趋势更加明显。

(6)

表7 进一步回归结果

六、研究结论与政策启示

本文基于社会网络算法从机构投资者网络中识别出机构投资者团体，研究了机构投资者抱团对上市公司信息披露的影响，研究发现：第一，机构投资者抱团持股比例与上市公司信息透明度正相关，机构投资者抱团持股可以有效提升上市公司的信息透明度；第二，在投资者保护水平较低、外部审计质量较低等外部治理环境不完善的情况下，机构投资者抱团持股对上市公司信息透明度的正向提升作用更加显著；第三，机构投资者抱团通过退出威胁和主动搜集信息两大渠道促进上市公司信息披露，但是退出威胁渠道的影响较小。

本文的政策启示在于：第一，机构投资者抱团的退出威胁有利于促进上市公司的自愿性信息披露，而机构投资者的信息搜集则促进了上市公司信息的被动披露，退出威胁的中介效应较小，说明上市公司自愿披露信息的动机不足。因此，应坚持鼓励上市公司进行自愿性披露的监管导向，完善自愿性信息披露的制度规范，提高上市公司的信息披露质量。第二，本文研究进一步指出机构投资者抱团与信息透明度的关系并不稳定，如果把机构投资者整体持股看作是所有机构投资者抱团的话，上市公司信息透明度并不会得到有效提升。这说明，过度的抱团不一定能带来正向的公司治理效力，若要更好地促进上市公司的信息披露，依然要创新监管方式、坚持分类监管原则，进一步完善并细化对机构投资者的监督治理。第三，良好的外部治理环境是促进上市公司信息披露的积极因素，因此，应进一步完善法治建设，提高法律保护水平，加强对上市公司的外部审计，以最大限度释放资本市场合理配置资源的能力。

注释：

①本文识别出来的机构投资者团体成员至少共同持有2只相同的股票。

②Crane等的研究显示，美国机构投资者抱团持股比例的均值为42%。其研究同时证实了美国资本市场中机构投资者抱团更多通过“发声”方式参与公司治理。而我国资本市场中机构投资者抱团持股比例较低的事实表明，机构投资者通过股东提案、投票等方式参与公司治理的能力依然有限。

③囿于篇幅原因，全部变量的Pearson相关系数检验结果没有列出，留存备索。

④会计师事务所的排名来自中国注册会计师协会历年公布的国内会计师事务所100强名单。