监管型小股东对股价同步性的影响研究

李 姝 金 振 谢雁翔 耿明阳

(1.南开大学商学院;2.南开大学中国公司治理研究院;3.中国财政科学研究院)

1 研究背景

中小股东权益保护对资本市场发展至关重要。长期以来,以证监会处罚为代表的公共实施机制和以累积投票制度为代表的私人实施机制,被视为防范大股东利益侵占行为、保护中小股东合法权益的有效手段。大量文献对此提供了支持,发现两类实施机制发挥着治理效应,减少了大股东的资金占用,提升了企业绩效,从而促进资本市场健康发展[1,2]。但部分研究也指出,公共实施机制处罚力度较低、覆盖面较窄[3,4],而私人实施机制“股少言轻”、专业能力不足[5,6],导致两类机制威慑效应较弱,距离维护市场公平和保护投资者合法权益的要求相比尚有较大差距。

关于中小股东权益保护的讨论在学界和业界均产生了重要影响,但已有研究多割裂地探究公共实施机制与私人实施机制的影响效果。实践中,监管部门通过市场参与的方式能够实现两类机制的有机融合,而2014年12月成立的投服中心便是半公共-半私人实施机制的集中体现,学界将其称为“监管型小股东”。具体而言,投服中心通过持有上市公司一手股票,形式上作为公司最低持股限额的小股东,依法行使质询、建议、表决、诉讼等股东权利,积极发挥示范作用,引领中小股东主动维权;实质上证监会、交易所等监管部门的背书解决了私人实施机制中“股少言轻”的困局,公共实施的威慑力将产生广泛的信号传递效应,为市场上广大投资者提供风险警示。可见,投服中心在制度设计层面很好地结合了公共实施机制和私人实施机制的优势,不仅是政府部门健全经济活动监管方式、促进资本市场均衡发展的重要举措,还是股东主体通过公益性持股行权、依靠市场力量维护合法权益的创新体现。为考察投服中心设立对资本市场健康发展的影响,本研究基于股价同步性的角度,从微观层面探究投服中心对资本市场信息效率的影响。区别于特定政府行为影响市场信息效率的研究,本研究从半公共-半私人的制度设计出发,寻找政府监管策略延伸与监管方式转变对微观企业影响的证据,以期推动相关领域的理论创新和文献拓展,为进一步探讨政府监管方式转变、提高市场信息效率提供经验证据。

股价同步性反映了公司股价随市场平均波动的程度,针对股价同步性背后蕴含的经济含义,学界形成了“信息效率观”和“非理性行为观”的两种解释。前者侧重于从公司特质信息出发,支持股价同步性衡量的是公司信息效率[7,8];后者倾向于从投资者行为分析,认为股价同步性反映的是市场噪音和非理性行为[9]。自MORCK等[7]关于股价同步性衡量的开创性文献面世以来,两种观点相互讨论、争执与碰撞,而针对股价同步性的现象成因却达成了难得的共识,即:新兴市场上的股价同步性高于发达市场,且宏观信息环境建设和微观治理机制完善将降低股价同步性[10]。作为新兴资本市场的典型代表,我国股价同涨同跌的现象十分严重,这不仅弱化了公司内部激励约束机制,还损害了市场资源配置效率。有鉴于此,在创新资本市场监管方式的背景下,本研究从股价同步性的角度探讨投服中心持股行权的实际影响,以寻找提高资本市场信息效率的途径。

考虑到投服中心持股行权可能存在自选择问题,本研究借助2016年2月投服中心在上海、广东(不含深圳)、湖南3个地区设立持股行权试点的研究场景,以上述地区公司作为处理组,并借鉴何慧华等[11]的处理方式,选取经济环境相近的浙江、深圳、湖北3个地区的公司作为控制组,通过处理组和控制组在投服中心试点前后时间趋势上的差异,评估投服中心试点政策净效应。本研究基于监管型小股东的视角,不仅提供了半公共-半私人实施机制影响股价同步性的直接证据,还在一定程度上丰富了股价同步性影响因素与中小投资者保护的相关文献。此外,投服中心行权试点的阶段性效果评估,对新《证券法》实施以来持股行权制度的持续推进、完善投资者保护提供实践经验参考,也能为进一步提高资本市场信息效率、推动上市公司高质量发展的生态建设带来积极的政策启示内涵。

2 制度背景、文献综述与研究假设

2.1 制度背景

伴随资本市场的不断发展,监管机构愈发关注中小股东权益保护的问题,而投服中心作为投资者保护的重要举措,其发展可分为以下4个阶段:①政策引导阶段,国务院在2013年12月和2014年5月先后颁布国办发〔2013〕110号和国发〔2014〕17号文件,对资本市场健康发展和投资者合法权益保护工作中的关键性问题提出指导意见,从顶层设计的角度为后续中小投资者权益保护工作指明方向。②初步建立阶段,2014年12月投服中心正式成立,归属中国证监会直接管理,而各大证券期货交易所为其股东单位。投服中心具体工作以投资者教育为基础,旨在通过“事前持股行权、事中纠纷调解、事后支持诉讼”保障投资者合法权益。③行权试点阶段,2016年2月中国证监会授权投服中心在上海、广东(不包括深圳)和湖南三地开展持股行权试点。④全面推广阶段,2017年4月持股行权范围逐渐扩展到全国,并覆盖资本市场全部A股上市公司。

2.2 文献综述

关于投服中心的相关文献,包括案例研究和实证研究两方面。案例研究方面,辛宇等[12]通过匹凸匹、康达新材等案例探讨投服中心行权的作用机理,发现投服中心维权行为改善了利益分配机制,并与股东司法保护制度形成优势互补,有效带动了股东诉讼的兴起。实证研究方面,陈运森等[13]和郑国坚等[14]提出,行权标的选择主要受到财务状况、内部治理质量、内部人控制程度、是否曾被监管机构处罚或问询、审计意见以及股利发放等因素影响。何慧华等[11]指出,投服中心行权将发挥威慑效应和示范效应,降低公司财务重述的可能性。刘馨茗等[15]和GE等[16]分别从审计收费和盈余管理的角度发现了类似的治理效应。由此可见,近年来部分学者关注到投服中心的行权效果,但实证研究相对较少,鲜有研究从股价同步性的角度探讨投服中心对市场信息效率的影响。

2.3 假设提出

投服中心行权改善了公司信息披露水平,促进了投资者基于特质信息进行交易,有助于公司价值相关信息充分融入股价,从而降低股价同步性。

首先,投服中心增加了公司信息披露的数量和质量。作为专业化的投资者教育服务机构,投服中心以股东身份参与公司治理过程,及时沟通信息披露中的问题,要求公司对损害投资者利益的事项提供说明,从而促进特质信息的披露。进一步地,信息披露的改善减少了外部信息搜集成本,有助于投资者深入了解公司,从而引导市场基于公司价值信息进行股票交易,降低了公司的股价同步性。此外,投服中心行权向资本市场传递被行权公司的坏消息,并引发负面市场反应,增加了公司隐藏坏消息的成本。此时,公司必须及时披露信息以扭转市场预期,进而降低股价同步性。

其次,投服中心行权有助于吸引媒体和监管部门的后续关注。在持股行权过程中,投服中心会将行权动态、行权依据以及公司回复在中国投资者网和投服中心官网上公布,有助于外部监督者了解投资者利益受损的事项,从而间接地降低上市公司的信息不对称。媒体关注层面,作为专业化信息搜集媒介,媒体具有处理成本低和受众覆盖面广的特点[17]。媒体针对被行权公司的报道不仅会为中小股东提供更多投资决策的相关信息,增强投资者信息解读能力,还会引发社会舆论压力损害公司形象和管理层声誉[18]。从监管部门跟进的角度而言,投服中心的官方背景有助于其他监管部门的对接,行权信息可为后续监管提供参考。因此,为避免进一步问询和处罚,上市公司会对投服中心关注的问题进行详细说明[19],增强信息可理解性,从而降低公司的股价同步性。

最后,投服中心会通过改善公司治理间接降低公司的股价同步性。作为监管型小股东,投服中心拥有专业机构投资者的治理能力,会针对控股股东损害投资者利益的行为积极行使股东权利,维护中小股东的利益。在持股行权试点之前,投资者起诉控股股东需承担高额的诉讼费用和繁琐的证据搜集工作,这导致投资者维权热情并不高。持股行权试点之后,投服中心不仅聘请公益律师支持投资者诉讼,还会作为原告代表人参与诉讼。维权成本的降低可缓解公司内部代理冲突,有效地限制控股股东的隧道挖掘行为,从而促进公司积极披露特质信息,降低公司的股价同步性。基于此,提出如下假设:

假设1投服中心持股行权将降低试点地区公司的股价同步性。

作为监管型小股东,投服中心具有较强的改善公司信息披露的动机和能力。考虑到公司间信息环境的异质性,进一步探讨分析师关注、媒体报道对投服中心与股价同步性之间关系的影响。

分析师和媒体是资本市场上重要的信息中介,也是投资者获取信息的主要来源。一方面,分析师通过公开信息和私有渠道挖掘公司的增量信息,发布研报传递至资本市场。投资者基于分析师研报交易有助于增加市场特质信息,进而降低股价同步性。另一方面,媒体报道是传统信息发布渠道的有益补充,其传播速度快与覆盖范围广的特点弥补了上市公司公告发布间隔较长的不足,降低了投资者信息使用成本。因此,对于分析师关注度较高、媒体报道较多的公司,信息不对称程度较低,此时投服中心持股行权对股价同步性的影响较弱。基于此,提出如下假设:

假设2a相较于分析师关注度较高的公司,投服中心与股价同步性的负向关系在分析师关注度较低的公司更为显著。

假设2b相较于媒体报道较多的公司,投服中心与股价同步性的负向关系在媒体报道较少的公司更为显著。

3 研究设计

3.1 数据来源与处理

2016年2月,投服中心在上海、广东(不包括深圳)和湖南三地开展持股行权试点;2017年4月,持股行权试点在全国范围内进行推广。持股行权试点为缓解内生性问题提供了研究场景,为保持样本前后周期的对称性,以2016年与2017年第一季度为试点期,2014年第四季度和2015年为试点前期,并以试点地区上市公司作为处理组,以经济环境相近的浙江、深圳、湖北3个地区的上市公司作为控制组,参考研究惯例对初始样本进行了如下处理:①剔除金融行业上市公司样本;②剔除ST和*ST公司;③剔除变量存在数据缺失的样本;④在1%和99%的水平上对连续变量进行缩尾。经过上述处理,最终得到8 817个公司-季度观测值,数据来源于CSMAR和CNRDS数据库。

3.2 模型设计与变量定义

借鉴BERTRAND等[20]的做法,运用以下双重差分模型检验投服中心对公司股价同步性的影响:

SYi,t=α0+α1Gi×Pt+α2CVi,t+Qt+Fi+εi,t,

(1)

式中,被解释变量是企业的季度股价同步性(SY),使用流通市值加权的同行业季度平均收益率作为市场收益率标准估计拟合优度,并对拟合优度进行模型的对数化处理,SY越大,代表个股价格变动中可以被市场平均波动解释的部分越多,股价同步性越高。G为处理组虚拟变量,若公司位于上海、广东(不包括深圳)和湖南3个试点地区,G取值为1;若公司位于浙江、深圳、湖北3个省市,G取值为0。P为实施前后的虚拟变量,在投服中心试点实施(2016年第一季度)之后取值为1,之前则为0。G×P是双重差分交乘项,用以评估投服中心持股行权的净效应。在基准回归中,α1是本研究最为关注的回归系数,若α1显著小于0,则证明投服中心试点显著降低了股价同步性;i、t分别表示公司和时间;α0表示常数项;α2表示系数;CV表示控制变量;Q表示季度固定效应;F表示公司固定效应;ε表示残差项。

为了检验假设2a和假设2b,设置分析师关注、媒体报道两个变量对样本进行分组,分别对模型(1)进行检验。分析师关注方面,选择分析师追踪、研报追踪和分析师机构追踪3种衡量方式;媒体报道方面,选择报刊新闻报道数量、网络新闻报道数量两种衡量方式。

最后,在控制变量中纳入企业规模(S)、资产负债率(L)、资产回报率(R)、营业收入增长率(SG)、股权集中度(OC)、企业年龄(A)、个股换手率(TO)、账面市值比(BM)、大规模事务所审计(BN)、产权性质(SE)、董事会规模(B)、独立董事比例(I)、董事长与总经理二职合一(D),同时控制了季度固定效应及公司固定效应,并以公司层面的聚类稳健标准误缓解异方差问题。

4 实证结果与分析

4.1 描述性统计

主要变量的描述性统计结果见表1。由表1可知,公司股价同步性(SY)均值为-0.677,中位数为-0.529,标准差为1.309,均值小于中位数表明样本公司股价同步性具有明显左偏分布、左侧长拖尾的特征,且不同公司间股价同步性水平存在较大差异。投服中心持股行权(G×P)的均值为0.256,表明有25.6%的公司-季度样本受到投服中心试点的影响。其余控制变量均在合理范围内,不再赘述。

表1 描述性统计(N=8 817)

4.2 基准回归

为检验投服中心持股行权对企业股价同步性的影响,根据模型(1)进行双重差分估计,回归结果见表2。表2列(1)中,交乘项G×P的系数为-0.119,在5%的水平上显著为负,表明投服中心持股行权显著降低了企业股价同步性。列(2)进一步加入影响股价同步性的控制变量,交乘项系数为-0.119,在5%的水平上显著为负。经济意义方面,以列(2)估计系数为例,投服中心持股行权后,后续期间试点地区企业的股价同步性将降低11.9%。进一步借鉴王亚平等[21]及伊志宏等[22]的方法,计算股价同步性(SY2和SY3)[注]SY使用行业收益率估计拟合优度,SY2在拟合过程中考虑市场收益率的影响,SY3进一步考虑滞后一期行业收益率和市场收益率。重新检验,由列(3)和列(4)可知,G×P系数均显著为负。在替换股价同步性测度指标后,结论保持稳健,假设1得以验证。

表2 投服中心持股行权与股价同步性的基准回归检验

4.3 信息环境异质性影响

基准回归验证了投服中心持股行权会降低股价同步性。可能的解释是,投服中心可有效缓解信息不对称,从而提高资本市场的信息效率。如果这一解释成立,外部信息环境较差时,投服中心的政策效应将更显著。因此,进一步考察分析师关注和媒体报道的异质性影响。

(1)分析师关注为了检验分析师关注的调节效应,本研究按照分析师追踪、研报追踪和分析师机构追踪对模型(1)进行分样本检验,检验结果见表3 Panel A。分析师关注度较低的分组中,列(2)、列(4)和列(6)的G×P的系数均在5%的水平上显著为负;而在分析师关注度较高组中,列(1)、列(3)和列(5)的交乘项系数均未通过显著性检验。进一步地,组间系数差异检验表明,投服中心持股行权对不同分析师关注公司的股价同步性影响存在显著差异。因此,相较于分析师关注度较高的公司,投服中心与股价同步性的负向关系在分析师关注度较低的公司更为显著,假设2a得以验证。

表3 信息环境的异质性影响

(2)媒体报道媒体报道调节效应的回归结果见表3 Panel B。本研究根据报刊新闻报道和网络新闻报道将样本分为两组,分别检验投服中心持股行权对股价同步性的影响。在低媒体报道组中,交乘项G×P的系数均显著为负;而在高媒体报道组中,G×P的系数的绝对值明显降低,且未通过显著性测试。同时,报刊媒体的组间系数差异表现出显著的统计意义。由此可以判定,实证结果更多地支持了媒体“信息功能”的作用,即相较于媒体报道较多的公司,投服中心持股行权对公司股价同步性的负向影响在媒体报道较少的公司更为显著,假设2b得以验证。

4.4 内生性检验

为进一步排除前文结论的内生性问题,对平行趋势、安慰剂效应和真实治理效果进行检验。

(1)平行趋势检验双重差分模型要求控制组与处理组在政策实施前满足平行趋势假设,借鉴NUNN等[23]的做法,以样本内第一期(2014年第四季度)为基期,改变模型(1)中纳入样本期间每一季度Q与G生成的交乘项,具体模型如下:

Qt+Fi+εi,t,

(2)

式中,λ0表示常数项;λt、λ1表示系数。投服中心持股行权的估计系数大小及其对应90%的置信区间见图1。由图1可知,投服中心试点前系数均不显著,满足试点公司与控制组公司的平行趋势假设;除2016年第三季度外,投服中心持股行权当期及之后季度的回归系数均显著降低了公司的股价同步性,且随着改革的推进,政策效果在波动中逐渐上升。

图1 平行趋势检验结果

(2)安慰剂检验考虑到投服中心试点前潜在的不可观测因素可能导致估计结果的偏误,借鉴LA FERARA等[24]的做法,本研究选取表2列(2)作为基准结果,依据投服中心持股行权的实施时间,随机选取相应数量的企业进入处理组,以此进行间接回归分析。为模拟投服中心持股行权的随机冲击,通过随机过程抽样1 000次以提升安慰剂检验的鉴别能力。估计系数的概率密度分布见图2。由图2可知,随机分布的估计值集中在0附近,远大于位于整体分布尾部的基准估计系数-0.119,说明非观测的其他随机因素并不影响本研究的基本结论。

图2 安慰剂检验

(3)投服中心持股行权真实治理效果上述研究主要通过试点地区自然实验的方式,探讨了投服中心持股行权对公司股价同步性的影响。然而,试点地区部分公司信息披露良好、公司治理完善,可能并非投服中心的行权标的,这会对估计结果造成偏误。因此,通过中国投资者网手工搜集投服中心的真实行权数据进行考察,主要行权方式包括参加股东大会、媒体说明会、公开发声、实地调研以及网上行权等。具体样本为2016～2019年公司年度数据,回归结果见表4列(1)[注]表4列(1)的样本数量高于主检验样本数,原因是考虑到投服中心行权并非在年内均匀分布,更换样本为年度样本。、列(2)。结果显示,无论采用年度样本回归还是PSM-DID检验,G×P的系数均显著为负,与之前结论保持一致,表明投服中心真实行权同样有助于降低公司的股价同步性。

表4 内生性检验和稳健性检验

4.5 稳健性检验

考虑到研究样本潜在的数据选择偏误,进行匹配检验并考虑问询函的影响。

(1)PSM检验试点地区与控制组地区虽然在地理位置上临近且经济发展状况相似,但仍可能存在某些企业特征因素对投服中心持股行权的政策效果造成影响。为避免遗漏重要的特征变量造成系统性偏差,采用倾向性得分法进行检验。选取企业规模(S)、资产负债率(L)、资产回报率(R)等公司特征作为协变量,以1∶1近邻匹配法为试点地区企业匹配最相近的对照组。PSM样本的回归结果见表4列(3),投服中心持股行权(G×P)的系数在5%的水平上显著为负,结论保持不变。

(2)熵平衡法由于PSM的方法高度依赖于第一阶段Logit模型的设定且存在样本损失,为保证模型检验的随机性和外生性,借鉴HAINMUELLER[25]提出的熵平衡法来缓解PSM方法的缺陷。具体做法是以约束条件下最优化解为思路,为对照组每个观测值赋予一个连续性的权重,采用加权估计的方式进行回归检验。熵平衡法检验结果见表4列(4),G×P的系数为-0.103,在10%的水平上显著为负,说明公司层面特征变量的影响并不显著。

(3)考虑问询函的影响陈运森等[13]研究发现,投服中心选择行权标的时,倾向于选择曾受监管机构处罚或问询的公司,同时上市公司被行权后可能会引发监管机构的处罚跟进。虽然本研究利用投服中心试点设立的准实验设计较好地避免了样本自选择问题,但为了更好地排除替代性解释,在控制变量中进一步加入交易所问询变量,研究结论仍保持稳健。

4.6 影响机制检验

实证结果显示,投服中心持股行权有助于降低股价同步性,且影响效果主要存在于分析师关注度较低及媒体报道较少的公司中。基于前文的逻辑,投服中心降低股价同步性的原因在于:直接效应方面,投服中心能够改善信息披露的准确性和完整性,促使特质信息融入股价;间接效应方面,投服中心有助于吸引新闻媒体和监管部门的关注,引导中小股东积极参与公司治理,有效地限制控股股东的掏空行为,进而促进公司积极披露私有信息,降低股价同步性。本研究进一步检验投服中心对股价同步性的影响机制,以佐证研究结论的可靠性。

首先,检验直接效应。本研究衡量公司直接效应的指标包括KV指数和管理层业绩预告。原因是投服中心特殊的威慑效应会增加监管压力和违规成本,促使公司提供更高质量的业绩预告和信息披露质量。KV指数计算收益率与交易量敏感性来探讨整体信息不对称,是信息披露质量的客观评价,而管理层业绩预告侧重于衡量企业特质性和前瞻性信息,具体测度分别借鉴KIM等[26]、BAIK等[27]的研究,计算KV指数(KV)和业绩预告准确性(FO)。上述检验采用2014～2017年度数据样本,模型如下:

KVi,t(FOi,t)=γ0+γ1Gi×Pt+γ2CVi,t+Yt+Fi+εi,t,

(3)

式中,γ0表示常数项;γ1、γ2均表示系数;Y表示年度固定效应。

投服中心在直接效应方面的回归结果见表5。由表5列(1)、列(2)可知,投服中心试点对KV指数和管理层业绩预告准确性的影响系数显著为负。考虑到二者均为信息质量的反向指标,表明投服中心显著降低了信息不对称,改善了管理层业绩预告质量。因此,直接信息效应是投服中心持股行权对股价同步性的可能影响渠道。

表5 影响机制检验

其次,检验间接效应。分别考察投服中心持股行权对媒体报道数量、监管问询、大股东利益侵占和中小股东参与公司治理积极性的影响。具体测度分别采用报刊(网络)新闻报道数量(ME1和ME2)、是否被交易所问询(CL) 、其他应收款占总资产的比例(OR)和关联交易占总资产的比例(RPT)、参加年度股东大会的全部持股比例减第一大(前五大)股东持股比例(MI1和MI2)进行衡量,对中小股东参与公司治理的积极性的检验选用2014～2017年度数据样本,其余设计与主检验一致。模型如下:

ME1(ME2,CL,OR,RPT)=β0+β1Gi×Pt+β2CVi,t+Qt+Fi+εi,t;

(4)

MI1(MI2)=θ0+θ1Gi×Pt+θ2CVi,t+Yt+Fi+εi,t,

(5)

式中,β0、θ0表示常数项;β1、β2、θ1、θ2均表示系数。

投服中心在间接效应方面的回归结果见表5。由表5列(3)、列(4)可知,G×P对ME1的系数在10%的水平上显著为正,而对ME2的系数并不显著,说明投服中心行权有助于增加后续报刊媒体报道。列(5)中,投服中心显著增加了被监管交易所发送问询的概率,说明投服中心与其他监管部门对接,行权信息可以为后续监管提供参考。列(6)、列(7)结果显示,G×P对OR和RPT的系数分别在1%和5%的水平上显著为负,说明投服中心有助于减少大股东的掏空行为,缓解公司内部的代理冲突和道德风险。列(8)、列(9)结果显示,G×P对MI1和MI2的系数均在5%的水平上显著为正。说明投服中心有助于提高中小股东参与公司治理积极性,通过“用手投票”的方式积极行权,提高中小股东发声的分量,进而约束大股东和管理层的行为,披露公司特质信息,降低股价同步性。

5 结语

作为监管型小股东,投服中心兼具公共实施机制和私人实施机制的实施效果,并逐渐成为保护中小股东合法权益和规范上市公司治理的有效手段。基于创新政府监管方式的背景,本研究系统考察了投服中心持股行权如何影响公司的股价同步性,并得出以下主要结论:①投服中心试点地区的上市公司在试点设立后股价同步性显著降低,在平行趋势检验、安慰剂检验及一系列稳健性检验下结论依旧成立;②异质性分析显示,当分析师关注度较低、媒体报道较少,投服中心持股行权的影响效果更为显著;③机制检验表明,投服中心可以通过直接机制和间接机制促进企业披露特质信息,进而降低股价同步性。具体地,投服中心行权可以促进公司降低信息不对称,改善管理层业绩预告质量;投服中心行权会引起报刊媒体和监管机关的后续关注,减少大股东的掏空行为,提高中小股东参与股东大会积极性,从而强化公司信息披露行为的治理效果,减少公司隐藏私有消息的可能性。

本研究的边际贡献如下:①提供了半公共-半私人实施机制影响股价同步性的直接证据。区别于政府行为和投资者私人实施的相关研究,本研究将政府行为与私人实施有机结合,一定程度上丰富了股价同步性影响因素的文献。②基于监管型小股东的视角补充了中小投资者保护的相关文献。不同于现有文献中广泛探讨机构投资者与普通小股东的治理效果,投服中心作为特殊类型的小股东,政府部门背书保障了其公共实施的威慑力,本研究通过投服中心行权试点的研究场景,考察了监管型小股东在加强中小投资者保护方面的积极影响,补充了投资者保护研究的理论框架。③通过投服中心行权试点的阶段性效果评估,不仅对新《证券法》实施以来持股行权制度的持续推进、完善投资者保护提供实践经验参考,也能为进一步提高资本市场信息效率、推动上市公司高质量发展的生态建设带来积极的政策启示内涵。

本研究的不足之处体现在:①投服中心持股行权带来的影响可能是多样的,本研究仅从股价同步性的角度探讨了该政策的实施效果,后续可从其他角度深入剖析政策效果;②若补充典型案例研究与本研究实证结果相互佐证,研究结论的可靠性将进一步提升。