一、引　言

党的二十大明确指出要“健全资本市场功能，提高直接融资比重”，而如何完善资本市场功能是实现这一要求的关键。股票市场定价效率的稳步提高是资本市场功能完善的重要体现，不仅能吸引更多的投资者进入股票市场并为其提供更多的投资机会，还有助于促进资源的合理配置和经济结构的调整。信息不对称、决策主体的非理性行为（Nadler 等，2018）、宏观制度政策（董秀良等，2018）以及管理层出于自利动机操控信息披露导致的代理问题等（Pantzalis和Park，2014；Baginski等，2016；王生年和王松鹤，2018）是影响股票市场定价效率的重要因素。我国资本市场正处于新兴加转轨阶段，上市公司在内部控制、信息披露以及中小投资者权益保护等方面仍存在漏洞和短板，市场不公平及信息不对称问题依然突出，致使股票错误定价现象较为严重，定价效率整体偏低。公司股价长期偏离其内在价值，不但会损害市场参与者的利益，还会严重制约资本市场资源配置功能的发挥（徐寿福和徐龙炳，2015）。因此，深入探究股票市场定价效率的影响因素以及如何提高股票市场定价效率是政府、市场与学术界共同面临的一项亟待解决的重要课题。

随着我国资本市场深化改革的持续推进，机构投资者持股占A股流通市值的比例总体上呈上升趋势，其已逐渐成长为资本市场的中坚力量。与此同时，机构并购事件的频繁发生也导致机构投资者同时持有同行业多家上市公司股票的现象渐成常态（杜勇等，2021），共同机构投资者由此受到关注。共同机构投资者是指同时在同行业多家公司持有股权比例超过5%的机构投资者。本文统计，截至2022年，A股市场有超过12.4%的上市公司存在共同机构投资者。机构投资者从持有一家上市公司的普通机构投资者向共同机构投资者的身份转变，投资目标也由追求单一公司利润最大化转变为投资组合收益最大化（He和Huang，2017；吴晓晖等，2022a），因此共同机构投资者参与公司经营管理的方式及可能产生的后果存在较大的变化和不确定性。具体而言，一方面，共同机构投资者持股多家公司，拥有较为充足的行业信息和管理经验，有足够的能力对上市公司进行监督以及参与公司决策（Park等，2019；Chen等，2021），通过发挥协同效应改善公司治理，在抑制盈余管理（杜勇等，2021）、信息披露（Park等，2019）等方面产生积极影响，因而共同机构投资者能够提高股票市场定价效率。另一方面，由于投资目标的转变，共同机构投资者作为优势一方可能会与上市公司高管合谋（Maffett，2012；Azar等，2018；于左等，2021；雷雷等，2023），侵占公司中小股东利益（杜勇和孙帆，2023），在盈余信息披露（吴晓晖等，2022a）等方面产生消极影响，最终抑制股票市场定价效率。因此，共同机构投资者在股票市场定价效率上扮演何种角色仍然未有定论，其究竟是贯彻价值投资理念、助力股票市场发挥价值发现功能的“治理者”，还是与公司高管联合侵占中小股东利益的“合谋者”？如何进一步引导共同机构投资者充当市场“稳定器”的角色，这些均是尚待考察和解决的重要问题。

基于此，本文在梳理前人成果以及理论分析的基础上，提出了共同机构投资者对股票市场定价效率影响的竞争性假设，并选取2007—2021年中国沪深A股上市公司作为研究样本进行检验。本文可能的边际贡献在于：第一，现有文献分析了普通机构投资者对于微观公司层面以及股票市场等的影响，但对共同机构投资者这一特殊机构持股形式如何影响股票市场定价效率鲜有文献深入研究。本文从股票市场定价效率视角提供了共同机构投资者合谋效应的经验证据，厘清了共同机构投资者合谋效应的作用机制，拓展了对共同机构投资者投资行为经济后果的相关研究。第二，本文从股票错误定价角度，以共同机构投资者这一股票市场重要参与者为研究对象，考察共同机构投资者能否对股票市场价格偏离公司基本面价值发挥正面的矫正作用，反映股票市场的定价能力。研究发现，共同机构投资者并未缓减股票市场错误定价的现象，其产生的合谋效应反而加剧这一过程，降低了股票市场定价效率。研究结果为提高资本市场价值发现功能、保护中小投资者权益提供一定的经验证据和理论支撑。第三，本文得出共同机构投资者在股票市场定价效率上扮演“合谋者”角色的结论，因此如何抑制共同机构投资者这一负面作用、发挥其正面作用尤为重要。尽管肖峻和王红建（2023）基于股价崩盘视角探究了共同机构投资者对股票市场的合谋效应，然而他们并未提供如何有效抑制合谋效应的思路和途径。为此，本文深入考察合谋效应的缓解机制，并提出削弱共同机构投资者合谋意图的具体建议，为引导共同机构投资者发挥治理作用提供参考。

二、理论分析与研究假设

学界关于共同机构投资者在股票市场上发挥的作用存在争议：一种观点认为，共同机构投资者与管理层存在合作或串通获利，或者推动投资组合公司的联合行动垄断市场，破坏公平竞争，获取私利（于左等，2021），即共同机构投资者在股票市场发挥“合谋效应”；另一种观点认为，共同机构投资者能够通过信息共享以及监督公司管理层行为的方式，促使公司合规经营并减少潜在的代理问题，即共同机构投资者在股票市场发挥“协同效应”。基于此，本文在分析共同机构投资者对股票市场定价效率的影响时，将推导出竞争性的研究假设。

根据“合谋效应”观点，共同机构投资者追求的并非单个公司的收益，而是整个投资组合利润最大化，但同行业公司之间由于竞争而发生的价格战、恶性竞争等不可避免地给彼此之间造成负外部性，从而降低共同机构投资者的整体回报（He和Huang，2017）。因此，为了缓减组合公司之间的竞争，提高产品市场定价能力，从而获取垄断利润（Azar等，2022），共同机构投资者有能力和动机建立投资组合的“合谋同盟”，促使公司之间合作，进行市场操纵和价格操纵（于左等，2021），表现出共同机构投资者对投资组合公司的“反竞争效应”（Azar等，2018；潘越等，2020），促使投资组合公司在行业中形成市场势力群（Azar等，2018）。一方面，该市场势力群中的公司通常掌握着更多、更准确的行业信息，共同机构投资者作为同行业公司之间的“信息桥梁”，利用私有信息获取的收益可能比通过提高公司治理获取的收益更高，因此为维持和利用私有信息优势，共同机构投资者有动机联结公司营造信息壁垒以限制其他投资者获取公司的特质信息（Azar等，2018；杜勇等，2021），这无疑加大了分析师基于公司经营而作出预测的难度（余怒涛等，2023），由此影响投资者决策，从而降低股票市场定价效率。另一方面，行业垄断势力群使得市场竞争的外部治理效应被削弱（顾奋玲等，2022），这给共同机构投资者与公司管理层合谋攫取私利提供了机会与空间。拥有较高持股比例的共同机构投资者作为公司的大股东，可能与管理层合谋刺激股价而采取多元化市值管理行为，运用市场估值偏误进行资本运作套利（安郁强和陈选娟，2019）。因此，具有投机心理的共同机构投资者有动机联合管理层进行股票市值操纵，从而降低股票市场定价效率。除此之外，当共同机构投资者持有多家公司股权时，有限的资源和精力使其无法同时兼顾所有投资公司，而往往将更多的精力与时间投入到投资权重更大的公司（王垒等，2019），若有合谋的意图，则也更可能选择该公司，进而降低其定价效率；对其他关注较少的公司而言，共同机构投资者即便无合谋意图，也易导致较低的监管效率和效果（杜勇和马文龙，2021）。公司难以形成良好的约束环境，容易导致内部人机会主义行为，同时减少对该公司的信息挖掘（吴晓晖等，2022b），从而导致融入股价的私有信息受限，同样降低定价效率。

根据“协同效应”观点，共同机构投资者掌握多家同行业公司信息，这一信息优势使得他们对于管理层提供的会计信息具有更强的解读和鉴别能力（杜勇等，2021）。一方面，由于同行公司具有相似的业务模式及经营环境，共同机构投资者可将专业知识应用于监督和评估多个公司，减少研究和分析的成本，从而增加共同机构投资者对多家上市公司的治理意愿。在治理动机强烈且治理能力卓越的双重作用下（吴晓晖等，2022a），共同机构投资者一旦发现上市公司有蓄意隐瞒信息的情况，可在股东大会发表意见，改善公司信息环境（Park等，2019），进而提高股票市场定价效率。同时，共同机构投资者作为联结各企业的重要桥梁，可将一家公司所进行的经营管理、创新研发等战略决策通过合作应用到其持有的其他公司中，促进公司间创新协同以及市场份额的提升（He和Huang，2017），能够缓和冲突和制止不正当竞争，减少管理层绩效压力，降低业绩操纵的可能，有利于提高市场估值的准确性。另一方面，由于一家公司被共同机构投资者持有，往往具有较高的投资价值和潜力，因此可能引起更多分析师、媒体等外界的关注，进一步向市场传递更多的公司信息，提高公司信息传递效率，纠正股票错误定价。

因此，经过以上分析，本文提出两个竞争性假设：

Ha：共同机构投资者会显著降低股票市场定价效率。

Hb：共同机构投资者会显著提高股票市场定价效率。

三、研究设计 (一) 样本选取与数据来源

选取2007—2021年中国沪深A股上市公司作为初始研究样本，并按照如下原则对初始样本进行处理：（1）剔除金融业公司样本；（2）剔除ST和*ST上市公司样本；（3）剔除重要变量缺失的样本。经过处理后，得到17168个公司—年度观测值。其中，构建共同机构投资者、股票市场定价效率等指标所需的数据及其他财务数据均来源于CSMAR数据库和CNRDS数据库。为排除极端值的影响，对连续变量进行了上下1%的缩尾处理；为修正回归标准误，保证结果稳健，回归时均在公司层面进行了聚类处理。

(二) 变量定义与模型设计

1.股票市场定价效率。股票市场定价效率是指股票市场上股票价格能否准确反映股票的内在价值。参考徐寿福和徐龙炳（2015）的做法，按照股票市价/内在价值方式对股票市场定价效率进行度量。具体而言，通过剩余收益模型估计内在价值V，用公司当年所有交易日的平均收盘价度量市价P。其中，内在价值的计算方式如下：

$ {V_{it}} = {b_{it}} + \frac{{f{{（1）}_{it}} - r \times {b_{it}}}}{{1 + r}} + \frac{{f{{（2）}_{it}} - r \times b{{（1）}_{it}}}}{{{{（1 + r）}^2}}} + \frac{{f{{（3）}_{it}} - r \times b{{（2）}_{it}}}}{{{{（1 + r）}^2} \times r}} $

(1)

其中，V_it为t年i公司每股内在价值；b_it为每股权益账面价值；r为公司的资本成本，该值参照文献通用做法取5%；f（1）_it、f（2）_it和f（3）_it为公司未来1−3年的每股预期税后利润，可根据式（2）进行测算：

$ EP{S_{i,t + k}} = {\gamma _0} + {\gamma _1}EP{S_{it}} + {\gamma _2}Di{v_{it}} + {\gamma _3}T{A_{it}} + {\gamma _4}Nege{n_{it}} + {\gamma _5}Accrua{l_{it}} + {\gamma _6}D{D_{it}} + {\gamma _{i,t + k}} $

(2)

其中，EPS_i,t+k表示$ i $公司的每股税后利润（k = 0，1，2，3）；Div_it为每股现金股利；TA_it为期末总资产/实收资本；Negen_it表示公司是否亏损，若亏损取值为1，否则为0；Accrual_it为年末每股税后利润与经营活动产生的现金净流量之差；DD_it表示公司是否发放股利，若发放，取值为1，否则为0。

$ b{（1）_{it}} = {b_{it}} + EP{S_{i,t + 1}} - Di{v_{i,t + 1}} $

(3)

$ b{（2）_{it}} = b{（1）_{it}} + EP{S_{i,t + 2}} - Di{v_{i,t + 2}} $

(4)

将通过式（2）得到的每股预期税后利润代入式（3）和式（4），计算得到每股权益账面价值b（1）_it和b（2）_it，将其与f（1）_it、f（2）_it和f（3）_it代入式（1）测算公司的内在价值，采用年末收盘价P与内在价值V的比值取自然对数后再取绝对值，最终计算得出股票市场定价效率变量（VP_abs），该值越大，表示股票错误定价程度越高，股票市场定价效率越低。

2.共同机构投资者。借鉴He和Huang（2017）、吴晓晖等（2022a）、顾奋玲等（2022）的做法，基于《上市公司行业分类指引（2012年修订）》，根据制造业二级分类、非制造业一级分类的标准进行行业划分，若某一家机构投资者在同行业内同季度持有两家及以上持股比例不低于5%的上市公司，则将其定义为共同机构投资者。使用两个指标衡量共同机构投资者变量，一是共同机构投资者虚拟变量（CozDum），二是上市公司当年的共同机构投资者数量（CozNum）。

3.控制变量。在检验共同机构投资者对股票市场定价效率的影响时，参考已有研究（徐寿福和徐龙炳，2015；杜勇等，2021；卞世博等，2022），选取公司规模（Size）、资产负债率（Lev）、净资产收益率（ROE）、营业收入增长率（Growth）、账面市值比（BM）、股权集中度（Shrcr1）、两职合一（Dual）、机构投资者持股比例（InsHold）、事务所是否国际四大（AQ）、股票换手率（Liquid）、市场态势（BULL）、分析师预测偏差（Bias）等影响股票市场定价效率的变量作为控制变量，其具体定义如表1所示。

4.基准模型的构建。为检验共同机构投资者对股票市场定价效率的影响，构建如下基本回归模型：

$ VP\_ab{s_{i,t + 1}} = {\alpha _0} + {\alpha _1} \times CozDu{m_{i,t}} + {\alpha _2} \times Controls + \sum {Ind + \sum {Year + {\varepsilon _{i,t}}} } $

(5)

$ VP\_ab{s_{i,t + 1}} = {\beta _0} + {\beta _1} \times CozNu{m_{i,t}} + {\beta _2} \times Controls + \sum {Ind + \sum {Year + {\varepsilon _{i,t}}} } $

(6)

考虑到共同机构投资者对股票市场定价效率的影响可能存在时间滞后效应，以及防止内生性问题，本文对被解释变量进行了超前一期处理。∑Ind和∑Year分别为行业固定效应和年份固定效应。对于假设Ha和Hb的检验，应关注模型（5）和模型（6）中α₁和β₁的大小，如果α₁和β₁显著为正，则表明共同机构投资者会降低股票市场定价效率，假设Ha将得以验证；如果α₁和β₁显著为负，则表明共同机构投资者会提高股票市场定价效率，假设Hb将得以验证。

(三) 描述性统计

由表2可知，共同机构投资者虚拟变量（CozDum）的均值为0.171，说明沪深A股上市公司样本中具有共同机构投资者的样本量约占全部样本量的17%，仅占少数；公司年内平均拥有共同机构投资者数量的均值和中位数分别为0.128和0.000，表明上市公司拥有共同机构投资者的数量出现了一定程度的右偏；公司共同机构投资者数量的标准差为0.286，最小值为0.000，最大值为1.099，表明不同公司之间年内平均共同机构投资者的数量具有一定差异。被解释变量股票市场定价效率（VP_abs）的均值为0.735，中位数为0.656，表明我国股票市场价格未能很好地体现其内在价值，高估现象严重，股票市场定价效率偏低；标准差为0.509，说明上市公司之间的股票市场定价效率存在较大差异。其他变量均在合理取值范围内。

四、实证结果分析 (一) 基准回归

表3列示了共同机构投资者与股票市场定价效率的回归结果。结果显示，共同机构投资者虚拟变量CozDum和共同机构投资者数量CozNum的系数分别为0.082和0.117，均在1%水平上显著，说明共同机构投资者显著降低了股票市场定价效率，会加剧股票错误定价程度。相较于没有共同机构投资者的公司，拥有共同机构投资者的公司定价效率平均降低8.2%；公司共同机构投资者年均数量的标准差每增加1%，股票市场定价效率相对于其平均值降低4.55%。结果总体支持“合谋效应”假说，共同机构投资者为获取投资组合的最大收益，可能进行公司联结，或与公司之间进行合谋，其行为导致信息不对称加剧，进而降低股票市场定价效率，假设Ha得以验证。

(二) 稳健性检验 ¹

1.内生性问题。为消除内生性问题对本文结论的影响，本文进行如下检验：

（1）倾向得分匹配法（PSM）。根据公司是否被共同机构投资者持股（CozDum）设置处理组和对照组，并将上述控制变量作为匹配变量进行基于Logit模型的一对一最近邻匹配，最终得到6934个匹配后的样本。使用配对样本重新回归，结果显示CozDum和CozNum的回归系数仍显著为正，与基准回归结论一致。

（2）多时点双重差分（DID）。采用多时点DID进行内生性检验。首先，将拥有共同机构投资者的上市公司设为处理组，即虚拟变量Treat为1，将从未有过共同机构投资者的上市公司设为控制组，即虚拟变量Treat为0；其次，如果上市公司某年拥有共同机构投资者，则当年及以后年度的时间虚拟变量After都设为1，之前年度设为0；最后，构建After×Treat指标，代入模型（7）进行回归，并控制年份和个体。检验结果显示，After×Treat系数为0.067，在1%水平上显著，说明上市公司共同机构投资者从“无”到“有”显著降低了股票市场定价效率，与基准回归结果一致。

$ VP\_Ab{s_{i,t + 1}} = {\lambda _0} + {\lambda _1} \times After \times Trea{t_{i,t}} + {\lambda _2} \times Controls + \sum {Stkcd + \sum {Year + {\varepsilon _{i,t}}} } $

(7)

（3）工具变量法。参考He和Huang（2017），选取上市公司机构投资者是否发生并购事件（Dmerger）作为其中的一个工具变量。其原因是：上市公司机构投资者若发生并购，则很可能同时持股同行业另一家公司，成为共同机构投资者，符合相关性要求；但上市公司机构投资者并购事件往往与股票市场定价效率无直接关联，符合外生性要求。同时选取上市公司所在省份拥有共同机构投资者公司的比率（Ratio）作为工具变量。具体而言，以公司所在省份中拥有共同机构投资者的公司数量/该省份上市公司数来衡量该变量。拥有共同机构投资者公司较为密集的地区，很大程度上影响本地区公司是否拥有共同机构投资者，但并不会对某一公司的股票定价效率产生直接影响。第二阶段回归结果显示，CozDum和CozNum的回归系数均显著为正，结论稳健。

（4）Heckman两阶段法。在Heckman第一阶段回归中，将共同机构投资者虚拟变量（CozDum）作为被解释变量，上述控制变量作为解释变量，同时将上市公司机构投资者是否发生并购事件（Dmerger）作为排他性工具变量加入第一阶段回归中，通过Probit回归估计出逆米尔斯比率IMR。第二阶段，将IMR作为控制变量加入模型（5）和模型（6）进行检验，结果表明，在控制住IMR的情况下，CozDum和CozNum的回归系数均显著为正，结论稳健。

（5）个体固定效应。本文还采用个体固定效应模型进行回归，结果显示，在控制了个体固定效应之后，CozDum与CozNum的回归系数均显著为正，结论稳健。

2.稳健性问题

（1）替换被解释变量度量方式。参考陆蓉等（2017）、李善民等（2020）的方法，采用市值账面比分解法（M/B）重新度量股票市场定价效率。M/B包括股票未来增长率的真实价值和定价效率，具体见式（8）：

$ \frac{M}{B} = \frac{M}{V} \times \frac{V}{B} $

(8)

其中，V为股票内在价值，M/V表示股票市场定价效率，V/B表示公司成长性。将式（8）两边取对数得到式（9），小写字母表示指标的对数形式，再将式（9）分解为式（10）：

$ m - b = （m - v） + （v - b） $

(9)

$ {m_{i,t}} - {b_{i,t}} = \underbrace {{m_{i,t}} - v（{\theta _{i,t}};{\alpha _{j,t}}）}_{Dev\_firm} + \underbrace {v（{\theta _{i,t}};{\alpha _{j,t}}） - v（{\theta _{i,t}};{\alpha _j}）}_{Dev\_industry} + \underbrace {v（{\theta _{i,t}};{\alpha _{j,t}}） - {b_{i,t}}}_{long - run} $

(10)

其中，v（θ_i,t;α_j,t）表示在给定年份t和行业j的条件下公司$ i $的价值估计值。因此，m_i,t-v（θ_i,t;α_j,t）为股票价格与公司价值估计值的差异，表示公司层面的定价效率，即为本部分所需的股票市场定价效率指标Dev_firm。为便于分析，对其取绝对值，该值越大，则股票市场定价效率越低。

在计算v（θ_i,t;α_j,t）时，先根据式（11）进行回归，得到各变量回归系数：

$ {m_{i,t}} = {\alpha _{{0_{j,t}}}} + {\alpha _{{1_{j,t}}}}{b_{i,t}} + {\alpha _{{2_{j,t}}}}In{（NI）_{i,t}} + {\alpha _{{3_{j,t}}}}{I_{（ < 0）}}In{（NI）_{i,t}} + {\alpha _{{4_{j,t}}}}Le{v_{i,t}} + {\varepsilon _{i,t}} $

(11)

其中，m_i,t是i公司t年末的市场价值；b_i,t为i公司t年末的总资产；In（NI）_i,t为净利润的绝对值；I_（<0）In（NI）_i,t为净利润为负值时的指示性函数（当NI≥ 0时，I=0；当NI <0时，I=1）；Lev_i,t为资产负债率。将各变量回归系数代入式（12），可得公司价值估计值的拟合值：

$ v（{\theta _{i,t}};{\hat \alpha _{j,t}}） = {\hat \alpha _{{0_{j,t}}}} + {\hat \alpha _{{1_{j,t}}}}{b_{i,t}} + {\hat \alpha _{{2_{j,t}}}}In{（NI）_{i,t}} + {\hat \alpha _{{3_{j,t}}}}{I_{（ < 0）}}In{（NI）_{i,t}} + {\hat \alpha _{{4_{j,t}}}}Le{v_{i,t}} $

(12)

将重新度量后的股票市场定价效率替代变量纳入模型（5）和模型（6）重新回归，结果显示，CozDum和CozNum的回归系数仍显著为正，结论稳健。

（2）替换共同机构投资者度量方式。采用共同机构投资者持股比例（CozSum），即公司季度层面上所有共同机构投资者持股比例之和再取年度平均，对解释变量重新度量，再次进行回归分析。结果显示，CozSum回归系数仍显著为正，结论稳健。

（3）其他稳健性检验。本文还进行了其他稳健性检验：一是在基准回归中，针对共同机构投资者为持有同行业内两家及以上上市公司的股份比例不低于5%，本文将持股比例门槛提高至10%再度量共同机构投资者；二是剔除2008年金融危机时期样本和2015年股市剧烈波动时期样本。按两种检验方式重新进行回归分析，结论依旧稳健。

五、作用机制检验

共同机构投资者究竟通过何种途径发挥“合谋效应”，加剧股票错误定价，降低股票市场定价效率，这是本部分继续研究的问题。

(一) 信息壁垒机制

共同机构投资者可能由于在投资组合公司之间建立同盟，建立信息壁垒，维持私有信息优势，影响公司对外的信息披露，造成股票市场定价效率的降低。具体而言，信息不对称是造成股票错误定价的主要因素之一，而公司较差的信息披露质量会加剧信息不对称，使股票市场价格偏离其内在价值。当融入股价的特质信息较少时，意味着公司拥有较低的信息效率，也同样影响股票市场定价效率。共同机构投资者为获取超额收益，促使投资组合公司营造信息壁垒，降低公司信息披露质量以及隐藏公司特质信息，降低融入股价的信息传递效率，进而加剧信息不对称程度，最终加剧股票错误定价。因此，本文从信息披露质量及信息效率两方面检验共同机构投资者的信息壁垒机制。参考徐寿福和徐龙炳（2015）的度量方式，构造KV指数衡量信息披露质量，计量模型如下：

$ Ln\left| {（{P_t} - {P_{t - 1}}）/{P_{t - 1}}} \right| = {\lambda _0} + \lambda （Vo{l_t}/Vo{l_0} - 1） + \varepsilon $

(13)

其中，P_t和Vol_t分别是第$ t $日的股票收盘价和交易数量，Vol₀是研究期间所有交易日的平均日交易量。根据对每家上市公司回归得到的λ值构建KV指数（不考虑λ为负的情况），KV值越大，表示信息披露质量越低。

同时，参考陈作华和陈娇娇（2019）的做法，以公司特质回报变异度量信息传递效率。具体而言，将个股股票回报分解为市场层面回报、行业层面回报以及公司层面的特质回报，对模型（14）分公司分年度进行时间序列回归，得出每家公司每年的R²，并作为公司特质回报变异。在对模型（14）的回归中，剔除每家上市公司或每只股票1年中个股周回报率少于36周的样本。

$ {r_{j,t}} = {\alpha _j} + {\beta _1}{r_{m,t - 1}} + {\beta _2}{r_{m,t}} + {\beta _3}{r_{m,t + 1}} + {\beta _4}{r_{i,t - 1}} + {\beta _5}{r_{i,t}} + {\beta _6}{r_{i,t + 1}} + {\varepsilon _{j,t}} $

(14)

其中，r_j,t表示第j只股票t期的周回报率；r_m,t表示t期以流通市值加权计算的市场周回报率；r_i,t表示t期行业内加权平均周回报率；ε_j,t表示残差项，能反映公司特质信息对股票收益的影响。对回归方程（14）得到的R²进行逻辑转换，得到Idiosyn。该值越大，信息效率越高，如式（15）所示：

$ Idiosyn = Ln（\frac{{1 - {R^2}}}{{{R^2}}}） $

(15)

回归结果如表4所示。列（1）和列（2）中，CozDum和CozNum的回归系数均在1%水平上显著为正，表明共同机构投资者显著降低了公司信息披露质量；列（3）和列（4）中，CozDum和CozNum的回归系数均在5%水平上显著为负，表明共同机构投资者会阻碍公司将私有信息和公司特质信息反映到股价中，显著降低了信息效率。上述检验结果总体表明，共同机构投资者通过营造信息壁垒产生合谋效应，对公司信息环境产生消极影响，进而降低了股票市场定价效率。

(二) 代理冲突机制

共同机构投资者持有多家公司股份，其投资目标是使整个投资组合收益最大化。因此为获取最大收益，共同机构投资者有动机促使组合公司增加市场势力而趋向于垄断，并通过提高产品市场的定价能力获取垄断利润（Azar等，2022）。根据委托代理关系，共同机构投资者作为股东，其参与公司的决策或者与公司进行合谋，很大程度上需要管理层的参与，即通过与管理层达成共谋协议实现其目的。对高管而言，其愿意参与共同机构投资者合谋行动的动机在于，投资组合公司获得超额收益提升了业绩，其自身的薪酬也会随业绩的提升而上升（杜勇和孙帆，2023）。但由于合谋将面临更大的监管风险成本，以及受高管薪酬管制的约束，相较于货币型私有收益，高管可能越发倾向获取非货币型私有收益（王垒等，2020），共同机构大股东可能会通过默许高管提高在职消费的方式对高管进行“激励”。有研究发现，公司内部代理成本的增加会造成股票错误定价（Pantzalis和Park，2014；王生年和王松鹤，2018；徐寿福和邓鸣茂，2020）。高管增加超额在职消费，加剧了与中小股东之间的代理冲突，影响中小股东对公司股票的评估，进而降低股票市场定价效率。因此，参考权小锋等（2010）的做法，以高管实际在职消费减去预期在职消费的残差度量高管超额在职消费（ Unperk ） ²。将共同机构投资者与高管超额在职消费进行回归分析，结果见表4的列（5）和列（6）。结果发现，CozDum和CozNum的回归系数均在5%水平上显著为正，说明共同机构投资者与管理层合谋，提升高管超额在职消费水平，最终降低股票定价效率。

六、进一步分析

共同机构投资者具备雄厚的资金和行业信息优势，理应成为其他中小投资者的“标杆”，起到带头作用，成为公司治理及资本市场的“压舱石”。然而经过研究发现，现阶段共同机构投资者还尚未发展成为稳定资本市场的完全有效的中坚力量，仍存在投机以及攫取私利等损害其他利益相关者的现象。因此，在明确了共同机构投资者的合谋效应及其机制之后，继续探究何种类型的共同机构投资者是合谋效应的主要推动者，以及何种情形下能有效削弱共同机构投资者产生的负面作用，助推共同机构投资者良性发展，为后续提出相关建议提供证据支持，是本文进一步探讨的关键问题。

(一) 共同机构投资者类型

已有研究表明，由于身份和持股目的的不一致性，不同机构投资者对公司具有不同的投资态度和治理效果（王垒等，2019）。对共同机构投资者而言，具有监督和治理作用的往往是持股稳定型共同机构投资者（Chen等，2007），而短期共同机构投资者不具有长期的投资策略和稳定的投资目标，更多的是买入卖出的投机者而非买入持有的投资者（Jiang和Kim，2015）。因此，与稳定型共同机构投资者相比，交易型共同机构投资者可能更易造成股票市场定价效率偏低。除此之外，王垒等（2019）根据机构投资者是否与公司有密切的业务往来关系，将其分为压力抵制型与压力敏感型。与上市公司仅存在投资者关系的共同机构投资者能够自主选择投资决策，拥有更强的动机对公司进行监督（Chen等，2007）；相比之下，与上市公司存在业务依赖关系的共同机构投资者，通常会影响其决策的独立性，对上市公司不能起到良好的监督治理效果。

参考李争光等（2015）的做法，将共同机构投资者划分为稳定型和交易型，具体而言，若公司当年共同机构投资者持股比例与过去三年的比值大于同年度同行业中位数，则为稳定型，变量Stable取值为1，否则为0。同时参考王垒等（2019）的做法，将证券投资基金、社保基金和QFII等分类为独立型共同机构投资者，其他分类为依赖型共同机构投资者。当公司以独立型机构投资者为主时，变量Indepen取值为1，否则为0。将解释变量分别与Stable和Indepen构建交互项并分别纳入模型（5）和模型（6）进行回归分析，结果如表5所示。从中可见，交互项的系数均显著为负，表明与稳定型共同机构投资者相比，交易型共同机构投资者更有可能利用与管理层合谋等手段获取短期私利。当上市公司的交易型共同机构投资者占比增加时，股票市场定价效率随之降低；独立型共同机构投资者相较业务依赖型共同机构投资者有更好的治理作用。

(二) 缓解情景机制

1.监督治理

（1）行业监管。监管机构和监管规定对共同机构投资者的合谋行为能够起到一定的震慑作用。监管机构采取各种监管措施，如要求报告披露、审查交易行为及其合规性等，以监督和控制市场的运作。在权衡违法违规行为被查处可能承担的成本和风险后，管理层自利动机将减弱，与共同机构投资者合谋的意愿也随之降低，公司的代理冲突问题将得到缓解；同时，在严格的信息披露监管之下，公司信息环境也会得到改善。当同行公司因违规而受到监管部门的诸如罚款、批评、警告等处罚时，其他公司也会因此受到警示。同样，若该行业违规的概率较高，则监管部门也将相应地更加严格关注该行业公司的行为，共同机构投资者与上市公司合谋的难度和风险增加，这将削弱共同机构投资者的合谋意图。鉴于此，本文采用行业内公司违规处罚率（Punish）度量行业监管环境，即行业内受过处罚的公司数量/行业内公司数，并按中位数分组，高于中位数取值为1，否则为0。将CozDum和CozNum与Punish分别构建交互项并纳入模型（5）和模型（6）进行回归分析，结果见表6的第（1）、（2）列。从中可见，交互项的系数均在1%水平下显著为负，表明严格的行业监管发挥了外部监督作用，削弱共同机构投资者对股票市场定价效率的抑制作用。

（2）媒体压力。媒体作为社会的舆论机构，具有广泛的信息传播渠道和强大的影响力，可以通过报道、评论等方式对公司行为进行监督和评价。媒体对公司违法违规行为的揭露和曝光，将引发社会的广泛关注，公司由此会面临较大的舆论压力。因此，媒体的负面报道作为一种外部监督机制能够有效规范共同机构投资者和管理层的行为，抑制他们的合谋动机，缓解代理问题；同时媒体关注也促使公司提高信息披露质量，改善信息环境，最终削弱共同机构投资者对股票市场定价效率的抑制作用。本文采用公司当年负面报道数量的比重反映媒体压力。具体而言，若公司当年负面报道比重超过正面报道，则媒体压力变量Media取值为1，否则取值为0。将CozDum和CozNum与Media分别构建交互项并纳入模型（5）和模型（6）进行回归分析，结果见表6的第（3）、（4）列。从中可见，交互项的系数均显著为负，表明媒体压力发挥了外部监督治理作用，抑制了共同机构投资者的合谋行为。

（3）独立董事独立性。独立董事是解决公司内部代理问题，以及约束公司管理层和大股东利己行为的重要机制设计。独立董事能够有效抑制共同机构投资者与管理层之间的合谋意图，约束他们的自利行为，同时能够缓解信息不对称，改善信息环境，进而降低股票错误定价程度。杜兴强等（2017）认为，独立董事在董事会会议中通过提出异议来阻止侵害中小股东利益的议案获得通过，是最直接体现监督职责的方式。因此本文采用独立董事异议作为独立董事独立性的代理变量，考察独立董事独立性对共同机构投资者与股票市场定价效率之间关系的影响。具体而言，参考杜兴强等（2017）将独立董事出具的“保留意见”“反对意见”“无法发表意见”“弃权”“提出异议”五种意见类型归为异议意见，变量Disagree取值为1，而“同意”及“其他”两种意见归为赞同意见，变量Disagree取值为0。将CozDum、CozNum与Disagree分别构建交互项并纳入模型（5）和模型（6）进行回归分析，结果见表6的第（5）、（6）列。从中可见，交互项的系数均显著为负，表明较高的独立董事独立性能发挥内部监督治理作用，抑制共同机构投资者的合谋行为，削弱共同机构投资者对股票市场定价效率的抑制作用。

2.市场环境。外部市场环境的优劣对投资者决策以及公司运作具有关键作用。在投资者保护水平较好、市场竞争激烈的环境下，共同机构投资者对股票市场定价效率的负面影响可能会得到明显的缓解。为此，本文从投资者保护水平和市场竞争水平两方面考察市场环境的影响。

（1）投资者保护水平。完善的投资者保护制度能促使管理层提高信息质量，降低信息不对称程度（王化成等，2014）。投资者保护程度高、市场监督机制较为完善的地区，共同机构投资者与上市公司进行合谋获取短期私利的难度及成本较高，其合谋意图将降低。同时，长期持股型共同机构投资者在良好的制度环境下，会相应提高监督治理的意愿，能够有效缓解代理冲突和改善公司的信息环境，从而提高股票市场定价效率。参考王化成等（2014）采用 “中国市场化指数”中的“市场中介组织的发育和法律制度环境”分项来衡量地区的投资者保护水平，按照中位数将处在高投资者保护水平地区的公司设置变量Protect，取值为1，处在低投资者保护水平地区的公司设置变量Protect，取值为0。将CozDum、CozNum与Protect分别构建交互项并纳入模型（5）和模型（6）进行回归分析，结果见表7的第（1）、（2）列。从中可见，交互项的系数均显著为负，表明良好的投资者保护环境抑制了共同机构投资者合谋行为，削弱共同机构投资者对股票市场定价效率的抑制作用。

（2）市场竞争水平。共同机构投资者合谋动机还受到行业竞争的约束，若市场竞争越小，则公司在市场中获利的能力就越强。共同机构投资者通过投资组合公司之间的联结，加大公司市场势力，降低市场竞争，保持垄断优势（于左等，2021）。较高的行业垄断程度也意味着外部治理机制的弱化（顾奋玲等，2022），这进一步为共同机构投资者提供合谋获益的空间。而处于竞争中的公司更加谨慎规范自身行为，管理层的努力程度更高，共同机构投资者与其进行合谋的机会减少，代理冲突问题随之减少，信息环境也会相应改善。因此本文采用行业内每家公司的市场份额的平方和表示行业集中度（HHI），以衡量外部市场竞争水平。当上市公司所处行业的行业集中度高于或等于行业的中位数时，HHI取值为1，否则为0。将CozDum、CozNum与HHI分别构建交互项并纳入模型（5）和模型（6）进行回归，结果见表7的第（3）、（4）列。从中可见，交互项的系数均显著为正，表明较高的行业集中度会加剧共同机构投资者的合谋动机和效应。换言之，竞争相对激烈的市场环境会削弱共同机构投资者对股票市场定价效率的抑制作用。

七、研究结论与启示 (一) 研究结论

本文通过梳理前人成果以及理论分析，提出了共同机构投资者对股票市场定价效率影响的竞争性假说，并选取2007—2021年中国沪深A股上市公司作为研究样本进行检验。研究结果表明：（1）共同机构投资者显著降低了股票市场定价效率，结论支持合谋效应假说，在处理内生性问题及进行一系列稳健性检验之后，该结论依然成立；（2）作用机制检验发现，共同机构投资者通过降低信息披露质量和信息效率方式营造信息壁垒，以及通过与管理层合谋加剧代理问题，降低股票市场定价效率；（3）进一步研究发现，交易型和业务依赖型共同机构投资者更易发生合谋行为，而严格的行业监管、较大的媒体压力、较高的独立董事独立性，以及较高的投资者保护水平和市场竞争水平可以发挥良好的内外部监督治理作用，削弱共同机构投资者对股票市场定价效率的抑制程度。

(二) 研究启示

由本文的研究结论可见，共同机构投资者未能充分发挥治理功能，存在合谋行为，抑制了股票市场定价效率。然而，鼓励与支持机构投资者进入资本市场是资本市场稳定发展的必然方向。在此过程中，应引导共同机构投资者秉持长期价值投资理念，扬长避短，合理规范和纠正共同机构投资者在发展过程中的行为偏差，使其成为助力公司以及资本市场高质量发展的“稳定器”。

首先，积极发展诸如社保基金、公募基金和证券投资基金等业务独立型共同机构投资者。由于此类投资者在拥有雄厚资金的同时，通常并不对所投资公司有较强的业务依赖关系，因此相对较为独立。尤其是提高社保基金这类关系到国家经济发展的“国家队”持股比例，通过持股多家同行公司股份，充分发挥行业资源整合能力，利用其信息优势准确发现较高发展潜力的价值公司，充当价值投资“风向标”。由于持股比例5%以上通常成为股东对上市公司产生重大影响的标准，因此，在提高“国家队”持股比例的同时，也应适当限制券商、财务公司等非独立型机构投资者在多家同行公司的持股比例。本文还发现，持股期限相对较短的交易型机构投资者更易降低股票市场定价效率，并没有起到良好的治理作用。因此，相关部门要重点关注往期新持有公司股份但短期（比如一年）内又发生减持的共同机构投资者，这类投资者对公司通常难以起到有效的监督治理作用，监管部门需要对其持有的上市公司进行合规性审查，如关联交易、内幕交易以及信息披露等，同时要求共同机构投资者针对减持行为作出原因解释。除此之外，适当增加持股比例在5%以上共同机构大股东的最短持有期限，可能是倒逼其关注公司长期发展而非关注短期收益的一种方式。

其次，加强内外部监督治理，纠正共同机构投资者与上市公司的行为偏差。加强行业监管是对上市公司进行监督的一种良好方式。上市公司违规可能具有其本身行业特性，监管部门要对以前期间违规率较高的行业进行重点关注。通常，高市值公司具有较高的市场关注度，且容易被其他同行公司视为“标杆”，因此，当发现共同机构投资者与上市公司存在合谋违规行为时，可利用“杀鸡儆猴”的方式，加大对高市值公司及其共同机构投资者的合谋违规处罚力度，对其他公司及其共同机构投资者起到震慑作用。同时，要利用好媒体这一信息媒介，支持优质媒体对上市公司真实信息的挖掘与传播，敦促上市公司做好信息披露。媒体不仅要关注高市值公司，更要关注中小市值公司，防止有发展潜质的公司价值被市场低估，且对于负面新闻的披露不得夸大，保证中小投资者准确、及时地获取公司信息。从内部监督角度来看，要发挥好独立董事的作用，注意保护独立董事的权益，鼓励其敢于针对公司异常事件“发声”或“提出异议”，真正落实独立董事制度，防止共同机构投资者与管理层的合谋行为造成不良的市场影响。

最后，营造良好的外部市场环境，保护中小投资者权益。宏观市场环境是影响共同机构投资者行为决策的重要因素。我国上市公司大股东掏空攫取私利、损害中小股东权益的现象仍然存在，持有较高股权比例的共同机构投资者作为大股东，其合谋行为应受到法律法规的制裁，以充分保护中小投资者权益。市场化水平较低的地区，对于中小投资者保护的重视程度可能相对较低，共同机构投资者有相对较大的合谋空间，因此，对于市场化水平较低的地区要重点关注，同时，也应警惕行业垄断现象，如同行公司通过并购扩大市场份额，形成行业垄断势力，这削弱了市场竞争这一外部治理效果，使得共同机构投资者合谋获利机会增加。因此，市场监管部门可以对共同机构投资者持股的上市公司进行监察，敦促公司严格遵守《反垄断法》，保持行业良性竞争，抑制共同机构投资者的合谋效应。

1篇幅所限，该部分检验的结果均未予汇报，留存备索。

2在职消费定义为管理费用扣除董监高薪酬、计提的坏账准备、存货跌价准备及当年的无形资产摊销额等明显不属于在职消费项目后的金额。