产品市场势力、公司治理与股票价格信息含量，本文主要内容关键词为：公司治理论文,势力论文,含量论文,股票价格论文,市场论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
股票价格信息含量衡量的是股票价格能在多大程度上反映公司层面的信息，或者股价的波动能在多大程度上为公司层面的信息所解释，它是研究股票市场效率的核心内容之一。早在哈耶克(1945)论述有关知识的利用时就已经指出，在一个经济系统中，如果各经济个体分别掌握部分信息，则价格能协调这些不同个体的行动。在这样的系统中，价格充当了信息传递的工具。而在Kyle(1985)的连续拍卖模型中，也有同样的思想。可见，价格能在多大程度上传递信息，这会影响到市场均衡、资源配置等，从而产生效率问题。Fama(1970)进一步指出，当股票价格能完全反映所有信息时，股票市场是有效的。因此，在衡量股票市场信息效率时，可以使用股票价格信息含量作为指标。在现实的股票市场上，由于交易成本等因素的存在，私人信息不可能完全反映到价格中(Grossman and Stiglitz，1980)。所以，为提高股票市场的信息效率，有必要研究影响股票价格信息含量的各个因素。
已有的研究主要从宏观制度环境、微观因素和产品市场竞争的角度进行了分析。其中宏观制度环境的研究对象是可能影响信息传递的宏观制度变量。而微观因素的研究则关注股票市场微观结构的各个方面，尤其是知情交易者的交易行为，其研究的出发点和目标都局限于股票市场本身。公司治理作为微观因素研究的一个方面则有所不同，其研究主要基于宏观制度环境研究已经取得的成果。然而在已有的宏观制度环境和微观因素的研究中，都没有分析产品市场。而从产品市场角度研究股票价格信息含量的做法起始于Peress(2010)的工作。Peress(2010)认为产品市场的竞争可能会降低股票市场的效率，包括信息效率。而传统的观点把A股市场的各种制度缺陷看成导致市场低效率的主要原因。若Peress(2010)的观点正确，则能够从产品市场角度对A股市场的低效率提供新的解释，而这正是本研究的一个出发点。另外，本文虽然没有直接分析产品市场竞争对于股票价格信息含量的影响，但是由于本文使用的产品市场势力指标被产业组织理论及大量文献(如Peress，2010；Kale and Loon，2011)看作产品市场竞争的代理变量，因此本研究间接检验了Peress(2010)的观点是否适用于A股市场。鉴于国内文献尚无此类研究，本文弥补了这方面的不足。
另外，相对于已有的文献，本研究将产品市场势力、公司治理以及股票价格信息含量放在一个框架中，综合考虑前两者对后者的影响。这样做的好处在于突出了企业是联通产品市场与资本市场的通道，而没有将这三者割裂开来。这样做的原因是企业从资本市场获得资金，在产品市场使用获得利润，利润再通过企业回报投资者。所以从这个意义上讲是一个创新，同时也是对Peress(2010)研究的进一步拓展。因为Peress(2010)的工作主要是从投资者的角度来解释，虽然他的分析非常强调市场势力，但是他只是将其作为企业所面临市场竞争程度的一个指标。而本文则是从企业的角度出发，将单个企业的产品市场势力看成企业在产品市场上所具有的一个特征，在此基础上进一步检验了产品市场势力对于股票价格信息含量的解释力是否会受到不同公司治理机制的影响。如果随着各公司治理变量的加入产品市场势力不再显著，则研究的价值可能并不高。而本文在得出了肯定结论后将研究进一步延伸，分析在对股票价格信息含量作用方面，产品市场势力与公司治理的一些机制之间是否可能存在一定的互补或替代关系，这同样是现有文献未曾涉及的领域。
二、文献回顾与假设提出
(一)文献回顾
在Roll(1988)提出可以用股价波动的非同步性度量股票市场信息效率以前，关于股票价格信息含量的研究主要是理论上的探讨。而在此之后，Morck et al.(2000)、Durnev et al.(2003)根据Roll(1988)的研究构建了股价波动的非同步性指标。由于该指标解释力强、计算方便且不需要高频数据，因此被大量文献采用。除此以外，Beaver(1968)的市场调整模型以及Easley and O’hara(1987，1992)的信息交易概率模型也提供了计算股票价格信息含量的指标，并同样应用广泛。也正是以这些指标为基础，大量的文献从宏观制度环境、微观因素以及产品市场竞争的角度分析了影响股票价格信息含量的因素。
1.宏观制度环境
宏观制度环境的研究认为：(1)产权保护与市场开放(Morck et al.，2000；Li et al.，2004)能在部分解释不同市场股票价格信息含量的差异，但同时这种解释会因为不同的法制环境、政府效率而有所不同。(2)卖空机制有利于股票价格信息含量的提高(Hong and Stein，2003；Ofek and Richardson，2003)，但是这种提高主要表现为负面的信息能更快地反映到股价中(Bris et al.，2007)。(3)强制性信息披露可能打击投资者挖掘信息的积极性(Macey，1994；Romano，1998)，但是能使信息在投资者之间分布更均匀(Fishman and Hagerty，1992)，并提高信息披露的质量(Healy and Palepu，2001)，从而提高股票价格信息含量(Fox et al.，2003)。(4)国内外会计制度的差异视其类型而对股票价格信息含量有不同影响(Ding et al.，2007)。国内会计制度的缺失(absence)缺失严重时股票价格信息含量较低，因为此时经理层有更大的现金流控制权，增加了内部人与外部人之间的信息不对称(Jin and Myers，2006)。而国内外会计制度分歧(divergence)较大时股票价格信息含量较高。①(5)内幕交易使投资者整个群体所拥有的信息量更多(Manne，1966)，但是却降低了股票市场竞争，并加剧了投资者之间的信息不对称(Fishman and Hagerty，1992)。Beny(2007)进行了实证研究，发现内幕交易法的严厉程度是和股票市场的流动性以及段价信息含量正相关的。
总结上述研究，可以看到这类研究特别关注制度设计对于信息挖掘、传递和分布的影响，研究相当深入。国内游家兴等(2006)的研究也肯定了制度建设的积极作用，认为可以达到降低投资者信息收集成本和抑制内部人掏空的效果，从而促进股票价格信息含量的提高。另外，由于研究对象的特殊性，相关文献基本采取了国际比较的方法。而相对忽视对相同市场上不同股票的价格信息含量差异的解释。
2.微观因素
(1)知情者交易。Brennan et al.(1993)发现，若某支股票跟进的分析师较多则该股价格针对公共信息的调整更快。Piotroski and Roulstone(2004)的研究也得出类似结论，他们还发现内部人的交易能增加股票价格信息含量，而机构投资者的交易行为的影响则难以确定。因为机构投资者虽能通过交易策略制造买卖双方之间的信息不对称，但是这种能力受到股票历史价格的影响，且不少机构投资者并不具有信息上的优势(Saar，2001)。而国内朱红军等(2007)则认为证券分析师有助于提高A股市场的股票价格信息含量。(2)公司治理。在宏观制度环境的研究中已经证实，如果能通过提高信息披露的质量或数量，或采用类似内幕交易法的手段限制利用未经披露的信息，则股票价格能更好地反映公司层面的信息。因此，如果公司治理能提高信息披露的即时性、准确性，则其股票价格的信息含量可能更高。②已有的文献从股权结构(如Fan and Wong，2002；Jung and Kwon，2002；Chau and Gray，2010)、董事会治理(如Vafeas，2000；Dimitropoulos and Asteriou，2010)以及高管激励(如Warfield et al.，2000；Nagar，2003)等角度作了大量的研究。这些研究对于各个具体的公司治理机制存在一些争论，③但基本肯定了公司治理对于信息披露的积极作用。
而信息披露可以降低上市公司内部人与外部投资者之间的信息不对称，提高资本市场的资源配置效率(Healy and Palepu，2001)与股票价格信息含量(袁知柱和鞠晓峰，2008)。因此可以推断：良好的公司治理有助于提高股票价格信息含量或股票市场信息效率。沿着这个思路，Kanagaretnam et al.(2007)发现良好的董事会治理、管理层激励可以减少股票市场信息不对称。同样袁知柱和鞠晓峰(2009)发现股权结构、董事会规模、管理层持股比例等都对股价信息含量有着显著影响。而李增泉(2005)重点研究了股权结构对股票价格信息含量的影响，他认为控股股东持股比例与股票价格信息之间存在显著的非线性关系。
3.产品市场竞争
这个领域刚刚兴起，文献较少。其中最具代表性的是Peress(2010)的研究，他用行业内企业市场势力的平均水平来度量行业的竞争程度。由于在竞争激烈的行业中企业利润的波动性大，因而在股票市场上投资者对这类股票投资的积极性下降，交易量减少，从而私人信息不能充分反映到股价当中。在这种情况下，如果企业拥有较强的产品市场势力，则企业未来的利润波动减小。这有利于投资者更好地对企业的将来进行预测，从而提高投资者交易的积极性，因此私人信息能更好地被反映到股票价格中，结果股票价格的信息含量提高。可见，Peress(2010)的解释着眼于市场竞争状况，并认为企业在产品市场上拥有的市场势力能影响到投资者对未来股票价格预测的精确性，从而影响其交易积极性，再到股票的交易量，最后影响股票价格的信息含量。并且，其所使用的模型及分析中都是以上市公司在产品市场上的市场势力为核心。Datta et al.(2011)在Peress(2010)研究的基础上对其中的观点进行了检验，其结果显示市场势力的提升确实能降低对未来收益预测的难度。
总结上述三个方面的文献可以看到，对于股价信息含量影响因素的研究其实主要是在宏观的层面展开。对于微观因素的研究主要是由金融市场微观结构理论出发，结合对于制度环境研究取得的成果，分析了与知情者交易相关的因素。其中对公司治理如何影响股票价格信息含量直接进行研究的文献很少，但是基本肯定了公司治理的积极作用。而基于产品市场的研究则是一个崭新的领域。
(二)假设提出
公司层面信息的传递主要依赖于两个途径：一是信息披露，此时信息由上市公司向投资者传递并立即到达所有投资者(下面简称传递途径1)；二是市场交易，此时信息是在投资者之间逐步扩散的(下面简称传递途径2)。公司治理对于股票价格信息含量的作用其实在于它使得更多信息能通过传递途径1到达市场，并提高所传递信息的质量。产品市场势力的作用则在于促使更多的知情交易者通过传递途径2向其他投资者传递信息。而宏观制度环境建设则是同时作用于这两个途径。国内已有的研究主要是从宏观制度环境与公司治理的角度解释了A股市场的股票价格信息含量变化，但大部分文献对股票价格信息含量的计算存在问题，因而其解释也令人质疑。④
事实上，中国市场化改革以来制度环境不断完善。同时，现代企业制度的设立使得上市公司治理水平不断提高。南开大学公司治理研究中心发布的“中国公司治理指数”表明，上市公司的整体治理水平是在不断提高的。与这些领域的进步不一致的是资本市场的发展相对滞后，市场的信息不对称状况比较严重。对此虽然可以从制度环境的角度提供一些解释，但其解释力不足。因为总体上A股市场的制度环境以及上市公司的公司治理都是在不断改善的，理应股票市场的信息效率也不断提高。然而A股市场上显著的股价波动同步现象——“板块轮动”显然不支持这种说法。实际上不管是采用Beaver(1968)还是Durnev et al.(2003)提出的方法，本文的计算结果都表明A股市场的信息效率没有实质性的提高。另一方面，从2001年至2007年产品市场势力的总体水平处于下降趋势中，此后逐渐回升。该变化与A股市场上股票价格信息含量的变化基本一致。结合Peress(2010)的研究，也许可以从产品市场的角度对A股市场上股票价格信息含量的变化进行解释，即上市公司产品市场势力整体水平下降在一些年度全部或部分抵消了制度环境改善、公司治理水平提高的正面效应。基于此，本文假设：
H1：产品市场势力对于A股市场的股票价格信息含量有显著影响，能够与公司治理共同作用于股票价格信息含量。
另外，因为传递途径2同样适用于未披露但被一些知情者掌握的信息，所以在公司治理水平低下而使传递途径1不畅通时，产品市场势力能在一定程度上进行弥补。同样在产品市场势力较低而使传递途径2受阻，或者较高的产品市场势力削弱投资者信息收集动力时，传递途径1同样能够进行弥补。这样，公司治理与产品市场势力在对股票价格信息含量的作用上就可能表现出一定的互补关系。
Peress(2010)还认为随着上市公司产品市场势力的提高，噪声交易对于股价的影响会趋于零。此时，即使投资者事先拥有不同的信息，股价仍将反映所有信息。同样，在完全信息的情况下，不论上市公司的产品市场势力如何，股价同样会反映所有信息。由此，在信息完全性程度不同的股票市场上，产品市场势力对于股票价格信息含量的作用是不同的。这样，当公司治理能够降低信息不对称程度时，产品市场势力对于股票价格信息含量的作用可能会被削弱。从而在对股票价格信息含量的影响上，两者表现出替代关系。再从另外一个角度看，前面提到较高的产品市场势力可能吸引更多的投资者，这虽然有可能使得外部约束机制发挥更大的作用，但是同样可能带来搭便车的问题而削弱外部机制的作用，使得公司治理水平由于缺乏外部监督而下降，降低信息披露水平，带来股价信息含量的减少。因此假设：
H2：产品市场势力与公司治理在对股票价格信息含量的作用上存在互补或替代关系。
三、研究设计
(一)主要变量定义
1.产品市场势力(MKT)
由产业组织理论出发，本文采用勒纳指数(Lener index，又称Price-Cost Margins，PCM)来度量产品市场势力，计算方法如下：
由式(1)可以看出，该指标实际上是企业在既定市场上的定价能力。但是在计算勒纳指数时，由于边际成本难以得到，因此在文献中通常以平均成本作为边际成本的代理变量，这样实际上也就是计算了销售毛利率。参照Gaspar and Massa(2006)、Peress(2010)、Kale and Loon(2011)以及Datta et al.(2011)的研究，计算勒纳指数时采用的是上市公司主营业务数据，price用主营业务收入代替，cost margin用主营业务成本代替。根据新旧会计准则的比较，这里的主营业务收入等于营业收入减去其他业务收入；主营业务成本等于营业成本减去其他业务成本。同时为了不同行业企业间进行比较，这里采用Peress(2010)和Gaspar and Massa(2006)的做法，将单个上市公司的勒纳指数减去行业中各上市公司勒纳指数的平均值，从而得到该公司的市场势力指标。公式如下：
2.股票价格信息含量(INF)
对于股票价格信息含量的衡量是一个颇具争议的问题。由于交易能影响价格，而一笔交易价格效应的大小与知情交易者占比，信息交易概率以及交易者所拥有的信息的准确程度正相关，因此这三个因素对交易的价格效应的影响可以看成反映了市场信息不对称的程度。由此出发得到两个推断。一是信息不对称程度与委买和委卖的价差有关，因此可以考虑用委托单的报价之差作为信息不对称程度的代理变量。但是这种做法忽略了实际交易价格本身就是非连续的，同时委托单的报价之差受到交易成本、机构持股等因素的影响。二是信息不对称程度与交易价格效应正相关。从这点出发，Glosten and Haris(1988)、Foster and Viswanathan(1990)、Hasbrouck(1988)、Stoll(1989)都做了研究。这其中，Glosten and Haris(1988)，Foster and Viswanathan(1990)假设不同笔的交易之间是非相关的，交易的价格效应是无滞后的，且交易量与价格之间是线性的关系。这些假设受到了Hasbrouck(1991)的质疑，他认为交易本身应被看成是一个自相关的随机过程，可以用VAR模型来分析。并且Hasbrouck认为，在变量的选取中，对于一笔交易不应当选用整个交易量，而只能取其中未被预期的部分，因为交易中被预期的部分是不能够传递信息的。另外，他认为这样处理的好处是可以过滤掉不少因为市场的不完全性而产生的短暂影响。
可见，Hasbrouck等人的实证研究方法注重对每一笔交易的分析，这点和理论研究的根本思想是一致的，只是他们在变量处理、假设条件方面存在重大差异。但是在本研究中并不准备采用这样的方法，原因在于：国内A股市场不是报价驱动而是指令驱动，因此不存在一般国外文献研究意义上的买卖价差，即使勉强考虑用每笔交易的盘口数据来模拟也会因为这样的数据难以获得而无法进行，因此需要采取其他途径；另一方面在于本研究的中心问题并非交易如何传递信息，而是上市公司的产品市场势力、公司治理是否有助于提高股票价格信息含量。
国内不少有关股票价格信息含量的实证研究(陈梦根和毛小元，2007；袁知柱和鞠晓峰，2009)采用了Durnev et al.(2003)构建的股价波动非同步性指标，即将单个股票收益率分年度对市场收益率以及行业收益率进行回归，以ln((1-
)/)作为信息含量指标，其中表示回归时的拟合优度。可见，本研究采用股票价格对盈余公告的反应作为股票价格信息含量指标的做法和股价波动非同步性指标在根本上是一致的。但是相对于前者，本文采用的方法在一个年度当中可以获取多个信息含量的样本数据，因而具有一定的优越性。另外还有通过计算信息交易概率以及流动性的变化表示股票价格信息含量的(如李朋和刘善存，2006)，这里不再逐个探讨。
3.公司治理
(1)股权结构。Fan and Wong(2002)认为高度集中的股权结构会导致控股股东与外部投资者之间的冲突，从而产生严重的代理问题。这种情况下，上市公司财务信息的披露主要出于对控股股东利益的考虑，由此产生财务报表信息的失真。从他们的研究出发，该指标与股票价格信息含量之间应该存在负的相关性。与他们的研究结论相反，Jung and Kwon(2002)基于韩国的数据提出股权的集中与财务信息披露的质量是正相关的。李增泉(2005)、袁知柱和鞠晓峰(2009)都认为控股股东持股比例与股票价格信息含量的关系是非线性的，但是前者认为是U型的，而后者认为是倒U型的。这里用第一大股东的持股比例(FIRST)来反映股权结构，以此来反映上市公司所有权的集中程度。
(2)董事会治理。Kanagaretnam et al.(2007)证实了董事会的结构、活跃程度、独立性等可以降低股票市场信息不对称。伊志宏等(2010)的研究表明，国内上市公司治理水平的提高能够对信息披露起到一定的促进作用，从而有利于投资者获得更及时、准确的消息。Ferreira et al.(2011)将股票价格信息含量当作外部市场监督机制的代理变量。他们发现股票价格信息含量与董事会的独立性、活跃程度、积极参与董事会会议的人数等治理变量之间是负相关的，即股票价格信息含量越高则董事会治理越不理想。Vafeas(2000)的研究表明，董事会人数的多少与财务信息披露的质量是负相关的，并且Vafeas认为董事会的组成与信息披露质量之间没有明显的相关性。Dimitropoulos and Asteriou(2010)则认为董事会中外部独立董事成员所占比例越大则信息披露质量越高，尤其是对于负面的信息披露更为明显；相反董事会成员的多少则无关紧要。结合这些文献，选择包括董事会人数(BOA)、独立董事所占比例(IND)以及两职合一状态(DUAL)三个方面。
(3)高管激励。Warfield et al.(2000)、Nagar(2003)提出，高管持股提高了信息披露质量。Kanagaretnam et al.(2007)指出，管理层持股促进了股票价格信息含量的提高。参考这些文献以及伊志宏等(2010)、袁知柱和鞠晓峰(2009)的研究，这里选择高管薪酬(SAL)和高管持股比例(MS)两个指标。
(4)监事会治理。伊志宏等(2010)将监事会人数放在董事会治理的分析框架下。但由于监事会与董事会是平行的机构，因此这里参照唐齐鸣和张云(2009)的研究单独列出，所用指标为监事会人数(SUP)。
(二)研究方法与模型设计
本文的研究分为两个步骤：第一，检验产品市场势力对于A股市场的股票价格信息含量是否有显著影响，能够与公司治理因素共同作用于股票价格信息含量。第二，检验产品市场势力、公司治理在提升股票价格信息含量方面所存在的相互关系。
为了实现第一步的研究目标，首先建立如下的非平衡面板数据模型：
1.公司规模：这里用总资产的对数来表示
一方面分析师比较关注大公司，同时大公司出于较强的外部融资需求可能更愿意披露信息；另一方面小公司效应的存在使得规模较小的上市公司的股票交易中信息交易的比重可能更高。另外，Admati and Pfleiderer(1988)认为，公司规模与交易量密切相关，而交易量则又与价格对信息的调整速度相联系。
2.总资产收益率
之所以没有采用净资产收益率(ROE)是因为一方面该指标的数据不全面，容易被操纵；另一方面是为了同peress(2010)等人的研究作比较。
3.杠杆率：采用(长期负债/总资产)表示
根据所有权结构理论，债权控制人的引入能够缓解公司治理问题，从而可能提高股票价格信息含量。
而对于第二步的研究，则是在前面模型的基础上，按照市场势力排序进行分组，采用广义矩估计来检验产品市场势力、公司治理在提升股票价格信息含量方面所存在的相互关系。
表1列出了本研究所用到的各个变量符号、名称及计算方法。
(三)样本选取和数据来源
本文的研究对象为2001年以前上市的非金融行业的上市公司，研究区间为2001年至2009年。有关公司治理以及股票日交易的数据来自国泰安的CSMAR数据库，有关三因子模型的数据从锐思金融研究数据库(RESSET)获得。在剔除一些数据不全的样本后，最终的得到包含7092个观测值的非平衡面板数据。
四、结果及分析
(一)描述性统计
股票价格信息含量的描述性统计见表2，前面已经提到这里的指标越大，则表示股票价格信息含量越低。同时在表2最后列出了上证指数年线的振幅。由表2可见，虽然在各年度整个市场股票价格信息含量的水平差异比较大，但是总体上在2001年至2007年是处于下降过程中的；2007年后则逐步上升。这样一个变化与整个市场的震荡幅度变动非常一致。如2007年股票价格信息含量的总体水平最低，同期上证指数年线的振幅达到133.9%，为2001至2009年的最大值；同样2002年股票价格信息含量达到最高水平时，上证指数年线的振幅降至24.89%，为最小值。
解释变量的描述性统计见表3。从中可见，上市公司产品市场势力的平均水平不高，在样本中，有52.93%的上市公司该指标达不到行业平均水平为负。但是考虑到计算时选取的参照系是行业平均水平，该指标的大小是正常的。⑤另外即使考虑了行业之间的差别，标准差仍能反映上市公司之间非常明显的差距。股权结构方面，第一大股东持股比例平均水平较高，在一半以上的上市公司中，控股股东持股比例超过35%。一般的上市公司都设立了董事会，也有不到1%的上市公司未设立。而对于独立董事样本之间的差异很小，独立董事的数量介于0到7之间。有9%的上市公司没有独立董事，51.50%的董事会中有3名独立董事，其余各有16.30%(16.40%)的董事会有2(4)名的独立董事。而独立董事比例中有44.01%的样本该项指标相同，为33.33%。在高管激励方面，股权激励措施相对发达国家而言偏低，并且各个上市公司差异很大；而薪酬方面的总体差异不大。
表4为变量的Pearson相关系数，根据相关系数可判断自变量之间没有明显的多重共线性。另外，可以初步判断产品市场势力、董事会人数、监事会人数、第一大股东持股比例、股权激励水平的提高有利于股票价格信息含量的增加。而两职合一以及较高的独立董事比例、高管薪酬可能意味着股票收益率有更多的异常收益波动，即较低的股票价格信息含量。
(二)产品市场势力、公司治理与股票价格信息含量
表5是产品市场势力、公司治理对股票价格信息含量影响的实证分析结果。各列固定效应的F检验值和随机效应的LM检验值都拒绝了混合估计模型，而Hausman检验值显示在固定效应模型与随机效应模型之间应该选择固定效应模型，因此这里个体效应都选择了固定效应。同时由校正R2可以看到，随着各个变量逐渐加入，模型的拟合优度也在不断上升。并且，经过怀特异方差修正后实际回归的结果显示，随着新的变量加入，原有变量的符号没有变化，大小也非常稳定。
1.上市公司的产品市场势力与股票价格信息含量之间是显著正相关的
即随着市场势力的增强，在报告期的时间窗口中股票的异常收益水平显著降低，该结果与Peress(2010)研究一致。正如他所指出的，该结果具有一个非常重要的意义，产品市场的改革应该与资本市场的改革统筹兼顾。产品市场的行业集中度高、竞争不足不仅不会溢出到资本市场，反而可能提高资本市场的信息效率和资源配置效率。
2.表5的第(1)列加入的变量除了产品市场势力外还有独立董事比例
实证结果表明，该变量与股票价格信息含量之间的关系始终在1%水平上显著为负。即独立董事比例的提高可能导致股票价格信息含量降低。其中的原因可能在于，较多的独立董事一方面可能导致搭便车的问题；另一方面也可能使得公司的决策效率下降，一些高回报但是相对风险较高的项目难以顺利通过(Cheng，2008)。再者，目前独立董事制度虽然在较多上市公司实行，但主要出于证监会的要求。2001年《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》发布后，样本中上市公司独立董事比例的平均水平由2001年6.04%迅速提高至2003年的32.57%。其后该指标增长放慢，至2009年达到36.42%，而美国2007的平均水平为65.05%(Kanagaretnam，2007)。⑥另外，因为管理层往往能主导独立董事的设立，所以独立董事的加入可能增强了管理层与股东博弈的能力，从而使得代理问题更为严重。
3.表5的第(2)列检验了高管薪酬与股票价格信息含量的关系
其实在所有的回归中，高管薪酬的系数符号始终为正，大小稳定，并一直在1%的水平上显著。这意味着对管理层的现金激励不仅不能达到提高股票价格信息含量的效果，反而可能起到相反作用。其原因之一可能是薪酬激励产生的“传染性贪婪”效应(姜付秀等，2009)，从而导致更为严重的公司治理问题。另外一种可能是，高额的薪酬其实是公司治理水平低下的一个表现(Core et al.，1999)，而同样的原因还致使股票价格信息含量降低。
4.第(3)列开始加入了第一大股东持股比例
可以看到，该变量的系数一直为负且大小稳定，意味着对于A股市场上的上市公司而言，第一大股东持股比例的提高有助于提高股票价格的信息含量。该结果与Jung and Kwon(2002)的研究是吻合的。另外，本文加入了控股股东持股比例的平方项以验证李增泉(2005)与袁知柱和鞠晓峰(2009)的结论，但没有得到支持非线性关系的显著证据，这里为了节省篇幅没有列出具体结果。
5.第(4)、(5)列分别加入了监事会人数以及董事会人数这两个变量
结果显示它们的系数符号始终为负，并一直在1%的水平上显著。这个结果与袁知柱和鞠晓峰(2009)以及伊志宏等(2010)的研究是一致的。说明在目前阶段董事会、监事会人数的增加有利于提高A股市场的信息效率。另外Cheng(2008)还提出，董事会成员较多时由于难以达成一致意见，从而公司的决策可以在一定程度上避免走极端而使得企业业绩大起大落。显然，如Cheng的观点正确，那董事会成员增多将有利于股票市场对企业的业绩进行预测，起到减少投资者的风险和增加交易的效果，最终带来股价信息含量的提高。
6.第(6)列开始加入两职合一
结果显示其系数符号始终显著为正，大小稳定。说明两职合一对于股票价格信息含量有负面的影响，至少在报告期是这样。这个结论与袁知柱和(2009)以及伊志宏等(2010)的结论不一致。在他们的研究中，两职合一并不显著。这个差异有可能来自于样本的差异以及股价信息含量指标计算上的不同。事实上在第7列添加了市场势力与两职合一的交叉项后，两职合一及原来的交互项都是非常显著的。并且，第6列的回归结果进一步说明在两职合一的情况下，上市公司的产品市场势力对于股票价格信息含量所起的积极作用会被大大抵消。
7.第(8)列开始加入高管持股比例
可以看到，该变量的系数为负，这与相关系数检验的结果吻合，虽然该变量的系数显著性水平不高。该结果与Warfield et al.(2000)、Nagar(2003)以及伊志宏等(2010)的研究基本一致。同时也说明，就目前的A股市场而言，股权激励比现金激励更能提高信息效率。同时第(8)列包含了所有的变量，可以看到各个变量系数的大小、符号以及显著性水平与前面各个回归结果非常一致。
(三)不同市场势力时的公司治理与股票价格信息含量
表6采用广义矩方法检验了不同产品市场势力情况下，公司治理与股票价格信息含量的关系。结合表5可以推断在影响股票价格信息含量方面，市场势力与公司治理之间所具有的关系。为了能得到稳健的估计结果，首先按照产品市场势力进行排序，然后删除了首尾各1%共140个观测值。然后将样本分为产品市场势力低、中低、中高、高4组，每组1738个观测值。表5第(1)列是采用全样本估计，第(2)至第(5)列是产品市场势力依次为低、中低、中高、高的情况下进行的估计结果。第1列显示的估计结果中，各变量的符号与表5第8列估计的结果完全一致，并且大小非常接近，这也说明表5的估计是稳健的。
1.股权结构方面
由表5第(2)至(4)列可见，第一大股东持股比例的系数符号总是显著为负。并且，在产品市场势力不断增强后，第一大股东持股比例的系数绝对值逐渐变小。这说明就目前的A股市场而言，大股东持股比例的提高有利于股票价格信息含量的提高。但是产品市场势力与大股东持股比例之间存在替代效应，所以产品市场势力提高后，大股东持股比例提高所带来的效果会逐渐弱化。
2.高管激励
其中高管薪酬系数始终显著为正，且逐渐增大。意味着公司治理的改善促进了信息披露从而提高了股票价格信息含量；但是同时带来的高管薪酬增加又可能产生负面的效果。可见，在提高股票价格信息含量方面产品市场势力与高管薪酬之间是存在替代关系的。而高管持股在产品市场势力为高的情况下显著并且为负，在其他情况下不显著。因此，高管持股与产品市场势力之间在提高股票价格信息含量上存在互补关系。并且结合高管薪酬和高管持股系数的变化，可以认为：随着产品市场势力的提高对于高管的激励应当由传统的现金激励转向股权激励。
3.董事会治理
其中独立董事比例的系数始终显著为正，与股票价格信息含量呈现负相关。董事会人数在产品市场势力为中低的情况下并不显著，但是在低、中高、高的情况下显著为负，呈现U型曲线变动。两职合一在产品市场势力为低、中低、中高时不显著，在产品市场势力为高时显著为正。可见，在提高股票价格信息含量方面，独立董事比例、两职合一与产品市场势力之间是替代的；而董事会人数与产品市场势力之间是最初是替代关系，随着产品市场势力的提高又转变为互补关系。同时，也意味着就提高股票价格信息含量而言，董事会的治理应当注重独立董事的设立，如果上市公司只是迫于监管层的要求而提高独立董事比例其结果可能适得其反。另外，应当减少两职合一的情况。
4、监事会治理
监事会人数在产品市场势力为低、中低的情况下显著为负，但是在中高、高的情况下不显著。可见，在提高股票价格信息含量方面，监事会人数与产品市场势力之间是替代的。
(四)稳健性检验
本文采用Durnev et al.(2003)所提出的股价波动非同步性方法重新计算了股票价格信息含量的数据，再用本文的模型进行检验。并且分别使用资产负债率、净资产收益率替代杠杆率、总资产收益率指标，除部分变量的显著性水平、系数大小有较大变化外主要结论一致。另外，根据广义矩估计的要求，在表6中列示了残差平稳性检验的结果，同样说明模型是符合稳健性要求的。限于篇幅，这里不再列出其他检验的结果。
五、结论
信息不对称我国股票市场长期以来存在的严重问题。本文在对相关文献进行梳理的基础上，以2001年之2009年A股市场上市公司的数据为基础，分析了产品市场势力、公司治理与股票价格信息含量之间的关系。
本文的研究表明，产品市场势力的提高与公司治理的合理安排有助于股票价格信息含量的提高。同时就一个行业而言产品市场势力整体水平的提高意味着竞争的不充分，从而印证了Peress(2010)的结论，即产品市场效率的提升可能伤害到资本市场。这为A股市场的股票价格信息含量变化提供了一个新的解释，即上市公司产品市场势力整体水平下降全部或部分地抵消了制度环境改善、公司治理水平提高的正面效应，从而降低了股票市场的信息效率。因此，产品市场的改革应当顾及资本市场的发展，以免顾此失彼。
进一步，在提高股票价格信息含量方面，产品市场势力与不同的公司治理机制之间存在替代或互补关系。具体而言，第一大股东持股比例、高管薪酬、独立董事比例、监事会人数、两职合一这些因素与产品市场势力之间是替代的；股权激励与产品市场势力之间是互补的；董事会人数与产品市场势力之间的关系随着产品市场势力的提高逐渐由替代关系转变为互补关系。
注释：
①缺失指针对某些会计问题国内会计制度缺乏相应处理准则，而国际会计制度具备；分歧指针对同样的会计问题国内外会计制度使用不同的准则。
②国内王亚平等(2009)以盈余的可操控程度作为信息透明度的代理变量进行了研究，认为信息透明度与股价波动同步性、股票市场信息效率正相关；同样金智(2010)以盈余的可操控程度反映会计信息质量，认为会计信息质量提高能降低投资者信息收集的动力，加上投资者对会计信息解读能力的差异，最终使得会计信息质量与股价同步性正相关。
③如在国内较近的研究中，伊志宏等(2010)认为董事会治理、高管激励对于信息披露有着显著影响，两职合一的作用不显著。而谭兴民等(2009)认为两职合一对于国内上市公司信息披露有着显著影响，董事会治理、高管激励的作用不显著。
④大量国内研究在计算股价波动非同步性时并没有严格按照Durnev et al.(2003)的方法，只是去除了市场因素的影响，因而最后的非同步性指标不仅包含了公司层面的因素，也包含了行业层面的因素。实际上王亚平等(2009)将行业因素去除后发现股价波动同步性并没有降低，他们的解释是中国股票市场上股价波动同步性与股票价格信息含量是正相关的，而不是Durnev et al.(2003)及其他国内外文献所认为的负相关。
⑤针对产品市场势力的评价，审稿人提供了非常有价值的意见。
⑥本文进一步采用动态面板数据模型控制年度效应后再度检验了独立董事比例的系数，发现依然在1%水平上显著为正，限于篇幅这里没有列出详细结果。感谢审稿人提出这一建议。
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