公司透明度与外部股东解禁股减持 摘要：本文以2006～2009年存在解禁限售股的深圳A股公司作为研究样本，系统分析和检验了公司透明度对外部股东解禁限售股减持策略的影响，发现透明度越低的公司，持股5%以上非控股股东减持解禁限售股的比例越高，在控制透明度内生性后，上述结论仍然成立，说明信息不对称是外部股东减持策略的关键影响因素之一。本文还发现持股5%以上非控股股东的减持活动并没有影响公司透明度，而控股股东和管理层的减持活动则对公司透明度造成了负面影响。关键词：解禁股；代理冲突；透明度 中图分类号:文献标志码:A Corporate Transparency and The Reduction of Outside Shareholders’ Unrestricted Shares Abstract: This paper, studying the A-share companies in Shenzhen Market as research samples from 2006 to 2009, analyzed and tested the relationship between the corporate transparency and the reduction of outside shareholders’ unrestricted shares. It found that the lower transparency , the higher proportion of unrestricted shares sold by non-controlling shareholders who holding more than 5% stake, the conclusion not changed even if controlling endogeneity of transparency, suggesting that the serious agency conflict from asymmetric information declined the confidence of outside shareholders. It also found that the reduction, not from non-controlling shareholders but from controlling shareholder and manages, had negative impact on corporate transparency. Key words： Unrestricted Shares; Agency Conflict；Transparency 1
公司透明度与外部股东解禁股减持 一、引言 随着2005年《上市公司股权分置改革管理办法》的颁布，A股公司IPO之前发行的股份逐步解除了禁止在二级市场交易的限制。截止到2009年12月31日，共有亿限售股达到了解禁条件，亿股被减持。其中主要的减持主体为非控股的外部股东。贾明等（2009）发现解禁限售股被出售的根本原因是公司内部存在较为严重的代理冲突。但遗憾的是，他们在减持判定模型中仅考虑了股权结构与减持强度之间的关系，未能引入更多影响代理冲突的解释变量，而且也未对减持主体加以严格的区分。Jensen和Meckling（1976）指出，除了股东和经理追求各自利益最大化的动机，形成代理冲突的另一前提是信息不对称。当经理的行为很难被股东观察或证实时，经理就有意愿和能力在公司契约规定的事由范围以外进行有损于股东利益的机会主义行为，从而产生较为严重的逆向选择和道德风险问题。La Porta等（1998)发现在股权集中到一定程度后，部分股东与经理发生了重合，冲突主体由股东与经理演化为控股股东与外部股东。为了谋求控制权私人利益，控股股东甚至会主动降低信息传递的质量（Defond et al，2007），从而大幅增加外部股东准确判断未来收益的难度，影响他们的持股信心。所以较差的透明度可能也是外部股东减持解禁股的重要影响因素。基于上述分析本文对2006～2009年存在解禁限售股的深圳A股公司进行了研究，发现公司透明度越低，持股5%以上非控股股东减持解禁限售股的比例就越高，即使控制透明度内生性后，结论仍然成立。为了排除持股较多的非控股股东与公司内部人合谋操纵透明度兑现减持收益的可能性，本文又对同期相同样本的公司透明度影响因素进行了检验，发现持股5%以上非控股股东的减持活动并不影响公司透明度，而内部人的减持活动却会对公司透明度造成负面影响，因此拒绝了合谋假设。 本文的贡献是丰富了解禁限售股减持领域的研究，验证了信息不对称在外部股东减持策略中的关键作用，揭示了不同类型股东减持活动对公司透明度的影响情况。本文的不足是受到当前信息披露制度的限制，无法对持股5%以下股东解禁限售股的减持策略进行收集和研究，在一定程度上限制了结论的使用范围。本文接下来的内容安排是：第二部分在文献回顾的基础上建立公司透明度与外部股东解禁股减持强度关系的研究假设；第三部分对假设进行研究设计；第四部分是重要检验结果的报告和分析；第五部分是同期公司透明度影响因素的有序Logistic回归分析；第六部分进行相关的稳健性检验；第七部分是本文的结论和建议。 2
二、文献综述和研究假设 Jensen和Meckling（1976）指出，委托人（股东）和代理人（经理）可以通过签订包含全部或然事由的最优契约来解决缔约双方在经济目标上的冲突，实现各自利益的最大化，但信息不对称的存在导致该理想状态无法实现。以最基本的薪酬契约为例，根据Holmstrom（1982）代理模型，契约中描述的各项薪酬事由安排取决于股东对经理努力程度的预期，而预期值的形成又遵从条件概率原则（Arrow，1962），这意味着任何改变原有概率分布的事由发生且被股东观测到，原有的安排将随之发生改变，但现实中股东往往无法观察到经理的努力程度，经理也很难证实自身的努力程度，导致股东事实上难以对已有安排进行修改（Fama and Jenson，1983），而且，由于无法共同识别契约中规定的某些或然事由，使得即便在契约中事先安排了谈判机制，缔约双方也无法在事后借助Rubinstein轮流出价谈判方式将更多的或然事由补充进新的契约（Aghion et al，1994），薪酬契约这种事前和事后的不完全性导致股东无法对经理实施正向的激励，使得经理更愿意利用过度投资、超额消费而不是通过挣取薪酬增进自身的福利（Muller and Warneryd，2001）。信息不对称条件下的代理冲突不仅发生在股东与经理之间，而且还发生在股东与股东之间。在支付较少现金就获得较大的投票表决权后，控股股东取代经理成为公司的实际控制人，他们普遍通过关联交易或者再融资等手段掠夺其他股东的利益(Johnson et al，2000)。为了减少牟利行为被外部股东和司法部门证实的概率，控股股东还会主动降低信息传递质量。Defond等（2007）发现控股股东持股偏多的公司盈余质量普遍较差。Lee（2007）发现控股股东持股比例越高，自愿性信息披露水平越低。股东与股东之间的信息不对称还会在二级市场中引发利益冲突。Diamond和Verrecchia（1991）、Jacoby等（2000）指出并证实知情投资者（Informed investors）的交易诱发了不知情投资者（uninformed investors）的逆向选择行为，导致股票买卖价差扩大，交易费用上升，投资意愿下降。Easley等（2001）基于风险资产组合模型发现，拥有私人信息的知情投资者能够较不知情投资者更迅速的调整资产组合，使得不知情交易者总是做出错误的投资决策，总是持有太多坏消息的股票，少持股或不持股成为了不知情投资者的最优策略。Gelos和Wei（2005）以及Chan等（2008）对此进行了实证检验，发现海外投资者更愿意投资信息不对称程度较低的市场，而且相对于受信息不对称影响不大的境内投资者他们更愿意给予同一资产相对较低的市场报价。因为国内A股公司普遍存在一股独大的现象，所以A股公司的信息不对称主要发生在控股股东与外部股东之间，相关的研究文献显示偏低的透明度是A股公司外部股东利益受损的重要原因之一。马忠和吴翔宇（2007）注意到终极控制人为了获取私人利益倾向抑制对外披露私人信息, 终极控制人的控制权和现金流 3
权分离度越大，终极控制权比例越高, 上市公司自愿性信息披露程度就越低。王志强和陈培昆（2006）在对深市150家公司的高频数据进行了分析后指出，信息不对称可以解释股票买卖价差的39%。张宗新（2007）发现透明度低的公司市场表现和财务状况均不理想。Healy和Palepu（2001）指出缓解信息不对称的主要手段是信息披露，而公司透明度可以定义为内部人私人信息的公开披露程度。Bushman和Smith(2003)认为信息披露可以帮助经理鉴别投资项目的好坏，约束经理对外部投资者利益的剥夺，以及减少逆向选择和流动性风险。Lambert等（2007）利用CAPM模型对信息披露的作用进行了更为细致的刻画，模型显示信息披露不仅可以使掌握公司实际控制权的内部人根据其它公司披露的现金流情况，利用再融资等手段规划调整本公司现金流与其它公司现金流的方差，还可以使外部股东能够有效地监督内部人对公司剩余现金流的使用，促使其进行正确的投资决策，改变公司未来现金流与所有公司合计现金流协方差的比值，CAPM模型中的Beta不仅仅是资产价格波动的函数，也是信息质量的结果。这一研究很好地解释了Botosan(1997)、Easley和OHara(2004)以及汪炜和蒋高峰(2004)、曾颖和陆正飞（2006）等人的发现：公司信息披露质量与权益资金成本存在反向的系统性联系，信息披露质量越高，权益资金成本越低。 以上的文献回顾表明，信息不对称增加了外部股东分辨公司内外现金流分布状况的难度，降低了他们对内部人机会主义行为的监督约束能力，提高了交易费用加重了持股风险。高质量的信息披露可以缓解外部股东和内部人之间的信息不对称状况，提高公司透明度。理性的外部股东会根据公司信息披露质量调整自己的预期回报率和资产组合的成分，当发现公司信息披露较差、透明度较低时会主动减少投资金额，当发现信息披露存在严重瑕疵造成公司透明度极低时则会出清全部所持的公司股份。据此，本文获得了如下核心假设： 外部股东会根据公司透明度制定减持股份的策略，透明度越低，减持股份的比例就越高。 三、研究设计 （一）研究对象和样本数据采集 本文的研究对象是深圳A股公司持股5%以上非控股股东的解禁限售股减持行为。选择该对象的理由是：深交所在专门的网站频道上列示了每家A股公司年度信息披露考评结果，具有公共数据库特征，方便其他研究者重复本文的研究；相比普通投资者的减持活动，持股在5%以上非控股股东每减持超过1%的解禁限售股股份就必须进行公告，为相关的数据采集提供了可能。 本文的研究样本是2006年6月30日之前发行上市并进入股改“大非”解禁阶段的深圳4
A股公司，以及该日之后发行上市并达到限售股解禁条件的深圳A股公司。为避免样本选择中的主观偏差问题，本文以深交所网站上提供的在2006年1月1日～2009年12月31日期间全部挂牌交易的A股公司数据为基础，按照表1列示的步骤进行筛选，最终获得了1130个有效研究样本。有关解禁及信息披露质量数据取自深交所网站；有关减持及股价数据取自Wind数据库；有关治理结构和财务状况数据取自深圳国泰安CSMAR数据库。遗漏数据经翻阅相关公告后手工整理完成。 表1 研究样本的构成 筛 选 步 骤 样 本 数 量 数 据 来 源 2006-2009年在深交所挂牌交易的A股公司 2873 深圳证券交易所网站 减：本年度期初不存在5%以上非控股股东的样本1304 深圳国泰安CSMAR数据库 减：本年度未达到限售股解禁要求的样本 417 根据上市公司公告手工整理 减：本年度退市及全年没有交易的样本 14 Wind数据库 减：本年度属于金融行业的样本 8 深圳国泰安CSMAR数据库 合计：研究样本 1130 （二）研究模型和相关变量 根据研究假设，本文首先构建如下OLS多元回归模型，检验公司透明度与持股5%以上非控股股东减持强度之间的关系： OutredratioTransparencySeparateBalanceLaw 01234 RetLevSizeNatureIndustryYear（1） 5671. 被解释变量 Outredratio为衡量本年度持股5%以上非控股股东减持解禁限售股强度的变量。本文所指限售股包括两种类型：第一种是股权分置改革形成的限售股。根据证监会颁布的《上市公司股权分置改革管理办法》，持有上市公司股份总数5%以上的原非流通股股东，在自改革方案实施之日起12个月内不得上市交易或转让期限期满后，可以通过证券交易所挂牌交易出售原非流通股股份，出售数量占该公司股份总数的比例在12个月内不得超过5%，在24个月内不得超过10%。第二种是首次公开发行股票前形成的限售股。根据深交所颁布的《深圳证券交易所股票上市规则》，发行人公开发行股票前已发行的股份，在自发行人股票上市之日起一年内不得转让期限期满后，可以通过证券交易所挂牌交易出售原非流通股股份。由于不同公司的相关限售股解禁时间和解禁规模各异，所以，本文采用本年度所有持股5%以 5
上非控股股东减持的全部解禁限售股股数占全部解禁限售股股数的比例来衡量本年度外部股东解禁限售股减持强度。 2. 解释变量 Transparency为衡量本年度公司透明度的变量。透明度一般由信息披露质量决定，目前衡量披露质量的方法主要有三种：一是选用某些个别代理指标（Bhattachary et al，2003），二是自建披露指数（Botosan，1997），三是使用有关组织的评价结果（Senupata，1998）。由于单一指标只体现信息披露质量的某一方面，无法代表公司整个的信息披露质量，而自建披露指数不可避免的受到研究者的主观判断影响，并难以被其他研究者复制，客观性存在一定的问题。本文借鉴曾颖和陆正飞（2006）、高雷和宋顺林（2007）以及谭劲松（2010）的方法，采用更为全面客观的深交所年度公司信息披露考核评级结果作为该变量的赋值依据，规定评级优秀为4、评级良好为3、评级及格为2、评级不及格为1。 3. 控制变量 贾明等（2009）发现控制权与现金流权分离程度、股权制衡程度以及注册地法律环境等治理结构要素与解禁限售股减持强度之间存在系统性联系。本文参照其研究方法，设定两权分离程度为Separate，赋值公式为本年年末终极股东现金流权与控制权的比例，现金流权通过计算本年年末各条控制链上持股比例相乘数的合计数获得，控制权通过计算本年年末各条控制链上最小持股比例的合计数获得；股权制衡程度为Balance，赋值公式为本年年末第一大股东持股比例的平方与第二大股东到第五大股东持股比例的平方差；法律环境为Law，利用《中国市场化指数—-各地区市场化进程（2009）》列示的各省、直辖市“中介组织和法律制度环境”分数进行赋值，由于该报告仅有2006～2007年的数据，因此参照夏立军和方秩强（2005）的方法，规定2008～2009年的分数与2007年的分数相同；另外，本文还参考其他文献的方法对公司股价年度累计涨幅Ret、资产负债率Lev、资产规模Size、实际控制人性质Nature、行业特征Industry以及所处年份Year进行了控制。 四、实证分析 （一）描述性统计 表2是主要变量的描述性统计。结果显示，持股5%以上非控股股东的减持强度Outredratio均值为，中位数为，标准差为，说明这类股东持股意愿较强，减持强度不大。公司透明度Transparency均值为，中位数，标准差为，说明深圳A股公司的整体信息披露质量处于合格水平之上。其他变量的情况见表2。 6
表3列示了主要变量Pearson相关分析结果。结果显示，持股5%以上非控股股东的减持强度Outredratio与公司透明度Transparency在1%的水平上显著负相关，假设得到了初步验证，另外，减持强度Outredratio也与股权制衡程度Balance、法律环境Law、股价累计涨幅Ret、资产规模Size有显著系统性联系。分析结果还显示，各主要变量之间的相关系数绝对值均未超过，说明模型不存在较为严重的共线性问题。其他具体情况见表3。 表2 主要变量的描述性统计 观测值 均值 中位数 标准差 最小值 最大值 P5% p95% Outredratio 1130 Transparency1130 Separate1130 Balance1130 Law1130 Ret1130 Lev1130 Size1130 表3 主要变量的Pearson相关性分析 Outredratio TransparencySeparate Balance Law Ret Lev *** ****** *** *** ***** ************ 注：*，**，***分别表示双尾t检验在10％，5％和1％水平上显著。 （二）实证结果 表4中的一阶段模型结果是未考虑内生性问题的公司透明度与持股5%以上非控股股东解禁股减持强度关系的OLS回归结果。结果显示，变量Transparency的系数为并在1%的水平上显著，说明外部股东会根据公司透明度情况制定减持策略，透明度越低，持股5%以上的非控股股东减持解禁限售股的强度就越高，因此，本文假设获得了支持。回归结果还显示，与贾明等（2009）的研究发现不同，两权分离程度Separate、股权制衡程度Balance的系数均不显著，表明在控制公司透明度后股权结构并不是外部股东减持策略的影响因素。法律环境Law的系数为并在5%的水平上显著，表明司法保护可以在一定程度上缓解公司内部的代理冲突，增强外部股东的持股信心。其他回归结果显示，持股5%以上非控股 7
股东减持解禁限售股的强度Outredratio与股价涨幅Ret存在10%水平上的显著正相关关系，与公司规模Size存在1%水平上的显著负相关关系，表明被外部股东高强度减持的公司相比其他公司有更高的股价涨幅和更小的资产规模。 为了排除内生性问题对上述结论稳健性的影响，本文还借鉴谭劲松等（2010）的方法，首先利用滞后一期的数据，通过包含控股股东和管理层减持股份市值合计的自然对数、控股股东持股比例、独立董事比例、董事长兼任总经理情况、管理层持股比例，非标准审计意见、法律环境、总资产收益率、资产负债率、资产规模、实际控制人性质、行业特征以及所处年份的多元有序Logistic模型估计出本期公司透明度，然后将该估计值代入检验公司透明度与持股5%以上非控股股东解禁股减持强度之间关系的OLS多元回归模型（1）中。二阶段回归模型结果显示，估计变量Transparency的系数为并在5%水平上显著，与之前已有的结论一致：外部股东会根据公司透明度制定减持策略，透明度越低，减持解禁限售股的强度就越高。回归结果还显示，其他变量的系数和显著性水平也均未发生实质性变化。 表4 公司透明度与持股5%以上非控股股东解禁股减持强度的OLS多元回归分析 模 型 一阶段回归模型 二阶段回归模型 自变量 系数 t值 系数 t值 *** *** tant *** ** ncy Separate nce Law ** ** Ret * ** *** ** Size Nature 控制 控制 Industry 控制 控制 Year 控制 控制 N 1130 1130 2 Ad7 just 注：*，**，***分别表示双尾t检验在10％，5％和1％水平上显著。 8
五、进一步研究 有证据表明持股较多股东的减持活动可能也会对当期的公司透明度造成负面影响。如蔡宁和魏明海（2009）发现我国证券市场存在以配合减持为目的盈余管理行为，在大股东所持限售股份解禁或减持之前的季度期间，公司操纵性应计利润显著为正，并且解禁或减持的规模越大，操纵性应计利润的金额越高。吴育辉和吴世农（2010）发现被减持公司倾向于在减持前披露好消息，或将坏消息推迟至减持后披露；减持规模越大，大股东操控上市公司信息披露的概率就越高。这些研究因为都假定持股5%以上非控股股东与控股股东进行了合谋并通过不公平的信息披露掏空其他中小投资者，所以在具体的研究设计中未将上述两类股东的减持行为加以严格的区别。但是根据刘慧龙等（2009）从资金占用、现金持有价值、公司绩效等方面获得的经验证据可以发现，在掏空问题上上述两类股东之间既有可能竞争性合谋，也有可能互相制衡，当外部大股东与控股股东持股数量相差较多时，制衡的概率较大。本文认为，在A股公司普遍存在一股独大的现实情况下，不排除部分公司的外部大股东在解禁限售股减持过程中与控股股东达成了默契共同进行了针对普通外部股东的牟利活动，但在更多的公司中持股5%以上非控股股东与普通外部股东同样处于信息劣势的地位，同样成为控股股东的牟利对象。 同时，还有一些证据表明管理层也普遍拥有私人信息，并对私人信息的披露质量具有较强的影响力。如曾亚敏和张俊生（2009）发现绝大多数高管能够在内幕交易中获得超额收益。胡国强和彭家生（2009）发现实施股权激励的公司发生财务重述的可能性要显著高于未实施股权激励的公司，相比基于业绩的股权激励模式,实施基于股价的股权激励模式的公司发生财务重述的可能性更高。 另外，早期的研究表明治理结构和财务状况也对公司透明度产生了重大影响。高雷和宋顺林（2007）发现公司注册地的法律环境、标准审计意见、第一大股东持股比例和高管人员持股比例与公司透明度之间存在正相关关系。王斌和梁欣欣（2008）发现公司透明度分别与独立董事比例、财务收益能力、资产规模正相关，与董事长兼任总经理情况、资产负债率负相关。 综合以上分析，本文利用如下有序Logistic模型重点对持股5%以上非控股股东、控股股东及管理层的减持活动与公司透明度之间的关系进行多元回归分析： TransparencyInredvalueOutredvalueTopInd012345DuaMholderAuditLawRoaLev67891011 9
SizeNatureIndustryYear 其中，Inredvalue是公司控股股东与管理层本年度减持股份合计市值的自然对数，因为大多数研究文献都把控股股东和管理层视为一致行动的内部人，所以本文将两者的减持行为合并为内部人的减持行为。Outredvalue是持股5%以上非控股股东本年度减持股份合计市值的自然对数。Top是本年年末控股股东的持股比例。Ind是本年度独立董事比例。Dua是本年度董事长兼任总经理的情况，兼任的计为1，否则计为0。Mholder是本年年末董、监事及高级经理合计持股比例。Audit是公司本年度审计意见的变量，被注册会计师出具了标准无保留意见的，计为1，否则计为0。Roa是本年度总资产收益率。其他变量的定义与前文所述的相关定义相同。 表5是以信息披露评级优秀公司作为基准组的公司透明度影响因素的有序Logistic多元回归结果。结果显示，在评级结果为不及格的组别，变量Inredvalue的系数为并在5%水平上显著，变量Outredvalue的系数为且不显著；在评级结果为及格的组别，变量Inredvalue的系数为并在1%水平上显著，变量Outredvalue的系数为且不显著；在评级结果为良好的组别，变量Inredvalue的系数为并在10%水平上显著，变量Outredvalue的系数为且不显著。表明公司控股股东和管理层减持股份的市值规模越大，公司透明度越低，控股股东和管理层的减持活动对公司透明度造成了负面影响，而持股5%以上非控股股东减持股份的市值规模与公司透明度之间不存在系统性联系，该类股东的减持活动不对透明度造成显著的影响，与内部人合谋牟利的可能性较低。 回归结果还显示，相比评级优秀公司，被评级为不及格的公司，有更低的控股股东持股比例Top和管理层持股比例Mholder，更高的独立董事比例Ind，更差的审计意见Audit和盈利水平Roa，以及更小的资产规模Size；被评级为及格的公司，也有更低的控股股东持股比例Top和管理层持股比例Mholder，更差的盈利水平Roa以及更小的资产规模Size；而被评级为良好的公司，仅在盈利水平Roa以及资产规模Size上与最佳透明度公司存在较大差距。 10
表5 公司透明度影响因素的有序Logistic多元回归分析 评级结果 不及格=1，优秀=0 及格=1，优秀=0 良好=1，优秀=0 自变量 系数 Wald值系数 Wald值 系数 Wald值 tant ** *** * Inredvalue ue Top ** *** * Ind a * * holder Audit *** Law Roa *** *** *** Lev .161 ** *** *** Size Nature 控制 控制 控制 Industry 控制 控制 控制 Year 控制 控制 控制 N 1130 1130 1130 2Pseudo R 注：*，**，***分别表示双尾t检验在10％，5％和1％水平上显著。 六、稳健性检验 为了保证前述研究结论的可靠性，本文进行了如下相关稳健性检验：利用滞后一期的公司透明度数据替代本期的公司透明度数据，本文第四部分的一阶段和二阶段多元回归结果均未发生实质性变化；对连续性变量1％以下和99％以上的分位数进行了Winsorize缩尾处理，本文主要结论未发生实质性变化；用持股5%以上非控股股东本年度减持股份合计市值的自然对数与其减持解禁限售股的比例进行互换，本文主要结论仍然未发生实质性变化。 11
七、结论及政策建议 本文的研究表明，公司透明度是外部股东制定解禁限售股减持策略的重要影响因素，透明度越低，公司内外部的代理冲突越严重，外部股东减持解禁限售股的强度就越高。本文还发现，外部股东的减持活动并不影响公司透明度，而控股股东及管理层的减持活动则会对公司透明度造成负面影响。 本文的政策建议是，鼓励外部股东与公司内部人签订较为完备的信息披露激励契约，推动公司增加自愿性信息披露的内容和频率，强化信息披露质量的外部监管，杜绝内幕交易行为，利用提高透明度的方式来缓解公司主要当事人之间的代理冲突，增强外部股东的持股信心。 参考文献： [1]蔡宁,魏明海. “大小非”减持中的盈余管理[J].审计研究,2009,(2)：40-49. [2]高雷,宋顺林. 公司治理与公司透明度[J].金融研究,2007,(11):28-44. [3]胡国强,彭家生. 股权激励与财务重述[J].财经科学,2009,(11):39-46. [4]贾明,张喆,万迪昉. 股改方案、代理成本与大股东解禁股出售[J].管理世界,2009,(9):48-64. [5]刘慧龙,陆勇,宋乐. 大股东“隧道挖掘”：相互制衡还是竞争性合谋--基于“股权分置”背景下中国上市公司的经验研究[J].中国会计评论,2009,(1):97-111. [6]马忠,吴翔宇. 金字塔结构对自愿性信息披露程度的影响：来自家族控股上市公司的经验证据[J].会计研究,2007,(1)：44-50. [7]谭劲松,宋顺林,吴立扬. 公司透明度的决定因素[J].会计研究,2010,(4):26-33. [8]汪炜,蒋高峰. 信息披露、透明度与资本成本[J].经济研究,2004,(7):107-113. [9]王斌,梁欣欣. 公司治理、财务状况与信息披露质量[J].会计研究,2008,(3): 31-38. [10]王志强,陈培昆. 深市买卖价差逆向选择成分的估算与分析[J].证券市场导报,2006,(3):65-70. [11]吴育辉,吴世农. 股票减持过程中的大股东掏空行为研究[J].中国工业经济,2010,(5)：121-130. [12]夏立军,方轶强. 政府控制、治理环境与公司价值--来自中国证券市场的经验证据[J].经济研究,2005,(5):40-50. [13]曾亚敏,张俊生. 上市公司高管违规短线交易行为研究[J].金融研究,2009,(11)：143-157. [14]曾颖,陆正飞. 信息披露质量与股权融资成本[J].经济研究,2006,(2)：69-79. [15]张宗新,杨飞,袁庆海. 上市公司信息披露质量提升能否改进公司绩效[J].会计研究,2007, (10): 12
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