治理水平（La Porta等，2000）[ 258]，减少企 业经营风险。
企业经营风险可以衡量企业是否成功，当企业经营风险较高时，容易累积负 面信息，增加股票的回报波动率（Armstrong等 2010；Viral等 2011）[ 259-260]，增 加企业的破产风险（Becchetti和Gonzalez 2003）[ 261]，从而增加股价崩盘风险。 相反，风险低的企业稳定性更好，更不容易发生危机（李维安和王倩，2011） [262]，股价可以更加准确及时地反映企业经营情况和财务状况，企业股价大幅下 跌的风险将会降低（张路等，2021）[ 214]。因此，本文提出如下假设： 假设H9：良好的投资者保护会减少企业经营风险降低股价崩盘风险。 首先，投资者保护能够显著提升企业信息披露的透明度，使外部投资者更易 于获取企业的内部信息，减少了企业隐藏负面消息和欺诈的行为，降低因误导消 费者引发的法律诉讼风险。其次，投资者保护较好的环境下，内部人因受到更强 的法律威慑，会主动收敛其不当行为，进而有效降低企业的诉讼风险（胡国柳 等，2019）[ 263]。最后投资者保护通过证监会、交易所等监管平台提供低成本调 解渠道，将投资者和企业纠纷化解在诉讼前，进而降低企业的诉讼风险。因此， 强化投资者保护能显著降低企业面临的诉讼风险。
公司通过诉讼解决利益争端往往伴随着高昂的成本，诉讼风险对企业的生产 经营和声誉都会产生不利影响，并向外传递企业经营不善的信号，是企业释放 “坏消息”的来源（姜涛和尚鼎，2020）[ 264]，突然释放“坏消息”会增加股价 崩盘风险。公司频繁遭遇诉讼，不仅会使公司声誉受损（Liu等，2016）[ 265]，而 且会让利益相关者及投资者对公司的经营及财务状况产生质疑，动摇投资者的信 心（赵瑞瑞和陈运森，2023）[ 266]，可能会使得投资者大规模撤资，增加公司的 股价崩盘风险。因此，本文提出如下假设。
6.4 实证结果分析
6.4.1 描述性统计
表6.2汇报了各变量的描述性统计结果，样本包含32861个年度—公司观测 值。其中企业股价崩盘风险NCSKEW和DUVOL的均值为-0.321和-0.214，与现 有文献结果一致（曹纳和田高良，2023）[ 270]，标准差分别为0.562和0.466，说明 个股崩盘风险差别较大。投资者保护指数的均值为0.562，其值乘以100为56.2，与徐玉德和漆圣桥（2022）[ 54]使用的投资者保护指数均值55.187较为一致。投资 者保护指数的最小值为0.425，最大值为0.659，说明公司投资者保护水平相对集 中且整体水平还有待提高。
关于控制变量，月均超额换手率（Dtum）的均值为-0.031，标准差为0.340， 表明样本公司的换手率总体略低于市场平均水平，但不同公司的超额换手率差异 较大。周收益率（Ret）的均值为0.003，标准差为0.009，说明样本公司的周收益 率为正，波动较小。周收益率标准差（Sigma）的均值为0.061，说明不同公司之 间的收益率具有差距。上市公司规模（Size）的均值为22.426，标准差为1.293， 表明我国不同的企业规模存在明显的差异。资产负债率（Lev）的均值为0.450， 标准差为0.201，表明我国公司资产负债率在相对安全的水平上。股权集中度 （Top1）的均值为33.1%，说明我国公司股权相对集中。所有制属性（Soe）均值 为0.392，表明我国上市公司中国有公司占比为39.2%。两职合一（Dual）的均值 为0.255，标准差为0.436，意味着我国上市公司的董事长与总经理两职分离率较 高，董事会具有较好的独立性。其他变量与上一章类似，不再一一叙述。
6.4.2 相关性分析
表6.3为Pearson相关性检验，股价崩盘风险的两种度量方式NCSKEW与 DUVOL的相关系数估计值为0.872，且在1%水平上显著，该强相关性表明这两种指标在衡量市场极端风险时具有较好的一致性。投资者保护指标与NCSKEW 和DUVOL至少在10%水平上显著为负，初步验证了假设H8。所有控制变量的相 关系数都没有超过0.6，说明变量之间不存在严重的多重共线性。
6.4.3 基准回归
表6.4汇报了投资者保护对股价崩盘风险的回归结果。其中，第（1）列和第 （3）列是没有加入控制变量的回归结果，第（2）列和第（4）列是加入控制变 量的多变量回归结果。第（1）列和第（2）列的被解释变量是负收益偏态系数， 回归系数在1%水平显著为负。经济意义方面，根据第（2）列计算得到投资者保 护指数每增加1单位标准差，负收益偏态系数将下降大约1.760%（0.044×0.400） 个单位，这一变化相当于样本平均水平的5.483%（0.044×0.409÷0.321）。第（3） 列和第（4）列的被解释变量是收益上下波动的比率，回归系数在1%水平显著。 经济意义方面，根据第（4）列计算得到投资者保护指数每增加1单位标准差，收 益上下波动的比率将下降大约1.043%（0.044×0.237），降幅为样本平均水平的 4.942%（0.044×0.235÷0.211），这些都验证了投资者保护可以降低股价崩盘风险。 由此，假设H8得到支持。
第7章 结论与政策建议
7.1 研究结论
现代企业普遍存在所有权与控制权分离所导致的委托代理问题，由此造成的 信息不对称对企业发展形成了严重制约。在金融市场的发展中，投资者保护是缓 解信息不对称所产生问题的一种重要举措。投资者保护通过国家法律、社会规范 和市场机制，保障了投资者的知情权等基本权利。本文从投资者保护的治理效应 是否能够促进股票市场稳定发展的思路出发，构建两部门经济模型刻画投资者保 护对股票市场稳定发展的影响，然后通过经济理论对投资者保护的作用机理进行 了详细分析，根据理论基础进行实证检验。具体研究的结论如下：
第一，投资者保护水平的提高有助于降低上市公司违规风险，提高公司质 量。本文使用中国上市公司2010—2023年相关数据进行研究，实证检验投资者保 护对上市公司违规风险的影响。研究发现：投资者保护水平的提高可以降低公司 违规风险，这一结论经过了工具变量法和稳健性检验后依然成立。机制检验说明 投资者保护通过缓解融资约束、不确定性感知和提高管理效率三条路径共同影响 其公司的违规风险。进一步，通过对投资者保护与公司违规风险的异质性分析发 现，两者在非国有和营商环境差的公司中负相关关系更显著。
第二，投资者保护水平的提高有助于培育耐心资本。本文使用2010—2023年 A股上市公司数据，实证检验投资者保护对耐心资本的影响及作用机制。本文结 合耐心资本的特点，用长期投资、价值投资、风险承担、经济环境等综合指标， 通过熵值法构建耐心资本指标。实证结果表明：投资者保护能够促进上市公司培 育耐心资本，且这一结论经过替换解释变量、替换被解释变量、更改模型设定、 删除特殊的时间和空间样本后依然成立，说明基准结论的稳健性。并且为了解决 内生性问题，选择同行业同年度投资者保护的均值作为工具变量，通过两阶段最 小二乘法回归结论依然稳健，还使用了投资者服务中心的成立作为准自然实验， 使用多时点双重差分法验证了结论的稳健性。进一步，机制分析表明投资者保护通过提高信息披露质量和降低代理成本提高耐心资本；本文还发现投资者保护对 耐心资本的影响具有非对称性，在非国有和高科技公司中更显著。
第三，投资者保护水平的提高有助于降低上市公司股价崩盘风险。本文以 2010—2023 年沪深A股上市公司为样本，研究发现投资者保护能够显著抑制公司 股价崩盘风险，具有稳定股票市场效应。这种稳定效应主要体现在信息不对称程 度高、非四大事务所审计和大股东减持的公司。该基准结果在替换变量、改变样 本区间、使用工具变量法和双重差分法等方法检验后依然稳健。进一步研究发 现，投资者保护主要通过降低公司经营风险和诉讼风险，进而缓解公司股价崩盘 风险。本文不仅丰富了投资者保护和股价崩盘风险的研究，还对如何维护我国资 本市场平稳健康发展提供了重要的现实证据。
7.2 政策建议
本文深入探讨了投资者保护对股票市场稳定发展的影响及作用机制。为了更 好地实现投资者保护，促进股票市场稳定发展，从上市公司、投资者和投资者保 护三个维度提出以下政策建议：
（1）对上市公司的政策建议
本文已经证实了投资者保护对于降低公司违规、培育耐心资本、降低股价崩 盘风险的作用。具体而言，第一，为了降低公司违规行为，建立上市公司及相关 责任人员信用惩戒档案，对存在违规行为的市场参与者实施市场禁入、限制融资 等惩罚措施，形成约束机制。在对公司处罚时，对于高管、实际控制人、独立董 事等责任主体的违规责任做到精准惩戒，并且对于违规的处罚也根据违规频次进 行累积，使得再次违规的成本大幅上升，违规成本远超收益所得，对管理层形成 威慑。第二，为了培育耐心资本，实施上市公司质量提升行动，强化退市机制， 优化市场生态。健全以投资者需求为导向的信息披露制度，提升信息披露的针对 性和有效性，进而建立长效投资者沟通机制，形成良性投融资格局。完善公司治 理结构，增加独立董事的比例，强化监事会职能，建立与大股东制衡的投资者保 护机制，对管理层的决策进行定期评估，减少两类代理成本。第三，为抑制股价崩盘风险，上市公司应优化公司治理结构，增强
