Can Civil Liability Deter Securities Market Misconducts: A Quasi-Natural Experiment Analysis Based on the Judgments of Representative Litigation
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摘要: “执法重要假说”和“法条重要假说”是近年来法律与金融研究的热点。随着证券市场注册制改革的推进和新《证券法》的颁布，多层次代表人诉讼和金融司法专业化改革在“纸面上”提升了民事责任的强度，但司法裁判能否在边际上提升对违法行为的威慑力仍存在不确定性。利用首份证券代表人诉讼判决带来的外生冲击检验上述假说，通过事件研究法发现违法上市公司的股票组合在“五洋案”一审判决后获得显著为负的超额收益，且其超额收益率与上市公司所在省(市)的司法环境质量存在显著负相关关系。该研究为“执法重要假说”提供了支持性证据，对于落实证券违法零容忍政策具有重要借鉴意义。Abstract: "Law Matters Hypothesis" and "Enforcement Matters Hypothesis" have been heatedly debated in law and finance scholarship in recent years. With the registration reform and 2019 revision of Securities Law in China issued, the multi-level representative litigation and the specialization of Chinese courts in financial disputes adjudication have de jure increased the intensity of private enforcement, but it is uncertain whether the judicial judgments can furthermore increase the deterrence of securities misconducts. Using the exogenous shock brought about by the first judgment of securities representative litigation to test the aforementioned hypotheses, the event studies find that the portfolio of stocks issued by listed companies committing securities misconducts shows significant and negative abnormal return after the disclosure of the first-instance judgment of "Wuyang Case"; at the same time, it is estimated that there is a negative correlation between the abnormal return and the judicial quality of the province (city) where the listed company is located. The empirical research provides supporting evidence for the "Enforcement Matters Hypothesis", and has important implications for the "zero tolerance" policy for securities violations.
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一、 引言
2021年3月《国民经济和社会发展第十四个五年规划和2035年远景目标纲要》正式发布，提出全面推行股票发行注册制，提高直接融资比重，服务实体经济发展。注册制改革是一项系统工程，将整体性重构我国证券市场治理体系，推动事前准入监管的市场化，将监管重心转移到事中监督和事后执法上来(沈朝晖，2011)[1]。然而，我国证券执法因缺乏效率而深受诟病，特别是以证券民事诉讼制度为代表的私人执法机制，无法有效实现赔偿投资者和威慑证券违法行为的作用(王利明，2001)[2]。2019年新修订的《证券法》(以下简称“新《证券法》”)第95条全面改革了我国证券民事诉讼制度，在传统单独诉讼的基础上，增加了人数确定和人数不确定的“加入制”普通代表人诉讼以及“退出制”特别代表人诉讼，使多层次证券民事诉讼体系更加完善。
另外，随着上海和北京金融法院的相继成立，制度创新联动有效提升了综合改革效能①。考虑到特别代表人诉讼的专业性较高，判决影响广泛，《关于证券纠纷代表人诉讼若干问题的规定》(以下简称“《代表人诉讼若干规定》”)第2条设置了对此类诉讼的集中管辖规则，管辖权归集于“涉诉证券集中交易的证券交易所、国务院批准的其他全国性证券交易场所所在地的中级人民法院或者专门人民法院管辖”。金融法院和金融法庭集中审理重大金融欺诈案件，有助于推进金融审判体制机制改革，提高金融审判专业化水平，减少地方保护主义对案件审判结果的干预。
① 参见：坚定改革信心汇聚改革合力 推动新发展阶段改革取得更大突破，http://politics.people.com.cn/n1/2020/1231/c1024-31984746.html。
上述司法改革措施无疑在纸面上显著提升了证券违法行为的民事责任。“法条重要假说”主张证券市场将充分预期到规则层面改革的实效并进行调整，因此执法活动不会产生额外影响。而“执法重要假说”则主张在规则改革影响的基础上，首次执法活动也会增加对违法行为的边际威慑力，因而证券市场同样会出现相应的调整。本研究采用准自然实验设计方法，以“五洋案”和“康美案”一审判决作为外部冲击检验上述理论假说。事件研究法结果显示，违法上市公司的股票组合在“五洋案”一审判决公开后存在显著为负的超额收益。与此同时，采用多元回归分析方法进行研究发现，估计所得超额收益率与地区司法环境质量存在负相关关系，即低效司法体系会降低证券民事诉讼对违法行为的边际威慑力。本文的研究发现为“执法重要假说”提供了支持性的经验证据。
二、 证券执法机制文献综述
学者对“执法重要假说”和“法条重要假说”的讨论是近二十年来法律与金融研究的争论热点。La Porta等(1998)[3]最先通过跨国实证研究检验“法条重要假说”，发现有效的投资者保护规则能够威慑违法行为，是促进证券市场健康发展的主要因素。然而，“法条重要假说”却受到法学学者的广泛批评，对英国证券市场二十世纪早期发展历史的研究显示，以中介机构和交易所等“看门人”为核心的自律监管是威慑证券违法的主要力量(Cheffins, 2001)[4]。“执法重要假说”则进一步主张执法活动才是威慑证券违法行为的主要因素，缺乏有效实施机制的法律无法产生可置信的威胁力，因而无助于证券市场的健康发展(Bhattacharya和Daouk, 2002)[5]。
在跨国宏观实证分析无法得到一致结论的情况下，学者开始转向研究特定国家的微观执法活动。根据执法主体的公私属性，证券执法机制可以划分为公共执法和私人执法两类(Berglof和Claessens, 2006)[6]。当前，全球主要经济体皆采用混合执法模型，即公共执法和私人执法同时运行(Gelter, 2019)[7]。我国证券执法体系以公共执法为主，私人执法并不活跃，有限的执法强度未能有效地威慑违法行为(Allen等, 2005)[8]。关注公共执法的文献集中于其产出分析(徐文鸣和朱良玉，2017)[9]，以及特定违法行为的执法实效分析，如内幕交易(吕成龙，2021)[10]。而关注私人执法的文献则主要集中于规范层面。因证券欺诈行为引发的民事诉讼与传统纠纷存在明显差异，前者具有“小额、量大”的特点，即受害人数量众多，但个体损失数额较小(郭雳，2009)[11]，所以，在新《证券法》颁布之前，《最高人民法院关于审理证券市场因虚假陈述引发的民事赔偿案件的若干规定》(以下简称“《虚假陈述若干规定》”)并未对此类纠纷设置针对性的制度安排。投资者仅能提起单独诉讼或者原告人数确定的共同诉讼，并且还需满足行政前置程序的规定。
根据《虚假陈述若干规定》的制度安排，因证券欺诈而受损的投资者在维权时面临集体行动困境，传统诉讼模式应对此类群体性纠纷存在不兼容的问题。一方面，“一案一审”让法院陷入重复审理大量类似案件的泥潭，会浪费宝贵的司法资源(章武生，2017)[12]；另一方面，由于单个投资者遭受的损失较小，其主动起诉的成本往往大于预期收益，因此面临集体行动困境的制约(孙国茂等，2020)[13]。证券民事诉讼制度的短板削弱了投资者保护水平，严重限制了我国多层次资本市场的健康发展(徐文鸣和陶震，2021)[14]。有学者主张借鉴域外群体诉讼模式以化解此类纠纷，保护弱势投资人的合法权益，如日本的选定当事人诉讼、美国的集团诉讼等(耿利航，2006)[15]。此类诉讼模式将涉及众多当事人的案件转化为两方对立的诉讼模式，通过集约化的案件审理和判决一次性解决群体纠纷，实现了诉讼结果的统一性和纠纷解决的规模经济(吴泽勇，2010)[16]。
随着裁判文书和证券市场数据逐渐丰富，学者开始关注证券民事诉讼制度的实效。如陈信元等(2010)[17]利用早期证券民事诉讼改革的外生事件，发现证券民事诉讼风险的变化会显著影响违法公司的股价；徐文鸣(2017)[18]系统收集裁判文书网公开的虚假陈述民事判决，测量了证券民事诉讼的产出；缪因知(2020)[19]通过梳理证券虚假陈述判决，指出法院并未形成一致的扣除系统风险因素的方法，对该问题的审查异变为法院平衡原被告利益的工具；等等。
当前研究对新《证券法》及相关制度创新实施效果的讨论并不充分。本研究利用首份证券代表人诉讼判决带来的外生冲击，检验在法律实施层面提升民事责任会引起的市场反应。可能存在的边际贡献主要体现在以下三方面：首先，利用人民法院在新《证券法》实施后作出的首份代表人诉讼判决，在中国语境下检验“执法重要假说”。其次，采取了准自然实验的研究设计，利用司法判决公开所带来的外部冲击，从因果分析(causal inference)的角度测量私人执法强度提升给违法上市公司带来的边际成本。第三，实证检验了地区司法环境质量和私人执法威慑力之间的关系，并发现司法环境质量下降会在边际上削弱证券民事诉讼改革对违法行为的威慑力。
三、 证券代表人诉讼的制度创新
随着我国注册制改革进入深水区，在“建制度、不干预、零容忍”的政策背景下，证券民事诉讼领域也推出了一系列综合制度创新措施。新《证券法》和《代表人诉讼若干规定》正视投资者救济难的问题，打破了限制证券民事诉讼的制度桎梏，主要创新措施包括以下三方面：第一，新《证券法》第95条确立了多层次的代表人诉讼模式；第二，《代表人诉讼若干规定》第5条放宽了前置要求；第三，金融司法专门化改革和特别代表人诉讼集中管辖规则提升了审理法院的专业水平，缓解了地方保护对司法审判的影响。上述措施显著提高了证券法规则层面的投资者保护水平。
（一） 多层次证券民事诉讼与前置程序改革
新《证券法》第95条规定了人数确定和人数不确定的“加入制”普通代表人诉讼以及“退出制”特别代表人诉讼，完善了多层次证券民事诉讼体系，满足了投资者多样化的需求。其中，“加入制”普通代表人诉讼是《民事诉讼法》(2021年修正)第56条和第57条在证券纠纷领域的适用，在该模式中投资者必须主动起诉以加入诉讼。而“退出制”特别代表人诉讼是新《证券法》的重大创新，也被称为“中国版集团诉讼”(汤维建，2020)[20]。为了避免美式集团诉讼高昂的滥诉、扰诉成本，我国特别代表人诉讼由投资者保护机构主导。根据《代表人诉讼若干规定》，特别代表人诉讼的适格原告范围依据“默示加入、明示退出”的原则确定。投资者保护机构将从证券登记结算机构处获得适格原告的信息，并公告权利人范围；如果投资者在公告期内未主动声明退出，则视为同意加入代表人诉讼。“退出制”特别代表人诉讼节约了投资者主动参与诉讼的成本，可以最大化原告数量和投资者所获损害赔偿数额，显著提高了证券违法成本。
此外，《虚假陈述若干规定》第6条设置了行政前置程序，规定投资者必须依据行政处罚或者刑事判决提起民事诉讼，才能请求虚假陈述行为人承担损害赔偿责任。因行政前置程序限制了受侵害投资者的诉权，故受到学者的广泛批评(徐文鸣，2017)[21]。然而，相关实证研究显示，法院审理的虚假陈述案件仅占满足行政前置程序可诉案件的30%左右，说明大量受侵害的投资者选择“用脚投票”，并未通过司法体系寻求救济(黄辉，2013)[22]。随着我国司法改革的深入，行政前置程序与立案登记制度产生了明显冲突。2015年12月发布的《最高人民法院关于当前商事审判工作中的若干具体问题》，就明确要求取消行政前置程序。
《代表人诉讼若干规定》第5条改革了此前行政前置程序的相关规定。一方面，适用非代表人诉讼程序的案件无需满足任何前置程序。另一方面，考虑到滥诉风险，在适用代表人诉讼程序的案件中，原告应当提交证明证券侵权事实的初步证据。该要求与行政前置程序相比更为宽泛，不仅包括行政处罚和刑事裁判文书，还包括被告自认材料、证券交易所和国务院批准的其他全国性证券交易场所等给予的纪律处分或者采取的自律管理措施等。对2020年上市公司公告的简单整理显示，符合初步证据要求的公告数量达到近千项。因此，前置程序不再对投资者的诉权产生明显限制。由行政前置程序向初步证据的转变，体现出司法机关平衡保护投资者和降低滥诉风险的考量。
（二） 金融司法专门化与集中管辖
金融司法专门化改革与特别代表人诉讼的集中管辖规则属于典型的协同制度创新。一方面，因证券欺诈行为引发的民事纠纷的专业性较强，金融司法专门化有利于应对和化解此类复杂纠纷。金融司法专门化进程已有十余年历史，上海浦东新区人民法院早在2008年即设立了全国第一家金融审判庭。2017年全国第五次金融工作会议召开后，最高人民法院发布了《关于进一步加强金融审判工作的若干意见》，金融业态较为发达的地区都在不同程度上试点金融纠纷的专业化解决方案。2018年10月26日修订的《人民法院组织法》第15条更是明确将金融法院列为专门法院的一类。截至2018年底，全国范围内各级法院设立的专业化金融审判组织已经接近300家(李扬，2019)[23]。其中，广州和深圳都在中级法院层面建立了金融审判庭(丁海湖和田飞，2014)[24]，而北京和上海金融法院则是在总结前期金融纠纷专门化审判改革经验的基础上，探索了提升金融审判质效的重要创新举措。
金融司法专门化在纠纷化解方面具有显著的效率优势。第一，专门法院是应对社会经济分工精细化趋势的制度设计(苏力，1994)[25]，专业化金融审判组织能够适应我国金融市场快速发展和金融纠纷复杂性、专业性较高的特点。第二，在金融法院或金融法庭任职的法官能够长期、稳定地处理金融纠纷，减少因外部因素，如部门解散或合并导致的审判人员流动，有助于法官积累专业性的人力资本。第三，金融法院或金融法庭可以对疑难复杂案件进行集中研究，为金融审判规则供给侧改革提供智力支持，实现制度创新的目标(陈杭平，2021)[26]。
另一方面，考虑到特别代表人诉讼是我国金融司法审判方面的重大改革创新举措，同时涉案利益和主体数量较大，《代表人诉讼若干规定》第2条设置了此类诉讼的特殊管辖规则，由北京金融法院、上海金融法院和广州、深圳中级人民法院管辖，以实现跨行政区划集中管辖和司法专业化的目的(沈伟，2018)[27]。对此类案件跨行政区划的集中管辖，有助于推动司法改革“去地方化”目标的实现。首先，特别代表人诉讼跨区管辖有利于保障裁判标准的相对统一，避免类似案件在不同法院审理的裁判标准存在较大差异。如在审理因虚假陈述引发的民事纠纷中，不同中级法院就对于揭露日和系统性风险的扣除采取了差异化的处理方式(徐文鸣和莫丹，2019)[28]。其次，跨区管辖在一定程度上减少了地方保护主义对于司法裁判结果的干预。由于证券虚假陈述的被告往往是上市公司，而它们又是地方经济发展的重要贡献者，与当地政府的关系较为密切，地方保护主义可能削弱司法审判的独立性。第三，集中管辖有利于形成网络效应，规模经济可以降低纠纷解决的平均成本。与分散管辖相比，跨区集中管辖提高了此类纠纷解决的标准化程度，能够稳定证券市场主体对于司法裁判的预期。
四、 研究假设与样本说明
（一） 研究假设的提出
法院是私人执行法律的重要场域，投资者通过证券民事诉讼直接请求违法行为人承担损害赔偿责任，违法成本增加将提升对违法行为的威慑力(Coffee, 2007)[29]。在注册制改革大背景下，改进私人执法制度的实效包括完善证券民事诉讼规则和提高规则的实效两方面。一方面，在规则制定层面，新《证券法》和《代表人诉讼若干规定》建立了纸面上的多层次证券民事诉讼体系，缓解了投资者面临的集体行动困境。同时，特别代表人诉讼适用集中管辖规则，既提升了此类案件审判的专业化水平，又降低了地方保护主义对审判结果的影响，提高了司法裁判标准的一致性。根据“法条重要假说”，证券市场在上述规则颁布后，即会迅速根据投资者保护强度的变化进行调整。
另一方面，在规则实施层面，2020年12月31日，杭州市中级人民法院作出“五洋案”一审判决；2021年11月12日，广州市中级人民法院作出“康美案”一审判决。两份判决分别是新《证券法》和《代表人诉讼若干规定》实施后，人民法院作出的第一份原告人数不确定的普通代表人诉讼判决和特别代表人诉讼判决，判决结果显著加重了违法行为人的民事责任。根据“执法重要假说”，证券私人执法质效的改善可以提升对违法行为的边际威慑力，因而证券市场会根据私人执法强度的提升进行新的调整。但是，“法条重要假说”却提出截然不同的理论预测，认为民事诉讼改革措施早已被市场主体所熟知，司法判决不会在边际上提升对违法行为的威慑力，因而证券市场在上述判决公开后并不会出现显著的调整。基于上述理论讨论，提出如下假设：
假设1a：遵循“执法重要假说”，接受证监会(局)行政调查的上市公司的股票，在“五洋案”一审判决公开的事件窗口期内，应当获得显著为负的超额收益。
假设1b：遵循“执法重要假说”，接受证监会(局)行政调查的上市公司的股票，在“康美案”一审判决公开的事件窗口期内，应当获得显著为负的超额收益。
虽然纸面上证券民事诉讼制度的效率获得显著改善，但在规则实施层面不同省(市)之间仍可能存在显著差异。现有文献已经证实司法判决可能受到案外因素的影响(田燕梅等，2021)[30]，上市公司可以通过政治关联渠道影响司法机关(曹春方等，2017)[31]和监管机关(许年行等，2013)[32]的独立性，进而降低执法效率。如果考虑到地方司法环境质量的差异，在代表人诉讼判决公开后，违法上市公司在事件窗口内获得的超额收益率，应当与其所在省(市)司法环境质量负相关。换言之，在证券民事诉讼制度效率改善的背景下，位于司法环境质量较高省(市)的违法公司，将在边际上承担更高的违法成本。基于上述理论讨论，提出如下假设：
假设2：样本股票的超额收益率与发行人所在省份的司法环境质量呈负相关关系。
（二） 研究样本和识别策略
实证分析采用准自然实验的研究框架，利用“五洋案”和“康美案”一审判决带来的外部冲击(external shock)，可避免回归分析的内生性问题(安格里斯特和皮施克，2012)[33]。以法律规范变化作为识别策略具有显著的优势，Atanasov和Black(2016)[34]研究了2001—2011年发表的142篇利用准自然实验进行因果推断的学术论文，发现其中的63篇是以法律变化作为其识别策略。“五洋案”和“康美案”一审判决是新《证券法》实施后，人民法院作出的首份普通代表人诉讼判决和特别代表人诉讼判决，两份判决显著提高了违法行为人的民事责任，增加了私人执法的强度。
为了减少自选择偏误(self-selection bias)的影响，研究样本仅包括在判决公开时因违法行为接受证监会行政调查的A股公司，即在上述判决公开前一个月至前两年之间，因证券违法接受证监会的行政执法调查，但未公告收到行政处罚决定的上市公司。易言之，研究样本包括那些仅公告行政处罚调查通知书(以下简称调查阶段)的上市公司，以及那些公告行政处罚事先告知书但未公告处罚决定书(以下简称预处罚阶段)的上市公司。一方面，根据有效市场假说，在已经披露行政处罚调查通知书或(和)预处罚通知书的情况下，相关上市公司的股票价格应当已经根据处罚信息和新规则进行了充分的调整[28]。因而，当“五洋案”和“康美案”一审判决公开后，样本公司的股价变动应当仅仅是规则实施层面的因素引起的。另一方面，证券执法程序的特点使得上市公司无法主动选择退出执法程序，因而可以最大程度减少自选择偏误对实证研究结果的影响，保证较客观公正地测量证券私人执法强度提升的边际威慑力。
本研究采用事件研究法测量样本股票组合的价格对司法判决的反应，该方法广泛应用于法律与金融实证研究。研究样本因此仅包括了那些在事件发生前，存在200个交易日数据且未在事件窗口内停牌的上市公司。上市公司违规数据来源于CSMAR，并且经过作者在巨潮网进行二次校对。文中的上市公司财务数据和股票交易数据主要来源于WIND数据库。根据样本选择规则，“五洋案”对应的样本为116家上市公司, 处于调查阶段的上市公司数量为93家，处于预处罚阶段的上市公司数量为23家；而“康美案”对应的样本为107家上市公司，其中，处于调查阶段的上市公司数量为70家，处于预处罚阶段的上市公司数量为37家①。表 1描述了样本公司的行业分布，可以看出样本主要集中于制造业，占比达到全样本的三分之二。本研究样本的行业分布情况，与A股上市公司的行业分布情况保持一致。
① 根据CSMAR和巨潮网的数据，“五洋案”和“康美案”所对应的样本分别包括139只股票和121只股票，本文研究样本剔除了在事件窗口内停牌或(且)在事件发生前交易天数不足200天的上市公司。
表 1 样本公司的行业分布情况行业分类 五洋案 康美案 农、林、牧、渔业 1 3 采矿业 4 5 制造业 67 65 电力、热力、燃气及水生产和供应业 1 2 建筑业 3 2 批发和零售业 5 5 交通运输、仓储和邮政业 0 1 信息传输、软件和信息技术服务业 16 10 金融业 4 3 房地产业 5 3 租赁和商务服务业 3 3 科学研究和技术服务业 2 1 水利、环境和公共设施管理业 2 1 卫生和社会工作 1 1 文化、体育和娱乐业 2 2 总计 116 107 注：行业分类采用证监会发布的《上市公司行业分类指引(2012年修订)》中关于行业门类的划分标准。 在利用多元回归分析检验超额收益率与地区司法环境质量之间关系时，模型的被解释变量为“累计超额收益率”，即样本股票在[-2, 3]事件窗口期内累计的超额收益率。核心解释变量为“文书公开率”和“市场中介组织的发育和法治环境”，前者是从司法透明度数据库②获得的上市公司所在省(市)于2019年在裁判文书网公开判决书的比例，而后者是上市公司所在省(市)在2019年“市场中介组织的发育和法治环境”的指标得分(王小鲁等，2021)[35]。选择这两个指标作为上市公司所在省(市)司法环境质量的代理变量，主要是出于以下考虑：“市场中介组织的发育和法治环境”是我国制度经济学研究中广泛用于衡量司法环境质量的代理变量，如肖珉(2008)[36]使用该指标解释权益成本的差异。当然，该指标也存在不足之处，如衡量标准偏主观。而“文书公开率”是近年来法律经济学文献中用于衡量司法环境质量的新兴代理变量。该指标的优点在于定义清晰、衡量标准客观；不足之处在于其所衡量的司法环境质量外延较狭窄，难以反映地区司法质量的全貌。为了进一步控制违法公司的特征，实证模型还加入了财务指标，即总资产、负债资产比、资产收益率、企业上市年数等控制变量，以及上海交易所、国有企业、调查阶段、行业等虚拟变量。变量定义见表 2。
② 参见http://court-ai.com/index?site=transparency，最后访问时间为2021年12月23日。
表 2 变量定义变量分类 变量名称 变量含义 被解释变量 累计超额收益率 样本公司在“五洋案”判决公开后[-2, 3]事件窗口内的累计超额收益率 解释变量 文书公开率 上市公司所在省(市)于2019年在裁判文书网公开判决书的比例 市场中介组织的发育和法治环境 上市公司所在省(市)在2019年“市场中介组织的发育和法治环境”的指标得分[35] 总资产 2019年12月31日公布的总资产(亿元)的自然对数 负债资产比 2019年12月31日公布的总负债与总资产的比例 资产收益率 2019年12月31日公布的总资产收益率 企业上市年数 截止2020年，企业上市年限的自然对数 上海交易所 在上海交易所上市取值为1，在深圳交易所上市取值为0 国有企业 国有企业取值为1，非国有企业取值为0 行业 采用《上市公司行业分类指引(2012年修订)》规定的行业划分标准 五、 司法判决市场效应及其决定因素的实证分析
（一） 事件研究法
新《证券法》和《代表人诉讼若干规定》已经在纸面上明确了证券民事诉讼制度的改革措施。如果“法条重要假说”成立，司法判决不会向证券市场传递有关违法成本的新信息，因而样本公司的股票在事件窗口期内不会获得显著为负的超额收益。而如果“执法重要假说”成立，法条层面的改革并不足以充分改变证券市场主体的预期，执法活动仍然会向证券市场传递有关违法成本的新信息，样本公司的股票则会在事件窗口期内获得显著为负的超额收益。
本文利用事件研究法测量样本股票在司法判决公开后的超额收益率。根据有效市场假说，证券价格将在新信息披露后短时间内调整至充分反映该信息的水平。因而，如果司法裁判结果能够显著增加违法成本，那么样本公司股票组合会迅速根据该信息进行调整，个股实际收益率与模型预测收益率将出现显著差异。该差异即为事件研究法估计所得超额收益率，也是市场主体在获悉上述民事判决后所预期增加的违法成本(樊健，2017)[37]。事件研究法所选取的事件窗口为[-7, 7]，即相关判决公开前后7个交易日。每日超额收益率(ARit)的计算公式为：
$$A{R_{it}} = {R_{it}} - {\hat R_{it}} $$ (1) 其中，Rit和 ${\hat R_{it}}$分别是第i只股票在第t个交易日的每日收益率和每日预期收益率。而市场模型估计每日预期收益率( ${\hat R_{it}}$)的计算公式为：
$${{\hat R}_{it}} = {{\hat \alpha }_i} + {{\hat \beta }_i} \times {R_{mt}} + {{\hat \varepsilon }_{it}} $$ (2) 其中，Rmt是沪深300指数在第t个交易日的每日收益率， ${{\hat \alpha }_i}$和 ${{\hat \beta }_i}$是使用事件日前200个交易日的目标股票每日收益率和沪深300指数每日收益率数据估计的参数值。
（二） “五洋案”判决的市场效应分析
本小节检验与“五洋案”判决相关的假设1a。研究样本包括在该判决公开之前，已经公告收到证监会行政调查通知书但未公告行政处罚决定书的上市公司。根据有效市场假说，证券市场已经获知上市公司的违法信息和证券民事诉讼制度改革，因此样本公司的股价应当已经充分反映了在“五洋案”判决公开之前预期的公共执法和私人执法成本。如果“五洋案”判决在边际上提升了对证券违法行为的威慑力，那么样本股票组合在该判决于2020年12月31日向市场公开后，应当出现显著为负的超额收益，也即是支持假设1a所主张的“执法重要假说”。
“五洋案”判决公开后首个交易日为2021年1月4日，因此本节选择该交易日为事件日。表 3报告了事件日前后7个交易日中样本股票组合的每日超额收益率的平均值和中位数。可以看出，样本股票组合在事件日前两天即出现了显著为负的超额收益，并在事件日后3天内仍获得了显著为负的超额收益率。为了检验估计所得超额收益率的统计显著性，表 3最后一列报告了对每日超额收益率进行威尔科克森符号秩检验(Wilcoxon sign-rank test)的结果，该检验的原假设为样本中位数等于零。威尔科克森符号秩检验显示在[-2, 3]期间内，样本股票的每日超额收益率显著不为零。该期间内累计超额收益率的平均值为-12.35%，中位数为-13.26%。表 3的实证研究结果显示，“五洋案”判决显著改变了证券市场对违法成本的预期，市场认为更有效的证券私人执法制度将在边际上大幅提高上市公司的违法成本，预期违法成本的增加幅度约为样本上市公司市值平均值的12.35%。该发现为“执法重要假说”提供了支持性的经验证据。
表 3 “五洋案”判决公开前后样本股票组合的超额收益率交易日 样本容量 超额收益率平均值(%) 超额收益率中位数(%) Wilcoxon sign-rank test -7 116 -0.18 -0.45 -1.598 -6 116 -1.34 -2.12 -4.452*** -5 116 0.15 -0.15 0.364 -4 116 -0.93 -1.44 -4.03*** -3 116 0.30 0.45 1.38 -2 116 -1.43 -1.36 -6.11*** -1 116 -1.12 -0.83 -5.369*** 0 116 -0.29 -0.61 -1.496 1 116 -2.78 -2.94 -6.97*** 2 116 -2.55 -2.70 -7.604*** 3 116 -4.18 -4.82 -8.119*** 4 116 0.35 0.28 0.879 5 116 -1.40 -2.08 -4.433*** 6 116 -1.73 -1.97 -5.336*** 7 116 -1.24 -2.00 -4.49*** 注：*、**、***分别表示10%、5%和1%的显著性水平。下表同。 图 1从“司法透明度数据库”获取了2019年样本公司所在省(市)在裁判文书网公开文书的比例，用以衡量地区司法环境质量的差异。该图展示了各省(市)上市公司在[-2, 3]事件窗口期内，累计超额收益率的平均值与该省(市)文书公开比例之间的关系。上述两个变量之间存在显著的负相关关系，相关系数为-0.24。对于那些因违法行为受到行政调查的上市公司，随着其所在省(市)的司法透明度提升，其发行股票在事件窗口内的超额收益率将下降。易言之，司法透明度的提升将增加证券私人执法给违法上市公司带来的成本。
（三） “康美案”判决的市场效应分析
本小节检验与“康美案”相关的假设1b。该判决的公开日为2021年11月12日，此后第一个交易日为2021年11月15日，因此选择该日为事件日。选取的样本是在“康美案”判决公开之前，已经公告收到证监会行政调查通知书但未公告行政处罚决定书的上市公司。如果“康美案”判决未能改变市场主体关于特别代表人诉讼的预期，那么样本股票组合在2021年11月15日前后不应当出现显著为负的超额收益。表 4报告了“康美案”判决公开前后7个交易日中样本股票组合的超额收益率。从A栏可以看出，样本股票组合在事件窗口期内并未出现显著的超额收益，每日超额收益率的平均值在[-1, 1]期间分别为-0.24%、0.08%和-0.20%，且统计上不具备显著性。因此，该栏报告的实证证据未能支持假设1b。两方面原因可能导致证券市场在“康美案”判决公开后未出现显著反应：第一，“康美案”事件和“五洋案”事件研究的样本存在部分重合，该部分上市公司的股价在“五洋案”判决公开后已经反映出私人执法强度的提升。第二，证券市场在“五洋案”判决公开后，较为充分地获悉证券私人执法强度的变化，已经预期到特别代表人诉讼所带来的违法成本增加。
表 4 “康美案”判决公开前后样本股票组合的超额收益率分析交易日 A栏全样本 B栏子样本(司法环境质量较低省市) 样本容量 超额收益率平均值(%) 超额收益率中位数(%) Wilcoxon sign-rank test 样本容量 超额收益率平均值(%) 超额收益率中位数(%) Wilcoxon sign-rank test -7 107 0.82 0.54 3.049*** 11 0.32 -0.46 0.089 -6 107 -0.36 -0.66 -1.734* 11 -2.58 -2.81 -2.223*** -5 107 1.07 0.65 3.509*** 11 0.31 0.25 0.178 -4 107 1.37 0.87 4.286*** 11 2.06 2.91 1.867* -3 107 0.37 0.08 1.172 11 0.39 0.41 0.267 -2 107 0.20 0.05 0.855 11 0.73 0.03 0.267 -1 107 -0.24 -0.21 -1.787* 11 1.28 0.12 1.156 0 107 0.08 0.00 -0.087 11 -1.53 -0.28 -1.778* 1 107 -0.20 -0.33 -1.423 11 1.21 0.17 1.689* 2 107 1.04 0.63 3.472 11 -0.27 -0.76 -0.178 3 107 -0.61 -0.96 -3.291*** 11 -0.52 -0.19 -0.622 4 107 0.20 0.21 0.954 11 0.44 0.32 0.533 5 107 -0.37 -0.53 -2.160** 11 -0.78 -1.10 -0.978 6 107 0.63 0.12 1.582 11 0.63 0.45 1.778* 7 107 -0.08 -0.39 -1.697* 11 -0.39 -0.06 -0.889 根据此前讨论，与“康美案”判决相关的独特制度创新主要是金融司法专门化与特别代表人诉讼的集中管辖。根据《代表人诉讼若干规定》第2条关于特别代表人诉讼集中管辖的规定，涉及位于司法效率较低省(市)上市公司的纠纷，可能移交由交易所所在地的中级法院或者金融法院审理。因此，“康美案”判决应当会对位于司法效率较低省(市)的上市公司产生最为显著的影响。B栏根据王小鲁等(2021)[35]的研究成果，选择位于全国司法环境质量排名后25%省市的上市公司作为子样本①。由于该样本仅包含11家上市公司，容量较小，统计显著性检验的功效较低。总体来看，子样本股票在事件日当天的超额收益率的绝对值出现了显著增长，达到了-1.53%，并且在10%的水平下具备统计显著性。
① 2019年“市场中介组织的发育和法治环境”指标得分最低的八个省市为内蒙古、西藏、海南、青海、贵州、黑龙江、宁夏和新疆。
图 2展示了地区司法环境质量与当地上市公司在“康美案”[-2, 3]事件窗口期内累计超额收益率平均值之间的关系。与图 1类似，图 2使用“司法透明度数据库”相关省(市)在裁判文书网的文书公开比例，作为衡量地区司法环境质量的指标。上述两个变量之间未呈现显著的相关关系，相关系数仅为-0.031。也即是说，“康美案”所涉及的样本公司在事件窗口内的超额收益率未受到其所在省(市)司法透明度的影响。当然，“康美案”本身并未引起样本股票股价的显著变化，这可能是观测到上述结论的主要原因。
（四） 地方司法环境质量与违法成本
本小节利用多元回归分析检验假设2，即样本股票的超额收益率与发行人所在省份的司法环境质量之间的关系。采用的样本为“五洋案”涉及的样本股票。被解释变量为样本股票在[-2, 3]事件窗口期内的“累计超额收益率”，核心解释变量为“文书公开率”和“市场中介组织的发育和法治环境”。为了进一步控制相关因素的影响，实证模型还控制了上市公司的财务指标和其他特征变量。
表 5汇报了多元回归分析的结果。其中，模型(1)采用了简单设定，自变量仅包括文书公开率、调查阶段和行业三个虚拟变量。回归结果显示，超额收益率与违法上市公司所在省(市)文书公开的比例存在显著负相关关系，文书公开率的回归系数为-0.118(p值为0.07)。易言之，每当违法上市公司所在省(市)的裁判文书公开率上升1%，其股票在“五洋案”一审判决公开后[-2, 3]期间累计超额收益率将平均下降0.12%。此外，调查阶段虚拟变量的回归系数为-0.071，并在1%的统计水平上显著。该回归结果说明，如果违法上市公司正处于调查阶段，与已经收到预处罚通知书的公司相比，前者在“五洋案”一审判决公开后[-2, 3]期间内，累计超额收益率将平均下降7.1%。造成上述差异的原因，主要是调查通知书的内容相对简单，仅披露上市公司因特定违法行为接受证监会的调查，因而，市场主体预期私人执法强度上升所带来的成本增长时，还会考虑到处于调查阶段股票的不确定性较高的影响。
表 5 累计超额收益率决定因素的多元回归分析自变量 (1) (2) (3) (4) (5) 文书公开率 -0.118*
(0.064)-0.128*
(0.072)-0.11*
(0.064)市场中介组织的发育和法治环境 0.006
(0.006)0.006
(0.006)0.003
(0.006)总资产 0.012
(0.008)0.013*
(0.007)0.012
(0.008)负债资产比 -0.01
(0.043)-0.009
(0.044)-0.01
(0.043)资产收益率 0.023*
(0.014)0.019
(0.013)0.022*
(0.013)企业上市年数 0.006
(0.012)0.01
(0.01)0.007
(0.012)上海交易所虚拟变量 -0.011
(0.021)-0.009
(0.022)-0.01
(0.021)国有企业虚拟变量 0.004
(0.032)-0.004
(0.032)0.004
(0.032)调查阶段虚拟变量 -0.071***
(0.025)-0.06*
(0.031)-0.07***
(0.026)-0.059*
(0.031)-0.059* 0(.031) 行业虚拟变量 是 是 是 是 是 常数项 0.093
(0.06)1.188
(1.530)-0.056
(0.049)0.888
(1.592)1.131
(1.522)样本容量 116 116 116 116 116 拟合优度(R2) 0.308 8 0.343 1 0.300 1 0.332 1 0.346 1 注：回归分析采用了以上市公司所在城市为单位的聚类稳健标准误；“累计超额收益率”变量经过上下5%的Winsorize处理。 模型(2)增加了控制变量，但其回归结果并未出现显著变化。文书公开率的回归系数为-0.128(p值为0.079)，调查阶段虚拟变量的回归系数为-0.06(p值为0.055)。新加入的控制变量中，仅“资产收益率”的系数在10%的统计水平上显著。
模型(3)(4)将市场中介组织的发育和法治环境作为核心解释变量。其中，模型(3)采用了简单设定，自变量仅包括市场中介组织的发育和法治环境、调查阶段和行业等虚拟变量。然而，市场中介组织的发育和法治环境的回归系数为0.006，并且不具备统计显著性(p值为0.299)。与模型(1)类似，调查阶段虚拟变量的回归系数为-0.07，并在1%的统计水平上显著。模型(4)增加了额外的控制变量，回归结果与模型(3)类似，市场中介组织的发育和法治环境的系数仍然不显著。
模型(5)的设定包括了所有变量，回归结果与模型(2)类似，文书公开率的回归系数显著为负，但市场中介组织的发育和法治环境的系数依然不显著。总体来看，表 5的回归分析结果支持假设2，即司法环境质量与私人执法威慑力之间存在正相关关系。
六、 结论
本研究以新《证券法》颁布后，首份代表人诉讼判决作为外生冲击检验“执法重要假说”，估计私人执法活动对证券违法行为的威慑力。新《证券法》系统改革了证券民事诉讼制度，在传统单独诉讼的基础上，增加了人数确定和人数不确定的“加入制”普通代表人诉讼以及“退出制”特别代表人诉讼，使多层次证券民事诉讼体系更加完善。同时，金融专业化审判和特别代表人诉讼的集中管辖进一步提高了金融纠纷解决的效率。上述改革措施在纸面上提高了违法行为的民事责任和投资者保护水平，在理论上可以改善我国证券市场纠纷解决的效能，推动证券市场治理能力和治理体系的现代化。然而，“执法重要假说”主张私人执法活动也即是证券民事诉讼和司法判决同样是威慑证券违法行为的重要因素。利用“五洋案”和“康美案”一审判决带来的外生冲击和事件研究法进行研究发现，违法上市公司在“五洋案”判决公开前后的事件窗口内存在显著为负的超额收益，说明当市场知悉法律规则层面的变化后，规则实施层面的司法判决还能在边际上增加对违法行为的威慑力。此外，使用各省(市)在裁判文书网公开判决的比例作为衡量司法环境质量的代理变量，发现文书公开率与上市公司在事件窗口内的超额收益率存在负相关关系，也即是上市公司所在省(市)的司法环境质量越高，违法成本也越高，“五洋案”判决所带来的边际威慑力越强。上述发现对于深化注册制改革具有积极的借鉴意义，表明保护投资者不仅需要制定有效的规则体系，还需要提高执法层面的实效。
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表 1 样本公司的行业分布情况
行业分类 五洋案 康美案 农、林、牧、渔业 1 3 采矿业 4 5 制造业 67 65 电力、热力、燃气及水生产和供应业 1 2 建筑业 3 2 批发和零售业 5 5 交通运输、仓储和邮政业 0 1 信息传输、软件和信息技术服务业 16 10 金融业 4 3 房地产业 5 3 租赁和商务服务业 3 3 科学研究和技术服务业 2 1 水利、环境和公共设施管理业 2 1 卫生和社会工作 1 1 文化、体育和娱乐业 2 2 总计 116 107 注：行业分类采用证监会发布的《上市公司行业分类指引(2012年修订)》中关于行业门类的划分标准。 
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表 2 变量定义
变量分类 变量名称 变量含义 被解释变量 累计超额收益率 样本公司在“五洋案”判决公开后[-2, 3]事件窗口内的累计超额收益率 解释变量 文书公开率 上市公司所在省(市)于2019年在裁判文书网公开判决书的比例 市场中介组织的发育和法治环境 上市公司所在省(市)在2019年“市场中介组织的发育和法治环境”的指标得分[35] 总资产 2019年12月31日公布的总资产(亿元)的自然对数 负债资产比 2019年12月31日公布的总负债与总资产的比例 资产收益率 2019年12月31日公布的总资产收益率 企业上市年数 截止2020年，企业上市年限的自然对数 上海交易所 在上海交易所上市取值为1，在深圳交易所上市取值为0 国有企业 国有企业取值为1，非国有企业取值为0 行业 采用《上市公司行业分类指引(2012年修订)》规定的行业划分标准
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表 3 “五洋案”判决公开前后样本股票组合的超额收益率
交易日 样本容量 超额收益率平均值(%) 超额收益率中位数(%) Wilcoxon sign-rank test -7 116 -0.18 -0.45 -1.598 -6 116 -1.34 -2.12 -4.452*** -5 116 0.15 -0.15 0.364 -4 116 -0.93 -1.44 -4.03*** -3 116 0.30 0.45 1.38 -2 116 -1.43 -1.36 -6.11*** -1 116 -1.12 -0.83 -5.369*** 0 116 -0.29 -0.61 -1.496 1 116 -2.78 -2.94 -6.97*** 2 116 -2.55 -2.70 -7.604*** 3 116 -4.18 -4.82 -8.119*** 4 116 0.35 0.28 0.879 5 116 -1.40 -2.08 -4.433*** 6 116 -1.73 -1.97 -5.336*** 7 116 -1.24 -2.00 -4.49*** 注：*、**、***分别表示10%、5%和1%的显著性水平。下表同。
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表 4 “康美案”判决公开前后样本股票组合的超额收益率分析
交易日 A栏全样本 B栏子样本(司法环境质量较低省市) 样本容量 超额收益率平均值(%) 超额收益率中位数(%) Wilcoxon sign-rank test 样本容量 超额收益率平均值(%) 超额收益率中位数(%) Wilcoxon sign-rank test -7 107 0.82 0.54 3.049*** 11 0.32 -0.46 0.089 -6 107 -0.36 -0.66 -1.734* 11 -2.58 -2.81 -2.223*** -5 107 1.07 0.65 3.509*** 11 0.31 0.25 0.178 -4 107 1.37 0.87 4.286*** 11 2.06 2.91 1.867* -3 107 0.37 0.08 1.172 11 0.39 0.41 0.267 -2 107 0.20 0.05 0.855 11 0.73 0.03 0.267 -1 107 -0.24 -0.21 -1.787* 11 1.28 0.12 1.156 0 107 0.08 0.00 -0.087 11 -1.53 -0.28 -1.778* 1 107 -0.20 -0.33 -1.423 11 1.21 0.17 1.689* 2 107 1.04 0.63 3.472 11 -0.27 -0.76 -0.178 3 107 -0.61 -0.96 -3.291*** 11 -0.52 -0.19 -0.622 4 107 0.20 0.21 0.954 11 0.44 0.32 0.533 5 107 -0.37 -0.53 -2.160** 11 -0.78 -1.10 -0.978 6 107 0.63 0.12 1.582 11 0.63 0.45 1.778* 7 107 -0.08 -0.39 -1.697* 11 -0.39 -0.06 -0.889
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表 5 累计超额收益率决定因素的多元回归分析
自变量 (1) (2) (3) (4) (5) 文书公开率 -0.118*
(0.064)-0.128*
(0.072)-0.11*
(0.064)市场中介组织的发育和法治环境 0.006
(0.006)0.006
(0.006)0.003
(0.006)总资产 0.012
(0.008)0.013*
(0.007)0.012
(0.008)负债资产比 -0.01
(0.043)-0.009
(0.044)-0.01
(0.043)资产收益率 0.023*
(0.014)0.019
(0.013)0.022*
(0.013)企业上市年数 0.006
(0.012)0.01
(0.01)0.007
(0.012)上海交易所虚拟变量 -0.011
(0.021)-0.009
(0.022)-0.01
(0.021)国有企业虚拟变量 0.004
(0.032)-0.004
(0.032)0.004
(0.032)调查阶段虚拟变量 -0.071***
(0.025)-0.06*
(0.031)-0.07***
(0.026)-0.059*
(0.031)-0.059* 0(.031) 行业虚拟变量 是 是 是 是 是 常数项 0.093
(0.06)1.188
(1.530)-0.056
(0.049)0.888
(1.592)1.131
(1.522)样本容量 116 116 116 116 116 拟合优度(R2) 0.308 8 0.343 1 0.300 1 0.332 1 0.346 1 注：回归分析采用了以上市公司所在城市为单位的聚类稳健标准误；“累计超额收益率”变量经过上下5%的Winsorize处理。
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[1] 沈朝晖. 流行的误解: "注册制"与"核准制"辨析[J]. 证券市场导报, 2011(9): 14-23. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-ZQDB201109004.htm [2] 王利明. 我国证券法中民事责任制度的完善[J]. 法学研究, 2001(4): 55-69. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-LAWS200104004.htm [3] LA PORTA R, LOPEZ-DE-SILANES F, SHLEIFER A, et al. Law and finance[J]. Journal of Political Economy, 1998, 106: 1113-1155. doi: 10.1086/250042 [4] CHEFFINS B. Does law matter? the separation of ownership and control in the United Kingdom[J]. Journal of Legal Studies, 2001, 30: 459-484. doi: 10.1086/322052 [5] BHATTACHARYA U, DAOUK H. The world price of insider trading[J]. Journal of finance, 2002, 57: 75-108. doi: 10.1111/1540-6261.00416 [6] BERGLOF E, CLAESSENS S. Enforcement and good corporate governance in developing countries and transition economies[J]. World Bank Research Observer, 2006, 21: 123-150. doi: 10.1093/wbro/lkj005 [7] GELTER M. Global securities litigation and enforcement[M]//GELTER M, HENRRI P. Global securities litigation and enforcement. Cambridge: Cambridge University Press, 2019. [8] ALLEN F, QIAN J, QIAN M. Law, finance, and economic growth in China[J]. Journal of Financial Economics, 2005, 77: 57-116. doi: 10.1016/j.jfineco.2004.06.010 [9] 徐文鸣, 朱良玉. 中美证券法公共执行机制比较研究——基于监管机构投入产出的实证分析[J]. 财经法学, 2017(3): 125-138. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-CJFX201703010.htm [10] 吕成龙. 证监会地方执法的绩效实证与机制改革[J]. 行政法学研究, 2021(4): 82-92. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-XZFX202104007.htm [11] 郭雳. 美国证券集团诉讼的制度反思[J]. 北大法律评论, 2009(2): 426-446. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-BDFL200902010.htm [12] 章武生. 我国证券集团诉讼的模式选择与制度重构[J]. 中国法学, 2017(2): 276-302. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-ZGFX201702014.htm [13] 孙国茂, 张辉, 张运才. 宏观审慎监管与证券市场系统性风险测度研究[J]. 济南大学学报: 社会科学版, 2020(6): 107-124. doi: 10.3969/j.issn.1671-3842.2020.06.011 [14] 徐文鸣, 陶震. 反思多层次资本市场的分层逻辑——基于初级证券交易所的跨国比较研究[J]. 政法论坛, 2021(4): 143-152. doi: 10.3969/j.issn.1000-0208.2021.04.012 [15] 耿利航. 群体诉讼与司法局限性——以证券欺诈民事集团诉讼为例[J]. 法学研究, 2006(3): 63-76. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-LAWS200603005.htm [16] 吴泽勇. 群体性纠纷解决机制的建构原理[J]. 法学家, 2010(5): 81-101, 178. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-FXJA201005006.htm [17] 陈信元, 李莫愁, 芮萌, 等. 司法独立性与投资者保护法律实施——最高人民法院"1/15通知"的市场反应[J]. 经济学(季刊), 2010(1): 1-28. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-JJXU201001002.htm [18] 徐文鸣. 证券民事诉讼制度实施效果的实证研究——以虚假陈述案件为例[J]. 证券市场导报, 2017(4): 29-35, 42. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-ZQDB201704006.htm [19] 缪因知. 精算抑或斟酌: 证券虚假陈述赔偿责任中的系统风险因素适用[J]. 东南大学学报: 哲学社会科学版, 2020(5): 91-102, 155-156. doi: 10.3969/j.issn.1671-511X.2020.05.010 [20] 汤维建. 中国式证券集团诉讼研究[J]. 法学杂志, 2020(12): 100-112. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-FXAS202012009.htm [21] 徐文鸣. 证券民事诉讼与投资者赔偿——基于虚假陈述案件的实证分析[J]. 山东大学学报: 哲学社会科学版, 2017(3): 67-75. doi: 10.3969/j.issn.1001-9839.2017.03.009 [22] 黄辉. 中国证券虚假陈述民事赔偿制度: 实证分析与政策建议[J]. 证券法苑, 2013(2): 967-995. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-JRYJ200505008.htm [23] 李扬. 中国金融司法报告(2018)[M]. 北京: 人民法院出版社, 2019. [24] 丁海湖, 田飞. 当前经济形势下金融审判理念及相关实务问题分析[J]. 法律适用, 2014(2): 8-12. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-FLSY201402002.htm [25] 苏力. 法律活动专门化的法律社会学思考[J]. 中国社会科学, 1994(6): 117-131. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-ZSHK199406010.htm [26] 陈杭平. 论我国民事诉讼专门管辖——历史演进与对比界定[J]. 社会科学辑刊, 2021(1): 79-87. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-SHKK202101010.htm [27] 沈伟. 法与金融理论视阈下的上海金融法院: 逻辑起点和创新难点[J]. 东方法学, 2018(5): 14-28. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-DFFX201805002.htm [28] 徐文鸣, 莫丹. 证券虚假陈述投资者损失的理论模型与实证研究——基于有效市场假说[J]. 广东财经大学学报, 2019(6): 87-99. https://xb.gdufe.edu.cn/article/id/1c4540f2-8f77-489a-b23a-38b18e44d172 [29] COFFEE J. Law and the market: the impact of enforcement[J]. University of Pennsylvania Law Review, 2007(2): 229-311. [30] 田燕梅, 徐恺岳, 魏建. 法院判决的影响因素——当事人资源与诉讼能力的中介效应[J]. 清华法学, 2021(5): 163-176. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-QHFX202105011.htm [31] 曹春方, 陈露兰, 张婷婷. "法律的名义": 司法独立性提升与公司违规[J]. 金融研究, 2017(5): 191-206. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-JRYJ201705013.htm [32] 许年行, 江轩宇, 伊志宏, 等. 政治关联影响投资者法律保护的执法效率吗?[J]. 经济学(季刊), 2013(2): 373-406. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-JJXU201302003.htm [33] 安格里斯特, 皮施克. 基本无害的计量经济学[M]. 郎金焕, 李井奎, 译. 上海: 格致出版社, 2012. [34] ATANASOV V, BLACK B. Shock-based causal inference in corporate finance and accounting research[J]. Critical Finance Review, 2016, 2: 207-304. [35] 王小鲁, 樊纲, 胡李鹏. 中国分省企业经营环境指数2020年报告[M]. 北京: 社会科学文献出版社, 2021. [36] 肖珉. 法的建立、法的实施与权益资本成本[J]. 中国工业经济, 2008(3): 40-48. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-GGYY200803006.htm [37] 樊健. 论证券虚假陈述投资者损失计算的"事前观点"[J]. 清华法学, 2017(3): 153-164. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-QHFX201703009.htm 期刊类型引用(16)
1. 魏卉，杨光，刘元昊. 新《证券法》实施与分析师预测准确性. 财会月刊. 2025(07): 122-128 . 
百度学术2. 谷佳杰. 证券代表人诉讼中投保机构角色的理论阐释与规则厘清——基于“康美药业虚假陈述案”的分析. 经贸法律评论. 2024(01): 22-38 . 百度学术3. 宋晓芳，延安大学. 证券市场法律规范模式创新. 投资与合作. 2024(01): 20-22 . 百度学术4. 许国艺. 新《证券法》与审计治理:基于审计意见购买的抑制效应. 中国软科学. 2024(07): 200-212 . 百度学术5. 徐文鸣，张荣祖，张心怡. 信用评级机构注意义务认定标准之完善. 多层次资本市场研究. 2024(01): 127-140 . 百度学术6. 徐文鸣，张心怡，王喆. 民事责任的强化会影响独立董事辞职事件的市场反应吗. 湖湘法学评论. 2024(04): 16-27 . 百度学术7. 徐文鸣. 证券行政执法当事人承诺制度的法经济学分析. 华南师范大学学报(社会科学版). 2024(06): 141-153+201 . 百度学术8. 王琦. 审验机构虚假陈述民事责任的制度机理——以威慑功能的实现为逻辑轴线. 法学家. 2023(01): 100-114+194 . 百度学术9. 朱翘楚. 回应性监管视域下虚假陈述的自我规制路径建构. 北方法学. 2023(02): 62-77 . 百度学术10. 王琳. 我国证券虚假陈述侵权诉讼模式的法经济学分析. 金融市场研究. 2023(04): 132-139 . 百度学术11. 陈嘉伟. 民事诉讼时效新规定视角下商业银行对民事诉讼的应对策略. 法制博览. 2023(17): 57-59 . 百度学术12. 孙洁，王梓臣. 新《证券法》的信息效应——基于业绩预告的证据. 广东财经大学学报. 2023(04): 77-97 . 本站查看13. 徐文鸣，白剑宇. 中长期资金进入北交所的路径分析. 多层次资本市场研究. 2023(01): 87-100 . 百度学术14. 洪一帆. 独立董事虚假陈述责任判定的司法检视与完善. 投资者. 2023(01): 185-198 . 百度学术15. 徐文鸣. 证券事中事后监管活动的实证分析——基于回应性执法理论的视角. 山东大学学报(哲学社会科学版). 2022(05): 71-81 . 百度学术16. 徐文鸣，杜宇轩. 债市虚假陈述裁判逻辑之反思. 债券. 2022(09): 61-66 . 百度学术其他类型引用(17)
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