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1、股权分置改革论文精选所谓股权分置，是指A股市场上的上市公司的股份，分为流通股与非流通股。股权分置不能适应资本市场改革开放和稳定发展的要求，必须通过股权分置改革，消除非流通股和流通股的流通制度差异。以下是我们整理的股权分置改革论文，希望对你有所帮助。股权分置改革论文一：题目：股本全流通、超额盈余回报与资本市场发展的实验1 引 言股权分置是我国资本市场渐进转轨过程中的特殊历史产物，目的是维护国有股对上市公司的控制权。在资本市场发展早期，股权分置这一问题的严重性还不明显。然而随着资本市场的快速发展，非流通股的规模也呈现较快增长趋势，从而导致流通股与非流通股之间同股不同权的现象日益严重，甚至成为了非流
2、通股大股东进行大肆“圈钱”的制度陷阱，严重损害了投资者的利益，打击了广大中小投资者的信心，从而一定程度上造成我国股市长期萎靡不振的重要制度弊病，因此股权分置已经严重影响到我国资本市场的持续健康发展。我国2005年启动的股权分置改革就是旨在消除同股不同权、流通股与非流通股利益分置、价格分置等一系列问题，从而形成资本市场同一的定价机制，建立起统一的利益共享平台，促使非流通股大股东的行为由内部股东博弈向外部市场博弈转变，从而促使我国资本市场基于定价功能、投融资功能为基础的源配置功能得到进一步提升。所以，股权分置改革可以说我国资本市场一次深刻的制度变革，此次改革一方面解决了股权分置这一长期困扰中国股市
3、发展的制度弊病，同时另一方面还为我国进行资本市场各项后续改革和制度机制完善奠定坚实制度基础，提供有益经验借鉴。2 文献回顾西方学者对资本市场效率进行了大量开创性的研究。Fama（1965）首次提出有效市场假说，并认为有效证券市场上的交易是“公平博弈”,公开信息对每个投资者都是均等的，任何投资者都不可能通过信息的处理获取超额收益。Ball and Brown（1968）认为公司证券的市场价格会对财务报表的信息做出反应，非正常回报与盈余预计误差具有显着的相关关系，虽然公司披露的盈余信息并不是影响股价的唯一因素，但是对投资者而言具有决策有用性。Michael Firth（1975）的研究表明，在控股
4、事件公告前的30天内，有关控股事件的信息已经充分、及时有效地从传达给投资者，并证明英国股票市场是一个半强式有效市场。Shiller（1981）认为，能被红利折现模型解释的波动率显着小于股价波动率，并认为股票市场远没有达到有效水平，这一结论引发了学术界对有效市场假说的深刻反思（Malkiel,2003;Yen and Lee,2008）。Jegadeesh and Titman（1993）的研究认为，短期内，股价的变动具有一定的惯性，其变动趋势会在未来的半年、甚至一年内继续延续其以前的价格变动走势。所以，过去的股价变动情况以及公司盈利情况对预测未来股价走势都具有极为有益的预测价值。然而，Ball
5、（2009）认为，雷曼兄弟等一大批大型金融机构的倒闭，不仅仅源于对有效市场的过度自信，而是反映了人们未能汲取有效市场假说失败的教训。Lee（2010）通过对1999-2007年间32个发达国家以及26个发展中国家资本市场的研究得出，股票市场并不是有效的。在对中国资本市场效率研究方面，吴世农（2003）通过使用白噪音检验、单位根检验、随机游走检验以及ARMA-GARCH-M模型检验等方法对深圳股票市场的有效性进行了系统检验，认为深圳股票市场还不满足弱式有效市场标准，达不到弱式有效水平；此后诸多实证检验也得出了类似结论（俞乔，1994;张亦春、周颖刚，2001;胡波等，2002;于亦文等，2005
6、）。宋颂兴、金伟根（1995）通过对29种股票的周收益率进行游程检验和序列相关检验表明，上海股票市场已达到弱式有效市场水平。同时，马向前、任若恩（2002）亦认为，1993年以后，我国股票市场已达到非常低的弱式有效水平。此外，吴世农、黄志功（1997）通过超额收益检验法进一步得出了我国股票市场已属弱式有效市场，但尚未达到半强式有效市场。刘剑锋、蒋瑞波（2010）采用方差比方法对上海证券交易所、深圳证券交易所指数的短期收益率的统计计量显示，中国证券市场程弱式有效。叶志强等（2013）从非预期非流动性新信息视角研究了股权分置改革后我国证券市场效率，结果表明我国上证A股市场价格对非流动性新信息的反应
7、不足，价格调整不够及时，上证A股市场是无效的。而张兵、李晓明（2003）通过选取上海证券交易所1992年至2003年综合指数和1992年至1998年的388只个股为研究样本，通过运用渐进有效性检验分析法得出，在1997年前我国股票市场属于无效市场，而在1997年后我国股票市场逐步过渡到弱式有效市场水平。3 理论分析与研究假设股权分置时代，资本市场典型特征是国有大股东所持的非流通股与中小股东所持的流通股被严重割裂的二元市场。对于流通股而言，均按照股票的市场价值作为定价基础；但对于非流通股而言，却往往以所有者权益的会计账面价值作为定价基础，结果就造成两类股权的持有者利益出现偏离，对于非流通股股东而
8、言更加关注所有者权益会计账面价值的变动，而对于流通股股东来说股票的市场价值才更为重要。而非流通股代表着持有公司绝对多数股权的大股东，因此对于非流通股大股东及其代理人而言，公司的市场业绩以及股价变动并不重要，这就为控股非流通股大股东联合其代理人以自身利益最大化为标准，合谋“掏空”上市公司，损害广大流通股中小股东利益提供了制度“便利”.除此之外，由于股权分置的存在，广大流通股股东亦难以利用“用脚投票”的手段对非流通股大股东形成制衡力量。因此，在股权分置的制度背景下，由于大股东及其代理人（公司管理层）的利益与公司股价几乎没有相关关系，那么以股价为基础的各项股权激励措施效果自然无法取得预期效果。股权分
9、置改革通过打破非流通股大股东与流通股中小股东间的利益切割，从而使公司股票的定价基础建立在市场价值这一统一的定价平台之上，股价的变动关乎包括大股东以及中小股东在内的所有利益相关人的利益，即大股东行的利益与中小股东的利益就通过股价紧紧捆在一起。因此，在后股权分置时代，大股东行为的经济效果一定程度上也会体现中小股东的利益诉求，从而就形成了大股东与中小股东间统一的利益基础，共同制约管理层的“机会主义”行为，防范其道德风险。这就与股权分置时代非流通股大股东通过与作为管理层的代理人合谋，共同损害广大流通股中小股东的行为有着本质上的转变。 从公司治理的角度来看，后股权分置时代形成的大股东与中小股东制度化的共
10、同治理平台，有助于规范上市公司行为，尤其是信息披露行为，提高公司透明度，并以此为基础规范上市公司经营管理，提升经营业绩，引导上市公司朝着更加科学健康的发行发展。因此，股权分置改革对规范上市公司经营管理，建立科学有效的治理机制，提升公司市场核心竞争力与经营业绩，实现股东价值最大化具有里程碑式的意义。最后，基于以上系统的理论分析，本文提出以下研究假设：假设1:股权分置股改后，上市公司治理效率的提升能够提升盈余反应系数。假设2:股权分置股改后，中国资本市场的盈余反应系数提高，资本市场效率得到显着提高。4 样本选择与模型构建4.1 样本选择本文以2005年股权分置改革启动之年为时间基准，选取股权分置改
11、革启动前两年与启动后两年间在上交所与深圳证券交易所上市的全部A股上市公司，而不包含有以下几类公司：（1）银行以及非银行金融机构类别的上市公司，主要原因是由于金融类上市公司的特殊性，对其使用的监管政策以及财务会计政策有别于其他行业上市公司；（2）ST*、ST公司，鉴于该类公司的财务会计数据往往异常值较多，可能会对整体研究结果产生干扰；（3）公司财务报告公布日期与公司股权分置改革完成日期间隔小于15日的公司，主要是为避免在选定的时间窗口内同时受股改完成事件与财务报告公布这两个时间叠加影响，可能会对股改效果衡量产生干扰；（4）在样本时间跨度内进行IPO的公司；（5）公司股价数据以及盈余数据不完整的上
12、市公司。按照以上标准对沪深A股上市公司进行筛选，共得到如下合格样本，详见表1.4.2 模型构建本文将采用如下构建的盈余反映模型对研究假设进行回归分析与实证检验，模型中各变量内涵详见表2.在上市公司披露的诸多财务信息中，为了便于准确识别盈余信息对超额异常回报的解释度，故本文在上述盈余反映模型中纳入了每股净资产、审计意见类型、每股股利等变量，并将其定义为模型的控制变量。5 实证结果与回归分析5.1 描述性统计股权分置改革前后各变量描述性统计详见表3.从表3可以得到，变量UE（未预期盈余）股改后均值为-0.616,小于股改前UE的均值0.016,而股改后UE的中位数0.086要大于股改前的0.037
13、;此外，从表3中还可以得到，UE在股改后标准差为7.038,远大于股改前标准差0.088.鉴于股改后UE均值为负数，因此取其绝对值可得0.616,该值要显着高于股改前的0.016.通过以上分析，可以直观地发现UE在股改后发生了较大的波动，这表明股改后投资者能够更加清晰地甄别市场信息与公司特质信息。同时，还可以通过分析股改前后UE最大值和最小值情况来进一步佐证上述结论，股改后UE最大值为62.149、最小值-98.233,股改前UE最大值12.491,最小值-12.780,这说明股改后较股改前UE波动程度更大，总体上并呈上升趋势，公司披露的财务信息更加具有决策有用性。为进一步验证上述描述性统计值
14、的可靠性以及显着性，本文对股权分置改革前后各变量均值进行了显着性检验（详见表4）。从表4可以得到，股改后变量UE与其他变量相比，均值发生了较大幅度的增长，这一结果得到在1%水平上检验的支持；其他变量均值总体上变动幅度不大，略有增长，除变量NA以外，其余变量没有有得到显着性检验的支持。5.2 多元回归分析为保证多元回归分析的可靠性和精度，避免回归分析中的多重共线性的问题，本文对模型中的各变量进行了pearson相关系数分析，详见表5.表5显示，变量DIVD与变量NA之间的相关系数为0.296,为各变量间相关系数最大者，但并不显着；此外，交叉变量BV*AUD与DIV*AUD间的相关系数为0.163
15、,高于0.1;其他各变量间的相关系数均不高于0.1.这表明该模型中的各变量间的多重共线性程度较低，因此可以认为并不影响多元回归分析的可靠性和精准度。股权分置改革前后被解释变量CAR对解释变量UE以及其余控制变量的回归结果详见表6.在该回归中，为更好地展现CAR对UE在股改前后的反映情况以及盈余反应系数的波动情况，故将总体样本划分成2个子样本，即股改前子样本和股改后子样本。表6回归结果显示，变量CAR对UE的系数，即盈余反应系数，在股权分置改革前为0.031,t值为5.089,且在1%的水平上显着；在股权分置改革后，盈余反应系数为0.045,t值为7.167,且同样在1%的水平上显着。因此，从以上回归结果，可以得到股改后盈余反应系数较股改前出现了较大幅度的增长，增幅为45%.股改后盈余反应系数的大幅显着提升表明，股改这一资本市场制度性变革，促进了上市公司治理制衡机制更加完善有效，从而使更多的公司特质信息被市场所吸纳消化，并反映到股价中去，即本文假设1得证。表6仅对股改前后盈余反应系数的总体变动情况作了描述，但却没有对股权分置改革前后4年内分年度的盈余反应系数的具体变动情况进行回归分析，而表7所列示的股改前后分年度多元回归结果则较好地满足了本文研究要求，弥补表6之不足。从表7可以得到，在股改前第二年，
