中国股市的内幕

史永东、蒋贤锋：中国股票市场内幕交易的实证分析 1

如果你是一名股民，如果你还在迷茫，如果你心中充满疑问，如果如果…… 一定要下载下来这篇文章，看完后会让你成长的。中国股市血淋淋的绞肉机……

中国股市内幕

中国股市“之所以只有老百姓赔钱，是因为中国同一张股票具有不同的价格，国家一个价格，企业一个价格，外国人一个价格，中国老百姓一个价格，其间相差十几倍，比如中国石油，外资购买价格是1块多人民币，中国百分之一运气好的人抽签价格是16.7元人民币，百分之九十九的老百姓平均购买价格是三、四十元，至于那些通过国企私有化改革到手的法人股（大小非），干脆就没花钱。银行类也是这样，兴业银行股票的外资购买价格是2元多人民币，国内百分之一老百姓抽签价格是16元，百分之九十九中国老百姓的购买价格是四、五十元。也就是说，只要中国石油股票不跌到一元钱，兴业银行股票不跌到2元钱，外国人就不会赔钱，可是一旦跌到这个价格，中国老百姓早就死了几个轮回了。本国老百姓购买本国股票的价格是外资购买价格的十几倍几十倍，这是包括非洲在内的任何国家都没有过的现象，也是人类历史上绝无仅有的现象。老百姓购买价格之所以高出十几倍几十倍，是当初国家承诺只有老百姓手里的高价股能够上市流通买卖，其它所有低价股不能上市流通买卖，也就是说，中国老百姓高价购买的实际上是上市流通权。在所谓股权分置改革之前，这种同股不同价的现象虽然不合理，但是至少没有形成一部分富人和外资对广大股民的公开掠夺。所谓股权分置改革，就

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是国家违背承诺，允许所有股票统统上市流通，富人和外资的低价股与老百姓的高价股都按照一个价格买卖，这无异于是把老百姓账户上的钱直接划拨给富人和外资，于是老百姓的灾难就开始了。富人和外资天天欢天喜地抛售股票（即所谓减持），由于他们手里的低价股超过市场总数的三分之二，随着富人和外资的抛售，股票价格就天天下跌，中国石油已经跌去了近百分之七十，兴业银行已经跌去了近百分之六十，世界历史上的股灾也不过如此。 由于这是老百姓单方面的股灾，富人和外资与此同时仍然在大发其财，价格48元的中国石油只要不跌破1元钱，价格70元的兴业银行只要不跌破2元钱，外资就仍然在赚钱。中国老百姓购买价格高于外资十几倍几十倍的强制规定，决定了无论股市怎么跌富人和外资都赚钱、只有老百姓赔钱的独特市场现象。这就是为什么所有外资在中国市场上都能成百上千亿地赚钱，唯独中国老百姓赔钱的根本原因，这也是为什么美国金融机构在中国市场上赚钱而在美国市场上赔钱的根本原因。”（来源：hb阳光的空间）——这样的股市不是“榨血机”还能是什么？富人和外资赚的钱，直接就是老百姓赔的钱。

股市原本是一种企业集资的良好工具，可以把老百姓手中分散的积蓄汇集到一起而形成强大的资本，既帮助企业发展，又让老百姓有可能通过股市投资分享经济发展的红利。这原本可以有效地推动中国的经济建设，利国又利民。但是掌握中国股市权力的一些官僚，却监管自盗，通过改变股市应有的规则，暗中设置有利于“自己人”和“外国老爹”的潜规则还不够，最后干脆浮出水面成为强盗规则。从而使原本可以利国利

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民的中国股市变成了一架“榨血机”，让“外国老爹”和“自己人”用它做工具直接榨取中国老百姓的血汗来供他们吃喝。

所谓天作孽，犹可存；自作孽，不可活。中国发生的巨大金融灾难和目前正在发生的股市灾难，的确与这种流氓文化有关。大家想想看，美国爆发战后最大的金融危机，股市下跌也不过百分之十几，可现在中国一天绝大多数股票就下跌百分之十。越南股市下跌百分之六十就被认为是震动世界的金融动荡，可中国股市同样下跌超过百分之五十，却认为十分正常。美国投资者赔钱不过十分之一，政府就全力救市，越南投资者赔钱超过一半就引起整个世界关注，而中国投资者赔钱又何止一半，去年到现在多数股票下跌超过三分之二，却没有任何人承认更无人呼吁关注中国股灾。为什么？因为美国股市和越南股市下跌是大家都赔钱，唯独中国股市下跌只有老百姓赔钱，既然只有老百姓赔钱，自然就没有人关注了。

下面就带你了解一下内幕交易的实际操作

中国股票市场内幕交易的实证分析

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中国股票市场内幕交易的实证分析

史永东 蒋贤锋

（东北财经大学金融学院和金融工程研究中心，大连，116025）

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内容摘要：本文以我国股票市场历史上所有发生过内幕交易的股票为样本，分析了我国股票市场内幕交易的特征，从内幕交易对股票价格的影响、内幕交易者的超常收益（非法所得）、内幕交易对交易过程中信息不对称的影响等几个方面对内幕交易进行了实证分析，并以正确判别内幕交易为首要目标、兼顾对内幕交易事件的正确判别率为原则，建立了内幕交易的判别体系。最后，给出了防范内幕交易的政策建议。

关键字：内幕交易；非法所得；信息不对称；判别体系。 JEL分类：C22，C35，G14，K20。

Empirical Analysis of the Insider Trading in Chinese Stock Market

Abstract: With the samples of stocks which has experienced insider trading in Chinese security market, this article analysis the current characteristics of the insider trading in Chinese security market. It makes empirical description of the insider trading in the follows: the effect of insider trading on the stock price, the abnormal return or disgorgement of insider traders, the impact of insider trading on the information asymmetry in trading. Based on the principle that attaches the first importance to the correct ratio of discriminating the insider trading and also care for the ratio of discriminating the Non-Insider-Trading, we set up a discriminant system. At the last, we develop the policy suggestions against the insider trading

Key Words: Insider Trading, Disgorgement, Information Asymmetry, Discriminant System. JEL: C22, C35, G14, K20.

作者简介：史永东，男，1968年生，东北财经大学金融学院教授，经济学博士，东北财经大学金融工程研究中心主任，第八届霍英东青年教师基金和东北财经大学首届青年杰出学者和第三届杰出学者称号获得者。早年毕业于吉林大学，获得理学硕士学位。近几年，先后在《经济研究》和《世界经济》等国内外学术杂志上发表学术论文30多篇，其中2篇论文被SCI检索，出版专著1部，承担国家自然科学基金、国家社会科学基金和霍英东青年基金等多个项目。主要研究方向：资本市场与金融工程；蒋贤锋，男，东北财经大学金融学院和金融工程研究中心研究生。

联 系 人：史永东

电 话：0411-4712805 电子信箱：ydshi@263.net

通信地址：大连东北财经大学金融学院 邮政编码：116025

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本文得到了霍英东第八届青年教师基金和上证联合研究第八期研究计划的资助，特此致谢。作者还感谢西安交通大学汪贵浦博士提供的博士论文。本文不代表任何机构的观点，其中的错误由作者负全责。

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中国股票市场内幕交易的实证分析

史永东 蒋贤锋

（东北财经大学金融学院和金融工程研究中心，大连，116025）

1 引言

郑顺炎（2002）在其所著的《证券内幕交易规制的本土化研究》中这样写到：“现在在股票市场上投机钻营的人们更是对此（内幕交易）趋之若鹜，关系→内幕信息→赚钱，它已经成为许多投资者奉行的标准游戏模式。”由此可见，内幕交易在我国股票市场的猖獗。但是，在一部分人反对内幕交易的同时，另一部分人对内幕交易却持赞同的观点。由于历史、文化、经济、制度及法律等各方面的原因，查处和防范内幕交易变得非常困难（杨亮，2001）。如果以被查出的内幕交易股票为单位，那么截至2003年4月底，证监会仅查处了11起内幕交易案1，而作为内幕交易处罚的仅有9起。

目前，查处和监管内幕交易面临的主要问题有：（1）内幕交易能否影响股票价格（平均价格和价格的波动性）；（2）如何判断内幕交易者使用的信息是重大的或者如何测量内幕交易者的非法所得；（3）内幕交易对市场公平性有何影响。同时，对这些问题的不同回答，也是理论界争论的焦点。支持者认为，内幕交易会使股票价格上升、提高市场效率，并有可能使非内幕信息者获利；而反对者认为，内幕交易有可能增加股票价格的波动性，破坏市场的公平性。为此，我们将针对中国的证券市场，从实证的角度给出以上问题的答案，从而对监管层在有关内幕交易的规则制定方面提供辅助依据。

由于我国相关法律对传统内幕人员采取“全部封杀”的做法（顾肖荣，1994），我国内部人交易缺乏有效的数据，这使得内幕交易的实证研究相对缺乏（汪贵浦，2002）。因此，侧重于实证研究是本文与以往研究的一个主要区别。此外，和以往的研究相比，本文还具有如下的特点和创新：（1）在原始数据方面，本文在汪贵浦（2002）的基础上对我国证券市场上的内幕交易案例进行了进一步的调查、整理，它将对进一步研究我国股票市场上的内幕交易提供了原始的第一手资料；（2）在分析方法及结论方面，本文从以发生过内幕交易的股票为样本研究了内幕交易对股票价格的影响，采用PPD（Potential Probability Disgorgement, Minenna, 2003）方法测量了内幕交易者的超常收益或非法所得，采用LMSW（Llorente at el., 2001）方法和事件研究思想相结合的方法测量了内幕交易对交易过程中的信息不对称的影响；此外，我们还在汪贵浦（2002）的基础上细化了内幕交易的判别体系，在极大提高对内幕交易的正确判别率的同时也提高了对非内幕交易的正确判别率，在此基础上，提出监管层在具体的监管工作中可以灵活地运用该判别体系。

本文其他部分结构如下：首先，我们对与本文议题相关的主要文献进行了简短回顾；其次，我们从违规主体人、主要内幕信息、与之相关的违规事实和违规者所受的主要处罚等几个方面介绍了我国股票市场内幕交易的现状；再次，我们从内幕交易对股票价格及其波动性的影响、内幕交易者的超额收益（或队内幕交易交易者非法所得的确定）、内幕交易对交易过程中信息不对称的影响等方面进行了分析；然后，我们以Logistic模型对内幕交易建立了判别模型；最后，我们进行了简短的总结，并在本文结论的基础上和蒋贤锋、史永东等（2003）的基础上提出了 1

查处的内幕交易案包括按照内幕交易相关规定处罚的案例，以及没有按照内幕交易处罚但是证监会的公告文件中已经表明该案是内幕交易的案例，譬如证监会公告中出现了类似利用内幕信息的事实（600758、000508）。

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适合我国国情的防范内幕交易的政策建议。

2 文献综述

内幕交易不仅受到经济学家的关注，而且还引起法学家、历史学家和伦理学家的注意，因此有关内幕交易的文献是如此之多，即使仅着眼于经济学2的范畴，本章也不可能对其进行详细地阐述。所以，我们仅从与本课题密切相关的三个方面进行综述：（1）内幕交易对证券价格的影响；（2）内幕交易者的超常收益以及（3）内幕交易过程中的信息不对称。

1. 如果内幕交易在不提高股票价格的同时能增加股票价格的波动性（以方差衡量），那么毫无疑问内幕交易应该受到禁止；如果内幕交易在提高股票价格的同时却没有使股票价格的波动性增加，那么内幕交易则不应该受到禁止。但是，当内幕交易既提高了股票价格又增加价格的波动性时，内幕交易是否应该被禁止就成为一个非常复杂的问题。

Leland（1992）、Repullo（1999）及蒋贤锋、史永东（2003）对这个问题从理论上进行了深入的分析。Leland从一个理性预期模型出发，认为内幕交易将提高股票的平均价格，同时在正常情况下股票价格的波动性也会增加。虽然总体的福利变化对内幕交易的反映不是确定的，但是Leland从总体上认为内幕交易应该被禁止。Repullo进一步扩展了Leland的模型，考虑了风险中性的内部人、噪声交易下的不确定性、实物投资早于股票交易及内幕交易发生在二级市场的情况，结果显示，当内部人是风险厌恶的并且有多个内部人的情况下，结论与Leland（1992）的一致；但是如果内部人是风险中性的或实物投资早于股票交易时，内幕交易对股票平均价格没有影响，但能使价格的波动性增加3。蒋贤锋、史永东（2003）在Leland（1992）、Repullo（1999）和Madhavan（1992）工作的基础上，研究指令驱动型机制下内幕交易对股价的影响，发现当噪声交易导致的不确定性非常小时，内幕交易不能改变股票的平均股价，但是能使价格的波动性增加。

从实证研究方面，Bhattacharya and Daouk（2002）、Du and Wei（2003）对内幕交易进行了广泛的国际比较研究。Bhattacharya and Daouk从股权成本的角度出发，认为实施对内幕交易的起诉将会导致股票价格的上升、股权成本的下降，这从一个侧面反映了内幕交易会导致价格的下降。Du and Wei采用与Bhattacharaya and Daouk不同的方法来衡量内幕交易的程度，认为内幕交易导致了股票价格波动性的增加。值得注意的是，这些实证研究的样本并不是真正的内幕交易股票，而是以某种方法测量的内幕交易程度。

2. 如果内幕交易能够改变股票价格，那么内幕交易者能否获取超额收益呢？对这个问题回答涉及到内幕交易者所使用的信息是否是重大的以及对内幕交易者非法所得的确定。重大性是各国监管者判断内幕信息的最主要依据之一。如果信息是重大的，那么内幕交易者应该能够获取超额收益；如果信息不是重大的，那么内幕交易者不能获取超额收益。同时，如果监管层决定禁止内幕交易，那么必须确定内幕交易者获取的超额收益（Mitchell and Netter, 1994）或避免的损失。

测量内幕交易者获得超额收益的常用方法是事件研究，实际监管部门还在此基础上采取潜在非法确定性所得（Potential Deterministic Disgorgement，PDD）、潜在计量非法所得（Potential

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Econometric Disgorgement，如美国）和计算内幕交易者的实际所得（如我国）等方法。而Minenna（2003）对以上方法进行了详细的评价，并在此基础上提出一种新的测量内幕交易者获得超额收益的方法——潜在概率法（Potential Probabilistic Disgorgement, PPD）。相对于其他的方法， 2

Bainbridge（2000）介绍了历史上几乎所有与内幕交易相关的重要文献，汪贵浦（2002）也对历史上有关内幕交易的文献进行了详细回顾。 3

除此之外，Leland（1992）、Repullo（1999）还分析了内幕交易对实物投资的影响。 4

我国目前采取平均买入价和平均卖出价之差计算内幕交易者的非法所得（施东晖、傅浩，2002）。

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PPD具有如下的优点：它不要求事件发生前具有较长的观测值；它能够测量不同程度的内幕交易者的非法所得，而且在计算上的工作量相对小；它与市场弱式有效的假设相符。我们将在后面对PPD法进行更加详细的介绍。

施东晖、傅浩（2002）在PPD方法的基础上提出了内幕交易预警系统，并在一定程度上判别出了600878的内幕交易。我们认为，PPD除测量非法所得之外，还可以同时用来衡量信息的重大性。

3. 在支持与反对内幕交易观点争论中，另一个关键问题是内幕交易对市场公平性的侵犯。赞成者试图回避这个问题，而认为内幕交易是一种无罪行为（Harzel and Katz, 1987），他们认为内幕交易可以促使股价向内幕信息方向运动，不仅内幕交易者从中获利，而且非内幕信息者也可以获利，尤其利好的内幕信息更是如此；而反对者认为投资者应该具有获取相同信息的平等机会，任何对内幕信息的自私性利用都是对市场公平性的破坏（Loss, 1983; Langevoort, 1987）。SEC也指出“内部人利用其交易对手无法获得的信息，具有内在的不公平性”（Loss and Seligman, 1991）。

然而，如何测量内幕交易对公平的侵犯并不是一件容易的事。Llorente at el.（2001）提出的一种测量交易过程中信息不对称的方法（LMSW法）为此提供了有用的借鉴。Llorente at el.认为，如果价格和交易量呈现出较高的正自相关性，那么交易中的绝大部分交易应该是基于私人信息的交易，即交易过程中的不对称程度较为严重，他们以美国市场的数据对此提供了实证证据。我们将在2.2节中对LMSW方法进行了更加详细的介绍。

Grishchenko at el.（2002）结合LMSW方法和事件研究的基本思路，对包括俄罗斯在内的19个新兴股票市场的信息不对称性进行了评价。他们发现，新兴市场中普遍存在着基于私人信息的交易，私人信息交易程度与各国对内幕交易的禁止程度、股东保护程度成正向关系，与国家风险成反向关系。此外，他们认为俄罗斯市场上的私人信息交易在重大事件期间变得更为严重。

4. 国内有关内幕交易实证研究在近几年刚刚开始5。汪贵浦（2002）证明了基于内幕信息的市场操纵，并对内幕交易过程中的信息含量进行了测量、建立了内幕交易的判别体系；郑顺炎（2001）、何佳、何基报（2002）主要研究重大事件前后的价格变化；何基报（2002）从一线监管的角度提出了判别内幕交易的方法。国内这些实证研究都没有涉及到内幕交易对交易过程中信息不对称的影响。

3 中国股票市场内幕交易的特征

截至2003年4月底，本文的内幕交易指在中国证监会的公告、新闻等公开性的文件中出现了“内幕交易”字样或被证监会按照与内幕交易相关规定公开处罚的案例。除了特别说明，本文的数据来源皆为中国证监会的公开文件及上海证券交易所。总共涉及到11个股票次（见表1）。最早的内幕交易案例是1993年的600601案6。其中6006017发生了两次内幕交易，分别为北大方正的一名副总裁于1998年2月10日到1998年4月15日对600601进行的内幕交易（以下简称6006011案），以及农行襄樊市信托投资公司于1993年9月17日到1993年10月7日对600601进行的内幕交易 5

国内已有的相关内幕交易的研究主要集中于法律和制度方面，如白建军（1996，2000）；顾肖荣（1998）吴志攀、唐浩莽（2000）等。 6

本文的内幕交易与市场操纵案指在中国证监会的公告、新闻等公开性的文件中出现了“内幕交易”字样或被证监会按照与内幕交易相关规定公开处罚的案例。除了特别说明，本文的数据来源皆为中国证监会的公开文件及上海证券交易所。 7

由于一些股票已经改名并且深圳证券交易所的股票代码已经有4位升到6位，因此本文涉及到的股票（除000508外）均以现在的股票代码来表示。穷民源在违规期间的代码为0508，目前这个代码也不存在。为全文的代码一致，我们在琼民源的当时代码前加了3个0。

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（以下简称6006012案）。000566和600698的违规主体相同，皆为中国轻骑集团公司。证监会对000430的查处结果是唯一以新闻稿形式公布的。600878被证监会认定为既是内幕交易又是市场操纵案。600758和0005088被证监会认定为市场操纵案，但是有充分的证据证明它们应该也是内幕交易案。因为600758和000508的违规主体都是上市公司的控股股东或大股东，在违规过程中有内幕信息发生，并且这些违规者在内幕信息公告前后交易剧烈。如，600758的违规者“利用金帝建设董事会决议公布分配预案的利好消息大量出货”（证件罚字[1999]29号），000508的违规者“有条件提前接触、获得琼民源中期报告和年度报告的内容及分红方案等内部信息，民源海南公司与深圳有色于琼民源公布1996年中期报告‘利好消息’之前大量买进琼民源股票”（证监查字[1998]32号），等等。因此，我们认为这两个案例应该属于内幕交易和市场操纵的混合（交叉）案例。

表1 1993-2002年中国股票市场的内幕交易案例样本的简单描述 编号 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11

股票名称 津国商 攀枝花 延中实业 延中实业 川长征 琼海药 济南轻骑 金帝建设 北大车行 张家界 琼民源

股票 代码 000537 000629 600601 600601 000583 000566 600698 600758 600878 000430 000508

事件起始日

19990622 19980419 19980210 19930917 19971127 19970816 19961101 19961101 19961017 19960902 19960405

事件结束日

19990622 19980517 19980415 19931007 19971223 19980115 19970224 19970409 19970425 19961121 19970228

距上市年份 5.5 1.5 7.5 3 2 3 3 0 1.5 0 4

事件类型 I I I I I I I M+I M+I I M+I

案例依据

证监罚字[2000]12号 证监罚字[1999]13号 证监罚字[1998]73号 证监罚字[1994]13号 证监罚字[1999]6号 证监罚字[1999]20号 证监罚字[1999]20号 证监罚字[1999]29号 证监罚字[1999]28号 证监会1997年1月17日新闻稿

证监查字[1998]32号

注：1. 编号依据为事件起始时期、相同股票、相同违规主体；

2. 事件起始日和事件结束日为参考了证监会和汪贵浦（2002）后的结果，格式为年+月+日，距上市年份精确到0.5年；

3. I指该案例为内幕交易案例，M+I指同时是内幕交易、市场操纵的案例；

4. 琼民源于1997年7月28日停牌。两年后，北京住宅开发建设集团总公司（中关村）入住琼民源进行资产整体置换，琼民源作为非上市公司继续经营。1999年7月12日，中关村上市，股票代码为000931。

1. 内幕交易主体人以基本内幕人9（Primary Insider）为主（杨亮，2001；郑顺炎，2002）。按照国际证监会（IOSCO）的报告（Emerging Markets Committee of International Organization of Securities Commissions, 2003），基本内幕人是能够直接接触内幕信息的人，包括公司管理人员及为公司提供服务的与公司有密切关系的外部人，如收购与被收购方、承销商等；与基本内幕人相对应的是第二内幕人，指不能直接接触内幕信息而是从基本内幕人处获取内幕信息的人。除了最早的内幕交易案（6006012）以外，其他的内幕交易案例都是由基本内幕人进行的。

在最早的内幕交易案中，华阳公司为基本内幕人，违规主体人——农行襄樊市信托投资公司——从华阳公司处得知华阳公司将大量购入600601股票这一内幕信息后并利用该信息交易 8

000508于1997年7月28日停牌。两年后，北京住宅开发建设集团总公司（中关村）入住琼民源进行资产整体置换，琼民源作为非上市公司继续经营。1999年7月12日，中关村上市，股票代码为000931。 9

基本内幕人有时也被称为第一内幕人、传统内幕人。

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600601股票。因此，该案例的主体人是第二内幕人。

在内幕交易中，主体人以个人为主，尤其自1997年以后的内幕交易，其主体人几乎都是个人。表2给出了我国股票市场内幕交易主体人的简单描述。

表2 1993-2002年中国股票市场中内幕交易的主要主体人 股票代码 000537 000629 6006011 6006012

违规主体人 高法山 俞梦文 王川

农行襄樊信托

违规主体人特征 控股股东法人代表 控股公司科技管理处副处长

收购方法定代表人 信托投资公司（证券类公司）

000583 000566

戴礼辉 轻骑集团

收购方总裁 收购方

600698 000430 000508

张家界公司 民源海南公司、深圳有色公司 轻骑集团

集团公司，大股东

上市公司本身、大股东 大股东

股票代码 违规主体人 600758 600878

辽宁省金帝建设集团 南方证券

证券公司 违规主体人特征 大股东

2. 内幕信息以兼并收购和利润分配为主。从表3中可以看出，11个内幕交易案中有6个内幕信息涉及到资产兼并和收购重组，占总数的55%，另外5个与利润分配有关。

表3 1993-2002中国股票市场内幕交易案例的主要内幕信息 股票代码 000537 000629 600601 600601 000583 000566 送股和配股。

主要内幕信息

MA MA+SEO MA MA MA MA

股票代码 600698 600758 600878 000430 000508

主要内幕信息

R R R R R

注： MA表示兼并、收购和资产重组；SEO表示增发；R表示利润分配，包括分红、

3. 其它违规事实10与内幕交易相伴随发生。从表4中可以看出，11个内幕交易案中有3个没有发生其他的违规行为（000537、000629、000583）。在发生了其它违规行为的案例中，相同违规事实发生次数比较少。此外，超比例持股多发生在既是内幕交易又是市场操纵的案例中，内幕交易过程中的超比例持股行为相对较少。

4. 内幕交易者所受的处罚以罚款为主，此外还受到取消或暂停营业资格、市场禁入等其他处罚。由于高法山（000537的内幕交易者）在内幕交易000537时只买入一次而未卖出，没有实现利润，因此，高法山仅受到警告处罚。在受到罚款处罚的内幕交易者中，000629的内幕交易者所受的罚款最少，仅为5万元。 10

在其它违规事实中，“国有企业炒股”是一个历史性的违规事实。在《关于法人配售股票有关问题的通知》（证监发行字[1999]121号）中，允许国有企业投资证券。

史永东、蒋贤锋：中国股票市场内幕交易的实证分析 10

表4 与内幕交易相伴随的违规事实 股票 600878 000508

其它违规事实 M+A+G M+A+D

600758 6006011 股票

其它违规事实 M+E+J+A A

600698 6006012 股票

其它违规事实 P+Q+E B+S

000566 000430 股票

其它违规事实 P+Q+E C+T+A

注：A——超比例持股；B——挪用客户交易结算资金、保证金；C——为客户融资买入证券；D——利用银

行资金包括贷款炒股；E——国有企业炒股； G——证券公司以个人名义开设股票账户；M——市场操纵；J——虚假陈述；P——非法从事代理业务；Q——违规参与股权交易；S——自营业务与代理业务混合操作；T——违规回购。

由于发生的时间比较早，所有内幕交易案例主要受《股票发行与交易管理暂行条例》和《禁止证券欺诈暂行办法》的约束。按照这两个规定，内幕交易者的罚款范围为5万元到50万元。因此，对于那些证监会在公告中没有详细列出因内幕交易的罚款的案例，我们认为违规者因内幕交易的罚款为最高（50万元）。因此，不仅从个案还是从总体上看，内幕交易者的罚款金额非常少、罚款倍数也非常低。

表5 1993-2002我国股票市场案例的主要处罚 股票代码 000537 000629 600601 600601 000583 000566 600698 600758 600878 000430 000508

NA）表示不详或无意义；

2. “罚款”一栏指因违规者因内幕交易受的罚款，单位为万元；

3. “非法所得”一栏指违规者因内幕交易获取的非法所得，单位为万元。它与内幕交易者所获取的总收益并不相等。对于证监会文件中没有详细列出内幕交易者因内幕交易的罚款时，我们认为其罚款按照《股票发行与交易管理暂行条例》和《禁止证券欺诈暂行办法》等相关规定执行，并且取其最高罚款50万元；

4. “罚款倍数”的数字为“罚款”栏与“非法所得”栏相除的结果。

主要处罚

A F A+F

F+责令停业进行内部整顿

F

F+市场禁入+建议撤销主要负责

人职务

F+市场禁入+建议撤销主要负责

人职务

A+F+建议撤销主要负责人职务 A+F+暂停有直接责任的管理人

员从业资格

A+F+建议撤销主要负责人职务

A+F

因内幕交易的罚款（万元）

0 5 10 50 15 50 50 50 50 50 50

因内幕交易的非

法所得 0 8 61 1671.18 67.57 2805 2805 6343.2 7455.89 1180.5 6651

内幕交易的罚

款倍数 NA 0.63 0.16 0.03 0.22 0.02 0.02 0.01 0.01 0.04 0.01

注：1. “主要处罚”栏中，A为警告，F为罚款，E为没收非法所得，“+”表示并处，NA（包括其他栏中

总之，我国现阶段的内幕交易非常复杂，总体上呈现出如下特点：内幕交易主体人以基本内幕人为主；内幕信息以兼并收购、利润分配为主；其它多种违规事实伴随内幕交易发生，使

史永东、蒋贤锋：中国股票市场内幕交易的实证分析 11

内幕交易变得很复杂；。内幕交易者所受的处罚以罚款为主，此外还受到取消或暂停营业资格、市场禁入等其它处罚。

4 我国股票市场内幕交易的实证分析

4.1 数据选取及分析方法

4.1.1 样本选取

本文以被证监会公开查处的内幕交易的11只股票为分析样本。在分析过程中，使用的股票价格数据（sit）为经过除权处理后的价格，收益率为对数收益率，即第i只股票第t天收益率为

Ri,t=Ln(si,t)-ln(si,t-1)。与对数收益率相对应，换手率为扩大了100倍的对数换手率，即第i只股

票第t天换手率为Vit=Ln(100Volit)-Ln(100Nit)。其中，Volit为该股当天的成交股数，Nit为该股当天的总股本。数据来源为上海证券交易所。

4.1.2 统计检验

我们采用两个正态总体的检验方法来检验均值、方差的相等性（龚德恩，1998）11。设x、y分别为两个独立正态样本，样本容量、均值、方差分别为n1、n2、x、y、s1、s2。检验两个样本总体均值相等（H0:?1??2）时采用U-统计量：

22u?x?y?21n122??22~N(0,1).

n222其中，?1、?2分别为样本x、y的总体方差，我们用样本方差s1、s2估计。检验两个样本的总体方差相等（H0:?1??2）时采用F-统计量：

s12F?2~F(n1?1,n2?1)。

s1在检验过程中，我们分别对原始价格和对数价格都进行了检验。

11

对于非正态分布的样本，我们也进行了非参数的Kruskal-Wallis秩和检验、Mood检验，发现结果没有改变。

史永东、蒋贤锋：中国股票市场内幕交易的实证分析 12

4.1.3 PPD方法

S=uS+dtSdB假设t期股票价格服从几何布朗运动（GBM）：dtt?tt，其中，u为股票价格的

平均对数收益率，σ为股票价格对数收益率的方差，Bt为标准布朗运动。这也是著名的Black-Scholes期权定价公式的基本假设（Black and Scholes, 1973）。

这里需要借用事件研究的两个概念：估计期和事件期，但是它们的涵义已经有所不同。PPD方法中的估计期是指内幕人获取内幕信息后与内幕信息公告前买卖股票的时期，这段时期通常很短，它不要求足够长的时间序列。而事件研究中的估计期则要求有足够长的时间序列。内幕人在估计期内按照Hull（2001） 的方法估计u、σ并建立股票头寸。由于不同的内幕人，如第一内幕人和第二内幕人，获取内幕信息的时间及掌握的内幕信息程度不一样，因此不同的内幕人的估计期不同。这样，PPD方法就可以测算不同的内幕人的超常收益，而事件研究法则做不到这一点。PPD方法中的事件期是指信息公告后（不包括信息公告日，而事件研究中的事件期则包括信息公告日）的日期。如果内幕人掌握的信息确实是重大的，那么信息公告后的股价会突破内幕人在估计期估计的趋势，从而使内幕人获取超常收益。

令信息公告日日期为0，那么按照内幕人在估计期内估计的趋势，事件期内第t天股价的正常范围为：st??st?[s0emax,s0emin]。其中，max??za/2t?(u??2/2)t；

min??(?za/2)t?(u??2/2)t；a为股价变化落于波动期间内的置信水平；za/2为标准正

态分布的概率密度函数。

如果事件期内第t天的股价st?s0e（非法所得）；如果st?s0e损失）；如果s0emaxmaxmin，那么信息是重大的并且内幕人获取了正的超额收益

，那么信息也是重大的并且内幕人获取了负的超额收益（避免了

?st?s0emin，那么信息是非重大的并且内幕人没有获取超额收益，没有获

取非法所得和避免损失。内幕人的超额收益可以表示为如下形式：

?st/s0?eminst?s0emin?ARt??emax?st/s0st?s0emax。

?0st??st?PPD方法的主要作用是用来确定内幕人在信息公告后还持有股票的非法所得。在实际经济生活中，有的内幕人在信息公告之前就出货了结。对于这种情况，PPD的作用则是判断内幕人所利用的信息是否是重大的。同时，出于稳健性的考虑，我们对置信水平为1%、5%和10%三种情况分别进行了估计。

4.1.4 LMSW方法

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，这就产生了信息不对称。只能观测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

史永东、蒋贤锋：中国股票市场内幕交易的实证分析 13

基于私人信息的投机交易。

经过推导，Llorente at el.（2001）得出均衡时收益率与换手率的动态关系：

E(Rit|Rit,Vit)?c1Rit?c2RitVit。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c2?0；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出负的自相关性或不相关，即c2?0。 对于内幕交易股票i，我们借鉴Grishchenko at el.（2002）的工作及事件研究的思路估计如下的方程：

Rit=Ci0+Ci1Rit-1+(Ci2+Ci3Di1+Ci4Di2)Rit-1Vit-1??i。 其中，Di1、Di2为虚拟变量。当数据处于内幕交易期间时Di1取1，否则为0；当数据处于信息公告后的时期时Di2取1，否则为0。Ci2用来衡量非内幕交易期间的信息不对称，Ci3用来衡量内幕交易对信息不对称的影响，即内幕交易对公平性的作用，Ci4用来衡量信息公开对信息不对称程度的影响。

出于稳健性的考虑，我们分别在三个时间段内（内幕交易前10、30、60天到时间点A之后的10、30、60天）估计上述方程，其中，时间点A=max{内幕交易结束日，信息公开日}。由于我国股票市场的特殊性，我们还估计了以不包括非流通股本的总股本和包括非流通股本的总股本计算的换手率。

5 分析结果

5.1 内幕交易对股价的影响

Leland（1992）、Repullo（1999）、蒋贤锋、史永东（2003）从理论上认为在信息公告之前，是否发生内幕交易对股价的影响是不同的。然而，如果一只股票发生了内幕交易，那么在信息公告前的价格就是有内幕交易时的价格，其没有发生内幕交易时的价格只能通过寻找代理变量的方法来解决，我们取其在内幕交易发生前10、30、60天的价格作为信息公告12前没有发生内幕交易时价格的代理变量。同时，有的内幕交易在信息公告前已经结束。因此，我们取内幕交易开始到内幕交易结束日与信息公告日之间最小时间段之间的价格为内幕交易期间价格。表6列出了满足分析要求的样本及内幕交易对股价的影响。从总体上看，不管是原始价格还是对数价格，不管是短期、中期还是长期，内幕交易在绝大多数情况下都使平均价格上升，但同时也增加了价格的波动性。

与非内幕交易期间相比，股票原始价格的平均值、方差在内幕交易期间都有所增加。从短期来（内幕交易前10天）看，除000566之外，其它股票的平均价格在内幕交易期间的平均价格与内幕交易之前的平均价格相比都显著不相等，并且000566在内幕交易期间与非内幕交易期间 12

信息公告日为首次信息公告的时间，来源于证监会的公开文件和汪贵浦（2002）。

史永东、蒋贤锋：中国股票市场内幕交易的实证分析 14

的价格方差不相等也比较显著。从中期来看，除000566之外，其它股票的价格方差在内幕交易期间与非内幕交易期间显著不等，并且000566的平均价格在两个时期不等也很显著。从长期来看，所有股票的平均价格及价格的方差都显著不相等的。

在对数价格检验中，内幕交易期间的方差相对于内幕交易前60天的方差有所增加，但是统计检验不显著。除此之外，对数价格的检验结果与原始价格的检验结果一致。

因此，内幕交易在增加股票平均价格的同时，也增加了价格的波动性，结果与实际情况相符。如000508是当时“穷（琼）凶极恶（鄂）”中的“琼”，民源海南公司与深圳有色金属财务公司大肆炒作，并且利用内幕信息（证监查字[1998]32号）。统计结果则显示000508的平均价格从内幕交易前30天的3.57显著上升到内幕交易期间的25.7，价格方差则从0.01（内幕交易前30天）显著上升到295.43；600878的平均价格则从内幕交易前30天的12.4显著上涨到27，方差从0.46上升到36.37。

表6 内幕交易对股价的影响 Stock 000629

000583

000566

600698

600878

000508

变量 Mean Var. J-B Var. J-B Var. J-B Mean Var. J-B Mean Var. J-B Mean Var. J-B Mean Var. J-B Mean Var. J-B

原 始 价 格（st） 0 8.9 0.86 2.04 5788 5788 1.72 1721 1721 17.29*** 8.5 0.62 0.97 13.93 3.53 1.95 13.5 3.4 27 36.37 5.5* 25.7 295.43 24.37***

+10 0.46 2.81

+30 0.94 5.68*

+60 6.48*** 0.54 54.5*** 3348*** 3348*** 3.83 1087*** 2898*** 2.9 7.34*** 0.25** 17.96*** 2.16** 0.61 1.64*** 1.92 13.04*** 1.13*** 2.52 3.57*** 0.01*** 4.08

对 数 价 格（lnst） 0 2.18 0.01 1.99 8.65 0.04 1.96 7.38 0.14 4.95* 2.14 0.01 0.94 2.63 0.02 1.96 3.39 0.02 2.77 3.27 0.05 0.34 2.95 0.7 21.44***

+10 2.07*** 0.01 3.41 8.1*** 0*** 6.14** 7*** 0*** 0.45 1.95*** 0** 0.57 2.68 0** 0.78 3.27*** 0*** 0.77 2.58*** 0*** 5.97* 1.26*** 0*** 0.77

+30 1.9*** 0.02 5.46* 8.11*** 0*** 2.09 7*** 0*** 9.37*** 1.96*** 0*** 2.21 2.56*** 0.02 1.29 3.28*** 0*** 1.74 2.52*** 0*** 2 1.27*** 0*** 24.86***

+60 1.86*** 0.01 49.07*** 8.12*** 0*** 3.6 6.99*** 0*** 1.86 1.99*** 0* 11.24*** 2.59** 0.01 2.46 3.25*** 0*** 1.16 2.56*** 0.01*** 2.07 1.27*** 0*** 3.47

7.97*** 6.73***

6006011 Mean

3296*** 3322*** 3296*** 7628*** 6.83**

2.86

1098*** 1095*** 283*** 1513*** 0.5

12.56***

7.05*** 7.14*** 0.09*** 0.05*** 0.53 0.73** 0.79

1.71 2.6 0.96

6006012 Mean

14.61 13.01*** 13.35**

29.89 26.21*** 26.53*** 25.73***

0.42*** 1.13*** 0.8

2.86

13.19*** 12.4*** 0.04*** 0.46*** 6.31** 0*** 0.79

1.99 0.01*** 28.28***

3.54*** 3.57***

注：1. 000537的内幕交易期间只有一天，000430、 600758的价格序列在内幕交易之前没有足够的数据，因此，将这三只股票排除在分析的样本之外；

史永东、蒋贤锋：中国股票市场内幕交易的实证分析 15

2. 6006011表示于1998年发生的有关600601的内幕交易，6006012表示于1993年发生的有关600601的内幕交易；

3. J-B为价格序列正态性的Jarque-Bera检验值；*表示统计值检验的显著性或均值、方差相等性检验的显著性，其中，***表示1%水平上显著，**表示5%水平上显著，*表示10%水平上显著；

4. +10、+30、+60分别表示内幕交易开始前10、30、60天的价格序列；0表示内幕交易期间。

所得的结果与Leland（1992）和Repullo（1999）关于风险厌恶内部人的理论相一致，与Bhattacharya and Daouk（2002）关于内幕交易对股价影响的结论一致。但是我们认为我国市场中内幕交易促使股票价格上升的原因并不是Bhattacharya and Daouk所认为的内幕交易是股权成本下降。因为在我国，股权成本受到很多其他因素的影响，譬如制度（如以前上市的行政额度限制）、环境因素（中介市场的发育滞后）和投资者因素（中小投资者不重视上市公司的质量）（国信证券课题组，2002）。此外，我们的结论与Leland（1992）、Repullo（1999）、史永东和蒋贤锋（2003）的理论相符合，也与Du and Wei 的国际比较结论基本一致，即内幕交易提高了价格的波动性。

5.2 内幕交易者的超常收益

表7列出了PPD方法测量的内幕交易股票在信息公告后第一天的超常收益。在表中，类型表示内幕交易是否在信息公告前结束，其中，1表示内幕交易在信息公告后结束，2表示内幕交易在信息公告前结束；J-B为估计期对数收益序列正态性的Jarque-Bera检验值；disg-1、disg-5、disg-10分别表示1%、5%、10%置信水平下的超常收益率，超常收益前的符号表示是获取正的非法所得（+）还是避免了损失（-）。从表中可以看出，在5%和10%的显著水平上，所有内幕交易股票在信息公告后第一天都获取了超常收益。即使在1%显著水平上，除000566以外的其它股票也都获取了超常收益。只要内幕交易者能够获取超常收益，那么其获得的非法所得就为正，这与内幕交易者利用的信息、以及我国股票市场制度有密切联系。在所有的内幕交易者，内幕人利用的都是利好的信息，如利润大幅增加、资产重组等（详细见前面的“现状分析”）。同时，在我国股票市场上，交易者不能卖空，因此内幕交易者也就不可能利用“坏消息”、通过卖空来实现利润，因此我们不能检验出内幕者避免的损失。

在5%的置信水平下，获取最高超常收益的股票为000508（3），获取最低常常收益的股票为000566（0.01），平均为0.8。内幕交易和操纵相交叉股票的超常收益都比较高，除000508排在第一位外，600758的超常收益排在第三位，600698的超常收益排在第5位。相比之下，纯粹内幕交易的股票的超常收益相对要小一些。

比较不同类型的股票，我们发现类型2的内幕交易股票的超常收益从总体上高于类型1的内幕交易股票的超常收益。类型1股票的平均超常收益为0.77，类型2股票的平均超常收益为0.85，高出类型1约10.39%。因此，如果内幕交易在信息公告前就结束，一般情况下则意味着信息更加重要，但是也有例外，如000508。进一步，我们分析了类型1股票从信息公告后直到内幕交易结束日的超常收益，发现如果内幕交易者能在第一天获取超常收益，那么除600878之外，其它内幕交易者在以后的所有时间内也能获取超额收益。

表7 内幕交易股票在信息公告后第一天的超常收益 Stock 000629 6006012

类型 1 1

J-B 0.31 0.56

disg-1 +0.18 +0.52

disg-5 +0.2 +0.54

disg-10 +0.21 +0.55

史永东、蒋贤锋：中国股票市场内幕交易的实证分析 16

000583 000566 600878 000508 6006011 600698 000430 600758

1 1 1 1 2 2 2 2

0.79 0.5 0.26 1.77 1.12 5.23* 10.77*** 8.31**

+0.26 0 +0.54 +2.97 +1.55 +0.41 +0.11 +1.2

+0.28 +0.01 +0.58 +3 +1.59 +0.44 +0.15 +1.22

+0.3 +0.02 +0.6 +3.02 +1.6 +0.45 +0.17 +1.23

注：1. 由于000537的内幕交易时间只有一天，我们忽略了这支股票；

2. 类型表示内幕交易是否在信息公告前结束，1表示内幕交易在信息公告前结束，2表示内幕交易在信息公告后结束；

***3. J-B为估计期收益率序列正态性的Jarque-Bera检验值。为1%水平下显著，**

为5%水平下显著，*为10%水平下显著；

4. disg-1、disg-5、disg-10分别表示1%、5%、10%置信水平下的超常收益率，

超常收益前的符号表示是获取正的非法所得（+）还是避免了损失（-）。

我们在图1和图2中分别以个案的形式给出了600878和000629在5%置信水平下的超常收益，其中，600878和000629的估计期分别为85和18天。图2.1显示，在信息公告后一段时间内（40天），除少数几天（第13、14、17、35、36、38、39天）外，内幕交易者都获取了正的超常收益。这说明了内幕交易者总体上获取了巨额非法所得并且信息确实是重大的。事实上，在600878内幕交易过程中，违规的国内某著名大券商的非法所得为7455.89万元，违规的北大集团、北大车行分别获得了900万元，违规的佛山电器照明公司、深圳特与公司获得了900万元；内幕信息则为大比例分配，包括每10股转增5股、送3股的股本扩张（证监罚字[1999]28号）。对于000629，虽然信息公告后第一天价格较之前一天有所下降，但是相对于内幕交易者在估计期的预期，还是获取了超常收益（实际的非法所得为8万元）。

600878's Disgorgement50403062041020255075100125246810121416182012108000629's Disgorgement0Actual PriceLow Price with ProbilityHigh Price with ProbilityActual PriceLow Price with ProbilityHigh Price with Probility 图1 600878在信息公告后到内幕交易结束时的超常收益

图2 000629在信息公告后到内幕交易结束时的超常收益

史永东、蒋贤锋：中国股票市场内幕交易的实证分析 17

5.3 内幕交易股票在内幕交易期间的信息不对称

表8给出了我国股票市场中内幕交易股票在内幕交易期间的信息不对称程度的度量。其中A部分中的换手率以流通股本为基准，B部分中的换手率以总股本为基准。对于估计过程中可能存在的自相关和异方差，我们采用Newey-West（Newey and West, 1987）方法对其进行了调整，对我们的分析具有重要意义的是系数

表8 我国市场中内幕交易股票在内幕交易期间的信息不对称 Stock

Days

Ci2、

Ci3和

Ci4，因此我们集中讨论这些系数。

C0

0.01 0 0 0.01*** 0.01** 0* 0.02 0.01 0.01 0.02** 0.01* 0.01 0 0 0 0.01 0.01* 0.01** 0.01 0.01 0 0.01*** 0.01*** 0.01*** 0.01 0 0 0.01*** 0.01** 0*

C1

0.67 0.19 0.04 0.08 0.12 0.09 2.08 1.96** 1.02 -0.0 -0.3 -0.2 -0.2 -0.1 -0.0 0.47 0.41 0.33 0.04 0.05 0.08 -0.0 0.3* 0.28* 0.17 0.05 0.04 0.08 0.12 0.09

C2

-0.2 -0.0 0.02 -0.2 -0.1 0.07 -2.3 -1.6** -0.5 0.04 0.19 0.19 0.19 0.2** 0.19** -0.4* -0.1 -0.2 -0.3* -0.4* -0.0 0.08 0.42* 0.21 -0.4* -0.0 -0.0 -0.2 -0.1 0.07

C3

-0.1 -0.0 -0.0 0.14 0.11 -0.1 1.56 0.89** 0.04 0.00 0.04 0.04 -0.0 -0.0 -0.1* 0.19 -0.0 0.03 0.48** 0.54** 0.19*** -0.0 -0.5* -0.3* 0.51 -0.1 -0.0 0.14 0.11 -0.1

C4

0.2 0.09 0 0.19 0.11 -0.0 0.33 0.25 0.3 0.13 0.04 0.02 -0.1 -0.1 -0.3*** -0.2** 0.19 0.06 -0.1* -0.1** -0.0 -0.0 0.24 0.06 0.19 0.11 -0.0

Logl.

A： 以流通股本计算换手率估计的方程

000629

6006011

6006012

000583

000566

600698

600878

000508

000629

6006011

+-10 +-30 +-60 +-10 +-30 +-60 +-10 +-30 +-60 +-10 +-30 +-60 +-10 +-30 +-60 +-10 +-30 +-60 +-10 +-30 +-60 +-10 +-30 +-60 +-10 +-30 +-60 +-10 +-30 +-60

67.59 146.56 259.46 134.23 209.26 339.32 18.26 60.19 138.64 62.23 134.62 237.87 207.03 281.88 385.7 164.67 237.35 355.2 247.5 323.54 438.38 289.7 352.18 467.21 67.62 146.63 259.5 134.23 209.26 339.32

B: 以总股本计算换手率的估计方程

史永东、蒋贤锋：中国股票市场内幕交易的实证分析 18

6006012

000583

000566

600698

600878

000508

+-10 +-30 +-60 +-10 +-30 +-60 +-10 +-30 +-60 +-10 +-30 +-60 +-10 +-30 +-60 +-10 +-30 +-60

0.02 0.01 0.01 0.02** 0.01* 0.01 0 0 0 0.01 0.01* 0.01** 0.01 0 0 0.01*** 0.01*** 0.01***

2.08 1.96** 0.93 -0.0 -0.1 -0.0 -0.0 -0.0 0.05 0.17 0.17 0.12 0.12 0.11 0.1 -0.0 0.18** 0.17**

-2.3 -1.6** -0.5 -0.0 0.16 0.13 0.32 0.29** 0.17 0.34 -0.0 -0.2* -0.0 -0.0 -0.0 0.04 0.17** 0.1*

1.56 0.89** 0.04 0.16 0.14 0.21 -0.1 -0.1 -0.1 -0.5 -0.1 0.02 0.16 0.18 0.2 -0.0 -0.3** -0.2**

0.33 0.25 0.27 0.2 0 0.1 -0.2 -0.2 -0.4** -0.6** 0.43 0.13 0.02 0 -0.0

18.26 60.19 138.24 62.36 134.63 238.02 207.21 282.09 384.69 164.54 237.79 355.33 246.53 322.08 437.44 289.7 352.34 467.42

注：1. 由于篇幅的原因，我们保留小数点后两位，因此，0.00并不代表系数为0；

2. 由于000508在内幕交易被查出不久以后停牌两年，因此我们没有估计它的虚拟变量D2； 3. ***表示是1%水平下显著，**表示5%水平下显著，*表示10%水平下显著。

首先我们考察以流通股为基准计算换手率的度量方法。从短期（内幕交易前后10天）来看，8个系数Ci2有5个为负，其中600898，600878的系数显著，另外3个Ci2为正，但是都不显著。因此，从短期来看，套期型交易占主导成分，信息不对称程度非常轻微，这样的结果对于内幕交易而言非常奇怪。因为发生内幕交易，内幕人比非内幕人占有更多信息，这段时间前后应该存在着比较严重的信息不对称。之所以会出现这样的结果，是因为Ci2是全范围内估计，是内幕交易的虚拟变量， Ci3才能更加贴切反映内幕交易对信息不对称的影响。在8个Ci3中，4个为正，且600878的系数显著，另外4个系数与0非常接近，而且不显著。因此，在内幕交易期间，基于私人信息的投机型交易占主导成分，内幕交易加剧了交易过程中的信息不对称。这与内幕交易的性质非常符合。在反映信息披露虚拟变量的7系数中，4个为正，另外3个为负。虽然负系数的绝对值比正系数的绝对值要小，但是正系数都不显著，而负系数中却有2个显著。因此，对于内幕交易的股票，信息公开在一定程度上减少了交易过程中的信息不对称。

从中期（内幕交易前后30天）来看，8个Ci2与短期估计的符号保持一致，绝对值和显著程度都发生了变化。600878的系数仍然保持显著，6006012、000566和000508的系数则从不显著转变为显著，其中6006012的系数绝对值从2.3下降到1.6，000508的系数绝对值则发生了巨大变化，从0.08增加到0.42。此外，600698的系数却从显著转变为不显著，绝对值从0.4下降到0.1。相对于短期，中期全范围内投机型交易增多，信息不对称程度增加。Ci2估计的符号与短期相同，但是绝对值和显著度也发生了变化。绝对值和显著度变化最大的是000508，绝对值从0.0上升到

史永东、蒋贤锋：中国股票市场内幕交易的实证分析 19

0.5并从不显著转变为显著。此外，3个系数的绝对值没有发生太大变化，显著度也没有改变，在正系数中，6006011的绝对值下降了约一半，但从不显著变为显著；600878系数的绝对值没发生较大变化，显著性仍然保持一样。总体上，内幕交易加剧了投机型交易和信息不对称。在7个Ci4中，除600698的系数从负的变为正的、从显著变为不显著之外，其他系数的绝对值和显著度没有发生太大的变化。从中期来看，信息披露对交易过程中信息不对称的抑制作用有一定程度的下降。

大多数系数的长期估计的绝对值都有所下降。从Ci2看，除000566仍然保持显著为正以外，其他系数都不再显著。这说明即使在内幕交易不发生的长期情况下，信息不对称也是存在。这和Grishchenko at el.（2002） 对俄罗斯及其他新兴市场的检验相符，但是我们估计的Ci2的平均值为-0.0025，而他们对俄罗斯市场的估计为-0.006。但是这并不能说明我国市场中的信息不对称程度要高于俄罗斯市场。因为我们的样本是发生了内幕交易的股票，一般情况下这些股票中的信息不对称程度较之其它股票要严重，可以说这些股票是市场中信息对称程度方面表现最差的。而Grishchenko at el. 的样本是俄罗斯市场中市值最大的股票中的大部分，显然这些股票代表了一个市场中较好的信息对称程度。因此以我国市场中较差的股票和俄罗斯市场中较好的股票相比较，出现上述的结果并不足为奇。

从长期和中期的Ci3比较来看，6006012的系数从0.89下降到0.04并转变为不显著。在中期中，显著的600878的系数的显著性从5%增加到1%，但是绝对值下降了约一半；在中期中，显著000508的系数没有发生太大的变化，000566的系数则从-0.0增加到0.1，并在10%的水平下变得显著。从长期来看，似乎是内幕交易减少了信息不对称。但这主要是由于000508这只股票所导致。000508案例中的违规者不仅进行了内幕交易，而且更多的是进行操纵行为，并且其操纵的程度是所有被操纵股票中最高的（蒋贤锋，2003）。人为的操纵也可能导致收益率、换手率反映信息的失真。因此，剔除这个极端的案例，内幕交易在总体上加剧了信息不对称。

在7个Ci3中，000566的系数从-0.1下降到-0.3，其绝对值为短期中两个显著系数绝对值之和，而短期中显著的系数显著度分别为5%、10%，长期中显著系数的显著度则增加到1%。因此，从长期来看，信息公告使套期型交易增加，减少了信息不对称，并且其减少的程度要稍强于短期与中期的效果。而Grishchenko at el.（2002）的研究显示，俄罗斯的大股票中的重大事件公告期间投机型交易增加，信息不对称程度上升。虽然他们没有研究这些重大事件公告后对信息不对称程度的影响，但是我们似乎可以说从信息披露角度讲，我国的发生过内幕交易的股票的信息不对称程度不如俄罗斯的大市值股票严重。

由于总股本中除了流通股本之外的股票不流通，因此以总股本计算的换手率来测量内幕交易对信息不对称的影响可能缺乏一定的效果。这一点可以从表2.3的B部分中看出。A部分中显著Ci2、Ci3、Ci4中显著的个数有18个，而B部分中显著的个数仅有11个，减少了39%。其中，再A部分中短期、中期、长期估计中都显著为正的600878的Ci2、系数在B部分中全部不显著，而这段时期中，600878的A股流通数仅占其总股数的26.76%，因此可见以总股本计算的换手率对测量信息不对称程度的影响。尽管如此，有些系数在A部分中所反映的信息在B部分中仍然得到较好的反映，如B部分中000508在中期中的Ci2、Ci3以及长期中的Ci3和000566在长期中的

史永东、蒋贤锋：中国股票市场内幕交易的实证分析 20

Ci4等与A部分中相应的系数比较，它们在显著性水平、符号和绝对值上变化并不大。这说明了

我们的结果具有较好的稳健性。

5.4 小结

本章对前面提出的三个问题进行了回答：（1）内幕交易使股票的平均价格上升，但也增加了价格的波动性。这与国际比较的结果基本一致，也对Leland（1992）、Repullo（1999）、史永东和蒋贤锋（2003）的理论提供了一定的支持；（2）内幕交易者所利用的信息是重大的，并且都获取了正的超常收益。如果信息非常重大，那么一般情况下内幕交易者会在信息公告前结束交易。此外，如果内幕交易者同时采取市场操纵策略，那么他能获取更高的非法所得；（3）结合短期、中期和长期的情况，内幕交易从总体上加剧了交易过程中的信息不对称，破坏了市场的公平性，而信息披露则有利于减少这种不对称的程度。

6 内幕交易的判别分析

在内幕交易过程中，不同的主体人在采用的具体手段、违规程度及对市场的影响不同，从频繁、众多的交易中识别、侦测出这些行为非常困难。因此，尽管绝大多数市场参与者对这两种人为的行为都倾向于持有一种反对态度，但是在防范内幕交易时，各个国家基本上采取一些传统的方法，包括对价格的波动设置最高幅度、禁止上市公司内部人交易或强制内幕人披露交易信息等等。目前，各国还没有一套有效的针对这两种行为的判别体系，以起到预警作用，从而减少内幕交易对市场的影响。因此，内幕交易判别体系的建立现在还处于探索阶段。

Scott and John（1998）率先对内幕交易的判别进行探索，他们基于一系列因素从财务虚假陈述角度建立了一个判别体系以区分内幕交易，但是他们的正确判断率仅为56 ~ 60%（以50%为临界值）。汪贵浦（2002）仅从一个指标——换手率——出发，发现换手率对内幕交易的判别正确率要比Scott and John的高出约10个百分点。我们在汪贵浦工作的基础上，以我国市场上被证监会按照内幕交易相关规定处罚的所有股票的历史数据为样本，以正确判别内幕交易的发生为首要目标，同时兼顾对非内幕交易的判别，考察了换手率和收益率两个指标，发现收总的正确判别率在0.5的临界值下高于80%，在最优临界值（0.08）下能对内幕交易的发生具有100%的正确判别率，同时也使对非内幕交易的判别达到最高。此外，判别临界值的选择是一个关键的问题，它可以按照监管层的意志在适度的范围内变化，体现监管层在不同时期实施不同程度的监管。

6.1 数据选取及分析方法

6.1.1 数据处理

国内很多学者对内幕交易的分析集中在1998-2000年度的数据（汪贵浦，2002；何佳、何基报，2002；林伟荫等，2002）。这样处理有如下的优点：计算上的相对简单及反映的问题更加突出。但是，我们认为不同年份的市场情况不一样，基于特定年份的结果可能会受到一些系统性的干扰。如1999 年、2000 年的股市经历了长达两年的大牛市，在总体上升市场中的投资者行

史永东、蒋贤锋：中国股票市场内幕交易的实证分析 21

为也可能变得积极、活跃或者更加倾向于风险喜好。因此，我们以被证监会按照内幕交易和相关规定处罚的股票的所有历史数据为样本（见第1章），这样的处理对问题的反映可能更加全面。

从对这些内幕交易案例的分析中，我们发现几乎每一起事件的前后都会发生股本的增加，或者是配股、送股（600878、600758等）或收购后增发（000629等）等。因此，这些重大事件的公告时间比较重要。同时，我们发现公告时间与股本实际增加的时间相差并不太远，而且相对于公告事件的收集而言，股本发生变动的时间更容易得到。因此，我们选择这些股票股本发生变动13前后的数据。经过反复试验后，我们选取股本发生变动时前后一个月（22个交易日）的平均日收益率（Return）和平均日换手率（Turnover）。日收益率为经过除权处理后的收益率再取自然对数，换手率为日成交股数与该股流通股本之商再乘以100后取自然对数。

由于我们选取股本发生变动的时间，因此在确定某一时期的股票是否为内幕交易案例时，我们经过反复的试验后采取如下规则：如果股本发生变动时间前后3个月（66个交易日）内发生了内幕交易，我们就将其定义为事件案例（取1），不在这段时间内的股票则不为事件案例（取0）。如果两次股本发生变动的时间间隔非常短（如送股后一个月内配股）并且短于100个交易日，则我们取第一次股本变动时间。经过这样的处理后，我们总共得到35个内幕交易数据（其中9个为1），这和我们前面的数据非常符合。

6.1.2 Logistic分析

相对于多元判别分析，Logistic分析在一定程度上克服了线性假设的缺点，并且不要求变量服从正态分布。另外，吴世农、卢贤义（2001）和汪贵浦（2002）及上海交大证券金融研究所课题组（2002）等的研究都表明Logistic分析方法要优于多元判别分析，因此我们采用Logistic模型建立判别体系。

设在给定判别体系各变量x (x=(x1,x2,x3…)t) 之后，事件y发生的条件概率为P=Prob(y=1|x)。其中，y只取两个值（1和0），1表示事件发生，0表示事件没发生。则Logistic模型具有如下形式：

pln()?a??x1?p。其中，a、β为待估计的参数向量。有时，由于经济变量之间可能存在着交

叉影响（齐治平、余妙志，2002），我们在判别体系中加入各变量的交叉项，即

2x?(x1,x2,x1x2,x12,x2,...)t。但是，随之而来的问题是如何确定自变量x，虽然从统计学的意义

上可以采取诸如向前筛选法、逐步判别法及最大似然值法等，但是我们发现这些方法对于具体实际应用的帮助并不大，主要表现为在对总体判别正确率较高的同时，对内幕交易发生的正确判别率非常小。为此，我们从实际应用的角度出发采用选择最优判别临界值相同的原则。

在运用Logistic模型进行判别时，通常将0.5作为临界值（阀值）。但是，事件的实际发生概率并不一定是0.5，尤其在事件期和非事件期的样本不对称时候更容易出现这种问题。因此，阀值在分析具体的问题时通常需要调整。如果阀值太高，事件很难被侦测出来，判别模型会失效；如果阀值太低，非事件也将会被当作事件处理。因此，和一般的计量模型一样，Logistic模型也面临着第一类错误14和第二类错误15的问题（格林，1998）。黄德华（2001）和长城证券课题组（2002）等提出了针对这个问题的有效解决办法。黄德华认为最优的阀值应该是在观测到事件预测概率时事件发生与否的条件概率相等时的值，但是这种方法有可能导致多个最优阀值（我们称之为第一个问题），而且如果实际的判别应用特别强调事件发生或不发生的概率时，分析者 1314

股本发生变动的情况包括送股、配股、增发、职工股上市、转配股上市、分拆等。 第一类错误即误拒错误，在这里表示内幕交易案例被判为非内幕交易案例。 15

第二类错误即误受错误，在这里表示非内幕交易案例被判为内幕交易案例。

史永东、蒋贤锋：中国股票市场内幕交易的实证分析 22

可以容忍这种最优阀值的丧失（第二个问题）。长城证券课组以总的误判率为第一筛选基准，但是这同样会导致上述中第二个问题不能得达到最好满足，并且我们在实验中发生了这种现象。由于内幕交易对市场破坏性非常大16，所以，防止内幕交易的发生应该是最重要的，从一个维护市场公平和健康环境的极端角度出发，我们宁愿在能够侦测出每个内幕交易案例的前提下可以容忍对非内幕交易案例在一定程度内的误判。因此，结合黄德华和长城课题组的工作以及我们的出发点，我们以正确判断出内幕交易的发生为首要目标、同时兼顾对非内幕交易事件判别的正确性，建立了如下的判断基准：

1. 把判断事件发生的条件概率划分为99个区间，[1%、2%、…99%]。在其中选择使第一类错误最小的概率点；

2. 若第一步中有相同的点，则选择使第二类错误最小的概率点； 3. 若第二步红有相同的点，则选择使总误判率最小的概率点； 4. 若第三步中有相同的点，则选择其中最小的概率点为最优阀值。

在选择自变量时，我们先确定自变量任意组合的Logistic模型（共有31个模型17）的最优阀值，然后按照最小第一类错误——最小第二类错误——最小总误判率——最大似然值的步骤确定最终选取哪些变量18。

6.2 判别分析

首先，表9分别给出了内幕交易样本样本在事件期、非事件期的均值、t-检验及非参数Kruskal-Wallis秩和检验的简单描述。从表中可以看出，对于内幕交易样本，t-检验和非参数检验表明日均换手率在两个时期存在着显著不同，日均收益率虽然不相等，但是并不显著。

表9 内幕交易股票在事件期间和非事件期间的收益率、换手率等描述性统计量

Return

均 值 事件期 非事件期 0.0037

0.0013 0.3250

t - 检 验 t-值 -0.91 -2.4378**

P-Val. 0.3694 0.0203

Kruskal-Wallis秩和检验 χ2-值 1.0385 5.3006**

P-Val. 0.3082 0.0213

Turnover 1.2588

注：除了非内幕交易期间的收益率不服从正态分布外，其余各变量均服从正态分布；***表示

是1%水平上显著，**表示5%水平上显著，*表示10%水平上显著。

表10分别列出了按照上述基准估计的内幕交易样本的Logistic模型参数。从表中可以看出，内幕交易的估计模型的似然比率（LR值）都是显著，这说明Logistic模型是有效的。在模型估计中，包含日均收益率项的系数都特别大，这是由于日均收益率本身的值特别小导致的。同时，日均换手率系数和常数项显著，日均换手率不显著。这样的结果与汪贵浦的比较类似，即日均换手率对内幕交易发生的预测能力比较强。但是，我们还把不显著的日均收益率即包含日均收益率的其他变量加入。下面接下来的分析将表明这样处理的实际效果非常好。 16

我们前面的分析显示内幕交易既使价格波动性增加、也使平均价格上升，这好像表明内幕交易对市场的整体的破坏性不是那么严重。但是考虑到内幕交易者获取的巨额非法所得、内幕交易加剧了交易过程中的信息不对称及本文没有考虑到的内幕交易对实物投资的影响等，得出内幕交易巨大破坏性的结论是可以接受的。

1718

1234531?c5?c5?c5?c5?c5。

当然，这样的基准可能导致不显著变量进入回归方程，但是我们目的是以实际应用为出发点。

史永东、蒋贤锋：中国股票市场内幕交易的实证分析 23

表10 内幕交易的Logistic模型

Return Turnover Return*Turnover

C LR. Prob.(LR)

Coef. 64.28 1.64 -12164.5 -2.03 9.61** 0.02

χ2 0.58 2.25** -1.32 -2.54*

P-Val. 0.56 0.02 0.19 0.01

******注：表示是1%水平下显著，表示5%水平下显著，表示10%水平下显著。

在内幕交易过程中，违规主体人的目的是获取巨额利润，但是反映价格变动的日均收益率对内幕交易发生的预测能力却相对小。另一方面，交易量是反映价格调整和信息含量的重要因素，反映交易量的日均换手率指标对内幕交易的判别作用相对大。这样的结果与股票市场的制度不是没有关系的。由于受到涨跌幅制度的限制，股价在任何一天内的波动都不能超过一定限度；但是交易量却不受类似外在力量的干涉。因此，反映价格变化的收益率反映内幕交易者的意图的作用要相对小，而反映交易量的换手率指标对主体投资者意识的反映程度相对大。

接下来，我们用上述Logistic模型对所选取的样本进行判别。首先，我们按照通常的做法取0.5为阀值，然后采用以前面提到的基准计算的阀值。表11列出了这两种阀值的判断结果。A部分显示在0.5的阀值下，内幕交易判别的总体正确率为82.86%，分别比汪贵浦对内幕交易判别的最高总体正确率（70.59%）高出12个百分点，比Scott and John的结果高出23个百分点。因此，加入不显著项及自变量的交叉项有利于总体正确率的提高。但是，高的总体判别正确率主要来对非内幕交易时间判别的高正确率（92.31%）。而对于内幕交易案例的发生，上述Logistic模型的判别正确地却比较低（55.56%），比汪贵浦的结果（57%左右）低2个百分点。因此，对于内幕交易这种具有恶劣影响的事件来说，这么低的正确判别率是不能接受的。这说明0.5不是最优阀值。

表11 内幕交易的判别

P(Dep=1)<=C P(Dep=1)>C Total Correct % Correct % Incorrect 24 2 26 24 92.31 7.69 A: cutoff=0.5 24 2 26 24 92.31 7.69 24 2 26 24 92.31 7.69 11 15 26 11 42.31 57.69 B：Cutoff=0.08 0 9 9 9 100.00 0.00 11 24 35 20 57.14 42.86

B部分的结果是按照我们在前面建立的基准计算的内幕交易判别的最优阀值，为0.08。它满足下列条件：在所有供选择的模型中第一类错误最小，即对内幕交易发生的正确判断率最高（都为100%）；在第一类错误最小的模型中第二类错误最小，即在对内幕交易发生的判别率最高的模型中对非内幕交易的事件判别率最高，为42.31；在前两类模型中似然函数值最大（-15.15）。在最优阀值下选定的模型满足我们的目标：对内幕交易的发生一定能判别出来，同时使对内幕交易的误判率最小。因此，我们可以容忍相对低的总体判别正确率（57.14%）。

内幕交易的发生与否不仅与个股本身的情况相关，还与整体的市场氛围有联系。在低迷不 19

一般的判别模型在对事件的正确判别率达到100%的同时对非事件的正确判别率通常为0或在10%以下。

史永东、蒋贤锋：中国股票市场内幕交易的实证分析 24

振的熊市中，交易不活跃，缺少市场信心，内幕交易一般比较少；而在涨势如天的牛市中，交易异常活跃，市场信心膨胀，内幕交易比较容易发生。同时，低迷的市场需要市场各方的刺激以恢复市场信心、促进市场发展，膨胀的市场需要外界的力量约束以防止巨大泡沫的产生和破裂。因此，最优阀值的选取可以体现监管层的成熟程度。监管层在不同的市场环境中应该相机抉择采用不同的阀值，即在市场氛围比较紧张的情况下选择最严厉的阀值（如我们上面计算出的0.08），在市场氛围比较宽松的情况选择一般的阀值即可（如0.5）。

6.3 小结

本章以我国股票市场上所有的发生过内幕交易股票的股本变动时期前后的数据为样本，选取事件期间的日均换手率和日均收益率，以Logistic模型建立了适合我国国情的判别体系。基于内幕交易对市场的恶劣影响这一前提，我们在判别时采取了极严厉的标准，以正确判别内幕交易的发生为首要目标，同时兼顾对非内幕交易的判别。最终的判别体系能够满足这样目的。我们发现，除了日均换手率之外的日均收益率、日均收益率与日均换手率的乘积项能提高对内幕交易的发生以及非内幕交易事件的正确判别率，此外，最优阀值的选取可以体现监管层监管水平的成熟程度。

7 基本结论、政策建议及进一步的研究方向

7.1 基本结论

我国现阶段的内幕交易非常复杂，总体上呈现出如下特点：内幕交易主体人以基本内幕人为主；内幕信息以兼并收购、利润分配为主；其它多种违规事实伴随内幕交易发生，使内幕交易变得很复杂；。内幕交易者所受的处罚以罚款为主，此外还受到取消或暂停营业资格、市场禁入等其它处罚。

内幕交易使股票的平均价格上升，但也增加了价格的波动性。内幕交易者所利用的信息确实是重大的并且都获取了正的超常收益。如果信息非常重大，那么一般情况下内幕交易者会在信息公告前结束交易。此外，如果内幕交易者同时采取市场操纵策略，那么他能获取更高的非法所得。内幕交易从总体上加剧了交易过程中的信息不对称，破坏了市场的公平性，而信息披露则有利于减少这种不对称的程度。

以股本变动时期前后的日均换手率和日均收益率为样本，我们以Logistic模型建立了适合我国国情的内幕交易判别体系。基于内幕交易对市场恶劣影响这一前提，我们在判别时采取了极严厉的标准，以正确判别内幕交易的发生为首要目标，同时兼顾对非内幕交易的判别。最终的判别体系能够满足这样目的。除了日均换手率之外的日均收益率、日均收益率与日均换手率的乘积项能提高对内幕交易的发生以及非内幕交易事件的正确判别率，这些变量对内幕交易、此外，最优阀值的选取可以体现监管层监管水平的成熟程度。

史永东、蒋贤锋：中国股票市场内幕交易的实证分析 25

7.2 政策建议

蒋贤锋、史永东等（2003）在Aggarwal and Wu (2002) 的基础上引进动态交易成本，提出了市场操纵的全面防范体系，它主要包括三方面的内容：加强对交易的监控、加强信息披露制度建设和投资者教育。我们认为，这个全面防范体系也适用于内幕交易。结合全面防范体系和本文的结论，我们在内幕交易防范方面提出如下的建议：

第一，监管层可以考虑建立一个基于本文结论的内幕交易的判别体系。一般情况下，在上市公司股本发生变动前后的时期容易发生内幕交易。为此，我们用实证数据建立了一个基于这段时期的平均日收益率、平均日换手率的判别体系，发现它基本上可以判别出内幕交易的发生以及非内幕交易事件，并且该判别体系在极端情况下对发生内幕交易的正确判别率达到100%，同时，非内幕交易事件判别的正确率高达42.31%。判别体系的建立将会对内幕交易起到预警、并减少内幕交易对市场的负面影响。

第二，加强信息披露制度建设。本文的研究显示，内幕交易从总体上加剧了交易过程中的信息不对称，信息公开则有利于减少交易过程中的信息不对称。因此，加强信息披露制度建设，使真实信息及时公开，将会有利于促进交易过程中的公平，也将在一定程度上阻止内幕交易的发生。具体措施如下：

1，上市公司信息披露制度应该由静态监管向动态监管转变（何佳，何基报，2002）。我国现有的信息披露监管机制强调对上市公司信息披露的静态监管，即对上市公司初次或第一时间披露的信息进行审核确认，而对上市公司同一事件发生前后发布不一致的具有误导性、欺诈性信息没有有效的跟踪和监控。而前后不一致的具有误导性、欺诈性信息却是操纵者经常采取的措施，也便利了内幕交易的发生。因此，应该对上市公司披露的信息进行动态监管，如果发现信息披露虚假或不一致立即进行查处，而不管信息披露的时间，以加强对内幕交易的预防。

2，加强强制性信息披露的同时，鼓励自愿性信息披露20（何卫东，2003）。我国当前的证券市场中上市公司的信息披露存在着某种程度的“诚信”危机，在这种情况下，监管部门应该进一步加强强制性信息披露，保证上市公司信息披露的及时性、有效性和正确性。不仅如此，监管部门也应该鼓励上市公司的自愿性信息披露，增强信息披露的完整性、可靠性，监管部门应该在相关的证券法规、规则中加入鼓励公司自愿披露信息的条款，同时加强对自愿性信息披露的监管。

自愿性信息披露的另一个重要实践是在上市公司内部建立“长城似”（Chinese Wall）的信息处理机制。“长城似”的内部信息机制对内幕信息进行了严格的处理，从而保证内幕信息不被非法地利用。国际经验表明监管部门应该鼓励这种机制的建立（Emerging Markets Committee of International Organization of Securities Commissions, 2003）。这种机制在防范内幕交易及基于内幕交易的市场操纵方面的作用尤其突出。

3，加强对网上信息披露的监管。Internet的快速发展、普及使投资者能方便、快捷的获取各种信息。与此同时，Internet也使虚假信息的传播变得更加容易。监管部门在利用Internet建设信息披露制度的同时，应该注意防范虚假信息在Internet中的披露和传播。一个可以采取的现实措施是，监管部门应该要求各证券类网站设置专门人员监控各自论坛上的“小道消息”发布。

4，在各个层次上进行信息共享、公开。国际证监会（IOSCO）的调查表明信息共享对于监管合作具有重要的意义。信息共享应该在国内、国际层次上开展，包括交易所之间的合作、交易所和监管者间的合作、监管者和其他当局者的合作。国际上的合作包括：国际监管者间的合作、国内监管者和国外监管者之间的合作、国内监管者和国外交易所的合作以及不同国家交易所之间的合作。

20

这一点建议的提出受到清华大学陈晓教授建议的启发。

本文来源：https://www.bwwdw.com/article/usco.html