共同機構所有權與股價同步性

劉孟暉（教授），溫昕澤，薛坤坤（副教授）

一、引言

黨的二十大報告指出要充分發揮市場在資源配置中的決定性作用，資本市場中的信息傳遞蘊含了股價的形成與波動，進而影響到市場資源的配置效力（宮曉莉等，2022）。股價同步性反映了企業個股股價波動與市場股價波動之間的關聯程度，是衡量資本市場效率的重要指標。關于股價同步性的理論研究與學派觀點一直以來不斷涌現，已有研究主要從以下視角展開分析：環境規制（Jing和Xinghe，2023）、問詢函監管（羅琦等，2023）等外部信息制度環境視角；盈利能力（Hutton 等，2009）、經營狀況（蘇治等，2023）等企業財務特征視角；控股股東（馮曉晴等，2020）等內部治理結構視角。

“信息效率”假說和“非理性行為”假說是延續及貫穿研究始末的兩種鮮明觀點，二者的立足點是資本市場是否成熟有效這一論題。新興資本市場中往往存在較多的噪音，其對股價的干擾性較強，個股股價與市場股價的“同漲同跌”存在嚴重偏移，股價同步性將會下降（蔡棟梁等，2022），即噪音交易是推動股價波動的主要原因。而我國市場作為新興資本市場的典范，發展仍不成熟，市場投資者易受噪聲干擾，進而產生較多的追漲殺跌等非理性行為，也更為貼合非理性行為觀的理論情境（王亞平等，2009）。因此，基于我國資本市場的現狀，厘清噪聲或非理性行為與股價同步性的關聯，進而降低由此驅動的個股股價波動問題亟待解決，以提升股價的信息效率。

自我國經濟進入新常態，共同機構所有權作為一種新興制度進入視野。黨的十九屆五中全會提出要鼓勵企業兼并重組，這也促使單一機構投資者共同持有同行業多家企業股份這一共同機構所有權應運而生（杜勇等，2021）。相比于資本市場上的散戶等個人投資者，機構投資者往往有更強的專業能力和更高的投資知識水平，在投資規模、信息收集、人才儲備、監督管理等方面更具優勢（Bai 等，2023），且共同機構所有權作為投資組合聯結的關鍵節點，將發揮更大的優勢和效力，一是能夠對同行業不同企業的行為進行整合與協調，發揮其作為行業樞紐的信息資源效應，二是強化其對企業內部監督的治理協同效應（杜勇等，2021）。但共同機構所有權的存在也有可能導致因濫用信息及資源優勢而引發的合謀舞弊行為，反而惡化企業的內外部治理環境?？傊?，關于共同機構所有權的經濟后果研究尚未形成統一論斷，仍值得進一步探索。

那么，共同機構所有權對股價同步性將產生何種影響呢？本文以2007 ～2022 年我國滬深A 股上市公司為研究對象，并基于股價同步性的非理性行為觀，從共同機構所有權的兩種效應入手進行探究。本文可能的貢獻在于：第一，拓寬了共同機構所有權經濟后果的研究邊界?，F有相關研究鮮有立足于資本市場領域，而本文從股價同步性這一衡量資本市場定價效率的視角出發，延展了共同機構所有權的研究范圍。第二，豐富了股價同步性影響因素的相關研究，特別是為研究機構投資者與股價同步性之間的關系提供了新的視角?，F有文獻主要從機構投資者關系網絡（郭白瀅和李瑾，2018）、有限關注（李正彪和劉洪穎，2022）、異質性信念（肖奇和沈華玉，2021）等方面進行探討，本文嘗試從機構共同持股同行業多家企業的層面剖析。第三，針對共同機構所有權這一新興制度，考慮到現有政策規章尚不完善，本文的探討也可為監管部門制定相關政策及探尋資本市場健康發展路徑提供參考。第四，為股價同步性的非理性行為觀提供經驗證據，為優化市場資源配置、提升資本市場定價效率提供一定參考。

二、理論分析與研究假設

（一）文獻回顧

股價同步性代表股價反映信息的能力。學術界對于股價同步性的成因存在兩種觀點，一是“信息效率”學派，二是“非理性行為”學派。

信息效率學派指出，股價同步性反映了公司特質性信息融入股價的水平，股價融入的特質性信息越多，股價同步性越低，資本市場的定價效率就越高。Hutton 等（2009）發現，企業信息透明度較低時投資者獲取公司特質性信息的成本上升，股價同步性較高。此外，現有研究主要從外部信息環境與內部治理水平兩個層面分析其對企業特質性信息披露的影響：一方面，企業媒體關注度增加（肖奇和沈華玉，2021）、分析師報告質量改善（伊志宏等，2019）等都能使股價在更大程度上反映公司層面信息，使股價同步性下降；另一方面，當企業治理水平較高時，監督機制較為完善，企業的信息披露質量及透明度將會上升，股價同步性會有所下降（周林潔，2014）。

以West（1988）為代表的非理性行為學派則認為股價同步性易受噪音驅動，市場中的噪音和泡沫會引發投資者的非理性行為，致使股價異常波動，股價同步性降低。關于我國資本市場適用于哪種觀點仍眾說紛紜，但近年來，越來越多的學者支持非理性行為觀（蔡棟梁等，2022）。田高良等（2019）、曹愛軍和楊陽陽（2023）從理論上深度剖析了我國資本市場發展尚未完全成熟的現狀，肖爭艷等（2021）則通過機器學習實際度量了股票網絡平臺中的非理性噪音，他們均認為投資者非理性行為是驅動股價形成的重要因素。綜合上述觀點，本文傾向于非理性行為觀，即較高的股價同步性可能代表著較高的資本市場信息效率。

事實上，不論是哪種觀點派別，信息都是影響股價同步性的重要因素。而資本市場交易的主力軍——機構投資者，因其具有豐富的專業知識與信息搜集處理能力以及敏銳的市場嗅覺，對股價同步性的影響尤為重要。特別是新興的共同機構所有權制度，其特點在于：第一，共同機構所有權的目標在于投資組合的價值最大化；第二，共同機構所有權能夠掌握更為豐富的信息和資源，便于整合協調組合內不同企業的行為（杜勇等，2021）。因此，學術界對于共同機構所有權所具備的“行業樞紐、整合效應與規模經濟”這三大天然優勢形成了兩種不同的觀點，即“合謀觀”和“治理觀”。合謀觀認為，共同機構投資者希望降低同行業公司的競爭程度和負外部性，甚至進行舞弊謀取私利，進而導致企業社會責任履行水平下降（Cheng等，2022）、金融化趨勢上升（鄧明君等，2023）等一系列負面影響。而治理觀與此相反，首先，共同機構所有權對于所持股企業發揮了出色的整合能力，如增加企業專利申請數、提高市場份額（He和Huang，2017）、促進企業升級（杜勇等，2023）；其次，在同行業產品市場的協作上，共同機構所有權可以減少過度競爭（Bai等，2023）、促進公司創新（Li和Liu，2023）；再者，共同機構投資者將更有動力和能力監督企業的內部治理，比如抑制企業的盈余管理（Ramalingegowda 等，2020）、年報語調操縱行為（劉錦英和徐海偉，2023）及超額商譽（毛玥等，2022）等。

（二）假設提出

1.基于共同機構所有權正向效應的分析。首先，從信息資源效應的視角，共同機構所有權可提高企業的透明度，進而抑制噪音對股價的影響，股價同步性得以上升。企業的信息透明度與股價同步性息息相關（田高良等，2019），依據非理性行為假說，較高的公司信息透明度能將更多信息及時反映到股價中，避免投資者的非理性行為，使股價同步性上升（曹愛軍和楊陽陽，2023）。而共同機構所有權作為信息資源的聯結點，更能提高企業透明度以提升股價同步性：第一，共同所有權是聯結同行業多家企業的信息中介與溝通橋梁，會在所持股企業之間傳遞信息、積累經驗、學習決策，甚至建立信息網絡與戰略聯盟，實現信息共享（Li和Liu，2023），促使更多的公司信息被傳遞出去。第二，共同機構所有權可將所搜集到的個體信息，外推至其投資的同行業其他公司，企業間的相似特征降低了信息獲取成本與處理成本，而信息成本會影響公司層面的信息傳遞。并且，機構投資者憑借其能力可以篩選出對企業有價值和具有前瞻性的優質信息，以更好地彌補管理層在信息捕捉方面的劣勢，信息傳遞效率與透明度顯著提升。第三，基于信號傳遞理論，共同機構投資者的進入能夠傳遞企業發展的優質信號，吸引外界要素的聚集，使企業的資源儲備大幅提升，融資約束也有所緩解，進而削弱企業通過披露虛假利好信息等方式來吸引投資者的動機（Li 和Liu，2023），整體保障了企業信息向外傳遞的質量?？傊?，共同機構所有權通過提高企業的信息透明度，將更多的有效信息傳遞至資本市場，能夠抑制投資者的非理性決策，使股價同步性得以提升。

其次，從監督治理效應的視角，共同機構所有權可降低企業的代理成本，進而抑制噪音對股價的影響，使股價同步性得以上升。由于委托代理問題的存在，控股股東或管理層可能會占有更多的私有信息以侵害中小股東利益，甚至通過盈余操縱進行掩蓋，但此類行為一旦被發現，勢必對企業價值造成不利影響。一方面，共同機構所有權為了實現投資組合的價值最大化，有義務監督企業的經營管理與信息披露，降低“東窗事發”的風險，防止價值損失（杜勇等，2021）。因此，共同機構所有權更有動力對企業進行監督治理。另一方面，共同機構所有權也更有能力發揮監督治理效應。第一，由于共同機構投資者在信息獲取與處理成本方面具有獨特優勢，進而對企業的監督成本有所降低（Ramalingegowda 等，2020）。比如，由于同行業企業具有同質性，經營狀況、財務報告范式、管理模式等方面都有相似之處，共同機構投資者可以將在單個企業中獲取的監督經驗用于其他企業。并且通過對比多家企業狀況能夠捕捉有偏信息，挖掘其中的舞弊行為，以及時高效地糾正個別企業的管理偏差（劉錦英和徐海偉，2023），監督效率大大提升。第二，機構投資者主要通過“用手投票”和“用腳投票”兩種方式參與公司治理。共同機構投資者所承載的信息與資源使其話語權大大提升，從而更有底氣與企業進行高效溝通，扭轉當前不利的發展局面；同時也強化了其在股東大會上投反對票的可能性，既能通過“發聲”直接參與監督治理，也能通過“退出威脅”間接施壓給予威懾，從而降低管理層信息披露違規的可能性（Ramalingegowda 等，2020）?？傊?，企業在共同機構投資者的監督之下會向市場釋放更多的真實信息，可抑制投資者非理性行為對個股股價的干擾，進而提升股價同步性。

2.基于共同機構所有權負向效應的分析。首先，從“競爭合謀”的視角，共同機構投資者可能會與控股股東或管理層合謀以實現利益輸送，將形成信息壁壘和舞弊同盟，使信息向外傳遞的質量和效率打折扣，投資者非理性決策的發生率大大提升，股價同步性隨之下降。在權衡監督收益及成本之后，共同機構投資者可能會選擇合謀舞弊。一方面，盡管共同機構投資者可以通過披露較多信息以實現更大的收益，但同時可能使組合外競爭對手識別出有利可圖的投資機會，反而得不償失，既增加了信息披露成本，又招致了“額外”的競爭對手。因此，共同機構投資者為了僅實現自身利益最大化，可能會故意隱藏所獲取的信息，甚至促使企業內部進行盈余操縱以獲取私利，導致外界信息難以指導投資者理性決策。另一方面，共同機構投資者可能會利用其私有信息與控股股東或管理層相互勾結，進而加劇企業內部的代理沖突（鄧明君等，2023）。企業所披露的信息將難以揭示真實狀況，導致大量噪音融入資本市場，外部投資者易被混淆視聽，導致股價同步性下降。

其次，從機構投資者“分心”的視角，共同機構所有權可能會弱化其監督治理效應，給企業虛假披露以可乘之機，進而使更多噪音融入資本市場，導致股價同步性降低。投資者有限關注是行為金融學的研究熱點，不可忽視共同機構投資者因同時持股多家企業而關注度有所分散的問題。人處理信息的能力是有限的，當大量的信息匯集時，“分心”是必然結果（李正彪和劉洪穎，2022）。當共同機構投資者無暇兼顧所有持股企業時，監督效果將大大降低，則企業所披露信息的可信度存疑，市場參與者更容易受到企業不實信息及外部噪音的干擾，進而做出非理性決斷以影響股價同步性。

綜上所述，本文提出以下假設：

H1a：共同機構所有權會提升股價同步性。

H1b：共同機構所有權會降低股價同步性。

三、研究設計

（一）數據來源

本文選取2007 ～2022 年我國滬深A 股上市公司為初始樣本，并進行如下處理：①剔除金融類公司樣本；②剔除凈資產為負值及數據缺失的樣本；③剔除ST、*ST、PT等財務狀況異常的樣本；④剔除個股年交易天數少于200天的樣本。最終獲得26155個公司—年度觀測值，所有數據均來自國泰安（CSMAR）數據庫，并對全部連續型變量進行1%和99%的縮尾處理。

（二）變量定義

1.被解釋變量：股價同步性（Syn）。借鑒王亞平等（2009）的方法，首先用模型（1）對股票i 的周收益率進行分年度回歸，得到個股的擬合優度R2，然后依據模型（2）對R2進行對數化處理以得到指標Syn，該值越大表示股價同步性越高。

其中，ri，t表示個股周收益率，rm，w，t表示市場周收益率，rI，w，t表示公司所在行業在剔除本公司股票i后其他股票第t年第w周的周收益率（行業分類依據為2012年中國證監會行業分類標準）。

2.解釋變量：共同機構所有權（Coz）。參照已有文獻（杜勇等，2021），將共同機構所有權定義為同時持有同一行業兩家及以上企業5%股權的機構投資者，且其年度指標均基于各季度的均值構建。具體從三個維度來衡量：①虛擬變量Coz1：若存在共同機構所有權取1，否則取0；②聯結程度Coz2：每個季度的共同機構投資者數量均值加1取自然對數；③持股比例Coz3：每個季度的共同機構投資者持股比例均值。

3.控制變量。借鑒趙天驕等（2020）的研究，選取了企業規模等控制變量。此外，控制了年度（Year）及行業（Ind）固定效應，并對回歸系數的標準誤進行了公司層面的Cluster調整。具體變量定義如表1所示。

表1 變量定義

（三）模型構建

為了檢驗共同機構所有權對股價同步性的影響，本文構建如下模型（3）：

其中：Syn 為股價同步性；Coz 為共同機構所有權，本文從三個角度進行衡量；Controls 為控制變量；Year 和Ind為年度和行業固定效應；ε為殘差。

四、實證檢驗結果

（一）描述性統計

由表2 的描述性統計分析結果可知，股價同步性（Syn）的均值為-0.487、最小值為-3.881、最大值為1.410、標準差為1.042，意味著不同企業的股價同步性存在較大差距。共同機構所有權虛擬變量（Coz1）的均值為0.131，說明大約有13.1%的上市公司至少被一家機構投資者共同持股，而共同機構所有權聯結程度（Coz2）和持股比例（Coz3）的標準差分別為0.260 和0.106，說明不同企業間共同機構所有權存在較大差異。

表2 描述性統計

（二）基準回歸結果

表3 列示了基準回歸結果。第（1）～（3）列為雙變量檢驗，共同機構所有權Coz1、Coz2 及Coz3 的系數均在1%的水平上顯著為正，第（4）～（6）列是加入控制變量后的結果，可見Coz 的系數仍在1%的水平上顯著為正。上述結果說明共同機構所有權可以顯著提升企業的股價同步性，驗證了H1a。

表3 基準回歸結果

（三）內生性檢驗

1.工具變量法。為克服反向因果及遺漏變量等問題，借鑒杜勇和胡紅燕（2022）的做法，以同行業共同機構投資者的平均持股比例（MCoz）作為工具變量進行檢驗。第一階段回歸結果顯示MCoz的系數均在1%的水平上顯著，且通過了不可識別檢驗與弱工具變量檢驗，第二階段的回歸結果表明Coz 的系數均顯著為正，表明結論依然成立。

2.PSM 傾向性得分匹配法。借鑒毛玥等（2022）的做法，按是否存在共同機構所有權將樣本劃分為處理組與對照組，依據模型（3）中的控制變量構建是否存在共同機構所有權的概率模型，之后按照1∶1最近鄰匹配原則從對照組中匹配出得分最接近的樣本，再次檢驗的結果與前文一致。

3.Heckman 兩階段模型。借鑒杜勇等（2021）的做法，使用Heckman 兩階段模型規避自選擇偏差問題。首先在第一階段檢驗滯后期企業特征變量對是否存在共同機構所有權的影響，即對模型（3）中所有滯后一期的控制變量進行Probit 回歸，得到逆米爾斯比率（imr）并在第二階段中將其作為控制變量加入模型（3）中重新回歸。結果發現Coz的回歸系數依舊顯著為正，與前文結果一致。

4.多期DID 雙重差分模型。借鑒杜勇等（2023）的研究，構造兩類多時期雙重差分模型（DID）來檢驗共同機構所有權變化對股價同步性的凈效應。模型如下：

其中：Treat 為是否存在共同機構所有權虛擬變量，將始終沒有共同機構所有權的樣本作為對照組，取值為0，否則取值為1；After 是存在共同機構所有權年份前后虛擬變量，對存在之后的年份取1，之前的年份取0；Treat×After 的系數表示共同機構所有權從“無”到“有”的凈效應。同樣，將始終存在共同機構所有權的樣本作為對照組，定義Treat1為0，否則為1；而After1也是變更年份前后的虛擬變量；Treat1×After1 的系數表示共同機構所有權從“有”到“無”的凈效應?；貧w結果顯示，Treat×After 的系數顯著為正，說明共同機構所有權從“無”到“有”的變化顯著提升了股價同步性，而Treat1×After1 的系數顯著為負，說明共同機構所有權從“有”到“無”的變化抑制了股價同步性的上升，反向論證了結果的有效性。

（四）穩健性檢驗

1.替換被解釋變量。本文借鑒伊志宏等（2019）的衡量方法，在模型（1）的基礎上考慮w-1周的個股收益率及行業收益率，重新構造模型（6）和（7）進行回歸，得到被解釋變量的替代變量Syn1。

其中，ri，t表示個股周收益率，rm，w-1，t表示w-1周的市場收益率，rI，w-1，t表示公司所在行業剔除本公司股票i后其他股票第t年第w-1周的周收益率?；貧w結果顯示，Coz的系數仍顯著為正，結果與前文一致。

2.替換解釋變量。本文借鑒杜勇等（2023）的做法，以3%和10%的持股比例重新構建共同機構所有權（Coz_3、Coz_10）指標，發現在重新界定計算門檻后，Coz 的系數均顯著為正，結論沒有改變。

3.改變樣本研究區間。為了避免2008年的次貸危機和2020 年的疫情對結論的干擾，本文剔除了2008 ～2010年及2020年的樣本數據后重新進行回歸，結論保持不變。

4.滯后解釋變量?？紤]到共同機構所有權對股價同步性的影響存在滯后性，對Coz 和控制變量均進行滯后一期處理，再次回歸的結果與前文一致。

限于篇幅，內生性與穩健性檢驗結果均未列示。

五、進一步分析

（一）機制檢驗

由前文分析可知，共同機構所有權可以憑借其信息資源優勢和監督治理優勢，向市場釋放更多有用的信息，進而起到提高股價同步性的作用。因此，本文圍繞以上兩個效應加以檢驗，其中，Med為中介變量。檢驗模型如下所示：

1.信息資源效應。共同機構所有權的信息橋梁作用可以有效提升企業的信息透明度，若該作用路徑成立，也再次驗證了非理性行為觀的理論基點成立，即我國股價主要受噪音驅動，信息透明度與股價同步性正向相關。因此，本文以Hutton 等（2009）的研究為基礎，先基于Jones 修正模型得出公司的可操縱應計利潤DisAcc，再取其近三年的絕對值之和衡量公司信息透明度（Opaque），該值越小，意味著信息透明度越高。具體如下：

回歸結果如表4 所示。其中第（1）、（3）、（5）列顯示Coz 的系數均為負值，且至少通過了5%的顯著性檢驗，這意味著共同機構所有權可以有效提高企業的信息透明度；第（2）、（4）、（6）列為加入信息透明度（Opaque）這一中介變量的回歸結果，發現Coz和Opaque的系數均在1%的水平上顯著，驗證了信息透明度的中介效應，即共同機構所有權通過提高企業的信息透明度，進而提升了股價同步性。

表4 信息透明度的中介效應

2.監督治理效應。共同機構所有權對于持股公司具有更強的監督動機及能力，能夠降低代理成本，并促使企業更為注重真實性信息的披露與傳遞，進而抑制市場噪音對投資者決策的干擾，推動股價同步性提升。因此，本文借鑒宮曉莉等（2022）的研究，用其他應收款/總資產來衡量代理成本（AC）以檢驗監督治理效應。

回歸結果如表5 所示。其中第（1）、（3）、（5）列顯示Coz 的系數均顯著為負，表明共同機構所有權可以有效發揮治理效應，顯著降低企業的代理成本；第（2）、（4）、（6）列是加入代理成本（AC）這一中介變量的回歸結果，可見Coz 與AC 的系數均在1%的水平上顯著，說明代理成本發揮了部分中介效應，即共同機構所有權通過降低代理成本，進而提升了股價同步性。

表5 代理成本的中介效應

（二）異質性分析

1.產權性質（SOE）。國有企業會依托政府的背書獲取更多投資者的信任，也會基于其所承擔的事關國家經濟發展的重大責任，向外界傳遞更為真實的信息，抑制外部噪音對投資者決策的干擾。反觀非國有企業，其委托代理問題可能較為嚴重，此時共同機構所有權作為一種非正式制度更為突顯其監督治理作用。因此，本文將共同機構所有權與產權性質的交乘項Coz×SOE 代入模型（3）進行回歸，結果如表6 中第（1）～（3）列所示。Coz×SOE 的系數均顯著為負，說明共同機構所有權對股價同步性的促進作用在非國有企業中更為顯著。

表6 異質性檢驗

2.公司治理水平（Gov）。公司內部治理環境與企業的信息透明度息息相關。在公司治理水平較低的情況下，共同機構所有權作為一種補充制度，更能促進信息的向外傳遞，對股價同步性的提升作用將更為顯著。本文借鑒林樹和葛逸云（2023）的做法，對股權制衡度、第一大股東持股比例、產權性質、機構投資者持股比例、獨董占比、董事會規模、兩職合一、高管持股比例、管理層前三名薪酬等九個指標進行主成分分析，選取第一主成分作為衡量公司治理水平的綜合指標（Gov），將交乘項Coz×Gov 代入模型（3）進行回歸，結果如表6 中第（4）～（6）列所示。Coz×Gov 的系數均顯著為負，即在公司內部治理水平較低的情況下，共同機構所有權更能突顯其信息與監督的優勢，對股價同步性的提升作用更為明顯。

3.分析師關注度（Anl）。證券分析師往往具有廣泛的信息搜尋渠道和專業的分析能力，不僅會縮小企業與投資者之間的信息差距，并且對于企業而言也是一種特別的外部監督力量。當企業面臨的分析師關注度較高時，投資者更容易獲取可靠的信息助其在投資決策中避免市場噪音的干擾，反之則意味著共同機構所有權從中發揮積極效應的增量功能有所衰減。為驗證上述猜測，借鑒蔡棟梁等（2020）的做法，以年度分析師數目加1后取自然對數度量分析師關注度（Anl），并將交乘項Coz×Anl代入模型（3）進行回歸，結果如表6 中第（7）～（9）列所示。Coz×Anl 的系數均顯著為負，意味著當分析師關注度較低時，共同機構所有權與股價同步性的正向關系更顯著。

六、結論與啟示

本文以2007 ～2022 年我國滬深A 股上市公司為研究對象，討論共同機構所有權對股價同步性的影響。研究發現：首先，共同機構所有權顯著提升了股價同步性；其次，共同機構所有權能夠有效發揮信息資源效應和監督治理效應，通過提高企業信息透明度及降低代理成本的作用路徑，傳遞出更具價值含量的信息，進而抑制市場噪音對股價的干擾，推動股價同步性的提升。異質性檢驗表明，在非國有產權、內部治理水平較低、分析師關注度較低的企業中，共同機構所有權對股價同步性的正向影響更為顯著。

根據上述結論，本文得到以下啟示：第一，我國監管部門應當積極引領共同機構所有權這一新興制度的發展，采取鼓勵為主、監督為輔的政策模式。一方面，鑒于共同機構所有權具有信息資源效應及監督治理效應，政府及監管機構應當充分認識其對改善企業內外部信息環境、維護資本市場穩定發展的重要性，并引導該協同治理作用的充分發揮。另一方面，監管部門應當警惕共同機構所有權所固有的“合謀舞弊”風險，完善相關監管政策。第二，上市公司需充分利用共同機構所有權的協同治理效應，將“積極引入”與“強化治理”兼容并蓄。上市公司應當積極吸引共同機構投資者的參與，并施以監督與引導，同時提升自身信息披露的規范性和透明度，提高內部治理水平，為共同機構所有權協同作用的發揮提供保障。第三，全方位提升企業信息披露質量與傳遞效率，以避免信息噪音對投資者決策的干擾，為資本市場的穩定發展保駕護航。信息噪音與投資者的非理性決策是資本市場定價效率偏低的根源，為了減少投資者因信息噪音所導致的決策失誤，企業的全方位信息披露體系亟待構建。此外，外部投資者也應積極關注企業的運營發展狀況，理性甄別內外部信息，避免盲從與非理性決策。

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