劉程 王仁曾

【摘要】利用“滬港通”政策實(shí)施這一外生沖擊， 構(gòu)建雙重差分模型（DID）實(shí)證研究資本市場(chǎng)開放對(duì)公司治理的影響。 實(shí)證結(jié)果表明：從盈余管理和高管薪酬業(yè)績敏感性這兩個(gè)指標(biāo)來看， 對(duì)比控制組， “滬港通”政策實(shí)施確實(shí)有效地提高了公司治理水平， 且在“滬港通”活躍成交股樣本中更為明顯， 同時(shí)這一影響存在顯著并且持續(xù)增強(qiáng)的滯后效應(yīng); 通過影響機(jī)制檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)， “滬港通”政策實(shí)施能夠顯著提高股票流動(dòng)性， 進(jìn)而提高公司治理水平; 對(duì)非國有企業(yè)和國有企業(yè)樣本分別進(jìn)行回歸， 發(fā)現(xiàn)“滬港通”政策實(shí)施對(duì)公司治理的優(yōu)化作用在非國有企業(yè)樣本中更為明顯。 這表明“滬港通”政策的實(shí)施對(duì)于改善公司治理具有重要的促進(jìn)作用。

【關(guān)鍵詞】資本市場(chǎng)開放;滬港通;公司治理;雙重差分模型

【中圖分類號(hào)】F832 ? ? ?【文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼】A ? ? ?【文章編號(hào)】1004-0994（2020）12-0018-9

一、 引言

為了更好地服務(wù)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革和實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展， 我國政府正切實(shí)推進(jìn)全面深化資本市場(chǎng)改革和擴(kuò)大開放。 2018年4月， 國家主席習(xí)近平于博鰲論壇上回應(yīng)國際關(guān)切， 重申擴(kuò)大對(duì)外開放的堅(jiān)定決心。 同年8月中旬， 證監(jiān)會(huì)正式頒布修訂后的《證券登記結(jié)算管理辦法》和《上市公司股權(quán)激勵(lì)管理辦法》， 明確規(guī)定未來合格的外國投資者開設(shè)A股證券賬戶的權(quán)力將會(huì)擴(kuò)大。 我國資本市場(chǎng)的擴(kuò)大開放將改變市場(chǎng)投資者的構(gòu)成， 使得國內(nèi)市場(chǎng)可以通過新加入的境外投資者來吸收海外市場(chǎng)的先進(jìn)經(jīng)驗(yàn)， 促進(jìn)資本市場(chǎng)發(fā)展， 從而推動(dòng)我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展。

在此現(xiàn)實(shí)背景下， 資本市場(chǎng)開放給我國帶來的經(jīng)濟(jì)影響已然成為學(xué)術(shù)界和實(shí)務(wù)界共同關(guān)注的重要命題。 與西方發(fā)達(dá)國家不同， 我國資本市場(chǎng)植根于我國的經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型過程中， 存在對(duì)中小投資者保護(hù)不足、司法體系效率不高、市場(chǎng)監(jiān)管能力不足等問題。 在這種特殊的制度背景下， 我國資本市場(chǎng)是否具備進(jìn)一步開放的條件， 是否能充分發(fā)揮積極的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)， 還需要嚴(yán)謹(jǐn)、科學(xué)的論證和研究。 借助“滬港通”這一外生政策背景， 本文旨在從公司治理的角度全面分析資本市場(chǎng)開放給我國上市公司決策帶來的影響， 以探討如何利用進(jìn)一步對(duì)外開放這一契機(jī)提高資本市場(chǎng)服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的能力。

學(xué)術(shù)界積累了大量關(guān)于資本市場(chǎng)開放經(jīng)濟(jì)后果研究的文獻(xiàn)， 但尚未達(dá)成共識(shí)。 實(shí)證結(jié)論不一致主要是因?yàn)椋孩俳鹑陂_放難以衡量; ②一個(gè)國家的資本市場(chǎng)開放程度往往是戰(zhàn)略選擇的結(jié)果， 可能內(nèi)生取決于當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)發(fā)展水平或資本市場(chǎng)成熟度。 而“滬港通”政策的實(shí)施具有外生性， 為本研究提供了理想的條件。 “滬港通”是進(jìn)一步擴(kuò)大資本市場(chǎng)開放、引入更多外國投資者的重要舉措。 本文在“滬港通”政策外生沖擊的基礎(chǔ)上， 構(gòu)建了雙重差分模型（簡稱“DID模型”）， 以實(shí)證研究資本市場(chǎng)開放對(duì)公司治理的影響。 本文可能的貢獻(xiàn)在于：從盈余管理和高管薪酬業(yè)績敏感性的角度研究了資本市場(chǎng)開放對(duì)上市公司的影響， 并系統(tǒng)地分析了其潛在的行動(dòng)機(jī)制; 進(jìn)一步豐富和拓展了公司治理影響因素的相關(guān)文獻(xiàn); 為“滬港通”政策的實(shí)施效果提供了微觀視角的實(shí)證證據(jù)。

二、 文獻(xiàn)回顧與研究假說

（一）文獻(xiàn)回顧

資本市場(chǎng)開放是指一國政府允許外國投資者投資于本國股票市場(chǎng)的策略性選擇[1] 。 正如新古典理論所預(yù)期的那樣， 大量的實(shí)證研究也表明， 金融開放可以對(duì)一國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生積極影響。

Bae等[2] 從信息環(huán)境的角度探究資本市場(chǎng)開放的積極影響， 他們發(fā)現(xiàn)資本市場(chǎng)開放能夠通過促進(jìn)國外投資者的投資活動(dòng)來改善企業(yè)信息環(huán)境。 Kim等[3] 通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)， 境外投資者的引入有助于加快我國資本市場(chǎng)股票價(jià)格對(duì)公司信息的吸收， 提高股價(jià)信息的效率， 從而提高股價(jià)的有效性。 Rejeb等[4] 研究了資本市場(chǎng)開放與股票市場(chǎng)效率的問題， 發(fā)現(xiàn)資本市場(chǎng)開放促進(jìn)了信息透明度的提高， 從而可以提高股票流動(dòng)性和市場(chǎng)效率。 鐘覃琳、陸正飛[5] 利用“滬港通”政策實(shí)施這一外生沖擊， 從股票價(jià)格信息含量的視角， 實(shí)證研究了我國資本市場(chǎng)開放對(duì)資本市場(chǎng)效率的影響。 其研究結(jié)果表明， 實(shí)施“滬港通”政策有助于降低股價(jià)同步性， 提高我國股市的價(jià)格信息含量。 這增強(qiáng)了資本市場(chǎng)在資本配置中的重要性， 從而促進(jìn)了股票市場(chǎng)的健康發(fā)展[5] 。 鐘凱等[6] 研究發(fā)現(xiàn)， “滬港通”政策實(shí)施通過鼓勵(lì)公司提高信息披露質(zhì)量， 降低了股票價(jià)格的異質(zhì)性波動(dòng)。

也有一些文獻(xiàn)研究“滬港通”政策實(shí)施的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。 這些文獻(xiàn)分別研究了“滬港通”政策實(shí)施的波動(dòng)溢出效應(yīng)或其對(duì)股價(jià)波動(dòng)、股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)等的影響[7-9] 。 然而這些文獻(xiàn)主要考慮“滬港通”政策實(shí)施對(duì)市場(chǎng)宏觀層面或者股價(jià)方面的影響， 并沒有考慮其對(duì)公司內(nèi)部經(jīng)營決策方面的影響。 因此， 本文擬從公司治理的角度研究資本市場(chǎng)開放對(duì)上市公司決策的影響及其作用機(jī)制。

（二）研究假說

作為公司股權(quán)持有者的境外投資者在企業(yè)日常經(jīng)營管理活動(dòng)中發(fā)揮著日益重要的監(jiān)督作用。 股票市場(chǎng)對(duì)外開放程度的提高降低了境外投資者的準(zhǔn)入門檻。 “滬港通”政策的實(shí)施不僅為國內(nèi)投資者開辟了投資海外股市的渠道， 也為國內(nèi)資本市場(chǎng)引入了更多的境外投資者。 根據(jù)境外投資者監(jiān)管理論， 作為企業(yè)股東的境外投資者具有較為強(qiáng)烈的監(jiān)管動(dòng)機(jī)和干預(yù)積極性， 這將會(huì)對(duì)企業(yè)的經(jīng)營管理活動(dòng)產(chǎn)生直接的治理作用， 從而對(duì)公司高管的委托代理行為產(chǎn)生抑制作用， 進(jìn)而提高公司治理水平。

資本市場(chǎng)開放能夠促使上市公司提高其財(cái)務(wù)信息披露水平和財(cái)務(wù)信息透明度， 主要體現(xiàn)在三個(gè)方面：其一， 國內(nèi)資本市場(chǎng)實(shí)行對(duì)外開放政策之后， 境外投資者能夠自由地在國內(nèi)資本市場(chǎng)進(jìn)行投資， 這些崇尚價(jià)值投資理念的境外投資者群體會(huì)更加關(guān)注企業(yè)的信息披露行為， 而且作為理性投資者的代表， 境外投資者在進(jìn)行股票資產(chǎn)選購時(shí)會(huì)盡可能避免購買信息透明度不高或信息披露不完善企業(yè)的股票[10] 。 所以， 在資本市場(chǎng)對(duì)外開放后， 上市公司出于吸引境外資金投資的目的， 具有主動(dòng)降低內(nèi)外部信息不對(duì)稱的積極性。 其二， 這些來自發(fā)達(dá)國家的境外投資者具備較為專業(yè)的信息搜集能力和較強(qiáng)的信息需求[11] ， 因而有更強(qiáng)的直接參與公司治理活動(dòng)的意愿， 并更有能力發(fā)現(xiàn)和約束經(jīng)理人的不當(dāng)行為， 督促其提高財(cái)務(wù)信息披露質(zhì)量。 其三， 在“滬港通”政策實(shí)施后， 標(biāo)的股票的市場(chǎng)流動(dòng)性顯著增強(qiáng)， 這會(huì)對(duì)公司治理起到優(yōu)化作用。 同時(shí)“滬港通”標(biāo)的公司比其他公司受到更多的市場(chǎng)關(guān)注和社會(huì)監(jiān)督， 所以更有動(dòng)機(jī)提供高質(zhì)量的財(cái)務(wù)報(bào)告。

基于上述分析， 本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：“滬港通”政策的實(shí)施可以發(fā)揮公司治理作用， 從而有效抑制公司的盈余管理行為。

最優(yōu)契約理論認(rèn)為， 薪酬激勵(lì)是解決股東與管理層之間委托代理問題的有效途徑。 作為代理人的管理層可能會(huì)為了私人利益做出損害公司利益的行為， 而薪酬激勵(lì)能夠?qū)⒐芾韺永媾c企業(yè)經(jīng)營業(yè)績緊密聯(lián)系起來， 從而有效激勵(lì)管理層為公司創(chuàng)造更大的價(jià)值并提升公司業(yè)績。 高管薪酬業(yè)績敏感性衡量了高管薪酬激勵(lì)的有效性， 被廣泛用于衡量公司治理的有效性[12] 。 根據(jù)前文的分析， “滬港通”能夠降低代理成本并改善公司治理機(jī)制， 那么本文預(yù)期在實(shí)施“滬港通”政策后， 高管薪酬業(yè)績敏感性將會(huì)顯著提高。

由此， 本文提出如下研究假設(shè)：

假設(shè)2：“滬港通”政策的實(shí)施可以發(fā)揮公司治理作用， 對(duì)比控制組， 處理組公司的高管薪酬業(yè)績敏感性明顯提高。

在我國資本市場(chǎng)， 大量具有不同所有權(quán)特征的公司長期共存。 與非國有企業(yè)相比， 國有企業(yè)的公司治理和激勵(lì)執(zhí)行基本上是政治官員評(píng)價(jià)和晉升機(jī)制的延續(xù)。 其高管薪酬和職位升遷主要由政府決定， 其他股東難以直接進(jìn)行干預(yù)。 非國有企業(yè)高管更關(guān)心其他股東的意見， 他們的治理機(jī)制可以更好地實(shí)現(xiàn)股東與管理層之間的激勵(lì)相容。 因此， 本文認(rèn)為， 由于存在所有權(quán)性質(zhì)差異， 通過實(shí)施“滬港通”政策引進(jìn)外國投資者來改善公司治理機(jī)制的這種改善效應(yīng)會(huì)更多地反映在非國有企業(yè)中。

由此， 本文提出如下研究假設(shè)：

假設(shè)3：與國有企業(yè)相比， “滬港通”政策的實(shí)施對(duì)非國有企業(yè)公司治理優(yōu)化具有更為顯著的影響。

三、 研究設(shè)計(jì)

（一）實(shí)證模型

本文通過建立以下DID模型來檢驗(yàn)資本市場(chǎng)開放對(duì)公司盈余管理的影響。 在所有回歸結(jié)果中， 本文對(duì)相關(guān)t值都進(jìn)行了公司個(gè)體層面的Cluster調(diào)整。

（二）變量定義

1. 被解釋變量。

（1）盈余管理。 根據(jù)相關(guān)文獻(xiàn)， 本文采用應(yīng)計(jì)盈余管理和真實(shí)盈余管理來衡量上市公司的盈余管理行為[13，14] 。

采用修正的Jones模型來度量企業(yè)的應(yīng)計(jì)盈余管理程度。 基本思路是利用應(yīng)計(jì)利潤對(duì)年初固定資產(chǎn)的倒數(shù)、營業(yè)收入變動(dòng)、應(yīng)收賬款凈額變動(dòng)以及固定資產(chǎn)凈值分行業(yè)分年度進(jìn)行OLS回歸， 得到的殘差取絕對(duì)值就是應(yīng)計(jì)盈余管理（DA）， 相關(guān)變量均需經(jīng)過年初總資產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)化處理。

使用Roychowdhury[15] 的方法來衡量真實(shí)盈余管理。 真實(shí)盈余管理（E_proxy）為生產(chǎn)性操控變量減去銷售操控與酌量性費(fèi)用操控之和后得到的值取絕對(duì)值。 生產(chǎn)性操控變量、銷售操控以及酌量性費(fèi)用操控都采用分行業(yè)分年度OLS回歸得到的殘差來衡量。 其中， 生產(chǎn)性操控變量基于產(chǎn)品銷售成本與本期庫存商品變動(dòng)之和對(duì)當(dāng)期銷售額、當(dāng)期銷售額變動(dòng)和上期銷售額變動(dòng)的回歸得到; 銷售操控基于經(jīng)營現(xiàn)金凈流量對(duì)年初固定資產(chǎn)的倒數(shù)、本期銷售額和當(dāng)期銷售額變動(dòng)的回歸得到; 酌量性費(fèi)用操控基于銷售費(fèi)用與管理費(fèi)用之和對(duì)年初固定資產(chǎn)的倒數(shù)和上期銷售額的回歸得到。 相關(guān)變量均需經(jīng)過年初總資產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)化處理。

（2）高管薪酬變化。 借鑒相關(guān)學(xué)者的做法[12] ， 本文的高管薪酬變化（△Lncom）利用國泰安數(shù)據(jù)庫公布的企業(yè)高管平均工資收入額來衡量， 并根據(jù)當(dāng)年變化額進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理。

2. 解釋變量。 本文的核心解釋變量為資本市場(chǎng)開放， 具體利用2014年我國“滬港通”政策實(shí)施作為外生沖擊， 構(gòu)造兩個(gè)虛擬變量：其一為是否為“滬港通”標(biāo)的股票的虛擬變量（Treat）， 如果企業(yè)股票在該范圍內(nèi)則取值為1， 否則為0; 其二為“滬港通”政策實(shí)施與否的年度虛擬變量（Open）， 若“滬港通”政策實(shí)施則取值為1， 否則為0。 本文主要關(guān)注的是這兩個(gè)變量的交互項(xiàng)， 該交互項(xiàng)反映了政策實(shí)施后處理組與控制組之間變化的平均效應(yīng)， 準(zhǔn)確衡量了“滬港通”政策實(shí)施的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。

3. 控制變量。 本文還控制了可能影響盈余管理的其他因素， 主要包括企業(yè)特征、所有權(quán)結(jié)構(gòu)、內(nèi)部公司治理和外部監(jiān)督機(jī)制等方面。 企業(yè)特征方面設(shè)置控制變量：企業(yè)成長性（Q）、資產(chǎn)規(guī)模（Lnsize）、上市年齡（Lnage）、杠桿率（LEV）、資產(chǎn)回報(bào)率（ROA）以及產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（SOE）; 所有權(quán)結(jié)構(gòu)方面設(shè)置控制變量：機(jī)構(gòu)投資者持股（Instihold）、管理層持股（Manhold）; 內(nèi)部公司治理方面設(shè)置控制變量：獨(dú)立董事占比（Indboard）、兩職合一（Dual）和董事會(huì)規(guī)模（Lnboard）; 外部監(jiān)督機(jī)制方面設(shè)置控制變量：四大審計(jì)（Big4）和分析師跟蹤數(shù)量（Analyst）。 表1列出了主要變量的具體定義。

（三）數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計(jì)

本文利用“滬港通”政策實(shí)施這一外生沖擊， 實(shí)證研究資本市場(chǎng)開放對(duì)上市公司治理的影響。 為避免其他不可控因素對(duì)實(shí)證模型的回歸結(jié)果產(chǎn)生影響， 以及保證實(shí)驗(yàn)環(huán)境“干凈”， 本文選取“滬港通”政策正式實(shí)施前后三年的數(shù)據(jù)， 同時(shí)為了避免上市交易所和深港通的影響， 本文以2011 ～ 2016年上海證券交易所A股上市公司為研究樣本。 樣本公司的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)、股權(quán)結(jié)構(gòu)、公司治理數(shù)據(jù)和行業(yè)分類數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。 為了控制極端值對(duì)回歸分析的影響， 對(duì)所有連續(xù)的解釋變量在1%和99%分位數(shù)上均進(jìn)行縮尾處理（Winsorize）。 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表2。

由表2主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果可知， 樣本公司的應(yīng)計(jì)盈余管理和真實(shí)盈余管理均值分別為2.500和4.241， 這一結(jié)果與部分學(xué)者的研究結(jié)果大致相同[13，14] ; 企業(yè)成長性均值為2.027， 說明在樣本中， 我國公司的市值大概是總資產(chǎn)的兩倍; 資產(chǎn)回報(bào)率的均值為0.030， 說明我國上市公司平均利潤率為3%; 機(jī)構(gòu)投資者持股和管理層持股的均值分別為38.514%和4.267%， 說明我國上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)中機(jī)構(gòu)投資者持股比管理層持股更加普遍; 國有企業(yè)的觀測(cè)樣本占比為58.5%， 說明樣本中有接近六成是國有上市公司。

四、 實(shí)證分析

（一）資本市場(chǎng)開放與公司盈余管理

1. 基本回歸結(jié)果。 表3列示了資本市場(chǎng)開放和盈余管理的基本回歸結(jié)果。 列（1）和列（4）是僅添加企業(yè)特征方面控制變量的回歸結(jié)果， 列（2）和列（5）是引入所有控制變量的回歸結(jié)果， 列（3）和列（6）則是進(jìn)一步控制地區(qū)固定效應(yīng)的回歸結(jié)果。 本文所關(guān)注的核心解釋變量Treat×Open的回歸系數(shù)分別為-0.575（t=-2.22）和-1.424（t=-3.64）， 分別在5%和1%的水平上顯著， 初步說明假設(shè)1成立， 即對(duì)比控制組公司樣本， “滬港通”政策的實(shí)施顯著降低了公司盈余管理水平， 改善了公司治理。 進(jìn)一步控制其他因素， 從列（2）和列（5）可以看出， 交互項(xiàng)Treat×Open的回歸系數(shù)分別為-0.548（t=-2.09）和-1.429（t=-3.65）， 分別在5%和1%的水平上顯著。 列（3）和列（6）進(jìn)一步控制地區(qū)固定效應(yīng)后， 核心解釋變量Treat×Open的回歸系數(shù)依然顯著為負(fù)。 由此， 本文的回歸結(jié)果證明， “滬港通”政策的實(shí)施確實(shí)有助于抑制公司管理層的盈余管理行為， 支持了假設(shè)1。

2. 進(jìn)一步驗(yàn)證。 為進(jìn)一步驗(yàn)證“滬港通”政策實(shí)施的公司治理優(yōu)化作用是由“滬港通”政策實(shí)施本身引起的， 而非由其他偶然因素引起， 本文借鑒鐘凱等[6] 的方法， 將標(biāo)的股票至少有一天成為“滬港通”十大活躍成交股定義為活躍成交股樣本（簡稱“活躍樣本”）， 否則為非活躍成交股樣本（簡稱“非活躍樣本”）， 利用這兩個(gè)子樣本重新進(jìn)行回歸檢驗(yàn)， 結(jié)果如表4所示。 這一實(shí)證檢驗(yàn)的基本邏輯是， “滬港通”政策的實(shí)施對(duì)公司盈余管理行為的影響是通過引進(jìn)境外投資者來實(shí)現(xiàn)的。 那么， “滬港通”政策實(shí)施對(duì)其中標(biāo)的股票交易活躍公司管理層盈余管理行為的影響應(yīng)該更為顯著。

由表4可以看出， “滬港通”政策實(shí)施對(duì)其中標(biāo)的股票交易活躍公司管理層盈余管理行為的影響更為顯著， 這說明“滬港通” 政策實(shí)施所引入的境外投資者對(duì)于抑制公司盈余管理行為具有積極作用， 進(jìn)一步支持了假設(shè)1。

3. 動(dòng)態(tài)雙重差分模型的回歸結(jié)果。 由于表3的回歸結(jié)果反映的是資本市場(chǎng)開放或者“滬港通”對(duì)公司盈余管理的平均影響， 無法反映“滬港通”政策實(shí)施的影響是否存在時(shí)間上的滯后效應(yīng)及效果的可持續(xù)性， 為了進(jìn)一步明確兩者之間的因果關(guān)系， 同時(shí)考察“滬港通”政策實(shí)施的影響是否存在時(shí)間上的滯后效應(yīng)， 本文借鑒Fang等[16] 的方法建立以下動(dòng)態(tài)DID模型， 重新進(jìn)行回歸。

其中：Open0和Open1分別為標(biāo)的公司股票開通“滬港通”業(yè)務(wù)第一年和第二年的年度虛擬變量， 其他變量定義同上。 β1反映的是“滬港通”政策實(shí)施對(duì)公司盈余管理的直接效應(yīng)， 而β2反映的是“滬港通”政策實(shí)施對(duì)公司盈余管理的滯后效應(yīng)。

表5報(bào)告了該動(dòng)態(tài)雙重差分模型的回歸結(jié)果。

由表5可知， 列（1）交互項(xiàng)Treat×Open0的回歸系數(shù)為-0.439（t = -1.67）， 在10%的水平上顯著， 說明在“滬港通”政策實(shí)施當(dāng)年， 公司的應(yīng)計(jì)盈余管理行為得到顯著抑制。 而Treat×Open1的回歸系數(shù)為-0.667（t=-1.71）， 也在10%的水平上顯著， 且后者絕對(duì)值明顯大于前者（0.667>0.439）， 說明公司應(yīng)計(jì)盈余總量持續(xù)顯著下降并且下降幅度有所提高; 進(jìn)一步控制固定效應(yīng)的區(qū)域回歸效應(yīng)[列（2）]， 結(jié)論仍然有效。 ?最后， 從真實(shí)盈余管理的回歸結(jié)果來看， “滬港通”政策的實(shí)施對(duì)公司真實(shí)盈余管理行為有顯著的影響， 還存在顯著的滯后效應(yīng)， 并且滯后效應(yīng)大于當(dāng)前效應(yīng)。

總而言之， 這說明“滬港通”政策的實(shí)施對(duì)抑制公司盈余管理行為確實(shí)存在持續(xù)增強(qiáng)的滯后效應(yīng)。

4. 影響機(jī)制。 Lee等[17] 研究了我國資本市場(chǎng)開放與A股股票流動(dòng)性之間的關(guān)系， 發(fā)現(xiàn)國內(nèi)資本市場(chǎng)開放能夠顯著提高A股股票的流動(dòng)性。 “滬港通”政策的實(shí)施引入了更多的境外投資者， 這有利于提高股票流動(dòng)性。 大量文獻(xiàn)研究表明， 股票流動(dòng)性的提高可以改善公司治理機(jī)制[18-20] 。

為了驗(yàn)證這一機(jī)制的存在性， 本文采用路徑分析方法進(jìn)行分析。 其中借鑒Amihud[21] 的方法來衡量股票流動(dòng)性， 即Amihud指數(shù)。 本文研究所采用的Amihud指數(shù)首先逐日計(jì)算， 然后經(jīng)過取該年度內(nèi)日間Amihud指數(shù)的算術(shù)平均數(shù)得到年度Amihud指數(shù)， 具體計(jì)算方法如下：

表6列（1）和列（2）是檢驗(yàn)“滬港通”政策實(shí)施對(duì)股票流動(dòng)性影響的回歸結(jié)果。 Treat×Open的回歸系數(shù)都為0.065（t=4.31）， 且都在1%的水平上顯著， 這表明“滬港通”政策的實(shí)施相對(duì)于對(duì)照組樣本顯著提高了相關(guān)公司的股票流動(dòng)性。 列（3） ～ 列（6）是股票流動(dòng)性與公司盈余管理的回歸結(jié)果， 其中股票流動(dòng)性（Liquidity）的回歸系數(shù)在各列中都顯著為負(fù)， 表明股票流動(dòng)性的提高可以抑制公司的盈余管理程度， 進(jìn)而改善公司治理。 這說明“滬港通”政策的實(shí)施能夠提高標(biāo)的股票的流動(dòng)性， 進(jìn)而提高公司治理水平。

（二）資本市場(chǎng)開放與高管薪酬業(yè)績敏感性

表7報(bào)告了資本市場(chǎng)開放與高管薪酬業(yè)績敏感性的回歸結(jié)果。

由表7可知， 列（1）交互項(xiàng)Treat×Open×?Lnperf的回歸系數(shù)為0.064（t=3.15）， 在1%的水平上顯著， 表明與對(duì)照組公司的樣本相比， “滬港通”政策的實(shí)施顯著提高了目標(biāo)公司高管薪酬業(yè)績敏感性， 假設(shè)2得到了支持。

進(jìn)一步利用“滬港通”活躍樣本和非活躍樣本進(jìn)行驗(yàn)證， 結(jié)果見列（2）、列（3）， 活躍樣本Treat×Open×△Lnperf的系數(shù)為0.136（t=2.95）， 且在1%的水平上顯著。 并且該系數(shù)的絕對(duì)值遠(yuǎn)大于非活躍樣本（0.136>0.049）， 這表明， 實(shí)施“滬港通”政策引入的境外投資者對(duì)提高公司高管薪酬業(yè)績敏感性有積極作用， 進(jìn)一步證明了假設(shè)2。

本文還構(gòu)建了一個(gè)動(dòng)態(tài)DID模型， 以檢驗(yàn)“滬港通”政策實(shí)施對(duì)高管薪酬業(yè)績敏感性的影響是否存在時(shí)滯效應(yīng)。 表7第（4）列給出了整個(gè)樣本的動(dòng)態(tài)DID模型回歸結(jié)果。 其中交互項(xiàng)Treat×Open0×△Lnperf的回歸系數(shù)為0.056（t=2.10）， 在5%的水平上顯著， 交互項(xiàng)Treat×Open1×△Lnperf的回歸系數(shù)為0.068（t=2.49）， 在5%的水平上顯著， 這表明“滬港通”政策實(shí)施對(duì)高管薪酬業(yè)績敏感性的影響不僅具有顯著的當(dāng)前效應(yīng)， 而且具有顯著增強(qiáng)的滯后效應(yīng)。 這種效應(yīng)特征與盈余管理的影響特征一致。

（三）資本市場(chǎng)開放、產(chǎn)權(quán)差異與公司治理優(yōu)化

表8報(bào)告了資本市場(chǎng)開放、產(chǎn)權(quán)差異與公司治理優(yōu)化的回歸結(jié)果。

表8第（1）列報(bào)告了“滬港通”政策實(shí)施對(duì)非國有企業(yè)應(yīng)計(jì)盈余管理的影響， 交互項(xiàng)Treat×Open的系數(shù)為-0.661（t=-2.54）， 在5%的水平上顯著， 而在國有企業(yè)樣本的回歸結(jié)果[第（2）列]中， 交互項(xiàng)Treat×Open的系數(shù)為-0.392（t=-0.69）， 未通過10%水平上的顯著性檢驗(yàn)。 對(duì)比兩組樣本交互項(xiàng)Treat×Open的系數(shù)的絕對(duì)值， 發(fā)現(xiàn)“滬港通”政策實(shí)施對(duì)非國有企業(yè)應(yīng)計(jì)盈余管理的影響要大于對(duì)國有企業(yè)的影響（|-0.661|>|-0.392|）。

從第（3）、（4）列報(bào)告的“滬港通”政策實(shí)施對(duì)非國有企業(yè)和國有企業(yè)真實(shí)盈余管理的影響來看， 非國有企業(yè)和國有企業(yè)樣本的交互項(xiàng)Treat×Open的回歸系數(shù)分別為-2.158和-1.043， 分別在1%和5%的水平上顯著， 同時(shí)非國有企業(yè)樣本的系數(shù)絕對(duì)值要明顯大于國有企業(yè)樣本（|-2.158|>|-1.043|）， 這表明“滬港通”政策實(shí)施對(duì)非國有企業(yè)盈余管理行為的抑制作用要大于對(duì)國有企業(yè)。

第（5）、（6）列報(bào)告了資本市場(chǎng)開放與高管薪酬業(yè)績敏感性的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果。 其中非國有企業(yè)樣本的交互項(xiàng)Treat×Open×?Lnperf的回歸系數(shù)為0.075， 且在1%的水平上顯著， 而國有企業(yè)樣本對(duì)應(yīng)的回歸系數(shù)為0.050（t=1.35）， 但沒有通過10%水平上的顯著性檢驗(yàn)。 通過對(duì)這兩個(gè)系數(shù)進(jìn)行比較發(fā)現(xiàn)， 非國有企業(yè)的該回歸系數(shù)絕對(duì)值明顯大于國有企業(yè)（0.075>0.050）， 說明“滬港通”政策的實(shí)施對(duì)非國有企業(yè)高管薪酬業(yè)績敏感性的影響更顯著。

綜上所述， 相對(duì)于國有企業(yè)， “滬港通”政策的實(shí)施對(duì)非國有企業(yè)的公司治理優(yōu)化作用更為顯著， 即假設(shè)3成立。

五、 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

第一， 由于“滬港通”標(biāo)的股票的篩選存在自選擇偏差問題， 即不是隨機(jī)的， 為解決自選擇偏差問題可能導(dǎo)致的內(nèi)生性問題， 本文進(jìn)一步采用PSM方法使得控制變量的數(shù)據(jù)盡可能地接近隨機(jī)試驗(yàn)數(shù)據(jù)， 以最大限度地減少可觀察數(shù)據(jù)的偏差。 首先， 采用Logit模型考察哪些特征的滬市所有A股上市公司樣本能夠成為“滬港通”標(biāo)的股票， 即用處理組虛擬變量對(duì)各個(gè)控制變量進(jìn)行回歸估計(jì); 然后， 對(duì)共同取值范圍內(nèi)的個(gè)體進(jìn)行一對(duì)一有放回的卡尺內(nèi)近鄰匹配， 以有效地減少處理組和控制組可觀察數(shù)據(jù)的偏差（樣本匹配前后處理組和控制組控制變量均值差異性t檢驗(yàn)的結(jié)果顯示， 匹配后處理組和控制組控制變量的均值差異顯著下降）; ?最后， 使用匹配的樣本重新測(cè)試原始模型。 所得結(jié)果與前文的回歸結(jié)果保持一致， 說明“滬港通”政策實(shí)施具有顯著的公司治理優(yōu)化作用。

第二， 剔除2014年的樣本。 前文實(shí)證結(jié)果主要采用2011 ～ 2016年期間的滬市A股上市公司數(shù)據(jù)， 為降低政策實(shí)施當(dāng)年（2014年）的影響， 本文在原有樣本的基礎(chǔ)上剔除2014年的觀測(cè)樣本， 并利用這一子樣本重新進(jìn)行檢驗(yàn)， 結(jié)果與前文回歸結(jié)果保持一致， 說明前文的結(jié)論穩(wěn)健成立。

第三， 安慰劑檢驗(yàn)。 為了避免公司治理機(jī)制的改善是由非“滬港通”政策實(shí)施的其他因素引起， 本文還進(jìn)行了安慰劑檢驗(yàn)。 假定2013年為“滬港通”政策實(shí)施年份， 比較2013年之前和之后的年份之間的顯著差異。 結(jié)果發(fā)現(xiàn)， 假定的“滬港通”政策實(shí)施并沒有顯著抑制標(biāo)的公司的盈余管理行為， 也并未提高公司高管薪酬業(yè)績敏感性。

第四， 平行趨勢(shì)假設(shè)檢驗(yàn)。 為確保前文采用DID模型的估計(jì)結(jié)果準(zhǔn)確可靠， 本文進(jìn)行了平行趨勢(shì)假設(shè)檢驗(yàn)，結(jié)果如圖1、圖2所示。

從圖1和圖2可以發(fā)現(xiàn)， “滬港通”標(biāo)的公司與非“滬港通”標(biāo)的公司在“滬港通”政策實(shí)施之前表現(xiàn)出相同的盈余管理變化趨勢(shì)， 但在“滬港通”政策實(shí)施之后的盈余管理差異產(chǎn)生了變化， 這與“滬港通”政策實(shí)施與否有密切的關(guān)系。 該結(jié)果一方面支持了DID模型的適用性， 另一方面也較為直觀地驗(yàn)證了“滬港通”政策實(shí)施的公司治理優(yōu)化作用。

六、 結(jié)論及政策啟示

資本市場(chǎng)開放是一個(gè)國家資本市場(chǎng)發(fā)展的重要指標(biāo)， 是資本市場(chǎng)健康發(fā)展和金融體制改革的重要推動(dòng)力， 也是一個(gè)國家經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的內(nèi)生驅(qū)動(dòng)力。 我國政府正切實(shí)推進(jìn)全面深化資本市場(chǎng)改革和擴(kuò)大開放， 在此現(xiàn)實(shí)背景下， 資本市場(chǎng)開放的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)問題已然成為學(xué)術(shù)界和實(shí)務(wù)界共同關(guān)注的重要命題。

本文采用“滬港通”政策實(shí)施的外生沖擊， 建立了DID模型， 實(shí)證研究了資本市場(chǎng)開放對(duì)公司治理的影響。 實(shí)證結(jié)果表明：從盈余管理和高管薪酬業(yè)績敏感性的角度， ?“滬港通”政策的實(shí)施有效提升了公司治理水平， 這一作用在活躍股票樣本中表現(xiàn)得更為明顯。 同時(shí)， 這一改善作用存在顯著并且持續(xù)增強(qiáng)的滯后效應(yīng)。 通過影響機(jī)制檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)， “滬港通”政策實(shí)施能夠顯著提高股票流動(dòng)性， 進(jìn)而提升公司治理水平。 通過劃分非國有企業(yè)和國有企業(yè)兩個(gè)樣本可以發(fā)現(xiàn)， “滬港通”政策實(shí)施對(duì)公司治理的優(yōu)化效果在非國有企業(yè)樣本中更為明顯。

本文的研究證實(shí)了“滬港通”政策的實(shí)施對(duì)于改善公司治理具有重要的促進(jìn)作用， 這為后續(xù)資本市場(chǎng)擴(kuò)大對(duì)外開放政策的制定提供了一定的經(jīng)驗(yàn)借鑒。 推進(jìn)資本市場(chǎng)的進(jìn)一步開放對(duì)于改善公司治理機(jī)制、實(shí)現(xiàn)證券市場(chǎng)的健康發(fā)展和增強(qiáng)資本市場(chǎng)服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的能力具有重要意義。

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