一、引言

随着机构投资者的不断发展壮大，单一机构投资者同时持有同行业多家企业股权(共同机构所有权)的现象在资本市场上已经非常普遍^[1]。机构投资者扎根于特定行业，持有多家行业内企业股权，被称为共同机构投资者。据统计，美国约有60%的上市公司因共同机构投资者的持股形成关联^[1]。虽然中国资本市场起步较晚，但据本研究统计，截至2020年底有超过22%的中国上市公司存在共同机构投资者。共同机构投资者具有参与公司治理或合谋的可能，在共同机构所有权日益普遍的背景下，探索其经济后果具有重要意义。股价崩盘是资本市场的极端经济后果，会使得投资者损失重大，投资信心低迷，金融市场动荡，危害实体经济的健康发展。机构投资者是资本市场重要组成，其如何影响股价崩盘风险在学术研究上存在争议。现有研究多假设机构投资者是同质的，探索机构投资者整体持股在资本市场上的作用。然而，这种同质化假设忽视了共同机构投资者的特征。事实上，共同机构投资者扎根于特定行业，在信息、治理意愿和能力方面存在巨大差异。共同机构所有权提供了重要的视角，使研究能够更为细腻地刻画机构投资者如何影响股价崩盘风险。本研究试图厘清共同机构所有权是加剧还是抑制股价崩盘风险，并探讨其中的影响机制。

本研究以2000—2020年沪深A股上市公司数据为样本，实证分析共同机构所有权对企业股价崩盘风险的影响。可能的贡献在于：第一，提供了进一步认识共同机构所有权经济影响的新证据。目前国内有关共同机构所有权的实证研究较少，并且尚未形成较为一致的观点^[2-3]。本研究证实共同机构所有权能够降低股价崩盘风险，为共同机构所有权的监督治理作用提供新的证据；将共同机构所有权与股价崩盘这一资本市场的极端经济后果联系起来，指出产品市场和公司行为之外的经济后果。第二，拓展了机构投资者与股价崩盘风险关系的研究视角。本研究从共同机构所有权的角度，分析了扎根于特定行业的机构投资者对企业股价崩盘风险的影响，有利于更加深刻地认识机构投资者。第三，为市场各主体提供了有价值的理论参考，有利于企业、机构投资者和政府监管部门认识到共同机构所有权对于稳定资本市场的重要作用，并采取相应措施。

二、文献回顾与研究假设 (一) 文献回顾

共同机构所有权是资本市场不断发展的产物，因其日渐普遍而备受学者关注。现有文献认为共同机构所有权具有合谋或治理的两种可能。从合谋的角度看，共同机构投资者为实现投资组合价值最大化会通过促使企业签订低薪酬业绩敏感性的CEO合同^[4]、减少企业投资^[3]、形成联盟^[1]来降低企业间竞争程度^[5]，这提高了企业在产品市场上的定价能力^[6]和市场份额^[1]。但也有研究表明共同机构所有权没有降低行业竞争程度^[7]，并未导致产品价格上涨^[8]。从治理的角度看，共同机构所有权的存在将同行企业间的外部性内部化，使得共同机构投资者加强对管理层的监督^[9]，促使企业增加研发投入^[10]，提高企业社会责任投资^[11]和信息披露意愿^[12]以及抑制企业操纵财务信息的行为^{[2, 13]}。综上，现有文献对共同机构所有权的研究主要集中于产品市场竞争以及公司行为上，而且观点尚未达成统一。因此，有必要从更多的维度来探讨共同机构所有权的经济影响。

股价崩盘风险是一种极端经济后果，指个股特有收益出现极端负值的概率。公司管理层出于岗位晋升、薪酬激励及构建商业帝国等考虑，往往会选择暂时隐藏公司内部的坏消息，一旦累积的坏消息超过可容纳上限将集中释放，股价崩盘现象就会发生^[14-15]。基于上述股价崩盘的形成机理，已有研究从代理视角揭示了管理层期权激励^[16]、超额在职消费^[17]、过度投资^[18]及高管减持^[19]等自利动机、独立董事缺乏独立性^[20]和大股东数量少^[21]等治理问题会增加股价崩盘风险；从信息视角指出提高公司会计稳健性^[22]、会计信息可比性^[23]、行政审计监管^[24]及内部控制信息披露^[25]有助于降低股价崩盘风险。研究还发现，社会信任^[26]、宗教传统^[27-28]及儒家文化^[29]等非正式制度也能够降低股价崩盘风险。然而，目前研究主要是从机构投资者总体持股比例来考察机构投资者对股价崩盘的影响，且结论还存在分歧^[30-31]。

(二) 研究假设

从股价崩盘形成机理可知，股东与管理层之间的代理行为和信息不对称是形成股价崩盘的重要因素，这为本研究考察共同机构所有权对股价崩盘风险的影响提供了理论视角。

共同机构所有权加强了对企业的监督治理，缓解了股东与管理层的代理问题。首先，公司治理会对同行企业产生外部性^[32]。相比较于一般机构投资者，共同机构投资者不仅可以从企业治理水平的提高中获益，而且可以从其投资组合中同行业其他企业的治理改善中获益^[9]，所以共同机构投资者具有更强的意愿参与公司治理、提高公司治理水平，如投票反对管理层提出的不利于公司的方案^[9]，甚至辞退不合格的管理者^[33]。其次，同行业的企业经营管理具有共性，如采取类似的财务政策和会计特别处理方式。共同机构投资者监督治理投资组合中的同行业公司，可以不断积累该行业的信息和专业知识，有效地提升监督能力^[33]。研究表明，长期积累的行业专长有助于更有效地识别出企业报表存在的问题，降低公司股价崩盘风险^[34]。最后，除了行业知识，共同机构投资者还积累了治理经验，能有效地降低治理成本^[13]。随着其投资组合内同行业企业数量的增加，单位监督成本会降低^[33]。因此，共同机构投资者具有更强的意愿、更专业的知识、更低的成本对企业进行监督治理，缓解股东与管理层的代理问题、减少管理层的自利行为，降低企业的股价崩盘风险。

共同机构所有权提高了信息披露质量，降低了投资者与管理层之间的信息不对称。企业试图尽量避免同行通过本企业高质量的信息披露识别出有利可图的投资机会^[12]，因此倾向于披露低质量信息，甚至通过盈余管理给予同行错误信息，扭曲同行其他企业的投资行为^[35]，降低了同行公司的价值。企业的盈余管理行为不仅对同行公司施加了负外部性^[35]，而且增加了企业自身信息不对称，提高了股价崩盘风险^[14]。所以，对于共同机构投资者而言，投资组合内的某个企业的盈余管理行为不仅会增加其投资收益的波动，而且会降低组合内同行其他公司的价值，从而导致整个投资组合的收益降低^[1]。相反的，企业的高质量信息披露不仅可以提高企业自身的流动性和降低资本成本，还可以对同行业其他企业的流动性和资本成本产生溢出效应^[36]。在投资组合价值最大化的策略下，共同机构投资者会考虑盈余管理造成的损失及高质量信息披露带来的收益，通过影响董事会和管理层来影响企业决策^[7]，减少组合内企业的盈余管理、提高信息披露质量^{[2, 13]}。因此，共同机构投资者有意愿、有渠道提高企业信息披露质量，从而降低企业信息不对称，降低股价崩盘风险。基于上述分析，提出如下假设：

H1a: 共同机构所有权会降低企业股价崩盘风险。

共同机构所有权削弱了对企业的监督治理，加剧了股东与管理层之间的代理问题。根据理性疏忽范式，获取和处理信息需要付出巨大的成本^[37-38]。持股多家同行业企业的共同机构投资者受到有限注意力的约束，研究表明高效的注意力分配能够提高基金绩效^[38]。当机构投资者较少关注组合内的某家企业时，该企业管理层更可能转而谋求私利^[39]。相比一般机构投资者，共同机构投资者更可能面对需要监督的问题聚集出现的情况，因而难以在多家持股的企业之间有效分配和调整注意力，这给予了管理层在关键决策上谋求私利的机会，导致股价崩盘风险的增加。

共同机构所有权降低信息披露质量，增加了所有者与管理层之间的信息不对称。首先，尽管高质量的信息披露能够作用于组合内的企业，给共同机构投资者带来更大的收益，但是组合内企业的高质量信息披露可能会使组合外的竞争对手识别出有利可图的投资机会，增加了组合内企业的信息披露成本^[12]。所以，为了应对非组合内同行企业的竞争，共同机构投资者可能会推动组合内企业进行盈余管理以降低信息披露质量，扭曲非投资组合内的竞争对手的投资决策，降低其企业价值^[35]。其次，共同机构投资者本身的信息获取和处理能力较强，他们对高质量财务报表的需求较低，甚至可能倾向于降低信息透明度以保证其信息优势^[40]。因为在不透明的信息环境下，机构投资者基于私人信息获利的能力更强^[41]，他们甚至可以通过与管理层合谋提前获得上市公司重大信息以牟利^[42]。高质量的信息披露会降低共同机构投资者利用私人信息获利的能力^[12]，为了应对投资组合外同行企业的竞争并保持信息优势，共同机构投资者会促使企业降低信息披露质量，因而增加信息不对称程度，提高股价崩盘风险。基于上述分析，提出如下假设：

H1b: 共同机构所有权会提高企业股价崩盘风险。

从代理视角看，管理层具有谋求私人收益的动机，有可能让公司投资于净现值为负的项目，加剧公司的过度投资行为^[43]。研究发现，管理层与股东之间的代理问题会导致管理层的过度投资行为，进而提高公司股价崩盘风险^[18]，即管理层的过度投资行为可以反映管理层与股东之间的代理问题。因此，基于H1a和H1b的竞争性假设，提出如下假设：

H2a: 过度投资在共同机构所有权影响股价崩盘风险中发挥中介作用，即共同机构所有权会通过增加过度投资提高企业股价崩盘风险；或共同机构所有权通过减少过度投资降低企业股价崩盘风险。

从信息视角，财务报表是外部投资者获取公司内部信息的主要渠道。公司的盈余管理行为阻碍了真实会计信息的传递，增加了公司内部与外部投资者之间的信息不对称程度，导致公司股价崩盘风险的上升^[14]，即盈余管理可以反映管理层信息披露的质量。因此，基于H1a和H1b的竞争性假设，提出如下假设：

H2b: 盈余管理在共同机构所有权影响股价崩盘风险中发挥中介作用，即共同机构所有权会通过增加盈余管理提高企业股价崩盘风险；或共同机构所有权通过减少盈余管理降低企业股价崩盘风险。

三、研究设计 (一) 样本选择与数据来源

本研究以2000—2020年中国沪深A股上市公司为研究对象。研究中涉及的所有数据均来自CSMAR数据库。按照以往惯例和本研究的需要，对数据进行了以下处理：为了保证股价崩盘风险的有效估计，剔除了年交易周数小于30的样本；剔除银行、保险等金融行业企业的样本；剔除上市当年及之前年度的样本；剔除被ST、PT的样本；剔除相关数据缺失的样本；为避免极端值的影响，对研究中所涉及的主要连续变量在1%和99%的水平进行缩尾处理。最后，得到3 534家公司共计32 022个观测值构成的样本数据。

(二) 模型设定

为了验证研究假设H1，构建如下回归模型：

$ \text { CrashRisk }_{i, t+1}=\beta_0+\beta_1 \mathrm{CIO}_{i, t}+\gamma \text { Controls }_{i, t}+\sum\nolimits_t \text { Year }_{\mathrm{t}}+\sum\nolimits_j \text { Industry }_j+\varepsilon_{i, t} $

(1)

其中，CrashRisk_{i, t+1}为i股票在t+1年的股价崩盘风险指标，分别用负收益偏态系数NCSKEW和收益上下波动比率DUVOL进行衡量；CIO为共同机构所有权衡量指标；Controls为一系列控制变量；∑Year和∑Industry分别为年度、行业固定效应；β、γ均为系数；ε为随机扰动项。若系数β₁显著为负，则表明假设H1a成立，共同机构所有权能够降低股价崩盘风险。

为了验证研究假设H2，本研究借鉴温忠麟等^[44]的中介效应分析方法进行检验。构建如下回归模型：

$ \operatorname{Med}_{i, t}=\alpha_0+\alpha_1 \mathrm{CIO}_{i, t}+\gamma \text { Controls }_{i, t}+\sum\nolimits_t \text { Year }_t+\sum\nolimits_j \text { Industry }_j+\varepsilon_{i, t} $

(2)

$ \text { CrashRisk }_{i, t+1}=\beta_0+\beta_1 \mathrm{CIO}_{i, t}+\beta_2 \mathrm{Med}_{i, t}+\gamma \text { Controls }_{i, t}+\sum\nolimits_t \text { Year }_t+\sum\nolimits_j \text { Industry }_j+\varepsilon_{i, t} $

(3)

其中，Med为中介变量，分别用过度投资OVERINV和盈余管理EM进行衡量；其他则与模型(1)中一致。若模型(1)的系数β₁、模型(2)的系数α₁和模型(3)中的系数β₂显著，则假设H2成立。若假设H2成立且模型(3)中的系数β₁也显著，则过度投资OVERINV和盈余管理EM具有部分中介效应；若假设H2成立而模型(3)中的系数β₁不显著，则过度投资OVERINV和盈余管理EM具有完全中介效应。

(三) 变量定义

(1) 股价崩盘风险。借鉴Jin等^[15]和许年行等^[45]相关研究，采用以下步骤计算两个股价崩盘风险指标：

首先，对模型(2)进行回归得到残差项e_{i, t}：

$ r_{i, t}=\beta_0+\beta_1 r_{m, t-2}+\beta_2 r_{m, t-1} \beta_3 r_{m, t}+\beta_4 r_{m, t+1}+\beta_5 r_{m, t+2}+e_{i, t} $

(4)

其中，r_{i, t}为股票i在第t周的收益率；r_{m, t}为A股市场在t周经流通市值加权的平均收益率。定义w_{i, t}=ln(1+e_{i, t})为股票i在t周的特有收益率。

进一步地，基于股票周特有收益率构建负收益偏态系数NCSKEW和收益上下波动比率DUVOL。计算公式分别如式(5)、式(6)所示：

$ \operatorname{NCSKEW}_{i, t}=-\left[n(n-1)^{3 / 2} \sum w_{i, t}^3\right] /\left[(n-1)(n-2)\left(\sum w_{i, t}^2\right)^{3 / 2}\right] $

(5)

$ \operatorname{DUVOL}_{i, t}=\lg \left\{\left[\left(n_u-1\right) \sum\nolimits_{\mathrm{down}} w_{i, t}^2\right] /\left[\left(n_{\mathrm{down}}-1\right) \sum\nolimits_{\mathrm{up}} w_{i, t}^2\right]\right\} $

(6)

其中，n为股票i在t年的交易周数；n_up和n_down分别为股票i的周特有回报率w_{i, t}大于和小于其年均收益率的周数。NCSKWE和DUVOL的值越大，公司股价崩盘风险越高。

(2) 共同机构所有权。参考He等^[1]研究，本研究以下述三个变量来衡量上市公司共同机构所有权：一是共同机构所有权虚拟变量(CIO1)，任何一个季度存在共同机构投资者，CIO1为1，否则为0。其中，共同机构投资者是指在两家及以上同行业公司中均持有不低于5%股权的机构投资者。二是共同机构所有权联结程度(CIO2), 表示上市公司共同机构投资者年度数量加1取自然对数。三是共同机构所有权持股比例(CIO3), 表示上市公司年度共同机构投资者年度持股比例总和。共同机构所有权联结程度和持股比例在具体计算时，其年度值是通过计算季度指标的均值得到。

(3) 中介变量。过度投资(OVERINV)借鉴Richardson^[46]的研究，通过模型(7)来计算：对模型(7)进行回归求得残差；若残差大于0则不变，若小于0则为0。对于盈余管理(EM)，采用修正的Jones模型进行度量。

$ \begin{aligned} \operatorname{Inv}_{i, t}= & \beta_0+\beta_1 Q_{i, t-1}+\beta_2 \operatorname{Lev}_{i, t-1}+\beta_3 \operatorname{Cash}_{i, t-1}+\beta_4 \operatorname{Age}_{i, t-1}+\beta_5 \operatorname{Size}_{i, t-1}+\beta_6 \operatorname{Ret}_{i, t-1}+ \\ & \beta_7 \operatorname{Inv}_{i, t-1}+\sum\nolimits_t \operatorname{Year}_t+\sum\nolimits_j \operatorname{Industry}_{\mathrm{j}}+\varepsilon_{i, t} \end{aligned} $

(7)

其中，Inv为公司当年的投资水平，Inv=(购建固定资产、无形资产及其他长期资产的支出+取得子公司及其他营业单位支付的现金净额-固定资产折旧、油气资产折耗、生产性生物资产折旧-处置固定资产、无形资产和其他长期资产收回的现金净额)/总资产；Q为托宾Q值；Lev为资产负债率；Cash为现金及现金等价物占总资产比重；Age为上市年限取自然对数；Size为公司总资产的自然对数；Ret为考虑现金红利再投资的股票年回报率。

(4) 控制变量。参考现有文献的做法，本研究选取了以下控制变量：当期股价的负收益偏态系数(NCSKEW)、公司规模(Size)、资产负债率(Lev)、总资产收益率(Roa)、账市比(Bm)、年度周平均收益率(Ret)、股票年度周收益率标准差(Sigma)、月均超额换手率(Dturn)、公司信息透明度(Absacc)、机构投资者持股比例(Institu)、第一大股东持股比例(Top1)和独立董事比例(Indep)。为了保证结论的稳健性，对本研究涉及的回归模型的标准误进行了公司层面的Cluster调整。研究中主要涉及的变量定义及测算方法如表 1所示。

四、实证结果 (一) 描述性统计

主要变量的描述性统计结果如表 2所示。由表 2可知，被解释变量NCSKEW和DUVOL的均值分别为-0.271、-0.183，与近年研究相似^[45]。在解释变量方面，共同机构所有权联结程度CIO2和持股比例CIO3的标准差较大，说明中国A股上市公司间共同机构所有权差异较大。

(二) 基准回归

共同机构所有权与股价崩盘风险的基准回归结果如表 3所示。表 3中(1)~(3)列结果显示，当负收益偏态系数NCSKEW_t+1为股价崩盘风险指标时，共同机构所有权CIO1、CIO2、CIO3的系数均显著为负，即共同机构所有权的存在能够降低股价崩盘风险，并且共同机构所有权联结程度、持股比例越高，公司股价未来的崩盘风险越小，该结论支持了研究假设H1a。当使用收益上下波动比率DUVOL_t+1衡量股价崩盘风险时，由表 3中(4)~(6)列的结果也可以得到类似结论。由此可知，共同机构所有权可以降低上市公司股价崩盘风险。

(三) 影响机制检验

通过基准回归的结果可知，共同机构所有权能够降低股价崩盘风险。然而，共同机构投资者的存在是否缓解代理问题以及提高信息披露质量，目前还有待进一步检验。为了验证共同机构所有权降低股价崩盘风险的机制，我们对假设H2进行检验。过度投资(OVERINV_t)的中介效应检验结果如表 4所示，由表 4(1)~(3)列的回归结果可知，共同机构所有权能够显著降低管理层的过度投资行为。进一步地，由表 4(4)~(6)列可知，中介过度投资(OVERINV_t)的回归系数显著为正，共同机构所有权(CIO1_t、CIO2_t、CIO3_t)的回归系数显著为负。结合表 3，这些回归结果表明，过度投资在共同机构所有权降低股价崩盘风险方面起到了部分中介作用，支持研究假设H2a。盈余管理(EM_t)的中介效应检验结果如表 5所示，由表 5(1)~(3)列的结果可知，共同机构所有权显著降低公司的盈余管理程度。进一步地，由表 5(4)~(6)列可知，中介盈余管理(EM_t)的系数显著为正，共同机构所有权(CIO1_t、CIO2_t、CIO3_t)的回归系数显著为负。结合表 3可知，盈余管理在共同机构所有权降低股价崩盘风险同样起到了部分中介作用, 支持研究假设H2b。因此，从以上中介检验结果可知，共同机构所有权一方面通过加强对管理层的监督治理，减少管理层的自利行为；另一方面，通过降低公司盈余管理，提高信息披露质量，从而降低公司股价崩盘风险。

(四) 共同机构所有权与公司内部治理的相互作用

大量研究表明，有效的公司内部治理能够抑制股价崩盘风险^{[20, 47]}。但公司内部治理难免出现问题，这时外部治理机制便可以发挥替代作用。研究表明，当公司内部治理水平较低时，作为外部治理的外国投资者对公司非效率投资的抑制作用更加显著^[48]。因此，本研究认为，当公司的内部治理水平越低时，共同机构所有权越能发挥其对股价崩盘风险的抑制作用。

参考王化成等^[49]的研究，本研究使用独立董事占比作为公司内部治理水平的代理变量，并按照其年度行业中值，将样本划分为内部治理水平较低组和较高组。分组后的回归分析结果如表 6所示。表 6表明，在独立董事占比较低的样本中，共同机构所有权的估计系数均显著为负；而在独立董事占比较高的样本中，共同机构所有权的回归系数并不显著。这表明在独立董事监督作用更弱时，共同机构所有权对股价崩盘风险降低效应更强。

以独立董事占比作为内部治理代理指标的检验结果表明，共同机构所有权对股价崩盘风险的抑制作用在内部治理水平较低的情况下更加明显，即共同机构所有权作为一种公司外部治理机制，与内部治理机制之间存在替代效应。

(五) 稳健性检验

尽管本研究采用的t+1期因变量在一定程度上能够缓解内生性问题，但可能依旧存在着遗漏变量、选择偏误等问题。为此，我们进行了以下稳健性检验。

(1) Heckman两阶段模型。本研究可能存在样本自选择问题，机构投资者在购买股票时，并不是随机购买，而是可能会偏向某种类型的股票。因此，同行业企业的某些共同特征可能是其共同机构所有权联结程度较高的一个重要因素，这可能导致样本的自选择问题。为了消除这一问题对研究结论的影响，本研究参考潘越等^[3]和杜勇等^[2]的研究，使用Heckman两阶段模型进行检验。首先，构建Probit回归模型，计算逆米尔斯比率(IMR)，用以检验上一期公司财务变量和治理变量对企业是否拥有共同机构所有权(CIO1)的影响，再将逆米尔斯(IMR)加入模型(1)中，以纠正潜在的选择性偏差对研究结论的影响。Probit模型如下：

$ \mathrm{CIO1}_{i, t}=\beta_0+\beta_1 \text { Controls }_{i, t-1}+\varepsilon_{i, t} $

(8)

其中，CIO1_{i, t}为i上市公司在t年是否存在共同机构投资者；Controls_{i, t-1}为上市公司上一期的特征变量集合，包含企业规模(Size_{i, t-1})、资产负债率(Lev_{i, t-1})、盈利能力(Roa_{i, t-1})、成长能力(Grow_{i, t-1})、固定资产比率(Ppe_{i, t-1})、现金比率(Cash_{i, t-1})、第一大股东持股比例(Top1_{i, t-1})和董事会持股比例(Bdshare_{i, t-1})，使用上一期公司特征变量是考虑到投资者在买卖股票时只能根据已发布的上一期报表来获得公司内部信息。回归结果如表 7所示，逆米尔斯比例(IMR)的系数在对负收益偏态系数(NCSKEW_t+1)和收益上下波动比率(DUVOL_t+1)的回归中均在1%的显著性水平上显著，说明共同机构所有权的分布偏差确实存在。因此，有必要考虑样本选择对回归结果的影响。在加入IMR后，共同机构所有权CIO2和CIO3的系数在对NCSKEW和DUVOL的回归中依旧显著为负，与本研究基准回归结果一致。这一结果也表明，在控制样本选择偏误后，本研究结论仍然成立。

(2) PSM-OLS。为了进一步缓解样本选择问题，本研究采用PSM来检验共同机构所有权与股价崩盘风险的内生性。将存在共同机构所有权的企业作为处理组，以模型(1)中的控制变量作为匹配变量, 采用倾向得分匹配法(PSM)寻找与处理组特征相似的对照组(不存在共同机构所有权的企业)。配对后，将处理组和匹配上的对照组进行回归检验，结果如表 8所示，表明共同机构所有权的系数显著为负，与基准回归结果一致。

(3) PSM-DID。采用双重差分模型(DID)来估计股权发生变化前后，公司股价崩盘风险的差异。具体模型如下：

$ \text { CrashRisk }_{i, t+1}=\beta_0+\beta_1 \text { After }_{i, t} \times \text { Treat }_{i, t}+\gamma \text { Controls }_{i, t}+\sum\nolimits_j \text { Firm }_j+\sum\nolimits_t \text { Year }_t+\varepsilon_{i, t} $

(9)

其中，Treat为同机构投资者的存在是否发生改变哑变量(由没有共同机构投资者变为存在共同机构投资者或由拥有共同机构投资者变为没有共同机构投资者)；After为股权结构变化前后年度的虚拟变量。为了降低处理组和控制组之间的差异导致的选择性偏差，本研究采用倾向得分匹配法(PSM)进行匹配，而后再进行检验，结果如表 9所示。表 9中，列(1)和(2)结果表明After×Treat的系数在10%的水平上显著为负，说明当公司从不存在共同机构投资者变更为拥有共同机构投资者之后，股价崩盘风险显著降低。列(3)和(4)结果表明After×Treat的系数在1%的水平上显著为正，说明当公司从拥有共同机构投资者变更为没有共同机构投资者之后，公司的股价崩盘风险显著提高。

(4) 其他稳健性检验。一是替换自变量，检验结果如表 10所示。在基准回归中，对共同机构投资者的界定是在同行业两家及以上企业中均持有不低于5%的股份。这里将5%的持股比例改为前十大股东，重新计算共同机构所有权指标。二是差分模型检验，结果如表 11所示。三是采用公司-年份双维Cluster的回归方法测试，结果如表 12所示。上述稳健性检验结果与基准回归结果一致，本研究主要结论依旧成立。

五、结论与启示

共同机构所有权这种机构持股方式在资本市场上日益普遍，并引起了有关国内外学者的关注。本研究以2000—2020年A股上市公司数据为研究样本，考察了共同机构所有权对企业股价崩盘风险的影响。实证结果表明，共同机构所有权能够降低股价崩盘风险，该结论在使用Heckman两阶段和倾向得分匹配法缓解样本选择问题、PSM-DID进一步控制内生性以及一系列稳健性检验后依然成立。进一步，影响机制分析的结果表明，共同机构所有权主要通过缓解代理问题和降低信息不对称两条路径影响股价崩盘风险。此外，在考虑公司内部治理的影响后，发现当公司内部治理水平较低时，作为外部治理机制的共同机构所有权更能显著降低公司股价崩盘风险，这在一定程度上提供了两者之间具有替代治理作用的经验证据。

本研究结论的启示在于：第一，上市公司应充分认识到共同机构所有权在稳定公司股价方面发挥的重要作用，可以通过努力提高公司业绩表现来吸引共同机构投资者，作好共同机构投资者关系管理，充分利用共同机构所有权的行业专业知识和治理经验，提高公司治理水平，减少管理层的过度投资和盈余管理行为，减少公司股价的波动。第二，机构投资者可以在特定行业内进行投资，并且在特定行业内重仓持股多家公司，扎根于特定行业积累行业专业知识和治理经验，内部化同行业公司之间的外部性，从而提高其投资组合收益及稳定性。第三，政府监管部门可以制定相关政策引导机构投资者聚焦投资，鼓励机构投资者扎根特定行业，以此帮助机构投资者积累行业知识和增加治理经验，从而进一步发挥共同机构所有权对于企业的监督治理作用，最终有利于减少企业的违规行为，提高资本市场的稳定性。

综上所述，本研究以中国A股上市公司为研究对象，深入考察了共同机构所有权对股价崩盘风险的影响，并得出具有一定价值的研究结论和政策建议。但本研究也存在一定不足，需要未来研究作进一步的完善：第一，因为数据获取的限制，本文使用沪深A股上市公司的股权数据计算共同机构所有权衡量指标，未能考虑持股未上市同行业多家企业或持股一家上市公司和多家非上市公司的机构投资者。第二，同行业不同企业的不同机构投资者可能是同一最终控制人，但是因为难以统计，并未考虑在内。这两种情况都可能导致共同机构投资者数量的低估，未来研究可以进一步获取更多相关数据，补充和完善共同机构所有权指标的计算。第三，共同机构所有权作为重要的外部治理机制，本研究从独立董事制度角度为共同机构所有权与内部治理机制之间的替代效应提供了一定经验证据。未来研究可以进一步考察其他的内部治理机制以提供更多的证据，如内部控制、大股东持股以及董事会规模等。