非國有股東治理能提升國有資本信息效率嗎？

何蘇燕 任力

摘? ?要：基于國有企業混合所有制改革的背景，本文研究了非國有股東治理對國有資本信息效率的影響。研究發現：非國有股東治理會提升國有資本信息效率，其原因在于國有企業信息披露質量的提升；基于股權支撐以及行業競爭性的異質性分析發現，非國有股東治理對國有資本信息效率的影響在有相應股權支撐以及競爭性行業組更顯著；非國有股東治理帶來國有資本信息效率提升的同時，會對國有企業價值產生正向影響。本文的研究對于提升國有資本信息效率及進一步做強做大國有資本提供了經驗證據。

關鍵詞：非國有股東治理；國有資本信息效率；信息披露質量

中圖分類號：F830.91? 文獻標識碼：A? 文章編號：1674-2265（2023）05-0003-07

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2023.05.001

一、引言

2022年3月，中共中央辦公廳、國務院辦公廳印發了《關于推進社會信用體系建設高質量發展促進形成新發展格局的意見》，指出要加強資本市場誠信建設，壓實相關主體信息披露責任，提升市場透明度。資本市場信用體系建設應以誠信為本，企業、投資者等市場主體需不斷提升誠信意識，營造誠實守信的金融生態環境。但在我國資本市場實踐中，上市公司存在未按規定披露信息或披露的信息有虛假記載、誤導性陳述、重大遺漏等不誠信行為（黃燦和王妙媛，2022）[1]，上述行為損害了資本市場信息效率，不利于資本市場平穩健康發展。在我國當前資本市場信息披露違規以及資本市場“噪聲”較多的情形下，如何提升資本市場信息效率是一個重要且有意義的話題。

國有企業是中國特色社會主義重要的物質基礎和政治基礎，黨的十八大以來，國有企業混合所有制改革加速推進。國有企業通過引入非國有股東，形成多元化的股權結構和董事會結構，以提升國有企業的治理水平。現有的研究表明，非國有股東治理可以緩解國有企業雙重委托代理問題（Lu和Zhu，2020；張世宇等，2022）[2，3]，提升企業投資效率（張祥建等，2015）[4]，促進國有企業績效改進（郝陽和龔六堂，2017）[5]，提升國有企業高管薪酬的業績敏感性（蔡貴龍等，2018）[6]，抑制國有企業金融化（曹豐和谷孝穎，2021）[7]等。但鮮有文獻關注非國有股東治理對國有資本信息效率的影響。

2017年底，中國聯通正式宣布引入阿里巴巴、騰訊、百度等多個電子商務巨頭成為戰略投資者。引入戰略投資者后，通過有限市場化激勵、加強監督和改進溝通流程，產生治理優化效應；通過主動吸納、調整結構資源和創新商業模式，聚合為資源協同效應（張斌等，2022）[8]。2022年3月，中國聯通上市公司披露2月運營數據，在“泛在智聯”“創新應用”“智慧服務”“科技創新”等多個關鍵領域加大透明度，提升信息披露質量（高超，2022）[9]，進而帶來中國聯通的資本市場信息效率提升。中國聯通通過引入非國有股東對資本市場信息效率產生正面影響，上述影響只是一個特例還是具有一般性呢？非國有股東治理是否能提升國有資本市場信息效率呢？對上述問題的分析對于提升資本市場融資效率以及提升資本市場服務實體經濟的能力具有重要意義。鑒于此，本文深入分析了非國有股東治理對國有資本信息效率的影響及作用機理，并提出了相應的政策建議。

本文可能的創新體現在以下三個方面：第一，本研究深入分析了非國有股東治理對國有資本信息效率的影響及作用機理，豐富了國有資本信息效率影響因素及非國有股東治理經濟后果的研究文獻；第二，本研究明確了股權支撐對于非國有股東參與國有企業高層治理的重要性，能更好地服務于國有企業混合所有制改革的實踐；第三，本研究說明了非國有股東治理在提升國有資本信息效率的同時，對于提升國有企業價值具有積極影響，該研究結論為做強做大國有資本提供了經驗路徑。

二、理論分析與研究假設

非國有股東治理為提升國有資本信息效率提供了可行的路徑。非國有股東治理會從動機和能力兩個層面改善國有企業信息披露質量。從動機層面來看，國有企業“所有者缺位”現象較嚴重，擁有大部分所有權的國有企業股東實際上也是代理人，而所有者是人民，國有企業缺乏真正意義上的像私有企業股東那樣監督企業高管的委托人（盧建詞和姜廣省，2018）[10]。而盈利動機明確的民營背景的戰略投資者將積極推動國有企業打破以往僵化的經營管理體制（鄭志剛，2021）[11]，同時具有較強的動機完善國有企業內部治理機制及激勵約束機制，積極監督國有企業高管，緩解委托代理問題，促使管理層如實反映會計信息，提高信息披露質量（黃瓊宇等，2021）[12]。從能力層面來看，非國有股東可以通過參與國有企業的經營治理和高層決策，降低國有企業制造壞消息的可能性，提升隱瞞壞消息的難度和成本，從而改善國有企業“所有者缺位”和“內部人控制”現象，進而提升國有企業會計信息質量（馬新嘯等，2021）[13]。非國有股東治理還能有效約束國有上市公司財務重述行為（蔡貴龍等，2021）[14]，提升會計信息可比性（黃瓊宇等，2021）[12]進而帶來國有上市公司信息披露質量的提高。信息披露質量是影響資本市場信息效率的重要因素。高質量的信息披露降低了投資者與企業之間信息不對稱程度（蔡貴龍等，2021）[14]，同時意味著向市場傳遞了更多、更高質量的公司層面特質信息（Li等，2014）[15]，而更多、更高質量的公司層面特質信息融入股價會降低股價同步性，進而顯著提升國有資本的信息效率（黃俊和郭照蕊，2014）[16]。基于“非國有股東治理→國有企業信息披露質量→國有資本信息效率”這一邏輯，提出如下假設：

H1：非國有股東治理有助于改善國有企業信息披露質量，進而帶來國有資本信息效率的提升。

我國《公司法》規定，單獨或合計持有公司10%以上股份的股東發出請求時，公司應當在兩個月內召開臨時股東大會。召開臨時股東大會是非國有股東治理能力的體現以及治理意愿的表達，這說明當非國有股東持股數量達到一定份額時，非國有股東可以通過“用腳投票”或者“用手投票”的方式來對公司施加影響以維護自身利益（劉運國等，2016）[17]。不同的非國有股東之間存在利益協調問題，若不同非國有股東之間意見不一致，將無力干預企業經營（周觀平等，2021）[18]。但當第一大非國有股東持股比例超過10%時，能有充分的話語權，從而發揮積極的治理作用（馬新嘯等，2021）[19]，進而使國有資本信息效率的提升更顯著。基于上述分析，提出如下假設：

H2：當第一大非國有股東持股比例超過10%時，非國有股東治理對國有資本信息效率的提升作用更顯著。

非國有股東治理對國有資本信息效率的影響可能因國有企業所處行業的競爭程度不同而存在異質性。壟斷性國有企業的盈利依托行業壟斷地位實現，非國有股東進入壟斷性國有企業能獲得豐厚的“壟斷收益”，可能因此失去了提升國有企業治理水平的內生動力，表現為非國有股東參與國有企業治理對壟斷性國有企業的內部控制質量并無顯著影響，但卻提高了競爭性國有企業的內部控制質量（劉運國等，2016）[17]。相較于競爭性行業，壟斷行業國有企業中非國有股東的治理作用較弱（馬新嘯等，2021）[20]。前文分析指出，非國有股東通過參與國有企業的經營治理和高層決策發揮治理作用，改善國有上市公司信息披露質量，進而提升國有資本信息效率。因此，本研究認為，相較于壟斷性行業，非國有股東治理對競爭性行業的國有資本信息效率提升作用更顯著。基于上述分析，提出如下假設：

H3：相較于壟斷性行業，非國有股東治理對競爭性行業的國有資本信息效率提升作用更顯著。

三、研究設計

（一）樣本選取與數據來源

本文選取A股國有上市公司2008―2019年的數據為初始研究樣本，并剔除ST股、*ST股以及金融行業樣本。非國有股東治理數據通過手工收集整理上市公司年報、巨潮資訊網所披露的前十大股東性質、高管背景等得到，其他數據均來自國泰安數據庫。為了緩解極端值對本文結論的影響，對所有連續型變量在1%和99%的分位數上進行縮尾處理。此外，本文在所有的回歸中對標準誤進行公司層面的聚類處理。

（二）關鍵變量的定義

1. 股價同步性。資本市場信息效率通常用股價同步性來衡量，股價同步性指標值越大，表明股價同步性越高，資本市場信息效率越低。借鑒Durnev等（2003）[21]的研究，運用模型（1）估計第w周經流通市值加權的市場平均收益率（[rm，w]）和第w周剔除本企業i后的經流通市值加權的行業平均收益率（[rj，w]）對第w周考慮現金紅利再投資的T企業收益率（[ri，w]）的解釋力度（[R2i]），[R2i]即回歸模型（1）的年度擬合優度。在此基礎上，進一步用式（2）對[R2i]進行對數轉換，最后得到股價同步性指標（[Syni]）。

[ri，w=α0+α1rm，w+α2rj，w+εi，w] （1）

[Syni=ln（R2i1-R2i）] （2）

在穩健性檢驗中，運用模型（3）估計第w周經流通市值加權的市場平均收益率（[rm，w]）、第w-1周經流通市值加權的市場平均收益率（[rm，w-1]）、第w周剔除本企業i后的經流通市值加權的行業平均收益率（[rj，w]）和第w-1周剔除本企業[i]后的經流通市值加權的行業平均收益率（[rj，w-1]）對第w周考慮現金紅利再投資的T企業收益率（[ri，w]）的解釋力度（[R2i]），[R2i]即回歸模型（3）的年度擬合優度。在此基礎上，進一步用式（4）對[R2i]進行對數轉換，最后得到股價同步性指標（[Syn1i]）。

[ri，w=α0+α1rm，w+α2rm，w-1+α3rj，w+α4rj，w-1+εi，w] （3）

[Syn1i=ln （R2i1-R2i）] （4）

2. 非國有股東治理。現有的研究表明只有當非國有股東委派董事參與高層治理時才能產生治理作用，非國有股東僅通過持股難以對國有企業發揮治理作用（蔡貴龍等，2018）[6]。因此，本文采用非國有股東委派董事來衡量非國有股東治理（Nonsoe）情況，分別用非國有股東委派董事人數占國有企業董事會總人數的比例（Nonsoe_dire）以及非國有股東是否委派董事（Nonsoe_dum）來衡量。

在穩健性檢驗中，用非國有股東委派董監高比例（Nonsoe_djg）以及非國有股東委派高管比例（Nonsoe_g）來衡量非國有股東治理情況。其中，非國有股東委派董監高比例即非國有股東向國有企業委派的董事、監事及高管人員數量占國有企業董事、監事及高管人員總數的比例，非國有股東委派高管比例即非國有股東向國有企業委派高管人員數量占國有企業高管人員總數的比例。

（三）模型設定

為了檢驗假設H1，本文將回歸模型設定為：

[Syni，t=α0+α1Nonsoei，t+α2Controlsi，t+∑Yeart+∑Industryj+εi，t] （5）

其中，被解釋變量為股價同步性（Syn），解釋變量為非國有股東治理（Nonsoe），分別用非國有股東委派董事人數比例（Nonsoe_dire）以及非國有股東是否委派董事（Nonsoe_dum）來衡量。Controls為控制變量，主要包括企業規模（Size）、企業年齡（Age）、凈利潤增長率（Growth）、財務杠桿（Lev）、現金資產比率（Cash）、是否兩職合一（Dual）、獨立董事比例（Indep）、董事會規模（Boardsize）和代理成本（Agency）。還控制了年度（Year）、行業（Industry）固定效應。各變量的定義見表1。

四、實證結果分析

（一）描述性統計

各變量的描述性統計結果如表2所示。股價同步性（Syn）指標均值為-0.0857，中位數為-0.0097，但不同企業之間股價同步性指標差異顯著，標準差為0.8512。從非國有股東委派董事比例（Nonsoe_dire）來看，非國有股東委派董事人數平均占董事會總人數的4.1%，非國有股東委派董事人數占董事會總人數的比例最高達到44.44%。非國有股東是否委派董事（Nonsoe_dum）均值為0.2258，說明有22.58%的非國有股東向國有企業董事會委派董事。非國有股東委派董事比例（Nonsoe_dire）和非國有股東是否委派董事（Nonsoe_dum）兩個變量的標準差約為均值的2倍，表明不同國有企業非國有股東參與高層治理的程度存在顯著差異。

（二）非國有股東治理與國有資本信息效率

表3報告了非國有股東治理對國有資本信息效率的影響。表3的第（1）—（2）列是以非國有股東委派董事比例（Nonsoe_dire）為解釋變量的回歸結果，非國有股東委派董事比例（Nonsoe_dire）的回歸系數均在1%的水平上顯著為負，說明非國有股東委派董事比例越高，股票價格融入了越多公司層面特質信息，股價同步性越低，國有資本信息效率越高；表3的第（3）—（4）列是以非國有股東是否委派董事（Nonsoe_dum）為解釋變量的回歸結果，非國有股東是否委派董事（Nonsoe_dum）的回歸系數均在1%的水平上顯著為負，這說明當非國有股東委派董事時，會降低股價同步性，提升國有資本信息效率。

（三）機制分析

根據前文的理論分析，本文想要檢驗的是非國有股東治理有助于改善國有企業信息披露質量，進而提升國有資本信息效率。由于邏輯線條的后半段“信息披露質量→國有資本信息效率”已獲得相應實證支持（Jin和Myers，2006）[22]，故機制分析的重點放在前半段，即“非國有股東治理→信息披露質量”。表4為對上述機制進行檢驗的回歸結果。信息披露質量（Rank）選取深交所信息披露評級數據來衡量，將信息披露質量的四個等級A、B、C、D分別賦值為4、3、2、1，數值越大，表明信息披露質量越高。表4第（1）列的回歸結果顯示，非國有股東委派董事比例（Nonsoe_dire）的回歸系數在5%的水平上顯著為正，表明非國有股東委派董事比例越高，則國有企業信息披露質量越高；表4第（2）列的回歸結果顯示，非國有股東是否委派董事（Nonsoe_dum）的回歸系數在5%的水平上顯著為正，表明相較于非國有股東未委派董事，非國有股東委派董事會改善國有企業信息披露質量。假設H1得到了實證支持。

（四）穩健性檢驗

1. 替換被解釋變量的度量指標。替換股價同步性度量指標的回歸結果顯示①，非國有股東委派董事比例（Nonsoe_dire）以及非國有股東是否委派董事（Nonsoe_dum）的回歸系數均在1%的水平上顯著為負，即非國有股東治理會顯著提升國有資本信息效率，假設H1依然得到了實證支持。

2. 替換解釋變量的度量指標。為了保證回歸結果穩健，用非國有股東委派董監高比例（Nonsoe_djg）以及非國有股東委派高管比例（Nonsoe_g）來衡量非國有股東治理。替換非國有股東治理度量指標后的回歸結果顯示①，非國有股東委派董監高比例（Nonsoe_djg）以及非國有股東委派高管比例（Nonsoe_g）的回歸系數均在1%的水平上顯著為負，即非國有股東治理會顯著提升國有資本信息效率，假設H1依然得到了實證支持。

3. 內生性問題。本文可能存在因遺漏變量導致的內生性問題。為了緩解潛在的內生性問題，本文借鑒曹豐和谷孝穎（2021）[7]的研究，分別采用同行業同地區除本企業外其他國有企業的非國有股東委派董事比例的均值（IV1）以及同行業同地區除本企業外其他國有企業非國有股東是否委派董事的均值（IV2）作為工具變量進行兩階段最小二乘估計。之所以選擇上述指標作為工具變量，是因為同行業同地區的國有企業所面臨的產業政策、宏觀環境等具有一定的相似性，進而使得單個國有企業非國有股東委派董事情況與同行業同地區其他國有企業委派董事情況具有一定的相關性。表5的第（1）列和第（3）列是第一階段的回歸結果，回歸結果顯示，IV1和IV2的回歸系數顯著為正。該回歸結果表明單個國有企業非國有股東委派董事情況與同行業同地區除本企業外其他國有企業非國有股東委派董事情況正相關，故工具變量滿足相關性條件。同時，同行業同地區其他國有企業委派董事情況并不會直接對本企業的資本市場信息效率產生影響。參照Conley等（2012）[23]以及任力和何蘇燕（2020）[24]的方法，在“近似外生工具變量”框架下對所選擇的工具變量外生性進行檢驗。回歸結果表明工具變量基本滿足外生性條件①。因此，工具變量同時滿足相關性和外生性的要求。表5的第（2）列和第（4）列是第二階段的回歸結果，非國有股東委派董事比例（Nonsoe_dire）以及非國有股東是否委派董事（Nonsoe_dum）的回歸系數均在1%的水平上顯著為負。該回歸結果表明，潛在的內生性問題不足以影響本文的研究結論，故本文的研究結論是穩健的。

五、進一步分析

（一）基于股權支撐的異質性分析

當第一大非國有股東持股比例超過10%時，非國有股東是否能發揮更積極的治理作用，進而帶來更大程度的國有資本信息效率提升呢？根據第一大非國有股東持股比例是否超過10%，將樣本分為第一大非國有股東持股比例超過10%組（Support=1）以及第一大非國有股東持股比例未超過10%組（Support=0），分組檢驗非國有股東治理對國有資本信息效率的影響。表6分組回歸結果顯示， 非國有股東委派董事比例（Nonsoe_dire）以及非國有股東是否委派董事（Nonsoe_dum）的回歸系數在Support=1組顯著，在Support=0組不顯著。分組回歸結果表明，相較于第一大非國有股東持股比例未超過10%，當第一大非國有股東持股比例超過10%時，非國有股東治理對國有資本信息效率的提升作用更顯著。假設H2得到了實證支持。

（二）基于行業競爭性的異質性分析

當國有企業所處行業競爭性存在差異時，非國有股東治理對國有資本信息效率的影響是否存在異質性呢？借鑒曹豐和谷孝穎（2021）[7]的研究，根據國有企業所屬行業是競爭性行業還是壟斷性質行業，將樣本分為兩組，即競爭行業組（Compete=1）以及壟斷行業組（Compete=0），分組檢驗非國有股東治理對國有資本信息效率的影響。表7為分組回歸結果，對于競爭行業組，非國有股東委派董事比例（Nonsoe_dire）以及非國有股東是否委派董事（Nonsoe_dum）的回歸系數均在1%的水平上顯著為負；對于壟斷行業組，非國有股東委派董事比例（Nonsoe_dire）的回歸系數在5%的水平上顯著為負，非國有股東是否委派董事（Nonsoe_dum）的回歸系數不顯著。分組回歸結果表明，相較于壟斷性行業，非國有股東治理對競爭性行業的國有資本信息效率的提升作用更顯著，即假設H3得到了實證支持。

（三）非國有股東治理、國有資本信息效率以及國有企業價值

非國有股東治理帶來國有資本信息效率提升的同時，是否會帶來國有企業價值的提升呢？為了回答上述問題，根據股價同步性（Syn）行業年份均值將樣本分為兩組，即信息效率較高組（Hefficiency =1）與信息效率較低組（Hefficiency =0），分組檢驗非國有股東治理對國有企業價值的影響，國有企業價值擬采用托賓Q（TQ）衡量。從表8的回歸結果可知，非國有股東治理對國有企業價值的影響在國有資本信息效率較高組顯著為正，在國有資本信息效率較低組不顯著。該回歸結果表明非國有股東治理帶來國有資本信息效率提升的同時，會對國有企業價值產生正向影響。

六、結論與啟示

本文研究了非國有股東治理對國有資本信息效率的影響。研究發現，非國有股東治理會提升國有資本信息效率。其作用機制在于非國有股東治理會改善國有企業信息披露質量，進而提升國有資本信息效率。基于股權支撐、行業競爭性的異質性分析發現，非國有股東治理對國有資本信息效率的影響在有相應股權支撐、競爭性行業組更顯著。此外，非國有股東治理帶來國有資本信息效率提升的同時，會對國有企業價值產生正向影響。

本研究具有以下兩方面的政策啟示：第一，政府部門在推進國有企業混合所有制改革的進程中，需同時關注非國有股東向國有企業委派董事情況以及是否有相應的股權支撐。本文的研究表明，非國有股東向國有企業委派董事可以提升國有資本信息效率，并且在有相應股權支撐的情形下非國有股東治理對國有資本信息效率的提升作用更顯著。而更高水平的信息效率有助于資本市場更好地發揮資源配置作用，促進資本市場穩定健康發展。因此，在推進國有企業混合所有制改革的進程中，需委派董事與股權支撐雙管齊下，以維護國有資本平穩健康發展。第二，本研究為維護國有資本平穩健康發展以及做強做大國有企業找到一條可能的路徑。本文的研究表明非國有股東治理會改善國有企業信息披露質量，并進一步帶來國有資本信息效率提升，同時也會帶來國有企業價值的提升。因此，非國有股東參與國有企業高層治理時，需關注國有企業信息披露質量，這不僅是維護國有資本平穩健康發展的需要，也是進一步做強做大國有資本的內在要求。

注：

①限于篇幅，回歸結果不再展示，作者備索。

參考文獻：

[1]黃燦，王妙媛.信息披露違規對審計費用的影響[J].證券市場導報， 2022， （02）.

[2]Lu Z，Zhu J. 2020. Tracing Back to the Source：Understanding the Corporate Governance of Boards of Directors in Chinese SOEs [J].China Journal of Accounting Research，13（2）.

[3]張世宇，張勇，陳麗娜.非國有股東治理與資本市場估值偏誤——基于國有企業混合所有制改革的經驗證據 [J].金融發展研究，2022，（12）.

[4]張祥建，郭麗虹，徐龍炳.中國國有企業混合所有制改革與企業投資效率——基于留存國有股控制和高管政治關聯的分析 [J].經濟管理， 2015， 37（09）.

[5]郝陽，龔六堂.國有、民營混合參股與公司績效改進 [J].經濟研究， 2017， 52（03）.

[6]蔡貴龍，柳建華，馬新嘯.非國有股東治理與國企高管薪酬激勵 [J].管理世界， 2018， 34（05）.

[7]曹豐，谷孝穎.非國有股東治理能夠抑制國有企業金融化嗎？ [J].經濟管理， 2021， 43（01）.

[8]張斌， 武常岐， 謝佩洪.國有股東與戰略投資者如何“混”與“合”？——基于中國聯通與云南白藥的雙案例研究 [J].管理世界， 2022， 38（10）.

[9]高超.耳目一新：聯通月度數據“變臉” [N].2022-03-28.

[10]盧建詞， 姜廣省.混合所有制與國有企業現金股利分配 [J].經濟管理， 2018， 40（02）.

[11]鄭志剛.國企混改實踐中的認識誤區和未來突破的關鍵問題 [J].證券市場導報， 2021， （03）.

[12]黃瓊宇，羅依茹，胡志勇， 許楚紅.非國有股東治理與國有企業會計信息可比性 [J].證券市場導報， 2021， （07）.

[13]馬新嘯，湯泰劼，鄭國堅.非國有股東治理與國有資本金融穩定——基于股價崩盤風險的視角 [J].財經研究， 2021， 47（03）.

[14]蔡貴龍，盧銳，馬新嘯.非國有股東委派董事與國有上市公司財務重述 [J].中山大學學報（社會科學版）， 2021， 61（01）.

[15]Li B，Rajgopal S，Venkatachalam M. 2014. R 2 and Idiosyncratic Risk Are Not Interchangeable [J].Accounting Review，89（6）.

[16]黃俊，郭照蕊.新聞媒體報道與資本市場定價效率——基于股價同步性的分析 [J].管理世界， 2014， （05）.

[17]劉運國，鄭巧，蔡貴龍.非國有股東提高了國有企業的內部控制質量嗎？——來自國有上市公司的經驗證據 [J].會計研究， 2016， （11）.

[18]周觀平，周皓，王浩.混合所有制改革與國有企業績效提升——基于定義矯正和PSM、DID、IV法的再透視[J].經濟學家， 2021， （04）.

[19]馬新嘯，湯泰劼，蔡貴龍.非國有股東治理與國有企業去僵尸化——來自國有上市公司董事會“混合”的經驗證據 [J].金融研究， 2021， （03）.

[20]馬新嘯，湯泰劼，鄭國堅.混合所有制改革能化解國有企業產能過剩嗎？ [J].經濟管理， 2021， 43（02）.

[21]Durnev A，Morck R，Yeung P，Zarowin P. 2003. Does Greater Firm-Specific Return Variation Mean More or Less Informed Stock Pricing？ [J].Journal of Accounting Research，41（5）.

[22]Jin L，Myers S. 2006. R2 Around the World：New Theory and New Tests [J].Journal of Financial Economics，79（2）.

[23]Conley T G，Hansen C B，Rossi P E. 2012. Plausibly Exogenous [J].Review of Economics and Statistics，94（1）.

[24]任力，何蘇燕.并購溢價對股權質押時機選擇影響的經驗研究 [J].會計研究， 2020， 392（06）.