內(nèi)部控制效率、信息披露質(zhì)量與股價同步性

劉　曉　劉　洋

(山東大學(xué) 管理學(xué)院，山東 濟(jì)南　250100)

內(nèi)部控制效率、信息披露質(zhì)量與股價同步性

劉曉劉洋

(山東大學(xué) 管理學(xué)院，山東 濟(jì)南250100)

[摘要]股價同步性長久以來一直是證券市場股價信息含量研究的熱門話題。本文依據(jù)私有信息交易理論，分析內(nèi)部控制效率對股價同步性的影響，并觀察信息披露質(zhì)量在這一影響過程中的作用。同時，引入外部治理環(huán)境變量，檢驗(yàn)外部治理環(huán)境在信息披露質(zhì)量與股價同步性之間的作用。研究結(jié)果表明，內(nèi)部控制效率對股價同步性具有顯著的正向作用，信息披露質(zhì)量在內(nèi)部控制效率與股價同步性之間起到部分中介作用，外部治理環(huán)境在信息披露質(zhì)量和股價同步性的關(guān)系中具有負(fù)向調(diào)節(jié)作用。

[關(guān)鍵詞]股價同步性；內(nèi)部控制效率；信息披露質(zhì)量；外部治理環(huán)境

一、引言

股價同步性長久以來一直是證券市場股價信息含量研究的熱門話題。股價同步性概念最早由 Morck、Yeung 和 Yu(2000)提出，它將Roll于1988年提出的擬合優(yōu)度指標(biāo)R2正式予以定義(Roll指出擬合優(yōu)度指標(biāo)R2度量了股價波動中被市場和行業(yè)層面信息所解釋的部分)，并衡量了公司股價變動與市場平均波動的關(guān)聯(lián)程度。目前，學(xué)者們對股價同步性有兩種不同的觀點(diǎn)：一是“信息效率觀”，認(rèn)為R2的高低反映了公司私有信息被納入股價的程度，R2越高，股價中所包含的私有信息越少，則股價同步性越高；二是“噪音觀”，認(rèn)為R2反映的是股票收益中的噪音、泡沫與公司基本因素?zé)o關(guān)的投資者非理性行為。其實(shí)，這兩種觀點(diǎn)的爭議可以歸結(jié)為一個問題：企業(yè)私有信息和噪聲都可能影響股價波動同步性程度。*孫剛：《金融生態(tài)環(huán)境、股價波動同步性與上市企業(yè)融資約束》，《證券市場導(dǎo)報》2011年第01期。

通過對相關(guān)研究文獻(xiàn)的梳理，我們發(fā)現(xiàn)以往的相關(guān)研究大多集中于探究信息透明度、信息披露質(zhì)量等對股價同步性的影響，對內(nèi)部控制與股價同步性關(guān)系的研究則是一個空白。而且，在信息披露質(zhì)量與股價同步性關(guān)系的研究方面，相當(dāng)多的研究認(rèn)為信息披露質(zhì)量與股價同步性負(fù)相關(guān)，*Durnev A，Morck R，Yeung B，and Zarowin P. “Does Greater Firm-specific Return Variation Mean More or Less Informed Stock Pricing? ”，Journal of Accounting Research，2003，41：797-836.但也有不少學(xué)者得出了與大部分研究者相反的結(jié)論。*Kelly,“Information Efficiency and Firm-Specific Return Variation.”Working Paper,Arizona State University,2005.我們認(rèn)為，之所以信息披露質(zhì)量與股價同步性研究在不同的學(xué)者那里結(jié)論迥異，可能的原因是由于既往的研究忽略了某個或某些重要的情境因素。譬如，我國屬于新興經(jīng)濟(jì)體國家，證券市場尚處于發(fā)展階段，相關(guān)的法律法規(guī)還不夠健全，噪音交易仍大量存在。對此，本文依據(jù)私有信息交易理論，分析內(nèi)部控制效率對股價同步性的影響，并觀察信息披露質(zhì)量在這一影響過程中的作用。同時，引入外部治理環(huán)境變量，檢驗(yàn)外部治理環(huán)境在信息披露質(zhì)量與股價同步性之間的作用，利用我國2009-2013年深市A股非金融類上市公司數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，以期豐富股價同步性的研究視角，為內(nèi)部控制建設(shè)、股價信息含量和投資者保護(hù)等方面的研究提供有益的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

二、理論分析與研究假設(shè)

(一)內(nèi)部控制效率對股價同步性的影響

Morck、Yeung和Yu(2000)選取了40多個國家股票市場數(shù)據(jù)作為研究樣本，其中我國證券市場的股價同步性高居第二，僅次于波蘭。但隨后中國的高股價同步性即飽受學(xué)界和業(yè)界的詬病。不過，許多學(xué)者也指出，對于一個信息不對稱程度高、市場流動性差的新興市場而言，股價同步性高也許并非是壞事。我國證券市場存在著嚴(yán)重的信息不對稱現(xiàn)象，*趙濤、鄭祖玄：《信息不對稱與機(jī)構(gòu)操縱——中國股市機(jī)構(gòu)與散戶的博弈分析》，《經(jīng)濟(jì)研究》2002年第7期。繼而出現(xiàn)了大量的私有信息交易，這會導(dǎo)致個股的股價同步性降低。*許年行、洪濤 等：《信息傳遞模式、投資者心理偏差與股價“同漲同跌”現(xiàn)象》，《經(jīng)濟(jì)研究》2011年第4期。那么，如何解決由上述原因所產(chǎn)生的低股價同步性現(xiàn)象呢？

2006年以來，我國先后頒布了《上市公司內(nèi)部控制指引》、《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》、《企業(yè)內(nèi)部控制評價指引》等法律法規(guī)。這些法律法規(guī)的頒布，其目的都是為了保護(hù)投資者利益，增強(qiáng)內(nèi)部控制效率，限制公司內(nèi)部人的侵占行為，以此減少私有信息交易，*徐楓、范達(dá)強(qiáng)等：《私有信息影響我國股票市場價格波動的實(shí)證研究》，《投資研究》2012年第8期。從而提高股價同步性?；诖?，本文提出假設(shè)1：

H1：內(nèi)部控制效率對股價同步性具有顯著的正向影響。

(二)信息披露質(zhì)量的中介作用

證券市場中信息是決定股價波動最主要的因素。Roll(1998)、Morck等(2000)學(xué)者都曾指出，證券市場的信息包含市場層面信息以及公司特質(zhì)信息，公司特質(zhì)信息包括公開披露的信息與私有信息兩部分。公開披露的信息投資者可以通過各種正式媒體獲取，但私有信息是由于信息不對稱導(dǎo)致的信息獲取差異。具體包括：信息獲取渠道、投資者信息加工與挖掘能力的差異。*金智：《新會計準(zhǔn)則、會計信息質(zhì)量與股價同步性》，《會計研究》2010年第7期。Durnev等(2003)的研究表明，低R2主要是由于私有信息并入股價所致。馮用富等人(2009)以我國上市公司為研究對象，通過邏輯演繹的方法推導(dǎo)出我國上市公司的R2主要受基于私有信息交易的影響。*馮用富、董艷、袁澤波等：《基于R2的中國股市私有信息套利分析》，《經(jīng)濟(jì)研究》2009年第8期。

根據(jù)私有信息交易理論，R2越低意味著公司特質(zhì)私有信息融入造成股價波動相對于系統(tǒng)性因素越多，繼而私有信息套利程度會越高。*Roll R，“R2”，Journal of Finance，1988，43：541-566.因此，公司的信息披露質(zhì)量越高，可供外部投資者挖掘的私有信息就越少，在股市中通過交易融入股價的私有信息也就越少，股價同步性隨之提高。*史永：《信息披露質(zhì)量、審計師選擇與股價同步性》，《中南財經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報》2013年第6期。王亞平等人(2009)通過對我國證券市場的研究發(fā)現(xiàn)，信息透明度與股價同步性具有正相關(guān)關(guān)系。金智(2010)從私有信息交易理論出發(fā)，驗(yàn)證了在公司負(fù)向盈余管理的情況下，會計信息質(zhì)量與股價同步性存在正相關(guān)關(guān)系。信息披露質(zhì)量的高低引導(dǎo)市場中資金的流向，優(yōu)化資本配置結(jié)構(gòu)，有效的信息披露能夠降低信息不對稱程度，保護(hù)處于信息劣勢的外部投資者。②鑒于此，本文提出，信息披露質(zhì)量對股價同步性具有顯著的正向影響。

高效的內(nèi)部控制能為高質(zhì)量的信息披露提供保證機(jī)制。Chan、Hameed(2006)的研究發(fā)現(xiàn)，新興市場的上市公司通常會陷入內(nèi)部人控制的境地，為了掩蓋其掏空行為并逃脫監(jiān)管，內(nèi)部控制人很少會自愿披露相關(guān)信息，因而上市公司信息透明度較低。楊有紅、毛新述(2011)的研究則指出，內(nèi)部控制能夠在一定程度上改善財務(wù)報告的質(zhì)量，并強(qiáng)化對投資者利益的保護(hù)。鑒于此，本文提出，內(nèi)部控制效率對信息披露質(zhì)量具有顯著的正向影響。

綜上，內(nèi)部控制效率對股價同步性的影響是通過影響信息披露質(zhì)量實(shí)現(xiàn)的。鑒于此，本文提出假設(shè)2：

H2：信息披露質(zhì)量在內(nèi)部控制效率與股價同步性之間起中介作用。

(三)外部治理環(huán)境的調(diào)節(jié)作用

以往的研究中，學(xué)者們重點(diǎn)關(guān)注了信息披露質(zhì)量與股價同步性的關(guān)系，但并未得到一致的結(jié)論。例如，Roll(1998)、Durnev等(2003)、Jin、Myers(2006)和Hutton等(2009)的研究結(jié)論較為一致，他們都認(rèn)為信息不透明致使公司個體信息進(jìn)人股票價格的含量變少，從而股價同步性提高，即股價同步性與信息透明度呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。與此結(jié)論相反的是，Kelly(2005)從信息獲取成本與收益的角度發(fā)現(xiàn)，股價同步性越低，信息環(huán)境越差，但股價同步性低并不能說明股價信息效率高；Teoh 等(2008)通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，股價同步性越低的公司，其應(yīng)計異象、盈余公告后漂移等市場異?，F(xiàn)象更加嚴(yán)重。本文認(rèn)為，導(dǎo)致上述相反研究結(jié)果的原因可能是因?yàn)樵S多研究忽略了外部治理環(huán)境因素，尤其是噪音交易的存在。

噪音交易理論認(rèn)為，市場噪音及噪音交易會引起信息資源的不合理配置和股票價格的明顯偏離，從而使市場的有效性下降。*De Long J Bradford，Andrei Shleifer，Lawrence H Summers，and Robert J Waldmann. “Noise Trader Risk in Financial Markets”，Journal of Political Economy，1990a，(98)：703-738.Kelly(2005)認(rèn)為，較低的股價波動同步性不能表明股票定價機(jī)制會更有效率，反而有可能是市場噪音作用的結(jié)果。Dasgupta et al.(2008)發(fā)現(xiàn)，對于信息透明程度不高的公司來說，噪聲會加重股價未來運(yùn)動的不確定性，股價同步性能夠正向反映其股票的信息效率。由此，在噪聲較多的股票市場中，股票價格主要由噪聲的推動而形成，信息透明度的提高將降低公司未來發(fā)展的不確定性，從而減弱噪聲對股票價格的影響，股票價格個體性的波動程度降低，股價同步性提高，股價同步性與信息透明度正相關(guān)；反之亦然。*王亞平、劉慧龍等：《信息透明度、機(jī)構(gòu)投資者與股價同步性》，《金融研究》2009年第12期。因此，本文認(rèn)為，外部治理環(huán)境中的噪音可能會影響信息披露質(zhì)量與股價同步性之間的關(guān)系。由于我國的證券市場仍處于發(fā)展階段，市場噪音較多，因此本文提出假設(shè)3：

H3：外部治理環(huán)境在信息披露質(zhì)量與股價同步性的關(guān)系間起負(fù)向調(diào)節(jié)作用。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以深圳證券交易所主板、中小企業(yè)板、創(chuàng)業(yè)板的非金融類上市公司為研究樣本，剔除個股周收益率數(shù)據(jù)不足30個觀測值的樣本，并剔除ST類、同時發(fā)行B股或H股、被停止上市以及數(shù)據(jù)不完全的樣本。*數(shù)據(jù)不完整的主要原因是迪博內(nèi)部控制與風(fēng)險管理數(shù)據(jù)庫所選取的研究樣本是以上一年所有上市公司為基礎(chǔ)計算得出的，故無當(dāng)年新上市的公司內(nèi)部控制指數(shù)情況。經(jīng)上述處理后，本文共獲得4452個觀測樣本。本文所使用公司財務(wù)數(shù)據(jù)、個股及市場收益率數(shù)據(jù)來自于國泰安數(shù)據(jù)庫，上市公司內(nèi)部控制指數(shù)來自于迪博內(nèi)部控制與風(fēng)險管理數(shù)據(jù)庫。

(二)變量定義與計算方式

內(nèi)部控制效率(Ctrl)。本研究借鑒趙息、張西栓(2013)、逯東(2014)等的研究，采用由深圳市迪博企業(yè)風(fēng)險管理技術(shù)有限公司提供的內(nèi)部控制指數(shù)數(shù)據(jù)表示內(nèi)部控制的效率。其取值范圍為[0，1000]，數(shù)字越大表示上市公司內(nèi)部控制效率越高。

信息披露質(zhì)量(DQ)。本研究借鑒曾穎、陸正飛(2006)、羅進(jìn)輝(2014)等的研究，將深交所上市公司“誠信檔案”中的“信息披露考評”結(jié)果作為信息披露質(zhì)量高低的替代變量，把優(yōu)秀、良好、合格、不合格四個評級分別賦值為4、3、2、1。

外部治理環(huán)境(EIE)。本研究借鑒李延喜等(2012)、李科、徐龍炳(2009)等的研究，采用樊綱等在《中國市場化指數(shù)》一書中編制的中國各地區(qū)市場化指數(shù)作為外部治理環(huán)境的替代變量。

股價同步性(Syn)。本研究借鑒Roll(1988)、DMYZ(2003)的衡量方法，應(yīng)用模型(1)估計個股的R2，并用模型(2)對R2進(jìn)行對數(shù)化處理，所得的Syn即為股價同步性的衡量指標(biāo)。

Rit=α+β*Rm+γ*Rnt+ε

(1)

Synit=Ln[Rit2/(1-Rit2)]

(2)

其中，Rit代表上市公司i在第t周個股收益率，Rmt代表第t周市場收益率，Rnt代表第t周行業(yè)收益率；R2的經(jīng)濟(jì)含義是個別公司股票價格的變動能夠被市場波動所解釋的部分。

控制變量。為了控制其他因素的影響，根據(jù)以往的研究本文的控制變量包括：盈利能力(ROE)、負(fù)債水平(Leverage)、機(jī)構(gòu)持股比例(Institutions)、大股東持股比例(Top1)、賬面市值比(BM)、公司規(guī)模(Size)和成立年限(Age)。

(三)計量模型

對于假設(shè)H1、H2，本文采用面板數(shù)據(jù)分析方法，對股價同步性與內(nèi)部控制效率及信息披露質(zhì)量的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。面板數(shù)據(jù)相對于截面數(shù)據(jù)或者時間序列數(shù)據(jù)能夠提供更多的信息、更少共線性、更多的自由度和更高的估計效率。模型設(shè)計如下：

M1：Syn=c+α0Ctrl+β1ROE+β2Leverage+β3Institutions+β4Top1+β5BM+β6Size+β7Age+ε

M2：DQ=c+α0Ctrl+β1ROE+β2Leverage+β3Institutions+β4Top1+β5BM+β6Size+β7Age+ε

M3：Syn=c+α0Ctrl+α1DQ+β1ROE+β2Leverage+β3Institutions+β4Top1+β5BM+β6Size+β7Age+ε

對于假設(shè)H3，為了進(jìn)一步探究信息披露質(zhì)量與股價同步性之間的關(guān)系，本文引入信息披露質(zhì)量與外部治理環(huán)境的交互項(xiàng)。值得說明的是，我們雖然采用了面板數(shù)據(jù)，但在這一問題的分析時并未采用面板數(shù)據(jù)回歸方法，而是采用了OLS檢驗(yàn)本文的研究假設(shè)。這主要是因?yàn)?，回歸模型中的外部治理環(huán)境變量是采用最新一年的數(shù)據(jù)代替尚未披露信息年度的數(shù)據(jù)。雖然考慮到外部治理環(huán)境在不同年度間的變化相對穩(wěn)定，這種賦值是科學(xué)合理的，但這意味著企業(yè)所面臨的外部治理環(huán)境是一樣的。然而，信息披露質(zhì)量、股價同步性在每個年度都是不盡相同的，因此如采用面板數(shù)據(jù)的回歸方法進(jìn)行分析，將無法正確考察外部治理環(huán)境對信息披露質(zhì)量與股價同步性關(guān)系的影響效應(yīng)，從而使得研究結(jié)果出現(xiàn)誤差。因此，該模型設(shè)計如下：

M4：Syn=c+α0DQ+β1ROE+β2Leverage+β3Institutions+β4Top1+β5BM+β6Size+β7Age+ε

M5：Syn=c+α0DQ+α1EDE+α2DQ×EDE+β1ROE+β2Leverage+β3Institutions+β4Top1+β5BM+β6Size+β7Age+ε

四、統(tǒng)計檢驗(yàn)結(jié)果

(一)描述性統(tǒng)計分析

內(nèi)部控制效率(Ctrl)均值和標(biāo)準(zhǔn)差分別為683.2103和66.1340，最大值978.95，最小值189.24，說明不同公司的內(nèi)部控制效率差異很大。信息披露質(zhì)量(DQ)均值和標(biāo)準(zhǔn)差分別為3.0633和0.5684，說明我國上市公司信息披露質(zhì)量整體尚可，但仍存在改善的空間。外部治理環(huán)境(EIE)均值和標(biāo)準(zhǔn)差分別為28.1184和21.5826，最大值63.99，最小值0.98，說明我國上市公司外部治理環(huán)境整體情況一般。股價同步性(Syn)最大值與最小值分別為2.0561和-5.1971，說明不同公司之間股價同步性差異較大，其內(nèi)在原因有待進(jìn)一步考察。內(nèi)部控制效率、外部治理環(huán)境對股價同步性的影響，則通過回歸分析觀察。具體內(nèi)容如下表所示：

變量均值標(biāo)準(zhǔn)差最大值最小值Ctrl683.210366.1340978.95189.24DQ3.06330.568441EIE28.118421.582663.990.98Syn-0.34080.78092.0561-5.1971ROE0.07590.08070.9630-0.7153Leverage37.344821.219894.78110.7080Institutions33.799223.196397.92560.0029Top135.736914.395186.49005.1400BM0.83300.771410.32890.0681Size15.09540.799218.694213.4702Age12.90125.1420362

(二)回歸分析

按照上文所設(shè)計的模型，運(yùn)用Stata10.0分別進(jìn)行面板數(shù)據(jù)回歸以及OLS回歸，具體分析結(jié)果見下表：

變量模型 SynDQSynSynSynM1M2M3M4M5自變量Ctrl0.001**(2.38)0.001***(5.45)0.000*(1.95)中介變量DQ0.104***(3.74)0.141***(6.62)0.219***(6.51)調(diào)節(jié)變量EIE0.004(1.53)交互項(xiàng)DQ*EIE-0.002***(-2.67)R20.1810.0320.1850.0390.048F/Wald檢驗(yàn)F=62.45P=0.000F=9.68P=0.000F=57.92P=0.000F=22.55P=0.000F=22.37P=0.000Hausman檢驗(yàn)固定效應(yīng),P=0.000固定效應(yīng),P=0.000固定效應(yīng),P=0.000——

說明： ***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平下顯著，本表未匯報常數(shù)項(xiàng)與控制變量統(tǒng)計結(jié)果；對于模型M1、M2、M3，括號內(nèi)為Z值，Hausman檢驗(yàn)：P大于0.05則接受原假設(shè)，意味著模型為隨機(jī)效應(yīng)模型(RE)；否則拒絕原假設(shè)，采用固定效應(yīng)模型(FE)。對于模型M4、M5，括號中的數(shù)字為T值(雙尾檢驗(yàn))。

對于模型M1、M2、M3，Hausman檢驗(yàn)結(jié)果均選擇了固定效應(yīng)模型，并通過顯著性檢驗(yàn)。模型M1中股價同步性對內(nèi)部控制效率的回歸系數(shù)為0.001，且在0.05的水平上顯著，表明內(nèi)部控制效率越高，股價同步性越高，假設(shè)H1得到支持。模型M2檢驗(yàn)了內(nèi)部控制效率與信息披露質(zhì)量之間的顯著正向關(guān)系。模型M3中自變量內(nèi)部控制效率的回歸系數(shù)為0.000，且在0.1的水平上顯著；信息披露質(zhì)量的回歸系數(shù)為0.104，且P<0.01。根據(jù)中介效應(yīng)的檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)，將自變量與中介變量同時加入回歸方程后，如果自變量與因變量之間的顯著性消失，說明存在完全中介效應(yīng)；而如果兩者的關(guān)系仍然顯著但數(shù)值有所下降，則說明存在部分中介效應(yīng)。與模型M1對比發(fā)現(xiàn)，加入中介變量信息披露質(zhì)量后，自變量內(nèi)部控制效率的回歸系數(shù)降低。由此說明，信息披露質(zhì)量在內(nèi)部控制效率與股價同步性之間發(fā)揮了部分中介作用，假設(shè)H2得到部分支持。

對于模型M4、M5，回歸分析模型的R2分別為0.039、0.048，F(xiàn) 統(tǒng)計量分別為22.55、22.37，并且均在 0.01的顯著性水平下顯著，可以說明模型均通過了顯著性檢驗(yàn)，模型設(shè)定有效。模型M4檢驗(yàn)了信息披露質(zhì)量與股價同步性之間的顯著正向關(guān)系。由模型M5可知，信息披露質(zhì)量與外部治理環(huán)境的交互項(xiàng)回歸系數(shù)為-0.002，且P<0.01，通過檢驗(yàn)，表明外部治理環(huán)境會對信息披露質(zhì)量與股價同步性的正向關(guān)系產(chǎn)生負(fù)向調(diào)節(jié)作用，假設(shè)H3得到支持。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

由于外部治理環(huán)境替代變量的數(shù)據(jù)更新較慢，我們以現(xiàn)有最新一年的數(shù)據(jù)代替尚未披露信息年度的數(shù)據(jù)，這一做法可能會對檢驗(yàn)的結(jié)果產(chǎn)生影響。為了消除這一問題帶來的影響，本文通過隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行面板數(shù)據(jù)回歸，對上述結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。通過回歸分析，得到信息披露質(zhì)量與外部治理環(huán)境的交互項(xiàng)回歸系數(shù)為-0.002，且P<0.05，通過檢驗(yàn)，結(jié)果與前文一致。

五、研究結(jié)論與政策建議

股價同步性是上市公司信息披露研究領(lǐng)域的重要課題，開展股價同步性問題研究對于保護(hù)中小股東權(quán)益、改善和維護(hù)投資環(huán)境、推動資本市場健康發(fā)展都具有重大的現(xiàn)實(shí)意義。本文選擇2009-2013年深圳證券交易所主板、中小企業(yè)板、創(chuàng)業(yè)板的非金融類上市公司作為研究樣本，以私有信息交易理論為依據(jù)，深入分析了內(nèi)部控制效率對股價同步性的影響及其內(nèi)在作用機(jī)理。研究發(fā)現(xiàn)，內(nèi)部控制效率對股價同步性具有顯著的正向作用，信息披露質(zhì)量在內(nèi)部控制效率與股價同步性之間起到部分中介作用。對于信息披露質(zhì)量與股價同步性的關(guān)系，我們認(rèn)為以往研究結(jié)論的差異是由于市場噪音作用的結(jié)果，我們引入外部治理環(huán)境變量，對信息披露質(zhì)量與股價同步性關(guān)系的觀察發(fā)現(xiàn)，外部治理環(huán)境在信息披露質(zhì)量與股價同步性關(guān)系中具有負(fù)向調(diào)節(jié)作用。

本文的主要結(jié)論與政策建議：

第一，就目前我國證券市場而言，內(nèi)部控制效率對股價同步性具有顯著的正向作用，信息披露質(zhì)量在內(nèi)部控制效率與股價同步性的關(guān)系中起到部分中介作用。因此，通過增強(qiáng)內(nèi)部控制效率，可以限制公司內(nèi)部人員的侵占行為，并減少私有信息交易，提高信息披露質(zhì)量，從而提高股價同步性。監(jiān)管部門應(yīng)從上市公司內(nèi)部控制體系建設(shè)入手，有效遏制內(nèi)幕交易和市場操縱行為，進(jìn)一步完善上市公司信息披露制度，降低市場信息不對稱程度。

第二，外部治理環(huán)境在信息披露質(zhì)量與股價同步性的關(guān)系中具有負(fù)向調(diào)節(jié)作用。鑒于上市公司所處的外部治理環(huán)境存在差異，可以嘗試對上市公司信息披露實(shí)施分類的規(guī)范化引導(dǎo)、制訂分區(qū)域的信息披露細(xì)則。具體地，對于所處外部治理環(huán)境薄弱的上市公司進(jìn)行重點(diǎn)監(jiān)管，比如可以通過定期專項(xiàng)報告制度、監(jiān)管不定期巡視制度等措施實(shí)現(xiàn)；對于所處外部治理環(huán)境良好的上市公司鼓勵自愿性信息披露，以此獲得相對更高的估值溢價，營造一個良好的資本市場環(huán)境。

(責(zé)任編輯：欒曉平)

收稿日期：2015-12-28

作者簡介：劉曉，男，山東大學(xué)管理學(xué)院博士研究生。研究方向：公司治理和集團(tuán)公司管理。

[中圖分類號]F270

[文獻(xiàn)標(biāo)識碼]A

[文章編號]1003-4145[2016]06-0146-05

劉洋，男，山東大學(xué)管理學(xué)院碩士研究生。