信息披露制度的市场效应分析1
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作者: 甄红线 赵永刚
摘要：本文基于LMSW的理论框架，首次从信息披露制度的角度，将整个样本期划分为8个时间段，分段考察证券市场信息披露制度的市场效应，并为建立信息披露制度市场效应判别体系提供思路。实证结果显示，在1997、1999、2000、2006、2007子样本期内，信息披露制度市场效应显著，能够显著降低市场的信息不对称程度。本文对私人信息交易度C2的影响因素也进行了分析，发现C2与证券市场走势成反向关系，国家最高立法部门和证监会制定的制度对降低C2系数具有较大的影响，证券交易所对证券市场信息不对称的影响是直接而且效果显著的。
关键词：信息披露制度；市场效应；信息不对称
Abstract：Based on the theory frame of LMSW，this paper from the angle of information disclosure systems first time， by dividing the whole sample period into eight parts，researches the market effects of securities market information disclosure systems，and provides ideas for identification system. Empirical research results show that the market effects of information disclosure systems are prominent and can decrease the degree of market information asymmetry in 1997，1999，2000，2006 and 2007 sample periods. This paper also analyzes the elements which affect the degree of private information dealing. This paper finds that there is reverse relationship between C2 and the securities market trends，and the systems constituted by the supreme legislation department and stock supervisory committee have great impact on decreasing the index C2，and stock exchange has direct and prominent impact on the information asymmetry of securities market.
Key Words：information disclosure system，market effects，information asymmetry
中图分类号：F830.91 文献标识码：A文章编号：1674-2265（2011）03-0023-06
一、引言
经过十多年的发展，我国的证券市场已初具规模，对经济发展起到了巨大的推动作用。然而，近年来信息披露违规、内幕交易和市场操纵事件增多，证券市场信息不对称已经极大地损害了投资者的利益，严重危害到市场的稳定与效率（张玉明、张宗新，2005）。
美国斯坦福大学教授Bernard Black认为，强有力的证券市场有两个首要条件，一是信息，即投资者评估公司经营所需要的信息；二是信心，即投资者相信公司的内幕人员包括经营者、控股股东不会骗走他们的投资。如果这两个条件具备，一个国家就有潜力发展有活力的证券市场，为正在发展的公司提供融资。从各国证券市场的发展历史来看，信息披露作为提高市场透明度的主要途径和手段，是证券市场建立和发展的基础（王从容、李宁，2009）。
然而，我国目前的信息披露制度对市场影响究竟如何？已经实施的信息披露制度是否达到了预期的效果，降低了市场的信息不对称程度？有哪些因素会影响政策效果的发挥？迄今为止，还缺乏对这些问题的经验结论，更没有一个用来度量信息披露制度市场效应的判别体系。为此，本文将基于LMSW的框架，采用事件研究的方法，从经验的角度给出以上问题的答案，可以为监管层在有关信息披露制度建设方面提供辅助依据。
有关这方面的研究，国外学者通常采用交易量与收益动态模型，来测量信息披露制度的市场效应。通常认为证券交易大体可分为套期交易与投机交易两类，前者主要为了转移风险，收益往往反转；后者是基于私人信息的交易，收益具有持续性（Llorente、 MIchaely、Saar和Wang，2002）。因此从交易量与收益之间的相关性可以确定交易的类型，进而可以衡量市场上信息不对称程度和信息披露的效果（Olesya、Lubomir和Jianping，2002）。在使用该模型进行具体研究过程中，所不同的是，一些学者采用总收益与交易量模型（Lebaron，1992；Gallant、Rossi和Tauchen，1992；Duffee，1992；Campbell、Grossman和Wang，1993；Bhattacharya、Daouk，2002；Lubomir、Mei ，2002），而另一些学者使用个股交易量与收益模型（Morse，1980；Conrad、Hameed和Niden，1992；Antoniewicz，1993；Stickel和Verrecchia，1994），在不同的信息披露制度下，结论有所差别。
在国内，学者们对该问题也进行了初步的研究。刘力（2002）运用事件研究的方法，对财务年报公告后市场上的交易量反应进行了研究，发现年报公布前后存在超常交易量，并且市场交易量对个股交易量具有显著影响，中国股市“跟风”现象严重；何佳、何基报等（2002）在检验重大事件发布对股价的影响时，分别以市场模型和市场收益率两种方法来预测正常收益，结果表明我国股市可能存在比较严重的利用内幕消息操纵股价的现象，获得内幕信息的操纵者集中资金优势在信息披露前买入股票，在信息公告后抛售股票或继续拉抬股价；张玉明、张宗新等（2005）运用事件研究方法和Wilcoxon非参数检验方法等，从股价反应、流动性、波动性方面对我国交易信息披露制度的市场效应进行实证检验。研究表明，我国证券交易信息披露制度在一定程度上降低了证券市场的信息不对称，促进了我国证券市场有效性的提高。
国内的上述研究主要关注的是具体的上市公司信息披露，没有从整体上衡量信息披露制度实施的市场效果，更没有研究哪些因素会影响政策效果的发挥。本文将借鉴已有的研究成果，基于LMSW及事件研究的方法，通过度量市场中信息不对称的程度，进而测量信息披露制度的市场效应及政策效果，同时也为建立信息披露制度市场效应的判别体系提供思路。
二、研究方法
在研究信息披露制度实施的市场效果时，我们采用LMSW方法（Llorente等，2002），其基本思路是：如果信息披露制度的实施减少了市场中信息不对称的程度，就认为该制度对市场效率的提高有效果；反之，没有效果。
假设有关股票未来价格的信息分成两类，投资者也分成两类。两类投资者都观测到两类信息中的一类，但是另一类信息只能被两类投资者中的一类观测到，这就产生了信息不对称。只能观测到其中一类信息的投资者的交易是基于风险分散的套期交易，能观测到两类信息投资者的交易是基于私人信息的投机交易。
经过推导，Llorente等（2002）得出，在均衡状态下，股票收益率与换手率之间的动态关系式为：
（1）
其中， 表示价格的自相关性。 表示私人信息交易度，正的 系数表明私人信息交易显著，而负的 系数表明套期交易显著。如果市场中的信息不对称程度非常严重，那么基于私人信息的投机交易就会占主导作用，高的交易量和收益率将会持续，收益率与交易量呈现出正的自相关，即 ；如果信息不对称程度不存在或比较轻微，那么套期交易占主导地位，较高的交易量和收益率不容易持续，收益率与交易量呈现负的自相关性或不相关，即 。
本文借鉴上述研究成果，同时引入事件研究的方法，对下列方程进行回归：
（2）
其中，D为虚拟变量，当序列处于事件发生期后时 取1，否则取0。 用来衡量信息披露的制度法规对信息不对称的影响。
出于稳健性的考虑，本文分别选择三个事件窗口（事件发生前后30、60、120天）估计上述方程。采用的日收益率和日换手率定义如下：
（3）
（4）
其中， 是日收盘价， 表示日换手率， 是日交易量， 是流通在外的总股数。
三、实证分析
（一）数据说明
本文所使用的数据是沪深两市个股的价格日数据①和日换手率②。本文依据中国证券监督管理委员会关于上市公司的行业划分标准，将上市公司划分为12大行业，各行业中随机选取具有代表性的公司组成行业样本公司组合，考虑研究样本期的需要，本文随机选取了沪深两市1994年4月前上市的98家公司。
为了有效地反映中国证券市场私人信息交易情况，并进一步验证证券市场信息披露制度调整的市场效应，本文从现有的法律法规和重要事件中确定了8个相对重要的时间点，见表1。
（二）实证结果
表2给出了我国股票市场在信息披露制度和政策等公布期间信息不对称程度的度量。对本文分析具有重要意义的是系数 和 ，因此，我们只给出了这两个系数的估计结果。
从短期（事件发生前后30天）来看，在8个子样本期中，有6个时期 系数均值为负数，但绝大多数系数值不显著，并且只有1999、2000两个时期超过50%的行业 系数为负值，说明在短期市场中投机交易相对占主导地位。而 系数均值为负值的仅占37.5%，表明在短期内信息披露的制度和政策实施后的市场效应并不明显。市场消化吸收这些事件的影响需要一定的反应时间。
从中期（事件发生前后60天）来看，在8个子样本期中，有6个时期 系数均值为负数，负的 系数所占比例也有了较大提高，以1997、1999、2000、2006、2007这5个子样本期较为明显，说明市场中套期交易占据主导地位，私人信息交易较少，信息不对称程度很低。而 系数均值为负值的占比也提高到62.5%，显著性也有了提高，有4个时期超过66%的行业 系数为负值，说明信息披露制度和政策颁布之后一定程度上减少了市场中的信息不对称，抑制了基于私人信息的投机交易的发生。
从长期（事件发生前后120天）来看，相比中期而言，负的 和 系数所占比例有了极大提高，而且更为显著。有7个时期的 系数均值为负数，而且有6个时期行业 系数值负值接近或者超过50%。 系数均值为负的占比为62.5%，但有5个时期超过50%的行业 系数为负值，而且在1994、1997、1999、2000子样本期内，负的 系数值占比超过60%，说明在相应的信息制度实施之后，市场私人信息交易较少，显著地降低了市场中信息不对称。
因此，从中长期来看，信息披露制度和政策颁布之后可以显著减少市场中的信息不对称，抑制私人信息交易。从市场效应来看：1994年10月24日实行的信息即时披露制度，1997年3月3日上证所实施的公开信息制度，1999年7月1日颁布的《证券法》，2000年6月23日证监会公布的“上市公司信息披露的内容与格式准则”，2006年1月1日实施的新《证券法》以及2007年1月1日实施的新会计准则都极大地降低了市场中的信息不对称程度，市场效应显著。
在2001和2004两个子样本期内，绝大部分 和 系数为正值，这表明2001年6月29日证监会通知的信息披露执行新会计准则和2004年7月1日证监会颁布的证券投资基金信息披露管理办法市场效应不明显，并没有显著降低市场中的信息不对称，而且在这两个样本期内股票市场一直处于下跌状态，这在一定程度上也助长了私人信息交易与投机交易。
综上，我们得出，信息披露制度和政策的实施能够减少市场中的信息不对称，而且市场效应显著。
（三） 影响因素分析
接下来本文将进一步探讨 系数，即私人信息交易度的影响因素。本文认为市场走势会影响投资者具体的投资行为，不同部门制定的信息披露制度也具有不同的效果，进而影响 系数以及信息披露制度和政策的效应，具体分析结果如下：
1. 市场走势对 的影响。我们用各子样本期的上证A股收益均值 代表市场走势，对所有行业 系数值进行回归，结果见表3：
（5）
系数值为负， 与 成反向关系，即私人信息交易度与股市走势成反向关系。当股市处于上升时期， 为负值，而当股市处于下跌时期， 为正值。这一结果与表2的统计结果一致，说明在股市处于上升时期，对冲风险的套期交易占据主导地位，基于私人信息的投机交易较少，投资者比较谨慎，注重价值投资，信息披露较充分，信息不对称程度较低；而在股市处于下跌时期，基于私人信息的投机交易占据主导地位，套期交易较少，投资者在遭受损失的情况下，往往出现“惜售”心理，并容易受噪声信息的影响，此时积极进行交易的往往是基于私人信息的投机交易者，所以私人信息交易增加并占据优势，而内幕交易和市场操纵也有一定程度的增加，这在一定程度上加剧了信息不对称的程度（史永东、蒋贤峰，2004）。
2. 信息披露制度和政策的制定主体不同对 和 影响。不同的监管主体颁布实施的法律法规、规章制度，对市场所产生的影响是不同的。政府部门作为行政监管主体，制定的政策制度往往基于宏观的角度，对市场影响较大，但取得效果的周期较长，而且往往受其他因素影响。交易所作为一线监管组织，对证券市场进行最直接且较为灵活的监管，但市场影响相对较小。
为了考察不同监管主体制定的信息披露制度和政策对 和 的影响，我们定义了三个虚拟变量： 是证监会的虚拟变量，当取得的 系数是处于证监会颁布的制度和政策的样本期内， 取1，否则取0；同理定义 和 ， 是证券交易所的虚拟变量， 是国家最高立法部门的虚拟变量。回归方程如下：
（6）
（7）
从表4来看，后2个虚拟变量的系数均显著为负，表明政府和证监会作为监管主体制定的信息披露制度和政策会显著减少 ，能够有效降低市场中的信息不对称程度。系数 在3个时期的绝对值都是最大的，说明国家最高立法部门颁布的法律和制度对市场影响较大，而系数 在3个时期都为正值，但均不显著，说明证券交易所制定的信息披露制度虽然能在一定程度上降低市场的信息不对称程度，但影响效果有限。表5的结果也证实了上述分析，系数 在3个时期都为负值，说明证券交易所制定的制度颁布和实施之后，能够降低市场中的信息不对称程度，但在 120的期间内，系数 绝对值远小于 ，表明交易所制定的制度影响效果不如证监会制定的制度效果明显，同时也表明了国家最高立法部门和证监会制定的制度需要一定的市场作用时间才能显现出效果。
四、结论和政策建议
本文以沪深两市指数和个股数据为研究样本，采用LMSW和事件研究的方法，从信息披露法规制度的角度将整个样本期进行划分，对证券市场私人信息交易度和信息披露制度的市场效应进行验证，结果表明，证券市场私人信息交易度逐渐降低，信息不对称逐渐减少，信息披露制度市场效应明显，中国证券市场总体上达到弱势有效。而且通过采用LMSW的方法在一定程度上有效度量了信息披露制度的市场效应，这对于今后建立信息披露制度市场效应判别体系提供了新的思路。
作为私人信息角度测量的指标，在1997、1999、2000、2007子样本期内，行业 值显著为负，表明信息不对称程度较低，而在其他样本期绝大多数 值都不显著。 作为衡量制度实施后对市场的影响的指标，在1994、1997、1999和2000子样本期内显著为负，并且超过60%以上行业 系数为负，说明相应制度实施后能够显著降低市场的信息不对称程度。从政策和制度的市场效应来看，1997年3月3日上证所实施的公开信息制度、1999年7月1日颁布的《证券法》、2000年6月23日证监会公布“上市公司信息披露的内容与格式准则”、2007年1月1日实施的新会计准则极大降低了市场中的信息不对称，市场效应尤为显著。
本文还对 的影响因素进行分析，结果发现 与证券市场走势成反向关系，这表明在证券市场处于上升时期，私人信息交易较少，套期交易占主导地位；而在证券市场处于下跌时期，投机交易占据主导地位，市场信息不对称增加。通过对信息披露制度和政策的制定主体进行考察，我们得出国家最高立法部门对降低 系数起着最大的影响作用，而证券交易所制定的信息披露制度在实施之后能够显著降低市场的信息不对称程度。
基于上述所得结论与分析，本文给出如下政策建议：
（一）加强监管制度建设
证券市场监管主要包括政府监管和交易所等组织（包括行业协会）的自律监管。政府监管主要在于颁布法律、法规，对交易所和市场参与者行为进行监督，而交易所的自律是效率最高、最重要的监管（巴曙松等，2005）。从本文的研究结果来看，国家最高立法部门和证监会制定的制度对市场影响较大，但消化周期较长，而交易所对证券市场信息不对称的影响是直接且效果显著的，因此，在证券市场信息披露监管方面，应加大立法力度，同时应明确证监会与交易所在信息披露监管方面的分工和监管边界，政府应对交易所有所放权，加强交易所的内控体系建设，建立以交易所自律监管为主、政府监管为辅的监管体制。
我国证券市场是在借鉴西方成熟市场经验的基础上建立和发展起来的，从一开始就体现为政府强制供给的特征（孙旭，2008）。我国现行信息披露体系基本属于政府单层次监管模式，没有形成多层次的监管体系。证监会作为一个政府监管机构，集发行审核和上市审核权于一身，势必使其疲于应付，造成政府资源的浪费，并容易引发投资者的道德风险。自律监管机构是由政府组建，必然表现为对政府监管的过度依赖。自律监管机构由于没有上市审核权，因而不利于我国多层次资本市场的形成，无法满足不同层次企业的融资需要。证券市场专业服务机构还比较弱小，缺乏独立性，特别是在收费上恶性竞争，抑制了其进一步发展的动力。因此未来的改革应充分发挥市场自律组织和专业服务机构的独立性，用适宜的监管政策激励其在信息披露中发挥应有的作用，证监会与市场自律机构要明确划分职责，并且要增强其独立性，使其真正发挥高瞻远瞩、统领全局的作用。
（二）加强信息披露制度建设
信息披露的法规制度对于降低证券市场信息不对称具有举足轻重的作用，信息披露法规制度越完善，市场透明化程度越高，市场越规范、越有效。政府应加强信息披露的法规建设，对政策的实施效果进行跟踪，加大实施力度，健全和完善信息披露的法规体系。交易所应加强行业自律，加强对会员和上市公司的监管，完善信息披露体系。
（三）加强会计制度建设
加强会计制度建设，避免报表所提供的会计信息失真，充分体现会计报告真实、公允的原则。从本文的研究结果来看，2001年6月30日中国证监会发布通知：信息披露执行新会计准则，但市场效应不明显，而2007年新会计准则实施的市场效果相对较为明显，这说明会计准则的逐步改革及实施对证券市场效率提高具有较大的作用。因此，今后还应继续加强会计制度建设，具体表现在信息披露不充分、会计计量不合理、会计确认和会计核算制度落后等方面，应进一步结合国际上的先进方法，对国内会计准则及制度进行统一的调整和改革。
（四）加强对内幕交易和市场操纵的监管
内幕交易和市场操纵在一定程度上会加剧市场信息不对称的程度（史永东、蒋贤峰，2004），因此政府和交易所应加大对内幕交易和市场操纵的监督和惩罚力度，尤其在股市处于下跌状态时。加强市场微观结构的建设，抑制市场上的过度投机交易，减少证券市场的过度波动，创造价值投资的氛围。
注：
①文中采用个股的日收盘价是复权后的价格，复权后价格＝复权前价格×（1＋流通股份变动比例）-配（新）股价格×流通股份变动比例＋现金红利。
②文中所用数据全部来自深圳证券交易所。
参考文献：
[1]Antoniewicz，R.L.，1993，“Relative Volume and Subsequent Stock Price Movements”，working paper，Board of Governors of Federal Reserve System.
[2]Campbell，J.Y.，S.J.Grossman and J.Wang，1993，“Trading Volume and Serial Correlation in Stock Returns”， Quarterly Journal of Economics108，905-939.
[3]Duffee，G.，1992，“Trading volume and Return Reversals”，Finance and Economics Discussion Paper Series NO.192，Board of Governors of the Federal Reserve System.
[4]Gallant，R.，P.Rossi and Tauchen，G.，1992，“Stock Prices and Volume”，Review of financial Studies 5，199-242.
[5]LeBaron，B.，1992，“Persistence of the Dow Jones Index on Rising Volume”，working paper，University of Wisconsin.
[6]Llorente，G.，R.Michaely，G.Saar and J.Wang，2002，“Dynamic volume-return relation of individual stocks.”Review of Financial Studies 15（4）：1005-1047.
[7]Stickel，S.E.and R.E.Verrecchia，1994，“Evidence that Volume Sustains Price Changes”，Financial Analyst Journal （November-December），57-67.
[8]何佳，何基报等.中国股市重大事件信息披露与股价异动[R].深圳证券交易所综合研究所研究报告，2002。
[14]刘力，俞竞.财务年报的交易量反应与投资者“跟风”现象：沪市A股实证研究[J].金融研究，2002，（8）.
[15]孙旭.美国证券市场信息披露制度对我国的启示[J].经济纵横，2008，（2）.
[17]王从容，李宁.法学视角下的证券市场信息披露制度若干问题的分析[J].金融研究，2009，（3）.
[18]张玉明，张宗新等.证券交易信息披露制度及其市场效应研究[R].上证联合研究计划课题报告，2005.
（特约编辑 齐稚平）
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