當(dāng)股市遭遇危機(jī)時(shí)，政府直接購買股票以支持股市的舉措并不少見，例如在1997年亞洲金融危機(jī)時(shí)香港政府就曾動(dòng)用1200億港元購買股票、2008年全球金融危機(jī)時(shí)美國政府就曾通過各種計(jì)劃對特定金融機(jī)構(gòu)進(jìn)行投資并購買資產(chǎn)。

盡管政府對股市干預(yù)具有廣泛的潛在影響，但其并未在學(xué)術(shù)文獻(xiàn)里受到廣泛關(guān)注。由于缺乏反設(shè)事實(shí)，政府直接干預(yù)股市是否有效、如何有效以及在干預(yù)過程中政府可能要權(quán)衡什么事項(xiàng)依舊是值得思考的問題。

來自哥倫比亞大學(xué)的鄧志偉、華東師范大學(xué)的李蔚、復(fù)旦大學(xué)的王永欽的論文“Government Stock Purchase Undermines Price Informativeness: Evidence from China’s ‘National Team’”于2023年5月獲被金融學(xué)國際頂級期刊《Journal of Financial and Quantitative Analysis》接收。

作者利用了2015年中國股市來探討中國政府及其國有金融機(jī)構(gòu)購買股票后給股市的價(jià)格波動(dòng)、信息效率、投資者行為帶來的影響，發(fā)現(xiàn)政府購買股票的行為在降低股市波動(dòng)的同時(shí)也降低了股價(jià)的信息含量。

如此一來，投資者會(huì)嘗試獲取更多有關(guān)政府干預(yù)的信息而不是有關(guān)基本面的信息。關(guān)于政府干預(yù)的信息被披露后，關(guān)于預(yù)股票的信息生產(chǎn)將減少，信息不對稱將會(huì)下降。

本研究揭示了政府購買股票時(shí)需要在平抑股市波動(dòng)和保證信息效率之間權(quán)衡。

01

制度背景

1.1

2015年中國股市

2015年上半年，中國股市快速上漲，受監(jiān)管的保證金交易和不受監(jiān)管的杠桿資金都在此期間急劇擴(kuò)張。在2015年1-5月，中國的主要股指：上證50指數(shù)和滬深300指數(shù)分別上漲了17.4%和32.9%。鑒于不受監(jiān)管的融資融券業(yè)務(wù)的快速擴(kuò)張可能存在風(fēng)險(xiǎn)，中國于2015年6月12日發(fā)布了一項(xiàng)嚴(yán)格的命令：禁止所有證券公司為不受監(jiān)管的融資融券業(yè)務(wù)提供便利。

然而，主要的股指在接下來的一周（2015年6月15日-6月19日）卻下跌了13%，這是自2008年全球金融危機(jī)以來的最大單周跌幅。投資者驚慌失措，這一下跌甚至還加速演變成長達(dá)1個(gè)月的股市，抹去了約40%的總市值。人們普遍認(rèn)為股價(jià)大幅下跌是過度使用杠桿和去杠桿過程引發(fā)的隨后轉(zhuǎn)售引起的，高杠桿投資者破產(chǎn)也導(dǎo)致了大規(guī)模強(qiáng)制清算和股價(jià)進(jìn)一步下跌現(xiàn)象的出現(xiàn)。

為了阻止股價(jià)下跌，中國政府采取了各種干預(yù)措施：暫停IPO、限制指數(shù)期貨交易、通過國有金融機(jī)構(gòu)購買股票等。

1.2

“國家隊(duì)”干預(yù)

在這些干預(yù)措施中，最不尋常的是讓國有金融機(jī)構(gòu)直接購買股票，而這些國有金融機(jī)構(gòu)則被媒體稱為“國家隊(duì)”?！皣谊?duì)”大規(guī)模購買股票始于2015年7月6日，但是詳細(xì)的股票購買組合直到2015年10月才公開?！皣谊?duì)”由四類金融機(jī)構(gòu)組成：

（1）中國證券金融股份有限公司；

（2）CSF基金；

（3）匯金投資；

（4）國家外匯管理局投資平臺(tái)，具體信息見表1所示。

中國的上市公司在2015年第三季度財(cái)務(wù)報(bào)告中披露了前10大股東，而“國家隊(duì)”正是1401家上市公司的前10大股東之一。“國家隊(duì)”作為前10大股東之一所覆蓋的公司數(shù)量（1401家）達(dá)中國證券交易所所有上市公司數(shù)量的一半以上；“國家隊(duì)”的股票投資組合價(jià)值超過1.6萬億元人民幣，占2015年第三季度總市值的4.3%（見圖1）。

中國還承諾“國家隊(duì)”將作為市場穩(wěn)定器，在必要時(shí)繼續(xù)干預(yù)股市。只要在隨后的上市公司季度財(cái)務(wù)報(bào)告中發(fā)現(xiàn)“國家隊(duì)”的股票投資組合發(fā)生變化，那便預(yù)示著未來的政府干預(yù)。

進(jìn)一步分析“國家隊(duì)”股票投資組合的流入（inflows）和流出（outflows）可以發(fā)現(xiàn)：從2017年第二季度開始，大量流入和流出似乎交替出現(xiàn)，傳聞?wù)f“國家隊(duì)”存在轉(zhuǎn)換股票購買賬戶的行為，為此在后續(xù)的分析中作者便使用了2013年第三季度至2017年第二季度的數(shù)據(jù)。

自然地，我們想問“國家隊(duì)”買的是什么樣的股票？最初幾天，“國家隊(duì)”大舉購買藍(lán)籌股，但這并沒有阻止股市走弱，為此“國家隊(duì)”進(jìn)一步擴(kuò)大了干預(yù)范圍，其投資組合包括了多種股票?！皣谊?duì)”似乎遵循“低買高賣”的簡單規(guī)則，在2015年第三季度，預(yù)股票的表現(xiàn)遜于非預(yù)股票，而之后“國家隊(duì)”更傾向于賣出（買入）收益較高（較低）的股票。

02

概念框架與研究假設(shè)

2.1

概念框架

為了分析“國家隊(duì)”干預(yù)引致的影響，作者使用了Brunnermeier et al.(2021)的理論框架，具體地：Brunnermeier et al.(2021)提出了一個(gè)研究政府干預(yù)影響中國金融市場的模型，該模型包括噪聲交易者、投資者、政府這主體，其中噪聲交易者引致了短期股價(jià)波動(dòng)，有策略但目光短淺的投資者推測他們的私人信息并為噪聲交易者提供流動(dòng)性，政府打算通過打擊噪聲交易者來穩(wěn)定股市。在這一模型框架下，資產(chǎn)價(jià)格由噪聲交易、資產(chǎn)基本面和干預(yù)噪聲共同決定。

他們的研究指出：在某些情況下，由于政府干預(yù)實(shí)質(zhì)性地影響未來的股票收益，因此投資者可能會(huì)被誘使去獲取關(guān)于政府干預(yù)的信息而不是關(guān)于資產(chǎn)基本面的信息，畢竟投資者擁有關(guān)于政府干預(yù)的信息的話是可以更好地預(yù)測未來的股票收益的，如此一來，股市的信息效率將會(huì)降低，即便政府確實(shí)穩(wěn)定了股市。

基于上述概念框架，作者將“國家隊(duì)”干預(yù)的影響分解為兩個(gè)方面：交易效應(yīng)和披露效應(yīng)，見圖3所示，具體地：

在第一階段，“國家隊(duì)”進(jìn)行實(shí)際的干預(yù)交易，這可能會(huì)影響預(yù)股票的表現(xiàn)，而這一效應(yīng)被作者稱為“交易效應(yīng)”（trading effect）。與“國家隊(duì)”的設(shè)置相對應(yīng)的是，股市中的投資者在第一階段承認(rèn)政府干預(yù)的存在，但由于關(guān)于“國家隊(duì)”的股票投資組合信息沒有被披露，因此股市中的投資者可以去推斷“國家隊(duì)”股票投資組合的構(gòu)成，可以去預(yù)期相關(guān)股票的表現(xiàn)。

在第二階段，詳細(xì)的股票投資組合信息已經(jīng)公開，這使得股市中的投資者能夠更加準(zhǔn)確地預(yù)測未來政府的干預(yù)措施和股票價(jià)格。在這里，詳細(xì)的干預(yù)信息的披露可能會(huì)改變投資者的信息選擇，從而影響相關(guān)股票的表現(xiàn)，而這一效應(yīng)被作者稱為“披露效應(yīng)”（disclosure effect）。

概而言之，交易效應(yīng)是指“國家隊(duì)”干預(yù)如何通過交易影響股市（“國家隊(duì)”做什么？）；披露效應(yīng)捕獲了股市對“國家隊(duì)”的股票投資組合信息披露的反應(yīng)（股市知道什么以及如何響應(yīng)？）。交易效應(yīng)通過交易直接抵消噪聲，從而降低股價(jià)波動(dòng)；披露詳細(xì)的股票投資組合信息有助于投資者更好地預(yù)測未來的干預(yù)措施，從而增加了股票購買的潛在收益。

2.2

研究假設(shè)

實(shí)際上，獲取關(guān)于“國家隊(duì)”的股票投資組合信息具有兩種潛在的后果：（1）以政府為中心的均衡（government-centric equilibrium）：預(yù)測精度的顯著提高足以使投資者獲得關(guān)于“國家隊(duì)”干預(yù)的信息而不是關(guān)于資產(chǎn)基本面的信息。投資者更有可能與“國家隊(duì)”一起交易，從而降低股市波動(dòng)性。

（2）以基本面為中心的均衡（fundamental-centric equilibrium）：關(guān)于“國家隊(duì)”干預(yù)的信息的詳細(xì)披露所帶來的好處可以忽略不計(jì)，投資者不會(huì)去關(guān)注這些信息，反而是去關(guān)注關(guān)于資產(chǎn)基本面的信息，于是關(guān)于“國家隊(duì)”干預(yù)的信息的披露不會(huì)對股市波動(dòng)性產(chǎn)生影響。為此，作者提出了以下假設(shè)：

假設(shè)1：交易效應(yīng)降低了股市波動(dòng)。在以政府為中心的情形下，披露效應(yīng)降低了股價(jià)波動(dòng)；在以基本面為中心的情形下，披露效應(yīng)對股價(jià)波動(dòng)沒有影響。

實(shí)際上，“國家隊(duì)”干預(yù)可能會(huì)對市場效率產(chǎn)生意料之外的后果，這可以通過股票的價(jià)格信息含量來衡量。對于交易效應(yīng)而言，“國家隊(duì)”購買股票對價(jià)格信息含量的影響是模糊的：“國家隊(duì)”干預(yù)可以抵消部分噪聲交易來提高市場效率，但同時(shí)也引入了新的噪聲進(jìn)而降低了市場效率。

對于披露效應(yīng)而言，其對價(jià)格信息含量的影響取決于披露驅(qū)動(dòng)的預(yù)測精度提升是否足夠顯著：在以政府為中心的情形下，投資者獲取的是關(guān)于“國家隊(duì)”干預(yù)的信息而不是關(guān)于資產(chǎn)基本面的信息，那么價(jià)格信息含量較小；在以基本面為中心的情形下，投資者獲取的是關(guān)于資產(chǎn)基本面的信息，那么價(jià)格信息含量不受關(guān)于“國家隊(duì)”干預(yù)的信息披露的影響。為此，作者提出了以下假設(shè)：

假設(shè)2：“國家隊(duì)”交易股票對價(jià)格信息含量的影響是模糊的。在以政府為中心的情形下，披露效應(yīng)降低了價(jià)格信息含量；在以基本面為中心的情形下，披露效應(yīng)對價(jià)格信息含量沒有影響。

實(shí)際上，在以政府為中心和以基本面為中心的情形下，投資者的信息選擇是不同的。具體地，在以政府為中心的情形下，關(guān)于“國家隊(duì)”股票投資組合信息的披露會(huì)誘導(dǎo)投資者去了解干預(yù)信息，從而導(dǎo)致私人信息生產(chǎn)減少。然而在以基本為中心的情形下，信息生產(chǎn)不受影響，私人信息產(chǎn)出越多，投資者之間的信息不對稱程度越大。為此，作者提出了以下假設(shè)：

假設(shè)3：在政府為中心的情形下，披露效應(yīng)降低了信息生產(chǎn)（信息不對稱）；在以基本面為中心的情形下，披露效應(yīng)對信息生產(chǎn)（信息不對稱）沒有影響。

03

數(shù)據(jù)與變量

本研究的數(shù)據(jù)有兩個(gè)主要來源：一是從Wind獲取“國家隊(duì)”在每個(gè)季度的股票持有記錄；二是從CSMAR數(shù)據(jù)庫獲取剩余數(shù)據(jù)。

由于“國家隊(duì)”干預(yù)始于2015年7月，外加“國家隊(duì)”在2017年第二季度后可能存在轉(zhuǎn)換股票賬戶的行為，因此作者選取的樣本期為2013年7月至2017年6月，涵蓋了股市前后大約2年的時(shí)間；選取的樣本為除了滬深300指數(shù)成分股和創(chuàng)業(yè)板股票之外的所有A股股票。

本研究的主要因變量為波動(dòng)率（volatility）和價(jià)格信息含量（price informativeness）。對于波動(dòng)率，作者使用了日內(nèi)波動(dòng)率（intra-day volatility）和日間波動(dòng)率（inter-day volatility）來衡量，其中前者被用于主要的實(shí)證檢驗(yàn)中而后者則被用于穩(wěn)健性檢驗(yàn)。對于價(jià)格信息含量，作者使用了價(jià)格非同步性度量（price nonsynchronicity measure）來衡量。

04

實(shí)證設(shè)計(jì)

4.1

基線DID分析

作者首先參考Hanan,Hong,Jiang,Liu,and Meng(2021)中的動(dòng)態(tài)DID方法構(gòu)建了以下回歸方程，以檢驗(yàn)“國家隊(duì)”購買股票的總體影響：

其中：i代表股票；t代表月份；??_i和??_t分別為股票固定效應(yīng)和年份-月份固定效應(yīng)；DEP_i,t代表在月份t里的股票i（因變量）；NT_i,t代表關(guān)鍵自變量，也是一個(gè)虛擬變量，即如果“國家隊(duì)”在月份t持有股票i的話則其為1；NT_i,t的系數(shù)??₁既反映了交易效應(yīng)又反映了披露效應(yīng)。

4.2

交易效應(yīng)

交易效應(yīng)反映了“國家隊(duì)”干預(yù)如何通過交易影響股市。在這里，作者將“國家隊(duì)”干預(yù)的時(shí)期分為兩段：

一是“國家隊(duì)”在2015年10月披露其詳細(xì)股票投資組合信息之前的交易期，即2015年7月-9月這一交易期（被作者稱為初始交易期或初始干預(yù)期）；

二是初始干預(yù)期之后的時(shí)期，即2015年10月-2017年6月這一交易期。作者為這兩段干預(yù)期分別設(shè)置了虛擬變量：INIT_t和REMAIN_t，然后將這兩個(gè)變量分別與NT_i,t交互后得到以下回歸方程：

其中：??₁測度了初始干預(yù)期里“國家隊(duì)”干預(yù)造成的影響，但不包含披露效應(yīng)，畢竟在這一時(shí)期里詳細(xì)的“國家隊(duì)”股票投資組合信息尚未披露，可即便如此，作者還是不能排除有一些老道的投資者可能會(huì)正確推斷2015年第三季度“國家隊(duì)”的股票交易計(jì)劃，因此預(yù)期效應(yīng)也會(huì)被??₁捕捉。

4.3

披露效應(yīng)

影響信息披露效果的是投資者在做出交易決策時(shí)知道什么。投資者了解的不是當(dāng)期“國家隊(duì)”的股票投資組合，而是上市公司最新的季度報(bào)告中披露的（可能是滯后的）“國家隊(duì)”持有股票的數(shù)據(jù)。如果在月份t，最新的季度報(bào)告披露“國家隊(duì)”持有股票i，那么作者可以定義變量DNT_i,t等于1。

但是，僅僅DNT_i,t尚不足以清楚地估計(jì)披露效應(yīng)，這是因?yàn)樵谠路輙里公開的預(yù)的股票可能會(huì)被“國家隊(duì)”同時(shí)交易，如此一來DNT_i,t的系數(shù)還會(huì)捕捉到交易效應(yīng)。

因此，作者進(jìn)一步將DNT_i,t與虛擬變量UN_i,t交互。其中，當(dāng)“國家隊(duì)”不在月份t交易股票時(shí)UN_i,t等于1，DNT_i,t×UN_i,t控制了“國家隊(duì)”進(jìn)行股票交易造成的潛在影響，從而可以捕捉到（純）披露效應(yīng)。這里的回歸方程如下所示：

05

實(shí)證檢驗(yàn)：“國家隊(duì)”干預(yù)與波動(dòng)率

5.1

主要的實(shí)證結(jié)果

本部分探討了“國家隊(duì)”干預(yù)對波動(dòng)率的影響，表3給出了回歸結(jié)果。具體地：

列（1）揭示了“國家隊(duì)”持股比例與波動(dòng)率之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)“國家隊(duì)”較大的持股比例與較低的波動(dòng)率相關(guān)，由此可見“國家隊(duì)”干預(yù)可以削弱股價(jià)波動(dòng)。

列（2）中NT的系數(shù)揭示了“國家隊(duì)”持股對預(yù)股票的價(jià)格波動(dòng)率的總體影響，與假設(shè)1一致，與干預(yù)組樣本平均值相比，“國家隊(duì)”干預(yù)與波動(dòng)率降低3.45%相關(guān)。

列（3）-（5）估計(jì)了交易效應(yīng)和披露效應(yīng)，其中列（3）中INIT×NT的系數(shù)為負(fù)，在1%的水平上顯著，表明在2015年第三季度“國家隊(duì)”干預(yù)與波動(dòng)率降低5.65%相關(guān)。列（4）揭示了股票投資組合信息的披露對波動(dòng)率的影響，而這一影響由DNT和DNT×UN的系數(shù)之和給出。DNT×UN的系數(shù)為負(fù)且在1%的水平上顯著，表明股票投資組合信息的披露導(dǎo)致波動(dòng)率進(jìn)一步下降。

在列（5）中，作者進(jìn)一步區(qū)分了信息披露的內(nèi)容。無論信息的披露是否涉及“國家隊(duì)”持股的增加、減少或者是不變，信息的披露始終都與較低的波動(dòng)率相關(guān)，投資者對“國家隊(duì)”增加持股量的反應(yīng)比對“國家隊(duì)”減少或不改變持股量的反應(yīng)更強(qiáng)烈。

為確保結(jié)果不受預(yù)股票和非預(yù)股票之間差異的影響，作者還使用了PSM匹配樣本重新進(jìn)行回歸分析，如列（6）-（8）所示。盡管公司數(shù)量減少了近一半，但列（6）-（8）中的回歸結(jié)果與整個(gè)樣本結(jié)果的大小和顯著性相似。

此外，作者還進(jìn)行了一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)以支持實(shí)證分析，概而言之，實(shí)證結(jié)果支持假設(shè)1中描述的以政府為中心的情形：“國家隊(duì)”干預(yù)降低了股市波動(dòng)，交易效應(yīng)和披露效應(yīng)都有助于波動(dòng)率的下降。

06

實(shí)證檢驗(yàn)：“國家隊(duì)”干預(yù)與價(jià)格信息含量

6.1

主要的實(shí)證結(jié)果

上一部分的結(jié)果表明“國家隊(duì)”干預(yù)降低了股市波動(dòng)，從而穩(wěn)定了股市，而本部分則關(guān)注信息效率，表6報(bào)告了回歸結(jié)果。具體地：

列（1）揭示了“國家隊(duì)”持股比例與價(jià)格信息含量的負(fù)向關(guān)系，與整個(gè)樣本平均值相比，平均而言，國家隊(duì)持股3.08%的預(yù)股票的價(jià)格信息含量比非預(yù)股票的價(jià)格信息含量低4.6%。

列（2）揭示了“國家隊(duì)”干預(yù)對價(jià)格信息含量的總體影響不顯著。

列（3）-（5）進(jìn)一步區(qū)分了交易效應(yīng)和披露效應(yīng)。列（3）中INIT×NT的系數(shù)為正，但不顯著，表明在初始干預(yù)期里“國家隊(duì)”干預(yù)對價(jià)格信息含量的影響較弱。

列（4）中DNT×UN的系數(shù)顯著為負(fù)，表明“國家隊(duì)”股票持有量信息的詳細(xì)披露顯著降低了價(jià)格信息含量；DNT和DNT×UN的系數(shù)之和表明，與干預(yù)組樣本平均值相比，價(jià)格信息含量下降了13.1%。此外，列（5）中DINC×UN、DUN×UN和DDEC×UN的系數(shù)表明，“國家隊(duì)”股票投資組合信息的披露導(dǎo)致的價(jià)格信息含量降低范圍為5.84%-28.5%。

作者還使用了PSM匹配樣本重新進(jìn)行回歸分析，如列（6）-（8）所示，發(fā)現(xiàn)結(jié)果是穩(wěn)健的。

概而言之，實(shí)證結(jié)果支持假設(shè)2中描述的以政府為中心的情形：“國家隊(duì)”干預(yù)稍微降低了價(jià)格信息含量。交易效應(yīng)對價(jià)格信息含量的影響不顯著，而披露效應(yīng)則降低了價(jià)格信息含量。

07

結(jié)論

本研究考察了2015年中國股市期間政府/“國家隊(duì)”直接參與股票交易的大規(guī)模干預(yù)行為。經(jīng)過嚴(yán)謹(jǐn)?shù)膶?shí)證研究后，作者得出了以下主要結(jié)果：

政府/“國家隊(duì)”干預(yù)降低了預(yù)股票的波動(dòng)性和價(jià)格信息含量。政府/“國家隊(duì)”干預(yù)的影響可分解為兩個(gè)方面：交易效應(yīng)和披露效應(yīng)：直接交易降低了股市波動(dòng)，從而穩(wěn)定了股市，但是作者強(qiáng)調(diào)，關(guān)于政府/“國家隊(duì)”干預(yù)信息的披露還會(huì)誘使投資者將注意力從資產(chǎn)基本面信息轉(zhuǎn)移到政府/“國家隊(duì)”干預(yù)信息上，從而導(dǎo)致股市波動(dòng)性進(jìn)一步降低。但與此同時(shí)，股票的價(jià)格信息含量在減少，股市的信息效率在降低，被政府/“國家隊(duì)”購買的股票出現(xiàn)定價(jià)錯(cuò)誤。此外，關(guān)于政府干預(yù)的信息被披露后，關(guān)于預(yù)股票的信息生產(chǎn)將減少，信息不對稱將會(huì)下降。

上述發(fā)現(xiàn)為政府干預(yù)股票市場提供了一些線索。如果發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體和新興經(jīng)濟(jì)體的股市都存在過多的投機(jī)易，那么減少股市波動(dòng)可能是社會(huì)所需要的，而股票的價(jià)格信息含量降低則主要是由政府的股票投資組合信息披露造成的。概而言之，政府直接參與股票交易來干預(yù)股票市場時(shí)需要在平抑股市波動(dòng)和保證信息效率之間權(quán)衡。