投資者保護、剩余公司治理與我國資本市場省際差異(二)

相對于其他市場而言，資本市場具有一定的特殊性。

具體說來，

第一，資本市場是一個公開競價、交易活躍的公開市場，市場中充滿了眾多投資者，所有投資者幾乎沒有進入和退出壁壘；

第二，資本市場交易工具不僅是一種價值符號，更是企業產權 的內化物 ，因此投 資者實質上購買 的是各種權利 ，進行投 資時 ，投資者可能會考慮到各種復雜因素的影響，但對自身利益的有效保護一定是根本的考慮因素 ；

第三，市場中信息不對稱等制約因素的客觀存在，使得投資者利益單靠市場本身無法得 到有效保護 ，投資者信心受到打擊的結果將嚴重危及資本市場的發展 。正是由于這種特殊性的存在，決定 了投資者保護對資本 市場發展 而言具有非常重要的意義。中國資本市場區域發展存在明顯的不平衡性 ，固然與各地區經濟發展水平、市場化程度、中央政府差別化制度和政策設計 、地區社會文化發展狀況以及地理區位等因素相關，但考慮到資本市場本身 的特殊 性 ，我們認為這種差異也與各地不同的投資者保護程度有關。實際上 ，從投資者的角度看 ，他們會選擇投資于一個好的法律保護的地區 ，這樣可 以更好的保 護 自身利益 ，①而從地方的角度看，財政分權促使地方以經濟發展為第一要務 ，為了獲取更多資金 ，必須擴大資本市場規模 ，故通過提高對投資者的保護程度，許以更高的承諾，是吸引更多投資者的一個可能途徑。基于此 ，我們認為投資者保護是推動資本市場區域發展的一個積極因素 ，

因而提出以下三個假設 ：

假設 1：投資者保護促進了地 區經濟證券化程度 ，即投資者保護與各地經濟證券化程度正相關。

假設 2：投資者保護擴大了地區資本市場寬度，即投資者保護與各地資本市場寬度正相關。

假設 3：投資者保護擴大了地區證券市場融資規模，即投資者保護與各地證券市場融資規模正相關。對投資者的保護是一個系統工程 ，其中包括了投資者保護立法、規范資本市場運作 、建立投資者保護 各種機制 、加強宣傳和對投資者進行教育等諸多環節，法律對投資者利益的保護是其 中重要的組成部分。鄧德軍和范利民(2009)發現 ，區域法治環境和公司微觀治理一樣，能夠制約控股股東的侵占行為。改善 上市公 司面臨的區域環境，可以提高上市公司質量 ，更好的保護中小投資者的利益。區域層面上的投資者法律保護主要由對法律法規的執行和省際剩余公司治理兩部分構成 。Pistoreta1．(2000)、CullandXu (2005)andHasan eta1．(2009)的研究結論表明對投資者保護相關法律執行好的地區，其投資者保護程度就高。除了法律執行以外 ，省際剩余公司治理好的地 區，其投資者保護程度相應也越高。因此我們認為這兩個因素將對資本市場區域發展產生影響。

基于此，我們提出假設 4和假設 5：

 假設 4：對投資者保護的法律執行與資本市場區域發展正相關。 

假設5：與投資者保護相關的省際剩余公司治理對資本市場區域發展產生正向影響。

五、變量、樣本與描述性統計

(一)變量設計

 1．被解釋變量被解釋變量為資本市場區域發展狀況。本文采用市場規模指標來度量各地區資本市場發展，包括用股票總市值占比作為衡量地 區經濟證券化程度指標 ，用上市公司數占比作為衡量市場寬度的指標，用股票市場融資總額來衡量各地區從資本市場上融資資金的規模。

2．解釋變量解釋變量為各地區的投資者保護程度，主要包括對法律執行(司法)的度量和對省際剩余公司治理的度量。 

(1)法律執行的度量指標。本文借鑒現有的研究成果，選取如下指標來表征各省區的司法程度：

第一 ，每萬人律師數。中國各地區由于市場化程度和法律發展水平存在巨大差異，使得同樣的法律條款在執行過程中其執行力度和效果不盡相同。作為地方司法活動的重要組成人員，律師不僅能夠為委托人提供法律幫助 ，使公民及社會組織能夠運用法律武器保護自己的合法權益免受 不法侵害(包括公權力的侵 害 )，更重要的是 ，作為獨立的司法人員，律師可 以盡可能排除法律執行過程中外界因素的干擾 ，積極有效地促進法律的執行 。一個地區如果其律師占人口比重相對較大 ，則說明其為促進該地區公共職責做 出更大的努力 ，也說明該地區可以更好的排除外界因素對司法活動的干擾。

 第二 ，除每萬人律師數外，也選取地區法律環境指數和專業律師指數作為替代 變量 。 其中法律環境指數可以視為對地區現行法律制度 、執法效率和司法公 正的一個綜合描述，而專業律師指數與本文使用的每萬人律師數指標 ，構建方法上完全不同 ，這不僅可以定量化一個地 區法律服務中介組織的發達程度 ，從而間接反映地 區法律執行狀況 ，而且也是對本文每萬人律師數指標的重 要補充 。至于學者們所使用 的其他替代變量 ，如司法體系效率 、民事訴訟 、信用水平等 ，因為數據獲得受限等原因 ，本文放棄使用 。

(2)省際剩余公司治理的度量。在本文的分析中，省際剩余公司治理 主要指地方性法規 。雖然迄今為止，尚未見到有研究對于地方性法規進行定量分析 ，但是由于地方性法規屬于立法的范疇， 而自 LLSV(1998)開 始 ，很多學 者 (Pistor2000；沈藝峰等 ，2004；LaPortaeta1．，2006；ojankovet a1．，2008；姜付秀等 ，2008；王鵬 ，2008；Thapaeta1．，2009)對于投資者保護的立 法進行了大量 的定 量化研究 ，因此 其構造方法和思 路完全可以被我們借鑒使用 。該方 法 的基本思 路是 ，預 先設定 投資 者保護程度的相應指標 ，然后逐一核對現有《公司法》、《證券法》以及其他相關法律法規中，是否有與設定指標相關的規定 ，在采用打分制的基礎上，構建一個立法指數來定量反映不同國家 、不同時期的投資者保護立法狀況 。

在整體思路參 照上述立法指數構建方法的基礎上，具體構建過程本文稍作調整 ，鑒于本文中省際剩余公司治理強調的是各地方對現有法律法規的補充和完善 ，為此我們在構建度量指標時，將打分的判定標準確定為是否對現有法律法規有所改進 。具體方法是首先對挑選出來 的地方性法規和條例進行分類，共分為對《公司法》的增補 、對《證券法》的增補、對 國家行政性法規 的增補以及地方規范性文件4類 。考 慮到法律和行政性法規所起效力的不 同，如有對法律進行的修改則分值為 1分 ，而對行政性法規進行的 修改和地方 自行制定的規范性文件則賦值 0．5分 。然后逐條核對每一個法規條款 ，發現對現有 國家法律 法規有所補充 ，并且對投資者保護產生有利影響的 ，記 1分 ，不利影響的扣 1分 ，沒有做出補充 的，記 0分 ；對行政性法規有所補充的以及地方 自行制定的規范性文件 中，對投資者保護產生有利影響的，記 0．5分 ，不利影響的扣 0．5分，沒有做出補充的 ，記 0分 。按照這種思路 ，本 文構建了反映省際剩余公 司治理狀況 的地方性法規指數。 

(3)投資者保護綜合指數 。本文對投資者保護綜合指數 的構建采用 了兩種方法，一種借鑒 Choiand Wong(2007)的思路 ，用每萬人律師數和地方性法規指數之和表示綜合保護指數 ；另一種參考王鵬 (2008)的方法 ，用二者乘積表示綜合保護指數 。實際上，每萬人律師數和地方性法規指數 的構建過程使用的是 截然不同的處理方法 ，二者基本上是獨立的，并不存在相互影響和孰輕孰重 的問題 ，故在本文中使用曲者 乘積所表示的綜合指數進行實證檢驗 ，而將兩者之和表示 的綜合指數用于穩健性檢驗。 

3．控制變量 

影響資本市場發展 區域差異的因素很多 ，基于現有文獻的研究成果 ，本文選取下列變量作為控制變 ：納入計量模型中。 

(1)經濟因素的影響。地 區經濟發展水平對資本流動進而對各地 區資本 市場發展產生較大的影響。一般來說 ，地區經濟發展水平越高 ，該地 區資本 市場規模相應也越大。為控制住經濟因素的影響 ，LLSV (1997)、CullandXu(2005)、王鵬(2008)以及 Hasaneta1．(2009)在論證投資者保護對資本市場發展的影 響時 ，就分別使用了一 國總體經濟規模和經濟增長速度 作為控制變量 。本文 中我們使用人均實 際 GDP 和實際 GDP增長率來考察經濟因素可能產生的影響。 

(2)市場因素的影響。資本市場價格 的波動可能對市場規模和市場寬度指標產生影響。用股票市值 衡量的資本市場規模，隨著股價的變化，各地 區資本市場規模也發生相對變化。同樣，股票價格的波動，也有可能促進或抑制 首次公 開發行 ，從而影響到各地區上市公司的數量 。本文中參考李 朋和劉善存 (2006)的方法 ，使用股票市場波動率作為市場因素的替代變量。 

(3)人口文化素質差異的影響。張維迎和柯榮住 (2002)在研究我 國各省區的社會信任程度對經濟績效的影響以及進一步分析影響信任 的因素時 ，將各地 區教育文化水平作為一個重要的變量加 以分析 。 Hasaneta1．(2009)在探討中國各省區的制度發展 、金融深化對經濟增長的影響時，使用 了中學入學率 用 于控制人力資本投資對各地 區經濟增長的影響。而在本文的分析 中，我們認為一個地 區人 口文化素質 的 高低將決定該地 區投資者的規模 ，進而可能對 資本市場發展 的區域差異產 生影響 ，因此 我們使 用地 區大專以上受教育人 口占比這一變量來控制地區不同的人 口文化素質可能產生的影響。

(4)地理 區位 的影響。區域經濟的發展與地 區所在 的地理 區位有著密切 的關系 ，對于資本市場的區 域發展來說 ，也是如此 。本文將地理 區位大致劃分為東中西部三個部分 ，使用地 區虛擬變量來控制地 理 區位因素的影響。 

(5)時間因素的影響。本文的樣本期間為 1992～2007年，為控制時間因素可能產生 的影 響，我們 使 用了年度虛擬變量進行處理 。各變量具體說明見表 1。 (二 )樣本選取和數據來源 

1．樣本區間 

本研究以我國全國性資本市場形成以來的整個 時間段作為樣本期 ，樣本 區間為 1992—2007年。之所以選取1992年作為數據樣本開始期 ，是因為截至 1991年底 ，在兩市上市的股票總共只有14家 ，尚沒有形成全國性資本市場 ，只是到了1992年 ，國務院證券委和中國證監會的成立，才標志著中國全國性資本市場正式形成。另外到數據處理完成時 ，公開收集的統計數據截至到 2007年 ，因此本文將數據樣本結束 期 選 擇為 2007年 。 

2．資本市場 區域發展指標的數據來源 

數據來源中總市值 、上市公司數 、IPO籌資額 、增發和送 配股籌資額數據來 自GTA數據庫 ，其他數 據 來源于 CCER中國地 區經濟數據庫。 

3．法律執行指標 的數據來源 

每萬人律師數是法律執行的主要代理變量，其中律師人數主要收集自各地統計年鑒(1993—2008年 各期)，零星數據使用各地司法廳或律師協會網站律師查詢數據庫手工計算而得，人口數據來源于CCER中國地區經濟數據庫。而作為替代變量的法律環境指數 和專業律師指數 ，則來 自樊綱 、王小魯 (2007)的 研究成果 ，由于作者于 2001年之后對統計方法和數據處理進行 了修正 ，為保持數據使川的町比性和連續 性 ，本文使用報告 中 2001—2005年問的相關指標數據。

1 主要 變量定義和說明 變量 名稱 變量定義相關研究 地 區經濟證 券 化程度 指標 。等 于地 區個股 的發 股票 總市, 行 總股數 與收盤價的乘積加 總之和 與該地 GDP LLSV(1997)；PistorandXu(2005)； ~L／GDP 比值 。 在分幣種計價的基礎上最 終統 一換 算為《中國資本市場發展 報告》(2008) 以人 民 幣元計價。被 解釋變量。 每百萬人口上市公地區資本市場寬度指標。定義為地 區全 年上 市 LLSV(1997)；Pistorand Xu(2005)；司數公司當年百萬人口。被 解釋 變量。 《中國資本 市場發展報 告》(2008) 衡量各地區從股票市場上融通資金規模 的指標 。 股票市場籌資總額定義為地區全年上市公司 IPO 籌資額、增發 實 PistorandXu(2005)；《中國資本 市場 際募集 資金 和 配股 實際募集 資金三 者總和 的對 發展報告》(2008) 數值 。被解釋 變量。 投 資 者 保護綜合定義為每萬人律師數和地方性法規指數乘積 。 指數 解釋 變量 。ChoiandWong(2006)，王鵬 (2008) 用每萬人律師數作為替代指標 ，定 義為各地 區每 LLSV(1998)，Pistor(2000)，沈藝峰等法律執行萬人 中擁有 的律 師數 (2004)，La Porta etaL (2006)， 。 解釋變量。 DjankovetaL (2008) 省際剩余公司治理指標。用于衡 量各 省 區對 與 LLSV(1998)，Pistor(2000)，沈 藝峰 等 地方性法規指數 投 資者保護相 關的現有 法律 法規 的修 改補 充狀 (2004)，La Porta eta1． (2006)， 況。解釋變量 。 DjankovetaL (2008)各地法律環境指數 法律執行指標 。是 對各 地 區法律 環境 的 綜合度 LLSV(1998) 量指標 ，王鵬(2008) 。 解釋 變量 。 專業律師指數 法律執行指標 。是 對各 地 區法律訴訟質量和法 Culland Xu(2005)，HasanetaL規執行力 的度量指標 。解釋 變量。 (2009) 定義為(地區上年名GDP本 年 國 內生產 總 地 區人 均 實際 GD值環比指本年地區人口)的對數值 ，以 1992 LLSV(1997)，Culland Xu(2005)， 年為基期 Hasaneta1．(2009) 。 用 于衡量地 區經 濟規模的控制變量。 地 區 實 際 經 濟 增 定義為(地區本年實際GDP一上年 實際 GDP)／ 上年 GDP。用于衡量地區經濟增 長速度 的控制 LLSV(1997)陳冬華 等 (2008)，Hasan 長率 變量 efa1．(2009) 。兩個 市場 年度 綜合指數 波動 率的 簡單算術平均股 票市場波動率 值 ，其 中年度指數波動率根據 當年每一 交 易 日指 李朋 、劉 善 存 (2006)、魏 宇、余 怒 濤 數 變動的標準 差計算而得。用 于衡量股 票 市場 (2007) 價 格 波 動 的 控 制 變 量 。 地 區人 口文化 素質 用地 區大專以上受教 育人 口占比作 為替代指標 ，張維 迎、柯榮住 (2002)，Hasaneta1． 控制 變量。 (2O09) 用于控 制地理 區位影響的控制 變量。若處 東部 ， 地 區虛擬 變量 則取值 為 1，否則為 0；若處中部 ，取值為 1，否則 為 0；西部為基準組 。 年度虛擬 變量 用于控 制時間 因素可能產生影響的控制變量 4．省際剩余公 司治理指標的數據來源 地方性法律法規主要來源于中國資訊行一中國法律法規庫 、北大法寶數據庫 以及國家信息中心法律法規庫。從這些數據庫中我們首先搜索 出 1988至 2009年間共計57319件地方性法規 ，然后再以公司、證 一 55 — 投資者保護、剩余公司治理與我國資本市場省 際差異券 、資本 、股票 、上市為關鍵詞 ，搜索出相關法律文件共計175件 ，剔除了1992年之前和2007年之后 的地方性法規和已有法規中與投資者保護不相關的法規共計26件 ，實際進入指數構建的地方性法規 共計149件。 數據處理中有兩點需要說明：第一 ，針對個別省區缺乏全省性 的相關法規 ，而該省同時存在計劃單列市的情況下 ，以計劃單列市的相關法規替代全省的法規 ，如福建省用廈門的數據替代或補充。第二 ，對于 地方性法規 中有到期(失效)的 ，考慮到失效時已被新 的法規所替代 ，新 的法規是在原有法規基礎上的進一步完善 ，所 以盡管失效我們仍然認為其原本產生的對投資者保護的影響不會發生逆 向變化。5．控制變量的數據來源其中，人均實際 GDP、實際 GDP增長率以及股票市場加權指數數據來源于 CCER中國地 區經濟數據 庫 ，地區大專以上受教育人口占比數據來源于中國人口統計年鑒 (1993—2008年各 期)和各地統計年鑒 (1993～2008年各期)。 (三)研 究方法和計量模型 本文數據類型屬于典型 的面板數據 ，我們采用以下兩種計量方法來進行估計 。首先我們在 Hausman 檢驗拒絕了隨機效應模型的基礎上 ，選擇使用變截距的固定效應模型(fixedeffectsmodels)進行估計，而對面板數據常用的似然不相關 回歸(Seeminglyunrelatedregressionmodels)方法 ，由于本文樣本數據橫截 面單元較多而時間序列長度較短 ，使用似然不相關法可能導致殘差的相關性 系數矩 陣退化為奇異陣 ，而 使得該方法可能失效 ，因此我們放棄使用。我們構建如下基本回歸方程 ： CMir=ot+盧1LE打+ 2IRCG +盧3C f+ f+1，f+ 打 (1) 其 中，CMi,表示地區 i在 t年的資本市場發展變量 ，分別用地區經濟證券化程度 、上 市公 司數 占人 口 比重和地區證券市場融資規模三個指標來度量 ，LE表示地 區 i在 t年的法律執行變量 ，IRCG 為地區 i在 t年的地方性法規指數 ，cv,為控制變量 ， 表示截面個體效應虛擬變量 ，v表示時間效應虛擬變量 ，而 則表示隨機干擾項。 其次 ，考慮到現有數據中部分省份存在較多年份 的缺失值 ，且存在時間維度短、區域維度長的特征 ， 以及解釋變量可能存在的內生性和時不變省份特征可能與解釋變量相關等 ，將會使 固定效應模型得到的 參數估計值是一有偏的、非一致的估計量 ，我們進一步采用 ArellanoandBond(1991)提出的動態 面板 廣義矩估計法(GMM)對模型進行估計 。我們遵循 經驗應用 中通常使用 的一步 GMM 估計方法 (Bond， 2002)，并且由于一步系統廣義矩估計(one—stepsystem GMM)(ArellanoandBover，1995；Blundelland Bond，1998)利用了比一步差分廣義矩估計 (one—stepdifferenceGMM)更 多的信息 ，可以有效控制某些 解釋變量的內生性問題 ，通過將弱外生變量的滯 后項作為工具變量納入估 計方程 ，從而獲得一致性估計 ，其估計結果更有效 ，故我們選擇使用 一步 系統 GMM 方法進行估計 。盡管 GMM 要求有較大的樣本量 ，而本文數據存在部分省份較多年份的缺失值 ，這使得 GMM 估計的有效性有所 降低 ，但多數 回歸均通 過了薩根差 (difference—in—Sargan)檢驗 ，從而可以支持我們使用該方法。在引入 因變量 的滯后項后 ，我 們得到如下估計模型 ： CM = +盧lCM 一l+盧2LE“+盧3IRCGfr+ c f+ f+Vf+ “ (2) 此外 ，我們用混合 OLS來檢驗各種控制變量在沒有投資者保護參與的情況下對資本市場發展的影 響 ，和固定效應 回歸一樣 ，方差經過 Robust調整 ，以增強統計推斷的穩健性。考慮到篇幅限制 ，實證 中年 度虛擬變量的結果均沒有匯報。

六、實證 結果分析

(一)變量的基本描述

給出了樣本各變量的描述性統計結果 ，從中我們可以看出，第一 ，經過l6年的發展 ，各省區資本 ，南方經濟2012年第 3期 市場在規模上存在顯著的差異 。從地方經濟證券化程度指標看 ，全樣本平均值為 0．346，而標準差卻達到 了0．894，幾乎為均值的3倍 ；從每百萬人口上市公司數看，均值為 1．160，但標準差卻為1．899，也超過均值將近1倍 ；股票市場籌資總額在各地區表現出較為明顯的差 異 ，全樣本均值為2．571，而標準差為 1．509。第二 ，投資者保護在各省區間也存在較為顯著 的差異。投資者保護綜合指數全樣本均值為 58．857，而標準差將近是其 2倍 ，達到 95．731；用每萬人律師數 衡量的法律執行均值為 0．898，而標準 差卻 為 1．147，說明各地司法執行程度存在顯著的差別 ；地方性法規指數均值為 1．170，標準差為 1．081，雖然相差不大 ，但仍可以說明各省區在地方性法規建設上也存在一定程度的差異 。 進一步對各變量間的相關性進行分析，我們發現衡量投資者保護的各個變量對資本市場規模表現出 顯著的相關性 。  

七、結論

本文在法金融學研究框架下定性研究 了我 國各省區投資者保護對資本市場發展省 際差異 的影響 ，并通過各省區 1992～2007年面板數據 ，對二者關系進行了實證檢驗 ，全文共得出三個方面的主要結論 ： 

第一、投資者保護是形成我國資本市場發展省際差異 的重要原因之一 。與經濟發展水平、金融政策變遷、社會文化程度 、要素稟賦結構 以及地理區位等因素對我國資本市場省際差異的影 響所不同的是 ，投 資者保護通過制定和實施一系列制度規則來約束和懲治各種掠奪行為，保護處于弱勢地位的外部投資者的利益 ，從而提振投資者信心 ，促進資本市場發展。各省 區投資者保護程度的不 同，通過其對資本市場規 模、市場主體結構 、市場活躍程度的作用機制，形成了我 國資本市場的省際差異 。在控制了經濟發展等一 系列影響因素之后 ，本文的實證結果支持這一結論。

第二、司法是產生我國各地區投資者保 護程度不 同的主要原 因，其對資本市場省際差異產生顯著影 響。司法的不獨立性決定 了其在對法律具體執行時 ，受各地區經濟發展水平、行政化程度 和地方化程度 的嚴重制約 ，因此作為投資者保護主要組成的司法的地 區性差異造成 了投資者保護 的區域性差 異 ，進而 通過作用于資本市場規模、市場主體結構 、市場活躍程度的各種機制 ，形成了資本市場發展的區域差異 。 本文的實證結果表明司法對資本市場省際差異的影響是顯著的。 

第三、省際剩余公司治理也是導致我國各地 區投資者保護程度不同的原因，進 而也對資本市場發展 區域差異產生影響。以地方性法規為代表的省 際剩余公 司治理 ，是對一般性法律法規 的補充和完善 ，其頒布和實施融合 了各地區發展 的特質性 因素 ，因此作為投資者保護主要組成的立法因素 的體現 ，省際剩 余公 司治理的不同必然造成投資者保護在各地區間產生差異，也因此對資本市場發展的區域差異產生影響 ，但從 目前 中國實際狀況看，這一 因素 的影響是有 限的。本文的實證結果表 明現階段我 國省際剩余公 司治理對資本市場省際差異的影響并不確定。

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