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中国证券市场的中小投资者众多但持股比例较低，在控股股东一股独大的股权结构中，中小股东难以有效地行使股东权利，逐渐变成了不知情、难发声的“聋子”和“哑巴”，自身利益被大股东侵害的现象时有发生[1-2]。股东大会作为股东行使权利的重要手段，对中小股东利益保护的意义重大。股东可以通过股东大会直接参与到公司治理中，行使质询权、建议权、表决权等权利，对与自身利益相关的议案发表意见[3]。为了维护中小股东参与股东大会的权利，监管部门先后出台了多项措施：2002年证监会颁布的《上市公司治理准则》设立了委托投票权征集制度，规定股东可以委托代理人代为投票，与现场投票具有同等的法律效力；2004年证监会发布《关于加强社会公众股股东权益保护的若干规定》，鼓励上市公司在股东大会中采用网络投票制、累积投票制以及分类表决制等投票方式；2013年国务院办公厅又发布了《关于进一步加强资本市场中小投资者合法权益保护工作的意见》，要求对涉及中小股东利益的重大事项实行中小股东单独计票机制。
尽管行权的制度环境日益完善，中小股东整体对于参加股东大会仍表现出“投票冷漠”的态度[4]1，可见投资者保护不能仅仅依靠制度，还需要充分调动中小股东的积极性。为此，证监会于2014年12月5日成立了中证中小投资者服务中心（China Securities Investor Services Center，ISC，以下简称“投服中心”），探索中小投资者自律组织和公益性维权组织的发展道路。投服中心持有上市公司每家100股的股票，以中小股东、积极股东的身份示范行使股东权利，增强中小股东的权利意识，提高上市公司的投资者保护水平。其中，参加股东大会是投服中心的一项重要行权业务。实际行权前，投服中心会根据日常关注的以及监管机构移交的线索确定行权对象；现场参会时，针对公司经营、并购事件以及公司治理等方面的问题向上市公司提出质询或建议[5]41，参与股东大会议案的表决，通过示范行权引导中小股东参与公司治理，维护自身合法权益。
那么，投服中心参加股东大会行权是否具有投资者保护效应呢？从行权实践来看，特别是在投服中心参加年度股东大会进行专项行权之后，中小股东参与上市公司治理的案例逐渐增多。尽管投服中心没有直接参与案例中的股东大会，但其以问题为导向、针对公司日常经营治理等问题开展的示范行权活动仍然激发了中小股东的股东意识，对与自身利益密切相关的议案积极行使股东权利。例如，2018年乐视网第三次临时股东大会上，调整关联交易的议案以49.016%反对比48.953%赞同被中小股东否决；2021年ST北文的第三次临时股东大会，中小股东利用累计投票制将6位候选人送进董事会；2022年美之高的第一次临时股东大会，购买公司及董监高责任险的议案被仅持有100股股票的小股东否决。
虽然这些案例涉及关联交易、高管福利等可能损害中小股东利益的事项，但并未直接反映出投服中心行权对中小投资者利益保护的影响。现有投服中心行权相关的文献可以分为两类，一类以投服中心开展行权试点作为冲击事件，验证了投服中心行权能够提高信息披露质量[6]、减少财务重述[7]176、降低审计费用[8]；另一类关注具体的行权业务，发现投服中心以参加股东大会、参加重大资产重组媒体说明会以及进行网络平台互动具有信息治理作用[9]，从而降低了股价崩盘风险[10]，并且投服中心参加股东大会提高了上市公司被媒体报道、被监管处罚的可能性[11]155，此外，投服中心参加股东大会行权还能够提高中小股东参与治理的积极性[5]50，然而现有文献尚未给出投服中心行权提高公司投资者保护水平的证据。因此，有必要探究投服中心行权，特别是针对影响公司决策、影响股东利益的股东大会行权，是否具有投资者保护效应以及这种投资者保护效应是如何实现的。
基于验证投服中心行权效果的现实需求以及现有文献的空白与不足，本文以投服中心参加股东大会行权为背景，探究行权对中小投资者利益保护的影响及可能的影响路径。具体来说：首先，相比于未被行权公司，检验投服中心参加股东大会行权后，被行权公司的投资者保护水平是否显著提高，从而验证投服中心行权的投资者保护效应；其次，基于股东积极主义理论，探究投服中心行权是否提高了中小股东行权积极性，进而督促上市公司加强对投资者利益的保护；再次，区分股东大会和公司治理方面的异质性，讨论不同条件下投服中心行权的投资者保护效应是否存在差异；最后，为了分析投服中心行权的投资者保护效应是否具有外部性，进一步分析行权的溢出效应和市场反应。
本文的贡献主要体现在：（1）针对投服中心行权对中小股东利益保护研究的空白，提供了较为全面的证据。现有文献对投服中心行权效果的研究检验了市场反应、信息披露质量等方面，并未直接考察上市公司的中小投资者利益保护情况。本文以大股东资金占用为中小投资者利益保护的衡量指标，系统全面地分析了投服中心行权的投资者保护效应。具体来说，验证了投服中心行权的投资者保护效应，这种投资者保护效应可以弥补其他内外部公司治理机制的不足，并且具有正外部性，能够对被行权公司的高管联结企业产生溢出效应。（2）为中小股东转变为积极股东参与公司治理的相关研究提供了更为可靠的证据。现有文献或者仅在研究行权试点的影响时提到年度股东大会的中小股东参与度在行权试点地区得到提高[7]188，或者仅检验了是否被投服中心行权的横向差异[5]50，没有比较行权前后的纵向差异，结论不够严谨。本文结合倾向得分匹配法（Propensity Score Matching，PSM）和双重差分模型，证实了中小股东能够在投服中心示范行权的影响下积极参与公司治理，进而促进上市公司的投资者保护。（3）以股东大会的治理作用为视角，丰富了投资者保护的相关研究。股东大会是中小股东参与公司治理最主要、最正式的方式，股东大会审议通过的决策又与中小股东利益密切相关，本文以投服中心参加股东大会行权为背景，以被行权公司和配对公司在行权前后召开的股东大会为研究对象，为投资者保护的相关研究提供了新的思路。（4）具有重要的现实意义。对于投服中心，结论为其行权具有投资者保护效应提供了理论支持，异质性检验结果能够帮助投服中心更好地制定行权策略、选定行权标的；对于上市公司，有助于被行权公司及其高管联结公司提高对投服中心行权的重视，加强中小投资者利益保护；对于中小投资者，有助于其在投服中心的引导下参加股东大会，行权股东权利，结论为中小股东积极主义的有效发挥提供了经验证据。
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投服中心自成立，到开展试点内持股行权，再到全国范围内推广持股行权，一系列活动引起了中小投资者的热烈反响，也得到了上市公司的认可与配合，切实保护了中小投资者的合法权益。下面将从投服中心的多重身份以及股东大会的特性两方面出发，分析投服中心参加股东大会行权对上市公司投资者保护的促进作用。
从投服中心的多重身份来看，首先，有效监督假说认为，积极股东能够起到监督作用，防止控股股东剥削小股东[12]。投服中心以小股东的身份参加上市公司股东大会，代表中小股东主动发声并参与表决，能够引起上市公司和大股东的注意，促使公司慎重对待可能损害中小股东利益的议案。其次，投服中心行权具有专业性，始终关注公司治理、日常经营、重大资产重组以及退市风险等与中小股东利益相关的痛点问题①，主动提出质询或建议有助于公司强化投资者保护意识。再次，投服中心由证监会批准设立和直接管理，具有天然的监管属性。参与股东大会行权的过程也保持着与监管机构的密切联系，行权准备阶段，监管机构移交的线索是投服中心选择行权标的的重要参考；投服中心行权后，还会向证监会派出机构通报现场参会情况及发现的问题。投服中心的监管背景能够对上市公司形成威慑[11]143，使得投服中心行使质询权和建议权不仅代表中小股东的意愿，还带有强烈的官方色彩，进而抑制大股东对中小股东利益的侵害。最后，投服中心作为保护中小投资者权益的公益组织，负有宣传和教育的责任。投服中心会将参与股东大会行权的动态及时披露在“中国投资者网”网站，还会将典型的行权事项以案例的形式向投资者宣讲，以此引起投资者的讨论和媒体的跟进报道，形成舆论压力，约束上市公司的行为，保护中小股东利益[13-14]。
从股东大会的特性来看，参加股东大会是中小股东了解公司的好机会，也是表达股东意愿最直接的渠道。一方面，投服中心参加股东大会能够获得公司更多的真实信息，提高行权的针对性和有效性。中小股东可以互相交流或向上市公司提问来印证自己掌握的信息，现场参会还可以通过管理层语调或肢体语言获取公司信息[15]，准确解读出不利于投资者利益保护的问题，督促上市公司整改；另一方面，投服中心在股东大会上行使质询权和建议权，面对面地向上市公司传达投服中心关注的问题，要求公司给出合理解释或补充进一步说明，有助于揭示上市公司存在的投资者保护问题，遏制侵害中小股东利益的行为。综上分析，投服中心参加股东大会行权具有投资者保护效应，因此，提出如下假设：
假设1. 投服中心参加股东大会行权能够提高中小投资者保护。
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投资者保护效应的发挥不仅需要关注投服中心是否行权，更重要的是关注投服中心行权产生的示范作用，是否能够带动中小股东积极行使股东权利。由于行权人员有限且行权线索繁杂，投服中心不可能对所有存在投资者保护问题的公司一一行权，只有对典型案例示范行权，激发中小股东的行权意识，提高中小股东的行权积极性，从根本上将中小股东转变为积极股东，才能真正发挥投服中心行权的投资者保护效应。
结合投服中心的多重身份，分析投服中心行权对中小股东行权积极性的影响。首先，投服中心作为中小股东的代表，以维护中小股东利益为己任积极参加股东大会行权，引发了广大中小投资者的热烈响应。中小投资者会将投服中心视为群体中的意见领袖，并在投服中心的引导下表现出股东积极主义行为，积极参与股东大会行权，维护自身合法权益。其次，投服中心行权具有专业性和公益性特征，能够帮助中小股东更好地获取和解读上市公司信息，降低参加股东大会的成本。一方面，投服中心设立了持股行权委员会，为行权提供专业咨询和技术支持，相比于普通投资者，投服中心作为专业机构掌握信息、分析信息的能力更强；另一方面，投服中心积极开展投资者教育和宣传活动，有助于中小投资者提高处理公司信息的能力。中小投资者接收并分析投服中心的行权信息，能够更加准确地掌握被行权公司侵害中小股东利益的行为，更有动机参加股东大会维护自身利益。现有文献也发现，中小股东预期大股东会侵害自身利益时，会更加积极地通过网络投票参与公司治理来保护自身利益[16]。最后，投服中心的监管背景使其参与股东大会行权具有公共执法的威慑力[11]143，能够引起中小投资者的重视和效仿。并且在投资者教育活动中，监管背景也使得中小投资者更倾向于相信投服中心的教育材料和信息[5]43，从而提高自身行权能力。综上分析，投服中心行权能够提高投资者保护是由于促进了中小股东的行权积极性，因此，提出如下假设：
假设2. 投服中心参加股东大会行权能够提高中小股东的行权积极性。
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1. PSM样本及配对过程
以投服中心开始正式行权的2017年为起始，截至参加股东大会行权出现暂停的2019年，选取被投服中心行权的111家公司召开的股东大会为研究对象，探究投服中心参加股东大会行权后被行权公司的投资者保护效果。由于投服中心行权是以促进上市公司投资者保护为导向，并非随机地选择行权标的，为了减少样本的选择偏误，采用倾向得分匹配法为样本公司进行配对。配对过程分为以下两步：第一步，参考文献[7]和文献[11]，从公司内部治理、外部治理以及公司特征三个维度，选取可能影响投服中心参加股东大会行权的因素，包括产权性质（Private）、股权集中度（Top1）、管理层持股比例（MShare）、现金股利（Div）、审计意见（Audit）、违规情况（Violate）、公司规模（Size）、资产收益率（ROA）、资产负债率（LEV），另外控制了行业（Ind）和年份（Year），构建Logit模型（1）对上市公司是否被投服中心参加股东大会行权进行回归。
$$ \begin{aligned} {\rm{Logit(Trea}}{{\rm{t}}_{i,t}} = & 1{)} = {\alpha _0} + {\alpha _1}{\rm{ Private}}{{\rm{ }}_{i,t - 1}} + {\alpha _2}{\rm{ Top1}}{{\rm{ }}_{i,t - 1}} + {\alpha _3}{\rm{ MShare}}{{\rm{ }}_{i,t - 1}} + {\alpha _4}{\rm{ Div}}{{\rm{ }}_{i,t - 1}} + {\alpha _5}{\rm{ Audit}}{{\rm{ }}_{i,t - 1}} + \\ &{\alpha _6}{\rm{ Violate}}{{\rm{ }}_{i,t - 1}} + {\alpha _7}{\rm{ Size}}{{\rm{ }}_{i,t - 1}} + {\alpha _8}{\rm{ ROA}}{{\rm{ }}_{i,t - 1}} + {\alpha _9}{\rm{ LEV}}{{\rm{ }}_{i,t - 1}} + {\rm{ Ind }} + {\rm{ Year }} + \varepsilon_{i,t-1} \end{aligned} $$ (1) 其中，下标i代表公司，下标t代表年份；
$\alpha_0 $ 为常数项，$\alpha_1 \sim \alpha_9 $ 为待估计的回归系数，$\varepsilon_{i,t-1} $ 为随机扰动项。第二步，根据模型计算出的被投服中心行权的倾向得分，采用最近邻匹配法以1∶1的比例进行无放回配对。最终成功为92个观察样本匹配到92个未被行权的配对样本，PSM的配对效果如表1所示。
表 1PSM平衡测试
变量 匹配前后 观察样本 配对样本 T检验 Private 匹配前 0.677 0.611 2.15** 匹配后 0.677 0.628 0.52 Top1 匹配前 0.283 0.331 −3.19*** 匹配后 0.283 0.318 1.14 MShare 匹配前 0.089 0.150 −1.34 匹配后 0.089 0.135 −0.80 Div 匹配前 0.049 0.100 −3.72*** 匹配后 0.049 0.087 −1.14 Audit 匹配前 0.307 0.211 −6.84*** 匹配后 0.307 0.202 −0.26 Violate 匹配前 0.291 0.118 4.91*** 匹配后 0.291 0.159 0.72 Size 匹配前 22.161 22.540 −2.70*** 匹配后 22.161 22.100 0.29 ROA 匹配前 0.037 0.055 1.89* 匹配后 0.037 0.050 0.52 LEV 匹配前 0.430 0.462 −3.19*** 匹配后 0.430 0.407 1.14 注：观察样本与配对样本列示各变量的均值，T检验为t值，***、**、*分别表示在 1%、5%、10%的水平上显著。 由表1可知，匹配后的配对样本与观察样本各变量的均值非常接近，T检验的
t值不再显著，表明两组样本之间无显著差异，被投服中心行权的可能性非常接近，配对是有效的。进一步收集配对后样本在被行权当年和前后各一年股东大会的数据，剔除金融类企业、剔除变量数据缺失的样本，最终得到2 288个股东大会—年观察值。 2. 数据来源
手工搜集中国投资者网的行权动态，获得投服中心参加股东大会行权的相关信息，包括被行权公司、行权时间等；中小股东出席股东大会以及参与投票的相关数据通过巨潮资讯网的《股东大会决议公告》整理得到；其他财务数据和公司治理数据均来自国泰安数据库。
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1. 投服中心参加股东大会行权对中小投资者保护的影响
为检验投服中心参加股东大会行权对被行权公司投资者保护水平的影响，构建双重差分模型
$$ \begin{aligned} {\rm{Tun}}{{\rm{ }}_{i,t + 1}} = & {\beta _o} + {\beta _1}{\rm{ Treat}}{{\rm{ }}_{i,t}} + {\beta _2}{\rm{ After}}{{\rm{ }}_{i,t}} + {\beta _3}{\rm{ Treat}}{{\rm{ }}_{i,t}} \times {\rm{ After}}{{\rm{ }}_{i,t}} + {\beta _4}{\rm{ Private}}{{\rm{ }}_{i,t}} + {\beta _5}{\rm{ Topl}}{{\rm{ }}_{i,t}} + {\beta _6}{\rm{ MShare}}{{\rm{ }}_{i,t}} + {\beta _7}{\rm{ Div}}{{\rm{ }}_{i,t}} + \\ & {\beta _8}{\rm{ Audit}}{{\rm{ }}_{i,t}} + {\beta _9}{\rm{ Violate}}{{\rm{ }}_{i,t}} + {\beta _{10}}{\rm{ Size}}{{\rm{ }}_{i,t}} + {\beta _{11}}{\rm{ ROA}}{{\rm{ }}_{i,t}} + {\beta _{12}}{\rm{ LEV}}{{\rm{ }}_{i,t}} + {\rm{ Ind }} + {\rm{ Year }} + \varepsilon_{i,t} \end{aligned} $$ (2) 其中，下标i代表股东大会，下标t代表年份；β0为常数项，β1~β12为待估计的回归系数，
$\varepsilon_{i,t} $ 为随机扰动项；因变量为大股东资金占用（Tun），衡量大股东对中小股东的利益侵占，Tun数值越小表示投资者保护水平越高[17]；自变量关注交乘项（Treat × After）的系数β3，Treat表示召开股东大会的公司是否被行权，After表示股东大会日期是否在被行权之后，预期β3显著为负；另外，参考文献[18]和文献[19]，控制了影响大股东资金占用的其他因素。2. 投服中心参加股东大会行权对中小股东行权积极性的影响
基于假设2对投服中心参加股东大会行权能够提高中小股东行权积极性进行检验，构建模型
$$ \begin{aligned} {{{\rm Attend}_{i,t+1}/{\rm Online}_{i,t+1} }} = & {\gamma _0} + {\gamma _1}{\rm{ Treat}}{{\rm{ }}_{i,t}} + {\gamma _2}{\rm{ After}}{{\rm{ }}_{i,t}} + {\gamma _3}{\rm{ Treat}}{{\rm{ }}_{i,t}} \times {\rm{ After}}{{\rm{ }}_{i,t}} + {\gamma _4}{\rm{ Private}}{{\rm{ }}_{i,t}} + {\gamma _5}{\rm{ Topl}}{{\rm{ }}_{i,t}} + {\gamma _6}{\rm{ MShare}}{{\rm{ }}_{i,t}} + \\ & {\gamma _7}{\rm{ Div}}{{\rm{ }}_{i,t}} + {\gamma _8}{\rm{ Audit}}{{\rm{ }}_{i,t}} + {\gamma _9}{\rm{ Violate}}{{\rm{ }}_{i,t}} + {\gamma _{10}}{{\mathop{\rm Size}\nolimits} _{i,t}} + {\gamma _{11}}{\rm{ ROA}}{{\rm{ }}_{i,t}} + {\gamma _{12}}{{\mathop{\rm LEV}\nolimits} _{i,t}} + {\rm{ Ind }} + {\rm{ Year }} + \varepsilon_{i,t} \end{aligned} $$ (3) 其中，下标i代表股东大会，下标t代表年份；
$\gamma _0 $ 为常数项，$\gamma _1 \sim \gamma _{12}$ 为待估计的回归系数，$\varepsilon_{i,t}$ 为随机扰动项；因变量分别采用两个指标衡量中小股东行权积极性，中小股东参会率（Attend）为出席股东大会的中小股东持有股数占出席会议有表决权总股数的比例；网络投票参与率（Online）为参与网络投票的股数占上市公司总股本的比例，由于股东大会通常审议多项议案且每项议案参与投票的股数不完全相同，本文对参与网络投票的股数取各议案的平均值[4]12。自变量仍然关注交乘项（Treat × After）的系数γ3，预期γ3显著为正。此外，对其他影响股东积极主义的因素进行控制[20-21]。所有变量的定义如表2所示。
表 2变量定义
变量类别 变量名称 变量符号 变量定义 因变量 大股东资金占用 Tun 其他应收款/总资产 中小股东出席率 Attend 出席会议的中小股东持股数量/出席会议有表决权的总股数 网络投票参与率 Online 参与网络投票的平均股数/总股本 自变量 是否被行权 Treat 被行权公司召开的股东大会取1，否则取0 行权前后 After 股东大会日期在被行权之后取1，否则取0 控制变量 产权性质 Private 民营企业取1，否则取0 股权集中度 Top1 第一大股东持股数量/总股本 管理层持股比例 MShare 管理层持股数量/总股本 每股现金股利 Div 股利分配率×每股收益 审计意见 Audit 公司被出具非标意见取1，否则取0 违规情况 Violate 公司或监管机构发布违规公告取1，否则取0 公司规模 Size ln（总资产） 资产收益率 ROA 净利润/期末和期初的平均总资产 负债水平 LEV 总负债/总资产 行业 Ind 按证监会行业分类标准（2012）设置的行业虚拟变量 年份 Year 年份虚拟变量 -
利用PSM配对后的样本（2288个观察值）回归模型（2）~模型（3），检验投服中心参加股东大会行权对投资者保护的影响及可能的影响路径。
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对PSM样本的主要变量进行描述性统计，结果如表3所示。
表 3描述性统计结果
变量 观察样本行权前 观察样本行权后 配对样本行权前 配对样本行权后 均值 标准差 中位数 均值 标准差 中位数 均值 标准差 中位数 均值 标准差 中位数 Tun 0.040 0.069 0.017 0.041 0.073 0.014 0.020 0.038 0.009 0.028 0.042 0.012 Attend 0.078 0.126 0.030 0.115 0.144 0.054 0.042 0.068 0.016 0.063 0.084 0.035 Online 0.021 0.058 0.001 0.069 0.114 0.010 0.011 0.029 0 0.033 0.056 0.005 Private 0.806 0.396 1 0.825 0.380 1 0.818 0.386 1 0.795 0.404 1 Top1 0.277 0.135 0.259 0.271 0.131 0.252 0.275 0.136 0.248 0.267 0.136 0.238 MShare 0.037 0.083 0.001 0.032 0.079 0 0.093 0.137 0.010 0.080 0.120 0.003 Div 0.061 0.115 0 0.055 0.118 0 0.116 0.181 0.050 0.114 0.220 0.032 Audit 0.203 0.403 0 0.235 0.425 0 0.022 0.145 0 0.091 0.288 0 Violate 0.107 0.309 0 0.467 0.499 0 0.040 0.195 0 0.237 0.426 0 Size 22.200 1.245 22.240 22.171 1.243 22.180 22.270 1.276 22.103 22.350 1.244 22.230 ROA −0.012 0.129 0.018 −0.045 0.166 0.013 0.042 0.074 0.039 0.024 0.110 0.031 LEV 0.480 0.245 0.474 0.546 0.314 0.487 0.423 0.193 0.412 0.447 0.198 0.418 观察值 542 595 556 595 由表3可知，投服中心行权前，观察样本的大股东资金占用（Tun）均值为0.040，高于配对样本的0.020，说明被投服中心行权的公司侵害中小投资者利益的问题更严重，投服中心参加股东大会行权具有较强的针对性；此外，投服中心行权后，观察样本的大股东资金占用（Tun）增长了2.5%，配对样本增长了40%，说明投服中心行权抑制了被行权公司的大股东利益侵占。中小股东行权积极性方面，行权后观察样本中小股东出席率（Attend）的均值为0.115，高于配对样本的0.063，说明投服中心带动了更多的中小股东参与股东大会；行权后观察样本网络投票参与率（Online）的均值为0.069，表示被行权公司有平均持股6.9%的中小投资者参与了网络投票，是未被行权公司网络投票参与率的一倍。其他变量均值与中位数较为接近，说明数据分布均匀，不存在严重偏离。
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利用皮尔森相关性检验了主要变量间的相关关系②，结果如表4所示。
表 4皮尔森相关性检验结果
变量 Tun Treat After Treat×After Attend Online Tun 1 Treat 0.144*** 1 After 0.040* 0.006 1 Treat × After 0.090*** 0.596*** 0.569*** 1 Attend 0.163*** 0.196*** 0.130*** 0.208*** 1 Online 0.115*** 0.158*** 0.236*** 0.276*** 0.311*** 1 注：***、**、*分别表示在 1%、5%、10%的水平上显著；限于篇幅未列示控制变量。 由表4可以看出，大股东资金占用（Tun）与交乘项（Treat × After）的单变量检验呈正相关关系，与假设1不符，还需进一步加入影响大股东资金占用的控制变量进行多元回归检验；中小股东参会率（Attend）和网络投票参与率（Online）均与交乘项（Treat × After）显著正相关，与假设2的预期一致。各变量间相关系数的绝对值小于0.6，VIF检验得到方差膨胀性因子的均值为1.59，说明不存在严重的多重共线性问题，可以进行多元回归。
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1. 投服中心参加股东大会行权的投资者保护效应回归结果
利用模型（2）对假设1进行了双重差分检验，投服中心参加股东大会行权与公司大股东资金占用的回归结果如表5所示。
表 5投服中心行权与大股东资金占用的回归结果
变量 Tun 第（1）列 第（2）列 Treat 0.021*** 0.009*** (7.01) (3.12) After 0.003 0.003 (0.75) (0.84) Treat × After −0.009** −0.009** (−2.24) (−2.30) Private 0.012*** (4.04) Top1 −0.026*** (−3.09) MShare −0.051*** (−5.23) Div 0.025*** (3.75) Audit 0.055*** (15.77) Violate 0.008*** (2.85) Size 0.000 (0.48) ROA 0.010 (1.02) LEV 0.019*** (3.44) Ind/Year 控制 控制 Constant 0.022*** 0.014 (3.86) (0.62) Adj_R2 0.251 0.388 N 2 288 2288 注：***、**、*分别表示在 1%、5%、10%的水平上显著，括号内为t值。 表5第（1）列中交乘项（Treat × After）的系数为–0.009，在5%的水平上显著；加入其他影响大股东资金占用的控制变量后，交乘项的系数仍然显著为负（P<0.05），说明投服中心参加股东大会行权具有投资者保护效应，抑制了大股东资金占用，验证了假设1。
2. 投服中心行权提高投资者保护的路径检验结果
模型（3）的结果如表6所示，检验了投服中心参加股东大会行权对中小股东行权积极性的影响。
表 6投服中心行权的机制检验结果
变量 Attend Online 第（1）列 第（2）列 Treat 0.042*** 0.012*** (6.29) (2.69) After 0.009 0.027*** (0.95) (4.29) Treat × After 0.012 0.025*** (1.29) (4.23) Private 0.007 −0.004 (1.09) (−0.97) Top1 −0.057*** 0.008 (−2.95) (0.59) MShare 0.002 0.016 (0.11) (1.08) Div 0.053*** 0.011 (3.39) (1.10) Audit −0.009 0.001 (−1.06) (0.17) Violate 0.008 0.002 (1.24) (0.36) Size −0.005** 0.001 (−2.05) (0.76) ROA 0.057** 0.006 (2.48) (0.39) LEV 0.030** 0.000 (2.40) (0.06) Ind/Year 控制 控制 Constant 0.167*** −0.030 (3.20) (−0.87) Adj_R2 0.107 0.112 N 2 288 2 288 注：***、**、*分别表示在 1%、5%、10%的水平上显著，括号内为t值。 表6第（1）列中，交乘项（Treat × After）系数为正，但不显著，说明投服中心行权没有明显地促进中小股东出席股东大会的比率，这可能与中小股东现场参加股东大会仍具有较高的成本有关；第（2）列交乘项系数为0.025，在1%的水平上显著，表示投服中心参加股东大会行权提高了中小股东的网络投票参与率，中小股东更加积极地通过网络投票的方式参与公司治理。综上分析，验证了投服中心参加股东大会行权促进上市公司投资者保护的作用机制，即提高了中小股东行权积极性，特别是参与网络投票的积极性。
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稳健性检验包括安慰剂测试、替换变量以及改变样本范围三种方式，具体方法及结果如下。
1. 安慰剂测试
采用两种方法进行安慰剂测试。首先，前置投服中心的行权时点进行反事实检验。剔除实际行权后的观察值，假设投服中心的行权时点为实际行权年的年初，并根据反事实行权时点重新定义行权前后（After），即股东大会日期在反事实行权时点后为1，否则为0，模型（2）的安慰剂检验结果如表7所示。
表 7前置行权时点的反事实检验结果
变量 Tun Treat 0.011*** (3.77) After 0.002 (0.50) Treat × After −0.009 (−1.39) Controls 控制 Adj_R2 0.485 N 1098 注：***、**、*分别表示在 1%、5%、10%的水平上显著，括号内为t值，限于篇幅没有列示控制变量。 由表7可知， 交乘项（Treat × After）的系数不显著，前置投服中心的行权时点没有起到投资者保护效果，说明基准检验的结果并非是由不可观测变量驱动的，回归结果具有稳健性。
其次，为了进一步排除被行权公司与未被行权公司固有的特征差异对结果的影响，利用配对样本随机生成一个“伪”被行权变量（False_Treat），并与行权前后（After）交乘，再次回归模型（2），此时交乘项的系数应该不会显著偏离原点，从而说明随机产生的被行权公司大股东资金占用情况没有明显降低。为减少估计误差，重复检验了200次上述回归过程，结果如图1所示。
图 1双重差分模型的安慰剂测试
图1的横轴是200次随机生成的处理组与实验组回归的交乘项系数，纵轴是系数的密度分布和P
值。由图1可知，估计系数在0附近呈正态分布，均值为−0.000 1，且绝大部分P值大于0.1，表示投服中心行权对“伪”被行权公司的大股东资金占用无显著影响。另外，图1中垂直虚线为模型（2）真实的回归系数−0.008 9，距离安慰剂检验回归系数的主要分布区域较远，说明随机生成的被行权样本大股东资金占用没有明显减少，通过了安慰剂测试。 2. 替换变量
替换主要变量的衡量方式以避免度量误差。首先，替换行权前后。由于2018年投服中心开展了针对百场年度股东大会的专项行权活动，上市公司的投资者保护水平在这次集中行权后应该有更明显的提高。因此，稳健性检验中将行权前后（After_w）定义为2018年后召开的股东大会取1，否则取0，重新回归模型（2），结果如表8第（1）列所示。其次，替换大股东资金占用。大股东占用上市公司的资金通过其他应收款反映，而上市公司占用大股东的资金会通过其他应付款表现出来，因此，将大股东资金占用替换为其他应收款与其他应付款的差额占总资产的比例（Tun_w）[22]，模型（2）重新回归的结果如表8第（2）列所示。最后，替换中小股东行权积极性。有学者认为投反对票或弃权票的行为更能直接反映股东参与公司治理的积极性[23]，因此，稳健性检验变量替换为议案否决率（Against），以整场会议各议案的平均不赞同投票比率来衡量[5]45，重新回归模型（3）的结果如表8第（3）列所示。
表 8替换变量的稳健性回归结果
变量 Tun Tun_w Against 第（1）列 第（2）列 第（3）列 Treat 0.007*** 0.183*** 0.014*** (3.07) (3.96) (4.61) After 0.108 0.005 (1.64) (1.04) Treat × After –0.229*** 0.007* (–3.68) (1.67) After_w 0.006* (1.92) Treat×After_w –0.011** (–2.46) Controls 控制 控制 控制 Adj_R2 0.389 0.057 0.070 N 2 288 2 288 2 288 注：***、**、*分别表示在 1%、5%、10%的水平上显著，括号内为t值，限于篇幅没有列示控制变量。 表8替换变量的回归结果与基准检验一致，说明结果稳健。具体来说，第（1）列交乘项（Treat ×After_w）系数为–0.011，在5%水平上显著，说明投服中心参加股东大会进行专项行权抑制了大股东资金占用，提高了中小投资者保护水平，证明了假设1；第（2）列交乘项（Treat × After）系数在1%的水平上显著为负，投服中心行权减少了大股东资金占用的净值，再次验证了假设1；第（3）列交乘项（Treat × After）系数显著为正（P<0.1），表明投服中心参加股东大会行权提高了议案否决率，促进中小股东更积极地行使投票权，表达股东意愿，假设2得到了验证。
3. 改变样本范围
扩大或缩小样本以排除样本选择对研究结果的影响。（1）为了使样本保持均衡，基准检验的配对样本采用的是1∶1不放回的匹配，但由于被投服中心行权的公司只有111家，匹配后的样本量较小；稳健性检验中替换为1∶n有放回的匹配条件，表9的Panel A为以1∶3的比例构建配对样本后的回归结果，此外，本文还检验了以1∶2、1∶5的比例配对后的回归结果，得到了相同的结论，具体结果限于篇幅没有列示。（2）为了避免中小股东只在有投服中心参加的股东大会上表现积极，剔除行权当次的观察值再次进行检验，重新回归的结果如表9的Panel B所示。（3）投服中心一般在3—6月参加上市公司的年度股东大会，因此行权当年召开的临时股东大会可能发生在行权前或行权后，对当年大股东资金占用的估计产生误差，稳健性检验中剔除行权当年的观察值，回归结果如表9的Panel C所示。
表 9改变样本范围的稳健性回归结果
变量 Tun Attend Online 第（1）列 第（2）列 第（3）列 Panel A：PSM按照1∶3进行匹配 Treat 0.011*** 0.043*** 0.012*** (5.54) (9.06) (4.10) After 0.001 0.008 0.026*** (0.56) (1.50) (7.47) Treat × After −0.010*** 0.013** 0.026*** (−3.55) (2.11) (6.44) Controls 控制 控制 控制 Adj_R2 0.381 0.105 0.121 N 4 590 4 590 4 590 Panel B：剔除行权当次 Treat 0.008*** 0.042*** 0.013*** (2.90) (6.15) (3.11) After 0.005 0.013 0.028*** (1.15) (1.28) (4.40) Treat × After −0.008** 0.012 0.023*** (−1.97) (1.26) (3.90) Controls 控制 控制 控制 Adj_R2 0.398 0.108 0.112 N 2 108 2 108 2 108 Panel C：剔除行权当年 Treat 0.008** 0.043*** 0.010*** (2.51) (5.51) (2.70) After 0.009** 0.034*** 0.020*** (2.51) (4.10) (4.89) Treat × After −0.012** 0.018 0.022*** (−2.50) (1.56) (3.80) Controls 控制 控制 控制 Adj_R2 0.429 0.101 0.102 N 1 514 1 514 1 514 注：***、**、*分别表示在 1%、5%、10%的水平上显著，括号内为t值，篇幅原因没有列示控制变量。 表9的Panel A为扩大样本后的稳健性回归结果，与基准检验的结论一致，交乘项与大股东资金占用（Tun）的回归系数在1%的水平上显著为负，说明投服中心参加股东大会行权抑制了大股东资金占用；交乘项与中小股东参会率（Attend）显著正相关（P<0.05），与股东大会的网络投票参与率（Online）显著正相关（P<0.01），说明投服中心通过带动中小投资者积极行权抑制了大股东资金侵占。Panel B为剔除行权当次观察值后的回归结果，结论依然稳健。交乘项与大股东资金占用（Tun）显著负相关（P<0.05），支持了假设1，即投服中心参加股东大会行权具有投资者保护效应；交乘项与股东大会的网络投票参与率（Online）显著正相关（P<0.01），说明投服中心的投资者保护效应通过提高中小股东行权积极性得以实现，假设2得到验证。同样，Panel C在剔除行权当年的观察值后，得到了与基准检验一致的结论，具体分析过程不再赘述。
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基准检验同时考察了年度股东大会和临时股东大会的投资者保护效应，股东大会的不同类型是否会影响投服中心行权的效果呢？一方面，年度股东大会召开的时间较为集中，投服中心参加年度股东大会进行专项行权有助于聚焦投资者的注意力，唤醒中小股东的权利意识，督促上市公司重视股东大会的治理作用；另一方面，由于年度股东大会一年只召开一次，各种偶然因素都可能导致中小股东无法按时参会，使得股东大会成了大股东的过场会，投服中心行权的示范作用得不到有效地发挥。本文区分了投服中心参加年度股东大会和参加临时股东大会两个子样本，分组检验的结果如表10所示。
表 10按股东大会类别分组的回归结果
变量 Tun Attend Online Against （1）年度 （2）临时 （3）临时 （4）年度 （5）临时 （6）年度 （7）临时 （8）年度 Treat 0.009*** 0.012 0.052*** 0.021*** 0.011** 0.019* 0.017*** 0.006** (3.02) (1.58) (6.61) (3.07) (2.23) (1.71) (4.58) (2.44) After 0.006 −0.009 0.011 0.023** 0.032*** 0.020 0.007 0.000 (1.51) (−0.79) (1.02) (2.12) (4.66) (1.19) (1.28) (0.12) Treat × After −0.009** −0.008 0.013 0.003 0.027*** 0.022 0.009* −0.002 (−2.12) (−0.79) (1.28) (0.30) (4.07) (1.56) (1.86) (−0.66) Controls 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 Chow检验 0.01 0.60 0.09 3.72* Adj_R2 0.459 0.301 0.139 0.238 0.140 0.104 0.087 0.013 N 1 886 402 1 886 402 1 886 402 1 886 402 注：***、**、*分别表示在 1%、5%、10%的水平上显著，括号内为t值，Chow检验为卡方值，限于篇幅没有列示控制变量。 由表10可知，年度股东大会样本中，投服中心行权显著降低了大股东资金占用（P<0.05），说明投服中心参加年度股东大会行权能够有效地发挥投资者保护作用；作用机制方面，投服中心参加年度股东大会有效激发了中小股东行权的积极性，表现在股东大会的网络投票率以及议案否决率的显著提升，显著性水平分别为1%和10%。
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1. 大股东持股
现有研究对大股东持股在第二类代理问题中发挥的作用有两种观点，一方认为大股东持股具有监督效应，特别是在投资者法律保护较差的国家，集中的股权结构能够作为一种替代机制发挥公司治理作用[24-25]。此时大股东的自身利益与公司利益联系紧密，掏空动机降低，投服中心行权的保护效果可能并不明显。然而持反对观点的一方认为，大股东可能为了追求控制权私利掏空上市公司，侵害中小股东的利益[26-27]，因此投服中心对股权集中的企业行权更能发挥投资者保护效应。为检验不同股权结构下投服中心行权的效果，根据第一大股东持股比例的中位数分为股权集中和股权分散两组，回归结果如表11所示。
表 11按大股东持股比例分组的回归结果
变量 Tun Attend Online Against （1）股权
集中（2）股权
分散（3）股权
集中（4）股权
分散（5）股权
集中（6）股权
分散（7）股权
集中（8）股权
分散Treat 0.008** 0.012** 0.049*** 0.041*** 0.009 0.017** 0.015*** 0.013** (2.23) (2.54) (5.98) (3.79) (1.62) (2.33) (4.16) (2.56) After 0.000 0.009 0.027** −0.013 0.028*** 0.025** 0.005 0.004 (0.01) (1.50) (2.29) (−0.89) (3.41) (2.56) (1.03) (0.57) Treat × After −0.002 −0.019*** −0.002 0.023* 0.023*** 0.028*** −0.002 0.014** (−0.40) (−3.25) (−0.22) (1.65) (2.92) (3.07) (−0.36) (2.04) Controls 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 Chow检验 5.72** 2.02 0.21 3.77* Adj_R2 0.382 0.437 0.152 0.161 0.132 0.144 0.089 0.110 N 1 215 1 073 1 215 1 073 1 215 1 073 1 215 1 073 注：***、**、*分别表示在 1%、5%、10%的水平上显著，括号内为t值，Chow检验为卡方值，限于篇幅没有列示控制变量。 表11前两列的结果表明，大股东持股比例较低的样本中，投服中心参加股东大会行权的投资者保护效应更显著（P<0.01），说明股权较为分散的企业大股东治理作用有限，投服中心行权作为一种替代机制能够有效地保护中小股东利益；第（3）列~第（8）列中，股权分散组的交乘项与中小股东参会率（Attend）显著正相关，与议案否决率（Against）显著正相关，且系数显著大于股权集中组，说明分散的股权结构更有利于中小股东在投服中心的带动下积极参加股东大会，表达股东意愿，进而促进上市公司对中小股东利益的重视。
2. 董事会独立性
董事会是上市公司内部治理的核心[28]，证监会出台的《上市公司独立董事规则》指出，独立董事需要关注中小股东的合法权益不受损害，上市公司的重大关联交易应取得独立董事的认可，可见独董在上市公司投资者保护工作中的重要性。现有研究采用独立董事的比例来衡量董事会独立性[29]，发现增强董事会的独立性能够抑制大股东的掏空行为[30]。相反，独立性较弱的董事会易被控股股东掌握，独董很难在股东大会为中小股东发声，这种情况下投服中心作为一股新的监督力量参与股东大会行权，有助于改善公司的投资者保护水平，减少大股东掏空。为了验证董事会独立性对投服中心行权的投资者保护效果的影响，按独董人数占董事会总人数比例的中位数分组，回归结果如表12所示。
表 12按董事会独立性分组的回归结果
变量 Tun Attend Online Against （1）独董
比例高（2）独董
比例低（3）独董
比例高（4）独董
比例低（5）独董
比例高（6）独董
比例低（7）独董
比例高（8）独董
比例低Treat 0.004 0.013*** 0.043*** 0.036*** 0.019*** −0.001 0.019*** 0.002 (1.08) (3.35) (4.47) (4.34) (3.23) (−0.13) (4.13) (0.60) After 0.000 0.009* 0.007 0.011 0.028*** 0.024** 0.009 0.000 (0.06) (1.75) (0.48) (1.00) (3.23) (2.50) (1.29) (0.07) Treat × After 0.001 −0.030*** 0.024* −0.014 0.017** 0.042*** 0.007 0.005 (0.22) (−5.34) (1.95) (−1.13) (2.28) (3.98) (1.29) (1.08) Controls 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 Chow检验 20.23*** 4.80** 2.85* 0.08 Adj_R2 0.401 0.429 0.122 0.160 0.110 0.115 0.076 0.164 N 1 526 762 1526 762 1526 762 1 526 762 注：***、**、*分别表示在 1%、5%、10%的水平上显著，括号内为t值，Chow检验为卡方值，限于篇幅没有列示控制变量。 由表12前两列可知，仅在独董比例较低的样本中，投服中心参加股东大会行权显著抑制了大股东资金占用（P<0.01）；这是由于投服中心带动了中小股东更加积极地通过网络投票行使股东权利（P<0.01），Chow检验可以看到第（6）列的交乘项系数显著大于第（5）列。然而，第（3）列~第（4）列的结果表明，投服中心行权提高中小股东的参会率在董事会独立性较强的企业更明显，这说明，尽管投服中心行权通过提高中小股东网络投票的积极性弥补了独立性较弱的董事会对投资者保护的不足，但促进中小股东现场出席股东大会仍然受到董事会治理能力的影响。
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1. 机构投资者持股
相比于个人投资者，机构投资者的持股规模更大且具有专业知识和信息优势[31]，有动机有能力对公司内部人进行监督，保护中小股东的利益[32-33]。机构投资者的持股比例越高，越能够通过退出威胁[34]或在股东大会投反对票[35]来抑制大股东掏空；相反，机构投资者持股较少时，参与治理的股东积极主义行为容易被公司忽视或限制，加剧了中小股东利益受损。因此，投服中心行权的投资者保护效应更可能在机构持股较少的公司体现。根据机构投资者持股占流通股比例的中位数分组进行回归，结果如表13所示。
表 13按机构投资者持股比例分组的回归结果
变量 Tun Attend Online Against （1）机构
持股高（2）机构
持股低（3）机构
持股高（4）机构
持股低（5）机构
持股高（6）机构
持股低（7）机构
持股高（8）机构
持股低Treat 0.012*** 0.006 0.041*** 0.047*** 0.014** 0.012 0.014*** 0.011** (3.00) (1.35) (4.82) (4.28) (2.36) (1.61) (3.76) (2.05) After 0.000 0.001 0.022* −0.002 0.035*** 0.018* 0.006 0.004 (0.09) (0.12) (1.83) (−0.12) (4.24) (1.83) (1.09) (0.59) Treat × After 0.001 −0.012** −0.001 0.013 0.017** 0.033*** −0.002 0.016** (0.18) (−2.15) (−0.09) (0.91) (2.15) (3.55) (−0.45) (2.33) Controls 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 Chow检验 3.16* 0.60 1.76 4.83** Adj_R2 0.444 0.410 0.178 0.107 0.115 0.124 0.060 0.115 N 1 204 1 084 1 204 1 084 1 204 1 084 1 204 1 084 注：***、**、*分别表示在 1%、5%、10%的水平上显著，括号内为t值，Chow检验为卡方值，限于篇幅没有列示控制变量。 表13的结果表明，交乘项与大股东资金占用的回归系数仅在机构投资者持股较低的样本中显著为负（P<0.05），并且系数与机构持股较高组存在显著差异，体现了投服中心参加股东大会行权的投资者保护效应，能够在机构投资者监督较弱的情况下发挥治理作用。最后两列的结果显示，机构持股较低的样本中，投服中心行权显著提高了股东大会的议案否决率（P<0.05），说明投服中心行权促进了更多的中小股东积极行使股东权利，表达股东意愿，弥补了机构投资者持股较少导致的治理不足问题。
2. 中小股东网络互动
中小股东为了维护自身的投资收益，有动机参与公司治理，并且互联网技术的发展降低了中小股东参与公司治理的成本，激发了中小股东行使股东权利的积极性。相比于参加股东大会这一正式的治理手段，中小股东在网络互动中表现得更为活跃，不仅在财经网站中广泛讨论和传播上市公司的相关新闻，还会直接与上市公司对话，提出自己对公司发展的疑问或建议。股东意识较强的中小股东更能敏锐地关注到投服中心的行权活动，进而学习和模仿投服中心来行使股东权利，促使上市公司关注和保护中小股东利益。因此，投服中心行权的投资者保护效应在中小股东更积极的公司中表现显著，以中小股东与上市公司在交易所互动平台中互动的次数衡量中小股东的积极程度，根据互动问答次数的中位数分组，回归结果如表14所示。
表 14按中小股东网络互动次数分组的回归结果
变量 Tun Attend Online Against （1）网络
互动多（2）网络
互动少（3）网络
互动多（4）网络
互动少（5）网络
互动多（6）网络
互动少（7）网络
互动多（8）网络
互动少Treat 0.023*** −0.000 0.027*** 0.060*** 0.002 0.021*** 0.012*** 0.016*** (6.43) (−0.09) (3.23) (5.45) (0.37) (2.93) (2.96) (3.21) After 0.003 0.003 0.019* −0.004 0.027*** 0.027*** 0.007 0.002 (0.70) (0.43) (1.66) (−0.28) (3.30) (2.67) (1.24) (0.30) Treat × After −0.020*** 0.001 0.022** 0.005 0.038*** 0.014 0.011** 0.005 (−4.25) (0.12) (1.98) (0.38) (4.90) (1.54) (2.22) (0.73) Controls 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 Chow检验 8.95*** 0.86 4.13** 0.71 Adj_R2 0.375 0.508 0.120 0.141 0.135 0.098 0.126 0.059 N 1 216 1 072 1 216 1 072 1 216 1 072 1 216 1 072 注：***、**、*分别表示在 1%、5%、10%的水平上显著，括号内为t值，Chow检验为卡方值，限于篇幅没有列示控制变量。 表14前两列的交乘项系数仅在中小股东网络互动多的样本中显著为负（P<0.01），说明中小股东行权积极性高的公司更重视对投资者利益的保护，投服中心行权有效地减少了大股东资金占用。中小股东积极行权的意识也有助于投服中心发挥行权的示范作用，在第（3）列~第（8）列，交乘项系数在中小股东网络互动多的一组中显著为正，说明具有行权意识的中小股东能够产生更多的股东积极主义行为，出席股东大会，参与网络投票以及表达反对意见。
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前文针对被投服中心参加股东大会行权的上市公司，验证了投服中心行权的投资者保护作用，这种保护作用的实现是由于中小股东的行权积极性得到了提升，同时，股东大会类型和公司治理特征会影响投服中心的行权效果。由于投服中心行权的样本有限，对少数存在典型问题的企业行权能否产生更广泛的投资者保护效应？又能否得到中小投资者整体的认可？进一步分析将围绕投服中心行权的溢出效应和市场反应两方面进行。
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制度理论认为，环境不确定的情况下，组织会学习和模仿其他组织应对不确定环境的行为，避免决策失误[36]。具体到投服中心的行权活动，由于投服中心的行权人手有限，被行权的只能是有限个存在投资者保护问题的公司，加之对投服中心监管属性的畏惧，未被行权公司有动机模仿被行权公司加强投资者保护，抑制大股东掏空。因此，投服中心参加股东大会行权不仅能够提高被行权公司的投资者保护，还会影响未被行权公司的投资者保护，产生溢出效应。
组织间模仿行为的产生需要通过某种关联机制来传递信息[37]，这一关联机制就形成了溢出的渠道。分析投服中心参加股东大会行权的过程，本文认为高管联结是投服中心行权可能的溢出渠道。首先，股东大会组织筹备阶段，投服中心需要进行参会登记明确将出席股东大会，董秘等组织者接收这一信号后，有责任提醒出席会议的相关高管注意与投服中心的交流。其次，股东大会召开阶段，投服中心主要围绕公司的日常经营、并购重组以及公司治理等方面进行提问，并要求上市公司及相关高管做出解释或尽快整改。可见被行权公司高管对投服中心的行权信息较为了解，其中，有联结关系的高管经营和管理未被行权的公司时，会对投服中心关注的事项更加敏感，模仿被行权公司加强对中小投资者利益的保护。
为检验投服中心行权是否产生溢出效应，即投服中心行权后，与被行权公司有高管联结的公司是否显著降低了大股东资金占用水平，选择与被行权公司有高管③联结的385家未被行权公司作为溢出样本，共1 155个股东大会—年观察值，放入模型（4）进行回归。
$$ \begin{aligned} {\rm{Tun}}{{\rm{ }}_{i,t + 1}} =& {\mu _0} + {\mu _1}{\rm{ Post}}{{\rm{ }}_{i,t}} + {\mu _2}{\rm{ Private}}{{\rm{ }}_{i,t}} + {\mu _3}{\rm{ Top1}}{{\rm{ }}_{i,t}} + {\mu _4}{\rm{ MShare}}{{\rm{ }}_{i,t}} + {\mu _5}{\rm{ Div}}{{\rm{ }}_{i,t}} + {\mu _6}{\rm{ Audit}}{{\rm{ }}_{i,t}} + {\mu _7}{\rm{ Violate}}{{\rm{ }}_{i,t}} + \\ &{\mu _8}{\rm{ Size}}{{\rm{ }}_{i,t}} + {\mu _9}{\rm{ ROA}}{{\rm{ }}_{i,t}} + {\mu _{10}}{\rm{ LEV}}{{\rm{ }}_{i,t}} + {\rm{ Ind }} + {\rm{ Year }} + \varepsilon_{i,t} \end{aligned} $$ (4) 其中，下标i代表股东大会，下标t代表年份；
$\mu _0 $ 为常数项，$\mu _1 \sim \mu _{10}$ 为待估计的回归系数，$\varepsilon_{i,t} $ 为随机扰动项；因变量为溢出样本的大股东资金占用；自变量Post衡量溢出样本的股东大会是否在高管联结企业被行权之后召开，控制变量的定义与基准检验一致，回归结果如表15所示。表 15投服中心行权的溢出效应回归结果
变量 Tun 变量 Tun Post −0.007* Violate −0.008*** （−1.74） (−2.99) Private 0.019*** Size 0.008*** (5.71) (8.07) Top1 0.000*** ROA 0.001 (−3.48) (0.10) MShare −0.041*** LEV 0.003 (−5.43) (0.80) Div 0.002 Ind/Year 控制 (1.44) Constant −0.150*** Audit 0.060*** (−7.01) (16.52) Adj_R2 0.167 N 1155 注：***、**、*分别表示在 1%、5%、10%的水平上显著，括号内为t值。 表15中Post的系数为−0.007，在10%的水平上显著，说明投服中心参加股东大会行权会产生溢出效应，影响与被行权公司有高管联结的公司的投资者保护水平，即降低了大股东资金占用。进一步验证了投服中心参加股东大会进行示范行权的投资者保护作用，达到了“四两拨千斤”效果，有助于投服中心继续开展行权活动，增强上市公司对投资者利益的保护。
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利用事件研究法计算投服中心参加股东大会行权的市场反应，检验市场能否识别和认可投服中心行权的投资者保护效应。以投服中心行权日为事件日，比较被行权企业与配对企业在事件日附近的累积超额收益率（CAR）。具体步骤如下：第一步，确定事件窗和估计窗。为减小事件窗内其他事件对股价的影响，分别选择投服中心行权前后1天、前后3天和前后5天为事件窗，选取事件日前第120至第30交易日作为预期收益率的估计窗。第二步，计算合理的预期收益率。采用市场模型
${R}_{i,t}={\alpha }_{i}+{\beta }_{i}{R}_{m,t}+ {\varepsilon }_{i,t}$ ，以各市场收益率$ {R}_{m,t} $ 对个股实际收益率$ {R}_{i,t} $ 进行回归，根据系数$ {\alpha }_{i} $ 、$ {\beta }_{i} $ 估算事件窗内的预期收益率。第三步，以每日实际收益率与预期收益率之差确定超额收益率（AR），并在事件窗内逐日累加得到累积超额收益率（CAR）。最终计算出的CAR值如表16所示。表 16投服中心行权的市场反应CAR值
变量 样本 CAR值 T检验 CAR[−1，+1] 行权样本 0.005 4 −2.124 7** 配对样本 −0.012 9 CAR[−3，+3] 行权样本 0.008 8 −3.262 7*** 配对样本 −0.029 2 CAR[−5，+5] 行权样本 0.000 6 −2.805 5*** 配对样本 −0.043 8 注：***、**、*分别表示在 1%、5%、10%的水平上显著。 表16显示，配对样本的CAR[−1，+1]、CAR[−3，+3]和CAR[−5，+5]均为负，说明投资者对存在损害中小投资者利益问题的公司持悲观态度；但行权样本的市场反应为正，分别在5%和1%的水平上显著高于配对样本，说明投服中心行权产生了正向的市场反应，投资者认可投服中心参加股东大会行权的作用，即能够促进上市公司保护中小投资者利益。
进一步以是否被投服中心行权（Treat）为自变量，对行权市场反应进行回归，结果如表17所示。
表 17投服中心行权与行权市场反应的回归结果
变量 CAR[−1,+1] CAR[−3,+3] CAR[−5,+5] CAR[−1,+1] CAR[−3,+3] CAR[−5,+5] 第（1）列 第（2）列 第（3）列 第（4）列 第（5）列 第（6）列 Treat 0.020** 0.041*** 0.056*** 0.023** 0.047*** 0.061*** (2.20) (3.34) (3.35) (2.35) (3.52) (3.41) Size 0.000 −0.004 0.000 −0.000 −0.007 −0.005 (0.01) (−0.63) (0.05) (−0.09) (−1.01) (−0.55) ROA 0.019 0.051 0.113** −0.009 0.012 0.053 (0.62) (1.20) (1.99) (−0.25) (0.24) (0.79) LEV −0.002 0.007 −0.029 0.001 0.014 −0.011 (−0.09) (0.21) (−0.62) (0.05) (0.37) (−0.22) Private 0.012 −0.006 −0.013 (0.93) (−0.32) (−0.53) Top1 0.000 0.001 0.001 (0.72) (0.92) (0.87) MShare 0.025 0.067 0.044 (0.57) (1.14) (0.56) Div −0.008 0.015 0.006 (−0.28) (0.41) (0.13) Audit −0.015 −0.016 −0.037 (−0.85) (−0.70) (−1.19) Violate −0.014 −0.013 −0.019 (−1.30) (−0.88) (−0.97) 行业/年份 控制 控制 控制 控制 控制 控制 Constant −0.009 0.054 −0.004 −0.016 0.095 0.089 (−0.09) (0.41) (−0.02) (−0.15) (0.65) (0.45) Adj_R2 0.000 2 0.029 0 0.027 0 0.014 0 0.018 0 0.019 0 N 171 171 171 171 171 171 注：***、**、*分别代表在 1%、5%和 10%的显著水平上显著，括号内为t值。 表17前三列只控制了基本的公司特征，后三列额外控制了投服中心行权的影响因素。结果表明，无论是与CAR[−1，+1]、CAR[−3，+3]还是CAR[−5，+5]回归，自变量（Treat）的系数均显著为正，投服中心参加股东大会行权显著提高了被行权公司股票的短期收益，说明投资者认为投服中心行权能够督促公司加强对投资者利益的保护，对公司产生了乐观预期。
此外，本文还以股东大会召开日为事件日，计算并比较了两组样本的市场反应，依然可以发现被行权样本的市场反应显著大于配对样本，同样说明对于存在投资者保护问题的公司，投资者更加看好被投服中心行权的公司的未来表现④。
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本文以2017—2019年被投服中心行权的上市公司召开的股东大会为研究对象，采用倾向得分匹配法和双重差分模型，探究投服中心参加股东大会行权的投资者保护效应，以及行权产生投资者保护效应可能的路径；异质性分析中，区分了股东大会类型和公司内外部治理机制，讨论不同行权环境下投服中心参加股东大会行权的投资者保护效应是否存在差异；此外，为了验证投服中心行权的投资者保护效应是否具有外部性，进一步分析中，检验了投服中心行权对高管联结公司的溢出效应，以及行权产生的市场反应。
研究得到的主要结论如下。
1. 相比于未被行权公司，被投服中心行权的公司显著提高了对中小投资者利益的保护，表现为大股东资金占用减少，证明了投服中心参加股东大会行权的投资者保护效应，并且这种保护效应的实现得益于投服中心行权提高了中小股东行权的积极性，主要包括网络投票参与率的提高以及议案否决率的提高。
2. 基于股东大会类型的异质性分析中，投服中心参加年度股东大会行权的投资者保护效应更强，表明年度股东大会对投资者保护的影响更大。基于公司治理机制的异质性分析中，一方面，投服中心对大股东持股较少、董事会独立性较差以及机构投资者持股较少的公司行权，投资者保护效应更显著，说明投服中心行权可以弥补其他公司治理机制的不足；另一方面，投服中心对中小股东网络互动较多的公司行权的投资者保护效应更明显，再次验证了中小股东行权积极性是实现投服中心行权的投资者保护效应的路径。
3. 进一步分析的结果表明，投服中心参加股东大会行权对被行权公司的高管联结公司具有溢出效应；并且投服中心行权产生了正向的市场反应，反映出投服中心行权具有正外部性。
研究结论对投服中心安排后续的行权活动、上市公司提高投资者保护，以及中小股东积极行使股东权利具有一定的启示。
1. 对于投服中心，若继续开展参加股东大会的行权活动，可以将行权重点放在年度股东大会上，并且关注股权分散、董事会独立性差以及机构持股较少的公司。
2. 对于上市公司，要重视投服中心参加股东大会的行权活动，重视对中小投资者权益的保护，此外，有高管联结的公司可以通过加强交流，互相促进投资者保护水平的提高。
3. 对于中小股东，要关注投服中心的行权动态，提高自身的行权能力，在投服中心的引领下积极参加股东大会，表达股东意愿，行权股东权利。
本文主要的研究不足是样本量取决于投服中心参加股东大会行权的公司数量，使得相关分析在一定程度上受到了数据限制。根据中国投资者网公布的行权数据，2016年投服中心开展持股行权业务以来，共参加了127场股东大会，主要集中在2018年，当年开展了百场股东大会专项行权活动；此后投服中心的行权策略发生了改变，多以公开发声的方式呼吁中小股东积极参加股东大会，仅作为会议召集人和投票权征集人实际参加了两场股东大会，这样的数据结构导致结论未能在更大规模的样本上得到验证。针对这一问题，未来研究可以考虑将参加股东大会与发送股东建议函这两种行权方式结合起来，检验中小股东积极主义的治理效果，特别是探究对中小投资者权益保护起到的作用。
Investor Protection Effect of ISC Participating in General Meetings
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摘要:中证中小投资者服务中心（简称“投服中心”）是中小股东积极主义的倡导者和践行者，探究其行权活动是否有助于中小投资者利益保护是有意义的。采用2017—2019年投服中心参加股东大会行权的数据，结合倾向得分匹配法与双重差分模型，系统地探究了投服中心参加股东大会行权对中小投资者保护的影响。结果发现：（1）投服中心参加股东大会行权具有投资者保护效应，这种保护效应的实现是由于投服中心行权提高了中小股东的行权积极性。（2）区分股东大会类型，发现投服中心参加年度股东大会行权的投资者保护效应更强；区分公司治理特征，发现投服中心行权的投资者保护效应能够弥补内外部治理机制的不足。（3）投服中心行权会对被行权公司的高管联结公司产生溢出效应，并且行权能够产生正向市场反应，表明投服中心行权具有正外部性。研究结果表明，投服中心参加股东大会起到了保护中小投资者利益的作用。Abstract:China Securities Investor Services Center (ISC for short) is an advocate and practitioner of minority shareholder activism, so it is of great research significance and practical value to explore whether ISC exercising contributes to the protection of the interests of minority investors. Based on the exercising data by ISC participating in general meetings from 2017 to 2019, PSM method and DID model were used to analyse the relationship between ISC participating in general meetings and minority shareholder protection. The results showed that: (1) The participation in general meetings of ISC had the investor protection effect, and the realization of this investor protection effect was a result of the fact that ISC exercising encouraged more minority shareholders to exercise their shareholder rights; (2) By distinguishing the types of general meetings, it was found that the investor protection effect of ISC participating in annual general meetings was more significant. By distinguishing the characteristics of corporate governance, it was found that ISC exercising could replace other governance mechanisms to protect minority shareholders’ interests; (3) The participation in general meetings of ISC had a spillover effect on the firms with executives’ ties, and caused significant positive market reaction, showing that ISC exercising had positive externalities. The findings of this study suggest that the participation of ISC in general meetings plays an important role in protecting interests of minority investors.注释:1) 投服中心参加百场股东大会现场行权的报道：https://www.investor.org.cn/about_us/introduction_to_investor_service_center/dynamic/201807/t20180723_309989.shtml。2) 篇幅限制没有列出控制变量的相关性系数和VIF检验结果，如有需要可联系作者。3) 根据《公司法》对高级管理人员的界定及出席董事会的人员特征，本文的高管包括董事、总经理（总裁、CEO）、副总经理（副总裁）、财务总监（总会计师）、董事会秘书。4) 篇幅限制没有展示以股东大会召开日为事件日计算的市场反应结果，如有需要可联系作者。
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表 1PSM平衡测试
变量 匹配前后 观察样本 配对样本 T检验 Private 匹配前 0.677 0.611 2.15** 匹配后 0.677 0.628 0.52 Top1 匹配前 0.283 0.331 −3.19*** 匹配后 0.283 0.318 1.14 MShare 匹配前 0.089 0.150 −1.34 匹配后 0.089 0.135 −0.80 Div 匹配前 0.049 0.100 −3.72*** 匹配后 0.049 0.087 −1.14 Audit 匹配前 0.307 0.211 −6.84*** 匹配后 0.307 0.202 −0.26 Violate 匹配前 0.291 0.118 4.91*** 匹配后 0.291 0.159 0.72 Size 匹配前 22.161 22.540 −2.70*** 匹配后 22.161 22.100 0.29 ROA 匹配前 0.037 0.055 1.89* 匹配后 0.037 0.050 0.52 LEV 匹配前 0.430 0.462 −3.19*** 匹配后 0.430 0.407 1.14 注：观察样本与配对样本列示各变量的均值，T检验为t值，***、**、*分别表示在 1%、5%、10%的水平上显著。 
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表 2变量定义
变量类别 变量名称 变量符号 变量定义 因变量 大股东资金占用 Tun 其他应收款/总资产 中小股东出席率 Attend 出席会议的中小股东持股数量/出席会议有表决权的总股数 网络投票参与率 Online 参与网络投票的平均股数/总股本 自变量 是否被行权 Treat 被行权公司召开的股东大会取1，否则取0 行权前后 After 股东大会日期在被行权之后取1，否则取0 控制变量 产权性质 Private 民营企业取1，否则取0 股权集中度 Top1 第一大股东持股数量/总股本 管理层持股比例 MShare 管理层持股数量/总股本 每股现金股利 Div 股利分配率×每股收益 审计意见 Audit 公司被出具非标意见取1，否则取0 违规情况 Violate 公司或监管机构发布违规公告取1，否则取0 公司规模 Size ln（总资产） 资产收益率 ROA 净利润/期末和期初的平均总资产 负债水平 LEV 总负债/总资产 行业 Ind 按证监会行业分类标准（2012）设置的行业虚拟变量 年份 Year 年份虚拟变量 下载:
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表 3描述性统计结果
变量 观察样本行权前 观察样本行权后 配对样本行权前 配对样本行权后 均值 标准差 中位数 均值 标准差 中位数 均值 标准差 中位数 均值 标准差 中位数 Tun 0.040 0.069 0.017 0.041 0.073 0.014 0.020 0.038 0.009 0.028 0.042 0.012 Attend 0.078 0.126 0.030 0.115 0.144 0.054 0.042 0.068 0.016 0.063 0.084 0.035 Online 0.021 0.058 0.001 0.069 0.114 0.010 0.011 0.029 0 0.033 0.056 0.005 Private 0.806 0.396 1 0.825 0.380 1 0.818 0.386 1 0.795 0.404 1 Top1 0.277 0.135 0.259 0.271 0.131 0.252 0.275 0.136 0.248 0.267 0.136 0.238 MShare 0.037 0.083 0.001 0.032 0.079 0 0.093 0.137 0.010 0.080 0.120 0.003 Div 0.061 0.115 0 0.055 0.118 0 0.116 0.181 0.050 0.114 0.220 0.032 Audit 0.203 0.403 0 0.235 0.425 0 0.022 0.145 0 0.091 0.288 0 Violate 0.107 0.309 0 0.467 0.499 0 0.040 0.195 0 0.237 0.426 0 Size 22.200 1.245 22.240 22.171 1.243 22.180 22.270 1.276 22.103 22.350 1.244 22.230 ROA −0.012 0.129 0.018 −0.045 0.166 0.013 0.042 0.074 0.039 0.024 0.110 0.031 LEV 0.480 0.245 0.474 0.546 0.314 0.487 0.423 0.193 0.412 0.447 0.198 0.418 观察值 542 595 556 595 下载:
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表 4皮尔森相关性检验结果
变量 Tun Treat After Treat×After Attend Online Tun 1 Treat 0.144*** 1 After 0.040* 0.006 1 Treat × After 0.090*** 0.596*** 0.569*** 1 Attend 0.163*** 0.196*** 0.130*** 0.208*** 1 Online 0.115*** 0.158*** 0.236*** 0.276*** 0.311*** 1 注：***、**、*分别表示在 1%、5%、10%的水平上显著；限于篇幅未列示控制变量。 下载:
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表 5投服中心行权与大股东资金占用的回归结果
变量 Tun 第（1）列 第（2）列 Treat 0.021*** 0.009*** (7.01) (3.12) After 0.003 0.003 (0.75) (0.84) Treat × After −0.009** −0.009** (−2.24) (−2.30) Private 0.012*** (4.04) Top1 −0.026*** (−3.09) MShare −0.051*** (−5.23) Div 0.025*** (3.75) Audit 0.055*** (15.77) Violate 0.008*** (2.85) Size 0.000 (0.48) ROA 0.010 (1.02) LEV 0.019*** (3.44) Ind/Year 控制 控制 Constant 0.022*** 0.014 (3.86) (0.62) Adj_R2 0.251 0.388 N 2 288 2288 注：***、**、*分别表示在 1%、5%、10%的水平上显著，括号内为t值。 下载:
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表 6投服中心行权的机制检验结果
变量 Attend Online 第（1）列 第（2）列 Treat 0.042*** 0.012*** (6.29) (2.69) After 0.009 0.027*** (0.95) (4.29) Treat × After 0.012 0.025*** (1.29) (4.23) Private 0.007 −0.004 (1.09) (−0.97) Top1 −0.057*** 0.008 (−2.95) (0.59) MShare 0.002 0.016 (0.11) (1.08) Div 0.053*** 0.011 (3.39) (1.10) Audit −0.009 0.001 (−1.06) (0.17) Violate 0.008 0.002 (1.24) (0.36) Size −0.005** 0.001 (−2.05) (0.76) ROA 0.057** 0.006 (2.48) (0.39) LEV 0.030** 0.000 (2.40) (0.06) Ind/Year 控制 控制 Constant 0.167*** −0.030 (3.20) (−0.87) Adj_R2 0.107 0.112 N 2 288 2 288 注：***、**、*分别表示在 1%、5%、10%的水平上显著，括号内为t值。 下载:
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表 7前置行权时点的反事实检验结果
变量 Tun Treat 0.011*** (3.77) After 0.002 (0.50) Treat × After −0.009 (−1.39) Controls 控制 Adj_R2 0.485 N 1098 注：***、**、*分别表示在 1%、5%、10%的水平上显著，括号内为t值，限于篇幅没有列示控制变量。 下载:
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表 8替换变量的稳健性回归结果
变量 Tun Tun_w Against 第（1）列 第（2）列 第（3）列 Treat 0.007*** 0.183*** 0.014*** (3.07) (3.96) (4.61) After 0.108 0.005 (1.64) (1.04) Treat × After –0.229*** 0.007* (–3.68) (1.67) After_w 0.006* (1.92) Treat×After_w –0.011** (–2.46) Controls 控制 控制 控制 Adj_R2 0.389 0.057 0.070 N 2 288 2 288 2 288 注：***、**、*分别表示在 1%、5%、10%的水平上显著，括号内为t值，限于篇幅没有列示控制变量。 下载:
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表 9改变样本范围的稳健性回归结果
变量 Tun Attend Online 第（1）列 第（2）列 第（3）列 Panel A：PSM按照1∶3进行匹配 Treat 0.011*** 0.043*** 0.012*** (5.54) (9.06) (4.10) After 0.001 0.008 0.026*** (0.56) (1.50) (7.47) Treat × After −0.010*** 0.013** 0.026*** (−3.55) (2.11) (6.44) Controls 控制 控制 控制 Adj_R2 0.381 0.105 0.121 N 4 590 4 590 4 590 Panel B：剔除行权当次 Treat 0.008*** 0.042*** 0.013*** (2.90) (6.15) (3.11) After 0.005 0.013 0.028*** (1.15) (1.28) (4.40) Treat × After −0.008** 0.012 0.023*** (−1.97) (1.26) (3.90) Controls 控制 控制 控制 Adj_R2 0.398 0.108 0.112 N 2 108 2 108 2 108 Panel C：剔除行权当年 Treat 0.008** 0.043*** 0.010*** (2.51) (5.51) (2.70) After 0.009** 0.034*** 0.020*** (2.51) (4.10) (4.89) Treat × After −0.012** 0.018 0.022*** (−2.50) (1.56) (3.80) Controls 控制 控制 控制 Adj_R2 0.429 0.101 0.102 N 1 514 1 514 1 514 注：***、**、*分别表示在 1%、5%、10%的水平上显著，括号内为t值，篇幅原因没有列示控制变量。 下载:
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表 10按股东大会类别分组的回归结果
变量 Tun Attend Online Against （1）年度 （2）临时 （3）临时 （4）年度 （5）临时 （6）年度 （7）临时 （8）年度 Treat 0.009*** 0.012 0.052*** 0.021*** 0.011** 0.019* 0.017*** 0.006** (3.02) (1.58) (6.61) (3.07) (2.23) (1.71) (4.58) (2.44) After 0.006 −0.009 0.011 0.023** 0.032*** 0.020 0.007 0.000 (1.51) (−0.79) (1.02) (2.12) (4.66) (1.19) (1.28) (0.12) Treat × After −0.009** −0.008 0.013 0.003 0.027*** 0.022 0.009* −0.002 (−2.12) (−0.79) (1.28) (0.30) (4.07) (1.56) (1.86) (−0.66) Controls 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 Chow检验 0.01 0.60 0.09 3.72* Adj_R2 0.459 0.301 0.139 0.238 0.140 0.104 0.087 0.013 N 1 886 402 1 886 402 1 886 402 1 886 402 注：***、**、*分别表示在 1%、5%、10%的水平上显著，括号内为t值，Chow检验为卡方值，限于篇幅没有列示控制变量。 下载:
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表 11按大股东持股比例分组的回归结果
变量 Tun Attend Online Against （1）股权
集中（2）股权
分散（3）股权
集中（4）股权
分散（5）股权
集中（6）股权
分散（7）股权
集中（8）股权
分散Treat 0.008** 0.012** 0.049*** 0.041*** 0.009 0.017** 0.015*** 0.013** (2.23) (2.54) (5.98) (3.79) (1.62) (2.33) (4.16) (2.56) After 0.000 0.009 0.027** −0.013 0.028*** 0.025** 0.005 0.004 (0.01) (1.50) (2.29) (−0.89) (3.41) (2.56) (1.03) (0.57) Treat × After −0.002 −0.019*** −0.002 0.023* 0.023*** 0.028*** −0.002 0.014** (−0.40) (−3.25) (−0.22) (1.65) (2.92) (3.07) (−0.36) (2.04) Controls 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 Chow检验 5.72** 2.02 0.21 3.77* Adj_R2 0.382 0.437 0.152 0.161 0.132 0.144 0.089 0.110 N 1 215 1 073 1 215 1 073 1 215 1 073 1 215 1 073 注：***、**、*分别表示在 1%、5%、10%的水平上显著，括号内为t值，Chow检验为卡方值，限于篇幅没有列示控制变量。 下载:
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表 12按董事会独立性分组的回归结果
变量 Tun Attend Online Against （1）独董
比例高（2）独董
比例低（3）独董
比例高（4）独董
比例低（5）独董
比例高（6）独董
比例低（7）独董
比例高（8）独董
比例低Treat 0.004 0.013*** 0.043*** 0.036*** 0.019*** −0.001 0.019*** 0.002 (1.08) (3.35) (4.47) (4.34) (3.23) (−0.13) (4.13) (0.60) After 0.000 0.009* 0.007 0.011 0.028*** 0.024** 0.009 0.000 (0.06) (1.75) (0.48) (1.00) (3.23) (2.50) (1.29) (0.07) Treat × After 0.001 −0.030*** 0.024* −0.014 0.017** 0.042*** 0.007 0.005 (0.22) (−5.34) (1.95) (−1.13) (2.28) (3.98) (1.29) (1.08) Controls 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 Chow检验 20.23*** 4.80** 2.85* 0.08 Adj_R2 0.401 0.429 0.122 0.160 0.110 0.115 0.076 0.164 N 1 526 762 1526 762 1526 762 1 526 762 注：***、**、*分别表示在 1%、5%、10%的水平上显著，括号内为t值，Chow检验为卡方值，限于篇幅没有列示控制变量。 下载:
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表 13按机构投资者持股比例分组的回归结果
变量 Tun Attend Online Against （1）机构
持股高（2）机构
持股低（3）机构
持股高（4）机构
持股低（5）机构
持股高（6）机构
持股低（7）机构
持股高（8）机构
持股低Treat 0.012*** 0.006 0.041*** 0.047*** 0.014** 0.012 0.014*** 0.011** (3.00) (1.35) (4.82) (4.28) (2.36) (1.61) (3.76) (2.05) After 0.000 0.001 0.022* −0.002 0.035*** 0.018* 0.006 0.004 (0.09) (0.12) (1.83) (−0.12) (4.24) (1.83) (1.09) (0.59) Treat × After 0.001 −0.012** −0.001 0.013 0.017** 0.033*** −0.002 0.016** (0.18) (−2.15) (−0.09) (0.91) (2.15) (3.55) (−0.45) (2.33) Controls 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 Chow检验 3.16* 0.60 1.76 4.83** Adj_R2 0.444 0.410 0.178 0.107 0.115 0.124 0.060 0.115 N 1 204 1 084 1 204 1 084 1 204 1 084 1 204 1 084 注：***、**、*分别表示在 1%、5%、10%的水平上显著，括号内为t值，Chow检验为卡方值，限于篇幅没有列示控制变量。 下载:
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表 14按中小股东网络互动次数分组的回归结果
变量 Tun Attend Online Against （1）网络
互动多（2）网络
互动少（3）网络
互动多（4）网络
互动少（5）网络
互动多（6）网络
互动少（7）网络
互动多（8）网络
互动少Treat 0.023*** −0.000 0.027*** 0.060*** 0.002 0.021*** 0.012*** 0.016*** (6.43) (−0.09) (3.23) (5.45) (0.37) (2.93) (2.96) (3.21) After 0.003 0.003 0.019* −0.004 0.027*** 0.027*** 0.007 0.002 (0.70) (0.43) (1.66) (−0.28) (3.30) (2.67) (1.24) (0.30) Treat × After −0.020*** 0.001 0.022** 0.005 0.038*** 0.014 0.011** 0.005 (−4.25) (0.12) (1.98) (0.38) (4.90) (1.54) (2.22) (0.73) Controls 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 Chow检验 8.95*** 0.86 4.13** 0.71 Adj_R2 0.375 0.508 0.120 0.141 0.135 0.098 0.126 0.059 N 1 216 1 072 1 216 1 072 1 216 1 072 1 216 1 072 注：***、**、*分别表示在 1%、5%、10%的水平上显著，括号内为t值，Chow检验为卡方值，限于篇幅没有列示控制变量。 下载:
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表 15投服中心行权的溢出效应回归结果
变量 Tun 变量 Tun Post −0.007* Violate −0.008*** （−1.74） (−2.99) Private 0.019*** Size 0.008*** (5.71) (8.07) Top1 0.000*** ROA 0.001 (−3.48) (0.10) MShare −0.041*** LEV 0.003 (−5.43) (0.80) Div 0.002 Ind/Year 控制 (1.44) Constant −0.150*** Audit 0.060*** (−7.01) (16.52) Adj_R2 0.167 N 1155 注：***、**、*分别表示在 1%、5%、10%的水平上显著，括号内为t值。 下载:
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表 16投服中心行权的市场反应CAR值
变量 样本 CAR值 T检验 CAR[−1，+1] 行权样本 0.005 4 −2.124 7** 配对样本 −0.012 9 CAR[−3，+3] 行权样本 0.008 8 −3.262 7*** 配对样本 −0.029 2 CAR[−5，+5] 行权样本 0.000 6 −2.805 5*** 配对样本 −0.043 8 注：***、**、*分别表示在 1%、5%、10%的水平上显著。 下载:
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表 17投服中心行权与行权市场反应的回归结果
变量 CAR[−1,+1] CAR[−3,+3] CAR[−5,+5] CAR[−1,+1] CAR[−3,+3] CAR[−5,+5] 第（1）列 第（2）列 第（3）列 第（4）列 第（5）列 第（6）列 Treat 0.020** 0.041*** 0.056*** 0.023** 0.047*** 0.061*** (2.20) (3.34) (3.35) (2.35) (3.52) (3.41) Size 0.000 −0.004 0.000 −0.000 −0.007 −0.005 (0.01) (−0.63) (0.05) (−0.09) (−1.01) (−0.55) ROA 0.019 0.051 0.113** −0.009 0.012 0.053 (0.62) (1.20) (1.99) (−0.25) (0.24) (0.79) LEV −0.002 0.007 −0.029 0.001 0.014 −0.011 (−0.09) (0.21) (−0.62) (0.05) (0.37) (−0.22) Private 0.012 −0.006 −0.013 (0.93) (−0.32) (−0.53) Top1 0.000 0.001 0.001 (0.72) (0.92) (0.87) MShare 0.025 0.067 0.044 (0.57) (1.14) (0.56) Div −0.008 0.015 0.006 (−0.28) (0.41) (0.13) Audit −0.015 −0.016 −0.037 (−0.85) (−0.70) (−1.19) Violate −0.014 −0.013 −0.019 (−1.30) (−0.88) (−0.97) 行业/年份 控制 控制 控制 控制 控制 控制 Constant −0.009 0.054 −0.004 −0.016 0.095 0.089 (−0.09) (0.41) (−0.02) (−0.15) (0.65) (0.45) Adj_R2 0.000 2 0.029 0 0.027 0 0.014 0 0.018 0 0.019 0 N 171 171 171 171 171 171 注：***、**、*分别代表在 1%、5%和 10%的显著水平上显著，括号内为t值。 下载:
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