郭照蕊 張 震

(上海師范大學 商學院，上海 200234)

利用股票價格的信號機制實現(xiàn)有限資源的優(yōu)化配置是資本市場的基本功能。然而，實現(xiàn)這一基本功能的關鍵在于股票價格到底多大程度反映公司的客觀實際，這也就是所謂的資本市場定價效率問題?，F(xiàn)有研究表明，我國資本市場定價效率較低，股票價格中包含大量與公司基本面信息無關的“噪音”，嚴重影響資本市場資源配置的引導作用。這其中一個重要依據是我國資本市場表現(xiàn)出了較高的股價同步性，公司股票價格變動與市場平均變動之間存在密切的關系。按照廣為接受的“信息效率觀”理論，股價同步性負向衡量信息效率，嚴重的股價同步性損害了資本市場的資源配置功能，并對公司行為產生一系列的負面影響[1][2]。因此，探究股價同步性的影響因素，進而減少股價中的“噪音”，是此類研究不懈的努力方向。

近年來，有關實際控制人境外居留權在公司行為中的角色扮演研究逐步被重視。已有的研究表明，實際控制人擁有境外居留權的公司舞弊概率更大，審計費用更高，更傾向于選聘國際“四大”為其審計，其債務融資成本更高；此外，公司的避稅行為、創(chuàng)新活動等也受到實際控制人境外居留權的影響[3][4]。

作為對公司有支配權的自然人，其境外居留權的經濟后果研究不應僅僅局限于公司內部，而應進一步拓展至對外部投資者乃至整個資本市場的影響研究。然而，縱觀已有文獻，尚未有學者考察實際控制人境外居留權對資本市場的影響。資本市場定價效率是否因此發(fā)生改變？改變的方向如何？途徑有哪些？這些問題的回答有助于深化對實際控制人境外居留權的認識，同時也是資本市場定價效率影響因素研究的重要課題。

基于此，本文以2007～2018年中國民營上市公司數(shù)據為樣本，考察實際控制人境外居留權對資本市場定價效率的影響。我們發(fā)現(xiàn)，與實際控制人沒有境外居留權的公司相比，實際控制人擁有境外居留權的公司股票價格中融入了更多公司層面特質信息，股價同步性得以降低，進而表現(xiàn)出更高的資本市場定價效率。采用PSM、不同的資本市場定價效率代理變量及內生性分析等方法進行穩(wěn)健性檢驗后，結論均未發(fā)生變化。進一步的路徑檢驗顯示，提高公司信息披露質量和引致更多的投資者調研是實際控制人擁有境外居留權影響資本市場定價效率的兩個有效路徑。最后，就境外居留地是否與我國簽署引渡條約對樣本進行再檢驗，結果表明，我們的研究結論不受境外居留地是否與我國簽署引渡條約的影響。

本文可能的研究貢獻為：第一，豐富了境外居留權的經濟后果研究，盡管以往研究從不同角度考察了實際控制人擁有境外居留權的經濟后果，但僅僅局限于對公司內部行為的影響，本文則將其經濟后果的研究進一步拓展至資本市場，豐富了相關文獻。第二，挖掘了實際控制人境外居留權影響資本市場定價效率的內在機理，發(fā)現(xiàn)實際控制人境外居留權提高了公司的信息披露質量，引致了更多的投資者調研，從而通過公司內、外部兩個路徑影響資本市場定價效率，做到了“知其然更知其所以然”。我們的研究表明，實際控制人境外居留權對資本市場定價效率存在積極作用，這肯定了我國監(jiān)管部門自2003年開始要求公司披露的實際控制人境外居留權信息是財務信息的有益補充；同時，也表明了實際控制人擁有境外居留權并非百害而無一利，使我們更加理性和客觀地看待富豪移民潮現(xiàn)象，也為相關政策的制定提供“趨利避害”“辨證施治”的參考性意見和建議。

下文安排如下：第二部分為文獻回顧，并進行簡要評述；第三部分提出研究假設；第四部分為研究設計；第五部分報告了基本回歸結果；第六部分則對基本回歸結果進行了穩(wěn)健性分析；第七部分為影響路徑檢驗；第八部分考察了是否簽署引渡條約對結果的影響；最后是結論與啟示。

二、文獻回顧

(一)股價同步性研究

股價同步性，亦稱股價“同漲同跌”，最早可追溯到King一文[5]。其后，Roll認為個股價格波動應由公司、所在行業(yè)及市場層面信息共同解釋[6]。兩年后，Morck等提出用個股回報率與市場回報率的擬合優(yōu)度R2量度股價同步性，以此代表定價效率[1]。后續(xù)的研究發(fā)現(xiàn)，較低的股價同步性是因股價中融入較多的公司層面特質信息所致，因此，股價同步性越低，資源配置效率越高，而過高的股價同步性則阻礙了資本市場的資源配置，并對公司行為產生一系列負面影響[7][8]。故探尋降低股價同步性的影響因素便成為研究的重中之重。

宏觀層面而言，國家整體的法律和制度建設越完善、市場透明度越高，公司層面特征信息融入股價則越多，股價同步性越低[9]。陳冬華和姚振曄基于中國資本市場的研究發(fā)現(xiàn)，政府行為提高了股價中公司層面特質信息含量，降低了股價同步性[10]。此外，資本市場開放、詳式審計報告的實施也能有效降低股價同步性，提高資本市場定價效率[11][12]。

相對而言，微觀層面的研究成果更為豐碩。公司第一大股東持股占比、外資持股占比、機構投資者持股占比等股東持股結構均能顯著影響股價同步性[13]。此外，張斌和王躍堂發(fā)現(xiàn)，公司業(yè)務復雜度正向影響股價同步性[14]；黃俊和郭照蕊的實證研究表明，媒體報道降低了股價同步性[15]；其他諸如XBRL財報系統(tǒng)的實施，供應鏈客戶信息、社會責任報告的披露等也都能有效降低股價同步性，且這些都應歸因于公司信息披露質量的提升[16][17]。關于分析師跟蹤人數(shù)對股價同步性的影響亦有研究，但結論不盡一致[18][19]。

(二)實際控制人境外居留權研究

近年來，我國愈演愈烈的富豪移民潮引起了越來越多的關注①。在對移民目標國的價值判斷上，富豪們出奇地一致，即獲得良好的生存環(huán)境、健全的法律體系和安全的資產管理，而這些恰恰是我國與西方發(fā)達國家相比有待改進之處。鑒于這些富豪大多數(shù)并沒有真正移居境外，而是繼續(xù)在國內從事生產、經營并創(chuàng)造價值，故研究移民潮的經濟后果對我國未來的發(fā)展具有重要意義。

通常，公司實際控制人屬于富豪的行列，再結合上市公司數(shù)據的可得性，研究上市公司實際控制人境外居留權的經濟后果便成為一個有效的“突破口”。Chen等發(fā)現(xiàn)實際控制人擁有境外居留權與公司欺詐存在正相關關系，由此說明境外居留權給企業(yè)實際控制人從事不合規(guī)甚至不合法行為提供了一種無形的“保護傘”，是其逃避法律責任的“后路”，進而使其行事更為大膽和激進[3]。梁娟通過實證研究發(fā)現(xiàn)，當實際控制人擁有境外居留權時，其公司的審計費用會顯著增加[4]；在此基礎上，Yang等進一步發(fā)現(xiàn)，實際控制人擁有境外居留權的公司更傾向于聘請國際“四大”[20]。

就實際控制人境外居留權對避稅的影響，劉行等研究顯示，實際控制人擁有境外居留權時，企業(yè)的避稅程度顯著降低[21]；張勝等將樣本按照稅負高低進行細分后發(fā)現(xiàn)，僅在實際稅率較高時，實際控制人擁有境外居留權的公司才傾向于避稅[22]。此外，王雪平和王小平檢驗并證實了實際控制人擁有境外居留權正向影響企業(yè)債務成本[23]；王雪平認為，擁有境外居留權的實際控制人更傾向于規(guī)避風險，進而削弱了公司的技術創(chuàng)新[24]。

通過以上文獻可以看出，過高的股價同步性會給資本市場帶來一系列的負面影響，探求更多影響股價同步性的因素具有重要的意義；實際控制人境外居留權的經濟后果研究也僅針對公司內部行為。在現(xiàn)有研究基礎上，本文考察實際控制人境外居留權能否進一步影響資本市場以及通過何種路徑產生影響，以探究境外居留權在資本市場中發(fā)揮的作用，豐富現(xiàn)有的研究文獻。

三、理論分析與研究假設

基于股價同步性的分析可知，實際控制人境外居留權影響資本市場定價效率的關鍵在于其能否使更多的公司層面特質信息融入股價。如果答案是肯定的，則將降低股價同步性，進而提高資本市場定價效率；否則，實際控制人境外居留權就不能提高甚至會降低資本市場定價效率。針對上述問題，我們從以下幾個方面進行分析：

首先，實際控制人境外居留權信息的披露直接影響股價中公司層面特質信息的融入。自2003年12月以來，中國證監(jiān)會始終要求上市公司必須披露實際控制人的境外居留權情況，由此可以看出中國證監(jiān)會對此信息的重視。自2003年開始，企業(yè)實際控制人是否擁有境外居留權信息就屬于強制披露信息。這一信息具有不可模仿性，不具有行業(yè)或市場的共性，屬于典型的公司層面特質信息。此外，我們的統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)，在實際控制人擁有境外居留權的前提下，有近一半(49.4%)的上市公司進一步披露了實際控制人境外居留地的具體國家或地區(qū)名稱，這屬于自愿披露信息。已有的研究表明，自愿披露信息是在強制披露信息之外的、以市場激勵為動機的公司自發(fā)行為，能夠提供更多個性化的公司層面特質信息[25]。因此，實際控制人境外居留權信息屬于典型的公司層面特質信息，再結合近年來該信息逐漸得到投資者重視的客觀現(xiàn)實②，其披露本身就是降低股價同步性的一個直接因素。

其次，實際控制人境外居留權有可能通過信息披露質量影響股價同步性，進而影響資本市場定價效率。這其中可能蘊含著兩種截然不同的影響方向：實際控制人擁有境外居留權的公司既有可能通過提高信息披露質量進而降低股價同步性；亦有可能通過降低公司透明度來掩蓋境外居留權伴生的不利于企業(yè)的一些行為，進而降低信息披露質量、提高股價同步性。基于以下分析，我們更傾向于第一種影響方向。境外居留權是實際控制人逃避法律責任的“后路”，進而使其從事不法行為更為大膽和激進。如此背景下，實際控制人擁有境外居留權的公司可能受到更為嚴格的監(jiān)管。此外，隨著貧富差距的逐步擴大和司法體系的日益完善，社會公眾對民營企業(yè)家的行為也更為關注，部分民眾甚至認為民營企業(yè)家都是有“原罪”的，而境外居留權為實際控制人規(guī)避法律責任、隨時“跑路”提供便利的客觀事實無疑是對民營企業(yè)家負面認知的“火上澆油”，使民眾對這一類公司產生一種天生的“懷疑”，提高了代理成本[20]。根據理性預期理論和成本收益原則，為了有效降低代理成本，實際控制人擁有境外居留權的公司不得不“反其道而行之”，采用一系列緩解或消除監(jiān)管部門及公眾固有認知的措施，從而樹立一個良好企業(yè)“公民”形象。這其中，努力提高公司信息透明度、增加信息披露質量不失為一種有效的方式。通過提高信息披露質量增強其信息的決策有用性，使更多公司層面的特質信息融入股價之中，進而降低股價同步性，提高資本市場的定價效率。

最后，實際控制人境外居留權有可能通過投資者調研影響股價同步性，進而影響資本市場定價效率。大量的理論和實證文獻表明，由于委托代理鏈條過長或沉重的政策性負擔，使得國有企業(yè)的業(yè)績顯著差于民營企業(yè)[26]。為了獲取最大化收益，投資者將越來越多的資金投資于民營企業(yè)，這其中不乏大量的機構投資者和實力雄厚的個人投資者，他們熱衷于通過對上市公司的調研獲取公司層面特質信息以滿足自身的需求[27]。由于境外居留權為實際控制人規(guī)避法律責任、隨時“跑路”提供了便利，使得實際控制人擁有境外居留權的公司面臨更大的經營風險，甚至擁有境外居留權本身就被視為一種風險。但實際控制人擁有境外居留權也并非一無是處，其中也不乏優(yōu)質企業(yè)。陳春華等發(fā)現(xiàn)，實際控制人境外居留權對上市公司海外研發(fā)具有正向影響，為企業(yè)的長期發(fā)展提供動力[28]。可見，風險與機遇并存。為了規(guī)避風險、捕捉更多的機會，能夠與公司管理層直接溝通的投資者調研活動必將更加頻繁。投資者調研使投資者了解更多公司層面的增量特質信息，并體現(xiàn)在投資決策中，進而提高了資本市場定價效率[29]。

概括而言，實際控制人境外居留權既可能直接影響股價同步性，也可能通過信息披露質量和(或)投資者調研影響股價同步性，并最終提高資本市場定價效率?；诖?，提出本文的研究假設：

H：在其他條件相同的情況下，實際控制人境外居留權降低了公司股價同步性，提高了資本市場定價效率。

四、研究設計

(一)樣本與數(shù)據

由于財政部2006年頒布了與國際會計準則趨同的會計準則，并于2007年1月1日正式實施，我們初選樣本為2007～2018年度所有中國A股民營上市公司(16155個公司—年度觀測值)。然后考慮到金融行業(yè)的特殊性，剔除所有金融類上市公司(1453個公司—年度觀測值)；再剔除財務數(shù)據、公司治理數(shù)據缺失及凈資產為負的上市公司(1169個公司—年度觀測值)；最后，為了提高股價同步性度量的可靠性，剔除年交易周數(shù)少于30的公司(1638個公司—年度觀測值)，最終得到11895個有效公司—年度樣本觀測值。

實際控制人境外居留權信息來自上市公司年報的“控股股東及實際控制人基本情況”及“董事、監(jiān)事、高級管理人員和員工情況”這兩部分。這里的實際控制人境外居留權僅包括永久居留權，不包含臨時境外居留權。當實際控制人擁有港澳臺地區(qū)永久居留權時，也認為具有境外居留權。公司財務數(shù)據取自WIND數(shù)據庫，公司治理數(shù)據取自CSMAR數(shù)據庫。此外，對連續(xù)變量上下各1%分位數(shù)進行了縮尾(Winsorize)處理。

(二)變量定義

1.股價同步性變量(SYNCH)。借鑒Durnev等及Gul等的研究[7][2]，本文根據模型(1)估算個股的年度擬合優(yōu)度R2，并進一步用公式(2)進行對數(shù)化處理，最后得到的即為股價同步性變量SYNCH。

RETi,t=α0+α1MARETt+β1INDRETj,t+εi,t

(1)

(2)

2.實際控制人是否擁有境外居留權變量(Residy)。分兩步完成該變量的定義：第一步，判定公司實際控制人，若自然人直接持有公司股份占比50%及以上或雖未達到此要求，但通過投資關系、協(xié)議或者其他安排，能夠實際支配公司行為，則為公司實際控制人；第二步，采用Chen等的方法定義變量Residy，如果實際控制人擁有其他國家或地區(qū)的居留權，則Residy=1，否則Residy=0[3]。當實際控制人擁有香港地區(qū)、澳門地區(qū)、臺灣地區(qū)永久居留權時，也認為其具有境外居留權。

(三)模型構建

借鑒Gul等的研究[2]，構建回歸模型(3)對研究假設進行檢驗：

SYNCH=β0+β1Residy+∑βjControls+∑Industry+∑Year+ε

(3)

式(3)中，因變量為股價同步性變量SYNCH，自變量為實際控制人是否擁有境外居留權變量Residy。此外，為了排除其他因素可能對研究結果造成的影響，我們借鑒以往文獻控制了如下變量：分析師跟蹤人數(shù)(Analyst)、機構投資者持股比例(Inholding)、公司多元化程度(Segment)、第一大股東持股比例(Firstholder)、外資持股(QFII)、公司規(guī)模(Lnsize)、財務杠桿(Leverage)、總資產回報率(ROA)和是否由國際“四大”審計(Big4)，用Cotrols作為這些控制變量的統(tǒng)稱。最后，分別用行業(yè)變量(Industry，除制造業(yè)取兩位代碼外，其他行業(yè)均按一位代碼分類)和年度變量(Year)控制行業(yè)固定效應和年度固定效應。具體變量定義見表1。

表1 主要變量定義

五、實證分析

(一)描述性統(tǒng)計

主要變量的描述性統(tǒng)計見表2。其中，股價同步性變量SYNCH 的均值為-0.507，中值為-0.394，公司間差異顯著，標準差達到0.961；實際控制人是否擁有境外居留權變量Residy的均值為0.098，表明占比9.8%的民營上市公司實際控制人擁有境外居留權?？刂谱兞糠矫?，上市公司分析師跟蹤人數(shù)的均值為4.36人，機構投資者持股比例的均值為30.4%，公司平均經營業(yè)務數(shù)為2.063，第一大股東平均持股比為32.2%，說明我國民營上市公司“一股獨大”現(xiàn)象仍較明顯；上市公司外資持股的比例依然較低，均值僅為0.1%；資產負債率的均值為39.1%，總資產回報率的均值為3.9%，選聘國際“四大”審計的上市公司僅占1.9%。整體而言，各變量均表現(xiàn)出了良好的離散性，為后續(xù)回歸結果的有效性奠定了數(shù)據基礎。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計

此外，按照實際控制人是否擁有境外居留權將樣本進行分組，我們進行了主要變量的分組描述性統(tǒng)計及差異性檢驗。結果顯示，實際控制人擁有境外居留權的上市公司股價同步性變量SYNCH的均值為-0.606、中位數(shù)為-0.466，在1%的水平上顯著低于實際控制人沒有境外居留權的上市公司對應變量的均值-0.496和中位數(shù)-0.385。再結合股價同步性負向反映資本市場定價效率，說明相對于實際控制人沒有境外居留權組，擁有境外居留權組中的公司表現(xiàn)出更低的股價同步性，從而擁有更高的資本定價效率。以此來看，實際控制人境外居留權在一定程度上降低了股價同步性，提高了資本市場定價效率，符合我們的預期。但是，這僅僅是初步的檢驗結果，尚未考慮其他因素的影響，下文用多元回歸分析有效解決這一問題。此外，其他變量也因實際控制人是否擁有境外居留權而表現(xiàn)出不同程度的差異，限于篇幅，不一一贅述。

(二)基本回歸結果

表3中列示了模型(3)的回歸結果。該表共由三部分結果構成：首先列示了僅含變量Residy的回歸結果，然后為加入除年度、行業(yè)之外的所有控制變量后的回歸結果，最后是考慮所有控制變量的回歸結果。由表3結果可知，在各種情況下，變量Residy的估計系數(shù)均為負，且均在1%的水平上顯著。由此可以得出如下結論：實際控制人境外居留權的確降低了公司股價同步性，提高了資本市場定價效率，驗證了我們提出的假設。

表3 基本回歸結果

在控制變量方面，我們以第三部分結果為例進行說明，Inholding、Segment、Firstholder、QFII、Leverage和ROA等變量的估計系數(shù)顯著為負，表明機構投資者持股比例、公司多元化程度、第一大股東持股比例、外資持股、總資產報酬率及總資產回報率均與股價同步性呈顯著負相關關系；Lnsize的估計系數(shù)在1%的水平上顯著為正，表明資產規(guī)模越大的公司股價同步性越高。

六、穩(wěn)健性檢驗

(一)傾向得分匹配(PSM)

由描述性統(tǒng)計可知，在研究區(qū)間年度內控制人擁有境外居留權的上市公司僅占全樣本的9.8%，而超過90%的上市公司實際控制人沒有境外居留權，是前者的九倍之多。如此嚴重的樣本不均衡可能造成選擇偏誤，使平行假設難以滿足，降低研究結果的有效性。為了消除這一不良影響，我們采用PSM方法構建控制組和處理組樣本。具體地，我們首先以實際控制人是否擁有境外居留權變量Residy作為被解釋變量進行Probit回歸，解釋變量包括模型(3)中除Residy之外的所有解釋變量。然后，我們?yōu)閷嶋H控制人擁有境外居留權的上市公司分別進行傾向得分1:1和1:2的最近鄰匹配，對應地獲得控制樣本1168個和2336個，總研究樣本為2336個和3504個。最后，我們按此樣本對模型(3)重新進行回歸。

結果與表3類似，無論處理組樣本和控制組樣本的匹配比例是1:1還是1:2，Residy的估計系數(shù)均為負，且均在1%水平上顯著。該結果與全樣本回歸結果無任何實質性差異，這進一步表明，與實際控制人沒有境外居留權的公司相比，實控人擁有境外居留權的公司股價同步性更低，進而資本市場定價效率更高。

(二)更換被解釋變量

基本回歸中，我們采用模型(1)和公式(2)，即以當期上市公司流通市值為權重計算的加權平均周市場收益率和周行業(yè)收益率對股票周收益率的回歸擬合優(yōu)度的變形度量股價同步性變量SYNCH?？紤]到結果的穩(wěn)健性，我們對上述方法進行了調整，得出兩個不同的股價同步性變量(SYNCH_a和SYNCH_b)。具體如下，SYNCH_a是在模型(1)中用上市公司總市值替代流動市值作為權重，計算周市場收益率和周行業(yè)收益率，即模型(1)中MARETt表示第t周以全部上市公司總市值為權重計算的加權平均市場收益率；INDRETj,t表示公司所在行業(yè)j在第t周以行業(yè)內各公司總市值為權重計算的加權平均收益率。SYNCH_b則是在模型(1)的右邊再加入前后各一期的市場收益率和行業(yè)收益率，具體如模型(4)所示：

RETi,t=α0+α1MARETt+α2MARETt-1+α3MARETt+1+β1INDRETj,t+β2INDRETj,t-1+β3INDRETj,t+1+εi,t

(4)

式(4)中，MARETt-1(MARETt+1)表示第t-1周(第t+1周)以全部上市公司流通市值為權重計算的加權平均市場收益率；INDRETt-1(INDRETt+1)表示公司所在行業(yè)j在第t-1周(第t+1周)以行業(yè)內各公司流通市值為權重計算的加權平均收益率。

然后，分別將SYNCH_a、SYNCH_b替代SYNCH對模型(3)重新進行回歸。結果顯示，當股價同步性變量為SYNCH_a時，Residy的估計系數(shù)為-0.076；當股價同步性變量為SYNCH_b時，Residy的估計系數(shù)為-0.104，均在1%水平上顯著為負。這表明，在其他條件相同的情況下，無論股價同步性變量如何調整衡量方式，實際控制人擁有境外居留權均顯著降低了公司股價同步性，提高了資本市場定價效率，再次驗證了我們提出的假設。

(三)根據境外居留權披露程度的進一步細分

在理論分析與研究假設部分，我們指出，實際控制人境外居留權披露直接影響股價中公司層面特質信息的融入。若該論斷成立，考慮到企業(yè)實際控制人是否擁有境外居留權信息屬于強制披露信息，而境外居留地的具體國家或地區(qū)名稱則屬于自愿披露信息，我們應該看到，進一步披露實際控制人境外居留地的上市公司將表現(xiàn)出更低的股價同步性。下文我們將實際控制人境外居留權樣本根據是否進一步披露境外居留地的具體國家或地區(qū)名稱進行細分，設置兩個變量(Residy_a和Residy_b)：若無進一步披露境外居留地的具體國家或地區(qū)名稱，則Residy_a=1、Residy_b=0；若進一步披露了境外居留地的具體國家或地區(qū)名稱，則Residy_a=0、Residy_b=1。對實際控制人無境外居留權樣本，Residy_a和Residy_b均取值為0。

相應的實證結果顯示，Residy_a和Residy_b的估計系數(shù)分別為-0.057和-0.095，均在1%水平上顯著。這表明，無論是否進一步披露境外居留地的具體國家或地區(qū)名稱，實際控制人境外居留權均降低了公司股價同步性，提高了資本市場定價效率；但相對而言，進一步披露實際控制人境外居留地的上市公司表現(xiàn)出了更低的股價同步性。隨后的F檢驗也表明，這種差異在1%水平上顯著。誠如我們的預期，進一步的自愿披露使更多的公司層面特質信息融入股價之中，為實際控制人境外居留權直接影響股價中公司層面特質信息融入提供了佐證。

(四)內生性分析

實際控制人是否擁有境外居留權屬于實際控制人的個人行為，不排除股價同步性越低的民營企業(yè)實際控制人越有可能獲取境外居留權，抑或遺漏其他變量的情況，因此內生性問題不容忽視。以下我們采用工具變量法進行內生性分析，該方法具體分為兩個階段，在第一階段，構建Probit回歸模型對實際控制人是否擁有境外居留權進行考察，具體見模型(5)：

Probit(Residy)=η0+η1Tradition+ηControls+∑Industry+∑Year+ε2

(5)

模型(5)中加入是否具有移民傳統(tǒng)啞變量Tradition，因變量為實際控制人是否擁有境外居留權變量Residy，控制變量Controls的選取同模型(3)。選擇啞變量Tradition的原因在于：民間傳統(tǒng)具有持久的生命力，地處具有悠久移民傳統(tǒng)地區(qū)的實際控制人更可能擁有境外居留權，而這與公司股價同步性并無直接關系，因此啞變量Tradition的選取應該是有效的。該變量的具體定義如下：如果上市公司所在省份是傳統(tǒng)僑鄉(xiāng)，則Tradition=1；否則，Tradition=0。根據莊國土的研究，華人華僑按省籍貫分，廣東省最多(約2000萬)，占全省總人口的19%；次之為福建(約1580萬)，但占到全省總人口的41%；再者為海南(約200萬)，占全省總人口的22%；廣東、福建和海南為傳統(tǒng)僑鄉(xiāng)，有悠久的移民傳統(tǒng)，而其他省份大多在5%以下，幾乎可以忽略不計[30]。于是，本文將廣東、福建和海南設定為傳統(tǒng)僑鄉(xiāng)。

模型(5)的回歸結果顯示，是否具有移民傳統(tǒng)啞變量Tradition的系數(shù)為0.365，在1%的水平上顯著，表明當公司地處具有移民傳統(tǒng)的傳統(tǒng)僑鄉(xiāng)時，實際控制人更可能擁有境外居留權，并且是否具有移民傳統(tǒng)變量Tradition與回歸殘差ε不相關；此外，Kleibergen-Paap LM統(tǒng)計值為14.130，在1%的水平上拒絕識別不足的零假設；Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計值為54.877、Kleibergen-Paap Wald F統(tǒng)計值為11.327，均大于弱工具變量檢驗的門檻值10，以上這些都進一步印證了該啞變量的有效性。

在第二階段，我們將上述第一階段回歸得到的預測值Predict_Residy代入模型(3)，構建如下的模型(6)：

SYNCH=β0+β1Predict_Residy+∑βjControls+∑Industry+∑Year+ε

(6)

相應回歸結果顯示，Predict_Residy的回歸系數(shù)為-0.114，且在1%的水平上顯著。以上的分析表明，考慮了內生性問題后，實際控制人擁有境外居留權的公司仍表現(xiàn)出較低的股價同步性，再次驗證了我們提出的假設。

七、路徑檢驗

在假設提出的過程中，我們認為，實際控制人擁有境外居留權除了通過在股價中融入公司層面特質信息直接影響股價同步性外，還可能通過提升信息披露質量③和(或)增加投資者調研來影響股價同步性，進而改變資本市場定價效率。以下我們采用溫忠麟等檢驗中介變量的程序④，對這兩種可能的影響路徑進行檢驗，具體模型構建如下：

SYNCH=β1Residy+∑βjControls+∑Industry+∑Year+ε

(7)

Mediator=α1Residy+∑αjControls+∑Industry+∑Year+ε

(8)

SYNCH=γ1Residy+γ2Mediator+∑γjControls+∑Industry+∑Year+ε

(9)

式(7)～(9)中，所有變量已經中心化，變量Controls為各控制變量的統(tǒng)稱，包括分析師跟蹤人數(shù)(Analyst)、機構投資者持股比例(Inholding)等控制變量，具體參照模型(3)。以下重點闡述中介變量Mediator的選取及構建：

1.信息披露質量變量(REM_index)。我們采用真實活動盈余管理程度衡量公司信息披露質量，原因在于：和可操控盈余管理相比，真實活動盈余管理更難被發(fā)現(xiàn)、對投資者的傷害更持久，而且越來越多的公司采用該種盈余管理操縱公司利潤[31][32]。因此，相比可操控應計項目，用真實活動盈余管理程度負向地衡量公司信息披露質量較為合適⑤。REM_index的計算過程如下：

首先，以經營活動凈現(xiàn)金流量(CFO)為因變量，對模型(10)進行回歸。

(10)

式(10)中，Salesit為公司i在第t年的營業(yè)收入，ΔSalesit為公司i第t年與第t-1年營業(yè)收入之差，Ait-1是公司i在第t-1年度的期末總資產。

其次，以銷售成本(Prod，用銷售產品成本與當年存貨變動額之和來表示)為因變量，對模型(11)進行回歸。

(11)

再次，以管理費用和銷售費用之和(Disc)為因變量，對模型(12)進行回歸。

(12)

最后，再進行如下操作：將模型(10)(11)和(12)的回歸殘值進行標準化處理。為了保持方向的一致性，參照Chi等的做法，將標準化處理后的模型(10)殘值乘以-1作為銷售操控程度的變量(R_CFO)，將標準化處理后的模型(11)殘值作為生產活動操控程度的變量(R_Prod)，將標準化處理后的模型(12)殘值乘以-1作為應計費用操控程度的變量(R_Disc)。將以上三個變量加總，得出基于真實活動盈余管理程度的變量REM_index[33]。

2.投資者調研變量(Investigate)。參考李昊洋和程小可的方法，Investigate以公司當年被機構調研的次數(shù)度量，為消除異常值的干擾，進行了對數(shù)化處理，即：Investigate=ln(公司當年被機構調研的次數(shù)+1)[29]。

由于模型(7)(8)和(9)中含有多個解釋變量，完全中介的概念已無實際意義。同時，我們的理論分析表明，實際控制人境外居留權能夠直接作用于股價同步性，故我們僅需考察模型(7)中Residy系數(shù)、模型(8)中Residy系數(shù)及模型(9)中Mediator系數(shù)等3個系數(shù)的顯著性?？梢钥闯?，模型(7)不過是模型(3)的中心化變形，其Residy系數(shù)必然與模型(3)中的Residy系數(shù)完全一致，即實際控制人境外居留權與股價同步性顯著負相關，故我們僅需關注模型(8)中Residy系數(shù)及模型(9)中Mediator系數(shù)的顯著性即可。如果這兩個系數(shù)均顯著，則表明實際控制人境外居留權對公司股價同步性的影響至少有一部分通過中介變量Mediator實現(xiàn)，也就意味著Mediator的中介效應顯著；如果這兩個系數(shù)至少有一個不顯著，則需進一步進行Sobel顯著性檢驗[34]。

表4第(1)部分報告了Mediator為REM_index時模型(8)和(9)的回歸結果，用于檢驗提升信息披露質量是否是實際控制人境外居留權影響公司股價同步性的一個有效路徑。從表4可以看出，Residy對中介變量REM_index的估計系數(shù)在5%的水平上顯著為負，中介變量REM_index對SYNCH的估計系數(shù)亦在5%的水平上顯著為正。這說明實際控制人擁有境外居留權公司的真實活動盈余管理程度更低，信息披露質量更高，而更高的信息披露質量降低了股價同步性，從而驗證了提升信息披露質量是實際控制人境外居留權影響公司股價同步性的一個有效路徑。

表4 路徑檢驗回歸結果

表4第(2)部分報告了Mediator為Investigate時⑥模型(8)和(9)的回歸結果⑦，用于檢驗投資者調研是否是實際控制人境外居留權影響公司股價同步性的一個有效路徑。從表4可以看出，Residy對中介變量Investigate的估計系數(shù)在1%的水平上顯著為正，中介變量Investigate對SYNCH的估計系數(shù)亦在1%的水平上顯著為負。這說明實際控制人擁有境外居留權的公司的確引致了更多的投資者調研，而投資者調研增加降低了股價同步性，從而驗證了投資者調研是實際控制人境外居留權影響公司股價同步性的一個有效路徑。

八、進一步分析：境外居留地是否簽署引渡條約的影響

按照以往相關研究的慣例，下文考察實際控制人境外居留地是否與我國簽署引渡條約對股價同步性的影響。已有的研究表明，是否簽署引渡條約對公司行為產生了一定的影響，如舞弊的概率顯著降低，審計師對此的審計風險認定也進行了下調，進而審計費用得以降低等。作為兩國之間執(zhí)法合作的法律依據，簽署引渡條約主要對那些企圖逃匿境外的不法分子起到震懾作用，而我們考察的是實際控制人境外居留權對股價同步性的影響，無論是直接影響還是通過中介路徑影響，更多考慮的是境外居留地的經濟、法律、投資者保護等宏觀因素所起的作用。鑒于這些方面在不同境外居留地具有高度的一致性，在可辨識具體境外居留地的樣本中，有近97%的境外居留地為發(fā)達市場經濟國家或地區(qū)，故我們認為，是否簽署引渡條約對股價同步性，進而對資本市場定價效率產生影響的可能性較低。下文進行了相應的實證檢驗。

根據實際控制人境外居留地是否與我國簽署引渡條約將變量Residy進一步細分為兩個變量，即Extradite和Non_Extradite。其中，若實際控制人境外居留地與我國簽署了引渡條約，則Extradite=1，否則，Extradite=0。若尚未簽署引渡條約，則Non_Extradite=1，否則，Non_Extradite=0。若實際控制人無境外居留權，則Extradite和Non_Extradite均取值為0。

表5報告了相應的回歸結果?？梢姡珽xtradite和Non_Extradite的估計系數(shù)分別為-0.085和-0.069，且均在1%的水平上顯著。盡管Extradite的估計系數(shù)絕對值略大于Non_Extradite的相應值，但差異性檢驗的F統(tǒng)計量僅為0.38，未能通過差異性顯著檢驗。這表明，實際控制人境外居留權對公司股價同步性的影響并不因境外居留地是否與我國簽署引渡條約而產生實質性差異，與我們的預期一致。這也進一步佐證了實際控制人境外居留權對公司股價同步性，進而對資本市場定價效率的影響是普遍存在的。

表5 按境外居留地與我國有無簽署引渡條約的回歸結果

九、結論與啟示

基于股價同步性分析，本文以中國民營上市公司為樣本，就實際控制人境外居留權對資本市場定價效率的影響進行了實證研究。結果發(fā)現(xiàn)，實際控制人擁有境外居留權的公司表現(xiàn)出了更低的股價同步性，進而擁有更高的資本市場定價效率。這是因為相對于實際控制人沒有境外居留權的公司，實際控制人的境外居留權使公司股票價格中融入了更多公司層面特質信息。隨后我們采用PSM、不同的資本市場定價效率代理變量、內生性分析等方法對基本結果進行穩(wěn)健性檢驗，結論未發(fā)現(xiàn)任何實質性變化。進一步的路徑檢驗顯示，提高信息披露質量和增加投資者調研是實際控制人境外居留權影響上市公司股價同步性的兩個有效路徑，實際控制人擁有境外居留權的公司有更高的信息披露質量、引致了更多的投資者調研，從而降低了股價同步性，提高了資本市場定價效率。最后，我們考察了境外居留地是否與我國簽署引渡條約對股價同步性的影響，并未發(fā)現(xiàn)存在顯著差異的證據，表明了本文的基本結論不受境外居留地是否與我國簽署引渡條約的影響，具有普適性。

本文豐富了實際控制人境外居留權的經濟后果研究文獻，基于股價同步性的分析，本文發(fā)現(xiàn)實際控制人擁有境外居留權提高了資本市場定價效率，將實際控制人境外居留權的經濟后果研究領域從公司內部行為拓展至資本市場。同時，本文還進一步厘清了實際控制人擁有境外居留權影響資本市場定價效率的邏輯脈絡，實現(xiàn)了對一個問題“知其然更知其所以然”的系統(tǒng)研究。更為重要的是，本文具有較為重要的現(xiàn)實意義與啟示作用，盡管以往的研究大多表明，實際控制人境外居留權給民營上市公司帶來了一系列的負面影響，但我們的研究卻發(fā)現(xiàn)，實際控制人境外居留權降低了公司股價同步性，提高了資本市場效率。如此的結果，看似矛盾卻又并非真正矛盾，實際控制人境外居留權通過直接和中介路徑作用使更多的公司層面特質信息融入股票價格中，恰恰表明了投資者在進行投資決策時充分考慮了實際控制人境外居留權的各種經濟后果，并及時地將其反映到資本市場，使資本市場資源優(yōu)化配置的功能更趨完善。再結合是否選擇擁有境外居留權純屬實際控制人合法的個人行為，使我們更為理性和客觀地看待富豪移民潮現(xiàn)象，也使監(jiān)管機構在制定相關政策時更為精準有效，從而為資本市場的長期健康穩(wěn)定發(fā)展助力。

注釋：

①據亞非銀行(AfrAsia Bank)和New World Wealth聯(lián)合發(fā)布的《Global Wealth Migration Review 2019》顯示，僅2018年一年，我國富豪移民海外的人數(shù)就高達1.5萬人，同比增長50%，無論人數(shù)還是增幅均穩(wěn)居全球第一。

②2016年12月5日，《中國經營報》發(fā)表的《周大生再沖IPO 加盟店急速擴張遭疑》一文中，經濟學者宋清輝指出：“境外居留權”是個敏感的話題，擁有境外居留權的企業(yè)實際控制人一旦出現(xiàn)經濟等問題，方便“跑路”境外，給監(jiān)管核查帶來難度。

③實際控制人擁有境外居留權提升信息披露質量，不能排除如下的途徑：實際控制人擁有境外居留權的公司更傾向于聘請國際四大，而高質量的審計進一步提升了公司信息披露質量，進而影響股價同步性。但這一邏輯鏈條過長，且即便考慮了國際四大的因素，其他可能的路徑也不可能窮盡。故我們并未對此進行檢驗，特此說明。

④該程序能夠很好地控制第一類錯誤率，同時又有較高的檢驗功效。

⑤盡管如此，基于可操控盈余管理在我國具有較高的普遍性，同時相較于真實活動盈余管理，可操控盈余管理更容易實施、相應的成本更低，我們同樣將可操控盈余管理程度作為公司信息披露質量的量度進行了檢驗。結果發(fā)現(xiàn)，Residy對可操控盈余管理程度影響不顯著，其他的路徑檢驗程序自然也就無從談起。這表明，實際控制人擁有境外居留權對信息披露質量的影響主要得益于真實活動盈余管理程度的降低。具體結果未列示，備存待索。

⑥我們還以當年參與公司調研的機構家數(shù)定義Investigate1，具體為Investigate1=ln(當年參與公司調研的機構家數(shù)+1)?；貧w結果未發(fā)生實質性變化。具體結果未列示，備存待索。

⑦由于自2013年起，深圳證券交易所才開始要求上市公司按照《信息披露業(yè)務備忘錄第41號——投資者關系管理及其信息披露》，在業(yè)績說明會、機構調研等投資者關系活動結束后2個交易日內編制投資者關系活動記錄表并將其向公眾發(fā)布；而上海證券交易所對此方面并無強制要求，屬自愿披露范疇，故樣本量有所降低。