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第 34 卷摇 第 3 期 尹海员, 郑亚璠: 家族控制程度对上市公司股价情绪效应的影响研究

表 2摇 主要变量描述性统计结果

变量 样本量 均值 中值 最大值 最小值 标准差 J鄄B 统计量 p 值
股价情绪效应 288 0郾 067 3 0郾 055 2 0郾 386 8 0郾 000 1 0郾 054 7 4郾 757 1 0郾 00
家族控制程度 288 35郾 391 9 33郾 420 0 71郾 520 0 11郾 660 0 12郾 845 7 14郾 277 9 0郾 00
信息披露 288 0郾 759 5 0郾 762 7 1郾 322 9 0郾 617 0 0郾 067 3 25郾 285 0 0郾 00
代际传承 288 1郾 381 9 1郾 000 0 3郾 000 0 1郾 000 0 0郾 693 4 19郾 326 2 0郾 00
产品市场竞争 288 1郾 898 4 2郾 107 2 2郾 498 3 0郾 301 0 0郾 493 8 19郾 326 2 0郾 00

股权制衡度 288 0郾 245 0 0郾 287 7 0郾 515 4 0郾 091 0 0郾 084 1 27郾 010 0 0郾 00
公司规模 288 3 710 2 500 38 600 701 4 090 99郾 855 0 0郾 00
账面市值比 288 0郾 283 8 0郾 264 4 0郾 867 0 - 0郾 070 6摇 0郾 148 3 37郾 396 8 0郾 00
董事会规模 288 10郾 409 7 11郾 000 0 17郾 000 0 6郾 000 0 1郾 592 3 41郾 226 7 0郾 00
独立董事人数 288 3郾 152 8 3郾 000 0 5郾 000 0 0郾 000 0 0郾 518 9 15郾 619 1 0郾 00

表 3摇 变量间的相关性分析

变量 股价情绪效应 家族控制程度 信息披露 代际传承 产品市场竞争
股价情绪效应 1
**
0郾 077
家族控制程度 1
(2郾 132)
* *
- 0郾 094 - 0郾 046
信息披露 1
(1郾 765) ( - 1郾 657)
*
- 0郾 074 0郾 125 - 0郾 085
代际传承 1
(1郾 799) (0郾 523) ( - 0郾 551)
* *
- 0郾 060 - 0郾 120 0郾 076 0郾 057
产品市场竞争 1
(1郾 812) (0郾 161) (1郾 946) (0郾 405)
、 、 分别表示在 1% 、5% 和 10% 的显著水平下显著;括号内为 T 值。
摇 摇 注: *** ** *
摇 摇 (二)回归结果分析 制企业的股价情绪效应,随着股权制衡力量的加
本文使用异方差性的布罗施- 帕甘检验,得 强,公司的股价情绪效应受家族控制程度的影响
到的 p 值大于 5% ,不存在异方差性。 回归分析 相对较小。 而董事会规模、独立董事人数两个变
中为了检验调节变量的影响效应,首先对所有理 量没有通过显著性检验,且在后续模型中一直没
论变量进行了中心化处理,然后构建了“ 家族控 有表现出显著性,说明我国上市公司董事会规模

制程度 伊 信息披露冶“家族控制程度 伊 代际传承冶 的扩大、独立董事人数的增加,并不能有效抑制家
和“家族控制程度 伊 产品市场竞争冶3 个交互项。 族上市公司的股价情绪效应。
在逐次回归中,分别依次加入控制变量、解释变量 模型(4鄄2)加入家族控制程度变量,股价情绪

和交互项变量,表 4 展示了回归分析结果。 效应对家族控制程度的回归结果非常显著,两者
表 4 中,模型(4鄄1)为仅考虑控制变量的回归 呈现正向回归关系。 这说明家族控制程度的提高
结果,可以发现股权制衡度、企业规模、账面市值 会导致股票超额收益率对投资者情绪的敏感度提

比与股价情绪效应均呈现显著的负向回归关系, 高,加剧了股价的情绪效应,假设 H1 得到支持。
并在后续逐次递归模型中一直保持显著。 这说明 模型(4鄄3)加入 3 个调节变量,回归系数都通
企业规模越小,账面市值比越低,则股价情绪效应 过了负向回归关系的显著性检验。 具体来说,信息
越明显。 同时,股权制衡度也显著降低了家族控 披露与股价情绪效应呈负向关系,说明上市公司主

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