实施转融通制度提高了我国证券市场质量吗？(2)

　　3.有效性的度量

　　由于并不能够通过直接比较市场效率系数MEC的大小来判断市场有效性的强弱，因此以市场效率系数MEC为基础，本文进一步构建了直接反映市场有效性的正向指标如式（4）所示。

　　4.双重差分模型的构建

　　首先构建双重差分模型的处理组和控制组。2013年2月28日，沪深两市有500种证券纳入融资融券标的证券，有90种证券纳入转融通标的证券。本文的双重差分模型中，处理组为2013年2月28日纳入转融通标的证券的50种证券；控制组为2013年2月28日已纳入融资融券标的证券却未纳入转融通标的证券的50种证券。处理组、控制组都由上交所和深交所的证券组成，保证了构建的双重差分模型中处理组证券和控制组证券在数量和质量方面的同质性和可比性，有利于保证研究结论的可靠性。

　　在处理组中，证券市场流动性、波动性、有效性的差异既有时间因素的影响，也有是否允许转融通交易的影响；而在控制组中，证券市场流动性、波动性、有效性的差异只有时间因素的影响。通过对处理组和控制组的比较分析，可以有效消除对两组有共同影响的因素，剩下的就主要是转融通制度对证券市场流动性、波动性和有效性的净影响了，这也正是双重差分模型的巧妙之处。

　　基于上述分析，本文构建的双重差分模型基本形式如下：

　　三、实证分析

　　1.变量的描述性统计

　　对处理组证券和控制组证券的非流动性、波动性和有效性指标进行描述性统计如表1。

　　比较处理组的证券在进入转融通标的证券前和进入转融通标的证券后非流动性指标的均值，前者为0.001400，而后者为0001173，后者小于前者，说明处理组证券在进入转融通标的证券这一时点（即2013年2月28日）之后其市场非流动性降低，流动性提高；再看控制组，前者为0.002006，而后者为0.001759，后者小于前者，说明控制组证券在2013年2月28日之后其市场非流动性降低，流动性提高。2013年2月28日之前，处理组证券的非流动性指标的均值为0.001400，控制组证券的非流动性指标的均值为0.002006，前者小于后者，说明在此期间处理组证券的市场流动性强于控制组证券的市场流动性；2013年2月28日之后，处理组证券的非流动性指标的均值为0.001173，控制组证券的非流动性指标的均值为0.001759，前者小于后者，说明在此期间处理组证券的市场流动性也强于控制组证券的市场流动性。通过简单的横向比较和纵向比较，可以得到初步的结论是，转融通制度对证券市场流动性存在正向影响。

　　比较处理组的证券在进入转融通标的证券前和进入转融通标的证券后波动性指标的均值，前者为0.158284，后者为0.092354，后者小于前者，说明处理组证券在进入转融通标的证券这一时点（即2013年2月28日）之后其市场波动性降低；再看控制组，前者为0.061437，后者为0.053278，后者小于前者，说明控制组证券2013年2月28日之后其市场波动性降低，但变化不及控制组显著。2013年2月28日之前，处理组证券的波动性指标的均值为0.158284，控制组证券的波动性指标的均值为0.061437，前者大于后者，说明在此期间处理组证券的市场波动性强于控制组证券的市场波动性；2013年2月28日之后，处理组证券的波动指标的均值为0.092354，控制组证券的波动性指标的均值为0.053278，前者大于后者，说明在此期间处理组证券的市场波动性也强于控制组证券的市场波动性，但两者的差异减小。通过简单的横向比较和纵向比较，可以得到初步的结论是，转融通制度对证券市场波动性存在负向影响。

　　比较处理组的证券在进入转融券标的证券前和进入转融券标的证券后的有效性的均值，前者为17.78403，后者为49.60105，后者大于前者，说明处理组证券在进入转融券标的证券这一时点（即2013年2月28日）之后其市场有效性提高；再看控制组，前者为50.79583，后者为18.71201，后者小于前者，说明控制组证券在2013年2月28日之后其市场有效性有所下降。2013年2月28日之前，处理组证券的有效性的均值为17.78403，控制组证券的有效性的均值为50.79583，前者小于后者，说明在此期间处理组证券的市场有效性弱于控制组证券的市场有效性。2013年2月28日之后，处理组证券的有效性的均值为49.60105，控制组证券的有效性的均值为18.71201，前者大于后者，说明在此期间处理组证券的市场有效性强于控制组证券的市场有效性。通过对处理组证券市场有效性均值和控制组证券市场有效性均值的横向和纵向比较，可以得到一个直观的结论，即转融通制度实施后，处理组证券的市场有效性提高了，而控制组证券的市场有效性降低了，初步表明转融通制度的实施提高了证券市场的有效性。

　　2.双重差分模型的估计结果

　　证券市场的非流动性、波动性和有效性的双重差分模型的估计结果如表2、表3、表4。

　　由表2可知，包含控制变量的双重差分模型2的估计结果表明，处理组/控制组虚拟变量的系数为-0.001039，且在1%的显著性水平下显著，说明处理组证券的市场非流动性显著小于控制组证券，即处理组证券的市场流动性显著大于控制组证券。进入转融通标的证券前/进入转融通标的证券后虚拟变量的系数为-0.003150，且在1%的显著性水平下显著，说明转融通制度实施后所有证券的非流动性显著小于转融通制度实施前，也即转融通制度实施后所有证券的流动性显著大于转融通制度实施前。双重差分统计量即模型的交叉项的系数的值为-1.54E-05，但不显著，这表明，相对于控制组，处理组证券成为转融通标的证券后，其市场的非流动性指标减弱了，其市场的流动性增强了，但不显著。也就是说，转融通制度增强了证券的市场流动性，但显著性水平不高。而且，成交量对证券市场流动性存在显著的负向影响，融资余额对流动性存在显著的负向影响，融券余额对流动性存在显著的正向影响。不包含控制变量的模型1可以得到类似的结论，表明以上研究结论是稳健的。

　　由表3可知，包含控制变量的双重差分模型4的估计结果表明，处理组/控制组虚拟变量的系数为0.046713，且在1%的显著性水平下显著，说明处理组证券的市场波动性显著大于控制组证券。进入转融通标的证券前/进入转融通标的证券后虚拟变量的系数为-0.008236，且在1%的显著性水平下显著，说明转融通制度实施后所有证券的波动性显著降低了。双重差分统计量即模型的交叉项的系数的值为-0.068699，且在1%的显著性水平下显著，这表明，相对于控制组，处理组证券成为转融通标的证券后，其市场的波动性显著减弱了，也就是说，转融通制度抑制了证券市场波动性。而且，成交量对波动性存在负向影响，但不显著；融资余额对波动性存在显著的正向影响；融券余额对波动性存在负向影响，但不显著。不包含控制变量的模型3可以得到类似的结论，表明以上研究结论是稳健的。

　　由表4可知，包含控制变量的双重差分模型6的估计结果表明，处理组/控制组虚拟变量的系数为-18.99016，但不显著，表明处理组证券的市场有效性总体上弱于控制组证券的市场有效性，但不显著。进入转融券标的证券前/进入转融券标的证券后虚拟变量的系数为-30.96329，但不显著，表明转融通制度实施后所有证券的有效性减弱，但不显著。双重差分统计量即模型的交叉项的系数的值为53.33535，且在5%的显著性水平下显著，这表明，相对于控制组，处理组证券在进入转融券标的证券后，其市场有效性显著增强了。而且，成交量对证券市场有效性存在负向影响，融资余额对有效性存在正向影响，融券余额对有效性存在负向影响，但都不显著。再采用不加入控制变量的模型5对处理组证券和控制组证券的市场有效性进行估计，可以得到类似的结论，表明以上研究结论是稳健的。

　　综上所述，证券市场的流动性、波动性和有效性的双重差分模型的估计结果表明，证券进入转融通标的证券后，其市场的流动性增强，市场的波动性则显著减弱，市场的有效性显著增强，总体上看，转融通制度对证券市场质量存在比较显著的正向净影响。