控制权_现金流权与股价同步性_王立章

2016年第5期

（总第431期）No. 5，2016General No. 431

控制权、现金流权与股价同步性

王立章

王咏梅

王志诚

（中国人民银行济南分行，山东济南250021；北京大学光华管理学院，北京100871）摘

要：本文运用我国A 股上市公司2003 2013年的数据，研究了两权分离度（控制权

和现金流权）对通过股价同步性所刻画的市场信息传递的阻隔程度。研究结果发现：首先，两权分离度和实际控制人性质与股价同步性正相关，而股权制衡度与股价同步性负相关；其次，实际控制人的国有性质以及股权制衡度的提高显著降低了两权分离对股价同步性的正向影响。研究结果表明，上市公司中两权分离度高、国有性质以及股权制衡度低等股权结构特征会降低公司信息披露的水平和质量，影响公司的信息透明度，从而降低股价中包含的公司特质信息，导致较高的股价同步性水平，最终影响证券市场的运行效率。

关键词：两权分离；股价同步性；实际控制人JEL 分类号：G12，G20，G32

文献标识码：A

文章编号：1002－7246（2016）05－0097－14

一、引言

金融市场的有效性主要是指信息有效，信息有效可以从多个角度考察，公司特质信息就是其中一个重要方面，而衡量公司特质信息的重要指标之一就是股价同步性。Morck et al．（MYY ，2000）对1995年全球40个国家和地区的股价同步性研究发现，中国A 股市场以Ｒ衡量的股价同步性水平（0．453）远高于美国（0．021）和英国（0．062）等成熟的证券市场。同步性高的现象说明我国证券市场上公司特质信息难以高效地融入股票的定价中，不能有效地区分公司之间的价值差异，从而导致价格的波动同向化，弱化了市场的价格发现功能和资源配置功能，从长期来看不利于我国证券市场的稳定发展及市场功能发挥作用。

收稿日期：2015－09－30

Email ：wlz．pku@foxmail．com．作者简介：王立章，经济学硕士，中国人民银行济南分行，

Email ：ymwang@gsm．pku．edu．cn．王咏梅，管理学博士，副教授，北京大学光华管理学院，Email ：zcwang@gsm．pku．edu．cn．王志诚，理学博士，副教授，北京大学光华管理学院，*本文感谢云南省省院省校教育合作项目“云南省农业产业化龙头企业风险管理研究”（编号：SYSX201309）资助。感谢匿名审稿人的宝贵意见。文责自负。

2

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98总第431期

引起中国A 股市场股价同步性过高的原因是什么？哪些因素导致了股价同步性？文献中提出了一些可能的解释因素，包括信息披露，机构投资者不足等，市场制度不完善，过度的政策干预都可能影响市场的效率，导致股价同步性；一个市场的微观结构设计如何，内部的信息传递机制等都可能是产生股价同步性的原因。

另一个值得注意和探讨的是两权分离现象。La Porta et al．（1999）沿着所有权链条追溯上市公司的实际控制人及其现金流权与控制权时发现，许多上市公司都存在现金流权与控制权的分离。股价同步性高只是我国证券市场在宏观层面上的表现，从微观层面的公司股权结构来看，我国上市公司有着更为复杂的控制链条及更为明显的两权分离现象。2005年的股权分置改革虽然解决了二元股权造成的流通性问题和部分的两权分离问题，但是金字塔结构持股现象依然存在，而且我国上市公司的两权分离程度在东亚是最高的（谷祺等，2006）。在较高的两权分离度下，实际控制人倾向于通过关联交易等方式对公司资产实施掏空（Tunneling ）等行为，损害公司及中小投资者的利益。

由于这些行为往往不具公开性，所以实际控制人会有意识地提供虚假信息或隐匿重要信息以掩盖其侵占行为，从而降低了公司的信息透明度（La Porta ，2002；王鹏和周黎2006；刘星等，2010）。信息透明度的降低使投资者在进行决策时可供参考的公司特安，

质信息数量减少，因而只能更多地依赖市场或行业层面的信息。除此之外，我国证券市场上还存在国有上市公司比例较高的问题。基于上述分析，我国上市公司的两权分离可能是造成上市公司特质信息较差的一个重要原因。除了这一原因之外，文献中也提出了其它的可能原因，例如，公司治理结构，会计披露制度不完善，投资者保护不力和机构投资者占比较低等原因。

现有文献对证券市场的稳定性主要从三个层面进行了研究：一是股票收益率；二是股价波动率；三是股价同步性。其中对于公司股权结构所存在的两权分离的研究主要侧重于考察两权分离对股票市场稳定性第一、二层面的影响，如La Porta et al．（1999）、Claessens et al．（2002）、王鹏和周黎安（2006）、刘星等（2010）等。而以往关于证券市场同步性方面的研究则侧重于股权集中度以及股权制衡度等指标，比如Gul et al．（2010）、袁知柱和鞠晓峰（2009）等。本文将股价同步性作为市场信息有效性的衡量指标，从不同角度实证分析两权分离度对股价同步性的影响，尤其是探讨两权分离度通过什么途径阻隔了市场信息传递，以及如何提高证券市场的定价效率和资源配置效率。

本文后续的研究内容安排大致如下：第二部分是研究综述。第三部分将提出研究假设，并介绍本文的研究方法和数据选取。第四部分为实证结果的检验以及讨论。最后是结论和建议。

二、文献回顾

现有文献主要从市场效股价同步性是衡量证券市场信息含量水平的一个重要指标，

率的角度考虑股价同步性，从公司治理因素、市场制度和法律环境等方面对股价同步性进

2016年第5期控制权、现金流权与股价同步性99

行考察。关于股权结构造成的两权分离，主要从公司治理和利益侵占的角度来考虑信息的隐藏，进而导致市场信息传递失效。下面将主要从股价同步性和两权分离度两个方面分别回顾相关的文献。

（一）股价同步性的相关研究

在市场效率方面，股价同步性的研究指标主要有机构持股比例、分析师数量以及交易活跃度。机构投资者作为专业投资群体，通过挖掘公司特质信息进行知情交易，从而提高了股价中公司特质信息的含量，降低了股价同步性（Piotroski and Ｒoulstone，2004；尹雷，2010；王立文，2011）。在新兴市场中，分析师行为处于不成熟、不规范的发展阶段，缺少对公司层面信息严谨细致地挖掘和考察，因而揭露的公司特质信息较少，分析师跟进数量的增加反而提高了股票价格的同步性（Chan and Hameed ，2006；冯旭南和李心愉，2011）。股票换手率是资本市场交易活跃程度的一个衡量指标，换手率越高，说明投资者对公司的关注度也就越高，基于公司特质信息对定价不合理的股票实施套利交易的可能2007）。性也就越大，因此换手率与股价同步性负相关（陈梦根和毛小元，

针对公司治理因素，研究文献主要侧重于探讨股权集中度及股权制衡度对股价同步性的影响。由于受到堑壕效应和利益协同效应的共同影响，第一大股东的持股比例与股2006）。股权制衡度高的公司大股东之间相价信息含量之间存在着非线性关系（李增泉，

互制约，降低了控股股东损害公司和中小投资者利益的动机，从而表现出更多的利益协同2009）。效应，降低了股价同步性（袁知柱和鞠晓峰，

从市场制度和法律环境角度来说，我国证券市场上的国有企业或其他有政治关联的企业因为有着特殊权利去获得融资和经营便利从而倾向于隐藏公司信息，制度环境建设和中小投资者保护机制的不健全也导致公司透明度较差，外部投资者只能更多地依赖市场和行业层面的公共信息进行投资决策，从而导致较高的股价同步性（Jin and Myers ，2006；王亚平等，2009；游家兴等，2007；袁知柱和鞠晓峰，2008；于悦，2013）。

（二）两权分离度的相关研究

La Porta et al．（1999）发现，许多上市公司都存在唯一的实际控制人，通常利用金字塔结构、交叉持股以及双重股权等构建复杂的控制链条，从而使其现金流权与控制权分离。对Claessens et al．（2000）对亚洲九个国家和地区共2980于两权分离及其所导致的利益问题，

“侵占效应”，家上市公司的股权结构研究后认为，实际控制人的控制权具有负的而现金流“激励效应”，权具有正的两者的分离幅度越大，侵占的激励也就越大，上市公司的市场价值2006；谷祺等，就越小，即两权分离度与公司价值负相关（刘星等，2010；王鹏和周黎安，2006；马磊和徐向艺，2010）。可以看出，实际控制人的控制权与现金流权的分离是其损害公司价值的重要原因（Claessens et al．，2002；Marchica and Mura ，2005；Almeida et al．，2006）。

Fan and Wong （2002）从信息含量的角度对东亚国家上市公司的实际控制人两权分离状况进行研究后认为，实际控制人为了满足对私人收益的追求，可能会人为操控信息披露的时点或信息披露的水平，降低公司盈余的信息含量，从而加剧了公司内外之间的信息

100不对称。

（三）研究假设

总第431期

两权分离降低了大股东的侵占成本，激励了实际控制人损害公司及中小投资者利益的行为，而这些行为又不具有公开性，所以实际控制人会有意识地隐匿或虚报公司的一些重要信息，从而降低了公司的信息透明度（La Porta ，2002；王鹏和周黎安，2006；刘星，2010）。信息透明度的降低使得外部投资者可供参考的公司特质信息减少，进行知情交易的难度增加，信息搜集和处理的成本提高，从而不得不更多地依赖市场或行业层面信息2006；游家兴等，2007；袁知柱和鞠作为参考，从而表现出较高的同步性（Jin and Myers ，2008；于悦，2013）。实际控制人类型也通过类似的路径，晓峰，首先影响公司信息的披露水平和披露质量，进而影响到股价同步性。

由于实际控制人对其他股东的侵占行为会损害上市公司的利益并最终损害自己的现金流收益，所以在现金流权较高的情况下，实际控制人的侵占倾向较低；而控制权越大，其侵占2006）。进一步讲，倾向就越高（王鹏和周黎安，侵占行为往往通过不具公开性的关联交易等方式进行，同时实际控制人控制了公司会计信息的编制和披露，基于掩饰其掏空行为的目2002），的而披露的信息并不能客观反映公司的实际运营状况，可信度下降（Fan and Wong ，公司从而增加了外部投资者的信息搜寻成本，致使投资者的决策只能反映市场的平均风险，特质信息的含量较少，股价同步性因此也就越高。综上分析，本文提出如下假设：

假设H1：上市公司两权分离程度（以控制权减去现金流权衡量）与股价同步性正相关，即控制权与股价同步性正相关，现金流权与股价同步性负相关。

通常认为，国有企业股价同步性较高的原因，一方面是由于它具有通过其特殊的地位或关系更容易获得低息的银行贷款或者股权方面的融资，且在市场不景气或自身财务状况存在问题时更容易获得政府救济的优势，从而导致其披露公司特质信息的动机较小，公2011）；另一方面受国家政策的影响更大，司的透明度较差（唐松等，或者受到更多的政府干预，从而导致价格波动更多地反映市场或者行业层面的信息。

国有公司的实际控制人通过掏空公司资源获取私人利益的动机较小，原因在于，民营上市公司的实际控制人通过关联交易、内幕交易等手段，个人获取的利益较高，因此动机也就较大；而国有性质的实际控制人掏空或转移公司资源获取私人利益的行为给他们带来的风险更大，这是两种产权性质存在的明显区别。虽然国有性质会因为信息披露质量的原因提高股价同步性，但是通过两权分离度间接给股价同步性带来的影响却是降低的。综合上述讨论，本文提出如下假设：

假设H2：实际控制人的国有性质提高了股价同步性水平，但国有性质降低了两权分离度对股价同步性的正向影响。

（四）其它变量

2根据目前相关的研究文献，衡量股价同步性的指标主要是本文所采用的Ｒ指标，借2

鉴Durnev et al．（2003）的做法，运用模型（1）来估计个股的Ｒ：

r i ，t =β0+β1*r m ，t +β2*r I ，t

（1）

2016年第5期控制权、现金流权与股价同步性101

r m ，r I ，其中r i ，t 为第t 周的个股收益率，t 为第t 周沪深A 股市场加权平均收益率，t 为第t 周个股i 所属行业的行业加权平均收益率，行业以2014申银万国行业分类标准进行分类；r m ，t 和r I ，t 均以公司流通市值为权重。使用周度数据是为了减少部分股票交易不活跃、交易量小的问题。

2

模型（1）所获得的拟合优度Ｒ能够将个股收益率分解为与市场和行业收益相关的

部分以及与公司特质收益相关的部分，能够较好地衡量个股价格跟随市场与行业价格走势同步涨跌的程度，也即股价同步性。

2

1），由于Ｒ的取值区间为（0，运用式（2）所以本文借鉴Morck et al．（2000）的做法，2

所得指标Synch 就是本文所用的衡量股价同步性的对Ｒ进行对数化使之呈正态分布，

指标。

Ｒ2i

Synch i =Ln （）

1－Ｒ2i

高，上市公司的股票价格中所包含的公司层面的特质信息就越少。

在目前的研究文献中，对两权分离度的衡量方法缺乏权威和统一的定义。在本文的分析中，将采用两种计算两权分离度的方法以排除不同衡量方法之间可能存在的差异：一种是将两权分离度定义为现金流权减去控制权，这一指标的值越小（绝对值越大）意味着两权分离度越高；另一种是将两权分离度定义为现金流权除以控制权，可以理解为一单位的控制权（收益）对应多少单位的现金流权（风险），值越小意味着每单位收益所要承担的风险越小，两权分离度越高。

本文以式（3）给出的两权分离度为主要研究指标，研究结论也都是据此得出，式（4）给出的两权分离度为辅助指标。

Separation 1=Ownership －Control Separation 2=

Ownership Control

（3）（4）（2）

被解释变量Synch 作为股价同步性的衡量指标，其值越大，说明股价同步性水平越

总体来看，主要解释变量有控制权（Control ）、现金流权（Ownership ）、两权分离度（Separation1和Separation2）以及实际控制人性质（SOE ）。

除主要解释变量外，文献中提到的其它一些影响因素，本文选取了5个可能会影响股价同步性的控制变量。通常认为机构投资者对信息分析更具优势，机构持股比例提升会2010；王立文，2011）；公司的资产负债率高低也可能是影响股价降低股价同步性（尹雷，

2004）；根据Fama －French 的三因素模型，大公司具同步性的一个方面（Chaudhry et al．，

有更多的信息来源机制和更多的投资者关注，因此公司规模可能影响股价同步性；分析师跟进数量会直接提升公司自身信息被挖掘的程度（Chan and Hameed ，2006；冯旭南和李2011）；股票换手率高可能预示着投资者对公司信息有比较高的关注度（陈梦根和心愉，

2007）。同时本文也考虑了行业及不同时期的影响，毛小元，引入行业虚拟变量与时间虚拟变量（在混合效应模型中使用这两个虚拟变量）。

102

表1

变量名称

股价同步性Synch 两权分离度指标1

Separation1两权分离度指标2

Separation2控制权Control 现金流权Ownership 实际控制人性质SOE 机构持股比例Insshr 资产负债率Lev 公司规模Size

分析师跟进数量Analyst 股票换手率Turnover 所属行业INDDUM 年度YＲDUM

变量定义及说明

变量定义

通过式（1）和（2）得到的股价同步性指标

总第431期

实际控制人拥有的上市公司现金流权（Ownership ）减去控制权（Control ）实际控制人拥有的上市公司现金流权（Ownership ）除以控制权（Control ）实际控制人所拥有的上市公司的控制权

实际控制人所拥有的上市公司的现金流权（所有权）

SOE =1，实际控制人性质的虚拟变量，当实际控制人为国有性质，否则

SOE =0

机构投资者持有的上市公司股票占流通股的比例公司的资产负债率水平

Size =Ln （年末公司总流通市值）上市公司总市值，

Analyst =Ln 在一个财年中，对上市公司进行评级预测的分析师数量，

（1+对上市公司跟进的分析师数量）定义为股票年交易总量除以流通股股数

按照申银万国一级行业分类标准生成的行业虚拟变量2003－2013年年度虚拟变量

注：表内所有经处理后的变量数据均为年度数据。

三、样本选取及统计描述

（一）样本的选取

本文选择2003－2013年共计11年间的沪深两市所有A 股公司的数据作为研究样本，数据来源于以下两个部分：CSMAＲ的公司股东研究数据和WIND 金融数据库的合并数据，包括了WIND 收录的中国沪深两市所有A 股。

1．鉴于我国从2003年起开始要求上市公司公布实际控制人的控制权及产权关系，且2003年之前的CSMAＲ股东研究数据缺失比较严重，故样本期间设为2003－2013年。

2．本文对数据进行了筛选整理，按照传统做法，剔除了金融行业、所有ST 和*ST 的上市公司以及数据值缺失的样本。

3．为了排除可能的数据错误，当实际控制人名称与第一大股东名称完全一致但实际控制人控制权小于第一大股东持股比例时，相应观测值也被剔除。

4．为了获得股价同步性指标，要求每只股票至少存续一年，一年内至少有36周的有效观测值。

按照上述标准，本文最终得到2322家公司共计16862个样本数据，在不同的统计模

2016年第5期控制权、现金流权与股价同步性103

型中使用的样本数可能会由于缺失值而略有差别，表2给出了样本数据按年度分布的情况。研究中使用的行业分类采用的是申银万国一级行业分类标准，所有上市公司的股票共划分为26个行业大类，有关行业指数的数据均来源于WIND 数据库，本文所使用的数据处理软件为SAS9．3。

表2

年份样本数

20031072

20041144

20051228

20061195

样本按年度分布情况20071242

20081366

20091455

20101641

20111977

20122220

20132322

（二）股价同步性和两权分离度的描述性分析

表3给出了所有变量的描述性统计，并针对股价同步性指标Ｒ和两权分离度指标的绝对值做了进一步的描述分析。

表3

变量Ｒ2Synch Separation

（绝对值）Control Ownership Insshr Lev Size Analyst Turnover SOE

观测值个数[***********][***********][***********]2

均值0．461－0．1950．0580．3940．3360．2930．56922．0851．5417．2230．566

各变量的描述性统计

标准差0．1750．8450．0830．1590．1780．2466．8121．1520．9134．9620．496

最大值0．9432．8010．4550．8990．8991．722877．25628．5813．80778．6371

最小值0．001－7．29900．0150．00200．00718．85300．0370

中位数0．466－0．13500．3830．3150．2510．48821．9481．3865．9451

2

从表3可以看出，我国上市公司的资产负债率均值为56．9%，杠杆率较高。股票换手率为7．223，说明投资者对上市公司的关注度较高，或者是非理性的市场炒作氛围浓厚，导致股票换手频繁。

2

基于本文所选取的股价同步性指标Ｒ和两权分离度指标Separation ，表4给出了按

实际控制人性质对上述两个指标的统计结果。

104

表4

全样本

公司占比

Ｒ2Separation 样本量

0．4660．4660．466

均值10．4610．05815777

均值20．4760．1247349

公司占比0．3000．3000．300

总第431期

股价同步性指标Ｒ的分布情况

国有控股均值10．4860．0418706

均值20．5040．1362610

公司占比0．6700．6700．670

非国有控股均值10．4290．0797071

均值20．4460．1184738

2

“公司占比”，“均值1”指的是存在两权分离现象的公司占所属样本的比例是所属样本中所有公司的平注：表内

，“2”0。均数均值是除去两权分离度为的公司样本后的平均数

2从整体而言，股价同步性指标Ｒ的均值为0．461，远远高于Mock et al. （2000）和Jin

and Myers （2006）报告的其他绝大部分国家的Ｒ2，这说明我国证券市场的股价同步性高，

2

这一结果也略高于Gul et al．（2010）报告的中国市场Ｒ均值为0．454的结果。导致差异

的原因，一是由于两者所运用的市场模型的差异，二是两次研究的样本存续时间不同。

进一步可以得到，存在两权分离的上市公司的股价同步性要高于上市公司整体的股价同步性水平，也高于不存在两权分离的上市公司的股价同步性，直观上说明了两权分离度会提高股价同步的假设。

从实际控制人性质的分类来看，国有性质公司的股价同步性要高于非国有公司，根据P-Value =0．000），国有公司较双样本等方差假设的t 检验结果（t =－21．295，可以看出，非国有公司而言，它受到市场或行业层面的影响较大，公司层面的特质信息较少，导致了较高的股价同步性，符合本文之前所做的假设。

表4中第二行给出了两权分离度指标按实际控制人性质的统计情况，样本整体约46．6%的上市公司的实际控制人出现了两权分离，两权分离度均值的绝对值为5．78%，略高于Claesens et al．（2000）对东亚九国上市公司两权分离度（平均约4%）的研究结果。不仅如此，这一行还呈现出非常有意思的结果：从总体而言，非国有性质公司的两权分离度要高于国有性质公司的两权分离度，但是由于非国有公司中存在两权分离现象的公司占比（67%）要远远高于国有公司占比（30%），所以当排除不存在两权分离的公司之后，国有公司的两权分离度平均水平高于非国有公司。这说明虽然在国有公司中两权分离的现象较少，但对于出现两权分离的公司而言，其两权分离的程度更大。

四、实证分析

本文利用中国A 股市场2003－2013年的非平衡面板数据，使用固定效应模型、随机效应模型和混合效应（OLS ）模型对回归模型进行了估计，以衡量两权分离度对股价同步性的影响。具体选择哪种模型，由检验结果决定。

表5报告了模型（1）和模型（2）的面板回归结果，其中样本1表示全部样本数据，样本2表示全部样本去除两权分离度为0的样本，即出现两权分离的样本数据。

2016年第5期

表5

变量

样本1

截距项分离度1分离度2控制权现金流权国有控股机构持股比例杠杆率规模分析师换手率Hausman 检验Ｒ2

观测值数量

＊＊

0．171＊（11．21）＊＊

－0．435＊（－12．45）＊＊

－0．205＊（－10．78）＊＊

0．176＊（22．06）＊＊

0．060＊（6．74）＊＊

－0．021＊（－12．05）＊＊

－4．309＊（－24．83）＊＊

－0．313＊（－3．89）

控制权、现金流权与股价同步性两权分离度与股价同步性的回归结果模型（1）样本2

＊＊－5．106＊（－18．43）＊＊

－0．378＊（－3．16）

＊＊

－0．090＊（－3．12）

＊

－0．150＊（－3．51）

105

模型（2）

样本1

＊＊

－4．084＊（－21．72）

样本2

＊＊

－4．171＊（－13．43）

样本1

＊＊

－3．844＊（－18．11）

样本2

＊＊

－4．176＊（－13．58）

0．154*（1．67）

＊＊

－0．238＊（－2．95）

＊＊

0．137＊（6．52）＊＊

－0．412＊（－7．94）＊＊

－0．326＊（－10．21）＊＊

0．213＊（16．62）＊＊

0．042＊（3．13）＊＊

－0．017＊（－7．21）

＊＊

0．168＊（10．45）＊＊

－0．453＊（－13．10）＊＊

－0．189＊（－9．94）＊＊

0．170＊（19．96）＊＊

0．062＊（6．72）＊＊

－0．023＊（－13．50）

＊＊

0．147＊（6．69）＊＊

－0．398＊（－7．73）＊＊

－0．313＊（－9．80）＊＊

0．197＊（14．77）＊＊

0．049＊（3．62）＊＊

－0．020＊（－8．22）

＊＊

0．166＊（10．43）＊＊

－0．447＊（－12．82）＊＊

－0．191＊（－10．00）＊＊

0．171＊（20．11）＊＊

0．062＊（6．74）＊＊

－0．023＊（－13．30）

＊

0．279＊（2．12）＊＊

－0．405＊（－3．24）＊＊

0．143＊（6．55）＊＊

－0．403＊（－7．78）＊＊

－0．313＊（－9．80）＊＊

0．198＊（14．87）＊＊

0．049＊（3．55）＊＊

－0．020＊（－8．19）

6．800．1512021

4．910．165629

9．270．1512021

4．820．165629

2．460．1512021

4．920．165629

*＊＊＊＊，＊，5%和1%的统计水平上注：以上回归使用随机效应模型。下方括号内数字为t 值，分别表示在10%，

显著。

在控制其他变量影响情况下，全部样本的回归结果中两权分离度指标1的系数为－0．313，在1%的统计水平下显著，当剔除两权分离度为0的样本后，系数变为－0．378，表明上市公司的股价同步性随着两权分离程度的增加而提高，证明了两权分离度的增加会降低公司的信息透明度，进而降低股价中包含的公司特质信息含量。当使用两权分离度指标2时，全部样本情况下系数为－0．09，表示现金流权相对控制权越高时，股价同步性下降，这与指标1得出的结论一致。

从模型（2）的回归结果可以看出，两权分离度对股价同步性的影响可以进一步分解

106总第431期

为控制权的正向影响和现金流权的负向影响。具体来说，在全部样本的回归结果中控制权的系数为0．154，在10%的统计水平上显著，而现金流权的系数为－0．238，在1%的统计水平下显著；当剔除两权分离度为0的样本后，控制权的系数变为0．279，现金流权的系数变为－0．405，均在1%的统计水平下显著。这一结果表明：控制权的增加会提高股价的同步性，现金流权的增加则降低了股价同步性水平，这两者对股价信息含量带来方向相反的影响，但总体造成两权分离度对股价同步性的正向作用，从而验证了假设H1。

进一步，我们考察两权分离度与控制人性质的交互效应对股价同步性的影响，实证结果在表6中列示。

表6

变量

样本1

截距项分离度1分离度2分离度1*SOE 分离度2*SOE 国有控股（SOE ）机构持股比例

杠杆率规模分析师换手率Hausman 检验

Ｒ2

观测值数量

＊＊

0．209＊（10．89）＊＊

－0．466＊（－13．42）＊＊

－0．188＊（－9．90）＊＊

0．170＊（19．98）＊＊

0．061＊（6．56）＊＊

－0．023＊（－13．55）

＊＊

0．165＊（4．25）＊＊

－0．410＊（－7．90）＊＊

－0．326＊（－10．22）＊＊

0．212＊（16．55）＊＊

0．042＊（3．14）＊＊

－0．017＊（－7．21）

＊＊

0．415＊（2．58）＊＊

－4．237＊（－22．99）＊＊

－0．488＊（－4．26）

实际控制人性质（SOE ）与股价同步性的回归结果

模型（3）

样本2

＊＊

－5．102＊（－18．41）＊＊

－0．454＊（－3．04）

＊＊

－0．162＊（－4．14）

＊＊

－0．211＊（－4．09）

样本1

＊＊

－3．977＊（－20．71）

样本2

＊＊

－4．083＊（－13．03）

0．210（0．85）

＊＊

0．159＊（2．72）

＊

0．195＊（2．12）

0．041（0．84）

＊＊

－0．458＊（－13．23）＊＊

－0．189＊（－9．97）＊＊

0．167＊（19．54）＊＊

0．066＊（7．01）＊＊

－0．023＊（－13．34）

0．025（0．41）

＊＊

－0．395＊（－7．69）＊＊

－0．312＊（－9．78）＊＊

0．194＊（14．50）＊＊

0．052＊（3．77）＊＊

－0．020＊（－8．12）

9．370．1512021

5．020．165629

8．590．1512021

5．020．165629

*＊＊＊＊

5%和1%的统计水平上，＊，注：以上回归使用随机效应模型。下方括号内数字为t 值，分别表示在10%，

显著。

2016年第5期控制权、现金流权与股价同步性107

SOE 的系数为0．209；交互项（两权从中可以看出，两权分离度1的系数为－0．488，分离度1*SOE ）的系数为0. 415，均在1%的统计水平下显著。当剔除两权分离度为0的样本后，各变量的系数变化不大，方向与假设一致，只是在10%的显著性水平下交互项没有达到统计显著，这可能是受到样本数据异常值或其他未知因素的影响。当使用两权分离度指标2后，回归结果均显著，因此假设H2也成立。

在控制其他变量的影响后，实际控制人的两权分离度与股价同步性正相关，说明了随着两权分离度的提高，实际控制人为了获取私人利益而侵害中小投资者的动机越来越强烈，从而降低了公司的信息透明度，导致了股价同步性的上升。

SOE 的系数为正可以认为，国有企业受宏观层面的市场或行业因素影响较大，拥有较高的股价同步性水平。这是因为它们具有获取融资和经营便利的特殊权利，从而降低了对公司特质信息的披露动机，致使财务信息披露的质量和透明度较差，由此带来股价波动与公司特质信息的关联度较低，而反映市场或行业层面的信息较多。然而，非国有性质的实际控制人（多为自然人或家族企业）利用其控制权转移、掏空上市公司资产谋取私利，“负的侵占效应”的动机要比国有企业更大明显，随着两权分离程度的增加，这种负向激励更加强烈；而国有性质的实际控制人利用控制权侵占中小投资者利益而获得的私人收益小很多，甚至可能有政治风险，这是他们所规避和不愿看到的，因而国有性质的实际控制人的侵占动机要小的多，其两权分离度的提高对股价同步性的影响要远低于非国有性质的实际控制人。

仅就实际控制人的特征来看，实际控制人的国有性质会提高上市公司的股价同步性，可能是由于其行业特殊地位或受到更多的政府干预、政策影响；但是实际控制人的国有性质因为谋取私利的动机减弱，会降低两权分离度对股价同步性的正向影响。

为了检验上述回归结果的稳健性，我们对样本数据进行缩尾处理。对所有变量的样本观测值进行1%的缩尾处理，以排除异常值对回归结果造成的影响，将落在1%和99%分位数以外的观察值分别替换为1%和99%分位数的数值，然后分别应用两权分离度的两个指标对模型做回归检验，结果在表7中列示。

表7

变量截距项分离度1分离度2控制权

模型（1）

＊＊

－4．762＊（－15．81）＊＊

－0．430＊（－3．74）

＊＊

－0．105＊（－3．78）

＊

0．176＊（1．99）

＊＊

－4．118＊（－19．17）

稳健性检验

模型（2）

＊＊

－4．210＊（－19．76）

模型（3）

＊＊

－4．394＊（－21．39）＊＊

－0．497＊（－4．42）

＊＊

－0．177＊（－4．68）＊＊

－4．016＊（－18．45）

108总第431期续表

变量

模型（1）

模型（2）

＊＊

－0．267＊（－3．45）

＊

0．293＊（1．84）

＊＊

0．157＊（2．81）

＊＊

0．156＊（7．60）＊＊

－0．446＊（－13．58）＊＊

－0．408＊（－11．58）＊＊

0．196＊（22．33）＊＊

0．039＊（4．32）＊＊

－0．025＊（－14．24）＊＊

134．37＊

＊＊

0．172＊（11．14）＊＊

－0．45＊（－13．57）＊＊

－0．414＊（－11．70）＊＊

0．196＊（22．27）＊＊

0．041＊（4．51）＊＊

－0．024＊（－14．11）＊＊

20．72＊

＊＊

0．169＊（11．09）＊＊

－0．444＊（－13．25）＊＊

－0．419＊（－11．75）＊＊

0．197＊（22．41）＊＊

0．041＊（4．48）＊＊

－0．024＊（－13．91）

＊＊

0．192＊（10．56）＊＊

－0．437＊（－13．03）＊＊

－0．451＊（－13．25）＊＊

0．205＊（24．30）＊＊

0．037＊（4．17）＊＊

－0．022＊（－12．56）＊＊

14．72＊

模型（3）

所有权分离度1*SOE 分离度2*SOE 国有控股机构持股比例杠杆率规模分析师换手率Hausman 检验Ｒ2

观测值数量

0．047（1．00）

＊＊

－0．455＊（－13．71）＊＊

－0．415＊（－11．75）＊＊

0．193＊（21．88）＊＊

0．044＊（4．82）＊＊

－0．024＊（－13．96）＊＊

19．94＊

10．55*0．2912021

0．2912021

0．2912021

0．2912021

0．2912021

*＊＊＊＊，＊，5%和1%的统计水平上注：以上回归使用了固定效应模型。下方括号内数字为t 值，分别表示在10%，

显著。

回归系数的正负方向与前面的分析结果相一致，没有改从表7的检验结果可以看出，

变之前的判断，即两权分离度（以指标1衡量）对股价同步性产生显著的正向影响，且实际控制人的国有性质以及股权制衡程度降低了两权分离对股价同步性的影响。因此本文所做的三个假设均成立。

五、研究结论

本文以我国证券市场2003－2013年期间除去金融行业外的所有A 股上市公司为样本，从不同方面对公司股权结构中的两权分离与股价同步性之间的关系进行了实证研究。以衡量股价中的信息含量和公司透明度。以Ｒ值作为衡量股价同步性的指标，

研究发现，我国的股价同步性水平要远高于Morck et al. （2000）所研究的发达资本市场。但总的看来，表现出明显的下降趋势，说明我国证券市场经过多年的改革和发展，市场结构得到优化，部分改善了证券市场联动性较高的特征。本文发现两权分离度的提高

2

2016年第5期控制权、现金流权与股价同步性109

使实际控制人有动力去损害中小股东的利益而不必付出较高的成本，因而实际控制人有动力去操纵公司信息的披露水平和质量，导致市场上关于公司的特质信息较少，投资者要更多依赖市场和行业层面的信息进行交易，从而提高了股价同步性。

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Stock Price Synchronicity and the Separation

of Ownership between Control Ｒights

WANG Lizhang

WANG Yongmei

WANG Zhicheng

（Jinan Branch ，the People ’s Bank of China ；Guanghua School of Management ，Peking University ）Abstract ：This paper examines the financial market information barrier effects of the separation of ownership and control of Chinese a-share listed firms over the 2003－2013period．The results show that the separation of cash flow rights from voting rights and the nature of controlling shareholders have positive correlation with stock price synchronicity ，while ownership balance and stock price synchronicity are negatively correlated．Furthermore ，the nature of state-owned company can significantly reduce the positive impact of the separation on stock price synchronicity．The separation of cash flow rights from voting rights ，and state-owned and low level ownership balance will reduce the level and effectiveness of financial disclosure ，so as bring about synchronicity and reduce market efficiency．

Key words ：Separation ，Stock Price Synchronicity ，Ultimate Controlling Shareholders

（责任编辑：王鹏）（校对：WH ）