李竹薇,付 媛,顏勝男

(大連理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,遼寧 大連 116024)

一、問題的提出

習(xí)近平關(guān)于金融工作多次強(qiáng)調(diào),我國金融發(fā)展戰(zhàn)略是通過對金融業(yè)系統(tǒng)性、前瞻性的籌劃和布局,在更好地服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的同時(shí),力求提升金融效率、維護(hù)金融穩(wěn)定。隨著改革開放政策的不斷深入,我國市場經(jīng)濟(jì)得以迅速發(fā)展,市場化程度愈來愈高,而擁有一個(gè)完善的資本市場來優(yōu)化資源配置和服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)就顯得極為重要。股票市場作為資本市場的重要組成部分,對社會(huì)資源的合理配置和有效利用能起到很好的引導(dǎo)促進(jìn)作用。在國民經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展下,我國已成為世界第二大經(jīng)濟(jì)體,居民收入和儲(chǔ)蓄水平顯著提高,人們進(jìn)行股票市場投資的需求日益強(qiáng)烈,進(jìn)而股市交易規(guī)則是否合理則關(guān)系到廣大投資者的切身利益。因此,作為循序漸進(jìn)地改善股票市場質(zhì)量的重要一環(huán),設(shè)置合理的交易規(guī)則將有助于確保股票市場更好地服務(wù)于實(shí)體經(jīng)濟(jì)。

回轉(zhuǎn)交易制度(T+0,T+1等)①T+0為當(dāng)日回轉(zhuǎn)交易制度,T+1為次日回轉(zhuǎn)交易制度,以此類推。是一種重要的交易制度,在T+0與T+1回轉(zhuǎn)交易制度的利弊抉擇中,越來越多的國家實(shí)行T+0。而在我國股票市場成立初期是禁止當(dāng)日回轉(zhuǎn)交易(以下簡稱T+0)的,雖然之后的一段時(shí)間內(nèi)曾經(jīng)改變?yōu)門+0,但最終為了防范金融風(fēng)險(xiǎn)、穩(wěn)定市場,A股市場于1995年1月3日由T+0轉(zhuǎn)變成次日回轉(zhuǎn)交易(以下簡稱T+1),B股市場也于2001年12月2日由T+0轉(zhuǎn)變成T+1。

近年來,我國股票市場規(guī)模日益擴(kuò)大,相關(guān)的法律法規(guī)逐漸完善,投資者知識(shí)水平和投資技巧也相對提高,股市參與者和眾多金融機(jī)構(gòu)發(fā)出了恢復(fù)T+0回轉(zhuǎn)交易制度的呼聲,并成為股市制度改革實(shí)踐的爭論焦點(diǎn)。同時(shí),從學(xué)術(shù)研究上看,由于全球股市除中國大陸外大多采用T+0回轉(zhuǎn)交易制度,因而國外文獻(xiàn)主要基于T+0來研究國外市場,很少涉及中國股市;而國內(nèi)雖有關(guān)于T+0交易制度的研究,但也主要集中于T+0交易與股價(jià)波動(dòng)方面,很少將回轉(zhuǎn)交易制度的變更與較難衡量的股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)聯(lián)系起來。然而,特質(zhì)性波動(dòng)是對股價(jià)信息含量的一個(gè)很好的測度,它剔除了市場、行業(yè)等干擾因素,不僅反映公司特質(zhì)信息,更能說明影響股市波動(dòng)作用的實(shí)質(zhì)問題。由此可見,研究不同回轉(zhuǎn)交易制度與我國股價(jià)特制性波動(dòng)之間的影響關(guān)系是非常必要的,也是亟待解決的。

鑒于A股在1995月1月3日由T+0變更為T+1時(shí),B股沒有變更;而B股在2001年12月2日由T+0變更為T+1時(shí),A股也未調(diào)整;并且,同一家公司發(fā)行的A股和B股的基本面相同,這就為研究回轉(zhuǎn)交易制度的變更對股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)產(chǎn)生何種影響提供了難得的“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”條件。利用這兩次準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn),采用Fama-French五因子模型(以下簡稱FF5模型)和DMYZ模型衡量股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng),基于A/B股總體數(shù)據(jù)和分行業(yè)數(shù)據(jù),構(gòu)建雙重差分模型(difference-in-difference model),探究回轉(zhuǎn)交易制度的變更是增加了還是降低了股價(jià)的特質(zhì)性波動(dòng),從而為是否應(yīng)恢復(fù)T+0交易制度提供實(shí)證依據(jù),并給出相應(yīng)的政策建議。因此,從特質(zhì)性波動(dòng)視角出發(fā)來研究回轉(zhuǎn)交易制度對我國A/B股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)的影響作用,以此探討我國是否應(yīng)放開回轉(zhuǎn)交易制度這一命題具有重要的學(xué)術(shù)價(jià)值和指導(dǎo)意義。

二、文獻(xiàn)回顧

1.關(guān)于股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)的相關(guān)研究

股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng),即僅受公司特質(zhì)信息影響導(dǎo)致的股票價(jià)格波動(dòng),不包含市場和行業(yè)層面信息的影響。對于股價(jià)特質(zhì)波動(dòng)性的產(chǎn)生,Roll(1988)[1]認(rèn)為個(gè)股股價(jià)波動(dòng)只能部分地由市場和產(chǎn)業(yè)層面的信息解釋,而未解釋的股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)部分是因?yàn)楣咎刭|(zhì)信息或噪音通過私有信息知情者的交易對股價(jià)產(chǎn)生了影響;肖浩(2015)[2]發(fā)現(xiàn)公司信息透明度、內(nèi)部人交易分別負(fù)向、正向地影響股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng),且造成股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)的信息來源是私有信息;而金浩和姚臻(2018)[3]則認(rèn)為融資融券業(yè)務(wù)也會(huì)在某些條件下促成股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)。對于股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)的特點(diǎn),Brandt等(2010)[4]研究發(fā)現(xiàn),到2003年股票波動(dòng)率恢復(fù)到1990年之前的水平,這顛覆了1962年到1977年的時(shí)間趨勢,且股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)在90年代后期的劇烈波動(dòng)和2000年的逆轉(zhuǎn),表明股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)的時(shí)間序列行為更像是章節(jié)式的現(xiàn)象而不是一種時(shí)間趨勢;Tobin(1982)[5]研究發(fā)現(xiàn)股價(jià)中包含更多的公司特質(zhì)信息,股價(jià)會(huì)更接近企業(yè)實(shí)際價(jià)值,市場資源得到更優(yōu)化的配置,并且公司股價(jià)變化的有效性也得到提高,而我國學(xué)者張明哲、陶銳和劉艷麗(2013)[6]通過實(shí)證研究也發(fā)現(xiàn)公司的股價(jià)波動(dòng)隨特質(zhì)信息含量的增加而減少,加大公司信息披露的力度能夠使股價(jià)更好地反應(yīng)上市公司的內(nèi)在價(jià)值,從而提高股市的有效性,此外,Haggard,Martin&Pereira(2008)[7],夏卿和趙紅巖(2018)[8]也得出了類似的結(jié)論。

還有一些學(xué)者從其他角度研究了股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng),比如:Xu&Malkiel(2003)[9]認(rèn)為公司預(yù)期收益增長和股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系,且個(gè)股的特質(zhì)波動(dòng)與機(jī)構(gòu)投資者持股份額有關(guān);虞文微和趙麗君(2017)[10]、熊熊等(2017)[11]在Fama-French五因子模型視角下認(rèn)為特質(zhì)性波動(dòng)率與預(yù)期收益之間呈現(xiàn)顯著的負(fù)向關(guān)系;李竹薇等(2014)[12]的研究揭示了上述兩種觀點(diǎn)存在的原因,長期特質(zhì)性波動(dòng)率與股票截面收益成正比關(guān)系,短期特質(zhì)性波動(dòng)率與股票截面收益成反比關(guān)系。在公司治理方面,張宇飛(2013)[13]發(fā)現(xiàn)公司治理結(jié)構(gòu)良好,特質(zhì)性波動(dòng)率中的信息含量會(huì)降低,且特質(zhì)性波動(dòng)率對未來凈資產(chǎn)收益率和每股收益具有預(yù)測作用,但這一預(yù)測作用會(huì)隨著機(jī)構(gòu)投資者持股比例、董事會(huì)規(guī)模、獨(dú)立董事規(guī)模的增大以及公司治理結(jié)構(gòu)改善而有所減弱;吳昊旻,譚偉榮和楊興全(2014)[14]在公司治理環(huán)境層面上探究股票特質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)成因及變化,發(fā)現(xiàn)改善公司治理環(huán)境能提高產(chǎn)品市場競爭的質(zhì)量,進(jìn)而有效提高股價(jià)信息含量,減少股價(jià)特質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)。

2.關(guān)于回轉(zhuǎn)交易制度對股價(jià)波動(dòng)性影響的相關(guān)研究

境外主要資本市場多數(shù)實(shí)施T+0回轉(zhuǎn)交易制度,日內(nèi)回轉(zhuǎn)交易較為活躍,因此國外對回轉(zhuǎn)交易制度的研究主要集中于日內(nèi)回轉(zhuǎn)交易制度對股價(jià)波動(dòng)性的影響。Kyr?l?inen(2008)[15]檢驗(yàn)了芬蘭證券交易所日內(nèi)交易和股價(jià)波動(dòng)性之間的關(guān)系,結(jié)果表明個(gè)人投資者的日內(nèi)回轉(zhuǎn)交易數(shù)量對股價(jià)日內(nèi)波動(dòng)性有顯著的正向作用;Chung,Choe&Kho(2009)[16]用1999年到2000年韓國證券交易所540只股票的交易數(shù)據(jù)為樣本,通過多變量VAR模型以分鐘數(shù)據(jù)估算,發(fā)現(xiàn)日內(nèi)交易數(shù)量越多會(huì)導(dǎo)致波動(dòng)更大,歷史收益波動(dòng)率對未來的日內(nèi)交易活動(dòng)將產(chǎn)生正向影響,歷史日內(nèi)交易活動(dòng)對買賣價(jià)差產(chǎn)生負(fù)向影響;Guo,Li&Tu(2012)[17]利用動(dòng)態(tài)價(jià)格操縱模型檢驗(yàn)了T+1回轉(zhuǎn)交易制度對股市的影響,結(jié)果表明T+1回轉(zhuǎn)交易制度減少了交易量和價(jià)格波動(dòng)性,提高了趨勢追逐者的盈利水平。

國內(nèi)對實(shí)施T+0回轉(zhuǎn)交易制度還是T+1回轉(zhuǎn)交易制度存在較大的爭議。在對T+0回轉(zhuǎn)交易制度的研究中,劉逖和葉武(2008)[18]從流動(dòng)性、定價(jià)效率、價(jià)格波動(dòng)、投資風(fēng)險(xiǎn)這四個(gè)方面研究T+0回轉(zhuǎn)交易制度對市場的影響,結(jié)果表明,T+0提高了市場流動(dòng)性和定價(jià)效率,但并未加劇價(jià)格波動(dòng)和增加投資風(fēng)險(xiǎn),而股價(jià)波動(dòng)性與產(chǎn)品特征有關(guān),與T+0無關(guān);成微、劉善存和邱菀華(2011)[19]用中國股市的實(shí)際交易機(jī)制為參數(shù)構(gòu)造了一個(gè)人工股票市場,發(fā)現(xiàn)在我國現(xiàn)有交易機(jī)制和投資者結(jié)構(gòu)下,T+0提高了市場流動(dòng)性并且使波動(dòng)性顯著增加,且穩(wěn)定市場中的T+0顯著增加了單位波動(dòng)下的流動(dòng)性和市場效率,改善了市場質(zhì)量,而增長或衰落市場則相反。在對T+1回轉(zhuǎn)交易制度的研究中,葛勇和葉德磊(2009)[20]發(fā)現(xiàn)與T+0相比,T+1回轉(zhuǎn)交易制度會(huì)對降低股市波動(dòng)性有積極作用;張艷磊等(2014)[21]采用雙重差分法和聯(lián)立方程模型研究發(fā)現(xiàn),T+1降低了買賣價(jià)差和股價(jià)波動(dòng)率,改善了股市質(zhì)量,但同時(shí)T+1會(huì)減少成交量,導(dǎo)致價(jià)格有效性降低,對股市質(zhì)量產(chǎn)生負(fù)面作用。

鑒于研究對象、樣本期間以及研究方法的不一致,已有文獻(xiàn)的結(jié)論存在不一致的情況,并且國外已有文獻(xiàn)對回轉(zhuǎn)交易制度的研究主要集中于T+0交易者的盈虧狀況以及T+0交易行為對股價(jià)波動(dòng)性產(chǎn)生何種影響,而國內(nèi)對回轉(zhuǎn)交易制度的研究并不多見且研究內(nèi)容主要集中于回轉(zhuǎn)交易制度對股市效率、流動(dòng)性以及波動(dòng)性的影響。因此,基于已有文獻(xiàn)成果,利用A股和B股回轉(zhuǎn)交易制度的兩次變更所提供的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)條件,采用FF5模型和DMYZ模型衡量股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng),通過雙重差分法從總體和分行業(yè)角度系統(tǒng)地研究回轉(zhuǎn)交易制度的變更對股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)的影響,最終得出結(jié)論并提出相應(yīng)建議。

地板銷售的渠道正在發(fā)生革命性的變化，新興渠道嚴(yán)重沖擊著傳統(tǒng)銷售渠道，最典型的案例就是：紅星居然線下賣場平臺(tái)的客流量急劇下滑。

三、樣本數(shù)據(jù)和研究方法

在準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)條件下,構(gòu)建雙重差分模型就回轉(zhuǎn)交易制度對股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)的影響作用進(jìn)行實(shí)證研究,考察回轉(zhuǎn)交易制度T+0與T+1分別增加還是降低股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng),為股市回轉(zhuǎn)交易制度的改革提供實(shí)證依據(jù)。

1.樣本選取與數(shù)據(jù)來源

同一家公司發(fā)行的A股和B股的基本面相同,并且A股在1995月1月3日由T+0變更為T+1時(shí),B股沒有變更;B股在2001年12月2日由T+0變更為T+1時(shí),A股也未調(diào)整,這就為研究提供了兩次難得的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)。根據(jù)第一次準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)發(fā)生的時(shí)間,剔除金融類企業(yè)后得到35家在A股和B股同時(shí)上市的公司,共70個(gè)研究樣本;根據(jù)第二次自然實(shí)驗(yàn)發(fā)生的時(shí)間,同樣在剔除金融類企業(yè)后得到74家在A股和B股同時(shí)上市的公司,共148個(gè)研究樣本。樣本期由1994年1月1日到2017年12月31日,樣本數(shù)據(jù)為日度數(shù)據(jù)。其中,為了避免2015年12月4日實(shí)施僅2天即被叫停的熔斷機(jī)制對實(shí)證結(jié)果的干擾,剔除該日期前后一個(gè)月的時(shí)間。上述樣本數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫、銳思數(shù)據(jù)庫以及滬、深兩市交易所數(shù)據(jù)庫。

2.股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)的衡量方法

對股價(jià)信息含量的度量一般包括股價(jià)非同步性和股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng),與股價(jià)非同步性相比,特質(zhì)性波動(dòng)僅反映公司特質(zhì)信息,而不包括市場和行業(yè)層面信息的影響,更能說明制度作用這一關(guān)鍵問題。特質(zhì)性波動(dòng)的衡量方法主要采用以下兩個(gè)模型。

其中,Rjt為公司j在時(shí)期t考慮現(xiàn)金紅利再投資的日個(gè)股回報(bào)率;Rft為無風(fēng)險(xiǎn)利率;(Rmt-Rft)表示市場資產(chǎn)組合溢價(jià)因子,即考慮現(xiàn)金紅利再投資的日市場回報(bào)率與無風(fēng)險(xiǎn)利率之差;SMBt表示市值規(guī)模因子,即小盤股組合與大盤股組合的收益率之差;HMLt表示賬面市值比因子,即高賬面市值比組合和低賬面市值比組合的收益率之差;RMWt表示盈利能力因子,即高盈利股票組合和低盈利股票組合的收益率之差;CMAt表示投資模式因子,即低投資比例股票組合和高投資比例股票組合的收益率之差①參考Fama&French(2013)提出的五因子構(gòu)建方法,因子計(jì)算所使用的數(shù)據(jù)采用流通市值加權(quán),組合劃分基于FAMA2*3組合劃分方法,即根據(jù)市值、賬面市值比、盈利能力和投資模式劃分股票組合。例如,根據(jù)市值劃分S、B組合,根據(jù)賬面市值比劃分H、N、L組合,根據(jù)盈利能力劃分R、N、W組合,根據(jù)投資模式劃分C、A、N組合。五因子計(jì)算數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫,上海、深圳證券交易所數(shù)據(jù)庫以及我國上市公司數(shù)據(jù)庫,基于中國股票市場的投資組合計(jì)算出因子數(shù)據(jù)更具有解釋力和說服力。;εj,t為殘差。將所得的殘差序列記為變量ff 5_v,對日數(shù)據(jù)進(jìn)行季度化處理②季度數(shù)據(jù)多應(yīng)用于面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型回歸,且能夠平滑日數(shù)據(jù)的隨機(jī)性和獨(dú)特性。同樣使用固定效應(yīng)模型回歸檢驗(yàn)了月度數(shù)據(jù),其結(jié)果與季度結(jié)果幾乎一致,因此正文中不再贅述。,按季度計(jì)算ff 5_v序列的標(biāo)準(zhǔn)差即為公司j在該季度的股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)。由FF5模型計(jì)算的股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)ff 5_v為構(gòu)建雙重差分模型提供被解釋變量。

其中,rj,t表示j公司在時(shí)期t考慮現(xiàn)金紅利再投資的日個(gè)股回報(bào)率;rm,t和rm,t-1分別表示在時(shí)期t和時(shí)期t-1時(shí)滬深兩市A/B股經(jīng)個(gè)股流通市值加權(quán)的日回報(bào)率;ri,t和ri,t-1分別表示在時(shí)期t和時(shí)期t-1時(shí)公司j所在行業(yè)經(jīng)個(gè)股流通市值加權(quán)的日回報(bào)率;εj,t為回歸方程得到的殘差。將得到的殘差序列,記為變量d_v,同樣對日數(shù)據(jù)進(jìn)行季度化處理,按季度整合計(jì)算d_v序列的標(biāo)準(zhǔn)差得到公司j在該季度的股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)。由DMYZ模型計(jì)算的股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)d_v,可以作為對ff 5_v進(jìn)行指標(biāo)替換的穩(wěn)健性檢驗(yàn)的被解釋變量。

3.雙重差分模型構(gòu)建

一般雙重差分模型中虛擬變量較多,而樣本時(shí)期不夠長,會(huì)導(dǎo)致自由度損失,并且解釋變量之間容易出現(xiàn)多重共線性等問題。為避免上述問題,構(gòu)建雙重差分模型如下:

其中,IDj,t表示公司j在時(shí)期t的股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)(ff 5_v,d_v);Tj為實(shí)驗(yàn)組虛擬變量,實(shí)驗(yàn)組取1,控制組取0;Ej為實(shí)驗(yàn)期識(shí)別變量,實(shí)驗(yàn)期取1,對 比 期 取0;Timefixed_effect、Firmfixed_effect和Controlsj,t①考慮到股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)計(jì)算的獨(dú)特性,模型中的其他控制變量Controls j,t將市場和行業(yè)等因素剔除,僅考慮公司層面因素,如規(guī)模和收益等。鑒_于顯著性和篇幅考慮,相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果不出現(xiàn)在主要實(shí)證結(jié)果的表格中。分別為時(shí)間效應(yīng)、個(gè)體效應(yīng)和公司其他控制變量;系數(shù)β用來衡量回轉(zhuǎn)交易制度對股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)的影響,是主要的觀察對象。由于A股市場和B股市場分別進(jìn)行單一市場回轉(zhuǎn)交易制度的調(diào)整,而另一市場保持不變,因此通過構(gòu)建兩個(gè)雙重差分模型來檢驗(yàn)回轉(zhuǎn)交易制度T+1和T+0分別對股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)的影響作用,實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)具體如表1所示。

_表__1_____實(shí)__驗(yàn)__設(shè)__計(jì)___

由表1可知,第一個(gè)雙重差分模型的檢驗(yàn)?zāi)繕?biāo)是T+1回轉(zhuǎn)交易制度對股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)的影響,準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)觀測區(qū)間為1994年1月1日至1995年12月31日,樣本為剔除金融類企業(yè)后同時(shí)在A股和B股市場上市的公司,實(shí)驗(yàn)組為A股,控制組為B股,實(shí)驗(yàn)期為1995年1月1日到12月31日,對比期為1994年1月1日到12月31日②根據(jù)已有文獻(xiàn)[18 19],第一次回轉(zhuǎn)交易制度變更初期市場非理性行為增加,股價(jià)劇烈震蕩會(huì)對數(shù)據(jù)結(jié)果產(chǎn)生干擾,因此剔除時(shí)段1992年5月2日—1993年12月31日。。第二個(gè)雙重差分模型的檢驗(yàn)?zāi)繕?biāo)是T+0回轉(zhuǎn)交易制度對股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)的影響,準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)觀測區(qū)間為2000年1月1日至2017年12月31日,樣本為剔除金融類企業(yè)后同時(shí)在A股和B股市場上市的公司,B股為實(shí)驗(yàn)組,A股為控制組,實(shí)驗(yàn)期為2000年1月1日到2001年12月31日,對比期為2002年1月1日到2017年12月31日③根據(jù)已有文獻(xiàn)[18 19],第二次回轉(zhuǎn)交易制度變更時(shí)市場正在理性發(fā)展中,但是為了避免2015年12月4日實(shí)施僅2天即被叫停的熔斷制度對數(shù)據(jù)結(jié)果的干擾,剔除該日期前后一個(gè)月的時(shí)間,以保證數(shù)據(jù)的充分性和現(xiàn)實(shí)性。。

四、實(shí)證檢驗(yàn)

1.描述性統(tǒng)計(jì)

為了觀測回轉(zhuǎn)交易制度變更所產(chǎn)生的影響,表2對兩個(gè)雙重差分模型樣本期間的特質(zhì)性波動(dòng)進(jìn)行了總體描述性統(tǒng)計(jì)。當(dāng)A股市場由T+0變更為T+1、B股市場仍實(shí)行T+0回轉(zhuǎn)交易制度時(shí),B股特質(zhì)性波動(dòng)的均值和標(biāo)準(zhǔn)差明顯大于A股,表明實(shí)施T+1回轉(zhuǎn)交易制度的市場其股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)相對較低;而當(dāng)A股市場仍實(shí)行T+1、B股市場由T+0變更為T+1時(shí),B股特質(zhì)性波動(dòng)的均值和標(biāo)準(zhǔn)差依然大于A股,即實(shí)施T+0回轉(zhuǎn)交易制度的市場其股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)相對較高。兩個(gè)雙重差分模型的變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果從正反兩方面均說明了股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)在T+1回轉(zhuǎn)交易制度下偏低,在T+0回轉(zhuǎn)交易制度下偏高。后文將對此描述性結(jié)果作系統(tǒng)性檢驗(yàn)。

表2 總體描述性統(tǒng)計(jì)

續(xù)表2

表3 分階段描述性統(tǒng)計(jì)

續(xù)表3

為了進(jìn)一步考察A/B股在相同回轉(zhuǎn)交易制度下其特質(zhì)性波動(dòng)的特征,表3對A/B股都實(shí)行T+0或T+1回轉(zhuǎn)交易制度時(shí)的特質(zhì)性波動(dòng)進(jìn)行了分段描述性統(tǒng)計(jì)。當(dāng)A/B股均實(shí)行T+0回轉(zhuǎn)交易制度時(shí),B股特質(zhì)性波動(dòng)的均值和標(biāo)準(zhǔn)差明顯大于A股,說明在T+0回轉(zhuǎn)交易制度下,A股的特質(zhì)性波動(dòng)較小;當(dāng)A/B股均實(shí)行T+1回轉(zhuǎn)交易制度時(shí),B股特質(zhì)性波動(dòng)的均值和標(biāo)準(zhǔn)差雖然小于A股,但兩者相差不大,說明在T+1回轉(zhuǎn)交易制度下,A/B股的特質(zhì)性波動(dòng)相對趨同①。出現(xiàn)該特征可能的原因是,雖然A/B股具有相同的基本面和回轉(zhuǎn)交易制度,但由于目前B股市場對投資主體以及市場容量存在一定的限制,遏制國內(nèi)機(jī)構(gòu)投資者進(jìn)入,且以散戶投資者為主導(dǎo),這就使得B股市場呈現(xiàn)出高風(fēng)險(xiǎn)、非有效的特點(diǎn)。因此,與B股市場相比,A股市場的股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)相對較小。若要恢復(fù)T+0回轉(zhuǎn)交易制度,可以從A股市場的藍(lán)籌股為試點(diǎn)。

2.平穩(wěn)性檢驗(yàn)

對兩個(gè)雙重差分模型的變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn),結(jié)果見表4。

由表4可知,兩個(gè)雙重差分模型中的股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)變量ff 5_v和d_v均在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè),說明變量的時(shí)間序列是平穩(wěn)的,可以進(jìn)行后續(xù)檢驗(yàn)。

3.總體實(shí)證結(jié)果

在面板數(shù)據(jù)回歸之前,對兩個(gè)雙重差分模型進(jìn)行Hausman檢驗(yàn),結(jié)果顯示在1%顯著性水平下拒絕原假設(shè),于是使用固定效應(yīng)模型。并且,F檢驗(yàn)結(jié)果表明,第一個(gè)雙重差分模型應(yīng)采用個(gè)體固

① T+1回轉(zhuǎn)交易制度下的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)論與唐齊鳴等[24]、朱云等[25]的研究結(jié)論相類似。定效應(yīng)回歸模型,第二個(gè)雙重差分模型應(yīng)采用雙向 固定效應(yīng)回歸模型。實(shí)證結(jié)果如表5和表6所示。

表4 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

續(xù)表4

表5 第一個(gè)雙重差分模型的實(shí)證結(jié)果(檢驗(yàn)?zāi)繕?biāo)T+1)

表6 第二個(gè)雙重差分模型的實(shí)證結(jié)果(檢驗(yàn)?zāi)繕?biāo)T+0)

由表5可得,在以A股為實(shí)驗(yàn)組、B股為控制組的第一個(gè)雙重差分模型中,實(shí)驗(yàn)組虛擬變量(Tj)與實(shí)驗(yàn)期識(shí)別變量(Ej)的交互項(xiàng)系數(shù)β在個(gè)體固定效應(yīng)模型回歸檢驗(yàn)中均顯著為負(fù),顯著性水平為1%~10%,表明T+1回轉(zhuǎn)交易制度的實(shí)施降低了我國A股市場的股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)。由表6可得,在以B股為實(shí)驗(yàn)組、A股為控制組的第二個(gè)雙重差分模型中,交互項(xiàng)系數(shù)β在雙向固定效應(yīng)模型回歸檢驗(yàn)中均顯著為正,顯著性水平為1%,表明T+0回轉(zhuǎn)交易制度的實(shí)施增加了我國B股市場的股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)。實(shí)證結(jié)論進(jìn)一步證實(shí)了描述性統(tǒng)計(jì)的結(jié)果,并且具有穩(wěn)健性。值得一提的是,第一個(gè)雙重差分模型的實(shí)驗(yàn)組為A股,對照組為B股,而第二個(gè)模型正好與之相反,由此可以排除人為選擇實(shí)驗(yàn)組與控制組導(dǎo)致實(shí)證結(jié)果具有偶然性的弊端,從而使實(shí)證結(jié)果更加可靠。

綜上可知,對于現(xiàn)階段我國股票市場的情況而言,T+1回轉(zhuǎn)交易制度仍能起到很好的穩(wěn)定市場的作用。在我國股市尚未完善之前,貿(mào)然恢復(fù)T+0回轉(zhuǎn)交易制度并不是明智之舉。

4.分行業(yè)實(shí)證結(jié)果

進(jìn)一步分行業(yè)來考察T+1和T+0回轉(zhuǎn)交易制度對不同行業(yè)的股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)的影響作用?；贏/B股在樣本期間的數(shù)據(jù)信息,可以將行業(yè)類別分為10類:①電力、熱力、燃?xì)饧八a(chǎn)和供應(yīng)業(yè);②房地產(chǎn);③建筑業(yè);④交通運(yùn)輸業(yè);⑤批發(fā)和零售業(yè);⑥水利、環(huán)境和公共設(shè)施管理;⑦信息傳輸、軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè);⑧制造業(yè);⑨住宿和餐飲業(yè);⑩租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)。采用相同研究方法,即利用FF5模型計(jì)算各個(gè)行業(yè)的股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)并在兩個(gè)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)條件下分別構(gòu)建兩個(gè)雙重差分模型,檢驗(yàn)結(jié)果分別見表7和表8。其中,在第一個(gè)分行業(yè)檢驗(yàn)的樣本期間內(nèi),由于研究樣本選取原因,樣本數(shù)據(jù)的行業(yè)類別一共有7類(缺少分類6、9和10);但在第二個(gè)分行業(yè)檢驗(yàn)的樣本期間內(nèi),行業(yè)分類是全面的,一共有10類。

表7 分行業(yè)第一個(gè)雙重差分模型的實(shí)證結(jié)果(檢驗(yàn)?zāi)繕?biāo)T+1)

表8 分行業(yè)第二個(gè)雙重差分模型的實(shí)證結(jié)果(檢驗(yàn)?zāi)繕?biāo)T+0)

由表7可以看出,不同行業(yè)對T+1回轉(zhuǎn)制度的反應(yīng)幾乎相同,并與總體檢驗(yàn)結(jié)果一致。交互項(xiàng)系數(shù)β在個(gè)體固定效應(yīng)模型回歸檢驗(yàn)中大多顯著為負(fù),顯著性水平為1%~10%,只有行業(yè)4和行業(yè)7不顯著。表明T+1回轉(zhuǎn)交易制度的實(shí)施降低了我國大部分行業(yè)在A股市場的股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng),但交通行業(yè)與信息行業(yè)不確定。由表8得出,除了行業(yè)7和行業(yè)10不顯著外,大多數(shù)行業(yè)的交互項(xiàng)系數(shù)β在雙向固定效應(yīng)模型回歸檢驗(yàn)中顯著為正,顯著性水平為1%。說明T+0回轉(zhuǎn)交易制度的實(shí)施增加了我國大部分行業(yè)在B股市場的股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng),但信息行業(yè)與租賃行業(yè)不確定。

由此可見,除了交通、信息、租賃行業(yè)對回轉(zhuǎn)交易制度不敏感之外,其余行業(yè)都表現(xiàn)出極其相似的結(jié)果,即T+1回轉(zhuǎn)交易制度會(huì)使得股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)降低,起到穩(wěn)定市場的作用,而T+0回轉(zhuǎn)交易制度會(huì)使得股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)增高,進(jìn)一步印證總體實(shí)證結(jié)論。

五、結(jié) 論

基于回轉(zhuǎn)交易制度變更的兩次準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn),結(jié)合A/B股票市場總體和分行業(yè)數(shù)據(jù),采用FF5模型和DMYZ模型計(jì)算股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)并構(gòu)建兩個(gè)雙重差分模型,檢驗(yàn)T+1與T+0回轉(zhuǎn)交易制度分別對股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)的影響作用。結(jié)果表明:第一,在T+0回轉(zhuǎn)交易制度下,A股的股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng)明顯小于B股,在T+1回轉(zhuǎn)交易制度下兩者趨同;第二,對第一個(gè)雙重差分模型進(jìn)行個(gè)體固定效應(yīng)回歸檢驗(yàn),在控制了個(gè)體效應(yīng)之后,發(fā)現(xiàn)實(shí)驗(yàn)組虛擬變量與實(shí)驗(yàn)期識(shí)別變量的交互項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù),表明T+1回轉(zhuǎn)交易制度降低了股價(jià)特質(zhì)性波動(dòng);第三,在控制個(gè)體效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)的情況下,對第二個(gè)雙重差分模型進(jìn)行雙向固定效應(yīng)回歸檢驗(yàn),發(fā)現(xiàn)交互系數(shù)顯著為正,表明T+0回轉(zhuǎn)交易制度提高了股價(jià)的特質(zhì)性波動(dòng);第四,將行業(yè)分為10個(gè)類別進(jìn)一步檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn),除了交通、信息和租賃行業(yè)之外,其余行業(yè)對不同回轉(zhuǎn)交易制度的反應(yīng)與總體一致。此結(jié)論說明,對于現(xiàn)階段我國股票市場的情況而言,T+1回轉(zhuǎn)交易制度仍能起到很好的穩(wěn)定市場的作用,不應(yīng)貿(mào)然全面放開回轉(zhuǎn)交易制度。