資本市場開放能抑制上市公司違規(guī)嗎？
——來自“滬港通”的經(jīng)驗證據(jù)

鄒 洋，張瑞君，孟慶斌，侯德帥

(1. 中國人民大學(xué) 商學(xué)院，北京 100872；2. 首都經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué) 會計學(xué)院，北京 100070)

一、引言

近年來，我國上市公司違規(guī)頻發(fā)，諸如“雅百特”“輝山乳業(yè)”“凱迪生態(tài)”等違規(guī)事件嚴(yán)重挫傷了投資者信心，降低了股東價值，增加了資本市場不穩(wěn)定性，導(dǎo)致資本不合理分配。一般而言，公司違規(guī)行為的出現(xiàn)源于管理層或大股東的自利動機，這些自利動機在不完全信息條件下，會促使內(nèi)部人通過違反特定的法律法規(guī)來獲取機會利益[1]。例如管理層粉飾業(yè)績以緩解公司的財務(wù)壓力[2-3]，或得到較高的薪酬激勵[4-5]；控股股東和管理層違規(guī)披露信息，從而獲取更多外部資金[6]等。公司的違規(guī)行為會受到違規(guī)成本的約束。根據(jù)Correia(2009)[7]的“公司違規(guī)成本與收益分析”模型，違規(guī)成本等于違規(guī)被稽查概率與被稽查后公司所受損失二者的乘積。因此，提高對公司違規(guī)行為的稽查概率及其受到稽查后的損失有助于提高公司的違規(guī)成本，降低公司的違規(guī)概率。在此基礎(chǔ)上，學(xué)者們圍繞公司違規(guī)的治理機制展開了大量研究，發(fā)現(xiàn)獨立董事[8-10]、第一大股東集中持股[11]、機構(gòu)投資者持股[12]、媒體關(guān)注[13]、分析師跟蹤[14]、嚴(yán)格的外部審計[15]等，均可以在一定程度上抑制公司違規(guī)。但到目前為止，還鮮有研究涉及到對資本市場開放的探討。

作為發(fā)展中國家實行對外開放、深化金融改革，從而分享經(jīng)濟、金融全球化利益的重要進程，資本市場開放不僅可以改變新興經(jīng)濟體無法進行全球資產(chǎn)配置從而分散風(fēng)險的狀況，也可以滿足海外資本分享新興市場經(jīng)濟增長的意愿。大量研究表明資本市場開放不僅能從資本成本[16-17]、投資[18-19]、消費[20]、市場有效性[21]、全要素生產(chǎn)率[22]等方面深刻影響資本市場和宏觀經(jīng)濟，它還能作為一種外部治理機制，提高公司治理水平[23-25]。與國內(nèi)投資者相比，首先，境外投資者具有全球化的交易經(jīng)驗、更強的獨立性、更先進的分析和溝通工具，能夠更好地監(jiān)督上市公司[26-27]，提高其違規(guī)被發(fā)現(xiàn)的概率；其次，境外投資者的參與為公司施加了更大的高管被更換、公司被并購的壓力[16,28]，加劇了股東和管理層面臨的市場競爭和犯錯成本，提高了其違規(guī)被發(fā)現(xiàn)后所受的懲罰(例如，CEO撤換或控制權(quán)易主)；此外，境外投資者具有更強的信息處理能力[29]和更成熟的交易策略[30]，能夠及時地將相關(guān)信息反映到股價中，提升股票的定價效率[31]，增大負(fù)面信息公布后股價的下行壓力，加重了對違規(guī)行為的懲罰；最后，隨著股票市場開放，分析師、承銷商等中介數(shù)量增加，改善了公司的信息環(huán)境[24]，從而有助于提高公司違規(guī)被發(fā)現(xiàn)的概率?？梢?，資本市場開放可能有助于提高公司的違規(guī)成本，從而降低公司的違規(guī)概率。然而，對于資本市場開放是否能夠有效的抑制公司違規(guī)行為，到目前為止還未有直接的證據(jù)。

為此，本文將利用中國數(shù)據(jù)，探討“滬港通”機制對公司違規(guī)行為的影響，嘗試彌補現(xiàn)有文獻體系的這一缺失。之所以使用中國數(shù)據(jù)對該問題進行研究，原因在于：第一，中國于2014年11月正式啟動滬港股票市場交易互通互聯(lián)機制試點(簡稱“滬港通”)，為研究資本市場開放的實施效果提供了準(zhǔn)自然實驗環(huán)境?！皽弁ā笔侵干虾ＷC券交易所和香港證券交易所允許兩地投資者通過當(dāng)?shù)刈C券交易服務(wù)公司，買賣規(guī)定范圍內(nèi)的對方交易所上市的股票，這是繼QFII、QDII、RQFII等制度后，中國資本市場邁向新一輪開放的重要探索和嘗試。第二，我國仍然是投資者保護較弱的國家(1)根據(jù)北京工商大學(xué)上市公司會計投資者保護指數(shù)(AIPI)報告，見http://bhzx.btbu.edu.cn/index.htm。，現(xiàn)階段相對落后的法制化進程和較高的訴訟成本，導(dǎo)致市場中的違規(guī)多、影響大，因此探討我國的違規(guī)問題以及法律以外的約束機制具有更強的實踐意義和社會價值。第三，使用一國數(shù)據(jù)進行研究，可以避免該領(lǐng)域文獻經(jīng)常出現(xiàn)的由多國數(shù)據(jù)帶來的遺漏變量問題。資本市場開放的經(jīng)濟后果，至今仍是經(jīng)濟學(xué)領(lǐng)域最具爭議的話題之一，尤其在上世紀(jì)90年代亞洲爆發(fā)了一系列金融危機之后，越來越多的經(jīng)濟學(xué)者開始重新審視資本市場開放帶來的國際資本投機活動，并發(fā)現(xiàn)資本市場開放會增加經(jīng)濟波動、危害宏觀經(jīng)濟的穩(wěn)定性，甚至導(dǎo)致金融危機[32-34]。實證結(jié)果的不一致性主要是因為跨國截面數(shù)據(jù)容易受到法律體制、經(jīng)濟發(fā)展程度、金融市場成熟度、文化因素等影響，產(chǎn)生遺漏變量進而造成參數(shù)的錯誤估計。因此，以同一國家內(nèi)的上市公司作為研究樣本進行分析，能夠控制住其他經(jīng)濟政策對資本市場效率造成的影響，排除制度因素等遺漏變量給研究結(jié)果帶來的潛在偏誤。

本文研究發(fā)現(xiàn)：一是“滬港通”的推出使公司的違規(guī)行為減少，違規(guī)次數(shù)降低，該結(jié)論在使用了PSM方法校正樣本選擇偏差后仍然穩(wěn)健。進一步地，本文通過檢驗“滬港通”影響公司違規(guī)的機制和途徑，發(fā)現(xiàn)信息環(huán)境在“滬港通”影響公司違規(guī)的過程中，既存在調(diào)節(jié)效應(yīng)，也發(fā)揮中介效應(yīng)。在信息環(huán)境較差的公司，“滬港通”的開通能夠減少違規(guī)行為，而在信息環(huán)境相對較好的公司，“滬港通”的上述作用并不明顯。二是，“滬港通”的開啟能夠為標(biāo)的股票吸引更多的分析師關(guān)注，從而起到改善信息環(huán)境、提高違規(guī)成本的作用，進而降低公司違規(guī)的概率和次數(shù)。同時，“滬港通”對公司違規(guī)的治理效應(yīng)與公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)密切相關(guān)，在非國有企業(yè)或股權(quán)相對分散的公司，“滬港通”能夠顯著降低公司的違規(guī)概率和違規(guī)次數(shù)，而在國有企業(yè)或股權(quán)集中度較高的公司，“滬港通”的上述作用并不明顯。三是，通過變換模型設(shè)定、變換樣本區(qū)間和范圍、剔除QFII持股和交叉上市因素的影響等方法進行穩(wěn)健性檢驗，本文結(jié)論仍然成立，從而證明了本文研究結(jié)論的可靠性。

本文的理論貢獻主要體現(xiàn)在以下三個方面：第一，本文的研究豐富了公司違規(guī)行為影響因素的相關(guān)文獻?，F(xiàn)有的研究主要集中于違規(guī)動機、公司特征等方面對違規(guī)行為的影響，而對資本市場開放的相關(guān)機制則較少有研究關(guān)注。第二，本文豐富了“滬港通”實施效果方面的研究?，F(xiàn)有的研究主要圍繞股價信息含量[31]、AH股價差[35]、崩盤風(fēng)險[36]、市場穩(wěn)定性[37]等方面對“滬港通”的實施效果進行探討，尚未有學(xué)者針對上市公司違規(guī)展開研究。本文從公司分析師跟蹤、股權(quán)集中度和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)角度入手，深入探討了“滬港通”影響公司違規(guī)的途徑和機理，為“滬港通”的公司治理效應(yīng)提供了豐富的研究視角。第三，現(xiàn)有關(guān)于“滬港通”對公司治理效應(yīng)的研究更多集中于西方成熟市場，本文的結(jié)論為“滬港通”的治理效應(yīng)提供了來自于新興市場的證據(jù)，也有助于為其他新興市場提供參考和借鑒。

在實踐層面，“滬港通”作為我國資本市場開放的重要試點項目，全面分析其實施效果對未來的金融改革具有重大的現(xiàn)實意義。本文的研究結(jié)論為上市公司和監(jiān)管部門提供了治理和防范公司違規(guī)的線索，同時也為接下來的“深港通”、“滬倫通”等進一步金融開放提供了重要的實證證據(jù)和政策啟示。

余文結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分是理論分析，對相關(guān)文獻進行簡要回顧并提出本文的可檢驗假設(shè)；第三部分為本文的研究設(shè)計，進行變量定義并構(gòu)建實證模型；第四部分呈現(xiàn)了實證研究結(jié)果并對其進行分析；第五部分為穩(wěn)健性檢驗；最后是本文的結(jié)論，并提出相應(yīng)的政策建議。

二、理論分析

(一)文獻回顧

1. 資本市場開放

關(guān)于資本市場開放的經(jīng)濟后果，目前的研究主要分為兩類。一類從宏觀上，研究資本市場開放對宏觀經(jīng)濟的影響，所得結(jié)論并不一致。如新古典主義理論所預(yù)期，大量研究表明資本市場開放能夠促進經(jīng)濟增長[19,38]、分散風(fēng)險[39]、促進投資和消費[18-20]、提高全要素生產(chǎn)率[22]等，總的來說，實證研究較多的支持了資本市場開放的財富效應(yīng)[40]，證明了資本賬戶開放后國際分配效率提高的福利經(jīng)濟學(xué)意義[41]。然而在20世紀(jì)90年代亞洲爆發(fā)了一系列金融危機之后，越來越多的經(jīng)濟學(xué)者開始重新審視資本市場開放帶來的國際資本投機活動，并發(fā)現(xiàn)資本市場開放會增加經(jīng)濟波動、危害宏觀經(jīng)濟的穩(wěn)定性，甚至導(dǎo)致金融危機[32-34]。實證結(jié)果的不一致性主要是因為跨國截面數(shù)據(jù)容易受到法律體制、經(jīng)濟發(fā)展程度、金融市場成熟度、文化因素等影響，產(chǎn)生遺漏變量進而造成參數(shù)的錯誤估計[42]?？鐕芯拷Y(jié)論的不一致性也提示學(xué)者們，資本市場開放的有益效果依賴于開放國一定的自身條件[43]。例如，Eichengreen等(2011)[44]的研究發(fā)現(xiàn)，資本市場開放的正向效應(yīng)僅存在于金融體系健全、會計準(zhǔn)則嚴(yán)格、投資者保護好的國家或地區(qū)；Kose等(2011)[45]提出資本市場開放與經(jīng)濟增長的關(guān)系受到包括國內(nèi)金融市場的發(fā)展、機構(gòu)投資者的質(zhì)量、貿(mào)易開放程度、勞動力市場彈性等因素的影響。

另一類研究則從微觀上，研究資本市場開放對公司治理的影響。這類研究的共識相對宏觀經(jīng)濟而言要大許多。現(xiàn)有研究的普遍結(jié)論是，資本市場開放后，外資進入新興市場經(jīng)濟國家的上市公司，有助于優(yōu)化公司治理結(jié)構(gòu)、加強監(jiān)督、改善公司信息環(huán)境、活躍市場競爭等，最終提升公司的治理水平[16，24]。一系列文獻為上述結(jié)論提供了具體證據(jù)。Stulz(1995)[16]提出股票市場開放使公司被并購的可能性增加、管理層市場競爭壓力增大，從而使公司獲得更好的監(jiān)督，代理成本降低。Bae等(2006)[24]指出股票市場開放可以改善信息環(huán)境，進而減少盈余管理和市場操縱。Ghosh等(2008)[46]利用印度數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)資本市場開放通過對銀行股施加并購壓力降低了代理成本、提升了公司價值。Kim等(2010)[47]發(fā)現(xiàn)外國股東表現(xiàn)出與國內(nèi)投資者不同的行為方式，他們比國內(nèi)投資者更多地關(guān)心公司治理。國內(nèi)學(xué)者也利用我國開啟“滬港通”這一外生沖擊，從提高股價信息含量[31]、降低股價崩盤風(fēng)險[36]、緩解公司融資約束[48]等方面，考察了資本市場開放對上市公司的治理作用。但到目前為止，還未有研究從公司違規(guī)視角探討股票市場開放的公司治理效應(yīng)。

2. 公司違規(guī)

遵循中國證監(jiān)會及滬深交易所的相關(guān)規(guī)定(2)如，證監(jiān)會于1996年10月發(fā)布的《中國證券監(jiān)督管理委員會關(guān)于嚴(yán)禁操縱證券市場行為的通知》、上海證券交易所于2007年4月發(fā)布的《上海證券交易所上市公司信息披露事務(wù)管理制度指引》等。，違規(guī)行為是指公司違反國家或相關(guān)監(jiān)管部門的法律法規(guī)的行為。關(guān)于上市公司違規(guī)行為的影響因素，研究主要分為以下兩類。一類研究違規(guī)的動機。例如管理層粉飾業(yè)績以緩解公司的財務(wù)壓力[2-3]，或得到較高的薪酬激勵[4-5]；控股股東和管理層違規(guī)披露信息或操縱股價，從而獲取更多外部資金[6]等。吳國萍等(2010)[49]的研究結(jié)果表明我國上市公司的違規(guī)動機主要源于公司受到的財務(wù)壓力、保盈壓力和保殼壓力。此外，當(dāng)公司面臨的趕超壓力較大時，管理層尋租和違規(guī)經(jīng)營的可能性也越大[50]。

另一類主要探討違規(guī)的內(nèi)外部治理機制。其中，內(nèi)部治理機制包括高管薪酬結(jié)構(gòu)[51]、董事會結(jié)構(gòu)與特征[9-10]、股權(quán)結(jié)構(gòu)[8,11]等。外部治理機制包括機構(gòu)投資者持股[12]；媒體關(guān)注[13]、分析師跟蹤[14,53]、嚴(yán)格的外部審計[15]等?？梢姡瑢W(xué)者們從多個角度研究了公司違規(guī)行為的影響因素和治理機制，但目前還未有研究將“滬港通”作為一種外部治理機制，檢驗其對于公司違規(guī)行為的治理作用。

此外還有少數(shù)研究關(guān)注公司的內(nèi)外部環(huán)境對違規(guī)行為的影響。例如進攻型戰(zhàn)略的公司具有更高的違規(guī)概率[54]，激烈的產(chǎn)品市場競爭對公司違規(guī)存在誘發(fā)效果[55]，公司較多的裙帶關(guān)系也會增加違規(guī)的可能性[56]等。

(二)假設(shè)提出

1. “滬港通”與公司違規(guī)

公司會仔細(xì)衡量收益和風(fēng)險來決定是否違規(guī)[34]。為此，本文參考Correia(2009)[7]的“公司違規(guī)成本與收益分析”模型，假設(shè)違規(guī)收益b=EA+AL，其中，EA是公司通過違規(guī)而得到的額外資產(chǎn)，AL是公司通過違規(guī)而避免的由公司虧損或投資失敗帶來的損失。同時，假設(shè)違規(guī)成本c=p×F，其中，p為公司違規(guī)的稽查概率，F(xiàn)是違規(guī)披露后公司的損失，包括監(jiān)管機構(gòu)的處罰金額以及由股價下跌帶來的一系列損失，例如融資約束增大、被并購的風(fēng)險增大、經(jīng)理人面臨被更換、質(zhì)押股權(quán)的股東爆倉等等?？梢?，股價下跌對公司的打擊往往更大。

對于稽查概率(p)而言：第一，與國內(nèi)投資者相比，境外投資者全球化經(jīng)驗豐富，具有更好的監(jiān)督技巧以及先進的溝通和分析工具[27]，且具有較強的獨立性[26]，與公司沒有投資以外的關(guān)聯(lián)，因此能夠?qū)具M行更好的監(jiān)督，提高公司違規(guī)被發(fā)現(xiàn)的概率(p)；第二，隨著“滬港通”啟動，境外投資者交易會導(dǎo)致更多的分析師和分析報告生成，降低信息不對稱程度的同時也促使公司披露更多信息[24，57]，提高公司違規(guī)被發(fā)現(xiàn)的概率(p)；第三，“滬港通”的開通必然會將香港聯(lián)合交易所以及香港市場的投資者對公司治理、信息披露等行為規(guī)范的要求和標(biāo)準(zhǔn)帶入內(nèi)地資本市場，因此為了獲得境外資本，公司也會主動地提高信息披露質(zhì)量[58]。

對于違規(guī)披露后的損失(F)來說：第一，境外投資者擁有較強的信息處理能力和更加成熟的交易策略，因此能夠更及時地將相關(guān)信息反映到股價當(dāng)中[29-31]，從而在一定程度上加大違規(guī)行為被披露后公司股價的下行壓力，造成對公司價值的負(fù)向沖擊；第二，“滬港通”的開啟使得標(biāo)的公司處于全球競爭市場，境外投資者的參與會為違規(guī)公司帶來更大的經(jīng)理人被更換、公司被并購的風(fēng)險，加大市場對公司違規(guī)行為的懲罰力度(F)；第三，境外證券市場投資者保護程度較高[59]，面對上市公司違規(guī)的信息披露，可能傾向于通過法律訴訟等途徑保護自身的利益，提高公司的訴訟風(fēng)險和成本[60]，加大了違規(guī)被發(fā)現(xiàn)后的懲罰?？偟膩碚f，“滬港通”的開啟提高了公司的違規(guī)成本(c=p×F)。

此外，由于“滬港通”機制有利于提高市場定價效率[31]，降低股價高估，能夠有效降低公司通過違規(guī)行為所獲取的額外收入(EA)。同時，“滬港通”能有效地監(jiān)督公司的盈余管理行為[61]，減少公司通過會計舞弊掩蓋投資失敗或業(yè)績不佳所獲取的違規(guī)收益(AL)。因此，“滬港通”也可以在一定程度上減少公司的違規(guī)收益(b)。

綜上分析，“滬港通”的開啟提高了違規(guī)被發(fā)現(xiàn)的概率及發(fā)現(xiàn)后的損失，從而提高了違規(guī)帶來的風(fēng)險和成本，并在一定程度上降低了由違規(guī)行為帶來的收益，通過對成本收益的權(quán)衡，可能有利于降低公司的違規(guī)概率。基于此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：成為“滬港通”標(biāo)的后，公司的違規(guī)概率降低，違規(guī)行為減少。

2. 影響機制分析：信息渠道

如前所述，“滬港通”影響違規(guī)成本的途徑之一是通過引入更成熟的投資者、更多的分析師等，從而改善公司信息環(huán)境，提高違規(guī)行為被發(fā)現(xiàn)的概率(p)。因此，本文推測公司的信息環(huán)境在“滬港通”影響公司違規(guī)行為的過程中既具有調(diào)節(jié)作用，又具有中介作用。一方面，公司原來的信息環(huán)境會影響“滬港通”機制發(fā)揮作用的空間。當(dāng)公司本身信息環(huán)境較差、信息透明度較低時，外界缺少了解公司情況的途徑，投資者信息缺口大，公司違規(guī)后被發(fā)現(xiàn)的可能性較低，因此公司違規(guī)的現(xiàn)象可能就比較嚴(yán)重，治理違規(guī)行為的空間較大，此時“滬港通”對公司違規(guī)的約束作用會更加明顯。相比之下，若公司原本信息就很透明，管理層和大股東本身就能受到很好的制約，那么此時“滬港通”作為一種替代的外部制約機制，發(fā)揮作用的空間就會減小。參照以往的研究[31，62]，本文使用分析師跟蹤數(shù)量作為信息環(huán)境的代理變量?；诖?，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)2a：“滬港通”對公司違規(guī)的治理作用受信息透明度的影響，在分析師跟蹤較少的公司中，“滬港通”對違規(guī)行為的治理作用更加明顯。

另一方面，股票市場開放能夠改善公司的信息環(huán)境[24]，導(dǎo)致分析師數(shù)量的增加[57]，從而使壞消息更容易被發(fā)現(xiàn)，提高公司違規(guī)被發(fā)現(xiàn)的概率(p)。也就是說，“滬港通”可通過增加分析師數(shù)量，從而提高公司的違規(guī)成本(c=p×F)，降低其違規(guī)的概率和次數(shù)。基于此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)2b：分析師跟蹤是“滬港通”影響公司違規(guī)行為的中介變量。

3. 影響機制分析：公司治理渠道

“滬港通”機制影響公司違規(guī)的另一條途徑是通過改善公司治理結(jié)構(gòu)，從而對公司形成更好的監(jiān)督，提高其違規(guī)成本。具體而言，相比國內(nèi)投資者，首先，境外投資者具有全球化的交易經(jīng)驗、更強的獨立性、更先進的分析和溝通工具，能夠?qū)緦嵭懈玫谋O(jiān)督[26-27]，提高公司違規(guī)被發(fā)現(xiàn)的概率(p)；其次，境外投資者的參與為公司施加了更大的高管被更換、公司被并購的壓力[16,28]，加劇了股東和管理層面臨的市場競爭和犯錯成本，提高了其違規(guī)被發(fā)現(xiàn)后所受的懲罰(F)，從而使監(jiān)督作用加強。顯然，對于自身股權(quán)結(jié)構(gòu)狀況不同的公司，境外投資者的上述監(jiān)督作用是不同的[63]。其原因在于：若“滬港通”的確能夠通過境外投資者的監(jiān)督作用影響公司的違規(guī)行為，則對于自身股權(quán)結(jié)構(gòu)分散的公司而言，境外投資者的話語權(quán)更大，當(dāng)違規(guī)行為被發(fā)現(xiàn)之后，開放市場對公司違規(guī)行為的懲罰會與由股權(quán)相對分散所帶來的被并購等風(fēng)險相互疊加和放大，從而對公司CEO和股東造成更大的打擊；而對于股權(quán)較為集中甚至一股獨大的上市公司而言，境外投資者可能難以撼動內(nèi)部人控制的局面，無法實施有效的監(jiān)督。因此，對于股權(quán)結(jié)構(gòu)分散的公司而言，“滬港通”對公司違規(guī)行為的治理作用應(yīng)該更加明顯?；诖?，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)3a：“滬港通”對公司違規(guī)行為的抑制作用在股權(quán)較為分散的公司中更加明顯。

除股權(quán)集中度之外，股權(quán)性質(zhì)也是反映公司股權(quán)結(jié)構(gòu)的特征之一。國有企業(yè)的實際控制人為中央或地方各級人民政府及其所屬機構(gòu)，因此相對于民營企業(yè)而言，國有企業(yè)受到的政府干預(yù)較多，承擔(dān)的社會責(zé)任較大，面臨的市場競爭和融資約束更小，且國有企業(yè)的董事長通常是任命制，不參與經(jīng)理人市場的競爭，可見國有企業(yè)受股價波動和境外投資者的影響更小。因此，“滬港通”開啟后，境外投資者對我國上市公司違規(guī)行為的監(jiān)督作用在民營企業(yè)中應(yīng)該更加明顯?；诖?，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)3b：相對于國有企業(yè)，“滬港通”對公司違規(guī)行為的抑制作用在民營企業(yè)中更加明顯。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選取

本文選取2007-2017年在滬市的A股上市公司作為研究樣本，之所以沒有將深市公司納入，研究“滬港通”與“深港通”的治理作用是因為“深港通”于2016年12月5日開通，距搜集數(shù)據(jù)時僅有一年完整數(shù)據(jù)可用，無法有效評價其對公司違規(guī)的治理作用。依據(jù)慣例，本文在樣本中剔除了證監(jiān)會所規(guī)定的金融類上市公司，同時還根據(jù)以下標(biāo)準(zhǔn)剔除了部分觀測值：(1)2014年后IPO的公司；(2)ST或*ST公司；(3)當(dāng)年被調(diào)出“滬港通”標(biāo)的名單的公司年度觀測值；(4)變量缺失樣本。為弱化極端值的影響，本文對連續(xù)變量按照1%的標(biāo)準(zhǔn)進行Winsorize處理。本文所有數(shù)據(jù)均來自國泰安經(jīng)濟金融研究數(shù)據(jù)庫。

(二)實證模型與估計方法

首次進入“滬港通”試點范圍的是上證180指數(shù)、上證380指數(shù)的成分股，以及上交所上市的A+H股公司的股票共568只，后經(jīng)數(shù)次調(diào)整，數(shù)量逐漸穩(wěn)定維持在650只左右?？梢?，“滬港通”處理組進入實驗期的時間不同，無法按照經(jīng)典DID模型設(shè)置實驗期變量(Post)，為此，本文借鑒Beck et al(2010)[64]的多期DID分析方法，采用多期DID模型，其基本形式如下：

Yit=α+βDit+γXit+Ai+Bt+εit

(1)

在式(1)中，Yit表示公司i在t年的違規(guī)狀況，本文分別使用是否違規(guī)(Fraud)和違規(guī)次數(shù)(Freq)來表示Yit。Ai和Bt表示公司和年度固定效應(yīng)，Xit是一系列控制變量，εit是殘差項。Dit是本文主要關(guān)注的變量“滬港通”，它是虛擬變量，若公司i在t年的狀態(tài)為“滬港通”開啟，能夠?qū)崿F(xiàn)互聯(lián)互通，則取值為1，否則為0。因此，回歸系數(shù)β反映了核心解釋變量“滬港通”對公司違規(guī)行為的影響，是本文主要關(guān)注的實證結(jié)果，若β為負(fù)，則表明“滬港通”能顯著減少公司的違規(guī)行為。該DID模型在很大程度上解決了遺漏變量問題，設(shè)置年度固定效應(yīng)可以控制隨時間而變的政策行情、經(jīng)濟周期、法律體制等因素對公司違規(guī)的影響。而設(shè)置公司固定效應(yīng)則可以控制不隨時間改變的公司特征對公司違規(guī)的影響。需要特別說明的是，公司固定效應(yīng)Ai已包含了經(jīng)典DID模型中的處理組變量Treat，而年度固定效應(yīng)Bt已包含經(jīng)典DID模型中的實驗期變量Post。在實際回歸過程中，針對虛擬變量Fraud，使用Logit固定效應(yīng)模型；針對計數(shù)變量Freq，使用Poisson泊松固定效應(yīng)模型(3)使用固定效應(yīng)模型原因有二：其一，多期DID模型的設(shè)置必須使用公司、年度雙向固定效應(yīng)模型；其二，本文經(jīng)過豪斯曼檢驗發(fā)現(xiàn)，固定效應(yīng)模型優(yōu)于隨機效應(yīng)和混合模型。。

(三)變量選擇

本文的核心變量是公司違規(guī)。在CSMAR數(shù)據(jù)庫的違規(guī)處理字庫中，違規(guī)數(shù)據(jù)是按照違規(guī)事件排列的截面數(shù)據(jù)，雖然數(shù)據(jù)中包括處理文件日期和公告日期，但是違規(guī)行為并不一定發(fā)生在被稽查當(dāng)年，因此我們按照另一字段“違規(guī)年度”將該數(shù)據(jù)整理為包含公司年度的面板數(shù)據(jù)。若公司在某一年度違規(guī)，則違規(guī)傾向(Fraud)取值為 1，否則為0。按照某一年份在某公司所有違規(guī)事件的“違規(guī)年度”中出現(xiàn)的次數(shù)，定義變量違規(guī)次數(shù)Freq。

本文的主要解釋變量是“滬港通”。定義Open為虛擬變量，若公司i在t年實行“滬港通”制度，則取值為1，否則為0。此外，參考已有的研究[12,34]，本文控制了其他可能影響公司違規(guī)的因素，包括外部審計(Audit)、機構(gòu)投資者持股(Inssh)、分析師跟蹤(Analyst)、公司規(guī)模(Size)、股票年收益率(Ret)、高管持股比例(Excuh)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(State)、獨立董事比例(Indr)、董事會規(guī)模(Bdsize)、董事會會議次數(shù)(Meeting)、股權(quán)集中度(Owncon)、兩職合一(Plu)、股價同步性(Syn)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、上市年限(Age)、收入增長率(Grow)、行業(yè)信心(Tqmed)、年換手率(Turnover)、年波動率(Volat)。本文模型中所用到的主要變量及其具體定義如表1所示。

四、實證結(jié)果

(一)描述性統(tǒng)計

各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表2。其中Panel A是全樣本的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，對應(yīng)各變量分別報告了均值、標(biāo)準(zhǔn)差、最小值、中位數(shù)、最大值統(tǒng)計量。公司違規(guī)(Fraud)的平均值是0.154，說明在所有的公司年度觀測值中，有15.4%的被稽查違規(guī)觀測值。Panel B是針對“滬港通”開啟后的分樣本統(tǒng)計數(shù)據(jù)(2015-2017)，第(6)、(7)兩列分別針對違規(guī)和無違規(guī)樣本，報告了各變量的均值。第(8)列報告了違規(guī)與無違規(guī)樣本的各變量均值之差，從中不難看到，違規(guī)樣本的Open變量值顯著低于無違規(guī)樣本，這與本文的結(jié)論相符，即“滬港通”機制能夠發(fā)揮外部治理作用，公司在成為“滬港通”標(biāo)的后，更加約束自己的違規(guī)行為。當(dāng)然，由于證監(jiān)會在選擇“滬港通”標(biāo)的時會遵照一定的標(biāo)準(zhǔn)，被選中的公司可能本來就經(jīng)營狀況良好且違規(guī)較少，因此本文的結(jié)論可能會受到選擇性偏差問題的干擾，下文將利用PSM方法對該問題進行校正。

表1 變量定義

控制變量的結(jié)果顯示，相比于沒有違規(guī)的公司，違規(guī)公司更少選擇四大會計師事務(wù)所作為外部審計，機構(gòu)投資者持股更少，跟蹤的分析師人數(shù)也更少，規(guī)模更小，股票年收益率更高，更多是非國有企業(yè)，董事會的人數(shù)更少，董事會會議次數(shù)更多，股權(quán)集中度更低，董事長和總經(jīng)理二職合一的情況更多，更高的負(fù)債率，行業(yè)信心更強，股票的年換手率和年波動率都更大。

表 2 全樣本、違規(guī)樣本及無違規(guī)樣本的描述性統(tǒng)計結(jié)果

注：*、**、***分別表示在10%、5%和1%的水平下顯著。

(二)基本回歸結(jié)果：“滬港通”對公司違規(guī)的影響(假設(shè)1)

“滬港通”對公司違規(guī)行為影響的實證結(jié)果見表3，其中第(1)、(2)兩列為使用固定效應(yīng)模型所得到的結(jié)果，為本文的主檢驗。第(1)、(2)兩列的被解釋變量分別是違規(guī)傾向(Fraud)和違規(guī)次數(shù)(Freq)，解釋變量是“滬港通”(Open)。實證結(jié)果表明，Open在1%的顯著性水平上與違規(guī)傾向(Fraud)負(fù)相關(guān)，說明成為“滬港通”標(biāo)的后，上市公司的違規(guī)概率降低，違規(guī)傾向下降；在1%的顯著性水平上與違規(guī)次數(shù)(Freq)負(fù)相關(guān)，說明成為“滬港通”標(biāo)的后，上市公司違規(guī)次數(shù)下降，違規(guī)行為減少。這些實證結(jié)果支持了本文的假設(shè)1，即成為“滬港通”標(biāo)的后，公司的違規(guī)概率降低，違規(guī)行為減少。

作為對照，表3中第(3)、(4)為使用混合回歸模型所得的結(jié)果。需要說明的是，由于沒有控制公司固定效應(yīng)，因此為符合雙重差分模型的設(shè)定，

表3 “滬港通”對公司違規(guī)行為影響的實證結(jié)果

注：第(1)列模型在運行過程中由于因變量不變(全部為1或0)而刪除了400組，共3518個觀測值；第(2)列模型在運行過程中由于因變量全體為0而刪除了392組，共3476個觀測值，下文類似；Xtlogit表示固定效應(yīng)的Logit模型，Xtpoisson表示固定效應(yīng)的Poisson模型；括號中為估計參數(shù)的z統(tǒng)計量；*、**、***分別表示在10%、5%和1%的水平下顯著。(下文相同符號意義相同)

在回歸過程中加入了實驗組變量Treat，它是虛擬變量，若公司在樣本期間進入過“滬港通”標(biāo)的名單，則取值為1，否則為0。結(jié)果顯示，在控制年度和行業(yè)效應(yīng)后，Open的系數(shù)依然顯著為負(fù)，說明在成為“滬港通”標(biāo)的后，公司的違規(guī)傾向和違規(guī)次數(shù)均顯著下降。從表3可以看到，“滬港通”對公司的違規(guī)行為具有明顯的治理效果，降低了公司違規(guī)概率，減少了公司違規(guī)行為。

(三)內(nèi)生性問題：傾向得分匹配(PSM)

上文雖然證明了“滬港通”對公司違規(guī)的治理作用，但以上結(jié)果可能受到選擇性偏差問題的影響，即由于“滬港通”標(biāo)的的選取需滿足一定條件(4)根據(jù)《上海證券交易所“滬港通”業(yè)務(wù)實施辦法》第十六條的規(guī)定，滬股通股票包括以下范圍內(nèi)的股票：上證180指數(shù)成份股、上證380指數(shù)成份股、A+H股上市公司的本所上市A股。。因此，“滬港通”的處理組和控制組可能本身就存在差異，并導(dǎo)致兩組公司違規(guī)傾向的不同。為解決樣本選擇性偏差問題，本文采用傾向性評分匹配(PSM)方法，為處理組構(gòu)造出一組與之最為接近的新對照組。具體的構(gòu)造方法如下：首先，樣本區(qū)間仍然為2007年至2017年，匹配前的控制組為沒有進入過標(biāo)的的滬市A股非金融公司。根據(jù)上證180和上證380的選樣方法，整理出影響公司是否能成為“滬港通”標(biāo)的股票的變量，具體包括上一期的流通市值占比、總市值占比、成交量占比、公司規(guī)模、財務(wù)杠桿、收入增長率、波動率以及年份和行業(yè)。其次，通過Logit回歸得到每個觀測值的傾向性評分。最后，采用最相鄰匹配和半徑匹配結(jié)合的方法(半徑為0.01的一對一重復(fù)匹配)進行控制組的選取和匹配，得到基于PSM方法的匹配樣本。

傾向得分匹配法是否能夠校正選擇偏差，關(guān)鍵在于處理組和控制組的樣本匹配質(zhì)量。在對比了各種方法的平衡性和共同支撐效果之后，本文選擇半徑為0.01的最近鄰一對一重復(fù)匹配方法。平衡性效果見表4。從中不難看到，匹配后的兩組的特征變量均值差異均顯著下降，同時，標(biāo)準(zhǔn)化差異絕對值除公司規(guī)模和波動率略高于10%外，其他變量均降至10%以內(nèi)。因此，從統(tǒng)計學(xué)上來講，該匹配較好地滿足了平衡性假設(shè)。同時，該匹配沒有樣本落在共同支撐域外，很好地滿足了共同支撐假設(shè)。

表4 PSM匹配平衡性效果

基于PSM匹配樣本的回歸結(jié)果見表5。其中，第(1)、(2)兩列為固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果，作為對照，第(3)、(4)兩列為混合模型的回歸結(jié)果。從表5可以看到，經(jīng)過PSM匹配后，Open在各個模型中的回歸系數(shù)仍然顯著為負(fù)，這些結(jié)果與表3保持一致。

表5 “滬港通”對公司違規(guī)的影響—基于PSM樣本的回歸結(jié)果

注：限于篇幅，表中未列示其他控制變量，以及年度和行業(yè)的回歸結(jié)果，下文與此做相同處理。

(四)影響機制分析：信息渠道(假設(shè)2a、假設(shè)2b)

參照以往的研究[31,62]，本文采用分析師跟蹤數(shù)量來衡量公司的信息環(huán)境。本文通過“滬港通”(Open)和分析師跟蹤數(shù)量(Analyst)的交叉項Open×Analyst來比較不同的信息環(huán)境下，“滬港通”對公司違規(guī)的治理效果是否具有顯著差異，具體結(jié)果見表6。

從表6第(1)、(2)兩列可以看到，交叉項Short×Analyst的系數(shù)顯著，說明“滬港通”對公司違規(guī)的作用的確受到公司信息透明度的影響。進一步地，本文根據(jù)分析師跟蹤數(shù)量的高低進行分組回歸，回歸結(jié)果見表6第(3)-(6)列。需要說明的是，由于“滬港通”機制本身對于公司的分析師跟蹤數(shù)量存在影響[24,57]，因此，本文使用公司加入“滬港通”標(biāo)的前，公司分析師跟蹤數(shù)量的行業(yè)均值作為分組依據(jù)。從第(3)-(6)列可以看到，解釋變量Open在原本分析師人數(shù)較多的一組中，對違規(guī)傾向(Fraud)和違規(guī)次數(shù)(Freq)的影響雖然為負(fù)，但都不顯著；而在原本分析師人數(shù)較少的一組中，對違規(guī)傾向和違規(guī)次數(shù)的影響均顯著為負(fù)。這說明在信息透明度較低(分析師人數(shù)較少)的公司，“滬港通”能抑制公司違規(guī)傾向、減少違規(guī)行為；而在信息透明度較高(分析師人數(shù)較多)的公司，“滬港通”作為一種替代性的治理機制，發(fā)揮的治理作用有限。除此之外，本文還使用分析報告數(shù)量作為信息環(huán)境的代理變量，結(jié)果與分析師跟蹤數(shù)量一致，限于篇幅未展示。以上結(jié)果支持了本文的假設(shè)2a，即“滬港通”對公司違規(guī)的治理作用受信息環(huán)境的影響，在分析師跟蹤較少的公司中，“滬港通”對違規(guī)行為的治理作用更加明顯。

表6 不同信息環(huán)境下，“滬港通”機制對公司違規(guī)的影響

注：1. 在交叉效應(yīng)檢驗中，對所有連續(xù)型自變量均進行了中心化處理。2. 由于豪斯曼檢驗結(jié)果顯示固定效應(yīng)模型優(yōu)于混合模型，因此僅使用固定效應(yīng)模型進行檢驗，不再將混合模型的結(jié)果作為對照展示，下文除個別表格外與此做相同處理。

接下來，本文進一步考察信息環(huán)境是否在“滬港通”影響違規(guī)行為的過程中發(fā)揮中介作用。借鑒溫忠麟等(2004)[65]提出的中介效應(yīng)檢驗程序，本文進行以下幾步檢驗：第一步，檢驗解釋變量“滬港通”(Open)對被解釋變量違規(guī)傾向(Fraud)和違規(guī)次數(shù)(Freq)的回歸系數(shù)，若顯著則繼續(xù)第二步，否則終止檢驗；第二步，檢驗“滬港通”(Open)對分析師數(shù)量(Analyst)的回歸系數(shù)，若顯著，則進行第三步；第三步，將分析師數(shù)量(Analyst)納入第一步的模型中，如果Analyst和Open的系數(shù)都顯著，則說明存在部分中介效應(yīng)，如果Analyst系數(shù)顯著而Open系數(shù)不顯著，則是完全中介效應(yīng)；此外，如果第二步的Open和第三步的Analyst所得系數(shù)中有不顯著的，則要做Sobel檢驗判斷中介效應(yīng)是否存在。

中介效應(yīng)的檢驗結(jié)果見表7。實證結(jié)果表明，第一步中，“滬港通”(Open)對公司違規(guī)傾向(Fraud)和違規(guī)次數(shù)(Freq)的回歸系數(shù)均顯著，與上文一致；第二步中，“滬港通”(Open)與分析師跟蹤數(shù)量(Analyst)顯著正相關(guān)，說明成為“滬港通”標(biāo)的后，公司的分析師跟蹤數(shù)量顯著上升，信息環(huán)境改善；第三步中，“滬港通”(Open)與分析師跟蹤數(shù)量(Analyst)的系數(shù)均顯著，說明分析師跟蹤數(shù)量在“滬港通”影響公司違規(guī)行為的過程中具有部分中介效應(yīng)。除此之外，本文還使用分析報告替代分析師跟蹤數(shù)量進行了上述檢驗，結(jié)果一致。以上結(jié)果支持了本文的假設(shè)2b，即分析師跟蹤是“滬港通”影響公司違規(guī)行為的中介變量。

表7 信息環(huán)境的中介作用

(五)影響機制分析：公司治理渠道(假設(shè)3a、假設(shè)3b)

為檢驗假設(shè)3a，參照以往的研究[66]，本文采用第一大股東持股比例(Fsr)來衡量公司的股權(quán)集中程度。本文通過加入“滬港通”(Open)和第一大股東持股比例(Fsr)的交叉項Open×Fsr，來檢驗“滬港通”對公司違規(guī)的治理作用是否受到股權(quán)集中度的影響，具體結(jié)果見表8。從表8第(1)、(2)兩列可以看到，交叉項Open×Fsr的系數(shù)在因變量為違規(guī)次數(shù)(Freq)時顯著，而在因變量為違規(guī)傾向(Fraud)時并不顯著，說明股權(quán)集中度在“滬港通”對公司違規(guī)行為的治理作用中，僅對違規(guī)次數(shù)具有顯著的調(diào)節(jié)作用。進一步地，本文以第一大股東持股比例的行業(yè)年度均值為依據(jù)，將研究對象分為股權(quán)相對集中和相對分散兩個子樣本，并進行分組檢驗。從表8第(3)-(6)列可以看到，解釋變量Open在股權(quán)相對分散的一組中，對違規(guī)傾向(Fraud)和違規(guī)次數(shù)(Freq)的影響均顯著為負(fù)；而在股權(quán)相對集中的一組中，對違規(guī)傾向和違規(guī)次數(shù)的影響雖然為負(fù)，但都不顯著。總的來說，上述結(jié)果支持了本文的假設(shè)3a，證明了資本市場開放能更有效地抑制股權(quán)分散公司的違規(guī)行為。

表8 不同股權(quán)集中度下，“滬港通”對公司違規(guī)行為的影響

為檢驗建設(shè)3b，即相對國有企業(yè)而言，“滬港通”對公司違規(guī)行為的抑制作用在民營企業(yè)中更加明顯。本文首先按照公司的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(State)將樣本分為國有企業(yè)(State=1)和民營企業(yè)(State=0)兩組，并進行分組檢驗。實證結(jié)果見表9，其中第(1)、(2)兩列是國有企業(yè)，第(3)、(4)兩列是民營企業(yè)?？梢钥吹剑忉屪兞縊pen在國有企業(yè)組中，對違規(guī)傾向和違規(guī)次數(shù)的影響都不顯著，而在民營企業(yè)組中，對違規(guī)傾向和違規(guī)次數(shù)均在1%的水平上顯著負(fù)相關(guān)。進一步檢驗Open的系數(shù)在兩組之間的差異可以發(fā)現(xiàn)，兩組中“滬港通”的回歸系數(shù)差異均顯著，說明了資本市場開放能更有效地抑制民營企業(yè)的違規(guī)行為，支持了本文的假設(shè)3b。假設(shè)3a和假設(shè)3b的檢驗結(jié)果，說明“滬港通”對公司違規(guī)的治理作用會受到公司本身股權(quán)結(jié)構(gòu)的影響，也說明隨著資本市場開放而增加的境外投資者和市場競爭壓力，能夠?qū)拘纬筛玫谋O(jiān)督，驗證了“滬港通”效應(yīng)的公司治理渠道。

表9 不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下，“滬港通”對公司違規(guī)行為的影響

注：(1)和(3)中Open系數(shù)的組間差異是基于似無相關(guān)模型SUR的檢驗，而(2)和(4)中Open系數(shù)的組間差異則使用費舍爾組合檢驗(重復(fù)抽樣1000次)，原因是針對違規(guī)次數(shù)使用的固定效應(yīng)泊松模型不適用于似無相關(guān)模型。

五、穩(wěn)健性檢驗

(一)變換模型設(shè)定

為增強實證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文對回歸模型進行以下變換：首先，將模型中的自變量當(dāng)期值全部替換為滯后一期值，即使用式(2)的模型進行回歸，以緩解可能存在的反向因果問題。回歸結(jié)果見表10的Panel A，從第(1)、(2)兩列可以看到，解釋變量Open對兩個因變量的回歸系數(shù)均在5%的水平上顯著為負(fù)，與本文主檢驗結(jié)論一致。

Yit=α+βDit-1+γXit-1+Ai+Bt+εit

(2)

其次，將因變量的滯后一期值加入控制變量中，即使用式(3)的模型進行回歸。公司的違規(guī)行為可能具有一定的慣性，即上期存在違規(guī)行為的公司很有可能在本期還會繼續(xù)違規(guī)，上期違規(guī)次數(shù)較多的公司，很可能本期的違規(guī)次數(shù)也較多?；貧w結(jié)果見表10的Panel B，從第(3)、(4)兩列可以看到，違規(guī)傾向上期值(LFraud)和違規(guī)次數(shù)上期值(LFreq)的回歸系數(shù)顯著為正，證明公司的違規(guī)行為的確存在慣性，而此時解釋變量Open的系數(shù)依然顯著為負(fù)，進一步證明了“滬港通”對違規(guī)行為的治理作用。

Yit=α+βDit+δYit-1+γXit+Ai+Bt+εit

(3)

(二)變換樣本區(qū)間

“滬港通”的開通時間是2014年，而本文的樣本區(qū)間為2007-2017年，考慮到前后時段的不對稱性可能影響回歸系數(shù)估計，本文選取“滬港通”開通前后對稱的區(qū)間(2010-2017年)進行穩(wěn)健性檢驗?；貧w結(jié)果見表11的Panel A，從第(1)、(2)兩列可以看到，解釋變量Open的系數(shù)依然顯著為負(fù)，說明本文結(jié)論對不同樣本區(qū)間的選擇具有穩(wěn)健性。

表10 穩(wěn)健性測驗—變換模型設(shè)定

表11 穩(wěn)健性測驗—變換樣本區(qū)間和樣本范圍

(三)變換樣本范圍

本文的研究結(jié)論是“滬港通”通過引入境外投資者，有助于對標(biāo)的公司形成更好的監(jiān)督，從而減少標(biāo)的公司的違規(guī)行為。然而在“滬港通”之前，境外投資者已經(jīng)通過B股市場、合格境外機構(gòu)投資者(QFII)機制以及“A+H”交叉上市等渠道參與了中國的股票市場，相關(guān)股票的上市公司在“滬港通”之前，可能已經(jīng)受到了境外投資者在改善監(jiān)管和信息環(huán)境、優(yōu)化治理結(jié)構(gòu)等方面的作用，而前文研究并未排除掉這些事前外資持股的影響。此外，我國于2010年啟動的融券賣空機制，改變了投資者無法通過負(fù)面信息獲利的狀況[67]，結(jié)束了中國證券交易機制的單邊市時代，使得市場上的投資者更加關(guān)注公司的負(fù)面消息，優(yōu)化了市場對公司的監(jiān)管環(huán)境[68]。因此，為增強結(jié)論的穩(wěn)健性，本文剔除“A+B”“A+H”交叉上市，QFII持股以及可融券賣空的公司樣本，重新對式(1)的模型進行回歸分析，結(jié)果見表11的Panel B，與表3的結(jié)論一致，增強了本文結(jié)論的穩(wěn)健性。

(四)使用未縮尾樣本

在檢驗中，本文使用沒有進行過Winsorize縮尾的數(shù)據(jù)，結(jié)果見表12，與表3的結(jié)論一致，可見即便使用未縮尾的數(shù)據(jù)，本文結(jié)論仍然成立。

表12 穩(wěn)健性測驗—變換樣本區(qū)間和樣本范圍

六、結(jié)論與建議

本文以近年來我國開啟滬港股票市場交易互聯(lián)互通為研究背景，以2007-2017年滬市A股上市公司為樣本，采用多期DID的分析方法，檢驗了“滬港通”機制對公司違規(guī)行為的治理作用。

研究結(jié)果表明：第一，“滬港通”的開放能夠降低公司的違規(guī)傾向，減少違規(guī)次數(shù)，該結(jié)論在用PSM方法校正樣本選擇偏差后仍然穩(wěn)健。第二，“滬港通”對公司違規(guī)的治理作用通過兩條途徑實現(xiàn)，一是信息渠道，通過改善公司的信息環(huán)境，從而增加公司的違規(guī)成本，減少公司違規(guī)行為。二是公司治理渠道，通過優(yōu)化公司的治理結(jié)構(gòu)，對公司形成更好的監(jiān)督，從而增加股東和管理層的違規(guī)成本，減少公司的違規(guī)行為。第三，通過變換模型設(shè)定、變換樣本區(qū)間和范圍等方法對本文結(jié)論進行穩(wěn)健性檢驗，結(jié)論仍然成立，證明本文的研究結(jié)論是可靠的。

高速健康的經(jīng)濟發(fā)展離不開證券市場的有力支持，而中國證券市場的投資者保護制度和監(jiān)督治理機制與西方發(fā)達(dá)資本市場尚有差距。因此，逐步開放股票市場，不斷引入先進經(jīng)驗、技術(shù)和制度，是我國資本市場不斷發(fā)展和深化金融領(lǐng)域供給側(cè)改革的必然選擇。“滬港通”試點機制，作為A股與國際資本市場正式接軌的重要制度創(chuàng)新，對中國未來的金融改革和開放有著深刻的影響。本文以“滬港通”的開通為切入點，為資本市場開放的經(jīng)濟效應(yīng)提供了公司層面的實證證據(jù)；同時以公司違規(guī)為視角，揭示了資本市場開放的公司治理效用。由此可見，繼續(xù)推進“滬港通”“深港通”“滬倫通”等金融開放制度，有助于減少公司的機會主義傾向、提高公司治理水平、加強投資者保護程度，最終促進我國證券市場的健康發(fā)展。從本文的結(jié)論可以得到以下兩點啟示：第一，對于監(jiān)管部門而言，為了有效地監(jiān)督上市公司違規(guī)、維護市場秩序、保護投資者權(quán)益，股票市場開放作為一項有效的外部治理機制，其作用應(yīng)該受到充分重視。相關(guān)部門在積累了一定的經(jīng)驗后，應(yīng)繼續(xù)本著互利共贏的原則，推進和完善金融開放機制，不斷探索我國資本市場與國際資本市場的合作模式，最大限度地發(fā)揮金融開放的市場功能。第二，對于公司而言，隨著“滬港通”等金融開放制度不斷推進，其通過違規(guī)行為獲利等機會主義行為的空間將不斷被壓縮，因此，公司的股東和管理者只有放棄機會主義傾向，切實的從提高公司管理水平和盈利能力上追求合法收益才能保證公司和個人財富的長期、健康發(fā)展。