楊勝剛 鐘先茜 姚彥銘

摘 要：基于2014年滬港通開通這一外生事件，建立PSM+DID模型考察資本市場對外開放對企業(yè)融資約束的影響。研究發(fā)現(xiàn)：滬港通開通有效降低了我國企業(yè)融資約束，該效應在民營企業(yè)、非跨國企業(yè)、地方司法效率和市場化發(fā)展水平較高的樣本中表現(xiàn)更為明顯;進一步研究發(fā)現(xiàn)，滬港通能通過提高企業(yè)信息披露質(zhì)量和外部監(jiān)督程度兩種渠道來降低企業(yè)陷入融資約束困境的概率。滬港通有利于釋放企業(yè)融資約束，為我國后續(xù)資本市場對外開放的系列政策的推行提供重要的實踐參考。

關(guān)鍵詞： 滬港通;融資約束;信息質(zhì)量;外部監(jiān)督

中圖分類號：F830.91 ? ?文獻標識碼： A ? ?文章編號：1003-7217（2020）05-0036-08

一、引 言

改革開放40年來，我國始終堅持改革，積極推進資本市場對外開放。引進境外投資者是資本市場開放的重要內(nèi)容之一。2014年11月，滬港股票市場交易互通機制（簡稱“滬港通”）正式開通，標的股票共計568家，其中滬股通每日額度為130億元，總額度為3000億元。2018年4月，證監(jiān)會進一步放開對滬股通每日額度管控，調(diào)整上限至520億元，這無疑進一步激發(fā)了境外投資者參與A股市場的熱情，為研究資本市場開放的經(jīng)濟后果提供了良好的實驗平臺。目前關(guān)于滬港通的影響研究大致分為兩類：一類研究滬港通開通對資本市場定價效率的影響[1，2];另一類則側(cè)重于滬港通開通給公司運營帶來的經(jīng)濟效應，但大多集中在投資效率、股利政策和股價波動等方面[3，4]，鮮有文獻探討滬港通與企業(yè)融資約束兩者之間的因果關(guān)系，即滬港通開通后，進入標的股票名單的企業(yè)是否能更為容易地獲取外部融資。

根據(jù)Fazzari等人（1988）的定義，融資約束是指不完備市場環(huán)境下企業(yè)外部融資成本提高，企業(yè)投資收益和風險無法達到最優(yōu)匹配的情況[5]。大量研究表明，充足的資金支持是項目投資和創(chuàng)新活動的必要前提[6]。滬港通開通后企業(yè)投資需求和審計收費等增加[2，7]，這對企業(yè)融資來源和融資成本提出了新的挑戰(zhàn)。另外，由于信息不對稱[8]、投資者保護法律不完善[9]等市場不完備因素，企業(yè)的外部融資成本較高，往往會面臨不同程度的外部融資約束。再加上“新冠疫情”的沖擊，我國大部分企業(yè)經(jīng)營狀況下滑，融資難、融資貴等問題愈發(fā)明顯。綜上，我國資本市場對外開放是否能緩解企業(yè)融資約束這一課題值得深入研究?；诖?，本文選用2012-2017年我國滬深A股上市公司財務數(shù)據(jù)，主要研究滬港通開通對企業(yè)融資約束的影響，以完善關(guān)于資本市場開放的經(jīng)濟后果研究，并為改善我國企業(yè)融資約束困境提供實證支持。

二、文獻回顧與研究假設(shè)

根據(jù)“信息不對稱”理論，在現(xiàn)實的資本市場中，受限于信息不對稱等因素，理性的外部投資者會通過提高融資成本、限制企業(yè)貸款規(guī)模等方式對企業(yè)進行約束，這導致企業(yè)無法獲得期望的信貸資金配給，陷入融資約束困境[8]。一方面，企業(yè)會計信息質(zhì)量的差異性加劇了外部投資者信息甄別和分析的難度，降低了企業(yè)外部融資的可獲得性[10];另一方面，債權(quán)人和債務人之間的利益沖突會使企業(yè)支付一定的額外資本溢價，受限于代理問題的嚴重程度越高，企業(yè)獲取外部融資的難度系數(shù)越大。這與Jensen和Meckling（1976）提出的“委托代理”理論所得結(jié)論一致[11]。

現(xiàn)有的研究成果顯示，資本市場開放會對企業(yè)投融資產(chǎn)生重大影響[12]。滬港通作為資本市場對外開放的重要舉措之一，吸引了大量境外投資者涌入我國資本市場。據(jù)Wind統(tǒng)計，2015-2017年境外投資者通過滬股通實現(xiàn)的凈買入額分別為183.12億元、455.11億元和629.73億元，呈逐年增加趨勢。這些境外投資者通常來自中國香港、歐美等發(fā)達資本市場，擁有更加豐富的投資經(jīng)驗、強大的技術(shù)團隊和專業(yè)的投資能力，可以利用其獲取、解讀信息方面的優(yōu)勢去改善公司信息環(huán)境[13]，減少投資者和經(jīng)理人之間的代理沖突[14]。企業(yè)信息風險和代理風險的降低均可有效緩解企業(yè)融資約束程度，提升企業(yè)經(jīng)營績效。

具體來看，第一，滬港通可以通過提高企業(yè)信息質(zhì)量的方式來釋放企業(yè)融資約束。境外投資者大多倡導價值投資[15]，憑借其專業(yè)的信息搜集和分析能力來促進整個資本市場對公司財務和非財務信息的理解。根據(jù)“信號傳遞”理論，受到境外投資者投資的企業(yè)可能會向市場傳遞未來收益較高、公司治理水平較高等信號，從而幫助其他投資者有效識別值得投資的企業(yè)[16]。例如，隨著滬港通北上交易資金規(guī)模的增加，不少境內(nèi)投資者開始將滬港通北上交易資金動向當作下一步投資的風向標①。因此，滬港通標的企業(yè)出于吸引境內(nèi)外投資者資金注入等目的，均會積極進行企業(yè)信息披露，維持較高的信息透明度和會計穩(wěn)健性。企業(yè)信息披露質(zhì)量越高，其未來現(xiàn)金流入預測的可信度越高，企業(yè)貸款在未來違約的概率越低[17]，即使企業(yè)經(jīng)營狀況出現(xiàn)問題，投資者均能得到及時的信息反饋，并據(jù)此調(diào)整投資計劃，規(guī)避投資損失，從而使投資者要求的風險補償程度下降，企業(yè)陷入融資約束困境的概率也大幅降低[18，19]。第二，滬港通開通還憑借外部監(jiān)督的渠道來影響企業(yè)融資約束。中國香港等成熟資本市場上的投資者大多為機構(gòu)投資者，具有較好的投資機構(gòu)形象和市場重視程度，能夠憑借“用腳投票”、薪酬激勵等方式限制經(jīng)理人的不當行為，發(fā)揮機構(gòu)投資者的監(jiān)督作用[20]，從而降低企業(yè)和投資者之間的債務代理成本，緩解企業(yè)融資約束。另外，受滬港通這一資本市場開放政策的影響，滬港通標的企業(yè)的財務狀況和公司特質(zhì)性信息被置于會計師事務所和公眾的監(jiān)督之下，進而通過企業(yè)“聲譽效應”等方式有效約束企業(yè)行為，提升市場對資源的配置效率[21]，降低企業(yè)融資約束。

另有一種觀點認為，由于地理位置、文化和時區(qū)差異等因素，境外投資者難以對我國上市企業(yè)的運營狀況做出準確判斷，企業(yè)信息搜集和分析的投入成本大大提高。在投資決策方面，境外投資者也更多地表現(xiàn)為價格接受者和跟隨者[4]，注重短期股價表現(xiàn)，易引起股票市場的波動，導致企業(yè)融資風險和融資成本相應變化。滬港通開通后，市場對企業(yè)普遍呈樂觀預期，導致企業(yè)的經(jīng)營投資策略可能趨于激進，再加上資本市場上大量投資機會涌現(xiàn)，刺激企業(yè)過度投資，甚至出現(xiàn)“羊群效應”。在該情況下，若企業(yè)資金需求大于融資所得，面臨的融資約束程度將會加劇[22]?；谏鲜龇治觯岢鲆唤M對立性研究假設(shè)：

假設(shè)1a 滬港通開通顯著降低了企業(yè)融資約束程度。

假設(shè)1b 滬港通開通顯著提升了企業(yè)融資約束程度。

如果滬港通開通能有效打破企業(yè)融資約束，那么該效應在不同類型企業(yè)上的體現(xiàn)可能具有差異性。從產(chǎn)權(quán)性質(zhì)來看，國有企業(yè)天然地與政府關(guān)系緊密，更容易獲得銀行等金融機構(gòu)的資金支持[23]。然而，滬港通的到來意味著資本市場上資金供給更充足，投資者保護政策和法律更完善。此時，非國有企業(yè)的信貸渠道不僅更為通暢，同時由于成為滬港通標的企業(yè)以及信息透明度的提高和監(jiān)督成本的降低，更容易獲得投資者的青睞進而釋放自身融資約束。從國際化程度的視角考察，由于企業(yè)規(guī)模、信息不對稱性、交易成本等一系列因素，具有境外收入的跨國企業(yè)在進行外源融資時更容易吸引境外投資者的參與。因此，相對于非跨國企業(yè)，跨國企業(yè)的融資渠道更加多樣化，面臨的融資約束強度更低。滬港通的開通提高了企業(yè)信息質(zhì)量和外部監(jiān)督強度，加深了境外投資者對內(nèi)地企業(yè)的了解，為非跨國企業(yè)進一步擴寬融資渠道提供了良好契機。

假設(shè)2 與國有企業(yè)、跨國企業(yè)樣本相比，滬港通開通對企業(yè)融資約束的釋放效應在非國有企業(yè)樣本、非跨國企業(yè)樣本中表現(xiàn)更為顯著。

在司法效率較高的地區(qū)，較為完善的司法制度能有效監(jiān)督和制約交易雙方，提升企業(yè)信息披露質(zhì)量，降低交易成本[1]。與此同時，良好的法律制度也有利于企業(yè)獲得投資者授信，進而緩解融資約束。另外，地區(qū)市場化程度越高，意味著地區(qū)金融發(fā)展越好，外部融資成本越低，企業(yè)越難以陷入融資約束。金融市場欠發(fā)達會使企業(yè)更依賴于內(nèi)源融資而不是外源融資[24]，而在金融發(fā)展較好、金融生態(tài)環(huán)境較優(yōu)的地區(qū)，企業(yè)的融資約束程度顯著降低[23]。綜上，滬港通開通帶來的積極效應主要集中在地方司法效率高、市場化發(fā)展水平高的地區(qū)。

假設(shè)3 與地區(qū)司法效率較低、市場化發(fā)展水平較低的企業(yè)樣本相比，滬港通開通對企業(yè)融資約束的釋放效應在地方司法效率高、市場化發(fā)展水平高的企業(yè)樣本中表現(xiàn)更為顯著。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

選取2012-2017年滬深A股所有上市公司作為研究樣本。標的股票名單來自香港聯(lián)合交易所的官網(wǎng)，其他財務數(shù)據(jù)均來自CSMAR和WIND數(shù)據(jù)庫。首先，根據(jù)以下原則篩選樣本：（1）剔除金融類上市公司;（2）剔除ST、*ST和PT類上市公司;（3）剔除2014年11月以后新調(diào)入或者移除滬港通標的股票名單的上市公司;（4）剔除相關(guān)財務數(shù)據(jù)缺失的樣本。然后，參考Defond等（2014）[25]的研究，對所得樣本采用傾向平衡匹配法（Propensity Score Matching，簡稱PSM），基于模型（2）中選用的所有控制變量如資產(chǎn)收益率、成長性、公司規(guī)模等確定相應控制組樣本，即采用最鄰近且無放回、卡尺值為0.01的PSM方法對滬港通標的企業(yè)和A股非標的企業(yè)進行一一匹配，從而得到主要研究樣本，共計4112個。最后，對所有連續(xù)變量按1%的標準進行Winsorize處理。

（二）變量衡量

其中，被解釋變量為KZ指數(shù)，即企業(yè)融資約束，該指標數(shù)值越大，說明企業(yè)面臨的融資約束程度越嚴重;Treat表示滬港通的虛擬變量，若企業(yè)為滬港通標的，則為1，否則為0;Post為滬港通開通年份的虛擬變量，2015-2017年記為1，2012-2014年記為0。本文主要關(guān)注Treat和Post交乘項系數(shù)β1的正負情況。若β1小于0，則說明滬港通開通能有效緩解企業(yè)的融資約束程度;若β1大于0則反之。另外，從企業(yè)財務狀況和治理特征出發(fā)，控制了資產(chǎn)收益率等一系列公司層面特征變量。還控制了行業(yè)固定效應和年度固定效應，并在公司的維度上對數(shù)據(jù)進行cluster的處理，以減弱序列自相關(guān)的影響。

四、實證結(jié)果

（一）描述性統(tǒng)計

表2顯示了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。由表2可知，KZ指數(shù)的均值為1.247，最小值為-2.193，最大值為3.548，這說明企業(yè)面臨的融資約束程度存在較大差異。Treat的均值為0.639，這說明PSM匹配的結(jié)果在實驗組和控制組之間較為平衡。Leverage的均值為0.470，但標準差達到0.201，這說明樣本企業(yè)的負債率各異。Roa、Growth和Mb的均值分別為0.038、0.156和1.844，均超過中位數(shù)，這說明樣本中大部分企業(yè)的經(jīng)營狀況較好。

（二）主要回歸結(jié)果分析

將滬港通開通作為準自然實驗，建立DID模型實證分析滬港通開通對企業(yè)融資約束的影響，結(jié)果見表3所示。第（1）列為引入主回歸模型的控制變量但是未控制行業(yè)效應的結(jié)果，第（2）列為進一步控制行業(yè)效應的結(jié)果。無論是否控制行業(yè)效應，Treat和Post的交乘項均在1%的顯著性水平上為負，這說明相比未進入滬港通標的股票名單的企業(yè)，滬港通開通顯著降低了標的企業(yè)的融資約束，假設(shè)1a得到驗證。

參考陳運森和黃健嶠（2019）[4]的研究，以2014年作為基準年份，同時設(shè)置了year2012、year2013、year2015、year2016和year2017共五個虛擬變量，即當年份分別為2012-2013、2015-2017年時，上述虛擬變量分別取1，否則取0。然后將Treat變量與這五個變量的交乘項一并加入模型2中進行回歸，得到的結(jié)果見表3第（3）列所示。可以發(fā)現(xiàn)Treat×year2012和Treat×year2013的交乘項系數(shù)均不顯著，Treat×year2015、Treat×year2016的交乘項系數(shù)反而均顯著為負。這進一步說明了滬港通開通之前實驗組和控制組樣本在企業(yè)融資約束方面并不存在顯著性差異，滬港通開通后，實驗組樣本面臨的企業(yè)融資約束程度相比控制組樣本顯著降低。

（三）異質(zhì)性檢驗

受不同企業(yè)性質(zhì)、政治關(guān)系和經(jīng)濟環(huán)境等因素的影響，滬港通的作用強度或許會有一定差別。因此，分別從企業(yè)性質(zhì)、地方司法效率以及市場化發(fā)展水平等角度出發(fā)，采用分組回歸的方法考察滬港通開通對企業(yè)融資約束影響的橫截面差異。

首先，基于企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)進行分析。根據(jù)企業(yè)實際控制人情況將樣本劃分為非國企和國企兩組進行回歸，結(jié)果見表4第（1）（2）列。可以發(fā)現(xiàn)，非國有企業(yè)的交乘項系數(shù)在5%的水平下顯著為負，而國有企業(yè)的交乘項系數(shù)為負但是不顯著。這說明滬港通開通對融資約束的緩解作用在具有“融資難”的非國有企業(yè)中表現(xiàn)更加明顯。另外，參考郭飛（2012）[29]的研究，將出口收入占主營業(yè)務收入比重達到10%以上的樣本劃分為跨國企業(yè)，其余樣本視為非跨國企業(yè)，同樣得到類似結(jié)果。故假設(shè)2得到驗證。

其次，基于地方司法效率和市場化發(fā)展水平進行分析。將樣本按地方司法效率水平高低劃分兩組，相關(guān)數(shù)據(jù)來自世界銀行公布的中國各地區(qū)司法效率指數(shù)②。由表4第（5）（6）列的實證結(jié)果可知，滬港通開通對于企業(yè)融資約束的影響主要集中在地方司法效率較高的一組;從市場環(huán)境角度來看，根據(jù)胡李鵬、樊綱和王小魯（2018）[30]發(fā)布的《中國分省份市場化指數(shù)報告》，將樣本按照各省份市場化指數(shù)排序分為兩組，所得結(jié)論類似。綜上，假設(shè)3得到驗證。

其中，Open為滬港通標的股票名單的虛擬變量，若是則取1，不是則取0;其他變量定義與模型2一致。

2.安慰劑檢驗。假定企業(yè)融資約束程度的改善不是因為滬港通開通，而是由于時間推移，企業(yè)自身經(jīng)營狀況的好轉(zhuǎn)所致，那么前文的實證結(jié)果可能存在隨機性。為排除該可能性，將滬港通的開通時間往前推兩年，構(gòu)建虛擬政策年份③進行安慰劑檢驗，結(jié)果見表5第（2）列，其虛假政策年份與Treat的交乘項并不顯著，這說明之前的回歸結(jié)果并不是由于公司固有特征導致。

3.其他穩(wěn)健性檢驗。第一，考慮其他解釋變量。為避免遺漏解釋變量對實證結(jié)果的干擾，將現(xiàn)金持有（Cash）和外幣債務（Foreign debt）兩個變量分別重新加入模型（2）進行實證。表5的第（3）（4）列結(jié)果表明，Treat×Post的系數(shù)符號基本未發(fā)生變化，說明在控制現(xiàn)金持有和外幣債務的潛在影響下，本文結(jié)論基本不變。第二，改變實驗組和控制組樣本的構(gòu)建方法。以滬港通標的公司作為實驗組樣本（Treat=1），深港通標的公司作為控制組樣本（Treat=0），其他假設(shè)條件不變，建立DID模型進行回歸，所得結(jié)論仍然穩(wěn)健。相關(guān)結(jié)果報告于表5的第（5）列。第三，刪除2014年的觀測值。由于滬港通正式開通的時間是2014年，考慮穩(wěn)健性因素，將2014年的所有樣本企業(yè)觀測值刪去，并重新對模型（2）進行檢驗。表5的第（6）列結(jié)果顯示，主要回歸結(jié)果仍然成立。第四，更換被解釋變量。參考現(xiàn)有文獻[32，33]，并采用SA指數(shù)和應收賬款占比（Arsr）作為衡量企業(yè)融資約束的代理變量。SA指數(shù)的構(gòu)建方法為Size和Age的線性組合，這兩種變量具有較強外生性，有利于反映企業(yè)長期融資約束情況;Arsr為企業(yè)應收賬款和主營業(yè)務收入的比值，更多地從企業(yè)自身經(jīng)營狀況和現(xiàn)金流動角度出發(fā)，反映企業(yè)短期融資約束情況。SA指數(shù)和Arsr數(shù)值越小，企業(yè)融資約束強度越弱。另外，考慮到SA指數(shù)與控制變量中的Age和Size相關(guān)，為了減少變量內(nèi)生性，將Age從模型（2）的控制變量行列中剔除，并將Size替換成企業(yè)總市值的自然對數(shù)（Value）?；貧w結(jié)果見表5的第（7）（8）列所示，Treat×Post的系數(shù)分別在10%和1%的情況下顯著為負，與前文主要回歸結(jié)果相比并無實質(zhì)性差異。

其中，EPSi，t為每股盈余，MBi，t為市值賬面比，SIZEi，t為公司規(guī)模，lEVi，t為股本結(jié)構(gòu)，Pi，t-1為上一年度年末股票收盤價，Ri，t為股票收益率，DRi，t為虛擬變量，Ri，t<0即“壞消息”發(fā)生時取1，反之取0。β2表示會計盈余對公司“壞消息”反應的敏感程度。G_Score即β3表示會計盈余對公司“好消息”反應的敏感程度。C_Score即β4表示相對于“好消息”，會計盈余對“壞消息”的增量確認及時性。因此，該值越大，表明會計盈余對公司負面消息和正面消息的反應系數(shù)沒有顯著差異，會計穩(wěn)健性越大，公司信息質(zhì)量越高。

表6第（1）（2）列結(jié)果顯示，無論信息透明度高低，滬港通開通對企業(yè)融資約束均有顯著性負面影響，并且信息透明度低組別的交乘項系數(shù)絕對值更大;由第（3）（4）列結(jié)果可得類似發(fā)現(xiàn)。這表明當公司信息透明度和會計穩(wěn)健性較低，即公司披露的信息質(zhì)量較低時，滬港通開通更能有效降低企業(yè)融資約束程度。這驗證了滬港通開通對企業(yè)融資約束的緩解效應主要依靠信息渠道發(fā)揮作用。

（二）基于外部監(jiān)督的渠道

根據(jù)前文研究，資本市場開放通過加強公司面臨的外部監(jiān)督來緩解企業(yè)融資約束。因此，采用機構(gòu)持股占比和審計師是否來自國際四大會計師事務所兩類指標來衡量外部監(jiān)督程度，根據(jù)行業(yè)和年度將樣本劃分為高低兩組進行實證研究。其中，審計師是否來自國際四大會計師事務所這一指標本身是虛擬變量，無需按行業(yè)和年度進行分組，直接按照是否來自分為兩組檢驗滬港通開通對企業(yè)融資約束的影響。

由表6第（5）～（8）列可知，在機構(gòu)持股占比低的一組中，Treat×Post的交乘項系數(shù)在1%的水平上顯著為負;然而在機構(gòu)持股占比高的一組中，Treat×Post的交乘項系數(shù)為負但不顯著;比較另一指標回歸結(jié)果，仍得到類似結(jié)論。這說明滬港通交易機制通過提高企業(yè)機構(gòu)持股比例，增加審計師來自國際四大會計師事務所的概率等方式來降低企業(yè)面臨的融資約束，即滬港通效應的外部監(jiān)督渠道得到驗證。

六、結(jié)論與政策建議

目前，在新冠疫情席卷全球、各國經(jīng)濟形勢持續(xù)走低的背景下，如何率先“用活增量，盤活存量，促進資本流動，助力企業(yè)復蘇”至關(guān)重要。滬港通作為我國近年來資本市場對外開放的里程碑事件之一，吸引大量境外投資者涌入市場進行交易，增加了企業(yè)積極披露公司信息的概率，強化了企業(yè)面臨的外部約束，并降低了企業(yè)的信息風險和代理成本。這有利于企業(yè)更好地獲取投資者信任，緩解融資困境。以上研究表明：（1）滬港通開通能夠顯著降低企業(yè)融資約束。在考慮了內(nèi)生性問題，進行安慰劑檢驗、替換被解釋變量等行為后，這一結(jié)論仍然成立。（2）基于此，本文進行異質(zhì)性檢驗，發(fā)現(xiàn)滬港通對企業(yè)融資約束的緩解效應在民營企業(yè)、非跨國企業(yè)、地方司法效率較高和市場化發(fā)展水平較高的樣本中表現(xiàn)更為顯著。（3）機制分析表明，滬港通開通有利于提高企業(yè)信息披露質(zhì)量，加強企業(yè)受到的外部監(jiān)督，進而有效釋放企業(yè)融資約束。

政策建議方面，我國政府及相關(guān)部門應進一步深化資本市場雙向改革開放，在同等條件下給予民營、非跨國企業(yè)更多調(diào)入滬港通標的名單的機會，并加快金融、會計和法律等相關(guān)配套服務的國際化進程，以充分發(fā)揮滬港通對企業(yè)融資約束的緩解效應。與此同時，及時解決滬港通標的企業(yè)和市場投資者的合理訴求，引導企業(yè)加強會計信息質(zhì)量和信息透明度建設(shè)，提倡投資者樹立風險承擔意識和對企業(yè)行為的外部監(jiān)督意識，從而降低市場信息不對稱，弱化企業(yè)委托代理風險，優(yōu)化企業(yè)融資環(huán)境。

注釋：

① 新浪財經(jīng)：滬港通這五年：投資都發(fā)生了哪些改變？http：//finance.sina.com.cn/stock/marketresearch/2019-11-25/doc-iihnzahi3305126.shtml？source=cj&dv=1， 2019年12月15日。

② 參見世界銀行公布的“Doing Business in China 2008”報告。世界銀行在全面搜集中國各地區(qū)法院處理商業(yè)糾紛所耗用時間和成本的相關(guān)數(shù)據(jù)基礎(chǔ)上，構(gòu)建了中國各省份司法效率指數(shù)。

③ 樣本區(qū)間為2010-2015年，2010，2011和2012年，post取0;2012年之后，post取1。

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（責任編輯：王鐵軍）