陆港通交易机制缓解了资产误定价吗？

■毕 鹏

一、引言与文献综述

资产定价是资本市场的核心问题。资产误定价导致资源配置发生扭曲，降低资源配置效率，加剧金融风险，阻碍实体经济发展。有效市场理论认为，股票价格围绕着价值上下波动，能够快速、精准地反映所有来自市场层面的信息。然而，现实中我国资本市场并非有效，充斥着各种“噪音与摩擦”。与西方发达资本市场相比，我国资本市场相关制度尚不完善，存在着投资者保护较弱、投资者认知偏差高、投资者结构不合理以及较为严重的信息不对称等系列问题，致使股票价格与其内在价值发生相偏离，资产误定价的现象长期存在。

我国分别于2014年、2016年启动了沪港通与深港通股票市场互联互通机制（简称陆港通）。该交易机制旨在通过境内、外投资者的双向开放，改善我国资本市场投资者结构，提高定价效率，促进资本市场健康有序发展。然而，陆港通交易机制在引入境外投资者的同时，境外投资者的投机行为可能引发大量“噪音交易”，导致股票市场发生震荡，降低资产定价效率。我国陆港通交易机制下的资本市场开放能否实现预期目标并产生积极效应，是政策制定者与监管者密切关注的问题。

关于陆港通交易机制的研究，主要围绕境内外投资者在信息获取、处理能力差异、股票市场联动、资本市场效率等方面。信息获取能力方面，谭小芬（2017）研究表明，沪港通有助于缩小香港与内地投资者在信息获取能力方面的差异。市场风险与流动性层面，华鸣（2018）研究表明：沪港通对我国资本市场具有很好的稳定作用，能够缓解股价崩盘风险。肖磊和张聪（2019）认为，深港通提高了我国股票市场整体流动性。定价效率方面，钟覃琳和陆正飞（2018）指出，资本市场开放提高了我国A股股价信息含量，然而董秀良等（2018）提出了相反结论，认为沪港通仅对香港市场的定价效率及股市活跃程度有显著提升。企业层面，连立帅等（2019）发现陆港通加强了企业投资与非财务信息定价之间关系。

不难发现，制度层面上，鲜有文献探讨陆港通交易机制与资产误定价之间关系。鉴于此，本文实证检验了陆港通交易机制对我国资本市场资产误定价产生的影响。

二、研究假设

陆港通交易机制将境外投资者引入我国资本市场，相较于境内投资者，境外投资者投资经验丰富、专业性强。在信息挖掘、处理与分析等方面更具优势，他们将更多的私有信息纳入股票交易，知情交易有助于公司层面的信息快速融入股价，缓解资产误定价。陆港通交易机制在引入境外投资者的同时，也将更加规范的信息披露制度引入我国A股市场，使上市公司会计信息质量更高，会计信息可比性更强，能够有效地缓解信息不对称。陆港通交易机制引入的境外投资者也具有较强的独立性，能够更好地监督公司经理层。有效的监督加大了公司高管信息操纵的难度，减弱了上市公司隐瞒坏消息、披露好消息的倾向，增强了上市公司信息透明度，优化了投资者套利成本与收益，提升了股票交易活跃度，促使股票价格中包含更多的公司层面的信息。此外，陆港通交易机制的实施能够吸引更多的分析师进行跟踪，提高预测准确性。分析师预测准确性的提高，有助于投资者更加全面地掌握公司基本面信息，纠正投资者估值偏误，进而使得投资者采取更为理性的投资行为，促使股票价格回归真实价值。

然而，陆港通交易机制也可能加剧我国A股市场与国际资本市场的联动，加剧风险传染的可能，导致股价发生大幅波动，使得信息不对称程度进一步加深，加剧资产误定价。陆港通交易机制采取渐进式开放的原则，境外投资者的交易额度与持股比例均存在较为严格的限制。这种严格的持股比例限制可能会降低境外投资者参与公司治理的积极性，进而选择“价值获取”而非“价值创造”的投资方式。境外投资者有可能会制造一定的“噪音”，推动股价上涨进而实现套利。“噪音”可能会引发投资者过度关注，投资者将“噪音”作为“信息”处理，融入股价。此外，境外投资者的“热钱效应”使得投资者专注于投资短期经营业绩较好的公司，这就会给企业管理者带来较大的业绩压力，陆港通标的公司有可能为了获取更多的外资注入，进而对会计信息进行操纵，降低会计信息质量。与此同时，公司高管还有可能与分析师“合谋”，促使分析师发布有偏的（高估）盈余预测，吸引更多的投资者，煽动投资者情绪，并将带有情绪的泡沫融入股票价格，加剧资产误定价。

基于以上分析，本文提出竞争性假设：

H1a：陆港通交易机制的实施有助于缓解资产误定价。

H1b：陆港通交易机制的实施会加剧资产误定价。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文以2010—2020年沪深两市A股上市公司为初始研究样本，陆港通标的数据来自Wind数据库，其他数据来自CSMAR数据库。根据陆港通交易机制实施后，标的股所发生的变化（调入或者调出），剔除了调出陆港通标的的样本，并对初始样本进行如下处理：一是由于2014年沪港通交易机制开始实施，2016年“深港通”交易机制开始实施，为确保研究样本在陆港通交易机制实施前后的一致性，剔除了2014年以后上市的公司样本；二是剔除了金融与保险以及ST上市公司样本；三是剔除相关变量缺失的样本；四是对主要连续变量在1%水平上进行了Winsorize处理，统计分析采用Stata15.0。

（二）变量定义

1.因变量：资产误定价

参考饶品贵等（2012）研究，利用模型（1）计算股票内在价值：

其中，Vt表示每股内在价值，f（·）代表分析师对上市公司盈余预测值，由模型（2）计算得出。

其 中，Earningsi，t+T代 表 上 市 公 司 在 未 来1—3年的每股盈余预测值；Asseti，t为每股总资产；Dividendi，t为每股股利；DDi，t为股利发放的哑变量；Earningsi，t为当年的营业利润；NegEi，t是上市公司是否发生亏损的哑变量；Accruali，t为每股应计项目。

首先对模型（2）进行估计，利用得到的估计系数预测公司未来1—3年的盈余；利用模型（1）计算公司内在价值V。若存在V/P≠1，则代表市场存在资产误定价（P为股票市场价值，即次年4月末股价收盘价）。取Deviation=|1-V/P|，用以衡量股票市场价值偏离其内在价值的程度。取Misp=V/P，V/P<1表示股价高估；V/P>1则表示股价被低估。本文在主效应检验中资产误定价指标选取的是Deviation，稳健性检验中采用Misp指标予以替换。

2.自变量：陆港通标的（Treatpost）

自变量为陆港通虚拟变量，当陆港通交易机制实施，且为陆港通标的时取值为1，否则为0。

3.控制变量

选取公司规模（Size）、杠杆水平（Lev）、成长性（Growth）、盈利能力（Roa）、换手率（Turnover）、公司年龄（Age）、股权集中度（Top1）、董事会规模（Boardsize）、两职合一（Dual）、产权性质（Soe）等可能对资产误定价产生影响的变量，同时控制了公司（Firm）与年度（Year）的个体效应。各变量定义如表1所示。

表1 变量定义表

（三）模型设定

考虑到进入陆港通试点范围的标的股票进入试验期的具体时间存在差异，取值时考虑当年是否加入陆港通，采用多期DID分析方法设置研究模型：

本文主要关注α1的回归系数，若系数α1显著为负，则表示陆港通交易机制的实施能够有效缓解资产误定价；若系数α1显著为正，则表示陆港通交易机制的实施加剧了资产误定价。其中，各变量的描述性统计如表2所示。

表2 主要变量描述性统计

续表2

四、实证分析结果

（一）陆港通交易机制与资产误定价

表3列示了模型（3）的实证检验结果。列（1）为仅控制公司个体与年份固定效应，没有加入相关控制变量的回归结果。Treatpost的回归系数为-0.049，在1%水平上显著为负，初步验证了假设H1a。列（2）为加入相关控制变量后的回归结果。结果显示，在控制了公司个体、年份以及相关控制变量后，Treatpost的回归系数为-0.042，在1%水平上显著为负，假设H1a得到充分验证，即陆港通交易机制的实施有效缓解了资产误定价。列（3）、列（4）为根据资产误定价（Misp=V/P）V/P<1（正向误定价，股票价值被高估）以及V/P>1（负向误定价，股票价值被低估）分组后的回归结果。列（3）中Treatpost的系数为-0.023，通过了1%水平的显著性检验；列（4）中Treatpost的回归系数为0.007，并不显著。这说明陆港通交易机制的实施主要缓解了正向的资产误定价（股价高估），可能的原因是，我国股票市场股价高估情况相对普遍，股价低估情况相对较少。因此，陆港通交易机制对正向资产误定价（股价高估）的缓解作用更为显著。

表3的实证分析结果表明，陆港通交易机制的实施有助于缓解资产误定价，接下来将根据陆港通标的具体特征，进一步分析陆港通开通后，标的股票不同特征对资产误定价产生的影响。为排除陆港通标的不同特征之间可能对研究结论产生干扰，研究过程中剔除了同时满足陆港通十大活跃标的、陆港通可卖空标的、陆港通交叉上市标的的样本。

表3 陆港通与资产误定价的回归分析

（二）陆港通活跃标的、非活跃标的与资产误定价

根据CSMAR、Wind等相关数据库显示，境外投资者并非平均投资陆港通标的股。将陆港通交易机制实施后，至少有一天成为十大活跃成交股的标的，定义为活跃交易标的，利用模型（3）进行回归，考察陆港通交易机制实施后，境外投资活跃度对资产误定价产生的影响。表4中，列（1）为十大活跃标的与资产误定价的回归结果，Treatpost的系数为0.016，并不显著；列（2）为非十大活跃标的与资产误定价的回归结果，Treatpost的系数为-0.024，在1%水平上显著为负。回归结果表明，境外投资者并非利用高频交易、套利等手段促使股票价格回归本真，更可能是通过信息挖掘、参与公司治理，改善上市公司信息披露质量，促使股票价格回归内在价值，缓解了资产误定价。

（三）陆港通可卖空标的、非可卖空标的与资产误定价

我国于2010年将卖空机制引入股票市场，正式推出融资融券业务。在陆港通标的中，部分标的为可融资融券标的股。卖空可以促使股票价格迅速吸收负面消息，使股价回归真实价值。融资融券制度改善了中国股票市场的价格发现机制，提高了资产定价效率。理论上，陆港通可卖空标的，资产定价效率要高于非可卖空标的。陆港通非可卖空标的因受政策影响较大，对资产误定价的缓解作用应该更为显著。基于此，利用模型（3）进行回归，考察陆港通实施后，卖空标的与非卖空标的对资产误定价的影响，表4中列（3）为陆港通卖空标的与资产误定价的回归结果，Treatpost系数为-0.022，并不显著；列（4）为陆港通非可卖空标的与资产误定价的回归结果，Treatpost系数为-0.074，在1%水平上显著为负。回归结果符合预期，即“陆港通卖空标的”因受可卖空的影响，其负面消息能够迅速融入股价，股票价格更贴近其真实价值；而“陆港通非可卖空标的”在政策实施后，受政策影响较大，资产误定价得到更为有效的缓解。

（四）陆港通交叉上市标的、非交叉上市标的与资产误定价

在陆港通交易机制实施前，我国部分上市公司已经通过A+B股、A+H股交叉上市的方式进行融资。交叉上市公司接受了更加严格的监管和投资者关注，更倾向于自愿性披露，会计信息质量更高，透明度更好。陆港通交易机制实施后，部分交叉上市企业被纳入陆港通标的，理论上，相较于交叉上市标的，非交叉上市公司在陆港通交易机制实施后，受政策影响更大，对资产误定价的缓解应更为显著。由此，利用模型（3）进行回归，考察“陆港通交叉上市标的”与“非交叉上市标的”在政策实施后对资产误定价的影响。表4中列（5）为陆港通交叉上市标的与资产误定价的回归结果，Treatpost系数为-0.034，没有通过显著性检验；列（6）为陆港通非交叉上市标的与资产误定价的回归结果，Treatpost的系数-0.037，在1%水平上显著为负。回归结果符合预期，即交叉上市的标的在陆港通交易机制实施前已经接受了比较严格的监管，在公司治理、会计信息质量、信息透明度等方面均要好于非交叉上市公司，股票价格更贴近其真实价值。“非交叉上市标的”因受政策影响较大，陆港通交易机制实施后，资产误定价得到有效缓解。

表4 “陆港通”标的股特征与资产误定价回归分析

（五）陆港通交易机制影响资产误定价的传导机制

陆港通交易机制在引入境外成熟投资者的同时，也将先进的公司治理理念、规范的信息披露制度等引入我国资本市场，有利于提高上市公司会计信息质量。该交易机制实施后，标的公司分析师跟踪人数增加，预测准确性提高，缓解信息不对称。基于此，本文采用可操控性应计利润（Daccr）作为会计信息质量的替代，用以衡量上市公司内部信息质量；采用分析师预测的平均误差（Ferr）来表征分析师预测精准性，作为上市公司外部信息质量的替代，对陆港通交易机制与资产误定价的关系进行机制检验，构建模型（4）和（5）。

参考温忠麟（2014）的中介效应检验法，利用模型（3）、模型（4）和模型（5）检验陆港通交易机制是否通过提高会计信息质量与分析师预测准确性进而缓解资产误定价。表5列示了基于会计信息质量中介效应检验的回归结果。利用模型（3）进行回归，Treatpost的系数为-0.044，在1%的水平上显著为负。利用模型（4）进行回归，Treatpost的系数为-0.011，在5%水平上显著为负，即陆港通政策的实施可以提高会计信息质量，检验通过。利用模型（5）进行回归Treatpost系数为-0.041，且在1%水平上显著，且系数小于模型（3）中Treatpost的系数-0.044，Daccr的系数在1%水平上显著，通过检验。回归结果表明：陆港通交易机制的实施可以通过改善我国上市公司会计信息质量进而对资产误定价起到有效的缓解作用，中介效应检验成立。

表5 基于会计信息质量的中介效应检验

续表5

表6为基于分析师预测准确性中介效应检验结果。借鉴杨青（2019）的研究，利用模型（3）进行回归，Treatpost的系数为-0.049，在1%水平上显著为负，检验通过；利用模型（4）进行回归，Treatpost的系数为-0.043，在1%水平上显著为负，表明陆港通交易机制的实施显著提升了分析师预测准确性，有助于分析师进行发布更加精准的预测。利用模型（5）进行回归，Treatpost的系数为-0.045，在1%水平上显著为负，且小于模型（3）中Treatpost系数-0.049，Ferr系数为0.009，在1%水平上显著为正，表明分析师预测误差能够加剧资产误定价。综上所述，陆港通交易机制通过提升分析师预测准确性，改善上市公司外部信息环境，缓解资本市场错误定价，中介效应检验成立。

表6 基于分析师预测准确性的中介效应检验

接下来，本文利用Boostrap检验法，对会计信息质量、分析师预测精准性两条作用机制的主导作用进行检验。如表7 Panel A所示，由列（1）、列（2）可知，会计信息质量（Daccr）与分析师预测精准性（Ferr）的中介效应检验仍然成立。列（4）中，Treatpost系数不在显著，Daccr与Ferr的回归系数分别为0.106与0.014，且均在1%水平上通过了显著性检验，表明陆港通交易机制对资产定价效率的影响已由两条机制所分解。由表7 Panel B可知，由Daccr和Ferr引起Dev变动差异为-0.002，且在1%水平上显著。由此可知，两条机制中，会计信息质量（Daccr）发挥了中介机制的主导作用。

（六）稳健性检验①

①限于篇幅，结果留存备索。

第一，自变量滞后一期的稳健性检验。考虑到陆港通交易机制的实施对资产误定价的影响可能存在一定的滞后性，故采取自变量滞后一期的方法，对主效应以及中介效应进行检验。同时变更了可操控性应计利润（Daccr）的测度，采用前三年可操控性应计绝对值的平均数作为衡量会计信息质量的指标。第二，变更资产误定价测度方法、剔除干扰样本后的稳健性检验。参考Berger&Ofek（1995）的方法，计算行业内所有上市公司的基础价值，将其与实际价值相比较，进而确定资产误定价水平。第三，PSM—DID回归分析。由于陆港通标的并非随机产生，为避免样本的选择性偏误，借鉴程子健和张俊瑞（2015）的研究方法，采用PSM方法，通过Probit回归计算倾向评分，选择半径为0.01的最近邻一对一可放回进行匹配，构造新的样本组，再用DID方法重新检验陆港通交易机制对资产误定价的影响。稳健性检验结果与前文保持一致，说明本文结论稳健可靠。

五、结论与启示

本文以陆港通交易机制为背景，利用2010—2020年我国A股上市公司数据为样本，实证检验了陆港通交易机制实施对资产误定价的影响及作用机制。研究发现：第一，陆港通交易机制的实施有效缓解了资产误定价。截面异质性检验发现：在“非十大活跃成交标的股”“非融资融券标的股”“非交叉上市标的股”样本中，陆港通交易机制的实施对资产误定价的缓解作用更为显著。第二，作用机制检验发现，陆港通交易机制能够改善上市公司内、外部信息环境，进而促使股票价格回归真实价值，有效缓解资产误定价。可操控性应计利润、分析师预测准确性分别作为上市公司内部信息质量与外部信息质量的替代变量，通过了中介效应检验。

据此提出以下对策建议：一是应在充分借鉴陆港通成功经验的基础上，考虑进一步推进我国资本市场开放，在适度放宽限制性条款的同时，强化证券市场监管与金融安全防范意识。二是进一步完善陆港通交易机制，给予民营、非跨国企业调入陆港通标的名单的机会，加快金融、会计和法律等相关配套服务的国际化进程。与此同时，及时解决陆港通标的企业和市场投资者的合理诉求，加强企业会计信息质量和信息透明度建设，降低市场信息不对称，优化企业融资环境。促进内地资本市场与境外资本市场深度融合，推动内地资本市场发展。三是加强我国资本市场制度建设，完善投资者保护机制，与国际接轨，积极探索多渠道合作模式，努力实现资本市场服务实体经济的目标，促进我国实体经济发展。四是引入境外资本市场规范的上市公司信息披露制度，为投资者作出科学、合理的投资决策提供必要的信息依据。