證券價格漲跌幅限制制度的存在原因——基于反市場操縱的視角

李夢雨

(南開大學 經濟學院，天津300071)

證券價格漲跌幅限制制度是指在一個交易日內證券的交易價格只能在指定的范圍內波動，而這一范圍一般用相對于上一交易日收盤價格的固定百分比來表示。目前，包括我國上海和深圳證券交易所①1996年12月16日，滬深證券交易所對所有上市股票及基金交易實行漲跌幅限制，規定在一個交易日內，每只證券的成交價不得高于或低于前一交易日收盤價的10%。在內的世界許多交易所都采用了價格漲跌幅限制制度，它們在實施伊始大多向社會公布，該制度旨在為市場提供一個冷卻期，使投資者有時間重新理性思考并估計證券的真實價值，以便減少證券價格的過度波動，增加市場的有效性。然而根據凱爾(Kyle)［1］的波動率溢出假設，漲跌幅限制制度抑制了價格的日內波動，妨礙了指令不平衡的及時糾正，因此不僅無法降低證券價格的波動性，反而會引起波動率在漲跌停板后的幾個交易日內顯著增加。除此之外，學術界對該制度的詬病還包括降低了證券的流動性以及導致價格發現延遲［2］等。既然價格漲跌幅限制制度會對市場造成如此之多的負面影響，為何許多證券交易所對它依舊“情有獨鐘”?一種可能的解釋是漲跌停板的出現可以減少市場操縱。眾所周知，知情交易者(價格操縱者)可以通過大量買入或賣出證券以及向市場中散布虛假信息等方式誤導非知情交易者跟風操作，從而使價格操縱者獲得超額利潤并導致中小投資者成為最大的受害人。而操縱者橫行的市場必將會降低其有效性，使得非知情交易者紛紛撤資，進而導致更為嚴重的流動性危機。漲跌幅限制的存在使得操縱者為成功影響證券價格走勢需付出更高的成本，且當價格觸及漲跌停板的閾值后便不可能在同一交易日內繼續膨脹或縮水，這便減少了操縱者的贏利空間，客觀上降低了價格操縱發生的概率。雖然類似的防止市場操縱的制度還包括交易暫停、市場熔斷機制與頭寸限制，然而漲跌幅限制被認為是對整個市場影響最小、實施成本相對較低的交易制度，從而受到資本市場尚不完善的諸多發展中國家交易所的青睞。

一、文獻綜述

證券價格漲跌幅限制制度在世界許多國家和地區實施已久，然而學術界與政策制定者對該制度有效性的討論卻莫衷一是。持肯定觀點的學者們認為，漲跌幅限制能夠在市場價格劇烈波動時將每日價格波動維持在一定幅度之內，是一種低成本的降低不確定性與波動性的方法;證券價格達到漲跌幅限制閾值時可以為非理性投資者提供理性回歸，從而防止市場恐慌和過度反應;漲跌幅限制還可以降低做市商的買賣失衡并減少信用交易者的違約風險，從而確保結算體制的安全。比如:馬(Ma)等［3］運用事件分析法檢驗了價格漲跌幅限制制度對美國期貨市場與國債市場的影響，結果發現證券價格在達到漲跌幅限制后會出現反轉現象，且價格波動幅度也相應降低;黃(Huang)等［4］考察了臺灣證券交易所1990－1996年達到漲跌幅限制的股票在其后交易日內的價格走勢，證明了價格漲跌幅限制制度具有糾正投資者過度反應的作用。近年來，金姆(Kim)等［5］、李(Li)等［6］對中國股票市場的研究發現，漲跌停板制度在緩和短暫波動、防止價格延續和減少異常交易行為方面也具有積極作用。然而相比之下，持否定觀點的學者不僅在數量上更多，似乎理由也更為充分。金姆(Kim)等［7］運用東京股票市場的數據，研究了價格漲跌幅限制制度與股價波動、過度反應和其它交易活動之間的關系，實證結果說明該制度在東京股票市場是無效的，漲跌幅限制并未起到降低股價波動和減少過度反應的作用，反而在一定程度上干預了其它交易活動。馬納里斯(Manalis)等［8］運用雅典證券交易所的數據研究了價格漲跌幅限制制度與市場流動性之間的關系，結果表明該制度僅僅減慢了股票價格的調整過程，而對市場波動性并無顯著影響。陳(Chan)等［9］運用吉隆坡證券交易所的數據檢驗了價格漲跌幅限制制度對信息不對稱、知情交易者和指令不平衡的影響，實證結果表明該制度并未改善信息不對稱的情況，且加劇了指令不平衡，但卻有助于減少知情交易者在市場中出現。法拉杰(Farag)［10］運用埃及、泰國和韓國證券交易所的數據研究了價格漲跌幅限制制度對新興市場波動性、市場異象和價格發現的影響，結果表明該制度由于限制了市場信息在股票價格中的反應而降低了市場效率。

我國滬深證券交易所于1996年均頒布實施了價格漲跌幅限制制度，因此國內對該制度政策效果的研究也引起了廣泛關注。劉海龍等［11］、李婷等［12］均認為我國的價格漲跌幅限制制度在一定程度上抑制了股票市場的流動性釋放，降低了市場效率。陳平等［2］、孟衛東等［13］、姜安［14］、折巧梅等［15］分別研究了普通股票和ST股票、A股市場與創業板市場中漲跌停板制度與價格波動性和交易流動性的關系，驗證了價格波動外溢說、價格發現推遲說和交易干擾說，從而說明漲跌停板制度在我國是非有效的。曾長虹［16］和阮永平等［17］分析了價格漲跌幅限制制度對具有不同特征股票的差異化影響，說明了系統風險大、換手率高、市值大、賬面市值比(BM)高、價格偏離大的股票容易受到此制度的負面影響。王波［18］基于資本市場微觀結構的角度研究了我國A股市場漲跌停板的信號傳遞效應，從投資者關注和處置效應兩個角度解釋了我國目前的“漲停板溢價效應”和“跌停板折價效應”。

雖然國內外學者對價格漲跌幅限制制度正反兩方面的作用進行了深入討論，但是既有文獻大多集中于實證檢驗方面，而在理論層面上研究該制度存在原因的文獻并不多見，其中影響較大的是布倫南(Brennan)［19］和金姆(Kim)等［20］的研究。前者通過理論模型說明美國期貨市場價格漲跌幅限制制度的存在是合同履約保證金要求的部分替代品，且這一作用是期貨均衡價格信息量的減函數;后者則將直接成本、外部環境成本和處罰成本引入知情交易者的利潤函數，闡述了操縱者較多的市場中非知情交易者所接收虛假信息的可能性增大，而漲跌停板制度可以通過增加上述三種成本的方式使零利潤曲線向內移動，進而降低知情交易者實施價格操縱的概率。然而，金姆(Kim)等［20］的三時期市場操縱模型僅考察了價格漲跌幅限制制度對知情交易者決策的影響，并未考慮其對非知情交易者預期的作用。本文擬著眼于反操縱的視角，通過分析價格波動的上下限與股票期望收益率的關系，說明漲跌停板制度可以增加知情交易者實施價格操縱的成本而抑制市場操縱行為，從而為該制度的實施提供理論依據。此外，還將利用世界49個國家和地區的數據來分析防止價格操縱和降低市場波動性與漲跌幅限制制度存在性的關系，從而驗證減少操縱行為是監管當局采用此制度的主要原因。

二、理論模型

與金姆(Kim)等［20］類似，我們假設市場中包括許多風險中性的投資者，他們根據所得到的信息以及基于此信息對證券價格的評估而做出交易決定。為簡便起見，假設信息只包括好消息與壞消息兩種情況。不失一般性，我們以好消息為例來闡述證券價格漲跌幅限制制度對操縱者行為的影響。本文的模型包括三個時期，每個時期的證券價格為Pt(t=0，1，2)。公開信息與私人信息都于時期1公布。令R表示證券的收益率，E(R)表示好消息公布后市場對該證券收益率的預期，r表示當好消息為真時的證券收益率。我們假設當消息為公開信息時為真，此時市場對證券收益率的預期是無偏的，即E(R)=r。在此情況下，證券在時期1的價格為P1=(1+r)P0。

然而市場中的好消息不總是為真，知情交易者擁有私人信息，從而具有散布虛假信息而操縱證券價格的動機。假設私人信息公布后投資者在下一時期才會識別出真假。因此倘若私人信息于時期1公之于眾，市場將根據收益率R的先驗概率而對其做出反應，此時期望收益率E(R)將可能不等于r，故而在時期1證券的價格為P1=(1+E(R))P0，而在時期2證券的價格為P2=(1+r)P0。

現在將操縱者引入模型，并假設他通過散布虛假信息的方式影響股票價格。操縱者在時期0購入證券，并于時期1向市場中發布虛假的好消息(此消息為私人信息)。倘若這一虛假消息被市場中的投資者識破，則證券價格不會受到影響;然而倘若此消息被投資者當成真正的好消息，那么證券在時期1的價格將變為P1=(1+x)P0，其中x為市場基于好消息先驗概率的期望收益率。由于本文假設在下一時期投資者將可辨別出私人消息的真假，因此在時期2，證券價格將歸于P0。

操縱者散布虛假信息是有成本的(例如雇傭證券市場分析師通過媒體表達個人觀點等)，操縱者花費的成本越高，其價格操縱成功的概率也就越大。假設操縱者成功的概率為s(e)，其中e表示操縱者的努力程度。努力同時也是有成本的，假設其單位成本為q(q＞0)，那么操縱者散布虛假信息所面臨的成本即為qe。我們定義操縱者的無效指數(inefficiency index)為m，它包括操縱者簽訂合同的能力、市場中信息傳播速度的快慢、監管當局的腐敗程度、證券市場的懲罰力度等等。假設努力的單位成本q是m的增函數(q'(m)＞0)，即無效指數越大，努力的單位成本就越高?？紤]了上述成本后，操縱者在時期0散布虛假信息的期望利潤π=s(e)［(1+x)P0－P0］+［1－s(e)］(P0－P0)－q(m)e=s(e)xP0－q(m)e。為實現利潤最大化，操縱者需選擇最優的努力程度 ，使得其滿足一階條件:dπ/de=s'(e)xP0－q(m)=0。

值得注意的是，倘若即使在最優的努力程度下，操縱者獲得的期望利潤也為負值，那么操縱者便不會向市場中散布虛假信息了。基于此，我們可以根據π(mb，x)=s［e*(mb，x)］xP0－q(mb)e*(mb，x)=0，確定出保證市場操縱策略實施的無效指數的上界mb。并且可知，風險中性的操縱者在無效指數小于或等于mb時，才會選擇此前確定的努力程度e*實施其價格操縱策略①風險厭惡的操縱者面臨的無效指數上界mb將會更小。，此時的均衡狀態表示為V(e*，m*b，x*)。

在此情形中，無效指數的上界mb是期望收益率x的增函數，這一點可通過包絡定理得出。證明如下:由利潤最大化的一階條件可知dπ/de*=0，在此基礎上應用包絡定理可得

因此無效指數的上界mb是期望收益率x的增函數。

通過以上分析我們不難發現，為減少價格操縱現象的發生，監管當局可以通過降低期望收益率x的方式，使得無效指數的上界mb下降，從而減少操縱者散布虛假信息的概率。一種有效的方法為設置證券價格漲跌幅的上下界ku和kd，這樣當ku＜x*時，mb將會較無漲跌幅限制時有所下降，操縱者散布虛假信息的可能性便會隨之降低。

上述模型的經濟含義在于，當操縱者散布虛假信息的成本較低時(即對于操縱者而言，m較小且mb較大)，價格操縱的可能性就會增加。在這樣的市場中，監管者可以通過設置證券價格漲跌幅的上下限來減少價格操縱案例的發生。如果價格操縱所帶來的收益不足以彌補為之努力所付出的成本，操縱者則會放棄散布虛假信息的操縱行為。當然，他們也可以通過連續多日散布虛假信息以混淆視聽，但是這樣被監管當局發現并查處的可能性也相應增大。然而必須指出，設置證券價格漲跌幅限制制度本身也是有成本的②雖然模型中并未將設定漲跌幅限制的成本包含其中，但如果此成本與操縱者努力的成本不相關，那么我們的模型仍然有效。，否則世界上所有的證券交易所就會毫無例外的執行這一規則了。如果基于公開信息的證券收益率r大于上漲上界ku，那么價格發現機制將有所降低，從而損害市場的有效性。因此證券交易所在制定交易規則時需要根據本國國情，在價格發現與減少操縱之間進行取舍，從而最大限度的保護投資者的合法權益。

三、實證檢驗

(一)變量的選取

本文利用離散因變量模型，選取世界49個國家和地區的數據，檢驗證券交易所采用價格漲跌幅限制制度是否旨在防止市場操縱。由于已有文獻大多認為漲跌幅限制制度主要意在減少證券市場的波動性，因此本文也將度量證券市場波動性的指標考慮在內，以期回答二者對此制度存在與否的決定作用孰重孰輕。

如前文模型中所示，知情交易者是否采取價格操縱策略主要取決于無效指數的上界mb，而此變量又受到一國政治金融環境的影響。因此我們選擇監管當局的腐敗程度和證券市場法律法規的執行力度兩項指標來度量市場操縱可能性的大小。顯而易見，如果一國的政治體制較為腐敗，那么知情交易者通過賄賂相關人員發布虛假信息的難度或成本就有所下降，非知情交易者受到的保護也相當有限;如果一國證券市場法律法規的執行力度較為薄弱，監管體制尚不完善，那么價格操縱行為被發現或懲罰的可能性將會降低，知情交易者操縱的動機將顯著提高。因此上述兩種情況都會導致操縱者“肆無忌憚”，從而加大市場操縱發生的概率。

在證券市場波動性的度量方面，雖然收益率波動率、買賣價差、成交量等都是較為常見的指標，然而價格漲跌幅限制制度本身將會影響上述變量，從而導致內生性問題。因此本文借鑒金姆(Kim)等［20］的做法，選擇度量信息不對稱和金融風險的指標來替代對市場波動性的考量。這是因為信息不對稱程度高、金融風險大的市場其價格波動性也通常較大，而信息披露程度和總體金融風險又遠非價格漲跌幅限制制度所能決定。故而，我們選取一國的會計披露要求和金融風險程度作為證券市場波動性的替代變量。

表1 樣本國家和地區的漲跌幅限制制度

(二)模型設定與數據來源

根據數據的可獲得性，本文選取了49個國家和地區的主要交易所作為研究樣本。其中價格漲跌幅限制制度的相關信息主要來自金姆(Kim)等［20］的研究，但他們的論文中僅包含43個國家(地區),剩余6個國家(地區)的數據則出自各交易所官方網站。表1顯示了其中26個國家(地區)設定的不同程度的漲跌幅限制，而剩余的23個國家(地區)則并未對此做出規定。因此，我們將采用該制度國家的漲跌幅限制變量(price limit)設定為1，其它國家設定為0，從而建立如下二元離散因變量模型:price limit=f(c orruption，public enforcement，disclosure requirement，financial risk)。

其中，監管當局腐敗程度變量(corruption)源自拉帕特(La Porta)等［21］的研究，他們將不同國家的腐敗程度用1－10進行衡量，其中1為最腐敗的國家而10為最不腐敗的國家。為方便后文經濟含義的解釋，我們將其報告的腐敗指數進行了細微調整，即corruption等于11減去拉帕特(La Porta)等［21］文獻中的腐敗指數，因此corruption數值越大，該國的腐敗程度就越嚴重。法律法規執行力度變量(public enforcement)和會計披露要求變量(disclosure requirement)均來自拉帕特(La Porta)等［22］的另一研究:前者包含了一國監管當局自身特質、制定法律法規的能力、監督執行情況、對違規者的懲罰力度以及證券交易參與者違規行為的嚴重程度，其數值在0－100之間，數值越大表明法律法規的執行力度越強;后者則包含了會計準則、違約賠償金、發行人股權結構、內部人所有權、日常業務外合同執行情況以及內部交易這六個方面，其數值在0－1之間，數值越大表明會計披露要求越高，從而信息不對稱的程度越低。金融風險變量(financial risk)出自國際國家風險指南(International Country Risk Guide)①其官方網站網址為http://www．prsgroup．com/icrg．aspx。，其 數 值 在0－100之間，數值越大表明該國面臨的金融風險越高。

表2列出了所有解釋變量的統計描述。值得注意的是，雖然金融風險變量的取值在0－100之間，但是樣本國家的取值卻在30－46之間，可見所選的49個國家并未出現金融風險的極端值。

表2 解釋變量的統計描述

(三)基本回歸結果

本文運用Logit模型和Probit模型對價格漲跌幅限制制度的決定因素進行了分析，表3給出了模型的估計結果，兩種模型下回歸系數和顯著性水平都較為相似。其中，監管當局腐敗程度與漲跌幅限制制度呈現正相關關系，且此關系在1%的水平下顯著，可見一國監管當局越是腐敗，越傾向于通過漲跌幅限制來減少價格操縱行為的發生;法律法規執行力度與漲跌幅限制制度呈現負相關關系，且此關系在10%的水平下顯著，表明一國法律法規執行力度越強，制定漲跌幅限制制度的概率就越小;會計披露要求和金融風險兩個變量均未通過顯著性檢驗，可見減少證券市場的波動性并非政策制定者采用價格漲跌幅限制制度的決定因素。

表3 離散因變量模型的估計結果

(四)穩健性檢驗

從表1世界各國主要證券交易所實施價格漲跌幅限制制度的情況來看，雖然有26個國家制定了該項制度，但是其漲跌幅的閾值卻并不相同，閾值較高的國家對價格操縱的限制程度較低，而閾值較低的國家對價格操縱的限制程度較高?；诖耍覀儗⒈唤忉屪兞窟M一步量化。注意到許多發展中國家都以10%作為漲跌幅閾值(我國上海、深圳證券交易所也采用了10%價格漲跌幅限制制度)，因此我們將無漲跌幅限制制度的國家賦值為0，把閾值在10%以上的國家賦值為1，而把閾值在10%以下(含10%)的國家賦值為2，由此建立有序因變量模型對上述問題進行研究。此外，更為精確的方式還包括將被解釋變量賦值為漲跌幅限制閾值的倒數(無漲跌幅限制的國家仍然取值為0)。表4列出了將被解釋變量細化后的估計結果，從中可以看出，監管當局腐敗程度和法律法規執行力度兩個變量的符號和顯著性并沒有發生變化，從而驗證了價格操縱可能性越大，制定價格漲跌幅限制制度的概率越高的假設。會計披露要求和金融風險兩個變量在新的模型中仍然不顯著，因此控制證券市場價格的波動性并不是實施價格漲跌幅限制制度的主要原因。

表4 穩健性檢驗估計結果

四、結論與啟示

市場操縱是發達市場和新興市場所面臨的共同問題，制定合理的交易制度來限制操縱行為對于提高市場的公平有效具有重要意義。本文著眼于反操縱的視角，試圖為證券價格漲跌幅限制制度的頒布實施尋找理論依據，并在此基礎上檢驗該制度與減少市場操縱和降低波動性之間的關系。

在理論分析方面，本文改進了金姆(Kim)等［20］的三時期模型，通過引入操縱者無效指數這一變量將證券價格漲跌幅限制制度的作用內生化，闡述了單日價格波動的上下界可以降低公眾對個股期望收益率的預期，增加知情交易者實施價格操縱的成本，從而抑制市場操縱行為的機理。在實證檢驗方面，基于世界49個國家和地區的數據，運用Logit模型、Probit模型和Logistic模型等說明了監管當局腐敗程度較高、證券市場法律法規執行力度薄弱的國家更傾向于選擇漲跌停板制度，而信息不對稱和金融風險等因素對該制度存在與否的影響并不顯著。因此相對于降低證券價格的波動性而言，減少市場操縱才是實施此項制度的原因所在。

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