一、问题的提出
中国公司普遍存在控股股东这一现象,且绝大多数公司处于“多个大股东”并存状态,即控股股东与其他大股东组成大股东联盟。大股东联盟作为公司形成与发展的基础[1-2],在后续公司治理、经营管理等方面扮演着关键角色并发挥着重要作用。然而,现有研究主要讨论控股股东的掏空问题[3-4],部分基于股权持股比例关系讨论大股东联盟(多个大股东)治理作用的文献则重点关注大股东联盟内部的制衡与摩擦冲突[5-6]问题。事实上,大股东联盟的核心功能是协同而非单纯的制衡,其目的在于通过协同治理实现价值创造。基于此,本文主要从股东资源视角讨论大股东联盟如何发挥积极作用。回答这一问题不仅有助于从理论层面增进对大股东联盟作用的理解和认识,对于实践层面注册制改革背景下IPO发起人的选择也具有重要参考价值。
根据股东资源观[7],公司控股股东实质上是一种资源型股东,不仅具有财务出资能力,还拥有公司所需的资源提供能力,更具有对其他股东及相关方资源的吸附能力。股东资源是大股东联盟所拥有或控制的财务资源、无形资源和组织资源等多种资源要素的复合体。控股股东声誉作为股东资源中无形资源的重要组成部分,对整个公司的发起、运营和管理均具有重要作用,表现为股东资源效应。本文基于创业板IPO场景,检验大股东联盟的资源效应,以期丰富现有关于大股东联盟作用的研究内容。
以创业板IPO场景讨论股东资源效应的主要基于以下原因。(1)IPO场景下,拟上市公司存在发起设立这一事实。《中华人民共和国公司法》规定,公司通常由多个发起人(股东)共同发起设立。本文将“以控股股东为核心联合其他重要股东(发起人)共同组建的联合体”定义为大股东联盟。IPO招股说明书详细披露了发起人信息,有助于本文观测大股东联盟及其股东资源效应。(2)IPO场景能观察到稳定的大股东联盟的形成与发展。发起人持有的股份在公司IPO之后一般将锁定12个或36个月,在此场景下控股股东及大股东联盟关系相对稳定,从而为观测股东资源及其资源效应提供了清晰的事前、事中和事后检验场景。股东资源的“事前”效应体现为控股股东声誉资本吸附各类资源型股东的能力;“事中”效应体现为大股东联盟协同下的IPO市场表现;“事后”效应体现为控股股东声誉资本对大股东联盟持续性的影响。(3)创业板IPO公司基本属于控股股东(创始人)白手起家创办,控股股东(创始人)业务深耕或经营年限同步于控股股东声誉资本累积形成的过程。换言之,控股股东声誉累积时间与控股股东(创始人)业务深耕年限在创业板公司实质上是等同的,基于声誉资本随时间累积形成的事实,本文采用控股股东(创始人)业务深耕年限测度控股股东声誉具有逻辑合理性,可以有效规避这一指标在其他板块中的测量偏误。
本文的贡献主要体现在以下方面。(1)拓展了大股东联盟作用的研究框架。已有文献主要基于代理冲突视角讨论控股股东掏空以及多个大股东间的制衡与摩擦冲突问题[3-6],本文基于IPO场景,从股东资源逻辑视角考察了控股股东作为股东资源的核心提供者在公司中发挥的积极作用,揭示了大股东联盟合作的稳定性及其对公司治理产生的深远影响,为理解大股东联盟在公司中扮演的角色和发挥的作用提供了新视角。(2)为股东资源逻辑的合理性提供了直接的经验证据。关于股东资源的现有文献主要从理论层面展开探讨[7-9],本文基于IPO场景证实控股股东因其自身的资源优势存在对其他发起人强大的资源吸附能力,从而为理解股东资源及其效应提供了直接证据。(3)提供了关于股东声誉的合理测度。现有文献主要采用公司违规、诉讼风险、媒体曝光度、信息披露质量等测度声誉[10-14],但这些指标主要是基于事后视角考量且存在较强的内生性。本文基于声誉形成,提出股东声誉的时间累积概念测度,为后续股东声誉研究提供了测量指标。
二、文献回顾
(一)控股股东声誉
社会学观点认为,声誉是利益相关者对被评价对象个体特征及其过往行为的一种综合评判[15-16]。在管理学领域,声誉被视为组织或个体口碑、形象、地位的一种综合体现,是组织或个体经过长时间累积形成的一种社会资本[17],即声誉源于组织或个体的历史行为和表现[18]。因而,声誉在本质上是时间的函数。已有关于声誉的研究主要关注高管个体声誉和公司声誉[19-20]。对于前者,高管个体声誉是其经过长期努力工作积累起来的稀缺资源,在经理人市场难以被复制和取代[20],具有激励效应和信号作用。对于后者,作为一种特殊的无形资产,公司声誉是一个长期的系统性累积过程,具有持续性,能够帮助企业有效整合内外部资源[19],增强公司竞争优势,缓解融资约束,降低交易成本[17]。然而,相对于对高管个体声誉和公司声誉的关注,学术界对于大股东声誉的研究则相对匮乏。事实上,作为股东无形资源的重要部分,大股东声誉在本质上与公司声誉类似,是社会公众对大股东这一主体逐步认知累积形成的结果,对公司的发起、运营和管理具有重要作用。
基于声誉的形成和多维度表现,现有文献在测度公司声誉时主要以公司违规、媒体曝光度、信息披露质量等为指标,然而这些测度指标均是基于事后视角讨论声誉形成的结果,且面临孰因孰果的内生性问题,而基于声誉形成过程进行测度可以有效规避这一问题。作为一种社会资本,大股东声誉是大股东长期深耕积累起来的一种稀缺资源,是经过长时间发展所建立起来的一种市场信心,主要体现为股东身份、经营历史等。作为一个累积增量概念,在某种程度上代表了公司运营的稳定性和持续性,可以为股东和利益相关者提供信心。由于公司随着大股东资本投入而存在,公司经营过程也是大股东声誉逐步建立的过程。因而,本文在后续部分采用公司业务经营年限作为大股东声誉的测度指标①。
(二)大股东联盟
西方公司治理研究中,股权高度分散的公司股权结构中并不存在大股东,与之相关的治理研究是基于委托代理框架探讨股东与经营者之间的关系,后来发展到大股东与中小股东之间的代理关系。但在中国背景下,大股东研究已成为中国公司治理研究的重要发展趋势。现有关于大股东的中国公司治理研究都是基于代理模型讨论大股东的掏空问题,这无法回答为什么中国改革开放这么多年来一直存在大股东这一现象。或者说,大股东真的是为了掏空中小股东而存在的吗?如果是,中小股东还愿意出资吗?事实上,中国公司本身存在一个和多个大股东,所以讨论大股东的联盟关系可能比讨论大股东和中小股东之间的关系更为重要。
基于中国公司中多个大股东共存的事实,部分学者考察了多个大股东共存状态下的大股东联盟作用,并从监督与合谋两个视角对大股东联盟的制衡作用提供了经验支持。基于监督效应的文献认为,大股东联盟可以有效发挥监督和制衡作用,降低公司代理问题[5-6]。基于合谋动机的文献认为,大股东联盟增加了其他大股东与控股大股东合谋侵占中小股东利益的动机,从而加剧了公司代理冲突[21]。Fang et al.[22]基于协同成本视角研究发现,大股东联盟间的协调与摩擦可能降低监督效率,加剧了股东与经营者之间的代理冲突。然而,现有关于多个大股东研究的立足点仍然是基于代理关系讨论大股东联盟间的制衡与摩擦冲突,无法回答大股东联盟存在的本质这个问题。
事实上,大股东联盟的核心是协同治理与管理,寓制衡于协同之中,协同管理是大股东联盟的目的。因此,理解大股东联盟应基于协同治理视角而非制衡视角。而且,正是由于大股东群体之间的协同效应,才形成了股东联盟体。这一联盟体的形成,一方面是由于控股股东的声誉资本可以吸附更多的其他资源股东进入联盟体,另一方面是联盟体中大股东之间的合作能够带来更大的资源效应,从而实现股东财富最大化。
三、理论分析与研究假设
(一)控股股东声誉资本与大股东联盟形成:基于事前的视角
从股东资源逻辑视角看,股东联盟形成的过程实质上是公司股东间相互搜寻与资源适配的过程[7-9]。联盟体内的股东拥有或控制除财务资本之外的其他资源,如声誉、品牌、社会资本、营销网络、信用及融资能力、公司治理能力与组织管理能力等。
具体到IPO场景,大股东联盟是公司控股股东与潜在大股东因预期IPO带来财富效应而聚集形成的联盟。在IPO过程中,联盟体中的其他大股东除提供财务资本外,还附带着各种资源,并对后续上市审核、IPO定价、运营管理等具有决定性影响[9]。从发起设立实践看,公司发起设立过程就是吸引各类资源型股东进入公司的过程,且以异质性股东资源的互补为预期。
大股东联盟的形成实质上是一个双向选择的过程。一方面控股股东让渡控制权以吸纳、选择其他大股东,另一方面潜在大股东结合自身优势、风险偏好等选择控股股东。在这一双向选择过程中,大股东的财务资本及其出资能力并非唯一考量因素,相反,各大股东具有异质性股东资源并达到预期的互补效应是大股东联盟形成的关键。有别于中小股东,各大股东均为拥有或控制股东资源的资源型股东。按资源异质性特征,大股东联盟倾向于吸附以产业基金、集团公司等为投资主体的产业资本,相对于单纯提供财务资本的投资者,这类股东拥有核心技术、营销网络资源等优势。
控股股东与潜在大股东的结盟具有“物以类聚、人以群分”的群体属性。在这一双向选择过程中,各方股东都面临着股东资源的信息不对称这一问题。控股股东声誉不仅是控股股东自身拥有的股东资源,更是一种对外提供某种信号作用的信息资源。换言之,控股股东声誉是潜在大股东除利用公共信息外甄别公司未来发展潜质的核心信息源。控股股东声誉资本越强,潜在大股东投资入股的合作愿意越强,公司可吸附的异质性股东资源也越多,越有助于公司竞争优势的形成,即大股东联盟的资源效应越强。相反,如果控股股东越缺乏声誉或声誉资本越弱,对潜在大股东的吸引力也越差。基于此,本文提出如下假设。
H1:控股股东声誉资本越强,大股东联盟中吸附各类资源型股东的概率越大。
(二)大股东联盟的资源效应:基于IPO环节的经验证据
根据王斌[7]的股东资源逻辑框架,大股东联盟本质上是各类异质性资源的联盟,具有明显的资源效应。本文将从IPO市场定价、长期市场表现两个方面,来检验大股东联盟的资源效应。
在IPO市场定价方面,基于控股股东声誉形成的大股东联盟具有很强的市场信号功能,从而有助于IPO时的合理定价。具体机理包括以下几个方面。第一,基于控股股东声誉发起设立的公司及大股东联盟,可以向资本市场释放“资源互补、强强联合”信号,增强投资者对IPO公司的市场信心,使投资者公开报价时能公允反映公司真实价值,从而降低IPO定价的抑价风险。第二,大股东联盟的稳定性在本质上“潜在”体现为异质性股东资源的互补效应,这一潜在效应作为一种市场信号,能够帮助理性投资者更好地理解公司未来发展,从而有助于公司IPO时的合理定价。第三,大股东联盟的协同治理同样具备市场信号功能及价值效应。现有研究[23]表明,股权架构和治理结构越好的公司,代理冲突越少,市场提供的治理溢价越高。在大股东联盟体框架下,大股东联盟的协同治理有利于目标一致性形成,避免利益冲突及掏空行为,同时将大股东之间的权力制衡内嵌于协同合作之中。
在长期市场表现方面,除前述IPO市场定价逻辑外,大股东联盟为公司获取长期竞争优势提供了资源保障。吸附的股东资源越多,公司拥有的独特资源优势越明显,大股东联盟关系越稳定,投资者对公司行为及其后期表现也越可期。基于此,本文提出如下假设。
H2:大股东联盟的资源效应越强,公司IPO抑价越低。
H3:大股东联盟的资源效应越强,公司IPO长期市场表现越好。
(三)控股股东声誉资本与大股东联盟持续性:基于事后的视角
大股东联盟形成与大股东联盟持续性是一个事物的两个方面。按照大股东联盟形成逻辑,股东联盟形成过程实质上是公司股东相互搜寻与选择资源的过程,是各类资源耦合的结果。随着公司发展和外部经营环境变化,公司对各类资源的需求依赖程度随之改变,这一资源耦合体也将动态调整,从而影响大股东联盟稳定性和持续性。
通常而言,控股股东变更意味公司发展将发生彻底改变。从股东资源及大股东联盟角度看,控股股东变更意味着大股东联盟的解散,以及原有股东资源效应的削弱。从控股股东角度看,如果控股股东的声誉资本越强,在行业内的市场竞争地位越高,公众认可度越高,其退出联盟的成本也越高。同样,对于其他大股东而言,退出联盟也将面临同样的问题。一方面,退出联盟将使其失去因控股股东良好声誉等资源优势而获取超额资本收益的机会;另一方面,退出联盟重新选择建立新的股东联盟,会增加其资源搜寻成本和未来股东间的磨合成本[24]。相反,如果控股股东声誉资本越弱,对其他大股东的长期吸引力越差,其离开联盟的可能性也越高。基于此,本文提出如下假设。
H4:控股股东声誉资本越强,大股东联盟持续性越强。
综上所述,IPO场景下的股东资源效应可体现为事前、事中、事后三种基本情形,具体逻辑框架见图1。
图1 本文逻辑框架
四、研究设计
(一)样本选取与数据来源
本文选取2009—2016年创业板IPO公司为初选样本。涉及测度公司IPO长期市场表现,相关股票市场表现数据涵盖至2020年1月;涉及大股东联盟持续性,股权结构相关数据涵盖至2019年12月。在此基础上,考虑到国有背景大股东在声誉资本、社会资本、融资能力等方面存在明显优势,这类股东资源效应是众多资源集聚耦合的效果,难以将控股股东声誉资本与其他资源所带来的集聚效应相区分。并且,国有企业大都是通过剥离政策性非核心业务,将优质资产分拆形成上市主体,公司业务经营年限难以准确测度。因此,本文将初选样本中的国有企业予以剔除。样本由初始的569家IPO公司减至最终的542家IPO公司。
本文数据主要来源于CSMAR数据库,发起人类型、业务经营年限、其他大股东退出等数据均手工收集而成。为减少极端值影响,本文对连续变量在1%和99%进行了缩尾处理。
(二)变量定义
1.被解释变量
被解释变量包括事前大股东联盟形成、事中IPO市场定价和长期市场表现,以及事后大股东联盟持续性三类。
(1)大股东联盟形成(IFIND)。基于股东提供财务资本形成大股东联盟的事实,本文在大股东联盟形成过程中主要关注控股股东声誉资本对异质性股东资源的吸附能力。考虑到财务资本的同质性特征,本文主要从产业投资者视角衡量事前大股东联盟形成。借鉴王斌、宋春霞[25]的研究,将以产业基金、集团公司等为投资主体的产业资本界定为产业投资者。大股东联盟形成以产业投资者(IFIND_DUM)、产业投资者强度(IFIND_RATIO)和产业投资者数量(IFIND_NUM)三个指标进行衡量。若大股东联盟吸附产业投资者,产业投资者(IFIND_DUM)取值为1,否则为0。产业投资者强度(IFIND_RATIO)为其他发起人中产业投资者占比;产业投资者数量(IFIND_NUM)为其他发起人中产业投资者的数量。
(2)IPO市场定价和长期市场表现。参考已有文献[26-28]的做法,采用IPO抑价(IRUP)衡量IPO市场定价,即首日收盘价相对于发行价格的增长率。为避免2013年12月所颁布的IPO首日限价政策的影响,借鉴魏志华等[27]的研究,计算修正后的IPO抑价率来度量IPO抑价(IRUP)。
参考已有文献[26-28],采用首发上市30天后250、500、750天的累积超额收益率(CAR)和1、2、3年买入并持有超额收益率(BHAR)衡量IPO长期市场表现。具体测度如下。
(1)
(2)
模型(1)中,Ri,t为考虑现金红利再投资的日个股收益率,RM,t为创业板考虑现金红利再投资的日市场收益率(等权平均法)。模型(2)中,Ri,t为考虑现金红利再投资的月个股收益率,RM,t为创业板考虑现金红利再投资的月市场收益率(等权平均法)。
(3)大股东联盟持续性。本文从其他大股东退出视角衡量大股东联盟持续性。关于其他大股东退出②,本文将发起人未出现在公司定期报告前十大股东名单中视为其退出。采取这一方式界定“退出”的主要原因是,公司在定期报告中仅详细披露前十大股东相关数据,且未进入前十大股东名单内的股东普遍持股较低,这类股东基本不属于大股东的范畴。由于其他股东持有股份的限售期一般为1年,本文选取解禁后第2、4、6年,对应上市后第3、5、7年作为观测其他大股东退出的时间窗口,并将发起人在相应时间节点内退出数量与相应发起人数量的比值作为其他大股东退出(OSChange)的测度,以衡量大股东联盟持续性。
2.解释变量
解释变量为控股股东声誉资本(REP)。现有文献[10-13]在测度声誉时主要采用公司违规、媒体曝光度、信息披露质量等指标。然而,这些指标都是基于事后视角考量公司或高管个体声誉,存在较强的内生性问题。而且,媒体曝光度将有关声誉主体的好坏事件完全融合在了一起。
事实上,声誉是时间的函数,是主体通过不断吸收外部资源长期累积形成的结果。作为一种社会资本,控股股东声誉是控股股东长期深耕积累形成的一种稀缺资源。对于创业板公司而言,控股股东(创始人)一般都属于白手起家型,控股股东(创始人)业务深耕或经营年限同步于控股股东声誉资本累积形成过程,即控股股东声誉累积时间与控股股东(创始人)业务深耕年限在创业板公司实质上是等同的。如,由银河磁体(300127)招股说明书可知,该公司业务源于1993年7月27日成立的成都银河新型复合材料厂。创始人戴炎(上市公司实际控制人)为自然人控股股东,戴炎在改制发起设立公司前拥有的主要资产为银河磁体的股权,从事的主要工作为经营管理银河磁体。因此,银河磁体公司自然人控股股东(创始人)声誉资本累积时间与其在此领域内的深耕时间等同。再如,由正业科技(300410)招股说明书可知,该公司业务源于1997年11月14日成立的东莞市正业电子有限公司。东莞市正业电子有限公司则由创始人徐地华(上市公司实际控制人)及其家族成员出资30万元设立而成;控股股东东莞市正业实业投资有限公司核心业务为对正业科技的股权投资。因此,正业科技控股股东声誉资本累积时间与控股股东本身的业务经营年限等同。综上所述,在创业板公司中,控股股东声誉、公司声誉与公司业务经营年限等同。基于此,本文采用控股股东业务深耕年限作为控股股东声誉的测度。具体而言,本文采用公司IPO时间与控股股东开始业务深耕时间之差衡量控股股东业务深耕年限。关于控股股东最早开展业务的时间,本文通过查询招股说明书中的业务形成过程、发行人改制重组情况、发行人重大资产重组情况、发行人主营业务介绍、实际控制人简介等信息进行追溯,控股股东业务深耕年限越长,其声誉资本越强。在此基础上,本文按照业务深耕年限的年度—行业中位数设置哑变量测度控股股东声誉资本(REP),若业务深耕年限大于年度—行业中位数,REP取值为1,否则为0③。
需要说明的是,H1和H4考察控股股东声誉资本的资源效应,H2和H3考察大股东联盟的资源效应。由于大股东联盟难以有效测度,本文以可观测的控股股东声誉资本作为大股东联盟的代理变量。这是因为,按照前述逻辑,大股东联盟是基于控股股东声誉资本吸引潜在外部股东形成的股东联盟体。控股股东声誉资本越强,大股东联盟的资源匹配与互补优势越明显。因此,基于大股东联盟估计的资源效应应强于基于控股股东声誉资本观测到的资源效应(IPO市场定价、长期市场表现)。事实上,在以控股股东声誉资本(REP)作为大股东联盟的替代测度可观测到本文预期结论的情形下,基于大股东联盟观测的资源效应会更显著。
3.控制变量
对于事前大股东联盟形成以及事后大股东联盟持续性,本文设置控制变量如下:公司规模(SIZE)、资产负债率(LEV)、净资产收益率(ROE)、大股东持股比例(TOP1)、发起人数量(NUM_Sponsor)。其中,SIZE、LEV、ROE取IPO前三年的均值。
对于事中IPO市场定价和长期市场表现,本文设置公司特征和IPO特征两类控制变量。公司特征变量包括公司规模(SIZE)、资产负债率(LEV)、净资产收益率(ROE)、大股东持股比例(TOP1)、发起人数量(NUM_Sponsor);IPO特征变量包括发行规模(IPOSIZE)、总中签率(LOTTE)、市场情绪(MARKET)、“热市”效应(HOTISSUE)、承销商规模(UW)。
此外,本文还控制了行业(Ind)和年度(Year)固定效应。行业划分依据证监会最新行业分类标准(2012年),制造业划分至亚类。具体变量定义以及测度详见表1。
表1 变量定义
变量类型变量名称变量符号变量测度产业投资者IFIND_DUM若大股东联盟吸附产业投资者取值为1,否则为0产业投资者强度IFIND_RATI-O其他发起人中产业投资者数量/(发起人数量-1)产业投资者数量IFIND_NUM其他发起人中产业投资者数量IPO抑价IRUP(首日收盘价或首个未涨停日收盘价-发行价)/发行价被解释变量累积超额收益率CAR上市30天之后250、500、750天的累积超额收益率,分别以CAR_250Day、CAR_500Day、CAR_750Day表示买入并持有超额收益率BHAR上市30天之后1、2、3年的买入并持有超额收益率,分别以BHAR_1Year、BHAR_2Year、BHAR_3Year表示其他大股东退出OSChange发起人在解禁后第2、4、6年内退出数量/相应发起人数量,仅将IPO之后持股超过5%的发起人纳入观测,分别以OSChange_2Year、OSChange_4Year、OSChange_6Year表示解释变量控股股东声誉资本REP计算公司IPO时间与控股股东开始业务深耕时间之差,并基于年度—行业中位数进行分组,大于年度—行业中位数取值为1,否则为0公司规模SIZE年末总资产的自然对数,取IPO前3年平均资产负债率LEV年末负债总额/年末总资产,取IPO前3年平均净资产收益率ROE归属于母公司净利润/年末净资产,取IPO前3年平均大股东持股比例TOP1第一大股东持股比例控制变量发起人数量NUM_SponsorIPO时的发起人数量发行规模IPOSIZE实际募集资金的自然对数总中签率LOTTE新股发行数量/总有效申购股数市场情绪MARKETIPO前3个月市场月度累计回报率“热市”效应HOTISSUELn(招股前30个交易日IPO数量+1)承销商规模UW主承销商排名前10位取值为1,否则为0
(三)模型设计
为检验控股股东声誉资本对大股东联盟形成和合作持续性的资源效应(H1、H4),本文构建如下回归模型。
IFINDi,t\OSChangei,t=β0+β1REPi,t+
β2SIZEi,t+β3LEVi,t+β4ROEi,t+
β5TOP1i,t+β6NUM_Sponsori,t+εi,t
(3)
模型(3)中,当被解释变量为衡量事前大股东联盟形成(IFIND)相关变量时,若变量显著且回归系数β1为正,则H1得以验证;当被解释变量为衡量事后大股东联盟持续性相关变量(OSChange)时,若变量显著且回归系数β1为负,则H4得以验证。
为检验大股东联盟在IPO市场定价和长期市场表现中的资源效应(H2、H3),本文构建如下回归模型。
IRUPi,t\CARi,t\BHARi,t=β0+β1REPi,t+
β2SIZEi,t+β3LEVi,t+β4ROEi,t+
β5TOP1i,t+β6NUM_Sponsori,t+
β7IPOSIZEi,t+β8LOTTEi,t+β9MARKETi,t+
β10HOTISSUEi,t+β11UWi,t+εi,t
(4)
模型(4)中,当被解释变量为衡量事中IPO市场定价相关变量(IRUP)时,若变量显著且回归系数β1为负,则H2得以验证;当被解释变量为衡量事中IPO长期市场表现相关变量(CAR或BHAR)时,若变量显著且回归系数β1为正,则H3得以验证。
五、实证结果与分析
(一)描述性统计分析
表2报告了变量的描述性统计结果。结果显示,41.3%的大股东联盟吸附有产业投资者,大股东联盟中7.4%的投资者为产业投资者且平均吸附0.625个产业投资者。IPO抑价均值为182.6%,说明IPO公司普遍存在高抑价现象,但不同公司的IPO抑价存在较大差异。长期市场表现中,不同时间窗口的CAR均值均为负,BHAR均值则均大于0,且CAR和BHAR均值随着时间窗口推移均逐渐降低,这与目前IPO长期弱绩效现象一致。大股东联盟持续性中,其他大股东在IPO解禁第2、4、6年退出数量占比分别为14.3%、25.5%、32.9%。单变量差异性检验结果④显示,相对于低声誉组,高声誉组在事前吸附产业投资者概率越大,事中IPO抑价更低、市场表现更好,事后其他大股东退出数量更少。
表2 变量的描述性统计结果
变量均值标准差最小值最大值IFIND_DUM0.4130.4930 1 IFIND_RATIO0.0740.137 0.0000.667IFIND_NUM0.6250.9250 4 IRUP1.8262.749-0.13713.212CAR_250Day-0.2430.406-1.1790.845CAR_500Day-0.3580.556-1.6371.202CAR_750Day-0.4850.670-2.1011.152BHAR_1Year0.2080.742-0.6233.722BHAR_2Year0.1120.726-0.6733.389BHAR_3Year0.0210.721-0.8173.035OSChange_2Year0.1430.29001OSChange_4Year0.2550.36701OSChange_6Year0.3290.38601REP0.4500.49801SIZE19.4570.63918.10421.289LEV0.4020.1510.0720.726ROE0.2590.0920.0880.552TOP145.36917.57211.69885.500NUM_Sponsor16.41118.0351196IPOSIZE19.8870.60518.45221.661LOTTE0.0110.0120.0000.070MARKET0.0970.191-0.2470.757HOTISSUE3.3980.5101.0994.159UW0.3970.49001
(二)基准回归结果分析
1.控股股东声誉资本与大股东联盟形成:基于事前的视角
为检验事前控股股东声誉资本对大股东联盟形成的影响,本文从产业投资者视角检验控股股东声誉资本对异质性股东资源的吸附能力。表3报告了控股股东声誉资本吸附产业投资者的回归结果。由表3的列(1)可知,控股股东声誉资本(REP)的回归系数为正,且REP在1%的水平下显著,这一结果不仅在统计上显著,而且在经济上也显著,表明相较于控股股东低声誉资本公司,大股东联盟吸附产业投资者的概率在高声誉资本公司中提高了31.0%。以产业投资者强度(IFIND_RATIO)、产业投资者数量(IFIND_NUM)作为产业投资者的测度可以得到类似结论。这说明,控股股东声誉资本对大股东联盟吸附资源型股东具有显著的影响,控股股东声誉资本越强,大股东联盟吸附产业投资者的概率越大,产业投资者数量越多。
除从产业投资者视角界定资源型股东外,考虑到国有股东资源禀赋主要体现在社会资本和融资能力等方面,而非国有股东资源禀赋体现在组织资本和独特资源等方面[7, 29]。同时,相较于内资股东,外资股东除具有雄厚的财务资本外,还具有先进技术(无形资源)和管理经验(组织资源)等独特资源优势[30]。因此,本文从产权性质维度构建异质性大股东联盟(HETER)进行稳健性测试,若大股东联盟吸附与控股股东产权性质相异投资者或外资投资者,HETER取值为1,否则为0。由表3的列(4)可知,REP的回归系数为正,且REP在1%的水平下显著,说明采用不同方法测度大股东联盟形成并不影响本文的研究结论。
上述检验结果表明,在大股东联盟形成过程中,控股股东的积极作用体现为对其他资源型股东的强大吸附能力,这为理解股东资源及其效应提供了直接证据。控股股东声誉资本越强,大股东联盟中吸附的异质性股东资源越多,形成的大股东联盟资源匹配与互补优势也越明显。这一结论从事前视角证实了控股股东声誉资本的资源效应,研究结论支持了H1。
表3 控股股东声誉资本影响大股东联盟形成的回归结果
IFIND_DUMIFIND_RATIOIFIND_NUMHETER(1)(2)(3)(4)REP0.310***0.068***0.279**0.120***(7.48)(5.68)(2.11)(3.20)SIZE0.100**0.027**0.531***0.131***(2.14)(2.06)(2.81)(3.02)LEV-0.011-0.021-1.847**-0.326**(-0.07)(-0.45)(-2.35)(-2.08)ROE-0.017-0.111-0.184-0.312(-0.08)(-1.59)(-0.26)(-1.47)TOP1-0.0020.000-0.011**-0.003***(-1.49)(0.33)(-2.22)(-3.23)NUM_Sponsor-0.001-0.002***-0.008***-0.001*(-1.17)(-4.06)(-3.27)(-1.67)Ind & Year FE是是是是常数项-1.210-0.288-7.668**-1.759**(-1.34)(-1.17)(-2.24)(-2.07)观测值542542542542调整后R20.1370.1730.0430.083
注:***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平下显著;标准误在公司层面进行了聚类调整;括号内为T值。
2.大股东联盟资源效应与IPO市场定价和长期市场表现:基于事中的视角
在事中IPO环节,本文从IPO抑价、长期市场表现两个方面检验大股东联盟的资源效应。表4报告了大股东联盟资源效应影响IPO抑价的回归结果。由表4的列(1)可知,大股东联盟资源效应替代变量(REP)的回归系数为负,且REP在1%的水平下显著。从经济意义来看,大股东联盟的资源效应使IPO抑价率降低了29.0%(29.0%=0.530/1.826×100%),这一效应使公司实际募集资金增加了1.218亿元⑤。此外,本文依次采用如下3种方法进行稳健性测试。(1)剔除市场因素的影响,采用经市场调整后的IPO抑价率(IRUP1)进行回归。IRUP1=IRUP-(新股首日的综合指数/招股日的综合指数)+1。(2)剔除市场和行业因素的影响,采用经市场与行业调整的IPO抑价率(IRUP2)进行回归。IRUP2=IRUP-(新股首日的综合指数/招股日的综合指数)+1-行业收益率中位数。(3)剔除上市初期市场行情的影响,采用经市场与行业调整并剔除上市初期市场收益率的IPO抑价率(IRUP3)进行回归。IRUP3=IRUP-(新股首日的综合指数/招股日的综合指数)+1-行业收益率中位数-新股首日或新股首日至首个未涨停日期间的市场收益率。由表4的列(2)～列(4)可知,改变IPO抑价的测度后,研究结论依旧稳健,说明大股东联盟的资源效应越强,公司IPO抑价越低。
表5报告了大股东联盟资源效应影响长期市场表现的回归结果。由表5的列(1)～列(3)可知,大股东联盟资源效应替代变量(REP)的回归系数均为正,且REP均在1%的水平下显著,而且回归系数随时间窗口的推移逐渐增大,表明大股东联盟的资源效应随时间逐渐增强。在此基础上,采用买入并持有超额收益率(BHAR)作为IPO长期市场表现的测度得到了类似结论。以上结果说明,大股东联盟的资源效应越强,公司IPO长期市场表现越好。
表4 大股东联盟资源效应影响IPO抑价的回归结果
IRUPIRUP1IRUP2IRUP3(1)(2)(3)(4)REP-0.530***-0.517***-0.517***-0.492***(-3.55)(-3.47)(-3.47)(-3.40)SIZE0.545**0.525**0.525**0.524**(2.56)(2.46)(2.46)(2.55)LEV-1.864***-1.853***-1.854***-1.840***(-2.87)(-2.87)(-2.87)(-2.96)ROE1.2901.2331.2331.242(1.30)(1.24)(1.24)(1.30)TOP1-0.003-0.003-0.003-0.003(-0.77)(-0.72)(-0.72)(-0.72)NUM_Sponsor-0.002-0.002-0.002-0.002(-0.57)(-0.63)(-0.63)(-0.75)IPOSIZE-1.081***-1.053***-1.053***-1.056***(-4.91)(-4.75)(-4.75)(-4.91)LOTTE-4.936-6.506-6.512-6.307(-1.13)(-1.45)(-1.45)(-1.42)MARKET1.593**1.599**1.599**1.780**(2.02)(2.03)(2.03)(2.33)HOTISSUE-0.402-0.346-0.346-0.353(-1.65)(-1.39)(-1.39)(-1.44)UW0.1960.1790.1790.174(1.25)(1.13)(1.13)(1.14)Ind & Year FE是是是是常数项13.326***12.934***12.930***12.983***(4.39)(4.27)(4.27)(4.44)观测值542542542542调整后R20.6380.6370.6370.648
注:***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平下显著;标准误在公司层面进行了聚类调整;括号内为T值。
为更好地反映大股东联盟的资源效应在IPO市场的长期表现,本文绘制了累积超额收益率(CAR)和买入并持有超额收益率(BHAR)的走势图。由图2可知,累积超额收益率(CAR)在大股东联盟高资源效应组明显优于低效应组,且两组间的差距随时间推移逐渐增大,与前述结果一致。由图3可知,基于买入并持有超额收益率(BHAR)的测度得到了类似结论。
上述检验结果表明,大股东联盟具有较强的信号作用,有助于公司在一级市场获得合理的IPO定价。同时,资源匹配与互补优势明显的大股东联盟为公司获取长期竞争优势提供了资源保障,体现为二级市场中,公司IPO长期市场表现也更好。这一结论从事中视角证实了大股东联盟的资源效应,研究结论支持了H2和H3。
表5 大股东联盟资源效应影响IPO长期市场表现的回归结果
CAR_250DayCAR_500DayCAR_750DayBHAR_1YearBHAR_2YearBHAR_3Year(1)(2)(3)(4)(5)(6)REP0.096***0.201***0.233***0.132**0.180***0.221***(3.13)(4.80)(4.38)(2.33)(2.88)(3.64)SIZE-0.177***-0.170**-0.131-0.236***-0.263***-0.160*(-2.99)(-2.37)(-1.41)(-2.76)(-2.81)(-1.78)LEV0.122-0.031-0.1560.2920.171-0.005(0.77)(-0.16)(-0.65)(1.18)(0.62)(-0.02)ROE-0.466*-0.744**-0.428-0.283-0.873**-0.404(-1.83)(-2.34)(-1.03)(-0.82)(-2.13)(-1.14)TOP10.0010.0020.003**-0.001-0.0000.000(1.34)(1.31)(2.16)(-0.47)(-0.25)(0.07)NUM_Sponsor0.000-0.002-0.001-0.000-0.002*-0.001(0.08)(-1.47)(-0.53)(-0.23)(-1.66)(-0.90)IPOSIZE0.024-0.025-0.183**-0.107-0.038-0.141(0.44)(-0.35)(-2.15)(-1.15)(-0.35)(-1.54)LOTTE3.0313.031-1.4535.590**3.835-0.744(1.57)(1.24)(-0.60)(2.31)(0.91)(-0.38)MARKET-0.200-0.1810.0910.2050.2510.179(-1.50)(-1.01)(0.40)(0.64)(0.86)(0.67)HOTISSUE0.126**0.144**0.141*0.0700.1530.186**(2.09)(2.03)(1.89)(0.58)(1.62)(2.21)UW0.0040.0070.015-0.0140.0390.005(0.14)(0.16)(0.28)(-0.25)(0.62)(0.09)Ind & Year FE是是是是是是常数项1.866**2.709***4.732***6.147***5.201***4.946***(2.55)(2.66)(3.86)(4.62)(4.21)(4.15)观测值542542542542542542调整后R20.2790.3130.2620.2820.1470.184
注:***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平下显著;标准误在公司层面进行了聚类调整;括号内为T值。
图2 以CAR测度IPO长期市场表现
图3 以BHAR测度IPO长期市场表现
3.控股股东声誉资本与大股东联盟持续性:基于事后的视角
为检验事后控股股东声誉资本对大股东联盟持续性的影响,本文从其他大股东退出视角进行考察。表6报告了控股股东声誉资本影响事后大股东联盟持续性的回归结果。由表6的列(1)～列(3)可知,控股股东声誉资本(REP)的回归系数均为负,且REP均至少在5%的水平下显著。控股股东声誉资本使事后其他大股东在解禁第2、4、6年退出数量分别减少了42.0%(42.0%=0.060/0.143×100%)、52.2%(52.2%=0.133/0.255×100%)、50.8%(50.8%=0.167/0.329×100%)。
上述检验结果表明,控股股东声誉资本增强了大股东联盟合作的持续性,控股股东声誉资本越强,其他大股东退出数量越少。这一结果从事后视角进一步验证了控股股东声誉资本有助于维持大股东联盟的稳定性和持续性,研究结论支持了H4。
(三)控股股东声誉资本测度合理性检验
本文在前述控股股东声誉资本测度时采用业务深耕年限作为衡量指标,为回答这一测度的合理性,在现有文献采用媒体曝光度、信息披露质量、违规等指标测度声誉的基础上,本文分别从公司违规、诉讼风险、信息披露质量、媒体报道等维度检验采用业务深耕年限作为控股股东声誉资本测度的合理性。
具体而言,本文采用控股股东声誉资本(REP)作为解释变量,采用公司违规(FRAUD)、诉讼风险(LAWSUIT)、信息披露质量(DISCLOSURE)、媒体报道(NEG_MEDIA)作为被解释变量,如果能观测到控股股东声誉资本测度与各被解释变量之间的关系,那么一定程度上可以明确这一测度的合理性。
表6 控股股东声誉资本影响大股东联盟持续性的回归结果
OSChange_2YearOSChange_4YearOSChange_6Year(1)(2)(3)REP-0.060**-0.133***-0.167***(-2.30)(-3.49)(-3.79)SIZE-0.0190.0040.023(-0.60)(0.09)(0.47)LEV-0.019-0.355**-0.296(-0.16)(-2.22)(-1.57)ROE-0.108-0.464**-0.243(-0.73)(-2.24)(-1.06)TOP1-0.0000.0010.000(-0.33)(0.57)(0.03)NUM_Spon-sor-0.000-0.000-0.002(-0.08)(-0.46)(-1.39)Ind & Year FE是是是常数项0.5360.5810.303(0.90)(0.70)(0.32)观测值542389339调整后R20.0300.0470.031
注:***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平下显著;标准误在公司层面进行了聚类调整;括号内为T值。
具体度量方面:公司违规(FRAUD),当公司在IPO之后三年(包含IPO当年)内发生违规行为取值为1,否则为0;诉讼风险(LAWSUIT),当公司在IPO之后三年(包含IPO当年)内存在被告涉诉次数取值为1,否则为0;信息披露质量(DISCLOSURE)采用深交所信息披露评级作为代理变量,当公司在IPO之后三年(包含IPO当年)内存在评级为中等及以下评级取值为1,否则为0;媒体报道(NEG_MEDIA)采用当年财经报刊报道的负面新闻次数衡量,在此基础上加1取自然对数,并取IPO之后三年(包含IPO当年)平均数来表征。在四类指标基础上,本文利用主成分分析,得到综合指标(REP_COR)。
控制变量选取公司规模(SIZE)、资产负债率(LEV)、净资产收益率(ROE),并控制如下变量:现金流(CFO),为经营活动产生现金流净额与年末总资产的比值;董事会规模(BOARD),为董事会人数的自然对数;董事会独立性(INDEP),为独立董事人数与董事会人数的比值。上述变量均取IPO之后三年(包含IPO当年)平均数来衡量。此外,还控制了亏损(LOSS),当公司在IPO之后三年(包含IPO当年)内存在企业亏损行为(归属于母公司净利润小于0)取值为1,否则为0。
由表7可知,公司业务深耕年限越长,公司违规概率越低、诉讼风险越小、信息披露质量等级差评的概率越低、媒体负面报道的概率越低。本文采用主成分分析法也得到类似结论。这一结果表明,采用业务深耕年限作为声誉的替代测度变量具有一定的合理性。
表7 控股股东声誉资本测度合理性的检验结果
FRAUDLAWSUITDISCLOSURENEG_MEDIAREP_COR(1)(2)(3)(4)(5)REP-0.022**-0.044**-0.025*-0.041*-0.071**(-2.39)(-2.03)(-1.74)(-1.72)(-2.53)SIZE-0.0000.054**-0.0160.435***0.146***(-0.01)(2.09)(-0.46)(6.95)(2.89)LEV0.4390.0300.0820.1030.305(1.45)(0.24)(0.54)(0.35)(1.32)ROE-1.705-0.504-1.030*1.276-1.514*(-1.61)(-1.25)(-1.66)(1.25)(-1.76)CFO-0.6390.177-0.0761.1650.103(-0.89)(0.59)(-0.18)(1.37)(0.18)BOARD-0.165-0.055-0.1050.098-0.161(-0.68)(-0.66)(-0.78)(0.49)(-0.83)INDEP1.161-0.0320.1390.6310.763(1.36)(-0.11)(0.32)(0.76)(1.15)LOSS0.380**0.0590.242**0.298*0.458***(1.98)(0.85)(2.39)(1.81)(2.68)Ind & Year FE是是是是是常数项-0.251-0.6620.625-7.239***-2.847**(-0.18)(-1.10)(0.79)(-5.06)(-2.36)观测值542542542542542调整后R20.0680.0670.0390.2660.141
注:***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平下显著;标准误在公司层面进行了聚类调整;括号内为T值。
(四)稳健性检验
为检验前述研究结论的稳健性,本文分别采用改变被解释变量测度、改变解释变量测度、替代性解释等方法进行稳健性测试。
1.改变控股股东声誉资本的测度
前述分析按照行业—年度中位数分组作为测度指标,为避免这一测度可能存在的偏误,本文尝试对控股股东声誉资本按照年度中位数分组进行稳健性测试。具体而言,大于年度中位数取值为1,否则取0。研究结果⑥显示本文的结论依旧稳健。
为进一步检验控股股东声誉资本强度的资源效应,本文直接采用业务经营年限作为控股股东声誉资本的测度。由稳健性结果⑦可知,控股股东声誉资本均在5%的水平下显著。与前述结论基本一致。
2.改变IPO抑价的测度
本文主要关注控股股东声誉资本对IPO一级市场定价效率的影响,而基于首日收益率测度的IPO抑价混杂了一级市场与二级市场股票定价问题[31]。借鉴Song et al.[31]的研究,本文基于分析师预测法估计公司内在价值,然后通过公司内在价值估计一级市场IPO抑价。一级市场IPO抑价=(内在价值-新股发行价)/新股发行价。由回归结果⑧可知,控股股东声誉资本的回归系数为负,且变量在5%的水平下显著,说明控股股东声誉资本提高了IPO公司一级市场的定价效率,与H2一致。
3.排除地区信任程度的替代性解释
已有研究发现,信任程度可以降低公司与投资者间的信息不对称[26],提高投资者购买股票的概率[32]。因而,本文的研究结论可能面临着地区信任程度这一替代性解释的挑战。基于双方信任,公司所在地信任程度越高,各类潜在资源型股东与控股股东合作的意愿越强,形成大股东联盟的概率越大。而且,信任程度越高,各发起人越容易形成战略合作关系,大股东联盟持续性越强,从而影响IPO抑价及长期市场表现。
考虑到已有文献多采用省级层面数据(如调查数据以及献血率等)测度地区信任程度[26],为排除上述替代性解释,本文在原模型基础上控制公司注册地省级层面固定效应,以消除地区信任程度的影响。由回归结果⑨可知,在加入省份固定效应之后,本文的研究结论仍成立,说明可以排除地区信任程度这一替代性解释的干扰。
六、结论与启示
作为公司资源的核心提供者和公司治理的重要参与者,大股东联盟对整个公司的发起、运营和管理等均具有重要作用。已有文献主要是基于代理冲突视角讨论控股股东的掏空作用,本文基于股东资源这一独特视角,利用IPO场景检验了大股东联盟在中国公司中可能发挥的积极作用。研究发现,控股股东声誉资本越强,事前大股东联盟中吸附产业投资者的概率越大,事后其他大股东退出数量越少。而且,大股东联盟的资源效应越强,公司IPO抑价越低、IPO长期市场表现越好。上述研究结论在改变变量测度和考虑替代性解释后依旧成立。实证结果表明,控股股东在IPO环节的积极角色体现为对其他大股东的强大吸附能力,研究结论揭示了大股东联盟在中国公司中的积极作用。
本文的理论价值在于:基于股东资源视角,明确了中国公司控股股东作为资源提供者的积极角色及其对其他股东资源的强大吸附能力,证实了大股东联盟对公司全面参与和协同治理的积极作用,拓展了大股东联盟作用的研究框架,为理解大股东联盟在中国公司中的角色、作用提供了全新的视角。
本文研究结论对于注册制下IPO发起人的选择,以及混合所有制改革面临的“和谁混”“如何合”等重大现实问题具有重要的政策启示。首先,IPO注册制强化了发行人的市场主体地位,大股东联盟作为公司IPO过程中的重要资源集合体,在很大程度上决定了IPO的成败和未来表现。因此,在发起人股东双向选择中,应合理筛选具有资源互补性的股东,而不是仅仅看重其财务出资能力。其次,在推进混合所有制改革中,在讨论“和谁混”“如何合”等重大现实问题时,应明晰现有股东的资源优势以及公司现阶段资源劣势,同时对拟参与混合所有制改革的潜在外部股东进行资源优劣评判,“不搞拉郎配、不搞全覆盖、不设时间表”,以股东资源的异质互补、大股东联盟的治理协同、未来发展的价值可期为根本,积极稳妥深化混合所有制改革。
尽管本文基于IPO场景为理解控股股东及其联盟资源效应提供了证据,但不可否认的是IPO发行溢价的影响因素众多,基于这一场景考察大股东联盟的资源效应可能会存在一定偏差。未来,我们将围绕国有企业混合所有制改革以及上市公司定向增发场景继续探索中国情境下控股股东及联盟的资源效应,以期全面理解大股东联盟在中国公司中的作用。
注 释：
①本文研究样本聚焦于创业板IPO公司,其优势在于:存在自然人控股股东的情形下,创始人一般都属于白手起家型,公司创立形成与经营过程亦是自然人控股股东声誉累积形成过程。换言之,这类公司的业务经营年限实际上是其自然人控股股东在此领域内的深耕(声誉形成)时间。对公司型控股股东,基本属于创始人通过此公司型控股股东实现对创业板公司的控制,这类公司的业务经营年限也是公司型控股股东的业务深耕或经营时间。因而,在研究设计部分,本文实际上采用创业板公司业务经营年限表征控股股东声誉,无论对于公司型控股股东还是自然人控股股东,这两者(公司业务经营年限与公司型控股股东业务经营年限、自然人控股股东在领域内的深耕时间)在创业板公司实质上是等同的,即采用创业板公司业务经营年限表征控股股东声誉具有合理性,体现了声誉随时间形成这一概念的本质。
②由于定期报告中仅披露前十大股东相关数据,这导致部分发起人退出难以观测。因此,本文仅将IPO之后持股超过5%的发起人纳入观测。之所以将5%作为认定门槛,是因为《中华人民共和国证券法》以及沪深证券交易所将股东持股5%视为执行信息披露义务和履行监管规制要求的重要标准。当然,将3%、10%作为门槛并不改变本文结论。
③采用连续变量(公司IPO时间与控股股东开始业务深耕时间之差)或是采用公司设立股份有限公司时间与控股股东开始业务深耕时间之差衡量控股股东声誉资本并不影响本文的研究结论。
④⑥⑦⑧⑨因篇幅所限,结果未列示,留存备索。作者邮箱:zhangchenyu77@163.com。
⑤发起人联盟低效应组IPO抑价率均值为2.044,实际募集资金均值为5.032亿元。按照IPO抑价率降低29.0%计算,公司实际募集资金将增加24.2%,24.2%=[(1+2.044)/(1+0.710×2.044)-1]×100%,为1.218亿元。
[1]LA PORTA R, LOPEZ-DE-SILANES F, SHLEIFER A, et al. Investor protection and corporate governance [J]. Journal of Financial Economics, 2000, 58(1/2)：3-27.
[2]魏明海,程敏英,郑国坚. 从股权结构到股东关系 [J]. 会计研究,2011(1):60-67.
[3]郑国坚,林东杰,张飞达. 大股东财务困境、掏空与公司治理的有效性——来自大股东财务数据的证据 [J]. 管理世界,2013(5):157-168.
[4]陈德球,林程杰,徐婷. 家族企业股东异质性与CEO选聘决策 [J]. 北京工商大学学报(社会科学版),2022(2):73-85.
[5]JIANG F, CAI W, WANG X, et al. Multiple large shareholders and corporate investment：evidence from China [J]. Journal of Corporate Finance, 2018, 50(6)：66-83.
[6]罗宏,黄婉. 多个大股东并存对高管机会主义减持的影响研究 [J]. 管理世界,2020(8):163-178.
[7]王斌. 股东资源与公司财务理论 [J]. 北京工商大学学报(社会科学版),2020(2):9-21.
[8]王斌,宋春霞. 基于股东资源的公司治理研究:一个新的视角 [J]. 财务研究,2015(1):88-96.
[9]张伟华,王斌,宋春霞. 股东资源、实际控制与公司控制权争夺——基于雷士照明的案例研究 [J]. 中国软科学,2016(10):109-122.
[10]MAIGNAN I, FERRELL O C. Nature of corporate responsibilities：perspectives from American, French and German consumers [J]. Journal of Business Research, 2003, 56(1)：55-67.
[11]BRAMMER S, PAVELIN S. Building a good reputation [J]. European Management Journal, 2004, 22(6)：704-713.
[12]叶康涛,张然,徐浩萍. 声誉、制度环境与债务融资——基于中国民营上市公司的证据 [J]. 金融研究,2010(8):171-183.
[13]郑志刚,丁冬,汪昌云. 媒体的负面报道、经理人声誉与企业业绩改善——来自我国上市公司的证据 [J]. 金融研究,2011(12):163-176.
[14]汝毅,薛健,张乾. 媒体新闻报道的声誉溢出效应 [J]. 金融研究,2019(8):189-206.
[15]WEIGELT K, CAMERER C F. Reputation and corporate strategy：a review of recent theory and applications [J]. Strategic Management Journal, 1988, 9(5)：443-454.
[16]HIGHHOUSE S, BROOKS M E, GREGARUS G. An organizational impression management perspective on the formation of corporate reputations [J]. Journal of Management, 2009, 23(6)：1927-1935.
[17]GOMES A. Going public without governance：managerial reputation effects [J]. Journal of Finance, 2000, 55(2)：615-646.
[18]SHAPIRO C. Premiums for high quality products as returns to reputations [J]. Quarterly Journal of Economics, 1983, 98(4)：659-679.
[19]缪荣,茅宁. 中国公司声誉测量指标构建的实证研究 [J]. 南开管理评论,2007(1):91-98.
[20]袁春生,吴永明,韩洪灵. 职业经理人会关注他们的市场声誉吗——来自中国资本市场舞弊行为的经验透视 [J]. 中国工业经济,2008(7):151-160.
[21]CHENG M, LIN B, WEI M. How does the relationship between multiple large shareholders affect corporate valuations? Evidence from China [J]. Journal of Economics &Business, 2013, 70(6)：43-70.
[22]FANG Y, HU M, YANG Q. Do executives benefit from shareholder disputes? Evidence from multiple large shareholders in Chinese listed firms [J]. Journal of Corporate Finance, 2018, 51(8)：275-315.
[23]LJUNGQVIST A, WILHELM W J. IPO pricing in the dot-com bubble [J]. Journal of Finance, 2003, 58(2)：723-752.
[24]吴德胜,李维安. 声誉、搜寻成本与网上交易市场均衡 [J]. 经济学(季刊),2008(4):1437-1458.
[25]王斌,宋春霞. 创业企业资源禀赋、资源需求与产业投资者引入——基于创业板上市公司的经验证据 [J]. 会计研究,2015(12):59-66.
[26]LI X, WANG S, WANG X. Trust and IPO underpricing [J]. Journal of Corporate Finance, 2019, 52(6)：224-248.
[27]魏志华,曾爱民,吴育辉,等. IPO首日限价政策能否抑制投资者“炒新”? [J]. 管理世界,2019(1):192-210.
[28]宋顺林,唐斯圆. 首日价格管制与新股投机:抑制还是助长? [J]. 管理世界,2019(1):211-224.
[29]郝阳,龚六堂. 国有、民营混合参股与公司绩效改进 [J]. 经济研究,2017(3):122-135.
[30]江小涓. 新中国对外开放70年:赋能增长与改革 [J]. 管理世界,2019(12):1-16.
[31]SONG S, TAN J, YI Y. IPO initial returns in China：underpricing or overvaluation? [J]. China Journal of Accounting Research, 2014, 7(1)：31-49.
[32]GUISO L, SAPIENZA P, ZINGALES L. Trusting the stock market [J]. Journal of Corporate Finance, 2008, 63(6)：2557-2600.
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