摘要:證券交易印花稅的調(diào)整可能對證券市場產(chǎn)生多方面的影響，從我國開征證券交易印花稅到如今，短短19年間我國對印花稅稅率做了12次調(diào)整，如此頻繁的變化不利于整個(gè)市場的長期發(fā)展。本文主要對2007年5月30日及2008年4月25日我國證券交易印花稅率的兩次調(diào)整的效應(yīng)進(jìn)實(shí)證分析，通過波動(dòng)性、流動(dòng)性效應(yīng)的研究檢驗(yàn)我國證券印花稅作為政府調(diào)控證券市場工具的可行性和有效性。

關(guān)鍵詞:證券交易印花稅;波動(dòng)性;流動(dòng)性

本文擬采用方差相等檢驗(yàn)，ARCH族模型檢驗(yàn)2007年5月30日及2008年4月25日的兩次證券交易印花稅變動(dòng)對滬、深股市及對財(cái)政收入的影響。

一、印花稅對證券市場波動(dòng)性的短期影響

1、方差相等檢驗(yàn)(Variance Equality Test)

大量實(shí)證研究表明，金融市場時(shí)間序列數(shù)據(jù)尤其是股票收益率的分布往往較大地偏離正態(tài)分布。我們在運(yùn)用F檢驗(yàn)方法來檢驗(yàn)兩組樣本的方差是否相等時(shí)忽略了F檢驗(yàn)需正態(tài)分布這一假設(shè)條件。因此，我們應(yīng)對樣本的分布進(jìn)行正態(tài)性檢驗(yàn)。

為了充分反映兩次印花稅調(diào)整對A股市場波動(dòng)性的影響，本文對每次調(diào)整前后10、30、45、60個(gè)交易日的收益率波動(dòng)分別進(jìn)行方差分析，以檢驗(yàn)印花稅率調(diào)整是否對我國A股市場波動(dòng)性產(chǎn)生顯著影響。本文采用市場收益率序列的標(biāo)準(zhǔn)差作為波動(dòng)率的估計(jì)。市場收益率以相鄰營業(yè)日收盤股價(jià)指數(shù)的對數(shù)一階差分再乘以100來表示，即:Rt=1n(Pt / Pt-1)×100

其中Rt為大盤第t個(gè)交易日的收益率，Pt為大盤第t個(gè)交易日的收盤價(jià)，Pt-1是第t-1個(gè)交易日的收盤價(jià)，大盤指數(shù)選用上海證券綜合指數(shù)和深圳證券成分指數(shù)。數(shù)據(jù)來源于國泰安研究服務(wù)中心的CSMAR數(shù)據(jù)庫。

2、正態(tài)分布檢驗(yàn)——偏度(Skewness)、峰度(Kurtosis)及夏皮洛-威爾克(Shapiro-Wilk)檢驗(yàn)

表1是兩市分別在2007年5月30日和2008年4月25日兩次稅率變化前后的n個(gè)交易日的樣本正態(tài)性檢驗(yàn)結(jié)果。對2007年5月30日的調(diào)整，15、30、45、60日的樣本分布呈左偏態(tài)，峰度方面，除深圳A股在15日的樣本外，其余數(shù)據(jù)均顯著出尖峰態(tài)，不符合正態(tài)分布。同時(shí)，Shapiro-wilk檢驗(yàn)的結(jié)果也都很顯著地拒絕了正態(tài)分布的虛擬假設(shè)。對2008年4月25日的調(diào)整，除上證A股在變化前后15日的樣本分布，其余的樣本分布均呈右偏態(tài)，同時(shí)各樣本區(qū)間均呈現(xiàn)尖峰態(tài)，粗略得看也不符合正態(tài)分布。但從Shapiro-wilk檢驗(yàn)的結(jié)果都接受了正態(tài)分布的虛擬假設(shè)，因此對于2008年的調(diào)整，兩市的收益率服從正態(tài)分布。對于服從正態(tài)分布的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，我們可以用F檢驗(yàn)來檢驗(yàn)其同方差性;對于不服從正態(tài)分布的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，不能用F檢驗(yàn)檢驗(yàn)其同方差性。

3、Levene統(tǒng)計(jì)量與修正后的Levene統(tǒng)計(jì)量

表2和表3分別為兩次調(diào)整前后N各交易日的Levene檢驗(yàn)結(jié)果。2007年5月30日的稅率上調(diào)，其中對于上證A股，當(dāng)n=15時(shí)，Levene檢驗(yàn)結(jié)果都很不顯著，當(dāng)n=45，60時(shí)Levene檢驗(yàn)結(jié)果顯著。對于深證A股，當(dāng)n=30，45，60時(shí)，Levene檢驗(yàn)結(jié)果都很顯著。2008年4月25日的稅率下調(diào)，當(dāng)n=30時(shí)，兩市的p值均在5%上顯著，這表明，在稅率下降后的30個(gè)交易日中，兩市的收益率方差存在顯著差異，這表明股市存在明顯的波動(dòng)。除此之外，在15天、45天、60天的檢驗(yàn)結(jié)果都不顯著，說明兩市的波動(dòng)性不存在明顯的變化。

二、印花稅對證券市場波動(dòng)性的長期影響

本文選擇ARCH類模型來研究證券市場的波動(dòng)性。

1、建模的方法與步驟

鑒于兩次調(diào)整間隔不到1年，而且2008年后我國股票市場收到眾多因素的影響，導(dǎo)致股市出現(xiàn)猛烈的波動(dòng)，我們分析2007年5月的印花稅調(diào)整效應(yīng)時(shí)，樣本區(qū)間為2007年3月3日(調(diào)整前300個(gè)交易日)到2007年12月31日(共448個(gè)交易日);在分析2008年4月的印花稅調(diào)整效應(yīng)時(shí)，樣本區(qū)間取2008年1月1日到2009年5月18日(共335個(gè)交易日)。

建模的步驟如下:對數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)→選定合適的均值方程→ARCH效應(yīng)檢驗(yàn)→擬合方程。

2、平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本文采用單位根檢驗(yàn)方法來檢驗(yàn)序列的平穩(wěn)性。表4顯示，兩次調(diào)整中，上證A股和深圳A股的檢驗(yàn)結(jié)果p值都為0，因此，我們可以顯著拒絕原假設(shè)，得出結(jié)論:序列是平穩(wěn)的。

3、均值方程形式的確定

從兩市兩次調(diào)整印花稅的收益率曲線圖中可以看到兩市的收益率序列都存在收益集群性的特征(限于篇幅，僅列出2007年5月30日圖)，這表明收益率存在著隨時(shí)間變化的方差因素。

除此之外，我們還應(yīng)考慮收益率序列是否具有自相關(guān)性，這關(guān)系到我們在確定均值方程時(shí)是否需要引入自相關(guān)的描述部分。從自相關(guān)-偏自相關(guān)圖來分析，我們可以發(fā)現(xiàn)，{Rt｝不存在顯著的自相關(guān)性。因而在均值方程形式的確定中不需加入自相關(guān)性的描述部分。于是，我們采用的均值方程為: Rt=c+εt

4、ARCH檢驗(yàn)

下面我們用LM檢驗(yàn)來判斷時(shí)間序列中是否存在ARCH現(xiàn)象。

從上表可以看到，2007年5月30日上證A股的LM統(tǒng)計(jì)量到3階時(shí)為9.267583，p值為0.025653，小于0.05;深證A股的LM統(tǒng)計(jì)量到14階時(shí)為40.36806，P值為0.000223，遠(yuǎn)小于0.01，這說明無論是滬市還是深市，εt都存在明顯的ARCH效應(yīng)。2008年4月25日上證A股的LM1階統(tǒng)計(jì)量為2.501121，p值為0.113765，深證A股的LM統(tǒng)計(jì)量到32階時(shí)為41.49772，p值為0.121356，εt不具有ARCH效應(yīng)。

5、擬合GARCH模型

(1)模型比較

我們構(gòu)建GARCH(1，1)、GARCH(1，2)、GARCH(2，1)模型，比較它們的擬合效果，選取適合的GARCH模型的階數(shù)，然后將GARCH模型與EGARCH模型進(jìn)行比較，選擇最佳模型。

從上表結(jié)果顯示，用GARCH(1，2)和GARCH(2，1)模型來擬合結(jié)果都造成了參數(shù)檢驗(yàn)的不顯著。例如，對于2007年5月30日的調(diào)整，上證A股GARCH(1，2)模型中的α1、α2及GARCH(2，1)中的α0、α1都不顯著;深證A股GARCH(1，2)模型中的α2及GARCH(2，1)中的β1都不顯著。這表明，用GARCH(1，1)模型即可擬合rt。

接著，我們來比較GARCH(1，1)和EGARCH(1，1)的擬合效果。從表中結(jié)果可以看到，無論是上證A股還是深證A股，兩次調(diào)整的參數(shù)γ的檢驗(yàn)都不顯著，這表明，GARCH(1，1)模型是描述證券市場樣本區(qū)間波動(dòng)性的最佳模型。

(2)結(jié)果分析

為檢驗(yàn)交易成本變化對證券市場波動(dòng)性的影響，我們在GARCH(1，1)的條件方差中加入虛擬變量Dt，該變量在調(diào)整前的交易日取0，在調(diào)整后的交易日取1，通過檢驗(yàn)其系數(shù)，可以檢驗(yàn)調(diào)整證券交易印花稅對條件方差或者大盤收益率波動(dòng)性是否具有顯著的影響，以及影響的大小。

2007.5.30滬市實(shí)證結(jié)果:

Rt=0.241598+εt

(0.0050)

ht=0.045978+0.072066ε2t-1+0.920741ht-1+0.001029Dt

(0.0832)(0.0000)(0.0000) (0.9801)

2007.5.30深市實(shí)證結(jié)果:

Rt=0.296278+εt

(0.0015)

ht=0.067198+0.066251ε2t-1+0.921470ht+0.002188Dt

(0.0890)(0.0000)(0.0000)(0.9667)

2008.4.25滬市實(shí)證結(jié)果:

Rt=0.060692+εt

(0.6622)

ht=0.614087+0.042533ε2t-1+0.906135ht-1+0.299209Dt

(0.0208) (0.0354) (0.0000) (0.0301)

2008.4.25深市實(shí)證結(jié)果:

Rt=0.074425+εt

(0.6219)

ht=0.869422+0.022036ε2t-1+0.909698ht-1+0.378077Dt

(0.0710) (0.2791)(0.0000) (0.0680)

從以上結(jié)果我們可以看出，滬深兩市GARCH(1，1)模型的α+β之和都小于1(滬市，分別為0.992807，0.948668;深市0.987991，0.931734)。這說明，模型是平穩(wěn)的，可以進(jìn)行各項(xiàng)檢驗(yàn)。

從上表可知，對于2007年5月30日調(diào)整的GARCH(1，1)模型里的虛擬變量Dt的參數(shù)檢驗(yàn)都不顯著，這表明，印花稅率的上升并沒有使我國A股市場的波動(dòng)性產(chǎn)生顯著的變化。而對于2008年4月25日GARCH(1，1)模型中Dt的參數(shù)檢驗(yàn)都顯著，這表明印花稅率的下降使我國A股市場的波動(dòng)性產(chǎn)生了明顯的變化。

三、證券交易印花稅對證券市場流動(dòng)性的影響

1、流動(dòng)性指標(biāo)

印花稅稅率調(diào)整的影響會(huì)快速反應(yīng)在股票價(jià)格和交易量上，因此在印花稅稅率調(diào)整后相對較短的一段時(shí)期內(nèi)，證券市場上的股票價(jià)格和交易量會(huì)發(fā)生顯著的變化，從而影響證券市場的流動(dòng)性。

對于流動(dòng)性指標(biāo)的選擇，劉海龍，仲黎明，吳沖鋒(2003)曾經(jīng)提出一種新的流動(dòng)性指標(biāo)——有效流速。設(shè)p1(△t)表示期間△t為的最高成交價(jià)格，p2(△t)表示期間△t為的最低成交價(jià)格，h表示最小價(jià)格變動(dòng)單位，這時(shí)市場有效流速EL(△t)可以表示為:

EL(△t)=T(△t)VR(△t);其中，波動(dòng)幅度

股票的流動(dòng)性是換手率T(△t)的增函數(shù)，是波動(dòng)幅度的減函數(shù)。由于證券日換手率數(shù)據(jù)難以取得，因此我們采用指數(shù)的成交額代替換手率，因此，流動(dòng)性實(shí)際為:

liqt=M(△t)VR(△t)，其中M(△t)為成交額。

2、數(shù)據(jù)分析

我們就印花稅調(diào)整對兩市在5到20個(gè)交易日內(nèi)的影響進(jìn)行了研究，根據(jù)上文所述的流動(dòng)性指標(biāo)的選擇及計(jì)算方法，我們計(jì)算出兩市在兩次印花稅調(diào)整后5到20個(gè)交易日的流動(dòng)性及兩市的正常流動(dòng)性。如表9。

從表中可以看到，流動(dòng)性對印花稅調(diào)整有比較敏感的反映，2007年的印花稅稅率上調(diào)造成了兩市流動(dòng)性的下降，2008年印花稅稅率的下調(diào)造成了兩市流動(dòng)性的增加。從5到20日分別的數(shù)值來看，印花稅上調(diào)時(shí)，隨著時(shí)間的推移，流動(dòng)性的減少量逐步減少;印花稅下調(diào)時(shí)，流動(dòng)性的增加量也逐步減少。

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(作者單位:中央財(cái)經(jīng)大學(xué))