馬麗莎

摘要：對2008~2010年間98起控制權(quán)變更事件的市場反應(yīng)進(jìn)行研究，檢驗首次公告效應(yīng)和正式實施公告效應(yīng)是否具有時差效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)，控制權(quán)變更信息在首次公告日和正式公告日均對股價有正向沖擊效應(yīng)；公告日后的累計異常收益在首次公告中為正向，而在正式公告中則顯著為負(fù)向沖擊，并且首次公告和正式公告的累積異常收益會因控制權(quán)變更交易是否跨年完成而呈現(xiàn)差異。進(jìn)一步回歸結(jié)果表明,首次公告與正式公告的CAR差值與時差顯著正相關(guān)，但跨年完成交易對時差效應(yīng)具有一定的抑制作用。

關(guān)鍵詞：控制權(quán)變更;事件研究;時差效應(yīng)

中圖分類號：F275文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A文章編號：1001-8409（2014）07-0087-04

Time Effects of Control Rights Transferring

Information Disclosure Announcement in China

MA Lisha

(School of Business, Chengdu University of Technology，Chengdu 610059；

School of Economic and Management，Southwest Jiaotong University，Chengdu 610031)

Abstract： This paper studied the market reaction of 98 cases of control rights transferring from 2008 to 2010 in China, investigate the time effect of announcement effect between first announcement and formal announcement. Study found that control rights transferring in the first and formal announcements date have positive announcement effect; the CAR is positive for the first announcement, and in formal announcement is negative, and the CAR of announcement is different whether the control rights transferring are done in the same year. Further regression analysis results show that the relationship between the change of CAR and the time interval is significantly positive, but if the deal is done across the year, the time effect is weakened.

Key words： control rights transferring; event study; time effect

引言

控制權(quán)變更是證券市場里最能體現(xiàn)其市場效率和最具有創(chuàng)新活力的一環(huán)，其背景及動機又十分復(fù)雜。上市公司作為優(yōu)秀公司的代表，對我國資源有效配置、證券市場的發(fā)展起著引導(dǎo)性的作用，控制權(quán)變更會導(dǎo)致股權(quán)結(jié)構(gòu)的變化和重新優(yōu)化組合，對公司治理結(jié)構(gòu)、經(jīng)營績效都將產(chǎn)生重要的影響，進(jìn)而影響股東財富。

控制權(quán)變更對股東財富影響始于Jensen和Ruback的研究，發(fā)現(xiàn)收購事件中目標(biāo)公司獲得顯著的異常收益，并且異常收益率由于收購方式不同而存在差異［1］。隨后大量學(xué)者開始關(guān)注控制權(quán)變更對股東財富的影響。Dewenter考察并購方為本國公司或者為外國公司時并購事件公告效應(yīng)差異，研究發(fā)現(xiàn)公告效應(yīng)在并購方為本國投資者或者是外國投資者時并未表現(xiàn)出明顯差異［2］。Goergen和Renneboog通過對歐洲證券市場的并購事件進(jìn)行研究，結(jié)果表明目標(biāo)公司的公告效應(yīng)為9%而收購方的公告效應(yīng)僅為0.7%，公告效應(yīng)在敵意收購中更為明顯［3］。Martynova和 Renneboog對歐洲并購事件進(jìn)行實證檢驗，發(fā)現(xiàn)并購的協(xié)同效應(yīng)使得并購事件對收購方和被并購方均獲得顯著的超額收益，并且超額收益可以由收購方的公司特征來解釋［4］。Ishii和 Xuan，Y［5］、Cai和 Sevilir［6］研究發(fā)現(xiàn)并購雙方董事會成員的聯(lián)結(jié)關(guān)系對并購溢價產(chǎn)生影響。Lee和Chung研究發(fā)現(xiàn)股票流動性對并購雙方公告效應(yīng)產(chǎn)生影響［7］。

基于中國特定背景，朱琪和黃祖輝通過對控制權(quán)變更信息披露的市場反應(yīng)進(jìn)行分析，實證研究發(fā)現(xiàn)，控制權(quán)變更信息的公告效應(yīng)顯著為正，但異常收益率呈現(xiàn)下降趨勢，因此，總整體上來說，控制權(quán)變更并未創(chuàng)造股東財富［8］。姚燕等發(fā)現(xiàn)控制權(quán)變更具有正向的短期市場反應(yīng)，并且主并公司股權(quán)結(jié)構(gòu)與短期市場反應(yīng)顯著正相關(guān)［9］。曾昭灶和余鵬翼以控制權(quán)變更首次公告日為事件日，從私有收益的視角出發(fā)來研究控制權(quán)變更的經(jīng)濟(jì)效果，研究發(fā)現(xiàn)控制權(quán)的轉(zhuǎn)移是新控股股東通過內(nèi)幕交易獲取私有收益的行為而并沒有增加股東價值［10］。王化成等通過對控制權(quán)轉(zhuǎn)移首次公告日的微觀市場反應(yīng)的研究發(fā)現(xiàn)，控制權(quán)轉(zhuǎn)移信息存在提前泄露，而知情交易者可以獲取異常收益［11］。胡畏考察了我國上市公司控制權(quán)變更的市場反應(yīng)，發(fā)現(xiàn)投資者在一定程度上認(rèn)可由協(xié)議轉(zhuǎn)讓的方式進(jìn)行的控制權(quán)轉(zhuǎn)移將提高公司的業(yè)績［12］。王化成等研究了投資者情緒對控制權(quán)變更首次公告效應(yīng)的影響，發(fā)現(xiàn)在控制權(quán)變更事件中投資者存在過度樂觀的情緒，這一過度樂觀情緒在ST類公司控制權(quán)變更中更為明顯［13］。徐向藝和王俊韡從大股東與中小股東利益沖突的代理問題角度對控制權(quán)變更事件進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)控制權(quán)轉(zhuǎn)移為目標(biāo)公司帶來了明顯的財富效應(yīng)［14］。仇冬芳等研究了以大宗股權(quán)轉(zhuǎn)讓方式的控制權(quán)轉(zhuǎn)移對公司績效的影響，發(fā)現(xiàn)大宗股權(quán)轉(zhuǎn)讓引致的控制權(quán)轉(zhuǎn)移對公司績效的改善持續(xù)性不足［15］。陳玉罡等研究則發(fā)現(xiàn)控制權(quán)易主能改善上市公司價值損毀的狀況［16］?，F(xiàn)有的研究總體上表明，控制權(quán)變更公告日具有顯著的超額收益，控制權(quán)變更信息存在提前泄露的現(xiàn)象。

目前國內(nèi)學(xué)者對控制權(quán)變更的市場效應(yīng)的研究主要是將控制權(quán)變更首次公告日作為事件日來進(jìn)行研究［9,11］，而對控制權(quán)變更正式實施日作為事件日來考察控制權(quán)變更的公告效應(yīng)卻少有涉及，這其中的原因在于“第二次公告含有的信息量不如第一次” ［17］。由于控制權(quán)變更從首次公告到正式實施公告平均大約需要經(jīng)歷半年時間（見表1），時差的存在增加了交易的不確定性，而正式實施公告的發(fā)布則將這種不確定性化解。那么，正式實施公告是否具有信息含量呢？兩次不同公告的公告效應(yīng)是否存在差異？這種差異是否可以用時差來解釋呢？我國投資者對并購事件的情緒存在過度樂觀現(xiàn)象，這種現(xiàn)象是否會因并購事件正式完成而趨于理性呢？本文將通過對2008~2010年98起控制權(quán)變更事件的首次公告日和正式公告日的市場反應(yīng)差異進(jìn)行分析，實證檢驗上述問題。

1研究設(shè)計

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1.1事件研究方法

本文采用事件研究法考察控制權(quán)變更信息披露的公告效應(yīng)。本文的事件日包括了首次公告日和正式公告日，首次公告事件日（T=0）則為上市公司首次發(fā)布控制權(quán)變更公告信息的當(dāng)天；而正式公告事件日（T=0）則為上市公司正式發(fā)布控制權(quán)變更公告信息的當(dāng)天。本文選擇首次（正式）公告發(fā)布當(dāng)日前后各5天組成的區(qū)間［-5,5］為觀察窗口。采用累積異常收益率來測度控制權(quán)變更信息披露的公告效應(yīng)。借鑒張宗新等［18］的做法，本文采用CAPM模型來估計正常收益率 Ri,t=αi+βiRmt+εit，其中Rit為第i種股票在第t日的收益率，Rmt為第t日市場收益率（采用上證指數(shù)收益率），估計期為（-135,-5）區(qū)間的交易數(shù)據(jù)。各股票的超額收益率和樣本平均超額收益計算公式為ARit=Rit－E(Rit)，其中ARit為第i只股票在第t日的超額收益，E(ARit）則為股票i的預(yù)期收益率，Rit則為股票i在第t日的實際收益率，AARt=1Nni=1ARit，AARt為第t天樣本平均超額收益，N為對應(yīng)樣本數(shù)。最后計算樣本的累積超額收益CARt=nt=1AARt，CARt即為t時間樣本累積平均超額收益。

1.2回歸模型構(gòu)建與變量定義

為了檢驗控制權(quán)變更信息披露在不同公告日公告效應(yīng)差異與時差相關(guān)性，本文構(gòu)建以下模型：

Change_CAR=α1+β11TIME+β12YEAR+β13BUY+β14WAY+β15RSHARE+β16Change_SIZE+β17Change_LEV+β18Change_ROA+ε（1）

其中，式（1）中被解釋為CAR變動值（Change_CAR），即首次公告日和正式公告日在觀察窗口［-5,5］內(nèi)的累積異常收益率的差值，解釋變量為時差（TIME），即首次公告日到正式公告日的時間差，以年度來計算，控制權(quán)變更交易完成是否跨年（YEAR）虛擬變量，如果首次公告日與正式公告日不在同一會計年度內(nèi)，YEAR取值為1反之為0。CAR差異可能是由控制權(quán)變更特征導(dǎo)致的，因此，本文對此進(jìn)行控制：買方是否為民營企業(yè)（BUY），如果買方為民營企業(yè)則BUY取值為1反之為0；交易方式虛擬變量（WAY），如果控制權(quán)變更交易方式為現(xiàn)金支付則取值為1，反之為0；控制權(quán)比例（RSHARE），即控制權(quán)變更完成后控制人所占股份比例。對于跨年完成的交易而言，本文控制財務(wù)特征變動因素：公司規(guī)模變動值（Change_SIZE），即首次公告日會計年度年末總資產(chǎn)（取自然對數(shù)）與正式公告日會計年度年末總資產(chǎn)（取自然對數(shù)）的差值；資產(chǎn)負(fù)債率變動值（Change_LEV），即首次公告日會計年度資產(chǎn)負(fù)債率與正式公告日會計年度資產(chǎn)負(fù)債率的差值；資產(chǎn)負(fù)債率變動值（Change_ROA），即首次公告日會計年度資產(chǎn)收益率與正式公告日會計年度資產(chǎn)收益率的差值。

本文將是否跨年（YEAR）來劃分子樣本即跨年樣本（YEAR=1）與非跨年樣本（YEAR=0），進(jìn)一步考察子樣本下時差與CAR變動的相關(guān)性。為此，本文分別構(gòu)建以下回歸模型：

Change_CAR=α2+β21TIME+β22BUY+β23WAY+β24RSHARE+β25Change_SIZE+β26Change_LEV+β27Change_ROA+ε（2）

Change_CAR=α3+β31TIME+β32BUY+β33WAY+β34RSHARE+ε（3）

其中，式（2）為YEAR=1時樣本回歸模型，式（3）為YEAR=0時樣本回歸模型。

2實證研究結(jié)果

2.1 樣本選擇與描述性統(tǒng)計分析

本文選取控制權(quán)變更信息披露首次公告日區(qū)間為2008年1月1日至2010年12月31的98起事件作為研究樣本。控制權(quán)變更數(shù)據(jù)來源于CCER數(shù)據(jù)庫，個股日收益率以及市場收益數(shù)據(jù)來源于國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫。上市公司財務(wù)數(shù)據(jù)同樣來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。

表1給出了控制權(quán)變更樣本基本統(tǒng)計特征。從表1中可以看出，在本文所考察的控制權(quán)變更樣本中，WAY的均值為051，表明有51%的上市公司控制權(quán)變更采用現(xiàn)金支付的交易方式來實現(xiàn)；BUY的均值019，表明約有四分之一的控制權(quán)買方為民營企業(yè)； RSHARE的均值約為3126%，表明在進(jìn)行控制權(quán)變更后，第一大股東的平均持股比例達(dá)到了3126%；YEAR的均值為043，表明樣本中控制權(quán)變更存在跨年完成的比例達(dá)到43%； TIME的均值約為047，表明控制權(quán)變更從首次公告至正式完成平均要經(jīng)歷將近半年時間，最長的時間接近為2年（TIME的最大值為184）。

表1描述性統(tǒng)計結(jié)果

均值標(biāo)準(zhǔn)差最小值最大值Change_CAR-0.0270.164-0.4670.421Change_SIZE-0.1120.358-2.140.39Change_LEV0.0010.093-0.2370.618Change_ROA-0.0120.049-0.2190.159TIME0.4710.401.84YEAR0.430.49701RSHARE0.3130.1450.0640.742BUY0.190.39701WAY0.510.503012.2 不同公告日下的控制權(quán)變更公告效應(yīng)

表2給出了不同公告日下控制權(quán)變更信息披露的公告效應(yīng)。從表中可以看出，不管是在首次公告日還是正式完成交易公告日，控制權(quán)變更信息事件日（T=0）的異常收益率均顯著為正，表明控制權(quán)變更信息在公告日當(dāng)天均對股價產(chǎn)生正向沖擊。但通過對比可以發(fā)現(xiàn)，不同公告日下控制權(quán)變更信息的市場反應(yīng)存在一定程度差異，在控制權(quán)變更信息披露事件中，首次公告后［0,5］的時間窗口的異常收益率為正，而在正式完成交易公告中，公告后［0,5］的時間窗口的異常收益率顯著為負(fù)。

從表3的結(jié)果中可以看出，是否跨年完成控制權(quán)變更交易在不同公告日當(dāng)天均產(chǎn)生正向異常收益。但是累積異常收益在公告日之后的5日時間窗口中存在明顯差異，并且相同公告日的累積異常收益率也會因是否跨年完成交易而存在差異。具體來看：（1）是否跨年對同一公告樣本的影響。從表3中可以看出，對于首次公告樣本，跨年完成（Fyear1）樣本與非跨年完成（Fyear0）樣本在時間窗口［0,4］累計異常收益率均為正；對于正式公告樣本而言，跨年樣本（Syear1）在時間窗口［0,4］的累積異常收益顯著為負(fù)，而非跨年樣本（Syear0）在時間窗口［0,5］的累積異常收益顯著為負(fù)。（2）是否跨年對不同公告日公告效應(yīng)的影響。對于跨年度樣本而言，首次公告效應(yīng)（Fyear1）與正式公告效應(yīng)（Syear1）在公告日當(dāng)天均產(chǎn)生正向異常收益，隨著時間推移，兩者累計異常收益存在趨同性，相比于首次公告，正式公告的公告效應(yīng)波動幅度更大，呈現(xiàn)U型特征。對于非跨年樣本而言，首次公告效應(yīng)（Fyear0）的累積異常收益均為正向，而正式公告效應(yīng)（Syear0）在時間窗口［0,5］的累積異常收益顯著為負(fù)。綜上可以看出，是否跨年完成交易對控制權(quán)變更的公告效應(yīng)具有影響，特別是對首次公告樣本而言；不同公告日下跨年完成與非跨年完成控制權(quán)變更的公告效應(yīng)呈現(xiàn)不同趨勢。此外，首次公告樣本在非跨年完成（Fyear0）與正式公告樣本在跨年完成（Syear1）的公告效應(yīng)均出現(xiàn)U特征，表明投資者對此信息存在過度反應(yīng)的現(xiàn)象。

表2控制權(quán)變更在不同公告日下CAR結(jié)果

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時間窗口首次公告樣本正式公告樣本CART值CART值00.0132.3060.0082.614［0,1］0.0161.8260.0000.115［0,2］0.0221.972-0.006-1.119［0,3］0.0262.016-0.008-1.331［0,4］0.0221.711-0.011-1.702［0,5］0.0060.469-0.011-1.630［-5,5］0.0181.147-0.014-1.185表3控制權(quán)變更是否跨年完成在不同公告日下的CAR結(jié)果

時間窗口Fyear1Fyear0Syear1Syear0CART值CART值CART值CART值00.0151.4810.0101.2920.0061.2180.0061.179［0,1］0.0100.6340.0221.730-0.007-1.1550.0010.076［0,2］0.0100.5070.0402.597-0.020-2.705-0.009-0.975［0,3］0.0080.3640.0392.157-0.021-2.520-0.009-0.917［0,4］0.0030.1360.0291.638-0.018-1.813-0.017-1.577［0,5］-0.008-0.3130.0060.316-0.013-1.130-0.020-1.7303回歸結(jié)果分析

表4給出了CAR變動值（Change_CAR）與時差相關(guān)性回歸結(jié)果。從表4中模型三總體樣本回歸結(jié)果中可以看出，TIME項回歸系數(shù)顯著為正，表明控制權(quán)變更信息首次公告至最終正式完成公告時間長度與其CAR變動值正相關(guān)，兩者相隔時間越長其CAR變動幅度越大。通過比較模型一與模型二可知，跨年樣本與非跨年樣本中，時差（TIME）與CAR變動值（Change_CAR）的相關(guān)性存在差異，TIME項回歸系數(shù)在跨年樣本中顯著為正，而在非跨年樣本中TIME項回歸系數(shù)為正但不顯著，說明時差效應(yīng)在跨年樣本中顯著存在。是否跨年完成控制權(quán)變更交易（YEAR）也影響CAR變動，從模型三中可以看出，YEAR回歸系數(shù)顯著為負(fù)，表明相比于非跨年樣本，跨年完成交易的控制權(quán)變更信息會緩解首次公告與正式公告間CAR的變動幅度。

從模型三的回歸結(jié)果可以看出，時差（TIME）與是否跨年完成交易（YEAR）均對CAR變動值（Change_CAR）產(chǎn)生顯著影響，但影響方向存在差異，并且結(jié)合模型一和模型二回歸結(jié)果，是否跨年完成下TIME項回歸系數(shù)的顯著性水平存在差異，因此，本文進(jìn)一步考慮是否跨年完成與時差交互作用下對CAR變動的影響。在模型三的基礎(chǔ)上，本文加入是否跨年與時差的交互項（YEAR×TIME）來考察時差在跨年完成交易情況下對CAR變動的影響。從表4中模型四的回歸結(jié)果可以看出，YEAR×TIME項回歸系數(shù)為負(fù)，表明相比于非跨年樣本，跨年樣本下時差對CAR變動影響更小，但是這一系數(shù)并沒有通過顯著性檢驗。表4CAR變動與時差相關(guān)性回歸結(jié)果

模型一(YEAR=0樣本)模型二（YEAR=1樣本）模型三（總樣本）模型四（總樣本）系數(shù)T值系數(shù)T值系數(shù)T值系數(shù)T值Constant-0.105-1.707*-0.027-0.325-0.044-0.904-0.07-1.41Change_SIZE0.0320.1920.0230.1980.0250.216Change_LEV0.0340.1910.0570.4960.0610.531Change_ROA-0.112-0.553-0.06-0.459-0.041-0.317TIME0.1991.2780.4382.526**0.3692.596**0.5242.255**YEAR×TIME-0.331-1.455YEAR-0.249-1.878*WAY-0.047-0.32-0.199-1.071-0.093-0.815-0.089-0.771BUY0.1170.736-0.045-0.2450.0620.5260.0850.705RSHARE0.1260.87-0.272-1.501-0.027-0.237-0.034-0.292R2值0.0610.1980.0860.072F值0.8231.21.0520.866注：*和**分別表示在10%和5%的顯著性水平下顯著

4研究結(jié)論與展望

本文分別對控制權(quán)變更披露信息在首次公告和正式公告下的公告效應(yīng)進(jìn)行研究，考察控制權(quán)變更信息披露的時差性對公告效應(yīng)的影響。通過對首次公告日在2008~2010年間98起控制權(quán)變更事件進(jìn)行事件研究，研究發(fā)現(xiàn)，控制權(quán)變更信息在首次公告日和正式公告日均對股價有正向沖擊效應(yīng)，表明投資者在控制權(quán)變更信息披露當(dāng)日均視其為利好消息；公告日后的累計異常收益在首次公告中為正向，而在正式公告中則顯著為負(fù)向沖擊，并且首次公告和正式公告的累積異常收益會因控制權(quán)變更交易是否跨年完成而呈現(xiàn)差異；如果控制權(quán)變更交易沒有跨年則首次公告后的累積異常收益呈現(xiàn)倒U型特征；如果控制權(quán)變更交易跨年完成則正式公告后的累積異常收益呈現(xiàn)U型特征，表明在特定的情況下（是否跨年完成交易），投資者對控制權(quán)變更信息存在過度反應(yīng)。進(jìn)一步的回歸分析結(jié)果表明，是否跨年變量回歸系數(shù)顯著為負(fù)，表明相比于非跨年完成控制權(quán)變更，跨年完成控制權(quán)變更樣本的CAR變動幅度更?。皇状喂媾c正式公告的時差與CAR變動值顯著正相關(guān)，表明兩個公告日時差越長則CAR變動幅度越大，但跨年完成交易對時差效應(yīng)具有一定的抑制作用。本文研究結(jié)論表明，控制權(quán)變更信息在首次公告日與正式公告日會產(chǎn)生不同的公告效應(yīng)，不同公告日公告效應(yīng)的差異可以由兩者間隔時間差來解釋。

參考文獻(xiàn)：

［1］Jensen,MichaelC,S Ruback.The Market for Corporate Control:The Scientific Evidence［J］.Journal of Financial Economics ,1983(11):5-50.

［2］Dewenter,Kathryn L.Does the Market React Differently to Domestic and Foreign Takeover Announcements? Evidence from the us Chemical and Retail Industries［J］.Journal of Financial Economics,1995(37):421-441.

［3］Goergen,Marc and Renneboog.Shareholder Wealth Effects of European Domestic and Crossborder Takeover Bids［J］. European Financial Management，2004(10):9-45.

［4］Martynova,Marina and Renneboog.The Performance of the European Market for Corporate Control: Evidence from the Fifth Takeover Wave［J］.European Financial Management,2011(17):208-259.

endprint

［5］Ishii J,Xuan Y. In Acquirer-target Social Ties and Merger Outcomes［J］.AFA 2010 Atlanta Meetings Paper,2010.

［6］Cai Y,Sevilir M. Board Connections and M&A Transactions［J］.Journal of Financial Economics 2012,103(2):327-349.

［7］Lee K, Chung H. Liquidity and Returns to Target Shareholders in the Market for Corporate Control:Evidence from the US Markets［J］.Journal of Business Finance & Accounting,2013(40): 142-171.

［8］朱琪，黃祖輝. 我國上市公司并購中控制權(quán)變更市場效應(yīng)的實證研究［J］. 中國管理科學(xué),2004(12): 28-33.

［9］姚燕，王化成，盧闖.主并公司股權(quán)結(jié)構(gòu)與控制權(quán)轉(zhuǎn)移短期市場反應(yīng)［J］.中國會計評論,2007(3):328-342.

［10］ss曾昭灶，余鵬翼. 控制權(quán)轉(zhuǎn)移的市場反應(yīng)——基于私有收益視角［J］. 財貿(mào)研究,2007(6):94-100.

［11］王化成，孫健，盧闖. 2008，控制權(quán)轉(zhuǎn)移的微觀市場反應(yīng)——基于丹東化纖 (000498) 的實證分析［J］. 管理世界,2008（8): 138-144.

［12］胡畏.上市公司控制權(quán)轉(zhuǎn)移與市場表現(xiàn)關(guān)系的實證檢驗［J］.系統(tǒng)工程 ,2008(26)：11-16.

［13］王化成，孫健，鄧路，盧闖，2010，控制權(quán)轉(zhuǎn)移中投資者過度樂觀了嗎［J］.管理世界 2010,2，38-44.

［14］徐向藝,王俊韡. 控制權(quán)轉(zhuǎn)移、股權(quán)結(jié)構(gòu)與目標(biāo)公司績效———來自深、滬上市公司2001—2009的經(jīng)驗數(shù)據(jù)［J］. 中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2011(8)：89-98

［15］仇冬芳; 劉益平; 沈麗; 周月書，基于 CCR 模型的控制權(quán)轉(zhuǎn)移，股東制衡 與公司效率研究——來自上市公司大宗股權(quán)轉(zhuǎn)讓的經(jīng)驗數(shù)據(jù)［J］. 軟科學(xué),2012，26 (12): 108-111.

［16］陳玉罡，陳文婷，李善民. 控制權(quán)易主對改善價值毀損狀況的影響研究. 軟科學(xué),2012，26,(12): 117-121.

［17］李善民，陳玉罡.上市公司兼并與收購的財富效應(yīng)［J］. 經(jīng)濟(jì)研究,2002(11): 27-35.

［18］張宗新,潘志堅,季雷.內(nèi)幕信息操縱的股價沖擊效應(yīng): 理論與中國股市證據(jù)［J］.金融研究.2005(4)：144-154.

(責(zé)任編輯：唐杰)

endprint

［5］Ishii J,Xuan Y. In Acquirer-target Social Ties and Merger Outcomes［J］.AFA 2010 Atlanta Meetings Paper,2010.

［6］Cai Y,Sevilir M. Board Connections and M&A Transactions［J］.Journal of Financial Economics 2012,103(2):327-349.

［7］Lee K, Chung H. Liquidity and Returns to Target Shareholders in the Market for Corporate Control:Evidence from the US Markets［J］.Journal of Business Finance & Accounting,2013(40): 142-171.

［8］朱琪，黃祖輝. 我國上市公司并購中控制權(quán)變更市場效應(yīng)的實證研究［J］. 中國管理科學(xué),2004(12): 28-33.

［9］姚燕，王化成，盧闖.主并公司股權(quán)結(jié)構(gòu)與控制權(quán)轉(zhuǎn)移短期市場反應(yīng)［J］.中國會計評論,2007(3):328-342.

［10］ss曾昭灶，余鵬翼. 控制權(quán)轉(zhuǎn)移的市場反應(yīng)——基于私有收益視角［J］. 財貿(mào)研究,2007(6):94-100.

［11］王化成，孫健，盧闖. 2008，控制權(quán)轉(zhuǎn)移的微觀市場反應(yīng)——基于丹東化纖 (000498) 的實證分析［J］. 管理世界,2008（8): 138-144.

［12］胡畏.上市公司控制權(quán)轉(zhuǎn)移與市場表現(xiàn)關(guān)系的實證檢驗［J］.系統(tǒng)工程 ,2008(26)：11-16.

［13］王化成，孫健，鄧路，盧闖，2010，控制權(quán)轉(zhuǎn)移中投資者過度樂觀了嗎［J］.管理世界 2010,2，38-44.

［14］徐向藝,王俊韡. 控制權(quán)轉(zhuǎn)移、股權(quán)結(jié)構(gòu)與目標(biāo)公司績效———來自深、滬上市公司2001—2009的經(jīng)驗數(shù)據(jù)［J］. 中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2011(8)：89-98

［15］仇冬芳; 劉益平; 沈麗; 周月書，基于 CCR 模型的控制權(quán)轉(zhuǎn)移，股東制衡 與公司效率研究——來自上市公司大宗股權(quán)轉(zhuǎn)讓的經(jīng)驗數(shù)據(jù)［J］. 軟科學(xué),2012，26 (12): 108-111.

［16］陳玉罡，陳文婷，李善民. 控制權(quán)易主對改善價值毀損狀況的影響研究. 軟科學(xué),2012，26,(12): 117-121.

［17］李善民，陳玉罡.上市公司兼并與收購的財富效應(yīng)［J］. 經(jīng)濟(jì)研究,2002(11): 27-35.

［18］張宗新,潘志堅,季雷.內(nèi)幕信息操縱的股價沖擊效應(yīng): 理論與中國股市證據(jù)［J］.金融研究.2005(4)：144-154.

(責(zé)任編輯：唐杰)

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［5］Ishii J,Xuan Y. In Acquirer-target Social Ties and Merger Outcomes［J］.AFA 2010 Atlanta Meetings Paper,2010.

［6］Cai Y,Sevilir M. Board Connections and M&A Transactions［J］.Journal of Financial Economics 2012,103(2):327-349.

［7］Lee K, Chung H. Liquidity and Returns to Target Shareholders in the Market for Corporate Control:Evidence from the US Markets［J］.Journal of Business Finance & Accounting,2013(40): 142-171.

［8］朱琪，黃祖輝. 我國上市公司并購中控制權(quán)變更市場效應(yīng)的實證研究［J］. 中國管理科學(xué),2004(12): 28-33.

［9］姚燕，王化成，盧闖.主并公司股權(quán)結(jié)構(gòu)與控制權(quán)轉(zhuǎn)移短期市場反應(yīng)［J］.中國會計評論,2007(3):328-342.

［10］ss曾昭灶，余鵬翼. 控制權(quán)轉(zhuǎn)移的市場反應(yīng)——基于私有收益視角［J］. 財貿(mào)研究,2007(6):94-100.

［11］王化成，孫健，盧闖. 2008，控制權(quán)轉(zhuǎn)移的微觀市場反應(yīng)——基于丹東化纖 (000498) 的實證分析［J］. 管理世界,2008（8): 138-144.

［12］胡畏.上市公司控制權(quán)轉(zhuǎn)移與市場表現(xiàn)關(guān)系的實證檢驗［J］.系統(tǒng)工程 ,2008(26)：11-16.

［13］王化成，孫健，鄧路，盧闖，2010，控制權(quán)轉(zhuǎn)移中投資者過度樂觀了嗎［J］.管理世界 2010,2，38-44.

［14］徐向藝,王俊韡. 控制權(quán)轉(zhuǎn)移、股權(quán)結(jié)構(gòu)與目標(biāo)公司績效———來自深、滬上市公司2001—2009的經(jīng)驗數(shù)據(jù)［J］. 中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2011(8)：89-98

［15］仇冬芳; 劉益平; 沈麗; 周月書，基于 CCR 模型的控制權(quán)轉(zhuǎn)移，股東制衡 與公司效率研究——來自上市公司大宗股權(quán)轉(zhuǎn)讓的經(jīng)驗數(shù)據(jù)［J］. 軟科學(xué),2012，26 (12): 108-111.

［16］陳玉罡，陳文婷，李善民. 控制權(quán)易主對改善價值毀損狀況的影響研究. 軟科學(xué),2012，26,(12): 117-121.

［17］李善民，陳玉罡.上市公司兼并與收購的財富效應(yīng)［J］. 經(jīng)濟(jì)研究,2002(11): 27-35.

［18］張宗新,潘志堅,季雷.內(nèi)幕信息操縱的股價沖擊效應(yīng): 理論與中國股市證據(jù)［J］.金融研究.2005(4)：144-154.

(責(zé)任編輯：唐杰)

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