资本市场开放与公司治理优化

刘程 王仁曾

【摘要】利用“沪港通”政策实施这一外生冲击， 构建双重差分模型（DID）实证研究资本市场开放对公司治理的影响。 实证结果表明：从盈余管理和高管薪酬业绩敏感性这两个指标来看， 对比控制组， “沪港通”政策实施确实有效地提高了公司治理水平， 且在“沪港通”活跃成交股样本中更为明显， 同时这一影响存在显著并且持续增强的滞后效应; 通过影响机制检验发现， “沪港通”政策实施能够显著提高股票流动性， 进而提高公司治理水平; 对非国有企业和国有企业样本分别进行回归， 发现“沪港通”政策实施对公司治理的优化作用在非国有企业样本中更为明显。 这表明“沪港通”政策的实施对于改善公司治理具有重要的促进作用。

【关键词】资本市场开放;沪港通;公司治理;双重差分模型

【中图分类号】F832      【文献标识码】A      【文章编号】1004-0994（2020）12-0018-9

一、 引言

为了更好地服务供给侧结构性改革和实现经济高质量发展， 我国政府正切实推进全面深化资本市场改革和扩大开放。 2018年4月， 国家主席习近平于博鳌论坛上回应国际关切， 重申扩大对外开放的坚定决心。 同年8月中旬， 证监会正式颁布修订后的《证券登记结算管理办法》和《上市公司股权激励管理办法》， 明确规定未来合格的外国投资者开设A股证券账户的权力将会扩大。 我国资本市场的扩大开放将改变市场投资者的构成， 使得国内市场可以通过新加入的境外投资者来吸收海外市场的先进经验， 促进资本市场发展， 从而推动我国经济持续发展。

在此现实背景下， 资本市场开放给我国带来的经济影响已然成为学术界和实务界共同关注的重要命题。 与西方发达国家不同， 我国资本市场植根于我国的经济转型过程中， 存在对中小投资者保护不足、司法体系效率不高、市场监管能力不足等问题。 在这种特殊的制度背景下， 我国资本市场是否具备进一步开放的条件， 是否能充分发挥积极的经济效应， 还需要严谨、科学的论证和研究。 借助“沪港通”这一外生政策背景， 本文旨在从公司治理的角度全面分析资本市场开放给我国上市公司决策带来的影响， 以探讨如何利用进一步对外开放这一契机提高资本市场服务实体经济的能力。

学术界积累了大量关于资本市场开放经济后果研究的文献， 但尚未达成共识。 实证结论不一致主要是因为：①金融开放难以衡量; ②一个国家的资本市场开放程度往往是战略选择的结果， 可能内生取决于当地的经济发展水平或资本市场成熟度。 而“沪港通”政策的实施具有外生性， 为本研究提供了理想的条件。 “沪港通”是进一步扩大资本市场开放、引入更多外国投资者的重要举措。 本文在“沪港通”政策外生冲击的基础上， 构建了双重差分模型（简称“DID模型”）， 以实证研究资本市场开放对公司治理的影响。 本文可能的贡献在于：从盈余管理和高管薪酬业绩敏感性的角度研究了资本市场开放对上市公司的影响， 并系统地分析了其潜在的行动机制; 进一步丰富和拓展了公司治理影响因素的相关文献; 为“沪港通”政策的实施效果提供了微观视角的实证证据。

二、 文献回顾与研究假说

（一）文献回顾

资本市场开放是指一国政府允许外国投资者投资于本国股票市场的策略性选择[1] 。 正如新古典理论所预期的那样， 大量的实证研究也表明， 金融开放可以对一国的经济发展产生积极影响。

Bae等[2] 从信息环境的角度探究资本市场开放的积极影响， 他们发现资本市场开放能够通过促进国外投资者的投资活动来改善企业信息环境。 Kim等[3] 通过实证研究发现， 境外投资者的引入有助于加快我国资本市场股票价格对公司信息的吸收， 提高股价信息的效率， 從而提高股价的有效性。 Rejeb等[4] 研究了资本市场开放与股票市场效率的问题， 发现资本市场开放促进了信息透明度的提高， 从而可以提高股票流动性和市场效率。 钟覃琳、陆正飞[5] 利用“沪港通”政策实施这一外生冲击， 从股票价格信息含量的视角， 实证研究了我国资本市场开放对资本市场效率的影响。 其研究结果表明， 实施“沪港通”政策有助于降低股价同步性， 提高我国股市的价格信息含量。 这增强了资本市场在资本配置中的重要性， 从而促进了股票市场的健康发展[5] 。 钟凯等[6] 研究发现， “沪港通”政策实施通过鼓励公司提高信息披露质量， 降低了股票价格的异质性波动。

也有一些文献研究“沪港通”政策实施的经济效应。 这些文献分别研究了“沪港通”政策实施的波动溢出效应或其对股价波动、股价崩盘风险等的影响[7-9] 。 然而这些文献主要考虑“沪港通”政策实施对市场宏观层面或者股价方面的影响， 并没有考虑其对公司内部经营决策方面的影响。 因此， 本文拟从公司治理的角度研究资本市场开放对上市公司决策的影响及其作用机制。

（二）研究假说

作为公司股权持有者的境外投资者在企业日常经营管理活动中发挥着日益重要的监督作用。 股票市场对外开放程度的提高降低了境外投资者的准入门槛。 “沪港通”政策的实施不仅为国内投资者开辟了投资海外股市的渠道， 也为国内资本市场引入了更多的境外投资者。 根据境外投资者监管理论， 作为企业股东的境外投资者具有较为强烈的监管动机和干预积极性， 这将会对企业的经营管理活动产生直接的治理作用， 从而对公司高管的委托代理行为产生抑制作用， 进而提高公司治理水平。

资本市场开放能够促使上市公司提高其财务信息披露水平和财务信息透明度， 主要体现在三个方面：其一， 国内资本市场实行对外开放政策之后， 境外投资者能够自由地在国内资本市场进行投资， 这些崇尚价值投资理念的境外投资者群体会更加关注企业的信息披露行为， 而且作为理性投资者的代表， 境外投资者在进行股票资产选购时会尽可能避免购买信息透明度不高或信息披露不完善企业的股票[10] 。 所以， 在资本市场对外开放后， 上市公司出于吸引境外资金投资的目的， 具有主动降低内外部信息不对称的积极性。 其二， 这些来自发达国家的境外投资者具备较为专业的信息搜集能力和较强的信息需求[11] ， 因而有更强的直接参与公司治理活动的意愿， 并更有能力发现和约束经理人的不当行为， 督促其提高财务信息披露质量。 其三， 在“沪港通”政策实施后， 标的股票的市场流动性显著增强， 这会对公司治理起到优化作用。 同时“沪港通”标的公司比其他公司受到更多的市场关注和社会监督， 所以更有动机提供高质量的财务报告。

基于上述分析， 本文提出如下假设：

假设1：“沪港通”政策的实施可以发挥公司治理作用， 从而有效抑制公司的盈余管理行为。

最优契约理论认为， 薪酬激励是解决股东与管理层之间委托代理问题的有效途径。 作为代理人的管理层可能会为了私人利益做出损害公司利益的行为， 而薪酬激励能够将管理层利益与企业经营业绩紧密联系起来， 从而有效激励管理层为公司创造更大的价值并提升公司业绩。 高管薪酬业绩敏感性衡量了高管薪酬激励的有效性， 被广泛用于衡量公司治理的有效性[12] 。 根据前文的分析， “沪港通”能够降低代理成本并改善公司治理机制， 那么本文预期在实施“沪港通”政策后， 高管薪酬业绩敏感性将会显著提高。

由此， 本文提出如下研究假设：

假设2：“沪港通”政策的实施可以发挥公司治理作用， 对比控制组， 处理组公司的高管薪酬业绩敏感性明显提高。

在我国资本市场， 大量具有不同所有权特征的公司长期共存。 与非国有企业相比， 国有企业的公司治理和激励执行基本上是政治官员评价和晋升机制的延续。 其高管薪酬和职位升迁主要由政府决定， 其他股东难以直接进行干预。 非国有企业高管更关心其他股东的意见， 他们的治理机制可以更好地实现股东与管理层之间的激励相容。 因此， 本文认为， 由于存在所有权性质差异， 通过实施“沪港通”政策引进外国投资者来改善公司治理机制的这种改善效应会更多地反映在非国有企业中。

由此， 本文提出如下研究假设：

假设3：与国有企业相比， “沪港通”政策的实施对非国有企业公司治理优化具有更为显著的影响。

三、 研究设计

（一）实证模型

本文通过建立以下DID模型来检验资本市场开放对公司盈余管理的影响。 在所有回归结果中， 本文对相关t值都进行了公司个体层面的Cluster调整。

（二）变量定义

1. 被解释变量。

（1）盈余管理。 根据相关文献， 本文采用应计盈余管理和真实盈余管理来衡量上市公司的盈余管理行为[13，14] 。

采用修正的Jones模型来度量企业的应计盈余管理程度。 基本思路是利用应计利润对年初固定资产的倒数、营业收入变动、应收账款净额变动以及固定资产净值分行业分年度进行OLS回归， 得到的残差取绝对值就是应计盈余管理（DA）， 相关变量均需经过年初总资产标准化处理。

使用Roychowdhury[15] 的方法來衡量真实盈余管理。 真实盈余管理（E_proxy）为生产性操控变量减去销售操控与酌量性费用操控之和后得到的值取绝对值。 生产性操控变量、销售操控以及酌量性费用操控都采用分行业分年度OLS回归得到的残差来衡量。 其中， 生产性操控变量基于产品销售成本与本期库存商品变动之和对当期销售额、当期销售额变动和上期销售额变动的回归得到; 销售操控基于经营现金净流量对年初固定资产的倒数、本期销售额和当期销售额变动的回归得到; 酌量性费用操控基于销售费用与管理费用之和对年初固定资产的倒数和上期销售额的回归得到。 相关变量均需经过年初总资产标准化处理。

（2）高管薪酬变化。 借鉴相关学者的做法[12] ， 本文的高管薪酬变化（△Lncom）利用国泰安数据库公布的企业高管平均工资收入额来衡量， 并根据当年变化额进行对数化处理。

2. 解释变量。 本文的核心解释变量为资本市场开放， 具体利用2014年我国“沪港通”政策实施作为外生冲击， 构造两个虚拟变量：其一为是否为“沪港通”标的股票的虚拟变量（Treat）， 如果企业股票在该范围内则取值为1， 否则为0; 其二为“沪港通”政策实施与否的年度虚拟变量（Open）， 若“沪港通”政策实施则取值为1， 否则为0。 本文主要关注的是这两个变量的交互项， 该交互项反映了政策实施后处理组与控制组之间变化的平均效应， 准确衡量了“沪港通”政策实施的经济效应。

3. 控制变量。 本文还控制了可能影响盈余管理的其他因素， 主要包括企业特征、所有权结构、内部公司治理和外部监督机制等方面。 企业特征方面设置控制变量：企业成长性（Q）、资产规模（Lnsize）、上市年龄（Lnage）、杠杆率（LEV）、资产回报率（ROA）以及产权性质（SOE）; 所有权结构方面设置控制变量：机构投资者持股（Instihold）、管理层持股（Manhold）; 内部公司治理方面设置控制变量：独立董事占比（Indboard）、两职合一（Dual）和董事会规模（Lnboard）; 外部监督机制方面设置控制变量：四大审计（Big4）和分析师跟踪数量（Analyst）。 表1列出了主要变量的具体定义。

（三）数据来源与描述性统计

本文利用“沪港通”政策实施这一外生冲击， 实证研究资本市场开放对上市公司治理的影响。 为避免其他不可控因素对实证模型的回归结果产生影响， 以及保证实验环境“干净”， 本文选取“沪港通”政策正式实施前后三年的数据， 同时为了避免上市交易所和深港通的影响， 本文以2011 ～ 2016年上海证券交易所A股上市公司为研究样本。 样本公司的财务数据、股权结构、公司治理数据和行业分类数据均来自CSMAR数据库。 为了控制极端值对回归分析的影响， 对所有连续的解释变量在1%和99%分位数上均进行缩尾处理（Winsorize）。 主要变量的描述性统计结果见表2。

由表2主要变量的描述性统计结果可知， 样本公司的应计盈余管理和真实盈余管理均值分别为2.500和4.241， 这一结果与部分学者的研究结果大致相同[13，14] ; 企业成长性均值为2.027， 说明在样本中， 我国公司的市值大概是总资产的两倍; 资产回报率的均值为0.030， 说明我国上市公司平均利润率为3%; 机构投资者持股和管理层持股的均值分别为38.514%和4.267%， 说明我国上市公司股权结构中机构投资者持股比管理层持股更加普遍; 国有企业的观测样本占比为58.5%， 说明样本中有接近六成是国有上市公司。

四、 实证分析

（一）资本市场开放与公司盈余管理

1. 基本回归结果。 表3列示了资本市场开放和盈余管理的基本回归结果。 列（1）和列（4）是仅添加企业特征方面控制变量的回归结果， 列（2）和列（5）是引入所有控制变量的回归结果， 列（3）和列（6）则是进一步控制地区固定效应的回归结果。 本文所关注的核心解释变量Treat×Open的回归系数分别为-0.575（t=-2.22）和-1.424（t=-3.64）， 分别在5%和1%的水平上显著， 初步说明假设1成立， 即对比控制组公司样本， “沪港通”政策的实施显著降低了公司盈余管理水平， 改善了公司治理。 进一步控制其他因素， 从列（2）和列（5）可以看出， 交互项Treat×Open的回归系数分别为-0.548（t=-2.09）和-1.429（t=-3.65）， 分别在5%和1%的水平上显著。 列（3）和列（6）进一步控制地区固定效应后， 核心解释变量Treat×Open的回归系数依然显著为负。 由此， 本文的回归结果证明， “沪港通”政策的实施确实有助于抑制公司管理层的盈余管理行为， 支持了假设1。

2. 进一步验证。 为进一步验证“沪港通”政策实施的公司治理优化作用是由“沪港通”政策实施本身引起的， 而非由其他偶然因素引起， 本文借鉴钟凯等[6] 的方法， 将标的股票至少有一天成为“沪港通”十大活跃成交股定义为活跃成交股样本（简称“活跃样本”）， 否则为非活跃成交股样本（简称“非活跃样本”）， 利用这两个子样本重新进行回归检验， 结果如表4所示。 这一实证检验的基本逻辑是， “沪港通”政策的实施对公司盈余管理行为的影响是通过引进境外投资者来实现的。 那么， “沪港通”政策实施对其中标的股票交易活跃公司管理层盈余管理行为的影响应该更为显著。

由表4可以看出， “沪港通”政策实施对其中标的股票交易活跃公司管理层盈余管理行为的影响更为显著， 这说明“沪港通” 政策实施所引入的境外投资者对于抑制公司盈余管理行为具有积极作用， 进一步支持了假设1。

3. 动态双重差分模型的回归结果。 由于表3的回归结果反映的是资本市场开放或者“沪港通”对公司盈余管理的平均影响， 无法反映“沪港通”政策实施的影响是否存在时间上的滞后效应及效果的可持续性， 为了进一步明确两者之间的因果关系， 同时考察“沪港通”政策实施的影响是否存在时间上的滞后效应， 本文借鉴Fang等[16] 的方法建立以下动态DID模型， 重新进行回归。

其中：Open0和Open1分别为标的公司股票开通“沪港通”业务第一年和第二年的年度虚拟变量， 其他变量定义同上。 β1反映的是“沪港通”政策实施对公司盈余管理的直接效应， 而β2反映的是“沪港通”政策实施对公司盈余管理的滞后效应。

表5报告了该动态双重差分模型的回归结果。

由表5可知， 列（1）交互项Treat×Open0的回归系数为-0.439（t = -1.67）， 在10%的水平上显著， 说明在“沪港通”政策实施当年， 公司的应计盈余管理行为得到显著抑制。 而Treat×Open1的回归系数为-0.667（t=-1.71）， 也在10%的水平上显著， 且后者绝对值明显大于前者（0.667>0.439）， 说明公司应计盈余总量持续显著下降并且下降幅度有所提高; 进一步控制固定效应的区域回归效应[列（2）]， 结论仍然有效。  最后， 从真实盈余管理的回归结果来看， “沪港通”政策的实施对公司真实盈余管理行为有显著的影响， 还存在显著的滞后效应， 并且滞后效应大于当前效应。

总而言之， 这说明“沪港通”政策的实施对抑制公司盈余管理行为确实存在持续增强的滞后效应。

4. 影响机制。 Lee等[17] 研究了我国资本市场开放与A股股票流动性之间的关系， 发现国内资本市场开放能够显著提高A股股票的流动性。 “沪港通”政策的实施引入了更多的境外投资者， 这有利于提高股票流动性。 大量文献研究表明， 股票流动性的提高可以改善公司治理机制[18-20] 。

为了验证这一机制的存在性， 本文采用路径分析方法进行分析。 其中借鉴Amihud[21] 的方法来衡量股票流动性， 即Amihud指数。 本文研究所采用的Amihud指数首先逐日计算， 然后经过取该年度内日间Amihud指数的算术平均数得到年度Amihud指数， 具体计算方法如下：

表6列（1）和列（2）是检验“沪港通”政策实施对股票流动性影响的回归结果。 Treat×Open的回归系数都为0.065（t=4.31）， 且都在1%的水平上顯著， 这表明“沪港通”政策的实施相对于对照组样本显著提高了相关公司的股票流动性。 列（3） ～ 列（6）是股票流动性与公司盈余管理的回归结果， 其中股票流动性（Liquidity）的回归系数在各列中都显著为负， 表明股票流动性的提高可以抑制公司的盈余管理程度， 进而改善公司治理。 这说明“沪港通”政策的实施能够提高标的股票的流动性， 进而提高公司治理水平。

（二）资本市场开放与高管薪酬业绩敏感性

表7报告了资本市场开放与高管薪酬业绩敏感性的回归结果。

由表7可知， 列（1）交互项Treat×Open×?Lnperf的回归系数为0.064（t=3.15）， 在1%的水平上显著， 表明与对照组公司的样本相比， “沪港通”政策的实施显著提高了目标公司高管薪酬业绩敏感性， 假设2得到了支持。

进一步利用“沪港通”活跃样本和非活跃样本进行验证， 结果见列（2）、列（3）， 活跃样本Treat×Open×△Lnperf的系数为0.136（t=2.95）， 且在1%的水平上显著。 并且该系数的绝对值远大于非活跃样本（0.136>0.049）， 这表明， 实施“沪港通”政策引入的境外投资者对提高公司高管薪酬业绩敏感性有积极作用， 进一步证明了假设2。

本文还构建了一个动态DID模型， 以检验“沪港通”政策实施对高管薪酬业绩敏感性的影响是否存在时滞效应。 表7第（4）列给出了整个样本的动态DID模型回归结果。 其中交互项Treat×Open0×△Lnperf的回归系数为0.056（t=2.10）， 在5%的水平上显著， 交互项Treat×Open1×△Lnperf的回归系数为0.068（t=2.49）， 在5%的水平上显著， 这表明“沪港通”政策实施对高管薪酬业绩敏感性的影响不仅具有显著的当前效应， 而且具有显著增强的滞后效应。 这种效应特征与盈余管理的影响特征一致。

（三）资本市场开放、产权差异与公司治理优化

表8报告了资本市场开放、产权差异与公司治理优化的回归结果。

表8第（1）列报告了“沪港通”政策实施对非国有企业应计盈余管理的影响， 交互项Treat×Open的系数为-0.661（t=-2.54）， 在5%的水平上显著， 而在国有企业样本的回归结果[第（2）列]中， 交互项Treat×Open的系数为-0.392（t=-0.69）， 未通过10%水平上的显著性检验。 对比两组样本交互项Treat×Open的系数的绝对值， 发现“沪港通”政策实施对非国有企业应计盈余管理的影响要大于对国有企业的影响（|-0.661|>|-0.392|）。

从第（3）、（4）列报告的“沪港通”政策实施对非国有企业和国有企业真实盈余管理的影响来看， 非国有企业和国有企业样本的交互项Treat×Open的回归系数分别为-2.158和-1.043， 分别在1%和5%的水平上显著， 同时非国有企业样本的系数绝对值要明显大于国有企业样本（|-2.158|>|-1.043|）， 这表明“沪港通”政策实施对非国有企业盈余管理行为的抑制作用要大于对国有企业。

第（5）、（6）列报告了资本市场开放与高管薪酬业绩敏感性的实证检验结果。 其中非国有企业样本的交互项Treat×Open×?Lnperf的回归系数为0.075， 且在1%的水平上显著， 而国有企业样本对应的回归系数为0.050（t=1.35）， 但没有通过10%水平上的显著性检验。 通过对这两个系数进行比较发现， 非国有企业的该回归系数绝对值明显大于国有企业（0.075>0.050）， 说明“沪港通”政策的实施对非国有企业高管薪酬业绩敏感性的影响更显著。

综上所述， 相对于国有企业， “沪港通”政策的实施对非国有企业的公司治理优化作用更为显著， 即假设3成立。

五、 稳健性检验

第一， 由于“沪港通”标的股票的筛选存在自选择偏差问题， 即不是随机的， 为解决自选择偏差问题可能导致的内生性问题， 本文进一步采用PSM方法使得控制变量的数据尽可能地接近随机试验数据， 以最大限度地减少可观察数据的偏差。 首先， 采用Logit模型考察哪些特征的沪市所有A股上市公司样本能够成为“沪港通”标的股票， 即用处理组虚拟变量对各个控制变量进行回归估计; 然后， 对共同取值范围内的个体进行一对一有放回的卡尺内近邻匹配， 以有效地减少处理组和控制组可观察数据的偏差（样本匹配前后处理组和控制组控制变量均值差异性t检验的结果显示， 匹配后处理组和控制组控制变量的均值差异显著下降）;  最后， 使用匹配的样本重新测试原始模型。 所得结果与前文的回归结果保持一致， 说明“沪港通”政策实施具有显著的公司治理优化作用。

第二， 剔除2014年的样本。 前文实证结果主要采用2011 ～ 2016年期间的沪市A股上市公司数据， 为降低政策实施当年（2014年）的影响， 本文在原有样本的基础上剔除2014年的观测样本， 并利用这一子样本重新进行检验， 结果与前文回归结果保持一致， 说明前文的结论稳健成立。

第三， 安慰剂检验。 为了避免公司治理机制的改善是由非“沪港通”政策实施的其他因素引起， 本文还进行了安慰剂检验。 假定2013年为“沪港通”政策实施年份， 比较2013年之前和之后的年份之间的显著差异。 结果发现， 假定的“沪港通”政策实施并没有显著抑制标的公司的盈余管理行为， 也并未提高公司高管薪酬业绩敏感性。

第四， 平行趋势假设检验。 为确保前文采用DID模型的估计结果准确可靠， 本文进行了平行趋势假设检验，结果如图1、图2所示。

从图1和图2可以发现， “沪港通”标的公司与非“沪港通”标的公司在“沪港通”政策实施之前表现出相同的盈余管理变化趋势， 但在“沪港通”政策实施之后的盈余管理差异产生了变化， 这与“沪港通”政策实施与否有密切的关系。 该结果一方面支持了DID模型的适用性， 另一方面也较为直观地验证了“滬港通”政策实施的公司治理优化作用。

六、 结论及政策启示

资本市场开放是一个国家资本市场发展的重要指标， 是资本市场健康发展和金融体制改革的重要推动力， 也是一个国家经济可持续发展的内生驱动力。 我国政府正切实推进全面深化资本市场改革和扩大开放， 在此现实背景下， 资本市场开放的经济效应问题已然成为学术界和实务界共同关注的重要命题。

本文采用“沪港通”政策实施的外生冲击， 建立了DID模型， 实证研究了资本市场开放对公司治理的影响。 实证结果表明：从盈余管理和高管薪酬业绩敏感性的角度，  “沪港通”政策的实施有效提升了公司治理水平， 这一作用在活跃股票样本中表现得更为明显。 同时， 这一改善作用存在显著并且持续增强的滞后效应。 通过影响机制检验发现， “沪港通”政策实施能够显著提高股票流动性， 进而提升公司治理水平。 通过划分非国有企业和国有企业两个样本可以发现， “沪港通”政策实施对公司治理的优化效果在非国有企业样本中更为明显。

本文的研究证实了“沪港通”政策的实施对于改善公司治理具有重要的促进作用， 这为后续资本市场扩大对外开放政策的制定提供了一定的经验借鉴。 推进资本市场的进一步开放对于改善公司治理机制、实现证券市场的健康发展和增强资本市场服务实体经济的能力具有重要意义。

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