交叉上市公司會計信息質(zhì)量與A-H股溢價率

宋建波 張彥松 文彪

【摘要】信息對資源的有效配置發(fā)揮著重要的作用。為研究滬港通機制實行之后內(nèi)地和香港投資者之間的信息不對稱問題，以及兩地投資者之間信息不對稱的程度對于企業(yè)A-H股價差的影響，文章以2014——2018年87個A-H同時上市的公司為樣本，實證檢驗了交叉上市公司會計應(yīng)計盈余對其A-H股溢價率的影響；同時也實證檢驗了機構(gòu)持股比例作為調(diào)節(jié)變量時如何影響A-H股溢價率。文章研究結(jié)論補充了我國A-H股價差的影響因素以及會計信息質(zhì)量的經(jīng)濟后果，為促進我國上市公司以及金融市場的高質(zhì)量發(fā)展提供了決策參考。

【關(guān)鍵詞】會計信息質(zhì)量；應(yīng)計盈余；A-H股溢價率；機構(gòu)持股比例；信息不對稱

【中圖分類號】F275；F832.51

一、引言

20世紀(jì)70年代以來，國際資本市場逐漸形成一個整體。企業(yè)的融資范圍不僅僅局限于本國國內(nèi)，越來越多的企業(yè)開始嘗試跨國融資。與此同時，全球各主要證券交易所也紛紛降低交易成本，簡化交易程序，提升服務(wù)質(zhì)量，以便吸引更多的上市資源。在上述有利條件下，同一企業(yè)在不同證券市場發(fā)行上市的現(xiàn)象大量出現(xiàn)，人們稱此類活動為“交叉上市”（cross listing）。與此同時，學(xué)術(shù)界關(guān)注到一個有悖于“一價定律”（Law of One Price）的奇怪現(xiàn)象：很多交叉上市公司所發(fā)行的“孿生”股票（twin stocks）在不同市場上的交易價格長期存在著顯著差異。自20世紀(jì)70年代以來，學(xué)界圍繞ICAPM模型、市場分割假說、信息不對稱假說和行為金融，研究交叉上市股票價差的形成原因及經(jīng)濟后果。

在中國，交叉上市公司的股價差異與國外截然相反：相對于外資股而言，內(nèi)資股往往具有更高的溢價。這一度被國際學(xué)者稱為“中國股市之謎”。Bailey等（1999）研究了11個內(nèi)資股和外資股的股票價格數(shù)據(jù)，結(jié)果表明，中國股市是唯一存在著外資股相對于內(nèi)資股折價現(xiàn)象的資本市場。至今為止，國內(nèi)外學(xué)者尚未對其原因達(dá)成一致。學(xué)術(shù)界最初的研究興趣集中于“A+B”交叉上市公司，后來雖然也出現(xiàn)了一些研究A-H股溢價的文獻(xiàn)，但文獻(xiàn)數(shù)量不多。李大偉等（2004）實證檢驗了信息不對稱對于A-H股溢價率的影響，認(rèn)為信息不對稱程度與A-H股溢價率正相關(guān)，不過研究未通過顯著性檢驗。據(jù)當(dāng)前了解，“信息不對稱是造成A股相對于H股溢價的主要因素之一”并未得到經(jīng)驗支持。2014年11月17日滬港通機制啟動，這對于A-H股市場有著里程碑式的意義。隨著滬港通機制的啟動，兩地投資者之間的信息不對稱程度有所降低。本文涵蓋了滬港通機制首次提出后的季度數(shù)據(jù)，探究了交叉上市公司會計信息質(zhì)量對其A-H股溢價率的影響，以彌補相關(guān)研究實證證據(jù)的缺失。

二、文獻(xiàn)綜述

（一）交叉上市公司股價差異的理論研究

1.國際資產(chǎn)定價模型ICAPM

早期研究主要圍繞ICAPM模型展開。單因素ICAPM主要聚焦世界資本資產(chǎn)組合收益風(fēng)險（Merton，1973），是傳統(tǒng)CAPM模型的拓展。在布雷頓森林體系瓦解的背景下，Solnik（1974a，1974b）將匯率風(fēng)險因素納入模型，發(fā)展出兩因素ICAPM。Bekaert and Harvey（1995）等聚焦同一公司股票在不同市場上的波動性差異，并將這種差異歸為國家差異，以此發(fā)展出三因素ICAPM。

2.市場分割

ICAPM模型基于一個核心假設(shè)：各國資本市場是完全開放的。然而，發(fā)展程度較低的資本市場難以滿足。學(xué)者們發(fā)現(xiàn)，許多國家的股票分為內(nèi)資股和外資股，由于市場被分割的原因，相對于內(nèi)資股而言，外資股往往存在較高溢價。相關(guān)市場分割模型主要包括三種：中度分割模型（Errunza等，1985）、存在持股比例限制的分割模型（Eun等，1986）和局部分割模型（Hietala，1989）。

3.流動性差異

Amihud等（1986）通過研究做市商買賣報價差數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)股票組合收益率與相對價差存在著單調(diào)遞增的凹函數(shù)關(guān)系，即股票市場存在“流動性溢價”。Kadlec等（1994）將上述成果應(yīng)用于交叉上市公司股價差異的研究，并發(fā)現(xiàn)流動性的增強使樣本內(nèi)股票在10年平均獲得了5%～6%的超額收益。

4.信息不對稱

Merton（1987）運用不完全信息條件下的資本市場均衡模型，發(fā)現(xiàn)投資者傾向于選擇熟悉的股票進行投資，于是他推測信息不對稱是主要的影響因素。通過定義不完全信息的影子成本，文章理論上論證了企業(yè)到更加完善的金融市場上交叉上市，可以降低風(fēng)險資產(chǎn)的影子成本。在發(fā)展程度較低的國家中，信息不對稱更為明顯。

5.行為金融學(xué)解釋

上述理論均基于“理性投資人假定”。以O(shè)osterlinek等（2004）和Scruggs（2006）為代表的行為金融學(xué)派提出了兩個新的假說：“投資者非理性”與“市場非有效”。他們認(rèn)為，噪聲交易者和預(yù)期等因素是導(dǎo)致交叉上市公司股票價格差異的主要原因。

（二）對中國交叉上市公司股價差異的研究

中國同樣存在大量交叉上市公司，主要包括“A+B”交叉上市公司和“A+H”交叉上市公司。從數(shù)量上看，早期交叉上市公司以“A+B”為主（如圖 1所示）。因此，學(xué)術(shù)界最初的研究興趣集中于A-B交叉上市公司。隨后，也出現(xiàn)了一些研究A-H股價格差異的文獻(xiàn)。

1.對A-B股溢價的研究

Fernald等（2002）運用Gordon（1962）的紅利折現(xiàn)定價模型來解釋中國內(nèi)資股相對于外資股溢價的奇特現(xiàn)象；Poon等（1998），Chakravarty等（1998），Gao等（2004）深入研究了A股相對于B股溢價的現(xiàn)象之后，發(fā)現(xiàn)信息不對稱和流動性差異是具有一定解釋力的因素。受到Stulz等（1995）“上市公司歧視定價模型”的啟發(fā)，Gordon 等（1999）研究認(rèn)為：中國政府在金融市場上的控制力量是造成中國內(nèi)資股相對于外資股溢價的重要原因。

國內(nèi)關(guān)于A-B股溢價的研究相較于國外學(xué)者起步略晚。秦宛順和王永宏（2000）選取33家A-B交叉上市公司作為研究對象，截取了其A、B股在1996年6月30日至1999年6月30日的交易日度數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)：市場分割、信息非對稱、流動性差異、投資理念差異等是造成我國A股相對于B股溢價的主要原因。隨著B股向境內(nèi)居民開放，A、B股的價差仍然存在。針對這一現(xiàn)象，吳文鋒等（2002）研究發(fā)現(xiàn)，造成兩個市場存在市場分割的主要因素是投資主體的不同。

2.對A-H股溢價的研究

由于早期A-H交叉上市公司數(shù)量相對較少（如圖 1），因此相較于對A-B股的研究，對A-H股價格差異的研究起步更晚。

基于16家A-H交叉上市公司的月度面板數(shù)據(jù)，韓德宗（2006）深入研究了A-H兩地市場的“軟分割”因素。研究結(jié)果顯示：公司規(guī)模、股份流動以及A股流通股股東的補償預(yù)期等因素造成了兩地市場的市場分割。

曲保智（2010）選取59家A-H交叉上市公司作為樣本進行了實證研究，發(fā)現(xiàn)A-H股價差與QFII和QDII的發(fā)展程度顯著負(fù)相關(guān)，這表明大陸與香港的資本市場的定價差異會受到內(nèi)地資本市場上的資本管制的影響。

滬港通機制于2014年11月17日啟動，對于A-H股市場發(fā)展有著里程碑式意義。以巴曙松等（2014）為代表的學(xué)者指出，滬港通將兩地市場連接在了一起，有利于兩地市場相互競爭、相互促進，共同發(fā)展成為國際金融市場上的重要一環(huán)，在促進我國資本市場的對外開放上具有重要的戰(zhàn)略意義。然而，部分業(yè)內(nèi)人士認(rèn)為，盡管滬港通一定程度上突破了中國資本市場的封閉性，但內(nèi)地投資者在投資理念方面的相對落后狀態(tài)以及A-H股之間的價差并不一定簡單地通過滬港通就能解決（皮海洲，2014）。

關(guān)于滬港通機制對A-H股溢價率的影響，學(xué)術(shù)界涌現(xiàn)出一批實證文獻(xiàn)。屠年松和吳常娟（2016）建立動態(tài)面板模型發(fā)現(xiàn)，滬港通政策降低了A股和H股的市場分割性，降低了A-H股溢價率。周春平（2016）指出，滬港通改變了A-H股長期溢價或者折價的狀態(tài)，A 股的估值水平總體上升。此外，滬港通活躍程度越高，A-H 股價差異越小。陸瑤等（2018）也發(fā)現(xiàn)了類似證據(jù)。他們指出，新興資本市場投資者進入新開放的市場存在相當(dāng)長的學(xué)習(xí)過程。

（三）小結(jié)

綜上所述，很多學(xué)者在理論上認(rèn)定信息不對稱是造成A股相對于H股溢價的主要因素之一，但是鮮有文獻(xiàn)基于信息不對稱的角度，為信息披露質(zhì)量影響A-H股溢價率提供直接的經(jīng)驗證據(jù)。在滬港通機制實行的背景下，雖然兩地投資者之間的信息不對稱程度有所降低，但是信息不對稱依舊是中國資本市場的難題。

現(xiàn)有文獻(xiàn)（Petersen等，2002；Masulis等，2012）指出，文化、語言、信息渠道以及地理位置差異導(dǎo)致了國內(nèi)外投資者的信息不對稱?？墒蔷偷乩砦恢枚?，我們注意到，香港與大陸在文化、語言、地理位置的差異并不太大，然而，A-H股溢價率與我國本土企業(yè)溢價率不盡相同。因此，信息渠道對A-H股溢價率扮演著重要的角色。

信息渠道對溢價率的影響集中體現(xiàn)為信息的流通性和其質(zhì)量本身。在滬港通機制啟動后，我國資本市場信息渠道的流通性增加。此時，影響信息不對稱的主要原因便落在信息質(zhì)量本身，部分反映在會計信息質(zhì)量上。因此，本文將“信息不對稱”具化為一個相關(guān)性與重要性兼顧的層面——企業(yè)會計信息質(zhì)量，以探究交叉上市公司會計信息質(zhì)量對其A-H股溢價率的影響，并嘗試彌補相關(guān)研究實證檢驗的缺失。

三、研究假說

Chakravarty等（1998）認(rèn)為，相對于境內(nèi)投資者，境外投資者在獲取信息方面存在劣勢，這種劣勢需要額外的風(fēng)險收益來彌補，于是外資股會相對于內(nèi)資股折價。因此，A-H股溢價率與內(nèi)地投資者和香港投資者之間的信息不對稱程度正相關(guān)。

作為會計信息重要的組成部分，盈余信息的質(zhì)量越高，會計盈余就越能準(zhǔn)確反映公司的未來現(xiàn)金流，投資者也越能相對準(zhǔn)確地評估公司價值。相反，盈余信息的質(zhì)量越低，公司盈余操縱越嚴(yán)重，投資者只好通過挖掘私有信息獲利。當(dāng)只有通過挖掘私有信息才能評估公司價值時，投資者往往對公司的未來現(xiàn)金流給予更高的折價，降低對公司價值的預(yù)期。金智（2010）指出：高質(zhì)量的會計信息通過降低私有信息交易而降低了投資者之間的信息不對稱程度。因此，會計信息質(zhì)量與內(nèi)地投資者和香港投資者之間的信息不對稱程度負(fù)相關(guān)，進而與發(fā)行溢價負(fù)相關(guān)。

綜上所述，本文提出第一個假說：

H1：在其他條件相同的情況下，交叉上市公司會計信息質(zhì)量與其A-H股溢價率負(fù)相關(guān)。

另外，考慮投資者之間的信息不對稱程度時，我們還應(yīng)該考慮到投資者本身的知識水平與投資能力的差異。機構(gòu)投資者往往具有更扎實的財務(wù)知識基礎(chǔ)，可以更好地理解企業(yè)對外披露的會計信息，深入挖掘會計信息背后影射的企業(yè)經(jīng)營狀況以及內(nèi)在價值。機構(gòu)投資者還具有更加豐富的投資經(jīng)驗，擁有較強的風(fēng)險識別能力和風(fēng)控意識。曾振等（2012）、饒育蕾等（2012）研究發(fā)現(xiàn)，機構(gòu)投資者能夠正向影響會計應(yīng)計的定價能力，緩解應(yīng)計異象。對于機構(gòu)持股比例較高的企業(yè)，由于投資者之間的信息不對稱程度更低，會計應(yīng)計定價本身已經(jīng)較為合理，因此會計信息質(zhì)量對于其A-H股溢價率的影響較小。

因此，本文提出第二個假說：

H2：在其他條件相同的情況下，對于機構(gòu)持股比例低的企業(yè)，交叉上市公司的會計信息質(zhì)量與其A-H股溢價率負(fù)相關(guān)；而對于機構(gòu)持股比例高的企業(yè)，會計信息質(zhì)量對其A-H股溢價率沒有顯著影響。

四、研究設(shè)計

（一）研究樣本

2014年11月17日滬港通機制啟動后，我國資本市場信息渠道流通性增加。此時，影響信息不對稱的主要原因便落在信息質(zhì)量本身，其中包括企業(yè)對外披露的會計信息?？紤]到企業(yè)每季度發(fā)布一次財務(wù)報告（影響到核心解釋變量的計算周期），本文數(shù)據(jù)的時間頻率為季頻，即本文選取的樣本時間截斷為2014年至2018年共計20個季度。另外，本文從A-H同時上市的企業(yè)中剔除了金融行業(yè)的企業(yè)以及ST、*ST企業(yè)，最后共選擇了87支樣本股票（如表1所示）。

根據(jù)申萬一級行業(yè)分類，我們發(fā)現(xiàn)，樣本股票主要來自交通運輸業(yè)、醫(yī)藥生物業(yè)、公用事業(yè)業(yè)、機械設(shè)備業(yè)和汽車業(yè)（如圖 2所示）。

本文數(shù)據(jù)為87支樣本股票在2014——2018年連續(xù)20個季度時間截點上的季度平均數(shù)據(jù)，所有數(shù)據(jù)均來自東方財富Choice金融終端。

（二）核心變量定義

1.A-H股溢價率

Levi，t為股票i對應(yīng)的企業(yè)在第t期的資產(chǎn)負(fù)債率。對于投資者而言，需要考慮企業(yè)的全部資本利潤率和借入資金利息率的相對大小關(guān)系，才能衡量企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率高低對其的利弊。因此β2的符號不確定。

ROAi，t為股票i對應(yīng)的企業(yè)在第t期的資產(chǎn)收益率。資產(chǎn)收益率高的企業(yè)經(jīng)營狀況好，企業(yè)的各項制度一般較為完善，投資者之間的信息不對稱程度較低，于是A-H股價差越小，因此預(yù)計β3<0。

A股與H股的流通市值之和（SizeA+H）i，t為股票i對應(yīng)的企業(yè)在第t期的A股流通市值季度平均值與H股流通市值季度平均值之和。公司的市值越大，公司的規(guī)模越大，各方面制度相對也更為完善，境外投資者在信息獲取和解讀上的劣勢越小，于是A-H股的價差越小，因此預(yù)計β4<0。

Largest-holdingi，t為股票i在第t期的季度第一大股東持股比例的平均值。公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)既反映了公司的權(quán)益分配結(jié)構(gòu)，還反映了公司的治理結(jié)構(gòu)。第一大股東持股比例越高，越容易形成單一力量或者少數(shù)力量操縱整個上市公司的情形，此時公司越傾向于單方面最大化大股東的權(quán)益。因此，如果信息披露制度不夠透明和完善，容易造成投資者之間的信息不對稱，其A-H股價差則越大，因此預(yù)計β8>0。

各變量的具體定義和計算方式如表2所示。

五、實證結(jié)果與分析

（一）變量描述性統(tǒng)計

本文原始數(shù)據(jù)為87支樣本股票在2014——2018年連續(xù)20個季度的季度平均數(shù)據(jù)，在剔除了存在數(shù)據(jù)缺失的352條記錄后，共得到1388條記錄。所有連續(xù)變量均在1%分位和99%分位進行了縮尾處理。變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表3所示。Premiumi，t的平均值和中位數(shù)均顯著大于0，說明A股較為普遍地相對于H股存在溢價，且溢價率較高；而最大值為475.425%，最小值為-22.749%，說明不同公司之間的A-H股溢價率差異巨大。另外，Qualityi，t-1的最大值遠(yuǎn)大于最小值，說明不同公司的會計信息質(zhì)量存在巨大差異。ROAi，t的平均值和中位數(shù)均大于0，說明87個樣本公司的經(jīng)營狀況平均水平較好。（TurnoverA/TurnoverH）i，t的均值和中位數(shù)均大于1，說明樣本股票在A股市場的換手率平均高于在H股市場的換手率。Levi，t、（SizeA+H）i，t和Largest-holdingi，t的最大值與最小值均有較大差異，說明樣本公司的資產(chǎn)負(fù)債情況、規(guī)模以及股權(quán)結(jié)構(gòu)存在著較大差異。

（二）主回歸以及分組回歸結(jié)果與分析

1.主回歸

表4報告了本文主回歸的結(jié)果。

綜上所述，主回歸的結(jié)果支持了本文的假說一。

2.分組回歸

本文根據(jù)機構(gòu)持股比例的大小將樣本均分成兩組，高機構(gòu)持股比例組和低機構(gòu)持股比例組，用以驗證本文的假說二。

表5報告了本文分組回歸的結(jié)果。

低機構(gòu)持股比例組的Qualityi，t-1在5%的水平上顯著，而高機構(gòu)持股比例組的Qualityi，t-1不顯著，t值僅為0.01。至于控制變量的顯著性以及符號，高機構(gòu)持股比例組與低機構(gòu)持股比例組基本一致，且與全樣本的主回歸結(jié)果基本一致。因此，對于低機構(gòu)持股比例的企業(yè)，會計信息質(zhì)量與其A-H股溢價率顯著負(fù)相關(guān)；而對于高機構(gòu)持股比例的企業(yè)，會計信息質(zhì)量對其A-H股溢價率不存在顯著影響。

綜上所述，分組回歸的結(jié)果支持了本文的假說二。

六、穩(wěn)健性檢驗

本文僅選取歸屬制造業(yè)的企業(yè)為樣本進行分析，即從原樣本中排除了交通運輸、公用事業(yè)、采掘、建筑裝飾、建筑材料、通信、房地產(chǎn)、傳媒、商業(yè)貿(mào)易等非制造業(yè)企業(yè)，分別進行全樣本主回歸和高低機構(gòu)持股比例分組回歸，以實現(xiàn)穩(wěn)健性檢驗。檢驗結(jié)果如表6所示。

全樣本回歸中Qualityi，t-1在5%的水平上顯著，低機構(gòu)持股組回歸中Qualityi，t-1在1%的水平上顯著，而高機構(gòu)持股比例組回歸中Qualityi，t-1不顯著，t值僅為-0.16。這說明對于制造業(yè)企業(yè)，本文的假說一和假說二仍然成立。

因此，本文的結(jié)論具有一定的穩(wěn)健性。

七、研究結(jié)論

本文基于87家A-H交叉上市公司2014——2018年20個季度的1388條數(shù)據(jù)，實證檢驗了交叉上市公司會計信息質(zhì)量對其A-H股溢價率的影響。研究發(fā)現(xiàn)：在其他條件相同的情況下，交叉上市企業(yè)的會計信息質(zhì)量越高，其A-H股溢價率越低。這是因為企業(yè)的會計信息質(zhì)量越高，境內(nèi)外投資者之間的信息不對稱程度就越低，根據(jù)信息不對稱假說，A-H股溢價率就會越低。另外，本文也實證檢驗了機構(gòu)持股比例作為調(diào)節(jié)變量，如何影響會計信息質(zhì)量與A-H股溢價率之間的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：在其他條件相同的情況下，對于機構(gòu)持股比例低的企業(yè)，交叉上市公司的會計信息質(zhì)量與其A-H股溢價率負(fù)相關(guān)；而對于機構(gòu)持股比例高的企業(yè)，會計信息質(zhì)量對其A-H股溢價率沒有顯著影響。本文的結(jié)論對于歸屬制造業(yè)的企業(yè)依然穩(wěn)健。

當(dāng)下我國金融市場正處于蓬勃發(fā)展時期，金融業(yè)開放穩(wěn)步擴大。隨著滬港通機制的啟動，兩地股票市場逐漸連接在一起，投資自由化水平進一步提升。然而，降低兩地投資者之間的信息不對稱，增強市場理性的力量，任重而道遠(yuǎn)。除了發(fā)揮宏觀政策的作用，有關(guān)部門和機構(gòu)應(yīng)當(dāng)加大對企業(yè)信息披露的監(jiān)管力度；企業(yè)應(yīng)當(dāng)提升對商業(yè)倫理重要性的認(rèn)識，切實保障會計信息的可靠性、相關(guān)性以及可理解性；內(nèi)地投資者應(yīng)當(dāng)形成科學(xué)的投資理念，讀懂企業(yè)的財務(wù)報表，不盲目跟風(fēng)，不留存投機心理。為了推動我國資本市場的健康發(fā)展，國家應(yīng)當(dāng)進一步推動信息透明度建設(shè)，鼓勵社會各界的監(jiān)督，讓我國資本市場早日成為具有國際競爭力的資本市場。

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