上市公司聲譽、信息與股價關系研究

一、企業集團對公司信息環境的影響資本市場的基本功能是通過價格機制實現資源的最佳配置?；谪攧蘸拖嚓P學科的信息含量一直是資產市場資源配置的基礎。近期有文獻表明,在發展中國家隸屬于企業集團的股票價格信息含量普遍偏低(Morcketal.,2000;KhannaandThomas,2009)。在新興市場,上市公司往往隸屬于企業集團,這種現象已經引起眾多學者的關注。盡管企業集團在降低交易成本方面的優勢在一些理論文獻中頗有論述(KhannaandYafeh,2007),但近期的經驗證據主要聚焦于內部人利用企業集團侵占外部人的利益上(Johnsonetal.,2000;Faccioetal.,2001;Bertrandetal.,2002;Jiangetal.,2010),并有許多文獻從這個角度對公司較低的股票價格信息含量進行了解釋。其分析邏輯是,控股股東會有意識地提供虛假信息或隱匿一些公司重要信息以掩蓋其侵占上市公司利益的行為。上市公司不透明的信息環境不僅導致股票價格不能及時反映公司價值,還會由于累積信息(特別是壞消息)的突然釋放而引起股價的劇烈波動(JinandMyers,2006;Leuzetal.,2003;FanandWong,2002;Huttonetal.,2009),從而降低了股票價格的信息含量。然而,Morcketal.(2005)以及KhannaandYafeh(2007)在對企業集團的相關文獻進行梳理后指出,雖然控股股東的掏空行為可能是企業集團產生的一個經濟后果,但很難理解,在一個均衡的市場上,為何基于掏空建立的企業集團可以具有持久的生命力,因此,他們呼吁未來的研究需要提供更具效率視角的解釋。新制度經濟學的相關理論認為,在新興市場,由于各類市場機制不盡完善,企業通過市場進行交易的成本通常非常高昂,通過組建企業集團將交易從市場轉移到企業內部不僅可以實現交易雙方的信息共享,并且由于產權歸屬的一體化而實現交易各方的激勵共容(Williamson,1985)。于是,本文將從效率視角,分析上市公司與企業集團之間的關系型交易如何影響上市公司股票價格的信息含量。我們認為,關系型交易對公司信息環境的影響主要體現在以下兩個方面。一方面,關系型交易降低了交易雙方對公開信息的需求。Kleinetal.(1978)以及Williamson(1979)指出,關系型交易中由于交易的資產具有資產專用性特征,一般很難依賴法庭等正式機制來解決可能出現的利益沖突,聲譽作為一種抵押品是維護這類交易得以持續進行的主要機制之一。聲譽的建立是一個交易雙方進行交易從而不斷熟悉的過程。依靠關系進行交易的各方已經通過長期合作建立了相互信任的關系,并有私下的途徑進行信息的交流,因此一般不需要依賴高質量的公開信息對交易過程進行監督。另一方面,關系型交易的建立意味著交易雙方的相互依賴性不斷增強,投資資產通常具有較高程度的專用性。為了打消對方擔心因專用性投資而被套牢的顧慮,交易一方或雙方通常需要提供抵押品以保護合約的執行,并據此獲取基于抵押品的超額報酬(KleinandLeffler,1981;Williamson,1983)。這說明,關系型交易雙方的交易條款通常不同于公開市場交易,外部投資者很難通過類比市場交易行為來推測關系型交易的相關信息。以上兩方面的分析表明,當隸屬于企業集團的上市公司的眾多交易都屬于關系型交易的情況下,上市公司對公開信息的披露動機將會減弱,并且由于企業集團大多為非上市公司,不需要公開披露相關信息,對于外部投資者而言,上市公司與集團之間的關系型交易又很難找到其他同類企業的市場交易行為進行推測,因此,我們預期,企業集團與上市公司之間的關系型交易越多,即上市公司的市場化交易越少時,上市公司的信息越不透明,其股票價格的信息含量也就越低。與其他發展中國家類似,我國上市公司通常隸屬于企業集團,上市公司控股股東不僅可以絕對或相對控制上市公司,還同時控制了大量非上市公司。由于最終控制人通常在上市公司中具有絕對或相對的控股地位,可以對上市公司與其控制的其他實體之間的交易行為施加重大影響,從而降低了上市公司交易行為的市場化程度。然而,最終控制人對上市公司交易行為市場化程度的影響客觀上卻受到其擁有或控制的非上市公司的資產規模的限制。例如,當最終控制人的所有資產都進入上市公司時,則上市公司的交易行為就更具市場化,因為這時上市公司的交易對象已經不受最終控制人的直接控制1;相反,若最終控制人除控制上市公司外,還同時控制了眾多非上市資產,則上市公司就有足夠多的實際和潛在交易對象來與之進行非市場化的交易。自2004年起,證監會要求發起人必須在招股說明書中披露包括上市公司在內的所有投資情況,這為我們分析上市公司與集團之間的關聯關系提供了可能2。以最終控制人在上市公司中的資產份額占其所有資產(包括上市部分和非上市部分)的比例衡量上市公司交易行為的市場化程度,以三個指標來衡量股票價格的信息含量,即股價同步性(Synchronicity)、大跌風險(Crashrisk)和大漲風險(Jumprisk),本文對2004-2007年度公開發行并上市的151家最終控制人為自然人的上市公司上市后兩至三年的股票價格信息含量進行了分析?；貧w分析的結果表明,最終控制人在上市公司中的資產占其資產總額的比重越低,上市公司的股票價格信息含量越低,股價發生大漲可能性也越高。另外,本文進一步用上市公司與母公司之間的關聯交易來衡量上市公司交易的市場化程度,除發現上述結論外,也發現了上市公司交易的市場化程度與其大跌風險之間存在負相關關系的經驗證據。最后,本文還分別使用最終控制人的控制權與現金流權的分離程度以及母公司對上市公司的資金占用來衡量控股股東的掏空行為,結果發現在控制掏空行為這個因素之后,上述結論仍然成立。本文試圖為新興市場中股票價格信息含量為何較低提供一個新的解釋。如前所述,已有的文獻主要從掏空的角度來分析新興市場中企業集團的存在對公司信息透明度的影響,而本文則從效率觀的角度指出,關系型交易的存在也是股價信息含量較低的一個重要原因。據我們所知,KhannaandThomas(2009)的研究是唯一從關系的角度分析股票價格信息含量的文獻。他們通過對智利上市公司的考察,發現利用交叉持股、共同控制以及連鎖董事建立起相互聯系的上市公司的股票價格更可能出現同漲同跌的現象,即存在更高的股價同步性(Synchronicity),這意味著這些公司的股價中包含了更多與其關聯公司的相關信息,從而降低了對其自身特有信息的反映。與上文不同,本文主要考察上市公司最終控制人通過股權關系建立的企業集團如何影響集團內成員的信息披露行為,從而影響到股票價格的信息含量。簡言之,KhannaandThomas(2009)主要關注的是公司基本面之間的相關性如何影響股價的信息含量,本文則指出,是關系型交易的信息交流機制影響了股價對其自身特有信息的反映。本文其他部分安排如下:第二部分進行制度背景和理論分析,并提出可檢驗的假說;第三部分是研究設計;第四部分是實證檢驗結果及分析;第五部分是穩健性測試;最后是總結。二、控股股東與上市公司之間的非市場化交易企業間的交易可以獲取專業化分工帶來的收益,然而這樣的交易卻離不開一個法治良好的市場(Coase,1988)。在一個法治欠完善的市場中進行非人格型的交易(impersonaltransaction),如何保證合約的執行免受對方機會主義行為的侵害,是問題的焦點所在。盡管交易雙方會采取各種機制來約束對方可能的機會主義行為,但是這些治理機制都不是無成本的。當這些治理交易的成本大于分工交換帶來的收益之時,一部分原先在市場上進行的交易將移至企業內部,這樣的垂直整合便會導致企業邊界的擴大(Coase,1937;Kleinetal.,1978;Williamson,1979)。Fanetal.(2009)的經驗證據表明,中國的制度不完善一定程度上促使企業采用垂直整合的方式克服市場交易的成本,而企業邊界擴大的一個體現就是企業集團的出現。我國絕大多數的上市公司在上市前都隸屬于政府或民營企業家控制的企業集團,這部分資產在被剝離上市后,原來集團的最終控制人仍直接或通過復雜的組織結構(包括金字塔或相互持股)間接控制上市公司。最終控制人的絕對或相對控制對上市公司交易市場化程度的影響至少體現在兩個方面。一方面,由于上市公司上市前通常隸屬企業集團的一個生產鏈條,上市后仍會繼續保持與企業集團之間包括商品、勞務、品牌等在內的購銷交易。這類關系型交易行為雖然有可能摻雜著控股股東侵占上市公司利益的掏空動機,但也可能是出于規避高昂的市場交易成本的需求。FismanandWang(2010)對我國上市公司關聯交易與公司價值的實證分析提供了這兩種情形可能同時存在的經驗證據。另一方面,由于我國特殊的融資體制,上市公司通常具有得天獨厚的融資優勢,是企業集團重要的融資窗口。從權益融資的角度來看,為了滿足證監會的融資管制要求,企業集團通常會基于融資目的與上市公司從事非市場化的合資、重組及其他方式的交易行為。例如,當上市公司連續虧損從而面臨退市風險或者會計收益無法達到證監會規定的配股資格線時,企業集團就有強烈動機對上市公司進行利益輸送(propping),以保證上市公司的融資資格(李增泉等,2005;JianandWong,2010)。當然,一旦上市公司融到足夠資金,企業集團也可能通過一種非公允的方式挪用上市公司資金(李增泉等,2004;Jiangetal.,2010)。同理,在債務資本市場上,企業集團與上市公司之間的互?？赡苄?也通常是銀行評價上市公司償債能力的一個重要指標。值得注意的是,集團與上市公司之間這種非市場化交易既可能采取顯性的方式,也可能采取隱性方式。前者屬于上市公司關聯交易的披露范疇,后者則很難通過公開信息披露直接獲知。例如,劉啟亮等(2008)對科龍電器的案例分析發現,控股股東與上市公司在同一地區形式上的獨立投資行為雖然不屬于上市公司需要公開披露的關聯交易范疇,但由于控股股東的投資獲得了當地政府非正常的優惠政策,我們可以推測上市公司實質上從事了一種非市場化的投資行為3。以上分析表明,一旦上市公司的控股股東同時控制大量不屬于上市公司的資產實體時,這些實體就存在一種與上市公司進行非市場化的關系型交易的可能。非市場化交易意味著交易雙方的資產具有高度的專用性,并依賴聲譽和私下信息溝通機制規范雙方行為(Kleinetal.,1978;Williamson,1979),從而不需要、甚至在一定程度上會抑制對公開信息的披露。近期一系列研究提供了與此相關的經驗證據。例如,Cohenetal.(2008,2010)的研究發現,當基金經理或分析師與交易對象(即上市公司)的高管存在“同學”關系時,可以幫助他們獲取顯著的超額報酬,這說明社會關系網絡提供了一種私有信息的溝通機制。Balletal.(2001)的跨國研究表明,成文法國家相對于普通法國家,其交易更少地采用非人格型的交易,利益相關者之間有其私下溝通的渠道,無需仰賴高質量的公開信息,因此,其會計信息質量更低。此外,為了防止進行專用性投資的一方被“套牢(hold-up)”,關系型交易通常需要交易一方提供“抵押”(hostage),被抵押一方則會為對方提供基于抵押品的交易溢價(KleinandLeffler,1981;Williamson,1983),從而導致關系型交易在交易條款上與市場化交易存在重大差異。因此,如果上市公司和企業集團內部其他關聯公司之間的業務較多,外界就很難在市場上找到與此相似的交易對象進行類比分析,從而導致投資者解讀上市公司信息的成本也隨之提高。并且,上市公司的很多非市場化決策將由非上市的企業集團決定,而非上市企業集團的相關信息對于外部投資者來說是很難被觀測到的,在這種情形下,此類上市公司的信息不透明程度將更趨嚴重。CohenandFrazzini(2008)的研究提供了與此相關的經驗證據,他們發現,即使與公司進行關系型交易的另外一方(例如客戶或供應商)屬于上市公司,市場也不能完全解讀這些交易實體的相關信息對公司的影響。綜上所述,上市公司與企業集團的關聯程度越緊密,那么,無論從主觀提供高質量信息的動機角度,還是從客觀的信息可獲得與可解讀角度,上市公司的信息透明度都越低,外部投資者所能獲得的有關公司的特有信息越少,反映到股價之中的公司特有信息也就越少。至此,我們提出以下假說:假說1:上市公司與其企業集團的關聯度越強,其股價同步性越高。由于外部投資者難以獲得高質量的有關公司的公開信息,因此,在較長時間內,公司一直處于不透明的狀態。這種情形的一個后果是,一旦外部投資者獲悉有關公司的重大信息,此類股票就更可能發生股價的大起大落。從而,我們提出與假說1相關的另外一個假說,即:假說2:上市公司與其企業集團的關聯度越強,其股票的大漲和大跌風險越大。三、研究設計(一)國有企業最終控制權本文的樣本取自滬深兩市自2004年1月1日到2007年12月31日之間首發上市的所有民營企業。根據證監會的規定,從2004年開始,所有申請上市的公司都要在招股說明書中披露與其相關的企業集團的資料,包括上市公司的控股公司(實際控制人)、上市公司的控股公司控制的其他子公司和參股公司、上市公司的其他股東及這些股東的財務狀況,這為我們的研究提供了難得的機會。由于擁有國有企業最終控制權的中央政府或地方政府可以對隸屬于不同企業集團的企業資產進行相互調配4,從而使得對國有控股集團的非上市資產的邊界確定存在很大的困難和噪音,為此,在本文中我們并未考察國家控股的上市公司。另外,考慮到上市后公司股東結構的可能變化,我們的考察區間最長至上市后三年。根據以上標準,最終樣本公司為151家民營控股公司,其中2004-2007年間首發公司數分別為44、7、27、73,主要分布在制造業中(124家),其次是信息技術業(12家)?？紤]到年度和行業的影響,我們在后文的分析中控制了年度和行業變量。本文數據取自公司招股說明書與CSMAR數據庫。(二)變量定義1.關聯交易的可能性主觀定義關聯交易是反映上市公司與企業集團之間關聯度的一個較為直接的指標。然而,如前所述,由于企業集團對上市公司的影響,既可能表現為顯性的關聯交易,也可能體現為較為隱蔽的關系型交易,從而超出證監會規定的有關關聯交易的披露范疇。此外,也許更為重要的一點是,關聯交易衡量的是一個結果,而非潛在的可能性。換言之,在排除虛假披露或隱匿不報的可能性后,即使上市公司當期沒有披露與母公司之間的任何關聯交易,也不意味著上市公司當期的交易行為都屬于市場化交易的范疇,也不意味著以后期間當上市公司處于困境之時或者出于再融資的需求,集團不會運用其他關聯資產對上市公司進行非市場化的重組。因此,我們如果僅用上市公司當期披露的關聯交易來衡量上市公司交易行為的非市場化程度,則有可能面臨以偏概全的風險,于是,本文在主要的檢驗中采用一種衡量上市公司與其企業集團發生關系型交易的可能性的指標,而在穩健性測試部分則考查關聯交易這個觀測到的直接指標作為敏感性檢驗。我們選擇了上市公司的凈資產占企業集團旗下各關聯主體的凈資產之和的比例(RATIO)來衡量上市公司與企業集團進行關系型交易的可能性。RATIO越小,說明上市公司背后的企業集團越強大,那么,最終控制人用來與上市公司進行非市場化交易的財富實力就越強;反之,如果RATIO越大,說明上市公司在企業集團中的比重越大,上市公司受企業集團中其他關聯實體的影響程度就越小,發生關系型交易的可能性也就越小。由于股票權利既包含控制權,也包含現金流量權。如果上市公司的實際控制人還控制其他子公司,但并非100%持有該子公司,那么,其控制權和現金流量權將出現一個差額。在本文的主體部分,我們采用控制權的觀點計算RATIO,敏感性檢驗部分則提供了現金流權計算的結果5。2.其他同步性指標s1沿用Huttonetal.(2009)的方法,我們從方程(1)中得到經調整的擬合系數R2和收益率的殘差:Rj,t=αj+β1,j×Rm,t-1+β2,j×Ri,t-1+β3,j×Rm,t+β4,j×Ri,t+β5,j×Rm,t+1+β6,j×Ri,t+1+εj,t,(1)其中,Rj,t表示股票j在第t個交易日的收益率,Rm,t表示市場收益率,Ri,t表示行業收益率。同時,考慮到個股收益率可能與市場和行業收益率不同步漲跌的交易特征,我們在方程(1)中納入提前和滯后一個交易日的市場收益率和行業收益率(Dimson,1979)。根據統計學原理,R2的經濟意義可以理解為公司股票價格的變動被市場波動和行業波動所解釋部分。因此,R2越大,表示股票價格的同步性越強,或者說股票價格反映公司特定信息的含量越低?？紤]到R2的取值區間不符合最小二乘法的回歸要求,為此,對R2進行如下對數轉換后的RSQ作為股價同步性的衡量指標:RSQ=LOG(R21?R2)RSQ=LΟG(R21-R2)3.日轉化率firm-specific本文依然采用Huttonetal.(2009)的衡量方法來定義大跌或大漲的風險,具體步驟如下:(1)首先從方程(1)中得到個股日收益率的殘差εj,t,為了使殘差的分布更加對稱,我們將殘差加1之后取對數,得到公司特定的日收益率(Firm-specificDailyReturn)。由于牛市時個股大漲頻率增多,而熊市時個股大跌頻率增多,所以我們沒有使用個股的實際收益率這一指標,而采用收益率的殘差來捕捉公司特定的事件。(2)然后,如果公司特定的日收益率超過其年度均值3.09個標準差以上,我們定義為大漲;與之類似,如果公司特定的日收益率低于其年度均值3.09個標準差以下,我們定義為大跌6。我們用每個公司在每個財務年度內大漲的頻數來衡量JUMP,同樣的,每個公司在每個財務年度內大跌的頻數則作為CRASH的衡量。4.公司息設計原則除了主要測試變量之外,回歸模型還控制了其他變量:公司的資產收益率(ROA,公司息稅前利潤除以公司總資產)、公司規模(SIZE,公司總資產的自然對數值)、財務杠桿(LEVERAGE,總負債除以總資產)、市值賬面價值比率(MB,權益市值與負債賬面價值的總和除以公司總資產)以及換手率(日換手率的年度均值)。四、回歸結果分析表1是變量的描述性統計7。我們發現,RSQ平均值為-0.30,相當于經調整的擬合系數為0.42,這和王亞平等(2009)報告的0.41較為接近,但要遠遠高于Morcketal.(2000)和JinandMyers(2006)報告的絕大多數國家的R2。此外,總體看來,大跌的頻率要顯著小于大漲的頻率,個股平均大漲1.74次,而平均大跌0.5次。這種不對稱性,我們認為可能與公司上市時間較短有關,由于受到數據的局限,盡管我們將時間區間盡量拉長到自首發上市后的3個財務年度,但此時公司上市時間仍然較短,不大可能出現經營問題,因此我們更容易觀測到大漲而非大跌也在情理之中。此外,由于我國特殊的股票發審制度決定了上市殼資源具有價值,使得公司“壞消息”的確定性較低(即市場將理性預期出現壞消息的公司很可能會被救助),從而降低了公司發生大跌的概率。從各變量的相關系數來看(限于篇幅未報告),RSQ、CRASH、JUMP與RATIO都呈負相關的關系,與我們的預測相符。表2、表3和表4分別報告了股價同步性、大漲風險和大跌風險與關聯度的回歸結果。為了控制潛在的異方差和序列相關問題,我們對所有回歸系數都在公司層面上進行cluster處理。表2報告了股價同步性與關聯度的回歸結果。我們發現,單變量回歸中,RATIO前面的系數為負,并且在5%的水平上顯著。當加入其它控制變量之后,RATIO前面的系數和顯著性水平均不變。這說明,隨著上市公司與其企業集團之間的關聯度越高(RATIO越小),上市公司和其企業集團間的關系型交易將降低公司對外披露信息的動機,從而降低公司的透明度,使得股價同步性越高。因此,假說1得到了支持。表3、表4分別報告了大漲風險、大跌風險與關聯度的回歸結果。由于大漲風險和大跌風險是以公司在每個財務年度內發生大漲或大跌的頻數作為衡量,因此,我們在此運用Ordered-probit模型進行回歸。我們發現,總體來看,RATIO前面的系數均為負,這和假說2的推斷相一致:隨著上市公司與其企業集團之間的關聯度越高(RATIO越小),上市公司的透明度越低,從而導致股價更易大漲或者大跌。同時,我們也發現,這些結果在上市三年的區間內關于大漲風險的回歸更明顯——單變量回歸RATIO前面的系數在5%的水平上顯著為負;加入其它控制變量之后,RATIO前面的系數在10%的水平上顯著為負。然而,在上市兩年的區間以及大跌風險的回歸中,RATIO前面的系數的符號與我們的預期一致,但并不顯著。這可能與我們的樣本的局限有關。由于數據的限制,我們選取了民營企業上市后兩到三年的觀測,在這段時間內,企業正處于成長期,較少出現經營問題,即使信息不夠透明,在此區間其股價也較少可能發生大跌。又或者,在上市后兩到三年的區間內,上市公司沒有披露的壞消息尚未累積到必須披露的程度。我們認為,以上的原因可能導致在一些回歸中只發現系數符號與預期一致,卻不夠顯著。但從總體上,假說2還是得到了一定程度的支持。五、穩定性試驗本文進行了以下四個方面的穩健性測試,但限于篇幅,我們僅報告了主要結果,表格從略。(一)關聯交易與市場風險的關系如前所述,雖然關聯交易不能完全涵蓋上市公司關系型交易的程度,但卻是一個更為直接和現實的指標,為此,我們用關聯交易占總資產的份額(RPT)代替前面的關聯度來衡量民營上市公司與其企業集團之間的關系型交易程度,考察關聯交易對于股價特征的影響。我們借鑒了FismanandWang(2010)的方法,將關聯交易區分為關聯方借貸的關聯交易(LoanRPT)和非借貸的關聯交易(NonloanRPT),分別檢驗關聯方借貸的關聯交易、非借貸的關聯交易以及二者之總和對于股價同步性、大漲風險和大跌風險的影響。結果表明,除了非借貸的關聯交易與股價同步性正相關但不顯著外,關聯方借貸、關聯方交易總額與股價同步性都存在顯著的正相關關系,說明關聯方交易越多,股價同步性越高,股價中包含的公司特有信息越少。對于大漲和大跌風險的檢驗結果與前類似:非借貸的關聯交易、關聯方借貸、關聯方交易總額對于大漲風險呈正相關關系,并且大部分在邊際上顯著。但是,對于大跌風險的影響,僅關聯交易總額在3年的區間內顯著為正,其他指標均沒有合理的顯著性。這一定程度上說明,關聯方交易越多,股價大漲的風險也較高。這些結果在一定程度上進一步支持了前文用關聯度(RATIO)作為關系型交易的結果。(二)基本模型的建立:公司總資線和現金量、分紅指標和穩健性變在本文的主要檢驗中,對上市企業與其企業集團之間的關聯度進行衡量時,我們采用的是控制權和凈資產的標準?，F在,我們采用現金流權的標準以及總資產的標準作為關聯度的替代衡量,并重新對自首發上市三個財務年度和兩個財務年度這兩個時間區間的股價特征進行考察后發現,現金流權和總資產的衡量標準雖然在符號上仍發現了與上文一致的結果,但顯著性水平有所下降,基本上都在邊際上顯著。這一定程度上說明,最終控制人控制的凈資產可能是衡量其對上市公司施加影響的合理標準。另外,我們也對計算RSQ的回歸模型(即方程(1))進行了重置,自變量僅包含當期市場收益率,重新計算擬合度,然后進行對數轉換,得到股價同步性RSQ的替代變量。我們發現,用該替代變量對本文主要假說進行重新檢驗后,結果沒有實質性變化。我們在主要檢驗的部分,定義大漲或者大跌是以超出公司特定日收益率年度均值的3.09個標準差作為依據,對應其發生的概率為0.1%。進一步,我們在0.1%的概率基礎上上下浮動20%,分別以0.08%、0.12%的概率來定義大漲和大跌,也發現了類似的結果。(三)有關材料的檢驗如前所述,上市公司與企業集團的關系型交易從理論上來講,即使是出于降低高昂的市場交易成本的需要,也難以完全排除控股股東掏空上市公司的機會主義動機。盡管完全區分兩類效應在實證上存在極大困難(FismanandWang,2010),但本文試圖運用已有文獻的研究方法盡量控制掏空動機,以檢驗關系型交易的影響在效率觀下是否仍然存在。為此,我們在原來的檢驗模型(2)、(3.1)、(3.2)中,分別加入Separation和Tunnel兩個變量。其中,Separation是公司控股股東控制權與現金流權的差值,Tunnel是母公司的資金占用占上市公司總資產的比例,這是已有文獻中用來衡量控股股東掏空動機或掏空行為的主要變量(前者如Claessensetal.,2002;FanandWong,2002;后者如李增泉等,2004;Jiangetal.,2010)。由于Separation的數據大量缺失8,為了增強檢驗效力,除了這兩個變量同時放入模型,我們也對這兩個變量分別放入模型的結果進行了分析。結果表明,Separation在股價同步性方程中顯著為正,在大漲和大跌風險的方程中不顯著;Tunnel在所有三個方程中均不顯著。但是,RATIO依然在股價同步性和大漲風險的方程中是顯著的,并且符號與預期一致。因此,以上證據表明,即使掏空動機使得上市公司隱瞞信息導致公司信息環境不透明的可能性成立,這種可能性也不能解釋股價特征的全部;并且,在控制了掏空動機的情形下,關系型交易對于股價特征依然具有解釋力。(四)關聯交易與操作方式的關系本文的理論分析指出,民營上市公司與其企業集團之間的關聯度越強,它們之間關系型交易越多,從而上市公司越缺乏動機披露高質量的公開信息,造成其信息不透明。盡管本文提供了公司關聯度與股價同步性之間的相關關系,但為了提供與理論相符的經驗證據,我們仍需要進一步分析關聯度與公司關系型交易、信息披露與股價同步性之間的相關關系。為此,我們進行了以下檢驗:(1)以上市公司與企業集團之間的關聯交易衡量公司關系型交易的程度,考察了關聯度與關聯交易之間的關系。我們發現,RATIO與關聯方借貸顯著負相關,這說明,關聯度越強,上市公司與企業集團的關聯方借貸越多,這與李增泉等(2008)一文強調的我國民營企業受到較多融資約束的現實情形相一致。同時,RATIO與關聯交易總額在邊際上負相關,與非借貸的關聯交易不相關。我們認為出現該結果的可能原因是,有些非借貸的關聯方交易公司隱匿未報,或者不屬于需要強制披露的關聯交易的范疇