畢鵬

摘? ?要：利用2010—2019年我國A股上市公司數(shù)據(jù)，實證檢驗了交叉上市對我國資本市場股價信息含量的影響。研究發(fā)現(xiàn)，交叉上市有利于提高我國資本市場股價信息含量，降低股價同步性，該結(jié)論在采用Heckman兩階段回歸模型以及相關穩(wěn)健性測試后仍然成立。截面異質(zhì)性檢驗發(fā)現(xiàn)，交叉上市對股價信息含量的影響在國有企業(yè)、會計信息質(zhì)量較低、有研報關注的上市公司中更為顯著。機制檢驗發(fā)現(xiàn)，交叉上市通過提高資本市場股票流動性、投資者關注度進而提高了股價信息含量。研究結(jié)論豐富了交叉上市的經(jīng)濟后果，為促進我國資本市場健康發(fā)展提供經(jīng)驗借鑒。

關鍵詞：交叉上市;股價信息含量;股價同步性;資產(chǎn)定價效率

中圖分類號：F830.91? 文獻標識碼：A? 文章編號：1674-2265（2021）09-0032-10

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2021.09.004

一、引 言

價格發(fā)現(xiàn)是資本市場的基本功能。在一個有效的資本市場上，上市公司的信息得以匯集和加總，并反映到股票價格之中。股價信息含量即股票價格中所包含的上市公司層面的信息量。上市公司基本面信息是投資者判斷公司價值、股票內(nèi)在價值的主要依據(jù)。股價有效假說認為，股票價格能夠?qū)疚磥憩F(xiàn)金流與風險進行預測（陳康和劉琦，2018）[1]，引導公司財務決策與戰(zhàn)略選擇。股價信息含量越高，股票價格越接近上市公司的真實價值，市場就越有可能引導資源流入成長性高的行業(yè)，體現(xiàn)出較高的資源配置效率（Wurgler，2000）[2]。由此可見，股價信息含量對資本市場的資源配置效率具有重要的促進作用。我國資本市場起步于20世紀90年代，仍處于新興資本市場的發(fā)展階段。相較于西方成熟的資本市場而言，我國資本市場中的股票價格包含著大量“噪音”，股價信息含量低、同步性高，資產(chǎn)定價效率較低（鐘覃琳和陸正飛，2018）[3]。較低的資產(chǎn)定價效率弱化了我國資本市場資源優(yōu)化配置功能的發(fā)揮，造成資源錯配，阻礙經(jīng)濟發(fā)展。因此，探究我國資本市場股價信息含量的影響因素，尋求提高股價信息含量的方法與途徑對促進我國資本市場健康發(fā)展具有重大的理論與現(xiàn)實意義。

證券市場開放是新興資本市場金融發(fā)展的必然趨勢。作為金融全球化的一個重要表現(xiàn)形式，交叉上市推進了我國證券市場國際化的進程（陳學勝，2016）[4]。交叉上市是指同一上市公司在不同的證券交易所（通?？鐕蚩缇常炫粕鲜械男袨椋ú傥。?017）[5]。同多數(shù)西方發(fā)達國家上市公司普遍采用的“先境內(nèi)、后境外”的交叉上市順序不同，我國上市公司受特殊政策管控與市場發(fā)展的影響，先后在A、B股票市場以及A、H股票市場實現(xiàn)了交叉上市。其中，A、B 股交叉上市的地點為中國大陸，是我國企業(yè)獲取境外資金的特殊性制度安排。A、H股交叉上市采取先H股后A股的順序。A、B股與A、H股交叉上市均具有典型的“中國特色”。我國企業(yè)交叉上市是政府指導下的、具有一定“綁定意愿”的上市策略，即通過在發(fā)達國家或地區(qū)實現(xiàn)交叉上市，綁定該國或該地區(qū)較高的信息監(jiān)管與披露標準，實現(xiàn)更好的公司治理與投資者保護，在服務我國新興資本市場發(fā)展的同時，增強金融服務實體的能力（覃家琦和邵新建，2015）[6]。那么，交叉上市能否提升股價信息含量，降低股價同步性，提高我國資本市場定價效率，促進我國資本市場健康發(fā)展？基于此，以我國2010—2019年A股上市公司為樣本，基于信號假說、流動性假說、約束效應假說以及投資者認知假說，實證檢驗了交叉上市與股價信息含量二者之間的關系。本文研究貢獻在于：第一，補充并豐富了我國企業(yè)交叉上市的經(jīng)濟后果，發(fā)現(xiàn)企業(yè)交叉上市能夠提高資本市場資產(chǎn)定價效率;第二，豐富了股價信息含量影響因素研究的相關文獻，發(fā)現(xiàn)交叉上市可以提高股價信息含量，且股票流動性與投資者認知度可以作為合理的解釋機制;第三，有助于理解我國新興資本市場制度和背景下企業(yè)交叉上市行為，為監(jiān)管者進一步推進企業(yè)交叉上市提供經(jīng)驗參考;第四，本文間接驗證了交叉上市制度環(huán)境對股價信息含量的影響，即完善的交叉上市制度環(huán)境有助于提高股價信息含量，提升我國資本市場定價效率。

二、文獻回顧與研究假設

股價信息含量主要衡量股票價格所蘊含的公司基本面信息的程度，即股價中包含公司基本面信息越多，股價信息含量就越高。股價信息含量受到來自信息層面（Jin和Myers，2006）[7]、市場與產(chǎn)權(quán)制度方面（Bae等，2006）[8]、分析師與機構(gòu)投資層面（Piotroski和Roulstone，2004）[9]、公司治理層面（熊家財和蘇東蔚，2014）[10]等眾多因素的影響?，F(xiàn)有研究表明，公司信息披露質(zhì)量的提升（Veldkamp，2006）[11]、自愿性披露水平的提高（Haggard等，2008）[12]、股票流動性的改善能夠顯著提高股價信息含量（顧乃康和陳輝，2010）[13]。交叉上市一直是國內(nèi)外學者比較關注的研究話題。相關研究成果主要集中于交叉上市的動因與市場反應、股票流動性與信息環(huán)境等方面?，F(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，交叉上市公司面臨比較嚴格的信息披露機制，因而能夠向投資者發(fā)布高質(zhì)量的信息。操?。?017）[5]研究發(fā)現(xiàn)，交叉上市公司更加傾向于發(fā)布自愿性信息披露，且盈利預測信息準確度更高（葉建光，2014）[14]。同時，交叉上市還能夠提高股票流動性（陳學勝，2016）[15]，進一步促使知情交易的發(fā)生（Jayaraman 和Milbourn，2012）[16]，進而提高股價信息含量。因此，有理由相信，交叉上市能夠?qū)蓛r信息含量產(chǎn)生顯著影響。

首先，信號假說認為，企業(yè)在信息披露水平較高的國家或地區(qū)交叉上市，可以向市場參與者傳遞公司內(nèi)控質(zhì)量與未來發(fā)展?jié)摿Φ姆e極信號，提高投資者對企業(yè)價值的預期。在市場存在信息不對稱的條件下，信息披露水平與股票價格呈正相關關系（Moel，1999）[17]。因此，交叉上市公司會傾向于披露精準的消息，提升企業(yè)價值。企業(yè)交叉上市因面臨更加嚴格的信息披露要求，提高了信息披露水平，改善了信息環(huán)境，緩解了信息不對稱，有助于減少投資者獲取及加工信息的成本、降低噪音干擾，從而提高股價信息含量。其次，流動性假說認為，交叉上市使得投資者可以在不同的市場上實現(xiàn)交易，股票流動性得以大幅提升。在流動性較強的市場上，交易能夠即刻執(zhí)行（尹興中和王紅領，2009）[18]。隨著股票流動性的提升，投資者利用信息實現(xiàn)套利，利用套利所得再次進行信息搜集，促使公司信息快速融入股票價格（熊家財?shù)龋?014）[19]。套利者的知情交易，使得市場的價格發(fā)現(xiàn)功能得以有效發(fā)揮，提高了資產(chǎn)定價效率（Chordia，2000）[20]。再次，約束效應假說認為，交叉上市企業(yè)受雙重法律與監(jiān)控機制的約束，同時接受來自兩個或多個資本市場的投資者關注，更多的分析師跟蹤等，公司治理水平得以有效提高（余威和寧博，2018）[21]。Lang等（2003）[22]研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)交叉上市后，盈余平滑水平更低、盈余管理程度有所下降、盈余穩(wěn)健性提高、會計盈余整合壞消息更加及時、會計信息價值相關性更強。與此同時，交叉上市企業(yè)的母國財務報表質(zhì)量也有所提高，表現(xiàn)出一定的溢出效應。因此，交叉上市能夠提高公司治理水平、改善會計信息質(zhì)量和信息透明度，進而提高股價信息含量。最后，投資者認知假說認為，交叉上市緩解了市場分割，擴大了投資者對股票的認知。投資者認知度的提高，能夠吸引更多投資者進行股票交易，促進信息快速融入股價，進而提高股價信息含量。

基于以上分析，提出本文待檢驗命題：交叉上市提高了股價信息含量。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2010—2019年滬深兩市A股上市公司為研究樣本，全部數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫。對初始樣本進行如下處理：（1）剔除了金融行業(yè)的上市公司;（2）剔除ST的上市公司;（3）為消除極端值的影響，對主要連續(xù)變量在1%和99%分位上進行了縮尾處理，最終得到21904個樣本觀測值。

（二）變量定義

1.? 因變量：股價信息含量（PI）。股價信息含量（PI）參照Morck等（2000）[23]、Boubaker等（2014）[24]的做法，利用模型（1）進行回歸，計算擬合系數(shù)R2：

[Retit=α+β1Markett+β2Markett-1+β3Indrett+β4Indrett-1+ξit] （1）

其中，[Retit]表示公司[i]第[t]期的收益率，[Markett]表示第[t]期市場市值加權(quán)收益率，[Indrett]表示行業(yè)第[t]期的市值加權(quán)平均收益率，[Markett-1]、[Indrett-1]為市場和行業(yè)市值加權(quán)收益率的滯后一期，用以控制日數(shù)據(jù)中的非同步交易偏差，[ξit]表示殘差，當市場和行業(yè)收益率對公司層面收益率的解釋能力較弱時，殘差較大。[R2it]代表公司股價能被市場和行業(yè)波動所解釋的部分，[1-R2it]則代表了未被市場、行業(yè)所解釋的部分，即股票價格中反映出的公司層面信息。由于[R2it]的取值介于0～1之間，參照Morck等（2000）[23]、李增泉（2005）[25]的做法，對[1-R2it]進行對數(shù)轉(zhuǎn)換：

[PIit=log1-R2it/R2it] （2）

[PIit]越大代表股價信息含量越高，反之亦然。

2. 自變量：交叉上市啞變量（[CLit]）。構(gòu)建交叉上市啞變量[CLit]，若公司實現(xiàn)了交叉上市賦值為1，否則為0。區(qū)分交叉上市類型，若公司在A、B股實現(xiàn)交叉上市，則賦值[ABit]為1，否則為0;若公司在A、H股實現(xiàn)交叉上市，則賦值[AHit]為1，否則為0。

3.? 控制變量。借鑒鐘覃琳和陸正飛（2018）[3]、余威和寧博（2018）[21]的研究，選取公司規(guī)模（Size）、公司上市年限（Age）、賬市比（BM）、換手率（Turnover）、盈利能力（Roa）、營業(yè)收入增長率（Growth）、公司資本結(jié)構(gòu)（Lev）、股利支付率（Divratio）、董事會規(guī)模（Boardsize）、兩職合一（Dual）、股權(quán)集中度（Top1）等可能對股價信息含量產(chǎn)生影響的變量作為控制變量，同時控制了行業(yè)（Industry）和年份（Year）的影響，各變量定義如表1所示。

（三）模型設定

為檢驗交叉上市（[CLit]）對股價信息含量（[PIit]）的影響，借鑒Foucault和Gehrig（2006）[26]、Huang等（2013）[27]、鐘覃琳和陸正飛（2018）[3]的研究成果，構(gòu)建回歸模型（3）。在此模型基礎上，將[CLit]分別替換為[ABit]、[AHit]，用以區(qū)分不同的交叉上市類型對股價信息含量的影響。

[PIit=α+β0CLit+β1Controlsit+ξit] （3）

模型（3）中[PIit]代表股價信息含量，[CLit]為交叉上市啞變量。根據(jù)本文提出的交叉上市提高了股價信息含量的待檢驗命題，預期回歸系數(shù)[β0]顯著為正，且在區(qū)分不同上市類型后預期[ABit]、[AHit]的回歸系數(shù)亦顯著大于0。

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2列示了模型（3）中主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。從Panel A 中可以看到，[PIit]的均值為1.021，這一結(jié)果與鐘覃琳和陸正飛（2018）[3]、蘇冬蔚和熊家財（2013）[28]的結(jié)果比較接近。[PIit]的標準差為1.221，說明我國上市公司股價信息含量存在著比較顯著的差異。此外，根據(jù)Piotroski和Roulstone（2004）[9]的研究顯示，在1984—2000年間，美國證券市場上的股價信息含量的均值為1.742。由此可知，截至目前，我國與西方發(fā)達國家相比，股價信息含量仍然很低。[CLit]的均值為0.062，表明樣本期間交叉上市公司占比為6.2%。其他各變量統(tǒng)計值與現(xiàn)有文獻基本保持一致，樣本分布比較合理。為識別交叉上市對股價信息含量帶來的影響，將樣本根據(jù)是否為交叉上市進行分組，并進行組間差異性檢驗。Panel B顯示，股價信息含量的均值和中值檢驗均在1%水平上顯著，即交叉上市組的股價信息含量顯著高于非交叉上市組，初步驗證了本文的待檢驗命題。

（二）回歸分析

1. 交叉上市與股價信息含量。表3列示了模型（3）的實證檢驗結(jié)果。列（1）中結(jié)果顯示，在控制了行業(yè)、年份以及所有控制變量后，[CLit]的回歸系數(shù)為0.224，在1%水平上顯著，假設得到充分驗證，即交叉上市可以提高股價信息含量。列（2）、（3）為區(qū)分交叉上市不同類型后的回歸結(jié)果。列（2）中[ABit]的系數(shù)為0.198，通過了1%水平的顯著性檢驗;列（3）中[AHit]的回歸系數(shù)為0.233，在1%水平上顯著。以上回歸結(jié)果表明，無論是A、B股交叉上市，還是A、H 股交叉上市，均能夠顯著提高股價信息含量。

2. 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、交叉上市與股價信息含量。根據(jù)國泰安數(shù)據(jù)庫提供的相關數(shù)據(jù)顯示，交叉上市的公司絕大部分為國有企業(yè)（陳培如，2014）[29]。我國正處于新興加轉(zhuǎn)軌的特殊時期，國有企業(yè)在公司治理方面表現(xiàn)出獨有的特征：一方面，國有企業(yè)公司治理相對薄弱，存在嚴重的實際控制人缺位問題（夏冬林，2000）[30]，管理層更有可能利用信息不對稱，憑借信息優(yōu)勢從事?lián)p害股東利益的行為;另一方面，國有企業(yè)面臨較小的融資約束，公司高管更少受到來自市場機制的約束。因此，公司高管更有可能采取盈余管理等信息操縱方法，掩蓋其機會主義行為，掏空上市公司、侵占中小股東利益，實現(xiàn)自身的政治目的及利益（張俊民和張曉，2017）[31]。相較國有企業(yè)，民營企業(yè)則表現(xiàn)為兩權(quán)分離度較低、市場化程度高、融資約束較為嚴重等特征。因此，民營企業(yè)公司高管為緩解融資約束、降低融資成本，更傾向于披露高質(zhì)量的會計信息，緩解信息不對稱。因此，相較于交叉上市的民營企業(yè)，國有交叉上市企業(yè)因受“約束效應”的影響較大，公司治理水平得以有效提高和改善，股價信息含量的提升將更為顯著。為了檢驗以上論斷的合理性，本文根據(jù)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)不同，將研究樣本分為國有企業(yè)與民營企業(yè)兩組，利用模型（3）進行回歸。表4中列（1）、（2）為根據(jù)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分組后的回歸結(jié)果。在國有企業(yè)中CLit的系數(shù)為0.223，在1%水平上通過了顯著性檢驗;在非國有企業(yè)中，CLit系數(shù)為0.051且不顯著，即交叉上市對股價信息含量的提升在國有企業(yè)中表現(xiàn)得更為顯著。

3.? 會計信息質(zhì)量、交叉上市與股價信息含量。會計信息在資本市場中扮演了重要角色。較高的會計信息質(zhì)量能夠有效緩解資本市場中的信息不對稱、提高資本配置效率（汪蕓倩和王永海，2019）[32]?，F(xiàn)有研究表明，交叉上市企業(yè)因采用嚴格的會計信息披露制度提高了會計信息質(zhì)量，向投資者傳遞更多的公司基本面信息，促使知情交易者快速將公司信息融入股票價格（袁知柱和鞠曉峰，2008）[33]。理論上，交叉上市對股價信息含量的提升，在會計信息質(zhì)量較低的公司中更為顯著。表4中列（3）、（4）為根據(jù)會計信息質(zhì)量分組后的回歸結(jié)果。在會計信息質(zhì)量較高組中（DA在25%分位數(shù)以下）CLit的回歸系數(shù)為0.066，沒有通過顯著性檢驗;在會計信息較低組中（DA在75%分位數(shù)以上）CLit的系數(shù)為0.237，在1%水平上通過顯著性檢驗。研究結(jié)論符合預期，即交叉上市對股價信息含量的提升作用，在會計信息質(zhì)量較低的公司中更加顯著。

4. 研報關注、交叉上市與股價信息含量。研報是資本市場參與者重要的信息來源，是分析師發(fā)揮信息中介職能的主要載體（伊志宏等，2019）[34]。分析師發(fā)布的研報主要關注企業(yè)業(yè)績、行業(yè)競爭、發(fā)展戰(zhàn)略、治理結(jié)構(gòu)與經(jīng)營風險等（劉昌陽等，2020）[35]。Huang等（2017）[36]研究發(fā)現(xiàn)，分析師研報信息能夠引起投資者強烈的反映，表明投資者對分析師發(fā)布的研報具有一定程度的關注。交叉上市企業(yè)會計信息質(zhì)量高、信息披露更為規(guī)范，因而分析師發(fā)布的研報更具準確性和信息含量。投資者通過關注研報，能夠獲取更多的公司基本面信息，并利用信息進行交易，促進信息快速融入股價，進而提高股價信息含量。為驗證以上推論，本文將研究樣本分為被研報關注和不被研報關注兩組，利用模型（3）進行回歸。列（5）、（6）為分組后的回歸結(jié)果。回歸結(jié)果顯示，在被研報關注的組中，CLit的系數(shù)為0.133，在1%水平上通過了顯著性檢驗;沒有被研報關注的組中，CLit的系數(shù)為0.087，沒有通過顯著性檢驗。即被研報關注的交叉上市企業(yè)股價信息含量更高。

（三）交叉上市影響股價信息含量的傳導機制

根據(jù)現(xiàn)有研究，交叉上市可能通過以下兩個途徑提升股價信息含量：第一，交叉上市提高了股票流動性（周開國和王建軍，2011）[37]，促使公司信息快速融入股價，提高股價信息含量（蘇冬蔚和熊家財，2013）[28];第二，交叉上市提高了投資者對交叉上市企業(yè)的認知，緩解了信息不對稱。同時，投資者認知度的提高，吸引了更多投資者投資股票，改善了股票流動性，進而提高資產(chǎn)定價效率?；诖?，本文選取流動性比率（LRit）②、投資者認知度（SHBit）作為中介變量，對交叉上市與股價信息含量的關系進行機制檢驗，構(gòu)建模型（4）和（5）。

[LRit/SHBitt=β0+β1CLit+β2Controls+Industry+Year+ξit] （4）

[PIit=γ0+γ1CLit+γ2LRit/SHBit+γ3Controls+Industry+Year+ξit] （5）

參考溫忠麟和葉寶娟（2014）[38]的中介效應檢驗法，利用模型（3）、（4）和（5）檢驗交叉上市是否通過提高股票流動性進而提高股價信息含量。首先，在不加入流動性比率（[LRit]）的基礎上檢驗交叉上市與股價信息含量之間的關系，觀察模型（3）中[β0]是否顯著為正。其次，利用模型（4），以中介變量流動性比率（[LRit]）為因變量對交叉上市（[CLit]）進行回歸，檢驗[β1]系數(shù)是否顯著。最后，將流動性比率（[LRit]）納入模型（5）中進行回歸，觀察[γ1]與[γ2]，若[γ1]、[γ2]都顯著，且[γ1]相較模型（3）中的[α]有所下降，則部分中介效應成立。投資者認知度中介效應檢驗步驟同上。

1. 基于股票流動性的中介效應檢驗。表5列示了基于股票流動性中介效應檢驗的回歸結(jié)果。利用模型（3）進行回歸，[CLit]的系數(shù)為0.117，在1%的水平上顯著。利用模型（4）進行回歸，[CLit]的系數(shù)為0.013，在1%水平上顯著，即交叉上市可以提高股票流動性，檢驗通過。利用模型（5）進行回歸，[CLit]系數(shù)為0.112，且在1%水平上顯著，其系數(shù)小于模型（3）中[CLit]的系數(shù)（0.117）;[IRit]的系數(shù)在1%水平上顯著，通過檢驗?；貧w結(jié)果表明：交叉上市可以通過提高股票流動性，提高股價同步性，部分中介效應檢驗成立。

2. 基于投資者關注度③的中介效應檢驗。結(jié)果見表6。利用模型（3）進行回歸，CLit的系數(shù)為0.147，在1%水平上顯著;利用模型（4）進行回歸，CLit的系數(shù)為0.014，在1%水平上顯著，表明交叉上市能夠吸引投資者關注。利用模型（5）進行回歸，CLit的系數(shù)為0.141，在1%水平上顯著，且小于模型（3）中CLit系數(shù)（0.147）;SHBit系數(shù)為0.038，在1%水平上顯著，表明投資者關注能夠提高股價信息含量。綜上所述，交叉上市通過提高投資者關注度提高股價信息含量，部分中介效應檢驗成立。

為了進一步檢驗兩種作用機制究竟哪一個發(fā)揮了主導作用，借鑒宋獻中等（2017）[39]和于蔚等（2012）[40]的研究，利用Bootstrap方法，將兩個中介變量放入同一模型重新進行回歸，并結(jié)合各模型的估計系數(shù)進行分析，從數(shù)量上考察股票流動性和投資者關注度兩條機制的相對重要程度?；貧w結(jié)果如表7 Panel A所示，股票流動性和投資者關注度的中介效應依然顯著成立，但是CLit的回歸系數(shù)不再顯著，進一步說明交叉上市提高資產(chǎn)定價效率的影響被分解到了股票流動性和投資者認知度兩條路徑。表7 Panel B報告了通過Bootstrap方法抽樣1000次得到的統(tǒng)計結(jié)果，各變量系數(shù)均在1%水平上顯著不為0。其中，交叉上市通過股票流動性影響資產(chǎn)定價效率的變化約為0.020，通過投資者認知度引起資產(chǎn)定價效率的變化約為0.005，表明交叉上市主要通過提高股票流動性提升資產(chǎn)定價效率。

（四）穩(wěn)健性檢驗

1. 內(nèi)生性檢驗：Heckman兩階段回歸檢驗?？紤]證監(jiān)會在1999年頒布了《關于企業(yè)申請境外上市有關問題的通知》，對申請境外上市企業(yè)提出了“456”標準，即凈資產(chǎn)不得少于4億人民幣，籌資額不少于5000萬美元，過去一年稅后利潤不少于6000萬人民幣的三大門檻?！?56”標準決定了我國交叉上市公司的資產(chǎn)規(guī)模通常較大且融資和盈利能力較強，這在一定程度上造成了樣本選擇偏誤問題。鑒于此，采用Heckman兩階段回歸法，對內(nèi)生問題進行控制。本文借鑒鐘覃琳和陸正飛（2018）[3]、余威和寧博（2018）[21]的研究模型，選擇公司規(guī)模（Size）、公司上市年限（Age）、賬市比（BM）、換手率（Turnover）、盈利能力（Roa）、營業(yè)收入增長率（Growth）、公司資本結(jié)構(gòu)（Lev）、股利支付率（Divratio）、董事會規(guī)模（Boardsize）、兩職合一（Dual）、股權(quán)集中度（Top1）等可能對股價信息含量產(chǎn)生影響的變量進行回歸，計算逆米爾斯比率（IMR），構(gòu)建模型（6）：

[Probit（CLit）=β0+β1Sizeit+β2Ageit+β3BMit+β4Turnoverit+β5Roait+β6Growthit+β7Levit+β8Divratioit+β9Boardsizeit+β10Dualit+β11Top1it+Industry+Year+ξit] （6）

在此基礎上，將計算出來的逆米爾斯比率（IMR）帶入模型（3）中，用以修正樣本的自選擇問題。表8報告了Heckman兩階段回歸后的結(jié)果，結(jié)果表明，在處理了樣本選擇問題后，[CLit]、[ABit]、[AHit]的回歸系數(shù)分別為0.150、0.160和0.123，在1%水平上顯著，說明結(jié)論穩(wěn)健。

2. 替換因變量：用股價同步性（[Synit]）衡量股價信息含量。參考Roll（1988）[41]、李增泉（2005）[25]的做法用R2衡量股價同步性，并對其進行對數(shù)轉(zhuǎn)換，帶入模型（3）中，替換[PIit]，重新進行回歸。如表9所示，交叉上市（[CLit]）與股價同步性（[Synit]）顯著負相關，即交叉上市能夠提高股價信息含量，降低股價同步性。

3. 鎖定研究樣本區(qū)間的穩(wěn)健性檢驗。在本文的研究區(qū)間內(nèi)，我國股票市場先后經(jīng)歷了2015年的“千股跌?！?、2016年的“股市強監(jiān)管”時期，本文的前述研究中，已采用控制年度效應以排除時間效應對研究結(jié)論的干擾，為進一步驗證本文的研究結(jié)論不受股市暴漲暴跌以及市場強監(jiān)管的影響，本文利用2015—2016年度樣本數(shù)據(jù)進行重新回歸，表10為回歸結(jié)果。回歸結(jié)果顯示，在2015—2016年間，交叉上市對股價信息含量的提升具有顯著的積極作用，并沒有因為股市震蕩、市場強監(jiān)管而產(chǎn)生影響，說明結(jié)論穩(wěn)健。

4. 安慰劑檢驗。本文在控制了上市公司財務特征與公司治理特征的基礎上，運用Heckman兩階段回歸模型有效解決了樣本選擇偏誤問題，但仍可能存在遺漏變量問題，進而影響股價信息含量。交叉上市公司具備較高的股價信息含量，究竟是由交叉上市這一特定因素所導致，還是受到其他未被發(fā)現(xiàn)的因素干擾，成為研究結(jié)論是否可靠的重要待檢驗命題。參考許年行和李哲（2016）[42]的研究，本文選擇安慰劑檢驗（Placebo），對研究結(jié)論進行進一步檢驗。具體方法為：（1）將研究樣本中的1362個交叉上市變量隨機分配給上市公司;（2）將隨機賦值的交叉上市變量（CL_Placebo）與上市公司對應的股價信息含量（PIit）進行回歸;（3）將前兩步重復執(zhí)行1000次。圖1為重復1000次回歸后的t值分布，橫軸代表相應t值，縱軸代表頻次。圖1不能拒絕正態(tài)分布的原假設，偏度顯著不為0。以上結(jié)論表明，本次檢驗構(gòu)造的虛擬處理效應并不存在，即交叉上市這一因素的確能夠提高股價信息含量，排除了遺漏變量對研究結(jié)果的影響。

5. PSM檢驗。為降低交叉上市公司與非交叉上市公司之間的特征差異對研究結(jié)論產(chǎn)生的干擾與影響，本文選取了一系列能夠影響是否成為交叉上市企業(yè)的變量進行傾向得分匹配（PSM）檢驗，采用1：1有放回抽樣最鄰近距離的匹配方法構(gòu)建控制組。具體變量包括：公司規(guī)模（Size）、公司上市年限（Age）、賬市比（BM）、換手率（Turnover）、盈利能力（Roa）、營業(yè)收入增長率（Growth）、公司資本結(jié)構(gòu)（Lev）、股利支付率（Divratio）、董事會規(guī)模（Boardsize）、兩職合一（Dual）、股權(quán)集中度（Top1）?；貧w結(jié)果如表11所示，匹配后CLit、ABit、AHit的回歸系數(shù)均在1%水平上與股價信息含量顯著正相關，說明結(jié)論穩(wěn)健。

五、結(jié)論與啟示

本文以滬深A股上市公司為研究樣本，實證檢驗了交叉上市對股價信息含量的影響。研究發(fā)現(xiàn)：交叉上市能夠顯著提高股價信息含量。進一步研究表明，交叉上市對股價信息含量的提升作用在國有企業(yè)中更為顯著;利用會計信息質(zhì)量進行分組回歸，發(fā)現(xiàn)交叉上市在會計信息質(zhì)量較低組對股價信息含量的提升作用更加顯著;被研報關注的交叉上市企業(yè)，其股價信息含量顯著高于沒有被研報關注的交叉上市企業(yè)。機制檢驗表明：交叉上市通過影響股票流動性、投資者關注度進而提高股價信息含量。

本文支持了交叉上市對我國資本市場股價信息含量的積極影響。因此，證監(jiān)會應適當簡化企業(yè)交叉上市流程，積極引導明星企業(yè)交叉上市，提高公司治理水平，強化企業(yè)信息披露與監(jiān)管，提高我國資本市場股價信息含量，引導并優(yōu)化資源配置。此外，進一步加強和規(guī)范我國A股市場建設，充分借鑒香港地區(qū)等成熟資本市場經(jīng)驗，加強各地資本市場合作，加快資本市場間投資進程，促進協(xié)同發(fā)展。

注：

①利用會計信息質(zhì)量分組的樣本量與其他兩組不同，原因是采用了P25、P75分位數(shù)進行分組回歸所致。

②流動性比率[LRit]：[LRit=1Ditd=1Dit（Vitd|ritd|）×10-3]，其中，[Vitd/ritd]反映一段時間內(nèi)股價每變化1%所需要的金額，取年均值并除以103即為流動性（LR）。LR越高，流動性越好。

③使用股東基礎（SHB）作為投資者認知度的代理變量，股東基礎是股東戶數(shù)占市場股東戶數(shù)總和的比重。

參考文獻：

[1]陳康，劉琦.股價信息含量與投資—股價敏感性——基于融資融券的準自然實驗 [J].金融研究，2018，（9）.

[2]Wurgler J. 2000. Financial Markets and the Allocation of Capital [J].Journal of Financial Economics，58（1/2）.

[3]鐘覃琳，陸正飛.資本市場開放能提高股價信息含量嗎？——基于“滬港通”效應的實證檢驗 [J].管理世界，2018，34（1）.

[4]陳學勝.交叉上市、信息環(huán)境與滬深A股市場流動性 [J].中南財經(jīng)政法大學學報，2016，（1）.

[5]操巍.交叉上市、管理層盈利預測與自愿披露信息效應 [J].當代財經(jīng)，2017，（8）.

[6]覃家琦，邵新建.交叉上市、政府干預與資本配置效率 [J].經(jīng)濟研究，2015，50（6）.

[7]Jin L，S Myers. 2006. R2 Around the World：New Theory and New Test [J].Journal of Financial Economics，79（2）.

[8]Bae K H，Bailey W，Mao C X. 2006. Stock Market Liberalization and the Information Environment [J]. Journal of International Money and Finance，25.

[9]Piotroski J D，Roulstone D T. 2004. The Influence of Analysts，Institutional Investors and Insiders on the Incorporation of Market，Industry and Firm-specific Information into Stock Prices [J].The Accounting Review，79（4）.

[10]熊家財，蘇冬蔚.股票流動性與企業(yè)資本配置效率 [J].會計研究，2014，（11）.

[11]Veldkamp L L. 2006. Information Markets and the Comovement of Asset Prices [J].Review of Economic Studies，73（3）.

[12]Haggard K S，Martin X，Pereira R. 2008. Does Voluntary Disclosure Improve Stock Price Informativeness？ [J].Financial Management，37（4）.

[13]顧乃康，陳輝.股票流動性、股價信息含量與企業(yè)投資決策 [J].管理科學，2010，23（1）.

[14]葉建光.交叉上市與自愿性信息披露——基于滬市上市公司的實證研究 [J].暨南學報（哲學社會科學版），2014，36（3）.

[15]陳學勝.交叉上市、信息環(huán)境與滬深A股市場流動性 [J].中南財經(jīng)政法大學學報，2016，（1）.

[16]Jayarman S，T T Milbourn. 2012. The Role of Stock Liquidity in Executive Compensation [J].Accounting Review，87（2）.

[17]Moel A. 1999. The Role of Information Disclosure on Stock Market Listing Decisions： The Case of Foreign Firms Listing in the US [J].Working Paper.

[18]尹興中，王紅領.交叉上市理論研究評述 [J].經(jīng)濟學動態(tài)，2009，（9）.

[19]熊家財，蘇冬蔚，劉少波.制度環(huán)境、異質(zhì)機構(gòu)投資者與股價信息含量 [J].山西財經(jīng)大學學報，2014，36（7）.

[20]Chordia T，Swaminathan B. 2000. Trading Volume and Cross-Autocorrelations in Stock Returns [J].The Journal of Finance，55（2）.

[21]余威，寧博.交叉上市、投資者關注與企業(yè)創(chuàng)新——基于滬深A股上市公司的實證研究 [J].外國經(jīng)濟與管理，2018，40（1）.

[22]Lang M H，Lins K V，Miller D P. 2003. ADRs，Analysts，and Accuracy：Does Cross Listing in the United States Improve a Firm's Information Environment and Increase Market Value？ [J].Journal of Accounting Research，41（2）.

[23]Morck R，Yeung B，Yu W. 2000. The Information Content of Stock Markets：Why Do Emerging Markets Have Synchronous Stock Price Movements？ [J].Journal of Financial Economics，58.

[24]Boubaker S，Mansali H，Rjiba H. 2014. Large Controlling Shareholders and Stock Price Synchronicity [J].Journal of Banking and Finance，（40）.

[25]李增泉.所有權(quán)安排與股票價格的同步性——來自中國股票市場的證據(jù)[A]. 中國會計學會2005年學術年會論文集（下），2005.

[26]Foucault T，Gehrig T. 2006. Stock Price Informativeness，Cross-listings， and Investment Decisions [J].Journal of Financial Economics，88（1）.

[27]Huang Y，Elkinawy S，Jain P K. 2013. Investor Protection and Cash Holdings： Evidence from US Cross-listing [J].Journal of Banking & Finance，37（3）.

[28]蘇冬蔚，熊家財.股票流動性、股價信息含量與CEO薪酬契約 [J].經(jīng)濟研究，2013，48（11）.

[29]陳培如. 基于“信息渠道”理論的交叉上市動因研究 [D].暨南大學，2014.

[30]夏冬林.我國上市公司股東大會功能分析 [J].會計研究，2000，（3）.

[31]張俊民，張曉.經(jīng)理管理防御、媒體監(jiān)督與會計信息透明度——基于中國上市企業(yè)不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的研究 [J].財經(jīng)理論與實踐，2017，38（2）.

[32]汪蕓倩，王永海.CFO兼任董秘可以提高會計信息質(zhì)量嗎？ [J].會計研究，2019，（8）.

[33]袁知柱，鞠曉峰.中國上市公司會計信息質(zhì)量與股價信息含量關系實證檢驗 [J].中國管理科學，2008，16（S1）.

[34]伊志宏，朱琳，陳欽源.分析師研究報告負面信息披露與股價暴跌風險 [J].南開管理評論，2019，22（5）.

[35]劉昌陽，劉亞輝，尹玉剛.上市公司產(chǎn)品競爭與分析師研究報告文本信息 [J].世界經(jīng)濟，2020，43（2）.

[36]Huang A H，Lehavy R，Zang A Y，Zheng R. 2017. Analyst Information Discovery and Interpretation Roles：A Topic Modeling Approach [J].Management Science，64（6）.

[37]周開國，王建軍.A、H股交叉上市能提高流動性嗎？ [J].證券市場導報，2011，（12）.

[38]溫忠麟，葉寶娟.中介效應分析：方法和模型發(fā)展[J].心理科學進展，2014，22（5）.

[39]宋獻中，胡珺，李四海.社會責任信息披露與股價崩盤風險——基于信息效應與聲譽保險效應的路徑分析[J].金融研究，2017，（4）.

[40]于蔚，汪淼軍，金祥榮.政治關聯(lián)和融資約束：信息效應與資源效應 [J].經(jīng)濟研究，2012，47（9）.

[41]Roll Richard. 1988. R2 [J].The Journal of Finance， 43（3）.

[42]許年行，李哲.高管貧困經(jīng)歷與企業(yè)慈善捐贈 [J].經(jīng)濟研究，2016，51（12）.

Does Cross Listing Improve the Information Content of Stock Price of China's A-Share Market？

Bi Peng

（School of Economics and Management，Jiamusi University，Jiamusi? ?154007，Heilongjiang，China）

Abstract：Based on the data of China's A-share listed companies from 2010 to 2019， this paper empirically tests the impact of cross listing on the information content of stock price in China's capital market. It is found that cross listing is beneficial to improve the information content of stock price and reduce the synchronization of stock price in China's capital market. This conclusion is still valid after using the Heckman two-stage regression model and relevant robustness tests. The cross-sectional heterogeneity test shows that the impact of cross listing on stock price information content is more significant in state-owned enterprises，listed companies with low accounting information quality and research reports. Mechanism test shows that cross listing improves the information content of stock price by improving the liquidity of stock market and investors' attention. The conclusions enrich the economic consequences of cross listing and provide experience for promoting the healthy development of China's capital market.

Key Words：cross listing，information content of stock price，stock price synchronization，asset pricing efficiency