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90年代以后,证券交易所面临的竞争日趋激烈,在这种背景下,各国证券交易所开始了公司制改革。尽管大多数证
券交易所对公司制改革的影响做出了积极的评价,但迄今为止尚没有交易所市场绩效改善的证据支持。本文通过分析得出如下
结论:
●公司制改革促进了证券交易所市场绩效的改善
●公司制改革提高了交易所对需求变化的反应速度
●公司制交易所在产品创新等方面的力度得到加强
●公司制交易所可使股东与交易所的利益一致化
交易所公司制改革的市场绩效检验
1、样本的选取
本文拟选取欧盟区13家证券交易所1990年至2000年的数据构建一个时间序列和横截面数据的混合样本(t
ime-seriescross-sectionpooledsample),考察公司制改革对证券交易所市场绩效的
影响。欧盟目前有15个成员国。在选取样本时,每个成员国选取一家最主要的证券交易所。由于无法查找到雅典、爱尔兰、
里斯本证券交易所90年代初期的交易数据,所以将这3家交易所剔除。同时,由于挪威奥斯陆证券交易所数据比较完整,且
与欧盟联系紧密,故将奥斯陆证券交易所纳入样本范围内(见表1)。
2、市场绩效指标的选取
衡量证券交易所的绩效指标包括成交金额、成交量、成交笔数、市值、上市公司数量、挂牌交易证券数量、证券交易
所收入和利润等等,其中成交金额是最重要的衡量指标,因为撮合完成交易金额的规模决定了证券交易所其他的指标,是衡量
一家交易所在市场中地位的重要指标,而且不同证券交易所之间的成交金额有一定的可比性。因此本文选取的考察证券交易所
市场绩效的指标,主要集中在交易方面,即将各交易所完成交易金额和交易量作为市场绩效指标。
3、模型
本文构造一个公司制改革对证券交易所市场绩效影响的回归分析模型,以判别公司制改革对证券交易所市场绩效的影
响是否在统计上有显著性。分析采用13家证券交易所1990年至2000年间共11年的年度数据。方程中的被解释变量
是样本证券交易所在样本期间内的市场绩效指标,解释变量包括一个代表公司制改革的虚拟变量和一个时间趋势变量,该变量
是用于控制其他市场因素的影响。
样本证券交易所之间由于历史的原因,交易规模一直存在很大的差异,而且由于统计口径的不同,样本证券交易所之
间应该存在十分显著而稳定的组间差。为此,在这里采用混合样本回归分析中的LSDV(LeastSquaresDum
myVariable)模型,对不同的证券交易所设置不同的常数项,使不同交易所之间的组间差用不同常数项来控制。
回归分析方程设置如下:
Yit＝α1AMSTE＋α2BRUSL＋k＋α13VIENA＋β1DEMUTUAL＋β2TIME
其中:Yit是第I家证券交易所在t年的市场绩效指标,成交金额指标的单位是百万美元,成交量指标的单位是千
股；AMSTE、BRUSL、......VIENA等是虚拟变量,当样本点是阿姆斯特丹交易所的观测值时,AMST
E就取值为1,其他虚拟变量取值为0,当样本点是布鲁塞尔交易所的观测值时,BRUSL就取值为1,其他虚拟变量取值
为0,依次类推；DEMUTUAL也是虚拟变量,当样本点是公司制交易所时取值为1,若不是公司制交易所时取值为0
；TIME为时间趋势变量,用样本点的观测年份表示。
根据上述方程,分别用正常形式和对数形式进行回归,绩效指标选用成交金额,得到方程拟合度和显著度(见表2)
。
从表中对比可见,对数形式无论是方程的拟合度,还是方程的显著度都要优于正常的线性形式,所以方程选用对数形
式。
在对数形式的方程中,如果不采用LSDV模型,而采用统一常数项的模型,那么R2＝0.196。构造检验值F
(n-1,nT-n-K)注1,检验样本证券交易所之间的组间差是否显著。其中,n为样本证券交易所数量,T为样本时
间跨度,K为解释变量个数,R2u为LSDV模型的R2值,R2p为统一常数项模型的R2值。在此处F(12,128
)＝2133.33＞2.184,表明混合样本组间差在统计上是显著的,因此在此处采用LSDV模型是适宜的。
4、回归结果
采用对数形式LSDV模型,对样本数据回归分析的结果见表3。
表3报告了1990年至2000年间欧盟区证券交易所公司制改革对市场绩效的影响,表中公司化改革虚拟变量系
数为1.513,t值为8.874,表明公司制改革对交易所成交金额存在统计上显著的积极影响。而以样本交易所199
0年至2000年间的成交量指标作为市场绩效指标来分析,LSDV模型的回归结果也表明公司制改革对交易所的成交量存
在统计上显著的积极影响。
通过对欧盟区13家证券交易所1990年至2000年市场绩效的实证分析,结果显示欧盟区证券交易所实施的公
司制改革对提高证券交易所的成交金额和成交量都有显著的积极影响,公司制改革措施促进了证券交易所市场绩效的改善。
公司制改善证券交易所绩效的原因
欧盟区内交易所公司制的改革之所以能够改善交易所的绩效,增强交易所的市场竞争力,原因应该是多方面的,但在
以下三个方面,公司制改革确实起到了非常直接的作用。
1、公司制改革改变了交易所决策的机制,提高了交易所对市场和客户需求变化的反应速度。
随着交易所之间的竞争日趋激烈,交易所决策对市场变化的反应是否快捷,将会直接决定交易所的市场份额。传统的
会员制交易所是由一些主要的会员经纪商影响决策,在涉及交易所重要的制度变革时,会员不仅会将自身利益凌驾于交易所利
益之上,而且不同会员利益之间的协调也会大大拖延交易所做出决策的时间。
2、公司制交易所在技术投资、产品创新、市场营销等方面的力度得到加强。
公司制改革带来的最突出变化体现在,证券交易所改变了会员制下仅仅是会员利益延伸的传统定位,彻底摆脱了会员
利益对证券交易所发展的制约,获得了服务于股东利益的独立地位,表现出更加积极进取的发展趋势,这集中体现在技术投资
、产品创新、市场营销等方面。
3、通过公司制改革,可以将对交易所未来发展具有十分重要作用的市场参与者和战略投资者纳入股东的队伍,从而
使之与交易所的利益一致化。
由于电子化交易技术和市场竞争的影响,现代证券交易所的发展不仅仅是依靠会员,而且还要依靠范围更广的其他市
场参与者。证券交易所公司制改革可以突破会员制在所有者范围上的限制,可以将其他对交易所发展有重要作用的市场参与者
和战略投资人引入到股东队伍,共同分享证券交易所发展的成果,从而留住这些对交易所至关重要的市场参与者和战略投资者
。例如瑞典斯德哥尔摩证券交易所1993年改制时,按照50∶50的比例向会员和发行人分配股份；丹麦哥本哈根证券交
易所1996年改制时,按照60∶20∶20的比例向会员、股票发行人、债券发行人分配股份；荷兰阿姆斯特丹证券交易
所1996年改制时,向会员、机构投资者和发行人分配股份。德国交易所2001年初则利用首次公开发行股票的机会,为
了配合德国交易所国际化战略,新股重点针对海外金融机构,为德国交易所的海外业务拓展建立股东基础。
注1(R2u-R2p)/(n-1)F(n-1,nt-n-K)＝--------------------
------------(1-R2u)/(nT-n-K)
表2不同形式的方程拟合度和显著度对照表形式RR2调整后的R2F正常形式0.8290.6870.6532
0.049对数形式0.9980.9960.9952168.278说明：因为其他变量都是虚拟变量,故对数形式方程
如下：lnYit＝α1AMSTE＋α2BRUSL＋k＋α13VIENA＋β1DEMUTUAL＋β2lnTIM
E
表113家样本证券交易所公司制改革情况样本序号样本证券交易所公司制改革时间1阿姆斯特丹1997年2布鲁
塞尔2000年3哥本哈根1996年4德国1992年5赫尔辛基1995年6意大利1997年7伦敦2000年8卢森
堡尚未改制9马德里尚未改制10奥斯陆2000年11巴黎2000年12斯德哥尔摩1993年13维也纳1998年
表3公司制改革对交易所成交金额影响的分析结果a回归方程：lnYit＝α1AMSTE＋α2BRUSL＋k
＋α13VIENA＋β1DEMUTUAL＋β2lnTIME系数标准差标准化系数t值系数的显著度BStd.Err
orBetaSig.Amsterdam1.459.330.0364.424.000BRUSSELS0bCope
nhagen-.148.332-.004-.445.657GERMANY2.513.349.0627.195.
000HELSINKI-.925.336-.023-2.755.007ITALY1.348.330.0334.
086.000LONDON4.145.327.10312.692.000Luxembourg-3.358.32
7-.083-10.270.000MADRID1.780.327.0445.443.000OSLO.205.3
27.005.629.531PARIS2.561.327.0647.842.000Stockholm.465.
344.0121.352.179VIENNA-1.021.328-.025-3.114.002LNTIME1.
294.030.87942.466.000DEMUTUALIZATION1.513.170.0748.874.
000a、被解释变量：LNVALUEb、解释变量BRUSSELS与其他14个解释变量之间存在共线性关系,被剔除
,在这里其系数用0表示
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