(法律法规
课件)法律
环境政府管
制与隐性契
约
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
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 Contracts）和隐性
契约在激励合同中的互补作用。
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
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。
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
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。
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
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
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
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。
6
表1分年度考察丑闻事件涉及的违规类型
涉及的违规类型,年度,全样本
,1994,1996,1997,1998,1999,2000,2001,2002,2003,2004,2005,
,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。
7
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：
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
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,,,,1994-2001,131,,,
2001,81,,,,,,,,
2002,57,,,,2002-2005,219,,,
2003,42,,,,,,,,
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,,,,1994-2001,81,,,
2001,60,,,,,,,,
2002,28,,,,2002-2005,78,,,
2003,16,,,,,,,,
2004,23,,,,,,,,
2005,11,,,,,,,,
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:
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
8
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。
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
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。
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。
9
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,,,***,,,***
注：*、**、***分别表示在 、、的显著性水平下显著。
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。
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。
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
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
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：
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
10
LOSS=a0+a1STATE+a2NO_LAW+a3FIN_MEAN+a4
POLITIC+a5STATE×NO_LAW×FIN_MEAN+a6POLITIC×
STATE+a7ST/PT+a8T+a9SIZE+a10INDUSTR1+a11IN
DUSTR2+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
未列出，下同。
地区所属上市公司表现，对地区进行分组：（1）
有违规公司，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
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。
11
表 6隐性契约的执行影响因素检验
变量名称,变量符号,以 2001及以前年度作为法律制度不完善时期
,,(a),(b)
,,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,,
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。
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*N
t-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
10 其实 2000-2002 本来也可以作为牛市的选择期
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
间，但是其后发生股改，公司 IPO 受到很大的影响，
只好放弃。
12
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,,,**,
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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