鄭珊珊

【摘要】本文利用2014年11月17日滬港通交易制度實(shí)施這一資本市場(chǎng)對(duì)外開放事件， 基于管理層業(yè)績(jī)預(yù)告視角考察了滬港通交易制度的內(nèi)部信息治理效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)， 滬港通交易制度的實(shí)施能夠顯著提高滬股通標(biāo)的上市公司的管理層業(yè)績(jī)預(yù)告質(zhì)量。機(jī)制檢驗(yàn)表明， 滬港通交易制度的實(shí)施主要通過引進(jìn)更多的機(jī)構(gòu)投資者和提高管理者能力來改善上市公司的管理層業(yè)績(jī)預(yù)告質(zhì)量。進(jìn)一步從企業(yè)性質(zhì)、 管理層權(quán)力、 環(huán)境不確定性以及市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度等方面進(jìn)行拓展性檢驗(yàn)， 發(fā)現(xiàn)在國(guó)有企業(yè)、 管理層權(quán)力強(qiáng)度較大以及環(huán)境不確定程度較高的上市公司中， 滬港通交易制度的實(shí)施能顯著提高管理層業(yè)績(jī)預(yù)告質(zhì)量， 但是對(duì)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度不同的上市公司影響并不存在顯著差異。

【關(guān)鍵詞】滬港通交易制度；管理層業(yè)績(jī)預(yù)告質(zhì)量；機(jī)構(gòu)投資者持股比例；管理者能力

【中圖分類號(hào)】F830? ? ? 【文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼】A? ? ? 【文章編號(hào)】1004-0994（2023）08-0069-8

一、 引言

基于委托代理理論， 上市公司的管理層和外部投資者之間存在著嚴(yán)重的信息不對(duì)稱問題。作為管理層傳遞公司經(jīng)營(yíng)信息的主要方式， 高質(zhì)量的信息披露有助于優(yōu)化資源配置， 降低資本市場(chǎng)的信息不對(duì)稱程度， 對(duì)信息使用者產(chǎn)生重要的影響。作為公司重要的信息披露活動(dòng)之一（李志生等，2017）， 管理層業(yè)績(jī)預(yù)告可以在一定程度上反映上市公司未來的盈利水平（Rogers和Buskirk，2009）。這不僅會(huì)影響公司股票價(jià)格走勢(shì)（張嬈等，2017）， 助力分析師有效預(yù)測(cè)和投資者決策（Altschuler等，2015）， 還能夠提前提供預(yù)測(cè)性盈利信息， 降低上市公司定期報(bào)告集中披露的股價(jià)波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)（Hirst等，2008）。因此， 管理層業(yè)績(jī)預(yù)告已成為資本市場(chǎng)參與者極為重視的前瞻性信息。

作為公司最核心信息的內(nèi)部知情者， 管理層理應(yīng)發(fā)布較為準(zhǔn)確的業(yè)績(jī)預(yù)告。然而， 很多上市公司的業(yè)績(jī)預(yù)告水平卻與真實(shí)盈余水平存在較大偏差。原因之一在于： 相比于定期盈余公告， 業(yè)績(jī)預(yù)告制度并未對(duì)業(yè)績(jī)預(yù)告的時(shí)點(diǎn)和預(yù)告方式等作出明確規(guī)定， 使得上市公司在業(yè)績(jī)預(yù)告活動(dòng)中存在較大的自由裁量權(quán)和操縱空間， 這使得作為內(nèi)部人的管理層有動(dòng)機(jī)利用信息優(yōu)勢(shì)采取利己的信息披露策略， 如隱瞞對(duì)公司股價(jià)不利的“壞消息”（Jin和Myers，2006）。然而相關(guān)實(shí)踐顯示， 只有少數(shù)業(yè)績(jī)預(yù)告披露違規(guī)的公司受到了處罰且訴訟風(fēng)險(xiǎn)較低（Song和Ji，2012）， 而現(xiàn)行業(yè)績(jī)預(yù)告修正制度的軟約束無疑強(qiáng)化了這一自利動(dòng)機(jī)。這一切都會(huì)直接降低市場(chǎng)對(duì)業(yè)績(jī)預(yù)告的信任度， 嚴(yán)重挫傷投資者的信心， 導(dǎo)致一系列嚴(yán)重的負(fù)面市場(chǎng)反應(yīng)。隨著我國(guó)上市公司業(yè)績(jī)預(yù)告政策和監(jiān)管制度的逐步完善， 討論如何提高管理層業(yè)績(jī)預(yù)告質(zhì)量已成為近年來研究的重要話題。

然而， 在回顧管理層業(yè)績(jī)預(yù)告的相關(guān)文獻(xiàn)時(shí)， Beyer等（2010）、 Li 和Zhang（2015）提出此類研究最大的難點(diǎn)在于分析中存在潛在的內(nèi)生性問題， 他們建議通過構(gòu)造外生的沖擊變量來識(shí)別管理層業(yè)績(jī)預(yù)告和相關(guān)環(huán)境變量之間的因果關(guān)系。幸運(yùn)的是， 2014年11月17日， 中國(guó)證監(jiān)會(huì)和香港證監(jiān)會(huì)發(fā)布聯(lián)合公告開通的“滬港通”取消了滬市568只股票對(duì)于香港投資者的交易限制， 極大地提升了A股市場(chǎng)的開放程度， 受政策沖擊影響的標(biāo)的公司和不受政策影響的非標(biāo)的公司為本文提供了很好的實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組樣本（陳勝藍(lán)和馬慧，2017）。為此， 本文選擇我國(guó)滬港通交易制度的實(shí)施為外生沖擊變量， 考察其對(duì)管理層業(yè)績(jī)預(yù)告質(zhì)量的影響， 以揭示滬港通交易制度與管理層業(yè)績(jī)預(yù)告之間的關(guān)系。在此基礎(chǔ)上， 本文還探討了滬港通交易制度影響管理層業(yè)績(jī)預(yù)告的機(jī)制。除此之外， 本文還考慮內(nèi)外部環(huán)境對(duì)基本回歸的影響。

本文邊際貢獻(xiàn)如下： 第一， 借助滬港通交易制度實(shí)施這一準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)， 檢驗(yàn)了資本市場(chǎng)開放對(duì)管理層業(yè)績(jī)預(yù)告質(zhì)量造成的影響， 能夠有效緩解兩者之間面臨的內(nèi)生性問題， 提高研究結(jié)論的穩(wěn)健性。第二， 不同于以往文獻(xiàn)主要考察滬港通交易制度實(shí)施的經(jīng)濟(jì)后果（連立帥等，2018；鐘凱等，2018）、 資本市場(chǎng)信息效率（鐘覃琳和陸正飛，2018）和企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平（李小林等，2022）等， 本文從管理層業(yè)績(jī)預(yù)告視角考察了滬港通交易制度實(shí)施的內(nèi)部信息治理效應(yīng)， 不僅豐富了外資持股和資本市場(chǎng)對(duì)外開放的研究?jī)?nèi)容， 也為上市公司管理層信息披露提供了增量信息。

二、 文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

（一）管理層業(yè)績(jī)預(yù)告文獻(xiàn)綜述

我國(guó)的業(yè)績(jī)預(yù)告制度始于1998年， 在2002年形成年度業(yè)績(jī)預(yù)告制度的雛形， 并在2006年將扭虧為盈加入了業(yè)績(jī)預(yù)告的范圍。自此， 業(yè)績(jī)預(yù)告的規(guī)定更加詳盡， 但實(shí)質(zhì)內(nèi)容沒有太大變動(dòng)。按照目前的業(yè)績(jī)預(yù)告制度， 必須進(jìn)行預(yù)告的年度業(yè)績(jī)有預(yù)增、 預(yù)減、 虧損和扭虧四種類型， 上市公司自愿發(fā)布的不屬于必須預(yù)告的年度業(yè)績(jī)有略增、 略減、 續(xù)盈和預(yù)告業(yè)績(jī)不確定四種類型。管理層業(yè)績(jī)預(yù)告是指管理層在上市公司定期報(bào)告之前對(duì)預(yù)期盈余信息進(jìn)行披露。借鑒Hirst等（2008）的研究， 管理層業(yè)績(jī)預(yù)告的研究主要包括業(yè)績(jī)預(yù)告的前期因素、 特征和后果三部分， 后果是由前期因素和特征決定的函數(shù)。與業(yè)績(jī)預(yù)告的前因、 后果相比， 管理層對(duì)業(yè)績(jī)預(yù)告的特征擁有更大的控制權(quán)和自主選擇權(quán)。管理層業(yè)績(jī)預(yù)告的特征主要包括業(yè)績(jī)預(yù)告時(shí)間、 頻率、 方式以及準(zhǔn)確性等。在諸多特征中， 準(zhǔn)確性作為衡量管理層業(yè)績(jī)預(yù)告可信度的關(guān)鍵指標(biāo)， 對(duì)投資者的判斷決策有顯著影響， 因而備受關(guān)注。

那么， 哪些因素會(huì)影響管理層業(yè)績(jī)預(yù)告的準(zhǔn)確性呢？現(xiàn)有研究主要從公司內(nèi)部治理和外部環(huán)境等方面探討了其對(duì)管理層業(yè)績(jī)預(yù)告準(zhǔn)確性的影響。Karamanou和Vafeas（2005）研究發(fā)現(xiàn)， 公司治理水平較高的企業(yè)提供的預(yù)測(cè)報(bào)告更加準(zhǔn)確且較少出現(xiàn)預(yù)測(cè)偏誤， 獨(dú)立董事在所有權(quán)平衡機(jī)制缺乏下也能顯著提高管理者業(yè)績(jī)預(yù)告質(zhì)量。Boone和White（2015）發(fā)現(xiàn)， 機(jī)構(gòu)投資者通過監(jiān)督管理層降低公司的信息不對(duì)稱程度， 進(jìn)而提高公司的信息披露質(zhì)量。類似地， Nagar等（2019）利用美國(guó)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)， 為了應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)公司價(jià)值的不利影響， 管理者會(huì)增加自愿性信息披露的頻率和數(shù)量以幫助投資者更好地了解公司經(jīng)營(yíng)活動(dòng)。劉文軍和李爽（2022）則發(fā)現(xiàn)， 公司建立差錯(cuò)責(zé)任追究制度后管理層盈余預(yù)測(cè)精度顯著下降。除此之外， 相關(guān)學(xué)者也開始考慮高管行為對(duì)業(yè)績(jī)預(yù)告準(zhǔn)確性的影響。張嬈等（2017）研究發(fā)現(xiàn)， 當(dāng)管理層存在自利動(dòng)機(jī)時(shí)更可能發(fā)布有偏差的業(yè)績(jī)預(yù)告， 但是監(jiān)管機(jī)構(gòu)、 分析師和媒體的監(jiān)督力度具有顯著的調(diào)節(jié)作用。

（二）滬港通交易制度與管理層業(yè)績(jī)預(yù)告

雖然已有文獻(xiàn)考慮了管理層的自然屬性對(duì)業(yè)績(jī)預(yù)告準(zhǔn)確性的影響， 但是這類研究可能存在互為因果的內(nèi)生性問題， 因此本文通過構(gòu)造外生的沖擊變量來識(shí)別管理層業(yè)績(jī)預(yù)告和相關(guān)環(huán)境變量之間的因果關(guān)系。2014年11月10日上交所發(fā)布《關(guān)于加強(qiáng)滬港通業(yè)務(wù)中上海證券交易所上市公司信息披露工作及相關(guān)事項(xiàng)的通知》， 對(duì)滬股通相關(guān)標(biāo)的上市公司管理層的信息披露提出了新的要求。本文以此為契機(jī)， 借助滬港通交易制度的實(shí)施這一準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)， 從以下兩個(gè)方面檢驗(yàn)滬港通交易制度實(shí)施對(duì)管理層業(yè)績(jī)預(yù)告的影響機(jī)制。

1. 滬港通交易制度實(shí)施可通過引進(jìn)境外機(jī)構(gòu)投資者進(jìn)行監(jiān)督來影響管理層的業(yè)績(jī)預(yù)告質(zhì)量。引進(jìn)境外投資者、 改善上市公司治理水平是資本市場(chǎng)對(duì)外開放的主要內(nèi)容之一（連立帥等，2018）。當(dāng)前， 關(guān)于滬港通交易制度實(shí)施與管理層微觀行為的研究主要關(guān)注境外投資者尤其是機(jī)構(gòu)投資者的作用。與國(guó)內(nèi)的機(jī)構(gòu)投資者相比， 境外機(jī)構(gòu)投資者存在信息優(yōu)勢(shì)（Li等，2004）， 不僅具有成熟的投資理念（Ng等，2015）， 而且與上市公司管理層的私人聯(lián)結(jié)更少， 獨(dú)立性更強(qiáng)（Ferreira和Matos，2008）。為了避免自身利益受到侵害， 境外投資者有意愿且有能力通過積極的治理干預(yù)（如委派董事等“用手投票”方式）直接影響并監(jiān)督管理層的治理行為（Aggarwal等，2011）， 提高管理層業(yè)績(jī)預(yù)測(cè)準(zhǔn)確性（Tsang等，2019）。除此之外， 在滬港通交易制度背景下， 出于資金獲取等動(dòng)機(jī)（Yoon，2017；鐘凱等，2018）， 管理層會(huì)主動(dòng)提高信息披露質(zhì)量， 降低公司與外部的信息不對(duì)稱水平， 從而吸引境外投資者持股； 境外投資者的交易行為反過來又能夠?qū)⑿畔⒎答佒凉蓛r(jià)， 增加股價(jià)信息含量， 管理層可以從中獲取有用信息， 以此提高信息披露質(zhì)量， 有利于管理層更準(zhǔn)確地預(yù)測(cè)信息。因此， 本文認(rèn)為， 境外機(jī)構(gòu)投資者的引入能有效降低公司信息披露違規(guī)概率（陸瑤等，2012）， 提高上市公司信息透明度， 促進(jìn)管理層自愿性披露行為。

當(dāng)然， 也有一些研究認(rèn)為境外投資者可能存在信息劣勢(shì)（Choe等，2005）。由于地理位置和文化差異等原因， 境外機(jī)構(gòu)投資者對(duì)于上市公司當(dāng)?shù)氐男畔⒅跎佟Ｔ诖朔N背景下， 管理層業(yè)績(jī)預(yù)告的準(zhǔn)確性、 及時(shí)性、 對(duì)壞消息的披露程度等對(duì)境外投資者來說可能發(fā)揮更為重要的信號(hào)作用。當(dāng)管理層業(yè)績(jī)預(yù)告質(zhì)量較低時(shí)， 股東可以通過出售股票等“用腳投票”的方式倒逼管理層改善上市公司信息披露環(huán)境?？紤]到自身職業(yè)生涯， 管理層也會(huì)主動(dòng)提高企業(yè)的信息披露質(zhì)量（Pukthuanthong等，2017；李春濤等，2018）。因此， 上市公司有動(dòng)機(jī)改善自身的治理特征來吸引外資股東的進(jìn)入， 提高管理層業(yè)績(jī)預(yù)告質(zhì)量。

2. 滬港通交易制度的實(shí)施可以通過提高管理者能力來改善管理層的業(yè)績(jī)預(yù)告質(zhì)量。除管理層自利動(dòng)機(jī)等主觀因素外， 管理者自身的能力也會(huì)影響業(yè)績(jī)預(yù)告質(zhì)量。管理者能力越強(qiáng)， 收集、 處理與預(yù)測(cè)相關(guān)信息的能力就越強(qiáng)， 盈利預(yù)測(cè)的準(zhǔn)確性也就越高（Baik等，2011）。在信息搜集、 處理與分析等方面發(fā)達(dá)資本市場(chǎng)可能更具備資金、 經(jīng)驗(yàn)、 技術(shù)與人力資源等優(yōu)勢(shì)， 所以在滬港通交易制度實(shí)施后， 會(huì)直接或間接地傳遞自身的價(jià)值投資理念， 對(duì)新興資本市場(chǎng)產(chǎn)生溢出效應(yīng)（Gul 等，2010）， 上市公司管理者可以接觸并從中學(xué)習(xí)更先進(jìn)的管理知識(shí)， 提高自身整體能力。

滬港通交易制度實(shí)施后， 頻繁的外資進(jìn)出會(huì)刺激資本市場(chǎng)上的國(guó)際投機(jī)活動(dòng)， 不僅境內(nèi)資金外流可能給境內(nèi)上市公司構(gòu)成壓力， 而且增加了上市公司被并購的風(fēng)險(xiǎn)， 被并購壓力的增加促使管理層提升把控全局的能力（高開娟，2018；許慧和胡慕云，2020）。管理層個(gè)人能力越強(qiáng)， 盈利預(yù)測(cè)準(zhǔn)確性越高。除此之外， 管理層出于維護(hù)自身聲譽(yù)的考慮， 也會(huì)約束自身行為， 減少失真信息的披露（李志生等，2017）， 通過披露更準(zhǔn)確的盈利預(yù)測(cè)信息來向投資者證明自身能力。綜上所述， 滬港通交易制度的實(shí)施作為一種有效監(jiān)督公司行為的外部治理機(jī)制， 對(duì)上市公司的信息披露提出了更高的要求， 促使公司管理層提高業(yè)績(jī)預(yù)告質(zhì)量。為此， 提出假設(shè)1：

H1： 相對(duì)于非標(biāo)的上市公司， 滬港通交易制度實(shí)施能夠顯著提高滬股通標(biāo)的上市公司的管理層業(yè)績(jī)預(yù)告質(zhì)量。

三、 研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源與樣本選擇

本文選取2012 ～ 2016年度我國(guó)滬深A(yù)股上市公司作為初始研究樣本， 并根據(jù)以下原則對(duì)初始研究樣本進(jìn)行篩選： 刪除金融行業(yè)樣本； 刪除樣本期間內(nèi)ST公司和相關(guān)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)缺失的樣本公司； 刪除2014年11月17日以后新入選和被調(diào)出的標(biāo)的股票。根據(jù)滬港通標(biāo)的股票選擇的要求， 滬股通標(biāo)的股票包含上證180指數(shù)成份股、 上證380指數(shù)成份股、 “A+H”股中符合要求的568家上交所A股上市公司。非滬股通標(biāo)的股票包括未納入上交所滬股通標(biāo)的與全部深交所上市公司。滬港通標(biāo)的股票名單來自香港聯(lián)合交易所官網(wǎng)， 管理層預(yù)測(cè)相關(guān)數(shù)據(jù)來自WIND數(shù)據(jù)庫， 其他財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)均來自于CSMAR數(shù)據(jù)庫。本文涉及的連續(xù)變量在1%和99%的水平上進(jìn)行Winsorize處理。同時(shí)為了控制潛在的自相關(guān)問題， 對(duì)所有回歸中標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行公司維度的Cluster處理。

（二）變量度量

1. 被解釋變量： 管理層業(yè)績(jī)預(yù)告質(zhì)量（M_Forecast）。借鑒李志生等（2017）和張嬈等（2017）的做法， 管理層業(yè)績(jī)預(yù)告質(zhì)量的計(jì)算公式如下：

M_Forecast=（Fcap+Ffloor）/2-ANetprofit/ANetprofit? ?（1）

式（1）中： Fcap和Ffloor分別表示上市公司預(yù)告凈利潤(rùn)的上限值和下限值； ANetprofit表示上市公司的實(shí)際凈利潤(rùn)； M_Forecast表示管理層的業(yè)績(jī)預(yù)告質(zhì)量， 當(dāng)其小于10%時(shí)， 取值為1， 否則取值為0。

2. 控制變量。參考張嬈等（2017）的研究， 本文控制了上市公司規(guī)模（Size）、 資產(chǎn)報(bào)酬率（Roa）、 資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、 第一大股東持股比例（Largeshare）、 獨(dú)立董事比例（Inderatio）、 兩權(quán)分離度（Separation）、 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（Soe）、 虧損（Loss）、 董事會(huì)規(guī)模（Board）、 兩職合一（Dual）、 市賬比（MB）和現(xiàn)金持有水平（Cash）等。另外， 本文還控制了行業(yè)（IND）和年份（YEAR）變量。

本文主要變量定義如表1所示。

（三）模型設(shè)定

借鑒已有研究， 本文選擇滬股通標(biāo)的上市公司為實(shí)驗(yàn)組樣本， 以非滬股通標(biāo)的上市公司為控制組樣本， 采用雙重差分模型（DID）以更好地控制實(shí)驗(yàn)組公司和控制組公司之間的系統(tǒng)性差異?；灸Ｐ腿缦拢?/p>

M_Forecast=β0+β1Post×Treat+β2Post+β3Treat+β4Size+β5Roa+β6Lev+β7Largeshare+β8Inderatio+β9Separation+β10Soe+β11Loss+β12Board+β13Dual+β14MB+β15Cash+IND+YEAR? （2）

式（2）中， 被解釋變量為管理層業(yè)績(jī)預(yù)告質(zhì)量。Treat為是否是滬股通標(biāo)的公司的0-1變量。Post為滬港通開啟時(shí)點(diǎn)的0-1變量。交互項(xiàng)Post×Treat的系數(shù)β1為雙重差分統(tǒng)計(jì)量， 衡量了滬股通標(biāo)的公司相對(duì)于非標(biāo)的公司對(duì)管理層業(yè)績(jī)預(yù)告質(zhì)量的凈影響。若β1顯著為正， 則說明滬港通交易制度的實(shí)施提高了滬股通標(biāo)的上市公司的管理層業(yè)績(jī)預(yù)告質(zhì)量， 反之亦然。

四、 實(shí)證結(jié)果分析與討論

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表2列示了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。其中： M_Forecast的均值為0.3525， 表明管理層業(yè)績(jī)預(yù)告質(zhì)量的樣本約占全部樣本的35.25%； 標(biāo)準(zhǔn)差為0.4778， 最小值為0， 最大值為1， 表明上市公司的管理層業(yè)績(jī)預(yù)告質(zhì)量差異較大。控制變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果與以往研究結(jié)果比較接近。

（二）基本回歸結(jié)果與分析

表3列示了滬港通交易制度影響管理層業(yè)績(jī)預(yù)告質(zhì)量的雙重差分檢驗(yàn)結(jié)果。從列（1）可以看出， 在沒有控制其他控制變量時(shí)， 交乘項(xiàng)Post×Treat的系數(shù)β1在1%的水平上顯著為正； 列（2）則控制了其他控制變量， 交乘項(xiàng)Post×Treat的系數(shù)β1仍然在1%的水平上顯著為正。上述結(jié)果意味著滬港通交易制度的實(shí)施有助于滬股通標(biāo)的上市公司管理層業(yè)績(jī)預(yù)告質(zhì)量的提升， 從而支持了本文的H1。

（三）平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

采用雙重差分模型（DID）的前提是檢驗(yàn)平行趨勢(shì)假設(shè)。若該假設(shè)成立， 則滬港通交易制度對(duì)管理層業(yè)績(jī)預(yù)告的影響是在滬港通交易制度實(shí)施之后， 而在該制度實(shí)施前， 滬股通標(biāo)的上市公司與非滬股通標(biāo)的上市公司的管理層業(yè)績(jī)預(yù)告質(zhì)量變動(dòng)趨勢(shì)不存在顯著差異。借鑒陳運(yùn)森和黃健嶠（2019）的研究設(shè)計(jì)， 本文選擇滬港通交易制度實(shí)施的2014年為基準(zhǔn)年份， 設(shè)置2012year_dummy、 2013year_dummy、 2015year_dummy和2016year_dummy四個(gè)年份虛擬變量， 當(dāng)這一年份為2012年時(shí)， 2012year_dummy取值為1， 否則為0， 其他三個(gè)虛擬變量以此類推。將Treat分別與上述四個(gè)年份虛擬變量相乘， 并將所得四個(gè)交乘項(xiàng)一并放入式（2）中。具體回歸結(jié)果如表3列（3）所示， 交互項(xiàng)2012year_

dummy×Treat、 2013year_dummy×Treat的系數(shù)均不顯著， 而2015year_dummy×Treat和2016year_dummy×Treat的系數(shù)分別在10%和1%的水平上顯著為正。這表明在滬港通交易制度實(shí)施之前， 滬股通標(biāo)的上市公司和非滬股通標(biāo)的上市公司的管理層業(yè)績(jī)預(yù)告質(zhì)量并不存在顯著差異， 支持了雙重差分模型的適用性。同時(shí)， 在滬港通交易制度實(shí)施之后， 相對(duì)于非滬股通標(biāo)的上市公司， 滬股通標(biāo)的上市公司的管理層業(yè)績(jī)預(yù)告質(zhì)量得到顯著提高。

（四）內(nèi)生性問題

由于滬股通標(biāo)的上市公司的選定并非隨機(jī)， 滬港通交易制度實(shí)施之前實(shí)驗(yàn)組和控制組之間的公司特征可能已經(jīng)存在差異， 這些差異導(dǎo)致事件前實(shí)驗(yàn)組和控制組的管理層業(yè)績(jī)預(yù)告質(zhì)量不一樣， 從而降低了雙重差分估計(jì)的有效性。為了降低非隨機(jī)選擇可能導(dǎo)致的內(nèi)生性問題， 本文采用傾向得分匹配（PSM）方法為滬股通標(biāo)的上市公司尋找配對(duì)樣本， 并對(duì)配對(duì)后的樣本再次進(jìn)行雙重差分估計(jì)。具體回歸結(jié)果如表4列（1）所示， 可以看出， 在控制了內(nèi)生性問題后， 交乘項(xiàng)Post×Treat的系數(shù)在10%的水平上顯著為正， 再次證明了本文結(jié)論的可靠性。

（五）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1. 安慰劑檢驗(yàn)（Placebo Test）。本文引入反事實(shí)框架， 將滬港通交易制度實(shí)施年份向前推移3年， 即假定滬港通交易制度于2011年實(shí)施， 以此來排除處理組和控制組樣本公司之間固有特征差異對(duì)研究結(jié)論的干擾?；貧w結(jié)果如表4列（2）所示， Post×Treat的系數(shù)在假定制度實(shí)施時(shí)點(diǎn)情形下不再顯著， 說明滬港通交易制度實(shí)施后， 滬股通標(biāo)的上市公司管理層業(yè)績(jī)預(yù)告質(zhì)量的提高并非由處理組和控制組樣本公司的固有特征差異所導(dǎo)致， 從而支持了本文的研究結(jié)論。

2. 其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

（1）采用新方法重新度量管理層業(yè)績(jī)預(yù)告質(zhì)量。 第一， 自愿披露非強(qiáng)制信息的積極性（Voluntary）： 對(duì)于未達(dá)到強(qiáng)制披露標(biāo)準(zhǔn)的上市公司， 若公司自愿披露業(yè)績(jī)預(yù)告， Voluntary取1， 否則取0。第二， 對(duì)壞消息的公開程度（BadNews）： 在公司管理層可以自愿選擇是否披露業(yè)績(jī)預(yù)告時(shí)， 若披露壞消息， BadNews取1， 否則取0?；貧w結(jié)果如表5列（1）和列（2）所示， Post×Treat的系數(shù)分別在5%和10%的水平上顯著， 驗(yàn)證了本文的基本回歸結(jié)果。

（2）由于滬港通交易制度于2014年11月正式實(shí)施， 2014年上市公司管理層業(yè)績(jī)預(yù)告可能受滬港通交易制度實(shí)施的影響， 本文刪除2014年的樣本， 對(duì)模型重新進(jìn)行檢驗(yàn)?；貧w結(jié)果如表5列（3）所示， 在刪除2014年的樣本后， Post×Treat的系數(shù)在1%的水平上顯著為正， 再次證明了本文研究結(jié)論的可靠性。

（3）重新對(duì)時(shí)間變量（Post）進(jìn)行界定。選擇2012 ～ 2016年滬深兩市的A股公司為研究樣本， 2012、 2013年時(shí)Post取0， 2014、 2015、 2016年時(shí)Post取1?；貧w結(jié)果如表5列（4）所示， Post×Treat的系數(shù)在1%的水平上仍然顯著， 再次驗(yàn)證了本文的H1。

（4）考慮業(yè)績(jī)預(yù)告及時(shí)性（Horizon）對(duì)管理層業(yè)績(jī)預(yù)告質(zhì)量的影響， 在基本回歸模型中添加控制變量Horizon。本文用預(yù)告期的時(shí)間長(zhǎng)度來衡量管理層業(yè)績(jī)預(yù)告的及時(shí)性。一般來說， 上市公司管理層業(yè)績(jī)預(yù)告信息越及時(shí)， 業(yè)績(jī)預(yù)告準(zhǔn)確性就越高。如表5列（5）所示， 業(yè)績(jī)預(yù)告期越長(zhǎng)， 管理層業(yè)績(jī)預(yù)告質(zhì)量越低。在控制了管理層業(yè)績(jī)預(yù)告及時(shí)性（Horizon）后， Post×Treat的系數(shù)仍然顯著， 再次證明了本文的研究結(jié)論。

（5）為了減輕遺漏變量所帶來的影響， 本文進(jìn)一步采取固定效應(yīng)模型進(jìn)行檢驗(yàn)。經(jīng)過豪斯曼檢驗(yàn)后， 采用非平衡面板數(shù)據(jù)構(gòu)建雙重差分固定效應(yīng)（DID+FE）模型對(duì)式（2）重新進(jìn)行檢驗(yàn)?；貧w結(jié)果如表5列（6）所示， 交互項(xiàng)Post×Treat的系數(shù)仍然顯著為正， 表明滬港通交易制度的實(shí)施的確提高了滬股通標(biāo)的上市公司的管理層業(yè)績(jī)預(yù)告質(zhì)量， 再次支持了本文的研究結(jié)論。

五、 機(jī)制分析

（一）機(jī)構(gòu)投資者持股比例

滬港通交易制度實(shí)施后， 更多的境外機(jī)構(gòu)投資者會(huì)參與到A股市場(chǎng)交易中。一方面， 境外投資者擁有成熟的理念、 理性的投資行為， 更加注重價(jià)值投資， 因而有助于降低股價(jià)波動(dòng)幅度和管理層業(yè)績(jī)預(yù)告難度， 提高管理層業(yè)績(jī)預(yù)告準(zhǔn)確度； 另一方面， 境外機(jī)構(gòu)投資者持股比例的提高有助于加強(qiáng)對(duì)管理層的監(jiān)督， 防止內(nèi)部人侵占行為發(fā)生， 約束管理層盈余管理動(dòng)機(jī)， 提高私有信息的披露質(zhì)量， 并且降低獲取公司層面信息的難度和成本（Karamanou和Vafeas，2005）。因此， 本文探究滬港通交易制度是否會(huì)通過機(jī)構(gòu)投資者持股比例影響管理層業(yè)績(jī)預(yù)告質(zhì)量。

參考溫忠麟等（2004）經(jīng)典的中介檢驗(yàn)三步法進(jìn)行機(jī)制分析， 其中， 機(jī)構(gòu)投資者持股比例（Institution）為中介變量， 管理層業(yè)績(jī)預(yù)告質(zhì)量（M_Forecast）為被解釋變量。具體回歸結(jié)果如表6所示： 由列（1）可以看出滬港通交易制度實(shí)施提高了管理層業(yè)績(jī)預(yù)告質(zhì)量； 由列（2）可以看出滬港通交易制度實(shí)施提高了機(jī)構(gòu)投資者持股比例； 列（3）表明滬港通交易制度實(shí)施與機(jī)構(gòu)投資者持股都顯著提高了管理層業(yè)績(jī)預(yù)告質(zhì)量， 并且列（3）Post×Treat的系數(shù)顯著小于列（1）中Post×Treat的系數(shù)。進(jìn)一步報(bào)告了Sobel檢驗(yàn)的結(jié)果， Sobel Z值顯著為正， 證明存在部分中介效應(yīng)， 即滬港通交易制度的實(shí)施能夠通過吸引更多的機(jī)構(gòu)投資者從而提高滬股通標(biāo)的上市公司的管理層業(yè)績(jī)預(yù)告質(zhì)量。

（二）管理者能力

根據(jù)前文理論分析， 管理層業(yè)績(jī)預(yù)告質(zhì)量會(huì)受到管理者能力的影響。滬港通交易制度實(shí)施后， 資本市場(chǎng)對(duì)外開放與上市公司面臨收購的壓力有利于管理者能力的提高。管理者能力越強(qiáng)， 管理層業(yè)績(jī)預(yù)告準(zhǔn)確度越高。因此， 本文探究滬港通交易制度實(shí)施是否會(huì)通過管理者能力影響滬股通標(biāo)的上市公司的管理層業(yè)績(jī)預(yù)告質(zhì)量。

同樣參考溫忠麟等（2004）經(jīng)典的中介檢驗(yàn)三步法， 其中， 管理者能力（MA）為中介變量， 管理層業(yè)績(jī)預(yù)告質(zhì)量（M_Forecast）為被解釋變量。具體回歸結(jié)果如表7所示， 由列（1）可以看出， 滬港通交易制度實(shí)施提高了管理層業(yè)績(jī)預(yù)告質(zhì)量（系數(shù)為1.0618，在1%的水平上顯著）； 由列（2）可以看出滬港通交易制度實(shí)施還提高了管理者能力（系數(shù)為0.0198，在10%的水平上顯著）； 列（3）表明滬港通交易制度實(shí)施與管理者能力同時(shí)顯著提高了管理層業(yè)績(jī)預(yù)告質(zhì)量， 并且列（3）Post×Treat的系數(shù)顯著小于列（1）中Post×Treat的系數(shù)。進(jìn)一步報(bào)告了Sobel檢驗(yàn)的結(jié)果， Sobel Z值為正， 證明存在部分中介效應(yīng)， 即滬港通交易制度實(shí)施能夠通過提高管理者能力改善滬股通標(biāo)的上市公司的管理層業(yè)績(jī)預(yù)告質(zhì)量。

六、 進(jìn)一步分析

（一）產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的影響

滬港通交易制度的實(shí)施總體上會(huì)影響管理層業(yè)績(jī)預(yù)告質(zhì)量， 但這種影響的程度有可能因企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的不同而存在顯著差異。因此， 本文根據(jù)最終控制人性質(zhì)將研究樣本分為國(guó)有（SOE=1）和非國(guó)有（SOE=0）兩組， 分別檢驗(yàn)滬港通交易制度實(shí)施對(duì)滬股通標(biāo)的上市公司管理層業(yè)績(jī)預(yù)告質(zhì)量的影響， 回歸結(jié)果如表8列（1）和列（2）所示： 在國(guó)有上市公司中， Post×Treat的系數(shù)在5%的水平上顯著為正； 在非國(guó)有上市公司中， Post×Treat的系數(shù)雖然仍為正， 但不如國(guó)有上市公司顯著。此結(jié)果表明， 滬港通交易制度實(shí)施能夠在國(guó)有上市公司中發(fā)揮監(jiān)督作用， 以此提高管理層業(yè)績(jī)預(yù)告質(zhì)量。

（二）管理層權(quán)力的影響

根據(jù)前文論述， 管理層業(yè)績(jī)預(yù)告質(zhì)量的提高在一定程度上依賴于管理者能力的提高， 那么管理層自身權(quán)力強(qiáng)度是否也會(huì)影響管理層業(yè)績(jī)預(yù)告質(zhì)量呢？本文借鑒周美華等（2016）的做法， 通過對(duì)CEO與董事長(zhǎng)是否兩職合一、 董事會(huì)規(guī)模、 內(nèi)部董事比例、 股權(quán)分散度和管理層持股五個(gè)指標(biāo)進(jìn)行主成分回歸， 構(gòu)建管理層權(quán)力強(qiáng)度綜合指標(biāo)（Power）， 該指標(biāo)值越大， 表明管理層權(quán)力強(qiáng)度越大。研究結(jié)果如表8列（3）和列（4）所示： 在管理層權(quán)力較大組， 滬港通交易制度的實(shí)施能夠顯著提高管理層業(yè)績(jī)預(yù)告質(zhì)量； 而在管理層權(quán)力較小組， 滬港通交易制度的實(shí)施并沒有提高管理層業(yè)績(jī)預(yù)告質(zhì)量。

（三）環(huán)境不確定性的影響

除上市公司和管理層自身會(huì)影響管理層業(yè)績(jī)預(yù)告質(zhì)量外， 當(dāng)上市公司面臨的環(huán)境不確定性較大時(shí)， 公司盈余波動(dòng)性較大， 其是否也會(huì)影響管理層的業(yè)績(jī)預(yù)告質(zhì)量？借鑒李丹和賈寧（2009）的做法， 本文采用上市公司當(dāng)年凈利潤(rùn)與上一年凈利潤(rùn)之間差額與上一年凈利潤(rùn)比率的絕對(duì)值來衡量公司面臨的不確定性程度（EU）， 并以其年度中位數(shù)為標(biāo)準(zhǔn)將樣本劃分為環(huán)境不確定性較大組（大于中位數(shù)）與環(huán)境不確定性較小組（小于中位數(shù)）。回歸結(jié)果如表9列（1）和列（2）所示： 在環(huán)境不確定性較大組， Post×Treat的系數(shù)在1%的水平上顯著為正； 在環(huán)境不確定性較小組， Post×Treat的系數(shù)雖然仍為正， 但是不顯著。此結(jié)果表明， 滬港通交易制度實(shí)施能夠顯著提高環(huán)境不確定性較大組的管理層業(yè)績(jī)預(yù)告質(zhì)量， 進(jìn)一步證明了滬港通交易制度的實(shí)施可以部分替代環(huán)境因素對(duì)管理層業(yè)績(jī)預(yù)告的影響。

（四）市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度的影響

在產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)日益激烈的今天， 公司面臨的產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)和所處競(jìng)爭(zhēng)地位會(huì)影響公司行為。那么當(dāng)上市公司所面臨的產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度不一樣時(shí)， 滬港通交易制度實(shí)施對(duì)管理層業(yè)績(jī)預(yù)告質(zhì)量是否有顯著差異？本文利用赫芬達(dá)爾—赫希曼指數(shù)（HHI）來衡量產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度， 并利用其中位數(shù)將樣本組分為市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度高組（HHI 低于中位數(shù)）和市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度低組（HHI 高于其中位數(shù)）進(jìn)行分組回歸。研究結(jié)果如表9列（3）和列（4）所示： 在市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度高組， Post×Treat的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為正； 在市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度低組， Post×Treat的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正。可能的原因是： 雖然滬港通交易制度的實(shí)施有利于監(jiān)督市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度較低的上市公司， 但是市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度較高的公司本身也可以約束管理層的自利行為。

七、 研究結(jié)論和政策建議

本文以我國(guó)上市公司2012 ～ 2016年數(shù)據(jù)為研究樣本， 利用滬港通交易制度的實(shí)施作為資本市場(chǎng)開放的標(biāo)志事件并構(gòu)造準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)， 實(shí)證檢驗(yàn)了滬港通交易制度對(duì)管理層業(yè)績(jī)預(yù)告質(zhì)量的影響。研究發(fā)現(xiàn)， 滬港通交易制度的實(shí)施主要通過引進(jìn)更多的機(jī)構(gòu)投資者和提高管理者能力顯著提高滬股通標(biāo)的上市公司的管理層業(yè)績(jī)預(yù)告質(zhì)量。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)， 在國(guó)有企業(yè)、 管理層權(quán)力強(qiáng)度較大以及環(huán)境不確定程度較高的上市公司中， 滬港通交易制度的實(shí)施能顯著提高管理層業(yè)績(jī)預(yù)告質(zhì)量， 但是對(duì)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度不同的上市公司影響并不存在顯著差異。

本文的研究結(jié)論證明了滬港通交易制度實(shí)施能夠有效發(fā)揮監(jiān)督和“溢出”效應(yīng)， 有利于約束管理層的自利行為， 從而提高管理層業(yè)績(jī)預(yù)告質(zhì)量， 改善公司的信息環(huán)境， 發(fā)揮內(nèi)部信息治理效應(yīng)。本文的研究結(jié)論對(duì)進(jìn)一步提高資本市場(chǎng)開放水平具有較強(qiáng)的政策啟示。除此之外， 上市公司應(yīng)不斷規(guī)范和完善信息披露制度， 監(jiān)管層也應(yīng)加強(qiáng)對(duì)上市公司信息披露的監(jiān)管， 制定詳細(xì)的信息披露指引， 進(jìn)一步提高上市公司管理層業(yè)績(jī)預(yù)告的準(zhǔn)確性， 從而改善資本市場(chǎng)的信息環(huán)境， 幫助投資者做出更有效的決策。

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（責(zé)任編輯·校對(duì)： 李小艷? 黃艷晶）

【基金項(xiàng)目】湖北省教育廳哲學(xué)社會(huì)科學(xué)研究重點(diǎn)項(xiàng)目（項(xiàng)目編號(hào)：21D083）；湖北省教育廳科學(xué)研究計(jì)劃項(xiàng)目（項(xiàng)目編號(hào)：B2021170）