劉　曉　劉　洋

(山東大學(xué) 管理學(xué)院，山東 濟(jì)南　250100)

內(nèi)部控制效率、信息披露質(zhì)量與股價(jià)同步性

劉曉劉洋

(山東大學(xué) 管理學(xué)院，山東 濟(jì)南250100)

[摘要]股價(jià)同步性長(zhǎng)久以來一直是證券市場(chǎng)股價(jià)信息含量研究的熱門話題。本文依據(jù)私有信息交易理論，分析內(nèi)部控制效率對(duì)股價(jià)同步性的影響，并觀察信息披露質(zhì)量在這一影響過程中的作用。同時(shí)，引入外部治理環(huán)境變量，檢驗(yàn)外部治理環(huán)境在信息披露質(zhì)量與股價(jià)同步性之間的作用。研究結(jié)果表明，內(nèi)部控制效率對(duì)股價(jià)同步性具有顯著的正向作用，信息披露質(zhì)量在內(nèi)部控制效率與股價(jià)同步性之間起到部分中介作用，外部治理環(huán)境在信息披露質(zhì)量和股價(jià)同步性的關(guān)系中具有負(fù)向調(diào)節(jié)作用。

[關(guān)鍵詞]股價(jià)同步性；內(nèi)部控制效率；信息披露質(zhì)量；外部治理環(huán)境

一、引言

股價(jià)同步性長(zhǎng)久以來一直是證券市場(chǎng)股價(jià)信息含量研究的熱門話題。股價(jià)同步性概念最早由 Morck、Yeung 和 Yu(2000)提出，它將Roll于1988年提出的擬合優(yōu)度指標(biāo)R2正式予以定義(Roll指出擬合優(yōu)度指標(biāo)R2度量了股價(jià)波動(dòng)中被市場(chǎng)和行業(yè)層面信息所解釋的部分)，并衡量了公司股價(jià)變動(dòng)與市場(chǎng)平均波動(dòng)的關(guān)聯(lián)程度。目前，學(xué)者們對(duì)股價(jià)同步性有兩種不同的觀點(diǎn)：一是“信息效率觀”，認(rèn)為R2的高低反映了公司私有信息被納入股價(jià)的程度，R2越高，股價(jià)中所包含的私有信息越少，則股價(jià)同步性越高；二是“噪音觀”，認(rèn)為R2反映的是股票收益中的噪音、泡沫與公司基本因素?zé)o關(guān)的投資者非理性行為。其實(shí)，這兩種觀點(diǎn)的爭(zhēng)議可以歸結(jié)為一個(gè)問題：企業(yè)私有信息和噪聲都可能影響股價(jià)波動(dòng)同步性程度。*孫剛：《金融生態(tài)環(huán)境、股價(jià)波動(dòng)同步性與上市企業(yè)融資約束》，《證券市場(chǎng)導(dǎo)報(bào)》2011年第01期。

通過對(duì)相關(guān)研究文獻(xiàn)的梳理，我們發(fā)現(xiàn)以往的相關(guān)研究大多集中于探究信息透明度、信息披露質(zhì)量等對(duì)股價(jià)同步性的影響，對(duì)內(nèi)部控制與股價(jià)同步性關(guān)系的研究則是一個(gè)空白。而且，在信息披露質(zhì)量與股價(jià)同步性關(guān)系的研究方面，相當(dāng)多的研究認(rèn)為信息披露質(zhì)量與股價(jià)同步性負(fù)相關(guān)，*Durnev A，Morck R，Yeung B，and Zarowin P. “Does Greater Firm-specific Return Variation Mean More or Less Informed Stock Pricing? ”，Journal of Accounting Research，2003，41：797-836.但也有不少學(xué)者得出了與大部分研究者相反的結(jié)論。*Kelly,“Information Efficiency and Firm-Specific Return Variation.”Working Paper,Arizona State University,2005.我們認(rèn)為，之所以信息披露質(zhì)量與股價(jià)同步性研究在不同的學(xué)者那里結(jié)論迥異，可能的原因是由于既往的研究忽略了某個(gè)或某些重要的情境因素。譬如，我國屬于新興經(jīng)濟(jì)體國家，證券市場(chǎng)尚處于發(fā)展階段，相關(guān)的法律法規(guī)還不夠健全，噪音交易仍大量存在。對(duì)此，本文依據(jù)私有信息交易理論，分析內(nèi)部控制效率對(duì)股價(jià)同步性的影響，并觀察信息披露質(zhì)量在這一影響過程中的作用。同時(shí)，引入外部治理環(huán)境變量，檢驗(yàn)外部治理環(huán)境在信息披露質(zhì)量與股價(jià)同步性之間的作用，利用我國2009-2013年深市A股非金融類上市公司數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，以期豐富股價(jià)同步性的研究視角，為內(nèi)部控制建設(shè)、股價(jià)信息含量和投資者保護(hù)等方面的研究提供有益的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

二、理論分析與研究假設(shè)

(一)內(nèi)部控制效率對(duì)股價(jià)同步性的影響

Morck、Yeung和Yu(2000)選取了40多個(gè)國家股票市場(chǎng)數(shù)據(jù)作為研究樣本，其中我國證券市場(chǎng)的股價(jià)同步性高居第二，僅次于波蘭。但隨后中國的高股價(jià)同步性即飽受學(xué)界和業(yè)界的詬病。不過，許多學(xué)者也指出，對(duì)于一個(gè)信息不對(duì)稱程度高、市場(chǎng)流動(dòng)性差的新興市場(chǎng)而言，股價(jià)同步性高也許并非是壞事。我國證券市場(chǎng)存在著嚴(yán)重的信息不對(duì)稱現(xiàn)象，*趙濤、鄭祖玄：《信息不對(duì)稱與機(jī)構(gòu)操縱——中國股市機(jī)構(gòu)與散戶的博弈分析》，《經(jīng)濟(jì)研究》2002年第7期。繼而出現(xiàn)了大量的私有信息交易，這會(huì)導(dǎo)致個(gè)股的股價(jià)同步性降低。*許年行、洪濤 等：《信息傳遞模式、投資者心理偏差與股價(jià)“同漲同跌”現(xiàn)象》，《經(jīng)濟(jì)研究》2011年第4期。那么，如何解決由上述原因所產(chǎn)生的低股價(jià)同步性現(xiàn)象呢？

2006年以來，我國先后頒布了《上市公司內(nèi)部控制指引》、《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》、《企業(yè)內(nèi)部控制評(píng)價(jià)指引》等法律法規(guī)。這些法律法規(guī)的頒布，其目的都是為了保護(hù)投資者利益，增強(qiáng)內(nèi)部控制效率，限制公司內(nèi)部人的侵占行為，以此減少私有信息交易，*徐楓、范達(dá)強(qiáng)等：《私有信息影響我國股票市場(chǎng)價(jià)格波動(dòng)的實(shí)證研究》，《投資研究》2012年第8期。從而提高股價(jià)同步性?；诖耍疚奶岢黾僭O(shè)1：

H1：內(nèi)部控制效率對(duì)股價(jià)同步性具有顯著的正向影響。

(二)信息披露質(zhì)量的中介作用

證券市場(chǎng)中信息是決定股價(jià)波動(dòng)最主要的因素。Roll(1998)、Morck等(2000)學(xué)者都曾指出，證券市場(chǎng)的信息包含市場(chǎng)層面信息以及公司特質(zhì)信息，公司特質(zhì)信息包括公開披露的信息與私有信息兩部分。公開披露的信息投資者可以通過各種正式媒體獲取，但私有信息是由于信息不對(duì)稱導(dǎo)致的信息獲取差異。具體包括：信息獲取渠道、投資者信息加工與挖掘能力的差異。*金智：《新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則、會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與股價(jià)同步性》，《會(huì)計(jì)研究》2010年第7期。Durnev等(2003)的研究表明，低R2主要是由于私有信息并入股價(jià)所致。馮用富等人(2009)以我國上市公司為研究對(duì)象，通過邏輯演繹的方法推導(dǎo)出我國上市公司的R2主要受基于私有信息交易的影響。*馮用富、董艷、袁澤波等：《基于R2的中國股市私有信息套利分析》，《經(jīng)濟(jì)研究》2009年第8期。

根據(jù)私有信息交易理論，R2越低意味著公司特質(zhì)私有信息融入造成股價(jià)波動(dòng)相對(duì)于系統(tǒng)性因素越多，繼而私有信息套利程度會(huì)越高。*Roll R，“R2”，Journal of Finance，1988，43：541-566.因此，公司的信息披露質(zhì)量越高，可供外部投資者挖掘的私有信息就越少，在股市中通過交易融入股價(jià)的私有信息也就越少，股價(jià)同步性隨之提高。*史永：《信息披露質(zhì)量、審計(jì)師選擇與股價(jià)同步性》，《中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報(bào)》2013年第6期。王亞平等人(2009)通過對(duì)我國證券市場(chǎng)的研究發(fā)現(xiàn)，信息透明度與股價(jià)同步性具有正相關(guān)關(guān)系。金智(2010)從私有信息交易理論出發(fā)，驗(yàn)證了在公司負(fù)向盈余管理的情況下，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量與股價(jià)同步性存在正相關(guān)關(guān)系。信息披露質(zhì)量的高低引導(dǎo)市場(chǎng)中資金的流向，優(yōu)化資本配置結(jié)構(gòu)，有效的信息披露能夠降低信息不對(duì)稱程度，保護(hù)處于信息劣勢(shì)的外部投資者。②鑒于此，本文提出，信息披露質(zhì)量對(duì)股價(jià)同步性具有顯著的正向影響。

高效的內(nèi)部控制能為高質(zhì)量的信息披露提供保證機(jī)制。Chan、Hameed(2006)的研究發(fā)現(xiàn)，新興市場(chǎng)的上市公司通常會(huì)陷入內(nèi)部人控制的境地，為了掩蓋其掏空行為并逃脫監(jiān)管，內(nèi)部控制人很少會(huì)自愿披露相關(guān)信息，因而上市公司信息透明度較低。楊有紅、毛新述(2011)的研究則指出，內(nèi)部控制能夠在一定程度上改善財(cái)務(wù)報(bào)告的質(zhì)量，并強(qiáng)化對(duì)投資者利益的保護(hù)。鑒于此，本文提出，內(nèi)部控制效率對(duì)信息披露質(zhì)量具有顯著的正向影響。

綜上，內(nèi)部控制效率對(duì)股價(jià)同步性的影響是通過影響信息披露質(zhì)量實(shí)現(xiàn)的。鑒于此，本文提出假設(shè)2：

H2：信息披露質(zhì)量在內(nèi)部控制效率與股價(jià)同步性之間起中介作用。

(三)外部治理環(huán)境的調(diào)節(jié)作用

以往的研究中，學(xué)者們重點(diǎn)關(guān)注了信息披露質(zhì)量與股價(jià)同步性的關(guān)系，但并未得到一致的結(jié)論。例如，Roll(1998)、Durnev等(2003)、Jin、Myers(2006)和Hutton等(2009)的研究結(jié)論較為一致，他們都認(rèn)為信息不透明致使公司個(gè)體信息進(jìn)人股票價(jià)格的含量變少，從而股價(jià)同步性提高，即股價(jià)同步性與信息透明度呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。與此結(jié)論相反的是，Kelly(2005)從信息獲取成本與收益的角度發(fā)現(xiàn)，股價(jià)同步性越低，信息環(huán)境越差，但股價(jià)同步性低并不能說明股價(jià)信息效率高；Teoh 等(2008)通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，股價(jià)同步性越低的公司，其應(yīng)計(jì)異象、盈余公告后漂移等市場(chǎng)異?，F(xiàn)象更加嚴(yán)重。本文認(rèn)為，導(dǎo)致上述相反研究結(jié)果的原因可能是因?yàn)樵S多研究忽略了外部治理環(huán)境因素，尤其是噪音交易的存在。

噪音交易理論認(rèn)為，市場(chǎng)噪音及噪音交易會(huì)引起信息資源的不合理配置和股票價(jià)格的明顯偏離，從而使市場(chǎng)的有效性下降。*De Long J Bradford，Andrei Shleifer，Lawrence H Summers，and Robert J Waldmann. “Noise Trader Risk in Financial Markets”，Journal of Political Economy，1990a，(98)：703-738.Kelly(2005)認(rèn)為，較低的股價(jià)波動(dòng)同步性不能表明股票定價(jià)機(jī)制會(huì)更有效率，反而有可能是市場(chǎng)噪音作用的結(jié)果。Dasgupta et al.(2008)發(fā)現(xiàn)，對(duì)于信息透明程度不高的公司來說，噪聲會(huì)加重股價(jià)未來運(yùn)動(dòng)的不確定性，股價(jià)同步性能夠正向反映其股票的信息效率。由此，在噪聲較多的股票市場(chǎng)中，股票價(jià)格主要由噪聲的推動(dòng)而形成，信息透明度的提高將降低公司未來發(fā)展的不確定性，從而減弱噪聲對(duì)股票價(jià)格的影響，股票價(jià)格個(gè)體性的波動(dòng)程度降低，股價(jià)同步性提高，股價(jià)同步性與信息透明度正相關(guān)；反之亦然。*王亞平、劉慧龍等：《信息透明度、機(jī)構(gòu)投資者與股價(jià)同步性》，《金融研究》2009年第12期。因此，本文認(rèn)為，外部治理環(huán)境中的噪音可能會(huì)影響信息披露質(zhì)量與股價(jià)同步性之間的關(guān)系。由于我國的證券市場(chǎng)仍處于發(fā)展階段，市場(chǎng)噪音較多，因此本文提出假設(shè)3：

H3：外部治理環(huán)境在信息披露質(zhì)量與股價(jià)同步性的關(guān)系間起負(fù)向調(diào)節(jié)作用。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以深圳證券交易所主板、中小企業(yè)板、創(chuàng)業(yè)板的非金融類上市公司為研究樣本，剔除個(gè)股周收益率數(shù)據(jù)不足30個(gè)觀測(cè)值的樣本，并剔除ST類、同時(shí)發(fā)行B股或H股、被停止上市以及數(shù)據(jù)不完全的樣本。*數(shù)據(jù)不完整的主要原因是迪博內(nèi)部控制與風(fēng)險(xiǎn)管理數(shù)據(jù)庫所選取的研究樣本是以上一年所有上市公司為基礎(chǔ)計(jì)算得出的，故無當(dāng)年新上市的公司內(nèi)部控制指數(shù)情況。經(jīng)上述處理后，本文共獲得4452個(gè)觀測(cè)樣本。本文所使用公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)、個(gè)股及市場(chǎng)收益率數(shù)據(jù)來自于國泰安數(shù)據(jù)庫，上市公司內(nèi)部控制指數(shù)來自于迪博內(nèi)部控制與風(fēng)險(xiǎn)管理數(shù)據(jù)庫。

(二)變量定義與計(jì)算方式

內(nèi)部控制效率(Ctrl)。本研究借鑒趙息、張西栓(2013)、逯東(2014)等的研究，采用由深圳市迪博企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)管理技術(shù)有限公司提供的內(nèi)部控制指數(shù)數(shù)據(jù)表示內(nèi)部控制的效率。其取值范圍為[0，1000]，數(shù)字越大表示上市公司內(nèi)部控制效率越高。

信息披露質(zhì)量(DQ)。本研究借鑒曾穎、陸正飛(2006)、羅進(jìn)輝(2014)等的研究，將深交所上市公司“誠信檔案”中的“信息披露考評(píng)”結(jié)果作為信息披露質(zhì)量高低的替代變量，把優(yōu)秀、良好、合格、不合格四個(gè)評(píng)級(jí)分別賦值為4、3、2、1。

外部治理環(huán)境(EIE)。本研究借鑒李延喜等(2012)、李科、徐龍炳(2009)等的研究，采用樊綱等在《中國市場(chǎng)化指數(shù)》一書中編制的中國各地區(qū)市場(chǎng)化指數(shù)作為外部治理環(huán)境的替代變量。

股價(jià)同步性(Syn)。本研究借鑒Roll(1988)、DMYZ(2003)的衡量方法，應(yīng)用模型(1)估計(jì)個(gè)股的R2，并用模型(2)對(duì)R2進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，所得的Syn即為股價(jià)同步性的衡量指標(biāo)。

Rit=α+β*Rm+γ*Rnt+ε

(1)

Synit=Ln[Rit2/(1-Rit2)]

(2)

其中，Rit代表上市公司i在第t周個(gè)股收益率，Rmt代表第t周市場(chǎng)收益率，Rnt代表第t周行業(yè)收益率；R2的經(jīng)濟(jì)含義是個(gè)別公司股票價(jià)格的變動(dòng)能夠被市場(chǎng)波動(dòng)所解釋的部分。

控制變量。為了控制其他因素的影響，根據(jù)以往的研究本文的控制變量包括：盈利能力(ROE)、負(fù)債水平(Leverage)、機(jī)構(gòu)持股比例(Institutions)、大股東持股比例(Top1)、賬面市值比(BM)、公司規(guī)模(Size)和成立年限(Age)。

(三)計(jì)量模型

對(duì)于假設(shè)H1、H2，本文采用面板數(shù)據(jù)分析方法，對(duì)股價(jià)同步性與內(nèi)部控制效率及信息披露質(zhì)量的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。面板數(shù)據(jù)相對(duì)于截面數(shù)據(jù)或者時(shí)間序列數(shù)據(jù)能夠提供更多的信息、更少共線性、更多的自由度和更高的估計(jì)效率。模型設(shè)計(jì)如下：

M1：Syn=c+α0Ctrl+β1ROE+β2Leverage+β3Institutions+β4Top1+β5BM+β6Size+β7Age+ε

M2：DQ=c+α0Ctrl+β1ROE+β2Leverage+β3Institutions+β4Top1+β5BM+β6Size+β7Age+ε

M3：Syn=c+α0Ctrl+α1DQ+β1ROE+β2Leverage+β3Institutions+β4Top1+β5BM+β6Size+β7Age+ε

對(duì)于假設(shè)H3，為了進(jìn)一步探究信息披露質(zhì)量與股價(jià)同步性之間的關(guān)系，本文引入信息披露質(zhì)量與外部治理環(huán)境的交互項(xiàng)。值得說明的是，我們雖然采用了面板數(shù)據(jù)，但在這一問題的分析時(shí)并未采用面板數(shù)據(jù)回歸方法，而是采用了OLS檢驗(yàn)本文的研究假設(shè)。這主要是因?yàn)?，回歸模型中的外部治理環(huán)境變量是采用最新一年的數(shù)據(jù)代替尚未披露信息年度的數(shù)據(jù)。雖然考慮到外部治理環(huán)境在不同年度間的變化相對(duì)穩(wěn)定，這種賦值是科學(xué)合理的，但這意味著企業(yè)所面臨的外部治理環(huán)境是一樣的。然而，信息披露質(zhì)量、股價(jià)同步性在每個(gè)年度都是不盡相同的，因此如采用面板數(shù)據(jù)的回歸方法進(jìn)行分析，將無法正確考察外部治理環(huán)境對(duì)信息披露質(zhì)量與股價(jià)同步性關(guān)系的影響效應(yīng)，從而使得研究結(jié)果出現(xiàn)誤差。因此，該模型設(shè)計(jì)如下：

M4：Syn=c+α0DQ+β1ROE+β2Leverage+β3Institutions+β4Top1+β5BM+β6Size+β7Age+ε

M5：Syn=c+α0DQ+α1EDE+α2DQ×EDE+β1ROE+β2Leverage+β3Institutions+β4Top1+β5BM+β6Size+β7Age+ε

四、統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)結(jié)果

(一)描述性統(tǒng)計(jì)分析

內(nèi)部控制效率(Ctrl)均值和標(biāo)準(zhǔn)差分別為683.2103和66.1340，最大值978.95，最小值189.24，說明不同公司的內(nèi)部控制效率差異很大。信息披露質(zhì)量(DQ)均值和標(biāo)準(zhǔn)差分別為3.0633和0.5684，說明我國上市公司信息披露質(zhì)量整體尚可，但仍存在改善的空間。外部治理環(huán)境(EIE)均值和標(biāo)準(zhǔn)差分別為28.1184和21.5826，最大值63.99，最小值0.98，說明我國上市公司外部治理環(huán)境整體情況一般。股價(jià)同步性(Syn)最大值與最小值分別為2.0561和-5.1971，說明不同公司之間股價(jià)同步性差異較大，其內(nèi)在原因有待進(jìn)一步考察。內(nèi)部控制效率、外部治理環(huán)境對(duì)股價(jià)同步性的影響，則通過回歸分析觀察。具體內(nèi)容如下表所示：

變量均值標(biāo)準(zhǔn)差最大值最小值Ctrl683.210366.1340978.95189.24DQ3.06330.568441EIE28.118421.582663.990.98Syn-0.34080.78092.0561-5.1971ROE0.07590.08070.9630-0.7153Leverage37.344821.219894.78110.7080Institutions33.799223.196397.92560.0029Top135.736914.395186.49005.1400BM0.83300.771410.32890.0681Size15.09540.799218.694213.4702Age12.90125.1420362

(二)回歸分析

按照上文所設(shè)計(jì)的模型，運(yùn)用Stata10.0分別進(jìn)行面板數(shù)據(jù)回歸以及OLS回歸，具體分析結(jié)果見下表：

變量模型 SynDQSynSynSynM1M2M3M4M5自變量Ctrl0.001**(2.38)0.001***(5.45)0.000*(1.95)中介變量DQ0.104***(3.74)0.141***(6.62)0.219***(6.51)調(diào)節(jié)變量EIE0.004(1.53)交互項(xiàng)DQ*EIE-0.002***(-2.67)R20.1810.0320.1850.0390.048F/Wald檢驗(yàn)F=62.45P=0.000F=9.68P=0.000F=57.92P=0.000F=22.55P=0.000F=22.37P=0.000Hausman檢驗(yàn)固定效應(yīng),P=0.000固定效應(yīng),P=0.000固定效應(yīng),P=0.000——

說明： ***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平下顯著，本表未匯報(bào)常數(shù)項(xiàng)與控制變量統(tǒng)計(jì)結(jié)果；對(duì)于模型M1、M2、M3，括號(hào)內(nèi)為Z值，Hausman檢驗(yàn)：P大于0.05則接受原假設(shè)，意味著模型為隨機(jī)效應(yīng)模型(RE)；否則拒絕原假設(shè)，采用固定效應(yīng)模型(FE)。對(duì)于模型M4、M5，括號(hào)中的數(shù)字為T值(雙尾檢驗(yàn))。

對(duì)于模型M1、M2、M3，Hausman檢驗(yàn)結(jié)果均選擇了固定效應(yīng)模型，并通過顯著性檢驗(yàn)。模型M1中股價(jià)同步性對(duì)內(nèi)部控制效率的回歸系數(shù)為0.001，且在0.05的水平上顯著，表明內(nèi)部控制效率越高，股價(jià)同步性越高，假設(shè)H1得到支持。模型M2檢驗(yàn)了內(nèi)部控制效率與信息披露質(zhì)量之間的顯著正向關(guān)系。模型M3中自變量?jī)?nèi)部控制效率的回歸系數(shù)為0.000，且在0.1的水平上顯著；信息披露質(zhì)量的回歸系數(shù)為0.104，且P<0.01。根據(jù)中介效應(yīng)的檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)，將自變量與中介變量同時(shí)加入回歸方程后，如果自變量與因變量之間的顯著性消失，說明存在完全中介效應(yīng)；而如果兩者的關(guān)系仍然顯著但數(shù)值有所下降，則說明存在部分中介效應(yīng)。與模型M1對(duì)比發(fā)現(xiàn)，加入中介變量信息披露質(zhì)量后，自變量?jī)?nèi)部控制效率的回歸系數(shù)降低。由此說明，信息披露質(zhì)量在內(nèi)部控制效率與股價(jià)同步性之間發(fā)揮了部分中介作用，假設(shè)H2得到部分支持。

對(duì)于模型M4、M5，回歸分析模型的R2分別為0.039、0.048，F(xiàn) 統(tǒng)計(jì)量分別為22.55、22.37，并且均在 0.01的顯著性水平下顯著，可以說明模型均通過了顯著性檢驗(yàn)，模型設(shè)定有效。模型M4檢驗(yàn)了信息披露質(zhì)量與股價(jià)同步性之間的顯著正向關(guān)系。由模型M5可知，信息披露質(zhì)量與外部治理環(huán)境的交互項(xiàng)回歸系數(shù)為-0.002，且P<0.01，通過檢驗(yàn)，表明外部治理環(huán)境會(huì)對(duì)信息披露質(zhì)量與股價(jià)同步性的正向關(guān)系產(chǎn)生負(fù)向調(diào)節(jié)作用，假設(shè)H3得到支持。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

由于外部治理環(huán)境替代變量的數(shù)據(jù)更新較慢，我們以現(xiàn)有最新一年的數(shù)據(jù)代替尚未披露信息年度的數(shù)據(jù)，這一做法可能會(huì)對(duì)檢驗(yàn)的結(jié)果產(chǎn)生影響。為了消除這一問題帶來的影響，本文通過隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行面板數(shù)據(jù)回歸，對(duì)上述結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。通過回歸分析，得到信息披露質(zhì)量與外部治理環(huán)境的交互項(xiàng)回歸系數(shù)為-0.002，且P<0.05，通過檢驗(yàn)，結(jié)果與前文一致。

五、研究結(jié)論與政策建議

股價(jià)同步性是上市公司信息披露研究領(lǐng)域的重要課題，開展股價(jià)同步性問題研究對(duì)于保護(hù)中小股東權(quán)益、改善和維護(hù)投資環(huán)境、推動(dòng)資本市場(chǎng)健康發(fā)展都具有重大的現(xiàn)實(shí)意義。本文選擇2009-2013年深圳證券交易所主板、中小企業(yè)板、創(chuàng)業(yè)板的非金融類上市公司作為研究樣本，以私有信息交易理論為依據(jù)，深入分析了內(nèi)部控制效率對(duì)股價(jià)同步性的影響及其內(nèi)在作用機(jī)理。研究發(fā)現(xiàn)，內(nèi)部控制效率對(duì)股價(jià)同步性具有顯著的正向作用，信息披露質(zhì)量在內(nèi)部控制效率與股價(jià)同步性之間起到部分中介作用。對(duì)于信息披露質(zhì)量與股價(jià)同步性的關(guān)系，我們認(rèn)為以往研究結(jié)論的差異是由于市場(chǎng)噪音作用的結(jié)果，我們引入外部治理環(huán)境變量，對(duì)信息披露質(zhì)量與股價(jià)同步性關(guān)系的觀察發(fā)現(xiàn)，外部治理環(huán)境在信息披露質(zhì)量與股價(jià)同步性關(guān)系中具有負(fù)向調(diào)節(jié)作用。

本文的主要結(jié)論與政策建議：

第一，就目前我國證券市場(chǎng)而言，內(nèi)部控制效率對(duì)股價(jià)同步性具有顯著的正向作用，信息披露質(zhì)量在內(nèi)部控制效率與股價(jià)同步性的關(guān)系中起到部分中介作用。因此，通過增強(qiáng)內(nèi)部控制效率，可以限制公司內(nèi)部人員的侵占行為，并減少私有信息交易，提高信息披露質(zhì)量，從而提高股價(jià)同步性。監(jiān)管部門應(yīng)從上市公司內(nèi)部控制體系建設(shè)入手，有效遏制內(nèi)幕交易和市場(chǎng)操縱行為，進(jìn)一步完善上市公司信息披露制度，降低市場(chǎng)信息不對(duì)稱程度。

第二，外部治理環(huán)境在信息披露質(zhì)量與股價(jià)同步性的關(guān)系中具有負(fù)向調(diào)節(jié)作用。鑒于上市公司所處的外部治理環(huán)境存在差異，可以嘗試對(duì)上市公司信息披露實(shí)施分類的規(guī)范化引導(dǎo)、制訂分區(qū)域的信息披露細(xì)則。具體地，對(duì)于所處外部治理環(huán)境薄弱的上市公司進(jìn)行重點(diǎn)監(jiān)管，比如可以通過定期專項(xiàng)報(bào)告制度、監(jiān)管不定期巡視制度等措施實(shí)現(xiàn)；對(duì)于所處外部治理環(huán)境良好的上市公司鼓勵(lì)自愿性信息披露，以此獲得相對(duì)更高的估值溢價(jià)，營(yíng)造一個(gè)良好的資本市場(chǎng)環(huán)境。

(責(zé)任編輯：欒曉平)

收稿日期：2015-12-28

作者簡(jiǎn)介：劉曉，男，山東大學(xué)管理學(xué)院博士研究生。研究方向：公司治理和集團(tuán)公司管理。

[中圖分類號(hào)]F270

[文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼]A

[文章編號(hào)]1003-4145[2016]06-0146-05

劉洋，男，山東大學(xué)管理學(xué)院碩士研究生。