2021第43卷第10期
2.广东财经大学 粤港澳大湾区资本市场与审计治理研究院，广东 广州 510320;
3.暨南大学 管理学院，广东 广州 510632
2.Institute of Capital Market and Audit Governance Studies for the Great Bay Area “Guangdong, Hong-Kong, Macau”, Guangdong University of Finance and Economics, Guangzhou 510320, China;
3.School of Management, Jinan University, Guangzhou 510632, China
随着我国市场经济的发展，证券市场在融通资金、拓宽投资渠道以及反映宏观调控等方面所发挥的作用日益凸显，但证券市场中虚假陈述、内幕交易、操纵市场等违法行为也日益增多。由于案件复杂多样导致了案件处理时间长，同一案件因诉讼人不同经常被拆分为多个案件，中小投资者难抱团，索赔获得的经济效益不高，维权难的问题始终难以解决，亟需设立一个维权成本低的证券纠纷解决机制。事实上，我国证券纠纷代表人诉讼制度已经历多次修订，但长期没能建立起成熟的机制，妥善协调公司与中小股东之间的矛盾，导致侵权行为屡禁不止。《中华人民共和国证券法》（以下简称《证券法》）作为资本市场的“根本大法”先后经历了3次修正和1次修订，2020年新《证券法》第二次大修订，特别强调了投资者权益保护，尤其是对中小投资者权益保护这条主线，并专门在第六章新增“投资者保护”一节，具体包含第八十八条到第九十五条共8个条文；其中，第九十五条关于民事赔偿代表人诉讼制度被广泛定义为中国式的证券集体诉讼制度，确立了“默示加入、明示退出”的诉讼原则，旨在提高上市公司的违法成本，保护投资者利益。那么，新《证券法》的颁布是否真的提高了公司的违法成本？如果是，上市公司是会通过“隐藏”信息来避免违规处罚或者高昂的赔偿金额，还是会通过“澄清式”的投资者关系管理以避免集体诉讼或者更多披露信息和沟通以获取投资者谅解呢？上市公司是否真的能够“瞒天过海”？
深圳证券交易所2006年颁布了《上市公司公平信息披露指引》，旨在鼓励上市公司制定信息披露备查登记制度，对接受或邀请特定对象的调研、采访、沟通等活动予以详细记载，并在定期报告中予以披露。2012年，深交所在官网推出“投资者关系”栏目，要求上市公司将其接待投资者调研的相关活动纪实对外界公开。大量研究表明，投资者调研作为外部股东参与公司治理的一种积极行为，能够降低公司的信息不对称，推动资本市场监管和媒体监督，抑制公司进行避税、掏空、盈余操纵等非法、违规交易，或者机会主义行为（谭劲松和林雨晨，2016；李昊洋等，2018；逯东等，2019；杨侠和马忠，2020）。那么，新《证券法》颁布后，当公司被提起集体诉讼时，会不会在投资者调研中隐藏信息，以避免“坏消息”的扩散导致的高昂违法成本？本文旨在考察集体诉讼纳入代表人诉讼制度后对公司在投资者调研中的信息传递意愿以及投资者获取公司特质信息效果的影响及其经济后果。
本文研究贡献和意义在于：第一，本文基于新《证券法》颁布实施的准自然实验，构建干净的双重差分情景，捕捉了我国特色代表人诉讼制度的净效应，丰富了证券违法集体诉讼经济后果的文献观点（Gande和Lewis，2009；Arena和Julio，2015；Jindra等，2017；Hopkins，2018；陈运森等，2020）。第二，本文提供了在面临集体诉讼时，公司是倾向于“隐瞒”信息以避免高昂违法成本还是通过更多信息沟通以获取投资者谅解的经验证据，拓展了投资者关系管理领域的视野（Ettredge等，2016；权小锋等，2017；卜君和孙光国，2020）。第三，本文将证券违规处罚和集体诉讼结合起来考察，比较违规但未被集体起诉的公司和违规且已被集体起诉的公司的行为差异及其经济后果，为行政监管和市场法律监督在阻止证券欺诈行为时的治理效果提供了新的证据，丰富了公共执法和通过责任规则促进私人执法的文献观点（La Porta等，2006；汤维建，2020）。此外，从实践角度看，本文为中小投资者运用代表人诉讼制度维护合法权益提供借鉴意义，对上市公司规范其信息披露业务具有启迪意义，也为实现证券秩序法治手段的更迭与创新、推进经济高质量发展提供了启示。
二、文献综述和研究假说（一）文献综述
1. 集体诉讼相关研究
投资人保护是资本市场存在与发展的基石（La Porta等，2006）。20世纪60至90年代间，在《证券法》《投资公司法》等一系列法律法规的框架下，有20%以上的美国上市公司被投资者提起集体起诉，“低诉讼门槛下的自我保护”市场逻辑对上市公司内部人形成强大的威慑，强化了对投资者权益的保护。有鉴于此，新兴市场国家纷纷效仿美国的监管架构，构建了各自的投资者保护制度，例如多数大陆法系国家效仿美国集体诉讼制度、德国以私人合同替代公共法律、日韩基于民间组织的集体诉讼等等。现有文献集中在集体诉讼的成因和后果的讨论，例如Shi等（2016）研究指出，首席执行官和高层管理人员之间的巨大薪酬差距会激发导致诉讼的行为；Jindra等（2017）、Feng和Fuerman（2018）发现，通过反向兼并上市的公司与通过首次公开募股上市的公司相比，面临诉讼的可能性要大得多；Arena和Julio（2018）则发现，总部设在司法系统效率不高的国家的被告公司，面临的集体诉讼风险和成本更低，更容易出现违法行为。在经济后果方面，大多数研究发现集体诉讼制度在司法效率高、众多纠纷一次性化解、震慑和阻吓上市公司违规操作、维护证券良好秩序等方面具有制度性优势（Fisch，1997；Caskey，2014；Hopkins，2018）；但也有不少研究发现集体诉讼的效果不佳，甚至对公司经营造成负面影响，例如过度诉讼下社会法律成本的浪费和对公司高管的过度束缚等（Helland，2006；Arena和Julio，2015；Nguyen等，2018）。尽管如此，从历史的发展来看，其积极作用更大，极大地推动了各国和地区资本市场的发展。
我国证券代表人制度经历了从不予适用到初步探索再到适用框架基本形成的发展历程。1991年，《民事诉讼法》首次确立了人数确定及人数不确定的代表人诉讼制度，但相应司法解释十分抽象和原则化，缺乏明确的实施细则。经过2002年至2003年的初步探索，我国证券代表人诉讼制度最终形成适用框架，之后国内学者纷纷对该制度展开研究。例如张汉玉和杜丽虹（2006）研究指出，要提高证券监管制度的法律效力就必须降低法律门槛，从而对上市公司形成实质性的威慑，将事后惩罚转为事前预防。孙放（2019）认为，集体诉讼制度基于“公地”的集体属性能够发挥规模效应，有效地实现公私利益的激励相容。汤维建（2020）则指出，采用机构团体而非投资者个人作为“代表人”是我国证券集体诉讼制度的特色，为集约型化解证券纠纷提供了新路径，丰富了我国司法保护渠道。总的来说，目前我国对于代表人诉讼制度的相关研究主要停留在法律层面，还鲜有分析其成因和经济后果的经验证据。
2. 投资者调研相关研究
投资者关系管理（IRM）作为现代公司治理的重要内容，对于上市公司自身的经营和资本市场的稳定发展有着极其重要的意义（伊志宏等，2020）。投资者调研是上市公司进行投资者关系管理的重要手段之一，参与调研的对象通常包括证券公司、保险公司、公募基金、私募基金以及个人投资者，调研问题涵盖公司战略导向、投融资决策、技术研发、股权结构等。大量研究表明，作为外部股东参与公司治理的一种积极方式，投资者调研改善了公司治理效率（赵阳等，2019；杨侠和马忠，2020；张勇，2020）。另外，还有很多学者的研究表明，投资者调研通过与公司管理层面对面沟通，降低了信息不对称，从而能够抑制公司的违规、违法交易或者机会主义行为，例如张勇（2018）发现，投资者实地调研会显著提升公司的会计信息可比性水平，实地调研频度、广度及深度越高，会计信息可比性水平越高；逯东等（2019）研究表明，投资者实地调研会恶化公司财务报告可读性差所导致的信息不对称，但同时也会增强公司财务报告可读性好所带来的信息披露效率的提高，体现出“让清者更清，让浊者愈浊”的互补效应；董永琦等（2019）则指出，投资者实地调研会遏制高管隐藏公司负面信息的行为，降低了股价崩盘风险；而卜君和孙光国（2020）的研究进一步表明，投资者实地调研在事前能够发挥“信息”与“治理”双重效应抑制公司违规行为，在事后能够提高违规行为被监管部门稽查的效率。应该说，投资者调研的以上两方面治理效果，预期会反过来影响公司接受投资者调研的意愿以及投资者调研的广度和深度，但相关研究还非常少。在公司面临集体诉讼这种负面冲击时，公司在与投资者沟通中会选择怎样的行为，亟需提供经验证据。
（二）研究假说
我国代表人诉讼制度长期以来都停留在笼统的原则性规定层面上，缺乏具备可操作性的细则，导致难以有效付诸司法实践的境况。新《证券法》专门就代表人诉讼制度确立了“默示加入、明示退出”的诉讼原则，使得上市公司面临的资本市场违法成本发生了巨大的变化。
首先，新《证券法》中对代表人诉讼制度的引入为集体诉讼提供了良好的司法实践基础，当有五十个人以上的投资者共同提起诉讼时可以委托投资者保护机构作为代表人进行诉讼。投资者保护机构主要包括中国证券投资者保护基金有限责任公司及中证中小投资者服务中心有限责任公司，都由中国证监会进行管理。在投资者众多的情况下由投资者保护机构代表诉讼可以免去诉讼成员的登记和推荐之苦，免去耗时商定诉讼代表人的过程，有助于推进诉讼案件的处理速度、节约审理时间。投资者保护机构具备公益性、专业性等特征（辛宇等，2020），能够避免或减少滥诉现象并且会挑选具有专业胜任能力的律师为投资者提供诉讼帮助（汤维建，2020），这和以往投资者“单打独斗”的情况大相径庭，被侵权人起诉的动力大大提高。
其次，新《证券法》打破了重大财务造假处罚上限仅为60万元的局面，定额处罚标准提升至200万至1000万元，对于恶劣欺诈IPO事件更是处以高达2000万元的罚款；违法所得处罚的标准则从1至5倍提高到1至10倍，且相关责任人可酌情处以100万元以上1000万元以下的高额罚款，大大加强了对上市公司违法方面的威慑力。
再者，公司涉入集体诉讼后，投资者考虑到新《证券法》中对于涉诉违法公司的惩罚力度加大甚至可能影响到公司的运营，会大大降低对于公司未来发展的预期，因此市场反应预计会更差。综上，提出如下假设：
假设1：控制其他因素，新《证券法》代表人制度实施后，集体诉讼案件审理时间更短，被诉公司败诉概率更大、实际赔偿金额更大，并且诉讼公告日的市场反应更差。
新《证券法》大大提高了公司违法成本，公司一旦违规且被提起集体诉讼，预期其会有两种不同的反应：一是通过“澄清式”的投资者关系管理或者更多披露“好消息”营造良好的公司形象来对冲诉讼的负面影响，此时管理层会增加与投资者的沟通频率，特别是面对面的实地调研。另一种可能反应是通过“隐藏式”的投资者关系管理来避免因违规违法处罚而需赔付的高昂赔偿金额以及负面消息的迅速传播给公司带来不良的市场影响，此时管理层会尽可能地减少与投资者的直接交流。基于如下几方面考虑，本文预期涉诉后公司管理层会倾向于在投资者调研中“隐瞒”信息：
首先，Ettredge等（2016）研究表明，公司会计稳健性程度越高，市场对诉讼的反应、诉讼的持续时间、诉讼的驳回和法院的宣判等方面都会更有利，这一结果支持了Watts（2003）关于会计保守主义的诉讼解释的证据。因此，公司涉诉以后预期会更为保守，通过更多地公布“好消息”来对冲诉讼负面影响的可能性不大。其次，证监会明确规定，公司发生重大违规事项应当进行披露，深交所进一步规定，上市公司需要在投资者调研中积极回应投资者关注的问题，并及时在证券交易所平台发布。这意味着一旦公司在资本市场上出现违规行为并且被监管机构惩罚，相关的违规信息都应当进行适当披露，特别是在公司涉入集体诉讼的情况下，诉讼事项的公示会进一步引起投资者的关注，给公司造成负面影响。Abdulmanova等（2021）研究发现，被提起集体诉讼后，投资者的关注与公司声誉受损以及遭受的价值损失显著正相关，与欺诈信息的传播也呈正相关关系。同时，投资者关注的效果抑制了欺诈的严重性。再者，我国上市公司的实地调研活动多数情况下有基金、券商、保险公司、金融分析师公司等多种类型投资者或单位同时参与，这些参与方有着较强的信息分析与解读能力，能够为客户供应商、同行企业、并购重组对象等利益相关者挖掘更多在公开披露中被掩盖的信息，增加公司违规违法行为被稽查的概率（卜君和孙光国，2020），如果这种调研活动真的起到了“让清者更清，让浊者愈浊”效应（逯东等，2019），就有理由推断公司管理层会为了规避涉诉的负面信息经由投资者情绪的传染效应给公司股价带来断崖式的下跌甚至崩盘的风险而选择隐瞒（董永琦等，2019）。此外，参与调研的投资者是公司股票的直接持有者、潜在持有者以及利益相关方，是公司违规违法行为的直接承担者，在诉讼情况未明朗之前，管理层也有动机减少面对面的沟通，以缓解来自资本市场的压力。最后，相对于股东而言，管理层人力资本难以分散化投资，集体诉讼可能导致其不得不承担巨大的声誉损失成本，从保全职位动机角度来看，他们也有动机为减少诉讼事件对自身的冲击而减少与投资者直接沟通。
另外，从信息接收方——投资者的角度来看，丁方飞等（2019）研究发现，机构投资者实地调研能抑制企业违规违法行为，但这种效应只有当机构投资者在实地调研中向管理层提问个数较多、提问内容针对性较强时才存在。换言之，同样是调研活动，投资者获取信息的数量和质量也存在较大差异，对违规违法行为的抑制程度也不同。刘晨等（2021）研究表明，投资者实地调研会导致公司的选择性信息披露，减少年报风险信息披露。如果以上推测成立，管理层在涉诉后倾向于“隐瞒”信息，那么公司涉入集体诉讼后，即便是存在投资者调研活动，投资者获取的增量信息会更少，信息的质量也会更差，而这种刻意的“隐瞒”行为难以被监管部门和投资者所察觉。新《证券法》的颁布推动了投资者对于集体诉讼这一维权途径的使用，公司若涉入集体诉讼并败诉会带来巨大的负面影响，其在投资者调研过程中会进一步增强警惕，“隐瞒”行为可能会进一步增加。因此，本文预期在公司出现证券违规被处罚且被提起集体起诉时，接受投资者调研的机构数量会减少，对于现场调研以及调研过程中的问题数量也会减少，导致投资者从公司获取的特质信息更少。综上，提出以下假设：
假设2：控制其他因素，公司一旦涉入集体诉讼，更加倾向于在投资者调研中“隐瞒”信息，投资者从调研活动中获取的特质信息更少；新《证券法》颁布实施后，这种效应更强。
新《证券法》颁布实施后，公司一旦涉入集体诉讼，为了避免败诉后被罚的直接成本以及涉诉信息披露给公司生产经营带来负面冲击的间接成本加重的双重压力，本文预期管理层会倾向于在投资者调研活动中进行“隐藏式”而非“澄清式”的信道干扰来影响利益相关者的情绪和行动（如图1所示），那么这种“隐藏”行为真的能够缓解集体诉讼对公司经营和市场表现的影响吗？基于以下的考虑，本文预期管理层并不能真的“瞒天过海”：一方面，当公司因涉嫌违规等事项而涉入集体诉讼中时，公司自身会因监管部门的行政审查与稽查而面临投资者信任降低导致的市值下降等不良后果（孟庆斌等，2019）。通常投资者会对公司涉诉时的判决结果进行预期，并且这种预期会影响其投资决策，从而导致公司面临股价下行的压力及公司价值面临负面冲击的可能（Gande和Lewis，2009），新《证券法》颁布实施后，投资者的事前预期将更加消极，“隐藏”信息导致的信息不对称可能会进一步恶化这种预期。另一方面，当公司涉嫌违规而进入集体诉讼程序时，除了股东之外，还会影响公司债权人、客户、供应商、同行合作者和竞争者、监管机构、市场中介、信息中介、评级机构、潜在客户供应商、潜在的并购重组对象等利益相关者对公司的评价，从而很有可能使得公司的一些经营战略和计划搁浅甚至丧失机会，增加了公司的经营风险和财务风险，预期会使得公司的总体经营绩效下降，而随着“坏消息”的不断窖藏，这种风险不断积聚叠加，一旦释放，预期对公司经营造成的负面冲击将更为严重。此外，正如前文所述，证券集体诉讼的风险会改变公司管理层自身的经营策略和风险偏好，促使公司管理层奉行保守的投融资和营运政策（Arena和Julio，2015；Hopkins，2018），以保全自身职位及声誉，这也会影响公司在市场上的竞争力，从而影响公司绩效，损害股东价值。综上，提出如下假设：
|
| 图 1 公司涉诉信息在投资者调研过程中传递示意图 |
假设3：控制其他因素，公司一旦涉入集体诉讼，经营业绩和公司价值将更差；新《证券法》颁布实施后，这种效应更强。
三、研究设计（一）样本选择与数据来源
本文研究样本为2001—2020年期间36357个诉讼案件、1639个资本市场违规处罚事件以及涉及的被处罚公司909家、被起诉公司2341家A股上市公司。本文进行了以下筛选：（1）剔除事件发生之前已被ST和*ST的样本；（2）剔除金融行业的样本；（3）剔除主要数据缺失的样本。经筛选后共得公司—年度样本40992个，其中资本市场违规6 901个，因资本市场违规被提起集体诉讼样本513个。本文财务数据来自Wind金融数据库、CSMAR数据库，部分数据由手工收集和整理获得。本文对所有连续变量进行上下1%的缩尾处理。
（二）模型设计和变量定义
为检验假设1中诉讼事件的市场反应，估计如下市场模型：
| $A{R_{i,t}} = {R_{i,t}} - (\alpha + \beta {R_{m,t}})$ | (1) |
| $CA{R_{i,T}} = \sum\limits_{t = {T_1}}^T {(A{R_{i,t}})} $ | (2) |
为检验假设1中《证券法》对案件审理的影响，构建如下模型：
|
$\begin{aligned} {{Verdic}}{{{t}}_{i,t}} = & {\alpha _0} + {\beta _1}S{{ec}}L{{a}}{{{w}}_{i,t}} + {\beta _{{2}}}Siz{e_{i,t}} + {\beta _{{3}}}Le{v_{i,t}} + {\beta _{{4}}}RO{A_{i,t}} + {\beta _{{5}}}M{B_{i,t}} + {\beta _{{6}}}Ris{k_{i,t}} \\ & + {\beta _{{7}}}Top{1_{i,t}} + {\beta _{{8}}}Stat{e_{i,t}} + {\beta _{{9}}}Se{p_{i,t}} + {\beta _{1{{0}}}}Dualit{y_{i,t}} + {\beta _{1{{1}}}}Inde{p_{i,t}} + {\beta _{1{{2}}}}Topaudi{t_{i,t}} \\ & + {\beta _{1{{3}}}}Marke{t_{i,t}} + \sum {Industry + \sum {Year + {\varepsilon _{i,t}}} } \end{aligned} $ |
(3) |
其中，Verdicti，t为案件审理结果变量，分别用Verdicttypei，t、Comp_suedi，t、ln_Durationi，t衡量。变量定义详见表1。
为检验假设2，构建了如下面板数据和双重差分模型：
|
$\begin{aligned} I{{nvestorre}}{{{s}}_{i,t}} = & {\alpha _0} + {\beta _1}VC{A_{i,t}} + {\beta _{{2}}}S{{ec}}L{{a}}{{{w}}_{i,t}} + {\beta _{{3}}}VC{A_{i,t}} \times S{{ec}}L{{a}}{{{w}}_{i,t}} + {\beta _{{4}}}Siz{e_{i,t}} + {\beta _{{5}}}Le{v_{i,t}} \\ &+ {\beta _{{6}}}RO{A_{i,t}} + {\beta _{{7}}}M{B_{i,t}} + {\beta _{{8}}}Ris{k_{i,t}} + {\beta _{{9}}}Top{1_{i,t}} + {\beta _{{{10}}}}Stat{e_{i,t}} + {\beta _{{{11}}}}Se{p_{i,t}} \\ &+ {\beta _{1{{2}}}}Dualit{y_{i,t}} + {\beta _{1{{3}}}}Inde{p_{i,t}} + {\beta _{1{{4}}}}Topaudi{t_{i,t}} + {\beta _{1{{5}}}}Marke{t_{i,t}} \\ &+ \sum {Industry + \sum {Year + {\varepsilon _{i,t}}} } \end{aligned} $ |
(4) |
其中，Investorresi，t为投资者调研情况，分为公司接受投资者调研意愿（Researchi，t，Participatei，t）和投资者调研深入程度（ln_researchernumi，t，Onsite_researchi，t，ln_Questionsi，t）。VCAi，t为资本市场违规且被集体起诉变量（violate and class action）。变量定义见表1。
| 变量类型 | 变量名称 | 符号 | 解释 |
| 因变量 | 市场反应 | CAR | 在某一时期内公司的累计超额收益率 |
| 是否接受投资者调研 | Research | 是为1，否为0 | |
| 董事长/总经理是否参与投资者调研 | Participate | 是为1，否为0 | |
| 调研参与机构数量 | Log_researchernum | 年度内调研参与机构数量的自然对数 | |
| 是否现场调研 | Onsite_research | 是为1，否为0 | |
| 调研问题数量 | Log_Questions | 年度内调研涉及问题总数量的自然对数 | |
| 案件判决类型 | Verdicttype | 胜诉为1，和解为2，部分和解部分赔偿为3，败诉赔偿为4 | |
| 赔偿金额占起诉金额比例 | Comp_sued | 案件最终赔偿金额/案件起诉金额 | |
| 案件审理时长 | Log_Duration | 案件持续月份数量的自然对数 | |
| 净资产收益率 | ROE | 净利润/净资产 | |
| 公司价值 | TQ | 市值/（资产总计－无形资产净额－商誉净额） | |
| 自变量 | 是否被集体起诉 | Classaction | 被集体起诉取值为1，否则为0 |
| 诉讼分类 | Suittype | 集体诉讼取值为1，个体诉讼取值为0 | |
| 违规处罚 | Violate | 某一年度公司出现资本市场违规被监管处罚取值为1，否则为0 | |
| 违规且被集体起诉 | VCA | 资本市场违规且被集体起诉取值为1，资本市场违规但未被起诉，取值为0 | |
| 《证券法》颁布事件 | SecLaw | 新《证券法》颁布实施之后取值为1，否则取值为0 | |
| 控制变量 | 公司规模 | Size | 公司总资产的自然对数 |
| 资产负债率 | Lev | 负债总额/资产总额 | |
| 账面市值比 | MB | 股东权益/公司市值 | |
| 产权性质 | State | 国有企业=1，民营企业=0 | |
| 企业风险 | Risk | 企业综合杠杆率 | |
| 第一大股东持股比例 | TOP1 | 持股最多的股东持股数量/公司总股数 | |
| 两权分离度 | Sep | 实际控制人拥有上市公司控制权与所有权之差 | |
| 是否两职合一 | Duality | 如果董事长与总经理两职合一取值为1，否则为0 | |
| 独立董事占比 | Indep | 独立董事人数占董事会人数的比例 | |
| 审计质量 | Topaudit | 由国际“四大”或者国内“十大”会计师事务所审计时取值为1，否则为0 | |
| 市场化指数 | Market | 由《中国分省份市场化指数报告（2018）》整理 |
为检验假设3，构建了如下逐步回归模型（温忠麟和叶宝娟，2014）：
| $\begin{aligned} {{Performanc}}{{{e}}_{i,t}} = & {\alpha _0} + {\alpha _1}VC{A_{i,t}} + {\alpha _{{2}}}S{{ec}}L{{a}}{{{w}}_{i,t}} + {\alpha _{{3}}}VC{A_{i,t}} \times S{{ec}}L{{a}}{{{w}}_{i,t}} + {\alpha _{{4}}}Siz{e_{i,t}} \\ & + {\alpha _{{5}}}Le{v_{i,t}} + {\alpha _{{6}}}M{B_{i,t}} + {\alpha _{{7}}}Ris{k_{i,t}} + {\alpha _{{8}}}Top{1_{i,t}} + {\alpha _{{9}}}Se{p_{i,t}} + {\alpha _{1{{0}}}}Dualit{y_{i,t}} \\ & + {\alpha _{1{{1}}}}Inde{p_{i,t}} + {\alpha _{1{{2}}}}Topaudi{t_{i,t}} + {\alpha _{1{{3}}}}Marke{t_{i,t}} \\ & + \sum {Industry + \sum {Year + {\varepsilon _{i,t}}} } \end{aligned} $ | (5) |
| $\begin{aligned} {{Turnoverrat}}{{{e}}_{i,t}} = & {\beta _0} + {\beta _1}VC{A_{i,t}} + {\beta _{{2}}}S{{ec}}L{{a}}{{{w}}_{i,t}} + {\beta _{{3}}}VC{A_{i,t}} \times S{{ec}}L{{a}}{{{w}}_{i,t}} + {\beta _{{4}}}Siz{e_{i,t}} \\ & + {\beta _{{5}}}Le{v_{i,t}} + {\beta _{{6}}}M{B_{i,t}} + {\beta _{{7}}}Ris{k_{i,t}} + {\beta _{{8}}}Top{1_{i,t}} + {\beta _{{9}}}Se{p_{i,t}} + {\beta _{1{{0}}}}Dualit{y_{i,t}} \\ & + {\beta _{1{{1}}}}Inde{p_{i,t}} + {\beta _{1{{2}}}}Topaudi{t_{i,t}} + {\beta _{1{{3}}}}Marke{t_{i,t}} \\ & + \sum {Industry + \sum {Year + {\varepsilon _{i,t}}} } \end{aligned} $ | (6) |
| $\begin{aligned} {{Performanc}}{{{e}}_{i,t}} = & {\gamma _0} + {\gamma _1}VC{A_{i,t}} + {\gamma _{{2}}}S{{ec}}L{{a}}{{{w}}_{i,t}} + {\gamma _{{3}}}VC{A_{i,t}} \times S{{ec}}L{{a}}{{{w}}_{i,t}} + {\gamma _{{4}}}{{Turnoverrat}}{{{e}}_{i,t}} \\ & + {\gamma _{{5}}}Siz{e_{i,t}} + {\gamma _{{6}}}Le{v_{i,t}} + {\gamma _{{7}}}M{B_{i,t}} + {\gamma _{{8}}}Ris{k_{i,t}} + {\gamma _{{9}}}Top{1_{i,t}} + {\gamma _{{{10}}}}Se{p_{i,t}} \\ &+ {\gamma _{1{{1}}}}Dualit{y_{i,t}} + {\gamma _{1{{2}}}}Inde{p_{i,t}} + {\gamma _{1{{3}}}}Topaudi{t_{i,t}} + {\gamma _{1{{4}}}}Marke{t_{i,t}}\\ & + \sum {Industry + \sum {Year + {\varepsilon _{i,t}}} } \end{aligned} $ | (7) |
其中，Performancei，t为公司绩效和价值表现，用ROEi，t和TQi，t度量；Turnoverratei，t为公司股票日换手率年度均值，用以衡量投资者情绪。变量定义见表1。
（三）描述性统计
表2的Panel A列示了基本描述性统计数据。可以看出，总样本中接受投资者调研的公司比例为17.8%；在接受投资者调研的公司中，董事长/总经理参与调研过程的有61%，开展现场调研的比例为38.8%，各个变量标准差较大，说明不同公司之间的差异较大。在总样本中，大约有11.3%曾涉及资本市场违规而被监管处罚，有0.8%的公司被提起集体诉讼。另外，涉及因资本市场违规事件被处罚的样本中，同时被提起集体诉讼的有7.4%。未列示的Pearson相关性分析表明不存在明显的多重共线性。从Panel B可看出，相对而言，新《证券法》颁布之后集体诉讼案件审理时间更短、败诉概率和实际赔偿金额更大，公司接受投资者调研意愿和投资者调研深入程度较低，公司价值和绩效表现也较差，初步支持了本文的预期。
| Panel A：基本描述性统计 | ||||||
| 变量 | 样本量 | 平均值 | 标准差 | 最小值 | 中位数 | 最大值 |
| Research | 61041 | 0.178 | 0.382 | 0 | 0 | 1 |
| Participate | 10886 | 0.610 | 0.487 | 0 | 1 | 1 |
| Researchernum | 10878 | 69.164 | 242.564 | 1 | 24 | 12728 |
| Onsite_research | 10885 | 0.388 | 0.487 | 0 | 0 | 1 |
| Questions | 10792 | 43.783 | 57.685 | 1 | 25 | 865 |
| Verdicttype | 212 | 2.669 | 1.213 | 1 | 3 | 4 |
| Comp_sued | 212 | 0.361 | 0.451 | 0 | 0.023 | 2.492 |
| Log_Duration | 212 | 2.415 | 0.969 | 0 | 2.740 | 4.753 |
| ROE | 42962 | 0.052 | 0.171 | −0.974 | 0.068 | 0.407 |
| TQ | 45506 | 2.126 | 1.494 | 0.914 | 1.635 | 10.167 |
| Classaction | 61041 | 0.008 | 0.091 | 0 | 0 | 1 |
| Suittype | 10233 | 0.050 | 0.218 | 0 | 0 | 1 |
| Violate | 61041 | 0.113 | 0.316 | 0 | 0 | 1 |
| VCA | 6901 | 0.074 | 0.262 | 0 | 0 | 1 |
| Panel B：资本市场违规且被集体起诉公司在《证券法》实施前后差异比较 | ||||||
| 变量 | 均值差（实施后—实施前）t检验值 | 大于中位数和小于中位数个数差异（实施后—实施前）Pearson卡方值 | ||||
| Verdicttype | 0.887**（2.489） | 4.639**（0.031） | ||||
| Comp_sued | 0.461***（3.523） | 5.735**（0.017） | ||||
| Log_Duration | −0.615**（−2.156） | −12.603***（0.000） | ||||
| Research | −0.103*（−1.817） | −3.2924*（0.070） | ||||
| Participate | −0.056（−0.293） | / | ||||
| Log_researchernum | −1.423**（−2.390） | −1.3159（0.251） | ||||
| Onsite_research | 0.120（0.614） | 0.382（0.536） | ||||
| Log_Questions | 0.002（0.007） | 0.116（0.734） | ||||
| ROE | −0.200***（−4.415） | −6.790***（0.009） | ||||
| TQ | −0.249（−0.750） | −0.514（0.473） | ||||
| 注：***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平上显著。变量Participate大于中位数在《证券法》颁布前后没有观测值，故表中没有相应统计量。 | ||||||
（一）公司被集体诉讼的市场反应及审理后果检验
1. 诉讼公告日市场反应
为了捕捉《证券法》颁布前后集体诉讼会不会有更差的市场反应，以个体诉讼案件作为参照组，分别检验了诉讼事件的第一个公告日的市场反应，如图2所示。
|
| 图 2 《证券法》颁布实施前后个体/集体诉讼事件的第一个公告日市场反应 |
可以看到，不管是个体诉讼（IA）还是集体诉讼（CA），诉讼事件的第一个公告日的累计超额收益在《证券法》颁布实施后的累计超额收益都比《证券法》颁布实施前要低。另外，《证券法》颁布对集体诉讼市场反应的影响比个体诉讼更明显。进一步分析发现，《证券法》颁布实施后个体诉讼事件的第一个公告日的累计超额收益相对于实施之前持续下降，而集体诉讼事件的第一个公告日累计超额收益的下降趋势在事件日后出现反转。可能的原因如下：一是集体诉讼事件的第一个公告日前一两天累计超额收益有更为急剧的下降，负面信息已被市场吸收（Gande和Lewis，2009）。二是《证券法》引入“代表人制度”后，市场对于集体诉讼中涉案公司难以“隐瞒”相关负面信息及其未来发展有了更好的预期（Crutchley等，2015）。
2. 案件审理后果
为检验新《证券法》实施前后，集体诉讼案件审理结果是否存在差异，进行了以下检验，结果如表3所示。由表可知，SecLaw与Verdicttype和Comp_sued分别在5%和1%水平上显著正相关，与Log_Duration在1%水平上显著负相关，即相对于新《证券法》颁布前，颁布后集体诉讼案件审理时间更短，败诉概率更大、实际赔偿金额更大，支持了假设1。
（二）公司被集体诉讼期间与投资者互动意愿：《证券法》“代表人诉讼”颁布效应
为了检验《证券法》颁布是否影响集体诉讼中涉诉公司的投资者关系管理意愿，进行了如下检验，结果如表4所示。表4第（1）至（4）列中，变量Classaction、Suittype、Violate和VCA均与Research显著负相关，第（5）列中，交乘项VCA×SecLaw也与Research在1%水平上显著负相关，整体支持了假设2，即公司一旦违规或涉入集体诉讼，更加不倾向于接受投资者调研，新《证券法》实施后，这种“隐瞒”信息的动机更强。
| 变量 | Verdicti，t | ||
| （1）Verdicttypei，t | （2）Comp_suedi，t | （3）Log_Durationi，t | |
| Constant | 0.425 | −0.296 | 0.230 |
| （0.259） | （−0.461） | （0.180） | |
| SecLaw | 0.987** | 0.478*** | −0.675*** |
| （2.559） | （3.467） | （−4.202） | |
| Controls | YES | ||
| 年份和行业 | YES | ||
| N | 211 | 211 | 211 |
| Pseudo R2/R2_adjust | 0.054 | 0.098 | 0.082 |
| LR卡方/F值 | 30.800*** | 1.643** | 3.751*** |
| 注：括号内的数值为基于稳健性标准差计算的t值，***、**和*分别表示回归系数在1%、5%和10%水平上显著（下文同）。第（1）列由于因变量Verdicttype是有排序的序数，故采用有序probit模型。 | |||
| 变量 | Researchi，t | ||||
| （1） | （2） | （3） | （4） | （5） | |
| Constant | −7.688*** | −11.810*** | −7.636*** | −9.511*** | −11.315*** |
| （−14.915） | （−11.034） | （−14.812） | （−7.251） | （−7.889） | |
| Classaction | −0.506*** | ||||
| （−3.307） | |||||
| Suittype | −0.499*** | ||||
| （−3.144） | |||||
| Violate | −0.345*** | ||||
| （−7.259） | |||||
| VCA | −0.285* | −0.024 | |||
| （−1.799） | （−0.139） | ||||
| SecLaw | 0.652** | ||||
| （2.201） | |||||
| VCA×SecLaw | −1.738*** | ||||
| （−2.718） | |||||
| Controls | YES | ||||
| 年份和行业 | YES | ||||
| N | 20343 | 4464 | 20343 | 2889 | 2865 |
| Pseudo R2 | 0.186 | 0.141 | 0.188 | 0.175 | 0.192 |
| LR卡方 | 5093.860*** | 852.080*** | 5135.840*** | 655.120*** | 713.460*** |
通常情况下，董事长或总经理会较为注重与投资者之间保持良好的沟通，以降低公司的融资成本、提升公司市场价值。但在公司违规或涉诉情况下，他们很有可能会减少公开露面，以规避自身声誉受损以及所传递信息被过度解读的风险。为提供进一步证据，进行表5的检验。由第（1）至（3）列可知，变量Classaction、Suittype和Violate均与Participate正相关，其中Violate在5%水平上显著，与假设2预期不符，说明公司还是希望通过更加“重视”的态度来化解违规处罚的负面影响。第（5）列中，交乘项VCA×SecLaw与Participate在5%水平上显著负相关，即新《证券法》代表人制度实施后，公司进行“澄清式”的投资者关系管理的意愿显著下降，更加倾向于“隐瞒”信息，支持假设2。
（三）公司被集体诉讼与投资者调研效果：《证券法》代表人诉讼颁布效应
公司一旦出现资本市场违规处罚或是涉入集体诉讼事件，倾向于隐瞒信息，是否意味着在调研活动中，投资者将获得更少的特质信息呢？本文进行了如下检验。表6列示了集体诉讼与参与调研机构数量的回归结果。由表第（1）至（4）列可知，变量Classaction、Suittype、Violate和VCA均与Log_researchernum显著负相关，第（5）列中，交乘项VCA×SecLaw与Log_researchernum也在5%水平上显著负相关，支持了假设2。
| 变量 | Participatei，t | ||||
| （1） | （2） | （3） | （4） | （5） | |
| Constant | −2.141** | −4.205** | −2.121** | −3.147 | −3.521 |
| （−2.291） | （−2.199） | （−2.269） | （−1.217） | （−1.353） | |
| Classaction | 0.084 | ||||
| （0.334） | |||||
| Suittype | 0.017 | ||||
| （0.067） | |||||
| Violate | 0.153** | ||||
| （2.092） | |||||
| VCA | −0.019 | 0.121 | |||
| （−0.071） | （0.432） | ||||
| SecLaw | 0.809 | ||||
| （1.480） | |||||
| VCA×SecLaw | −2.833** | ||||
| （−2.178） | |||||
| Controls | YES | ||||
| 年份和行业 | YES | ||||
| N | 7988 | 1844 | 7988 | 1001 | 1001 |
| Pseudo R2 | 0.051 | 0.058 | 0.051 | 0.065 | 0.072 |
| LR卡方 | 548.770*** | 142.450*** | 553.060*** | 86.340*** | 96.040*** |
| 变量 | Log_researchernumi，t | ||||
| （1） | （2） | （3） | （4） | （5） | |
| Constant | −11.491*** | −12.149*** | −11.435*** | −11.859*** | −14.526*** |
| （−13.555） | （−7.826） | （−13.503） | （−10.629） | （−7.097） | |
| Classaction | −0.376** | ||||
| （−2.501） | |||||
| Suittype | −0.317** | ||||
| （−2.017） | |||||
| Violate | −0.209*** | ||||
| （−4.795） | |||||
| VCA | −0.270* | −0.092 | |||
| （−1.730） | （−0.572） | ||||
| SecLaw | −0.864 | ||||
| （−0.672） | |||||
| VCA×SecLaw | −1.442** | ||||
| （−2.091） | |||||
| Controls | YES | ||||
| 年份和行业 | YES | ||||
| N | 7985 | 1850 | 7985 | 1007 | 1007 |
| R2_adjust | 0.258 | 0.252 | 0.259 | 0.214 | 0.252 |
| F | 72.005*** | 17.392*** | 72.585*** | 22.038*** | 9.693*** |
表7列示了集体诉讼与投资者现场调研概率的回归结果。由表第（1）至（4）列可知，变量Classaction、Suittype、Violate和VCA均与Onsite_research不存在显著的相关关系。第（5）列中，交乘项VCA×SecLaw与Onsite_research在1%水平上显著负相关，支持了假设2。①
| 变量 | Onsite_researchi，t | ||||
| （1） | （2） | （3） | （4） | （5） | |
| Constant | −8.015*** | −3.513** | −8.016*** | −5.888** | −6.728** |
| （−6.368） | （−2.328） | （−6.368） | （−2.333） | （−2.089） | |
| Classaction | 0.026 | ||||
| （0.103） | |||||
| Suittype | −0.139 | ||||
| （−0.534） | |||||
| Violate | −0.004 | ||||
| （−0.054） | |||||
| VCA | −0.033 | 0.100 | |||
| （−0.119） | （0.366） | ||||
| SecLaw | 0.658*** | ||||
| （9.338） | |||||
| VCA×SecLaw | −2.375*** | ||||
| （−6.819） | |||||
| Controls | YES | ||||
| 年份和行业 | YES | ||||
| N | 7985 | 1848 | 7985 | 1001 | 1001 |
| Pseudo R2 | 0.045 | 0.041 | 0.045 | 0.053 | 0.056 |
| LR卡方 | 476.710*** | 102.010*** | 476.700*** | 69.500*** | 73.500*** |
表8列示了集体诉讼与投资者调研问题数量的回归结果。由表第（1）至（4）列可知，变量Classaction、Suittype、Violate和VCA均与Log_Questions在1%或5%水平上显著负相关，第（5）列中，交乘项VCA×SecLaw与Log_Questions也在10%水平上显著负相关，再次验证了假设2。
（四）集体诉讼与长短期绩效：机制分析
新《证券法》颁布后，公司为了对冲负面影响，倾向于在投资者调研过程中隐瞒信息，那么，公司真的能“瞒天过海”吗？表9列示了检验结果。
表9前四列展示了集体诉讼与短期公司绩效ROE的关系，第（1）列中VCA的系数在10%水平上显著为负，第（2）列中交乘项VCA×SecLaw的系数也在1%水平上显著为负，表明公司并不能真的“瞒天过海”，相对于违规但未被集体起诉的公司而言，违规且已被集体起诉的公司经营业绩更差，并且新《证券法》的实施强化了这种效应。第（3）列中交乘项VCA×SecLaw的系数在10%水平上显著为负；第（4）列中Turnoverrate的系数在1%水平上显著为负，表明投资者情绪在集体诉讼和公司经营业绩之间的间接效应显著存在。第（4）列中交乘项VCA×SecLaw的系数在1%水平上显著为负，即考虑间接效应后，直接效应依然显著存在；由于间接效应系数−0.890和−0.003的乘积为正数，与直接效应系数−0.071的符号相反，表明投资者情绪在集体诉讼和公司经营业绩之间起到“遮掩效应”。表9后四列展示了集体诉讼与公司价值TQ的关系，结果与公司绩效ROE类似，投资者情绪在集体诉讼和公司价值之间也起到“遮掩效应”。
总体表明，相对于违规但未被集体起诉的公司而言，违规且已被集体起诉的公司业绩和价值更差；新《证券法》颁布后，公司在投资者调研中的隐瞒信息倾向能够“稳定”投资者情绪，从而对负面冲击起到了“遮掩效应”；但公司并不能“瞒天过海”，相对于新《证券法》颁布前，颁布后集体诉讼的总效应依然对经营业绩和公司价值产生负面影响，支持了假设3。
| 变量 | Log_Questionsi，t | ||||
| （1） | （2） | （3） | （4） | （5） | |
| Constant | −2.628** | −2.896** | −2.472** | −1.906** | 0.540 |
| （−2.343） | （−2.371） | （−2.205） | （−1.987） | （0.613） | |
| Classaction | −0.341*** | ||||
| （−2.805） | |||||
| Suittype | −0.368*** | ||||
| （−2.990） | |||||
| Violate | −0.158*** | ||||
| （−4.485） | |||||
| VCA | −0.257** | −0.275** | |||
| （−2.216） | （−2.324） | ||||
| SecLaw | −0.090 | ||||
| （−0.502） | |||||
| VCA×SecLaw | −0.496* | ||||
| （−1.744） | |||||
| Controls | YES | ||||
| 年份和行业 | YES | ||||
| N | 7920 | 1832 | 7920 | 1001 | 1001 |
| R2_adjust | 0.112 | 0.117 | 0.113 | 0.089 | 0.051 |
| F | 26.490*** | 7.383*** | 26.845*** | 3.560*** | 5.700*** |
| 变量 | （1） | （2） | （3） | （4） | （5） | （6） | （7） | （8） |
| ROEi，t | ROEi，t | Turnoverratei，t | ROEi，t | TQi，t | TQi，t | Turnoverratei，t | TQi，t | |
| Constant | −0.379*** | −0.070 | 7.016*** | −0.034 | 169.892*** | 15.069*** | 7.016*** | 16.473*** |
| （−3.466） | （−1.131） | （3.094） | （−0.538） | （10.684） | （16.838） | （3.094） | （18.100） | |
| VCA | −0.015* | 0.015*** | −0.309 | 0.015** | −2.212* | 0.264*** | −0.309 | 0.233*** |
| （−1.702） | （2.581） | （−1.619） | （2.463） | （−1.721） | （3.092） | （−1.619） | （2.699） | |
| SecLaw | −0.093*** | 1.381*** | −0.083*** | 1.870*** | 1.381*** | 1.782*** | ||
| （−3.902） | （4.657） | （−3.467） | （5.521） | （4.657） | （6.628） | |||
| VCA×SecLaw | −0.074*** | −0.890* | −0.071*** | −0.159 | −0.890* | −0.142 | ||
| （−3.517） | （−1.736） | （−3.387） | （−0.540） | （−1.736） | （−0.480） | |||
| Turnoverrate | −0.003*** | −0.018** | ||||||
| （−3.879） | （−1.967） | |||||||
| Controls | YES | |||||||
| 年份和行业 | YES | |||||||
| N | 3756 | 3748 | 3751 | 3707 | 3766 | 3756 | 3751 | 3596 |
| R2_adjust | 0.139 | 0.118 | 0.347 | 0.122 | 0.132 | 0.383 | 0.347 | 0.399 |
| F | 8.294*** | 10.772*** | 42.994*** | 10.776*** | 7.757*** | 50.096*** | 42.994*** | 50.130*** |
（一）“隐瞒”信息动机的进一步检验：集体诉讼与外部关注度
公司违规且被提起集体诉讼后，外部利益相关者的关注度是否真的提高了呢？为了对“隐瞒”信息的间接动机（Abdulmanova等，2020）提供进一步的证据，本文检验新《证券法》颁布前后，分析师和外部投资者关注度在公司违规且涉入集体诉讼后是否存在差异。
本文分别用被分析师关注度（Log_Anaattentioni，t，即年度内跟踪分析公司的分析师数量的自然对数）和被研报关注度（Log_Reportattentioni，t，即年度内跟踪分析公司的研报数量的自然对数）来度量分析师关注度；分别用东方财富和新浪股吧年度看跌帖子数量的自然对数（Log_Bearishpostsi，t）和年度看涨帖子数量的自然对数（Log_Bullishpostsi，t）来衡量外部投资者的关注度。表10第（1）（3）列中，VCA的回归系数均在5%水平上显著为负，表明相对于违规但未被集体起诉的公司而言，违规且被集体起诉的公司受到分析师关注度更低；而第（2）（4）列中交乘项VCA×SecLaw的回归系数均在5%水平上显著为正数，表明新《证券法》的实施显著提高了分析师对违规且被集体起诉公司的关注度。同样地，表10第（5）（7）列中，VCA的回归系数均显著为负数；第（6）列中交乘项VCA×SecLaw的回归系数显著为正数，而第（8）列中交乘项VCA×SecLaw的回归系数不显著，表明新《证券法》的颁布提高了外部投资者对违规且被集体起诉公司的关注度，但这种关注主要是负面评价。整体表明，新《证券法》颁布后，涉诉公司确实有动机通过“隐瞒”信息来缓解市场关注对公司的消极影响。
| 变量 | 分析师关注 | 外部投资者关注 | ||||||
| Log_Anaattentioni，t | Log_Reportattentioni，t | Log_Bearishpostsi，t | Log_Bullishpostsi，t | |||||
| （1） | （2） | （3） | （4） | （5） | （6） | （7） | （8） | |
| Constant | −9.505*** | −9.663*** | −8.557*** | −11.898*** | −3.894*** | −4.192*** | −6.326*** | −4.677*** |
| （−9.237） | （−9.412） | （−7.039） | （−9.830） | （−3.453） | （−4.312） | （−6.580） | （−6.077） | |
| VCA | −0.178** | −0.432** | −0.230** | −0.534** | −0.346*** | −0.580*** | −0.235* | −0.331* |
| （−2.227） | （−2.217） | （−2.443） | （−2.321） | （−2.660） | （−3.130） | （−1.961） | （−1.930） | |
| SecLaw | −0.354** | −0.345* | 7.761*** | 7.488*** | ||||
| （−2.306） | （−1.901） | （12.062） | （17.900） | |||||
| VCA×SecLaw | 1.043** | 1.265** | 0.425* | 0.197 | ||||
| （2.316） | （2.379） | （1.655） | （0.831） | |||||
| Controls | YES | |||||||
| 年份和行业 | YES | |||||||
| N | 2478 | 2478 | 2518 | 2518 | 933 | 933 | 1034 | 1034 |
| R2_adjust | 0.282 | 0.282 | 0.291 | 0.292 | 0.925 | 0.925 | 0.936 | 0.935 |
| F | 24.670*** | 24.147*** | 26.233*** | 25.658*** | 287.967*** | 319.942*** | 385.609*** | 426.971*** |
（二）涉诉公司反应稳健性检验：管理层业绩预告行为
为了进一步对公司管理层“隐瞒”信息行为提供稳健性结果，本文检验了新《证券法》颁布前后，相对于违规但未被集体起诉的公司而言，违规且已被集体起诉的公司的管理层业绩预告行为差异，结果如表11前三列所示。第（1）列中，交乘项VCA×SecLaw和预告与定期报告发布日期间隔天数的自然对数（Log_Days）在10%水平上显著正相关。第（2）列中，交乘项VCA×SecLaw和预告类型变量（ForecType）在1%水平上显著负相关，表明相对于“大增”“略增”“续盈”“扭亏”等积极性预告，新《证券法》颁布后，被诉公司管理层更倾向于作出“略降”“大降”“转亏”“续亏”等消极性预告。第（3）列中，交乘项VCA×SecLaw和净利润预告与实际报告对比变量（NPPC_Vs）在10%水平上显著负相关，说明涉诉公司的预告倾向于低估业绩。以上结果均符合通过“低调”的信息披露来减少公众关注，获得更有利的诉讼结果的预期。
（三）投资者获取公司特质信息程度稳健性检验：股价同步性
股价同步性通常被用作上市公司股价中特质信息含量的反向衡量指标（Gul等，2010）。本文预期，新《证券法》颁布前后，相对于违规但未被集体起诉的公司而言，违规且已被集体起诉的公司特质信息释放得更少，股价同步性更高。估计个股的年度经调整的拟合系数R2
| ${{Re}} {t_{j,t}} = {\alpha _j} + {\beta _{1,j}}{{Re}} {t_{m,t}} + {\beta _{2,j}}{{Re}} {t_{i,t}} + {\varepsilon _{j,t}}$ | (8) |
其中，Retj，t表示股票j在第t个交易日的收益率，Retm，t表示市场收益率，Reti，t表示行业收益率。考虑到个股收益率可能与市场和行业收益率存在不同步涨跌的特征，在模型（8）中加入提前和滞后一个交易日的市场收益率和行业收益率，即：
| $\begin{aligned} {{Re}} {t_{j,t}} = &{\alpha _j} + {\beta _{1,j}}{{Re}} {t_{m,t - 1}} + {\beta _{2,j}}{{Re}} {t_{i,t - 1}} + {\beta _{3,j}}{{Re}} {t_{m,t}} + {\beta _{4,j}}{{Re}} {t_{i,t}} \\ & + {\beta _{5,j}}{{Re}} {t_{m,t + 1}} + {\beta _{6,j}}{{Re}} {t_{i,t + 1}} + {\varepsilon _{j,t}} \end{aligned} $ | (9) |
采用以上两个模型估计得到R2，并对R2进行如下对数转换后得到的RSQ作为股价同步性的衡量指标：
表11第（4）（5）列展示了回归结果。由表可见，交乘项VCA×SecLaw与RSQ1和RSQ2均显著正相关，支持了理论预期。
| 变量 | （1） | （2） | （3） | （4） | （5） | （6） |
| Log_Daysi，t | ForecTypei，t | NPPC_Vsi，t | RSQ1i，t | RSQ2i，t | KVi，t | |
| Constant | 3.544*** | −14.097*** | 2.214*** | 0.945*** | 2.202*** | 11.854*** |
| （8.812） | （−6.530） | （10.774） | （10.458） | （4.171） | （16.455） | |
| VCA | −0.013 | −0.228 | −0.033 | −0.017 | −0.178*** | −0.202** |
| （−0.294） | （−1.477） | （−1.325） | （−1.406） | （−3.546） | （−2.418） | |
| SecLaw | 0.092 | −1.010*** | 0.077** | −0.135*** | −0.861*** | −0.506*** |
| （1.469） | （−9.254） | （2.823） | （−6.769） | （−9.652） | （−5.475） | |
| VCA×SecLaw | 0.238* | −0.647*** | −0.045* | 0.076** | 0.301* | 0.418** |
| （1.884） | （−3.356） | （−1.834） | （2.015） | （1.713） | （2.009） | |
| Controls | YES | |||||
| 年份和行业 | YES | |||||
| N | 3937 | 3941 | 3941 | 3519 | 3631 | 2690 |
| R2_adjust | 0.012 | 0.204 | 0.019 | 0.225 | 0.299 | 0.165 |
| F | 1.923*** | 29.800*** | 2.090*** | 28.808*** | 38.707*** | 15.012*** |
（四）投资者获取公司特质信息程度稳健性检验：KV指数
本文进一步借鉴Kim和Verrecchia（2001）的方法计算交易量对收益率的影响系数（KV指数）来度量公司特质信息披露质量。具体地，对以下模型（10）进行“公司—年度”回归：
| ${\rm{L}}{\rm{n}}{\left| {\frac{{\Delta {P_t}}}{{{P_{t - 1}}}}} \right|_{{{it}}}} = \alpha + \beta \left( {Vo{l_t} - Vo{l_0}} \right) + {\mu _t}$ | (10) |
从模型回归结果提取
（五）基于PSM倾向得分匹配的检验
前文分析中，因资本市场违规而被提起集体诉讼（VCA）的样本有513个，其中新《证券法》颁布实施之前的样本455个，新《证券法》颁布实施之后的样本58个。因为前后样本量存在较大差异，可能存在样本信效度问题，为缓解这个问题，本文进行了PSM检验。以资本市场违规且被提起集体诉讼的事件是否发生在新《证券法》颁布实施后进行倾向得分匹配，选取LEV、Size、ROA、Top1、State、Duality、Indep、Topaudit、Market及行业作为控制变量，做无放回邻近1∶1匹配，匹配后主要因变量ATT处理组和控制组仍存在显著差异。通过PSM匹配，得到新《证券法》颁布实施前后的样本各58个。基于新的样本数据，对全文主要模型重新进行回归分析，未列示的结果仍然支持本文假设。
六、本文结论及政策建议本文基于事件研究方法，发现新《证券法》“代表人诉讼制度”的实施切实提高了涉诉公司直接与间接违法成本，公司为了对冲涉入集体诉讼的负面影响，倾向于在投资者调研过程中隐瞒信息；尽管隐瞒行为能够“稳定”投资者情绪，起到了“遮掩效应”，但涉诉公司并不能“瞒天过海”，相对于违规但未被集体起诉的公司而言，违规且已被集体起诉的公司在新《证券法》实施后的短期经营业绩和长期公司价值比实施之前显著更差。法律是内在不完备的，使得侵权诉讼和合同诉讼这两种私人履约的手段既成本高昂又存在较多不可预知性，不足以阻止证券欺诈行为。证券法引入公共执法，提供了一个替代私人履约的公共执法机构（金融监管机构）有效降低资本市场的运行成本。同时，证券法强化了信息披露和投资者追偿时的相关责任规则促进了私人履约，从而也促进了资本市场的发展（La Porta等，2006）。本文基于我国新《证券法》强化公共执法力度和降低私人履约成本的准自然实验，为以上理论提供了经验证据。
本文的政策启示在于：（1）新《证券法》对代表人诉讼制度的引进切实地降低了投资者的维权成本，投资者利用该制度有利于更好地维护自身的合法权益；同时也警示投资者，对于存在资本市场违规风险的公司应当谨慎投资。（2）研究表明，上市公司难以通过隐瞒信息来对冲集体诉讼的负面影响，因此必须更加注重对可能出现的资本市场违规违法事项进行排查，以维持公司的长短期价值和绩效。（3）证券监管部门要针对上市公司投资者调研做出更明确的规定，加强信息披露要求；市场法律监管部门应对代表人诉讼制度的不足之处持续关注，例如过度诉讼、对公司管理层的过度束缚等，在完善律师代理机制、和解调解机制、滥诉防控机制等法制基础建设的同时推动我国经济朝着更高质量的方向发展。
① 由于2020年投资者现场调研的机会因为不可抗力而减少，使得此处的结果可能不是因为新《证券法》带来的影响，为了尽量消除这个因素，本文已经在所有模型中控制了年度效应。
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