实体企业产融结合与股价同步性_徐辉.pdf

当代财经Contemporary Finance&Economics2023年第4期总第461期当 代 财 经CONTEMPORARYFINANCEECONOMICSNo4，2023Serial No461收稿日期：2022-09-18修返日期：2023-02-08基金项目：重庆市社会科学规划项目“双碳目标下碳信息披露赋能成渝地区双城经济圈绿色发展的协同机制及实践路径研究”（2021BS046）；重庆市自然科学基金博士后项目“实体企业金融化的地区同群效应研究：生成机制、经济后果及治理”（cstc2021jcyj-bshX0186）；重庆工商大学高层次人才科研启动项目“实业+金融的产融结合模式下企业创新投资行为及其经济后果研究”（2055015）作者简介：徐辉（通信作者），重庆工商大学副教授，经济学博士，主要从事公司金融研究，联系方式 ；周孝华，重庆大学教授，博士生导师，管理学博士，主要从事资本市场研究。一、引言股价同步性是指个股价格波动同市场价格波动之间的关联性，反映公司特质信息融入股价的程度。中国作为新兴经济体，其资本市场股价同步性一直“稳居”世界前列。然而，高股价同步性势必会妨碍资本市场资源配置效率。特别地，2015 年“千股跌停”诱发的“股灾”重创投资者信心，甚至危及金融市场稳定。为此，中国资本市场相继推出新三板和科创板，试点注册制，试图构建常态化退市机制。这一系列制度改革创新反映了提高资本市场定价效率是中国资本市场改革发展过程中亟待解决的重要议题。可见，股价同步性作为衡量资本市场定价效率的核心指标，厘清其形成机理，将有利于推动中国资本市场有序发展，对助力新时代中国金融改革具有重大意义。股价同步性的最早研究可追溯至 King（1966），其利用传统资本资产定价模型，首次发现个股回报率同市场、行业回报率高度相关，说明股价蕴含了市场与行业信息。1然而，传统资本资产定价模型实体企业产融结合与股价同步性徐辉1，周孝华2（1.重庆工商大学 会计学院，重庆400067；2.重庆大学 经济与工商管理学院，重庆400044）摘要：资本市场的基本功能是借助股价信号机制来实现资源优化配置，而股价发挥优化资源配置功能的关键在于其反映公司真实信息的能力。基于股价同步性视角，利用 20082020 年沪深两市 A 股上市公司面板数据的实证研究表明，产融结合有利于抑制实体企业股价同步性，且这一现象在民营企业中更显著。进一步检验发现，缓解信息不对称、吸引投资者关注以及提高公司治理水平是产融结合对股价同步性产生抑制效应的作用机制；机构投资者持股以及媒体报道可以强化产融结合对股价同步性的抑制效应。上述结论从产融结合角度解释了股价同步性的形成机理，揭示了产融结合政策具有微观个体差异的公司特质信息，有助于加深对中国资本市场高股价同步性及其信息传递机制的理论认知，为重新认识“信息效率观”以及合理评估产融结合模式的微观治理效果提供了新思路。关 键 词：产融结合；股价同步性；信息不对称；投资者关注；公司治理中图分类号：F239.43文献标识码：A文章编号：10050892(2023)0400681268DOI:10.13676/36-1030/f.2023.04.008当代财经Contemporary Finance&Economics仅用市场和行业信息，忽略了公司特质信息，难以合理解释股价波动性（Kenneth，1988）。2沿袭Kenneth（1988）的理论逻辑，Randall 等（2000）率先提出以个股收益同市场收益回归得到的 R2来表征股价同步性。自此，股价同步性与资本市场信息效率之间的内在联系引起了激烈的争论。2-3针对股价同步性的成因，学者们普遍支持以 Kenneth（1988）和 Randall 等（2000）为代表的“信息效率观”。2-3该观点认为，股价波动反映了公司特质信息融入股价的程度，且股价同步性与资本市场信息效率之间呈负相关关系。遵循这一理论逻辑，后续文献积极探究了影响股价同步性的外部和内部因素。前者主要包括政府行为、资本市场开放、证券交易所监管以及资本市场信息中介等（陈克兢等，2021；袁蓉丽等，2022；方紫意等，2023），后者则主要涉及盈余信息、内控重大缺陷修复信息披露、所有权结构以及审计质量等（吴秋生和郭飞，2020；张新民等，2021）。4-8然而，现有文献忽略了产融结合对股价同步性的影响。事实上，从亚洲金融危机之后的明令禁止，到随后的默许，再到政府颁布一系列支持性政策，这一转变充分说明中国政府已经意识到产融结合在推动产业转型升级过程中的重要作用。具体而言，同金融机构所构建的股权关系会导致实体企业在融资、投资、信息透明度以及业绩表现等方面发生明显变化（黎文靖和李茫茫，2017；徐辉等，2022）。9-10当然，“实业+金融”的产融结合模式也可能会刺激实体企业跨行业套利动机而诱发风险（王红建等，2017），甚至出现产业空心化等问题。11特别地，作为新兴资本市场，中国资本市场表现出鲜明的法制环境不完善、信息披露制度不健全以及政府干预多等特点，而且特殊制度背景下的关系型交易、政治关联以及特定债权人等现象进一步削弱了投资者对公司特质信息披露的诉求。这在一定程度上造成了中国投资者尤为关注政府政策、干预行为或调控信息（陈冬华和姚振晔，2018）。12换言之，“实业+金融”的产融结合模式影响实体企业行为的异质性会导致其真实活动的变化，表明实体企业个体可以产生新的特质信息。而特质信息的增多表征实体企业价值可能发生变化，促使套利交易增加，更多的公司特质信息流入证券信息市场。有鉴于此，本文基于股价同步性视角，以 20082020 年沪深两市 A 股上市公司为研究对象，实证分析产融结合对资本市场定价效率的影响及机理。本文的贡献主要体现在以下三个方面：第一，拓展了股价同步性主题的研究视角。现有研究主要考察信息披露、公司治理以及媒体报道等因素对股价同步性的影响，而本文基于产融结合视角考察了股价同步性的形成机理，并发现持股金融机构可以降低股价同步性。本文丰富了对中国情境下对股价同步性问题的理解与认识，弥补了政府行为影响股价同步性相关文献的欠缺。第二，深化了对产融结合经济后果的理论认知。产融结合对实体企业的影响是广泛的，但现阶段关于产融结合的研究主要聚焦于实体企业融资成本、投资效率以及经营绩效等层面，而本文利用充分的经验证据揭示了持股金融机构可向资本市场提供公司特质信息。这既证实了产融结合模式具有信息效应，又能从微观企业层面深化对产融结合经济后果的理论认知，有利于投资者做出理性投资决策。第三，基于信息定价视角厘清了产融结合对实体企业股价同步性的影响及作用机理，并从投资者关注角度为产融结合抑制实体企业股价同步性提供了一条传导路径，这为提升资本市场定价效率、促进中国金融市场有序发展以及助力新时代中国金融改革提供了新的思路。二、理论分析与研究假设（一）产融结合与股价同步性“信息效率观”认为，外部投资者保护下的信息套利行为和私有产权保护下的政府行为是导致发展中国家股价同步性稳居高位的根源（Cui 等，2022；Fan 和 Xu，2022）。13-14换言之，外部投资者保护不完善，则套利交易对外部投资者缺乏吸引力，公司特质信息难以融入股价；私有产权不完善下的实体企业产融结合与股价同步性69当代财经Contemporary Finance&Economics政府行为具有较大不确定性，导致信息套利行为骤减和噪声交易大幅上升。可见，对于产权制度不完善的发展中国家的资本市场，完善产权保护以产生信息交易行为、减少政府干预以抑制市场噪音是可能降低股价同步性的两种途径（Zhai 等，2021；Li 等，2022）。15-16作为新兴的产业组织形式，“实业+金融”的产融结合模式在经济发展过程中扮演着重要角色。从微观企业层面看，政府倡导的产融结合模式在市场不完善的情况下发挥了积极作用，尤其是对实体企业投资、融资等方面的影响是显著且明确的（马红等，2018）。17可见，“实业+金融”产融结合模式可能表现为一种确定性较强的信号。尤其是，中国政策制定与执行存在严密且科学的路径，这会抑制政治因素产生的不确定性，进而降低套利者交易成本（陈冬华和姚振晔，2018）。12政治因素既定的情况下，“实业+金融”的产融结合模式会降低风险套利者的信息搜集成本。中国信息披露制度依然存在诸多弊端，导致外部投资者高度依赖宏观信息。而实体企业同金融机构建立正式的股权关系，拓展了实体企业与金融机构之间的信息沟通渠道，增强了信息交流的及时性，可以有效降低信息不对称，提高实体企业信息透明度（王红建等，2017）。11更重要的是，实体企业以参股甚至控股方式同金融机构建立的股权关系可向外界传递积极信号，有助于增强实体企业在信贷市场中的声誉；而且作为实体企业的合作伙伴，金融机构可为其提供隐性担保，增强其信用评级。特别地，差序格局的关系型社会中交织着各种复杂的关系与联系，专业的风险套利者通常会凭借自身丰富的关系和渠道来获取其需要的特定信息，在一定程度上降低了信息搜集成本。“实业+金融”的产融结合模式对微观企业个体的影响存在异质性，导致其真实活动的变化，进而促使套利交易增加和信息环境改善。“实业+金融”的产融结合模式最终会表现为实体企业对不同类型的金融机构施加不同程度和形式的影响，而关联金融机构影响实体企业行为也存在行业、地区、程度以及形式等方面的差异，即便是同行业同地区的不同实体企业，关联金融机构对其影响也不尽相同。马红等（2018）发现，“实业+金融”的产融结合模式有助于缓解实体企业对“短贷长投”融资模式的依赖，且产融结合对投融资期限错配的抑制作用在民营企业和小规模企业中更明显。17夏子航等（2019）指出，“实业+金融”的产融结合模式表现出明显的地区同群效应，尤其是持股银行和财务公司所构建的融合模式，其地区同群效应更为明显。18可见，“实业+金融”的产融结合模式对实体企业的影响存在个体上的异质性，且这种异质性反映了实体企业真实活动及其价值变化的差异性，可以产生新的特质信息，促使套利交易增加，具体到股价波动上则表现为股价同步性的下降。换言之，实体企业持股金融机构会引发自身真实活动变化，表明实体企业个体可以产生新的特质信息。而公司特质信息的增多表征实体企业价值可能发生变化，并促使套利交易增加。显然，套利交易或信息传递的结果便是更多的公司特质信息流入证券市场，促使股价同步性下降。综上可知，产融结合有利于降低实体企业股价同步性。（二）产融结合、产权性质与股价同步性产融结合型企业集团能够契合地方政府利益，刺激地方政府积极助推辖区内企业实施产融结合。因此，政府干预是不容忽视的重要制度特征。加之，产权保护较弱导致风险套利者的预期收益难以实现或者被保护（Gassen 等，2020）。19因此，政府干预和产权保护较差的双重影响下，风险套利行为被显著抑制，而噪声交易便成为股价的主导因素，使得股价同步性上升。民营企业在债务融资和权益融资方面均面临体制性歧视问题，而且自身信用与内源融资能力不足实体企业持股金融机构可以营造稳定的融资环境，放大财务杠杆，获取金融牌照稀缺价值，进而改善财务绩效，提高股东回报。特别地，金融牌照作为竞争性资源，其稀缺性通常促使资本市场对其报以高估值。比如，中航资本、紫金矿业等实体企业涉足金融领域后，其市值实现显著提升。当代财经 2023 年第 4 期 总第 461 期70当代财经Contemporary Finance&Economics进一步加大其融资压力，这在一定程度上刺激民营企业更有动力向资本市场披露更多的私有信息。此外，政府隐性担保以及预算软约束的缺乏导致民营企业现金流的波动性、诱发经营风险的概率以及破产风险更大，而民营企业倾向于披露信息予以应对，降低投资者信息获取成本，促使投资者进行决策判断时可以借助公司特质信息，最终降低民营企业股价同步性。国有企业采取产融结合模式更多地是政府积极干预的结果，而民营企业则是在融资约束与市场竞争双重约束下主动选择的结果。可见，“实业+金融”的产融结合模式下民营企业未来价值变化更容易被风险套利者捕捉，其特质信息更易融入股价，股价信息含量更高，股价同步性更低。综上可知，产融结合对股价同步性的抑制效应可能在民营企业中更显著。三、研究设计（一）样本选择与数据来源股权分置改革完成后，股权流通在一定程度上促进了实体企业持股金融机构，同时考虑到 2007年中国开始执行新会计准则。为了保证样本期间内会计准则的一致性，本文将以 20082020 年沪深两市 A 股上市公司为原始样本，并在此基础上进行如下处理：（1）剔除金融、保险行业的上市公司；（2）剔除 ST、ST*以及数据出现缺失的上市公司。经此筛选，最终得到 16848 个有效的“公司年度”观测值。同时，为排除极端值的“噪音”干扰，本文对所有连续变量均进行了上下 1%分位的缩尾处理。上市公司持股金融机构以及机构投资者的原始数据来自万得数据库；分析师跟踪数据来自国泰安分析师子数据库；媒体报道数据是基于 中国重要报纸全文数据库 ，并采用手工搜集获得；市场化指数数据来自樊纲等编制的 中国分省份市场化指数报告（2018）；其余财务数据均来自国泰安数据库以及色诺芬金融数据库。（二）模型设定与变量定义为检验产融结合对股价同步性的影响，本文参照 Cui 等（2022），13构建如下回归模型：SYNCHi,t=0+1FINi,t+X+Year+Id+i,t（1）其中，i 表示公司；t 表示年份；SYNCH 表示股价同步性；FIN 表示产融结合；X 表示控制变量集合；Year 表示年度虚拟变量；Id 表示行业虚拟变量；表示随机扰动项。产融结合分别用两种方式测度。第一种是虚拟变量（FIND），若实体企业持股金融机构，则FIND 取值为 1，否则取 0。持股金融机构主要涉及商业银行、证券、信托、财务、期货、基金以及财务公司七类。第二种是借鉴夏子航等（2019），采用实体企业持股金融机构的比例衡量产融结合程度（FINH）；若实体企业同时持股多家金融机构，则以这些金融机构的平均持股比例作为代理变量。18参考 AI-Nasser 等（2021），本文选取以下特征变量构成控制变量集合：公司年龄，用当期年份减去成立年份再加 1 后取自然对数衡量；股权集中度，用第一大股东持股比例衡量；市场化指数，用上市公司所在地的市场化水平度量。20在此基础上，本文还控制了如下变量：企业规模，用总资产的自然对数衡量；产权性质，若实体企业最终控制人为国有企业，则取 1，否则取 0；财务杠杆，用权益资本收益变动率与息税前利润变动率之比衡量；盈利能力，用净资产收益率衡量；审计质量，若财务报表由四大会计师事务所审计，则取 1，反之取 0；市场活跃度，用股票交易量的自然对数衡量。此外，针对异方差问题，在回归分析过程中对公司代码进行聚类分析，并采用稳健性标准误。参考已有文献，按照如下步骤计算股价同步性。首先，需要利用股票 i 的周收益数据，并按如下过程进行回归：Ri,w,t=0+1RM,w,t+2RM,w-1,t+3RI,w,t+4RI,w-1,t+i,w,t（2）实体企业产融结合与股价同步性71当代财经Contemporary Finance&Economics其中，Ri,w,t表示股票 i 在 t 年第 w 周考虑现金红利再投资的收益率；RM,w,t表示 A 股全部上市公司第 t年第 w 周的流通市值加权平均收益率；RI,w,t表示股票 i 第 t 年第 w 周所在行业剔除股票 i 后的其他股票流通市值加权平均收益率。按照上述计算过程，便可测算出拟合优度 R2。对拟合优度 R2实施对数化处理，便可得到股票 i 在 t 年的股价同步性指标，其计算公式如下：SYNCHi,t=ln R2i,t1-R2i,t()（3）四、实证结果及分析（一）产融结合影响股价同步性的检验结果产融结合影响股价同步性的检验结果如表 1 所示。列（1）、列（2）、列（3）的结果显示，当产融结合采用虚拟变量度量时，即 FIN=FIND，全样本回归系数显著为负。分组检验结果发现，列（2）国有企业样本中产融结合的回归系数虽为-0.615，但不显著；而列（3）民营企业样本组中产融结合的回归系数为-0.756 且显著。可见，持股金融机构更有利于降低民营企业股价同步性。为保证结论可靠，本文进行了组间差异 Chow 检验，结果显示，经验 P 值为 0.031，进一步在统计上证实了组间差异的显著性。此外，列（4）、列（5）、列（6）的结果显示，当产融结合采用连续变量度量时，即FIN=FINH，产融结合的回归系数尽管均为负，但在国有企业样本组中并不显著，而且 Chow 检验所得到的经验 P 值为 0.009，说明组间差异是显著的。综上可知，持股金融机构有利于降低实体企业股价同步性，持股比例越高，抑制效应越显著，且这一现象仅在民营企业中显著。表 1产融结合对股价同步性影响的检验结果(1)全样本(2)国有(3)民营(4)全样本(5)国有(6)民营产融结合-0.728*(-6.82)-0.615(-1.48)-0.756*(-7.24)-0.282*(-5.79)-0.195(-1.44)-0.328*(-8.54)企业规模0.215*(18.36)0.189*(16.73)0.192*(14.81)0.203*(15.77)0.195*(12.83)0.214*(16.44)产权性质0.016*(1.79)0.012*(2.27)财务杠杆-0.572*(-12.38)-0.494*(-8.45)-0.618*(-13.36)-0.487*(-11.35)-0.478*(-9.25)-0.496*(-12.75)公司年龄-0.009*(-2.12)-0.012(-1.52)-0.007*(-1.72)-0.011*(-2.32)-0.013*(-1.74)-0.008*(-1.87)股权集中度-0.472*(-6.13)-0.381*(-1.72)-0.529*(-5.42)-0.394*(-5.78)-0.378*(-1.75)-0.412*(-5.85)市场化指数-0.004*(-1.73)-0.003(-1.47)-0.006*(-1.85)-0.008*(-1.98)-0.005*(-1.72)-0.011*(-1.78)盈利能力-0.244*(-1.78)-0.233(-1.54)-0.256*(-1.82)-0.238*(-2.08)-0.225(-1.57)-0.251*(-1.74)审计质量-0.124*(-2.28)-0.103*(-1.84)-0.136*(-2.18)-0.135*(-2.12)-0.127*(-1.72)-0.141*(-2.04)市场活跃度-0.105*(-7.32)-0.102*(-6.85)-0.122*(-9.68)-0.113*(-8.57)-0.108*(-7.93)-0.143*(-11.84)常数项-1.329*(-7.58)-0.915*(-8.94)-1.429*(-12.85)-1.295*(-6.82)-1.152*(-5.48)-1.362*(-7.82)样本量16848884580031684888458003R20.2180.2160.2190.2150.2140.216经验 P 值0.031*0.009*注：*、*和*分别表示 1%、5%和 10%的显著性水平；括号内是 T 值；行业、年度以及地区效应均已控制；列（1）至列（3）中，FIN=FIND；列（4）至列（6）中，FIN=FINH。事实上，这一现象也不难理解。国有企业持股金融机构更多地是政府积极干预的结果，而民营企业则是在融资约束与市场竞争双重约束下主动选择的结果。从这个层面上看，民营企业主动采取产融当代财经 2023 年第 4 期 总第 461 期72当代财经Contemporary Finance&Economics结合模式是其逐利的结果，有利于改善资源配置，而政府干预通常会造成国有企业资源要素扭曲，甚至效率下降。可见，持股金融机构更有利于民营企业改善业绩，而业绩表现越好，越容易引起投资者关注。另外，投资者关注所形成的投资者信息分析能力以及市场信息解读能力有利于公司特质信息迅速融入股价，进而降低股价同步性。（二）机制检验产融结合有助于降低实体企业股价同步性的机理在于，“实业+金融”结合模式向市场释放的公司特质信息越多，越有利于降低实体企业与投资者之间的信息不对称，越能吸引投资者关注，提高公司治理水平，进而促进公司特质信息更多地融入股价，提升信息解读效率，降低实体企业股价同步性。基于上述理论分析，本文将从信息不对称、投资者关注和公司治理三个渠道进行机检验。1.信息不对称渠道不同企业之间的信息不对称程度存在显著差异，而“实业+金融”的产融结合模式向市场释放的公司特质信息对股价同步性所施加的影响与其信息不对称程度有关。一方面，信息不对称问题因增加风险套利者的信息搜集成本而加大了风险套利者对公司特质信息披露的依赖程度；另一方面，“实业+金融”的产融结合模式向市场释放的公司特质信息降低股价同步性的前提条件是实体企业的特质信息难以反映到市场，即实体企业自身存在严重的信息不对称问题。信息不对称会导致投资者承担较高的逆向选择成本，因而投资者更倾向于选择其熟悉的股票，这表明用股票流动性指标衡量信息不对称程度是合理的。因此，借鉴伊志宏等（2019），本文用股票换手率衡量企业信息不对称程度。21本文用模型（4）检验信息不对称这一渠道：ASYi,t=0+1FINi,t+X+Year+Id+i,t（4）其中，ASY 表示信息不对称，其余变量定义同前文。表 2 列（1）、列（3）的结果表明，产融结合有助于抑制实体企业股价同步性；与此同时，列（2）、列（4）中的产融结合回归系数均显著为正，且信息不对称是反向指标，说明产融结合可以降低信息不对称程度。此外，现有研究表明，信息不对称是股价同步性形成的关键诱因（AI-Nasser 等，2021）。20以上结果表明，产融结合可以降低实体企业信息不对称，进而抑制股价同步性。表 2基于信息不对称渠道的机制检验结果（1）股价同步性（2）信息不对称（3）股价同步性（4）信息不对称产融结合-0.728*(-6.82)0.575*(7.24)-0.282*(-5.79)0.264*(2.17)常数项-1.329*(-7.58)-0.765*(-6.25)-1.295*(-6.82)-0.815*(-11.25)样本量16848168481684816848R20.2180.2210.2150.217注：*、*和*分别表示 1%、5%和 10%的显著性水平；括号内是 T 值；控制变量、行业年度地区效应均已控制，限于篇幅，此处省略；列（1）和列（2）中，FIN=FIND，列（3）和列（4）中，FIN=FINH。2.投资者关注渠道“实业+金融”的产融结合模式向市场释放的公司特质信息能够吸引投资者关注并融入股价，是降低股价同步性的前提条件。投资者信息需求的增加，信息供给主体行为也会随之发生改变（伊志宏证监会于 2017 年 1 月 30 日修订 上市公司信息披露管理办法 ，要求上市公司发生经营方针和经营范围的重大变化、公司的重大投资行为或者购置资产的决定而投资者尚未得知时，应当发布临时公告予以披露。这一重大信息披露要求在 2007 年版 上市公司信息披露管理办法 里就有相同规定，所以上市公司宣布进入金融业是其临时公告的重要组成部分。实体企业产融结合与股价同步性73当代财经Contemporary Finance&Economics等，2019；窦笑晨等，2022）。21-22随着实体企业投、融资活动的不断深入，实体企业需要向金融机构等主体披露更多的公司特质信息，进而促使市场信息解读效率的提升。而分析师作为资本市场信息中介，其具备较强的信息搜集与分析能力。因此，信息需求增加以及信息专业性增强的综合影响下，投资者对资本市场信息中介的依赖性会增强。分析师作为资本市场信息中介，具备信息挖掘能力，而且分析师研究报告具有信号显示作用，容易引起投资者关注。因此，借鉴周铭山等（2017），本文选取分析师追踪人数作为投资者关注的代理变量。23其中，分析师追踪人数采用前 2 月至前 12 月对股票做出盈余预测的分析师人数平均值来衡量。本文用模型（5）检验投资者关注这一渠道：LANTi,t=0+1FINi,t+X+Year+Id+i,t（5）其中，LANT 表示投资者关注，其余变量定义同前文。表 3 列（1）、列（3）的结果显示，产融结合与实体企业股价同步性显著负相关；与此同时，列（2）、列（4）中的产融结合回归系数均显著为正，说明产融结合有助于吸引投资者关注。显然，套利交易或信息传递的结果便是更多的公司特质信息释放到证券信息市场，吸引投资者关注。而投资者关注所形成的投资者信息分析能力以及资本市场信息解读能力能够抑制管理层的“捂盘”动机，有利于公司特质信息融入股价，提高信息处理效率和股价信息含量，最终降低股价同步性（伊志宏等，2019；窦笑晨等，2022）。21-22可见，产融结合可以吸引投资者关注，进而抑制股价同步性。表 3基于投资者关注渠道的机制检验结果（1）股价同步性（2）投资者关注（3）股价同步性（4）投资者关注产融结合-0.728*(-6.82)0.615*(7.24)-0.282*(-5.79)0.248*(3.75)常数项-1.329*(-7.58)-0.952*(-5.95)-1.295*(-6.82)-1.065*(-8.95)样本量16848168481684816848R20.2180.2240.2150.231注：*、*和*分别表示 1%、5%和 10%的显著性水平；括号内是 T 值；控制变量、行业年度地区效应均已控制，限于篇幅，此处省略；列（1）和列（2）中，FIN=FIND，列（3）和列（4）中，FIN=FINH。3.公司治理渠道产融结合能够发挥认证效应，有利于提高公司治理水平，进而降低股价同步性。实体企业持股金融机构有利于实现信贷融资便利，而受限于固定利息支付的融资承诺以及关联金融机构的持续监督，尤其是关联金融机构贷款以及贷款续新预示着金融机构对关联企业财务风险进行严格审查，发挥监督控制作用，约束实体企业机会主义行为，缓解代理冲突。与此同时，债务约束是以破产机制的预算硬约束为前提的，破产机制使得债务发挥治理效应。换言之，破产机制迫使企业经营糟糕的情况下面临破产清算，这会毁损公司价值，也会损害经理人私有收益。可见，债务引发的破产危机概率越大，越能对经理人产生硬约束，进而实现公司治理效应（田利辉等，2022）。24此外，公司治理水平越高，越有利于缓解代理冲突，进而激发管理层前瞻性信息披露的价值发现功能，提高资本市场定价效率，降低股价同步性（李子健等，2022）。25基于上述理论分析，借鉴张学勇和廖理（2010），本文从持股结构与股东权益、管理层治理、董事监事与其他治理形式等层面构建指标体系，并采用主成分分析法构建公司治理指数。26本文用模型（6）检验公司治理这一渠道：CGIi,t=0+1FINi,t+X+Year+Id+i,t（6）当代财经 2023 年第 4 期 总第 461 期74当代财经Contemporary Finance&Economics其中，CGI 表示公司治理指数，其余变量定义同前文。表 4 列（1）、列（3）的结果显示，产融结合回归系数均显著为负；与此同时，列（2）、列（4）中的产融结合回归系数均显著为正，说明产融结合可以提高公司治理水平。此外，李子健等（2022）认为，公司治理水平越高，越发挥管理层前瞻性信息披露的价值发现功能，进而降低股价同步性。25综上，产融结合可以提高公司治理水平，进而抑制股价同步性。表 4基于公司治理渠道的机制检验结果（1）股价同步性（2）公司治理水平（3）股价同步性（4）公司治理水平产融结合-0.728*(-6.82)0.562*(8.81)-0.282*(-5.79)0.232*(2.98)常数项-1.329*(-7.58)-0.722*(-4.55)-1.295*(-6.82)-1.125*(-7.35)样本量16848168481684816848R20.2180.2420.2150.238注：*、*和*分别表示 1%、5%和 10%的显著性水平；括号内是 T 值；控制变量、行业年度地区效应均已控制，限于篇幅，此处省略；列（1）和列（2）中，FIN=FIND，列（3）和列（4）中，FIN=FINH。（三）拓展性分析：基于信息中介层面作为资本市场信息中介，机构投资者以及媒体报道在信息搜集与处理、增强信息透明度以及提高信息解读效率等方面具有举足轻重的作用。显然，信息中介参与程度越高，套利交易越频繁，越有利于投资者解读具有金融股权关系的实体企业特质信息，进而噪声交易的空间也会越小，产融结合对股价同步性的影响可能越明显。因此，遵循这一逻辑推断，本文将从机构投资者以及媒体报道两个角度进行截面分析。1.基于机构投资者视角的截面分析机构投资者作为证券市场中的关键参与主体，其行为受到密切关注。现有研究关于机构投资者的角色定位存在两种截然不同的观点。多数学者认为，机构投资者有利于稳定市场，改善公司治理。但也有一些学者认为，机构投资者通常会抬高股价，甚至诱发股价崩盘。可见，机构投资者对证券市场的影响具有两面性。事实上，上述现象的出现均取决于机构投资者独特的信息搜集与处理能力，即机构投资者存在信息优势（陈冬华和姚振晔，2018）。12基于具有金融股权关系的实体企业特质信息的套利行为取决于准确的方向性与较强信息优势，而机构投资者独特的信息搜集与处理能力有利于自身做出有别于散户投资者更准确的方向判断。特别地，一旦机构投资者投身于公司治理活动之中，便能深入了解公司内部实情，进而做出合理的判断。这种信息优势最终会体现为持股金融机构的实体企业特质信息更多地融入股价，进而提高信息解读效率。基于上述分析，本文预期，产融结合促使股价同步性下降的现象主要存在机构投资者较多的样本中。为了印证这一论断，本文引入机构投资者持股比例及其与产融结合的交互项进行了检验，结果如表 5 所示。表 5 列（1）、列（3）的结果显示，产融结合以及交互项的回归系数均显著为负，说明产融结合对股价同步性的抑制作用会受到机构投资者的影响，即机构投资者持股比例越高，信息融入股价越充分，其股价同步性下降越明显。2.基于媒体报道视角的截面分析媒体作为信息传播渠道，具有搜集能力强、受众广等特点。就媒体功能而言，现有文献主要存在两种不同观点。支持者认为，市场竞争日益严峻的环境下，媒体具有强烈动机来搜集、发掘以及整理信息，能发挥信息中介功能。而反对者认为，媒体出于最大化自身利益而一味偏好娱乐导向或者轰动效应，仅仅发挥情绪功能。诚然，信息中介功能占主导地位时，媒体向市场传递的信息必然多于情实体企业产融结合与股价同步性75当代财经Contemporary Finance&Economics绪，而以信息为基准的套利交易会显著增加，股价信息含量得以上升，股价同步性下降；反之，情绪功能占主导地位时，媒体向市场传递的情绪必然多于信息，并会造成噪声交易急剧增加，进而引发股价同步性上升。基于上述分析，本文预期，如果媒体传递产融结合信息仅仅起到情绪功能，则参股金融机构的实体企业股价同步性会上升；如果媒体传递产融结合信息能够发挥信息中介功能，则参股金融机构的实体企业股价同步性会下降。为印证上述推论，根据公司当年媒体报道数量的相关数据，本文引入媒体报道数量及其与产融结合的交互项进行了检验，结果如表 5 所示。表 5信息中介影响产融结合抑制股价同步性的检验结果（1）（2）（3）（4）产融结合-0.786*(-5.26)-0.595*(-2.08)-0.262*(-2.24)-0.278*(-2.33)样本量16848168481684816848R20.2210.2180.2270.232常数项-1.725*(-7.03)-1.025*(-5.43)-1.052*(-6.45)-1.228*(-8.25)产融结合机构投资者持股-0.172*(-2.25)-0.108*(-4.75)机构投资者持股-0.165*(-2.12)-0.084*(-2.01)产融结合媒体报道-0.214*(-2.36)-0.184*(-2.08)媒体报道-0.126*(-2.31)-0.108*(-1.83)注：*、*和*分别表示 1%、5%和 10%的显著性水平；括号内是 T 值，控制变量、行业年度地区效应均已控制，限于篇幅，此处省略；列（1）和列（2）中，FIN=FIND，列（3）和列（4）中，FIN=FINH。表 5 列（2）、列（4）的结果显示，产融结合以及交互项的回归系数均显著为负，说明产融结合对股价同步性的抑制作用会受到媒体报道的影响，即媒体报道越多，信息融入股价越充分，其股价同步性下降越明显。（四）稳健性检验1.内生性问题的处理为解决可能存在的样本自选择问题，本文利用倾向得分匹配法构建配对样本，借鉴黎文靖和李茫茫（2017），选定能够反映公司特征等层面的关键变量作为匹配依据。9构建模型（7）进行 Logit 回归，借助近邻匹配法测算出倾向得分值，据此筛选出配对样本。本文用模型（7）做进一步检验：FIN_DUMi,t=0+1Xi,t+X+Year+Id+i,t（7）其中，因变量 FIN_DUM 是虚拟变量，若实体企业同金融机构建立股权关系，则取 1，否则取 0；X 表示特征变量。参考黎文靖和李茫茫（2017），选取以下关键指标作为特征变量：董事长与总经理是否两职合一，如果两职兼任，则取 1，否则取 0；管理层持股比例，用管理层持有股份占比表示；董事会独立性，用独立董事占比表示；公司成长性，用企业营业收入的增长率表示；银行借款，用现金流量表中的取得借款收到的现金与总资产的比值度量；政府补助，用政府补贴与期末总资产的比值衡量；生产总值年增长率，用省级层面生产总值年增长率衡量。9此外，其余变量总资产收益率、现金流量、财务杠杆、企业规模、产权性质、托宾 Q 值、公司年龄、股权集中度和市场化指数的定义同前文。在筛选出配对样本的基础上，本文进一步利用配对样本做回归。基于配对样本的检验结果显示，控制企业主要特征变量后，检验结果未发生实质性变化，说明基于全样本的研究结论是稳健的。2.其他稳健性检验为增强结论的可靠性，本文还做了如下稳健性检验：（1）针对遗漏变量而导致的内生性问题，当代财经 2023 年第 4 期 总第 461 期76当代财经Contemporary Finance&Economics采用工具变量法予以处理，即选取上市公司注册地处于同一地级市的金融关联比率的年度均值作为工具变量，重新回归原有模型进行检验。（2）针对联立内生性问题，将模型中所有解释变量的 1 期滞后项代替原有解释变量，重新回归原有模型进行检验。（3）鉴于产融结合模式是以实体企业参股商业银行为主，采用实体企业是否参股商业银行的虚拟变量作为产融结合的代理变量，如果参股商业银行，则取 1，否则取 0；采用连续变量衡量，即根据实体企业参股商业银行的持股比例衡量变量，以此为解释变量，重新回归原有模型进行检验。（4）更换股价同步性的度量方式。由式（1）和式（2）可知，股价同步性表征了个股股价波动中被行业波动和市场波动所解释的部分，这表明行业分类标准会影响股价同步性的计算结果。由于样本期为 20082020 年，而前文是根据 2012 年证监会行业划分标准计算股价同步性，样本期间部分公司经历了行业重分类。为排除这一影响，重新以证监会2001 年行业分类标准计算股价同步性，重新回归原有模型。（5）新增控制变量。参照徐辉和周孝华（2020），在原有模型基础上，新增部分控制变量，包括账面市值比、股权集中度、行业规模、交叉上市、机构投资者投资比例、分析师数目。27（6）重新界定产融结合虚拟变量，持股比例小于 10%、持股比例 10%20%和持股比例超过 20%均设为虚拟变量。经过上述一系列稳健性检验后，检验结果并未出现明显差异，说明研究结