滬港通交易制度的信息治理效應

鄭珊珊

【摘要】本文利用2014年11月17日滬港通交易制度實施這一資本市場對外開放事件， 基于管理層業績預告視角考察了滬港通交易制度的內部信息治理效應。研究發現， 滬港通交易制度的實施能夠顯著提高滬股通標的上市公司的管理層業績預告質量。機制檢驗表明， 滬港通交易制度的實施主要通過引進更多的機構投資者和提高管理者能力來改善上市公司的管理層業績預告質量。進一步從企業性質、 管理層權力、 環境不確定性以及市場競爭程度等方面進行拓展性檢驗， 發現在國有企業、 管理層權力強度較大以及環境不確定程度較高的上市公司中， 滬港通交易制度的實施能顯著提高管理層業績預告質量， 但是對市場競爭程度不同的上市公司影響并不存在顯著差異。

【關鍵詞】滬港通交易制度；管理層業績預告質量；機構投資者持股比例；管理者能力

【中圖分類號】F830? ? ? 【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2023）08-0069-8

一、 引言

基于委托代理理論， 上市公司的管理層和外部投資者之間存在著嚴重的信息不對稱問題。作為管理層傳遞公司經營信息的主要方式， 高質量的信息披露有助于優化資源配置， 降低資本市場的信息不對稱程度， 對信息使用者產生重要的影響。作為公司重要的信息披露活動之一（李志生等，2017）， 管理層業績預告可以在一定程度上反映上市公司未來的盈利水平（Rogers和Buskirk，2009）。這不僅會影響公司股票價格走勢（張嬈等，2017）， 助力分析師有效預測和投資者決策（Altschuler等，2015）， 還能夠提前提供預測性盈利信息， 降低上市公司定期報告集中披露的股價波動風險（Hirst等，2008）。因此， 管理層業績預告已成為資本市場參與者極為重視的前瞻性信息。

作為公司最核心信息的內部知情者， 管理層理應發布較為準確的業績預告。然而， 很多上市公司的業績預告水平卻與真實盈余水平存在較大偏差。原因之一在于： 相比于定期盈余公告， 業績預告制度并未對業績預告的時點和預告方式等作出明確規定， 使得上市公司在業績預告活動中存在較大的自由裁量權和操縱空間， 這使得作為內部人的管理層有動機利用信息優勢采取利己的信息披露策略， 如隱瞞對公司股價不利的“壞消息”（Jin和Myers，2006）。然而相關實踐顯示， 只有少數業績預告披露違規的公司受到了處罰且訴訟風險較低（Song和Ji，2012）， 而現行業績預告修正制度的軟約束無疑強化了這一自利動機。這一切都會直接降低市場對業績預告的信任度， 嚴重挫傷投資者的信心， 導致一系列嚴重的負面市場反應。隨著我國上市公司業績預告政策和監管制度的逐步完善， 討論如何提高管理層業績預告質量已成為近年來研究的重要話題。

然而， 在回顧管理層業績預告的相關文獻時， Beyer等（2010）、 Li 和Zhang（2015）提出此類研究最大的難點在于分析中存在潛在的內生性問題， 他們建議通過構造外生的沖擊變量來識別管理層業績預告和相關環境變量之間的因果關系。幸運的是， 2014年11月17日， 中國證監會和香港證監會發布聯合公告開通的“滬港通”取消了滬市568只股票對于香港投資者的交易限制， 極大地提升了A股市場的開放程度， 受政策沖擊影響的標的公司和不受政策影響的非標的公司為本文提供了很好的實驗組和對照組樣本（陳勝藍和馬慧，2017）。為此， 本文選擇我國滬港通交易制度的實施為外生沖擊變量， 考察其對管理層業績預告質量的影響， 以揭示滬港通交易制度與管理層業績預告之間的關系。在此基礎上， 本文還探討了滬港通交易制度影響管理層業績預告的機制。除此之外， 本文還考慮內外部環境對基本回歸的影響。

本文邊際貢獻如下： 第一， 借助滬港通交易制度實施這一準自然實驗， 檢驗了資本市場開放對管理層業績預告質量造成的影響， 能夠有效緩解兩者之間面臨的內生性問題， 提高研究結論的穩健性。第二， 不同于以往文獻主要考察滬港通交易制度實施的經濟后果（連立帥等，2018；鐘凱等，2018）、 資本市場信息效率（鐘覃琳和陸正飛，2018）和企業風險承擔水平（李小林等，2022）等， 本文從管理層業績預告視角考察了滬港通交易制度實施的內部信息治理效應， 不僅豐富了外資持股和資本市場對外開放的研究內容， 也為上市公司管理層信息披露提供了增量信息。

二、 文獻綜述與研究假設

（一）管理層業績預告文獻綜述

我國的業績預告制度始于1998年， 在2002年形成年度業績預告制度的雛形， 并在2006年將扭虧為盈加入了業績預告的范圍。自此， 業績預告的規定更加詳盡， 但實質內容沒有太大變動。按照目前的業績預告制度， 必須進行預告的年度業績有預增、 預減、 虧損和扭虧四種類型， 上市公司自愿發布的不屬于必須預告的年度業績有略增、 略減、 續盈和預告業績不確定四種類型。管理層業績預告是指管理層在上市公司定期報告之前對預期盈余信息進行披露。借鑒Hirst等（2008）的研究， 管理層業績預告的研究主要包括業績預告的前期因素、 特征和后果三部分， 后果是由前期因素和特征決定的函數。與業績預告的前因、 后果相比， 管理層對業績預告的特征擁有更大的控制權和自主選擇權。管理層業績預告的特征主要包括業績預告時間、 頻率、 方式以及準確性等。在諸多特征中， 準確性作為衡量管理層業績預告可信度的關鍵指標， 對投資者的判斷決策有顯著影響， 因而備受關注。

那么， 哪些因素會影響管理層業績預告的準確性呢？現有研究主要從公司內部治理和外部環境等方面探討了其對管理層業績預告準確性的影響。Karamanou和Vafeas（2005）研究發現， 公司治理水平較高的企業提供的預測報告更加準確且較少出現預測偏誤， 獨立董事在所有權平衡機制缺乏下也能顯著提高管理者業績預告質量。Boone和White（2015）發現， 機構投資者通過監督管理層降低公司的信息不對稱程度， 進而提高公司的信息披露質量。類似地， Nagar等（2019）利用美國數據研究發現， 為了應對經濟政策不確定性對公司價值的不利影響， 管理者會增加自愿性信息披露的頻率和數量以幫助投資者更好地了解公司經營活動。劉文軍和李爽（2022）則發現， 公司建立差錯責任追究制度后管理層盈余預測精度顯著下降。除此之外， 相關學者也開始考慮高管行為對業績預告準確性的影響。張嬈等（2017）研究發現， 當管理層存在自利動機時更可能發布有偏差的業績預告， 但是監管機構、 分析師和媒體的監督力度具有顯著的調節作用。

（二）滬港通交易制度與管理層業績預告

雖然已有文獻考慮了管理層的自然屬性對業績預告準確性的影響， 但是這類研究可能存在互為因果的內生性問題， 因此本文通過構造外生的沖擊變量來識別管理層業績預告和相關環境變量之間的因果關系。2014年11月10日上交所發布《關于加強滬港通業務中上海證券交易所上市公司信息披露工作及相關事項的通知》， 對滬股通相關標的上市公司管理層的信息披露提出了新的要求。本文以此為契機， 借助滬港通交易制度的實施這一準自然實驗， 從以下兩個方面檢驗滬港通交易制度實施對管理層業績預告的影響機制。

1. 滬港通交易制度實施可通過引進境外機構投資者進行監督來影響管理層的業績預告質量。引進境外投資者、 改善上市公司治理水平是資本市場對外開放的主要內容之一（連立帥等，2018）。當前， 關于滬港通交易制度實施與管理層微觀行為的研究主要關注境外投資者尤其是機構投資者的作用。與國內的機構投資者相比， 境外機構投資者存在信息優勢（Li等，2004）， 不僅具有成熟的投資理念（Ng等，2015）， 而且與上市公司管理層的私人聯結更少， 獨立性更強（Ferreira和Matos，2008）。為了避免自身利益受到侵害， 境外投資者有意愿且有能力通過積極的治理干預（如委派董事等“用手投票”方式）直接影響并監督管理層的治理行為（Aggarwal等，2011）， 提高管理層業績預測準確性（Tsang等，2019）。除此之外， 在滬港通交易制度背景下， 出于資金獲取等動機（Yoon，2017；鐘凱等，2018）， 管理層會主動提高信息披露質量， 降低公司與外部的信息不對稱水平， 從而吸引境外投資者持股； 境外投資者的交易行為反過來又能夠將信息反饋至股價， 增加股價信息含量， 管理層可以從中獲取有用信息， 以此提高信息披露質量， 有利于管理層更準確地預測信息。因此， 本文認為， 境外機構投資者的引入能有效降低公司信息披露違規概率（陸瑤等，2012）， 提高上市公司信息透明度， 促進管理層自愿性披露行為。

當然， 也有一些研究認為境外投資者可能存在信息劣勢（Choe等，2005）。由于地理位置和文化差異等原因， 境外機構投資者對于上市公司當地的信息知之甚少。在此種背景下， 管理層業績預告的準確性、 及時性、 對壞消息的披露程度等對境外投資者來說可能發揮更為重要的信號作用。當管理層業績預告質量較低時， 股東可以通過出售股票等“用腳投票”的方式倒逼管理層改善上市公司信息披露環境。考慮到自身職業生涯， 管理層也會主動提高企業的信息披露質量（Pukthuanthong等，2017；李春濤等，2018）。因此， 上市公司有動機改善自身的治理特征來吸引外資股東的進入， 提高管理層業績預告質量。

2. 滬港通交易制度的實施可以通過提高管理者能力來改善管理層的業績預告質量。除管理層自利動機等主觀因素外， 管理者自身的能力也會影響業績預告質量。管理者能力越強， 收集、 處理與預測相關信息的能力就越強， 盈利預測的準確性也就越高（Baik等，2011）。在信息搜集、 處理與分析等方面發達資本市場可能更具備資金、 經驗、 技術與人力資源等優勢， 所以在滬港通交易制度實施后， 會直接或間接地傳遞自身的價值投資理念， 對新興資本市場產生溢出效應（Gul 等，2010）， 上市公司管理者可以接觸并從中學習更先進的管理知識， 提高自身整體能力。

滬港通交易制度實施后， 頻繁的外資進出會刺激資本市場上的國際投機活動， 不僅境內資金外流可能給境內上市公司構成壓力， 而且增加了上市公司被并購的風險， 被并購壓力的增加促使管理層提升把控全局的能力（高開娟，2018；許慧和胡慕云，2020）。管理層個人能力越強， 盈利預測準確性越高。除此之外， 管理層出于維護自身聲譽的考慮， 也會約束自身行為， 減少失真信息的披露（李志生等，2017）， 通過披露更準確的盈利預測信息來向投資者證明自身能力。綜上所述， 滬港通交易制度的實施作為一種有效監督公司行為的外部治理機制， 對上市公司的信息披露提出了更高的要求， 促使公司管理層提高業績預告質量。為此， 提出假設1：

H1： 相對于非標的上市公司， 滬港通交易制度實施能夠顯著提高滬股通標的上市公司的管理層業績預告質量。

三、 研究設計

（一）數據來源與樣本選擇

本文選取2012 ～ 2016年度我國滬深A股上市公司作為初始研究樣本， 并根據以下原則對初始研究樣本進行篩選： 刪除金融行業樣本； 刪除樣本期間內ST公司和相關財務數據缺失的樣本公司； 刪除2014年11月17日以后新入選和被調出的標的股票。根據滬港通標的股票選擇的要求， 滬股通標的股票包含上證180指數成份股、 上證380指數成份股、 “A+H”股中符合要求的568家上交所A股上市公司。非滬股通標的股票包括未納入上交所滬股通標的與全部深交所上市公司。滬港通標的股票名單來自香港聯合交易所官網， 管理層預測相關數據來自WIND數據庫， 其他財務數據均來自于CSMAR數據庫。本文涉及的連續變量在1%和99%的水平上進行Winsorize處理。同時為了控制潛在的自相關問題， 對所有回歸中標準誤進行公司維度的Cluster處理。

（二）變量度量

1. 被解釋變量： 管理層業績預告質量（M_Forecast）。借鑒李志生等（2017）和張嬈等（2017）的做法， 管理層業績預告質量的計算公式如下：

M_Forecast=（Fcap+Ffloor）/2-ANetprofit/ANetprofit? ?（1）

式（1）中： Fcap和Ffloor分別表示上市公司預告凈利潤的上限值和下限值； ANetprofit表示上市公司的實際凈利潤； M_Forecast表示管理層的業績預告質量， 當其小于10%時， 取值為1， 否則取值為0。

2. 控制變量。參考張嬈等（2017）的研究， 本文控制了上市公司規模（Size）、 資產報酬率（Roa）、 資產負債率（Lev）、 第一大股東持股比例（Largeshare）、 獨立董事比例（Inderatio）、 兩權分離度（Separation）、 產權性質（Soe）、 虧損（Loss）、 董事會規模（Board）、 兩職合一（Dual）、 市賬比（MB）和現金持有水平（Cash）等。另外， 本文還控制了行業（IND）和年份（YEAR）變量。

本文主要變量定義如表1所示。

（三）模型設定

借鑒已有研究， 本文選擇滬股通標的上市公司為實驗組樣本， 以非滬股通標的上市公司為控制組樣本， 采用雙重差分模型（DID）以更好地控制實驗組公司和控制組公司之間的系統性差異。基本模型如下：

M_Forecast=β0+β1Post×Treat+β2Post+β3Treat+β4Size+β5Roa+β6Lev+β7Largeshare+β8Inderatio+β9Separation+β10Soe+β11Loss+β12Board+β13Dual+β14MB+β15Cash+IND+YEAR? （2）

式（2）中， 被解釋變量為管理層業績預告質量。Treat為是否是滬股通標的公司的0-1變量。Post為滬港通開啟時點的0-1變量。交互項Post×Treat的系數β1為雙重差分統計量， 衡量了滬股通標的公司相對于非標的公司對管理層業績預告質量的凈影響。若β1顯著為正， 則說明滬港通交易制度的實施提高了滬股通標的上市公司的管理層業績預告質量， 反之亦然。

四、 實證結果分析與討論

（一）描述性統計

表2列示了主要變量的描述性統計結果。其中： M_Forecast的均值為0.3525， 表明管理層業績預告質量的樣本約占全部樣本的35.25%； 標準差為0.4778， 最小值為0， 最大值為1， 表明上市公司的管理層業績預告質量差異較大。控制變量的描述性統計結果與以往研究結果比較接近。

（二）基本回歸結果與分析

表3列示了滬港通交易制度影響管理層業績預告質量的雙重差分檢驗結果。從列（1）可以看出， 在沒有控制其他控制變量時， 交乘項Post×Treat的系數β1在1%的水平上顯著為正； 列（2）則控制了其他控制變量， 交乘項Post×Treat的系數β1仍然在1%的水平上顯著為正。上述結果意味著滬港通交易制度的實施有助于滬股通標的上市公司管理層業績預告質量的提升， 從而支持了本文的H1。

（三）平行趨勢檢驗

采用雙重差分模型（DID）的前提是檢驗平行趨勢假設。若該假設成立， 則滬港通交易制度對管理層業績預告的影響是在滬港通交易制度實施之后， 而在該制度實施前， 滬股通標的上市公司與非滬股通標的上市公司的管理層業績預告質量變動趨勢不存在顯著差異。借鑒陳運森和黃健嶠（2019）的研究設計， 本文選擇滬港通交易制度實施的2014年為基準年份， 設置2012year_dummy、 2013year_dummy、 2015year_dummy和2016year_dummy四個年份虛擬變量， 當這一年份為2012年時， 2012year_dummy取值為1， 否則為0， 其他三個虛擬變量以此類推。將Treat分別與上述四個年份虛擬變量相乘， 并將所得四個交乘項一并放入式（2）中。具體回歸結果如表3列（3）所示， 交互項2012year_

dummy×Treat、 2013year_dummy×Treat的系數均不顯著， 而2015year_dummy×Treat和2016year_dummy×Treat的系數分別在10%和1%的水平上顯著為正。這表明在滬港通交易制度實施之前， 滬股通標的上市公司和非滬股通標的上市公司的管理層業績預告質量并不存在顯著差異， 支持了雙重差分模型的適用性。同時， 在滬港通交易制度實施之后， 相對于非滬股通標的上市公司， 滬股通標的上市公司的管理層業績預告質量得到顯著提高。

（四）內生性問題

由于滬股通標的上市公司的選定并非隨機， 滬港通交易制度實施之前實驗組和控制組之間的公司特征可能已經存在差異， 這些差異導致事件前實驗組和控制組的管理層業績預告質量不一樣， 從而降低了雙重差分估計的有效性。為了降低非隨機選擇可能導致的內生性問題， 本文采用傾向得分匹配（PSM）方法為滬股通標的上市公司尋找配對樣本， 并對配對后的樣本再次進行雙重差分估計。具體回歸結果如表4列（1）所示， 可以看出， 在控制了內生性問題后， 交乘項Post×Treat的系數在10%的水平上顯著為正， 再次證明了本文結論的可靠性。

（五）穩健性檢驗

1. 安慰劑檢驗（Placebo Test）。本文引入反事實框架， 將滬港通交易制度實施年份向前推移3年， 即假定滬港通交易制度于2011年實施， 以此來排除處理組和控制組樣本公司之間固有特征差異對研究結論的干擾。回歸結果如表4列（2）所示， Post×Treat的系數在假定制度實施時點情形下不再顯著， 說明滬港通交易制度實施后， 滬股通標的上市公司管理層業績預告質量的提高并非由處理組和控制組樣本公司的固有特征差異所導致， 從而支持了本文的研究結論。

2. 其他穩健性檢驗。

（1）采用新方法重新度量管理層業績預告質量。 第一， 自愿披露非強制信息的積極性（Voluntary）： 對于未達到強制披露標準的上市公司， 若公司自愿披露業績預告， Voluntary取1， 否則取0。第二， 對壞消息的公開程度（BadNews）： 在公司管理層可以自愿選擇是否披露業績預告時， 若披露壞消息， BadNews取1， 否則取0。回歸結果如表5列（1）和列（2）所示， Post×Treat的系數分別在5%和10%的水平上顯著， 驗證了本文的基本回歸結果。

（2）由于滬港通交易制度于2014年11月正式實施， 2014年上市公司管理層業績預告可能受滬港通交易制度實施的影響， 本文刪除2014年的樣本， 對模型重新進行檢驗。回歸結果如表5列（3）所示， 在刪除2014年的樣本后， Post×Treat的系數在1%的水平上顯著為正， 再次證明了本文研究結論的可靠性。

（3）重新對時間變量（Post）進行界定。選擇2012 ～ 2016年滬深兩市的A股公司為研究樣本， 2012、 2013年時Post取0， 2014、 2015、 2016年時Post取1。回歸結果如表5列（4）所示， Post×Treat的系數在1%的水平上仍然顯著， 再次驗證了本文的H1。

（4）考慮業績預告及時性（Horizon）對管理層業績預告質量的影響， 在基本回歸模型中添加控制變量Horizon。本文用預告期的時間長度來衡量管理層業績預告的及時性。一般來說， 上市公司管理層業績預告信息越及時， 業績預告準確性就越高。如表5列（5）所示， 業績預告期越長， 管理層業績預告質量越低。在控制了管理層業績預告及時性（Horizon）后， Post×Treat的系數仍然顯著， 再次證明了本文的研究結論。

（5）為了減輕遺漏變量所帶來的影響， 本文進一步采取固定效應模型進行檢驗。經過豪斯曼檢驗后， 采用非平衡面板數據構建雙重差分固定效應（DID+FE）模型對式（2）重新進行檢驗。回歸結果如表5列（6）所示， 交互項Post×Treat的系數仍然顯著為正， 表明滬港通交易制度的實施的確提高了滬股通標的上市公司的管理層業績預告質量， 再次支持了本文的研究結論。

五、 機制分析

（一）機構投資者持股比例

滬港通交易制度實施后， 更多的境外機構投資者會參與到A股市場交易中。一方面， 境外投資者擁有成熟的理念、 理性的投資行為， 更加注重價值投資， 因而有助于降低股價波動幅度和管理層業績預告難度， 提高管理層業績預告準確度； 另一方面， 境外機構投資者持股比例的提高有助于加強對管理層的監督， 防止內部人侵占行為發生， 約束管理層盈余管理動機， 提高私有信息的披露質量， 并且降低獲取公司層面信息的難度和成本（Karamanou和Vafeas，2005）。因此， 本文探究滬港通交易制度是否會通過機構投資者持股比例影響管理層業績預告質量。

參考溫忠麟等（2004）經典的中介檢驗三步法進行機制分析， 其中， 機構投資者持股比例（Institution）為中介變量， 管理層業績預告質量（M_Forecast）為被解釋變量。具體回歸結果如表6所示： 由列（1）可以看出滬港通交易制度實施提高了管理層業績預告質量； 由列（2）可以看出滬港通交易制度實施提高了機構投資者持股比例； 列（3）表明滬港通交易制度實施與機構投資者持股都顯著提高了管理層業績預告質量， 并且列（3）Post×Treat的系數顯著小于列（1）中Post×Treat的系數。進一步報告了Sobel檢驗的結果， Sobel Z值顯著為正， 證明存在部分中介效應， 即滬港通交易制度的實施能夠通過吸引更多的機構投資者從而提高滬股通標的上市公司的管理層業績預告質量。

（二）管理者能力

根據前文理論分析， 管理層業績預告質量會受到管理者能力的影響。滬港通交易制度實施后， 資本市場對外開放與上市公司面臨收購的壓力有利于管理者能力的提高。管理者能力越強， 管理層業績預告準確度越高。因此， 本文探究滬港通交易制度實施是否會通過管理者能力影響滬股通標的上市公司的管理層業績預告質量。

同樣參考溫忠麟等（2004）經典的中介檢驗三步法， 其中， 管理者能力（MA）為中介變量， 管理層業績預告質量（M_Forecast）為被解釋變量。具體回歸結果如表7所示， 由列（1）可以看出， 滬港通交易制度實施提高了管理層業績預告質量（系數為1.0618，在1%的水平上顯著）； 由列（2）可以看出滬港通交易制度實施還提高了管理者能力（系數為0.0198，在10%的水平上顯著）； 列（3）表明滬港通交易制度實施與管理者能力同時顯著提高了管理層業績預告質量， 并且列（3）Post×Treat的系數顯著小于列（1）中Post×Treat的系數。進一步報告了Sobel檢驗的結果， Sobel Z值為正， 證明存在部分中介效應， 即滬港通交易制度實施能夠通過提高管理者能力改善滬股通標的上市公司的管理層業績預告質量。

六、 進一步分析

（一）產權性質的影響

滬港通交易制度的實施總體上會影響管理層業績預告質量， 但這種影響的程度有可能因企業產權性質的不同而存在顯著差異。因此， 本文根據最終控制人性質將研究樣本分為國有（SOE=1）和非國有（SOE=0）兩組， 分別檢驗滬港通交易制度實施對滬股通標的上市公司管理層業績預告質量的影響， 回歸結果如表8列（1）和列（2）所示： 在國有上市公司中， Post×Treat的系數在5%的水平上顯著為正； 在非國有上市公司中， Post×Treat的系數雖然仍為正， 但不如國有上市公司顯著。此結果表明， 滬港通交易制度實施能夠在國有上市公司中發揮監督作用， 以此提高管理層業績預告質量。

（二）管理層權力的影響

根據前文論述， 管理層業績預告質量的提高在一定程度上依賴于管理者能力的提高， 那么管理層自身權力強度是否也會影響管理層業績預告質量呢？本文借鑒周美華等（2016）的做法， 通過對CEO與董事長是否兩職合一、 董事會規模、 內部董事比例、 股權分散度和管理層持股五個指標進行主成分回歸， 構建管理層權力強度綜合指標（Power）， 該指標值越大， 表明管理層權力強度越大。研究結果如表8列（3）和列（4）所示： 在管理層權力較大組， 滬港通交易制度的實施能夠顯著提高管理層業績預告質量； 而在管理層權力較小組， 滬港通交易制度的實施并沒有提高管理層業績預告質量。

（三）環境不確定性的影響

除上市公司和管理層自身會影響管理層業績預告質量外， 當上市公司面臨的環境不確定性較大時， 公司盈余波動性較大， 其是否也會影響管理層的業績預告質量？借鑒李丹和賈寧（2009）的做法， 本文采用上市公司當年凈利潤與上一年凈利潤之間差額與上一年凈利潤比率的絕對值來衡量公司面臨的不確定性程度（EU）， 并以其年度中位數為標準將樣本劃分為環境不確定性較大組（大于中位數）與環境不確定性較小組（小于中位數）。回歸結果如表9列（1）和列（2）所示： 在環境不確定性較大組， Post×Treat的系數在1%的水平上顯著為正； 在環境不確定性較小組， Post×Treat的系數雖然仍為正， 但是不顯著。此結果表明， 滬港通交易制度實施能夠顯著提高環境不確定性較大組的管理層業績預告質量， 進一步證明了滬港通交易制度的實施可以部分替代環境因素對管理層業績預告的影響。

（四）市場競爭程度的影響

在產品市場競爭日益激烈的今天， 公司面臨的產品市場競爭和所處競爭地位會影響公司行為。那么當上市公司所面臨的產品市場競爭程度不一樣時， 滬港通交易制度實施對管理層業績預告質量是否有顯著差異？本文利用赫芬達爾—赫希曼指數（HHI）來衡量產品市場競爭程度， 并利用其中位數將樣本組分為市場競爭程度高組（HHI 低于中位數）和市場競爭程度低組（HHI 高于其中位數）進行分組回歸。研究結果如表9列（3）和列（4）所示： 在市場競爭程度高組， Post×Treat的回歸系數在5%的水平上顯著為正； 在市場競爭程度低組， Post×Treat的回歸系數在1%的水平上顯著為正。可能的原因是： 雖然滬港通交易制度的實施有利于監督市場競爭程度較低的上市公司， 但是市場競爭程度較高的公司本身也可以約束管理層的自利行為。

七、 研究結論和政策建議

本文以我國上市公司2012 ～ 2016年數據為研究樣本， 利用滬港通交易制度的實施作為資本市場開放的標志事件并構造準自然實驗， 實證檢驗了滬港通交易制度對管理層業績預告質量的影響。研究發現， 滬港通交易制度的實施主要通過引進更多的機構投資者和提高管理者能力顯著提高滬股通標的上市公司的管理層業績預告質量。進一步分析發現， 在國有企業、 管理層權力強度較大以及環境不確定程度較高的上市公司中， 滬港通交易制度的實施能顯著提高管理層業績預告質量， 但是對市場競爭程度不同的上市公司影響并不存在顯著差異。

本文的研究結論證明了滬港通交易制度實施能夠有效發揮監督和“溢出”效應， 有利于約束管理層的自利行為， 從而提高管理層業績預告質量， 改善公司的信息環境， 發揮內部信息治理效應。本文的研究結論對進一步提高資本市場開放水平具有較強的政策啟示。除此之外， 上市公司應不斷規范和完善信息披露制度， 監管層也應加強對上市公司信息披露的監管， 制定詳細的信息披露指引， 進一步提高上市公司管理層業績預告的準確性， 從而改善資本市場的信息環境， 幫助投資者做出更有效的決策。

【 主 要 參 考 文 獻 】

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（責任編輯·校對： 李小艷? 黃艷晶）

【基金項目】湖北省教育廳哲學社會科學研究重點項目（項目編號：21D083）；湖北省教育廳科學研究計劃項目（項目編號：B2021170）