實施注冊制對股價同步性的影響研究

吳錫皓 范一婕 孫雅妮

摘? ?要：注冊制的實施在我國證券市場發(fā)展史上具有里程碑意義，其能否改善我國資本市場股價同步性高企現(xiàn)象一直備受關注。文章選取2017—2021年的滬深A股上市公司為樣本，探索注冊制改革的外生沖擊對股價同步性的影響。研究發(fā)現(xiàn)，注冊制實施顯著降低了我國上市公司股價同步性，并且這種降低作用是通過改善企業(yè)信息披露質(zhì)量的渠道實現(xiàn)的。異質(zhì)性檢驗顯示，當公司金融化程度越高、機構(gòu)投資者持股比例越低時，實施注冊制對股價同步性的抑制效果越明顯。經(jīng)驗證據(jù)表明，實施注冊制會提高上市公司信息披露質(zhì)量，進而降低股價同步性，對資本市場的規(guī)范化及透明化起到了積極作用。

關鍵詞：注冊制；股價同步性；信息披露質(zhì)量；公司金融化程度；機構(gòu)投資者持股

中圖分類號：F830.91? ?文獻標識碼：A? 文章編號：1674-2265（2024）04-0079-10

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2024.04.009

一、引言

注冊制改革是我國資本市場發(fā)展史上的重要事件之一，其實施效果一直備受關注。相對于資本市場較為發(fā)達的西方國家而言，國內(nèi)上市公司的財務信息披露問題更為突出，尤其是我國股市中普遍存在的“同漲同跌”現(xiàn)象（又稱股價同步性，Stock price synchronicity），也說明了上市公司財務信息披露方面存在問題。一些學者擔心注冊制改革后取消監(jiān)管機構(gòu)實質(zhì)性審查，會導致上市公司的信息披露質(zhì)量降低，進而會對信息披露效果產(chǎn)生負面影響（王嘯，2015）[1]。

股價同步性越高，就意味著融入股價的公司特質(zhì)信息越少，信息披露的效果也就越差（Roll，1988；張軍等，2019）[2，3]。Randall等（2000）[4]以及Jin和Myers（2006）[5]對40個國家的研究表明，中國股市的股價同步性程度分別居第2位和第1位。國內(nèi)學者陸瑤和沈小力（2011）[6]效仿Randall等（2000）[4]的研究，考察我國資本市場2008—2009年的股價同步性，發(fā)現(xiàn)我國資本市場同向波動程度在0.7和1之間，表明我國證券市場股價“同漲同跌”現(xiàn)象很嚴重。關于股價同步性的影響因素，以往文獻主要從產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（王立章等，2016）[7]、管理者能力（李秉成和鄭珊珊，2019）[8]、分析師跟蹤和關注（伊志宏等，2015）[9]、政府行為（陳冬華和姚振曄，2018）[10]、信息披露（胡軍和王甄，2015；沈華玉等，2017）[11，12]、內(nèi)部控制效率（劉曉和劉洋，2016）[13]、機構(gòu)持股比重（Piotroski 和 Roulstone，2004）[14]等角度進行檢驗，鮮有文獻從制度變遷的視角進行探索。

關于注冊制改革如何影響股價同步性，巫岑等（2022）[15]首次從溢出效應（間接效應的一種）的角度進行了檢驗，發(fā)現(xiàn)注冊制改革顯著降低了核準制同行公司的股價同步性。該研究為我們探索注冊制改革的效果提供了有價值的參考，但其主要是考察注冊制改革如何影響核準制企業(yè)的股價同步性，屬于“隔山打牛”式的間接性研究。關于注冊制改革的外生沖擊如何直接影響注冊制企業(yè)的股價同步性，當前仍舊缺乏相關文獻，注冊制改革給股價同步性帶來的直接效果尚不清晰。我國資本市場注冊制的實施不是一蹴而就的：2019年7月22日，上海證券交易所正式推出科創(chuàng)板并試點注冊制；2020年8月24日，創(chuàng)業(yè)板注冊制首批公司上市，標志著注冊制在創(chuàng)業(yè)板正式落地；與此同時，滬深A股主板、中小板①則在核準制軌道上運行，從而形成了注冊制與核準制并行運轉(zhuǎn)的局面。注冊制改革的外生沖擊為我們探索注冊制實施對上市公司股價同步性的直接影響提供了天然良好的準自然實驗場所。本文以2017—2021年的滬深A股非金融行業(yè)上市公司為研究樣本，探究了注冊制的實施將如何影響上市公司的股價同步性。

與已有文獻相比，本文的主要貢獻在于：第一，文章以股價同步性為切入點，回答了注冊制的實施是否可以改善信息披露效果的問題。研究結(jié)果顯示，注冊制的實施降低了股價同步性，改善了上市公司的信息披露效果，增加了股價中的特質(zhì)信息含量。第二，本文從上市公司信息披露質(zhì)量的角度深入研究了注冊制影響股價同步性的作用機制，進一步揭示了注冊制影響股價同步性的內(nèi)在邏輯，有助于深入理解注冊制在我國資本市場中發(fā)揮的作用。第三，文章除了考慮增量市場外，還將經(jīng)歷了從核準制到注冊制轉(zhuǎn)變的創(chuàng)業(yè)板樣本也納入了研究范圍，進一步探究了注冊制實施對存量市場帶來的直接影響，更為全面地檢驗了注冊制的實施效果。

二、文獻綜述

股票價格主要反映市場層面、行業(yè)層面和公司層面三個維度的信息（Hutton等，2009）[16]。股價同步性越高，就意味著股價反映的公司特質(zhì)信息越少，信息披露的效果也就越差（張軍等，2019）[3]。黃俊和郭照蕊（2014）[17]研究發(fā)現(xiàn)，隨著媒體報道的增多，更多公司層面的信息就會及時融入股票價格中，進而降低股價同步性。伊志宏等（2019）[18]基于機器學習法挖掘分析師報告中的特質(zhì)信息含量，研究表明，分析師報告中的企業(yè)特質(zhì)信息能夠降低股價同步性。王木之和李丹（2019）[19]的研究結(jié)果表明，當實施更加細化和嚴格的審計報告準則時，整個市場的股價同步性會顯著降低。這些研究表明，新聞媒體報道、分析師的研究報告、新審計報告等公司特質(zhì)信息均可以降低股價同步性，提高資本市場資源配置效率。

此外，大量學者還發(fā)現(xiàn)股價同步性的高低與資本市場整體的信息披露質(zhì)量有關（Jin和Myers，2006）[5]。當上市公司整體信息披露質(zhì)量越低時，外部投資者越依賴于整體市場信息進行投資決策，從而導致股價中反映公司層面的特質(zhì)信息越少，股價同步性越高。相反，當上市公司的信息披露質(zhì)量改善后，投資者進行投資決策時可參考的特質(zhì)信息就會增加，股價特質(zhì)信息含量就越高，股價同步性越低（Hutton等，2009）[16]。袁蓉麗等（2022）[20]研究發(fā)現(xiàn)，年報問詢函提高了上市公司的信息披露質(zhì)量，緩解了投資者和上市公司的信息不對稱，降低了股價同步性。郭恒泰和王妍（2022）[21]的實證檢驗將企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型對股價同步性的降低作用部分歸因于其提升了上市公司信息透明度。

巫岑等（2022）[15]檢驗了注冊上市公司的信息披露是否存在溢出效應，實證結(jié)果表明，注冊上市公司的同行企業(yè)的股價同步性相比于對照組會更低。該文探究的是實施注冊制的間接效應，而實施注冊制的直接效果及影響機理仍需深入探索。

三、理論分析與假設提出

Roll（1988）[2]指出，股價同步性大小取決于公司股價中融入市場層面和公司層面信息的相對多少，當宏觀市場層面的信息融入股價越多時，股價同步性就越高。我國的股票市場常被稱為“政策市”，即資本市場受國家宏觀政策的影響很大。這主要是因為，我國還是一個經(jīng)濟轉(zhuǎn)軌國家，政府在社會資源配置中占據(jù)重要地位，政府管制依然普遍（羅黨論和劉曉龍，2009）[22]?！罢呤小痹斐赏顿Y者對國家及行業(yè)層面的信息關注較多，而忽略了公司特有的信息，帶來較高的股價同步性。無論是核準制，還是注冊制，都難以改變我國政府在社會資源分配中占據(jù)重要位置的現(xiàn)實。從這個角度看，即便實施了注冊制，宏觀市場層面的信息對股價的影響依然很大，我國的股價同步性可能依然較高。但從另外的角度看，股價同步性的高低與資本市場整體的信息披露質(zhì)量有關（Jin和Myers，2006）[5]。游家興等（2007）[23]發(fā)現(xiàn)，隨著我國制度建設的逐步完善，股價同步性較高的情形趨向減弱，公司股價所反映出的公司層面信息越來越豐富。

注冊制改革是以信息披露為中心而展開的制度性變革。在注冊制下，監(jiān)管機構(gòu)要求上市公司披露的信息內(nèi)容更加豐富、細致，包括多層次、多維度的公司特質(zhì)信息。注冊制改革通過一系列制度性規(guī)定促進上市公司披露特質(zhì)信息，降低了投資者的信息獲取成本，便于投資者決策。例如，《科創(chuàng)板上市公司持續(xù)監(jiān)管辦法（試行）》第十一條規(guī)定，科創(chuàng)板上市公司要重點披露科研水平、科研人員、科研投入以及核心技術(shù)成員任職和持股等企業(yè)特質(zhì)信息；類似地，《創(chuàng)業(yè)板上市公司持續(xù)監(jiān)管辦法（試行）》第十條規(guī)定，上市公司要針對性披露技術(shù)、產(chǎn)業(yè)、業(yè)態(tài)、模式等企業(yè)特質(zhì)信息。以創(chuàng)業(yè)板企業(yè)天能重工（股票代碼：300569）為例，其實施注冊制前后的年報特質(zhì)信息差異如表1所示。相比于2017年（彼時該公司按照核準制的要求披露），其2021年（此時該公司按照注冊制的要求進行信息披露）的年報披露了更為詳盡的特質(zhì)信息，包括持有特別表決權(quán)股份的股東總數(shù)、主要業(yè)務、現(xiàn)金流、行業(yè)競爭、研發(fā)投入等對企業(yè)運營發(fā)展起決定性作用的公司特質(zhì)信息。該案例表明，注冊制的實施提高了信息披露要求，在一定程度上起到了促進上市公司披露企業(yè)特質(zhì)信息的作用。

此外，在我國“政策市”的背景下，一方面，政府出臺政策的頻率較高，使得整個市場難以形成統(tǒng)一的政策預期，加劇了股價的異常波動；另一方面，由于投資者將政府出臺的政策作為分析股市的依據(jù)，這在一定程度上大大削弱了市場化運行機制，降低了市場運行效率。所以，在“政策市”的市場環(huán)境下，投資者可能會忽略公司特有的信息，導致較高的股價同步性。與核準制相比，注冊制對信息披露的要求更高，并將退市等處罰措施與上市公司信息披露違規(guī)直接掛鉤，加大了對會計師事務所不作為的處罰力度，這些措施可能在一定程度上提高了信息披露質(zhì)量，進而可能降低股價同步性。相比于核準制，注冊制傾向于市場化運行機制，弱化了政府對資本市場的干預。其一，注冊制強調(diào)監(jiān)管機構(gòu)只對發(fā)行人資料進行形式審查，只要準確地披露所有信息即可上市，買不買則由投資者根據(jù)公司披露的信息自主決定。對于上市公司而言，如果其沒有展現(xiàn)持續(xù)經(jīng)營和業(yè)績向上的能力，投資者會“用腳投票”，將其“清出”資本市場。其二，注冊制強化了中介機構(gòu)的盡職調(diào)查義務和核查把關責任，并使其承擔實質(zhì)性審核義務。例如，證監(jiān)會《關于在上海證券交易所設立科創(chuàng)板并試點注冊制的實施意見》第十八條規(guī)定，要強化中介機構(gòu)責任，保薦人要充分了解發(fā)行人經(jīng)營情況和風險，并對發(fā)行人的申請文件和信息披露資料進行全面核查驗證。這進一步推進了中介機構(gòu)向更獨立的市場主體方向轉(zhuǎn)變，符合市場化制度改革的趨勢，使中國資本市場“政策市”的現(xiàn)象得到一定程度的改善。在此背景下，資本市場的信息環(huán)境會更加透明，投資者會降低對政策層面信息的依賴。

綜合上述分析，我們推測，在注冊制下，股價同步性較高的現(xiàn)象可能依然存在，但與核準制相比，由于上市公司信息披露質(zhì)量的提高，注冊制下股價同步性較高的問題會得到一定程度的改善。由此，文章提出如下假設：

H1：與核準制相比，注冊制的實施有助于降低上市公司的股價同步性。

H2：注冊制的實施通過改善上市公司信息披露質(zhì)量的渠道降低股價同步性。

四、研究設計

（一）研究模型與變量定義

借鑒雷光勇等（2022）[24]的研究，我們構(gòu)建以下模型，用于檢驗研究假設H1：

[SYN=β0+β1RSI+βiControls+Indus+Term+μ] （1）

其中，被解釋變量[SYN]表示股價同步性；[RSI]為關鍵解釋變量，當公司按照注冊制軌道運行時[RSI]取1，按核準制軌道運行則為0。若[RSI]的系數(shù)[β1]顯著為負，則表明實施注冊制降低了上市公司股價同步性，假設H1將得到支持。

關于股價同步性的計量，文章借鑒伊志宏等（2018）[25]的做法，對于每一季度，運用如下模型（2）得到擬合優(yōu)度R2。在此基礎上，通過式（3）對R2進行對數(shù)轉(zhuǎn)換得到股價同步性指標（SYN）。該指標越大，表明股市“同漲同跌”現(xiàn)象越嚴重，股價同步性越高；反之，該指標越小，表明股價同步性越低，個股相對于市場的走勢越獨立。

[Ri，t，w=α0+α1RM，t，w+α2RM，t，w-1+α3RI，t，w+α4RI，t，w-1+μ]? （2）

[SYN=ln[R2/（1-R2）]]? ? （3）

其中，[Ri，t，w]是公司[i]第[t]期第[w]日的考慮現(xiàn)金紅利再投資的個股日回報率；[RM，t，w]是第[t]期第[w]日考慮現(xiàn)金紅利再投資的流動市值加權(quán)綜合市場日回報率；[RI，t，w]是公司所在行業(yè)[I]第[t]期第[w]日剔除本公司[i]的其他股票考慮現(xiàn)金紅利再投資的流通市值加權(quán)平均行業(yè)日回報率，行業(yè)按照2012版證監(jiān)會行業(yè)分類標準劃分。模型（1）中的控制變量包括資產(chǎn)負債率（Lev）、凈資產(chǎn)收益率（Roe）、每股凈資產(chǎn)（Bps）、前十大股東持股比例（Topten）、賬面市值比（BM）以及行業(yè)固定效應（Indus）和時間固定效應（Term）。文章主要變量定義見表2。

（二）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

為了全面探索注冊制的實施對股價同步性的影響，文章將注冊制下的科創(chuàng)板和創(chuàng)業(yè)板企業(yè)作為實驗組（代表注冊制），將中小板和主板企業(yè)作為對照組（代表核準制）。由于注冊制實施時間較短，文章選取2017—2021年的季度數(shù)據(jù)作為研究樣本，并采用如下標準進行篩選：（1）考慮到金融行業(yè)的特殊性，將其剔除；（2）剔除ST類上市公司；（3）剔除每季度交易日不足30天的企業(yè)；（4）剔除財務數(shù)據(jù)缺失的樣本。此外，為避免極端值影響研究結(jié)果，文章進行了1%和99%分位數(shù)的縮尾處理。由于模型設定不同，所以文章各實證檢驗部分的樣本量存在一定的差異。文章使用的個股及市場回報率、公司財務等數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫。

（三）描述性統(tǒng)計

表3報告了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。該表顯示，擬合優(yōu)度R2的標準差為0.187，這與伊志宏等（2018）[25]報告的0.185非常接近。R2的均值為0.339，最大值為0.770，這說明我國股價同步性仍較高，資本市場股價“同漲同跌”現(xiàn)象依然十分嚴重。股價同步性（SYN）的最大值為1.210，最小值為-3.633，標準差為1.018，表明我國上市企業(yè)股價同步性差異較大。RSI的均值為0.100，表明10%的樣本企業(yè)為注冊制企業(yè)。

在控制變量中，前十大股東持股比例的最小值為24.869%，最大值為90.602%，標準差為14.891，說明不同企業(yè)的股權(quán)集中度存在較大差異。其他變量的統(tǒng)計結(jié)果與已有研究（張震等，2022）[26]大體一致，均分布在合理范圍內(nèi)。

五、實證結(jié)果與分析

（一）單變量檢驗

在進行回歸分析之前，本文先以企業(yè)是否按照注冊制軌道運行將樣本分為兩組，檢驗兩組企業(yè)的股價同步性是否存在顯著差異，具體結(jié)果見表4 Panel A。表4 Panel A表明，核準制公司（RSI=0）的擬合優(yōu)度（R2）的均值和中位數(shù)（0.351和0.338）均顯著高于注冊制公司（RSI=1）的對應數(shù)值（0.225和0.203）。同樣地，核準制公司（RSI=0）的股價同步性（SYN）的均值和中位數(shù)（-0.762和-0.671）也顯著高于注冊制公司（RSI=1）的對應數(shù)值（-1.447和-1.369）。該項證據(jù)初步顯示，與核準制公司相比，注冊制公司的股價同步性更低，這一結(jié)果與假設H1的邏輯性保持一致。

進一步，本文對比了實驗組（創(chuàng)業(yè)板和科創(chuàng)板）和控制組（主板和中小板）實施注冊制前后的股價同步性變化。如表4 Panel B所示，實施注冊制前，實驗組R2的均值和中位數(shù)分別為0.397和0.394，均顯著高于控制組（0.388和0.384）。但是在實施注冊制后，這一結(jié)果出現(xiàn)了反轉(zhuǎn)，實驗組R2的均值和中位數(shù)分別為0.225和0.203，均低于控制組。雙重差分的結(jié)果顯示，與控制組相比，注冊制改革后，實驗組公司的R2顯著降低，由此表明，注冊制改革緩解了股價“同漲同跌”的現(xiàn)象。股價同步性在注冊制改革前后也出現(xiàn)了同樣的變化。綜合來看，注冊制實施后，實驗組的R2和SYN均顯著低于控制組，這同樣也說明注冊制的實施降低了上市公司的股價同步性，初步支持了假設H1。

（二）回歸分析

本文的目的是探究注冊制的實施是否會降低上市公司股價同步性，這一檢驗不可避免地會受到樣本選擇偏差等內(nèi)生性問題的干擾。根據(jù)上市公司是否按照注冊制軌道運行，文章將樣本分為實驗組（RSI=1）和控制組（RSI=0），經(jīng)過對兩組樣本的多方面對比，我們發(fā)現(xiàn)實驗組和控制組樣本除了在是否實施注冊制方面有明顯差異外，在財務杠桿、盈利能力、企業(yè)價值、股權(quán)集中度等方面也存在較大差異，具體情況見表5。為避免這兩組樣本在控制變量方面的差異會對研究結(jié)果造成影響，文章參考Hainmueller（2012）[27]和相關文獻的做法，采用熵平衡法（Entropy Balancing，簡稱EB）、熵平衡—雙重差分法（EB-DID）來消除這些差異。

熵平衡法是一種數(shù)據(jù)預處理方法。其核心是利用產(chǎn)生的權(quán)重對樣本數(shù)據(jù)進行加權(quán)，使得實驗組和控制組樣本的一階矩（均值）、二階矩（方差）、三階矩（偏度）等達到平衡，從而實現(xiàn)實驗組和控制組的精準匹配。表5列示了熵平衡前后主要變量的統(tǒng)計結(jié)果?？梢钥闯?，在熵平衡匹配之前，實驗組和控制組協(xié)變量的均值、方差等存在明顯差異，但在匹配之后兩組的協(xié)變量樣本矩基本一致，匹配效果良好。本文基于熵平衡的匹配結(jié)果進行后續(xù)研究。

為了檢驗假設H1，文章基于熵平衡匹配之后的全樣本對模型（1）進行回歸，結(jié)果如表6的列（1）和（2）所示。其中，列（1）為不加控制變量的結(jié)果，而列（2）為加入控制變量后的結(jié)果。列（1）中RSI系數(shù)在1%的水平上顯著為負，表明注冊制的實施降低了股價同步性。在考慮控制變量的情況下，列（2）中RSI的系數(shù)為-0.132，在1%的水平上顯著，同樣表明注冊制的實施可以降低企業(yè)股價同步性，支持了假設H1。

接下來，將注冊制樣本分為科創(chuàng)板和創(chuàng)業(yè)板，再進行檢驗，結(jié)果見表6列（3）—（6）。列（4）的RSI系數(shù)為-0.111，在1%的水平上顯著為負，表明與核準制公司相比，創(chuàng)業(yè)板公司實施注冊制后顯著降低了股價同步性，進一步支持了假設H1。列（5）和列（6）中RSI的系數(shù)同樣均顯著為負，說明與核準制企業(yè)相比，注冊制的實施也顯著降低了科創(chuàng)板企業(yè)股價同步性。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1. 重新計量股價同步性。為了確保文章研究結(jié)果的穩(wěn)健性，參考王亞平等（2009）[28]的做法按照模型（4）重新計算擬合優(yōu)度R2，并根據(jù)式（3）進行對數(shù)轉(zhuǎn)化計量股價同步性（用SYN2表示）。替換股價同步性衡量標準后的回歸結(jié)果如表7所示。列（1）和（2）中，RSI的系數(shù)均顯著為負，表明在全樣本下，注冊制的實施降低了上市公司的股價同步性，依然支持假設H1。列（3）和（4）的RSI系數(shù)均在1%的水平上顯著為負，同樣表明，與核準制公司相比，實施注冊制的創(chuàng)業(yè)板公司的股價同步性更低。列（5）和（6）的RSI系數(shù)在1%的水平上顯著為負，說明實施注冊制的科創(chuàng)板公司的股價同步性低于核準制公司。

[Ri，t，w=α0+α1RM，t，w+α2RI，t，w+μi，t，w]? ?（4）

2. 采用熵平衡—雙重差分法（EB-DID）檢驗。注冊制改革的外生沖擊，以及注冊制與核準制并行運轉(zhuǎn)的局面，為我們探索注冊制實施對上市公司股價同步性的影響提供了天然良好的準自然實驗場所。具體而言，創(chuàng)業(yè)板經(jīng)歷了從核準制到注冊制的制度變遷，這為我們進行EB-DID檢驗提供了可能。而科創(chuàng)板從開板之初就實施注冊制，因此，本文在進行EB-DID檢驗時剔除了科創(chuàng)板樣本。2020年8月24日，注冊制正式在創(chuàng)業(yè)板落地，所以文章以該日期為“分界線”進行DID檢驗。借鑒楊秋平和劉紅忠（2021）[29]的研究，文章構(gòu)造如下模型（5）：

[SYN=θ0+θ1treat×post+θ2treat+θ3post+θiControls+Indus+Term+μ]? （5）

其中，將創(chuàng)業(yè)板企業(yè)定義為實驗組，[treat]取值為1，主板和中小板企業(yè)定義為對照組，[treat]取值為0；如果樣本數(shù)據(jù)處于2020年8月24日之后，則[post]取1，否則為0。[θ1]的符號與顯著性代表了實施注冊制對公司股價同步性造成的影響。

基于熵平衡匹配結(jié)果，我們對模型（5）進行回歸檢驗，結(jié)果見表8。列（1）和（2）中[treat×post]系數(shù)均在1%的水平上顯著為負，表明注冊制改革這一外生沖擊，顯著降低了創(chuàng)業(yè)板公司的股價同步性，結(jié)果依然支持假設H1。

3.新冠疫情假說的排除。經(jīng)濟政策的不確定性會導致企業(yè)為了緩解融資約束，更有可能向外部利益相關者披露更多信息，降低企業(yè)股價同步性（Shen等，2021）[30]。2020年初的新冠疫情對資本市場造成了顯著沖擊，給我國宏觀經(jīng)濟發(fā)展帶來較大負面影響，加劇了我國經(jīng)濟政策的不確定性。由于新冠疫情和注冊制實施在時間上存在一定的重合，所以我們需要確保上市公司股價同步性的降低確實是由于實施注冊制而非疫情導致的。為了排除疫情這一外生事件的影響，文章按受到疫情沖擊的嚴重程度將行業(yè)分為兩組，并比較在這兩組中注冊制對股價同步性的影響是否存在差異，如果實證結(jié)果表明兩組不存在顯著差異，那么就可以排除疫情對文章結(jié)論的影響。

2020年第一季度是中國上市公司受疫情沖擊最嚴重的時期，所以文章對比2019年第四季度與2020年第一季度不同行業(yè)的國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）的變化，并以此衡量各行業(yè)受疫情沖擊的大小。表9統(tǒng)計了各個行業(yè)受疫情沖擊前后的GDP變化情況，可以看出，住宿和餐飲業(yè)、建筑業(yè)、批發(fā)和零售業(yè)、交通運輸、倉儲和郵政業(yè)以及租賃和商務服務業(yè)受到疫情沖擊較大，其他行業(yè)受到?jīng)_擊較小。基于此，本文將樣本分為兩組：受疫情沖擊較大的組（包括住宿和餐飲業(yè)、建筑業(yè)、批發(fā)和零售業(yè)、交通運輸、倉儲和郵政業(yè)、租賃和商務服務業(yè)等）和受疫情沖擊較小的組。

表10列示了分組檢驗回歸結(jié)果，其中列（1）和（3）是不加入控制變量時的結(jié)果，列（2）與（4）則是加入控制變量的結(jié)果。結(jié)果表明，無論是受疫情沖擊大的行業(yè)還是受疫情沖擊小的行業(yè)，RSI的系數(shù)均在1%的水平上顯著為負，即在實施注冊制后上市公司的股價同步性都顯著下降了，由此可以排除本文的結(jié)論是新冠疫情所導致的。列（1）中RSI的回歸系數(shù)（-0.322）小于列（3）的相應系數(shù)（-0.157），表明與受疫情沖擊較小的行業(yè)相比，在受疫情沖擊較大的行業(yè)里，注冊制改革降低股價同步性的作用更明顯。

六、進一步分析

（一）機制檢驗

上述結(jié)果已經(jīng)證明，實施注冊制后，上市公司股價同步性下降。那么，股價同步性下降的機理為何？前文的理論分析表明，此次注冊制改革強調(diào)了公司特質(zhì)信息的發(fā)布，因此，注冊制改革有可能提升了公司的信息披露質(zhì)量，進而降低股價同步性。為了檢驗假設H2，參考Clinch和Li（2022）[31]的研究，本文采用模型（6）檢驗注冊制實施對上市公司信息披露質(zhì)量的影響：

[Turnover/BHAR/CAR=b0+b1UE×RSI+b2RSI+b3UE+biControls+Indus+Term+μ]? ?（6）

其中，變量[Turnover]表示季報發(fā)布當天的換手率。為了避免行業(yè)特性對股票換手率造成影響，我們用季報公布當日的個股換手率減去行業(yè)換手率進行標準化處理。未預期盈余（UE）的系數(shù)（b3）越大，則表明公司季報的發(fā)布導致的交易量（即換手率）越大，從而說明公司發(fā)布的季報信息含量越高（趙杰強和毛慧瑾，2011）[32]。在模型（6）中，我們更關注的是回歸系數(shù)[b1]，如果該系數(shù)顯著為正，則表明注冊制改革提升了公司的季報信息含量。

公司發(fā)布季報的盈余反應系數(shù)（ERC）用累積超額回報（即BHAR和CAR）對公司報告的未預期盈余（UE）的反應系數(shù)（b3）來衡量。盈余反應系數(shù)越大，說明季報包含的信息越多。同樣的，我們更為關注的是模型（6）中的系數(shù)b1，若該系數(shù)顯著為正，則表明注冊制改革提高了公司的盈余反應系數(shù)，使公司披露的信息含量更高。累積超額回報（BHAR和CAR）的計算具體見公式（7）和（8）。本文以季報的公布日期作為事件日，為了避免其他噪音因素的影響，選擇季報公布前、后一個交易日即[-1，+1]作為事件窗口。

[BHAR=（Pi+1-Pi-1）/Pi+1]? ? ? （7）

[CAR=（Ri-RI）]? ? ?（8）

式（7）中的[Pi+1]是季報公布后一個交易日的股票收盤價，[Pi-1]是季報公布前一個交易日的股票開盤價。式（8）表示的是[-1，+1]期間個股日收益率與行業(yè)日收益率之差的累計值。

未預期盈余（UE）的計量主要借鑒Clinch和Li（2022）[31]的研究，將上一年同季度的每股收益作為本季度預期每股收益的無偏估計值，用本期實際每股收益減去預期每股收益，再除以每季度的開盤價進行量綱處理得到未預期盈余（UE）。2020年新冠疫情的暴發(fā)使得投資者在對2020年的每股收益進行預測時，上一年（2019年）的同期數(shù)據(jù)往往缺乏參考價值。因此，以2019年為標桿計算2020年的未預期盈余（UE）可能就存在一定的偏差?；诖耍疚膶?020年的數(shù)據(jù)進行以下兩種處理：（1）回歸方程保留2020年數(shù)據(jù)樣本；（2）回歸方程剔除2020年數(shù)據(jù)樣本。

表11報告了模型（6）的回歸結(jié)果。列（1）—（3）列示的是保留2020年樣本的結(jié)果，列（4）—（6）列示的是剔除2020年樣本的結(jié)果。在表11中，列（1）的UE×RSI系數(shù)為正，這說明了注冊制的實施使得季報包含的企業(yè)信息顯著增多，在季報公布當日投資者加大了交易量，表現(xiàn)為換手率大幅提升。列（2）和（3）中的UE×RSI系數(shù)在1%的水平上顯著為正，這表明相比于核準制企業(yè)，實施注冊制的企業(yè)的盈余反應系數(shù)會更大，即實施注冊制提高了上市公司的信息披露質(zhì)量，使得報告的信息含量更高。表11中列（4）—（6）也列示了類似的結(jié)果，即在剔除2020年樣本后，實施注冊制提高了上市公司信息披露質(zhì)量這一結(jié)論依然穩(wěn)健。綜合表6和表11不難看出，實施注冊制提高了上市公司信息披露質(zhì)量，使股價中包含了更多企業(yè)層面信息，最終表現(xiàn)為股價同步性的下降，與假設H2一致。

（二）異質(zhì)性檢驗

通過前文的理論分析和實證檢驗結(jié)果，本文發(fā)現(xiàn)注冊制的實施降低了上市公司股價同步性。但是注冊制對于不同公司的約束程度和監(jiān)督程度會存在差異，從而導致注冊制的實施對股價同步性的影響可能有所不同。

從公司金融化的視角看，金融化程度越高意味著公司盈余管理問題越嚴重，信息披露質(zhì)量越差（鄧超和彭斌，2021）[33]?；谖写砝碚?，出于“遮掩”心理，企業(yè)過度金融化會降低信息透明度，激化代理問題。一方面，由于上市公司對金融投資的獎懲制度不夠完善，存在“重賞輕罰”的情況（徐經(jīng)長和曾雪云，2010）[34]，這會導致管理層為了追求超額的金融回報而違背大股東的意愿，隱藏主營業(yè)務被削弱的事實，加劇管理層和大股東之間的信息不對稱；另一方面，金融資產(chǎn)的構(gòu)成存在一定的復雜性，我國中小股東普遍缺乏金融專業(yè)知識，大股東會利用中小股東的這一特征“粉飾”財務報表，便于自己“掏空”企業(yè)。因此，過度金融化會降低上市公司的信息透明度。在金融化程度過高的企業(yè)中，注冊制高標準的信息披露要求會顯著削弱其“遮掩”動機，極大提高其信息披露質(zhì)量，增加股價中的信息含量，降低股價同步性。也就是說，企業(yè)金融化程度越高，注冊制改革對股價同步性的抑制作用越明顯。文章采用金融資產(chǎn)與總資產(chǎn)的比值來衡量企業(yè)的金融化程度（CF），比值越大表明企業(yè)的金融化程度越高。其中，金融資產(chǎn)用交易性金融資產(chǎn)、投資性房地產(chǎn)凈額、持有至到期投資凈額、可供出售金融資產(chǎn)凈額、發(fā)放貸款及墊付凈額和衍生金融資產(chǎn)之和來計量。

從機構(gòu)投資者的視角看，機構(gòu)投資者的存在能對上市公司的信息透明度產(chǎn)生積極的影響。一方面，相比于散戶，機構(gòu)投資者具有研究優(yōu)勢、信息優(yōu)勢和資金優(yōu)勢，可以憑借其專業(yè)技術(shù)和渠道資源挖掘與公司生產(chǎn)經(jīng)營有關的重要信息，并在交易過程中釋放這些信息，對信息的發(fā)現(xiàn)和傳播起到了積極作用；另一方面，機構(gòu)投資者有能力和動機參與公司治理，對管理層起到了監(jiān)督作用，抑制其操縱盈余信息的行為，提高會計信息質(zhì)量，緩解了內(nèi)外部信息不對稱情況（伊志宏和李艷麗，2013）[35]。所以相對而言，機構(gòu)投資者持股比例越低，實施注冊制對其股價特質(zhì)信息含量的正向影響會更明顯。

為了檢驗上述猜想，文章構(gòu)建了模型（9）：

[SYN=t0+t1Moderator×RSI+t2RSI+t3Moderator+tiControls+Indus+Term+μ]? ? （9）

其中，調(diào)節(jié)變量[Moderator]分別為企業(yè)金融化程度（CF）和機構(gòu)投資者持股比例（INV）。我們重點關注[Moderator×RSI]的系數(shù)[t1]是否顯著為負。如果系數(shù)[t1]為負，則表明該變量對注冊制與股價同步性的關系起促進作用；反之起抑制作用。

回歸結(jié)果如表12的列（1）所示，CF×RSI的系數(shù)顯著為負，這表明公司金融化程度越高，注冊制對股價同步性的抑制效果越明顯，和前文的推測一致。表12的列（2）顯示，交互項的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，表明機構(gòu)投資者持股比例負向調(diào)節(jié)注冊制與股價同步性的關系。也就是說，實施注冊制對股價同步性的抑制效果在機構(gòu)持股較少的公司中更明顯。

表12：異質(zhì)性檢驗

[變量 公司金融化程度 機構(gòu)投資者持股比例 （1） （2） CF×RSI -0.282*** - （-3.11） - INV×RSI - 0.579*** - （6.32） RSI -0.032** -0.236*** （-2.43） （-7.61） CF -0.142*** - （-3.58） - INV - 0.331*** - （3.60） controls Yes Yes cons -0.719*** -0.772*** （-18.41） （-9.82） Indus Yes Yes Term Yes Yes N 67145 67145 adj.R2 0.347? 0.341 ]

七、結(jié)論與啟示

本文探究了注冊制的實施將如何影響上市公司的股價同步性，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，注冊制的實施顯著降低了我國上市公司股價同步性，并且這種降低作用是通過改善企業(yè)信息披露質(zhì)量的渠道實現(xiàn)的。此外，當公司金融化程度越高、機構(gòu)投資者的持股比例越低時，實施注冊制對股價同步性的抑制效果越明顯。上述證據(jù)表明，實施注冊制對資本市場的規(guī)范化及透明化起到了積極作用。

在當前全面推行注冊制的背景下，本文的研究結(jié)果仍具有重要的政策啟示。第一，許多投資者依然對注冊制改革的實施效果存在質(zhì)疑，認為其可能導致上市公司更不透明，甚至產(chǎn)生了恢復核準制的聲音。然而本文的結(jié)果卻顯示，與核準制公司相比，注冊制公司的信息披露質(zhì)量更高，而這種高質(zhì)量的信息有助于降低公司的股價同步性。也就是說，注冊制改革產(chǎn)生了積極的市場效應。我們不應倒退回去恢復實施核準制。第二，證券監(jiān)管部門應該有針對性地選擇重點監(jiān)督對象，對金融化程度較高、機構(gòu)投資者持股比例較低的企業(yè)予以特別關注，以提升監(jiān)管效率和治理效率。

注：

①需要說明的是，2021年4月6日之后，中小板正式并入主板，至此我國股市再無中小板。由于我們的樣本區(qū)間為2017—2021年，跨越了中小板并入主板的時間，在板塊名稱上，對于并入主板之前的中小板公司，我們依然稱之為中小板樣本。

參考文獻：

[1]王嘯.美國“注冊制”的四大難題與中國資本市場改革的思考 [J].證券市場導報， 2015， （01）.

[2]R Roll. 1988. R2 [J].The Journal of Finance， 43（3）.

[3]張軍，劉波，沈華玉.股價同步性與股價崩盤風險——基于信息不對稱和公司治理視角 [J].財經(jīng)科學， 2019， （04）.

[4]Morck Randall，Bernard Yeung，Wayne Yu. 2000. The Information Content of Stock Markets：Why do Emerging Markets have Synchronous Stock Price Movements？ [J].Journal of Financial Economics， 58（1）.

[5]Li Jin，Stewart C. Myers. 2006. R2 Around the World：New Theory and New Tests [J].Journal of Financial Economics，79（2）.

[6]陸瑤，沈小力.股票價格的信息含量與盈余管理——基于中國股市的實證分析 [J].金融研究， 2011， （12）.

[7]王立章，王詠梅，王志誠.控制權(quán)、現(xiàn)金流權(quán)與股價同步性 [J].金融研究， 2016， （05）.

[8]李秉成，鄭珊珊.管理者能力能夠提高資本市場信息效率嗎？——基于股價同步性的分析 [J].審計與經(jīng)濟研究， 2019， 34（03）.

[9]伊志宏，李穎，江軒宇.女性分析師關注與股價同步性 [J].金融研究， 2015， （11）.

[10]陳冬華，姚振曄.政府行為必然會提高股價同步性嗎？——基于我國產(chǎn)業(yè)政策的實證研究 [J].經(jīng)濟研究， 2018， 53（12）.

[11]胡軍，王甄.微博、特質(zhì)性信息披露與股價同步性[J].金融研究， 2015， （11）.

[12]沈華玉，郭曉冬，吳曉暉.會計穩(wěn)健性、信息透明度與股價同步性 [J].山西財經(jīng)大學學報， 2017， 39（12）.

[13]劉曉，劉洋.內(nèi)部控制效率、信息披露質(zhì)量與股價同步性 [J].山東社會科學， 2016， （06）.

[14]Joseph Piotroski，Darren Roulstone. 2004.The Influence of Analysts，Institutional Investors，and Insiders on the Incorporation of Market，Industry，and Firm-Specific Information into Stock Prices [J].The Accounting Review，79（4）.

[15]巫岑，饒品貴，岳衡.注冊制的溢出效應：基于股價同步性的研究 [J].管理世界， 2022， （12）.

[16]Amy Hutton，Alan? Marcus，Hassan Tehranian. 2009. Opaque Financial Reports，R2，and Crash Risk [J]. Journal of Financial Economics，94（1）.

[17]黃俊，郭照蕊.新聞媒體報道與資本市場定價效率——基于股價同步性的分析 [J].管理世界， 2014， （05）.

[18]伊志宏，楊圣之，陳欽源.分析師能降低股價同步性嗎——基于研究報告文本分析的實證研究 [J].中國工業(yè)經(jīng)濟， 2019， （01）.

[19]王木之，李丹.新審計報告和股價同步性 [J].會計研究， 2019， （01）.

[20]袁蓉麗，王群，李瑞敬.證券交易所監(jiān)管與股價同步性——基于年報問詢函的證據(jù) [J].管理評論， 2022， 34（02）.

[21]郭恒泰，王妍.企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型能降低股價同步性嗎？[J].投資研究， 2022， 41（12）.

[22]羅黨論，劉曉龍.政治關系、進入壁壘與企業(yè)績效——來自中國民營上市公司的經(jīng)驗證據(jù) [J].管理世界， 2009， （05）.

[23]游家興，張俊生，江偉.制度建設、公司特質(zhì)信息與股價波動的同步性——基于R2研究的視角 [J].經(jīng)濟學（季刊）， 2007， （01）.

[24]雷光勇，買瑞東，左靜靜.數(shù)字化轉(zhuǎn)型與資本市場效率——基于股價同步性視角 [J].證券市場導報， 2022， （08）.

[25]伊志宏，申丹琳，江軒宇.基金股權(quán)關聯(lián)分析師損害了股票市場信息效率嗎——基于股價同步性的經(jīng)驗證據(jù) [J].管理評論 ， 2018， 30（08）.

[26]張震，丁偉，袁嘉浩，傅毅.管理層“答非所問”、市場主體關注與股價同步性 [J].金融經(jīng)濟學研究， 2022， 37（05）.

[27]Jens Hainmueller. 2012. Entropy Balancing for Causal Effects：A Multivariate Reweighting Method to Produce Balanced Samples in Observational Studies [J].Political Analysis， 20（1）.

[28]王亞平，劉慧龍，吳聯(lián)生.信息透明度、機構(gòu)投資者與股價同步性 [J].金融研究， 2009， 354（12）.

[29]楊秋平，劉紅忠.資本市場開放與股價同步性——基于滬港通的實證分析 [J].上海金融， 2021， （03）.

[30]Huayu Shen，Runxin Liu，Hao Xiong，F(xiàn)ei Hou，Xiaoyi Tang. 2021. Economic Policy Uncertainty and Stock Price Synchronicity：Evidence from China [J].Pacifi-Basin Finance Journal， 65.

[31]Greg Clinch，Wei Li. 2022. Short-Selling and Information Arrival around Earnings Announcements：Evidence from Regulation SHO [J]. Accounting Review， 97（4）.

[32]趙杰強，毛慧瑾.上市公司信息披露質(zhì)量對股票流動性影響的實證研究 [J].特區(qū)經(jīng)濟， 2011， （07）.

[33]鄧超，彭斌.實體企業(yè)金融化行為與信息披露質(zhì)量關系的研究 [J].財經(jīng)理論與實踐， 2021， 42（03）.

[34]徐經(jīng)長，曾雪云.公允價值計量與管理層薪酬契約 [J].會計研究， 2010， （03）.

[35]伊志宏，李艷麗.機構(gòu)投資者的公司治理角色：一個文獻綜述 [J].管理評論， 2013， 25（05）.