所謂股權分置，是指A股市場上的上市公司的股份，分為流通股與非流通股。股權分置不能適應資本市場改革開放和穩定發展的要求，必須通過股權分置改革，消除非流通股和流通股的流通制度差異。以下是我們整理的股權分置改革論文，希望對你有所幫助。
股權分置改革論文一：
題目：股本全流通、超額盈余回報與資本市場發展的實驗
1 引 言
股權分置是我國資本市場漸進轉軌過程中的特殊歷史產物，目的是維護國有股對上市公司的控制權。在資本市場發展早期，股權分置這一問題的嚴重性還不明顯。然而隨著資本市場的快速發展，非流通股的規模也呈現較快增長趨勢，從而導致流通股與非流通股之間同股不同權的現象日益嚴重，甚至成為了非流通股大股東進行大肆“圈錢”的制度陷阱，嚴重損害了投資者的利益，打擊了廣大中小投資者的信心，從而一定程度上造成我國股市長期萎靡不振的重要制度弊病，因此股權分置已經嚴重影響到我國資本市場的持續健康發展。我國2005年啟動的股權分置改革就是旨在消除同股不同權、流通股與非流通股利益分置、價格分置等一系列問題，從而形成資本市場同一的定價機制，建立起統一的利益共享平臺，促使非流通股大股東的行為由內部股東博弈向外部市場博弈轉變，從而促使我國資本市場基于定價功能、投融資功能為基礎的源配置功能得到進一步提升。所以，股權分置改革可以說我國資本市場一次深刻的制度變革，此次改革一方面解決了股權分置這一長期困擾中國股市發展的制度弊病，同時另一方面還為我國進行資本市場各項后續改革和制度機制完善奠定堅實制度基礎，提供有益經驗借鑒。
2 文獻回顧
西方學者對資本市場效率進行了大量開創性的研究。Fama（1965）首次提出有效市場假說，并認為有效證券市場上的交易是“公平博弈”,公開信息對每個投資者都是均等的，任何投資者都不可能通過信息的處理獲取超額收益。Ball and Brown（1968）認為公司證券的市場價格會對財務報表的信息做出反應，非正?；貓笈c盈余預計誤差具有顯著的相關關系，雖然公司披露的盈余信息并不是影響股價的唯一因素，但是對投資者而言具有決策有用性。Michael Firth（1975）的研究表明，在控股事件公告前的30天內，有關控股事件的信息已經充分、及時有效地從傳達給投資者，并證明英國股票市場是一個半強式有效市場。Shiller（1981）認為，能被紅利折現模型解釋的波動率顯著小于股價波動率，并認為股票市場遠沒有達到有效水平，這一結論引發了學術界對有效市場假說的深刻反思（Malkiel,2003;Yen and Lee,2008）。Jegadeesh and Titman（1993）的研究認為，短期內，股價的變動具有一定的慣性，其變動趨勢會在未來的半年、甚至一年內繼續延續其以前的價格變動走勢。所以，過去的股價變動情況以及公司盈利情況對預測未來股價走勢都具有極為有益的預測價值。然而，Ball（2009）認為，雷曼兄弟等一大批大型金融機構的倒閉，不僅僅源于對有效市場的過度自信，而是反映了人們未能汲取有效市場假說失敗的教訓。Lee（2010）通過對1999-2007年間32個發達國家以及26個發展中國家資本市場的研究得出，股票市場并不是有效的。
在對中國資本市場效率研究方面，吳世農（2003）通過使用白噪音檢驗、單位根檢驗、隨機游走①檢驗以及ARMA-GARCH-M模型檢驗等方法對深圳股票市場的有效性進行了系統檢驗，認為深圳股票市場還不滿足弱式有效市場標準，達不到弱式有效水平；此后諸多實證檢驗也得出了類似結論（俞喬，1994;張亦春、周穎剛，2001;胡波等，2002;于亦文等，2005）。宋頌興、金偉根（1995）通過對29種股票的周收益率進行游程檢驗和序列相關檢驗表明，上海股票市場已達到弱式有效市場水平。同時，馬向前、任若恩（2002）亦認為，1993年以后，我國股票市場已達到非常低的弱式有效水平。此外，吳世農、黃志功（1997）通過超額收益檢驗法進一步得出了我國股票市場已屬弱式有效市場，但尚未達到半強式有效市場。劉劍鋒、蔣瑞波（2010）采用方差比方法對上海證券交易所、深圳證券交易所指數的短期收益率的統計計量顯示，中國證券市場程弱式有效。葉志強等（2013）從非預期非流動性新信息視角研究了股權分置改革后我國證券市場效率，結果表明我國上證A股市場價格對非流動性新信息的反應不足，價格調整不夠及時，上證A股市場是無效的。而張兵、李曉明（2003）通過選取上海證券交易所1992年至2003年綜合指數和1992年至1998年的388只個股為研究樣本，通過運用漸進有效性檢驗分析法得出，在1997年前我國股票市場屬于無效市場，而在1997年后我國股票市場逐步過渡到弱式有效市場水平。
3 理論分析與研究假設
股權分置時代，資本市場典型特征是國有大股東所持的非流通股與中小股東所持的流通股被嚴重割裂的二元市場。對于流通股而言，均按照股票的市場價值作為定價基礎；但對于非流通股而言，卻往往以所有者權益的會計賬面價值作為定價基礎，結果就造成兩類股權的持有者利益出現偏離，對于非流通股股東而言更加關注所有者權益會計賬面價值的變動，而對于流通股股東來說股票的市場價值才更為重要。而非流通股代表著持有公司絕對多數股權的大股東，因此對于非流通股大股東及其代理人而言，公司的市場業績以及股價變動并不重要，這就為控股非流通股大股東聯合其代理人以自身利益最大化為標準，合謀“掏空”上市公司，損害廣大流通股中小股東利益提供了制度“便利”.除此之外，由于股權分置的存在，廣大流通股股東亦難以利用“用腳投票”的手段對非流通股大股東形成制衡力量。因此，在股權分置的制度背景下，由于大股東及其代理人（公司管理層）的利益與公司股價幾乎沒有相關關系，那么以股價為基礎的各項股權激勵措施效果自然無法取得預期效果。
股權分置改革通過打破非流通股大股東與流通股中小股東間的利益切割，從而使公司股票的定價基礎建立在市場價值這一統一的定價平臺之上，股價的變動關乎包括大股東以及中小股東在內的所有利益相關人的利益，即大股東行的利益與中小股東的利益就通過股價緊緊捆在一起。因此，在后股權分置時代，大股東行為的經濟效果一定程度上也會體現中小股東的利益訴求，從而就形成了大股東與中小股東間統一的利益基礎，共同制約管理層的“機會主義”行為，防范其道德風險。這就與股權分置時代非流通股大股東通過與作為管理層的代理人合謀，共同損害廣大流通股中小股東的行為有著本質上的轉變。 從公司治理的角度來看，后股權分置時代形成的大股東與中小股東制度化的共同治理平臺，有助于規范上市公司行為，尤其是信息披露行為，提高公司透明度，并以此為基礎規范上市公司經營管理，提升經營業績，引導上市公司朝著更加科學健康的發行發展。因此，股權分置改革對規范上市公司經營管理，建立科學有效的治理機制，提升公司市場核心競爭力與經營業績，實現股東價值最大化具有里程碑式的意義。最后，基于以上系統的理論分析，本文提出以下研究假設：
假設1:股權分置股改后，上市公司治理效率的提升能夠提升盈余反應系數。
假設2:股權分置股改后，中國資本市場的盈余反應系數提高，資本市場效率得到顯著提高。
4 樣本選擇與模型構建
4.1 樣本選擇
本文以2005年股權分置改革啟動之年為時間基準，選取股權分置改革啟動前兩年與啟動后兩年間在上交所與深圳證券交易所上市的全部A股上市公司，而不包含有以下幾類公司：（1）銀行以及非銀行金融機構類別的上市公司，主要原因是由于金融類上市公司的特殊性，對其使用的監管政策以及財務會計政策有別于其他行業上市公司；（2）ST*、ST公司，鑒于該類公司的財務會計數據往往異常值較多，可能會對整體研究結果產生干擾；（3）公司財務報告公布日期與公司股權分置改革完成日期間隔小于15日的公司，主要是為避免在選定的時間窗口內同時受股改完成事件與財務報告公布這兩個時間疊加影響，可能會對股改效果衡量產生干擾；（4）在樣本時間跨度內進行IPO的公司；（5）公司股價數據以及盈余數據不完整的上市公司。按照以上標準對滬深A股上市公司進行篩選，共得到如下合格樣本，詳見表1.
4.2 模型構建
本文將采用如下構建的盈余反映模型對研究假設進行回歸分析與實證檢驗，模型中各變量內涵詳見表2.
在上市公司披露的諸多財務信息中，為了便于準確識別盈余信息對超額異?；貓蟮慕忉尪?，故本文在上述盈余反映模型中納入了每股凈資產、審計意見類型、每股股利等變量，并將其定義為模型的控制變量。
5 實證結果與回歸分析
5.1 描述性統計
股權分置改革前后各變量描述性統計詳見表3.從表3可以得到，變量UE（未預期盈余）股改后均值為-0.616,小于股改前UE的均值0.016,而股改后UE的中位數0.086要大于股改前的0.037;此外，從表3中還可以得到，UE在股改后標準差為7.038,遠大于股改前標準差0.088.鑒于股改后UE均值為負數，因此取其絕對值可得0.616,該值要顯著高于股改前的0.016.通過以上分析，可以直觀地發現UE在股改后發生了較大的波動，這表明股改后投資者能夠更加清晰地甄別市場信息與公司特質信息。同時，還可以通過分析股改前后UE最大值和最小值情況來進一步佐證上述結論，股改后UE最大值為62.149、最小值-98.233,股改前UE最大值12.491,最小值-12.780,這說明股改后較股改前UE波動程度更大，總體上并呈上升趨勢，公司披露的財務信息更加具有決策有用性。
為進一步驗證上述描述性統計值的可靠性以及顯著性，本文對股權分置改革前后各變量均值進行了顯著性檢驗（詳見表4）。從表4可以得到，股改后變量UE與其他變量相比，均值發生了較大幅度的增長，這一結果得到在1%水平上檢驗的支持；其他變量均值總體上變動幅度不大，略有增長，除變量NA以外，其余變量沒有有得到顯著性檢驗的支持。
5.2 多元回歸分析
為保證多元回歸分析的可靠性和精度，避免回歸分析中的多重共線性的問題，本文對模型中的各變量進行了pearson相關系數分析，詳見表5.表5顯示，變量DIVD與變量NA之間的相關系數為0.296,為各變量間相關系數最大者，但并不顯著；此外，交叉變量BV*AUD與DIV*AUD間的相關系數為0.163,高于0.1;其他各變量間的相關系數均不高于0.1.這表明該模型中的各變量間的多重共線性程度較低，因此可以認為并不影響多元回歸分析的可靠性和精準度。
股權分置改革前后被解釋變量CAR對解釋變量UE以及其余控制變量的回歸結果詳見表6.在該回歸中，為更好地展現CAR對UE在股改前后的反映情況以及盈余反應系數的波動情況，故將總體樣本劃分成2個子樣本，即股改前子樣本和股改后子樣本。表6回歸結果顯示，變量CAR對UE的系數，即盈余反應系數，在股權分置改革前為0.031,t值為5.089,且在1%的水平上顯著；在股權分置改革后，盈余反應系數為0.045,t值為7.167,且同樣在1%的水平上顯著。因此，從以上回歸結果，可以得到股改后盈余反應系數較股改前出現了較大幅度的增長，增幅為45%.股改后盈余反應系數的大幅顯著提升表明，股改這一資本市場制度性變革，促進了上市公司治理制衡機制更加完善有效，從而使更多的公司特質信息被市場所吸納消化，并反映到股價中去，即本文假設1得證。
表6僅對股改前后盈余反應系數的總體變動情況作了描述，但卻沒有對股權分置改革前后4年內分年度的盈余反應系數的具體變動情況進行回歸分析，而表7所列示的股改前后分年度多元回歸結果則較好地滿足了本文研究要求，彌補表6之不足。從表7可以得到，在股改前第二年，盈余反應系數為0.025,t值3.754,且在1%水平上顯著，顯著性水平較高；股改前第一年，盈余反應系數為0.016,t值1.667,僅在10%水平上顯著；股改后第一年，盈余反應系數為0.038,t值5.698,在5%水平上顯著；股改后第二年，盈余反應系數為0.048,t值5.732,在1%水平上顯著。綜上，在股改前后四年的時間跨度中，盈余反應系數均得到了顯著性檢驗支撐。
圖1更以趨勢線的形式更加清晰地反映了股權分置改革前后盈余反應系數的變動趨勢。從圖中可以看出，股改前第一年較股改前第二年盈余反應系數略有下滑，這可能是由我國資本市場長期以來同股不同權，上市公司董事會常常由非流通股大股東把持，從而導致盈余操縱、財務虛假陳述時有發生，侵占流通股股東利益，從而使廣大流通股小股東信心受損，因此，股改前中小投資者投資決策就較少以來公司披露信息，而是按照市場信息，從而就導致嚴重的“羊群行為”.股改后，盈余反應系數較股改前都有了顯著提升，股改后的第一年較股改前的第一年提高了1.4倍，股改后第二年較股改后第一年提高了26%.這說明股權分置改革打破了同股不同權的資本市場制度弊病，從而使流通股中小股 東與非流通大股東間的利益格局發生了重大調整，并將原非流通股大股東的扭曲行為進行校正，構建了大股東與中小股東統一的利益平臺，有力促進了公司制衡機制的完善以及公司治理效率的提升。在共同一致利益基礎上，上市公司披露財務信息更加充分、公允，從而使投資者信心顯著增強，再做出投資決策時會更加依賴公司披露的特質信息，從而有助于資本市場資源配置效率的提升。綜上分析，按照經典市場效率形式的界定，可以推斷，中國資本市場已基本達到弱式有效市場水平（證明了假設2）。
6 研究結論
本文利用大樣本數據，以股權分置改革為研究背景，以上市公司財務信息為微觀基礎，從公司特質信息的視角對股改前后我國資本市場效率進行實證檢驗與分析。研究表明，股本全流通時代，以同股同權、利益共享的新的治理架構將進一步提升上市公司信息披露質量以及公司透明度，有助于推動我國資本市場資源配置效率顯著提升，并使我國資本市場基本達到弱式有效市場水平。黨的十八屆三中全會對我國資本市場改革做出了頂層設計，描繪出了路線圖。當前，我國資本市場改革正處于深水區，股權分置改革不僅我國下一步深化資本市場全面改革奠定了堅實的產權基礎，同時股改的寶貴經驗和經濟后果也對后股權分置改革時代資本市場改革提供了諸多政策啟示：
一是健全上市公司信息披露機制，強化證監會對證券市場監管力度，加大對上市公司以及中介機構通過串謀等形式的違規處罰，嚴格規范機構投資者的執業行為，細化上市公司對重大事件的信息披露，堅決打擊虛假陳述、市場操縱、“老鼠倉”等違法行為，有力保護投資者合法權益，切實改變“政策市”的現狀。二是健全有效制衡的公司治理機制，充分發揮股東大會、監事會、獨立董事、經理層在董事會決策中的監督作用，從而使董事會在公司重大戰略及經營問題上保持客觀，使其成為上市公司風險控制的“防線”以及遵紀守法的“底線”.三是健全股權分置改革的后續補充配套機制。據新浪財經2統計顯示，2014年滬深兩市將有1296億股解禁，這無疑將會對市場產生較大影響。因此，完善規范大小非解禁行為，從而最大限度減少對股市的沖擊，確保后股改時代資本市場的有序穩健發展，保障市場效率的穩步提升。
參考文獻：
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股權分置改革論文一：
題目：股本全流通、超額盈余回報與資本市場發展的實驗
1 引 言
股權分置是我國資本市場漸進轉軌過程中的特殊歷史產物，目的是維護國有股對上市公司的控制權。在資本市場發展早期，股權分置這一問題的嚴重性還不明顯。然而隨著資本市場的快速發展，非流通股的規模也呈現較快增長趨勢，從而導致流通股與非流通股之間同股不同權的現象日益嚴重，甚至成為了非流通股大股東進行大肆“圈錢”的制度陷阱，嚴重損害了投資者的利益，打擊了廣大中小投資者的信心，從而一定程度上造成我國股市長期萎靡不振的重要制度弊病，因此股權分置已經嚴重影響到我國資本市場的持續健康發展。我國2005年啟動的股權分置改革就是旨在消除同股不同權、流通股與非流通股利益分置、價格分置等一系列問題，從而形成資本市場同一的定價機制，建立起統一的利益共享平臺，促使非流通股大股東的行為由內部股東博弈向外部市場博弈轉變，從而促使我國資本市場基于定價功能、投融資功能為基礎的源配置功能得到進一步提升。所以，股權分置改革可以說我國資本市場一次深刻的制度變革，此次改革一方面解決了股權分置這一長期困擾中國股市發展的制度弊病，同時另一方面還為我國進行資本市場各項后續改革和制度機制完善奠定堅實制度基礎，提供有益經驗借鑒。
2 文獻回顧
西方學者對資本市場效率進行了大量開創性的研究。Fama（1965）首次提出有效市場假說，并認為有效證券市場上的交易是“公平博弈”,公開信息對每個投資者都是均等的，任何投資者都不可能通過信息的處理獲取超額收益。Ball and Brown（1968）認為公司證券的市場價格會對財務報表的信息做出反應，非正?；貓笈c盈余預計誤差具有顯著的相關關系，雖然公司披露的盈余信息并不是影響股價的唯一因素，但是對投資者而言具有決策有用性。Michael Firth（1975）的研究表明，在控股事件公告前的30天內，有關控股事件的信息已經充分、及時有效地從傳達給投資者，并證明英國股票市場是一個半強式有效市場。Shiller（1981）認為，能被紅利折現模型解釋的波動率顯著小于股價波動率，并認為股票市場遠沒有達到有效水平，這一結論引發了學術界對有效市場假說的深刻反思（Malkiel,2003;Yen and Lee,2008）。Jegadeesh and Titman（1993）的研究認為，短期內，股價的變動具有一定的慣性，其變動趨勢會在未來的半年、甚至一年內繼續延續其以前的價格變動走勢。所以，過去的股價變動情況以及公司盈利情況對預測未來股價走勢都具有極為有益的預測價值。然而，Ball（2009）認為，雷曼兄弟等一大批大型金融機構的倒閉，不僅僅源于對有效市場的過度自信，而是反映了人們未能汲取有效市場假說失敗的教訓。Lee（2010）通過對1999-2007年間32個發達國家以及26個發展中國家資本市場的研究得出，股票市場并不是有效的。
在對中國資本市場效率研究方面，吳世農（2003）通過使用白噪音檢驗、單位根檢驗、隨機游走①檢驗以及ARMA-GARCH-M模型檢驗等方法對深圳股票市場的有效性進行了系統檢驗，認為深圳股票市場還不滿足弱式有效市場標準，達不到弱式有效水平；此后諸多實證檢驗也得出了類似結論（俞喬，1994;張亦春、周穎剛，2001;胡波等，2002;于亦文等，2005）。宋頌興、金偉根（1995）通過對29種股票的周收益率進行游程檢驗和序列相關檢驗表明，上海股票市場已達到弱式有效市場水平。同時，馬向前、任若恩（2002）亦認為，1993年以后，我國股票市場已達到非常低的弱式有效水平。此外，吳世農、黃志功（1997）通過超額收益檢驗法進一步得出了我國股票市場已屬弱式有效市場，但尚未達到半強式有效市場。劉劍鋒、蔣瑞波（2010）采用方差比方法對上海證券交易所、深圳證券交易所指數的短期收益率的統計計量顯示，中國證券市場程弱式有效。葉志強等（2013）從非預期非流動性新信息視角研究了股權分置改革后我國證券市場效率，結果表明我國上證A股市場價格對非流動性新信息的反應不足，價格調整不夠及時，上證A股市場是無效的。而張兵、李曉明（2003）通過選取上海證券交易所1992年至2003年綜合指數和1992年至1998年的388只個股為研究樣本，通過運用漸進有效性檢驗分析法得出，在1997年前我國股票市場屬于無效市場，而在1997年后我國股票市場逐步過渡到弱式有效市場水平。
3 理論分析與研究假設
股權分置時代，資本市場典型特征是國有大股東所持的非流通股與中小股東所持的流通股被嚴重割裂的二元市場。對于流通股而言，均按照股票的市場價值作為定價基礎；但對于非流通股而言，卻往往以所有者權益的會計賬面價值作為定價基礎，結果就造成兩類股權的持有者利益出現偏離，對于非流通股股東而言更加關注所有者權益會計賬面價值的變動，而對于流通股股東來說股票的市場價值才更為重要。而非流通股代表著持有公司絕對多數股權的大股東，因此對于非流通股大股東及其代理人而言，公司的市場業績以及股價變動并不重要，這就為控股非流通股大股東聯合其代理人以自身利益最大化為標準，合謀“掏空”上市公司，損害廣大流通股中小股東利益提供了制度“便利”.除此之外，由于股權分置的存在，廣大流通股股東亦難以利用“用腳投票”的手段對非流通股大股東形成制衡力量。因此，在股權分置的制度背景下，由于大股東及其代理人（公司管理層）的利益與公司股價幾乎沒有相關關系，那么以股價為基礎的各項股權激勵措施效果自然無法取得預期效果。
股權分置改革通過打破非流通股大股東與流通股中小股東間的利益切割，從而使公司股票的定價基礎建立在市場價值這一統一的定價平臺之上，股價的變動關乎包括大股東以及中小股東在內的所有利益相關人的利益，即大股東行的利益與中小股東的利益就通過股價緊緊捆在一起。因此，在后股權分置時代，大股東行為的經濟效果一定程度上也會體現中小股東的利益訴求，從而就形成了大股東與中小股東間統一的利益基礎，共同制約管理層的“機會主義”行為，防范其道德風險。這就與股權分置時代非流通股大股東通過與作為管理層的代理人合謀，共同損害廣大流通股中小股東的行為有著本質上的轉變。 從公司治理的角度來看，后股權分置時代形成的大股東與中小股東制度化的共同治理平臺，有助于規范上市公司行為，尤其是信息披露行為，提高公司透明度，并以此為基礎規范上市公司經營管理，提升經營業績，引導上市公司朝著更加科學健康的發行發展。因此，股權分置改革對規范上市公司經營管理，建立科學有效的治理機制，提升公司市場核心競爭力與經營業績，實現股東價值最大化具有里程碑式的意義。最后，基于以上系統的理論分析，本文提出以下研究假設：
假設1:股權分置股改后，上市公司治理效率的提升能夠提升盈余反應系數。
假設2:股權分置股改后，中國資本市場的盈余反應系數提高，資本市場效率得到顯著提高。
4 樣本選擇與模型構建
4.1 樣本選擇
本文以2005年股權分置改革啟動之年為時間基準，選取股權分置改革啟動前兩年與啟動后兩年間在上交所與深圳證券交易所上市的全部A股上市公司，而不包含有以下幾類公司：（1）銀行以及非銀行金融機構類別的上市公司，主要原因是由于金融類上市公司的特殊性，對其使用的監管政策以及財務會計政策有別于其他行業上市公司；（2）ST*、ST公司，鑒于該類公司的財務會計數據往往異常值較多，可能會對整體研究結果產生干擾；（3）公司財務報告公布日期與公司股權分置改革完成日期間隔小于15日的公司，主要是為避免在選定的時間窗口內同時受股改完成事件與財務報告公布這兩個時間疊加影響，可能會對股改效果衡量產生干擾；（4）在樣本時間跨度內進行IPO的公司；（5）公司股價數據以及盈余數據不完整的上市公司。按照以上標準對滬深A股上市公司進行篩選，共得到如下合格樣本，詳見表1.
4.2 模型構建
本文將采用如下構建的盈余反映模型對研究假設進行回歸分析與實證檢驗，模型中各變量內涵詳見表2.
在上市公司披露的諸多財務信息中，為了便于準確識別盈余信息對超額異?；貓蟮慕忉尪?，故本文在上述盈余反映模型中納入了每股凈資產、審計意見類型、每股股利等變量，并將其定義為模型的控制變量。
5 實證結果與回歸分析
5.1 描述性統計
股權分置改革前后各變量描述性統計詳見表3.從表3可以得到，變量UE（未預期盈余）股改后均值為-0.616,小于股改前UE的均值0.016,而股改后UE的中位數0.086要大于股改前的0.037;此外，從表3中還可以得到，UE在股改后標準差為7.038,遠大于股改前標準差0.088.鑒于股改后UE均值為負數，因此取其絕對值可得0.616,該值要顯著高于股改前的0.016.通過以上分析，可以直觀地發現UE在股改后發生了較大的波動，這表明股改后投資者能夠更加清晰地甄別市場信息與公司特質信息。同時，還可以通過分析股改前后UE最大值和最小值情況來進一步佐證上述結論，股改后UE最大值為62.149、最小值-98.233,股改前UE最大值12.491,最小值-12.780,這說明股改后較股改前UE波動程度更大，總體上并呈上升趨勢，公司披露的財務信息更加具有決策有用性。
為進一步驗證上述描述性統計值的可靠性以及顯著性，本文對股權分置改革前后各變量均值進行了顯著性檢驗（詳見表4）。從表4可以得到，股改后變量UE與其他變量相比，均值發生了較大幅度的增長，這一結果得到在1%水平上檢驗的支持；其他變量均值總體上變動幅度不大，略有增長，除變量NA以外，其余變量沒有有得到顯著性檢驗的支持。
5.2 多元回歸分析
為保證多元回歸分析的可靠性和精度，避免回歸分析中的多重共線性的問題，本文對模型中的各變量進行了pearson相關系數分析，詳見表5.表5顯示，變量DIVD與變量NA之間的相關系數為0.296,為各變量間相關系數最大者，但并不顯著；此外，交叉變量BV*AUD與DIV*AUD間的相關系數為0.163,高于0.1;其他各變量間的相關系數均不高于0.1.這表明該模型中的各變量間的多重共線性程度較低，因此可以認為并不影響多元回歸分析的可靠性和精準度。
股權分置改革前后被解釋變量CAR對解釋變量UE以及其余控制變量的回歸結果詳見表6.在該回歸中，為更好地展現CAR對UE在股改前后的反映情況以及盈余反應系數的波動情況，故將總體樣本劃分成2個子樣本，即股改前子樣本和股改后子樣本。表6回歸結果顯示，變量CAR對UE的系數，即盈余反應系數，在股權分置改革前為0.031,t值為5.089,且在1%的水平上顯著；在股權分置改革后，盈余反應系數為0.045,t值為7.167,且同樣在1%的水平上顯著。因此，從以上回歸結果，可以得到股改后盈余反應系數較股改前出現了較大幅度的增長，增幅為45%.股改后盈余反應系數的大幅顯著提升表明，股改這一資本市場制度性變革，促進了上市公司治理制衡機制更加完善有效，從而使更多的公司特質信息被市場所吸納消化，并反映到股價中去，即本文假設1得證。
表6僅對股改前后盈余反應系數的總體變動情況作了描述，但卻沒有對股權分置改革前后4年內分年度的盈余反應系數的具體變動情況進行回歸分析，而表7所列示的股改前后分年度多元回歸結果則較好地滿足了本文研究要求，彌補表6之不足。從表7可以得到，在股改前第二年，盈余反應系數為0.025,t值3.754,且在1%水平上顯著，顯著性水平較高；股改前第一年，盈余反應系數為0.016,t值1.667,僅在10%水平上顯著；股改后第一年，盈余反應系數為0.038,t值5.698,在5%水平上顯著；股改后第二年，盈余反應系數為0.048,t值5.732,在1%水平上顯著。綜上，在股改前后四年的時間跨度中，盈余反應系數均得到了顯著性檢驗支撐。
圖1更以趨勢線的形式更加清晰地反映了股權分置改革前后盈余反應系數的變動趨勢。從圖中可以看出，股改前第一年較股改前第二年盈余反應系數略有下滑，這可能是由我國資本市場長期以來同股不同權，上市公司董事會常常由非流通股大股東把持，從而導致盈余操縱、財務虛假陳述時有發生，侵占流通股股東利益，從而使廣大流通股小股東信心受損，因此，股改前中小投資者投資決策就較少以來公司披露信息，而是按照市場信息，從而就導致嚴重的“羊群行為”.股改后，盈余反應系數較股改前都有了顯著提升，股改后的第一年較股改前的第一年提高了1.4倍，股改后第二年較股改后第一年提高了26%.這說明股權分置改革打破了同股不同權的資本市場制度弊病，從而使流通股中小股 東與非流通大股東間的利益格局發生了重大調整，并將原非流通股大股東的扭曲行為進行校正，構建了大股東與中小股東統一的利益平臺，有力促進了公司制衡機制的完善以及公司治理效率的提升。在共同一致利益基礎上，上市公司披露財務信息更加充分、公允，從而使投資者信心顯著增強，再做出投資決策時會更加依賴公司披露的特質信息，從而有助于資本市場資源配置效率的提升。綜上分析，按照經典市場效率形式的界定，可以推斷，中國資本市場已基本達到弱式有效市場水平（證明了假設2）。
6 研究結論
本文利用大樣本數據，以股權分置改革為研究背景，以上市公司財務信息為微觀基礎，從公司特質信息的視角對股改前后我國資本市場效率進行實證檢驗與分析。研究表明，股本全流通時代，以同股同權、利益共享的新的治理架構將進一步提升上市公司信息披露質量以及公司透明度，有助于推動我國資本市場資源配置效率顯著提升，并使我國資本市場基本達到弱式有效市場水平。黨的十八屆三中全會對我國資本市場改革做出了頂層設計，描繪出了路線圖。當前，我國資本市場改革正處于深水區，股權分置改革不僅我國下一步深化資本市場全面改革奠定了堅實的產權基礎，同時股改的寶貴經驗和經濟后果也對后股權分置改革時代資本市場改革提供了諸多政策啟示：
一是健全上市公司信息披露機制，強化證監會對證券市場監管力度，加大對上市公司以及中介機構通過串謀等形式的違規處罰，嚴格規范機構投資者的執業行為，細化上市公司對重大事件的信息披露，堅決打擊虛假陳述、市場操縱、“老鼠倉”等違法行為，有力保護投資者合法權益，切實改變“政策市”的現狀。二是健全有效制衡的公司治理機制，充分發揮股東大會、監事會、獨立董事、經理層在董事會決策中的監督作用，從而使董事會在公司重大戰略及經營問題上保持客觀，使其成為上市公司風險控制的“防線”以及遵紀守法的“底線”.三是健全股權分置改革的后續補充配套機制。據新浪財經2統計顯示，2014年滬深兩市將有1296億股解禁，這無疑將會對市場產生較大影響。因此，完善規范大小非解禁行為，從而最大限度減少對股市的沖擊，確保后股改時代資本市場的有序穩健發展，保障市場效率的穩步提升。
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