|
90年代以后,證券交易所面臨的競爭日趨激烈,在這種背景下,各國證券交易所開始了公司制改革。盡管大多數證
券交易所對公司制改革的影響做出了積極的評價,但迄今為止尚沒有交易所市場績效改善的證據支持。本文通過分析得出如下
結論:
●公司制改革促進了證券交易所市場績效的改善
●公司制改革提高了交易所對需求變化的反應速度
●公司制交易所在產品創新等方面的力度得到加強
●公司制交易所可使股東與交易所的利益一致化
交易所公司制改革的市場績效檢驗
1、樣本的選取
本文擬選取歐盟區13家證券交易所1990年至2000年的數據構建一個時間序列和橫截面數據的混合樣本(t
ime-seriescross-sectionpooledsample),考察公司制改革對證券交易所市場績效的
影響。歐盟目前有15個成員國。在選取樣本時,每個成員國選取一家最主要的證券交易所。由于無法查找到雅典、愛爾蘭、
里斯本證券交易所90年代初期的交易數據,所以將這3家交易所剔除。同時,由于挪威奧斯陸證券交易所數據比較完整,且
與歐盟聯系緊密,故將奧斯陸證券交易所納入樣本范圍內(見表1)。
2、市場績效指標的選取
衡量證券交易所的績效指標包括成交金額、成交量、成交筆數、市值、上市公司數量、掛牌交易證券數量、證券交易
所收入和利潤等等,其中成交金額是最重要的衡量指標,因為撮合完成交易金額的規模決定了證券交易所其他的指標,是衡量
一家交易所在市場中地位的重要指標,而且不同證券交易所之間的成交金額有一定的可比性。因此本文選取的考察證券交易所
市場績效的指標,主要集中在交易方面,即將各交易所完成交易金額和交易量作為市場績效指標。
3、模型
本文構造一個公司制改革對證券交易所市場績效影響的回歸分析模型,以判別公司制改革對證券交易所市場績效的影
響是否在統計上有顯著性。分析采用13家證券交易所1990年至2000年間共11年的年度數據。方程中的被解釋變量
是樣本證券交易所在樣本期間內的市場績效指標,解釋變量包括一個代表公司制改革的虛擬變量和一個時間趨勢變量,該變量
是用于控制其他市場因素的影響。
樣本證券交易所之間由于歷史的原因,交易規模一直存在很大的差異,而且由于統計口徑的不同,樣本證券交易所之
間應該存在十分顯著而穩定的組間差。為此,在這里采用混合樣本回歸分析中的LSDV(LeastSquaresDum
myVariable)模型,對不同的證券交易所設置不同的常數項,使不同交易所之間的組間差用不同常數項來控制。
回歸分析方程設置如下:
Yit＝α1AMSTE＋α2BRUSL＋k＋α13VIENA＋β1DEMUTUAL＋β2TIME
其中:Yit是第I家證券交易所在t年的市場績效指標,成交金額指標的單位是百萬美元,成交量指標的單位是千
股；AMSTE、BRUSL、......VIENA等是虛擬變量,當樣本點是阿姆斯特丹交易所的觀測值時,AMST
E就取值為1,其他虛擬變量取值為0,當樣本點是布魯塞爾交易所的觀測值時,BRUSL就取值為1,其他虛擬變量取值
為0,依次類推；DEMUTUAL也是虛擬變量,當樣本點是公司制交易所時取值為1,若不是公司制交易所時取值為0
；TIME為時間趨勢變量,用樣本點的觀測年份表示。
根據上述方程,分別用正常形式和對數形式進行回歸,績效指標選用成交金額,得到方程擬合度和顯著度(見表2)
。
從表中對比可見,對數形式無論是方程的擬合度,還是方程的顯著度都要優于正常的線性形式,所以方程選用對數形
式。
在對數形式的方程中,如果不采用LSDV模型,而采用統一常數項的模型,那么R2＝0.196。構造檢驗值F
(n-1,nT-n-K)注1,檢驗樣本證券交易所之間的組間差是否顯著。其中,n為樣本證券交易所數量,T為樣本時
間跨度,K為解釋變量個數,R2u為LSDV模型的R2值,R2p為統一常數項模型的R2值。在此處F(12,128
)＝2133.33＞2.184,表明混合樣本組間差在統計上是顯著的,因此在此處采用LSDV模型是適宜的。
4、回歸結果
采用對數形式LSDV模型,對樣本數據回歸分析的結果見表3。
表3報告了1990年至2000年間歐盟區證券交易所公司制改革對市場績效的影響,表中公司化改革虛擬變量系
數為1.513,t值為8.874,表明公司制改革對交易所成交金額存在統計上顯著的積極影響。而以樣本交易所199
0年至2000年間的成交量指標作為市場績效指標來分析,LSDV模型的回歸結果也表明公司制改革對交易所的成交量存
在統計上顯著的積極影響。
通過對歐盟區13家證券交易所1990年至2000年市場績效的實證分析,結果顯示歐盟區證券交易所實施的公
司制改革對提高證券交易所的成交金額和成交量都有顯著的積極影響,公司制改革措施促進了證券交易所市場績效的改善。
公司制改善證券交易所績效的原因
歐盟區內交易所公司制的改革之所以能夠改善交易所的績效,增強交易所的市場競爭力,原因應該是多方面的,但在
以下三個方面,公司制改革確實起到了非常直接的作用。
1、公司制改革改變了交易所決策的機制,提高了交易所對市場和客戶需求變化的反應速度。
隨著交易所之間的競爭日趨激烈,交易所決策對市場變化的反應是否快捷,將會直接決定交易所的市場份額。傳統的
會員制交易所是由一些主要的會員經紀商影響決策,在涉及交易所重要的制度變革時,會員不僅會將自身利益凌駕于交易所利
益之上,而且不同會員利益之間的協調也會大大拖延交易所做出決策的時間。
2、公司制交易所在技術投資、產品創新、市場營銷等方面的力度得到加強。
公司制改革帶來的最突出變化體現在,證券交易所改變了會員制下僅僅是會員利益延伸的傳統定位,徹底擺脫了會員
利益對證券交易所發展的制約,獲得了服務于股東利益的獨立地位,表現出更加積極進取的發展趨勢,這集中體現在技術投資
、產品創新、市場營銷等方面。
3、通過公司制改革,可以將對交易所未來發展具有十分重要作用的市場參與者和戰略投資者納入股東的隊伍,從而
使之與交易所的利益一致化。
由于電子化交易技術和市場競爭的影響,現代證券交易所的發展不僅僅是依靠會員,而且還要依靠范圍更廣的其他市
場參與者。證券交易所公司制改革可以突破會員制在所有者范圍上的限制,可以將其他對交易所發展有重要作用的市場參與者
和戰略投資人引入到股東隊伍,共同分享證券交易所發展的成果,從而留住這些對交易所至關重要的市場參與者和戰略投資者
。例如瑞典斯德哥爾摩證券交易所1993年改制時,按照50∶50的比例向會員和發行人分配股份；丹麥哥本哈根證券交
易所1996年改制時,按照60∶20∶20的比例向會員、股票發行人、債券發行人分配股份；荷蘭阿姆斯特丹證券交易
所1996年改制時,向會員、機構投資者和發行人分配股份。德國交易所2001年初則利用首次公開發行股票的機會,為
了配合德國交易所國際化戰略,新股重點針對海外金融機構,為德國交易所的海外業務拓展建立股東基礎。
注1(R2u-R2p)/(n-1)F(n-1,nt-n-K)＝--------------------
------------(1-R2u)/(nT-n-K)
表2不同形式的方程擬合度和顯著度對照表形式RR2調整后的R2F正常形式0.8290.6870.6532
0.049對數形式0.9980.9960.9952168.278說明：因為其他變量都是虛擬變量,故對數形式方程
如下：lnYit＝α1AMSTE＋α2BRUSL＋k＋α13VIENA＋β1DEMUTUAL＋β2lnTIM
E
表113家樣本證券交易所公司制改革情況樣本序號樣本證券交易所公司制改革時間1阿姆斯特丹1997年2布魯
塞爾2000年3哥本哈根1996年4德國1992年5赫爾辛基1995年6意大利1997年7倫敦2000年8盧森
堡尚未改制9馬德里尚未改制10奧斯陸2000年11巴黎2000年12斯德哥爾摩1993年13維也納1998年
表3公司制改革對交易所成交金額影響的分析結果a回歸方程：lnYit＝α1AMSTE＋α2BRUSL＋k
＋α13VIENA＋β1DEMUTUAL＋β2lnTIME系數標準差標準化系數t值系數的顯著度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、被解釋變量：LNVALUEb、解釋變量BRUSSELS與其他14個解釋變量之間存在共線性關系,被剔除
,在這里其系數用0表示
 股票短信一問一答，助您運籌帷幄決勝千里！
|
