陸港通交易機制緩解了資產誤定價嗎？

■畢 鵬

一、引言與文獻綜述

資產定價是資本市場的核心問題。資產誤定價導致資源配置發生扭曲，降低資源配置效率，加劇金融風險，阻礙實體經濟發展。有效市場理論認為，股票價格圍繞著價值上下波動，能夠快速、精準地反映所有來自市場層面的信息。然而，現實中我國資本市場并非有效，充斥著各種“噪音與摩擦”。與西方發達資本市場相比，我國資本市場相關制度尚不完善，存在著投資者保護較弱、投資者認知偏差高、投資者結構不合理以及較為嚴重的信息不對稱等系列問題，致使股票價格與其內在價值發生相偏離，資產誤定價的現象長期存在。

我國分別于2014年、2016年啟動了滬港通與深港通股票市場互聯互通機制（簡稱陸港通）。該交易機制旨在通過境內、外投資者的雙向開放，改善我國資本市場投資者結構，提高定價效率，促進資本市場健康有序發展。然而，陸港通交易機制在引入境外投資者的同時，境外投資者的投機行為可能引發大量“噪音交易”，導致股票市場發生震蕩，降低資產定價效率。我國陸港通交易機制下的資本市場開放能否實現預期目標并產生積極效應，是政策制定者與監管者密切關注的問題。

關于陸港通交易機制的研究，主要圍繞境內外投資者在信息獲取、處理能力差異、股票市場聯動、資本市場效率等方面。信息獲取能力方面，譚小芬（2017）研究表明，滬港通有助于縮小香港與內地投資者在信息獲取能力方面的差異。市場風險與流動性層面，華鳴（2018）研究表明：滬港通對我國資本市場具有很好的穩定作用，能夠緩解股價崩盤風險。肖磊和張聰（2019）認為，深港通提高了我國股票市場整體流動性。定價效率方面，鐘覃琳和陸正飛（2018）指出，資本市場開放提高了我國A股股價信息含量，然而董秀良等（2018）提出了相反結論，認為滬港通僅對香港市場的定價效率及股市活躍程度有顯著提升。企業層面，連立帥等（2019）發現陸港通加強了企業投資與非財務信息定價之間關系。

不難發現，制度層面上，鮮有文獻探討陸港通交易機制與資產誤定價之間關系。鑒于此，本文實證檢驗了陸港通交易機制對我國資本市場資產誤定價產生的影響。

二、研究假設

陸港通交易機制將境外投資者引入我國資本市場，相較于境內投資者，境外投資者投資經驗豐富、專業性強。在信息挖掘、處理與分析等方面更具優勢，他們將更多的私有信息納入股票交易，知情交易有助于公司層面的信息快速融入股價，緩解資產誤定價。陸港通交易機制在引入境外投資者的同時，也將更加規范的信息披露制度引入我國A股市場，使上市公司會計信息質量更高，會計信息可比性更強，能夠有效地緩解信息不對稱。陸港通交易機制引入的境外投資者也具有較強的獨立性，能夠更好地監督公司經理層。有效的監督加大了公司高管信息操縱的難度，減弱了上市公司隱瞞壞消息、披露好消息的傾向，增強了上市公司信息透明度，優化了投資者套利成本與收益，提升了股票交易活躍度，促使股票價格中包含更多的公司層面的信息。此外，陸港通交易機制的實施能夠吸引更多的分析師進行跟蹤，提高預測準確性。分析師預測準確性的提高，有助于投資者更加全面地掌握公司基本面信息，糾正投資者估值偏誤，進而使得投資者采取更為理性的投資行為，促使股票價格回歸真實價值。

然而，陸港通交易機制也可能加劇我國A股市場與國際資本市場的聯動，加劇風險傳染的可能，導致股價發生大幅波動，使得信息不對稱程度進一步加深，加劇資產誤定價。陸港通交易機制采取漸進式開放的原則，境外投資者的交易額度與持股比例均存在較為嚴格的限制。這種嚴格的持股比例限制可能會降低境外投資者參與公司治理的積極性，進而選擇“價值獲取”而非“價值創造”的投資方式。境外投資者有可能會制造一定的“噪音”，推動股價上漲進而實現套利。“噪音”可能會引發投資者過度關注，投資者將“噪音”作為“信息”處理，融入股價。此外，境外投資者的“熱錢效應”使得投資者專注于投資短期經營業績較好的公司，這就會給企業管理者帶來較大的業績壓力，陸港通標的公司有可能為了獲取更多的外資注入，進而對會計信息進行操縱，降低會計信息質量。與此同時，公司高管還有可能與分析師“合謀”，促使分析師發布有偏的（高估）盈余預測，吸引更多的投資者，煽動投資者情緒，并將帶有情緒的泡沫融入股票價格，加劇資產誤定價。

基于以上分析，本文提出競爭性假設：

H1a：陸港通交易機制的實施有助于緩解資產誤定價。

H1b：陸港通交易機制的實施會加劇資產誤定價。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文以2010—2020年滬深兩市A股上市公司為初始研究樣本，陸港通標的數據來自Wind數據庫，其他數據來自CSMAR數據庫。根據陸港通交易機制實施后，標的股所發生的變化（調入或者調出），剔除了調出陸港通標的的樣本，并對初始樣本進行如下處理：一是由于2014年滬港通交易機制開始實施，2016年“深港通”交易機制開始實施，為確保研究樣本在陸港通交易機制實施前后的一致性，剔除了2014年以后上市的公司樣本；二是剔除了金融與保險以及ST上市公司樣本；三是剔除相關變量缺失的樣本；四是對主要連續變量在1%水平上進行了Winsorize處理，統計分析采用Stata15.0。

（二）變量定義

1.因變量：資產誤定價

參考饒品貴等（2012）研究，利用模型（1）計算股票內在價值：

其中，Vt表示每股內在價值，f（·）代表分析師對上市公司盈余預測值，由模型（2）計算得出。

其 中，Earningsi，t+T代 表 上 市 公 司 在 未 來1—3年的每股盈余預測值；Asseti，t為每股總資產；Dividendi，t為每股股利；DDi，t為股利發放的啞變量；Earningsi，t為當年的營業利潤；NegEi，t是上市公司是否發生虧損的啞變量；Accruali，t為每股應計項目。

首先對模型（2）進行估計，利用得到的估計系數預測公司未來1—3年的盈余；利用模型（1）計算公司內在價值V。若存在V/P≠1，則代表市場存在資產誤定價（P為股票市場價值，即次年4月末股價收盤價）。取Deviation=|1-V/P|，用以衡量股票市場價值偏離其內在價值的程度。取Misp=V/P，V/P<1表示股價高估；V/P>1則表示股價被低估。本文在主效應檢驗中資產誤定價指標選取的是Deviation，穩健性檢驗中采用Misp指標予以替換。

2.自變量：陸港通標的（Treatpost）

自變量為陸港通虛擬變量，當陸港通交易機制實施，且為陸港通標的時取值為1，否則為0。

3.控制變量

選取公司規模（Size）、杠桿水平（Lev）、成長性（Growth）、盈利能力（Roa）、換手率（Turnover）、公司年齡（Age）、股權集中度（Top1）、董事會規模（Boardsize）、兩職合一（Dual）、產權性質（Soe）等可能對資產誤定價產生影響的變量，同時控制了公司（Firm）與年度（Year）的個體效應。各變量定義如表1所示。

表1 變量定義表

（三）模型設定

考慮到進入陸港通試點范圍的標的股票進入試驗期的具體時間存在差異，取值時考慮當年是否加入陸港通，采用多期DID分析方法設置研究模型：

本文主要關注α1的回歸系數，若系數α1顯著為負，則表示陸港通交易機制的實施能夠有效緩解資產誤定價；若系數α1顯著為正，則表示陸港通交易機制的實施加劇了資產誤定價。其中，各變量的描述性統計如表2所示。

表2 主要變量描述性統計

續表2

四、實證分析結果

（一）陸港通交易機制與資產誤定價

表3列示了模型（3）的實證檢驗結果。列（1）為僅控制公司個體與年份固定效應，沒有加入相關控制變量的回歸結果。Treatpost的回歸系數為-0.049，在1%水平上顯著為負，初步驗證了假設H1a。列（2）為加入相關控制變量后的回歸結果。結果顯示，在控制了公司個體、年份以及相關控制變量后，Treatpost的回歸系數為-0.042，在1%水平上顯著為負，假設H1a得到充分驗證，即陸港通交易機制的實施有效緩解了資產誤定價。列（3）、列（4）為根據資產誤定價（Misp=V/P）V/P<1（正向誤定價，股票價值被高估）以及V/P>1（負向誤定價，股票價值被低估）分組后的回歸結果。列（3）中Treatpost的系數為-0.023，通過了1%水平的顯著性檢驗；列（4）中Treatpost的回歸系數為0.007，并不顯著。這說明陸港通交易機制的實施主要緩解了正向的資產誤定價（股價高估），可能的原因是，我國股票市場股價高估情況相對普遍，股價低估情況相對較少。因此，陸港通交易機制對正向資產誤定價（股價高估）的緩解作用更為顯著。

表3的實證分析結果表明，陸港通交易機制的實施有助于緩解資產誤定價，接下來將根據陸港通標的具體特征，進一步分析陸港通開通后，標的股票不同特征對資產誤定價產生的影響。為排除陸港通標的不同特征之間可能對研究結論產生干擾，研究過程中剔除了同時滿足陸港通十大活躍標的、陸港通可賣空標的、陸港通交叉上市標的的樣本。

表3 陸港通與資產誤定價的回歸分析

（二）陸港通活躍標的、非活躍標的與資產誤定價

根據CSMAR、Wind等相關數據庫顯示，境外投資者并非平均投資陸港通標的股。將陸港通交易機制實施后，至少有一天成為十大活躍成交股的標的，定義為活躍交易標的，利用模型（3）進行回歸，考察陸港通交易機制實施后，境外投資活躍度對資產誤定價產生的影響。表4中，列（1）為十大活躍標的與資產誤定價的回歸結果，Treatpost的系數為0.016，并不顯著；列（2）為非十大活躍標的與資產誤定價的回歸結果，Treatpost的系數為-0.024，在1%水平上顯著為負。回歸結果表明，境外投資者并非利用高頻交易、套利等手段促使股票價格回歸本真，更可能是通過信息挖掘、參與公司治理，改善上市公司信息披露質量，促使股票價格回歸內在價值，緩解了資產誤定價。

（三）陸港通可賣空標的、非可賣空標的與資產誤定價

我國于2010年將賣空機制引入股票市場，正式推出融資融券業務。在陸港通標的中，部分標的為可融資融券標的股。賣空可以促使股票價格迅速吸收負面消息，使股價回歸真實價值。融資融券制度改善了中國股票市場的價格發現機制，提高了資產定價效率。理論上，陸港通可賣空標的，資產定價效率要高于非可賣空標的。陸港通非可賣空標的因受政策影響較大，對資產誤定價的緩解作用應該更為顯著。基于此，利用模型（3）進行回歸，考察陸港通實施后，賣空標的與非賣空標的對資產誤定價的影響，表4中列（3）為陸港通賣空標的與資產誤定價的回歸結果，Treatpost系數為-0.022，并不顯著；列（4）為陸港通非可賣空標的與資產誤定價的回歸結果，Treatpost系數為-0.074，在1%水平上顯著為負。回歸結果符合預期，即“陸港通賣空標的”因受可賣空的影響，其負面消息能夠迅速融入股價，股票價格更貼近其真實價值；而“陸港通非可賣空標的”在政策實施后，受政策影響較大，資產誤定價得到更為有效的緩解。

（四）陸港通交叉上市標的、非交叉上市標的與資產誤定價

在陸港通交易機制實施前，我國部分上市公司已經通過A+B股、A+H股交叉上市的方式進行融資。交叉上市公司接受了更加嚴格的監管和投資者關注，更傾向于自愿性披露，會計信息質量更高，透明度更好。陸港通交易機制實施后，部分交叉上市企業被納入陸港通標的，理論上，相較于交叉上市標的，非交叉上市公司在陸港通交易機制實施后，受政策影響更大，對資產誤定價的緩解應更為顯著。由此，利用模型（3）進行回歸，考察“陸港通交叉上市標的”與“非交叉上市標的”在政策實施后對資產誤定價的影響。表4中列（5）為陸港通交叉上市標的與資產誤定價的回歸結果，Treatpost系數為-0.034，沒有通過顯著性檢驗；列（6）為陸港通非交叉上市標的與資產誤定價的回歸結果，Treatpost的系數-0.037，在1%水平上顯著為負。回歸結果符合預期，即交叉上市的標的在陸港通交易機制實施前已經接受了比較嚴格的監管，在公司治理、會計信息質量、信息透明度等方面均要好于非交叉上市公司，股票價格更貼近其真實價值。“非交叉上市標的”因受政策影響較大，陸港通交易機制實施后，資產誤定價得到有效緩解。

表4 “陸港通”標的股特征與資產誤定價回歸分析

（五）陸港通交易機制影響資產誤定價的傳導機制

陸港通交易機制在引入境外成熟投資者的同時，也將先進的公司治理理念、規范的信息披露制度等引入我國資本市場，有利于提高上市公司會計信息質量。該交易機制實施后，標的公司分析師跟蹤人數增加，預測準確性提高，緩解信息不對稱。基于此，本文采用可操控性應計利潤（Daccr）作為會計信息質量的替代，用以衡量上市公司內部信息質量；采用分析師預測的平均誤差（Ferr）來表征分析師預測精準性，作為上市公司外部信息質量的替代，對陸港通交易機制與資產誤定價的關系進行機制檢驗，構建模型（4）和（5）。

參考溫忠麟（2014）的中介效應檢驗法，利用模型（3）、模型（4）和模型（5）檢驗陸港通交易機制是否通過提高會計信息質量與分析師預測準確性進而緩解資產誤定價。表5列示了基于會計信息質量中介效應檢驗的回歸結果。利用模型（3）進行回歸，Treatpost的系數為-0.044，在1%的水平上顯著為負。利用模型（4）進行回歸，Treatpost的系數為-0.011，在5%水平上顯著為負，即陸港通政策的實施可以提高會計信息質量，檢驗通過。利用模型（5）進行回歸Treatpost系數為-0.041，且在1%水平上顯著，且系數小于模型（3）中Treatpost的系數-0.044，Daccr的系數在1%水平上顯著，通過檢驗。回歸結果表明：陸港通交易機制的實施可以通過改善我國上市公司會計信息質量進而對資產誤定價起到有效的緩解作用，中介效應檢驗成立。

表5 基于會計信息質量的中介效應檢驗

續表5

表6為基于分析師預測準確性中介效應檢驗結果。借鑒楊青（2019）的研究，利用模型（3）進行回歸，Treatpost的系數為-0.049，在1%水平上顯著為負，檢驗通過；利用模型（4）進行回歸，Treatpost的系數為-0.043，在1%水平上顯著為負，表明陸港通交易機制的實施顯著提升了分析師預測準確性，有助于分析師進行發布更加精準的預測。利用模型（5）進行回歸，Treatpost的系數為-0.045，在1%水平上顯著為負，且小于模型（3）中Treatpost系數-0.049，Ferr系數為0.009，在1%水平上顯著為正，表明分析師預測誤差能夠加劇資產誤定價。綜上所述，陸港通交易機制通過提升分析師預測準確性，改善上市公司外部信息環境，緩解資本市場錯誤定價，中介效應檢驗成立。

表6 基于分析師預測準確性的中介效應檢驗

接下來，本文利用Boostrap檢驗法，對會計信息質量、分析師預測精準性兩條作用機制的主導作用進行檢驗。如表7 Panel A所示，由列（1）、列（2）可知，會計信息質量（Daccr）與分析師預測精準性（Ferr）的中介效應檢驗仍然成立。列（4）中，Treatpost系數不在顯著，Daccr與Ferr的回歸系數分別為0.106與0.014，且均在1%水平上通過了顯著性檢驗，表明陸港通交易機制對資產定價效率的影響已由兩條機制所分解。由表7 Panel B可知，由Daccr和Ferr引起Dev變動差異為-0.002，且在1%水平上顯著。由此可知，兩條機制中，會計信息質量（Daccr）發揮了中介機制的主導作用。

（六）穩健性檢驗①

①限于篇幅，結果留存備索。

第一，自變量滯后一期的穩健性檢驗。考慮到陸港通交易機制的實施對資產誤定價的影響可能存在一定的滯后性，故采取自變量滯后一期的方法，對主效應以及中介效應進行檢驗。同時變更了可操控性應計利潤（Daccr）的測度，采用前三年可操控性應計絕對值的平均數作為衡量會計信息質量的指標。第二，變更資產誤定價測度方法、剔除干擾樣本后的穩健性檢驗。參考Berger&Ofek（1995）的方法，計算行業內所有上市公司的基礎價值，將其與實際價值相比較，進而確定資產誤定價水平。第三，PSM—DID回歸分析。由于陸港通標的并非隨機產生，為避免樣本的選擇性偏誤，借鑒程子健和張俊瑞（2015）的研究方法，采用PSM方法，通過Probit回歸計算傾向評分，選擇半徑為0.01的最近鄰一對一可放回進行匹配，構造新的樣本組，再用DID方法重新檢驗陸港通交易機制對資產誤定價的影響。穩健性檢驗結果與前文保持一致，說明本文結論穩健可靠。

五、結論與啟示

本文以陸港通交易機制為背景，利用2010—2020年我國A股上市公司數據為樣本，實證檢驗了陸港通交易機制實施對資產誤定價的影響及作用機制。研究發現：第一，陸港通交易機制的實施有效緩解了資產誤定價。截面異質性檢驗發現：在“非十大活躍成交標的股”“非融資融券標的股”“非交叉上市標的股”樣本中，陸港通交易機制的實施對資產誤定價的緩解作用更為顯著。第二，作用機制檢驗發現，陸港通交易機制能夠改善上市公司內、外部信息環境，進而促使股票價格回歸真實價值，有效緩解資產誤定價。可操控性應計利潤、分析師預測準確性分別作為上市公司內部信息質量與外部信息質量的替代變量，通過了中介效應檢驗。

據此提出以下對策建議：一是應在充分借鑒陸港通成功經驗的基礎上，考慮進一步推進我國資本市場開放，在適度放寬限制性條款的同時，強化證券市場監管與金融安全防范意識。二是進一步完善陸港通交易機制，給予民營、非跨國企業調入陸港通標的名單的機會，加快金融、會計和法律等相關配套服務的國際化進程。與此同時，及時解決陸港通標的企業和市場投資者的合理訴求，加強企業會計信息質量和信息透明度建設，降低市場信息不對稱，優化企業融資環境。促進內地資本市場與境外資本市場深度融合，推動內地資本市場發展。三是加強我國資本市場制度建設，完善投資者保護機制，與國際接軌，積極探索多渠道合作模式，努力實現資本市場服務實體經濟的目標，促進我國實體經濟發展。四是引入境外資本市場規范的上市公司信息披露制度，為投資者作出科學、合理的投資決策提供必要的信息依據。