資本市場開放與公司治理優化

劉程 王仁曾

【摘要】利用“滬港通”政策實施這一外生沖擊， 構建雙重差分模型（DID）實證研究資本市場開放對公司治理的影響。 實證結果表明：從盈余管理和高管薪酬業績敏感性這兩個指標來看， 對比控制組， “滬港通”政策實施確實有效地提高了公司治理水平， 且在“滬港通”活躍成交股樣本中更為明顯， 同時這一影響存在顯著并且持續增強的滯后效應; 通過影響機制檢驗發現， “滬港通”政策實施能夠顯著提高股票流動性， 進而提高公司治理水平; 對非國有企業和國有企業樣本分別進行回歸， 發現“滬港通”政策實施對公司治理的優化作用在非國有企業樣本中更為明顯。 這表明“滬港通”政策的實施對于改善公司治理具有重要的促進作用。

【關鍵詞】資本市場開放;滬港通;公司治理;雙重差分模型

【中圖分類號】F832 ? ? ?【文獻標識碼】A ? ? ?【文章編號】1004-0994（2020）12-0018-9

一、 引言

為了更好地服務供給側結構性改革和實現經濟高質量發展， 我國政府正切實推進全面深化資本市場改革和擴大開放。 2018年4月， 國家主席習近平于博鰲論壇上回應國際關切， 重申擴大對外開放的堅定決心。 同年8月中旬， 證監會正式頒布修訂后的《證券登記結算管理辦法》和《上市公司股權激勵管理辦法》， 明確規定未來合格的外國投資者開設A股證券賬戶的權力將會擴大。 我國資本市場的擴大開放將改變市場投資者的構成， 使得國內市場可以通過新加入的境外投資者來吸收海外市場的先進經驗， 促進資本市場發展， 從而推動我國經濟持續發展。

在此現實背景下， 資本市場開放給我國帶來的經濟影響已然成為學術界和實務界共同關注的重要命題。 與西方發達國家不同， 我國資本市場植根于我國的經濟轉型過程中， 存在對中小投資者保護不足、司法體系效率不高、市場監管能力不足等問題。 在這種特殊的制度背景下， 我國資本市場是否具備進一步開放的條件， 是否能充分發揮積極的經濟效應， 還需要嚴謹、科學的論證和研究。 借助“滬港通”這一外生政策背景， 本文旨在從公司治理的角度全面分析資本市場開放給我國上市公司決策帶來的影響， 以探討如何利用進一步對外開放這一契機提高資本市場服務實體經濟的能力。

學術界積累了大量關于資本市場開放經濟后果研究的文獻， 但尚未達成共識。 實證結論不一致主要是因為：①金融開放難以衡量; ②一個國家的資本市場開放程度往往是戰略選擇的結果， 可能內生取決于當地的經濟發展水平或資本市場成熟度。 而“滬港通”政策的實施具有外生性， 為本研究提供了理想的條件。 “滬港通”是進一步擴大資本市場開放、引入更多外國投資者的重要舉措。 本文在“滬港通”政策外生沖擊的基礎上， 構建了雙重差分模型（簡稱“DID模型”）， 以實證研究資本市場開放對公司治理的影響。 本文可能的貢獻在于：從盈余管理和高管薪酬業績敏感性的角度研究了資本市場開放對上市公司的影響， 并系統地分析了其潛在的行動機制; 進一步豐富和拓展了公司治理影響因素的相關文獻; 為“滬港通”政策的實施效果提供了微觀視角的實證證據。

二、 文獻回顧與研究假說

（一）文獻回顧

資本市場開放是指一國政府允許外國投資者投資于本國股票市場的策略性選擇[1] 。 正如新古典理論所預期的那樣， 大量的實證研究也表明， 金融開放可以對一國的經濟發展產生積極影響。

Bae等[2] 從信息環境的角度探究資本市場開放的積極影響， 他們發現資本市場開放能夠通過促進國外投資者的投資活動來改善企業信息環境。 Kim等[3] 通過實證研究發現， 境外投資者的引入有助于加快我國資本市場股票價格對公司信息的吸收， 提高股價信息的效率， 從而提高股價的有效性。 Rejeb等[4] 研究了資本市場開放與股票市場效率的問題， 發現資本市場開放促進了信息透明度的提高， 從而可以提高股票流動性和市場效率。 鐘覃琳、陸正飛[5] 利用“滬港通”政策實施這一外生沖擊， 從股票價格信息含量的視角， 實證研究了我國資本市場開放對資本市場效率的影響。 其研究結果表明， 實施“滬港通”政策有助于降低股價同步性， 提高我國股市的價格信息含量。 這增強了資本市場在資本配置中的重要性， 從而促進了股票市場的健康發展[5] 。 鐘凱等[6] 研究發現， “滬港通”政策實施通過鼓勵公司提高信息披露質量， 降低了股票價格的異質性波動。

也有一些文獻研究“滬港通”政策實施的經濟效應。 這些文獻分別研究了“滬港通”政策實施的波動溢出效應或其對股價波動、股價崩盤風險等的影響[7-9] 。 然而這些文獻主要考慮“滬港通”政策實施對市場宏觀層面或者股價方面的影響， 并沒有考慮其對公司內部經營決策方面的影響。 因此， 本文擬從公司治理的角度研究資本市場開放對上市公司決策的影響及其作用機制。

（二）研究假說

作為公司股權持有者的境外投資者在企業日常經營管理活動中發揮著日益重要的監督作用。 股票市場對外開放程度的提高降低了境外投資者的準入門檻。 “滬港通”政策的實施不僅為國內投資者開辟了投資海外股市的渠道， 也為國內資本市場引入了更多的境外投資者。 根據境外投資者監管理論， 作為企業股東的境外投資者具有較為強烈的監管動機和干預積極性， 這將會對企業的經營管理活動產生直接的治理作用， 從而對公司高管的委托代理行為產生抑制作用， 進而提高公司治理水平。

資本市場開放能夠促使上市公司提高其財務信息披露水平和財務信息透明度， 主要體現在三個方面：其一， 國內資本市場實行對外開放政策之后， 境外投資者能夠自由地在國內資本市場進行投資， 這些崇尚價值投資理念的境外投資者群體會更加關注企業的信息披露行為， 而且作為理性投資者的代表， 境外投資者在進行股票資產選購時會盡可能避免購買信息透明度不高或信息披露不完善企業的股票[10] 。 所以， 在資本市場對外開放后， 上市公司出于吸引境外資金投資的目的， 具有主動降低內外部信息不對稱的積極性。 其二， 這些來自發達國家的境外投資者具備較為專業的信息搜集能力和較強的信息需求[11] ， 因而有更強的直接參與公司治理活動的意愿， 并更有能力發現和約束經理人的不當行為， 督促其提高財務信息披露質量。 其三， 在“滬港通”政策實施后， 標的股票的市場流動性顯著增強， 這會對公司治理起到優化作用。 同時“滬港通”標的公司比其他公司受到更多的市場關注和社會監督， 所以更有動機提供高質量的財務報告。

基于上述分析， 本文提出如下假設：

假設1：“滬港通”政策的實施可以發揮公司治理作用， 從而有效抑制公司的盈余管理行為。

最優契約理論認為， 薪酬激勵是解決股東與管理層之間委托代理問題的有效途徑。 作為代理人的管理層可能會為了私人利益做出損害公司利益的行為， 而薪酬激勵能夠將管理層利益與企業經營業績緊密聯系起來， 從而有效激勵管理層為公司創造更大的價值并提升公司業績。 高管薪酬業績敏感性衡量了高管薪酬激勵的有效性， 被廣泛用于衡量公司治理的有效性[12] 。 根據前文的分析， “滬港通”能夠降低代理成本并改善公司治理機制， 那么本文預期在實施“滬港通”政策后， 高管薪酬業績敏感性將會顯著提高。

由此， 本文提出如下研究假設：

假設2：“滬港通”政策的實施可以發揮公司治理作用， 對比控制組， 處理組公司的高管薪酬業績敏感性明顯提高。

在我國資本市場， 大量具有不同所有權特征的公司長期共存。 與非國有企業相比， 國有企業的公司治理和激勵執行基本上是政治官員評價和晉升機制的延續。 其高管薪酬和職位升遷主要由政府決定， 其他股東難以直接進行干預。 非國有企業高管更關心其他股東的意見， 他們的治理機制可以更好地實現股東與管理層之間的激勵相容。 因此， 本文認為， 由于存在所有權性質差異， 通過實施“滬港通”政策引進外國投資者來改善公司治理機制的這種改善效應會更多地反映在非國有企業中。

由此， 本文提出如下研究假設：

假設3：與國有企業相比， “滬港通”政策的實施對非國有企業公司治理優化具有更為顯著的影響。

三、 研究設計

（一）實證模型

本文通過建立以下DID模型來檢驗資本市場開放對公司盈余管理的影響。 在所有回歸結果中， 本文對相關t值都進行了公司個體層面的Cluster調整。

（二）變量定義

1. 被解釋變量。

（1）盈余管理。 根據相關文獻， 本文采用應計盈余管理和真實盈余管理來衡量上市公司的盈余管理行為[13，14] 。

采用修正的Jones模型來度量企業的應計盈余管理程度。 基本思路是利用應計利潤對年初固定資產的倒數、營業收入變動、應收賬款凈額變動以及固定資產凈值分行業分年度進行OLS回歸， 得到的殘差取絕對值就是應計盈余管理（DA）， 相關變量均需經過年初總資產標準化處理。

使用Roychowdhury[15] 的方法來衡量真實盈余管理。 真實盈余管理（E_proxy）為生產性操控變量減去銷售操控與酌量性費用操控之和后得到的值取絕對值。 生產性操控變量、銷售操控以及酌量性費用操控都采用分行業分年度OLS回歸得到的殘差來衡量。 其中， 生產性操控變量基于產品銷售成本與本期庫存商品變動之和對當期銷售額、當期銷售額變動和上期銷售額變動的回歸得到; 銷售操控基于經營現金凈流量對年初固定資產的倒數、本期銷售額和當期銷售額變動的回歸得到; 酌量性費用操控基于銷售費用與管理費用之和對年初固定資產的倒數和上期銷售額的回歸得到。 相關變量均需經過年初總資產標準化處理。

（2）高管薪酬變化。 借鑒相關學者的做法[12] ， 本文的高管薪酬變化（△Lncom）利用國泰安數據庫公布的企業高管平均工資收入額來衡量， 并根據當年變化額進行對數化處理。

2. 解釋變量。 本文的核心解釋變量為資本市場開放， 具體利用2014年我國“滬港通”政策實施作為外生沖擊， 構造兩個虛擬變量：其一為是否為“滬港通”標的股票的虛擬變量（Treat）， 如果企業股票在該范圍內則取值為1， 否則為0; 其二為“滬港通”政策實施與否的年度虛擬變量（Open）， 若“滬港通”政策實施則取值為1， 否則為0。 本文主要關注的是這兩個變量的交互項， 該交互項反映了政策實施后處理組與控制組之間變化的平均效應， 準確衡量了“滬港通”政策實施的經濟效應。

3. 控制變量。 本文還控制了可能影響盈余管理的其他因素， 主要包括企業特征、所有權結構、內部公司治理和外部監督機制等方面。 企業特征方面設置控制變量：企業成長性（Q）、資產規模（Lnsize）、上市年齡（Lnage）、杠桿率（LEV）、資產回報率（ROA）以及產權性質（SOE）; 所有權結構方面設置控制變量：機構投資者持股（Instihold）、管理層持股（Manhold）; 內部公司治理方面設置控制變量：獨立董事占比（Indboard）、兩職合一（Dual）和董事會規模（Lnboard）; 外部監督機制方面設置控制變量：四大審計（Big4）和分析師跟蹤數量（Analyst）。 表1列出了主要變量的具體定義。

（三）數據來源與描述性統計

本文利用“滬港通”政策實施這一外生沖擊， 實證研究資本市場開放對上市公司治理的影響。 為避免其他不可控因素對實證模型的回歸結果產生影響， 以及保證實驗環境“干凈”， 本文選取“滬港通”政策正式實施前后三年的數據， 同時為了避免上市交易所和深港通的影響， 本文以2011 ～ 2016年上海證券交易所A股上市公司為研究樣本。 樣本公司的財務數據、股權結構、公司治理數據和行業分類數據均來自CSMAR數據庫。 為了控制極端值對回歸分析的影響， 對所有連續的解釋變量在1%和99%分位數上均進行縮尾處理（Winsorize）。 主要變量的描述性統計結果見表2。

由表2主要變量的描述性統計結果可知， 樣本公司的應計盈余管理和真實盈余管理均值分別為2.500和4.241， 這一結果與部分學者的研究結果大致相同[13，14] ; 企業成長性均值為2.027， 說明在樣本中， 我國公司的市值大概是總資產的兩倍; 資產回報率的均值為0.030， 說明我國上市公司平均利潤率為3%; 機構投資者持股和管理層持股的均值分別為38.514%和4.267%， 說明我國上市公司股權結構中機構投資者持股比管理層持股更加普遍; 國有企業的觀測樣本占比為58.5%， 說明樣本中有接近六成是國有上市公司。

四、 實證分析

（一）資本市場開放與公司盈余管理

1. 基本回歸結果。 表3列示了資本市場開放和盈余管理的基本回歸結果。 列（1）和列（4）是僅添加企業特征方面控制變量的回歸結果， 列（2）和列（5）是引入所有控制變量的回歸結果， 列（3）和列（6）則是進一步控制地區固定效應的回歸結果。 本文所關注的核心解釋變量Treat×Open的回歸系數分別為-0.575（t=-2.22）和-1.424（t=-3.64）， 分別在5%和1%的水平上顯著， 初步說明假設1成立， 即對比控制組公司樣本， “滬港通”政策的實施顯著降低了公司盈余管理水平， 改善了公司治理。 進一步控制其他因素， 從列（2）和列（5）可以看出， 交互項Treat×Open的回歸系數分別為-0.548（t=-2.09）和-1.429（t=-3.65）， 分別在5%和1%的水平上顯著。 列（3）和列（6）進一步控制地區固定效應后， 核心解釋變量Treat×Open的回歸系數依然顯著為負。 由此， 本文的回歸結果證明， “滬港通”政策的實施確實有助于抑制公司管理層的盈余管理行為， 支持了假設1。

2. 進一步驗證。 為進一步驗證“滬港通”政策實施的公司治理優化作用是由“滬港通”政策實施本身引起的， 而非由其他偶然因素引起， 本文借鑒鐘凱等[6] 的方法， 將標的股票至少有一天成為“滬港通”十大活躍成交股定義為活躍成交股樣本（簡稱“活躍樣本”）， 否則為非活躍成交股樣本（簡稱“非活躍樣本”）， 利用這兩個子樣本重新進行回歸檢驗， 結果如表4所示。 這一實證檢驗的基本邏輯是， “滬港通”政策的實施對公司盈余管理行為的影響是通過引進境外投資者來實現的。 那么， “滬港通”政策實施對其中標的股票交易活躍公司管理層盈余管理行為的影響應該更為顯著。

由表4可以看出， “滬港通”政策實施對其中標的股票交易活躍公司管理層盈余管理行為的影響更為顯著， 這說明“滬港通” 政策實施所引入的境外投資者對于抑制公司盈余管理行為具有積極作用， 進一步支持了假設1。

3. 動態雙重差分模型的回歸結果。 由于表3的回歸結果反映的是資本市場開放或者“滬港通”對公司盈余管理的平均影響， 無法反映“滬港通”政策實施的影響是否存在時間上的滯后效應及效果的可持續性， 為了進一步明確兩者之間的因果關系， 同時考察“滬港通”政策實施的影響是否存在時間上的滯后效應， 本文借鑒Fang等[16] 的方法建立以下動態DID模型， 重新進行回歸。

其中：Open0和Open1分別為標的公司股票開通“滬港通”業務第一年和第二年的年度虛擬變量， 其他變量定義同上。 β1反映的是“滬港通”政策實施對公司盈余管理的直接效應， 而β2反映的是“滬港通”政策實施對公司盈余管理的滯后效應。

表5報告了該動態雙重差分模型的回歸結果。

由表5可知， 列（1）交互項Treat×Open0的回歸系數為-0.439（t = -1.67）， 在10%的水平上顯著， 說明在“滬港通”政策實施當年， 公司的應計盈余管理行為得到顯著抑制。 而Treat×Open1的回歸系數為-0.667（t=-1.71）， 也在10%的水平上顯著， 且后者絕對值明顯大于前者（0.667>0.439）， 說明公司應計盈余總量持續顯著下降并且下降幅度有所提高; 進一步控制固定效應的區域回歸效應[列（2）]， 結論仍然有效。 ?最后， 從真實盈余管理的回歸結果來看， “滬港通”政策的實施對公司真實盈余管理行為有顯著的影響， 還存在顯著的滯后效應， 并且滯后效應大于當前效應。

總而言之， 這說明“滬港通”政策的實施對抑制公司盈余管理行為確實存在持續增強的滯后效應。

4. 影響機制。 Lee等[17] 研究了我國資本市場開放與A股股票流動性之間的關系， 發現國內資本市場開放能夠顯著提高A股股票的流動性。 “滬港通”政策的實施引入了更多的境外投資者， 這有利于提高股票流動性。 大量文獻研究表明， 股票流動性的提高可以改善公司治理機制[18-20] 。

為了驗證這一機制的存在性， 本文采用路徑分析方法進行分析。 其中借鑒Amihud[21] 的方法來衡量股票流動性， 即Amihud指數。 本文研究所采用的Amihud指數首先逐日計算， 然后經過取該年度內日間Amihud指數的算術平均數得到年度Amihud指數， 具體計算方法如下：

表6列（1）和列（2）是檢驗“滬港通”政策實施對股票流動性影響的回歸結果。 Treat×Open的回歸系數都為0.065（t=4.31）， 且都在1%的水平上顯著， 這表明“滬港通”政策的實施相對于對照組樣本顯著提高了相關公司的股票流動性。 列（3） ～ 列（6）是股票流動性與公司盈余管理的回歸結果， 其中股票流動性（Liquidity）的回歸系數在各列中都顯著為負， 表明股票流動性的提高可以抑制公司的盈余管理程度， 進而改善公司治理。 這說明“滬港通”政策的實施能夠提高標的股票的流動性， 進而提高公司治理水平。

（二）資本市場開放與高管薪酬業績敏感性

表7報告了資本市場開放與高管薪酬業績敏感性的回歸結果。

由表7可知， 列（1）交互項Treat×Open×?Lnperf的回歸系數為0.064（t=3.15）， 在1%的水平上顯著， 表明與對照組公司的樣本相比， “滬港通”政策的實施顯著提高了目標公司高管薪酬業績敏感性， 假設2得到了支持。

進一步利用“滬港通”活躍樣本和非活躍樣本進行驗證， 結果見列（2）、列（3）， 活躍樣本Treat×Open×△Lnperf的系數為0.136（t=2.95）， 且在1%的水平上顯著。 并且該系數的絕對值遠大于非活躍樣本（0.136>0.049）， 這表明， 實施“滬港通”政策引入的境外投資者對提高公司高管薪酬業績敏感性有積極作用， 進一步證明了假設2。

本文還構建了一個動態DID模型， 以檢驗“滬港通”政策實施對高管薪酬業績敏感性的影響是否存在時滯效應。 表7第（4）列給出了整個樣本的動態DID模型回歸結果。 其中交互項Treat×Open0×△Lnperf的回歸系數為0.056（t=2.10）， 在5%的水平上顯著， 交互項Treat×Open1×△Lnperf的回歸系數為0.068（t=2.49）， 在5%的水平上顯著， 這表明“滬港通”政策實施對高管薪酬業績敏感性的影響不僅具有顯著的當前效應， 而且具有顯著增強的滯后效應。 這種效應特征與盈余管理的影響特征一致。

（三）資本市場開放、產權差異與公司治理優化

表8報告了資本市場開放、產權差異與公司治理優化的回歸結果。

表8第（1）列報告了“滬港通”政策實施對非國有企業應計盈余管理的影響， 交互項Treat×Open的系數為-0.661（t=-2.54）， 在5%的水平上顯著， 而在國有企業樣本的回歸結果[第（2）列]中， 交互項Treat×Open的系數為-0.392（t=-0.69）， 未通過10%水平上的顯著性檢驗。 對比兩組樣本交互項Treat×Open的系數的絕對值， 發現“滬港通”政策實施對非國有企業應計盈余管理的影響要大于對國有企業的影響（|-0.661|>|-0.392|）。

從第（3）、（4）列報告的“滬港通”政策實施對非國有企業和國有企業真實盈余管理的影響來看， 非國有企業和國有企業樣本的交互項Treat×Open的回歸系數分別為-2.158和-1.043， 分別在1%和5%的水平上顯著， 同時非國有企業樣本的系數絕對值要明顯大于國有企業樣本（|-2.158|>|-1.043|）， 這表明“滬港通”政策實施對非國有企業盈余管理行為的抑制作用要大于對國有企業。

第（5）、（6）列報告了資本市場開放與高管薪酬業績敏感性的實證檢驗結果。 其中非國有企業樣本的交互項Treat×Open×?Lnperf的回歸系數為0.075， 且在1%的水平上顯著， 而國有企業樣本對應的回歸系數為0.050（t=1.35）， 但沒有通過10%水平上的顯著性檢驗。 通過對這兩個系數進行比較發現， 非國有企業的該回歸系數絕對值明顯大于國有企業（0.075>0.050）， 說明“滬港通”政策的實施對非國有企業高管薪酬業績敏感性的影響更顯著。

綜上所述， 相對于國有企業， “滬港通”政策的實施對非國有企業的公司治理優化作用更為顯著， 即假設3成立。

五、 穩健性檢驗

第一， 由于“滬港通”標的股票的篩選存在自選擇偏差問題， 即不是隨機的， 為解決自選擇偏差問題可能導致的內生性問題， 本文進一步采用PSM方法使得控制變量的數據盡可能地接近隨機試驗數據， 以最大限度地減少可觀察數據的偏差。 首先， 采用Logit模型考察哪些特征的滬市所有A股上市公司樣本能夠成為“滬港通”標的股票， 即用處理組虛擬變量對各個控制變量進行回歸估計; 然后， 對共同取值范圍內的個體進行一對一有放回的卡尺內近鄰匹配， 以有效地減少處理組和控制組可觀察數據的偏差（樣本匹配前后處理組和控制組控制變量均值差異性t檢驗的結果顯示， 匹配后處理組和控制組控制變量的均值差異顯著下降）; ?最后， 使用匹配的樣本重新測試原始模型。 所得結果與前文的回歸結果保持一致， 說明“滬港通”政策實施具有顯著的公司治理優化作用。

第二， 剔除2014年的樣本。 前文實證結果主要采用2011 ～ 2016年期間的滬市A股上市公司數據， 為降低政策實施當年（2014年）的影響， 本文在原有樣本的基礎上剔除2014年的觀測樣本， 并利用這一子樣本重新進行檢驗， 結果與前文回歸結果保持一致， 說明前文的結論穩健成立。

第三， 安慰劑檢驗。 為了避免公司治理機制的改善是由非“滬港通”政策實施的其他因素引起， 本文還進行了安慰劑檢驗。 假定2013年為“滬港通”政策實施年份， 比較2013年之前和之后的年份之間的顯著差異。 結果發現， 假定的“滬港通”政策實施并沒有顯著抑制標的公司的盈余管理行為， 也并未提高公司高管薪酬業績敏感性。

第四， 平行趨勢假設檢驗。 為確保前文采用DID模型的估計結果準確可靠， 本文進行了平行趨勢假設檢驗，結果如圖1、圖2所示。

從圖1和圖2可以發現， “滬港通”標的公司與非“滬港通”標的公司在“滬港通”政策實施之前表現出相同的盈余管理變化趨勢， 但在“滬港通”政策實施之后的盈余管理差異產生了變化， 這與“滬港通”政策實施與否有密切的關系。 該結果一方面支持了DID模型的適用性， 另一方面也較為直觀地驗證了“滬港通”政策實施的公司治理優化作用。

六、 結論及政策啟示

資本市場開放是一個國家資本市場發展的重要指標， 是資本市場健康發展和金融體制改革的重要推動力， 也是一個國家經濟可持續發展的內生驅動力。 我國政府正切實推進全面深化資本市場改革和擴大開放， 在此現實背景下， 資本市場開放的經濟效應問題已然成為學術界和實務界共同關注的重要命題。

本文采用“滬港通”政策實施的外生沖擊， 建立了DID模型， 實證研究了資本市場開放對公司治理的影響。 實證結果表明：從盈余管理和高管薪酬業績敏感性的角度， ?“滬港通”政策的實施有效提升了公司治理水平， 這一作用在活躍股票樣本中表現得更為明顯。 同時， 這一改善作用存在顯著并且持續增強的滯后效應。 通過影響機制檢驗發現， “滬港通”政策實施能夠顯著提高股票流動性， 進而提升公司治理水平。 通過劃分非國有企業和國有企業兩個樣本可以發現， “滬港通”政策實施對公司治理的優化效果在非國有企業樣本中更為明顯。

本文的研究證實了“滬港通”政策的實施對于改善公司治理具有重要的促進作用， 這為后續資本市場擴大對外開放政策的制定提供了一定的經驗借鑒。 推進資本市場的進一步開放對于改善公司治理機制、實現證券市場的健康發展和增強資本市場服務實體經濟的能力具有重要意義。

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