信息不對稱視角下新三板股票流動性研究※

許厚斌 汪 洋

(安徽師范大學(xué),安徽 蕪湖 241003)

截止2018年8月15日，新三板掛牌公司總數(shù)已突破1萬家，達到11073家。新三板快速發(fā)展的同時，流動性不足的問題也日益凸顯[1]。流動性是市場的一切[2]，股票流動性在提高企業(yè)資本配置效率[3]、完善資本結(jié)構(gòu)[4]、促進研發(fā)創(chuàng)新[5]等方面具有至關(guān)重要的作用。而現(xiàn)有文獻主要從做市商制度引入[1][6][7]、風(fēng)險投資介入[8][9]、市場分層[10]等方面對“新三板”股票流動性進行研究，本文對于新三板股票流動性研究，基于信息不對稱視角。具體來說，研究了自愿性信息披露、掛牌公司地理位置、風(fēng)險投資介入與股票流動性關(guān)系。實證分析結(jié)果表明：（1）采用自愿性信息披露方式，能夠顯著提升掛牌公司股票流動性；（2）地處金融發(fā)達地區(qū)的掛牌公司，股票流動性明顯強于其他區(qū)；（3）在采用做市交易方式下，VC/PE的介入，能夠顯著提升掛牌公司股票流動性。

文章的可能貢獻及創(chuàng)新之處在于：（1）文章基于信息不對稱視角考察新三板股票流動性，具體研究了信息披露方式、掛牌公司位置、風(fēng)險投資介入與股票流動性關(guān)系，拓展了新三板股票流動性研究視角；（2）豐富了信息不對稱與股票流動性關(guān)系研究的實證證據(jù)。

一、文獻回顧

信息是影響股票流動性至關(guān)重要的因素，市場信息是外部投資者和內(nèi)部經(jīng)營管理者做出投資選擇與經(jīng)營管理決策重要依據(jù)。信息不對稱程度加劇，會給股票流動性帶來負面影響，同時也伴隨著要求報酬率增加[11]，信息不對稱成本是股票流動性成本決定性因素之一?，F(xiàn)有研究多從信息披露水平、地理位置、機構(gòu)投資者持股等角度，考察信息不對稱對流動性產(chǎn)生的影響。

（一）信息披露水平

充分而及時的信息披露是對投資者的有效保護，更是資本市場價值估值的核心[12]。信息披露水平會影響投資者對上市公司經(jīng)營狀況的估計[13]，對于信息披露水平高的公司，投資者會持樂觀態(tài)度，會促進股票流動性提升[14]。同時，交易成本與股票流動性是呈負向關(guān)系，而信息披露水平直接決定了信息不對稱程度，信息不對稱程度加深會擴大買賣價差，進而限制了股票流動性[15]。與強制性信息披露不同，自愿披露是上市公司就自身財務(wù)與非財務(wù)信息主動進行披露[16]。自愿性披露能夠緩解信息不對稱程度[14]，均衡買賣雙方的信息掌握，增加股票流動性[17]。姚頤、趙梅[12]認為自愿性披露是一種稀缺資源，能夠提高新股發(fā)行率，促進股市流通。而國內(nèi)從自愿性披露視角實證研究新三板股票流動性的較少。

（二）地理位置

地理距離作為衡量信息不對稱程度指標(biāo)之一，對市場主體之間信息溝通與交流產(chǎn)生重要影響[18]。Malloy[19]研究發(fā)現(xiàn)，投資者與被投資者之間信息不對稱程度，會隨著地理距離增加而加深?；诘聡C券交易所數(shù)據(jù)，Hau[20]發(fā)現(xiàn)在日交易當(dāng)中，距離公司總部較近的交易者顯現(xiàn)出明顯信息優(yōu)勢。而李思龍、金德環(huán)等[21]發(fā)現(xiàn)社交媒體的出現(xiàn)及應(yīng)用，增強了異地投資者間互動交流，降低了因信息不對稱引起的非知情交易者要求的信息補償，提升了股票流動性。黃張凱、劉津宇等[18]研究發(fā)現(xiàn)，高鐵的修建會彌補信息溝通的缺失，緩解地理距離對IPO定價的影響，使股票順利發(fā)行、流通。同時，地理距離也會影響上市企業(yè)公司治理水平，進而影響投資者行為[22]。同時，地理位置不同，也意味著地區(qū)金融發(fā)達程度存在差異。林毅夫、王永軍[23]和王洪生[24]研究發(fā)現(xiàn)，金融環(huán)境對企業(yè)的投融資行為有決定性影響。汪洋[25]也發(fā)現(xiàn)金融發(fā)達地區(qū)企業(yè)信息透明度更高，從而對投資者行為產(chǎn)生影響，進而影響流動性。

（三）機構(gòu)投資者持股

機構(gòu)投資者往往持股比例較高，作為公司大股東其更容易獲取內(nèi)部信息，從而加劇信息不對稱程度，對股票流動性產(chǎn)生負面效應(yīng)[26][27]。馬超認為機構(gòu)投資者持股比例與股票流動性呈U型關(guān)系，當(dāng)持股比例達到一定水平后，才會對股票流動性會產(chǎn)生積極的正面影響。同時，也有學(xué)者指出，機構(gòu)投資者可以通過完善信息披露制度，來彌補流動性不足[28]。機構(gòu)投資者的參與，也會向市場釋放信息有效性這一訊息，從而增強投資者信心，提升股票市場流動性[29]。而付雷鳴和姚諍等認為，VC/PE作為特殊的機構(gòu)投資者，可能會通過逆向選擇、信息效率等作用機制對股票流動性產(chǎn)生影響。

通過梳理國內(nèi)外相關(guān)文獻發(fā)現(xiàn)，基于信息不對稱視角考察新三板股票流動性的學(xué)者較少。以往研究中，主要強調(diào)信息披露水平對信息不對稱影響，很少有單獨考察自愿性信息披露方式會對股票流動性產(chǎn)生怎樣的影響；而地理位置方面，多數(shù)學(xué)者是從投資者與被投資者之間地理距離角度，衡量信息不對稱程度，而基于企業(yè)所處位置金融環(huán)境視角涉及較少；風(fēng)險投資作為機構(gòu)投資者，其持股行為對于流動性的影響，學(xué)界的觀點并未統(tǒng)一，因為風(fēng)險投資也可能出現(xiàn)機會主義行為?；诖?，本文實證研究了自愿性信息披露方式、掛牌所在公司位置、風(fēng)險投資介入與新三板股票流動性關(guān)系。

二、理論分析與研究假設(shè)

信息披露方式的差異對信息不對稱影響程度也不相同，自愿性信息披露方式采用較多時，能夠減少知情交易者與非知情交易者信息不對稱，因風(fēng)險規(guī)避因素降低而促進股票流動。首先，信息披露程度與資本成本呈負相關(guān)關(guān)系[16]，自愿性信息披露能夠降低內(nèi)部管理者與外部投資者信息不對稱，縮小買賣價差[30]，提高股票流動性。同時，內(nèi)部信息披露能夠提高信息透明度，投資者對公司真實運營情況更為知悉，從而提升投資者熱情和信心，有利于提升公司股票流動性[31]。此外，自愿性披露中的非財務(wù)信息包含企業(yè)戰(zhàn)略信息、研發(fā)支出、環(huán)保投入等關(guān)乎企業(yè)未來發(fā)展前景的信息，會影響投資者對企業(yè)評估，從而影響股票流動性?；诖?，我們提出假設(shè)一：

H1.采用自愿性信息披露方式的掛牌企業(yè)，其股票流動性更強；

地區(qū)的金融發(fā)達程度是影響資本流動的重要因素之一，發(fā)達的金融市場與完善的金融政策環(huán)境下，信息來源廣、通達度高的特點降低了信息不對稱水平，對投資者形成了有效保護。金融發(fā)達地區(qū)投資者、銀行、分析師以及券商的密集程度會更高，即意味著掛牌企業(yè)受關(guān)注程度會更高[25]，那么掛牌企業(yè)信息會變得更加透明，從而增加投資者信心，影響股票流動性。同時，投資者會存在本地偏好行為，而這種投資者與被投資者之間的地理鄰近性，降低了交通成本，提高了溝通效率以及獲取信息準(zhǔn)確性，有效緩解逆向選擇問題。所以，投資者本地偏好加深了金融環(huán)境對掛牌企業(yè)股票流動性影響?；诖?，我們提出假設(shè)二：

H2.處于金融發(fā)達地區(qū)的掛牌企業(yè)，其股票流動性更強；

機構(gòu)投資者往往持股比例較高，且持股時間較長，多被界定為戰(zhàn)略投資者。尤其是風(fēng)險投資，一般需等到被投資企業(yè)上市后通過轉(zhuǎn)讓股票獲取投資收益。因此，機構(gòu)投資者有足夠的動機對企業(yè)進行有效監(jiān)督[32]，而且與個人投資者相比，機構(gòu)投資者在信息收集方面更具備專業(yè)優(yōu)勢，能夠降低信息不對稱程度，提升股票流動性。新三板掛牌企業(yè)多處于創(chuàng)業(yè)期，風(fēng)險投資出于價值創(chuàng)造目的，會在其持股期間行使治理職能[9]，如優(yōu)化管理層結(jié)構(gòu)、完善信息披露制度、參與戰(zhàn)略決策制度等，會向外部傳遞企業(yè)風(fēng)險低、層次高積極信號，從而提升投資者交易意愿；同時，作為戰(zhàn)略性投資者，風(fēng)險投資機構(gòu)獲取短期收益動機較弱，而是傾向于企業(yè)價值增值?？傊?，風(fēng)險投資的介入，提高了掛牌企業(yè)股價信息含量及信息透明度，有助于提升股票流動性?；诖?，我們提出假設(shè)三：

H3.有VC/PE介入的掛牌企業(yè)，其股票流動性更強。

三、研究設(shè)計與實證檢驗

（一）變量設(shè)計

1.因變量

由于股票流動性本身具有較為復(fù)雜的含義，學(xué)術(shù)界一般通過多個指標(biāo)來衡量流動性的不同側(cè)面，同時也通過多個指標(biāo)檢驗結(jié)果的相互印證，來增加結(jié)果的可靠性。借鑒已有研究的做法，本文通過以下四類指標(biāo)來衡量新三板的流動性：相對有效性價差、相對報價價差、流動性指標(biāo)和換手率。信息不對稱引發(fā)的流動性問題主要表現(xiàn)為市場寬度問題，一般主要用報價價差指標(biāo)反映，因此，本文衡量流動性的主要指標(biāo)為相對有效性價差和相對報價價差。

（1）相對有效價差。由于我們使用的是日間低頻數(shù)據(jù)計算的指標(biāo)，因此實際上計算的是收盤相對有效性價差。該指標(biāo)由收盤價與買賣價差中點的差的絕對值的兩倍，再除以買賣價差的中點，然后取年度內(nèi)平均值構(gòu)成。具體計算公式如下：

（2）相對報價價差。同理，本文的相對報價價差使用的也是日間數(shù)據(jù)構(gòu)造的收盤相對有效性價差。該指標(biāo)由日間買賣價差，除以買賣價差的中點，然后取年度內(nèi)平均值構(gòu)成。具體計算公式如下：

計算公式中Price代表股票交易日收盤價，ask代表交易日股票交易最高價，bid代表交易日股票交易最低價，D為本年度內(nèi)單只股票交易量不為0的天數(shù)，d為D中的某一天。liquidity1和liquidity2越大，代表流動性越差。

（3）非流動性指標(biāo)。該指標(biāo)最早由Amihud使用日間數(shù)據(jù)構(gòu)造而成。計算公式為股票日收益率的絕對值除以成交金額。它反映的是在單位成交額的變動下，股票價格的波動性，因此該指標(biāo)側(cè)重于衡量市場沖擊對流動性的影響。本文中該指標(biāo)計算公式具體如下：

Rd表示成交量不為零的交易日的日股票收益率，RMBVOLd表示成交量不為零的交易日的日成交金額，D為年度中交易量不為零的天數(shù)。ILL指標(biāo)越小代表股票流動性越強。

（4）換手率。以為每只股票每日成交量占所有流通股數(shù)的比例代表該指標(biāo)。

2.自變量

（1）自愿披露中報。虛擬變量。如果掛牌企業(yè)實際披露了年度中期報表，該變量取值為1，否則變量取值為0。我們用該變量反映掛牌企業(yè)自愿披露信息的意愿。自愿披露的掛牌企業(yè)相對而言信息不對稱的程度較低，流動性會更高。預(yù)計變量系數(shù)為負。

（2）所處地理位置。虛擬變量。如果掛牌企業(yè)總部處于北京、上海和廣東省，該變量取值為1，否則變量取值為0。我們用該變量反映掛牌企業(yè)所處地區(qū)的金融發(fā)達程度對企業(yè)的信息不對稱的。

（3）VC/PE參與。虛擬變量。如果掛牌企業(yè)在本年度內(nèi)有VC/PE參與，則變量取值為1，流動性會更高。預(yù)計變量系數(shù)為負。否則變量取值為0。我們用該變量反映VC/PE所產(chǎn)生的信號傳遞作用。有VC/PE參與的掛牌企業(yè)通過信息傳遞機制可以部分克服信息不對稱問題，因此我們預(yù)計該變量系數(shù)為負。

3.控制變量

根據(jù)已有研究，我們把控制變量分成三類：一是反映市場交易層面和市場交易機制設(shè)計的變量；二是反映企業(yè)層面的特征變量；三是行業(yè)與年度變量。

（1）市場交易層面和市場交易機制設(shè)計變量。根據(jù)已有研究，反映市場交易層面的變量選取了股票價格、成交量、市值和波動率。其中價格為單只股票價格年度均值取對數(shù)。成交量為單只股票年度總成交量取對數(shù)。市值為單只股票年度均值取對數(shù)。參照Andres等人(2014)的方法，波動率的算法為取個股日對數(shù)收益率標(biāo)準(zhǔn)差的年化值。交易機制設(shè)計用掛牌企業(yè)采用的交易制度代表，如果每年年底“新三板”掛牌企業(yè)為做市交易方式，該變量取值為1。如果是協(xié)議交易方式，變量取值為0。

（2）反映企業(yè)層面的特征變量。根據(jù)已有研究，具體包括反映獲利能力的凈資產(chǎn)收益率，反映資本結(jié)構(gòu)的資產(chǎn)負債率，反映股權(quán)結(jié)構(gòu)和股權(quán)制衡的第一大股東持股比例，以及前十大股東持股比例。所有企業(yè)層面的特征變量均采用一階滯后變量。

（3）行業(yè)與年度變量。我們根據(jù)WIND二級行業(yè)分類對樣本設(shè)置行業(yè)變量，以反映行業(yè)差異所帶來的影響。同時，我們用年度變量對宏觀因素和政策事件可能形成的影響進行控制。

所有變量指標(biāo)的定義、計算和數(shù)據(jù)來源見表1：

表1 變量匯總表

（二）樣本選擇和模型設(shè)定

1.樣本選擇

為了保證樣本的可比性、一致性，本研究選取2014-2016的三年中全國范圍內(nèi)的在“新三板”掛牌企業(yè)的年度數(shù)據(jù)作為樣本。同時對以下樣本也進行了剔除：

（1）剔除賬面資產(chǎn)負債率小于0或者大于100%的樣本。

（2）由于金融類企業(yè)資本結(jié)構(gòu)的特殊性，剔除金融類企業(yè)樣本。

（3）為防止交易天數(shù)過少導(dǎo)致計算的流動性指標(biāo)不準(zhǔn)確，我們設(shè)置了臨界值，對年度內(nèi)交易次數(shù)低于臨界值的樣本進行了剔除。在已有研究中該臨界值的設(shè)定各有不同。一般針對國內(nèi)主板市場流動性度量的臨界值設(shè)定為，年度內(nèi)成交量不為零的天數(shù)不少于120天。由于“新三板”的交易體量無法和主板相同衡量，因此，本文中設(shè)定的臨界值為60天，即剔除年度內(nèi)成交量不為零的天數(shù)少于60天的樣本。

（4）剔除存在缺失值的樣本。

最終獲得有效樣本2781個，為非平衡面板數(shù)據(jù)。所有連續(xù)型變量樣本均進行了上下1%winsor縮尾處理。數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫，以及根據(jù)Wind數(shù)據(jù)手工計算所得。

2.模型設(shè)定

由于樣本選取跨度三年，理論上存在采用固定效應(yīng)模型、隨機效應(yīng)模型和混合回歸模型的可能性。固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型主要考慮不隨時間變化的個體特征對因變量的影響。為了確定模型設(shè)定，首先我們對樣本的年份結(jié)構(gòu)進行分析發(fā)現(xiàn)（見表2），2014年樣本量為286個，只占10%。2015年樣本量為1040個，2016年的樣本量為1456個。樣本主要是在2015和2016年發(fā)生重復(fù)。因此，不隨時間變化的因素發(fā)揮作用的可能性很小。

表2 樣本年度分布表

隨后我們通過F檢驗和LM檢驗發(fā)現(xiàn)，P值均非常接近于1，說明采用固定效應(yīng)模型、隨機效應(yīng)模型與混合回歸模型是沒有顯著差異，即混合回歸模型設(shè)定是可接受的。因此我們采用混合回歸模型，模型具體設(shè)定如下：

（三）統(tǒng)計性描述

liquidity1、liquidity2、ill和 turn 四項指標(biāo)的最大值與最小值之間都相差數(shù)十倍，表明樣本企業(yè)間的流動性差距較大。87%企業(yè)選擇自愿性披露中期財報，主要與兩個原因有關(guān)：一是2016年6月份股轉(zhuǎn)系統(tǒng)明確了中期財報表披露的要求；二是被剔除樣本含有部分未披露中期財報的樣本。近40%的企業(yè)總部位于北京、上海和廣東省，表明掛牌企業(yè)的地區(qū)集中度較高。5%的掛牌企業(yè)中有VC/PE介入，且多半在企業(yè)掛牌前進入，而VC/PE介入的企業(yè)比例較少，可能與新三板企業(yè)較高的風(fēng)險不對稱特征有關(guān)。Price、vol、value、sd 指標(biāo)進行了對數(shù)處理，最值之間差距較大，表明樣本企業(yè)市場交易層面特征差距明顯。64%企業(yè)選擇做市轉(zhuǎn)讓方式，高于實際中做市轉(zhuǎn)讓方式約30%占比，這與協(xié)議轉(zhuǎn)讓下的企業(yè)交易頻次較少，樣本易被剔除有關(guān)。公司層面突出特征是大股東持股比例，第一大股東與前十大股東持股占比平均分別達到41%、85%，新三板掛牌企業(yè)“一股獨大”和股權(quán)集中度高的特征較為明顯。其它信息見表3。

表3 變量統(tǒng)計表

自變量間的相關(guān)性檢驗顯示，相關(guān)系數(shù)最高的是價格與市值，二者相關(guān)系數(shù)為0.61。在模型檢驗中我們將進一步通過方差膨脹因子(VIF)，檢驗二者對模型的影響。除此之外，其它變量間不存在較高的相關(guān)關(guān)系。因此，我們可以初步判斷待檢驗?zāi)Ｐ筒淮嬖趪?yán)重的多重共線性問題。其它信息見表4。

表4 變量相關(guān)性檢驗表

（四）檢驗結(jié)果與解讀

1.單變量檢驗

相比于2014年，2015年的市場流動性顯著下降，2016年比2015年的市場流動性有顯著上升。2016年的流動性水平基本回升到與2014年相同的水平。究其原因，2014年流動性較高可能與“新三板”剛剛擴容，以及引入做市商制度等政策利好有關(guān)。而2015年的流動性下降則有可能與當(dāng)年股市的大幅波動有關(guān)，這種波動在價差表示的指標(biāo)上反映比較明顯。而2016年的流動性回升則有可能是新一輪的利好政策，例如分層制度的實施，轉(zhuǎn)板機制的再次提出，私募機構(gòu)做市試點政策的推出有關(guān)。其它具體信息見表5。

表5 分年度流動性對比表

我們以自愿披露中報(publish)作為分組變量進行檢驗發(fā)現(xiàn)，無論是Liquidity1還是Liquidity2指標(biāo)，均顯示自愿披露中報的樣本流動性要顯著高于未披露中報的樣本組。以企業(yè)地理位置(province)作為分組變量進行檢驗發(fā)現(xiàn)，處于北京、上海和廣東省的掛牌企業(yè)流動性顯著好于處于其它省份的掛牌企業(yè)。但是以有無VC/PE參與(vcpe)作為分組變量時，兩組的流動性沒有顯著區(qū)別。單變量檢驗與我們的多數(shù)假設(shè)相一致，初步驗證了我們的想法。但是仍需進一步的回歸檢驗進行驗證。其它信息見表6。

表6 單變量檢驗結(jié)果表

2.回歸檢驗結(jié)果

在模型1中我們以相對有效價差 (liquidity1)為因變量，對控制變量進行回歸。結(jié)果顯示，vol、value、sd系數(shù)均在1%置信水平上顯著為正，即成交量越大，市值越高，波動性越強，股票的流動性越差。Maker系數(shù)在1%置信水平上顯著為負，即采用做市交易方式的股票流動性顯著好于采用協(xié)議交易的股票。l.roe系數(shù)在10%置信水平上顯著為負，即企業(yè)的盈利能力越強，股票的流動性越強。l.h1系數(shù)在1%置信水平上顯著為正，即第一大股東占比越高流動性越差，因為“一股獨大”更容易加大信息不對稱。l.h10系數(shù)在1%置信水平上顯著為負，即前十大股東占比越高流動性越好。有效樣本2691個，調(diào)整后的 R2為 0.3026。

模型2中我們加入了自變量，結(jié)果顯示，publish系數(shù)在5%置信水平上顯著為負，即自愿公開中報的掛牌企業(yè)股票流動性顯著好于未公開中報的企業(yè)流動性。假設(shè)1通過檢驗。province系數(shù)在1%置信水平上顯著為負，即總部處于北京、上海和廣東省的掛牌企業(yè)流動性顯著好于其它省份的掛牌企業(yè)。假設(shè)2通過檢驗。vcpe系數(shù)不顯著，有無風(fēng)投和私募參與的企業(yè)在流動性方面并沒有差異。假設(shè)3未通過檢驗。調(diào)整后的R2為0.3376，解釋力度上升了11.57%。

模型3、4中我們以相對報價價差 (liquidity2)為因變量再次檢驗。結(jié)果與模型1、2的結(jié)果非常相似。Publish和province系數(shù)分別在10%和5%置信水平上顯著為負，假設(shè)1和2再次得以驗證。其它檢驗結(jié)果見表7。

表7 全樣本回歸檢驗結(jié)果表

VC和PE作為機構(gòu)投資者，一方面它們參與到企業(yè)中可以作為一種信號傳遞，降低企業(yè)的信息不對稱程度，另一面它們持股也可能因為本身的信息優(yōu)勢，加大企業(yè)與其他投資者的信息不對稱程度。例如蔡慶豐和宋友勇的研究就表明，機構(gòu)投資者持股會加劇市場波動性。而雷倩華等的研究則表明，機構(gòu)投資者持股會增加流動性成本。陳輝和汪前元的研究也表明，機構(gòu)投資者持股會降低股票流動性。但是國外的學(xué)者研究表明，在做市交易方式下，機構(gòu)投資更可能發(fā)揮降低信息不對稱的作用，提高股票流動性。由于“新三板”市場上的兩種交易方式是并存的，因此，vcpe變量在全樣本中不顯著，很可能是由于能夠不同交易方式對VC/PE降低信息不對稱的作用發(fā)生對沖影響所致。接下來我們將在做市交易的子樣本中進行檢驗，如果確實是交易方式對VC/PE的信號傳遞作用形成了影響，我們預(yù)期應(yīng)該在做市交易子樣本中看到vcpe系數(shù)顯著為負。

做市交易樣本回歸檢驗結(jié)果見表8。以相對有效價差和相對報價價差為因變量的回歸結(jié)果均顯示，vcpe系數(shù)在1%置信水平上顯著為負，即在做市交易方式下，有VC/PE參與的企業(yè)流動性顯著好于沒有VC/PE參與的企業(yè)。Publish和province系數(shù)依然為負，但不再顯著，可能是樣本量減少所致。實際使用樣本量為2021個。其它變量檢驗結(jié)果與全樣本下結(jié)果基本一致。調(diào)整后的R2分別為0.2560和0.2662。

表8 做市交易樣本回歸檢驗結(jié)果表

（五）穩(wěn)健性檢驗

為了滿足掛牌企業(yè)差異化融資需求，2016年5月股轉(zhuǎn)系統(tǒng)發(fā)布《全國中小企業(yè)股份轉(zhuǎn)讓系統(tǒng)掛牌公司分層管理辦法（試行）》公告，將掛牌公司分為基礎(chǔ)層和創(chuàng)新層，實施分層管理。因此，文章將2016年樣本企業(yè)分為創(chuàng)新層和基礎(chǔ)層兩組，研究信息不對稱對股票流動性影響，發(fā)現(xiàn)兩組數(shù)據(jù)回歸結(jié)果依然顯著。同時，我們又變換了股票流動性衡量指標(biāo)，參照陳輝、顧乃康[1]和孟為、陸海天[9]等的做法，采用非零交易天數(shù)、交易量指標(biāo)，發(fā)現(xiàn)結(jié)果依然成立。

四、結(jié)論與政策建議

流動性是反映金融市場質(zhì)量最重要的因素之一，而信息不對稱程度會對股票流動性產(chǎn)生明顯影響。本文采用2014-2016年“新三板”掛牌企業(yè)的年度數(shù)據(jù)，實證研究了信息不對稱對新三板市場掛牌公司股票流動性的影響。

研究發(fā)現(xiàn)：（一）采用自愿性信息披露方式，能夠顯著提升掛牌公司股票流動性。說明自愿性信息披露降低了信息不對稱程度，投資者對被投資企業(yè)特有信息估計更為準(zhǔn)確，投資信心增強，從而提高股票流動性；（二）地處金融發(fā)達地區(qū)的掛牌公司，股票流動性明顯強于其他地區(qū)。說明金融發(fā)達地區(qū)具備更優(yōu)越的金融環(huán)境，掛牌公司信息更為透明，知情交易者與非知情交易者信息不對稱程度降低，投資意愿更為強烈，流動性得到增強。（三）采用做市交易方式下，VC/PE的介入，能夠顯著提升掛牌公司股票流動性。風(fēng)險投資介入充當(dāng)了外部治理角色，對掛牌公司公司治理、財務(wù)信息披露等都有正面影響。同時，有風(fēng)險投資介入也向其他投資者傳遞了積極信號，被投資企業(yè)具備一定盈利能力、成長能力以及承擔(dān)一定風(fēng)險能力。這些都促進了掛牌企業(yè)股票流通。

基于上述結(jié)論，提出以下政策建議：提升新三板股票流動性，應(yīng)降低信息不對稱，增強企業(yè)信息透明度。一方面，較多采用自愿性信息披露方式，提高信息披露程度和信息披露質(zhì)量，緩解信息不對稱程度。另一方鼓勵風(fēng)險投資介入掛牌企業(yè)，既解決企業(yè)的融資問題，又可以幫助其制定長期發(fā)展戰(zhàn)略、改善內(nèi)部組織結(jié)構(gòu)、完善公司治理等。