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投资者保护、剩余公司治理与我国资本市场省际差异(二)
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相对于其他市场而言,资本市场具有一定的特殊性。
具体说来,
第一,资本市场是一个公开竞价、交易活跃的公开市场,市场中充满了众多投资者,所有投资者几乎没有进入和退出壁垒;
第二,资本市场交易工具不仅是一种价值符号,更是企业产权 的内化物 ,因此投 资者实质上购买 的是各种权利 ,进行投 资时 ,投资者可能会考虑到各种复杂因素的影响,但对自身利益的有效保护一定是根本的考虑因素 ;
第三,市场中信息不对称等制约因素的客观存在,使得投资者利益单靠市场本身无法得 到有效保护 ,投资者信心受到打击的结果将严重危及资本市场的发展 。正是由于这种特殊性的存在,决定 了投资者保护对资本 市场发展 而言具有非常重要的意义。中国资本市场区域发展存在明显的不平衡性 ,固然与各地区经济发展水平、市场化程度、中央政府差别化制度和政策设计 、地区社会文化发展状况以及地理区位等因素相关,但考虑到资本市场本身 的特殊 性 ,我们认为这种差异也与各地不同的投资者保护程度有关。实际上 ,从投资者的角度看 ,他们会选择投资于一个好的法律保护的地区 ,这样可 以更好的保 护 自身利益 ,①而从地方的角度看,财政分权促使地方以经济发展为第一要务 ,为了获取更多资金 ,必须扩大资本市场规模 ,故通过提高对投资者的保护程度,许以更高的承诺,是吸引更多投资者的一个可能途径。基于此 ,我们认为投资者保护是推动资本市场区域发展的一个积极因素 ,
因而提出以下三个假设 :
假设 1:投资者保护促进了地 区经济证券化程度 ,即投资者保护与各地经济证券化程度正相关。
假设 2:投资者保护扩大了地区资本市场宽度,即投资者保护与各地资本市场宽度正相关。
假设 3:投资者保护扩大了地区证券市场融资规模,即投资者保护与各地证券市场融资规模正相关。对投资者的保护是一个系统工程 ,其中包括了投资者保护立法、规范资本市场运作 、建立投资者保护 各种机制 、加强宣传和对投资者进行教育等诸多环节,法律对投资者利益的保护是其 中重要的组成部分。邓德军和范利民(2009)发现 ,区域法治环境和公司微观治理一样,能够制约控股股东的侵占行为。改善 上市公 司面临的区域环境,可以提高上市公司质量 ,更好的保护中小投资者的利益。区域层面上的投资者法律保护主要由对法律法规的执行和省际剩余公司治理两部分构成 。Pistoreta1.(2000)、CullandXu (2005)andHasan eta1.(2009)的研究结论表明对投资者保护相关法律执行好的地区,其投资者保护程度就高。除了法律执行以外 ,省际剩余公司治理好的地 区,其投资者保护程度相应也越高。因此我们认为这两个因素将对资本市场区域发展产生影响。
基于此,我们提出假设 4和假设 5:
假设 4:对投资者保护的法律执行与资本市场区域发展正相关。
假设5:与投资者保护相关的省际剩余公司治理对资本市场区域发展产生正向影响。
五、变量、样本与描述性统计
(一)变量设计
1.被解释变量被解释变量为资本市场区域发展状况。本文采用市场规模指标来度量各地区资本市场发展,包括用股票总市值占比作为衡量地 区经济证券化程度指标 ,用上市公司数占比作为衡量市场宽度的指标,用股票市场融资总额来衡量各地区从资本市场上融资资金的规模。
2.解释变量解释变量为各地区的投资者保护程度,主要包括对法律执行(司法)的度量和对省际剩余公司治理的度量。
(1)法律执行的度量指标。本文借鉴现有的研究成果,选取如下指标来表征各省区的司法程度:
第一 ,每万人律师数。中国各地区由于市场化程度和法律发展水平存在巨大差异,使得同样的法律条款在执行过程中其执行力度和效果不尽相同。作为地方司法活动的重要组成人员,律师不仅能够为委托人提供法律帮助 ,使公民及社会组织能够运用法律武器保护自己的合法权益免受 不法侵害(包括公权力的侵 害 ),更重要的是 ,作为独立的司法人员,律师可 以尽可能排除法律执行过程中外界因素的干扰 ,积极有效地促进法律的执行 。一个地区如果其律师占人口比重相对较大 ,则说明其为促进该地区公共职责做 出更大的努力 ,也说明该地区可以更好的排除外界因素对司法活动的干扰。
第二 ,除每万人律师数外,也选取地区法律环境指数和专业律师指数作为替代 变量 。 其中法律环境指数可以视为对地区现行法律制度 、执法效率和司法公 正的一个综合描述,而专业律师指数与本文使用的每万人律师数指标 ,构建方法上完全不同 ,这不仅可以定量化一个地 区法律服务中介组织的发达程度 ,从而间接反映地 区法律执行状况 ,而且也是对本文每万人律师数指标的重 要补充 。至于学者们所使用 的其他替代变量 ,如司法体系效率 、民事诉讼 、信用水平等 ,因为数据获得受限等原因 ,本文放弃使用 。
(2)省际剩余公司治理的度量。在本文的分析中,省际剩余公司治理 主要指地方性法规 。虽然迄今为止,尚未见到有研究对于地方性法规进行定量分析 ,但是由于地方性法规属于立法的范畴, 而自 LLSV(1998)开 始 ,很多学 者 (Pistor2000;沈艺峰等 ,2004;LaPortaeta1.,2006;ojankovet a1.,2008;姜付秀等 ,2008;王鹏 ,2008;Thapaeta1.,2009)对于投资者保护的立 法进行了大量 的定 量化研究 ,因此 其构造方法和思 路完全可以被我们借鉴使用 。该方 法 的基本思 路是 ,预 先设定 投资 者保护程度的相应指标 ,然后逐一核对现有《公司法》、《证券法》以及其他相关法律法规中,是否有与设定指标相关的规定 ,在采用打分制的基础上,构建一个立法指数来定量反映不同国家 、不同时期的投资者保护立法状况 。
在整体思路参 照上述立法指数构建方法的基础上,具体构建过程本文稍作调整 ,鉴于本文中省际剩余公司治理强调的是各地方对现有法律法规的补充和完善 ,为此我们在构建度量指标时,将打分的判定标准确定为是否对现有法律法规有所改进 。具体方法是首先对挑选出来 的地方性法规和条例进行分类,共分为对《公司法》的增补 、对《证券法》的增补、对 国家行政性法规 的增补以及地方规范性文件4类 。考 虑到法律和行政性法规所起效力的不 同,如有对法律进行的修改则分值为 1分 ,而对行政性法规进行的 修改和地方 自行制定的规范性文件则赋值 0.5分 。然后逐条核对每一个法规条款 ,发现对现有 国家法律 法规有所补充 ,并且对投资者保护产生有利影响的 ,记 1分 ,不利影响的扣 1分 ,没有做出补充 的,记 0分 ;对行政性法规有所补充的以及地方 自行制定的规范性文件 中,对投资者保护产生有利影响的,记 0.5分 ,不利影响的扣 0.5分,没有做出补充的 ,记 0分 。按照这种思路 ,本 文构建了反映省际剩余公 司治理状况 的地方性法规指数。
(3)投资者保护综合指数 。本文对投资者保护综合指数 的构建采用 了两种方法,一种借鉴 Choiand Wong(2007)的思路 ,用每万人律师数和地方性法规指数之和表示综合保护指数 ;另一种参考王鹏 (2008)的方法 ,用二者乘积表示综合保护指数 。实际上,每万人律师数和地方性法规指数 的构建过程使用的是 截然不同的处理方法 ,二者基本上是独立的,并不存在相互影响和孰轻孰重 的问题 ,故在本文中使用曲者 乘积所表示的综合指数进行实证检验 ,而将两者之和表示 的综合指数用于稳健性检验。
3.控制变量
影响资本市场发展 区域差异的因素很多 ,基于现有文献的研究成果 ,本文选取下列变量作为控制变 :纳入计量模型中。
(1)经济因素的影响。地 区经济发展水平对资本流动进而对各地 区资本 市场发展产生较大的影响。一般来说 ,地区经济发展水平越高 ,该地 区资本 市场规模相应也越大。为控制住经济因素的影响 ,LLSV (1997)、CullandXu(2005)、王鹏(2008)以及 Hasaneta1.(2009)在论证投资者保护对资本市场发展的影 响时 ,就分别使用了一 国总体经济规模和经济增长速度 作为控制变量 。本文 中我们使用人均实 际 GDP 和实际 GDP增长率来考察经济因素可能产生的影响。
(2)市场因素的影响。资本市场价格 的波动可能对市场规模和市场宽度指标产生影响。用股票市值 衡量的资本市场规模,随着股价的变化,各地 区资本市场规模也发生相对变化。同样,股票价格的波动,也有可能促进或抑制 首次公 开发行 ,从而影响到各地区上市公司的数量 。本文中参考李 朋和刘善存 (2006)的方法 ,使用股票市场波动率作为市场因素的替代变量。
(3)人口文化素质差异的影响。张维迎和柯荣住 (2002)在研究我 国各省区的社会信任程度对经济绩效的影响以及进一步分析影响信任 的因素时 ,将各地 区教育文化水平作为一个重要的变量加 以分析 。 Hasaneta1.(2009)在探讨中国各省区的制度发展 、金融深化对经济增长的影响时,使用 了中学入学率 用 于控制人力资本投资对各地 区经济增长的影响。而在本文的分析 中,我们认为一个地 区人 口文化素质 的 高低将决定该地 区投资者的规模 ,进而可能对 资本市场发展 的区域差异产 生影响 ,因此 我们使 用地 区大专以上受教育人 口占比这一变量来控制地区不同的人 口文化素质可能产生的影响。
(4)地理 区位 的影响。区域经济的发展与地 区所在 的地理 区位有着密切 的关系 ,对于资本市场的区 域发展来说 ,也是如此 。本文将地理 区位大致划分为东中西部三个部分 ,使用地 区虚拟变量来控制地 理 区位因素的影响。
(5)时间因素的影响。本文的样本期间为 1992~2007年,为控制时间因素可能产生 的影 响,我们 使 用了年度虚拟变量进行处理 。各变量具体说明见表 1。 (二 )样本选取和数据来源
1.样本区间
本研究以我国全国性资本市场形成以来的整个 时间段作为样本期 ,样本 区间为 1992—2007年。之所以选取1992年作为数据样本开始期 ,是因为截至 1991年底 ,在两市上市的股票总共只有14家 ,尚没有形成全国性资本市场 ,只是到了1992年 ,国务院证券委和中国证监会的成立,才标志着中国全国性资本市场正式形成。另外到数据处理完成时 ,公开收集的统计数据截至到 2007年 ,因此本文将数据样本结束 期 选 择为 2007年 。
2.资本市场 区域发展指标的数据来源
数据来源中总市值 、上市公司数 、IPO筹资额 、增发和送 配股筹资额数据来 自GTA数据库 ,其他数 据 来源于 CCER中国地 区经济数据库。
3.法律执行指标 的数据来源
每万人律师数是法律执行的主要代理变量,其中律师人数主要收集自各地统计年鉴(1993—2008年 各期),零星数据使用各地司法厅或律师协会网站律师查询数据库手工计算而得,人口数据来源于CCER中国地区经济数据库。而作为替代变量的法律环境指数 和专业律师指数 ,则来 自樊纲 、王小鲁 (2007)的 研究成果 ,由于作者于 2001年之后对统计方法和数据处理进行 了修正 ,为保持数据使川的町比性和连续 性 ,本文使用报告 中 2001—2005年问的相关指标数据。
1 主要 变量定义和说明 变量 名称 变量定义相关研究 地 区经济证 券 化程度 指标 。等 于地 区个股 的发 股票 总市, 行 总股数 与收盘价的乘积加 总之和 与该地 GDP LLSV(1997);PistorandXu(2005); ~L/GDP 比值 。 在分币种计价的基础上最 终统 一换 算为《中国资本市场发展 报告》(2008) 以人 民 币元计价。被 解释变量。 每百万人口上市公地区资本市场宽度指标。定义为地 区全 年上 市 LLSV(1997);Pistorand Xu(2005);司数公司当年百万人口。被 解释 变量。 《中国资本 市场发展报 告》(2008) 衡量各地区从股票市场上融通资金规模 的指标 。 股票市场筹资总额定义为地区全年上市公司 IPO 筹资额、增发 实 PistorandXu(2005);《中国资本 市场 际募集 资金 和 配股 实际募集 资金三 者总和 的对 发展报告》(2008) 数值 。被解释 变量。 投 资 者 保护综合定义为每万人律师数和地方性法规指数乘积 。 指数 解释 变量 。ChoiandWong(2006),王鹏 (2008) 用每万人律师数作为替代指标 ,定 义为各地 区每 LLSV(1998),Pistor(2000),沈艺峰等法律执行万人 中拥有 的律 师数 (2004),La Porta etaL (2006), 。 解释变量。 DjankovetaL (2008) 省际剩余公司治理指标。用于衡 量各 省 区对 与 LLSV(1998),Pistor(2000),沈 艺峰 等 地方性法规指数 投 资者保护相 关的现有 法律 法规 的修 改补 充状 (2004),La Porta eta1. (2006), 况。解释变量 。 DjankovetaL (2008)各地法律环境指数 法律执行指标 。是 对各 地 区法律 环境 的 综合度 LLSV(1998) 量指标 ,王鹏(2008) 。 解释 变量 。 专业律师指数 法律执行指标 。是 对各 地 区法律诉讼质量和法 Culland Xu(2005),HasanetaL规执行力 的度量指标 。解释 变量。 (2009) 定义为(地区上年名GDP本 年 国 内生产 总 地 区人 均 实际 GD值环比指本年地区人口)的对数值 ,以 1992 LLSV(1997),Culland Xu(2005), 年为基期 Hasaneta1.(2009) 。 用 于衡量地 区经 济规模的控制变量。 地 区 实 际 经 济 增 定义为(地区本年实际GDP一上年 实际 GDP)/ 上年 GDP。用于衡量地区经济增 长速度 的控制 LLSV(1997)陈冬华 等 (2008),Hasan 长率 变量 efa1.(2009) 。两个 市场 年度 综合指数 波动 率的 简单算术平均股 票市场波动率 值 ,其 中年度指数波动率根据 当年每一 交 易 日指 李朋 、刘 善 存 (2006)、魏 宇、余 怒 涛 数 变动的标准 差计算而得。用 于衡量股 票 市场 (2007) 价 格 波 动 的 控 制 变 量 。 地 区人 口文化 素质 用地 区大专以上受教 育人 口占比作 为替代指标 ,张维 迎、柯荣住 (2002),Hasaneta1. 控制 变量。 (2O09) 用于控 制地理 区位影响的控制 变量。若处 东部 , 地 区虚拟 变量 则取值 为 1,否则为 0;若处中部 ,取值为 1,否则 为 0;西部为基准组 。 年度虚拟 变量 用于控 制时间 因素可能产生影响的控制变量 4.省际剩余公 司治理指标的数据来源 地方性法律法规主要来源于中国资讯行一中国法律法规库 、北大法宝数据库 以及国家信息中心法律法规库。从这些数据库中我们首先搜索 出 1988至 2009年间共计57319件地方性法规 ,然后再以公司、证 一 55 — 投资者保护、剩余公司治理与我国资本市场省 际差异券 、资本 、股票 、上市为关键词 ,搜索出相关法律文件共计175件 ,剔除了1992年之前和2007年之后 的地方性法规和已有法规中与投资者保护不相关的法规共计26件 ,实际进入指数构建的地方性法规 共计149件。 数据处理中有两点需要说明:第一 ,针对个别省区缺乏全省性 的相关法规 ,而该省同时存在计划单列市的情况下 ,以计划单列市的相关法规替代全省的法规 ,如福建省用厦门的数据替代或补充。第二 ,对于 地方性法规 中有到期(失效)的 ,考虑到失效时已被新 的法规所替代 ,新 的法规是在原有法规基础上的进一步完善 ,所 以尽管失效我们仍然认为其原本产生的对投资者保护的影响不会发生逆 向变化。5.控制变量的数据来源其中,人均实际 GDP、实际 GDP增长率以及股票市场加权指数数据来源于 CCER中国地 区经济数据 库 ,地区大专以上受教育人口占比数据来源于中国人口统计年鉴 (1993—2008年各 期)和各地统计年鉴 (1993~2008年各期)。 (三)研 究方法和计量模型 本文数据类型属于典型 的面板数据 ,我们采用以下两种计量方法来进行估计 。首先我们在 Hausman 检验拒绝了随机效应模型的基础上 ,选择使用变截距的固定效应模型(fixedeffectsmodels)进行估计,而对面板数据常用的似然不相关 回归(Seeminglyunrelatedregressionmodels)方法 ,由于本文样本数据横截 面单元较多而时间序列长度较短 ,使用似然不相关法可能导致残差的相关性 系数矩 阵退化为奇异阵 ,而 使得该方法可能失效 ,因此我们放弃使用。我们构建如下基本回归方程 : CMir=ot+卢1LE打+ 2IRCG +卢3C f+ f+1,f+ 打 (1) 其 中,CMi,表示地区 i在 t年的资本市场发展变量 ,分别用地区经济证券化程度 、上 市公 司数 占人 口 比重和地区证券市场融资规模三个指标来度量 ,LE表示地 区 i在 t年的法律执行变量 ,IRCG 为地区 i在 t年的地方性法规指数 ,cv,为控制变量 , 表示截面个体效应虚拟变量 ,v表示时间效应虚拟变量 ,而 则表示随机干扰项。 其次 ,考虑到现有数据中部分省份存在较多年份 的缺失值 ,且存在时间维度短、区域维度长的特征 , 以及解释变量可能存在的内生性和时不变省份特征可能与解释变量相关等 ,将会使 固定效应模型得到的 参数估计值是一有偏的、非一致的估计量 ,我们进一步采用 ArellanoandBond(1991)提出的动态 面板 广义矩估计法(GMM)对模型进行估计 。我们遵循 经验应用 中通常使用 的一步 GMM 估计方法 (Bond, 2002),并且由于一步系统广义矩估计(one—stepsystem GMM)(ArellanoandBover,1995;Blundelland Bond,1998)利用了比一步差分广义矩估计 (one—stepdifferenceGMM)更 多的信息 ,可以有效控制某些 解释变量的内生性问题 ,通过将弱外生变量的滞 后项作为工具变量纳入估 计方程 ,从而获得一致性估计 ,其估计结果更有效 ,故我们选择使用 一步 系统 GMM 方法进行估计 。尽管 GMM 要求有较大的样本量 ,而本文数据存在部分省份较多年份的缺失值 ,这使得 GMM 估计的有效性有所 降低 ,但多数 回归均通 过了萨根差 (difference—in—Sargan)检验 ,从而可以支持我们使用该方法。在引入 因变量 的滞后项后 ,我 们得到如下估计模型 : CM = +卢lCM 一l+卢2LE“+卢3IRCGfr+ c f+ f+Vf+ “ (2) 此外 ,我们用混合 OLS来检验各种控制变量在没有投资者保护参与的情况下对资本市场发展的影 响 ,和固定效应 回归一样 ,方差经过 Robust调整 ,以增强统计推断的稳健性。考虑到篇幅限制 ,实证 中年 度虚拟变量的结果均没有汇报。
六、实证 结果分析
(一)变量的基本描述
给出了样本各变量的描述性统计结果 ,从中我们可以看出,第一 ,经过l6年的发展 ,各省区资本 ,南方经济2012年第 3期 市场在规模上存在显著的差异 。从地方经济证券化程度指标看 ,全样本平均值为 0.346,而标准差却达到 了0.894,几乎为均值的3倍 ;从每百万人口上市公司数看,均值为 1.160,但标准差却为1.899,也超过均值将近1倍 ;股票市场筹资总额在各地区表现出较为明显的差 异 ,全样本均值为2.571,而标准差为 1.509。第二 ,投资者保护在各省区间也存在较为显著 的差异。投资者保护综合指数全样本均值为 58.857,而标准差将近是其 2倍 ,达到 95.731;用每万人律师数 衡量的法律执行均值为 0.898,而标准 差却 为 1.147,说明各地司法执行程度存在显著的差别 ;地方性法规指数均值为 1.170,标准差为 1.081,虽然相差不大 ,但仍可以说明各省区在地方性法规建设上也存在一定程度的差异 。 进一步对各变量间的相关性进行分析,我们发现衡量投资者保护的各个变量对资本市场规模表现出 显著的相关性 。
七、结论
本文在法金融学研究框架下定性研究 了我 国各省区投资者保护对资本市场发展省 际差异 的影响 ,并通过各省区 1992~2007年面板数据 ,对二者关系进行了实证检验 ,全文共得出三个方面的主要结论 :
第一、投资者保护是形成我国资本市场发展省际差异 的重要原因之一 。与经济发展水平、金融政策变迁、社会文化程度 、要素禀赋结构 以及地理区位等因素对我国资本市场省际差异的影 响所不同的是 ,投 资者保护通过制定和实施一系列制度规则来约束和惩治各种掠夺行为,保护处于弱势地位的外部投资者的利益 ,从而提振投资者信心 ,促进资本市场发展。各省 区投资者保护程度的不 同,通过其对资本市场规 模、市场主体结构 、市场活跃程度的作用机制,形成了我 国资本市场的省际差异 。在控制了经济发展等一 系列影响因素之后 ,本文的实证结果支持这一结论。
第二、司法是产生我国各地区投资者保 护程度不 同的主要原 因,其对资本市场省际差异产生显著影 响。司法的不独立性决定 了其在对法律具体执行时 ,受各地区经济发展水平、行政化程度 和地方化程度 的严重制约 ,因此作为投资者保护主要组成的司法的地 区性差异造成 了投资者保护 的区域性差 异 ,进而 通过作用于资本市场规模、市场主体结构 、市场活跃程度的各种机制 ,形成了资本市场发展的区域差异 。 本文的实证结果表明司法对资本市场省际差异的影响是显著的。
第三、省际剩余公司治理也是导致我国各地 区投资者保护程度不同的原因,进 而也对资本市场发展 区域差异产生影响。以地方性法规为代表的省 际剩余公 司治理 ,是对一般性法律法规 的补充和完善 ,其颁布和实施融合 了各地区发展 的特质性 因素 ,因此作为投资者保护主要组成的立法因素 的体现 ,省际剩 余公 司治理的不同必然造成投资者保护在各地区间产生差异,也因此对资本市场发展的区域差异产生影响 ,但从 目前 中国实际状况看,这一 因素 的影响是有 限的。本文的实证结果表 明现阶段我 国省际剩余公 司治理对资本市场省际差异的影响并不确定。
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