林艷 趙紅 李煒

【摘 要】 文章以我國2010年推出的融資融券制度為背景，從“治理效應”和“信息效應”兩個角度分析融券賣空對企業(yè)投資效率的影響，并采用雙重差分模型進行實證檢驗。研究發(fā)現(xiàn)，與不允許賣空的企業(yè)相比，可賣空企業(yè)在被允許賣空后投資效率得到提高，投資過度和投資不足均得到緩解，且這一效果在內(nèi)部治理水平較低和機構投資者持股比例較低的企業(yè)更加顯著。這表明融券賣空對企業(yè)投資行為起到外部市場約束作用，研究為融券賣空交易制度的進一步完善和推行提供了經(jīng)驗支持。

【關鍵詞】 融券賣空; 投資效率; 內(nèi)部治理水平; 機構投資者持股

【中圖分類號】 F832.5? 【文獻標識碼】 A? 【文章編號】 1004-5937（2020）23-0033-08

一、引言

2010年3月31日，我國融資融券制度正式出臺，這對我國證券市場來說是里程碑的事件。其中融券賣空業(yè)務標志著我國證券市場20多年來只能做多不能做空的歷史困境被打破。融券交易自啟動以來學術界對此展開了較為豐富的探索，現(xiàn)有研究中較為廣泛地關注了融券賣空能夠提高股票定價效率[ 1-2 ]、降低股價崩盤風險[ 3 ]及對證券市場的其他有利改變。股價的“反饋機制”會作用于微觀企業(yè)，學者們發(fā)現(xiàn)融券賣空會增加管理層盈余管理的風險[ 4 ]、提高企業(yè)信息披露質(zhì)量[ 5 ]、緩解融資約束[ 6 ]，但有關融券賣空對企業(yè)具體投資行為的研究仍有待深入。

企業(yè)的有效投資是企業(yè)得以在激烈的市場競爭中取得一席之地的重要保障，但現(xiàn)實中投資過度和投資不足的非效率投資現(xiàn)象非常普遍?，F(xiàn)有研究中學者們普遍認為有效的內(nèi)部治理機制能夠提高企業(yè)的投資效率[ 7-9 ]，但外部市場環(huán)境對微觀企業(yè)投資效率有何影響，目前研究還鮮有涉及。融資融券制度是我國目前僅有的賣空交易方式，這為研究賣空提供了非常干凈的實驗環(huán)境，本文將從“治理效應”和“信息效應”角度分析融券賣空對企業(yè)的非效率投資起到約束作用及企業(yè)內(nèi)部的治理水平和來自外部的機構投資者對企業(yè)投資效率的影響是否會對上述約束作用進行替代。本文的研究為我國融資融券政策實施效果提供了新的證據(jù)，對融券交易制度的進一步完善和推行具有重要意義。

二、理論分析與研究假設

（一）融券賣空對企業(yè)投資效率的影響

1.融券賣空對企業(yè)投資效率影響的治理效應

公司股票被允許賣空后，使得股票市場上的投資者擁有了賣空可能有負面信息公司股票進行獲利的機會[ 10 ]，一旦公司投資過度或投資不足的負面信息存在，那么該公司就會成為賣空投資者的攻擊目標，并且這種負面信息越嚴重，信息曝光后所引起的股價下跌程度越大，賣空者獲得的收益越多。

企業(yè)為了盡可能降低股票被賣空給公司造成的壓力，就會采取適當?shù)男袆觼硪?guī)范公司行為，減少非效率投資負面信息被挖掘的可能，這會對大股東和管理層雙方起到刺激作用。從大股東的角度來看，在我國資本市場股權相對集中的情況下，大股東出于控制權的考慮不會進行頻繁的股票交易，其股東財富的價值主要依賴于股價的市場表現(xiàn)，而股價主要取決于對公司變化極為敏感的中小股東。在公司股票被允許賣空之后，一旦中小股東發(fā)現(xiàn)企業(yè)非效率投資的負面信息，將賣空公司股票，把其對股票的悲觀情緒融入股價[ 11 ]，使股東面臨財富嚴重縮水的風險。為了避免公司股票被做空所帶來的嚴重后果，大股東會采取更加嚴厲的監(jiān)督和激勵措施約束管理層的不當行為，減少管理層出于構建商業(yè)帝國而進行的過度投資，以及促使管理層發(fā)掘新的投資機會降低企業(yè)的投資不足，約束管理層的非效率投資行為。從管理層的角度來說，賣空交易給股價施加的壓力，不僅會增加公司被惡意收購的可能性，威脅管理層的職業(yè)安全[ 12 ]，而且會導致管理層所持股票或期權的市值下降，直接減少管理層的財富。同時賣空威脅的存在，讓企業(yè)傾向于向管理層發(fā)放更多的股票期權合約，將管理層的利益與公司利益更加緊密地聯(lián)系在一起，使導致企業(yè)價值下降的投資過度和投資不足得到緩解。

2.融券賣空對企業(yè)投資效率影響的信息效應

自我國融券交易啟動以來，證券公司對賣空交易者的投資經(jīng)驗和資金規(guī)模等方面提出了較高要求，只有部分具有較強資金實力和盈利能力的專業(yè)投資者才能參與融券賣空交易[ 13 ]。這些投資者有足夠的能力發(fā)掘公司非效率投資的負面信息并通過賣空其股票的方式將這種負面信息進行傳播[ 14 ]，使得市場參與者對公司的了解更加深入，公司內(nèi)部和市場之間的信息不對稱緩解。

企業(yè)的投資行為在金融市場上被認為是一個利好信號，在信息不對稱的情況下，企業(yè)為了迎合股票的上漲趨勢會進行過度投資，而公司股票被允許賣空后，關于公司的信息被更為準確和廣泛地傳播，信息披露質(zhì)量得以改善[ 5 ]，信息不對稱有所降低，企業(yè)的過度投資行為不會再被市場誤認為是提升企業(yè)價值的利好信息，進而會約束企業(yè)的管理層，減少過度投資。在信息不對稱程度較高的情況下，企業(yè)的投資不足可能不易被市場所發(fā)現(xiàn)，管理層會“安于現(xiàn)狀”，缺少尋求投資機會和為有價值的項目尋求融資渠道的動機，而公司股票被允許賣空后，企業(yè)的這種投資不足行為會被賣空投資者發(fā)掘并視為負面消息，這就促使管理層積極尋找投資機會和融資渠道。并且，信息不對稱的下降會使企業(yè)的資金供給方降低資本成本，緩解企業(yè)在面對有價值的投資項目時的融資約束[ 6 ]，有效緩解企業(yè)的投資不足。

以上分析表明，無論是治理效應的角度還是信息效應的角度，融券賣空均緩解了企業(yè)的投資過度和投資不足，提高了企業(yè)的投資效率。因此提出如下假設：

H1：與不允許賣空的企業(yè)相比，可賣空企業(yè)在被允許賣空后投資效率得到提高。

（二）不同內(nèi)部治理水平條件下融券賣空對企業(yè)投資效率的影響

公司內(nèi)部治理水平的高低主要取決于公司的監(jiān)督機制和激勵機制，有效的監(jiān)督機制能夠更好地約束管理層的機會主義行為，有效的激勵機制能夠將管理層利益與公司利益聯(lián)系在一起，兩種機制都使得管理層對能夠增加企業(yè)價值的項目進行投資[ 9 ]。同時，具有較高內(nèi)部治理水平的公司能夠實現(xiàn)內(nèi)部人與外部人的利益協(xié)同，減少公司內(nèi)部人操縱和扭曲信息披露[ 15 ]，降低公司內(nèi)外部的信息不對稱，減少投機行為的發(fā)生，使企業(yè)投資效率得到提高[ 16 ]。故內(nèi)部治理水平較低的公司非效率投資情況較為嚴重，賣空者挖掘這類公司非效率投資的負面信息對其進行賣空所獲的潛在收益將會更多，這類公司更容易被賣空。因此，內(nèi)部治理水平較低的公司相比于內(nèi)部治理水平較高的公司，在公司被允許賣空前便具有較低的投資效率，融券賣空對投資效率的提升在這類公司中發(fā)揮的作用會更大。因此提出如下假設：

H2：內(nèi)部治理水平較低的企業(yè)相比于內(nèi)部治理水平較高的企業(yè)，在被允許賣空后投資效率提高程度更大。

（三）不同機構投資者持股比例條件下融券賣空對企業(yè)投資效率的影響

機構投資者既是企業(yè)的投資者，同時也是市場上重要信息的捕捉者。機構投資者持股比例較高的公司中，各機構投資者之間可以達成一致行動協(xié)議，即以公司流通股中大股東的身份對公司行為進行有效監(jiān)督，進而發(fā)揮外部治理作用來抑制管理層的機會主義行為[ 17 ]，使企業(yè)對自己的不當行為進行糾正，從而提高企業(yè)的投資效率。同時，由于機構投資者在信息的收集和處理上有著極為豐富的經(jīng)驗和較強操作能力，他們會把所掌握的信息向市場傳遞[ 18 ]，降低了公司與外部的信息不對稱，使企業(yè)更容易獲得外部融資，從而抑制企業(yè)的非效率投資[ 19 ]。因此，機構投資者持股比例較低的企業(yè)相比于機構投資者持股比例較高的企業(yè)在被允許賣空前便具有較低的投資效率，融券賣空對投資效率的提升在這類企業(yè)中發(fā)揮的作用會更大。因此提出如下假設：

H3：機構投資者持股比例較低的企業(yè)相比于機構投資者持股比例較高的企業(yè)，在被允許賣空后投資效率提高程度更大。

三、研究設計

（一）數(shù)據(jù)來源與樣本選擇

我國融資融券業(yè)務從啟動之日起到2016年12月12日共經(jīng)歷了5次擴容、6批次融資融券標的公示，擴容后的標的公司共950家。本文選取滬深A股上市公司2008—2017年的數(shù)據(jù)，并進行了如下篩選：（1）剔除金融保險類上市公司;（2）剔除含有缺失數(shù)據(jù)的上市公司;（3）剔除資不抵債的上市公司;（4）剔除ST、*ST公司。為控制極端值的影響，對所有連續(xù)變量進行Winsor2處理。融資融券標的數(shù)據(jù)來自RESSET金融研究數(shù)據(jù)庫，其余數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。

（二）變量定義

1.投資效率的衡量

本文選用Richardson[ 7 ]的投資效率測度模型。該模型不僅可以衡量投資效率而且可進一步區(qū)分投資過度和投資不足。

Growtht-1為t-1年的成長機會，用營業(yè)收入年增長率表示;Levt-1為t-1年的資產(chǎn)負債率;Casht-1為t-1年的現(xiàn)金持有量，用貨幣資金與交易性金融資產(chǎn)之和與總資產(chǎn)的比來表示;Aget-1為公司在t-1年的上市年齡;Sizet-1為t-1年的公司規(guī)模，用期末總資產(chǎn)的自然對數(shù)表示;Rett-1為考慮現(xiàn)金紅利再投資的年個股回報率;Investt-1為t-1年的投資效率，以購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金及取得子公司及其他營業(yè)單位支付的現(xiàn)金凈額之和與期初總資產(chǎn)之比來表示。該模型回歸殘差的絕對值代表投資效率，絕對值越大代表投資效率越低，絕對值越小代表投資效率越高。殘差大于0表示投資過度，此時殘差越大表示投資過度越嚴重;殘差小于0表示投資不足，此時殘差越小表示投資不足越嚴重。

2.公司治理水平的衡量

內(nèi)部治理水平GL的衡量參考白重恩[ 20 ]的研究成果，選取第一大股東持股比例、第二至第十大股東持股比例、獨立董事比例、董事長和總經(jīng)理是否合一、董事會規(guī)模、高管持股比例、是否發(fā)行B股或H股、股權性質(zhì)、是否聘任四大進行審計、分析師跟蹤人數(shù)共十個指標進行主成分分析。其中第一大主成分特征值對應的累計貢獻率為0.813，基本涵蓋了全部指標包含的信息，故選取第一大主成分的數(shù)值衡量公司內(nèi)部治理水平。第一大主成分的數(shù)值越大，代表公司內(nèi)部治理水平越高。在第一主成分中10個變量的載荷系數(shù)分別為-0.691，0.563，0.155，-0.33，0.316，0.452， 0.207，-0.501，0.229，0.070，符號均與理論符號相符，根據(jù)系數(shù)的絕對值大小可以判斷第一大股東持股比例、第二至第十大股東持股比例、高管持股比例、股權性質(zhì)等在第一大主成分中占據(jù)重要地位。其他變量定義見表1。

（三）模型構建

為研究賣空機制對投資效率的影響，本文構建如下雙重差分模型來對假設1進行驗證。

本文對該模型進行OLS回歸，分別控制了年度和公司固定效應。由于List與Post分別和公司固定效應與年度固定效應的虛擬變量高度相關，因此在控制公司和年度固定效應進行實證時未加入List和Post，只加入了List×Post。該模型主要的測試變量為List×Post，其系數(shù)為？茁2。由于假設1為與不允許賣空的企業(yè)相比，可賣空企業(yè)在被允許賣空后投資效率得到提高，所以若假設1成立，當被解釋變量為Invest時？茁2預期顯著為負。進一步來說，投資過度和投資不足均得到緩解，所以當被解釋變量為OverInvest時？茁2預期顯著為負，當被解釋變量為UnderInvest時？茁2預期顯著為正。在該模型的基礎上分別將樣本按照公司治理水平的高低和機構投資者持股比例的高低進行分類，分別驗證假設2和假設3。若假設2和假設3成立，在內(nèi)部治理水平較低組和機構投資者持股比例較低組中，當被解釋變量為Invest和OverInvest時？茁2預期顯著為負，當被解釋變量為UnderInvest時？茁2預期顯著為正，而在內(nèi)部治理水平較高組和機構投資者持股比例較高組中，相應的？茁2預期并不顯著。

四、實證分析結果

（一）描述性統(tǒng)計

表2列示了主要變量的描述性統(tǒng)計結果。其中被解釋變量投資效率的均值為0.049，投資過度均值為0.074，投資不足的均值為-0.037，投資不足的樣本數(shù)要多于投資過度的樣本數(shù)。融資融券標的均值為0.377，小于0.5，說明樣本中融資融券標的公司數(shù)要少于非融資融券標的公司數(shù)。融資融券時點的均值為0.175，小于List均值0.377的一半，說明融資融券標的公司中被納入融資融券標的之后的樣本數(shù)要少于被納入融資融券標的之前的樣本數(shù)。GL的均值為0.542，中位數(shù)為1，Inshold的均值為0.445，中位數(shù)為0，說明樣本中內(nèi)部治理水平高的公司多于內(nèi)部治理水平低的公司，機構投資者持股比例高的公司少于機構投資者持股比例低的公司。

（二）回歸統(tǒng)計結果

1.融券賣空與企業(yè)投資效率

表3列示了控制年度固定效應和公司固定效應下融券賣空對企業(yè)投資效率影響的回歸結果。其主要變量List×Post的系數(shù)在列（1）（2）中均表現(xiàn)為1%的水平下顯著為負，在（3）列中表現(xiàn)為1%的水平下顯著為正。該結果驗證了與不允許賣空的企業(yè)相比，可賣空企業(yè)在被允許賣空后投資效率得到提高，過度投資和投資不足均得到緩解。企業(yè)在成為融券賣空標的之后，為了避免非效率投資的負面信息被賣空交易者挖掘而進行賣空攻擊，企業(yè)會對非效率投資行為進行約束。這說明融券賣空作為一種來自市場的交易機制對企業(yè)內(nèi)部的投資效率起到了提升作用，假設1得到驗證。

2.內(nèi)部治理水平的影響

將公司按照內(nèi)部治理水平的高低進行分組檢驗融券賣空對企業(yè)投資效率的影響，檢驗結果見表4。檢驗結果顯示，在內(nèi)部治理水平較低組，Invest和OverInvest作為被解釋變量時List×Post的系數(shù)均在1%的水平下顯著為負，UnderInvest作為被解釋變量時List×Post的系數(shù)在1%的水平下顯著為正，而在內(nèi)部治理水平較高組List×Post的系數(shù)均不顯著。說明相較于內(nèi)部治理水平較高的公司，在內(nèi)部治理水平較低的公司中融券賣空對投資效率的提升更多，對非效率投資的約束作用更強?？赡芤驗槠髽I(yè)原有較高的治理水平，股東和管理層之間存在較少的代理問題和較低的信息不對稱，使得融券賣空對企業(yè)投資效率的“治理效應”和“信息效應”發(fā)揮的作用小?？梢?，企業(yè)內(nèi)部的高治理水平會對融券賣空這種來自外部市場的約束起到一定的替代作用，所以在內(nèi)部治理水平較低的公司中，融券賣空對投資效率的提升程度更大，假設2得到驗證。

3.機構投資者持股的影響

將公司按照機構投資者持股比例高低進行分組檢驗融券賣空對投資效率的影響，檢驗結果見表5。檢驗結果顯示，在機構投資者持股比例較低組，Invest和OverInvest作為被解釋變量時List×Post的系數(shù)均在1%的水平下顯著為負，UnderInvest作為被解釋變量時List×Post的系數(shù)在1%的水平下顯著為正，而在機構投資者持股比例較高組List×Post的系數(shù)均不顯著。說明相比于機構投資者持股比例較高的公司，在機構投資者持股比例較低的公司中，融券賣空對非效率投資的約束更明顯，機構投資者作為持股數(shù)量較多的股東更多是發(fā)揮著流通股股東的作用，扮演著企業(yè)外部“監(jiān)督者”的角色，他們通過信息的有效分析和傳播，對企業(yè)的非效率投資行為起到一定的抑制作用。這與融券賣空對企業(yè)投資效率的提升作用產(chǎn)生一定的替代，所以在機構投資者持股比例較低的公司中融券賣空對投資效率的提升程度更大，假設3得到驗證。

五、穩(wěn)健性檢驗

（一）傾向性匹配得分法

采用傾向性匹配得分法（PSM）對處理組的每一個賣空標的公司以自由現(xiàn)金流、總資產(chǎn)收益率、資產(chǎn)規(guī)模、資產(chǎn)負債率為標準，利用Logit模型匹配出一個非賣空標的公司作為控制組。剔除賣空標的公司中未找到配對樣本的公司后，處理組和控制組均有703個公司，總計樣本數(shù)為9 336個，同時控制年度固定效應和公司固定效應，重新對模型（2）進行回歸，檢驗結果見表6和表7。表6中列（1）（2）List×Post的系數(shù)在1%的水平下顯著為負，列（3）List×Post的系數(shù)在1%的水平下顯著為正。表7中列（2）（4）List×Post的系數(shù)在1%的水平下顯著為負，列（1）（3）的List×Post的系數(shù)并不顯著。檢驗結果仍然支持本文的三條假設。

（二）采用行業(yè)固定效應模型

在對模型（2）進行回歸時控制年度固定效應和行業(yè)固定效應，由于List虛擬變量與行業(yè)固定效應并不高度相關，因此在進行行業(yè)固定效應控制時，并未剔除List虛擬變量?；貧w結果表明，全樣本檢驗中被解釋變量為Invest和OverInvest時List×Post的系數(shù)在1%水平下顯著為負，被解釋變量為UnderInvest時List×Post的系數(shù)在1%水平下顯著為正。內(nèi)部治理水平較低組被解釋變量為Invest和OverInvest時List×Post的系數(shù)在1%水平下顯著為負，被解釋變量為UnderInvest時List×Post系數(shù)在1%水平下顯著為正，而在內(nèi)部治理水平較高組相應系數(shù)并不顯著。機構投資者持股比例較低組被解釋變量為Invest和OverInvest時List×Post的系數(shù)在1%水平下顯著為負，被解釋變量為UnderInvest時List×Post系數(shù)在1%水平下顯著為正，機構投資者持股比例較高組相應系數(shù)并不顯著。以上檢驗結果仍然支持本文的三條假設。

（三）重新衡量投資效率

在對投資效率的衡量上，將代表成長機會的營業(yè)收入增長率替換為托賓Q，將代表現(xiàn)金持有量的貨幣資金與交易性金融資產(chǎn)之和與總資產(chǎn)的比替換為經(jīng)營活動凈現(xiàn)金流與總資產(chǎn)之比，將考慮現(xiàn)金紅利再投資的年個股回報率替換為凈資產(chǎn)收益率，進行上述替換之后重新計算投資效率，再進行實證檢驗，檢驗結果仍然支持本文的三條假設。

六、研究結論

本文以融資融券制度為背景，選取2008—2017年我國A股上市公司數(shù)據(jù)為樣本，采用雙重差分模型來研究融券賣空對企業(yè)投資效率的影響。研究結果表明：（1）融券賣空能夠顯著提高企業(yè)的投資效率，具體來講能夠抑制企業(yè)的投資過度，緩解企業(yè)的投資不足。（2）融券賣空對內(nèi)部治理水平較低企業(yè)的投資效率提升效果比內(nèi)部治理水平較高企業(yè)更加明顯。（3）融券賣空對機構投資者持股比例較低企業(yè)的投資效率提升效果比機構投資者持股比例較高企業(yè)更加明顯。

可見，融券賣空作為一種來自外部市場的治理機制約束著企業(yè)的非效率投資行為，這為融資融券制度的政策效果提供了新的證據(jù)。因此，應該堅定地進一步完善和推進融資融券制度，擴大融資融券標的范圍，更多選取內(nèi)部治理水平較低、機構投資者持股比例較低的企業(yè)作為標的企業(yè)，降低融券賣空交易成本，讓更多掌握負面信息的投資者參與進來。同時，還要鼓勵金融創(chuàng)新，從市場角度規(guī)范企業(yè)行為，優(yōu)化企業(yè)的資源配置。

【參考文獻】

[1] 李科，徐龍炳，朱偉驊.賣空限制與股票錯誤定價：融資融券制度的證據(jù)[J].經(jīng)濟研究，2014（10）：165-178.

[2] 李志生，陳晨，林秉旋.賣空機制提高了中國股票市場的定價效率嗎？——基于自然實驗的證據(jù)[J].經(jīng)濟研究，2015（4）：165-177.

[3] 孟慶斌，侯德帥，汪叔夜.融券賣空與股價崩盤風險：基于中國股票市場的經(jīng)驗證據(jù)[J].管理科學學報，2018（4）：40-54.

[4] FANG V W， HUANG A， KARPOFF J. Short selling and earnings management：a controlled experiment[J].Journanl of Finance， 2016，71（3）：1251-1294.

[5] 李春濤，劉貝貝，周鵬.賣空與信息披露：融券準自然實驗的證據(jù)[J].金融研究，2017（9）：130-145.

[6] 李棟棟，陳濤琴.賣空壓力影響公司融資約束嗎：基于中國A股上市公司的實證證據(jù)[J].經(jīng)濟理論與經(jīng)濟管理， 2017（10）：71-87.

[7] RICHARDSON S. Over-investment of free cash flow[J].Review of Accounting Studies， 2006，11（2）：159-189.

[8] 張會麗，陸正飛.現(xiàn)金分布、公司治理與過度投資：基于我國上市公司及其子公司的現(xiàn)金持有狀況考察[J].管理世界，2012（3）：141-150.

[9] 方紅星，金玉娜.公司治理、內(nèi)部控制與非效率投資：理論分析與經(jīng)驗證據(jù)[J].會計研究，2013（7）：63-69.

[10] MASSA M， ZHANG B， ZHANG G. The invisible hand of short selling：does short selling discipline earnings management？[J].Review of Financial Studies，2015，28（6）：1701-1736.

[11] 顧乃康，周艷利.賣空的事前威懾、公司治理與企業(yè)融資行為：基于融資融券制度的準自然實驗檢驗[J].管理世界，2017（2）：120-134.

[12] ANGELIS D， MICHENAUD G S. The effects of short selling threats on incentive contracts：evidencee from an experiment[J].Review of Financial Studies，2017，30（5）：1627-1659.

[13] 權小鋒，尹洪英.中國式賣空機制與公司創(chuàng)新：基于融資融券分布擴容的自然實驗[J].管理世界，2017（1）：128-144.

[14] CHEN H， SINGAL V. Role of speculative short sales in price formation：the case of the weekend effect[J].Journal of Finance，2003，58（2）：685-705.

[15] 伊志宏，姜付秀，秦義虎.產(chǎn)品市場競爭、公司治理與信息披露質(zhì)量[J].管理世界，2010（1）：133-141.

[16] 狄為，喬曉杰.管理層權力、信息披露質(zhì)量與投資效率[J].工業(yè)技術經(jīng)濟，2014（3）：58-65.

[17] RAMALINGEGOWFA S. Institutional ownership and conservatism[J].Journal of Accounting Economics，2012，53（1-2）：98-114.

[18] CHIDAMBARAN N.Relationship investing and corporate governance[J].Journal of Finance， 2010，12（2）：168-187.

[19] 唐松蓮，林圣越，高亮亮.機構投資者持股情景、自由現(xiàn)金與投資效率[J].管理評論，2015（1）：24-35.

[20] 白重恩.中國上市公司治理結構的實證研究[J].經(jīng)濟研究，2005（2）：81-91.