我国上市公司因素与股票市场风险.doc

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“私人收益”，降低公司的价值；La Porta 等(1999) 认为，拥有足够股份的第二大股东可以在一定程度上限制第一大股东对其他股东的剥夺行为，提高公司的价值。晏艳阳、刘振坤（2004）认为，在国有控股型公司中，股权集中度越高，绩效越差；在法人控股公司中，二者没有显著相关关系。Stulz（1988）发现，当管理层持股比例较低时，持股比例的上升会提升公司绩效；当管理层持股到达一定程度时，此比例再上升会导致公司绩效下降。尹德芹（2006）认为，我国上市公司中，独立董事的独立性较差，对企业的影响较弱。唐恒照（2005）研究表明，股权分置是导致中国股票市场系统风险的主要因素。在这些研究中，出于研究角度、方法、取样空间的差异，得到的结论也不尽相同。主要存在如下问题：主要考虑上市公司因素对公司本身股票风险的影响，忽略了上市公司群体因素对股票市场整体风险的影响。大多选择股票Beta值计量风险，而Beta值对我国股票市场风险描述的有效性值得推敲。多数文献立足于分析上市公司某方面因素，缺少对上市公司多方面因素的综合分析。很少从定量方面分析治理结构、股权分置和信息披露对风险的影响。因此，本文将上市公司作为整体，以下偏矩作为风险计量指标，通过建立股票市场风险与上市公司因素的多元线性回归模型，采用逐步回归、对比分析的方法，从定量方面全面分析公司业绩、治理结构、股权分置、信息披露等因素对股票市场风险的影响，以期为中国证券市场的监管、投资决策提供参考。二、股票市场风险计量指标的选择人们最早用股票投资收益率的方差度量投资风险，而方差度量风险的基本要求是证券投资收益率服从正态分布，同时方差计量风险对损失和盈利不加区分，而且要求投资者的效用函数为二项式，这些与实际市场之间存在较大差距，所以用方差计量股票市场风险是不恰当的。股票的Beta值、平均误差平方和等指标，看上去似乎与方差无关，但它们在数学上等价于方差（Rueflie和Wiggins，1994），同样存在上述问题。 为了克服方差类风险度量指标的弊端，人们不断寻找新的风险度量方法，其中，下偏矩（）是一种主要方法。（Lower Partial Moments）的含义是给定一个目标收益率，只有收益率分布中小于的左尾部分才被计为风险。该指标的优点是：仅将损失作为风险，反映了投资者对风险的真实心理感受；仅要求投资者是风险厌恶型，不象方差有那么多的严格要求。总之，下偏矩被认为是风险测度的一种较好方法。一个离散分布投资收益率序列的下偏矩可表示为（Harlow，1991）： （1）其中，为目标收益率，是投资收益率发生的概率，为某种“下偏矩”的类型。为低于的概率，为单边离差的均值，是关于目标计算的偏差平方和；由于对风险的反映不足（Harlow，1991），因此，实际中常用和。三、上市公司因素变量的设计和研究假设（一）上市公司因素变量的设计。反映上市公司因素的变量很多，总体上可用公司业绩、规模和资本结构、治理结构、股权分置、信息披露等描述。1、公司经营业绩的计量指标。衡量上市公司经营业绩的指标很多。本文选取每股收益、净资产收益率、主营业务收入增长率、净利润增长率作为我国上市公司经营业绩的度量指标。因为每股收益是反映企业经营业绩水平的重要指标，而且与股价密切相关；另外，由于股权分置的存在，流通股东同样关心净资产收益率；主营业务收入增长率、净利润增长率分别反映企业经营业绩质量、税后获利增长情况，综合反映上市公司当期经营业绩水平。2、公司规模和资本结构的计量指标。这两个因素是描述公司基本面情况的。我国上市公司中，由于总市值中非流通股是按市价计算的，水分较大，所以选择流通市值作为解释变量。资本结构常用资产负债率描述。3、公司治理的计量指标。描述上市公司治理结构的指标大体可分为股权结构类和董事会构成类。考虑到第一、第二大股东以及管理层持股的重要作用（Shleifer，1986；La Porta，1999；Stulz，1988），本文将他们的持股比率作为描述股权结构的三个指标。董事会的理想结构是各方董事会成员保持一定的比例，以避免因某一方势力过大而侵害他人利益。独立董事制度正是为此而设。因此，选择独立董事占全部董事的比例（独董比例）作为描述公司治理的第四个指标。4、股权分置的计量指标。由股权分置产生的风险，主要是因高发行溢价产生的持股成本差异和高流通溢价带来的风险。从市场自身出发难以设计高发行溢价指标，因为只有投资者在与其它股票市场比较时，才意识到这种风险的存在。考虑到香港股市的成熟性和数据可得性，本文以A+H股在两市首日开盘价的比率（考虑汇率）计量高发行溢价。当然，造成A、H股差价的原因，除股权分置因素外，还有市场本身和制度因素，这些可能会影响该指标对股权分置描述的准确度。流通溢价是指在高于股票真实价值基础上的付出，考虑到股票真实价值与每股净值之间的近似，这里用市净率指标描述流通溢价。另外，已股改公司对后股改公司也有影响，但这种影响的度量较为困难。关于信息披露的计量，目前尚没有合适的指标。本文将通过对比分析信息披露好与差的两组公司，间接反映信息披露因素对市场风险的影响。本文所选用的变量和表示符号如表1所示：表1：变量汇总表符号指标名称符号指标名称经营业绩类治理结构类X1每股收益H1第一大股东持股比率X2净资产收益率H2第二大股东持股比率X3主营业务收入增长率H3管理层持股比率X4净利润增长率IP独立董事占全部董事的比例规模和资本结构类股权分置类FV流通市值Y1发行溢价LA资产负债率Y2流通溢价（二）上市公司因素变量与股票市场风险关系的研究假设根据上述分析和我国股票市场的实际情况，提出如下假设：假设1：上市公司经营业绩与股票市场风险呈负相关关系。公司经营业绩越好，投资该公司股票风险越低。要说明的是，主营业务收入增长率指标不但可以反映企业经营业绩质量，也可以反映企业的成长性，而处在成长期的企业往往风险很大。因此，这个指标对风险的影响具有双向性，如果一个股票市场中多数企业是处在成长期的，市场的风险就可能较大。假设2：股权结构与股票市场风险呈复杂关系。其中，第一大股东持股比率，在国有控股型公司中，与其呈正相关关系；在法人控股公司中，与其呈不确定关系；第二大股东持股比率与其呈负相关关系；管理层持股比率与其呈不确定关系。由于国有控股公司对经理人员的约束和制衡机制不健全，因此，国有股比率与其绩效应呈负相关关系。法人股控股公司中，资本的性质促使他们对经理层形成较好的约束，有利于提高公司绩效；但当大股东的控制权过大且缺乏有效监督时，他就有可能谋取“私人收益”，降低公司价值；因此，在这类企业中，第一大股东持股比率与股票市场风险的关系是不确定的。拥有一定股权的第二大股东，为了自身利益会努力监督第一大股东，有利于提高企业绩效。但当其较弱时，监督作用有限，起不到降低市场风险的作用。理论上讲，管理层持股越多，其利益与公司利益越紧密，有利于降低经营风险。但目前我国上市公司中，多数存在高管人员“激励短期化”等问题，故管理层持股越多，往往自利动机越强，可能增大股票市场风险。假设3：独董比例与股票市场风险呈不确定关系。理论上，独董比例增加，有利于提高企业价值，降低股市风险；但由于我国上市公司中“一股独大”现象严重，使独立董事的独立性较差，对企业的影响较弱。所以在目前我国上市公司中，独董比例与股票市场风险的关系不明确。假设4：股权分置与股票市场风险呈正相关关系。股权分置使流通股东在取得公司相同股权时，付出了远高于非流通股东的成本，同时承担了几乎所有的市场风险。因此，发行溢价、流通溢价越高，流通股东承担的风险越大。假设5：信息披露的规范及科学性与股票市场风险呈负相关关系。四、实证研究（一）公司因素对公司股票市场风险影响的实证研究1、 样本选取与说明。考虑到样本股的代表性，本文选取2004.1-2005.6上证180成分股月收益率作为研究样本，数据来源于天相数据库。剔除在分析区间内缺少2004前几个月数据的公司，共得到159只股票。另外，选取一年期定期存款利率（2.25%）作为目标收益率，这应该是股票投资者最基本的收益期许。2、 公司业绩、规模和资本结构因素对公司股票市场风险的影响。在多元线性回归分析中，比较容易出现的是多重共线性问题。相关性检验结果显示除每股收益和净资产收益率之间存在显著的正相关（0.823）外，其它变量之间的相关性都很低（数据来自2004上市公司年报）。一般来讲，解释变量之间总会存在不同程度的相关性，要确认模型确实存在严重共线性问题，必须结合回归结果进行取舍判断。由于每股收益和净资产收益率是备受投资者关注的两个指标，这里一起引入模型中，回归结果如表2。表2：公司业绩、规模和资本结构因素对公司股票风险的回归结果序号InterceptFVLAX1X2X3X4R2LPM117.20348 (21.181)*-3.216 (-3.125)*0.08392 (1.977)*0.0128 (1.817)*-0.00592 (-2.666)*0.10827.18035(12.116)*-2.71E-10(-3.294)*0.0116(1.0526)-3.1957(-3.175)*0.08888(2.137)*0.0127(1.826)*-0.00536(-2.464)*0.17137.675434(21.279)*-2.67E-10(-3.244)*-3.326553(-3.329)*0.094154(2.279)*0.014063(2.052)*-0.005678(-2.631)*0.165LPM21179.935 (5.462)*-223.993 (-2.247)*8.0872 (3.221)*2.22968 (3.264)*-0.3489 (-1.621)*0.1002188.843(3.189)*-1.09E-08(-1.3305)0.24144(0.21905)-225.77(-2.245)*8.3940(2.020)*2.25276(3.235)*-0.3324(-1.528)0.1113194.5925(6.110)*-209.6147(-2.100)*6.245783(1.873)*1.865545(2.877)*0.085t-统计量在括号中。*表示10%显著；*表示5%显著；*表示1%显著。从表2看出，公司业绩对市场风险有较强的解释能力。其中，每股收益、净利润增长率与市场风险呈反向关系，与理论假设一致；净资产收益率却与风险值呈正相关关系，与理论假设相反。这是因为，在我国上市公司的总股本中包含了2/3非流通股，它们占有2/3收益。由于流通股东用现金投资，而非流通股东是资产折算，如果其资产质量很差，物非所值，却要与流通股东分享相同的收益，这样的净资产收益率对流通股东就意味着风险，就可能出现净资产收益率与风险成正相关关系。主营业务收入增长率与市场风险呈正向关系，说明我国证券市场中的上市公司多数是处于成长期的，这与实际相符。回归结果还显示，公司规模与市场风险呈反向关系，资产负债率与股票风险之间存在不显著的正向关系。最后，回归方程的拟合度不高（最大的R2=0.171），这说明上市公司的业绩、规模和资本结构对股票市场风险的解释能力最多只有17%。3、 公司治理结构因素对公司股票市场风险的影响。基于上述分析，将公司治理结构指标引入到回归模型中，分析其对股票市场风险的影响。剔除上述159只样本股中没有管理层持股的股票，得到55只股票；另外，相关性分析显示除X1和X2的相关性较强外（0.64），其余变量的相关性都不强，能较好避免多重共线性问题。回归结果如表3：表3：引入公司治理结构因素后的回归结果（t统计量在括号中，*的含义同表2）序号InterceptH1H2H3IPFVLAX1X2X3X4 R2LPM117.6337(6.6)*-4.83E-10(-1.86)*0.242852(0.1201)-9.9370(-3.1)*0.2199(2.99)*0.0106(0.720)-0.0132(-2.21)*0.26823.51170(1.4701)0.04136(1.884)*0.03133(0.6864)458.067(5.03)*0.91825(0.1589)-2.7E-10(-1.211)3.64061(1.86)*-9.7125(-3.3)*0.15861(2.307)*0.0084(0.646)-0.0118(-2.38)*0.55333.6547 (2.9)*0.035 (1.95)*487.147(5.68)*4.2987(2.57)*-10.1446 (-4.1)*0.1677(2.77)*-0.011 (-2.4)*0.529序号InterceptH1H2H3IPFVLAX1X2X3X4R2LPM21198.97(1.478)-2.9E-08(-0.2429)-2.2973(-0.010)-540.1545(-1.4709)20.5928(2.411)*0.5395(0.316)-1.10779(-1.5935)0.1312-166.33(-0.57)2.2049(0.824)1.32334(0.2380)48781.2(4.40)*279.187(0.3966)-7.5E-09(-0.2765)266.89(1.119)-567.216(-1.5771)17.19382.0527)*0.3812(0.242)-0.96459(-1.5950)0.4153129.63 (2.02)*46585.97 (4.68)*9.885499 (1.94)*0.324表3表明，引入公司治理结构因素后，模型解释能力显著提高（拟合优度R2由0.268、0.131提高到0.529、0.324），说明公司治理结构是影响股票市场风险的重要因素。计算结果表明，管理层持股比率对市场风险有巨大的正向影响，说明目前我国上市公司中的高管人员存在较强的短期化行为和自利动机。第一大股东持股比率对个股风险影响不大，这可能与选取的样本中第一大股东（主要为国有股东）持股比率变化不大有关；但从符号看，该指标与市场风险呈正相关关系，与假设相符。第二大股东持股比率和独董比例对市场风险没有影响；但从符号看，两者均与市场风险呈正相关关系，说明在这些样本中，第二大股东对第一大股东制衡能力较弱，独立董事的独立性较差，对企业的影响微弱。另外，引入公司治理结构因素后，公司规模对市场风险的影响由原来的显著变为不显著，说明在分析区间内，市场更关注公司治理结构的变化。4、股权分置因素对公司股票市场风险的影响。这里选用全部32只A+H股作为分析样本。剔除没有2004年数据的华电国际和中国银行以及在香港停盘的ST东北电和科龙电器，共得到28只样本股票。由于大多数A+H股公司不是同时在两地上市，考虑到时间价值的存在，以两地中后上市的日期为准计算发行溢价指标；由于市净率指标是一个即时市场数据，考虑到股权分置改革因素的影响，选择进行股改前最后一天（2005.4.29）的市场收盘价作为参考进行计算。相关性分析显示：每股收益、净资产收益率、主营业务增长率三者间的相关性较强，但考虑到它们的重要性，保留这三个变量。另外，在这28只A+H股中，只有10只有管理层持股的数据，但考虑到该因素对风险值的显著影响，仍保留这个变量（没有管理层持股的股票，其值为0）。回归结果没有预期的好，尽管对LPM1、LPM2回归的拟合优度分别达到70%和47%，但在对LPM1回归的方程中，仅有Y2在5%显著水平上对市场风险有影响；而对LPM2回归的方程中，所有因素对市场风险的影响均不显著。究其原因，主要是样本量过少的缘故，因为用28只A+H股去代表股权分置对整个市场的影响可能存在不足。为此，将原有样本人为扩大一倍重新计算，结果如表4：表4：引入股权分置因素后的回归结果（t统计量在括号中，*的含义同表2） 序号InterceptH1H2H3IPLAX1X2X3X4Y1Y2R2LPM115.1642(15.7)*-0.0091(-1.96)*0.0002(0.037)6630.11(1.273)-0.453(-0.53)0.0020(0.660)0.484(1.54)-0.0012(-0.126)0.0015(1.0196)0.0006(2.08)*0.56724.8145(16.5)*-0.0103(-2.6)*-0.0034(-0.75)8369.6(1.82)*-0.234(-0.30)-0.0020(-0.69)0.071(0.25)0.0105(1.2312)0.0033(2.43)*0.0007(2.52)*0.0192(1.89)*0.2763(4.3)*0.70334.6200(22.5)*-0.0113(-3.38)*10110.0(4.8)*0.0136(3.1)*0.003(2.62)*0.0005(2.8)*0.0169(1.85)*0.2624(4.8)*0.692序号InterceptH1H2H3IPLAX1X2X3X4Y1Y2R2LPM2126.9544(8.35)*-0.0703(-1.546)-0.101(-1.96)*29287.05(0.5727)-5.2021(-0.62)-0.0096(-0.32)3.160(1.03)-0.0107(-0.1156)0.0101(0.7164)0.0007(0.2443)0.372224.4686(7.65)*-0.0801(-1.850)*-0.1235(-2.5)*45796.03(0.9072)-2.5703(-0.30)-0.0392(-1.25)0.253(0.08)0.0724(0.7746)0.0206(1.3851)0.0012(0.4031)0.0923(0.8301)1.9036(2.7)*0.465323.6553(9.68)*-0.1018(-2.77)*-0.1074(-2.281)*59323.33(2.434)*0.1239(3.0)*1.4940(2.49)*0.402从表4看出，引入股权分置因素后，回归模型的拟合优度显著提高（R2由0.567、0.372提高到0.692、0.402），说明股权分置是产生股票市场风险的重要因素。计算结果表明，流通性溢价和发行溢价都对股票市场风险有正的显著影响；相对而言，流通性溢价对市场风险的影响更大、更显著。另外，引入股权分置因素后，前两大股东的持股比率对个股风险都有较显著的负向影响；说明在A+H公司中，公司治理结构更为合理，第一大股东更关注公司的中长期发展；第二大股东占比较大，有能力制衡第一大股东，减少企业经营风险。5、公司信息披露因素对公司股票市场风险的影响。本部分选择2004年1月-2005年6月在公告批评栏中受谴责的公司为研究对象，采用对比分析的方法，通过受谴责前后一段时间公司股票市场风险的变化，分析信息披露因素对市场风险的影响。为了使分析更有可比性，剔除ST公司，共得到44只股票，采用时间对等的方法，受谴责前的分析区间取为2002年7月-2003年12月。44只样本股在受谴责前后的市场风险均值（LPM1、LPM2）分别是6.71、118.5和4.84、20.49，这似乎说明未受处罚公司股票风险小于受处罚公司，但回归结果显示风险值除与公司规模显著正相关外（与理论相悖），与其他所有变量均不相关，这种情况下计算的风险均值并不可靠。出现这种情况的原因，可能是没有剔除在受谴责前的分析时间内已经受到谴责的湘火炬等6家公司，但剔除这六家公司后重新计算的结果与上述相同。分析其原因，认为与样本结构有关，因为在这些公司中，有些已经是问题公司了，只是没有被及时谴责，而另一些则属于信息披露正常的公司，将它们放在一起进行计算是造成回归结果不显著的主要原因；另外，公司受谴责前后的宏观环境不一致也有可能影响分析的可靠性。为了克服这些问题，这里采用在同一时间段（2004.1-2005.6），对受谴责公司组和未受谴责公司组分别进行回归计算，通过比较它们的回归系数，分析信息披露因素对公司股票市场风险的影响。选用前面的55只指标股作为未受谴责公司组（属于180指标股，没有受谴责的公司）。需要说明的是， 44只受谴责公司中只有9只有管理层持股的数据，为了更具可比性，这里舍掉H3这个变量，两组公司的回归结果如表5：表5：未受谴责和受谴责公司对照回归方程系数表（t统计量在括号中，*的含义同表2）序号InterceptH1H2IP LA FVX1X2X3X4 R2LPM1未受谴责4.8675(1.652)*0.0207(0.7742)0.06563(1.1719)3.8800(0.5439)1.139597(0.4851)-5.33E-10(-1.99)*-9.0384(-2.47)*0.189786(2.23)*0.004459(0.2782)-0.012228(-1.99)*0.2967.8069(10.7)*-4.74E-10(-1.94)*-9.4764(-3.09)*0.2293(3.2)*-0.0126(-2.15)*0.257受过谴责3.1667(2.19)*-0.0116(-0.6368)-0.0088(-0.3059)6.8774(3.03)*7.54E-11(0.1283)2.7366(1.9531)*-0.1534(-0.2662)-0.0200(-2.78)*-0.0005(-0.4259)3.60E-05(0.7040)0.5412.7613(2.74)*6.6367(3.19)*2.6545(2.17)*-0.0217(-4.8)*0.523LPM2未受谴责-21.946(-0.063)0.0074(0.0024)4.9770(0.7629)594.5803(0.7156)0.5484(0.0020)-3.56E-08(-1.1442)-495.4233(-1.1622)20.5139(2.07)*-0.0334(-0.0179)-1.0096(-1.4072)0.158172.118(2.297)*8.8127(1.865)*0.04受过谴责7.5480(0.1331)-0.3729(-0.5251)0.3452(0.3084)186.9604(2.108)*3.98E-08(1.732)*37.7570(0.6885)30.3551(1.3458)-1.5264(-5.4)*-0.0033(-0.0747)0.0015(0.7500)0.63920.3394(0.6888)162.043(1.908)*4.53E-08(2.369)*-1.3088(-7.27)*0.589t-统计量在括号中。*表示10%显著；*表示5%显著；*表示1%显著。未受谴责公司组和受谴责公司组的股票风险均值（LPM1、LPM2）分别是7.57、265.5和6.71、118.5，说明未受谴责公司股票风险大于受谴责公司。这与人们的感觉不符，却符合我国实际情况。原因在于，受过谴责的公司会把更多的信息暴露在公众面前，投资者对其股票价值的评估更趋于真实，风险降低；而未受过谴责的公司可能有隐藏的信息，投资者对其股票价值缺乏比较准确的判断，从而形成较高的风险，这说明我国股票市场信息披露的力度不够。从表5看出：受谴责公司的拟合优度明显高于未受谴责公司，说明公司因素对受谴责公司股票投资风险的解释能力强于未受谴责公司；也说明受谴责公司的风险因素更为明确，而影响未受谴责公司股票风险的因素则较多，还不够透明。市场主要由未受谴责的公司构成，其信息披露的不足，加大了我国股票市场风险。这里，最引人注目的是净资产收益率这个指标，受谴责公司投资风险与之负相关，而未受谴责公司与之正相关。这主要是因为投资者对两类公司的价值评估体系不同，对于受谴责公司，由于存在潜在的巨大风险，投资者更注重在净资产基础上收回成本的能力；而对于未受谴责公司，净资产收益率越高，分配给非流通股东越多，流通股东承担的代价越大，风险越高。（二）整体公司因素对我国股票市场风险影响的实证研究1、 样本数据及说明。选取上海证券交易所所有A股为研究对象。在2001年前，只能得到汇总的上市公司中报和年报数据，之后，可得到每年四个季度的数据；同时，上证A股在2001年6月15日见顶，所以从该年6月底分段，同时剔除1992年6月30日以前的不规范数据。得到1992年6月30日-2001年6月30日和2001年6月30-2005年9月30日两段数据。对前后两段数据，分别利用上证综合指数半年周收益率（24周）和季度周收益率（13周）计算市场的下偏矩风险值，然后用市场总体季度数据对其回归分析。在利用天相数据库汇总功能汇总指标时，前文表现出对市场风险具有显著影响的公司治理结构类、股权分置类指标没有汇总数。此外，流通市值的数据无法取得，最后只选择到了公司业绩类指标。2、 结果与分析。由于采用的是时间序列数据，所以在回归分析前要进行平稳性检验，结果表明，在两个分析时段上，所有的时间序列都是平稳的。由于篇幅限制，这里省略回归结果数据。计算结果显示，在1992年-2001年之间，资产负债率、每股收益与市场风险显著相关（5%显著水平），而净资产收益率、净利润增长率则与市场风险不相关；从回归系数的符号看，资产负债率与市场风险值负相关，每股收益、净利润增长率与市场风险正相关，说明在这段时间内，业绩好的上市公司，反而加大了市场风险，这与该时期中，人为利用公司财务数据操纵股票市场有关，公司因素丧失了对这个畸形市场的解释能力。拟合优度好（R260%）说明投资者较好地利用了公司财务指标操纵股市。在2001年12月-2005年9月之间，显著影响市场风险的公司因素是净利润增长率（10%显著水平）；而资产负债率、每股收益、净资产收益率与市场风险不相关；从回归系数的符号看，资产负债率与市场风险正相关，每股收益、净利润增长率与市场风险负相关，与理论假设一致，这说明市场越来越理性，人为操纵股票市场的现象逐步减少。拟合优度不高（R223%）的主要原因之一是数据量偏少。另外，也说明在这段时间内，公司因素不是影响市场的主要因素，政策、宏观经济环境等因素对市场的影响可能更大。五、研究结论本文研究表明：上市公司经营业绩对股票市场风险有显著影响，其中每股收益、净利润增长率的增加有利于降低市场风险；净资产收益率的增加却增大了市场风险，这主要与我国上市公司股本结构有关；主营业务收入增长率与市场风险也呈正向关系，说明我国的上市公司中多数是处于成长期的企业，经营稳定性较差。公司治理结构是影响市场风险的重要因素，不完善的公司治理结构是我国股票市场风险偏大的重要原因，其中，国有股占比过大，影响了企业绩效的提高；高管人员较强的短期化行为和自利动机，加大了市场风险；第二大股东能力不足、独立董事的独立性较差，限制了他们作用的发挥。股权分置是导致我国股票市场风险偏大的另一重要因素，其中，由股权分置造成的高流通溢价是主要原因。信息披露对股票市场风险也有重要影响，受过谴责公司的信息披露较未受谴责公司更为真实。实证研究发现，2001年前的中国股票市场，人为操纵比较严重，质量高、效益好的上市公司反而加大了市场风险。2001年后则是一个价值回归的股票市场，质量高、效益好的上市公司，有利于降低市场风险，说明我国的股票市场正在逐步走向规范。参考文献【1】 Beaver，WH.，Kettler，P. The Association between Market-Determined and Accounting-Determined Risk MeasuresJ, The Accounting Review1970, 10: 654-682【2】.吴世农，冉孟顺等，我国上市公司系统风险与会计变量之间关系的实证研究J，会计研究，1999,12:29-33【3】唐恒照，论股权分置与股票市场系统风险J，南京理工大学学报，2005,6:53-56【4】Ruefli, T.W. and R.R. Wiggins. When mean square error becomes variance: A comment on business risk and return J, Management Science, 1994