蘭秀文 鄔晗 張偉

【摘 要】 選取2009—2018年中國A股上市公司作為樣本，探究社保基金持股與股價同步性之間的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)，社?；鸪止娠@著降低了上市公司股價同步性，且在國有企業(yè)、市場化程度較低地區(qū)以及公司治理較差的上市公司中這一作用更加顯著。進一步分析發(fā)現(xiàn)，社保基金持股通過增加分析師跟蹤人數(shù)、抑制大股東“掏空”等途徑改善上市公司信息環(huán)境和治理結(jié)構(gòu)，從而發(fā)揮公司治理效用，降低股價同步性。在進行一系列穩(wěn)健性檢驗后，結(jié)論依然成立。研究結(jié)論有助于進一步認識和理解社保基金對公司治理和穩(wěn)定股市方面的積極作用。

【關(guān)鍵詞】 社保基金; 股價同步性; 分析師跟蹤; 大股東掏空

【中圖分類號】 F830.91? 【文獻標識碼】 A? 【文章編號】 1004-5937（2020）22-0105-08

一、引言

社?；鹱鳛閲疑鐣Ｕ蟽浠穑瑢ｉT用于人口老齡化高峰時期養(yǎng)老保險等社會保障支出的補充和調(diào)劑，其保值增值目標的實現(xiàn)對彌補長期以來因歷史遺留問題而導致的巨大養(yǎng)老金缺口至關(guān)重要。進入21世紀，在全國社?；鹄硎聲墓芾磉\行下，憑借長期穩(wěn)定的資金供給優(yōu)勢，社?；鹨?guī)模實現(xiàn)穩(wěn)步增長。自2001年7月全國社?；鹗状巍霸囁惫墒幸詠恚?8年累計投資收益超過1萬億元。根據(jù)2018年7月31日發(fā)布的《2017年全國社?；鹄硎聲绫；鹉甓葓蟾妗?，截至2017年12月底，全國社會保障基金規(guī)模已由設(shè)立時的200億元發(fā)展到22 231.24億元，投資收益率高達9.68%。可以看出，作為股市中機構(gòu)投資者的一種，社?；饘ι鲜泄镜耐顿Y力度和持股規(guī)模都在逐年增加。如今，人口老齡化問題越來越嚴重，社?！百M改稅”迫在眉睫，未來社?；鸬耐顿Y規(guī)模勢必只升不降。如此大規(guī)模的資金運轉(zhuǎn)無論對公司的信息環(huán)境、治理水平還是整個股市的健康發(fā)展都將產(chǎn)生不可忽視的影響。

中國資本市場起步較晚，股市行情跌宕起伏，如何降低股市投資“高風險”，實現(xiàn)穩(wěn)定的投資收益，是社?；鸸芾懋斁重酱鉀Q的難題。為了提高投資預測準確率，社保基金不得不主動干預上市公司內(nèi)部治理，督促其改善自身信息環(huán)境，減少公司股價受市場噪音影響而隨股市同漲同跌的不可控現(xiàn)象發(fā)生，以確?；鹳Y產(chǎn)安全、穩(wěn)定。股價同步性即在某個時間段內(nèi)，公司股價變動與股市變動之間的關(guān)聯(lián)性，即股市中出現(xiàn)的股價“同漲同跌”現(xiàn)象。股價同步在世界各個國家中普遍存在，國內(nèi)外學者對此類現(xiàn)象尤為關(guān)注。中國資本市場發(fā)展還不完善，產(chǎn)權(quán)保護較差，信息的套利交易匱乏，股價同步性較高[ 1 ]。因此，解決股價同步性過高的問題，對于社?；鸨Ｖ翟鲋的繕说膶崿F(xiàn)、資本市場信息效率的提高以及經(jīng)濟的健康平穩(wěn)發(fā)展都具有非常重要的意義。

研究結(jié)論表明，社?；鸪止娠@著降低了股價同步性，且在國有企業(yè)、市場化程度較低地區(qū)以及公司治理水平較低的上市公司中，這一治理作用更加顯著。此外，增加分析師跟蹤人數(shù)以及抑制大股東“掏空”成為社?；鸪止山档凸蓛r同步性的可能途徑。本文可能的貢獻與創(chuàng)新主要在于：第一，現(xiàn)有文獻主要關(guān)注機構(gòu)投資者的同質(zhì)性，鮮有文獻關(guān)注其異質(zhì)性[ 2 ]。本文以社保基金作為研究對象，實證檢驗了社保基金持股有助于降低股價同步性的觀點，給出了社保基金持股影響股價同步性的直接證據(jù)，豐富了機構(gòu)投資者的相關(guān)文獻。第二，基于我國特有的制度背景，分別驗證了在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、內(nèi)部治理水平與外部制度環(huán)境下，社?；鸪止山档凸蓛r同步性的差異，拓展了相關(guān)研究。第三，鮮有文獻對社?；鸪止山档凸蓛r同步性的影響機制做出具體分析，本文試圖從分析師跟蹤以及大股東“掏空”角度探究社?；鸪止砂l(fā)揮治理作用的可能途徑，豐富了社保基金的相關(guān)文獻。

二、文獻回顧與研究假設(shè)

（一）文獻回顧

1.機構(gòu)投資者與股價同步性

根據(jù)Grossman和Stiglitz[ 3 ]提出的信息經(jīng)濟學理論，機構(gòu)投資者作為信息交易者可以進行知情人交易，有效促進公司股價對特質(zhì)信息的吸收，從而起到完善市場信息傳遞機制的作用。這一觀點被大部分學者所接受，許多新的觀點也由此產(chǎn)生。如陳冬華和姚振曄[ 4 ]指出，機構(gòu)投資者可以通過對公司特質(zhì)信息進行分析和處理，做出較散戶投資者更加理性的投資行為，從而提高公司信息透明度和資本市場信息效率，股價同步性降低。那么機構(gòu)投資者持股究竟能否降低股價同步性從而穩(wěn)定股市，超常規(guī)發(fā)展機構(gòu)投資者的戰(zhàn)略又是否百利而無一害？不少學者提出了質(zhì)疑[ 5 ]。許年行等[ 6 ]發(fā)現(xiàn)，機構(gòu)投資者的羊群行為會導致公司股價崩盤風險增加，股價同步性升高。也就是說，我國基金業(yè)的跨越式發(fā)展可能并沒有起到促進市場穩(wěn)定和理性的作用。

2.社?；鹋c公司治理

關(guān)于社?；鹁烤鼓芊窀纳乒局卫磉@一問題，目前國內(nèi)外學術(shù)界觀點較為統(tǒng)一。一部分學者指出，社?；鹱鳛橥獠勘O(jiān)督者，能夠有效提高上市公司信息透明度和盈余質(zhì)量，改善公司治理[ 7 ];另一部分學者發(fā)現(xiàn)，社?；鸪止赡軌蛉趸韱栴}，優(yōu)化治理結(jié)構(gòu)，提升公司價值[ 8 ]。

綜上，雖然現(xiàn)有文獻對社保基金持股能否發(fā)揮公司治理作用爭議較小，但其作為機構(gòu)投資者能否有效降低上市公司股價同步性有待進一步探究。因此，考慮到不同機構(gòu)投資者資金規(guī)模的不同、投資風格的迥異以及風險偏好的差異，本文試圖從社?；鸬慕嵌瘸霭l(fā)，探究具體某一類機構(gòu)投資者持股究竟能否改善上市公司信息環(huán)境和治理結(jié)構(gòu)，進而降低股價同步性，以期更好地理解和認識機構(gòu)投資者的公司治理作用。

（二）研究假設(shè)的提出

Jin和Myers[ 9 ]最早發(fā)現(xiàn)在不同的資本市場中，宏觀產(chǎn)權(quán)保護政策以及微觀公司信息透明度是導致股價同步性產(chǎn)生差異的兩大主要原因。已有文獻研究表明，中國的產(chǎn)權(quán)保護嚴重不足，公司治理尚不完善，信息透明度普遍較低[ 10 ]。由于在短時間內(nèi)無法獲得國家制度安排對自身產(chǎn)權(quán)的保護，上市公司信息透明度的提高就顯得尤為重要。當上市公司信息環(huán)境較差時，較低的信息透明度將為大股東實施“掏空”以及壞消息的隱匿創(chuàng)造可能，侵占中小股東利益的動機隨之產(chǎn)生。因此，為了保護自身利益不受侵害以及保值增值目標的實現(xiàn)，社?；鹱鳛楣竟蓶|具有強烈的動機去干預上市公司的內(nèi)部治理，主動通過向股東大會提案等方式督促上市公司改善其治理結(jié)構(gòu)和信息環(huán)境，提高信息透明度，降低股價同步性。

此外，證券市場中存在大量的證券分析師。他們愿意接受各大機構(gòu)投資者的委托，利用自身積累的投資經(jīng)驗和技巧，幫助機構(gòu)投資者處理市場信息，以獲取豐厚回報[ 11 ]。這就使得機構(gòu)投資者作為信息交易者具有更加優(yōu)質(zhì)的信息資源、更加理性的投資觀念以及更加專業(yè)的投資團隊，他們會通過搜集、分析公司特質(zhì)信息進行知情人交易[ 3 ]，促進公司股價對特質(zhì)信息的吸收，股價同步性降低。另外，機構(gòu)投資者持有上市公司股票可以吸引更多證券分析師對上市公司進行跟蹤[ 12 ]，而大量的分析師跟蹤又將帶來更多的特質(zhì)信息以及更小的預測偏差[ 13 ]，從而使得上市公司信息環(huán)境進一步改善，股價同步性降低。

綜上，社?；鹱鳛闄C構(gòu)投資者持有上市公司股票，有助于公司治理結(jié)構(gòu)的改善和信息透明度的提高，可以對上市公司起到一定的治理作用，進而降低其股價同步性。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H1：社?；鸪止赡軌蚪档蜕鲜泄竟蓛r同步性。

三、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)說明

2008年我國股價整體下跌，為避免各種不利影響，本文選取2009—2018年中國A股上市公司作為研究樣本，并做如下處理：（1）剔除數(shù)據(jù)缺失的樣本;（2）借鑒Morck等[ 1 ]以及Jin和Myers[ 9 ]的研究，剔除年度個股周收益率數(shù)據(jù)少于30個的樣本;（3）剔除2009年之后新上市的公司樣本;（4）剔除ST、*ST的上市公司樣本;（5）剔除金融類上市公司樣本;（6）為減輕極端值的影響，本文對所有連續(xù)變量進行上下1%的Winsorize處理。最終得到10 250條公司—年度觀測值。此外，考慮到股價同步性在不同行業(yè)、年份存在的差異以及潛在的異方差和序列相關(guān)問題，本文對所有回歸系數(shù)的標準誤均在公司層面上進行Cluster處理，并控制了年份及行業(yè)固定效應。本文各變量數(shù)據(jù)主要來源于國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫，周收益率數(shù)據(jù)來自銳思（RESSET）數(shù)據(jù)庫，社?；鸪止蓴?shù)據(jù)通過國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫及銳思（RESSET）數(shù)據(jù)庫收集并進行交叉核對整理得到。

（二）變量選取與模型設(shè)定

1.股價同步性（SYN）

借鑒Morck等[ 1 ]、陳冬華和姚振曄[ 4 ]的研究，運用模型（1）來估計擬合優(yōu)度R2：

Ri，t為個股i在第t周的考慮現(xiàn)金紅利再投資的收益率，Rj，t為行業(yè)j在第t周的收益率，其中具體行業(yè)分類依據(jù)中國證監(jiān)會行業(yè)分類標準。

由于R2的取值區(qū)間為[0，1]，不符合最小二乘法的回歸要求，本文通過模型（2）采用對數(shù)形式將R2轉(zhuǎn)化為無邊界的連續(xù)變量：

SYN=log（） （2）

2.解釋變量

本文主要設(shè)置社?；鹗欠癯钟猩鲜泄竟善边@一虛擬變量來衡量社?；鸪止桑⊿FH），若上市公司被社?；鸪止?，SFH取值為1，否則為0。在穩(wěn)健性檢驗中，使用社?；鸪钟泄蓴?shù)占總股數(shù)和流通股數(shù)的比例（SFH1、SFH2）以及社保基金參股股權(quán)制衡度（ZHD）作為解釋變量替代變量，進一步檢驗本文結(jié)論的穩(wěn)健性。其中社保基金參股股權(quán)制衡度（ZHD）定義為社?；鸪止杀壤c上市公司第一大股東持股比例之間的比值。

3.控制變量

本文主要選取以下控制變量：資產(chǎn)負債率（LEV）、企業(yè)規(guī)模（SIZE）、盈利能力（ROE）、股權(quán)集中度（TOP）、企業(yè)成長能力（GROWTH）、審計意見（OPINION）、獨立董事人數(shù)（INDP）、審計師事務(wù)所（BIG4）、兩職合一（DUAL）、企業(yè)年齡（AGE）、年換手率（TURNOVER）。具體變量定義及說明見表1。

4.模型設(shè)定

根據(jù)上述分析，為驗證H1，本文設(shè)置模型（3）：

下標i代表企業(yè)，t代表年份。H1預測SFH的系數(shù)？琢1顯著為負。

（三）描述性統(tǒng)計與分析

表2報告了本文主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。首先，2009—2018年我國股市股價同步性水平平均為47.3%，較Morck等[ 1 ]計算的45%更高?？赡艿脑蚴桥cMorck等所選取的樣本區(qū)間不同，本文所選取樣本剛剛經(jīng)歷了全球金融危機，在此之前中國股市股價整體下跌，股市波動率升高，導致相比于整體大環(huán)境的改變，個股的變動差異不再明顯，股價同步性偏高。其次，社?；鸪止桑⊿FH）的平均值為0.236，說明樣本中約有23.6%的A股上市公司被社?；鸪止?，略大于李春濤等[ 14 ]所報告的20.3%?？赡艿脑蚴桥c李春濤等所選取的樣本區(qū)間不同，且隨著近年來社?；鹜顿Y規(guī)模的不斷擴大，其持股上市公司數(shù)量也在不斷增加。其他變量均在合理范圍內(nèi)分布。

四、實證結(jié)果及分析

（一）社?；鸪止膳c股價同步性

表3報告了社?；鸪止桑⊿FH）與上市公司股價同步性（SYN）的回歸結(jié)果。第（1）列所示為全樣本回歸結(jié)果，在加入一系列控制變量及控制年度和行業(yè)固定效應后，社?；鸪止桑⊿FH）的回歸系數(shù)為-0.014，并且在1%的水平上顯著為負。這說明相比于沒有被社?；鸪止傻纳鲜泄?，社?；鸪钟猩鲜泄竟善笨梢燥@著降低其股價同步性，支持了本文假設(shè)。

（二）社?；鸪止伞a(chǎn)權(quán)性質(zhì)與股價同步性

饒茜[ 10 ]發(fā)現(xiàn)公司的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)會直接影響管理者披露信息的動機與質(zhì)量。在競爭激烈的市場環(huán)境中，國有企業(yè)憑借其“政府背景”優(yōu)勢，可以獲得較非國有企業(yè)更多的市場投資者信任，從而使得投資者忽視對國有企業(yè)信息質(zhì)量的必要關(guān)注，導致其缺乏披露高質(zhì)量信息的動機，信息透明度較低。相比之下，非國有企業(yè)為了獲取更多的市場資源，爭取更多的市場投資，具有較強的動機進行信息披露，信息透明度較高。所以，社?；鸪止稍趪衅髽I(yè)中的治理作用可能更加顯著。

為檢驗不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)所帶來的影響，本文將樣本劃分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)，并分別進行回歸，結(jié)果如表3第（2）、（3）列所示。在第（2）列中，社?；鸪止桑⊿FH）的系數(shù)為-0.018，且在1%的水平上顯著為負;而在第（3）列中，該系數(shù)為-0.012，并在5%的水平上顯著為負。這表明社?；鸪止伤l(fā)揮的治理作用在國有企業(yè)中更為顯著，驗證了上述猜想。

（三）社?；鸪止?、市場化程度與股價同步性

新制度經(jīng)濟學認為，制度環(huán)境對企業(yè)的契約安排至關(guān)重要，不同制度環(huán)境對公司治理的影響不容忽視。我國經(jīng)濟發(fā)展正處于轉(zhuǎn)軌時期，市場化程度存在巨大差異。在市場化程度較高的地區(qū)，大部分企業(yè)基于市場化原則進行交易，主要通過改善公司治理、提高盈利能力等正規(guī)手段緩解融資約束，獲取銀行信貸，信息環(huán)境普遍較好。而在市場化程度較低的地區(qū)，政府干預較為嚴重，市場競爭不充分，企業(yè)更多通過“尋租”等非市場手段尋求利益，信息環(huán)境普遍較差。所以，在市場化程度較低的地區(qū)，社?；鸪止伤l(fā)揮的治理作用可能更加顯著。

為驗證不同外部環(huán)境即市場化程度帶來的影響，本文依據(jù)王小魯?shù)?019年發(fā)布的《中國分省份市場化指數(shù)報告（2018）》①，根據(jù)中位數(shù)將樣本分為市場化程度較高（HMK）與市場化程度較低（LMK）兩組，并分別進行回歸檢驗，結(jié)果如表3第（4）、（5）列所示。在第（4）列中，社保基金持股（SFH）的系數(shù)為-0.008，并不顯著;而在第（5）列中，該系數(shù)為-0.020，且在1%的水平上顯著為負。這說明社?；鸪止伤l(fā)揮的治理作用在市場化程度較低地區(qū)的上市公司中更為顯著，驗證了上述猜想。

（四）社?；鸪止?、公司治理水平與股價同步性

信息透明度作為衡量公司治理效率的重要指標已經(jīng)被越來越多學者所重視。高雷和張杰[ 15 ]指出，相較于其他企業(yè)，治理較差的企業(yè)將進行更高程度的盈余管理，從而導致信息透明度降低，股價同步性升高。所以社?；鸪止砂l(fā)揮的治理作用可能在治理水平較低的企業(yè)中更為顯著。

為驗證不同公司治理水平帶來的影響，本文參考張璇等[ 16 ]的做法，通過主成分分析來構(gòu)造衡量上市公司治理水平的治理指數(shù)。具體選擇的公司治理指標有：第一大股東持股比例、第二至第十大股東持股比例的平方和、董事長與總經(jīng)理是否兩職合一、獨立董事占比、董事會人數(shù)、高管持有上市公司股份比例、上市公司是否發(fā)行了B股或海外上市、是否國有。本文選取第二主成分來衡量上市公司的治理水平，相對應各個指標的荷載指數(shù)為0.5924、0.5902、-0.2872、0.1942、-0.3338、0.2165、-0.1086、-0.1015。荷載指數(shù)符號與本文預期一致，所構(gòu)造公司治理指數(shù)可以正向反映公司治理水平。本文根據(jù)所構(gòu)造公司治理指數(shù)的中位數(shù)將樣本分為治理水平較高（HCG）和治理水平較低（LCG）兩組，并分別進行回歸檢驗，結(jié)果如表3第（6）、（7）列所示。在第（6）列中，社?；鸪止桑⊿FH）的系數(shù)為-0.010，在10%的水平上顯著為負;而在第（7）列中，該系數(shù)為-0.019，且在1%的水平上顯著為負。這說明社?；鸪止稍谥卫硭捷^差的上市公司中可以發(fā)揮更加顯著的治理作用，驗證了上述猜想。

五、進一步分析

根據(jù)前文的分析與實證結(jié)果可知，社保基金持股能夠發(fā)揮治理作用，從而降低上市公司股價同步性。本小節(jié)試圖從分析師跟蹤及大股東“掏空”兩方面探究社保基金持股影響上市公司股價同步性的具體作用機制。

（一）分析師跟蹤

分析師被普遍認為具有較一般投資者更為強大的信息搜集與處理能力，能夠通過對國家出臺的政策性文件和公司發(fā)布的公司年報進行專業(yè)性系統(tǒng)分析，提高資本市場信息效率[ 17 ];而機構(gòu)投資者的投資作為明星分析師形成的重要影響因素，將吸引大量市場分析師跟蹤[ 12 ]，從而導致更多特質(zhì)信息進入股價，股價同步性隨之降低。為了探究社?；鸪止赡芊裢ㄟ^增加分析師跟蹤數(shù)量降低股價同步性，本文設(shè)置模型（4）、（5）：

在模型（4）中，被解釋變量為分析師跟蹤（Analyst），具體定義為在t年對i上市公司進行過跟蹤的分析師（團隊）數(shù)量，一個分析師團隊視為一個分析師。其他變量定義與表1相同?；貧w結(jié)果如表4所示，在第（1）列中，社?；鸪止桑⊿FH）的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說明社?；鸪止纱_實能夠增加上市公司分析師跟蹤數(shù)量;在第（2）列中，分析師跟蹤（Analyst）的系數(shù)在5%的水平上顯著為負，說明分析師跟蹤數(shù)量與股價同步性呈負相關(guān)，較多的分析師跟蹤可以顯著降低上市公司股價同步性。在加入了分析師跟蹤（Analyst）后，社保基金持股（SFH）的系數(shù)仍然在1%的水平上顯著為負，說明分析師跟蹤可能是社保基金持股降低上市公司股價同步性的途徑之一。

（二）大股東“掏空”

由于我國市場監(jiān)管體系尚不健全，控股股東為了獲取控制權(quán)收益，可能通過資金占用、關(guān)聯(lián)交易、并購重組等方式侵害中小股東利益，實施“掏空”。吳先聰?shù)萚 18 ]發(fā)現(xiàn)機構(gòu)投資者持股可以有效抑制大股東的掏空行為，減少大股東對中小股東的利益侵占。因此，上市公司引入社?；鹱鳛槎嘣蓶|，可以有效打破“一股獨大”的局面，優(yōu)化公司股權(quán)結(jié)構(gòu)，發(fā)揮其外部監(jiān)督作用，抑制大股東“掏空”，從而改善公司信息環(huán)境，降低股價同步性。本文從一類典型的大股東掏空行為——資金占用（Occupy）角度出發(fā)，借鑒高雷和張杰[ 15 ]的做法，使用公式（6）計算上市公司大股東資金占用程度，并設(shè)置模型（7）、（8）進行檢驗。

Occupy=（其他應收款-其他應付款）/總資產(chǎn)

變量定義如表1?；貧w結(jié)果如表4所示，在第（3）列中，社保基金持股（SFH）的系數(shù)在10%的水平上顯著為負，說明社保基金持股可以有效抑制大股東的資金占用行為;在第（4）列中，資金占用（Occupy）的系數(shù)在10%的水平上顯著為正，說明上市公司大股東資金占用程度與股價同步性呈顯著正相關(guān)，即大股東“掏空”行為越嚴重，其進行盈余管理以掩蓋“掏空”行為的動機越強，股價同步性越高。在控制資金占用（Occupy）之后，社保基金持股（SFH）的系數(shù)仍然在1%的水平上顯著為負，這說明抑制大股東“掏空”行為很可能是社?；鸪止砂l(fā)揮治理作用的重要途徑。

六、穩(wěn)健性檢驗

（一）內(nèi)生性問題

McCahery等[ 19 ]發(fā)現(xiàn)公司治理狀況是影響機構(gòu)投資者做出投資決定的重要因素。因此，社?；饝种斏鞯耐顿Y態(tài)度，選擇信息環(huán)境良好、股價同步性較低的優(yōu)質(zhì)上市公司作為自己的投資對象，以最大化降低投資風險。這就使得社?；鸪止膳c上市公司股價同步性之間存在雙向因果的內(nèi)生性問題。此外，某些難以觀測的重要變量也會導致遺漏變量的內(nèi)生性問題。本文借鑒羅宏和秦際棟[ 20 ]的做法，使用同地區(qū)同行業(yè)社?；鸪止傻钠骄担ˋve_SFH）作為工具變量，并使用Heckman兩階段法再次進行檢驗。檢驗結(jié)果與本文主假設(shè)基本一致（限于篇幅未列報）。

（二）穩(wěn)健性檢驗

1.股價同步性

考慮到個股與市場大盤之間的同步性，本文在回歸模型中引入市場收益率，采用分市場等權(quán)平均法、分市場流通市值平均法和分市場總市值平均法分別重新估計擬合優(yōu)度R2。然后對新求得的R2進行對數(shù)化處理，得到新的股價同步性指標并再次進行檢驗。檢驗結(jié)果顯示，社?；鸪止桑⊿FH）的系數(shù)始終在1%水平上顯著為負，支持主假設(shè)，本文結(jié)論成立。

2.社?；鸪止?/p>

為了進一步檢驗本文結(jié)論的穩(wěn)健性，使用社保基金持有股數(shù)占總股數(shù)和流通股數(shù)的比例（SFH1、SFH2）以及社保基金持股比例與上市公司第一大股東持股比例之間的比值即社?；饏⒐晒蓹?quán)制衡度（ZHD）替代本文解釋變量社?；鸪止桑⊿FH）再次進行檢驗。結(jié)果顯示，社?；鸪钟泄蓴?shù)占總股數(shù)比例（SFH1）、社?；鸪钟泄蓴?shù)占流通股數(shù)比例（SFH2）以及社?；饏⒐晒蓹?quán)制衡度（ZHD）的系數(shù)均在1%的水平上顯著為負，再次驗證了本文主假設(shè)，結(jié)論依然成立。

3.其他穩(wěn)健性檢驗

本文還進行了如下穩(wěn)健性檢驗：（1）根據(jù)Hausman檢驗采用固定效應模型進行回歸檢驗。（2）根據(jù)股價同步性中位數(shù)將樣本分為股價同步性較高（HSYN）和較低（LSYN）兩組，并將高股價同步性樣本設(shè)置為1，其他設(shè)置為0，然后采用面板Probit和Logit固定效應模型進行估計。（3）為排除2015年中國股災對結(jié)論的影響，本文刪除2015年的公司—年度觀測值，再次進行檢驗。上述回歸結(jié)果均與本文主假設(shè)結(jié)論一致（限于篇幅未列報）。本文結(jié)論具有較好的穩(wěn)健性。

七、結(jié)論與建議

社?；鹱鳛橥苿由鐣Ｕ鲜聵I(yè)發(fā)展的重要動力，在提升資本市場信息效率、優(yōu)化資本市場資源配置以及促進股市健康平穩(wěn)發(fā)展等方面起著不可忽視的重要作用。本文以社?；鹱鳛檠芯繉ο?，選取2009—2018年中國A股上市公司作為研究樣本，實證檢驗發(fā)現(xiàn)社?；鸪止膳c上市公司股價同步性顯著負相關(guān)，即社?；鸪止纱_實可以發(fā)揮公司治理作用，降低股價同步性。此外，社?；鸬倪@一治理作用在國有企業(yè)、所在地區(qū)市場化程度較低以及公司治理較差的上市公司中更為顯著。進一步分析發(fā)現(xiàn)，社?；鸪止芍饕ㄟ^增加分析師跟蹤數(shù)量以及抑制大股東“掏空”等途徑發(fā)揮治理作用，從而降低股價同步性。在通過一系列穩(wěn)健性檢驗后，本文結(jié)論依然成立。

本文結(jié)論表明，社?；疬M入股市對公司治理和股市穩(wěn)定具有明顯的積極作用。因此，本文建議：（1）有關(guān)部門應加大國有資本對社保基金的劃轉(zhuǎn)力度，不斷充實和豐富社?；鸬馁Y金、資產(chǎn)來源，進一步做大做強社?；?。（2）社保基金與國有企業(yè)尚不存在監(jiān)督管理和組織人事上的交叉關(guān)系，所以應給予社?；鸶嗟墓芾頇?quán)限而非公司干預限制，打破社?；鸪钟猩鲜泄竟煞莺笾幌碛惺找鏅?quán)而沒有話語權(quán)的尷尬處境，以最大限度地發(fā)揮社?；鸬闹卫碜饔?，促進國企改革。（3）社?；鸪止伤l(fā)揮的治理作用與公司內(nèi)部治理機制和外部制度環(huán)境存在替代關(guān)系，所以政府部門應加大對企業(yè)外部環(huán)境的優(yōu)化力度，為企業(yè)創(chuàng)造良好的外部環(huán)境;沒有被社?；鸪止傻钠髽I(yè)應繼續(xù)加強公司內(nèi)部治理，降低股價同步性，保障中國股市健康平穩(wěn)發(fā)展。

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