终极控股股东与会计信息透明度关系的实证研究

张丽

摘要：本文以我国深交所A股上市公司2008-2012年数据为研究样本，实证检验终极控股股东对我国上市公司会计信息透明度的影响，结果发现：终极控股股东的股东性质会对会计信息透明度产生影响，国有控股上市公司会计信息透明度更高；终极控股股东的现金流权比例越高，会计信息越透明；随着终极控股股东的控制权增加，会计信息透明度呈现先上升后下降的倒“U型”特征。

关键词：终极控股股东 会计信息透明度 现金流权 控制权

现代资本市场，利益相关者作出决策、证券市场发挥资源配置功能等都需依靠上市公司规范地披露信息。但是，投资者与管理者之间的信息不对称使前者面临更多的逆向选择和道德风险。相对美国、英国等国外较发达的资本市场，我国作为新兴的资本市场，在几十年的发展过程中，逐渐暴露出了信息披露不规范问题。许多上市公司披露信息不及时、不真实、不完整，给投资者的利益造成了重大损失。

一、理论分析与研究假设

由于特殊的历史原因，我国的上市公司大部分都为国有上市公司。相对于非政府终极控股的上市公司而言，政府控股的上市公司，其地位的特殊性决定它受到的监督更为严格，采取投机主义行为获取不正当收益的可能性小，而且融资途径较多，粉饰财务报表操作盈余管理的动机较小。Berkrnan等（2005）的研究指出相对于民营公司，我国国有控股的上市公司对中小股东的利益侵占程度较低。陈耿（2013）的研究表明，实际控制人的性质影响公司信息披露质量。基于此，本文以终极控股股东为分类标准将上市公司分为两类：国有控股公司和非国有控股公司，并且认为，国有控股上市公司的会计信息透明度质量更高。因此，提出假设1：

假设1：非国有控股上市公司的会计信息透明度低于国有控股上市公司。

Grossman and Hart（1980）认为，对终极控股股东起激励作用的是其拥有的现金流所有权。现金流权是一种“财务激励”，其大小表示终极控股股东与公司利益之间的一致程度（杨淑娥、苏坤，2009）。终极控股股东拥有越高的现金流权比例，表明对公司价值占有的比例就越高，“激励效应”越明显，从而更有动机去监督管理层采取正确的符合公司价值增加的经营决策，而同时较高的现金流权比例也赋予终极控股股东有能力抑制管理层的投机主义行为和决策，有效减少管理层的道德风险。王鹏等（2006）发现我国上市公司控股股东的现金流权越多，资金占用就越少，公司绩效就越好；邹平等（2007）发现我国上市公司最终控制人拥有的现金流权越高，上市公司的价值越大。这些研究从侧面表明终极控股股东的利益侵占行为会随现金流权比例的提高而减少，从而增强会计信息的披露。因此，提出假设2：

假设2：终极控股股东拥有上市公司的现金流权比例越大，会计信息透明度越高。

大股东为谋求自身利益的最大化具有侵害小股东的天性（李增泉等，2005）。但当终极控股股东的控制权比例较小时，上市公司的股权结构呈现相对分散的状态，此时股权制衡的作用比较强，其他股东能够对终极控股股东的各种行为进行有效的监督从而使其利益侵占的行为受到约束，终极控股股东与中小股东之间的代理冲突表现不明显；而此时终极控股股东实际上对上市公司的控制能力也非常有限，较突出的代理问题表现为所有者与管理者之间的第一类代理问题，由于上市公司的管理层实际掌握了公司的控制权，终极控股股东为维护自己的利益，具有监督管理层的动机，使管理层的机会主义行为和道德风险受到约束（Shleifer & Vishny，1986），这样对管理层披露会计信息透明度的要求较高。当终极控股股东的控制权比例逐步提高达到一定的程度时，其作为大股东会产生获取控制权私利的行为。尤其在我国新兴的资本市场，对中小股东的利益保护机制不够完善，终极控股股东往往通过非公平关联交易、财产担保、大额资金侵占等多种隐蔽复杂的手段对上市公司实施“掏空”行为，原本在于提高资本配置而存在的企业集团内部资本市场部分地被异化成了进行利益输送的渠道（王鹏、周黎安，2006）。当终极控制人存在且选择控制权私有收益时，终极控制人会随着控制权的增加倾向于获取更多的私有收益，终极控制人的控制权表现出较强的侵占效应（周颖、李丽，2013）。在这种情况下，较高的控制权比例使得终极控股股东能够对公司实施一定程度的掌控，更有可能与管理层进行“合谋”要求隐藏“坏消息”，人为操纵会计信息为其利益侵占行为提供掩盖。因此，提出假设3：

假设3：终极控股股东的控制权与会计信息透明度存在倒“U”型关系，即随着控制权比例的提高，会计信息透明度呈现先上升后下降的非线性关系。

二、研究设计

（一）样本选择与数据来源。本文的研究对象为2008-2012年我国深交所A股主板上市公司中信息披露考评结果为优秀等级和不合格等级的公司，并经过以下标准进行筛选：（1）剔除金融保险类公司；（2）剔除终极控制权比例低于10%的公司； （3）剔除部分数据缺失的公司。最后确定样本281家，其中优秀230家，不合格51家。会计信息透明度的数据摘自深交所网站诚信档案，其他所有数据来源于CSMAR数据库及巨潮资讯网公布的上市公司年报。本文运用EXCEL和STATA 12.0软件进行统计分析。

（二）变量选择。会计信息透明度的衡量指标采用深交所网站诚信档案中公布的信息披露考评结果，然后采用logistic回归考察终极控股股东性质、现金流权比例以及控制权比例对会计信息透明度的影响。已有研究表明，上市公司会计信息透明度还可能受到公司规模、公司财务风险、公司绩效、发行B股或H股、行业、年份等因素的影响。因此本文将这些相关的控制变量引入到模型设计中。

（三）模型设计。本文采用Logistic回归模型进行统计分析。Logistic回归模型如下：

Ln[P（tra）/1-P（tra）]=β0+β1gdxz+β2con+β3conpf+β4cas+β5size+β6deb+β7eps+β8fon+∑β（8+i）inu（i）+∑β（19+j）year（j）+εendprint

其中，p（tra）代表tra=1的概率，1-p（tra）代表tra=0概率，Ln[P（tra）/1-P（tra）]是对数发生比，β0是常数项，β1-β22是回归结果系数，ε为误差项。

三、实证结果与分析

（一）描述性统计分析。通过表2可得：（1）会计信息透明度的均值达到0.82，表明近几年的会计信息透明度较高，中国证监会为提高会计信息透明度所采取的一系列措施起到了一定的作用，但应看到距离发达国家还有一定差距。（2）终极控股股东所持有的现金流权比例差异较大，均值为33.04%，表明在资本市场上控股股东平均投入30.03%的现金流才可以控制一家上市公司。（3）终极控股股东的控制权最大值为74.98%，控制程度较高，达到了相对控股的地位，最小值为12.22%，可看出控制权比例的差异也较大。（4）公司规模最大值为26.66，最小值为15.38，总体上讲公司规模没有出现较大的差距。（5）资产负债率的均值为54%，表明所研究的上市公司的整体负债水平居于中等水平，财务风险不是很大。（6）每股收益均值为0.59，最大值为4.09，最小值为-3.24，表明上市公司的业绩相对差异较大，总体水平相对较低。

（二）logistic回归分析。为避免多重共线性的影响，下页表3将股东性质、终极控股股东的现金流权、控制权、控制权平方等解释变量分别引入logistic回归模型（1、2、3、4）中，然后再将处理过的控制权、控制权平方同时引入logistic回归模型5。回归统计结果表明，所有的回归方程其结果都是显著的。模型1中股东性质（gdxz）的回归系数为-2.46，Z值为-3.80，在1%的水平下显著，表明终极控股股东的股东性质（gdxz）与会计信息透明度呈显著负相关关系，假设1得到验证。由此可见，终极控股股东的性质确实会对会计信息透明度产生影响，国有控股公司会计信息透明度高于非国有控股。模型2中我们看到现金流权（cas）的回归系数为0.067，Z值为2.85，在1%的水平下显著，表明终极控股股东的现金流权比例（cas）越大，上市公司的会计信息透明度越高，即较高的现金流权比例确实能起到激励终极控股股东监督管理层提高会计信息透明度的作用，假设2得到验证。模型3中控制权（con）的回归系数为0.077，Z值为2.94，显著性水平为1%，表明终极控股股东的控制权（con）与会计信息透明度显著正相关，而模型4中控制权平方项（conpf）的回归系数为-0.00132，Z值为-1.41，表明终极控制权平方项（conpf）与会计信息透明度呈负相关关系，但在统计上不显著。在模型5中终极控制权（con）的回归系数为0.0726，Z值为3.13，显著性水平为1%，终极控制权平方（conpf）的回归系数为-0.00263，Z值为-1.85，显著性水平为10%，两者的回归系数符号达到与预期相一致的结果，且在统计上显著。这反映出随着终极控制权的逐步增大，上市公司的会计信息透明度呈现出先上升后下降的倒“U型”特征，验证了假设3。

以上回归结果同时表明：控制变量对会计信息透明度产生了一定的影响，其中公司规模（size）与会计信息透明度呈显著正相关关系，表明随着公司规模的逐步扩大，公司绩效的不断提高，其会计信息透明度也在逐渐提高，原因可能归结于大规模的上市公司，社会对其关注度较高，而较高的会计信息透明度可以帮助其树立更良好的社会形象，传播正能量；公司财务风险（deb）对会计信息透明度产生负面影响，说明较高的财务风险存在操作盈余管理的可能性更大，在一定程度上降低了会计信息透明度；公司绩效（eps）对会计信息透明度产生正面影响，表明对于公司绩效好的上市公司，为进一步增强自身竞争力，更倾向于把公司的“好消息”传递出去，以此来区别于绩效差的公司，但在统计上不显著；发行B股或H股（fon）的回归系数为正数，达到与预期相一致的结果，但在统计上不显著，初步说明上市公司发行B股或H股受到更多的监管，能在一定程度上提高上市公司的会计信息透明度。

四、研究结论

本文以我国上市公司终极控股股东对会计信息透明度产生的影响进行了理论分析和实证分析，结果发现：

1.终极控股股东的国有性质能显著提高上市公司的会计信息披露质量，使透明度得到提升。而非国有控股的上市公司在信息披露方面表现相对较差，这可能是由于我国目前的阶段，相关的经济制度和法律约束不够完善，非国有控股的上市公司在投资者保护方面做得较差，内部公司治理质量不高。

2.终极控股股东的现金流权比例越高，会计信息透明度质量越高。这说明，终极控股股东的现金流权比例的提高确实能够增强公司的会计信息透明度，其比例越大，“激励效应”越强。

3.终极控股股东的控制权比例与会计信息透明度呈显著的非线性相关关系，随着终极控股股东控制权的逐渐增大，上市公司的会计信息透明度呈现先上升后下降的倒“U型”特征，且在统计上显著。这表明目前我国的上市公司中，存在着合理的控制权私利和超额的控制权私利，合理的控制权私利对公司的会计信息透明度产生正面、积极的影响，而超额的控制权私利则降低了上市公司的会计信息透明度。

鉴于本文的分析可能存在一定的局限性，希望在未来的研究中能进一步改进。一是相对于公司治理机制而言，公司治理环境是更为基础性的层面（夏立军，2005），但本文的研究没有考虑上市公司所处的治理环境对会计信息透明度可能产生的影响。二是本文仅采取了深交所的上市公司作为研究样本，同时衡量会计信息透明度的指标引用了其信息披露考核结果，得出的结论可能不够全面。S

参考文献：

1.陈耿，龚玲，刘星.实际控制人对公司信息披露质量的影响研究[J].重庆大学学报，2013，（19）.

2.杨淑娥，苏坤.终极控制、自由现金流约束与公司绩效——基于我国民营上市公司的经验证据[J].会计研究，2009，（4）.

3.王鹏，周黎安.控股股东的控制权、所有权与公司绩效：基于中国上市公司的证据[J].金融研究，2006，（2）.

4.邹平，付莹.我国上市公司控制权与现金流权分离——理论研究与实证检验[J].财经研究，2007，（9）.

5.李增泉，余谦.掏空、支持与并购重组——来自我国上市公司的经验数据[J].经济研究，2005，（1）.

6.周颖，李丽.控制权、现金流权与侵占效应——基于中国民营上市公司的实证研究[J].大连理工大学学报（社会版），2013，（1）.

7.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）.endprint

其中，p（tra）代表tra=1的概率，1-p（tra）代表tra=0概率，Ln[P（tra）/1-P（tra）]是对数发生比，β0是常数项，β1-β22是回归结果系数，ε为误差项。

三、实证结果与分析

（一）描述性统计分析。通过表2可得：（1）会计信息透明度的均值达到0.82，表明近几年的会计信息透明度较高，中国证监会为提高会计信息透明度所采取的一系列措施起到了一定的作用，但应看到距离发达国家还有一定差距。（2）终极控股股东所持有的现金流权比例差异较大，均值为33.04%，表明在资本市场上控股股东平均投入30.03%的现金流才可以控制一家上市公司。（3）终极控股股东的控制权最大值为74.98%，控制程度较高，达到了相对控股的地位，最小值为12.22%，可看出控制权比例的差异也较大。（4）公司规模最大值为26.66，最小值为15.38，总体上讲公司规模没有出现较大的差距。（5）资产负债率的均值为54%，表明所研究的上市公司的整体负债水平居于中等水平，财务风险不是很大。（6）每股收益均值为0.59，最大值为4.09，最小值为-3.24，表明上市公司的业绩相对差异较大，总体水平相对较低。

（二）logistic回归分析。为避免多重共线性的影响，下页表3将股东性质、终极控股股东的现金流权、控制权、控制权平方等解释变量分别引入logistic回归模型（1、2、3、4）中，然后再将处理过的控制权、控制权平方同时引入logistic回归模型5。回归统计结果表明，所有的回归方程其结果都是显著的。模型1中股东性质（gdxz）的回归系数为-2.46，Z值为-3.80，在1%的水平下显著，表明终极控股股东的股东性质（gdxz）与会计信息透明度呈显著负相关关系，假设1得到验证。由此可见，终极控股股东的性质确实会对会计信息透明度产生影响，国有控股公司会计信息透明度高于非国有控股。模型2中我们看到现金流权（cas）的回归系数为0.067，Z值为2.85，在1%的水平下显著，表明终极控股股东的现金流权比例（cas）越大，上市公司的会计信息透明度越高，即较高的现金流权比例确实能起到激励终极控股股东监督管理层提高会计信息透明度的作用，假设2得到验证。模型3中控制权（con）的回归系数为0.077，Z值为2.94，显著性水平为1%，表明终极控股股东的控制权（con）与会计信息透明度显著正相关，而模型4中控制权平方项（conpf）的回归系数为-0.00132，Z值为-1.41，表明终极控制权平方项（conpf）与会计信息透明度呈负相关关系，但在统计上不显著。在模型5中终极控制权（con）的回归系数为0.0726，Z值为3.13，显著性水平为1%，终极控制权平方（conpf）的回归系数为-0.00263，Z值为-1.85，显著性水平为10%，两者的回归系数符号达到与预期相一致的结果，且在统计上显著。这反映出随着终极控制权的逐步增大，上市公司的会计信息透明度呈现出先上升后下降的倒“U型”特征，验证了假设3。

以上回归结果同时表明：控制变量对会计信息透明度产生了一定的影响，其中公司规模（size）与会计信息透明度呈显著正相关关系，表明随着公司规模的逐步扩大，公司绩效的不断提高，其会计信息透明度也在逐渐提高，原因可能归结于大规模的上市公司，社会对其关注度较高，而较高的会计信息透明度可以帮助其树立更良好的社会形象，传播正能量；公司财务风险（deb）对会计信息透明度产生负面影响，说明较高的财务风险存在操作盈余管理的可能性更大，在一定程度上降低了会计信息透明度；公司绩效（eps）对会计信息透明度产生正面影响，表明对于公司绩效好的上市公司，为进一步增强自身竞争力，更倾向于把公司的“好消息”传递出去，以此来区别于绩效差的公司，但在统计上不显著；发行B股或H股（fon）的回归系数为正数，达到与预期相一致的结果，但在统计上不显著，初步说明上市公司发行B股或H股受到更多的监管，能在一定程度上提高上市公司的会计信息透明度。

四、研究结论

本文以我国上市公司终极控股股东对会计信息透明度产生的影响进行了理论分析和实证分析，结果发现：

1.终极控股股东的国有性质能显著提高上市公司的会计信息披露质量，使透明度得到提升。而非国有控股的上市公司在信息披露方面表现相对较差，这可能是由于我国目前的阶段，相关的经济制度和法律约束不够完善，非国有控股的上市公司在投资者保护方面做得较差，内部公司治理质量不高。

2.终极控股股东的现金流权比例越高，会计信息透明度质量越高。这说明，终极控股股东的现金流权比例的提高确实能够增强公司的会计信息透明度，其比例越大，“激励效应”越强。

3.终极控股股东的控制权比例与会计信息透明度呈显著的非线性相关关系，随着终极控股股东控制权的逐渐增大，上市公司的会计信息透明度呈现先上升后下降的倒“U型”特征，且在统计上显著。这表明目前我国的上市公司中，存在着合理的控制权私利和超额的控制权私利，合理的控制权私利对公司的会计信息透明度产生正面、积极的影响，而超额的控制权私利则降低了上市公司的会计信息透明度。

鉴于本文的分析可能存在一定的局限性，希望在未来的研究中能进一步改进。一是相对于公司治理机制而言，公司治理环境是更为基础性的层面（夏立军，2005），但本文的研究没有考虑上市公司所处的治理环境对会计信息透明度可能产生的影响。二是本文仅采取了深交所的上市公司作为研究样本，同时衡量会计信息透明度的指标引用了其信息披露考核结果，得出的结论可能不够全面。S

参考文献：

1.陈耿，龚玲，刘星.实际控制人对公司信息披露质量的影响研究[J].重庆大学学报，2013，（19）.

2.杨淑娥，苏坤.终极控制、自由现金流约束与公司绩效——基于我国民营上市公司的经验证据[J].会计研究，2009，（4）.

3.王鹏，周黎安.控股股东的控制权、所有权与公司绩效：基于中国上市公司的证据[J].金融研究，2006，（2）.

4.邹平，付莹.我国上市公司控制权与现金流权分离——理论研究与实证检验[J].财经研究，2007，（9）.

5.李增泉，余谦.掏空、支持与并购重组——来自我国上市公司的经验数据[J].经济研究，2005，（1）.

6.周颖，李丽.控制权、现金流权与侵占效应——基于中国民营上市公司的实证研究[J].大连理工大学学报（社会版），2013，（1）.

7.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）.endprint

其中，p（tra）代表tra=1的概率，1-p（tra）代表tra=0概率，Ln[P（tra）/1-P（tra）]是对数发生比，β0是常数项，β1-β22是回归结果系数，ε为误差项。

三、实证结果与分析

（一）描述性统计分析。通过表2可得：（1）会计信息透明度的均值达到0.82，表明近几年的会计信息透明度较高，中国证监会为提高会计信息透明度所采取的一系列措施起到了一定的作用，但应看到距离发达国家还有一定差距。（2）终极控股股东所持有的现金流权比例差异较大，均值为33.04%，表明在资本市场上控股股东平均投入30.03%的现金流才可以控制一家上市公司。（3）终极控股股东的控制权最大值为74.98%，控制程度较高，达到了相对控股的地位，最小值为12.22%，可看出控制权比例的差异也较大。（4）公司规模最大值为26.66，最小值为15.38，总体上讲公司规模没有出现较大的差距。（5）资产负债率的均值为54%，表明所研究的上市公司的整体负债水平居于中等水平，财务风险不是很大。（6）每股收益均值为0.59，最大值为4.09，最小值为-3.24，表明上市公司的业绩相对差异较大，总体水平相对较低。

（二）logistic回归分析。为避免多重共线性的影响，下页表3将股东性质、终极控股股东的现金流权、控制权、控制权平方等解释变量分别引入logistic回归模型（1、2、3、4）中，然后再将处理过的控制权、控制权平方同时引入logistic回归模型5。回归统计结果表明，所有的回归方程其结果都是显著的。模型1中股东性质（gdxz）的回归系数为-2.46，Z值为-3.80，在1%的水平下显著，表明终极控股股东的股东性质（gdxz）与会计信息透明度呈显著负相关关系，假设1得到验证。由此可见，终极控股股东的性质确实会对会计信息透明度产生影响，国有控股公司会计信息透明度高于非国有控股。模型2中我们看到现金流权（cas）的回归系数为0.067，Z值为2.85，在1%的水平下显著，表明终极控股股东的现金流权比例（cas）越大，上市公司的会计信息透明度越高，即较高的现金流权比例确实能起到激励终极控股股东监督管理层提高会计信息透明度的作用，假设2得到验证。模型3中控制权（con）的回归系数为0.077，Z值为2.94，显著性水平为1%，表明终极控股股东的控制权（con）与会计信息透明度显著正相关，而模型4中控制权平方项（conpf）的回归系数为-0.00132，Z值为-1.41，表明终极控制权平方项（conpf）与会计信息透明度呈负相关关系，但在统计上不显著。在模型5中终极控制权（con）的回归系数为0.0726，Z值为3.13，显著性水平为1%，终极控制权平方（conpf）的回归系数为-0.00263，Z值为-1.85，显著性水平为10%，两者的回归系数符号达到与预期相一致的结果，且在统计上显著。这反映出随着终极控制权的逐步增大，上市公司的会计信息透明度呈现出先上升后下降的倒“U型”特征，验证了假设3。

以上回归结果同时表明：控制变量对会计信息透明度产生了一定的影响，其中公司规模（size）与会计信息透明度呈显著正相关关系，表明随着公司规模的逐步扩大，公司绩效的不断提高，其会计信息透明度也在逐渐提高，原因可能归结于大规模的上市公司，社会对其关注度较高，而较高的会计信息透明度可以帮助其树立更良好的社会形象，传播正能量；公司财务风险（deb）对会计信息透明度产生负面影响，说明较高的财务风险存在操作盈余管理的可能性更大，在一定程度上降低了会计信息透明度；公司绩效（eps）对会计信息透明度产生正面影响，表明对于公司绩效好的上市公司，为进一步增强自身竞争力，更倾向于把公司的“好消息”传递出去，以此来区别于绩效差的公司，但在统计上不显著；发行B股或H股（fon）的回归系数为正数，达到与预期相一致的结果，但在统计上不显著，初步说明上市公司发行B股或H股受到更多的监管，能在一定程度上提高上市公司的会计信息透明度。

四、研究结论

本文以我国上市公司终极控股股东对会计信息透明度产生的影响进行了理论分析和实证分析，结果发现：

1.终极控股股东的国有性质能显著提高上市公司的会计信息披露质量，使透明度得到提升。而非国有控股的上市公司在信息披露方面表现相对较差，这可能是由于我国目前的阶段，相关的经济制度和法律约束不够完善，非国有控股的上市公司在投资者保护方面做得较差，内部公司治理质量不高。

2.终极控股股东的现金流权比例越高，会计信息透明度质量越高。这说明，终极控股股东的现金流权比例的提高确实能够增强公司的会计信息透明度，其比例越大，“激励效应”越强。

3.终极控股股东的控制权比例与会计信息透明度呈显著的非线性相关关系，随着终极控股股东控制权的逐渐增大，上市公司的会计信息透明度呈现先上升后下降的倒“U型”特征，且在统计上显著。这表明目前我国的上市公司中，存在着合理的控制权私利和超额的控制权私利，合理的控制权私利对公司的会计信息透明度产生正面、积极的影响，而超额的控制权私利则降低了上市公司的会计信息透明度。

鉴于本文的分析可能存在一定的局限性，希望在未来的研究中能进一步改进。一是相对于公司治理机制而言，公司治理环境是更为基础性的层面（夏立军，2005），但本文的研究没有考虑上市公司所处的治理环境对会计信息透明度可能产生的影响。二是本文仅采取了深交所的上市公司作为研究样本，同时衡量会计信息透明度的指标引用了其信息披露考核结果，得出的结论可能不够全面。S

参考文献：

1.陈耿，龚玲，刘星.实际控制人对公司信息披露质量的影响研究[J].重庆大学学报，2013，（19）.

2.杨淑娥，苏坤.终极控制、自由现金流约束与公司绩效——基于我国民营上市公司的经验证据[J].会计研究，2009，（4）.

3.王鹏，周黎安.控股股东的控制权、所有权与公司绩效：基于中国上市公司的证据[J].金融研究，2006，（2）.

4.邹平，付莹.我国上市公司控制权与现金流权分离——理论研究与实证检验[J].财经研究，2007，（9）.

5.李增泉，余谦.掏空、支持与并购重组——来自我国上市公司的经验数据[J].经济研究，2005，（1）.

6.周颖，李丽.控制权、现金流权与侵占效应——基于中国民营上市公司的实证研究[J].大连理工大学学报（社会版），2013，（1）.

7.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）.endprint