有限合伙協議架構與股價同步性

【中圖分類號】F272 【文獻標識碼】A 【文章編號】1004-0994（2025）10-0121-

一、引言

合理的股權結構是提升公司治理效率的關鍵。在第四次工業(yè)革命和科技創(chuàng)新的推動下，資本與勞動分工的細化催生了新型商業(yè)模式和股權結構，其中就包括有限合伙協議架構（簡稱“LP架構”）。有限合伙投資協議的起源可以追溯到大約10世紀的意大利，當時存在一種名為commenda的合同形式，這種合同通常用于證券投資基金中。在采用有限合伙制的證券投資基金中，普通合伙人（GP）擔任執(zhí)行事務合伙人的角色，負責基金的日常管理和投資決策，并對基金的債務承擔無限連帶責任。與此相對應的是，有限合伙人（LP）的責任以其認繳的出資額為限。2007年，我國對《合伙企業(yè)法》進行了修訂，引人了有限合伙制度，這一變化使得有限合伙企業(yè)開始受到越來越多創(chuàng)業(yè)投資機構的青睞。相關內容的修訂為投資者提供了更多的保護，特別是在風險投資和私募股權投資領域。LP架構代表了一種“同股不同權\"的新型控制權配置方式，但與雙重股權結構有所不同，它是通過有限合伙投資協議來構建控制鏈條的，使得創(chuàng)業(yè)者即便出資比例不高，也能夠以GP的身份擁有對上市公司的表決權并實現對其的控制（鄭志剛等，2022）。圖1的數據顯示，我國采用LP架構進行首次公開發(fā)行（IPO）的企業(yè)數量在2014年為一家，到2021年達到高峰，共有263家（占比為5 0 . 8 7 % ，近兩年LP架構受到的關注也不少，在2023年有

134家企業(yè)（占比 4 2 . 9 5 % ）采用LP架構進行IPO上市，包括格力電器在內的許多知名上市公司也引入了LP架構來配置控制權。因此，LP架構這種創(chuàng)新性的控制權配置模式對管理決策所產生的效應，已經引起了學術界與實務領域的廣泛關注和熱議。

目前，學術界有關LP架構的研究還存在爭議。部分觀點認為，LP架構有助于實現股東權利的專業(yè)化分工，提升公司治理效率。在實踐中，LP架構讓企業(yè)家能以小額資本控制公司，與管理團隊和核心技術人員共擔風險、共享收益（鄭志剛等，2022），這有助于穩(wěn)定管理團隊以提升企業(yè)的創(chuàng)新能力（陳德球和侯欣昊，2023；強國令和陳昊，2024）。同時有證據表明，LP架構可通過提升GP的風險承擔水平來促進企業(yè)創(chuàng)新（吳浩和解維敏，2024），或是通過向下盈余管理減少股利分配，以增加企業(yè)的自由現金流和未來的研發(fā)投入（史亞雅等，2024）。因此，有限合伙模式能有效分配GP和LP之間的責權利，是一種高效的組織結構（王保樹，2008）。還有一部分觀點認為，LP架構加劇了企業(yè)控制權與現金流權的分離，導致一定的“掏空\"行為與負外部性（Jiang等，2010；Gavious等，2015）。已有研究發(fā)現，LP架構確實會加劇企業(yè)實際控制人控制權和現金流權的分離，增加實際控制人的\"掏空\"行為，產生負外部性（鄭志剛等，2022），同時加劇實際控制人與中小股東之間的代理沖突（楊國超，2020）。目前，基于股價同步性視角討論LP架構對資本市場影響的研究尚未得到充分關注。

黨的二十大報告指出：要充分發(fā)揮市場在資源配置中的決定性作用。然而，在市場信息傳遞過程中，資本市場的股價波動可能會對資源配置的有效性造成負面影響。資本市場通過股價的變動來實現資源的分配，而這一機制的有效運作需以企業(yè)信息的透明度為基礎（黃俊和郭照蕊，2014）。影響股價的主要因素包括市場信息、行業(yè)信息及公司特有的信息，其中公司特有的信息對于理解公司運營至關重要。股價同步性體現了個股價格變動與市場整體變動之間的相關性。當企業(yè)的股價同步性較低時，意味著企業(yè)披露的特質信息更為豐富（Piotroski和Roulstone，2004）。換言之，較低的股價同步性意味著公司特有信息在股價構成中占據了更重要的位置，增加了股價的信息密度，進而促進了資本市場資源分配效率的提升（黃俊和郭照蕊，2014）。但在新興市場中，常常因為信息披露不充分、公司治理和產權保護不完善而出現較高的股價同步性，如在我國股市中即存在股價“同漲同跌\"現象。近年來，很多學者在審計、公司治理、社會責任等方面開展了LP架構相關研究，但還未關注到LP架構如何發(fā)揮公司治理作用這一問題。具體而言，關于LP架構的公司治理效應及其與股價同步性的關系研究還較為缺乏，同時，LP架構到底是通過提升公司治理效率緩解信息不對稱來釋放更多的公司特質信息從而降低股價同步性，還是通過控制權與現金流權的分離來加劇企業(yè)與外部投資者之間的信息不對稱進而提升股價同步性，仍然是一個亟待檢驗的問題。

基于上述分析，本文從內外部公司治理視角，深入剖析LP架構能否以及如何影響股價同步性，以期為投資者識別LP架構企業(yè)的價值提供經驗參考，同時為監(jiān)管者完善信息披露制度、提高LP架構對股價同步性的治理效應發(fā)揮實踐參考價值。具體來說，參考鄭志剛等（2022）及史亞雅等（2024）的研究，以 2 0 1 4 ～ 2 0 2 3 年我國A股IPO上市公司為研究對象，實證檢驗LP架構對股價同步性的影響。

與以往研究相比，本文可能的邊際貢獻主要體現在以下幾個方面：第一，豐富了LP架構的相關研究。已有文獻探討了LP架構能夠對管理層的短視行為產生良好的治理效應，主要表現在抑制企業(yè)負面行為、提升企業(yè)創(chuàng)新水平、提高企業(yè)審計費用等方面（劉雨薇和馬勝，2023；陳德球和侯欣昊，2023；魏志華和陳美茜，2023）。本文深入探討了LP架構對企業(yè)股價同步性的影響，并通過實證分析驗證了LP架構對股價同步性的正面效應，為特定情境下LP架構治理功能的發(fā)揮提供了實證依據，為理解企業(yè)股權結構提供了新的視角。第二，拓寬了股價同步性影響因素的研究范疇。已有文獻一般基于宏觀的經濟環(huán)境、文化差異和產權保護以及微觀的信息發(fā)布者、信息傳遞者、信息接收者和信息環(huán)境等角度探討股價同步性的影響因素。然而，就參與公司治理這一主題，學者們主要探討了信息披露質量（徐海偉和劉華，2024）、媒體與分析師關注（王雪和楊志國，2023；曾雪云等，2023）、機構投資者（畢曉方等，2023）和信息透明度（李正彪和劉洪穎，2022；徐京平等，2023）等對股價同步性的治理作用，而較少考慮股權結構這一公司治理基礎對股價同步性的影響。本文則從LP架構視角豐富了股價同步性的影響因素研究。第三，所得結論對于提升我國資本市場的定價效率具有一定的實際應用價值。鑒于2023年12月中央經濟工作會議明確倡導“鼓勵創(chuàng)業(yè)投資與股權投資”的政策導向，本文認為政策制定者可加強對LP架構這一創(chuàng)新的控制權配置方式的關注，并強化信息披露機制建設。通過有效利用機構持股及證券交易所問詢等手段，在“同股不同權\"的控制權配置模式下深入挖掘信息，以更有效地激發(fā)企業(yè)家的創(chuàng)新精神。此外，本研究不僅為投資者評估LP架構企業(yè)的價值提供了實證依據，也為監(jiān)管機構和企業(yè)管理層提供了有價值的決策參考。更重要的是，它對于維護資本市場的穩(wěn)定與秩序以及推動我國經濟的高質量發(fā)展，具有顯著的政策導向意義。

二、理論分析與假設提出

LP架構作為一種創(chuàng)新的治理機制，超越了傳統治理模式下對資產專用性與資源重要性的簡單比較，賦予了人力資本與物質資本在企業(yè)剩余收益分配中獨立且平等的地位，要求兩者共同承擔經營風險。這一股權結構有效緩解了企業(yè)控制權與現金流權分離可能帶來的負外部效應，成功地在代理沖突與專業(yè)化分工對企業(yè)效率提升的雙重影響之間找到了平衡，從而實現了公司治理的基本目標（陳德球和胡晴，2022；鄭志剛等，2022）。不僅如此，LP架構是一種事前安排，需要企業(yè)在IPO前對相關信息進行充分披露，并且作為一種新型的股權結構能夠吸引更多投資者以及信息中介的關注（鄭志剛等，2022；陳德球和侯欣昊，2023；吳浩和解維敏，2024）?；谛畔⑿视^，股價的波動主要歸因于企業(yè)的特質信息。當企業(yè)特質信息含量較高時，企業(yè)的股價同步性會相應降低（游家興等，2007），而改善企業(yè)的信息環(huán)境可通過提高信息披露程度來緩解企業(yè)與投資者之間的信息不對稱。同時，分析師具備提供企業(yè)特質信息的動機和能力，其報告中的特質信息越多，投資者掌握的企業(yè)特質信息就越多，則越能有效緩解企業(yè)與投資者之間的信息不對稱，從而降低股價同步性（伊志宏等，2019）。

基于以上研究，本文認為企業(yè)與投資者之間存在的信息不對稱問題是推動股價同步性提升的核心因素。LP架構作為公司治理的基礎結構，采用LP架構上市的企業(yè)需要在IPO前充分披露LP架構相關信息，且其專業(yè)化分工可能使得GP為了保持對企業(yè)的控制權而有動機提高信息透明度，從而降低股價同步性。同時，LP架構作為一種新型的股權結構，不僅能夠吸引更多的投資者，還可能吸引更多的信息中介來關注該種結構是如何發(fā)揮治理效應的，這里的信息中介便起到了監(jiān)督作用和信息解讀作用，從而有利于降低股價同步性。具體而言，LP架構可通過改善企業(yè)內部信息環(huán)境和外部信息解讀來達到緩解企業(yè)與投資者信息不對稱的自的。

從內部信息環(huán)境角度來看，LP架構能夠提高企業(yè)信息透明度，以緩解企業(yè)與投資者之間的信息不對稱，從而增加投資者獲得的公司特質信息、降低股價同步性。蔡傳里和周潤書（2009）研究認為，股權結構是影響我國上市公司信息透明度的一個關鍵因素。一方面，多數金字塔股權結構是在公司上市之后，通過并購活動或借殼上市的方式形成的，這被視為一種事后的控制權配置策略（鄭志剛等，2022）。相比之下，LP架構類似于雙重股權結構和一致行動人協議，是一種在IPO前就已經規(guī)劃好的控制權配置方式，要求上市公司在IPO前全面揭示LP架構相關信息。投資者在購人股票時，會謹慎地權衡公司控制權不平衡可能給其投資收益及安全性帶來的風險，并對實際控制人可能存在的道德風險行為進行嚴密的監(jiān)督并實施預防措施，這種做法對于緩解LP架構可能引發(fā)的道德風險問題具有積極作用。因此，LP架構企業(yè)的信息透明度較高。另一方面，在企業(yè)上市初期，企業(yè)家為了確保監(jiān)管合規(guī)和維持良好的市場聲譽，會高度重視LP架構和控制權的穩(wěn)定性。此時，贏得LP的支持與協作變得尤為關鍵（鄭志剛等，2022）。在此階段，保持LP架構和控制權所帶來的正面效益，往往超越了實施“掏空”行為可能獲得的潛在利益。因此，作為實際控制人的企業(yè)家有動機提高企業(yè)的信息透明度，以便讓更多的投資者看到企業(yè)的良好發(fā)展前景，從而使企業(yè)獲得更多的資金支持。

企業(yè)的信息透明度被認為是影響股價同步性的一個重要因素。國外早期研究認為，企業(yè)的信息透明度不足會提高股價同步性。如Jin和Myers（2006）、Hutton等（2009）認為，信息透明度不足會阻礙公司特定信息融人股價，從而提高股價同步性。隨著我國證券市場的發(fā)展，國內學者如何瑛和馬珂（2020）、李正彪和劉洪穎（2022）研究指出，企業(yè)信息透明度的提高可降低股價同步性。同時，徐京平等（2023）從信息效率觀的角度分析認為，不論是在核準制還是注冊制下，提升會計信息的透明度都能有效降低股價同步性。經驗證據表明，企業(yè)信息透明度與股價同步性之間存在顯著的負相關關系。

從外部信息解讀角度來看，LP架構能夠吸引更多的分析師跟蹤，這有利于降低企業(yè)與投資者之間的信息不對稱程度，從而增加投資者獲得的企業(yè)特質信息、降低股價同步性。一方面，股權結構作為公司治理的基礎，對治理結構的形成和治理效率起到決定性作用，會直接影響企業(yè)價值和投資者行為，進而影響分析師關注度（林曉輝和吳世農，2008；姜超，2013）。而LP架構作為一種新型的股權結構，以有限合伙制度的形式出現在企業(yè)中，對于投資者而言，如果LP架構能夠全面評估并妥善應對有限合伙制度所帶來的控制權與現金流權分離的風險，那么這將有利于吸引更多投資者進行資金投入。另一方面，LP架構中的有限合伙制度為LP提供了進出的靈活性（史亞雅等，2024），賦予了企業(yè)上市后靈活調整控制鏈條層級及合伙企業(yè)數量的能力，這有利于達成與外部投資者的激勵一致性（唐躍軍和左晶晶，2020），這種真誠且可持續(xù)的動態(tài)調整同樣可能帶來更多的投資者關注。

一般而言，投資者多的地方分析師跟蹤數也會增加。在信號傳遞理論的框架下，機構投資者的高度關注反映了其對公司信息的強烈需求，而那些能夠迅速響應這些需求的分析師更可能獲得明星分析師的稱號（Chiu等，2020）。盡管分析師與個人投資者之間沒有直接的經濟聯系，但為了提高自身的曝光度和市場影響力，分析師往往會更加關注那些受到個人投資者追捧的“熱門股”。通過滿足個人投資者的信息需求，分析師能夠提升自己的市場知名度（董恬媛等，2023）。在資本市場中，分析師扮演著至關重要的信息中介角色，他們憑借專業(yè)的信息收集與分析能力，通過實地考察、發(fā)布研究報告等方式，緊密跟蹤并揭示企業(yè)內部信息，進而將這些信息傳達給外部投資者（吳武清等，2020；史亞雅等，2024；米蕊，2023）。尤為值得一提的是，分析師能夠持續(xù)聚焦于特定行業(yè)，發(fā)揮如同“放大鏡\"般的深入洞察作用，專業(yè)地挖掘、解讀并傳遞企業(yè)信息，這一過程顯著提升了企業(yè)的信息透明度，有效降低了企業(yè)與投資者之間的信息不對稱程度，進而促進了資本市場定價效率的提升（辛清泉等，2014；張宗新和周嘉嘉，2019）。因此，隨著分析師跟蹤數的增加，企業(yè)受到的外部監(jiān)管也隨之加強，這有助于緩解企業(yè)與投資者之間的信息不對稱，降低投資者的信息獲取成本與處理成本，進而降低股價同步性、提高市場定價的準確性。

基于以上分析，本文提出如下研究假設：H1：LP架構與股價同步性負相關。

三、研究設計

（一）樣本選取與數據來源

自2014年起，IPO公司開始采用LP架構，并在其披露的控制權結構圖中體現。因此，本文選取 2 0 1 4 ～ 2 0 2 3 年我國全部A股IPO上市公司作為初始研究樣本。參考鄭志剛等（2022）的研究，本文通過手工查閱上市公司年報中展示的公司與實際控制人之間產權及控制關系的方框圖，來收集LP架構數據。若該方框圖提供的信息不完整，則以招股說明書及年報中的股東名單等補充描述為準。

按照研究慣例，本文對樣本進行了如下篩選：剔除了金融業(yè)公司、ST類公司以及數據不完整的公司樣本；同時，對變量在 1 % 和 9 9 % 分位點進行了Winsorize處理，以消除極端值對研究結果的干擾。經過上述篩選后，本研究最終獲得的樣本觀測值為11154個。此外，本文使用的其他公司財務與治理數據均來源于國泰安（CSMAR）數據庫和中國研究數據服務平臺（CNRDS）。

（二）變量設定

1.被解釋變量：股價同步性（SYN）。參考Durnev等（2003）、許年行等（2011）的研究方法，本文構建了模型（1），并針對每家公司的年度個股周回報率進行了回歸分析，從而得出了模型的 值。為了進一步優(yōu)化指標的正態(tài)性，本文還借鑒Gul等（2010）、黃俊和郭照蕊（2014）的處理方式，采用模型（2）對基于模型（1）獲得的 值進行了轉換，轉換后的結果即為本文的被解釋變量SYN。

模型（1）中各變量的具體含義如下：Retit代表個股i在第t周時，考慮了現金紅利再投資因素后的收益率；Market，代表個股i在第t周時，分市場層面考慮了現金紅利再投資因素后的流通市值加權平均收益率；IndReti，t表示公司i所在行業(yè)在第t周時，考慮了現金紅利再投資因素后按照除公司i以外的其他公司流通市值計算所得的行業(yè)加權平均收益率； 為隨機誤差項。此外，此處行業(yè)的劃分遵循的是中國證監(jiān)會發(fā)布的《上市公司行業(yè)分類指引》（2012年修訂），其中，制造業(yè)采用的是兩位數的行業(yè)代碼，其他行業(yè)采用的則是一位數的行業(yè)代碼。

2.解釋變量：LP架構啞變量（Is_LP）。參考鄭志剛等（2022）的研究成果，本文將實際控制人依據有限合伙投資協議所構建的控制路徑定義為LP架構。具體而言，若實際控制人的控制鏈條中包含有限合伙企業(yè)，則IsLP賦值為1，否則賦值為0，同時本文將無實際控制人樣本中的第一大股東視為該企業(yè)的實際控制人。

3.控制變量。

參照已有研究（蔡棟梁等，2022；徐京平等，2023；王雪和丁亞楠，2024），本文選取了以下控制變量：公司規(guī)模（Size）、資產負債率（Lev）、總資產凈利潤率（ROA）、賬面市值比（BM）、固定資產占比（Fixed）、股權集中度（Top1）、審計質量（Big4）、兩職合一（Dual）以及產權性質（SOE）。并進一步控制了行業(yè)（Ind）和年份（Year）固定效應。具體變量定義見表1。

（三）模型構建

為檢驗LP架構對企業(yè)股價同步性的影響，本文構建了如下實證模型：

其中，被解釋變量SYN為股價同步性，核心解釋變量Is_LP為LP架構，Controls表示控制變量，Ind、Year分別代表行業(yè)和年份固定效應， 為隨機誤差項。如果系數 顯著為負，則H1成立，即LP架構與企業(yè)的股價同步性呈負相關關系。

四、實證結果與分析

（一）描述性統計

表2報告了主要變量的描述性統計結果。SYN的均值為-0.956，中位數為-0.821，最大值為1.273，最小值為-4.535，說明不同企業(yè)間股價同步性差異較大。Is_LP的均值為0.251，表示樣本中約有 2 5 . 1 % 的企業(yè)采用LP架構。因此，探討LP架構對股價同步性的影響具有一定的現實意義。其他變量的描述性統計結果均處于合理范圍內，不再贅述。

（二）基準回歸

表3報告了本文的基準回歸結果，運用的是OLS回歸分析方法。從表3中可以看到，列（1）中未施加任何額外控制，Is_LP的回歸系數為-0.183，在 1 % 的水平上顯著。列（2）控制了行業(yè)和年份固定效應，以消除行業(yè)和時間特性對Is_LP治理效應的潛在干擾，Is_LP的回歸系數依舊顯著為負。列（3）單獨考慮了其他控制變量的影響，Is_LP的回歸系數依然顯著為負，表明在排除了其他潛在混雜因素的影響后，LP架構對企業(yè)股價同步性的抑制作用依然顯著。列（4）同時控制了行業(yè)、年份固定效應以及其他重要控制變量，Is_LP的回歸系數為-0.079，在 1 % 的水平上顯著，表明LP架構對股價同步性存在顯著抑制作用，本文研究假設得到驗證。

對于控制變量，列（4）中資產負債率（Lev）和股權集中度（Top1）與股價同步性（SYN）之間存在顯著負相關關系。這一結果表明，資產負債率高與股權比較集中的公司，其股價同步性水平往往更低，這一結論與現有文獻的研究結論相吻合。

（三）內生性與穩(wěn)健性檢驗

1.Heckman兩階段法。為了減少樣本自選擇可能引起的估計誤差，本文采用Heckman兩階段法進行穩(wěn)健性檢驗。在第一階段，本文設計了一個Probit模型，旨在探究相關控制變量與是否存在LP架構（以Is_LP表示）之間的關聯性。在這個模型中，Is_LP為被解釋變量，表示公司是否采用了LP架構。同時，引入一系列公司特征變量作為解釋變量，包括公司規(guī)模（Size）、資產負債率（Lev）、總資產凈利潤率（ROA）、賬面市值比（BM）、固定資產占比（Fixed）、股權集中度（Top1）、審計質量（ 、兩職合一（Dual）、產權性質（SOE）等，并依據所構建的Probit模型計算出逆米爾斯比率（IMR）。在第二階段，本文將IMR作為控制變量納入模型（3）中進行回歸分析。表4列（1）的結果顯示，IMR的回歸系數顯著為負，這一結果表明本文的樣本數據可能存在一定的自選擇偏差。因此，在控制了IMR的基礎上，Is_LP的回歸系數顯著為負（系數為-0.083，t值為-3.70），進一步證明了前文研究結果的穩(wěn)健性。

2.傾向得分匹配（PSM）法。為了克服內生性問題，本文采用PSM法進行檢驗。首先，依據上市公司是否為LP架構企業(yè)這個二元變量，構建了一個Logit回歸模型，選擇的影響因素包括公司規(guī)模（Size）、資產負債率（Lev）、總資產凈利潤率（ROA）、賬面市值比（BM）、固定資產占比（Fixed）、股權集中度（Top1）、審計質量（Big4）、兩職合一（Dual）、產權性質（SOE）以及行業(yè)（Ind）和年份（Year）啞變量。其次，通過Logit回歸模型為每家公司計算一個傾向得分。依據此得分，嚴格遵循1：1的匹配比例，旨在為每一家尚未采用LP架構的上市公司精準匹配一家已經采用LP架構且概率相近的公司，將匹配后的樣本進行平穩(wěn)性檢驗后，就LP架構分別對股價同步性進行回歸分析。接下來，將這些匹配的公司與其股價同步性進行對應，最終獲得了4367個觀測值。在對這些經過PSM處理后的樣本進行回歸分析后，表4列（2）的結果顯示，Is_LP的回歸系數顯著為負（系數為-0.085，t值為-2.73），這一發(fā)現與之前的分析結果一致，進一步驗證了LP架構對股價同步性的抑制作用。

3.替換被解釋變量。為了進一步增強實證結論的可靠性和準確性，本文更換被解釋變量后進一步檢驗LP架構對股價同步性的抑制作用。第一，采用不同的方法計算 。前文采用分市場流通市值平均法計算得到 ，下面參考伊志宏等（2018）的做法，在模型（1）的回歸分析中分別采用分市場等權平均法和分市場總市值平均法來計算市場及行業(yè)組合的收益率，并據此重新計算了擬合優(yōu)度 。隨后，利用模型（2）對這兩個 值進行了轉換，從而得到了兩個股價同步性指標，分別記為SYN1和SYN2。第二，參考徐海偉和劉華（2024）的研究，在模型（1）的回歸分析中采用綜合市場流通市值平均法來計算市場及行業(yè)組合的收益率，并據此重新計算了擬合優(yōu)度 。接著，利用模型（2）對這個 值進行了轉換，又得到了一個股價同步性指標，記為SYN3。以上述三個股價同步性指標作為被解釋變量，代入模型（3）進行穩(wěn)健性檢驗。替換被解釋變量后的回歸分析結果見表5，Is_LP的回歸系數均顯著為負，再次證實了本文的研究假設。

4.替換解釋變量。為了進一步控制測量誤差，本文參考鄭志剛等（2022）的做法，使用實際控制人鏈條中包含的有限合伙企業(yè)數量加1后的自然對數來量化LP架構企業(yè)的數量，記為 ，以其作為解釋變量，代入模型（3）進行穩(wěn)健性檢驗。。替換解釋變量后的回歸分析結果見表6列（1），LP_num的回歸系數在 5 % 的水平上顯著為負，進一步強化了本文研究結論的可靠性。

5.剔除特殊樣本。首先，鑒于2014年僅有一家上市公司在IPO時采用了LP架構，本文決定剔除2014年的樣本數據后重新對主要研究結果進行驗證；其次，為了提供一個更加干凈的場景，本文剔除了從IPO上市截至2023年LP架構有變化的樣本（139家企業(yè)的824個樣本），然后重新進行回歸分析。剔除特殊樣本后的回歸分析結果分別列示于表6列（2）和列（3），Is_LP的回歸系數均在 1 % 的水平上顯著為負，進一步證明了前文研究結論的穩(wěn)健性。

五、進一步分析

（一）機制檢驗

前文的理論分析指出，LP架構的存在一方面提高了企業(yè)的信息透明度，另一方面促進了分析師的跟蹤活動，從而降低了企業(yè)與投資者之間的信息不對稱程度，使得更多公司特質信息能夠反映在股價之中，進而降低了企業(yè)的股價同步性。因此，本文從信息透明度和分析師跟蹤數兩個角度來進行機制檢驗。在機制檢驗的研究設計層面，本文采納了DiGiuli和Laux（2022）所使用的兩階段驗證方法。該方法的核心分為兩個階段：在第一階段，首要任務是評估LP架構（Is_LP）對機制變量（M）的潛在影響；在第二階段，將以第一階段中得到的機制變量 作為解釋變量，進一步探討其對股價同步性（SYN）的影響。構建的檢驗模型如下：

其中，M為機制變量，代表信息透明度（Opaque）、分析師關注度（IAnaAttention）和研報關注度（IReportAtten-tion），其余變量的含義與基準回歸模型一致。

借鑒方軍雄和洪劍峭（2007）、辛清泉等（2014）的做法，信息透明度（Opaque）以滬深證券交易所披露的公司信息披露工作考核結果為基礎進行衡量，將公司信息披露質量從高到低劃分為A、B、C、D（優(yōu)秀、良好、及格和不及格）四個等級，依次賦值為1～4，數值越小，代表公司信息披露質量越高，公司的信息透明度也就越高。借鑒朱紅軍等（2007）、邱洋冬（2022）的做法，以分析師關注度（IAnaAttention）和研報關注度（IReportAttention）來衡量分析師跟蹤數。具體而言，采用追蹤該公司的分析師數量和分析師發(fā)布的研報數量來衡量分析師跟蹤數，上述兩個指標值越大說明分析師跟蹤數越多。模型（4）構成第一階段檢驗的核心，用于量化LP架構對機制變量產生的效應，以 作為該效應的衡量標準；模型（5）則承擔第二階段檢驗的任務，旨在解析由LP架構所觸發(fā)的機制變量如何作用于企業(yè)股價同步性，這一作用效果以 來表征。

從表7列（1）的回歸結果可以發(fā)現，在第一階段回歸中Is_LP的回歸系數顯著為負，這表明LP架構的存在可以使企業(yè)信息透明度提高，與預期一致。在第二階段回歸中Opaque的回歸系數在 1 % 的水平上顯著為正，這表明LP架構驅動的信息透明度提高可以抑制股價同步性，也與預期保持一致。根據表7列（2）與列（3）的回歸結果，在第一階段回歸中Is_LP的回歸系數顯著為正，這表明LP架構可以使企業(yè)的分析師跟蹤數增加，在第二階段回歸中IAnaAttention與 IReportAttention的回歸系數均在 1 % 的水平上顯著為負，這表明LP架構驅動的分析師跟蹤數增加可以抑制股價同步性，也與預期一致。表7的結果表明，提高企業(yè)的信息透明度與增加分析師跟蹤數是LP架構抑制股價同步性的重要路徑。

（二）異質性分析

對于LP架構對股價同步性的異質性影響，本文將基于企業(yè)內部特質與外部環(huán)境兩個維度進行剖析。

1.LP架構與股價同步性：區(qū)分企業(yè)內部特質的異質性分析。首先，國有和非國有企業(yè)在發(fā)展目標、政治資源、融資限制等方面都存在差異，為此，本文將企業(yè)產權性質引入LP架構與股價同步性的關系研究之中，以觀察產權性質在這一關系中所起的作用。相較于非國有企業(yè)，國有企業(yè)擁有較好的政府信用支持及一定的資源和市場優(yōu)勢（于蔚等，2012；姚梅潔等，2019）。隨著LP架構最早出現在2014年的IPO非國有企業(yè)中，企業(yè)創(chuàng)始人作為GP，需承擔無限連帶責任，這一制度構成了一種強有力的激勵與約束體系。它不僅激勵創(chuàng)業(yè)團隊勤勉負責地運營公司，還增強了外部投資者對合伙制度或股票投資的信心，從而吸引他們?yōu)槠髽I(yè)的長期發(fā)展提供必要的資金支持（陳德球和侯欣昊，2023），而在國有企業(yè)中存在LP架構的情況較少（鄭志剛等，2022）。為此，為了探究LP架構對股價同步性的影響在不同產權性質下的差異性，本文將樣本企業(yè)按產權性質進行分組檢驗。表8列（1）和列（2）的回歸結果顯示，在非國有企業(yè)中Is_LP的回歸系數為-0.076，在 1 % 的水平上顯著，而在國有企業(yè)中Is_LP的回歸系數為負但不顯著，并且通過了組間系數差異檢驗。因此可以認為，相較于國有企業(yè)，在非國有企業(yè)中LP架構降低股價同步性的作用更顯著。

其次，LP架構實現了實際控制人控制權與現金流權的分離，而這種兩權分離常被視為實際控制人實施“掏空\"行為的潛在根源（Jiang等，2010）。然而，當LP架構被巧妙地融入公司制企業(yè)中時，它能夠促進實際控制人、核心團隊與外部投資者之間形成有效的職責分工，從而遏制實際控制人的“掏空\"行為（鄭志剛等，2022）。為此，參照劉雨薇和馬勝（2023）的做法，以實際控制人兩權分離度作為衡量實際控制人參與公司經營的控制能力的代理變量，并按行業(yè)年度中位數將樣本企業(yè)分為實際控制人兩權分離度較高（Control_High）組和實際控制人兩權分離度較低（Control_Low）組，然后進行分組檢驗。表8列（3）和列（4）的回歸結果顯示，在實際控制人參與公司經營的控制能力較強的企業(yè)中Is_LP的回歸系數為-0.093，在 1 % 的水平上顯著，而在實際控制人參與公司經營的控制能力較弱的企業(yè)中Is_LP的回歸系數為負但不顯著，并且通過了組間系數差異檢驗。因此可以認為，相較于兩權分離度較低的企業(yè)，在兩權分離度較高的企業(yè)中LP架構降低股價同步性的作用更顯著。

2.LP架構與股價同步性：區(qū)分企業(yè)外部環(huán)境的異質性分析。外部環(huán)境是影響股價同步性的重要因素。首先，市場化程度作為重要的外部制度環(huán)境，會影響市場參與者的決策行為。市場化程度高意味著市場監(jiān)管機制與法律體系更加健全，而健全的制度環(huán)境能夠有效提升企業(yè)特質信息披露水平（李江輝和解維敏，2017）。由此本文預測，市場化程度較高的外部環(huán)境能夠強化LP架構與股價同步性之間的負相關關系。為此，本文參照官峰等（2018）的方法，使用王小魯等編制的市場化指數中的“地區(qū)市場化水平指數\"作為衡量企業(yè)所在地區(qū)市場化程度的指標。進一步地，根據行業(yè)年度中位數將樣本企業(yè)劃分為市場化程度較高（Market_High）組和市場化程度較低（Market_Low）組，然后進行分組檢驗。表9列（1）和列（2）的回歸結果顯示，在所處地區(qū)市場化程度較高的企業(yè)中Is_LP的回歸系數為-0.069，在 5 % 的水平上顯著，而在所處地區(qū)市場化程度較低的企業(yè)中Is_LP的回歸系數為負但不顯著，并且通過了組間系數差異檢驗。因此可以認為，相較于所處地區(qū)市場化程度較低的企業(yè)，在所處地區(qū)市場化程度較高的企業(yè)中LP架構降低股價同步性的作用更顯著。

其次，行業(yè)競爭的激烈程度是影響企業(yè)信息披露效果的一個重要因素。在競爭激烈的行業(yè)中，企業(yè)的特質信息顯得尤為關鍵；而在競爭相對較弱的行業(yè)中，企業(yè)特有的信息如產品定價、管理人員能力、技術研發(fā)進度和競爭對手的變化等，重要性相對較低（劉鳳委等，2007）。同時，在行業(yè)競爭程度較高的環(huán)境中，企業(yè)為了有效應對風險挑戰(zhàn)、提升治理效能以及降低融資成本，傾向于積極披露可靠且穩(wěn)健的會計信息（林鐘高和李文燦，2021）。由此本文預測，行業(yè)競爭激烈的外部環(huán)境能夠強化LP架構與股價同步性之間的負相關關系。為此，本文借鑒吳浩和解維敏（2024）的做法，采用赫芬達爾指數（HHI）來衡量行業(yè)競爭程度，該指數是通過計算行業(yè)內每家公司的主營業(yè)務收人占行業(yè)主營業(yè)務收入總和的比例的平方值，并將這些平方值累加得出的。按行業(yè)年度中位數將樣本企業(yè)分為行業(yè)競爭程度較高（HHI_High）組和行業(yè)競爭程度較低（HHI_Low）組，然后進行分組檢驗。表9列（3）和列（4）的回歸結果顯示，在所處行業(yè)競爭程度較高的企業(yè)中Is_LP的回歸系數為-0.111，在 1 % 的水平上顯著，而在所處行業(yè)競爭程度較低的企業(yè)中Is_LP的回歸系數為負但不顯著，并且通過了組間系數差異檢驗。因此可以認為，相較于所處行業(yè)競爭程度較低的企業(yè)，在所處行業(yè)競爭程度較高的企業(yè)中LP架構降低股價同步性的作用更顯著。

六、結論與啟示

（一）結論

本文以 2 0 1 4 ～ 2 0 2 3 年我國A股IPO上市公司作為樣本，深入探究LP架構能否影響企業(yè)股價同步性?；鶞驶貧w分析結果表明，從信息效率觀的角度，LP架構能夠有效降低企業(yè)的股價同步性，從而提高資本市場定價效率。機制檢驗發(fā)現，從內部信息環(huán)境與外部信息解讀的角度，提高信息透明度和增加分析師跟蹤數是LP架構發(fā)揮有效治理作用的重要渠道。異質性分析表明，LP架構對股價同步性的治理作用在企業(yè)內部特質與外部環(huán)境維度存在異質性。具體來說，當企業(yè)為非國有企業(yè)以及兩權分離度、市場化程度和行業(yè)競爭程度較高時，LP架構對股價同步性的抑制作用更加顯著。

（二）啟示

本文所得研究結論對政策制定部門、企業(yè)及投資者均具有啟示作用。

第一，對于政策制定部門而言，要著力完善公司治理法規(guī)，推動市場化改革，并進一步完善投資者保護機制，通過加強對LP架構等創(chuàng)新治理模式的支持與規(guī)范，引導企業(yè)構建更為科學合理的治理結構。同時，減少行政干預，強化信息披露制度建設，切實保護中小投資者的合法權益，從而推動資本市場的健康穩(wěn)定發(fā)展。

第二，對企業(yè)來說，應積極探索并采用LP架構等先進的治理模式，優(yōu)化股權結構，提升信息透明度和治理效能。在此基礎上，加強與投資者的溝通，主動披露對投資

·128·財會月刊2025.10

者決策有用的信息，密切關注市場化程度和行業(yè)競爭程度等外部環(huán)境的變化，以更好地適應市場環(huán)境，增強企業(yè)的核心競爭力。

第三，對于投資者而言，需不斷提升信息解讀能力，關注企業(yè)的特質信息，充分重視企業(yè)內部治理結構和外部環(huán)境對企業(yè)股價的影響。要樹立長期投資理念，保持理性投資態(tài)度，并通過合理配置資產和加強風險控制等手段，有效降低投資風險，實現財富的穩(wěn)健增長。

【主要參考文獻】

畢曉方，邢曉輝，劉晟勇.穩(wěn)定型機構投資者、盈余平滑與股價同步性[J].北京工商大學學報（社會科學版），2023（3）：93～106.

蔡傳里，周潤書.股權結構與上市公司信息透明度——源于2004-2006年深市公司的證據[J].科技進步與對策，2009（16）：80～86.

蔡棟梁，劉敏，鄒亞輝等.稅收征管與股價同步性一一基于制度背景的研究[J].南開管理評論，2022（3）：160～171.

陳德球，侯欣昊.有限合伙協議構架與企業(yè)創(chuàng)新一—來自中國創(chuàng)業(yè)板上市公司的證據[J].當代財經，2023（9）：83～96.

陳德球，胡晴.數字經濟時代下的公司治理研究：范式創(chuàng)新與實踐前沿[J].管理世界，2022（6）：213～240.

董恬媛，韓洪靈，劉強等·個人投資者異常關注與分析師預測行為一一基于財經社交媒體的經驗證據[J].財經論叢，2023（9）：69～79.

方軍雄，洪劍峭·上市公司信息披露質量與證券分析師盈利預測[J].證券市場導報，2007（3）：25～30.

官峰，王俊杰，章貴橋.政商關系、分析師預測與股價同步性一—基于腐敗官員落馬的準自然實驗[J].財經研究，2018（7）：114～125.

何瑛，馬珂.機構投資者網絡與股價同步性[J].現代財經（天津財經大學學報），2020（3）：35～52.

黃俊，郭照蕊·新聞媒體報道與資本市場定價效率一—基于股價同步性的分析[J].管理世界，2014（5）：121～130.

姜超·證券分析師、內幕消息與資本市場效率——基于中國A股股價中公司特質信息含量的經驗證據[J].經濟學（季刊），2013（2）：429～452.

李江輝，解維敏·市場化進程對資本市場定價效率影響研究[J].價格理論與實踐，2017（9）：96～99.

李正彪，劉洪穎.機構投資者“分心\"如何影響股價同步性[J]·金融監(jiān)管研究，2022（7）：75～94.

林曉輝，吳世農，股權結構、多元化與公司績效關系的研究[J].證券市場導報，2008（1）：56～63.

林鐘高，李文燦·監(jiān)管模式變更影響會計穩(wěn)健性嗎？——基于信息披露分行業(yè)監(jiān)管視角的經驗證據[J].財務研究，2021（4）：22～31.

劉鳳委，孫錚，李增泉.政府干預、行業(yè)競爭與薪酬契約一—來自國有上市公司的經驗證據[J].管理世界，2007（9）：76～84+128.

劉雨薇，馬勝·有限合伙協議架構與融資約束——來自中國民營上市公司的經驗證據[J].當代財經，2023（11）：80～92.

米蕊.分析師跟蹤、會計信息可比性與融資約束[J].財會月刊，2023（9）：82～89.

強國令，陳昊·股權架構中的有限合伙協議：私利謀取還是價值創(chuàng)造[J].財會月刊，2024（18）：65～71.

邱洋冬·分析師追蹤能提升企業(yè)真實創(chuàng)新產出嗎一—兼論研報文本的解讀[J].廣東財經大學學報，2022（3）：98～111.

史亞雅，梁上坤，葉文平等·有限合伙協議架構企業(yè)的盈余管理之謎：長期導向還是機會主義？[J].管理世界，2024（4）：215～237.

唐躍軍，左晶晶.創(chuàng)業(yè)企業(yè)治理模式——基于動態(tài)股權治理平臺的研究[J].南開管理評論，2020（6）：136～147.

王保樹·有限合伙人的有限責任：風險分配與債權人保護[J].法學研究，2008（6）：87～95.

王雪，丁亞楠·中小投資者服務中心行權與股價同步性[J]·金融監(jiān)管研究，2024（1）：96～113.

王雪，楊志國·投服中心行權與資本市場定價效率[J].上海金融，2023（10）：59～68.

魏志華，陳美茜.有限合伙協議架構與公司審計費用[J].審計研究，2023（3）：85～97.

吳浩，解維敏·有限合伙協議架構、風險偏好與企業(yè)創(chuàng)新[J].金融經濟學研究，2024（3）：110～126.

吳武清，趙越，閆嘉文等·分析師文本語調會影響股價同步性嗎？一一基于利益相關者行為的中介效應檢驗[J].管理科學學報，2020（9）：108～126.

辛清泉，孔東民，郝穎.公司透明度與股價波動性[J].金融研究，2014（10）：193～206.

徐海偉，劉華.數據資產信息披露與資本市場定價效率—基于股價同步性的分析[J].當代財經，2024（12）：140～152.

徐京平，張育瑄，樊越.公司透明度、內部控制審計與股價同步性[J].科研管理，2023（10）：110～118.

許年行，洪濤，吳世農等·信息傳遞模式、投資者心理偏差與股價“同漲同跌\"現象[J].經濟研究，2011（4）：135～146.

楊國超.外部治理機制缺失下制度創(chuàng)新的代價一—基于阿里巴巴“合伙人制度\"的案例研究[J].會計研究，2020（1）：126～134.

姚梅潔，宋增基，張宗益.制度負外部性與市場主體的應對一—來自中國民營企業(yè)的經驗證據[J].管理世界，2019（11）：158～173.

伊志宏，申丹琳，江軒宇·基金股權關聯分析師損害了股票市場信息效率嗎-基于股價同步性的經驗證據[J].管理評論，2018（8）：3～15.

伊志宏，楊圣之，陳欽源.分析師能降低股價同步性嗎一一基于研究報告文本分析的實證研究[J].中國工業(yè)經濟，2019（1）：156～173.

游家興，張俊生，江偉.制度建設、公司特質信息與股價波動的同步性一基于R2研究的視角[J].經濟學（季刊），2007（1）：189～206.

于蔚，汪淼軍，金祥榮.政治關聯和融資約束：信息效應與資源效應[J].經濟研究，2012（9）：125～139.

曾雪云，杜晟，費一洋.線上銷售數據、分析師行為與股價同步性一一來自真實活動數據的經驗證據[J].財務研究，2023（6）：52～66.

張宗新，周嘉嘉·分析師關注能否提高上市公司信息透明度？一一基于盈余管理的視角[J].財經問題研究，2019（12）：49～57.

鄭志剛，李邈，金天等.有限合伙協議構架與上市公司治理[J].管理世界，2022（7）：184～201.

朱紅軍，何賢杰，陶林.中國的證券分析師能夠提高資本市場的效率嗎一基于股價同步性和股價信息含量的經驗證據[J].金融研究，2007（2）：110～121.

（責任編輯·校對：許春玲劉鈺瑩）