非控股大股東退出威脅能提高資本市場(chǎng)定價(jià)效率嗎？
——基于股價(jià)同步性視角的實(shí)證研究

任詩(shī)琦，高天宏

(蘭州財(cái)經(jīng)大學(xué) 會(huì)計(jì)學(xué)院，甘肅 蘭州 730020)

1 引 言

股價(jià)同步性是指資本市場(chǎng)中股價(jià)“同漲同跌”的金融現(xiàn)象?！巴瑵q同跌”表明上市公司股票價(jià)格的波動(dòng)可能偏離公司實(shí)際價(jià)值的變化，而與市場(chǎng)中其他股票價(jià)格的變化趨向一致。股票價(jià)格通常包含了市場(chǎng)、行業(yè)和企業(yè)三個(gè)層面的信息(Roll，1988)[1]。當(dāng)股票價(jià)格反映企業(yè)層面特質(zhì)信息較少，而反映行業(yè)和市場(chǎng)層面信息較多時(shí)，該企業(yè)個(gè)股價(jià)格波動(dòng)與市場(chǎng)指數(shù)波動(dòng)一致性較高，則出現(xiàn)“同漲同跌”的金融現(xiàn)象。較高的股價(jià)同步性不僅代表了較低的信息透明度、投資者保護(hù)程度及內(nèi)外部治理水平(張軍等，2019)[2]，而且還會(huì)削弱股價(jià)引導(dǎo)資源配置的信號(hào)傳遞功能，降低資本市場(chǎng)定價(jià)效率。因此，降低股價(jià)同步性有利于增強(qiáng)金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的能力，進(jìn)而促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

上市公司特質(zhì)信息的產(chǎn)生與傳遞是提高資本市場(chǎng)信息效率、降低股價(jià)同步性的關(guān)鍵(Morck et al.,2000)[3]。李翔等(2021)[4]研究發(fā)現(xiàn)，鐵路、航空等交通運(yùn)輸網(wǎng)的不斷完善，為證券分析師調(diào)研提供了便利，有助于分析師將更多的私有信息傳遞給市場(chǎng)，降低股價(jià)同步性。申丹琳(2021)[5]研究認(rèn)為互聯(lián)網(wǎng)的普及能夠增加企業(yè)與投資者之間的信息溝通，從而降低股價(jià)同步性。此外，學(xué)者們還從信用評(píng)級(jí)(程公和蘇毓敏，2021)[6]、交易所問(wèn)詢(xún)函監(jiān)管(趙瀏寰等，2021)[7]、或有事項(xiàng)信息披露(張婷和張敦力，2020)[8]、年報(bào)語(yǔ)調(diào)(余海宗和朱慧娟，2021)[9]、業(yè)績(jī)預(yù)告修正(姚小菊，2021)[10]等角度探討了影響股價(jià)同步性的因素，但考察股權(quán)治理對(duì)股價(jià)同步性的影響的研究較少。隨著股票流動(dòng)性的不斷提高，非控股大股東作為知情投資者，“退出威脅”成為其參與公司治理的重要方式?，F(xiàn)有研究表明，非控股大股東退出威脅(以下簡(jiǎn)稱(chēng)退出威脅)能夠降低企業(yè)盈余管理行為(陳克兢，2018)[11]，提高信息透明度(王愛(ài)群和劉耀娜，2021)[12]，改善財(cái)務(wù)報(bào)告質(zhì)量(余怒濤等，2021)[13]，增加媒體關(guān)注(李壯壯和李強(qiáng)，2021)[14]等，這為本文研究退出威脅與股價(jià)同步性之間的關(guān)系提供了思路。另外，本文還進(jìn)一步考察了退出威脅影響股價(jià)同步性的作用機(jī)制。

本文的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下兩個(gè)方面：第一，驗(yàn)證了退出威脅與股價(jià)同步性之間的關(guān)系，即退出威脅能夠顯著降低股價(jià)同步性。第二，進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量與證券分析師關(guān)注在退出威脅與股價(jià)同步性之間起到部分中介作用。這對(duì)于如何促進(jìn)企業(yè)特質(zhì)信息的產(chǎn)生與傳遞，提高資本市場(chǎng)定價(jià)效率具有重要意義。

余文結(jié)構(gòu)安排如下，第二部分為理論分析與假設(shè)提出，第三部分為研究設(shè)計(jì)，第四部分為實(shí)證檢驗(yàn)與分析，第五部分為穩(wěn)健性檢驗(yàn)，第六部分為進(jìn)一步分析，最后是結(jié)論與建議。

2 理論分析與假設(shè)提出

非控股大股東一般以積極干預(yù)和監(jiān)督的方式參與公司治理，但我國(guó)企業(yè)“一股獨(dú)大”特征明顯，非控股大股東積極參與公司治理的效果略顯不足(朱紅軍和汪輝，2004)[15]。股權(quán)分置改革的完成提高了我國(guó)股票市場(chǎng)的流動(dòng)性，使非控股大股東的退出行為更加便捷和可信，“退出威脅”成為非控股大股東參與公司治理的重要方式。大股東有能力和意愿收集企業(yè)“內(nèi)幕”信息，通常代表知情投資者，其交易更多基于決策主體的真實(shí)行為，而不是對(duì)外的財(cái)務(wù)報(bào)告。當(dāng)決策主體存在自利性動(dòng)機(jī)時(shí)，非控股大股東可能會(huì)出售股票，選擇退出(Admati 和Pfleiderer ,2009)[16]。其退出行為會(huì)向市場(chǎng)傳遞“利空”信號(hào)，對(duì)股價(jià)產(chǎn)生消極影響，從而損害管理層或?qū)嶋H控制人的利益。為防止非控股大股東出售股票，決策主體通常會(huì)約束自身機(jī)會(huì)主義行為， 退出威脅便發(fā)揮了治理作用(Hope 等，2017)[17]。沈弋等(2021)[18]研究認(rèn)為，較高的股價(jià)同步性通常表明企業(yè)內(nèi)部人控制現(xiàn)象嚴(yán)重，決策主體有意提高信息不對(duì)稱(chēng)程度、降低信息透明度，進(jìn)而獲得信息優(yōu)勢(shì)，而非控股大股東參與治理是打破內(nèi)部人控制的重要途徑。非控股大股東以退出威脅的方式參與公司治理，主要通過(guò)提高會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量和證券分析師關(guān)注，使企業(yè)層面公開(kāi)披露信息和私有交易信息融入股票價(jià)格，從而降低股價(jià)同步性。下面從這兩個(gè)方面進(jìn)行具體分析。

(1)會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量。非控股大股東以退出威脅的方式參與治理，能夠?qū)Q策當(dāng)局的不透明行為產(chǎn)生有效制衡，從而降低股價(jià)同步性。根據(jù)代理理論，企業(yè)內(nèi)部管理者與外部投資者之間、控股股東與其他股東之間由于利益目標(biāo)不一致，決策當(dāng)局(管理層與控股股東)有動(dòng)機(jī)和能力為獲取信息優(yōu)勢(shì)而降低會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量，從而增加信息不對(duì)稱(chēng)程度(李秉祥等，2019)[19]。信息不對(duì)稱(chēng)程度越高，企業(yè)層面特質(zhì)信息融入股票價(jià)格的含量越低，導(dǎo)致個(gè)股股票價(jià)格波動(dòng)程度減弱，股價(jià)同步性提高。然而，非控股大股東作為企業(yè)重要的利益相關(guān)者有意愿也有能力提高會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量，降低信息的不對(duì)稱(chēng)程度。信息被合規(guī)、可靠、及時(shí)地披露，有利于企業(yè)層面特質(zhì)信息融入股票價(jià)格，繼而降低股價(jià)同步性。退出威脅能夠發(fā)揮間接監(jiān)督的作用，從而減少企業(yè)財(cái)務(wù)造假與違規(guī)披露等行為，提高會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量。提高企業(yè)會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量有助于緩解信息不對(duì)稱(chēng)并降低交易成本，使投資者能夠根據(jù)完整、可信的信息做出自身投資決策，提高資本市場(chǎng)定價(jià)效率(姜付秀等，2016)[20]。此外，非控股大股東退出威脅能夠改善公司治理，減少企業(yè)利潤(rùn)操縱和盈余管理行為，從而提高會(huì)計(jì)信息的可靠性與價(jià)值相關(guān)性，降低股價(jià)同步性。

(2)證券分析師關(guān)注。根據(jù)信號(hào)理論，非控股大股東退出行為越可信，向資本市場(chǎng)傳遞的信號(hào)就越多，這促使證券分析師關(guān)注該企業(yè)，從而增加了外部監(jiān)督和制衡力量，有利于緩解信息不對(duì)稱(chēng)程度，降低股價(jià)同步性。非控股大股東作為企業(yè)的知情投資者，其退出行為具有信號(hào)傳遞效應(yīng)，而證券分析師作為資本市場(chǎng)信息傳遞的橋梁，對(duì)非控股大股東退出意向及退出行為更加敏感、關(guān)注度更高。退出威脅會(huì)提高證券分析師關(guān)注，進(jìn)而影響股價(jià)同步性，主要體現(xiàn)在以下幾個(gè)方面：第一，證券分析師關(guān)注能夠監(jiān)督、約束企業(yè)的信息披露行為，抑制決策當(dāng)局的隱藏信息的動(dòng)機(jī)，從而提高信息披露透明度。第二，證券分析師作為具有專(zhuān)業(yè)技術(shù)的獨(dú)立第三方，其信息挖掘、解讀與傳遞行為能夠增加投資者對(duì)公司的了解程度。證券分析師一方面收集、解讀上市公司公開(kāi)信息；另一方面，通過(guò)電話訪問(wèn)、面談、實(shí)地調(diào)研等方式搜集、整理、挖掘未公開(kāi)信息。利用自身信息優(yōu)勢(shì)和分析能力進(jìn)行價(jià)值判斷并撰寫(xiě)分析報(bào)告，有助于公司層面的特質(zhì)信息被投資者利用并通過(guò)證券交易反映到股價(jià)中，增加股票價(jià)格的信息含量，從而降低股價(jià)同步性。第三，分析師關(guān)注極大提高了證券市場(chǎng)上信息傳遞的效率，能夠以多種方式向市場(chǎng)傳遞企業(yè)的特質(zhì)信息，影響股票價(jià)格的波動(dòng)，從而降低股價(jià)同步性。

基于以上分析，提出假設(shè)1：

H1：非控股大股東退出威脅能夠降低股價(jià)同步性。

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文以我國(guó)滬、深A(yù)股2010—2019年所有上市公司作為初始樣本。為保證結(jié)論的可靠性，參照現(xiàn)有研究對(duì)樣本進(jìn)行以下處理：(1)剔除金融類(lèi)、保險(xiǎn)類(lèi)公司樣本；(2)剔除ST公司、*ST公司樣本；(3)剔除上市時(shí)間未滿一年的樣本；(4)剔除數(shù)據(jù)存在缺失值的樣本；(5)對(duì)所有連續(xù)變量在1%和99%分位點(diǎn)上進(jìn)行了縮尾處理。最后，本文得到 14 907個(gè)樣本，所有數(shù)據(jù)均來(lái)源于CSMAR 數(shù)據(jù)庫(kù)，數(shù)據(jù)處理使用Excel 2010和Stata16完成。

3.2 模型設(shè)定與變量定義

為了考察退出威脅與股價(jià)同步性之間的關(guān)系(H1)，借鑒伊志宏等(2019)[21]的研究，同時(shí)考慮到企業(yè)存在不隨時(shí)間改變的個(gè)性差異，本文采用面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建雙向固定效應(yīng)模型如下：

SYNi,t=α0+α1NETi,t+∑Controls+∑Industry+∑Year+εi,t

(1)

3.2.1被解釋變量

股價(jià)同步性(SYN)。借鑒伊志宏等(2019)[21]、Piotroski and Roulstone(2004)[22]等的研究，本文構(gòu)建如下模型。首先，對(duì)個(gè)股i的周收益數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸處理：

Ri,w,t=β0+β1RM,w,t+β2RM,w-1,t+β3RI,w,t+β4RI,w-1,t+εi,w,t

(2)

其中，Ri，w，t為個(gè)股i在t年第w周考慮現(xiàn)金股利再投資的收益率；Rm，w，t為滬、深A(yù)股全部上市公司第t年第w周流通市值加權(quán)平均收益率；Ri，w，t為股票i在t年第w周所在行業(yè)剔除該股票后的其他股票流通市值加權(quán)平均收益率，經(jīng)計(jì)算得到R2。由于R2取值區(qū)間為[0,1]，且峰度和偏度較高，為保證被解釋變量服從正態(tài)分布，借鑒顏敏和白棲凡(2021)[23]的研究對(duì)R2進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，得到SYNi，t來(lái)衡量股票i在t年的股價(jià)同步性：

(3)

3.2.2解釋變量

退出威脅(NET)。Dou等(2018)[24]認(rèn)為，影響非控股大股東可置信退出威脅的因素主要有兩個(gè)：①大股東競(jìng)爭(zhēng)程度(BHC)。大股東競(jìng)爭(zhēng)程度越大，越有動(dòng)機(jī)獲取更多信息，股價(jià)也因此能夠反映更多的信息。②股票流動(dòng)性(SL)。股票流動(dòng)性越強(qiáng)，退出威脅的可信性就越高。借鑒李壯壯和李強(qiáng)(2020)[14]的研究構(gòu)建模型(4)來(lái)衡量退出威脅(NET)：

NETi,t=BHCi,t×SLi,t

(4)

SLi,t為i企業(yè)在t年股票流動(dòng)性，參用流通股日均股票換手率來(lái)衡量。BHCi,t為i企業(yè)在t年非控股大股東的競(jìng)爭(zhēng)程度，參照陳克兢(2018)[11]的研究，采用如下方法衡量：

(5)

SSBHi,t為i企業(yè)在t年所有大股東的持股比例之和，NCLSk,i,t為i企業(yè)在t年中第k個(gè)非控股大股東的持股比例。所以，當(dāng)非控股大股東之間競(jìng)爭(zhēng)程度越高且股票流動(dòng)性越強(qiáng)時(shí)，退出威脅的“威懾力”就越大。

3.2.3控制變量

參考王亞平等(2009)[25]、陳克兢(2018)[11]的研究，本文還考察了以下可能對(duì)研究結(jié)果有重要影響的多個(gè)控制變量。(1)企業(yè)層面變量：資產(chǎn)負(fù)債率(LEV)、凈資產(chǎn)收益率(ROE)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(SOE)、企業(yè)規(guī)模(Size)；(2)治理層面變量：股權(quán)集中度(Top1)、董事會(huì)規(guī)模(Board)、董事會(huì)獨(dú)立性(Indep)、兩職合一(Dual)；(3)年份虛擬變量(Year)； (4)行業(yè)虛擬變量(Industry)。具體變量定義見(jiàn)表1。

表1 主要變量定義與計(jì)算方法

4 實(shí)證檢驗(yàn)與分析

4.1 描述性統(tǒng)計(jì)

主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2所示。股價(jià)同步性(SYN)最小值為-2.542，最大值為1.447，平均數(shù)為-0.304，表明在不同的研究樣本中股價(jià)同步性存在較大差異。非控股大股東退出威脅(NET)最小值為0，最大值為1.583，平均數(shù)為0.220，表明在不同的研究樣本中退出威脅也存在較大差異。其他變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果均分布在合理范圍之內(nèi)。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

續(xù)表2 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

4.2 相關(guān)性分析

主要變量相關(guān)性分析的結(jié)果如表3所示。從表3可以看出，退出威脅(NET)與股價(jià)同步性(SYN)的系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明假設(shè)H1初步得到驗(yàn)證；由于沒(méi)有控制其他因素的影響，因此應(yīng)該謹(jǐn)慎地看待上述結(jié)果。董事會(huì)獨(dú)立性(Indep)與董事會(huì)規(guī)模(Board)之間的相關(guān)性系數(shù)較大，絕對(duì)值為0.586，這是因?yàn)楦鶕?jù)我國(guó)監(jiān)管部門(mén)要求，上市公司獨(dú)立董事人數(shù)占董事會(huì)人數(shù)的比例應(yīng)該大于等于1/3。其他變量的相關(guān)系數(shù)均在合理的范圍內(nèi)，因此，可以認(rèn)為本研究不存在多重共線性問(wèn)題。

表3 主要變量相關(guān)性分析

4.3 回歸分析與假設(shè)結(jié)果檢驗(yàn)

退出威脅與股價(jià)同步性之間關(guān)系(H1)的回歸結(jié)果如表4所示。為保證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，控制了個(gè)體、年份和行業(yè)層面固定效應(yīng)。列(1)匯報(bào)了沒(méi)有考慮控制變量時(shí)，退出威脅(NET)與股價(jià)同步性(SYN)之間的關(guān)系。NET的回歸系數(shù)為-0.192，在1%的統(tǒng)計(jì)意義上顯著為負(fù)。列(2)匯報(bào)了考慮控制變量后，退出威脅(NET)與股價(jià)同步性(SYN)之間的關(guān)系。NET的回歸系數(shù)為-0.466，在1%的統(tǒng)計(jì)意義上顯著為負(fù)。列(1)列(2)的回歸結(jié)果表明，非控股大股東退出威脅能夠顯著降低股價(jià)同步性。假設(shè)H1得到驗(yàn)證。

表4 假設(shè)H1的回歸結(jié)果

續(xù)表4 假設(shè)H1的回歸結(jié)果

5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

5.1 改變被解釋變量的度量方式

改變股價(jià)同步性的度量方式，現(xiàn)借鑒朱紅軍等(2007)[26]的研究，替換股價(jià)同步性的測(cè)度指標(biāo)為SYN2，對(duì)假設(shè)H1重新回歸，回歸結(jié)果如表5列(1)所示。退出威脅(NET)的系數(shù)為-0.834，在1%的統(tǒng)計(jì)意義顯著為負(fù)，表明退出威脅能夠顯著降低股價(jià)同步性。假設(shè)H1得到驗(yàn)證。

5.2 改變解釋變量的度量方式

對(duì)非控股大股東的定義，學(xué)術(shù)界目前并沒(méi)有形成統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)，現(xiàn)借鑒李壯壯和李強(qiáng)(2020)[14]的研究，將持股比例大于等于10%且不掌握控制權(quán)的股東定義為非控股大股東，利用模型(4)重新計(jì)算非控股大股東退出威脅，用NET2表示。對(duì)假設(shè)H1重新回歸，回歸結(jié)果如表5列(2)所示。退出威脅(NET2)的系數(shù)為-0.084，在1%的統(tǒng)計(jì)意義上顯著為負(fù)，結(jié)果穩(wěn)健，假設(shè)H1得到驗(yàn)證。

5.3 改變回歸模型

前文采用雙向固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸，現(xiàn)采用混合回歸模型，對(duì)假設(shè)H1重新進(jìn)行回歸?；貧w結(jié)果如表5列(3)所示，NET的系數(shù)為-0.336，在1%的統(tǒng)計(jì)意義上顯著為負(fù)，結(jié)果穩(wěn)健，假設(shè)H1得到驗(yàn)證。

5.4 縮小樣本范圍

退出威脅等于0的樣本可能干擾本文結(jié)論，參考陽(yáng)春花和王菁華(2020)[27]的研究，刪除退出威脅等于0的樣本，得到10 851個(gè)樣本。對(duì)假設(shè)H1重新進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果如表5列(4)所示。NET的系數(shù)為-0.524，在1%的統(tǒng)計(jì)意義上顯著為負(fù)，結(jié)果穩(wěn)健，假設(shè)H1得到驗(yàn)證。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)的回歸結(jié)果

6 進(jìn)一步分析

企業(yè)層面特質(zhì)信息的產(chǎn)生與傳遞是降低股價(jià)同步性的關(guān)鍵。前文通過(guò)回歸分析和一系列穩(wěn)健檢驗(yàn)，驗(yàn)證了假設(shè)H1，即退出威脅能夠顯著降低股價(jià)同步性?，F(xiàn)分別從會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量與證券分析師關(guān)注兩個(gè)方面分析退出威脅降低股價(jià)同步性的傳導(dǎo)機(jī)制。借鑒溫忠麟和葉寶娟(2014)[28]的研究，采用逐步回歸法進(jìn)行路徑檢驗(yàn)，中介效應(yīng)模型具體如下:

SYNi,t=α0+α1NETi,t+∑Controls+∑Industry+∑Year+εi,t

(6)

Interi,t=α0+α1NETit+∑Controls+∑Industry+∑Year+εi,t

(7)

SYNit=α0+α1NETi,t+α2Interi,t+∑Controls+∑Industry+∑Year+εi,t

(8)

其中，Inter是中介變量，分別代表會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量(Disclosure)、證券分析師關(guān)注(Anaatt)。會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量(Disclosure)數(shù)據(jù)來(lái)源于CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)，根據(jù)會(huì)計(jì)信息披露規(guī)則及質(zhì)量特征對(duì)上市公司公開(kāi)披露的會(huì)計(jì)信息進(jìn)行考評(píng)并分為四個(gè)級(jí)別，依次為“優(yōu)秀”“良好”“合格”“不合格”。借鑒曾穎和陸正飛(2006)[29]、伊志宏等(2010)[30]的做法，對(duì)上述評(píng)級(jí)依次賦值為4—1。證券分析師關(guān)注度(Anaatt)數(shù)據(jù)來(lái)源于CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)，借鑒趙勝民和張博超(2021)[31]的研究,以關(guān)注該上市公司的證券分析師團(tuán)隊(duì)數(shù)加1取對(duì)數(shù)作為證券分析師關(guān)注的測(cè)度指標(biāo)。

6.1 退出威脅、會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量與股價(jià)同步性

會(huì)計(jì)信息質(zhì)量是提高資本市場(chǎng)定價(jià)效率的重要因素。根據(jù)前文理論分析，非控股大股東退出威脅能夠提高會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量，緩解信息不對(duì)稱(chēng)，從而促進(jìn)高質(zhì)量會(huì)計(jì)信息融入股票價(jià)格，降低股價(jià)同步性。逐步回歸法檢驗(yàn)結(jié)果如表6所示。列(1)為不含中介因子檢驗(yàn)，NET的回歸系數(shù)為-0.466，在1%的統(tǒng)計(jì)意義上顯著為負(fù)，表明退出威脅能夠顯著降低股價(jià)同步性。列(2)為中介因子檢驗(yàn)，NET的回歸系數(shù)為0.048，在5%的統(tǒng)計(jì)意義上顯著為正，表明退出威脅能夠提高會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量。列(3)為包含中介因子檢驗(yàn)，NET系數(shù)為-0.464，在1%的統(tǒng)計(jì)意義上顯著為負(fù)；Disclosure系數(shù)為-0.047，在1%的統(tǒng)計(jì)意義上顯著為負(fù)。表明退出威脅能夠通過(guò)提高會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量降低股價(jià)同步性。

表6 會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量的部分中介效應(yīng)回歸結(jié)果

6.2 退出威脅、證券分析師關(guān)注與股價(jià)同步性

非控股大股東的退出意向會(huì)提高證券分析師關(guān)注，從而提高信息透明度，降低股價(jià)同步性。證券分析師作為具有專(zhuān)業(yè)技術(shù)的獨(dú)立第三方，在證券市場(chǎng)扮演信息傳播與挖掘的角色。證券分析師通過(guò)幫助投資者獲取更多私有交易信息，引導(dǎo)投資者做出理性投資決策，促進(jìn)私有交易信息融入股價(jià)，降低股價(jià)同步性。逐步回歸法檢驗(yàn)結(jié)果如表7所示。列(1)為不含中介因子檢驗(yàn)，NET的回歸系數(shù)為-0.466，在1%的統(tǒng)計(jì)意義上顯著為負(fù)，表明退出威脅能夠顯著降低股價(jià)同步性。列(2)為中介因子檢驗(yàn)，NET的回歸系數(shù)為0.138，在1%的統(tǒng)計(jì)意義上顯著為正，表明退出威脅能夠顯著提高證券分析師關(guān)注。列(3)為包含中介因子檢驗(yàn)，NET系數(shù)為-0.461，在1%的統(tǒng)計(jì)意義上顯著為負(fù)；Anaatt系數(shù)為-0.039，在1%的統(tǒng)計(jì)意義上顯著為負(fù)。表明退出威脅可以通過(guò)提高證券分析師關(guān)注降低股價(jià)同步性。

表7 證券分析師關(guān)注的部分中介效應(yīng)回歸結(jié)果

7 結(jié)論與建議

本文以2010—2019年我國(guó)滬、深A(yù)股上市公司為樣本，實(shí)證檢驗(yàn)了非控股大股東退出威脅對(duì)股價(jià)同步性的影響，并考察了會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量與證券分析師關(guān)注的部分中介效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)，退出威脅能顯著降低股價(jià)同步性，即退出威脅程度越高，股價(jià)同步性就越低。機(jī)制檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)：會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量、證券分析師關(guān)注在退出威脅與股價(jià)同步性之間起到部分中介作用，即退出威脅通過(guò)提高會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量與證券分析師關(guān)注，從而降低股價(jià)同步性。基于以上研究結(jié)果，本文提出如下政策建議：

第一，優(yōu)化上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)，適當(dāng)提高股權(quán)制衡度。針對(duì)我國(guó)上市公司股權(quán)集中度較高的特點(diǎn)，增加非控股大股東有利于控股股東與非控股大股東之間相互制約、相互協(xié)同，從而改善股權(quán)結(jié)構(gòu)的治理效應(yīng)。

第二，進(jìn)一步提高資本市場(chǎng)流動(dòng)性。一方面，提高股票流動(dòng)性可以提高非控股大股東退出威脅的可信性，保證非控股大股東能夠通過(guò)退出威脅“發(fā)聲”，更好地參與公司治理。另一方面，股票流動(dòng)性越高表明股價(jià)信息含量越高，有利于降低投資者信息搜集成本，緩解信息不對(duì)稱(chēng)從而降低股價(jià)同步性。

第三，完善上市公司信息披露制度，提高信息披露質(zhì)量。相關(guān)部門(mén)應(yīng)該結(jié)合內(nèi)外部治理，規(guī)范上市公司信息披露內(nèi)容與程序，提高信息披露廣度與深度，豐富信息披露形式，增加股票價(jià)格的信息含量，降低股價(jià)同步性，從而提高資本市場(chǎng)定價(jià)效率。