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一、問題的提出

2005年開始的股權分置改革帶給中國股票市場最顯著、最直接的變化就是占上市公司總股本2/3的大股東獲得了流通權，解禁后的大股東從持股總量上看絕對是股票市場上最有影響力的潛在交易者。伴隨著股權分置改革的進行，新的新股發行制度也在2006年5月開始實施。新老劃斷后產生的首發原股東在鎖定期滿后將自動獲得流通權，這使得中國股票市場徹底進入了全流通時代。全流通市場中大股東可以通過減持或增持兩種投資策略參與股票市場，這將徹底改變現有以大量散戶和一部分機構投資者為主的投資主體格局。大股東在上市公司中具有特殊的地位和身份，這使得其交易行為一直備受市場投資者的關注。一方面，大股東作為公司重大決策的制定者和實施者，掌握著上市公司最準確、最核心的信息，清楚了解公司的經營現狀和未來盈利能力，更加準確地知道公司的真正價值，因此他們是具有天然信息優勢的內部人。大股東的內部人身份使其交易行為可能會更多地反映公司價值和未來前景，從而向外部投資者傳遞公司特質信息。另一方面，由于我國股票市場屬于新興加轉軌市場，相關法律法規還不完善，這使得大股東容易利用其特殊身份制造虛假信息或者通過操縱信息披露等隱蔽手段配合其交易行為而獲利，這些行為不僅不會向市場傳遞公司的真實信息，而且還可能會增加股價中的噪聲，對其他投資者的理性行為產生排擠效應。自大股東交易開始，各種質疑和爭論就不絕于耳，焦點問題在于如何客觀評價全流通后大股東交易對股票市場效率的影響?針對以上問題，本文將在借鑒國內外相關研究成果的基礎上，從股價信息含量的視角來探討大股東交易對股票市場效率的影響。這一問題的研究為全面、客觀地評價大股東交易行為的經濟效果提供了理論依據，有助于監管部門制定政策法規規范大股東交易行為，進一步改善股票市場效率，保護中小投資者利益。

二、文獻回顧

國外一般將內部人定義為上市公司董事、監事、經理人或持有公司股份超過一定比例的大股東。有關內部人交易與股票市場效率的研究經常從兩條主線展開。第一，從內部人的信息優勢出發，探討內部人交易對股票市場信息效率的影響。這方面最早的研究可以追溯到Leland和Pyle（1977）[1]，他們認為內部人通過持股降低了內部人和外部投資者之間的信息不對稱，從而使股價向其真實價值移動，降低了外部投資人的投資風險。Hirshey和Zaima(1989)[2]通過實證研究進一步表明，內部人的交易行為往往被理解為一種信號，這為潛在投資者判斷公司的資產價值提供了依據。另外，Udpa（1996）[3]通過對美國上市公司的研究表明，內部人交易降低了信息揭露對股價的影響，這說明內部人交易對公司未來業績具有提前公告的效應。最新的研究主要探討了內部人交易對股價信息含量的影響。Piotroski和Roulstone(2004)[4]的研究表明，內部人交易往往會減少股票價格的同步性，增加股價的信息含量。Fernandes和Ferreira（2008）[5]的研究發現，新興市場國家內部人交易法律的加強使得公司股價的信息含量有所提高。Lefebvre等（2009）[6]的研究表明，內部人對公司現在和未來的信息具有優勢，內部人交易能夠提高股價信息含量，并且決策層的交易行為要比一般內部人的交易行為傳遞的信息更多。然而也有部分學者否定了內部人交易對股票市場信息效率的作用。Sivakumar和Waymire(1994)[7]的研究認為，市場對內部人交易信息披露的反應不大，說明內部人交易的價格信號作用不明顯。Fishman和Hagerty（1992）[8]認為，內部人交易容易對其他交易者產生擠出效應，很有可能會降低股價信息含量。第二，從內部人的理性投資策略出發，探討其交易行為對股票市場定價效率的影響。大量研究表明，內部人可以憑借更準確、更及時的公司信息判斷股票真實價值，通過逆向投資行為糾正市場錯誤定價。Seyhum(1992)[9]研究發現，內部人傾向于在價格顯著下跌一段時間后買進股票，以期價格隨后出現反轉從而獲利，這種操作行為具有逆向投資的特征。Rozeff和Zaman（1998）[10]研究發現，投資者的過度反應通常會導致價值型公司的股價低于其基本面價值,成長型公司的股價高于其基本面價值，而內部人能夠利用這一錯誤定價從中獲利。Piotroski和Roulstone（2005）[11]研究表明，內部人交易采取與一般投資者相反的逆向操作,并且利用了其擁有的信息優勢。盡管相當多的研究表明內部人交易對股票市場效率具有一定的積極作用，但客觀上內部人的特殊身份使其交易行為的公平性和效率受到廣泛的爭議。國內有關大股東交易的研究主要集中在大股東減持動機、大股東減持中的信息披露問題及操縱行為等方面。黃志忠等（2009）[12]認為，逢高減持、公司業績、公司巨額對外擔保、大股東嚴重掏空是大股東減持的主要原因。俞紅海和徐龍炳（2010）[13]的研究發現，控股股東最優減持與現金流權、公司治理水平正相關，而與控制權私利、外部市場回報負相關,這為股權分置改革后大股東持股結構調整提供了理論依據。朱茶芬等（2010）[14]的研究表明，大股東對公司估值和業績前景的信息優勢以及股票市場的高波動風險是影響大股東減持的重要動因。但是，蔡寧（2009）[15]以案例分析的形式發現了大股東為配合減持而進行盈余管理的新現象。吳育輝和吳世農（2010）[16]發現，控股股東可以通過操控上市公司的重大信息披露提高減持收益，這為大股東掏空中小股東利益提供了有力證據。縱觀現有研究，從研究內容上看，比較缺乏大股東交易對股票市場效率影響的研究，而這類研究對如何客觀評價大股東交易行為至關重要。從研究對象上看，現有研究大多只關注大股東的減持行為，而往往忽視了作為大股東交易重要組成部分的增持行為，很顯然，不考慮大股東增持行為是無法全面、客觀地反映大股東交易行為的內在機理和經濟效果的。因此，本文將研究對象擴展至全流通市場中大股東的減持和增持行為，從股價信息含量視角來探討大股東交易對股票市場效率的影響，試圖在一定程度上補充和完善現有大股東交易的相關研究。

三、理論分析與研究假設

在股票市場上，投資者的任何交易決策都依賴于其可獲得的各類信息，而股票價格的形成與變動也是各類信息的最終結果和集中表現。現實中，影響股票價格形成和變動的信息包括三類：第一類是公司特質信息,如公司經營業績、企業競爭能力、財務狀況以及各類投資計劃等；第二類是宏觀層面的信息，如經濟增長水平、通貨膨脹率、失業率以及國家重大政策的變動；第三類是行業層面的信息，如行業發展前景、行業政策、行業間競爭格局的變化等（King，1966；Roll，1988)。然而并不是所有信息都會反映公司的真實價值，股票價格中只有那些與公司價值緊密相連的特質信息才能代表股價信息含量，從而反映股票價格的有效性（Tobin，1982；Morck等，2000）。由此可見，股價中所包含的企業層面的信息決定了股票的基本價值，而包含的公共信息（如宏觀信息和行業信息）則與股票的基本價值無關。因此，股價信息含量主要關注的是股價中的公司特質信息，當公司特質信息所占比率較大時，股價信息含量較高，這時整個股票市場的效率被認為是較好的。作為內部人，大股東對公司的經營情況、治理水平和風險狀況都有詳細的了解，他們具有外部投資者所無法獲得的公司特質信息（Rozeff和Zaman，1998[10]；Piotroski和Roulstone，2005[11]）。出于獲利動機，大股東往往會利用這種信息優勢買賣本公司股票進行套利，這種套利交易在客觀上會將其擁有的公司特質信息反映到股價中，從而提高股價信息含量（Piotroski和Roulstone，2004[4]；Fernandes和Fer－reira，2008[5]；Lefebvre等，2009[6])。現實中大股東套利交易既直接影響股價信息含量，同時也會對其他投資者的交易行為產生影響，從而間接影響股價信息含量，因此大股東交易行為可以同時通過兩種途徑影響股價信息含量。第一條途徑是大股東通過逆向操作策略改變股票市場的供求關系，從而直接將公司特質信息加入到股價中。我國股票市場還處于發展的初級階段，相對于發達國家的成熟股票市場而言，各項信息披露制度尚不健全，不同投資主體之間信息不對稱的現象很嚴重。由于占比重較大的中小投資者處于信息弱勢，他們往往無法從有限的信息中做出合理的交易策略，其交易行為更多地受到所謂政策消息、莊家行為和各類虛假消息等的影響，因此中小投資者可以看作是噪聲交易者，其交易行為往往呈現出有限理性甚至是非理性的特征，多采取追漲殺跌的操作策略（胡金焱和陳夢根，2002；曹鳳岐，2005），這使得股票市場整體呈現出同漲同跌的特征，導致股價不能很好地反映公司特質信息，股價信息含量較低（Morck等，2000；朱紅軍等，2007）。與中小投資者基于噪聲進行交易不同，大股東交易往往基于公司特質信息進行理性投資，他們對公司股價的判斷往往不同于中小投資者。當股價偏離大股東所認同的價格時，大股東會采取與中小投資者操作策略相反的逆向交易，即逢高減倉，逢低增倉，這種逆向交易的直接結果就是改變了市場供求關系，以糾正中小投資者噪聲交易產生的錯誤定價，從而導致股票價格發生變化，使之更多地反映公司特質信息，進而提高股價的信息含量。因此，大股東交易影響股價信息含量的第一條途徑可以歸結為：大股東逆向操作→市場供求→錯誤定價→股價信息含量。第二條途徑是大股東交易行為通過影響其他投資者的交易決策和行為間接將公司特質信息加入到股價中。大股東利用信息優勢提前買入未來前景向好的公司股票，而賣出未來前景變差的公司股票以獲得超額收益，這種信息獲利行為實際上向市場傳遞了有關公司的特質信息。當這種信息被外部投資者所觀察并得以利用時，公司特質信息的傳播范圍就會擴大，之后這種公司特質信息又通過外部投資者的跟隨行為進一步反映到股價中，從而提高了股價的信息含量。因此，大股東交易影響股價信息含量的第二條途徑可以歸結為：大股東交易→信息傳遞→外部投資者跟隨→股價信息含量。由此可見，理論上看大股東可以通過交易行為將公司特質信息加入到股票價格中，使股價更能真實地反映公司層面信息，增加股價信息含量。然而，也有些學者持相反意見，Fishman和Hagerty(1992)[8]指出，內部人可以無成本地獲取公司內部信息，而外部專業投資者必須花費更多的成本才能獲得這些信息，因此外部專業投資者的投資邊際收益會減少，從而削弱其參與信息搜尋和市場套利的動力，而外部專業投資者的擠出效應會使得股價反映更少的公司特質信息。因此，對于包括大股東在內的內部人交易對股價信息含量的影響具有兩面性：一方面有利于公司特質信息的傳遞，而另一方面則可能對外部專業人士產生擠出效應。因此，大股東交易對股價信息含量的作用還有待進一步驗證。基于以上理論分析，本文借鑒Morck等(2000)提出的股價同步性方法，對大股東交易強度與股價信息含量之間的關系進行檢驗。如果大股東確實利用信息優勢進行套利,則這些公司特質信息會反映在股價中,這將導致股價同步性降低。由此提出本文需要驗證的假說：在控制其他相關變量的條件下,大股東交易強度越大,股價反映的公司特質信息越多,股價同步性就越低。由于股價同步性在檢驗股價信息含量方面容易受到一些與公司價值無關的投資者情緒和異質噪聲等因素的影響，因此該方法的有效性也存在一定的爭論。為了提高股價同步性檢驗的有效性，本文一方面在模型設計中控制了噪聲對股價同步性的影響，另一方面通過穩健性檢驗驗證了大股東交易與盈余公告后漂移現象之間的關系，從而進一步證明了大股東交易對股價信息含量的作用。

四、研究設計

（一）數據樣本與來源本文以2007年1月1日～2010年12月31日滬深A股上市公司持股5％以上的大股東在二級市場和大宗交易平臺上的交易行為作為研究對象，選擇半年度為樣本統計期進行處理，并對以下樣本予以剔除：（1）暫停上市公司大股東交易記錄；（2）指標缺失；（3）樣本數據有明顯錯誤；（4）違規交易；（5）金融行業的上市公司；（6）上市不足一年；（7）半年交易天數低于40天；（8）ST、PT公司。最后，共計得到樣本數1571個。本文大股東減持數據主要通過上海證券交易所、深圳證券交易所等多種公開渠道獲取，大股東增持數據通過手工整理而得，相關市場數據、財務數據主要來源于國泰安數據庫。本文在樣本選取和處理上具有兩個顯著特色。（1）以滬深A股上市公司持股5％以上的大股東在二級市場和大宗交易平臺上的交易行為作為研究對象。之所以這樣選擇是因為，目前滬深交易所對于持股比例超過5％以上的大股東（即大非）交易的披露要求很嚴格，因此相應的數據比較完整、全面。（2）以半年為一個樣本期，將2007年1月1日至2010年12月31日劃分為8個樣本期對數據進行處理。之所以這樣選擇是因為，目前我國大股東交易特別是減持行為具有規模大、頻率低的特點，若以月度或季度為樣本期統計大股東交易強度會出現大量的零值，影響實證結果。此外，較長的樣本期也有利于得到更為穩定、準確的股價同步性指標。

（二）檢驗模型及變量設計本文采用大股東交易強度作為大股東參與股票市場活躍程度的衡量指標，采用股價同步性作為股價信息含量的衡量指標構建模型，具體思路如下：第一步，不考慮大股東交易與股價同步性之間可能存在的內生性關系，建立基本回歸模型初步檢驗大股東交易強度對股價同步性的影響；第二步，考慮大股東交易與股價同步性之間可能存在的內生性關系，建立聯立方程組模型進一步對二者的關系進行檢驗；第三步，為了確保檢驗結果的可靠性，進行穩健性檢驗。

1.基本回歸模型及變量設計。在不考慮大股東交易與股價同步性之間可能存在內生性關系的前提下，以股價同步性指標為被解釋變量，大股東交易強度為解釋變量建立基本回歸模型，初步分析二者之間的相關關系。（1）基本回歸模型。（2）被解釋變量———股價同步性指標（SYNCHi,t）。本文借鑒Morck等(2000)提出的股價同步性指標（SYNCHi,t）來衡量股票價格中包含的公司特質信息。該指標的計算過程是，先得出樣本以半年為時間跨度的擬合優度Ri,t2，該值表示個股收益率和市場、行業收益率的聯動程度，該值越高，說明市場和行業收益對個股收益的解釋力度越大，即股價同步性越高,股價中包含的公司特質信息就越少。Ri,t2是方程（2）的擬合優度，表示為：其中，Ri,t為股票i在t交易日的收益率；Rmkt,t為以流通市值加權的市場平均收益率；Rind,t為股票i所屬行業的平均收益率，其中行業的劃分按照證監會2001年《上市公司行業分類指引》進行。由于擬合優度Ri,t2是一個處于（0，1）之間的值，不是一個正態分布的變量。為了能夠更好地運用統計學方法進行分析，參考Morck等(2000)的方法，對擬合優度進行對數轉化得到股價同步性指標（3）解釋變量———大股東交易強度（TRADEi,t）。本文借鑒Piotroski和Roulstone(2004)[4]構建的反映大股東交易強度的指標（TRADEi,t），該指標等于大股東在半年內所購買的i公司股份數量減去所出售的股份數量的絕對值，再除以該只股票在半年內的交易總量。（4）控制變量。除了大股東交易強度這一變量之外，還有其他指標可能影響股價同步性。考慮到個股走勢往往與該股所屬行業整體上市公司走勢具有很強的相關性，因此選擇與行業相關的變量作為控制變量。其中，FUNDCORRi,t為i公司收益與行業收益的相關系數，該值越大表明該公司股價受行業整體走勢的影響就越大，從而股價同步性可能越高。HERFi,t為赫芬達指數，反映行業壟斷程度，該指數越高表明單個公司受行業領導企業的影響越大，股價同步性越高。STDROAi,t為公司收益率的波動性，該值越高表明該公司股價受行業整體走勢的影響越小，股價同步性越低。同時，本文還引入了行業虛擬變量INDi,t。除此之外，噪聲也可能影響股價同步性，因此引入股價收益率標準差(STDi,t)來降低噪聲的影響。考慮到現有研究（Piotroski和Roulstone，2004[4]；Roll，1988）大多認為換手率（TURNOVERi,t）、公司規模LOG(MVE)i,t對股價同步性會產生影響，因此將這兩個變量也作為控制變量加入到模型中。

2.聯立方程組模型及變量設計。大股東交易與股價同步性之間可能存在一定的內生性問題,即大股東交易強度和股價同步性可能共同受到其他因素的影響,或者大股東交易與股價同步性之間可能存在相互影響的關系。正如Grossman和Stiglitz（1980）所指出的，投資者可以通過交易行為影響股價中的信息，但同時投資者在做出交易策略時也會考慮股價中所包含的信息。因此，為了降低變量中可能存在的內生性對結果的影響，本文采取聯立方程組模型來進一步檢驗二者的關系。聯立方程組模型由基本回歸模型和大股東交易強度回歸模型共同組成。基本回歸模型為：在聯立方程組模型中，基本回歸模型中的變量在上文中已經描述過，所以這里僅對大股東交易強度回歸模型中的變量做介紹。大股東交易強度除了受股價同步性的影響之外，在借鑒已有研究成果（黃志忠等，2009[12]；俞紅海和徐龍炳，2010[13]；朱茶芬等，2010[14]）的基礎上，我們還引入了以下控制變量：首先，由于大股東交易要受到控制權地位穩定程度的制約，因此大股東交易強度往往受到股權結構的影響，這里選擇股權集中度（CRZi,t）和股權性質（STATEi,t）指標作為控制變量；其次，大股東理性投資者的特性會使其采取與市場投資者相反的逆向操作策略，即逢高減倉，逢低增倉，因此選用t期累計漲幅或跌幅的絕對值（absRETi,t）、市值賬面比（MBi,t）作為控制變量；再次，大股東具有天然信息優勢，往往可以利用尚未公布的利好或利空消息進行交易獲利，因此將t期凈資產收益率變動的絕對值（absΔROAi,t）作為衡量公司未來業績變動的控制變量；最后，考慮到大股東交易強度還有可能受到股票交易活躍程度和公司規模的影響，因此模型中還加入換手率（TURNOVERi,t）和公司規模LOG(MVE)i,t作為控制變量。所有變量的定義和說明如表1所示。

（三）描述性統計表2是主要變量的描述性統計結果，由于有極端值出現，為了使統計結果不受極端值的影響，這里按照通用的方法對連續變量1%和99%以上的分位數進行縮尾處理，即令連續變量取值小于1％分位數、大于99％分位數的所有值分別等于1％和99％分位數。統計結果顯示，大股東交易強度均值為1.321%，其值比較小，這主要是由于我國股票市場投機氛圍比較濃，市場換手率很高，從而使得大股東交易規模相對于整個市場的成交量來說較小。

五、實證分析

（一）基本回歸模型檢驗表3顯示，在不考慮內生性的情況下，股價同步性與大股東交易強度在1%的顯著水平上負相關,說明大股東交易強度越大，股價同步性越弱，股價信息含量越高；反之，大股東交易強度越小，股價信息含量越低，這一定程度上驗證了本文的假說。其他控制變量的回歸系數與前文預期基本一致。FUNDCORRi,t與股價同步性在1%的顯著水平上正相關，說明公司收益與行業收益相關度較大時，該公司股價受行業整體股價影響較大，股價同步性較高。HERFi,t指數與股價同步性在1%的顯著水平上正相關，說明行業集中度越大時，該公司股價受行業領導企業股價的影響越大，從而股價同步性越高。STDROAi,t與股價同步性在1%的顯著水平上負相關，表明公司收益率的波動性越大，其受行業整體股價影響越小，從而股價同步性越低。另外，噪聲控制變量與股價同步性也存在一定的相關性。STDi,t與股價同步性在1%的顯著水平上正相關，而LOG(MVE)i,t與股價同步性不存在顯著的相關關系，TURNOVERi,t與股價同步性在1%的顯著水平上負相關，表明噪聲對股價同步性的影響不容忽視。

（二）聯立方程組模型檢驗由于聯立方程組模型中內生變量既是解釋變量又是被解釋變量，其與隨機誤差項存在相關關系，此時如果采用傳統最小二乘法進行估計，就會遺漏方程的相關性信息，得出的參數估計會存在非一致性，因此這里采用兩階段最小二乘法(2SLS)對聯立方程組模型進行參數估計。表4反映了聯立方程組模型的檢驗結果，結果證實在控制了內生性因素的影響下，股票同步性與大股東交易強度仍舊在1%的顯著水平上負相關,這進一步驗證了本文的假說。控制變量的回歸系數與基本回歸模型的檢驗結果略有不同：STDROAi,t與股價同步性負相關但不顯著，表明在控制了內生性后收益率的波動性對股價同步性的影響不明顯；LOG(MVE)i,t與股價同步性在1%的顯著水平上負相關。此外，其他控制變量與大股東交易強度之間也存在一定的相關關系。大股東交易強度與CRZi,t在1%的顯著水平上正相關，表明CRZi,t高的公司大股東交易強度大。大股東交易強度與STATEi,t在10%的顯著水平上負相關，表明國有控股公司大股東受國資委政策限制其交易強度比非國有控股股東要小。大股東交易強度與absRETi,t在1%的顯著水平上正相關，與MBi,t在10%的顯著水平上正相關，表明市場估值過低或過高都會影響大股東交易強度。大股東交易強度與TURNOVERi,t在1%的顯著水平上負相關，顯示換手率越高，大股東交易強度越低。

六、穩健性檢驗

盡管上述實證結果表明大股東交易與股價同步性呈顯著的負相關關系，并且模型中加入一些變量試圖消除噪聲因素的影響，然而現實中產生噪聲的因素很多，很難完全排除噪聲對股價同步性的影響。因此，本文借鑒Ayers和Freeman(2003)的方法，通過檢驗大股東交易強度與盈余公告后漂移現象之間的關系，以證明大股東交易能夠使價格更多地反映公司未來盈余而不是噪聲，這也從另一個側面證明了大股東交易對股價信息含量的作用。

（一）模型構建及變量定義

1.穩健性模型。形式如下：

2.變量定義。（1）CARt代表樣本公司在第t期經市場調整過的月超額累計收益率，即用個股月度收益率減去大盤指數月度收益率，再將半年的值加總。（2）△Et為△FTt與△FTt之差，△FTt為t期盈余減去t-1期盈余之差除以t期初該股票的市值，△FTt為市場所有公司的平均值,該值用來控制市場整體因素的影響。這里選用凈利潤作為盈余指標進行分析。（3）λ0表示CARt對△Et的敏感性，λ1表示CARt對△Et+1的敏感性，λ-1表示CARt對△Et-1的敏感性。大量研究（Ayers和Freeman，2003；Bernard和Thomas，l990)表明，首先，股票市場中普遍存在盈余公告后漂移現象，即在盈余信息披露之后，股價會繼續在一段時期內對已披露的盈余信息產生反應，這使得λ-1的系數為正。其次，在弱式有效市場中，由于價格未能充分反映當期未預期盈余，即存在當期效應，這使得λ0為正。最后，由于股價在一定程度上也能反映公司未來盈余，即存在價格引導效應，因此，λ1也應為正。如果大股東交易行為使得更多的公司特質信息包含到股價中，從而使得股價同步性下降，那么股價信息含量必定會提高；相反，若是由于噪聲因素使得股價同步性下降，那么股價信息含量反而會下降。在穩健性檢驗模型中，判斷大股東交易是否能增加股價信息含量的標準有兩個。其一，若大股東交易行為將公司特質信息提前反映到股價中，則股價信息含量的增加會導致盈余公告后漂移現象減少，即減少當期超額累計收益與上一期盈余公告的相關性，因此交叉項trade*△E-1的系數β-1應該為負。其二，若大股東交易行為將公司特質信息提前反映到股價中，則股價信息含量的增加會導致價格引導效應增強，即增加當期超額累計收益與當期盈余公告的相關性，因此交叉項trade*△E1的系數β1顯著為正。值得注意的是，交叉項trade*△E0的系數β0的正負號不能作為判斷其改善股價信息含量的標準，原因在于：一方面，大股東交易會減少盈余公告后的漂移現象，即增加當期超額累計收益與當期盈余公告的相關性，這會使β0為正；另一方面，大股東交易會使價格引導效應減弱，即降低當期超額累計收益與當期盈余公告的相關性，這會使β0為負。由于這兩種作用的綜合影響，因此β0的符號無法反映大股東交易對股價信息含量的作用。

（二）穩健性檢驗表5顯示λ0、λ1、λ-1都顯著為正，這印證了前文分析的盈余公告后漂移現象、當期效應和價格引導效應的存在性。β-1顯著為負，β-1顯著為正，這表明大股東交易降低了盈余公告后漂移現象，而增加了價格的當期效應，使得超額收益率與上期未預期盈余相關性下降，而與當期的未預期盈余相關性增加，說明大股東交易行為有助于提高股價中的公司盈余信息。β0為正但不顯著，表明大股東交易行為對當期效應的影響并不明顯。因此，穩健性檢驗進一步證實了股價同步性的改變是由于大股東交易所致而不是噪聲所致。

七、實證結論及局限性

全流通背景下大股東成為中國股票市場最重要的參與主體，大股東作為具有天然信息優勢的內部人，參與股票市場交易到底會產生怎樣的經濟后果呢？本文以2007年至2010年我國股票市場上市公司為樣本，從公司特質信息提供者的角度對大股東交易在我國股票市場效率改進中所起的作用進行了檢驗。在前人研究的基礎上，以股價同步性作為檢驗指標，通過構建聯立方程組模型控制了變量內生性和噪聲因素可能對回歸結果造成的影響，檢驗了大股東交易強度對股價同步性的影響。實證結果顯示，股價同步性在1%的顯著水平上與大股東交易強度負相關，說明大股東交易確實可以提高股價信息含量，從而增加股票市場效率。另外，穩健性檢驗進一步證實了股價同步性的改變是由于大股東交易所致而不是噪聲所致，這說明大股東交易通過將公司特質信息加入到股價中，從而提高了股價信息含量。實證結果加深了對我國大股東交易經濟效率的理解與認識，證實了大股東交易對于提高股價信息含量確實有一定的積極作用，而股價信息含量的提高意味著股價能更充分、及時地反映公司的真實信息。然而值得注意的是，本文以大股東交易的大樣本為研究對象驗證了大股東交易行為對股價同步性的影響，說明大股東交易行為客觀上對市場效率有一定的正面作用，但這并不意味著大股東交易行為對市場效率完全沒有危害，頻頻曝光的大股東違規交易案例就是其負面作用的最好證據。本文局限在信息傳遞和信息效率層面進行探討，并未涉及大股東交易對其他投資者的市場排擠效應和由此產生的不同投資者之間的利益沖突問題。盡管國外文獻大多都采用本文的方法來衡量包括大股東在內的內部人交易的經濟效應，但這同時也使本研究結論具有了一定的局限性。