證券交易所聲譽激勵機制的效應研究

曹 瀟，陳衛東，高建勇

（西北政法大學 經濟管理學院，西安710122）

0 引言

契約理論關于聲譽的研究表明，有效的外部懲罰機制是聲譽形成的重要條件。在我國，證監會的強干預模式決定了證券監管是交易所聲譽形成的重要外部約束力量，證監會不僅對市場上的違規行為進行監管，而且還對交易所的違規審核行為進行懲戒，采用上市資源分配的隱性激勵方式，以協調交易所的經營與自律監管。現有文獻對證監會分配交易所上市資源的激勵機制多采取批判態度[1-2]，尚未從實證層面予以分析。因此，本文將提出新整計量模型，從實證層面檢驗了我國證券交易所聲譽激勵機制的激勵效應，旨在明確我國證券交易所經營與監管激勵協調改革的基本方向。

1 研究假設

證監會控制著上市資源的分配權，由此形成對交易所聲譽的隱性激勵協調機制，這使得對交易所聲譽機制的激勵效應的實證檢驗非常困難。因為隱性契約不是可以直接觀察的有形存在。因此，本文的分析思路是：首先，如果上述隱性聲譽激勵是有效的，現實中會出現怎樣的經濟后果；其次，這些經濟后果能否獲得經驗證據的支持；最后，用經濟后果是否得到經驗支持，來推斷隱性聲譽激勵效應的強弱。

如果隱性聲譽激勵機制是有效的，證監會在分配上市資源時，會考慮各交易所上市企業違規事件發生的頻率及其嚴重程度，以增減該交易所上市資源的方式進行懲戒。那么，對于交易所而言，為避免來自政府方面的懲罰，其作為重要的上市企業質量認證中介，審核并接受資產優良的企業上市是其建立和維護聲譽的基礎。因而，其聲譽機制形成的終極目標，就是要形成不同類型交易所和不同質量上市企業的顯示性分離均衡。這樣以來，一方面可以使投資者根據交易所的聲譽來判斷上市企業的投資價值。另一方面可以使企業借助交易所的聲譽在市場中獲得更高的認可價值。因此，可以推測，如果隱性聲譽激勵機制是有效的，應能引致如下的經濟行為發生，即本文的研究假設：

（1）其他因素相同的條件下，證監會在考慮上市資源配置時會受到交易所中上市企業違規頻率的影響。

（2）基于上述懲戒對自身利益的影響，交易所有執行隱性聲譽激勵契約的動機，會對上市企業的資質進行嚴格審核，以降低企業上市后違規事件發生的頻率，從而使得交易所聲譽與上市企業質量之間存在著顯著的正向相關性。

因此，交易所聲譽和上市企業質量之間內生的這種正向關系就成為了檢驗交易所聲譽激勵效應的經驗標準。以下將沿循這一思路對我國證券交易所的聲譽機制的激勵效應進行實證考察。國外關于證券交易所聲譽和上市企業質量之間相關性的實證研究認為，交易所聲譽與上市企業質量間存在顯著的正向相關性，即“質量認證”論（Cross，2006）[3]。然而，以上結論是針對成熟市場而言的，目前還沒有對我國交易所聲譽與上市企業質量之間的相關性進行研究的文獻，本文將嘗試對這一問題進行實證檢驗，以考察交易所聲譽機制的激勵效應。

2 實證模型與計量檢驗

2.1 變量設計

（1）交易所聲譽的度量

國外文獻中關于證券交易所聲譽的度量方法主要有市場占有率法與境外上市資源所占比例法[6-8]。而在我國證券市場發展的進程中，一方面對于企業上市地點的分配，政府會考慮地域特征、企業性質以及產業政策等綜合因素，使得滬深交易所市場份額的形成更加復雜，另一方面滬深交易所并不接受境外企業的上市申請，因此，上述兩種方法并不適用于我國交易所的聲譽度量。同時，由于我國上市審核的內容與國外存在巨大差異，加之滬深交易所的發展歷史較短，因而還沒有形成一個公認的聲譽層級。迄今為止，沒有學術團體和研究機構像美國那樣專門針對交易所的聲譽進行系統分析及排名研究。這就使得研究變得更加困難了。然而，由于滬深交易所的聲譽激勵主要來自于政府方面的獎懲，因而從這個視角考慮，本文選擇以上市企業違法違規行為發生的頻率作為交易所聲譽衡量的變量。

進一步，考慮從兩個層面對滬深交易所的聲譽進行度量：絕對聲譽（PREPA）和相對聲譽（PREPC）。絕對聲譽即某一交易所當年無違法、違規行為的上市企業占當年全部上市企業的比例；相對聲譽即某一交易所當年的絕對聲譽與另一交易所當年絕對聲譽的比值。當然，不得不承認的是，這里對聲譽變量的選擇方面還是很不精準，甚至是非常牽強的。然而這主要是因為受我國證券市場發展及客觀環境的限制，在沒有更理想的數據以及替代變量之前，不得不退而求其次，這也是所有經驗研究都面臨的困境。因此，本文并不期望找到我國交易所聲譽的“充分統計量”，而是將替代變量的標準降低到“與聲譽正相關”。

（2）上市企業質量的度量

此處選擇企業上市后的業績為度量企業質量（PCOMP）的替代變量。關于企業上市后的業績情況可以從“中聯財務顧問有限公司”和“中國上市公司業績評價課題組”歷年聯合發布的《中國上市公司業績評價報告》中獲得[9]，該報告根據上市公司的財務效益狀況、資產運營狀況、償債能力和發展能力等4大類指標和22類小指標進行打分，將我國上市公司業績分為優、良、中、低和差五個層級。

2.2 樣本數據來源與描述性統計

為導出某一交易所當年無違法、違規行為的上市企業占當年全部上市企業的比例，必須考察該交易所當年違法、違規行為的上市企業占當年全部上市企業的比例。樣本數據來自中國經濟研究中心的Sinofin上市公司違法違規數據庫。在1997年至2010年的14個年份里，剔除冗余49個記錄，A股上市企業違規且受到證券監管機構公開處罰的樣本共有473個，其中上海交易所有236家，占總樣本的54%。其余數據皆根據歷年《證券期貨市場統計年鑒》與《中國上市公司業績評價報告》整理，時間跨度為1997～2010年，其計量在Excel2003與Eviews5.0上實現。

由于滬深交易所的上市規則、監管制度以及遵循的法律法規都無差異，因此，主要考察上海交易所的絕對聲譽及其相對于深圳交易所的相對聲譽與當年上市企業質量間的相關關系。通過Excel統計計算，可以發現，2004年以前，因違規被處罰的企業數量和比重都比較小。這可能與2004年證券監管機構開始著力加強監管有關。

根據歷年的《中國上市公司業績評價報告》，借助Eviews5.0計算所得的上市企業業績見表1。

表1 交易所審核上市的企業業績

2.3 實證模型與計量檢驗

為避免因素分析模型中可能遺漏的重要變量對參數估計的影響和經典計量經濟學模型可能存在的偽回歸、共線性等諸多問題，本文將采用最新發展的動態計量經濟學模型協整研究交易所聲譽與上市企業質量之間的相互關系。根據Engle和Granger（1987）[5]的協整理論，在進行實際協整分析時，一般需經以下程序：2.3.1 時間序列數據的平穩性檢驗

傳統的最小二乘法（OLS）對經濟變量進行回歸分析時，一般都假設經濟變量的時間序列是平穩的。而在實際經濟的運行中，經濟變量很少是平穩的，那么，在假設經濟變量是平穩的前提下所做的回歸檢驗，得到的回歸結果很可能導致“偽回歸”。本文采用Augmented Dickey-Fuller的ADF單位根檢驗[6]，其檢驗的一般方法為:

其中yt為t時期的變量值，Δyt=yt-yt-1表示一階差分，εt為隨機誤差項，服從獨立同分布的白噪過程。檢驗過程中的滯后項的確定采用AIC和SC準則。時間序列PREPA、PREPC與PCOMP的平穩性檢驗結果見表2。由表2可知，變量PREPA、PREPC與PCOMP的水平序列不能拒絕單位根假設，說明水平序列都是非平穩的，而它們的一階差分序列拒絕了單位根假設，說明一階差分序列都是平穩的。

表2 時間序列PREPA、PREPC與PCOMP的平穩性檢驗結果

2.3.2 交易所聲譽與企業質量的Johansen協整檢驗

根據Engle和Granger的協整理論，對于兩個都是隨機游走的變量序列，如果這兩個序列的某個線性組合是穩定的，則稱這兩個序列為協整的。協整關系反應了所研究的變量之間存在一種長期穩定的均衡關系。從經濟意義上說，這種協整關系的存在可以通過其他變量的變化來影響另一變量的變化。通常有兩種方法用來檢驗變量之間的協整關系，一種是Engle和Granger的兩步法；一種是Johansen的極大似然估計法[7]。若采用EG兩步法，則樣本容量必須充分大，否則得到的協整參數估計量將是有偏的。因為本文中用于分析的有效樣本相對較小，故為克服小樣本條件下兩步法參數估計的不足，本文采用Johansen極大似然估計法對變量進行協整檢驗。

表3 PREPA、PREPC分別與PCOMP的Johansen協整檢驗結果

Johansen檢驗是從向量自回歸（VAR）出發，先確定合理的滯后期數，再通過Johansen的似然比統計量檢驗協整向量的個數r。從不存在協整關系(r=0)這一零假設(H0)開始逐步檢驗，若接受H0表明無協整關系，若拒絕H0，則從r=1再依次做下去，若在r=r0-1拒絕H0，在r=r0處接受，則協整關系的個數為r0。以下采用Johansen極大似然估計法對PREPA、PREPC分別與PCOMP進行協整分析，其結果見表3。

由表3可知，在5%臨界值下變量PREPA、PREPC都分別與PCOMP不存在協整關系。這表明無論是交易所絕對聲譽與企業質量之間，還是交易所相對聲譽與企業質量之間都不能構成一個穩定的系統。

2.3.3 交易所聲譽與企業質量的Granger因果關系檢驗

協整檢驗結果表明交易所聲譽與企業質量之間不存在穩定的均衡關系，但這種非均衡關系是否構成因果關系，還需借助Granger提出的因果關系檢驗方法進行分析。Granger因果關系檢驗基于系統的向量自回歸（VAR）來定義。假定每一變量的預測信息全部包含在這些變量的時間序列之中。對于兩變量情形，檢驗要求估計以下回歸：

其中c1、c2為常數項；u1t、u2t為白噪聲差項，且對所有的t有E(u1t,u2t)=0；α、β、γ、及δ均為系數項；m表示線性約束個數，n表示樣本個數。如果接受H01：β1=β2=…=βn=0就說明xt不是yt的Granger因，反之則稱xt是yt的Granger因；如果接受H02：γ1=γ2=…=γm=0就說明yt不是xt的 Granger因，反之則稱yt是xt的Granger因。以上偏回歸系數為零的聯合檢驗可通過F檢驗來實現。若計算出來的F值大于給定的臨界值，就拒絕原假設，說明存在因果關系，反之則接受原假設，說明不存在因果關系。對于不存在協整關系的變量，可用各自的一階差分序列進行因果關系檢驗。由于因果關系檢驗中涉及到滯后階的選取。本文根據赫池信息準則（AIC）確定各變量的滯后階數為2。對各變量的Granger因果關系檢驗見表4。

表4 PREPA、PREPC分別與PCOMP的Granger因果關系檢驗結果

表4表明，檢驗結果接受了零假設，在滯后期為2年時，交易所的絕對聲譽以及相對聲譽與上市企業質量之間不存在因果關系。即交易所的聲譽提高或降低未必會引起企業質量的提高或降低，反之亦然。這在一定程度上反映我國交易所還處于初期發展階段，與企業質量之間還遠未達到像成熟市場中那樣互動的關系。

3 結論

以上關于上海證券交易所的絕對聲譽、相對聲譽與其上市企業質量間的相關關系檢驗表明：首先，交易所聲譽與與企業質量之間不能構成一個穩定的系統；其次，交易所聲譽與上市企業質量之間不存在因果關系。因此，在我國證券市場中，上市企業質量與交易所聲譽之間并不存在成熟市場中“質量認證論”所表述的正向相關關系。交易所聲譽與上市企業質量之間的關系被扭曲，這表明我國交易所的“質量認證”職能缺位。從而，根據假設可知，由證監會控制上市資源分配權而形成的交易所聲譽激勵機制的激勵效應并不顯著。

綜上所述，要理順交易所與企業質量之間的關系，發揮交易所的“質量認證”功能及聲譽激勵效應，就必須采取企業上市機制市場化、上市費率市場化、及逐步進行交易所公司化改制等有針對性的政策措施。

[1] 鞠敬;沈冬軍.非互助化證券交易所監管權的法律配置[J].西南民族大學學報(人文社科版),2010,(12).

[2] 晏雨.論證券交易所自律監管的司法權介入[J].學理論,2011,(1).

[3] Frank B.Cross,Robert A，Prentice Robert.The Economic Value of Se?curities Regulation[J].Cardozo Law Review,2006,(28).

[4] 中聯財務顧問有限公司.中國上市公司業績評價報告[M].北京:中國經濟出版社,2011.

[5] Engle R.F.,Granger C.W.J.Cointegration and Errr Correction:Repre?sentation,Estimation and Testing[J].Emnometrica,1987,55(2).

[6] Dickey D.A.,Fuller W.A.Distribution of the Estimators for Autoregres?sive Time Serieswith a Unit Root[J].Journal of the American Statisti?cal Association,1979,74(366).

[7] Johansen S.Statistical and Hypothesis Testing of Coine-grating Vec?tors[J].Journal of Economics Dynamics and Contral,1998,(12).