股票流動(dòng)性與股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)：公司治理和短期行為視角

林永堅(jiān) 曹國(guó)華 沈華玉

摘要：流動(dòng)性究竟能夠穩(wěn)定市場(chǎng)還是給市場(chǎng)帶來(lái)危機(jī)？文章從股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的視角，探討了股票流動(dòng)性與股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)：股票流動(dòng)性促進(jìn)了股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)，因而并沒有起到穩(wěn)定市場(chǎng)的作用。隨后，從“治理理論”和“短期行為理論”兩個(gè)角度對(duì)影響機(jī)制進(jìn)行探討，研究發(fā)現(xiàn)：在二職合一、獨(dú)立董事比例較低、短期機(jī)構(gòu)投資者持股比例較高時(shí)，股票流動(dòng)性對(duì)股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的正向影響更加顯著。研究結(jié)論既豐富了股票流動(dòng)性及股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的相關(guān)文獻(xiàn)，也給管理層及上市公司從微觀視角認(rèn)識(shí)股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)提供新思路及借鑒。

關(guān)鍵詞：股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)；股票流動(dòng)性；治理理論

中圖分類號(hào)：F270 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號(hào)：1008-5831（2018）02-0047-19

一、提出問題

流動(dòng)性是微觀資本市場(chǎng)中研究的熱門話題之一，而股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)也是近幾年國(guó)內(nèi)外學(xué)者探討的熱門話題。在實(shí)踐中，全球資本市場(chǎng)都出現(xiàn)了“暴漲暴跌”，投資者損失慘重，資本市場(chǎng)的不穩(wěn)定也給上市公司及監(jiān)管層帶來(lái)了較大的困擾。如：2015年，港股“漢能薄膜發(fā)電”在兩個(gè)小時(shí)內(nèi)下跌近50%；2012年，美國(guó)上市的“新東方”一周之內(nèi)暴跌超過50%； 2016年，中國(guó)上市的“暴風(fēng)科技”兩個(gè)月之內(nèi)股價(jià)下跌超過50%。因此，對(duì)股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的影響因素進(jìn)行研究成為當(dāng)前金融和財(cái)務(wù)領(lǐng)域的重要話題[1-2]。

在總結(jié)前人研究的基礎(chǔ)上，本文認(rèn)為影響股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的方式主要是信息不對(duì)稱，而信息不對(duì)稱主要來(lái)自于兩個(gè)方面：一是企業(yè)大股東或高層為了自身利益故意隱瞞壞消息，如控制權(quán)私利、薪酬激勵(lì)等，而當(dāng)壞消息積累到一定的程度時(shí)，一旦被市場(chǎng)知道，股價(jià)短期內(nèi)會(huì)出現(xiàn)暴跌[3-6]；二是上市公司自身信息不透明，導(dǎo)致投資者與上市公司之間的信息不對(duì)稱，從而“高估”公司導(dǎo)致股價(jià)泡沫[7-9]。那么，股票流動(dòng)性會(huì)對(duì)股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)產(chǎn)生影響嗎？

理論上，有兩種理論可以解釋股票流動(dòng)性對(duì)股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的影響。一是“短期行為理論”，股票流動(dòng)性越高，交易成本會(huì)越低，因而，會(huì)吸引更多的短期機(jī)構(gòu)投資者買賣公司股票，他們主要基于短期利益和公司短期業(yè)績(jī)[10-11]，其短期的買賣行為會(huì)給公司股價(jià)帶來(lái)向下的壓力，因而，會(huì)導(dǎo)致公司股東及管理層故意隱瞞壞消息而提升公司的短期業(yè)績(jī)，而當(dāng)壞消息積累到一定程度被暴露時(shí)，股價(jià)便迅速形成向下的崩盤壓力。二是“治理理論”，認(rèn)為當(dāng)壞消息公布于眾后，流動(dòng)性越高，大股東及管理層越有動(dòng)機(jī)賣出股票[12]，這進(jìn)一步加劇了市場(chǎng)對(duì)壞消息的負(fù)面反應(yīng)，形成股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)。

本文研究發(fā)現(xiàn)：股票流動(dòng)性促進(jìn)了股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)，因而，并沒有起到穩(wěn)定市場(chǎng)的作用。在通過工具變量、子樣本檢驗(yàn)等一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后，本文結(jié)論仍然穩(wěn)健。本文的創(chuàng)新及貢獻(xiàn)主要有：第一，本文研究結(jié)果證實(shí)股票流動(dòng)性并不能起到穩(wěn)定市場(chǎng)的作用[13]，對(duì)監(jiān)管層有較大的啟發(fā)意義。第二，本文研究豐富了微觀市場(chǎng)的相關(guān)文獻(xiàn)[14-15]。不同于已有研究探討了股票流動(dòng)性對(duì)未來(lái)股票收益[16-18]、投資行為[19-20]、資本成本[21]、負(fù)債率[22]、市場(chǎng)結(jié)構(gòu)[23]、交易行為[24]等的影響，本文探討了股票流動(dòng)性對(duì)股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的影響，豐富了股票流動(dòng)性的經(jīng)濟(jì)后果的相關(guān)文獻(xiàn)。第三，股票流動(dòng)性究竟是好是壞，相關(guān)研究還沒有得到統(tǒng)一結(jié)論，本文研究發(fā)現(xiàn)股票流動(dòng)性促進(jìn)了股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)，為流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)提供了新證據(jù)。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)

近年來(lái)，已經(jīng)有國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的影響因素進(jìn)行探討，并取得了一定的成果。一般認(rèn)為股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)主要來(lái)自于信息不對(duì)稱程度較高，而上市公司信息不對(duì)稱主要來(lái)源于兩個(gè)方面：自身存在信息不對(duì)稱和公司大股東或高管故意隱瞞壞消息。其一，投資者與上市公司之間的信息不對(duì)稱程度越高，投資者越可能“高估”公司股票導(dǎo)致泡沫產(chǎn)生，一旦泡沫破滅，股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)隨之到來(lái)。Jin和Myers[7]通過對(duì)全球多個(gè)國(guó)家資本市場(chǎng)的研究發(fā)現(xiàn)，股價(jià)同步性越低，公司透明度越高，股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的可能性越低。后期有很多學(xué)者沿著信息透明度的思路對(duì)股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的影響因素進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)信息透明度與股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)顯著負(fù)相關(guān)[8-9]。而公司內(nèi)部信息的控制質(zhì)量越高、會(huì)計(jì)穩(wěn)健性越高，公司的信息透明度越高。有學(xué)者從公司內(nèi)部信息控制質(zhì)量進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)內(nèi)部信息控制質(zhì)量與股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)顯著負(fù)相關(guān)[25]。Kim和Zhang[26]研究發(fā)現(xiàn)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)也顯著負(fù)相關(guān)。其二，上市公司大股東或管理層由于各種原因選擇暫時(shí)隱瞞壞消息，當(dāng)壞消息被市場(chǎng)知道后，股價(jià)可能短期內(nèi)暴跌，導(dǎo)致股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)。國(guó)內(nèi)外相關(guān)學(xué)者研究了上市公司股東及高層管理者短期內(nèi)買賣股票對(duì)股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的影響，發(fā)現(xiàn)內(nèi)部人買賣股票凈額與股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)顯著正相關(guān)[5，27]。而在后續(xù)的研究中，有學(xué)者發(fā)現(xiàn)大股東持股比例、CEO性別及行為、分析師預(yù)測(cè)、機(jī)構(gòu)投資者持股、媒體監(jiān)督、投資者保護(hù)水平等都會(huì)影響股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)。王化成等[2]研究發(fā)現(xiàn)大股東持股比例越高，股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)越小，即顯著負(fù)相關(guān)。而且兩個(gè)負(fù)相關(guān)關(guān)系在信息不對(duì)稱程度低、兩職不合一、股權(quán)制衡水平高的樣本組中更加明顯。李小榮和劉行[28]研究發(fā)現(xiàn)女性CEO能夠顯著降低股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)，而其他學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)CEO過度自信會(huì)導(dǎo)致股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)[29]。同時(shí)，有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)分析師預(yù)測(cè)分歧越大，股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)越大，而機(jī)構(gòu)投資者并沒有起到穩(wěn)定市場(chǎng)的作用，反而會(huì)促進(jìn)股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)[1，30]。同時(shí)，有學(xué)者發(fā)現(xiàn)公司避稅動(dòng)機(jī)越強(qiáng)，股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)越大[31]，而媒體監(jiān)督可以降低股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)[32]，并且投資者保護(hù)水平越高，股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)越低[33]。

（二）股票流動(dòng)性與股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)相關(guān)文獻(xiàn)

已經(jīng)有很多學(xué)者對(duì)股票流動(dòng)性的影響因素及經(jīng)濟(jì)后果進(jìn)行研究，并取得了一定的成果[11，34]。學(xué)者們研究發(fā)現(xiàn)股票流動(dòng)性的影響因素包括股權(quán)結(jié)構(gòu)[34]、大股東持股比例[35]、股票市場(chǎng)類型[36]、投資者關(guān)注[37]、信息透明度[38-39] 等。而在關(guān)于股票流動(dòng)性的經(jīng)濟(jì)后果的研究中，Pastor和Stambaugh[16]探討了股票流動(dòng)性與股票未來(lái)收益，即資產(chǎn)定價(jià)的關(guān)系[17-18]；Hoshi，Kashyap和Scharfstein[19]以日本工業(yè)企業(yè)為樣本，研究發(fā)現(xiàn)股票流動(dòng)性對(duì)公司投資行為有顯著的正向影響；Becker-Blease等[40]的研究也發(fā)現(xiàn)了同樣的結(jié)論[20]；Fang等[11]研究發(fā)現(xiàn)股票流動(dòng)性阻礙了公司未來(lái)的創(chuàng)新；Diamond和Verrecchia[21]探討了股票流動(dòng)性與資本成本的關(guān)系，認(rèn)為股票流動(dòng)性越高，公司的資本成本越低。此外，其他學(xué)者也探討了股票流動(dòng)性對(duì)交易行為[24]、市場(chǎng)結(jié)構(gòu)[23]、負(fù)債率[22]等的影響。

但目前關(guān)于股票流動(dòng)性對(duì)股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)影響的研究較少。股票流動(dòng)性對(duì)股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的影響可能存在兩種理論解釋：“短期行為理論”和“治理理論”。

“短期行為理論”認(rèn)為，短期機(jī)構(gòu)投資者主要基于短期利益和公司短期業(yè)績(jī)[10-11]來(lái)買賣股票，而股票流動(dòng)性越高，交易成本會(huì)越低，短期機(jī)構(gòu)投資者越有可能賣出股票，因而，會(huì)給公司股價(jià)帶來(lái)向下的壓力[41]。公司股東及管理層迫于股價(jià)壓力，短期內(nèi)會(huì)故意隱瞞壞消息以提升公司的短期業(yè)績(jī)，從而緩解短期機(jī)構(gòu)投資者賣出帶來(lái)的負(fù)面影響[42]。而Matsumoto[43]的研究發(fā)現(xiàn)：公司短期機(jī)構(gòu)投資者的持股比例越高，公司越傾向于采用向上的盈余管理，以滿足盈余管理的目標(biāo)及超過分析師的期望。因此，在“短期行為理論”的視角下，短期機(jī)構(gòu)投資者的持股比例越高，股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)越大。

而“治理理論”認(rèn)為當(dāng)壞消息公布于眾后，流動(dòng)性越高，大股東及管理層越有動(dòng)機(jī)賣出股票[12]，從而加重了市場(chǎng)對(duì)壞消息的負(fù)面反應(yīng)，導(dǎo)致股價(jià)崩盤可能。當(dāng)公司的信息透明度越高時(shí)，這種負(fù)面反應(yīng)越小[39]。當(dāng)公司的治理水平越好時(shí)，這種負(fù)面反應(yīng)也會(huì)越小[44-45]。

根據(jù)以上分析，本文提出如下假設(shè)。

H1：股票流動(dòng)性與股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)顯著正相關(guān)。

H2：信息不對(duì)稱程度越高時(shí)，股票流動(dòng)性與股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的正相關(guān)關(guān)系更加顯著。

H3：公司治理水平越低或短期機(jī)構(gòu)投資者持股比例越高時(shí)，股票流動(dòng)性與股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的正相關(guān)關(guān)系更加顯著。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）研究樣本

本文選擇中國(guó)上市公司1999—2015年的數(shù)據(jù)為樣本，借鑒前人研究[1，33]，樣本剔除步驟如下：第一，剔除上一年度是ST或*ST公司；第二，剔除年度內(nèi)交易小于30周的樣本觀測(cè)值；第三，剔除某一年度內(nèi)同行業(yè)中公司數(shù)目小于15個(gè)的樣本觀測(cè)值；第四，剔除數(shù)據(jù)缺失的樣本和金融行業(yè)上市公司。最終剩下19 054個(gè)樣本觀測(cè)值，所有數(shù)據(jù)都來(lái)自于WIND或CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。文中對(duì)所有連續(xù)變量都進(jìn)行縮尾處理（1%和99%水平上）。

（二）主要變量定義

1.股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的度量

根據(jù)已有研究[7-8]，本文采用經(jīng)過市場(chǎng)調(diào)整后的周收益負(fù)偏態(tài)系數(shù)（Nsckew）和周收益率的上下波動(dòng)比例（Duvol）作為股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的衡量指標(biāo)。計(jì)算方法如下。

3.其他變量

在本文隨后的研究及穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，本文用到的變量主要有：是否二職合一（Dual）、獨(dú)立董事比例（Indep）、機(jī)構(gòu)投資者持股比例（Iholder）、董事會(huì)規(guī)模（Board）、可操縱性盈余（Da）、會(huì)計(jì)穩(wěn)健性（Cscore）。具體見表1。

（三）模型設(shè)計(jì)

本文采用如下模型檢驗(yàn)假設(shè)H1：

式中，Crash是股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的指標(biāo)，主要包括Nsckew和Duvol。Liqt是第t年上市公司的股票流動(dòng)性指標(biāo)。cvariablest是表1中的控制變量。根據(jù)Kim等[6]、許年行等[1]等前人的研究，本文控制變量主要包括：（1）超額月平均換手率（Ulmturnt），為t年股票i的月平均換手率與t-1年的月平均換手率之差；（2）周收益率波動(dòng)率（Sigmat），為t年股票的周收益率標(biāo)準(zhǔn)差；（3）周收益率均值（Rett），為t年股票i的平均周收益率。此外，本文的控制變量還包括資產(chǎn)規(guī)模（Sizet）、資產(chǎn)收益率（Roat）、市值賬面比（Mbt）、資產(chǎn)負(fù)債率（Debtt）、公司透明度（Abacct，用修正Jones模型殘差的絕對(duì)值表示）等。Year和Ind分別代表年度和行業(yè)的虛擬變量。根據(jù)假設(shè)H1，β1的系數(shù)應(yīng)該為正。為了驗(yàn)證假設(shè)H2、H3，本文還將進(jìn)行不同的分組檢驗(yàn)。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)分析

主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表2。Nsckew和Duvol兩個(gè)指標(biāo)的均值分別是-0.323和-0.266，與許年行等[1]、王化成等[33]計(jì)算的均值非常接近。而Liq的均值為-0.236，與黃峰等[18]、張崢等[48]的研究結(jié)果比較接近。其他變量的均值和最大最小值分布與已有研究如王化成等[33]的結(jié)果接近，分布比較合理。

（二）單變量分析

本文對(duì)主要變量按股票流動(dòng)高低進(jìn)行分組，并對(duì)其均值進(jìn)行分組T檢驗(yàn)，中位數(shù)進(jìn)行分組Z檢驗(yàn)，具體結(jié)果見表3。結(jié)果顯示：流動(dòng)性高的樣本組中，股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)指標(biāo)Nsckew/Duvol的均值分別為-0.195和-0.135，中位數(shù)分別為0.11和0.02，都大于流動(dòng)性低的樣本組中Nsckew/Duvol的均值（-0.239和-0.183）和中位數(shù)（-0.199和-0.169）。兩個(gè)樣本組中股票流動(dòng)性（Liq）的均值及中位數(shù)差異均在0.01水平上顯著，說(shuō)明在不控制其他變量時(shí)，股票流動(dòng)性與股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)顯著正相關(guān)，驗(yàn)證假設(shè)H1。

（三）回歸分析

表4是股票流動(dòng)性對(duì)股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)影響的回歸分析結(jié)果。模型（1）顯示在不考慮其他因素影響時(shí)，股票流動(dòng)性與Nsckew在0.01水平上顯著正相關(guān)，支持假設(shè)H1；模型（2）是納入所有控制變量后的回歸結(jié)果，顯示股票流動(dòng)性與Nsckew在0.05水平上顯著正相關(guān)，支持假設(shè)H1；模型（3）和（4）是采用Duvol的回歸結(jié)果。模型（3）顯示在不考慮其他因素影響時(shí)，股票流動(dòng)性與Duvol在0.001水平上顯著正相關(guān)，支持假設(shè)H1；模型（4）在納入所有控制變量后的回歸結(jié)果，顯示股票流動(dòng)性與Duvol在0.01水平上顯著正相關(guān)，支持假設(shè)H1。

控制變量中，Nsckew/Duvol與股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的滯后項(xiàng)（Nsckew（t-1））在0.001水平上顯著負(fù)相關(guān)，與月均超額換手率的滯后項(xiàng)（Ulmturn（t-1））在0.05水平上顯著負(fù)相關(guān)。與前期研究Kim等[6]、許年行等[1]、王化成等[2]的結(jié)果保持一致。綜上所述，在控制其他因素的影響下，股票流動(dòng)性與股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)顯著正相關(guān)，支持假設(shè)H1。

（四）進(jìn)一步分析

在進(jìn)一步分析中，本文對(duì)假設(shè)H2進(jìn)行驗(yàn)證，已有研究表明，信息透明度越低，股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)越大[7-8]。那么，股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)是否只會(huì)在信息透明度較低的公司發(fā)生呢？為此，借鑒Khan和Warrss[47]的研究，本文用操縱性盈余管理的絕對(duì)值A(chǔ)bacc作為衡量公司透明度的指標(biāo)。按照信息透明度Abacc是否大于行業(yè)年度均值，分為高低兩組，對(duì)本文模型進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果如表5所示。模型（1）和（2）結(jié)果顯示，在信息透明度高的樣本組中，無(wú)論采用Nsckew還是Duvol，股票流動(dòng)性與股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)沒有顯著的相關(guān)關(guān)系。而模型（3）和（4）結(jié)果顯示，在信息透明度低的樣本組中，無(wú)論采用Nsckew還是Duvol，股票流動(dòng)性與股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)在0.01水平上顯著正相關(guān)。本文假設(shè)H2得到驗(yàn)證，該結(jié)果與Kim等[6]、王化成等[2]的研究結(jié)果基本一致。

同時(shí)，鑒于國(guó)有企業(yè)市場(chǎng)化運(yùn)作和公司治理的水平可能更低，這種治理水平的差異可能會(huì)對(duì)公司股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)帶來(lái)影響。因此本文繼續(xù)探討了不同企業(yè)性質(zhì)（國(guó)有和非國(guó)有）的樣本組中，股票流動(dòng)性與股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的相關(guān)關(guān)系（見表6）。模型（1）和（2）結(jié)果顯示，在國(guó)有企業(yè)樣本組中，無(wú)論采用Nsckew還是Duvol，股票流動(dòng)性與股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)在0.05水平上顯著正相關(guān)。而模型（3）和（4）結(jié)果顯示，在非國(guó)有企業(yè)的樣本組中，無(wú)論采用Nsckew還是Duvol，股票流動(dòng)性與股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)沒有顯著相關(guān)關(guān)系。

五、影響機(jī)制分析

在驗(yàn)證了股票流動(dòng)性與股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)顯著正相關(guān)的基礎(chǔ)上，本文將進(jìn)一步驗(yàn)證其影響機(jī)制。如前文所述，股票流動(dòng)性對(duì)股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的正向影響可能來(lái)自于兩種路徑： “治理理論”路徑和“短期行為理論”路徑?！爸卫砝碚摗闭J(rèn)為公司的內(nèi)部治理水平越高，能夠緩解流動(dòng)性高造成大股東及管理層賣出股票的問題，從而不至于加重市場(chǎng)對(duì)壞消息的負(fù)面反應(yīng)[12]，股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)應(yīng)該越低?！岸唐谛袨槔碚摗闭J(rèn)為短期機(jī)構(gòu)投資者是導(dǎo)致公司股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的重要因素，因而，當(dāng)短期機(jī)構(gòu)投資者持股比例越高時(shí)，流動(dòng)性對(duì)股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的影響會(huì)更加顯著。因而，本文將從“治理理論”和“短期行為理論”兩個(gè)方面，分組檢驗(yàn)股票流動(dòng)性對(duì)股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的影響。

（一）“治理理論”檢驗(yàn)

已有研究發(fā)現(xiàn)，公司是否二職合一[49-50]、獨(dú)立董事比例高低[51-52]可以代表公司內(nèi)部治理水平高低。因而，本文對(duì)“治理理論”下的二職合一、獨(dú)立董事比例進(jìn)行分組檢驗(yàn)，結(jié)果見表7和表8。

表7是二職是否合一的分組檢驗(yàn)結(jié)果。模型（1）和（2）結(jié)果顯示，在二職不合一的樣本組中，無(wú)論采用Nsckew還是Duvol，股票流動(dòng)性與股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)都不存在顯著相關(guān)關(guān)系。而模型（3）和（4）結(jié)果顯示，在二職合一的樣本組中，無(wú)論采用Nsckew還是Duvol，股票流動(dòng)性與股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)均在0.001水平上顯著正相關(guān)。說(shuō)明公司內(nèi)部治理水平較差時(shí)，股票流動(dòng)性對(duì)股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的正向影響更加顯著，支持假設(shè)H3。

表8是獨(dú)立董事比例Indep高低的分組檢驗(yàn)結(jié)果。按照獨(dú)立董事比例Indep是否高于行業(yè)年度均值進(jìn)行分組檢驗(yàn)。模型（1）和（2）結(jié)果顯示，在獨(dú)立董事比例較高的樣本組中，無(wú)論采用Nsckew還是Duvol，股票流動(dòng)性與股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)都不存在顯著相關(guān)關(guān)系。而模型（3）和（4）結(jié)果顯示，在獨(dú)立董事比例較低的樣本組中，無(wú)論采用Nsckew還是Duvol，股票流動(dòng)性與股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)均在0.001水平上顯著正相關(guān)。說(shuō)明公司內(nèi)部治理水平較差時(shí)，股票流動(dòng)性對(duì)股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的正向影響更加顯著，支持假設(shè)H3。

（二）“短期行為理論”檢驗(yàn)

已有研究發(fā)現(xiàn)，短期機(jī)構(gòu)投資者可能追逐短期利益，從而并不會(huì)起到穩(wěn)定市場(chǎng)的作用[53-54]。因而，本文對(duì)“短期行為理論”下短期機(jī)構(gòu)投資者持股比例進(jìn)行分組檢驗(yàn)，結(jié)果見表9。

表9是短期機(jī)構(gòu)投資者持股比例Iholder的分組檢驗(yàn)結(jié)果。模型（1）和（2）結(jié)果顯示，在短期機(jī)構(gòu)投資者持股比例較低的樣本組中，無(wú)論采用Nsckew還是Duvol，股票流動(dòng)性與股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)不存在顯著相關(guān)關(guān)系。而模型（3）和（4）結(jié)果顯示，在短期機(jī)構(gòu)投資者持股比例較高的樣本組中，無(wú)論采用Nsckew還是Duvol，股票流動(dòng)性與股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)均在0.001水平上顯著正相關(guān)。說(shuō)明短期機(jī)構(gòu)投資者持股比例較高時(shí)，股票流動(dòng)性對(duì)股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的正向影響更加顯著，支持假設(shè)H3。

六、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）內(nèi)生性問題

為了消除內(nèi)生性問題的影響，本文進(jìn)一步采用工具變量法對(duì)模型進(jìn)行重新檢驗(yàn)。根據(jù)Kim等[6]、許年行等[1]、王化成等[2]的研究，本文采用行業(yè)—年度（Liqyi）和地區(qū)—年度（Liqyr）其他上市公司的股票流動(dòng)性均值，作為本公司股票流動(dòng)性的工具變量。這兩個(gè)變量首先滿足相關(guān)性。同行業(yè)或同地區(qū)的上市公司在很多方面具有相似性，因而，行業(yè)—年度和地區(qū)—年度其他上市公司的股票流動(dòng)性均值與本公司股票流動(dòng)性具有顯著的相關(guān)關(guān)系。同時(shí)滿足外生性?，F(xiàn)有研究還沒有發(fā)現(xiàn)行業(yè)—年度和地區(qū)—年度其他上市公司的股票流動(dòng)性均值對(duì)本公司的股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)產(chǎn)生影響。兩階段回歸結(jié)果見表10。

表10中，模型（1）至（3）是固定效應(yīng)模型的兩階段回歸結(jié)果。模型（1）顯示，本公司股票流動(dòng)性與行業(yè)—年度和地區(qū)—年度其他上市公司的股票流動(dòng)性均值在0.01水平上顯著正相關(guān)，符合工具變量的要求。模型（2）和模型（3）是固定效應(yīng)模型的第二階段回歸結(jié)果，結(jié)果顯示：無(wú)論采用Nsckew還是Duvol作為股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的衡量指標(biāo)，股票流動(dòng)性與股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)均在0.05水平上顯著正相關(guān)。模型（4）至（6）是差分模型的兩階段回歸結(jié)果，模型（4）顯示，本公司股票流動(dòng)性與行業(yè)—年度和地區(qū)—年度其他上市公司的股票流動(dòng)性均值在0.01水平上顯著正相關(guān)，符合工具變量的要求。模型（5）和模型（6）是差分模型的第二階段回歸結(jié)果，結(jié)果顯示：無(wú)論采用Nsckew還是Duvol作為股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的衡量指標(biāo)，股票流動(dòng)性與股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)均在0.01水平上顯著正相關(guān)。綜上所述，采用工具變量固定效應(yīng)模型和差分模型的兩階段回歸后，本文的研究結(jié)果仍然穩(wěn)健，支持假設(shè)H1。

（二）進(jìn)一步控制其他因素的影響

本文模型還可能存在遺漏變量等問題，為了緩解遺漏變量帶來(lái)的誤差，參考Kim等[6]、 王化成等[2]的研究，在已有控制變量的基礎(chǔ)上， 分別加入公司治理水平和會(huì)計(jì)穩(wěn)健性等相關(guān)變量， 包括董事會(huì)規(guī)模（Board）、是否二職合一（Dual）、獨(dú)立董事比例（Indep）和會(huì)計(jì)穩(wěn)健性（Cscore）。Cscore的計(jì)算主要參考Khan和Watts[47]模型計(jì)算得來(lái)。表11中，模型（1）和（2）是加入會(huì)計(jì)穩(wěn)健性之后，Nsckew和Duvol的回歸結(jié)果，顯示股票流動(dòng)性與股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)在0.001水平上顯著正相關(guān)；模型（3）和（4）是同時(shí)加入會(huì)計(jì)穩(wěn)健性（Cscore）、董事會(huì)規(guī)模（Board）、否二職合一（Dual）、獨(dú)立董事比例（Indep）之后的回歸結(jié)果，顯示股票流動(dòng)性與股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)在0.01水平上顯著正相關(guān)?？刂谱兞恐?，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)顯著負(fù)相關(guān)，而董事會(huì)規(guī)模、獨(dú)立董事比例、二職合一與股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)沒有顯著的相關(guān)關(guān)系，與王化成等[2]、Kim等[29]研究結(jié)果一致。本文的研究結(jié)論仍然穩(wěn)健。

（三）構(gòu)建子樣本

為了緩解樣本偏差帶來(lái)的模型偏誤，本文重新構(gòu)建子樣本對(duì)模型進(jìn)行檢驗(yàn)，即剔除所有創(chuàng)業(yè)板上市公司。創(chuàng)業(yè)板上市公司和主板上市公司在準(zhǔn)入條件、規(guī)模、財(cái)務(wù)要求等諸多方面存在較大差異[55-56]，在股票流動(dòng)性方面也可能存在較大差異[57]。檢驗(yàn)結(jié)果見表12。模型（1）和（3）是不納入其他控制變量時(shí)的回歸結(jié)果，結(jié)果顯示股票流動(dòng)性在0.01水平上與股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)顯著正相關(guān)。模型（2）和（4）是納入所有控制變量后，Nsckew和Duvol的回歸結(jié)果，結(jié)果顯示股票流動(dòng)性在0.01水平上與股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)顯著正相關(guān)。說(shuō)明在考慮到可能的樣本偏差后，本文研究結(jié)論仍然穩(wěn)健。

（五）雙重聚類調(diào)整

本文采用的是面板數(shù)據(jù)，因而，可能存在自相關(guān)和異方差問題。為了消除以上問題的影響，本文繼續(xù)按照公司—年度對(duì)模型進(jìn)行雙重聚類調(diào)整[58]，表13中的模型（5）和模型（6）的結(jié)果顯示：股票流動(dòng)性與股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)在0.05水平上顯著正相關(guān)，說(shuō)明在考慮到自相關(guān)和異方差問題后，本文的研究結(jié)論仍然穩(wěn)健。

七、研究結(jié)論與啟示

（一）研究結(jié)論

本文以1999—2015年中國(guó)上市公司為樣本，探討了股票流動(dòng)性與股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：股票流動(dòng)性并沒有起到穩(wěn)定市場(chǎng)的作用，而是促進(jìn)了股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)，通過工具變量、子樣本檢驗(yàn)、加入其他控制變量、固定效應(yīng)模型、差分模型等一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后，本文研究結(jié)果仍然穩(wěn)健。在進(jìn)一步研究中，本文通過信息透明度和企業(yè)性質(zhì)進(jìn)行分組檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)在信息透明度低、國(guó)有企業(yè)樣本組中，股票流動(dòng)性與股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的正相關(guān)關(guān)系更加顯著。隨后，本文從“治理理論”和“短期行為理論”兩個(gè)角度對(duì)影響機(jī)制進(jìn)行探討，研究發(fā)現(xiàn)：在二職合一、獨(dú)立董事比例較低、短期機(jī)構(gòu)投資者持股比例較高時(shí)，股票流動(dòng)性對(duì)股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的正向影響更加顯著。本文的研究結(jié)果表明，股票流動(dòng)性促進(jìn)了股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)。

（二）啟示

本文探討了股票流動(dòng)性對(duì)股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的影響，研究啟示如下。

第一，本文研究認(rèn)為：股票流動(dòng)性并沒有起到穩(wěn)定市場(chǎng)的作用，而是促進(jìn)股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)。因而，監(jiān)管部門通過政策引導(dǎo)股票流動(dòng)性向合理的方向發(fā)展尤為重要，同時(shí)，上市公司也可以通過自身治理水平的提高、信息透明度的改善等影響股票流動(dòng)性，從而降低股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)。

第二，在信息透明度低、國(guó)有企業(yè)的樣本組中，股票流動(dòng)性與股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的正相關(guān)關(guān)系更加顯著。因此，監(jiān)管部門應(yīng)通過法律法規(guī)引導(dǎo)上市公司合理披露相關(guān)信息以提高上市公司的信息透明度，上市公司也可以考慮通過第三方（機(jī)構(gòu)投資者或媒體）加強(qiáng)對(duì)上市公司的監(jiān)督，從而提升上市公司的信息透明度。

第三，在公司內(nèi)部治理水平較差、短期機(jī)構(gòu)投資者持股比例較高時(shí)，股票流動(dòng)性對(duì)股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的正向影響更加顯著。因此，監(jiān)管部門制定政策引導(dǎo)長(zhǎng)期機(jī)構(gòu)投資者進(jìn)入資本市場(chǎng)，更有利于整個(gè)資本市場(chǎng)的健康穩(wěn)定發(fā)展。通過合適的政策制定加強(qiáng)對(duì)上市公司內(nèi)部治理水平的監(jiān)管，引導(dǎo)上市公司提升自身治理水平，對(duì)于整個(gè)資本市場(chǎng)的穩(wěn)定發(fā)展也非常重要。

參考文獻(xiàn)：

[1]許年行，江軒宇，伊志宏，等.分析師利益沖突、樂觀偏差與股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)[J].經(jīng)濟(jì)研究，2012（7）：127-140.

[2]王化成，曹豐，葉康濤.監(jiān)督還是掏空：大股東持股比例與股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)[J].管理世界，2015（2）： 45-57，187.

[3]BALL R.Market and political/regulatory perspectives on the recent accounting scandals[J].Journal of Accounting Research，2009，47（2）：277-323.

[4]KOTHARI S P，LEWELLEN J，WARNER J B.Stock returns，aggregate earnings surprises，and behavioral finance[J]. Journal of Financial Economics，2006，79（3）：537-568.

[5]MARIN J M，OLIVIER J P.The dog that did not bark：Insider trading and crashes[J].The Journal of Finance，2008，63（5）： 2429-2476.

[6]KIM J B，LI Y，ZHANG L D.Corporate tax avoidance and stock price crash risk：Firm-level analysis[J].Journal of Financial Economics，2011，100（3）： 639-662.

[7]JIN L，MYERS S C.R2 around the world：New theory and new tests[J].Journal of financial Economics，2006，79（2）： 257-292.

[8]HUTTON A P，MARCUS A J，TEHRANIAN H.Opaque financial reports，R2，and crash risk[J].Journal of financial Economics，2009，94（1）： 67-86.

[9]潘越，戴亦一，林超群.信息不透明，分析師關(guān)注與個(gè)股暴跌風(fēng)險(xiǎn)[J].金融研究，2011（9）：138-151.

[10]PORTER M E.Capital disadvantage：Americas failing capital investment system[J].Harvard business review，1991，70（5）： 65-82.

[11]FANG V W，TIAN X，TICE S.Does stock liquidity enhance or impede firm innovation？[J].The Journal of Finance，2014，69（5）：2085-2125.

[12]EDMANS A.Blockholder trading，market efficiency，and managerial myopia[J].The Journal of Finance，2009，64（6）：2481-2513.

[13]OHARA M.Liquidity and financial market stability[R].National Bank of Belgium Working Paper，2004 （55）.

[14]BERNARDO A E，WELCH I.Liquidity and financial market runs[J].The Quarterly Journal of Economics，2004，119（1）： 135-158.

[15]BRUNNERMEIER M K，PEDERSEN L H.Market liquidity and funding liquidity[J].Review of Financial studies，2009，22（6）：2201-2238.

[16]PSTOR L，STAMBAUGH R F.Liquidity risk and expected stock returns[J].Journal of Political Economy，2003，111（3）： 642-685.

[17]蘇冬蔚，麥元?jiǎng)?流動(dòng)性與資產(chǎn)定價(jià)：基于我國(guó)股市資產(chǎn)換手率與預(yù)期收益的實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)研究，2004（2）： 95-105.

[18]黃峰，楊朝軍.流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)與股票定價(jià)：來(lái)自我國(guó)股市的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].管理世界，2007（5）：30-39，48.

[19]HOSHI T，KASHYAP A，SCHARFSTEIN D.Corporate structure，liquidity，and investment： Evidence from Japanese industrial groups[J].The Quarterly Journal of Economics，1991，106（1）： 33-60.

[20]吳衛(wèi)星，齊天翔.流動(dòng)性、生命周期與投資組合相異性——中國(guó)投資者行為調(diào)查實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)研究，2007，42（2）： 97-110.

[21]DIAMOND D W，VERRECCHIA R E.Disclosure，liquidity，and the cost of capital[J].The Journal of Finance，1991，46（4）： 1325-1359.

[22]ADRIAN T，SHIN H S.Liquidity and leverage[J].Journal of financial intermediation，2010，19（3）：418-437.

[23]GROSSMAN S J，MILLER M H.Liquidity and market structure[J].The Journal of Finance，1988，43（3）：617-633.

[24]CHORDIA T，ROLL R，SUBRAHMANYAM A.Market liquidity and trading activity[J].The Journal of Finance，2001，56（2）： 501-530.

[25]葉康濤，曹豐，王化成.內(nèi)部控制信息披露能夠降低股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)嗎？[J].金融研究，2015（2）： 192-206.

[26]KIM J B，ZHANG L D.Accounting conservatism and stock price crash risk：Firm-level evidence[J].Contemporary Accounting Research，2013，33（1）：412-441.

[27]吳戰(zhàn)篪，李曉龍.內(nèi)部人拋售、信息環(huán)境與股價(jià)崩盤[J].會(huì)計(jì)研究，2015（6）：48-55.

[28]李小榮，劉行.CEO vs CFO： 性別與股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)[J].世界經(jīng)濟(jì)，2012（12）：102-129.

[29]KIM J B，WANG Z，ZHANG L D.CEO overconfidence and stock price crash risk[J].Contemporary Accounting Research，2016，33（4）：1720-1749.

[30]許年行，于上堯，伊志宏.機(jī)構(gòu)投資者羊群行為與股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)[J].管理世界，2013（7）：31-43.

[31]江軒宇.稅收征管、稅收激進(jìn)與股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)[J].南開管理評(píng)論，2013，16（5）：152-160.

[32]羅進(jìn)輝，杜興強(qiáng).媒體報(bào)道、制度環(huán)境與股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)[J].會(huì)計(jì)研究，2014（9）：53-59.

[33]王化成，曹豐，高升好，等.投資者保護(hù)與股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)[J].財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2014（10）：73-82.

[34]KOTHARE M.The effects of equity issues on ownership structure and stock liquidity：A comparison of rights and public offerings[J].Journal of Financial Economics，1997，43（1）：131-148.

[35]ATTIG N，F(xiàn)ONG W M，GADHOUM Y，et al.Effects of large shareholding on information asymmetry and stock liquidity[J].Journal of Banking & Finance，2006，30（10）：2875-2892.

[36]DUBOFSKY D A，GROTH J C.Exchange listing and stock liquidity[J].Journal of Financial Research，1984，7（4）： 291-302.

[37]DING R，HOU W H.Retail investor attention and stock liquidity[J].Journal of International Financial Markets，Institutions and Money，2015，37：12-26.

[38]GEMMILL G.Transparency and liquidity：A study of block trades on the London Stock Exchange under different publication rules[J].The Journal of Finance，1996，51（5）：1765-1790.

[39]NG J.The effect of information quality on liquidity risk[J].Journal of Accounting and Economics，2011，52（2/3）： 126-143.

[40]BECKER-BLEASE J R，PAUL D L.Stock liquidity and investment opportunities：Evidence from index additions[J]. Financial Management，2006，35（3）：35-51.

[41]BUSHEE B J.The influence of institutional investors on myopic R&D investment behavior[J].The Accounting Review，1998，73（3）：305-333.

[42]BUSHEE B J.Do institutional investors prefer near-term earnings over long-run value？[J].Contemporary Accounting Research，2001，18（2）：207-246.

[43]MATSUMOTO D A.Managements incentives to avoid negative earnings surprises[J].The Accounting Review，2002，77（3）：483-514.

[44]CHUNG K H，ELDER J，KIM J C.Corporate governance and liquidity[J].Journal of Financial and Quantitative Analysis，2010，45（2）：265-291.

[45]EDMANS A，F(xiàn)ANG V W，ZUR E.The effect of liquidity on governance[J].Review of Financial Studies，2013，26（6）： 1443-1482.

[46]AMIHUD Y.Illiquidity and stock returns：Cross-section and time-series effects[J].Journal of financial markets，2002，5（1）：31-56.

[47]KHAN M，WATTS R L.Estimation and empirical properties of a firm-year measure of accounting conservatism[J]. Journal of accounting and Economics，2009，48（2/3）：132-150.

[48]張崢，李怡宗，張玉龍，等.中國(guó)股市流動(dòng)性間接指標(biāo)的檢驗(yàn)——基于買賣價(jià)差的實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2013（1）：233-262.

[49]蒲自立，劉芍佳.公司控制中的董事會(huì)領(lǐng)導(dǎo)結(jié)構(gòu)和公司績(jī)效[J].管理世界，2004（9）：117-122，130.

[50]黃張凱，徐信忠，岳云霞.中國(guó)上市公司董事會(huì)結(jié)構(gòu)分析[J].管理世界，2006（11）：128-134.

[51]葉康濤，陸正飛，張志華.獨(dú)立董事能否抑制大股東的“掏空”？[J].經(jīng)濟(jì)研究，2007（4）：101-111.

[52]趙昌文，唐英凱，周靜，等.家族企業(yè)獨(dú)立董事與企業(yè)價(jià)值——對(duì)中國(guó)上市公司獨(dú)立董事制度合理性的檢驗(yàn)[J].管理世界，2008（8）：119-126，167.

[53]薄仙慧，吳聯(lián)生.國(guó)有控股與機(jī)構(gòu)投資者的治理效應(yīng)：盈余管理視角[J].經(jīng)濟(jì)研究，2009（2）：81-91，160.

[54]劉京軍，徐浩萍.機(jī)構(gòu)投資者：長(zhǎng)期投資者還是短期機(jī)會(huì)主義者？[J].金融研究，2012 （9）：141-154.

[55]陳德萍，曾智海.資本結(jié)構(gòu)與企業(yè)績(jī)效的互動(dòng)關(guān)系研究——基于創(chuàng)業(yè)板上市公司的實(shí)證檢驗(yàn)[J].會(huì)計(jì)研究，2012（8）： 66-71.

[56]李維安，李慧聰，郝臣.高管減持與公司治理對(duì)創(chuàng)業(yè)板公司成長(zhǎng)的影響機(jī)制研究[J].管理科學(xué)，2013，26（4）： 1-12.

[57]劉林，倪玉娟.股市流動(dòng)性，市場(chǎng)關(guān)注度與創(chuàng)業(yè)板上市公司轉(zhuǎn)板選擇——兼論我國(guó)多層次資本市場(chǎng)建設(shè)[J]. 證券市場(chǎng)導(dǎo)報(bào)，2012（5）： 57-66.

[58]PETERSEN M A.Estimating standard errors in finance panel data sets：Comparing approaches[J].Review of financial studies，2009，22（1）：435-480.