■畢 鵬

一、引言與文獻(xiàn)綜述

資產(chǎn)定價是資本市場的核心問題。資產(chǎn)誤定價導(dǎo)致資源配置發(fā)生扭曲，降低資源配置效率，加劇金融風(fēng)險，阻礙實體經(jīng)濟發(fā)展。有效市場理論認(rèn)為，股票價格圍繞著價值上下波動，能夠快速、精準(zhǔn)地反映所有來自市場層面的信息。然而，現(xiàn)實中我國資本市場并非有效，充斥著各種“噪音與摩擦”。與西方發(fā)達(dá)資本市場相比，我國資本市場相關(guān)制度尚不完善，存在著投資者保護(hù)較弱、投資者認(rèn)知偏差高、投資者結(jié)構(gòu)不合理以及較為嚴(yán)重的信息不對稱等系列問題，致使股票價格與其內(nèi)在價值發(fā)生相偏離，資產(chǎn)誤定價的現(xiàn)象長期存在。

我國分別于2014年、2016年啟動了滬港通與深港通股票市場互聯(lián)互通機制（簡稱陸港通）。該交易機制旨在通過境內(nèi)、外投資者的雙向開放，改善我國資本市場投資者結(jié)構(gòu)，提高定價效率，促進(jìn)資本市場健康有序發(fā)展。然而，陸港通交易機制在引入境外投資者的同時，境外投資者的投機行為可能引發(fā)大量“噪音交易”，導(dǎo)致股票市場發(fā)生震蕩，降低資產(chǎn)定價效率。我國陸港通交易機制下的資本市場開放能否實現(xiàn)預(yù)期目標(biāo)并產(chǎn)生積極效應(yīng)，是政策制定者與監(jiān)管者密切關(guān)注的問題。

關(guān)于陸港通交易機制的研究，主要圍繞境內(nèi)外投資者在信息獲取、處理能力差異、股票市場聯(lián)動、資本市場效率等方面。信息獲取能力方面，譚小芬（2017）研究表明，滬港通有助于縮小香港與內(nèi)地投資者在信息獲取能力方面的差異。市場風(fēng)險與流動性層面，華鳴（2018）研究表明：滬港通對我國資本市場具有很好的穩(wěn)定作用，能夠緩解股價崩盤風(fēng)險。肖磊和張聰（2019）認(rèn)為，深港通提高了我國股票市場整體流動性。定價效率方面，鐘覃琳和陸正飛（2018）指出，資本市場開放提高了我國A股股價信息含量，然而董秀良等（2018）提出了相反結(jié)論，認(rèn)為滬港通僅對香港市場的定價效率及股市活躍程度有顯著提升。企業(yè)層面，連立帥等（2019）發(fā)現(xiàn)陸港通加強了企業(yè)投資與非財務(wù)信息定價之間關(guān)系。

不難發(fā)現(xiàn)，制度層面上，鮮有文獻(xiàn)探討陸港通交易機制與資產(chǎn)誤定價之間關(guān)系。鑒于此，本文實證檢驗了陸港通交易機制對我國資本市場資產(chǎn)誤定價產(chǎn)生的影響。

二、研究假設(shè)

陸港通交易機制將境外投資者引入我國資本市場，相較于境內(nèi)投資者，境外投資者投資經(jīng)驗豐富、專業(yè)性強。在信息挖掘、處理與分析等方面更具優(yōu)勢，他們將更多的私有信息納入股票交易，知情交易有助于公司層面的信息快速融入股價，緩解資產(chǎn)誤定價。陸港通交易機制在引入境外投資者的同時，也將更加規(guī)范的信息披露制度引入我國A股市場，使上市公司會計信息質(zhì)量更高，會計信息可比性更強，能夠有效地緩解信息不對稱。陸港通交易機制引入的境外投資者也具有較強的獨立性，能夠更好地監(jiān)督公司經(jīng)理層。有效的監(jiān)督加大了公司高管信息操縱的難度，減弱了上市公司隱瞞壞消息、披露好消息的傾向，增強了上市公司信息透明度，優(yōu)化了投資者套利成本與收益，提升了股票交易活躍度，促使股票價格中包含更多的公司層面的信息。此外，陸港通交易機制的實施能夠吸引更多的分析師進(jìn)行跟蹤，提高預(yù)測準(zhǔn)確性。分析師預(yù)測準(zhǔn)確性的提高，有助于投資者更加全面地掌握公司基本面信息，糾正投資者估值偏誤，進(jìn)而使得投資者采取更為理性的投資行為，促使股票價格回歸真實價值。

然而，陸港通交易機制也可能加劇我國A股市場與國際資本市場的聯(lián)動，加劇風(fēng)險傳染的可能，導(dǎo)致股價發(fā)生大幅波動，使得信息不對稱程度進(jìn)一步加深，加劇資產(chǎn)誤定價。陸港通交易機制采取漸進(jìn)式開放的原則，境外投資者的交易額度與持股比例均存在較為嚴(yán)格的限制。這種嚴(yán)格的持股比例限制可能會降低境外投資者參與公司治理的積極性，進(jìn)而選擇“價值獲取”而非“價值創(chuàng)造”的投資方式。境外投資者有可能會制造一定的“噪音”，推動股價上漲進(jìn)而實現(xiàn)套利?！霸胍簟笨赡軙l(fā)投資者過度關(guān)注，投資者將“噪音”作為“信息”處理，融入股價。此外，境外投資者的“熱錢效應(yīng)”使得投資者專注于投資短期經(jīng)營業(yè)績較好的公司，這就會給企業(yè)管理者帶來較大的業(yè)績壓力，陸港通標(biāo)的公司有可能為了獲取更多的外資注入，進(jìn)而對會計信息進(jìn)行操縱，降低會計信息質(zhì)量。與此同時，公司高管還有可能與分析師“合謀”，促使分析師發(fā)布有偏的（高估）盈余預(yù)測，吸引更多的投資者，煽動投資者情緒，并將帶有情緒的泡沫融入股票價格，加劇資產(chǎn)誤定價。

基于以上分析，本文提出競爭性假設(shè)：

H1a：陸港通交易機制的實施有助于緩解資產(chǎn)誤定價。

H1b：陸港通交易機制的實施會加劇資產(chǎn)誤定價。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以2010—2020年滬深兩市A股上市公司為初始研究樣本，陸港通標(biāo)的數(shù)據(jù)來自Wind數(shù)據(jù)庫，其他數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。根據(jù)陸港通交易機制實施后，標(biāo)的股所發(fā)生的變化（調(diào)入或者調(diào)出），剔除了調(diào)出陸港通標(biāo)的的樣本，并對初始樣本進(jìn)行如下處理：一是由于2014年滬港通交易機制開始實施，2016年“深港通”交易機制開始實施，為確保研究樣本在陸港通交易機制實施前后的一致性，剔除了2014年以后上市的公司樣本；二是剔除了金融與保險以及ST上市公司樣本；三是剔除相關(guān)變量缺失的樣本；四是對主要連續(xù)變量在1%水平上進(jìn)行了Winsorize處理，統(tǒng)計分析采用Stata15.0。

（二）變量定義

1.因變量：資產(chǎn)誤定價

參考饒品貴等（2012）研究，利用模型（1）計算股票內(nèi)在價值：

其中，Vt表示每股內(nèi)在價值，f（·）代表分析師對上市公司盈余預(yù)測值，由模型（2）計算得出。

其 中，Earningsi，t+T代 表 上 市 公 司 在 未 來1—3年的每股盈余預(yù)測值；Asseti，t為每股總資產(chǎn)；Dividendi，t為每股股利；DDi，t為股利發(fā)放的啞變量；Earningsi，t為當(dāng)年的營業(yè)利潤；NegEi，t是上市公司是否發(fā)生虧損的啞變量；Accruali，t為每股應(yīng)計項目。

首先對模型（2）進(jìn)行估計，利用得到的估計系數(shù)預(yù)測公司未來1—3年的盈余；利用模型（1）計算公司內(nèi)在價值V。若存在V/P≠1，則代表市場存在資產(chǎn)誤定價（P為股票市場價值，即次年4月末股價收盤價）。取Deviation=|1-V/P|，用以衡量股票市場價值偏離其內(nèi)在價值的程度。取Misp=V/P，V/P<1表示股價高估；V/P>1則表示股價被低估。本文在主效應(yīng)檢驗中資產(chǎn)誤定價指標(biāo)選取的是Deviation，穩(wěn)健性檢驗中采用Misp指標(biāo)予以替換。

2.自變量：陸港通標(biāo)的（Treatpost）

自變量為陸港通虛擬變量，當(dāng)陸港通交易機制實施，且為陸港通標(biāo)的時取值為1，否則為0。

3.控制變量

選取公司規(guī)模（Size）、杠桿水平（Lev）、成長性（Growth）、盈利能力（Roa）、換手率（Turnover）、公司年齡（Age）、股權(quán)集中度（Top1）、董事會規(guī)模（Boardsize）、兩職合一（Dual）、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（Soe）等可能對資產(chǎn)誤定價產(chǎn)生影響的變量，同時控制了公司（Firm）與年度（Year）的個體效應(yīng)。各變量定義如表1所示。

表1 變量定義表

（三）模型設(shè)定

考慮到進(jìn)入陸港通試點范圍的標(biāo)的股票進(jìn)入試驗期的具體時間存在差異，取值時考慮當(dāng)年是否加入陸港通，采用多期DID分析方法設(shè)置研究模型：

本文主要關(guān)注α1的回歸系數(shù)，若系數(shù)α1顯著為負(fù)，則表示陸港通交易機制的實施能夠有效緩解資產(chǎn)誤定價；若系數(shù)α1顯著為正，則表示陸港通交易機制的實施加劇了資產(chǎn)誤定價。其中，各變量的描述性統(tǒng)計如表2所示。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計

續(xù)表2

四、實證分析結(jié)果

（一）陸港通交易機制與資產(chǎn)誤定價

表3列示了模型（3）的實證檢驗結(jié)果。列（1）為僅控制公司個體與年份固定效應(yīng)，沒有加入相關(guān)控制變量的回歸結(jié)果。Treatpost的回歸系數(shù)為-0.049，在1%水平上顯著為負(fù)，初步驗證了假設(shè)H1a。列（2）為加入相關(guān)控制變量后的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，在控制了公司個體、年份以及相關(guān)控制變量后，Treatpost的回歸系數(shù)為-0.042，在1%水平上顯著為負(fù)，假設(shè)H1a得到充分驗證，即陸港通交易機制的實施有效緩解了資產(chǎn)誤定價。列（3）、列（4）為根據(jù)資產(chǎn)誤定價（Misp=V/P）V/P<1（正向誤定價，股票價值被高估）以及V/P>1（負(fù)向誤定價，股票價值被低估）分組后的回歸結(jié)果。列（3）中Treatpost的系數(shù)為-0.023，通過了1%水平的顯著性檢驗；列（4）中Treatpost的回歸系數(shù)為0.007，并不顯著。這說明陸港通交易機制的實施主要緩解了正向的資產(chǎn)誤定價（股價高估），可能的原因是，我國股票市場股價高估情況相對普遍，股價低估情況相對較少。因此，陸港通交易機制對正向資產(chǎn)誤定價（股價高估）的緩解作用更為顯著。

表3的實證分析結(jié)果表明，陸港通交易機制的實施有助于緩解資產(chǎn)誤定價，接下來將根據(jù)陸港通標(biāo)的具體特征，進(jìn)一步分析陸港通開通后，標(biāo)的股票不同特征對資產(chǎn)誤定價產(chǎn)生的影響。為排除陸港通標(biāo)的不同特征之間可能對研究結(jié)論產(chǎn)生干擾，研究過程中剔除了同時滿足陸港通十大活躍標(biāo)的、陸港通可賣空標(biāo)的、陸港通交叉上市標(biāo)的的樣本。

表3 陸港通與資產(chǎn)誤定價的回歸分析

（二）陸港通活躍標(biāo)的、非活躍標(biāo)的與資產(chǎn)誤定價

根據(jù)CSMAR、Wind等相關(guān)數(shù)據(jù)庫顯示，境外投資者并非平均投資陸港通標(biāo)的股。將陸港通交易機制實施后，至少有一天成為十大活躍成交股的標(biāo)的，定義為活躍交易標(biāo)的，利用模型（3）進(jìn)行回歸，考察陸港通交易機制實施后，境外投資活躍度對資產(chǎn)誤定價產(chǎn)生的影響。表4中，列（1）為十大活躍標(biāo)的與資產(chǎn)誤定價的回歸結(jié)果，Treatpost的系數(shù)為0.016，并不顯著；列（2）為非十大活躍標(biāo)的與資產(chǎn)誤定價的回歸結(jié)果，Treatpost的系數(shù)為-0.024，在1%水平上顯著為負(fù)?；貧w結(jié)果表明，境外投資者并非利用高頻交易、套利等手段促使股票價格回歸本真，更可能是通過信息挖掘、參與公司治理，改善上市公司信息披露質(zhì)量，促使股票價格回歸內(nèi)在價值，緩解了資產(chǎn)誤定價。

（三）陸港通可賣空標(biāo)的、非可賣空標(biāo)的與資產(chǎn)誤定價

我國于2010年將賣空機制引入股票市場，正式推出融資融券業(yè)務(wù)。在陸港通標(biāo)的中，部分標(biāo)的為可融資融券標(biāo)的股。賣空可以促使股票價格迅速吸收負(fù)面消息，使股價回歸真實價值。融資融券制度改善了中國股票市場的價格發(fā)現(xiàn)機制，提高了資產(chǎn)定價效率。理論上，陸港通可賣空標(biāo)的，資產(chǎn)定價效率要高于非可賣空標(biāo)的。陸港通非可賣空標(biāo)的因受政策影響較大，對資產(chǎn)誤定價的緩解作用應(yīng)該更為顯著?；诖耍媚Ｐ停?）進(jìn)行回歸，考察陸港通實施后，賣空標(biāo)的與非賣空標(biāo)的對資產(chǎn)誤定價的影響，表4中列（3）為陸港通賣空標(biāo)的與資產(chǎn)誤定價的回歸結(jié)果，Treatpost系數(shù)為-0.022，并不顯著；列（4）為陸港通非可賣空標(biāo)的與資產(chǎn)誤定價的回歸結(jié)果，Treatpost系數(shù)為-0.074，在1%水平上顯著為負(fù)?；貧w結(jié)果符合預(yù)期，即“陸港通賣空標(biāo)的”因受可賣空的影響，其負(fù)面消息能夠迅速融入股價，股票價格更貼近其真實價值；而“陸港通非可賣空標(biāo)的”在政策實施后，受政策影響較大，資產(chǎn)誤定價得到更為有效的緩解。

（四）陸港通交叉上市標(biāo)的、非交叉上市標(biāo)的與資產(chǎn)誤定價

在陸港通交易機制實施前，我國部分上市公司已經(jīng)通過A+B股、A+H股交叉上市的方式進(jìn)行融資。交叉上市公司接受了更加嚴(yán)格的監(jiān)管和投資者關(guān)注，更傾向于自愿性披露，會計信息質(zhì)量更高，透明度更好。陸港通交易機制實施后，部分交叉上市企業(yè)被納入陸港通標(biāo)的，理論上，相較于交叉上市標(biāo)的，非交叉上市公司在陸港通交易機制實施后，受政策影響更大，對資產(chǎn)誤定價的緩解應(yīng)更為顯著。由此，利用模型（3）進(jìn)行回歸，考察“陸港通交叉上市標(biāo)的”與“非交叉上市標(biāo)的”在政策實施后對資產(chǎn)誤定價的影響。表4中列（5）為陸港通交叉上市標(biāo)的與資產(chǎn)誤定價的回歸結(jié)果，Treatpost系數(shù)為-0.034，沒有通過顯著性檢驗；列（6）為陸港通非交叉上市標(biāo)的與資產(chǎn)誤定價的回歸結(jié)果，Treatpost的系數(shù)-0.037，在1%水平上顯著為負(fù)?；貧w結(jié)果符合預(yù)期，即交叉上市的標(biāo)的在陸港通交易機制實施前已經(jīng)接受了比較嚴(yán)格的監(jiān)管，在公司治理、會計信息質(zhì)量、信息透明度等方面均要好于非交叉上市公司，股票價格更貼近其真實價值。“非交叉上市標(biāo)的”因受政策影響較大，陸港通交易機制實施后，資產(chǎn)誤定價得到有效緩解。

表4 “陸港通”標(biāo)的股特征與資產(chǎn)誤定價回歸分析

（五）陸港通交易機制影響資產(chǎn)誤定價的傳導(dǎo)機制

陸港通交易機制在引入境外成熟投資者的同時，也將先進(jìn)的公司治理理念、規(guī)范的信息披露制度等引入我國資本市場，有利于提高上市公司會計信息質(zhì)量。該交易機制實施后，標(biāo)的公司分析師跟蹤人數(shù)增加，預(yù)測準(zhǔn)確性提高，緩解信息不對稱?；诖?，本文采用可操控性應(yīng)計利潤（Daccr）作為會計信息質(zhì)量的替代，用以衡量上市公司內(nèi)部信息質(zhì)量；采用分析師預(yù)測的平均誤差（Ferr）來表征分析師預(yù)測精準(zhǔn)性，作為上市公司外部信息質(zhì)量的替代，對陸港通交易機制與資產(chǎn)誤定價的關(guān)系進(jìn)行機制檢驗，構(gòu)建模型（4）和（5）。

參考溫忠麟（2014）的中介效應(yīng)檢驗法，利用模型（3）、模型（4）和模型（5）檢驗陸港通交易機制是否通過提高會計信息質(zhì)量與分析師預(yù)測準(zhǔn)確性進(jìn)而緩解資產(chǎn)誤定價。表5列示了基于會計信息質(zhì)量中介效應(yīng)檢驗的回歸結(jié)果。利用模型（3）進(jìn)行回歸，Treatpost的系數(shù)為-0.044，在1%的水平上顯著為負(fù)。利用模型（4）進(jìn)行回歸，Treatpost的系數(shù)為-0.011，在5%水平上顯著為負(fù)，即陸港通政策的實施可以提高會計信息質(zhì)量，檢驗通過。利用模型（5）進(jìn)行回歸Treatpost系數(shù)為-0.041，且在1%水平上顯著，且系數(shù)小于模型（3）中Treatpost的系數(shù)-0.044，Daccr的系數(shù)在1%水平上顯著，通過檢驗?；貧w結(jié)果表明：陸港通交易機制的實施可以通過改善我國上市公司會計信息質(zhì)量進(jìn)而對資產(chǎn)誤定價起到有效的緩解作用，中介效應(yīng)檢驗成立。

表5 基于會計信息質(zhì)量的中介效應(yīng)檢驗

續(xù)表5

表6為基于分析師預(yù)測準(zhǔn)確性中介效應(yīng)檢驗結(jié)果。借鑒楊青（2019）的研究，利用模型（3）進(jìn)行回歸，Treatpost的系數(shù)為-0.049，在1%水平上顯著為負(fù)，檢驗通過；利用模型（4）進(jìn)行回歸，Treatpost的系數(shù)為-0.043，在1%水平上顯著為負(fù)，表明陸港通交易機制的實施顯著提升了分析師預(yù)測準(zhǔn)確性，有助于分析師進(jìn)行發(fā)布更加精準(zhǔn)的預(yù)測。利用模型（5）進(jìn)行回歸，Treatpost的系數(shù)為-0.045，在1%水平上顯著為負(fù)，且小于模型（3）中Treatpost系數(shù)-0.049，F(xiàn)err系數(shù)為0.009，在1%水平上顯著為正，表明分析師預(yù)測誤差能夠加劇資產(chǎn)誤定價。綜上所述，陸港通交易機制通過提升分析師預(yù)測準(zhǔn)確性，改善上市公司外部信息環(huán)境，緩解資本市場錯誤定價，中介效應(yīng)檢驗成立。

表6 基于分析師預(yù)測準(zhǔn)確性的中介效應(yīng)檢驗

接下來，本文利用Boostrap檢驗法，對會計信息質(zhì)量、分析師預(yù)測精準(zhǔn)性兩條作用機制的主導(dǎo)作用進(jìn)行檢驗。如表7 Panel A所示，由列（1）、列（2）可知，會計信息質(zhì)量（Daccr）與分析師預(yù)測精準(zhǔn)性（Ferr）的中介效應(yīng)檢驗仍然成立。列（4）中，Treatpost系數(shù)不在顯著，Daccr與Ferr的回歸系數(shù)分別為0.106與0.014，且均在1%水平上通過了顯著性檢驗，表明陸港通交易機制對資產(chǎn)定價效率的影響已由兩條機制所分解。由表7 Panel B可知，由Daccr和Ferr引起Dev變動差異為-0.002，且在1%水平上顯著。由此可知，兩條機制中，會計信息質(zhì)量（Daccr）發(fā)揮了中介機制的主導(dǎo)作用。

（六）穩(wěn)健性檢驗①

①限于篇幅，結(jié)果留存?zhèn)渌鳌?/p>

第一，自變量滯后一期的穩(wěn)健性檢驗。考慮到陸港通交易機制的實施對資產(chǎn)誤定價的影響可能存在一定的滯后性，故采取自變量滯后一期的方法，對主效應(yīng)以及中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗。同時變更了可操控性應(yīng)計利潤（Daccr）的測度，采用前三年可操控性應(yīng)計絕對值的平均數(shù)作為衡量會計信息質(zhì)量的指標(biāo)。第二，變更資產(chǎn)誤定價測度方法、剔除干擾樣本后的穩(wěn)健性檢驗。參考Berger&Ofek（1995）的方法，計算行業(yè)內(nèi)所有上市公司的基礎(chǔ)價值，將其與實際價值相比較，進(jìn)而確定資產(chǎn)誤定價水平。第三，PSM—DID回歸分析。由于陸港通標(biāo)的并非隨機產(chǎn)生，為避免樣本的選擇性偏誤，借鑒程子健和張俊瑞（2015）的研究方法，采用PSM方法，通過Probit回歸計算傾向評分，選擇半徑為0.01的最近鄰一對一可放回進(jìn)行匹配，構(gòu)造新的樣本組，再用DID方法重新檢驗陸港通交易機制對資產(chǎn)誤定價的影響。穩(wěn)健性檢驗結(jié)果與前文保持一致，說明本文結(jié)論穩(wěn)健可靠。

五、結(jié)論與啟示

本文以陸港通交易機制為背景，利用2010—2020年我國A股上市公司數(shù)據(jù)為樣本，實證檢驗了陸港通交易機制實施對資產(chǎn)誤定價的影響及作用機制。研究發(fā)現(xiàn)：第一，陸港通交易機制的實施有效緩解了資產(chǎn)誤定價。截面異質(zhì)性檢驗發(fā)現(xiàn)：在“非十大活躍成交標(biāo)的股”“非融資融券標(biāo)的股”“非交叉上市標(biāo)的股”樣本中，陸港通交易機制的實施對資產(chǎn)誤定價的緩解作用更為顯著。第二，作用機制檢驗發(fā)現(xiàn)，陸港通交易機制能夠改善上市公司內(nèi)、外部信息環(huán)境，進(jìn)而促使股票價格回歸真實價值，有效緩解資產(chǎn)誤定價?？刹倏匦詰?yīng)計利潤、分析師預(yù)測準(zhǔn)確性分別作為上市公司內(nèi)部信息質(zhì)量與外部信息質(zhì)量的替代變量，通過了中介效應(yīng)檢驗。

據(jù)此提出以下對策建議：一是應(yīng)在充分借鑒陸港通成功經(jīng)驗的基礎(chǔ)上，考慮進(jìn)一步推進(jìn)我國資本市場開放，在適度放寬限制性條款的同時，強化證券市場監(jiān)管與金融安全防范意識。二是進(jìn)一步完善陸港通交易機制，給予民營、非跨國企業(yè)調(diào)入陸港通標(biāo)的名單的機會，加快金融、會計和法律等相關(guān)配套服務(wù)的國際化進(jìn)程。與此同時，及時解決陸港通標(biāo)的企業(yè)和市場投資者的合理訴求，加強企業(yè)會計信息質(zhì)量和信息透明度建設(shè)，降低市場信息不對稱，優(yōu)化企業(yè)融資環(huán)境。促進(jìn)內(nèi)地資本市場與境外資本市場深度融合，推動內(nèi)地資本市場發(fā)展。三是加強我國資本市場制度建設(shè)，完善投資者保護(hù)機制，與國際接軌，積極探索多渠道合作模式，努力實現(xiàn)資本市場服務(wù)實體經(jīng)濟的目標(biāo)，促進(jìn)我國實體經(jīng)濟發(fā)展。四是引入境外資本市場規(guī)范的上市公司信息披露制度，為投資者作出科學(xué)、合理的投資決策提供必要的信息依據(jù)。