實(shí)際控制人境外居留權(quán)與資本市場定價(jià)效率
——基于股價(jià)同步性的分析

郭照蕊 張 震

(上海師范大學(xué) 商學(xué)院，上海 200234)

利用股票價(jià)格的信號機(jī)制實(shí)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(shí)現(xiàn)這一基本功能的關(guān)鍵在于股票價(jià)格到底多大程度反映公司的客觀實(shí)際，這也就是所謂的資本市場定價(jià)效率問題?，F(xiàn)有研究表明，我國資本市場定價(jià)效率較低，股票價(jià)格中包含大量與公司基本面信息無關(guān)的“噪音”，嚴(yán)重影響資本市場資源配置的引導(dǎo)作用。這其中一個(gè)重要依據(jù)是我國資本市場表現(xiàn)出了較高的股價(jià)同步性，公司股票價(jià)格變動(dòng)與市場平均變動(dòng)之間存在密切的關(guān)系。按照廣為接受的“信息效率觀”理論，股價(jià)同步性負(fù)向衡量信息效率，嚴(yán)重的股價(jià)同步性損害了資本市場的資源配置功能，并對公司行為產(chǎn)生一系列的負(fù)面影響[1][2]。因此，探究股價(jià)同步性的影響因素，進(jìn)而減少股價(jià)中的“噪音”，是此類研究不懈的努力方向。

近年來，有關(guān)實(shí)際控制人境外居留權(quán)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(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)的公司舞弊概率更大，審計(jì)費(fèi)用更高，更傾向于選聘國際“四大”為其審計(jì)，其債務(wù)融資成本更高；此外，公司的避稅行為、創(chuàng)新活動(dòng)等也受到實(shí)際控制人境外居留權(quán)的影響[3][4]。

作為對公司有支配權(quán)的自然人，其境外居留權(quán)的經(jīng)濟(jì)后果研究不應(yīng)僅僅局限于公司內(nèi)部，而應(yīng)進(jìn)一步拓展至對外部投資者乃至整個(gè)資本市場的影響研究。然而，縱觀已有文獻(xiàn)，尚未有學(xué)者考察實(shí)際控制人境外居留權(quán)對資本市場的影響。資本市場定價(jià)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(shí)際控制人境外居留權(quán)的認(rèn)識，同時(shí)也是資本市場定價(jià)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(jù)為樣本，考察實(shí)際控制人境外居留權(quán)對資本市場定價(jià)效率的影響。我們發(fā)現(xiàn)，與實(shí)際控制人沒有境外居留權(quán)的公司相比，實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)的公司股票價(jià)格中融入了更多公司層面特質(zhì)信息，股價(jià)同步性得以降低，進(jìn)而表現(xiàn)出更高的資本市場定價(jià)效率。采用PSM、不同的資本市場定價(jià)效率代理變量及內(nèi)生性分析等方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)后，結(jié)論均未發(fā)生變化。進(jìn)一步的路徑檢驗(yàn)顯示，提高公司信息披露質(zhì)量和引致更多的投資者調(diào)研是實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)影響資本市場定價(jià)效率的兩個(gè)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(jìn)行再檢驗(yàn)，結(jié)果表明，我們的研究結(jié)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(xiàn)為：第一，豐富了境外居留權(quán)的經(jīng)濟(jì)后果研究，盡管以往研究從不同角度考察了實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)的經(jīng)濟(jì)后果，但僅僅局限于對公司內(nèi)部行為的影響，本文則將其經(jīng)濟(jì)后果的研究進(jìn)一步拓展至資本市場，豐富了相關(guān)文獻(xiàn)。第二，挖掘了實(shí)際控制人境外居留權(quán)影響資本市場定價(jià)效率的內(nèi)在機(jī)理，發(fā)現(xiàn)實(shí)際控制人境外居留權(quán)提高了公司的信息披露質(zhì)量，引致了更多的投資者調(diào)研，從而通過公司內(nèi)、外部兩個(gè)路徑影響資本市場定價(jià)效率，做到了“知其然更知其所以然”。我們的研究表明，實(shí)際控制人境外居留權(quán)對資本市場定價(jià)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(shí)際控制人境外居留權(quán)信息是財(cái)務(wù)信息的有益補(bǔ)充；同時(shí)，也表明了實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)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(guān)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(xiàn)回顧，并進(jìn)行簡要評述；第三部分提出研究假設(shè)；第四部分為研究設(shè)計(jì)；第五部分報(bào)告了基本回歸結(jié)果；第六部分則對基本回歸結(jié)果進(jìn)行了穩(wěn)健性分析；第七部分為影響路徑檢驗(yàn)；第八部分考察了是否簽署引渡條約對結(jié)果的影響；最后是結(jié)論與啟示。

二、文獻(xiàn)回顧

(一)股價(jià)同步性研究

股價(jià)同步性，亦稱股價(jià)“同漲同跌”，最早可追溯到King一文[5]。其后，Roll認(rèn)為個(gè)股價(jià)格波動(dòng)應(yīng)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(gè)股回報(bào)率與市場回報(bào)率的擬合優(yōu)度R2量度股價(jià)同步性，以此代表定價(jià)效率[1]。后續(xù)的研究發(fā)現(xiàn)，較低的股價(jià)同步性是因股價(jià)中融入較多的公司層面特質(zhì)信息所致，因此，股價(jià)同步性越低，資源配置效率越高，而過高的股價(jià)同步性則阻礙了資本市場的資源配置，并對公司行為產(chǎn)生一系列負(fù)面影響[7][8]。故探尋降低股價(jià)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(shè)越完善、市場透明度越高，公司層面特征信息融入股價(jià)則越多，股價(jià)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(jià)中公司層面特質(zhì)信息含量，降低了股價(jià)同步性[10]。此外，資本市場開放、詳式審計(jì)報(bào)告的實(shí)施也能有效降低股價(jià)同步性，提高資本市場定價(jià)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(jī)構(gòu)投資者持股占比等股東持股結(jié)構(gòu)均能顯著影響股價(jià)同步性[13]。此外，張斌和王躍堂發(fā)現(xiàn)，公司業(yè)務(wù)復(fù)雜度正向影響股價(jià)同步性[14]；黃俊和郭照蕊的實(shí)證研究表明，媒體報(bào)道降低了股價(jià)同步性[15]；其他諸如XBRL財(cái)報(bào)系統(tǒng)的實(shí)施，供應(yīng)鏈客戶信息、社會責(zé)任報(bào)告的披露等也都能有效降低股價(jià)同步性，且這些都應(yīng)歸因于公司信息披露質(zhì)量的提升[16][17]。關(guān)于分析師跟蹤人數(shù)對股價(jià)同步性的影響亦有研究，但結(jié)論不盡一致[18][19]。

(二)實(shí)際控制人境外居留權(quán)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(guān)注①。在對移民目標(biāo)國的價(jià)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(chǎn)管理，而這些恰恰是我國與西方發(fā)達(dá)國家相比有待改進(jìn)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(nèi)從事生產(chǎn)、經(jīng)營并創(chuàng)造價(jià)值，故研究移民潮的經(jīng)濟(jì)后果對我國未來的發(fā)展具有重要意義。

通常，公司實(shí)際控制人屬于富豪的行列，再結(jié)合上市公司數(shù)據(jù)的可得性，研究上市公司實(shí)際控制人境外居留權(quán)的經(jīng)濟(jì)后果便成為一個(gè)有效的“突破口”。Chen等發(fā)現(xiàn)實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)與公司欺詐存在正相關(guān)關(guān)系，由此說明境外居留權(quán)給企業(yè)實(shí)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(hù)傘”，是其逃避法律責(zé)任的“后路”，進(jìn)而使其行事更為大膽和激進(jìn)[3]。梁娟通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)時(shí)，其公司的審計(jì)費(fèi)用會顯著增加[4]；在此基礎(chǔ)上，Yang等進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)的公司更傾向于聘請國際“四大”[20]。

就實(shí)際控制人境外居留權(quán)對避稅的影響，劉行等研究顯示，實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)時(shí)，企業(yè)的避稅程度顯著降低[21]；張勝等將樣本按照稅負(fù)高低進(jìn)行細(xì)分后發(fā)現(xiàn)，僅在實(shí)際稅率較高時(shí)，實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)的公司才傾向于避稅[22]。此外，王雪平和王小平檢驗(yàn)并證實(shí)了實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)正向影響企業(yè)債務(wù)成本[23]；王雪平認(rèn)為，擁有境外居留權(quán)的實(shí)際控制人更傾向于規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)，進(jìn)而削弱了公司的技術(shù)創(chuàng)新[24]。

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

三、理論分析與研究假設(shè)

基于股價(jià)同步性的分析可知，實(shí)際控制人境外居留權(quán)影響資本市場定價(jià)效率的關(guān)鍵在于其能否使更多的公司層面特質(zhì)信息融入股價(jià)。如果答案是肯定的，則將降低股價(jià)同步性，進(jìn)而提高資本市場定價(jià)效率；否則，實(shí)際控制人境外居留權(quán)就不能提高甚至?xí)档唾Y本市場定價(jià)效率。針對上述問題，我們從以下幾個(gè)方面進(jìn)行分析：

首先，實(shí)際控制人境外居留權(quán)信息的披露直接影響股價(jià)中公司層面特質(zhì)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(shí)際控制人的境外居留權(quán)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(shí)際控制人是否擁有境外居留權(quán)信息就屬于強(qiáng)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(zhì)信息。此外，我們的統(tǒng)計(jì)發(fā)現(xiàn)，在實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)的前提下，有近一半(49.4%)的上市公司進(jìn)一步披露了實(shí)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(qiáng)制披露信息之外的、以市場激勵(lì)為動(dòng)機(jī)的公司自發(fā)行為，能夠提供更多個(gè)性化的公司層面特質(zhì)信息[25]。因此，實(shí)際控制人境外居留權(quán)信息屬于典型的公司層面特質(zhì)信息，再結(jié)合近年來該信息逐漸得到投資者重視的客觀現(xiàn)實(shí)②，其披露本身就是降低股價(jià)同步性的一個(gè)直接因素。

其次，實(shí)際控制人境外居留權(quán)有可能通過信息披露質(zhì)量影響股價(jià)同步性，進(jìn)而影響資本市場定價(jià)效率。這其中可能蘊(yùn)含著兩種截然不同的影響方向：實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)的公司既有可能通過提高信息披露質(zhì)量進(jìn)而降低股價(jià)同步性；亦有可能通過降低公司透明度來掩蓋境外居留權(quán)伴生的不利于企業(yè)的一些行為，進(jìn)而降低信息披露質(zhì)量、提高股價(jià)同步性?；谝韵路治?，我們更傾向于第一種影響方向。境外居留權(quán)是實(shí)際控制人逃避法律責(zé)任的“后路”，進(jìn)而使其從事不法行為更為大膽和激進(jìn)。如此背景下，實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)的公司可能受到更為嚴(yán)格的監(jiān)管。此外，隨著貧富差距的逐步擴(kuò)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(guān)注，部分民眾甚至認(rèn)為民營企業(yè)家都是有“原罪”的，而境外居留權(quán)為實(shí)際控制人規(guī)避法律責(zé)任、隨時(shí)“跑路”提供便利的客觀事實(shí)無疑是對民營企業(yè)家負(fù)面認(rèn)知的“火上澆油”，使民眾對這一類公司產(chǎn)生一種天生的“懷疑”，提高了代理成本[20]。根據(jù)理性預(yù)期理論和成本收益原則，為了有效降低代理成本，實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)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(rèn)知的措施，從而樹立一個(gè)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(zhì)量不失為一種有效的方式。通過提高信息披露質(zhì)量增強(qiáng)其信息的決策有用性，使更多公司層面的特質(zhì)信息融入股價(jià)之中，進(jìn)而降低股價(jià)同步性，提高資本市場的定價(jià)效率。

最后，實(shí)際控制人境外居留權(quán)有可能通過投資者調(diào)研影響股價(jià)同步性，進(jìn)而影響資本市場定價(jià)效率。大量的理論和實(shí)證文獻(xiàn)表明，由于委托代理鏈條過長或沉重的政策性負(fù)擔(dān)，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(jī)構(gòu)投資者和實(shí)力雄厚的個(gè)人投資者，他們熱衷于通過對上市公司的調(diào)研獲取公司層面特質(zhì)信息以滿足自身的需求[27]。由于境外居留權(quán)為實(shí)際控制人規(guī)避法律責(zé)任、隨時(shí)“跑路”提供了便利，使得實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)的公司面臨更大的經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)，甚至擁有境外居留權(quán)本身就被視為一種風(fēng)險(xiǎn)。但實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)也并非一無是處，其中也不乏優(yōu)質(zhì)企業(yè)。陳春華等發(fā)現(xiàn)，實(shí)際控制人境外居留權(quán)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(dòng)力[28]?？梢姡L(fēng)險(xiǎn)與機(jī)遇并存。為了規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)、捕捉更多的機(jī)會，能夠與公司管理層直接溝通的投資者調(diào)研活動(dòng)必將更加頻繁。投資者調(diào)研使投資者了解更多公司層面的增量特質(zhì)信息，并體現(xiàn)在投資決策中，進(jìn)而提高了資本市場定價(jià)效率[29]。

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

H：在其他條件相同的情況下，實(shí)際控制人境外居留權(quán)降低了公司股價(jià)同步性，提高了資本市場定價(jià)效率。

四、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本與數(shù)據(jù)

由于財(cái)政部2006年頒布了與國際會計(jì)準(zhǔn)則趨同的會計(jì)準(zhǔn)則，并于2007年1月1日正式實(shí)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(gè)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(gè)公司—年度觀測值)；再剔除財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)、公司治理數(shù)據(jù)缺失及凈資產(chǎn)為負(fù)的上市公司(1169個(gè)公司—年度觀測值)；最后，為了提高股價(jià)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(gè)公司—年度觀測值)，最終得到11895個(gè)有效公司—年度樣本觀測值。

實(shí)際控制人境外居留權(quán)信息來自上市公司年報(bào)的“控股股東及實(shí)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(shí)際控制人境外居留權(quán)僅包括永久居留權(quán)，不包含臨時(shí)境外居留權(quán)。當(dāng)實(shí)際控制人擁有港澳臺地區(qū)永久居留權(quán)時(shí)，也認(rèn)為具有境外居留權(quán)。公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)取自WIND數(shù)據(jù)庫，公司治理數(shù)據(jù)取自CSMAR數(shù)據(jù)庫。此外，對連續(xù)變量上下各1%分位數(shù)進(jìn)行了縮尾(Winsorize)處理。

(二)變量定義

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

RETi,t=α0+α1MARETt+β1INDRETj,t+εi,t

(1)

(2)

2.實(shí)際控制人是否擁有境外居留權(quán)變量(Residy)。分兩步完成該變量的定義：第一步，判定公司實(shí)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(dá)到此要求，但通過投資關(guān)系、協(xié)議或者其他安排，能夠?qū)嶋H支配公司行為，則為公司實(shí)際控制人；第二步，采用Chen等的方法定義變量Residy，如果實(shí)際控制人擁有其他國家或地區(qū)的居留權(quán)，則Residy=1，否則Residy=0[3]。當(dāng)實(shí)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(quán)時(shí)，也認(rèn)為其具有境外居留權(quán)。

(三)模型構(gòu)建

借鑒Gul等的研究[2]，構(gòu)建回歸模型(3)對研究假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)：

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

(3)

式(3)中，因變量為股價(jià)同步性變量SYNCH，自變量為實(shí)際控制人是否擁有境外居留權(quán)變量Residy。此外，為了排除其他因素可能對研究結(jié)果造成的影響，我們借鑒以往文獻(xiàn)控制了如下變量：分析師跟蹤人數(shù)(Analyst)、機(jī)構(gòu)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(cái)務(wù)杠桿(Leverage)、總資產(chǎn)回報(bào)率(ROA)和是否由國際“四大”審計(jì)(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(yīng)和年度固定效應(yīng)。具體變量定義見表1。

表1 主要變量定義

五、實(shí)證分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)見表2。其中，股價(jià)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(biāo)準(zhǔn)差達(dá)到0.961；實(shí)際控制人是否擁有境外居留權(quán)變量Residy的均值為0.098，表明占比9.8%的民營上市公司實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)?？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(jī)構(gòu)投資者持股比例的均值為30.4%，公司平均經(jīng)營業(yè)務(wù)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(dú)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(chǎn)負(fù)債率的均值為39.1%，總資產(chǎn)回報(bào)率的均值為3.9%，選聘國際“四大”審計(jì)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(jié)果的有效性奠定了數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

此外，按照實(shí)際控制人是否擁有境外居留權(quán)將樣本進(jìn)行分組，我們進(jìn)行了主要變量的分組描述性統(tǒng)計(jì)及差異性檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)的上市公司股價(jià)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(shí)際控制人沒有境外居留權(quán)的上市公司對應(yīng)變量的均值-0.496和中位數(shù)-0.385。再結(jié)合股價(jià)同步性負(fù)向反映資本市場定價(jià)效率，說明相對于實(shí)際控制人沒有境外居留權(quán)組，擁有境外居留權(quán)組中的公司表現(xiàn)出更低的股價(jià)同步性，從而擁有更高的資本定價(jià)效率。以此來看，實(shí)際控制人境外居留權(quán)在一定程度上降低了股價(jià)同步性，提高了資本市場定價(jià)效率，符合我們的預(yù)期。但是，這僅僅是初步的檢驗(yàn)結(jié)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?qū)嶋H控制人是否擁有境外居留權(quán)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(jié)果

表3中列示了模型(3)的回歸結(jié)果。該表共由三部分結(jié)果構(gòu)成：首先列示了僅含變量Residy的回歸結(jié)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(jié)果，最后是考慮所有控制變量的回歸結(jié)果。由表3結(jié)果可知，在各種情況下，變量Residy的估計(jì)系數(shù)均為負(fù)，且均在1%的水平上顯著。由此可以得出如下結(jié)論：實(shí)際控制人境外居留權(quán)的確降低了公司股價(jià)同步性，提高了資本市場定價(jià)效率，驗(yàn)證了我們提出的假設(shè)。

表3 基本回歸結(jié)果

在控制變量方面，我們以第三部分結(jié)果為例進(jìn)行說明，Inholding、Segment、Firstholder、QFII、Leverage和ROA等變量的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，表明機(jī)構(gòu)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(chǎn)報(bào)酬率及總資產(chǎn)回報(bào)率均與股價(jià)同步性呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系；Lnsize的估計(jì)系數(shù)在1%的水平上顯著為正，表明資產(chǎn)規(guī)模越大的公司股價(jià)同步性越高。

六、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(一)傾向得分匹配(PSM)

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

結(jié)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(jì)系數(shù)均為負(fù)，且均在1%水平上顯著。該結(jié)果與全樣本回歸結(jié)果無任何實(shí)質(zhì)性差異，這進(jìn)一步表明，與實(shí)際控制人沒有境外居留權(quán)的公司相比，實(shí)控人擁有境外居留權(quán)的公司股價(jià)同步性更低，進(jìn)而資本市場定價(jià)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(dāng)期上市公司流通市值為權(quán)重計(jì)算的加權(quán)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(jià)同步性變量SYNCH。考慮到結(jié)果的穩(wěn)健性，我們對上述方法進(jìn)行了調(diào)整，得出兩個(gè)不同的股價(jià)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(dòng)市值作為權(quán)重，計(jì)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(quán)重計(jì)算的加權(quán)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(nèi)各公司總市值為權(quán)重計(jì)算的加權(quán)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(quán)重計(jì)算的加權(quán)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(nèi)各公司流通市值為權(quán)重計(jì)算的加權(quán)平均收益率。

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

(三)根據(jù)境外居留權(quán)披露程度的進(jìn)一步細(xì)分

在理論分析與研究假設(shè)部分，我們指出，實(shí)際控制人境外居留權(quán)披露直接影響股價(jià)中公司層面特質(zhì)信息的融入。若該論斷成立，考慮到企業(yè)實(shí)際控制人是否擁有境外居留權(quán)信息屬于強(qiáng)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(yīng)該看到，進(jìn)一步披露實(shí)際控制人境外居留地的上市公司將表現(xiàn)出更低的股價(jià)同步性。下文我們將實(shí)際控制人境外居留權(quán)樣本根據(jù)是否進(jìn)一步披露境外居留地的具體國家或地區(qū)名稱進(jìn)行細(xì)分，設(shè)置兩個(gè)變量(Residy_a和Residy_b)：若無進(jìn)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(jìn)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(shí)際控制人無境外居留權(quán)樣本，Residy_a和Residy_b均取值為0。

相應(yīng)的實(shí)證結(jié)果顯示，Residy_a和Residy_b的估計(jì)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(jìn)一步披露境外居留地的具體國家或地區(qū)名稱，實(shí)際控制人境外居留權(quán)均降低了公司股價(jià)同步性，提高了資本市場定價(jià)效率；但相對而言，進(jìn)一步披露實(shí)際控制人境外居留地的上市公司表現(xiàn)出了更低的股價(jià)同步性。隨后的F檢驗(yàn)也表明，這種差異在1%水平上顯著。誠如我們的預(yù)期，進(jìn)一步的自愿披露使更多的公司層面特質(zhì)信息融入股價(jià)之中，為實(shí)際控制人境外居留權(quán)直接影響股價(jià)中公司層面特質(zhì)信息融入提供了佐證。

(四)內(nèi)生性分析

實(shí)際控制人是否擁有境外居留權(quán)屬于實(shí)際控制人的個(gè)人行為，不排除股價(jià)同步性越低的民營企業(yè)實(shí)際控制人越有可能獲取境外居留權(quán)，抑或遺漏其他變量的情況，因此內(nèi)生性問題不容忽視。以下我們采用工具變量法進(jìn)行內(nèi)生性分析，該方法具體分為兩個(gè)階段，在第一階段，構(gòu)建Probit回歸模型對實(shí)際控制人是否擁有境外居留權(quán)進(jìn)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(shí)際控制人是否擁有境外居留權(quán)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(shí)際控制人更可能擁有境外居留權(quán)，而這與公司股價(jià)同步性并無直接關(guān)系，因此啞變量Tradition的選取應(yīng)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(jù)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?cè)丝诘?9%；次之為福建(約1580萬)，但占到全省總?cè)丝诘?1%；再者為海南(約200萬)，占全省總?cè)丝诘?2%；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(jì)[30]。于是，本文將廣東、福建和海南設(shè)定為傳統(tǒng)僑鄉(xiāng)。

模型(5)的回歸結(jié)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(dāng)公司地處具有移民傳統(tǒng)的傳統(tǒng)僑鄉(xiāng)時(shí)，實(shí)際控制人更可能擁有境外居留權(quán)，并且是否具有移民傳統(tǒng)變量Tradition與回歸殘差ε不相關(guān)；此外，Kleibergen-Paap LM統(tǒng)計(jì)值為14.130，在1%的水平上拒絕識別不足的零假設(shè)；Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計(jì)值為54.877、Kleibergen-Paap Wald F統(tǒng)計(jì)值為11.327，均大于弱工具變量檢驗(yàn)的門檻值10，以上這些都進(jìn)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(yù)測值Predict_Residy代入模型(3)，構(gòu)建如下的模型(6)：

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

(6)

相應(yīng)回歸結(jié)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(nèi)生性問題后，實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)的公司仍表現(xiàn)出較低的股價(jià)同步性，再次驗(yàn)證了我們提出的假設(shè)。

七、路徑檢驗(yàn)

在假設(shè)提出的過程中，我們認(rèn)為，實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)除了通過在股價(jià)中融入公司層面特質(zhì)信息直接影響股價(jià)同步性外，還可能通過提升信息披露質(zhì)量③和(或)增加投資者調(diào)研來影響股價(jià)同步性，進(jìn)而改變資本市場定價(jià)效率。以下我們采用溫忠麟等檢驗(yàn)中介變量的程序④，對這兩種可能的影響路徑進(jìn)行檢驗(yàn)，具體模型構(gòu)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(jīng)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(jī)構(gòu)投資者持股比例(Inholding)等控制變量，具體參照模型(3)。以下重點(diǎn)闡述中介變量Mediator的選取及構(gòu)建：

1.信息披露質(zhì)量變量(REM_index)。我們采用真實(shí)活動(dòng)盈余管理程度衡量公司信息披露質(zhì)量，原因在于：和可操控盈余管理相比，真實(shí)活動(dòng)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(yīng)計(jì)項(xiàng)目，用真實(shí)活動(dòng)盈余管理程度負(fù)向地衡量公司信息披露質(zhì)量較為合適⑤。REM_index的計(jì)算過程如下：

首先，以經(jīng)營活動(dòng)凈現(xiàn)金流量(CFO)為因變量，對模型(10)進(jìn)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?duì)I業(yè)收入之差，Ait-1是公司i在第t-1年度的期末總資產(chǎn)。

其次，以銷售成本(Prod，用銷售產(chǎn)品成本與當(dāng)年存貨變動(dòng)額之和來表示)為因變量，對模型(11)進(jìn)行回歸。

(11)

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

(12)

最后，再進(jìn)行如下操作：將模型(10)(11)和(12)的回歸殘值進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。為了保持方向的一致性，參照Chi等的做法，將標(biāo)準(zhǔn)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(biāo)準(zhǔn)化處理后的模型(11)殘值作為生產(chǎn)活動(dòng)操控程度的變量(R_Prod)，將標(biāo)準(zhǔn)化處理后的模型(12)殘值乘以-1作為應(yīng)計(jì)費(fèi)用操控程度的變量(R_Disc)。將以上三個(gè)變量加總，得出基于真實(shí)活動(dòng)盈余管理程度的變量REM_index[33]。

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

由于模型(7)(8)和(9)中含有多個(gè)解釋變量，完全中介的概念已無實(shí)際意義。同時(shí)，我們的理論分析表明，實(shí)際控制人境外居留權(quán)能夠直接作用于股價(jià)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(gè)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(shí)際控制人境外居留權(quán)與股價(jià)同步性顯著負(fù)相關(guān)，故我們僅需關(guān)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(gè)系數(shù)均顯著，則表明實(shí)際控制人境外居留權(quán)對公司股價(jià)同步性的影響至少有一部分通過中介變量Mediator實(shí)現(xiàn)，也就意味著Mediator的中介效應(yīng)顯著；如果這兩個(gè)系數(shù)至少有一個(gè)不顯著，則需進(jìn)一步進(jìn)行Sobel顯著性檢驗(yàn)[34]。

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

表4 路徑檢驗(yàn)回歸結(jié)果

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

八、進(jìn)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(guān)研究的慣例，下文考察實(shí)際控制人境外居留地是否與我國簽署引渡條約對股價(jià)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(chǎn)生了一定的影響，如舞弊的概率顯著降低，審計(jì)師對此的審計(jì)風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)定也進(jìn)行了下調(diào)，進(jìn)而審計(jì)費(fèi)用得以降低等。作為兩國之間執(zhí)法合作的法律依據(jù)，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(shí)際控制人境外居留權(quán)對股價(jià)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(jīng)濟(jì)、法律、投資者保護(hù)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(dá)市場經(jīng)濟(jì)國家或地區(qū)，故我們認(rèn)為，是否簽署引渡條約對股價(jià)同步性，進(jìn)而對資本市場定價(jià)效率產(chǎn)生影響的可能性較低。下文進(jìn)行了相應(yīng)的實(shí)證檢驗(yàn)。

根據(jù)實(shí)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(jìn)一步細(xì)分為兩個(gè)變量，即Extradite和Non_Extradite。其中，若實(shí)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(shí)際控制人無境外居留權(quán)，則Extradite和Non_Extradite均取值為0。

表5報(bào)告了相應(yīng)的回歸結(jié)果。可見，Extradite和Non_Extradite的估計(jì)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(jì)系數(shù)絕對值略大于Non_Extradite的相應(yīng)值，但差異性檢驗(yàn)的F統(tǒng)計(jì)量僅為0.38，未能通過差異性顯著檢驗(yàn)。這表明，實(shí)際控制人境外居留權(quán)對公司股價(jià)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(chǎn)生實(shí)質(zhì)性差異，與我們的預(yù)期一致。這也進(jìn)一步佐證了實(shí)際控制人境外居留權(quán)對公司股價(jià)同步性，進(jìn)而對資本市場定價(jià)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(jié)果

九、結(jié)論與啟示

基于股價(jià)同步性分析，本文以中國民營上市公司為樣本，就實(shí)際控制人境外居留權(quán)對資本市場定價(jià)效率的影響進(jìn)行了實(shí)證研究。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)的公司表現(xiàn)出了更低的股價(jià)同步性，進(jìn)而擁有更高的資本市場定價(jià)效率。這是因?yàn)橄鄬τ趯?shí)際控制人沒有境外居留權(quán)的公司，實(shí)際控制人的境外居留權(quán)使公司股票價(jià)格中融入了更多公司層面特質(zhì)信息。隨后我們采用PSM、不同的資本市場定價(jià)效率代理變量、內(nèi)生性分析等方法對基本結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)論未發(fā)現(xiàn)任何實(shí)質(zhì)性變化。進(jìn)一步的路徑檢驗(yàn)顯示，提高信息披露質(zhì)量和增加投資者調(diào)研是實(shí)際控制人境外居留權(quán)影響上市公司股價(jià)同步性的兩個(gè)有效路徑，實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)的公司有更高的信息披露質(zhì)量、引致了更多的投資者調(diào)研，從而降低了股價(jià)同步性，提高了資本市場定價(jià)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(jià)同步性的影響，并未發(fā)現(xiàn)存在顯著差異的證據(jù)，表明了本文的基本結(jié)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(shí)際控制人境外居留權(quán)的經(jīng)濟(jì)后果研究文獻(xiàn)，基于股價(jià)同步性的分析，本文發(fā)現(xiàn)實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)提高了資本市場定價(jià)效率，將實(shí)際控制人境外居留權(quán)的經(jīng)濟(jì)后果研究領(lǐng)域從公司內(nèi)部行為拓展至資本市場。同時(shí)，本文還進(jìn)一步厘清了實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)影響資本市場定價(jià)效率的邏輯脈絡(luò)，實(shí)現(xiàn)了對一個(gè)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(shí)意義與啟示作用，盡管以往的研究大多表明，實(shí)際控制人境外居留權(quán)給民營上市公司帶來了一系列的負(fù)面影響，但我們的研究卻發(fā)現(xiàn)，實(shí)際控制人境外居留權(quán)降低了公司股價(jià)同步性，提高了資本市場效率。如此的結(jié)果，看似矛盾卻又并非真正矛盾，實(shí)際控制人境外居留權(quán)通過直接和中介路徑作用使更多的公司層面特質(zhì)信息融入股票價(jià)格中，恰恰表明了投資者在進(jìn)行投資決策時(shí)充分考慮了實(shí)際控制人境外居留權(quán)的各種經(jīng)濟(jì)后果，并及時(shí)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(jié)合是否選擇擁有境外居留權(quán)純屬實(shí)際控制人合法的個(gè)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(jī)構(gòu)在制定相關(guān)政策時(shí)更為精準(zhǔn)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(jù)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(dá)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(jīng)營報(bào)》發(fā)表的《周大生再沖IPO 加盟店急速擴(kuò)張?jiān)庖伞芬晃闹?，?jīng)濟(jì)學(xué)者宋清輝指出：“境外居留權(quán)”是個(gè)敏感的話題，擁有境外居留權(quán)的企業(yè)實(shí)際控制人一旦出現(xiàn)經(jīng)濟(jì)等問題，方便“跑路”境外，給監(jiān)管核查帶來難度。

③實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)提升信息披露質(zhì)量，不能排除如下的途徑：實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)的公司更傾向于聘請國際四大，而高質(zhì)量的審計(jì)進(jìn)一步提升了公司信息披露質(zhì)量，進(jìn)而影響股價(jià)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(jìn)行檢驗(yàn)，特此說明。

④該程序能夠很好地控制第一類錯(cuò)誤率，同時(shí)又有較高的檢驗(yàn)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(shí)相較于真實(shí)活動(dòng)盈余管理，可操控盈余管理更容易實(shí)施、相應(yīng)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(zhì)量的量度進(jìn)行了檢驗(yàn)。結(jié)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(yàn)程序自然也就無從談起。這表明，實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)對信息披露質(zhì)量的影響主要得益于真實(shí)活動(dòng)盈余管理程度的降低。具體結(jié)果未列示，備存待索。

⑥我們還以當(dāng)年參與公司調(diào)研的機(jī)構(gòu)家數(shù)定義Investigate1，具體為Investigate1=ln(當(dāng)年參與公司調(diào)研的機(jī)構(gòu)家數(shù)+1)?；貧w結(jié)果未發(fā)生實(shí)質(zhì)性變化。具體結(jié)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(wù)備忘錄第41號——投資者關(guān)系管理及其信息披露》，在業(yè)績說明會、機(jī)構(gòu)調(diào)研等投資者關(guān)系活動(dòng)結(jié)束后2個(gè)交易日內(nèi)編制投資者關(guān)系活動(dòng)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(qiáng)制要求，屬自愿披露范疇，故樣本量有所降低。