摘 要：本文通過建立證券市場資本配置效率理論模型，選取2001-2012年間中小企業(yè)板市場和滬深兩市的上市公司，以中小企業(yè)板上市為界分為兩個時期三個樣本組，測度了各樣本組的資本邊際產(chǎn)出。研究結(jié)果顯示：中小板市場推出之后，主板市場的資本邊際產(chǎn)出有所提高，中小板市場的資本邊際產(chǎn)出高于主板市場，中小板市場的推出提高整個證券市場的資本配置效率。

關(guān)鍵詞：中小板市場；資本配置效率；帕累托標準；資本邊際產(chǎn)出

中圖分類號：F832.5 文獻標識碼：A〓 文章編號：1003-9031（2014）01-0048-05 DOI：10.3969/j.issn.1003-9031.2014.01.09

一、引言

當前，我國經(jīng)濟正處在戰(zhàn)略轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵時期，資本市場在我國市場化改革進程中起著不可替代的作用?！笆濉币?guī)劃中明確提出“加快多層次資本市場體系建設(shè)，顯著提高直接融資比重”。直接融資比重的提高意味著股票市場——包括場內(nèi)市場與場外市場——在我國資本市場體系中的地位需要進一步提高。自1990年滬深兩市成立至今，我國股票市場發(fā)展迅速，尤其是2004年中小板的開設(shè)、2009年創(chuàng)業(yè)板的成立和2012年“新三板”的擴容給投資者提供了更豐富的投資機會，同時各類中小企業(yè)和民營企業(yè)也有了更多的融資渠道。然而，盡管我國證券市場監(jiān)管部門在建設(shè)多層次資本市場體系方面做了諸多努力，這些政策措施的效果卻仍有待討論，而對中小企業(yè)板市場功能和存在意義的討論則是最具代表性的問題之一。

自2004年6月25日中小企業(yè)板市場正式開設(shè)至今，學術(shù)界和實務(wù)界對中小板市場的質(zhì)疑一直沒有停止。從建板之初被稱為“騙子板”到當前高漲的“并板”呼聲，中小板市場的功能和存在意義始終沒有得到投資者和學者的一致認可。部分學者認為，中小板市場是監(jiān)管層相互博弈的“半成品”，“兩不變”原則表明了中小板市場只是主板市場的延伸，政府盲目推進中小板很可能事與愿違，最終影響我國股市健康發(fā)展[1]。不可否認的是，中小板市場作為政府指令的產(chǎn)物，其自身性質(zhì)確實存在與市場經(jīng)濟原則相違背的一面。如果僅從這一方面考慮，此后開設(shè)創(chuàng)業(yè)板和擴容“新三板”的決定也應(yīng)受到同樣的質(zhì)疑，那么各項由政府推動的市場化改革都將打一個問號。

因此，對中小板市場功能的研究不僅關(guān)系到中小板市場自身的存在意義，更是對現(xiàn)階段我國建設(shè)多層次資本市場體系的路徑和方式的探討。目前，國內(nèi)學者多從理論上和機制上對中小板市場的功能和影響進行定性分析，而較少從結(jié)果的層面對中小板市場加以定量研究。鑒于我國市場化改革本身即是一個不斷嘗試的過程，從推出中小板市場的結(jié)果來判斷推出中小板市場的決定正確與否就是在“用實踐檢驗真理”。中小板市場推出的最主要目的就是為我國企業(yè)提供更多的融資機會和融資渠道，通過構(gòu)建多層次的資本市場提高社會資本的配置效率。基于此，本文擬從資本配置效率的視角研究中小企業(yè)板市場的推出對我國股票市場的影響，探尋我國中小板市場的功能。

二、文獻綜述

（一）中小企業(yè)板市場存在意義的研究綜述

首先，在中小板市場能否緩解我國中小企業(yè)融資難的問題上，胡竹枝等（2005）運用模糊數(shù)學理論研究了我國中小企業(yè)融資順序，結(jié)果表明對我國中小企業(yè)來講股票融資是僅次于自我積累的次優(yōu)選擇[2]。唐建新等（2004）的研究則表明無政治關(guān)系的民營中小企業(yè)面臨較強的融資約束，金融發(fā)展可以有效緩解這種約束[3]。丁瑞玲（2005）也認為中小企業(yè)板市場的推出有效地解決了不少企業(yè)的融資難問題， 對于民營企業(yè)的發(fā)展起到了巨大的推動作用[4]。同時，中小企業(yè)板塊還為處在成長期的中小企業(yè)提供了市場化的評估機制，也為其資產(chǎn)的流動開辟了新渠道[5]。由于在中小板上市的公司絕大多數(shù)都是頗具規(guī)模的民營企業(yè)或地方國有企業(yè)，只是在規(guī)模上較主板市場略小，因此中小板的推出并未真正緩解我國一直存在的中小企業(yè)融資難的問題[6]。

其次，在中小板市場能否為風險投資提供新退出途徑方面，我國中小企業(yè)板市場由于三方面的原因，并未成為風險投資良好的退出途徑。一是建板之初中小板市場直接延續(xù)了主板市場的股權(quán)分置問題，占總股本比例高達2/3的非流通股使得風險投資無法通過企業(yè)在中小板上市實現(xiàn)成功撤離。二是與主板市場同樣的上市標準意味著在中小企業(yè)板上市的公司屬于成長性公司，已經(jīng)初具規(guī)模，大多數(shù)獲得風險投資的中小企業(yè)基本無緣獲得上市機會。三是中小板市場的投資者依然是中小散戶占主導(dǎo)。風險投資的目的在于通過投資創(chuàng)建企業(yè)， 然后將企業(yè)或企業(yè)股權(quán)賣出去， 回收資本從事新的投資，從而達到扶持創(chuàng)新的目的[7]。然而，風險投資退出時，內(nèi)部投資者（風險投資者、企業(yè)家與管理者） 與外部投資者（新的風險資本股權(quán)購買者）之間存在著明顯的信息不對稱，這會影響股權(quán)購買者的購買意愿，壓低股權(quán)出售的價格[8-10]。以中小散戶為主導(dǎo)的投資者結(jié)構(gòu)決定了內(nèi)部投資者和外部投資者之間的信息不對稱程度相當大，因此選擇通過IPO退出的風險投資者必然面臨IPO抑價問題，降低了風險投資的退出回報，從而也就限制了風險投資以IPO為退出途徑的選擇。

第三，中小企業(yè)板市場的其他功能。這些功能主要包括：中小企業(yè)板作為深交所主板市場的組成部分，是我國證券市場制度創(chuàng)新的一次重大嘗試，可以為創(chuàng)業(yè)板市場的建設(shè)積累經(jīng)驗[11]；中小企業(yè)板塊能夠在中小企業(yè)成長中發(fā)揮示范和引導(dǎo)作用， 帶動更多的中小企業(yè)朝著規(guī)范化方向快速成長，促進我國中小企業(yè)朝著經(jīng)營規(guī)范化、管理科學化的方向發(fā)展[12]。

綜上所述，國內(nèi)大多研究集中于對中小板市場的描述性研究上，且大多學者的研究結(jié)果表明中小板市場的開立并未實現(xiàn)其解決中小企業(yè)融資難的初衷，對中小板市場的存在意義大多持否定態(tài)度。這些研究雖然從性質(zhì)上界定了中小企業(yè)板市場存在的基本邏輯，但是并沒有通過進一步的研究挖掘中小板存在的實際情況和現(xiàn)實意義。而國內(nèi)學者主要將中小企業(yè)板市場作為研究工具，即將在中小企業(yè)板上市的公司作為中小企業(yè)的代表，以此來研究我國中小企業(yè)存在或面臨的問各類題。這種研究思路忽略了中小板的上市標準與主板基本相同，所選擇的上市企業(yè)并不能很好的代表大部分中小企業(yè)。因此，多數(shù)學者并沒有從多層次資本市場的角度去考慮中小板市場的存在作用和意義，只有少數(shù)學者，如李臘生（2011）從資本市場資源配置的角度進行了初步研究，結(jié)論表明中小板市場并沒有改善資本市場資源配置效率，因此中小板市場沒有存在意義[13]?；谏鲜銮闆r，本文將繼續(xù)從資本市場資源配置的角度對中小板的資本使用效率做更加深入的研究，以期能真實刻畫中小板市場對證券市場資本配置效率的研究。

（二）資本配置效率的測度方法綜述

在學術(shù)界，測度資本配置效率的方法主要有兩種——邊際產(chǎn)出法和彈性系數(shù)法。邊際產(chǎn)出法測量資本配置效率的核心思想源于新古典經(jīng)濟學的邊際產(chǎn)出均一化的觀點，具體測度方法是測出各行業(yè)對應(yīng)的資本邊際產(chǎn)出，然后比較各行業(yè)資本邊際產(chǎn)出之間的差別。但有學者認為，由于資本邊際產(chǎn)出率的測度是基于一系列假設(shè)，如要素替代彈性不變、技術(shù)進步率不變等，因此實際測度的時候會出現(xiàn)偏誤[14]。同時，由于資本邊際產(chǎn)出會在很大程度上受到一個國家的基礎(chǔ)設(shè)施投資、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級或者資本深化等各項政策的影響，因此不適合用資本邊際產(chǎn)出的方法衡量不同國家之間的資本配置效率[15]。與通過測量資本邊際產(chǎn)出間接衡量資本配置效率不同的是，Wurgler（2000）認為資本配置效率的提高意味著及時向高資本回報率行業(yè)（地區(qū)、企業(yè)）追加投資，同時從低資本回報率的行業(yè)（地區(qū)、企業(yè)）撤出資本，因此主張用行業(yè)投資對行業(yè)盈利能力的敏感性作為測度一國資本配置效率的指標[16]。但Wurgler在測試時存在如下三個問題：

一是在Wurgler方法中包含固定資產(chǎn)形成K和產(chǎn)出增加值V，而對于不同層次的證券市場來講，K和V不能簡單應(yīng)用總市值和收益率來表示。這是由于證券市場的收益與其風險成正相關(guān)，因此不同層面的證券市場具有不同的收益率是必然情況，甚至恰恰是證券市場資本配置效率較高的體現(xiàn)。二是Wurgler方法重點在于區(qū)分不同的行業(yè)以及資金在不同行業(yè)的流通，而金融業(yè)作為獨立的行業(yè)，資本在不同板塊之間的流動應(yīng)該屬于行業(yè)內(nèi)部流通。在對單一行業(yè)的資本效益進行測度時，邊際產(chǎn)出法（或變形后的產(chǎn)出彈性系數(shù)法）仍是比較合適的方法。三是對證券市場資本配置效率的研究不能僅僅局限于整個市場的描述分析，因為市場的效率最終取決于單個上市公司的表現(xiàn)，此時Wurgler方法作為宏觀層面的測度方法此時不再適用?；谝陨先c，本文選擇從資本邊際產(chǎn)出的視角，結(jié)合理論模型研究上市公司層面的數(shù)據(jù)來體現(xiàn)整個證券市場體系的資本配置效率。

三、數(shù)理模型與計量模型

（一）數(shù)理模型

根據(jù)所研究的問題，建立一個一般模型來描述多層次資本市場的資本效率是否會因開設(shè)新的市場而得到進一步的提高。本文對模型作出如下假定：

1.設(shè)最初的資本市場體系中共有N個市場，分別生產(chǎn)N種產(chǎn)品，且按每個市場的資本邊際生產(chǎn)率由小到大，記為1，2，…，N，對應(yīng)的生產(chǎn)函數(shù)記為fi（x1，x2，…，xk），i=1，2，…，N，xj為生產(chǎn)要素，j=1，2，…，k。

2.資本市場中的主要生產(chǎn)要素為資本，記為K。N個市場內(nèi)各自的資本存量記為K1，K2，…，KN，分別對應(yīng)f1，f2，…，fN。

3.設(shè)在t時刻，社會可用資本為It，且全部分配到N個市場中，每個市場中的新增資本記為Iit，且Kit=Ki（t-1）+Iit，i=1，2，…，N，。

4.總生產(chǎn)函數(shù)為和函數(shù)，且除資本外的生產(chǎn)要素供給均為固定值。

5.新增市場不會改變新增資本在原有市場的配置結(jié)構(gòu)，只會稀釋原有份額，且I（t）與市場數(shù)量N無關(guān)。

給定在t時刻，N個市場配置資本的最終結(jié)果為：

Yt=y1（K1（t-1）+I1t）+y2（K2（t-1）+I2t）+…+yN（KN（t-1）+INt）（1）

在t*時刻新加入一個資本市場時，假定此時N+1個市場配置資本的最終結(jié)果為：

Y*t*=y1（K*1（t*-1）+I*1t*）+y2（K*2（t*-1）+I*2t*）+…+yN+1（K*（N+1）（t*-1）+I*（N+1）t*）

（2）

其中

Ki（t-1）=Kt-1 Iit=It Kit=Kit-1+Iit

K*i（t*-1）=K*t*-1 I*it*=It* K*it*=K*it*-1+I*it*

對式（1）取全微分，有dYt= （ ·dKi（t-1）+ ·dIit），由于Ki（t-1）在t時刻為固定值，故上式可轉(zhuǎn)化為：

dYt= ·dIit= MPit·dIit（3）

式（3）兩端同除以dIt，有

=MPt= MPit· = ？啄i·MPit，i=1，2，…，N，

？啄i= （4）

同理，在t*時刻N+1個資本市場的情況下可以得到：

=MP*t*= MP*it*· = ？啄*i·MP*it，

i=1，2，…，N+1， ？啄*i= （5）

若從N個資本市場增加至N+1個資本市場是帕累托改進，則應(yīng)有MP*t*>MPt，

MP*t*-MPt= ？啄*i·MP*it* - ？啄i·MPit

= ？啄*i·MP*it* - ？啄i·MP*it*+ ？啄i·MP*it* - ？啄i·MPit

= ？啄*i·MP*it* - ？啄i·MP*it*+ ？啄i·（MP*it*-MPit）

=？啄*N+1（MP*（N+1）t*-MP*Nt*）+

[？啄*N+1+ （？啄*n-（i-1）-？啄n-（i-1））]（MP*n-（s-1）t*-MP*n-st）

+ ？啄i·（MP*it*-MPit）（6）

由式（6）可知，若從N到N+1個市場為帕累托改進，那么當式（6）的三個部分滿足均大于零時，必有MP*t>MPt。因此可以得出，從N個資本市場增加到N+1個資本市場是帕累托改進的充分條件為：

A. MP*（i+1）t*-MP*it>0， i=1，2，…，N，即N+1個市場仍滿足原有資本配置效率的順序，且新增市場資本邊際產(chǎn)出最高。

B. MP*it*-MPit>0， i=1，2，…，N，新市場體系內(nèi)的原有市場資本邊際產(chǎn)出提高，或者說，資本滿足邊際報酬遞減規(guī)律。

（二）計量模型

根據(jù)上述理論模型可知，若中小企業(yè)板市場的推出能夠使得主板市場的資本效率有所增加，且其本身的資本效率大于主板市場的資本效率，那么推出中小企業(yè)板則是帕累托改進。如前所述，此處資本效率主要以資本的邊際產(chǎn)出為主要度量，選取的資本存量和產(chǎn)出分別為每股凈資產(chǎn)和每股凈利潤，分別記為BVPS和EPS。需要驗證的基礎(chǔ)計量模型為：

EPS=？琢+？茁BVPS+？著 （7）

其中？琢，？茁為參數(shù)，？著為殘差項。參數(shù)？茁則意味著每股凈資產(chǎn)改變一個單位，每股凈利潤發(fā)生相應(yīng)的變化量，即資本的邊際產(chǎn)出。為了更準確的刻畫每股凈資本對每股凈利潤增加的貢獻，本文利用在系數(shù)項加入多個控制變量的方法來估計其他因素對資本邊際產(chǎn)出的影響。在選取控制變量方面，本文參考一些國內(nèi)學者魏志華（2012）的方法，選取了包括年度控制變量，行業(yè)控制變量，公司規(guī)模，股權(quán)結(jié)構(gòu)四類表明的上市公司特質(zhì)的變量[18]。因此，最終要驗證的計量模型形式如下：

EPS=？琢+？茁1BVPS+？茁2SIZE+？茁3STR+ ？啄iY*iBVPS

+ ？茲iD*iBVPS+？著 （8）

其中，SIZE代表公司規(guī)模，STR代表股權(quán)結(jié)構(gòu)，Yi代表年度控制變量，Di代表行業(yè)控制變量。此處對上述控制變量指標的選取做簡要說明。公司規(guī)模SIZE取公司凈資產(chǎn)取對數(shù)；股權(quán)結(jié)構(gòu)STR為公司國有股除以公司總股本。Yi為年度虛擬變量，均為Y1，Y2，…，Y4，但在樣本組1中代表2001年到2005年，在樣本組2和樣本組3中代表2006—2012年。通過加入年度虛擬變量可以有效控制不同年份對上市公司資本邊際產(chǎn)出的影響，如不用年份會面臨不同的宏觀經(jīng)濟形勢，因為宏觀經(jīng)濟波動一般來說會同時影響當年所有上市公司。Di為行業(yè)虛擬變量，按證監(jiān)會行業(yè)分類標準劃分共12個行業(yè)，因此在樣本1到樣本3中均為D1，D2，…，D11（Di依次為：采掘業(yè)，傳播與文化產(chǎn)業(yè)，電力、煤氣及水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)，房地產(chǎn)業(yè)，建筑業(yè)，交通運輸、倉儲業(yè)，農(nóng)、林、牧、漁業(yè)，批發(fā)和零售業(yè)，社會服務(wù)業(yè)，信息技術(shù)業(yè)，制造業(yè)，綜合類行業(yè)）。通過加入行業(yè)虛擬變量，可以控制不同行業(yè)對上市公司資本邊際產(chǎn)出的影響。

本文以中小板上市為節(jié)點，選取了兩個階段的三組樣本：2001—2005年滬深兩市上市公司，2006—2012年滬深兩市上市公司，2006—2012中小板市場上市公司。其中，為避免IPO效應(yīng)（一般IPO效應(yīng)期為一年），每年選取樣本公司時均以前一年之前的上市公司為準，例如選取2004年主板上市公司樣本時，均選擇2003年之前在主板上市的公司。同時，在各組樣本中，均剔除了金融行業(yè)上市公司、當年凈資產(chǎn)為負的上市公司和當年公司年報未披露當年每股凈收益的上市公司。最終，樣本組1共有4871個樣本，樣本組2共有6811個樣本，樣本組3共有660個樣本。此外，EPS和BVPS序列均做1%水平的winsorize處理以消除極端值的影響。文中用到的所有數(shù)據(jù)均來自銳思金融數(shù)據(jù)庫。

四、實證分析結(jié)果

由表1中可知，2001—2005年間主板上市公司的每股凈利潤和每股凈資產(chǎn)均值分別為0.1478元/股和2.7263元/股，均低于2006—2010年的主板上市公司。同時，2006—2012年在中小板上市的公司在每股凈利潤和每股凈資產(chǎn)方面均高于主板市場的相應(yīng)數(shù)據(jù)。標準差方面，雖然在中小板市場推出之后，主板市場兩項指標的標準差均有提高，但仍處于較低水平。因此可以認為，在中小板推出之后，主板市場上的上市公司內(nèi)部結(jié)構(gòu)并沒有發(fā)生較大沖擊。

White（1980）指出，若直接以殘差項（residuals） 構(gòu)成的 var-cov matrix 來估計偏誤項（error terms） 的 var-cov matrix，這個estimated var-cov matrix 為不一致[19]；但可以輔助來估計sandwich variance matrix 中間的夾心項，這具有一致性。但由于異方差問題主要會影響系數(shù)估計的有效性，在假設(shè)模型設(shè)定正確或重要變量無遺漏的前提下，此時的系數(shù)估計仍然具有無偏性且為一致估計。因此，為減少由大量截面數(shù)據(jù)帶來的異方差問題對t值估計的影響，本文利用White Heteroskedasticity-Consistent Standard Errors Covariance估計得到t統(tǒng)計量。樣本組1-3的回歸結(jié)果如下：

觀察上述結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，在三個樣本組中，每股凈資產(chǎn)對應(yīng)的回歸系數(shù)均在1%的水平下顯著，且在中小板推出之后，主板市場上市公司的資本邊際產(chǎn)出由2001—2005年間的0.065提高到2006—2012年間的0.119，資本使用效率明顯提高。同時，中小板市場上市公司在2006—2012年期間的資本邊際產(chǎn)出為0.142，高于同期主板市場上市公司的資本邊際產(chǎn)出。中小企業(yè)板市場的推出能夠?qū)χ靼迨袌錾鲜泄镜馁Y本產(chǎn)出效率產(chǎn)生帶來正影響，同時中小企業(yè)板市場自身有具有較高的資本邊際產(chǎn)出。因此，中小企業(yè)板的推出從提高資本配置效率的角度來看，是證券市場的帕累托改進，最終能夠提高整個證券市場的資本配置效率。

此外，在三個樣本組中，公司股權(quán)結(jié)構(gòu)對應(yīng)的系數(shù)均在1%的水平下顯著。同時，2001—2012年間，主板市場上市公司的公司股權(quán)結(jié)構(gòu)作為解釋變量對每股凈利潤的回歸系數(shù)為負數(shù)，且在2006—2012期間系數(shù)的絕對值大于樣2001—2005年間系數(shù)的絕對值。這說明在主板上市公司中，國有股比例較高的企業(yè)相對于國有股比例較低甚至沒有國有股的企業(yè)資本邊際產(chǎn)出較低，且在兩個樣本期中呈現(xiàn)增大趨勢。而在樣本組3中，公司股權(quán)結(jié)構(gòu)的系數(shù)反而為正，且絕對值遠高于2001到2012年間主板市場上市公司所對應(yīng)的系數(shù)。這說明持有國有股對在中小板上市的公司增加企業(yè)利潤來講具有較大的正向影響。而除樣本組2之外，公司規(guī)模對應(yīng)的回歸系數(shù)均在1%的水平下顯著，而樣本組2在5%的水平下顯著。同時，對在樣本組1和樣本組2中，公司規(guī)模對應(yīng)的回歸系數(shù)為正，這說明在主板市場上，規(guī)模較大的公司資本邊際產(chǎn)出更高，也就更具有優(yōu)勢。而在樣本組3中，公司規(guī)模對應(yīng)的回歸系數(shù)卻為負。這說明在中小企業(yè)板市場中，公司規(guī)模的增大反而會對公司盈利帶來負的影響。這從另一個側(cè)面反映出規(guī)模較大的公司并不適合在中小板市場上市。總之，關(guān)于公司規(guī)模和股權(quán)結(jié)構(gòu)對資本配置效率的影響或許可以作為針對中小板市場進一步的研究方向。

五、結(jié)論與建議

本文通過測量在中小企業(yè)板市場推出前后主板市場上市公司資本邊際產(chǎn)出的變化，并與中小板市場本身的資本邊際產(chǎn)出進行比較?；貧w結(jié)果發(fā)現(xiàn)，中小板市場的推出滿足理論模型部分給出的帕累托標準，是典型的帕累托改進，因此中小企業(yè)板市場的推出能夠提高證券市場的資本配置效率?；谏鲜鲅芯?，本文提出以下政策建議：

首先，要繼續(xù)深化金融市場改革，推進多層次資本市場建設(shè)，進一步發(fā)揮市場在資本資源配置過程中發(fā)揮的基礎(chǔ)性作用。實踐證明，多層次的資本市場體系有助于提高社會資本配置效率，從而進一步發(fā)揮金融市場在服務(wù)實體經(jīng)濟中的重要作用，凸現(xiàn)金融市場在配置社會資本方面的戰(zhàn)略地位。其次，政府在推進多層次資本市場體系建設(shè)的過程中要大膽嘗試，通過放松管制、加強監(jiān)管促進我國資本市場的健康快速發(fā)展。最后，應(yīng)適時適當增加中小企業(yè)板市場的獨立性，真正發(fā)揮中小企業(yè)板市場為中小企業(yè)融資的作用。要通過對中小企業(yè)板以上市標準為核心的各項制度進行調(diào)整，進一步體現(xiàn)出中小企業(yè)板市場與主板市場和創(chuàng)業(yè)板市場之間的核心區(qū)別。中小企業(yè)板市場應(yīng)定位與為那些介于主板上市公司和創(chuàng)業(yè)板上市公司之間、已經(jīng)初具規(guī)模的制造業(yè)、傳統(tǒng)服務(wù)業(yè)等中型民營企業(yè)提供融資服務(wù)，進而與以大規(guī)模、大行業(yè)為特點的主板市場和以高科技、高風險為特點的創(chuàng)業(yè)板市場形成優(yōu)勢互補，最終形成體系完整、層次分明、結(jié)構(gòu)合理的多層次資本市場。

（責任編輯：徐璐）

參考文獻：

[1]謝百三，王巍.中國創(chuàng)業(yè)板市場快速推進的風險性與危害性——從中小企業(yè)板的設(shè)立狀況談起[J].當代財經(jīng)，2004（9）：42-46.

[2]胡竹枝，李明月.中小企業(yè)融資順序論[J].廣東金融學院學報，2005，20（2）：61-65.

[3]唐建新，陳冬.金融發(fā)展與融資約束——來自中小企業(yè)板的證據(jù)[J].財貿(mào)經(jīng)濟，2004（5）：5-11.

[4]丁瑞玲.我國中小企業(yè)板塊的設(shè)立對民營企業(yè)融資的影響[J].中央財經(jīng)大學學報，2005（2）：33-36.

[5]吳曉求.完善資本市場體系的關(guān)鍵一步[J].金融信息參考，2004（4）：4.

[6]曹鳳岐.解決問題 發(fā)展多層次資本市場[J].資本市場，2010（1）：66-67.

[7]成思危.我國風險投資的幾個問題[J].武漢理工大學學報（社會科學版），2002，15（1）：1-4.

[8]戴國強，王國松.信息不對稱和風險資本退出[J].財經(jīng)研究，2002（2）：30-35.

[9]Douglas J.，Cumming，Jeffrey G..Macintosh.Venture Capital Exits in Canada and the United States[J]. University of Toronto Law Journal，2002（10）：53.

[10]Steven N. Kaplan， Per Stromberg.Characteristics，Contracts and Actions： Evidence from Venture Capitalist Analyses [J].The Journal of Finance， 2004，59（5）： 2177-2210.

[11]巴曙松.中小企業(yè)板啟動與多層次資本市場發(fā)展[J].資本市場，2004（7）：41-43.

[12]何怡萍.中小企業(yè)板啟動的意義分析[J].經(jīng)濟問題探索，2005（2）：99-100.

[13]李臘生，李佳，周猛.多層資本市場體系資源配置與風險配置的一致性分析[J].商業(yè)經(jīng)濟與管理，2011（7）：62-69.

[14]樊瀟彥，袁志剛.我國宏觀投資效率的定義與衡量：一個文獻綜述[J].南開經(jīng)濟研究，2006（1）：52.

[15]Radelet，Sachs.J.D..The East Asian Financial Crisis： Diagnosis、Remedies、Prospects[J].Brookings Papers on Economic Activity ，1998（l）：8l-90.

[16]Wurgler Jeffrey.Financial Markets and the Allocation of Capital[J].Journal of Financial Economies， 2008 ，58（9）：187-214.

[17]魏志華，吳育輝，李常青.機構(gòu)投H資者持股與中國上市公司現(xiàn)金股利政策[J].證券市場導(dǎo)報，2012（10）：40-47.

[18]White Halbert. A Heteroskedasticity-Consistent Covariance Matrix Estimator and a Direct Test for Heteroskedasticity[J]. Econometrica， 1980，48（4）：817-838.

收稿日期：2013-11-20

作者簡介：朱 鶴（1989-），男，山東濟寧人，北京工商大學經(jīng)濟學院碩士研究生；

高 揚（1974-），女，河南開封人，經(jīng)濟學博士，北京工商大學經(jīng)濟學院教授；

劉倚銘（1988-），男，山東濟寧人，北京工商大學經(jīng)濟學院碩士研究生；