12
合同法律
法规法律
环境政府
管制与隐
性契约
12
实的双重约束，构成当前中国法律环境
进步的极大挑战。金融市场的研究与发展，
不能脱离这一基本情境孤立地观察与分析。
本文认同上述基本制度背景，并以之为起
点。
成熟的法律环境既然不能在可预计的短
时间内迅速达成，替代的方法必然产生。
Glaeser 和 Shleifer（2003）发现，美国在
1887 年至 1917 年间，社会处于快速变迁中，
在产权保护方面，政府管制比法律机制更加
有效。这意味着，法律机制还是政府管制，
取决于两者在保护产权上的效率对比。在一
个不断变迁、转型甚至断裂的社会中，管制
作为法律的替代，可能是一个重要的备选的
次优机制。转型的中国，似乎正是这一理论
的良好例证，经济现实中政府管制司空见
惯，普遍存在。这既是计划经济的惯性所
致，也和社会快速转型、法律无法及时跟进
有关。随着学术研究的深入，对管制的认识
也日益丰富。陈信元等（2003）发现证监会
关于配股的管制政策诱发了上市公司机会主
义式的重组行为；陈冬华等（2005）发现，
政府关于国有企业高级管理人员的薪酬管
制，可能是促使在职消费偏高的重要原因。
上述研究较多地集中于管制的负面效果，但
其实管制也应当具有可观的正面价值。譬
如，Blanchard 和 Shleifer（2001）发现，
与俄罗斯相比，中国式的联邦主义改革始终
处于集中的中央权力之下，这是中国改革相
对成功的重要原因；Chen 和 Yuan（2004）发
现，证监会关于配股的管制性审核，一定程
度减轻了上市公司盈余管理的程度；Pistor
和许成钢（2005a)认为，中国金融市场发展
早期的成功，最重要在于，在 IPO 阶段采取
分权程序挑选上市公司，在地区间构造竞争
性配额，这种以配额制为核心的分散化行政
管制替代了标准的法律治理功能。在上述研
究的基础上，本文试图进一步深入研究政府
管制的正面价值，并为其提供经验性证据。
在法律尚未健全的经济体中，政府管制
可能具有权力外溢的效应。一些无法诉诸法
律（或者诉诸法律不经济）的纠纷，虽然解
决此纠纷并不在管制机构的权力或职责范围
之内，但是，由于管制机构与纠纷某方具有
共同的利益或立场，同时又拥有影响纠纷另
一方利益的某种管制性决策权，管制机构可
能会运用这种决策权，来表达
其对具有与之利益或立场相同一方的支
持。这种现象，为管制权力的外溢。一方
面，管制权力的外溢可能有效，可以一定程
度上校正法律机制缺失带来的缺陷；另一方
面，达成上述效率的代价，可能是管制本身
对于原定目标的偏离和扭曲。本文的重点，
是观察、分析前者，并检验其经验性的存
在。倘若管制权力外溢真实存在，市场理应
能够发现并将其纳入理性决策的约束条件
中。即便外溢的事实尚未发生，也会事先通
过理性预期影响决策。管制权力的外溢，并
不基于明文规定的契约（譬如政府规定、条
例等），而是基于个体理性的各方默认存在
的一致隐性预期。这种隐性预期的稳定性、
一致性、强度、存在的时长以及变化的方
向，取决于其所处环境中的其他约束条件，
譬如管制机构的意愿、能力、法律环境、社
会伦理以及反复博弈导致的信息不对称程度
变化，等等。这种预期一致的、心照不宣的
“无形的握手”（InvisibleHandshakes），
为隐性契约 1。与以前的研究相比，本文将隐
1 在就业与工资的研究中，隐性契约广为运用
（Grossman 和 Hart，1981；Akerlof 和 Miyazaki，
1980；Rosen，1985）。后来，又逐步扩展到解释
质量的刚性以及激励合同，譬如 Young 和 Levy
（2006）将可口可乐公司不轻易改变饮料质量的行
为解释为其与顾客的隐性契约，Baker、Gibbons
和 Murphy（1994）研究了显性契约（Explicit
12
性契约的研究进一步拓展至政府管制领域，
探讨基于政府管制的隐性契约是否存在、以
何种方式存在。研究对象是，我国证监会的
IPO 遴选管制权是否外溢形成与地方的隐性契
约，以上市公司的丑闻事件为样本，进行经
验检验。
2制度、文献与理论分析
诸多的政府管制中，证监会的 IPO 遴选
管制常常是学者感兴趣的研究对象。证监会
一直用类似计划的方式向地方提供上市配
额，由于担心股市发展规模失控构致风险，
管制方式中始终伴随着规模控制的特色。
1989 年至 1998 年之间，监管模式始终是“审
批制”，规模控制的方式则不断变迁 2。1998
年后，证监会引入发审委制度，“审批制”
开始向“核准制”过渡，政府原则上不再下
达规模指标，但发行额度可以跨年度使用。
2001 年 3 月，证监会正式采用“核准制”。
但是，实际执行时离真正的核准制尚有距
离。在不同的时期，除了程度上的差别，证
监会始终拥
有公司上市的选择权。
但是，证监会也并非权力无边，在其他
方面也有着自己的软肋。譬如，如果上市公
司闹出丑闻，投资者受到损失，证监会除了
将公司特别处理或者摘牌之外，在保护投资
者免受损失方面别无良策。并且，由于我国
保护投资者的各项法律及其落实尚在建设
中，所以，投资者在寻求法律保护时，受到
很大的制约。2001 年 9 月，最高人民法院颁
布通知，要求全国各地法院暂时不受理证券
Contracts）和隐性契约在激励合同中的互补作用。
2 1989－1992 年为纳入社会信用计划之中的规模控
制，1993－1995 年为“总量控制，划分额度”，1996
－1998 年为“总量控制，限报加数”（李东平，
2001），这些办法（尤其是 1993 年以后），都给
地方下达了规模指标。
欺诈民事赔偿案件。因此，在此之前，因上
市公司违规受到利益侵害的中小投资者，几
乎不可能依靠司法体系获得民事赔偿（李国
光和贾纬，2003）。2002 年，我国证券民事
赔偿机制的建设有了一定的进展。2002 年 1
月，最高人民法院发布了《关于受理证券市
场因虚假陈述引发的民事侵权纠纷案件有关
问题的通知》，法院拒绝受理证券欺诈民事
赔偿案件的状况有了改变。2002 年 12 月，最
高人民法院又通过了《关于审理证券市场因
虚假陈述引发的民事赔偿案件的若干规
定》。2006 年 1 月起施行的新《证券法》也
加强了对投资者的保护，规定设立证券投资
者保护基金，明确规定了对投资者的损害赔
偿制度，为投资者提供了法律救济的原则支
持，《通知》和《规定》标志着我国证券民
事 赔 偿 机 制 正 在 逐 步 建 立 。 沈 艺 峰 等
（2004）的研究发现，我国在中小投资者法
律保护方面普遍较差，正处在一个从弱到
强、逐步健全的过程中，法律环境改善仍然
任重道远。譬如，最高人民法院明确规定，
法院目前只受理证监会及其派出机构做出处
罚决定的证券市场因虚假陈述引发的民事赔
偿案件，而对其他侵权行为引发的民事责任
暂不追究；并且，只受理单独或者共同诉
讼，不接受集团诉讼。自 2002年 1月至 2006
年 4 月，全国只有约 20 家上市公司因虚假陈
述遭到投资者起诉，其中，已开庭审理的案
件有大庆联谊、锦州港、圣方科技、三九医
药、红光实业等 11 例，占 55%，有六起原告
人数较少的案件已经结案。在已结案件中，
三九医药在判决后自动向 50 多位投资者履行
赔偿义务，大庆联谊小部分投资者经法院强
制执行获赔，其他均为调解或和解结案。除
上述 11 起案件，其余近一半案件均处于受理
不开庭或开庭不判决状态（王璐，2006）。
证监会对于上市公司丑闻频发导致投资
12
者损失束手无策，不能寄厚望于法律机制；
另一方面，丑闻又会影响证券市场的健康发
展，造成投资者对证监会的不满，令证监会
的声誉蒙羞。这使得证监会处于两难的境
地。
在避免公司丑闻方面，证券监管机构与
中小投资者具有相似的利益和立场，证券监
管机构同时拥有 IPO 的审批权，可以影响在
公司上市中拥有巨大利益的地方政府，而地
方政府往往又是上市公司是否发生丑闻以及
发生丑闻之后如何弥补投资者损失的几乎最
重要的决策影响者。证监会、中小投资者、
上市公司、地方政府，四者形成了一个奇妙
的压力循环。要减少公司丑闻的发生频率，
或者，在丑闻发生后减少其对投资者的负面
影响，证券监管机构必须灵活运用既有的管
制权力，来保护自己的声誉。上述分析，构
成了管制权力外溢的理论基础。证券监管机
构可能将 IPO 的地区分配与该地区上市公司
发生丑闻的频率及其严重程度联系在一起。
如果一个地方频频发生公司丑闻，或者公司
丑闻造成投资者的重大损失，证券监管机构
就可能削减该地区的公司 IPO 的机会，而把
节省下来机会留给保持清白声誉的地区，作
为奖励，同时也降低自己声誉再次因该地区
受损的概率。倘若证监会、中小投资者、地
方政府都观察到该现象并默认其存在，这就
构成了一项隐性契约。隐性契约也会存在执
行的问题。对于地方政府而言，在其他因素
相同的情况下，只要来自证券监管机构的惩
罚（本文主要讨论的是与 IPO 有关的惩罚）
超过减少或者挽救丑闻公司的代价，就存在
执行契约的动力。投资者会事先观测到地方
政府执行隐形契约的约束条件，预测其执行
程度，并将之反映到股票的定价中。隐性契
约类似于一种隐性的地方政府保险，如果能
够得到执行，可能在事实上形成对投资者某
种程度的保护，我们需要了解其执行的程度
的影响因素和违约的代价。
在投资者保护方面，目前主要的研究分
为两个方面：（一）强调法律制度及其落实
对于金融市场的重要性，这是目前最主要的
研究方向。LaPorta 等（LLSV，1997）发现，
法律环境包括法律规则和法律实施影响证券
市场的规模与宽度。与法律条文相比，学者
更加重视法律的落实。Pistor 等（2000）的
研究发现，执法效率是解释一国证券市场发
展规模的一个重要变量，制约转型经济国家
金融市场发展的一个重要因素是执法效率的
低下，执法效率比法律条文的质量对金融市
场 的 发 展 水 平 有 更 强 的 解 释 力 。
Bhattacharya 和 Daouk（2005）发现，一个
得不到落实的良法还不如没有法律来得好。
（二）讨论法律薄弱时的替代机制，这可以
称为第一个方面的衍生品。这些替代机制大
多存在于大陆法系的国家（LLSV，2000）。
譬如，LLSV（1999）认为，完善的会计标准
及股东保护措施是与较低的股权集中度相联
系的，股权集中实际上是对投资者保护不足
的一个反应。Cheffins（1999）研究发现，
在 20 世纪之前的英国，法律制度在 20 世纪
前期的大多数时候并未提供很好的中小投资
者保护，但市场却产生了良好的替代方式，
如自律监管体制。Johnson 等（2000）则从公
司治理角度研究了投资者保护和金融危机之
间的关系，发现经济稳定时期，内部人存在
建立声誉的动机来善待投资者。Allen 等
（2005）发现中国国有企业和上市公司的发
展没有其他类型的企业快，他们认为，基于
声誉和关系的非常规融资渠道和公司治理机
制是支持其他类型企业发展的主要来源；而
目前的法律制度和金融发育水平相对滞后，
不能有效地解释中国经济快速增长。在上述
的股权集中度、会计标准、声誉和关系以
12
外，关于替代机制的讨论更多地集中于政府
管制（ Glaeser 和 Shleifer ， 2003 ）。
Mulligan 和 Shleifer（2005）研究发现管制
的供给受制于市场的规模。Pistor 和许成钢
(2003)发现，法律天生就是不完备的，不可
能制定出能准确无误地说明所有潜在损害行
为的法律，因此，通过重新分配剩余立法权
和执法权而非试图制定完备的法律，可以提
高执法的有效性。譬如在法律高度不完备的
情况下，将立法权分配给主动执法者如管制
机构，可能优于将其留给只是被动执法的法
庭。这些发现可能特别适用于转型经济国
家。市场发展早期往往不是由严格的执法机
制治理，而是主要由行政机制治理，这些机
制可以称之为“执法之外的机制”（Pistor
和许成钢，2005b）。
上述文献集中了本领域主要的研究成果
3，在上述研究的基础上，本文进一步深入探
讨，在薄弱的法律环境中，政府管制作为一
种替代机制，究竟是怎样发挥作用的？管制
能否成为投资者的一种隐性保险。Pistor 和
许成钢（2005a）、Chen 和 Yuan（2004）为
这一重要的理论问题提供了重要的初步经验
证据，但是总体而言，这个方面的经验证据
还比较少。
基于上述理论分析，本文预测：（一）
证券监管机构在进行 IPO 资源地区分配时，
会考虑该地区的上市公司丑闻的频率及其严
重程度，以增加或减少该地区 IPO 资源的方
3 也有一些学者认为，法律并不是导致金融市场发
展的最重要的变量，这实际上构成了第三个方面。
譬如，Coffee（1999）发现，在 19 世纪末，英国
和美国都没有为中小投资者提供强大的法律保护，
但英美都成功地实现了发达的资本市场。因此，法
律变革总是滞后于金融发展的实践，法律改革需要
大量公众股东相应利益需求的支持。金融发展实践
是因，法律变革是果。
式进行奖励或者惩诫，保护市场的健康发展
和自身的声誉。证券监管机构在进行奖惩决
策时，会受到如下因素的影响：（1）该地区
公司丑闻的频率以及造成投资者损失的严重
程度；（2）自身掌握的 IPO 资源的多寡，通
常牛市时比较多，熊市时比较少；（3）决定
权的大小，核准制实行后奖惩力度应该有所
削弱，对政治地位较高的地区的惩罚力度较
小。（二）地方政府出于上述奖惩对自身利
益的影响，也会努力减少公司丑闻或者减少
丑闻给投资者带来的损失，即存在执行隐性
契约的动机。但是，契约的执行程度会受到
以下多种因素的影响：（1）执行意愿，即执
行该契约与自身利益的一致性程度。如果是
国有企业，如果该地区的政治地位比较高、
为了保护政治家的声誉，地方政府的执行意
愿会比较强；（2）执行能力，即执行所需的
资源的多少、以及地方政府是否拥有足够的
资源。规模比较大的公司发生丑闻、或者发
生丑闻的公司已经被 ST 或 PT，执行难度比较
大；如果该地区相对富裕、财政宽松，执行
难度就比较小；（3）隐性契约可被替代的程
度，如果使用显性契约（比如法律制度）的
成本降低，隐形契约的作用就会下降。
（三）中小投资者能够观测到这一隐形契约
以及影响其执行的因素，并将此信息反映在
股票定价中，地方政府执行隐性契约的程度
越高，公司股票价格因为丑闻带来的损失越
小，这就形成对投资者利益一定程度的事实
保护。在法律机制保护的模式下，公司发生
丑闻时，股票价格会显著下跌，投资者
因为公司违规导致的损失通过法律诉讼获得
赔偿。相对法律机制保护模式，在基于隐性
契约的政府保险模式下，股票价格下跌会少
些，因为投资者预期到地方政府将会不同程
度地履行隐性契约，该信息会事先反映在股
票价格中，投资者的损失通过股票价格的较
12
少下跌得到一定程度的弥补，弥补的程度取
决于地方政府执行隐性契约的程度。简而言
之，在法律机制下，投资者市场损失与诉讼
收益俱大；在隐性契约下，投资者市场损失
与诉讼收益俱小。
就作者所知，研究政府管制会否外溢形
成隐性契约、隐性契约对投资者利益形成怎
样的影响，本文尚属首篇。这既是本文的创
新，也使本文因文献积累较少而显得稚嫩。
3样本、变量与描述性统计
本文将公司丑闻定义为“公司违规且受
到证券监管机构公开处罚的行为”。样本主
要来自深圳国泰安公司的 CSMAR 数据库，另
有部分数据系手工收集，共计 350 个上市公
司违规事件构成本文的研究样本，包括 CSMAR
数据库中 1994-2004 年 A 股上市公司违规事
件 292 个，加上手工收集 2005 年度 11 月 30
日前的 58 个上市公司违规事件 4。表 1 报告
了这些事件的主要违规事项，可以发现，比
重最大的一些违规事项依次是：推迟披露、
重大遗漏、虚假
表 1分年度考察丑闻事件涉及的违规类型
年度涉 及
的 违 1994 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 全样本
4 CSMAR 数据库中 1994-2004 年 A 股上市公司违
规事件 333 个，剔除了其中的 31 个冗余记录和 10
个违规行为开始（若违规行为从上市开始，则从上
市后一个月后计算）至违规处罚后一个月间没有交
易的违规事件；手工收集 2005 年度 11 月 30 日前
的上市公司违规事件共 64 个，也剔除了 6 个违规
行为开始（若违规行为从上市开始，则从上市后一
个月后计算）至违规处罚后一个月间没有交易的违
规事件。手工收集的数据来源是中国证券监督管理
委员会网站、上海证券交易所网站和深圳证券交易
所网站。
规 类
型
丑
闻
事
件
数
占 当
年 样
本 数
的 比
例
(%)
丑
闻
事
件
数
占 当
年 样
本 数
的 比
例
(%)
丑
闻
事
件
数
占 当
年 样
本 数
的 比
例
(%)
丑
闻
事
件
数
占 当
年 样
本 数
的 比
例
(%)
丑
闻
事
件
数
占 当
年 样
本 数
的 比
例
(%)
丑
闻
事
件
数
占 当
年 样
本 数
的 比
例
(%)
丑
闻
事
件
数
占 当
年 样
本 数
的 比
例
(%)
丑
闻
事
件
数
占 当
年 样
本 数
的 比
例
(%)
丑
闻
事
件
数
占 当
年 样
本 数
的 比
例
(%)
丑
闻
事
件
数
占 当
年 样
本 数
的 比
例
(%)
丑
闻
事
件
数
占 当
年 样
本 数
的 比
例
(%)
丑 闻
事 件
数
占 总
样 本
数 的
比 例
(%)
1 2 3 1 1 1 8
2 1 3 5 8 6 3 10 6 42
3 1 2 2 2 1 1 4 1 14
4 1 1 1 1 4 3 3 14
5 2 2 1 7 41 29 50 35 167
6 1 3 11 7 12 13 12 12 16 87
7 1 3 2 2 8
8 1 3 1 8 43 11 18 11 22 118
9 1 5 2 8
10 6 12 14 1 33
11 1 1
12 3 100 3 5 1 11 5 9 3 40
*注：１．表 1 中涉及的违规类型各数字代表的具体内容如下：1=违规购买股票；2=虚构利润；3=虚列资产；4=擅自改变资金用途；5=推迟披露；6=虚假陈述；7=出资违规；
8=重大遗漏；9=大股东占用上市公司资产；10=操纵股价；11=违规炒作；12=其他。
２．由于一个丑闻事件可能涉及多个违规类型，分年度丑闻事件数之和大于个年样本数，各年丑闻事件数占当年总事件数的比例(%）之和也可能大于１，全样本也是这样。
陈述、虚构利润和操纵股价，这些违规事件
的都可能给投资者造成重大损失，称其为丑
闻不为过。
在 1994 到 2005 间，样本各年度分布情况如
图 1 、 图 2 所 示 ：
23
从图 1 和图 2 可以看出，2001 年以前，
因违规被处罚的公司数量和比重都比较小，
2001 年之后数量和比例显著增加，2001 年更
达到创记录的上市公司总数的 7%左右，这与
2001 年证券监管机构开始着力加强监管有
关。同一违规事件涉及的违规事项数目，只
涉及一项的约占 6 成，约 13%的违规涉及事项
超过 2类。
图 3 是各年度以上市公司违规行为开始
至被处罚的时间分布状况。从图 3 可见，
1997 年之后，证监会对违规行为的监管力度
明显加强，保持了相当的追溯处罚的力度；
2001 年以后，因为 1 年以上的违规行为被处
罚 的 比 例 始 终 保 持 在 一 半 以 上 。
表 2 违 规 行 为 开 始 至 被 处 罚 的 时 间 长 度
19
PanelA违规行为开始至被处罚的时间长度(以天为单位)的分年度检验结果
年份 样本数 均值 中位数 年份 样本数 均值 T Prob>|T|
1994-2000 50
2001 81
1994-
2001
131
2002 57
2003 42
2002-
2005
219
2004 62
2005 58
PanelB违规行为开始至被处罚的时间长度(以天为单位,以 1年内为样本)的分年度检验结果
年份 样本数 均值 中位数 年份 样本数 均值 T Prob>|T|
1994-2000 21
2001 60
1994-
2001
81
2002 28
2003 16
2004 23
2005 11
2002-
2005
78
表 2 是违规行为开始至被处罚的时间长
度，从表 2 可以看出，2001 年以后，违规
行为开始到被处罚的天数从 369 天延长到
920 天，1994 年到 2001 年这 8 年平均为
494 天，2002 到 2005 这 4 年平均为 757
天，追溯期间增加了约 50%。这一发现与
Dyck 等（2005）基本吻合，他们发现安然
事件前后，美国公司欺诈丑闻从发生到曝
光，时间
从 376 天延长为 775 天。从表 2 的
PanelB 可以看出，倘若以时长在 1 年内的
公司为样本，发现不同年份的公司违规行为
从开始到被处罚基本在 120 天上下，没有显
著区别。
表 3 列出了本文主要变量的设计方法:
22
表 3变量定义
变量名称 变量符号 变量定义
投资者损失 LOSS 上市公司违规事件给投资者带来的损失率
企业性质 STATE 虚拟变量，当上市公司属于国有企业时取 1，否则为 0
法律状况 NO_LAW 虚拟变量，当上市公司违规受罚在法律实施机制极不完善年度时取 1，
否则为 0
当地财政宽松
度*
FIN_MEAN 当地财政收支差额按当地人口平均后的自然对数，若人均为负则取绝
对值后取其自然对数的负值
政治影响 POLITIC 上市公司所归属的地方政府的政治影响力，取当年当地地方政府拥有
的中央政治局委员的人数作为计量值
财务困境 STPT 虚拟变量，当上市公司被 ST、ST*或 PT时取 1，否则为 0
已经上市时间 T 上市公司从上市年份到违规被处罚年份的年数
企业规模 SIZE 总资产的自然对数
行业 1-公用事
业
INDUSTR1
虚拟变量，当上市公司属于公用事业类时取 1，否则为 0
行业 2-房地产 INDUSTR2 虚拟变量，当上市公司属于房地产类时取 1，否则为 0
行业 3-综合 INDUSTR3 虚拟变量，当上市公司属于综合类时取 1，否则为 0
行业 4-工业 INDUSTR4 虚拟变量，当上市公司属于工业类时取 1，否则为 0
融资增长率 IPO_GROW 以当地本期从资本市场实际筹集的 IPO 资金额除以累计至上期末当地
从资本市场实际筹集的 IPO资金额
损失程度 LOSS_MID 该地该期各违规上市公司的 LOSS取自然对数后的中位数
损失规模 LOSS_SUM 该地该期各违规上市公司的 LOSS 乘以该违规上市公司用于计算 LOSS
的前一个交易日的收盘价并取自然对数后的和，若其乘积为负则取其
绝对值的自然对数的负数用于加总
牛市 SOAR 虚拟变量，当该期属于牛市时取 1，否则为 0
核准制 REVIEW 虚拟变量，当该期属于核准制的运行期间时取 1，否则为 0
违规公司家数 NUMBER 该地该期违规上市公司的家数
GDP增速 GDP_GROW 当地该期各年 GDP*增长速度的平均值
东部地区 EAST 虚拟变量，当该地属于东部地区时取 1，否则为 0
证交所所在地 EXCHANGE 虚拟变量，上海、广东取 1，其他地区为 0
*注：全国各省、直辖市、自治区各年的财政收入、支出和 GDP增长率数据来自《中国统计年鉴》各年的有
关 数 据 。
25
本文为计算投资者损失（Loss）颇费思量（参见图 4）。基本上，投资者损失的计算有两种
思路：一种是事件反应法，计算上市公司违规行为受到处罚前后短时间窗口的市场反应，这种
方法噪音较小，但可能遗漏投资者损失的大量信息 5；另一种是因果关系法，计算从上市公司违
规行为开始到被处罚这一长窗口的市场反应，这种方法的缺点是噪音较大，但是，投资者市场
损失的信息遗漏比较少。为了能够更好地刻画上市公司违规行为给投资者带来的损失，本文选
择采用因果关系法来计算投资者因为公司丑闻遭受的损失。出于尽可能减少噪音的考虑，采用
扣除市场系统影响的方法来降低系统性因素的影响。
图 4投资者损失（LOSS）的计算思路
投资者损失的具体计算方法如下：
为了控制上市公司违规行为开始实施时对市场的影响，以上市公司违规行为开始后 1 个月内的
各天 AR 的平均数作为用于计算 CAR 的第一天的 AR（即上市公司违规行为开始后 1 个月末的那一
天）。另外，对于自上市开始就有违规行为的公司，计算 CAR 直接从上市公司违规行为开始 1
个月后的第一天开始。表 4是投资者损失的描述性统计检验结果。
表 4全样本和分年度 LOSS检验结果
PanelA全样本的检验结果
样本数 均值 T Prob>|T| 中位数 Wilcoxson Prob>|W|
350 *** ***
PanelB分年度的检验结果
年份 样本数 均值 T Prob>|T| 中位数 Wilcoxson Prob>|W|
1994-
2000
50
2001 81
2002 57
2003 42 *** ***
2004 62 *** ***
2005 58 *** ***
5 主要基于两个原因：1、若 t 年度某公司夸大利润，t+3 年发现并受处罚，但在 t+1 年度和 t+2 年度公司的
造假难以为继，利润下滑股价下跌，投资者损失因造假而起，这段时间的损失计入投资者的损失才算合
理，如果只算处罚公告前后的股价反应，无法反映投资者损失全貌；2、在处罚公开之前，市场可能早已得
知公司违规并做出了反应，但是市场确知的时点无法分辨，倘若计算处罚公告前后的股价反应，也无法准
确度量市场对公司违规被处罚这一事件的反应。
23
注 ： * 、 ** 、 *** 分 别 表 示 在 、 、 的 显 著 性 水 平 下 显 著 。
23
表 4 的 PanelA 是全样本的检验结果，显示上市
公司违规平均使中小投资者受到约 %的超
额损失，该结果在 的水平上显著。表 4
的 PanelB 为分年度检验，结果很有趣，投资者
损失主要集中在 2003 年、2004 年、2005 年这
3 年，此前 9 年中投资者损失均不显著。联想
到 2002 年我国法律制度的变化，该结果部分支
持了我们的假设，在法律制度主导下，投资者
损失
较大；而在隐性契约主导下，投资者损失较
小。但是作者相信，2002 年的法律制度变化不
是这一描述性统计结果的全部解释，具体如何
解释仍然有待继续研究。为了检验表 4 中
PanelB 结果的稳定性，表 5 只用时长在一年内
的违规公司做样本，这样可以减少用因果关系
度量投资者损失的噪音。结果仍然发现，投资
者 受 到 损 失 主 要 集 中 在 2003-2005 年 。
30
Tab5违规行为开始至被处罚的时间长度在 1年内的 LOSS检验结果
年份
样 本
数
均值 T Prob>|T| 中位数
Wilcoxson
Prob>|W|
1994-
2000
21
2001 60
2002 28 *
2003 16 *** ***
2004 23 *** ***
2005 11 *** ***
注 ： * 、 ** 、 *** 分 别 表 示 在 、 、 的 显 著 性 水 平 下 显 著 。
34
若构造一项违规公司股票的投资组合，持有期间从该上市公司违规行为开始，至违规处罚日后
1 个月结束 6，分别构造了 2 个的投资组合 7：A1：2002 及以前年度被处罚上市公司；A2：2003-
2005 年度被处罚上市公司。上述 2 个投资组合的投资损失率参见图 5。图 5 显示投资组合 A1 的
投资损失率基本围绕 0上下波动；但是投资组合 A2的投资损失率却显著大于零。
4影响地方政府执行隐性契约的因素
为进一步分析影响地方政府执行隐性契约的因素，建立如下线形回归模型 8：
LOSS=a0+a1STATE+a2NO_LAW+a3FIN_MEAN+a4POLITIC+a5STATE×NO_LAW×FIN_MEAN+a6POLITIC×STATE+a7S
T/PT+a8T+a9SIZE+a10INDUSTR1+a11INDUSTR2+a12INDUSTR3+a13INDUSTR4+∈
回归检验的结果见表 6。表 6 的 a 列显示，国有企业发生丑闻时，投资者损失较小，说明地方政
府支持国有企业的意愿较强，投资者将此信息反映在定价中，支持隐性契约的执行意愿假设。
但是政治地位比较高的地区并没有带来更低的投资者损失，与预测不符。公司的规模比较大，
或者已经被 ST 或 PT，则投资者的损失比较大；当地的财政越宽松，则投资者的损失越小，这些
发现支持隐性契约的执行能力假设。还可以发现，法律状况与投资者损失显著负相关，在法律
机制不完善时期，投资者损失较小，而在 2002 年法律机制逐步改善之后，投资者源于股票市场
的损失开始增加，这是因为法律环境改善之后，使用显性契约的成本降低，隐性契约可被替代
的程度增加，隐形契约的作用下降，支持隐性契约的可
替代性假设。在 b 列的检验中，增加了两个交互变量，上述结果基本保持稳定的同时（除政治
影响由不显著变为显著），企业性质、法律状况以及当地财政宽松度的符号在 的水平上显
著为负，这说明当某个丑闻事件中，如果该地方政府同时具备执行意愿、执行能力并且隐性契
约又不可替代，投资者所受的损失会更小；另一个交互变量是政治影响与企业性质的乘积，在
的水平上显著为负，说明政治地位较高的地区，对于国有企业的丑闻有着更多的补救倾
向。上述实证研究发现支持前文的预测，说明地方政府执行隐形契约的程度显著受到执行意愿
（企业性质和政治地位）、执行能力（财政状况）和契约可替代性程度（法律状况）的影响。
5执行或违反隐性契约的得失
为了检验地方政府执行隐性契约的收益，或称违反隐性契约的代价，进行如下的研究设
计。首先，进行描述性检验。以 t-1 期某地区所属上市公司表现，对地区进行分组：（1）有违
6 为减轻公司上市时市场交易的异常影响，对于上市开始就违规的公司，该股票的持有期间自该上市公司
违规行为开始 1 个月后的第 1 天开始，至违规处罚日后 1 个月结束。
7 这些投资组合的样本选择见本文关于样本的详细说明，唯一的不同是，这里剔除了违规行为开始于 1995
年底以前的违规上市公司，以控制这些公司对计算组合投资损失率的异常影响。
8 为节省篇幅，模型中涉及的主要变量的相关系数表未列出，下同。
34
规公司，并且违规给投资者造成总损失大于 0（LOSS_SUM>0 组）；（2）有违规公司，但是，未
给投资者造成损失（LOSS_SUM<0 组）；（3）没有违规公司组。不同地区组在 t 期地区获得的
IPO融资增长率见图 69。
从图 6 可以看出，相比没有违规公司的地区而言，有违规公司的地区获得的 IPO 资源会显
著减少。同样都有违规公司的地区中，违规造成的投资者损
表 6隐性契约的执行影响因素检验
以 2001及以前年度作为法律制度不完善时期
(a) (b)变量名称 变量符号
系数 T值 系数 T值
截距 INTERCEP **
企业性质 STATE * ***
法律状况 NO_LAW *** ***
当地财政宽松度 FIN_MEAN ** *
政治影响 POLITIC **
企业性质×法律状况
×当地财政宽松度
STATE×NO_LAW
×FIN_MEAN
***
政治影响×企业性质 POLITIC×STATE **
财务困境 STPT *** ***
已经上市时间 T
规模 SIZE *
行业 1-公用事业 INDUSTR1
行业 2-房地产 INDUSTR2
行业 3-综合 INDUSTR3
行业 4-工业 INDUSTR4
N 325 325
AdjR-sq
9 其中 t 期和 t-1 期分别表示本期和上一期，以三年时间为一期。
23
注：*、**、***分别表示在 、、 的显著性水平下显著。当采用 2002 年及其以前作为法律不
完 善 时 期 来 度 量 法 律 状 况 时 ， 结 果 没 有 显 著 变 化 。
9
失较少的地区，获得的 IPO 资源会略多。这些都是地方政府执行（或违
反隐性契约）所得（或所失）的初步证据。
为进一步检验地方政府的得失，建立如下线形回归模型：
IPO_GROWt=a0+a1LOSS_MIDt-1+a2LOSS_SUMt-1+a3SOARt-
1+a4REVIEWt+a5POLITICt+a6Nt-1+a7LOSS_SUMt-1×SOARt-1+a8REVIEWt*Nt-
1+a9POLITICt*Nt-1+a10GDP_GROWt-1+a11EASTt-1+a12EXCHANGEt-1+∈
变量的下标 t、t-1分别表示本期和上一期，以三年时间为一期。在设计
牛市这一虚拟变量时，本文考察了 IPO 年度分布和上证指数走势，确定
以 1996-1998 年为牛市期间。1996、1997、1998 三年是我国证券市场
IPO较多和股指上涨较多的年份，因此选择 1996-1998年作为牛市
期间 10。回归模型的结果见表 7。
表 7 的 a 列显示，丑闻造成投资者的损失越大，该地区下期从证券监管
机构获得的 IPO 资源越少；并且，这一管制性的权力，在实施核准制后
不但没有削弱，反而得到加强，这从核准制这一变量显著为负可以看
出。但是，政治影响这一变量显著为正，说明管制权力也不是无所不能
的，当某地区的政治地位较高时，管制机构的影响就会削弱。当模型中
加入三个交互变量后，结果更加支持前文的理论假设，具体见 b 列。损
失规模这一变量依然显著，同时，违规公司的数量变得显著为负，进一
10 其实 2000-2002 本来也可以作为牛市的选择期间，但是其后发生股改，公司
IPO 受到很大的影响，只好放弃。
步支持了下面的推论，丑闻发生的频率越高，造成投资者的损失越大，该
地区下期从证券监管机构获得的 IPO 资源越少；核准制的施行依然没有削
弱管制机构的奖惩权，因为 REVIEW 这个虚拟变量依然显著为负；在牛市
中，损失规模会更加显著地降低该地区下一期获得的 IPO 资源，因为在牛
市的时候，证监会拥有的 IPO 资源更多，因此，地方政府违反隐性契约的
代价就更大；政治地位较高的地区依然会削弱管制机构的影响力，因为政
治影响这一变量依然显著为正。上述的实证研究发现基本支持前文的理论
预测，地方政府如果违反隐性契约，譬如所属地区频繁发生丑闻或者造成
投资者严重损失，将会失去一些从证券管制机构获得 IPO 资源的机会；这
样一种代价，在牛市的时候更加显著。但是，管制机构对政治地位较高的
地区影响力较小，个中原因应不言自明。与前文预测相反的是，核准制实
施后，证券管制机构对于隐性契约的约束力不降反升，令人困惑，有待后
续的进一步研究。
表 7执行隐性契约的得失检验
变量名称 变量符号 (a) (b)
系数 T值 系数 T值
截距 INTERCEP
损失程度 LOSS_MID
损失规模 LOSS_SUM * *
牛市 SOAR **
核准制 REVIEW ** **
政治影响 POLITIC *** **
违规公司家数 NUMBER **
9
损失规模×牛市 LOSS_SUM×SOAR ***
核准制×违规公司家数 REVIEW×N
政治影响×违规公司家数 POLITIC×N
GDP增速 GDP_GROW ** **
东部地区 EAST
证券交易所所在地区 EXCHANGE ** **
N 107 107
AdjR-sq
注：*、**、***分别表示在 、、的显著性水平下显著。
6结论与局限性
政府管制的作用历来存在争议，本文从法律环境薄弱的转型制度环
境出发，将管制视为法律机制欠缺的替代机制，从理论上分析了，管制
权力可能外溢至非管制领域，由此构成隐性契约。以我国证券管制机构
拥有的 IPO 遴选的管制权为例，在各地区间分配 IPO 资源时，证券管制
机构可能会考虑各地区上市公司发生丑闻的频率和严重程度，这可能会
形成了证券管制机构与地方政府之间的隐性契约。地方政府会根据自身
的利益，做出是否履行隐性契约以及履行多少的对策；而隐性契约的履
行，事实上可能会一定程度地保护投资者。上述理论分析，得到了经验
证据的支持。本文为理解转型经济中政府管制的作用、投资者保护的方
式和金融市场的发展，提供了新的视角。在实践中，也有助于深化认识
中国证券市场的发展，进一步全面综合地理解地方政
府在证券市场的行为，譬如，李增泉等（2004）提出的我国上市公司
“掏空”问题。
本文在如下方面存在局限性：1、未考虑内生型；2、样本选择偏差；
3、缺乏更准确的基于因果关系的投资者损失度量方法。在研究过程中，上
述问题都经过反复的思考，然而作者不才，未能得到更好的良策，期盼未
来学者继续改进。
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