证券交易所声誉激励机制的效应研究_曹潇

两种方法并不适用于我国交易所的声誉度量。同时，由于 我国上市审核的内容与国外存在巨大差异，加之沪深交易 所的发展历史较短，因而还没有形成一个公认的声誉层 级。迄今为止，没有学术团体和研究机构像美国那样专门
交易所
上海交易所 深圳交易所
均值 67.45 66.82
交易所审核上市的企业业绩
中值
标准差
最大值
易所声誉激励机制的激励效应并不显著。
关键词：证券交易所；声誉机制；激励效应；协整检验
中图分类号：F830.91
文献标识码：A
文章编号：1002-6487（2012）07-0164-03
0 引言
契约理论关于声誉的研究表明，有效的外部惩罚机制 是声誉形成的重要条件。在我国，证监会的强干预模式决 定了证券监管是交易所声誉形成的重要外部约束力量，证 监会不仅对市场上的违规行为进行监管，而且还对交易所 的违规审核行为进行惩戒，采用上市资源分配的隐性激励 方式，以协调交易所的经营与自律监管。现有文献对证监 会分配交易所上市资源的激励机制多采取批判态度[1-2]，尚 未从实证层面予以分析。因此，本文将提出新整计量模 型，从实证层面检验了我国证券交易所声誉激励机制的激 励效应，旨在明确我国证券交易所经营与监管激励协调改 革的基本方向。
理 ，时 间 跨 度 为 1997~2010 年 ，其 计 量 在 Excel2003 与 1%的置信水平。
Eviews5.0 上实现。
2.3.2 交易所声誉与企业质量的 Johansen 协整检验
由于沪深交易所的上市规则、监管制度以及遵循的法
根据 Engle 和 Granger 的协整理论，对于两个都是随机
（1）其他因素相同的条件下，证监会在考虑上市资源 配置时会受到交易所中上市企业违规频率的影响。
（2）基于上述惩戒对自身利益的影响，交易所有执行 隐性声誉激励契约的动机，会对上市企业的资质进行严格 审核，以降低企业上市后违规事件发生的频率，从而使得 交易所声誉与上市企业质量之间存在着显著的正向相关 性。
组”历年联合发布的《中国上市公司业绩评价报告》中获得[9]， 由表 2 可知，变量 PREP A 、PREPC 与 PCOMP 的水平序
该报告根据上市公司的财务效益状况、资产运营状况、偿债 列不能拒绝单位根假设，说明水平序列都是非平稳的，而
能力和发展能力等4大类指标和22类小指标进行打分，将我 它们的一阶差分序列拒绝了单位根假设，说明一阶差分序
认的是，这里对声誉变量的选择方面还是很不精准，甚至 经济的运行中，经济变量很少是平稳的，那么，在假设经济
是非常牵强的。然而这主要是因为受我国证券市场发展 变量是平稳的前提下所做的回归检验，得到的回归结果很
及客观环境的限制，在没有更理想的数据以及替代变量之 可能导致“伪回归”。本文采用 Augmented Dickey-Fuller
如果隐性声誉激励机制是有效的，证监会在分配上市 资源时，会考虑各交易所上市企业违规事件发生的频率及 其严重程度，以增减该交易所上市资源的方式进行惩戒。 那么，对于交易所而言，为避免来自政府方面的惩罚，其作 为重要的上市企业质量认证中介，审核并接受资产优良的 企业上市是其建立和维护声誉的基础。因而，其声誉机制
量必须充分大，否则得到的协整参数估计量将是有偏的。
因为本文中用于分析的有效样本相对较小，故为克服小样
本条件下两步法参数估计的不足，本文采用 Johansen 极大
似然估计法对变量进行协整检验。
表 3 PREP A 、PREPC 分别与 PCOMP 的 Johansen 协整检验结果
变量 特征值
PREP A ， 0.1743 PCOMP 0.0034 PREPC ， 0.4542 PCOMP 0.0267
国上市公司业绩分为优、良、中、低和差五个层级。
列都是平稳的。
2.2 样本数据来源与描述性统计
表2
时间序列 PREP A 、PREPC 与 PCOMP 的平稳性检验结果
为导出某一交易所当Байду номын сангаас无违法、违规行为的上市企 业占当年全部上市企业的比例，必须考察该交易所当年
变量
检验形式 ADF 统计
(C,T,k)
量
临界值
AIC
SC
结论
违法、违规行为的上市企业占当年全部上市企业的比 例。样本数据来自中国经济研究中心的 Sinofin 上市公 司违法违规数据库。在 1997 年至 2010 年的 14 个年份
PREP A PREPC PCOMP ΔPREP A
(C,T,3) (C,T,5) (C,T,3) (C,N,3)
前，不得不退而求其次，这也是所有经验研究都面临的困 的 ADF 单位根检验[6]，其检验的一般方法为:
境。因此，本文并不期望找到我国交易所声誉的“充分统 计量”，而是将替代变量的标准降低到“与声誉正相关”。
（2）上市企业质量的度量 此处选择企业上市后的业绩为度量企业质量 （ PCOMP ）的替代变量。关于企业上市后的业绩情况可以
系。根据 Engle 和 Granger（1987）[5]的协整理论，在进行实 际协整分析时，一般需经以下程序：
誉即某一交易所当年无违法、违规行为的上市企业占当年 2.3.1 时间序列数据的平稳性检验
全部上市企业的比例；相对声誉即某一交易所当年的绝对
传统的最小二乘法（OLS）对经济变量进行回归分析
声誉与另一交易所当年绝对声誉的比值。当然，不得不承 时，一般都假设经济变量的时间序列是平稳的。而在实际
有 236 家，占总样本的 54%。其余数据皆根据历年《证券 期货市场统计年鉴》与《中国上市公司业绩评价报告》整
注：表中 ADF 检验结果采用 Eviews5.0 软件计算得到，其中检验形式（C,T,k）分 别表示单位根检验方程包括常数项、时间趋势和滞后期，N 表示不包括 C 或 T，加入 滞后项是为了使残差项为白噪声，△表示差分算子，*、**、***分别表示 10%、5%、
前，因违规被处罚的企业数量和比重都比较小。这可能与 说，这种协整关系的存在可以通过其他变量的变化来影响
统计与决策２０1 2 年第 7 期·总第 355 期 165
财经纵横
另一变量的变化。通常有两种方法用来检验变量之间的
协整关系，一种是 Engle 和 Granger 的两步法；一种是 Jo-
hansen 的极大似然估计法[7]。若采用 EG 两步法，则样本容
陈卫东（1963-），男，陕西府谷人，副教授，研究方向：金融与投资。 高建勇（1974-），男，陕西铜川人，硕士，工程师，研究方向：农业经济。
164 统计与决策２０1 2 年第 7 期·总第 355 期
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证券市场发展的进程中，一方面对于企业上市地点的分 2004 年证券监管机构开始着力加强监管有关。
主要来自于政府方面的奖惩，因而从这个视角考虑，本文 估计的影响和经典计量经济学模型可能存在的伪回归、共
选择以上市企业违法违规行为发生的频率作为交易所声 线性等诸多问题，本文将采用最新发展的动态计量经济学
誉衡量的变量。
模型协整研究交易所声誉与上市企业质量之间的相互关
进一步，考虑从两个层面对沪深交易所的声誉进行度 量：绝对声誉（ PREP A）和相对声誉（ PREPC ）。绝对声
2 实证模型与计量检验
2.1 变量设计 （1）交易所声誉的度量 国外文献中关于证券交易所声誉的度量方法主要有
市场占有率法与境外上市资源所占比例法[6-8]。而在我国
基金项目：陕西省软科学研究计划资助项目(2010KRM18) 作者简介：曹 潇（1975-），男，陕西榆林人，博士，讲师，研究方向：金融工程。
∑ Δyt
=
α
+
βt
+
δyt - 1
+
k-1
ρi Δyt
-
i
+
εt
i=1
（1）
其中 yt 为 t 时期的变量值，Δyt = yt - yt - 1 表示一阶
差分，εt 为随机误差项，服从独立同分布的白噪过程。检
验过程中的滞后项的确定采用 AIC 和 SC 准则。时间序列
从“中联财务顾问有限公司”和“中国上市公司业绩评价课题 PREP A 、PREPC 与 PCOMP 的平稳性检验结果见表 2。
律法规都无差异，因此，主要考察上海交易所的绝对声誉 游走的变量序列，如果这两个序列的某个线性组合是稳定
及其相对于深圳交易所的相对声誉与当年上市企业质量 的，则称这两个序列为协整的。协整关系反应了所研究的
间的相关关系。通过 Excel 统计计算，可以发现，2004 年以 变量之间存在一种长期稳定的均衡关系。从经济意义上
因此，交易所声誉和上市企业质量之间内生的这种正 向关系就成为了检验交易所声誉激励效应的经验标准。 以下将沿循这一思路对我国证券交易所的声誉机制的激 励效应进行实证考察。国外关于证券交易所声誉和上市 企业质量之间相关性的实证研究认为，交易所声誉与上市 企 业 质 量 间 存 在 显 著 的 正 向 相 关 性 ，即“ 质 量 认 证 ”论 （Cross，2006）[3]。然而，以上结论是针对成熟市场而言的， 目前还没有对我国交易所声誉与上市企业质量之间的相 关性进行研究的文献，本文将尝试对这一问题进行实证检 验，以考察交易所声誉机制的激励效应。
-3.125762 -1.936571 -1.789684 -2.917273
-3.274371* -3.198973* -3.175471* -2.746219*
-5.017379 -4.769732 -3.811126 -3.422634 -0.222761 -0.075795 -4.706621 -4.468924
DOI:10.13546/j.cnki.tjyjc.2012.07.046
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证券交易所声誉激励机制的效应研究
曹 潇，陈卫东，高建勇
（西北政法大学 经济管理学院，西安 710122）
摘 要：文章借助协整计量模型，从实证层面检验了我国证券交易所声誉激励机制的激励效应，旨在明确
我国证券交易所经营与监管激励协调改革的基本方向。研究表明，由证监会控制上市资源分配权而形成的交
不平稳 不平稳 不平稳
平稳
里，剔除冗余 49 个记录，A 股上市企业违规且受到证券 ΔPREPC (C,N,3) -4.944390 -3.776030*** -3.657454 -3.430763 平稳
监管机构公开处罚的样本共有 473 个，其中上海交易所 ΔPCOMP (C,N,0) -2.920749 -2.644542* -0.245720 -0.157457 平稳
配，政府会考虑地域特征、企业性质以及产业政策等综合
根 据 历 年 的《中 国 上 市 公 司 业 绩 评 价 报 告》，借 助
因素，使得沪深交易所市场份额的形成更加复杂，另一方 Eviews5.0 计算所得的上市企业业绩见表 1。
面沪深交易所并不接受境外企业的上市申请，因此，上述 表1 交
易所审核上市的企业业绩
1 研究假设
证监会控制着上市资源的分配权，由此形成对交易所 声誉的隐性激励协调机制，这使得对交易所声誉机制的激 励效应的实证检验非常困难。因为隐性契约不是可以直 接观察的有形存在。因此，本文的分析思路是：首先，如果 上述隐性声誉激励是有效的，现实中会出现怎样的经济后 果；其次，这些经济后果能否获得经验证据的支持；最后， 用经济后果是否得到经验支持，来推断隐性声誉激励效应 的强弱。
似然比统 计量
5%临界值
零假设 H0
备择假设 H1
3.9744 15.41
r=0
r≥1
0.0677
3.76
r≤1
r≥2
10.7535 15.41
r=0
r≥1
0.5386
3.76
r≤1
r≥2
结论 r=0 r=0
Johansen 检验是从向量自回归（VAR）出发，先确定合
66.34
8.34
83.17
68.57
4.75
77.93
最小值 44.73 33.46
相关数据根据《中国上市公司业绩评价报告》整理计算而得。
针对交易所的声誉进行系统分析及排名研究。这就使得 2.3 实证模型与计量检验
研究变得更加困难了。然而，由于沪深交易所的声誉激励
为避免因素分析模型中可能遗漏的重要变量对参数
形成的终极目标，就是要形成不同类型交易所和不同质量 上市企业的显示性分离均衡。这样以来，一方面可以使投 资者根据交易所的声誉来判断上市企业的投资价值。另 一方面可以使企业借助交易所的声誉在市场中获得更高 的认可价值。因此，可以推测，如果隐性声誉激励机制是 有效的，应能引致如下的经济行为发生，即本文的研究假 设：