产业政策对股票特质波动率的影响及机制研究_陆静.pdf

第 卷第期 年月 中国管理科学 ，文章编号：（）：产业政策对股票特质波动率的影响及机制研究陆静，喻浩（重庆大学经济与工商管理学院，重庆 ；重庆大学公司财务与会计治理创新研究院，重庆 ）摘要：本文考察了宏观产业政策对重点发展行业股票特质波动率的影响及其作用机制。首先根据非参数方法提取不同行业公司股票的特质波动率，然后根据中国五年规划所包含的重点发展行业，分析了产业政策对重点发展行业股票特质波动率的影响，并使用中介效应模型检验了产品市场竞争程度、经营环境不确定性和会计信息披露质量的中介作用。研究表明，产业政策会通过加剧重点发展行业内产品市场的竞争程度、增加行业内经营环境的不确定性以及降低会计信息披露质量三条路径来提高重点发展行业的股票特质波动率。为降低内生性问题，采用倾向得分匹配等方法后，仍然发现产业政策可以增加重点发展行业的股票特质波动率。进一步考察规模异质性、产权异质性和区域异质性后，本文发现产业政策对股票特质波动率的增加作用在中小企业、东部地区更加明显，但在国有企业和民营企业中无明显差别。关键词：产业政策；特质波动率；产品市场竞争；经营环境不确定性；会计信息披露质量中图分类号：；文献标识码：收稿日期：；修订日期：基金项目：国家自然科学基金资助项目（）通讯作者简介：陆静（），男（汉族），四川乐山人，重庆大学经济与工商管理学院，教授，博士生导师，博士，研究方向：资本市场微观结构，：引言特质波动率（）作为低风险异象的代表因子之一，一直在学术界备受关注，国内外学者们致力于找到“特质波动率之谜”问题的来源，对其影响因素的研究也越来越丰富。特质波动率在首次提出来时，被认为只受到与公司层面相关特质信息的影响。基于这一思想，大多数关于特质波动率影响因素的文献也集中于公司层面的特征：（）“小公司效应”。认为越来越多的小公司上市是引起特质波动率增加的原因。（）“新公司效应”。认为特质波动率的增加不是由于小公司带来的，而是由于资本权益的降低致使上市门槛降低，新上市公司存在较高风险，从而导致了特质波动率的上升。（）“杠杆效应”。认为企业的财务风险如负债比例较高会提高企业的经营风险，从而带来特质波动率的增加。（）“流动性效应”。认为换手率会对特质波动率产生正向影响，。但实际上，股票市场中不同行业的特质波动率存在显著差异，如美国电信、计算机和零售等行业的特质波动率在 世纪后半叶比其他行业具有更显著的上升趋势，说明特质波动率不仅受到公司层面微观因素的影响，也受到行业因素的影响。就中国的情况而言，股票市场作为国民经济重要的组成部分，不可避免地受到宏观经济政策的影响，而在所有经济政策中，能对不同行业产生不同影响的便是产业政策。产业政策作为中国“五年规划”中不可或缺的重要组成部分，会定期发布，它也是政府调控宏观经济的重要工具之一，推动着产业结构升级，实现国家产业结构协调发展。与其他经济政策不同，产业政策主要作用于部分重点行业以实现产能优化，而特质波动率可能会受到行业因素的影响，因此，本文提出如下疑问：产业政策作用于重点行业，是否会对这些行业内部环境产生影响，从而导致行业内的股票特质波动率发生改变？尽管国内已有研究发现产业政策会对不同行业的股票特质信息产生影响，如陈冬华和姚振晔 使用股价同步性作为特质信息含量的代理变量，发现产业政策的宣告能使受产业政策支持的公司股价中特质信息增加，但该研究并未对其背后的影响机制做进一步剖析。根据股价信息含量的相关理论，公司特质风险可以用来衡量公司层面的特质信息，因此本文选择了特质波动率作为股价中特质信息的代理变量，研究产业政策对重点发展行业的股票特质波动率的影响。本文不仅证实了产业政策会增加重点发展行业的股票特质波动率，还发现了其影响机制：第一，产业政策将加剧重点发展行业内的产品市场竞争程度；第二，产业政策制定和实施过程中的不一致会增加重点发展行业的环境不确定性；第三，产业政策减少了受扶持行业内公司的税收负担，进而降低了管理者对高会计信息披露质量的需求。这对于股票特质波动率影响因素的研究来说具有重要的理论和现实意义。中国关于国民经济发展的五年规划会宣布重点支持的产业或行业，可以有效地对这些重点非重点行业内的股票特质波动率进行定量分析，因此本文选取五年规划中披露的产业政策作为研究对象，发现产业政策通过加剧重点发展行业内的产品市场竞争程度、增加重点发展行业内的经营环境不确定性、降低重点发展行业内公司的会计信息披露质量，增加了这些行业内的股票特质波动率。异质性分析表明，产业政策对特质波动率的影响在东部地区和中小企业中更加明显，在不同产权公司间的影响差异不大。本文可能的贡献在于：第一，从宏观经济政策的角度分析了股票特质波动率的影响因素及其机制，探究宏观经济政策是否包含了微观层面的特质信息。本文的研究结果证实了产业政策会增加重点发展行业的股票特质波动率，打破了股票特质波动率影响因素主要集中于企业微观因素的局限，从宏观视角丰富了股票特质波动率影响因素的相关研究。第二，本文不仅将五年规划作为一个整体来考虑，而且将进入 世纪以来中国提出的四个五年规划层层剥离，分开讨论梳理，为促进社会经济长期健康发展，以及五年规划的制定尤其是产业政策的制定提供了有价值的参考。本文其余部分结构安排如下：第二部分是研究假设；第三部分为研究设计；第四部分是实证结果；第五部分是结论。研究假设 产业政策与特质波动率目前研究特质波动率影响因素的文献几乎都集中于微观层面，很少考虑宏观因素，但仅仅研究微观因素对特质波动率的影响是不够全面的。就中国的情况而言，“五年规划”作为调节国民经济重要布局的经济计划，在不同的发展阶段影响着不同的产业结构，其中，产业政策是“五年规划”中不可或缺的重要组成部分，通过引导国家产业发展方向推动产业结构升级，实现国家产业结构协调发展。早期对产业政策的研究主要集中在生产率层面，但越来越多的学者发现产业政策的实施可以影响微观个体行为，如激励受支持企业进行创新 、提高其融资水平 等，这些行为有助于改变企业的内在价值，促进投资者的理性套利，将产业政策引起的企业特质行为及时融入股价，转化为特质波动率。除此以外，产业政策对相关产业战略性调整和产业结构的转型升级也会改变企业的特质波动率，管理者在压力激增的环境下，为保证企业的竞争优势，表现出更多的信息隐藏行为，这些行为只能以私人交易 的 形 式 融 入 股 价，从 而 增 加 股 票 的 特 质 波动率。对于投资者而言，受到产业政策支持的上司公司更易获得投资者的关注，这种关注将促使投资者挖掘更多有关公司的私有信息，提高股价中私有信息的含量，进而增加股票的特质波动率。陈冬华和姚振晔 使用股价同步性衡量公司股价中的特质信息含量，实证发现产业政策可以增加受支持行业内股票的公司特质信息。基于此，本文提出假设：产业政策会提高重点发展行业内的股票特质波动率。产业政策通过改变产品市场竞争程度影响特质波动率产业组织理论的“结构 绩效”范式确定了产品市场竞争程度作为连接宏微观因素的桥梁作用，它的变化既受到行业整体变迁以及行业制度的影响，同时又会引起微观企业之间的竞争行为。在我国，能引起行业整体变迁的关键制度背景便是产业政策，因此，本文将产品竞争程度作为产业政策影响公司特质波动率的传递途径之一。为实现产业结构升级，引导生产要素向更高效率的部门流动，政府往往会通过信贷优惠、税收优惠和政府补贴等方式支持重点发展行业，使这些行业内公司成本降低，利润增加。因此，受支持行业内企业的盈利增长潜力可能提升并带来超额利润，行业的超额利润引导更多的资金涌入该行业，必然导致行业内的竞争程度增加。行业内激增的竞争程度带来的市场力量降低，会增加投资者的信息不确定性，从而增加该行业股票的特质波动率。此外，产品市场竞争程度增加，降低了投资者的搜索成本，使市场上的投资者能更好地获取信息，这些信息更多融入股价会增加特质波动率。虽然关于产品市场竞争程度影响特质波动率的解释不同，但目前文献都获得了较为一致的结论，即市场竞争程度的提升会使股票特质波动率增加，。中国管理科学 年基于此，本文提出假设 ：产业政策通过增加产品市场竞争程度提高重点发展行业内的股票特质波动率。产业政策通过改变经营环境不确定性影响特质波动率产业政策是由国家制定、引导国家实现产业升级的主动干预性政策，其主要目标是弥补“市场失灵”，但我国地方政府间的竞争可能会导致政策执行时出现偏差，这种差异会提高企业对未来预期的不确定性，使企业无法对未来发展做出准确判断，加剧企业的融资约束，进而对研发投资产生抑制效应和挤出效应，外部融资难度的增加和研发 投 资 的 减 弱 会 促 进 股 票 特 质 波 动 率 的形成。除此之外，在不同的经济发展阶段，产业政策需要 不 断 调 整 以 发 挥 不 同 阶 段 资 源 的 比 较 优势，但产业发展和制度演化本身就具有较大的不确定性，产业政策的目标和政策工具与之产生的不一致会提高相关企业的不确定性。企业面临这些环境不确定性因素，需要不断调整自身战略结构，改变传统的运营轨道以保持竞争优势，这些外部环境不确定性转化为内部特质行为，增加企业现金流波动，知情投资者便会通过私有信息套利，将这些内部特质行为融入股价，进而提高相关企业的股票特质波动率。基于此，本文提出假设：产业政策通过增加经营环境不确定性提高重点发展行业内的股票特质波动率。产业政策通过改变会计信息披露质量影响特质波动率产业政策的实施使被扶持行业中很多政策性门槛得 以 放 松，被 扶 持 企 业 将 得 到 更 多 的 政 府 补贴、承担更少的企业税收负担，企业税收负担作为会计信息质量的来源之一，其减少会降低管理者对高会计稳健性的需求，进而降低企业的会计信息披露质量 。而会计信息披露质量正是特质波动率的重要影响因素：股市中的边际投资者不够成熟，无法完全理解公司信息的选择性披露，致使公司特质信息不能完全融入股价，信息披露质量与特质波动率之间存在负相关关系，这一负向影响关系在改变信息披 露 质量 的度 量 方 法 后 依 然 存在。已有文献从“公司透明度”，和“市场噪音”，两个角度对会计信息披露质量负向影响特质波动率的现象进行了解释，前者认为信息披露质量的提高增加了公司的透明度，降低了公司的不确定性，从而减少了公司股票的特质波动率，；后者认为公司信息披露质量提高会减少市场噪音，降低 股 价 中 的 噪 音 信 息，从 而 降 低 公 司 特 质 波动率，。基于此，本文提出假设 ：产业政策通过降低会计信息披露质量增加重点发展行业内的股票特质波动率。研究设计 被解释变量本文的被解释变量为行业内股票的平均特质波动率（），下文均简称为股票特质波动率。已有文献表明，对股票特质波动率的计算主要有参数和非参数两种方法，参数法是基于资本资产定价模型或多因素模型残差的标准差的计算方法，。本文主要的计量过程中采用了非参数方法，其原因在于以下两点：第一，使用参数模型估计时，首先需要估计个股的值，而本文的样本跨度范围较大，值不稳定，可能导致结果偏误；第二，本文研究的是产业政策对重点发展行业内股票特质波动率的影响，产业政策作用于行业整体，而根据参数模型估计得到的特质波动率是单个公司的股票特质波动率，若要得到整个行业的股票特质波动率，还需对其进行加权，也可能产生偏误。非参数方法不需要估计公司值，只需利用个股收益和行业收益便可以分离出不同行业内的股票特质波动率。当然，为提高研究结论的可靠性，在稳健性检验部分，本文也采用了参数模型计算的股票特质波动率。非参数法的具体计算步骤如下。首先，根 据 模 型 得 到 、的关系：?，?，其中，表示时期，为公司超额收益率，为行业超额收益率，为市场超额收益率，为避免个股随时间而变化的影响，使用市场调节模型来刻画 和 之间的关系：，?（），由此可计算股价收益率的波动为 （）（）（）（），对行业所有公司进行加权，股价波动率就分解成了三个部分：（）（）（?）（），其中，为本文的被解释变量即股票特质波动率。本文以季度内日超额收益率对公司特质波动率进行估计，首先计算季度的残差平方和?，并对行业第期陆静等：产业政策对股票特质波动率的影响及机制研究内所有公司进行流通市值加权平均，为季度内公司占行业的流通市值权重，得到估计量：?，?。解释变量本文的主要解释变量是产业政策（）。该变量代表了产业政策中重点发展的行业，借鉴已有文献，通过筛选中国五年规划中含有“大力”“首位”“支柱”等关键词的行业，确定产业政策重点发展的行业。若该行业为重点发展行业，赋值为，否则为。中介变量 产品市场竞争程度（）本文使用反映行业集中度的指标即赫芬达尔指数（）来衡量产品市场竞争程度，利用单个公司主营业务收入计算其行业市场份额占比，（），其中为公司季度主营业务收入，指数与产品市场竞争程度呈反比。经营环境不确定性（）本文利用主营业务收入的波动率衡量经营环境不确定性，首先构建模型 。其中 为公司过去四季度的主营业务收入，是季度虚拟变量，由远及近分别取值为，；即当观测值处于当前季度时，；当观测值处于前一季度时，以此类推。然后对该模型进行 估计，残差即为公司过去四个季度的非正常主营业务收入。利用过去四个季度的非正常主营业务收入标准差除以过去四个季度主营业务收入的平均值，便得到该公司的主营业务收入波动。最后，对行业内每家公司的主营业务收入波动加权便得到行业的主营业务收入波动，即经营环境不确定性变量。会计信息披露质量（）本文将信息披露质量定义为应计项目与过去、现在、未来现金流的匹配程度。没有选择深交所披露的上市公司信息披露质量等级作为会计信息披露质量的衡量标准 的原因是，本文数据覆盖了深交所、上交所的 股股票，而只有深交所公布了上市公司信息披露质量等级，本文使用的具体模型如下：（）（）（）（）表示总应计利润，是总资产，是营业收入的变动额，是固定资产净额。首先利用该模型进行分季度分行业 回归，得到残差，即本期预期外应计项目，然后分别计算每个公司前四季度的预期外应计项目的标准差，便得到公司会计信息披露质量指标，对行业内每家公司加 权 便 得 到 行 业 会 计 信 息 披 露 质 量 指 标（），该指标与会计信息披露质量之间呈显著负相关。控制变量通过梳理以往有关特质波动率的文献，可以发现“小公司效应”、“新上市效应”、“杠杆效应”和“流动性效应”等都能影响特质波动率，因此本文控制了行业规模（）、市盈率（）、账面市值比（）、杠杆率（）、公司年龄（）和换手率（）等因素。表归纳了主要变量的定义及其数据来源。基准计量模型为了检 验 相 关 假 说，构 建 基 准 模 型 如 下，若 的系数为正，说明在该样本期间，重点发展行业的股票特质波动率高于非重点发展行业，产业政策能提高重点发展行业内的股票特质波动率。，（）样本选择本文在陈冬华和姚振晔 的样本基础上扩大了范围，增 加 了“十 五 计 划”期 间 的 样 本，但 由 于 年之前财务数据缺失较多，因此本文选择了 年深沪股上市公司作为研究样本，并按如下标准剔除了部分观测值：（）剔除了研究期间被 的企业；（）剔除了研究期间不足家公司的行业；（）剔除了季度内交易天数少于 天的样本观测值；（）剔除了无连续季报数据的观测值。根据筛选后得到的 家公司股票的日收益率构建季度股票特质波动率，最后得到 个行 业 年 的 季度股票特质波动率，共 个观测值，各变量数据来源已在表中列出。本文进行行业分类的参考标准为中国证监会发布的 上市公司行业分类指引（修订）；样本期间关于“五 年 规 划”产 业 政 策 的 数 据，借 鉴 等 提出的筛选方法进行手工整理；样本期间包含了 年覆盖的四个五年规划，由于在第十一个五年规划前，中国五年规划被称为五年计划，因此下文将第十个五年计划简称为“十五计划”，其后的五年规划简称为“十一五规划”“十二五规划”和“十三五规划”。中国管理科学 年表主要变量的定义与说明变量类型变量名称变量符号变量说明数据来源被解释变量股票特质波动率 根据 的方法计算模型内数据取自 数据库主要解释变量产业政策 虚拟变量，重点发展行业为，否则为手工整理中介变量产品市场竞争程度 根据 第（）部分的方法计算，该指标越大，竞争程度越弱模型内财务指标取自 数据库经营环境不确定性 根据 第（）部分的方法计算，该指标越大，环境不确定性越强模型内财务指标取自 数据库会计信息披露质量 根据 第（）部分节的方法计算，该指标越大，会计信息披露质量越差模型内财务指标取自 数据库 虚拟变量，十一五规划期间为，否则为手工整理时间固定效应 虚拟变量，十二五规划期间为，否则为手工整理 虚拟变量，十三五规划期间为，否则为手工整理规模 行业内公司流通市值之和的对数 数据库控制变量市盈率 行业内公司市盈率进行市值加权平均 数据库账面市值比行业内公司账面市值比进行市值加权平均 数据库公司年龄 公司成立季度时间，行业内公司年龄进行市值加权平均 数据库杠杆率 行业内公司财务杠杆进行市值加权平均 数据库流动性 行业内公司季度换手率加总（）数据库实证结果 描述性统计表报告了全样本期间主要解释变量、被解释变量以及控制变量的描述性统计，本文还计算了每个五年规划的描述性统计，由于篇幅限制未在此报告，如读者需要，可联系作者提供。通过表可以看到，样本期间的股票特质波动率（）的均值为 ，标准差为 ；重点发展行业（）的均值为 ，小于，说明整个样本期间重点发展行业的数量少于全部行业的一半；公司规模（）的均值为 ，偏度为 ；样本由高市值公司构成，换手率（）的均值为 ，中国市场的换手率依然处于较高的水平，根据换手率（）最小值和最大值之间差值可以看出不同行业之间的流动性差别较大。表主要变量的描述性统计变量观测值均值标准差最小值最大值偏度峰度 ，表报告了对各样本期间重点发展行业和非重点发展行业的股票特质波动率差异的单变量检验结果，在整个样本期间，重点发展行业的股票特质波动率比非重点发展行业的股票特质波动率高 ，且在 水平上显著。将样本按照五年规划的起止时间分为四个子样本，每个子样本的重点发展行业也都比非重点发展行业的股票特质波动率高 左右，且都在 的水平上显著。单变量检验的结果与假设 相符，为使结果更为严谨，接下来，本文将使用回归分析验证假设 ，以及中介效应部分的各个假设。第期陆静等：产业政策对股票特质波动率的影响及机制研究表单变量检验样本期间重点发展行业 （）非重点发展行业 （）差异比率（）全样本 （）十五计划 （）十一五规划 （）十二五规划 （）十三五规划 （）注：表中差异比率为重点发展行业平均波动率比非重点发展行业平均波动率高的百分比；代表 水平上显著；括号内为检验值。全样本回归分析表报告了全样本期间产业政策对重点发展行业和非重点发展行业内股票特质波动率影响的差别，列（）列（）分别是控制了“小公司效应”、“新公司效应”、“杠杆效应”和“流动性效应”对于股票特质波动率影响后得到的回归结果。列（）的结果说明，控制了行业规模（）、市盈率（）、账面市值比（）、公司年龄（）和换手率（）的影响后，重点发展行业内公司股票的特质波动率仍然显著高于非重点发展行业内公司股票的特质波动率。假设 得到验证。这一结论与陈冬华和姚振晔 的发现基本一致，产业政策的实施能使重点发展行业股价中融入更多的私有信息。此外，表还显示，公司上市时间越短、流动性越高的行业，其股票特质波动率越高。表全样本回归结果变量（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（），检验 ，注：、分别代表、水平上的显著性；括号内为值。影响机制分析 全样本影响机制分析在前文中，发现产业政策会提高重点发展行业内的股票特质波动率。为了对其影响机制进行探究，本文从产品市场竞争程度、经营环境不确定性和会计信息披露质量三个方面做了进一步分析，以检验这三个因素的中介效应。在对中介效应进行检验时，本文采用混合 回归，原因在于：第一，对每个五年规划进行中介效应检验时，重点发展行业在每个五年规划期间并不改变，若使用固定效应模型，得到的虚拟变量 的系数将为缺漏值；第二，对中介效应模型的检验如 检验仅适合于混合数据，因此只能采用混合 模型。中介效应检验模型参考温忠麟等 提出的方法：（）（）（）其中，是产业政策对股票特质波动率产生影响的总效应、为中介变量对股票特质波动率的中介效应，中介比例为。这里的中介变量分别为产品市场竞争程度、经营环境不确定性和会计信息披露质量。对于中介效应的显著性检验，本文分别采用了 检验、检验 和 检验 三种方法判断其是否显著。中国管理科学 年表全样本期间的影响机制变量 ：中介效应回归模型 （）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（），：中介效应检验效应类型 中介效应比例 （）（）（）有 有 有注：、分别代表、水平上的显著性；括号内为值，圆括号内为 检验值，方括号内为 检验值，花括号内为 检验值。表报告了全样本影响机制结果，列（）中报告了全样本期间，产业政策对行业内股票特质波动率的影响，产业政策会提高重点发展行业的股票特质波动率。列（）和列（）、列（）和列（）以及列（）和列（）分别为以产品市场竞争程度、经营环境不确定性和会计信息披露质量为中介变量对公式（）和公式（）进行回归得到的结果。表的结果表明：第一，产业政策会增加重点发展行业的产品市场竞争程度，而产品市场竞争程度的增加会显著提高股票特质波动率，通过 检验、检验和 检验发现，产品市场竞争程度存在显著的中介效应，中介效应比例为 。假设 得到验证。第二，产业政策会增加重点发展行业内的经营环境不确定性，经营环境不确定性的增加会提高股票特质波动率，其带来的中介效应比例为 ，虽然占比较小，但仍然通过了中介效应的 检验、检验和 检验，经营环境不确定性的中介效应占比较小的原因是由于样本期间内，其对股票特质波动率的影响系数较其余两个因素而言更小。假设 得到验证。第三，产业政策会降低重点发展行业内公司的会计信息披露质第期陆静等：产业政策对股票特质波动率的影响及机制研究量，会计信息披露质量的降低会提高股票特质波动率，该中介变量比例为的 。假设 得到验证。总体而言，产业政策会通过加剧重点发展行业的产品市场竞争程度、增加经营环境不确定性和降低会计信息披露质量三种途径增加股票特质波动率，其中产品市场竞争程度和会计信息披露质量中介效应占比较高，经营环境不确定性占比较低。分样本回归及影响机制分析对全样本期间进行分析时，本文发现了产业政策会提高重点发展行业的股票特质波动率。但由于每个五年规划重点发展的行业不尽相同，因此本文对各个五年规划都进行了分析，考察每个五年规划期间，产业政策是否会对重点发展行业内的股票特质波动率产生影响。表各五年规划期间产业政策的影响及其机制变量 ：产业政策对股票特质波动率的影响十五计划十一五规划十二五规划十三五规划（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（），：中介效应中介比例 （）有（）有（）有（）有 （）有（）有（）有（）有 （）有（）有（）有（）有注：、分别代表、水平上的显著性；括号内为值，圆括号内为 检验值，方括号内为 检验值，花括号内为 检验值。表 的列（）列（）分别报告了“十五计划”至“十三五规划”期间产业政策对重点发展行业的股票特质波动率的影响，报告了各五年规划期间的中介效应检验结果。由于篇幅有限，只 报 告 了 中 介 效 应 比 例 和 检 验、检验和 检验值。“十五计划”期间，重点发展行业比非重点发展行业的股票特质波动率高 。中介效应检验结果表明，产业政策主要通过加剧重点发展行业的产品市场竞争程度和降低会计信息披露质量两条途径对股票特质波动率产生影响，两者中介效应比例分别为 和 。“十一五规划”“十二五规划”和“十三五规划”期间，产业政策都会显著提高重点发展行业的股票特质波动率，重点发展行业比非重点发展行业的股票特质波动率分别高 、和 。三个样本期间产业政策都是通过加剧重点发展行业的产品市场竞争程度和降低会计信息披露质量两条途径对股票特质波动率产生影响。综合各五年规划的结果可以发现，无论在哪个五年规划期间，产业政策都会提高重点发展行业的股票特质波动率，在各五年规划期间，产业政策都主要通过产品市场竞争程度和会计信息披露质量两条路径对股票特质波动率产生影响，经营环境不确定性在分样本中不具有显著中介效应。稳健性检验为保证结果的稳健性，本文从三个方面进行了检验：第一，改变样本频率；第二，改变股票特质波动率的计算方法；第三，改变中介变量的计算方法。改变估计频率改变股票特质波动率的估计频率，将 中的频率由季度改为月度，并根据 的方法使用月度内日超额收益率对股票特质波动率进行估计，得到月股票特质波动率（），表的列（）报告了产业政策对月度股票特质波动率的影响及其机中国管理科学 年制，结果与表基本一致，即产业政策会提高重点发展行业的股票特质波动率，产品市场竞争程度、经营环境不确定性和会计信息披露质量具有显著的中介效应。运用参数法估计股票特质波动率（）三因子模型计算的股票特质波动率（）根据 三因子模型 计算得到不同公司的特质波动率，再对行业内公司的特质波动率进行市值加权，得到不同行业的股票特质波动率，三因子模型为：。其中，为个股超额收益，为市场超额收益；为公司规模 因子；为账面市值比因子。特质波动率为残差的标准差，市值加权后得到三因子行业的股票特质波动率（）。（）五因子模型计算的特质波动率（）根据 五因子模型 计算得到不同公司的特质波动率，再对行业内公司特质波动率进行市值加权，得到不同行业的股票特质波动率，五因子模型为：，其中，为个股 超额 收益，为 市 场 超 额 收 益；为公司规模因子；为账面市值比因子；为盈利能力因子；为投资模式因子，特质波动率为残差的标准差，市值加权后得到五因子行业的股票特质波动率（）。（）中国特色三因子模型计算的股票特质波动率（）由于中国特殊的国情，过程中存在着“借壳上市”的现象，因此需要剔除市值最小的 的股票以减低“壳污染”，并选择 来构建价值因子，将剔除“壳污染”后构建的和以 构建的代入 三因子模型中，便得到中国特色三因子模型：，特质波动率为残差的标准差，市值加权后得到中国特色三因子行业的股票特质波动率（）。表的列（）列（）分别报告了以不同方式计算的股票特质波动率为被解释变量的稳健性检验结果，可以看出，即便使用不同的股票特质波动率计算方法，仍然发现产业政策会提高重点发展行业的股票特质波动率。在研究其传导机制时发现，经营环境不确定性和会计信息披露质量在三个稳健性检验中都属于显著的中介变量，但产品市场竞争程度这一中介变量只有在 为被解释变量时才具有显著性。上述结果支持了本文的主要结论，即产业政策能提高重点发展行业内的股票特质波动率，并且在对影响机制进行检验时发现，产品市场竞争程度这一中介变量只有在以中国特色三因子模型计算的特质波动率为被解释变量时，才具有显著的中介效应，这一结果为中国特色三因子模型提供了实证支持，说明在对中国的数据进行实证检验时，排除“壳污染”的中国特色三因子模型更适合中国股票市场数据。表以不同方式计算股票特质波动率为被解释变量的稳健性检验变量 （）（）（）（）：产业政策对股票特质波动率的影响 （）（）（）（）（）（）（）（），：中介效应检验中介比例 （）有（）有（）有（）有 （）有（）有（）有（）有 （）有（）有（）有（）有注：、分别代表、水平上的显著性，括号内为值；圆括号内为 检验值，方 括 号内为 检验值，花括号内为 检验值。中介变量稳健性检验（）产品市场竞争程度为检验产品市场竞争程度这一影响机制的稳健性，本文选择勒纳指数（）替代原有的赫芬达尔指数（），勒纳指数的计算方式为：（）其中，下标代表行业的第个公司，为营业收入，表示营业成本，表示销售费用，表示管理费用。然后对行业勒纳指数（）进行中介效应检验，表列（）和列（）报告了该中介效应的结果，根据表中第期陆静等：产业政策对股票特质波动率的影响及机制研究结果可知勒纳指数的中介比例为 ，说明改变衡量产品市场集中程度的方法后，产品市场竞争程度仍具有显著的中介效应，且在的水平下显著。（）会计信息披露质量为检验会计信息披露质量这一影响机制的稳健性，本文选择深交所公布的信息披露等级替代原会计信息披露质量（）。深交所在 年以前，信息披露评级分为优秀、良好、合格和不合格；年后信息披露评级分为、和。为了进行量化分析，设置信息披露质量变量 ，将等级为 和或优秀和良好的公司赋值为，等级为 和 或合格和不合格的公司赋值为，用 这一虚拟变量来衡量会计信息披露质量。当 时，说明公司会计信息披露质量较好；时，说明公司会计信息披露质量较差。计算每个行业中会计信息披露质量较好的公司比例（），用于衡量整个行业的会计信息披露质量。然后对该变量进行中介效应检验，表列（）和列（）报告了该中介效应的结果，根据表中结果可知该变量的中介比例为 ，说明使用这一方法计算的会计信息披露质量具有显著的中介效应，在 的水平下显著。表改变中介变量的稳健性检验变量（）（）（）（）（）：中介模型回归结果 （）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（），：中介效应检验效应类型 中介效应比例 （）（）有 有注：、分别代表、水平上的显著性；括号内为值；圆括号内为 检验值，方括号内为 检验值，花括号内为 检验值。内生性问题产业政策源于五年规划，每五年由全国人民代表大会审议通过，产业政策是否会重点扶持某些行业往往受到行业规模、现金流量等财务因素的影响，因此可能导致模型存在样本自选择偏差。为了降低模型的内生性问题，本文使用倾向得分匹配（）方法对样本进行匹配后再次分析，这里选择总资产（）、成立年龄（）、现金流量（）、净资产收益率（）、固定资产比例（）和杠杆率（）作为公司特征变量，产业政策重点发展行业（）为处理变量，使用 模型计算倾向匹配得分，然后采用最邻近匹配的方法进行一对一匹配，估计平均净效应 。的第一阶段需要采 用 回 归 计 算 倾 向 性 得 分 对 样 本 进 行配对：（），然后对匹配后的样本进行回归检验。表报告了在对样本进行匹配后产业政策对重点发展行业的股票特质波动率的影响，以及产品市场竞争程度、经营环境不确定性和会计信息披露质量的中介效应占总效应的比例。列（）列（）分别为全样本期间、“十五计划”至“十三五规划”期间的回归结果。结果表明，产业政策（）的系数在各个样本期间依旧显著为正，说明即便控制了内生性问题后，产业政策仍能提高重点发展行业的股票特中国管理科学 年质波动率。中介效应的结果与未进行 匹配前的结果一致：全样本期间，产业政策分别通过增加重点发展行业内的产品市场竞争程度、增加经营环境不确定性和降低会计信息披露质量三种途径对股票特质波动率产生影响，但各个五年规划中产业政策只通过产品市场竞争程度和会计信息披露质量两条有效路径对股票特质波动率产生影响。表控制内生性的检验结果变量全样本十五计划十一五规划十二五规划十三五规划（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（），：中介效应检验中介比例 （）有（）有（）有（）有（）有 （）有（）有（）有（）有（）有 （）有（）有（）有（）有（）有注：、分别代表、水平上的显著性；中括号内为值；中圆括号内为 检验值，方括号内为 检验值，花括号内为 检验值。进一步研究（）产业政策、产权性质与股票特质波动率由于民营企业和国有企业在经营目标、政治关联、政府干预、政府资源获取和政策性负担等方面存在较大差异，例如国有企业会倾向于较少与其政治关系相关的特有信息披露，使投资者更难根据公司层面的信息进行交易，国有企业股价中私有信息含量相对较少，民营企业在得到产业政策扶持后，更加倾向披露相关信息，尤其是与政府的交易信息，提高公司透明度，获得更多的经济资源。因此，公司产权性质的不同可能会导致产业政策对股票特质波动率的影响不同，产业政策在民营企业中的影响更加显著。为研究产权性质带来的异质性问题，本文将样本公司分为国有企业和民营企业，对行业内同一产权性质的公司变量进行市值加权得到行业变量，研究产业政策对不同产权类型公司股票特质波动率的影响。（）产业政策、区域差异与股票特质波动率中国在发展过程中一直存在发展不平衡的问题，各区域的经济发展水平、产业结构和金融市场化程度存在较大的差异，政策支持的优势产业和资源更靠近东部沿海地区，不同区域企业面临不同的制度环境，导致不同区域投资者对公司私有信息搜寻的成本不同，进而影响股票价格对公司私有信息的吸收。除此以外，由于不同区域金融化发展水平的差别，在金融业较发达的地区，投资者更愿意在公开信息中获取公司信息，这些积极行为会使股价信息含量更高。因此，在不同的区域，产业政策对股票特质波动率的影响程度存在差异，东部地区的企业影响可能更加显著。为研究这种区域差异，本文首先将样本公司按照所属省（市、自治区）分为东部、中部、西部和东北部四个区域，东部地区包括京、津、冀、江、浙、沪、闽、鲁、粤、琼；中部地区包括晋、皖、赣、豫、鄂、湘；西部地区包括蒙、西、陕、甘、青、宁、新、桂、川、渝、桂、滇；东北部地区包括黑、吉、辽。然后将行业内同一地区的公司变量进行市值加权得到行业变量，研究产业政策对不同地区股票特质波动率的影响。（）产业政策、公司规模与股票特质波动率产业政策的实施使得被扶持行业中很多政策性门槛得以放松，更多的中小型企业陆续上市，这些中第期陆静等：产业政策对股票特质波动率的影响及机制研究小企业的上市引起的“小公司效应”会提高特质波动率，因此，产业政策对特质波动率的影响在中小企业内可能更加明显。本文根据公司总资产将样本公司分为大企业和中小企业，行业内同一规模的公司变量进行市值加权得到行业变量，研究产业政策对不同规模公司股票特质波动率的影响。表 异质性检验变量国有民营东部中部西部东北部大企业中小企业（）（）（）（）（）（）（）（）：产业政策对不同产权、不同区域、不同规模公司股票特质波动率的影响 （）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（），中介效应检验中介比例 （）有（）有（）有（）有（）有（）有（）有 （）有（）有（）有（）有（）有（）有（）有 （）有（）有（）有（）有（）有（）有（）有注：、分别代表、水平上的显著性；中括号内为值；中圆括号内为 检验值，方括号内为 检验值，花括号内为 检验值。表 报告了异质性结果。列（）和列（）报告了产权异质性检验结果，在国有企业和民营企业中，产业政策都会提高重点发展行业的股票特质波动率，邹检验发现两组系数不存在显著性差异，即产业政策对重点发展行业的股票特质波动率在国有企业和民营企业之间不存在差别。列（）列（）报告了区域异质性检验结果，可以看到产业政策对股票特质波动率的影响在东部区域最明显，而在东北部地区，产业政策对重点发展行业的股票特质波动率不能产生显著影响，邹检验发现分组之间存在显著性差异。列（）和列（）报告了规模异质性检验结果，在中小企业和大企业样本中，产业政策都会显著提高重点发展行业的股票特质波动率，这种作用在中小企业中更加明显，邹检验结果表明不同分组之间的系数存在显著差异。报告了中介效应检验结果，由于篇幅有限，只报告了中介效应占总效应的比例以及 检验、检验和 检验的值，可以发现，各子样本只通过产品市场竞争程度和会计信息披露质量两条有效路径对股票特质波动率产生影响。结语本文立足于中国国情，考察了产业政策对行业内股票特质波动率的影响。本文提取了五年规划内产业政策部分的重点发展行业，考察了全样本范围内和各个五年规划期间重点发展行业公司的股票特质波动率变化情况，发现所有样本期间产业政策均能提高重点发展行业公司的股票特质波动率，然后使用中介模型考察了其影响机制，结果发现产业政策主要依靠三条路径对重点发展行业内股票特质波动率产生影响，产业政策加剧了重点发展行业内的产品市场竞争程度，增加了重点发展行业内经营环境的不确定性，降低了重点发展行业内的会计信息披露质量，进而提高了这些行业内的股票特质波动率，其中经营环境不确定性这条路径只在全样本回归中