T+1交易制度對B股市場波動性和流動性的影響

趙倩

摘要：當前國際主要證券市場均采取T+0交易制度，與國際市場交易規(guī)則保持一致有利于中國金融業(yè)加深國際化水平。本文重點研究T+1交易制度特有的優(yōu)勢和劣勢，使用雙重差分模型分析B股市場在采取T+1交易制度前后波動性和流動性的變化。T+1交易制度的實施短期內效果不明顯，長期可以一定程度上減小股票市場的波動性，但同時降低了流動性。建議率先在中國B股市場采取T+0交易制度，并逐步實現(xiàn)全面放開。完善股票市場法律法規(guī)、合理的監(jiān)管審核機制、引導理性高效地交易等都可以替代T+1交易制度所具備的穩(wěn)定股票市場優(yōu)勢。

關鍵詞：回轉交易制度雙重差分模型波動性流動性

一、前言

2001年2月19日，中國證監(jiān)會宣布允許境內居民以合法持有的外匯開立B股賬戶。2001年12月11日，中國正式成為世界貿易組織成員，在當月月初中國B股市場回轉交易制度由T+0變?yōu)門+1。1992 年5 月1日至1994 年12 月31 日，上海證券交易所市場A股實施T+0交易制度， 在開始實施的當天，上海證券綜合指數上漲一倍多，很多投資者頻繁地買賣所持有的股票，整個股票市場充滿了投機交易。1993 年11 月22日至1994 年12 月31日，深圳證券交易所A股實施T+0交易制度。為了穩(wěn)定股票市場，限制過度投機行為，保護投資者利益，從1995年1月1日起，A股開始實行T+1交易制度。當時大多數學者、從業(yè)人員以及政府部門普遍認為，中國股票市場還不夠成熟，各項機制也不夠完善，投資者行為理性不足，T+0交易制度造成市場的投機性太強。

關于股票市場回轉交易制度改革的爭論每隔一兩年就要出現(xiàn)一次。上海證券交易所表示，“中國股票市場規(guī)模不斷擴大，相應的法律法規(guī)也在不斷完善，政府對股票市場的監(jiān)管能力逐步提升，投資者行為趨于成熟理性，應加快推出T+0交易制度，以減少因缺乏及時的糾錯手段所導致的市場風險?！比欢硪恍W者認為現(xiàn)階段投機行為在我國資本市場的比重居高不下，如果推出T+0交易制度，散戶投資者由于信息不對稱、盲目跟風投資造成損失的概率將加大。

（一）“T+0”交易制度分析

實施T+0交易制度的優(yōu)勢，一是保證投資者及時止損；二是資金使用更有效率，增加股市交易量和換手率；三是在增加交易量的同時增加了證券公司的傭金收入，吸引更多的進入者，對于打破證券行業(yè)的壟斷具有積極作用；四是交易制度保持一致，投資者可在權證市場實現(xiàn)套期保值和規(guī)避風險。

實施T+0交易制度的劣勢，一是加劇投機性交易；二是證券公司經紀業(yè)務傭金提高，擠壓投資者利潤空間；三是大型機構可短期內通過多次交易操縱股價，資金的循環(huán)使用使機構操縱者動用較少的資金就可獲取超額收益，助長股市的波動。

（二）“T+1”交易制度分析

實施T+1交易制度的優(yōu)勢，一是減少日內投機行為；二是謹慎考慮投資行為、決策相對理性；三是交易緩沖期使投資者有時間收集和分析信息，以便次日采取更有利的投資策略。

實施T+1交易制度的劣勢：一是糾錯機制缺乏。假設買入股票的當天，該支股票出現(xiàn)了內幕交易、公司經營不善等問題，投資者不能及時止損。大型機構投資者可以利用股票指數掉期交易、交易型開放式指數基金、融資融券反向操作等彌補突發(fā)事件所帶來的損失，甚至利用這些突發(fā)事件通過做空交易實現(xiàn)盈利。二是股票市場與權證市場采取不同的回轉交易制度損害交易的公平性。大量的中小投資者只能通過做多的投資策略期待在股票市場上獲得盈利。如果中小投資者獲利可能性較小，就會選擇退出該股票市場。從長期來看，這不利于我國股票市場的發(fā)展，造成公司籌資成本上升，間接影響到實體經濟的發(fā)展。三是權證價格發(fā)現(xiàn)不及時。權證市場實行T+0，股票市場實行T+1，導致權證發(fā)現(xiàn)價格的時間存在誤差，加大了我國證券市場的風險。四是不充分的投機交易可能引發(fā)一個高水平的買賣價差，提高價格波動性。只有過度的投機交易被抑制，價格波動性才會降低。合理的投機交易有利于市場保持活性，為風險規(guī)避者提供風險轉移的可能性。

本文研究從T+1交易制度變?yōu)門+0交易制度對市場波動性和流動性的影響出發(fā)，如果采取T+1交易制度可以使散戶投資者受益，筆者期待T+1交易制度可以改善價格短期波動或提高市場流動性。

二、文獻綜述

劉逖和葉武（2008）發(fā)現(xiàn)，和T+1相比，T+0交易制度提高了市場流動性和定價效率，但是對價格波動性沒有影響，也沒有增加投資風險[1]。邊江澤和宿鐵（2010）研究認為，由于股票市場實行“T+1”交易制度，而對應的權證市場實行“T+0”交易制度，流動性強于股票，所以，股市存在低流動性折價，權證市場存在溢價現(xiàn)象[7]。蓋卉和張磊（2006）研究發(fā)現(xiàn)股票市場風險，并不是由于兩種交易制度的不同造成的，而是因為股市大環(huán)境表現(xiàn)低迷[8]。綜合考慮我國股市的未來發(fā)展，建議推行“T+0”交易制度。

同樣有學者反對在中國股票市場恢復T+0交易制度，葛勇和葉德磊（2009）研究滬市A 股和B 股指數日內振幅數據，發(fā)現(xiàn)“T+1”交易制度下，日內振幅均值有所下降[2]。Ming Guo， Zhan Li， Zhiyong Tu（2012）研究認為T+1交易規(guī)則減少了交易總量、降低了價格波動，并且在強趨勢追逐下改善趨勢追逐者的福利[4]。成微、劉善存和邱菀華（2011）研究了不同交易制度下的股市質量，發(fā)現(xiàn)在一個較為平穩(wěn)的市場環(huán)境下，“T+0”交易制度能夠有效的提升股票市場的交易效率，加速資本流動，改善股票市場的質量；而在一個較為低迷的市場環(huán)境下，“T+0”交易制度加劇了股票市場的波動性，使市場效率下降，市場質量也相應的惡化[3]。

國外對回轉交易制度的研究重點關注日內回轉交易對股票市場的影響。Campbell et al.（2001）認為日內交易行為是影響股票價格波動性的重要因素[10]。Keith S.K.Lam 和Lewis H.K.Tam（2011）發(fā)現(xiàn)流動性是影響股票價格的重要因素[6]。Amihud 和Mendelson（1986）研究認為，當某支股票具有高流動性時，意味著該支股票的交易成本（手續(xù)費）也顯著較高[5]。Kyle， A.S（1985）認為持續(xù)交易會造成股票交易成本上升[12]。Kyrlinen（2008）發(fā)現(xiàn)日內交易量和當天價格波動性正相關[11]。中國股票市場回轉交易制度的變化是外生事件，回轉交易制度改變對價格波動性的影響預示了日交易量的減少對價格波動性的影響。

對B股回轉交易制度從T+0變?yōu)門+1的研究忽視了一個非常重要的事件。在2001年11月16日，中國政府將A股印花稅稅率從0.4%減少到0.2%，B股印花稅稅率從0.3%減少到0.2%。印花稅稅率的變化會影響股市的價格波動性和交易量，調整印花稅稅率的日期與調整B股市場回轉交易制度的時間非常接近，只有剔除來自印花稅稅率調整所引起的變化，才能得到一個相對準確的結果。

T+0與T+1交易制度，哪一個更適合中國股票市場的發(fā)展，政府、學術界、從業(yè)者、投資者從不同的角度出發(fā)，各有立場。交易制度本身只是服務于股票市場，使其有序地運營，投資者更好地實現(xiàn)投資目標。

三、數據與方法

（一）樣本選擇與數據來源

樣本數據時間期限為B股回轉交易制度調整（2001 年12 月1日）前后各約180 個交易日（2001年3月1日至2002年8月31日）。公司樣本為同時在中國A股和B股股票市場上市交易的83家公司，其中有39家公司在深證證券交易所交易，44家公司在上海證券交易所交易。A股作為對照組、B股作為試驗組。

自2001年2月17日起，中國國內投資者也可購買B股股票。收集2001年3月1日之后的數據，剔除投資者組成變化造成的影響。此外，中國投資者在B股市場交易使B股持有人與A股持有人更相似，得到的結果更準確。

樣本的日交易數據源于銳思金融數據庫，包括一個交易日內的最高價、最低價、成交量、成交金額、流通股日換手率、持有期日收益率。

（二）變量選取與計算

選擇使用日波動率衡量股票市場的波動性，對數交易量、流通股日換手率衡量股票市場的流動性。另外采用GRACH（1，1）模型計算對數收益率的條件方差衡量波動性大小。股票市場波動性越小，交易風險越低。股票日交易量和流通股日換手率越高，表明股票市場具有更好的流動性。

預期“T+1”回轉交易制度會降低股票市場的波動性和流動性。

使用兩個方法測量波動性，分別為日波動率和對數收益率的條件方差。

（三）數據描述

關鍵變量描述性統(tǒng)計結果如表2和表3所示，在“T+1”交易制度實施后，B股日內波動率、對數收益率的條件方差、對數交易量、流通股換手率以及對數收益率均出現(xiàn)下降。二次差分后結果顯示T+1交易制度降低B股市場波動性的同時也降低了市場流動性。但是簡單的雙重差分沒有考慮到印花稅調整產生的影響、波動性與流動性之間的相互作用、市場政策、宏觀經濟因素及公司基本面等因素，得出的結論可能存在誤差。

（四）模型選擇

對于使用雙重差分法檢測B股回轉交易制度變化所產生的影響，同一公司的A股是最合適的對照組，因為同一家公司的A股和B股有相同的公司基本面。假設除了回轉交易制度的其他因素將會同等程度影響同一公司的A股和B股，可通過計算同一公司在回轉交易制度調整前后A股和B股市場波動性和流動性衡量指標差值的差異剔除其他因素的影響。

四、實證分析

（一）單位根檢驗

本文數據是關于金融數據的非平衡面板數據，可能存在異方差和自相關，所以采用Fisher Phillips-Perron檢驗。表4列出重要變量的單位根檢驗結果，拒絕非平穩(wěn)的原假設，排除虛假回歸的可能性。

（三）豪斯曼檢驗

使用個體效應模型對面板數據進行實證分析。通過豪斯曼檢驗決定個體效應是隨機還是固定。

檢驗數據的時間窗口期為B股市場T+1交易制度實施前后9個月。表5為豪斯曼檢驗結果，應該使用個體固定效用模型。然后使用Breusch and Pagan LM 檢驗進行隨機效應的檢驗，與豪斯曼檢驗結果一致，顯示模型不具備隨機效應。所以，選擇個體固定效應模型進行樣本數據回歸。

（四）回歸分析

選擇B股市場2001年12月1日回轉交易制度改革前后3個月、9個月兩個時間窗口期，以日波動率、對數收益率的條件方差作為波動性指標，對數交易量和流通股換手率作為流動性指標，分析T+1回轉交易制度對中國B股市場波動性和流動性的影響。

1.波動性分析

從表6可以看出在B股市場回轉交易制度改革前后3個月的時間窗口期內，日波動率方程的交互項Dt1i系數α1在10%置信度水平上顯著為正，對數收益率條件方差方程的交互項Dt1i系數β1在1%置信度水平上顯著為正。所以T+1回轉交易制度的實施并沒有在事件前后3個月的時間窗口期內降低B股市場的波動性，反而加大了波動性，與預期不一致。