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摘要：以50种纳入转融通标的证券的股票构造处理组，以50种纳入融资融券标的证券但未纳入转融通标的证券的股票构造控制组，利用转融通制度实施前后各10个交易月份的数据，采用双重差分模型研究转融通制度的实施对证券市场流动性、波动性、有效性等市场质量的净影响，得到的可靠结论是：转融通制度在一定程度上提高了证券市场的流动性，显著抑制了证券市场的波动性，显著提高了证券市场的有效性，总体上改善了证券市场质量。监管者应进一步拓宽转融通标的证券的范围，增加转融通标的证券的数量，并对证券进入转融通标的证券之前和之后进行区别对待；交易者在确定交易策略时也应做出正确选择。
关键词：转融通制度；证券市场质量；证券市场流动性；证券市场波动性；证券市场有效性；融资融券交易；转融通标的证券；融资融券标的证券；双重差分模型
中图分类号：F830.91文献标志码：A文章编号：16748131（2014）02005510
一、引言
我国证券市场建立后相当长一段时间都严格禁止买空卖空交易，整个市场呈现出单边市场格局。2010年3月31日开始实施融资融券交易试点，在试点运行过程中，暴露出标的证券范围偏窄、投资者准入门槛高、保证金比率偏高、融资融券规模偏小、融资融券极不均衡、价格发现功能不强等问题，融资融券交易制度的实施效果受到置疑。融资融券制度不完善，特别是转融通制度的缺失成为指责的众矢之的，甚至认为转融通的缺失是制约融资融券业务进一步发展的主要因素。修改后的《证券公司融资融券业务管理办法》和《证券公司融资融券业务内部控制指引》的颁布，意味着融资融券业务从试点转为常规业务。2011年10月26日，中国证监会发布《转融通业务监督管理试行办法》，搭建了我国转融通法律制度的基本框架。同年11月，经中国证监会批准，《上海证券交易所融资融券交易实施细则》正式发布，中国证券金融股份公司正式成立。2012年8月30日，转融资交易开始试点；2013年2月28日，转融券交易正式实施。至此，我国证券市场的融资融券制度乃至整个交易制度基本完善。
转融通是证券金融公司将自有或者依法筹集的资金和证券出借给证券公司，以供其办理融资融券业务的经营活动，包括转融券业务和转融资业务两部分。转融通本质上是证券金融公司对证券公司的融资融券。转融通的推出是证券公司融资融券业务的一个配套性措施，有了转融通之后，证券公司的融资融券就有了融资的资金来源和融券的证券来源，对于完善整个资本市场上的交易制度具有积极的作用。那么，我国的融资融券交易以及转融通制度对证券市场质量（包括流动性、波动性以及有效性）的实际影响如何？这些交易制度是否达到了预期的效果？对融资融券交易制度、转融通制度的实施效果和市场效应进行正确判断，有助于证券市场监管者制定有效的后续证券市场监管政策，也有助于证券市场交易者选择合理的融资融券交易策略。
关于证券市场质量，郭彦峰等（2007）指出，“市场质量是一个包含流动性、波动性和有效性等在内的综合体”。研究融资融券交易对证券市场的流动性或（和）波动性影响的文献比较多，研究融资融券交易对证券市场有效性影响的文献比较少，而系统研究转融通制度对证券市场流动性、波动性、有效性影响的文献就更少，且相关文献呈现出不一致的研究结论。
融资融券交易对市场流动性影响的研究结论主要有两类：一是融资融券交易提高市场流动性。Woolridge 和Dickinson（1994）、Daouk和Charoenrook（2005）研究表明卖空交易者可以通过卖空交易机制在市场上涨时增加卖空交易量和在市场下跌时减少市场交易量来增加市场流动性；骆玉鼎和廖士光（2007）、杨德勇和吴琼（2011）研究认为融资买空交易为市场提供了流动性。二是融资融券交易对市场流动性影响不大。廖士光和杨朝军（2005a）研究发现香港股市的卖空交易额对股市流动性的影响不明显或不显著；王旻等（2008）研究发现融券交易对台湾股市的流动性没有影响；谷文林和孔祥忠（2010）利用单因素方差分析法研究了融资融券的推出对我国内地股市流动性的冲击，未发现有显著影响。
融资融券交易对市场波动性影响的研究结论主要有三类：一是融资融券交易会加剧市场的波动性，如Henry和McKenzie（2006）、Chang等（2007）的研究结论。二是融资融券交易会降低市场的波动性，如Daouk和Charoenrook（2005）、廖士光和杨朝军（2005b）、Bris等（2003）、陈淼鑫和郑振龙（2008）、万迪昉等（2012）的研究结论。三是融资融券交易对市场波动性的影响不确定或不明显，如Kraus和Rubin（2003）、Yang等（2006）、Gallmeyer和Hollifield（2008）、Dierher等（2009）、李德峰等（2012）的研究结论。
关于融资融券交易对市场有效性影响方面的研究文献还比较欠缺，而系统研究融资融券交易对证券市场的市场质量影响的文献更为稀少。作为一个类似的研究命题，郭彦峰等（2007）研究了ETF上市对中小企业板市场质量的影响，得到的结论是，在中小板ETF上市交易后，以Amivest比率衡量的中小板P指数的流动性是增加的，以GK波动值衡量的中小板P指数的波动性是减小的，以市场效率系数法与暂时性价格变动效果衡量的中小板P指数定价的有效性得到了提升。
融资融券交易影响证券市场流动性、波动性和有效性的研究结论不一致，研究方法也值得商榷。常见的研究方法有两种：一是虚拟变量法，针对是否允许融资融券交易引入虚拟变量，考察虚拟变量系数的符号，比如Daouk和Charoenrook（2005）、陈淼鑫和郑振龙（2008）的研究，此类方法容易产生内生性问题；二是事件分析法，考察融资融券交易推出前后市场的不同表现，比如Chang等（2007）、杨德勇和吴琼（2011）等的研究。由于市场的不同表现可能是由于放松或禁止卖空引起的，也可能是其他因素变化引起的，使得这一方法的研究结论不可靠（翟爱梅 等，2012）。双重差分模型能够弥补上述两种研究方法的缺陷，Bertrand等（2004）就提出，双重差分模型因其能够更加坚实地辨识出因果关系并控制住时间序列上其他因素的影响，在经验研究中已得到越来越广泛的运用。Imbens和Wooldridge（2007）也指出，在自然实验中，由于处理组和控制组均来自受到某项具体政策影响与否的特定群体而非随机，双重差分模型可以较好地控制处理组和控制组之间的系统性差异来研究处理组在某项政策实施前后所发生的变化。比如：周黎安和陈烨（2005）运用双重差分模型检验农村税费改革的效应，聂辉华等（2009）采用双重差分模型考察增值税转型对企业财务行为和绩效的影响，杨阳和万迪昉（2010）采用双重差分模型研究我国股指期货对股票市场的影响，翟爱梅和钟山（2012）采用双重差分模型考察卖空机制对股价波动的影响，许红伟和陈欣（2012）基于双重差分模型研究我国融资融券试点对股票定价效率和收益率分布的影响，林祥友和代宏霞（2013）采用双重差分模型研究融资融券交易对ETF基金市场流动性的影响。可见，双重差分模型这一研究方法具有广泛的适用性和结论的可靠性，可以作为研究融资融券制度和转融通制度对证券市场流动性、波动性和有效性净影响的首选方法。 我国的融资融券交易制度和转融资、转融券等转融通制度是陆续渐进推行的。已经实施多年的融资融券交易的相关实证研究要多一些，而转融通（转融资和转融券）制度推出的时间很短，转融通制度对证券市场影响的实证研究还很少见。杨贝贝（2013）较早以转融资制度为研究对象，研究了转融资制度对我国证券市场的影响，结果表明，在短期内，转融资业务与整个市场的流动性存在单向的因果关系，而对市场的波动性没有影响。实际上，转融券业务才是转融通业务的核心，转融券制度的推行是融资融券制度完善的标志，其实施效果是市场各方共同关注的问题。本文以50种成为转融通标的证券的股票构造处理组，以50种成为融资融券标的证券但未成为转融通标的证券的股票构造控制组，首次采用双重差分模型研究转融通制度对我国证券市场质量（包括市场流动性、波动性和有效性）的净影响，分析转融通制度的市场效应，为证券市场监管政策的制定和交易策略的实施提供有益的借鉴和参考。
二、研究设计
1.流动性的度量
流动性的度量通常有四种方法：价格法、交易量法、价量结合法和时间法。Kyle将流动性分解为市场宽度、市场深度和弹性三个指标，很多研究并没有全面衡量流动性的这三个维度，往往只偏重于某一个维度（韦立坚 等，2012）。一个好的流动性指标应包含流动性概念中的价格、数量和时间三个维度上的交易信息，杨朝军等（2008）就使用了能直接包含价、量、时三因素的流动性指标，即非流动性指标。非流动性指标是从反面反映流动性，实际应用时常用交易对价格的冲击来衡量，非流动性指标值越大，表示单位成交量所引起的价格振动幅度越大，则流动性越差。本文借鉴杨朝军等（2008）提出的以单位时间内单位成交金额所引起的价格振动幅度来表示非流动性指标：
2.波动性的度量
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0.001 400，而后者为0001 173，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0.002 006，而后者为0.001 759，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0.001 400，控制组证券的非流动性指标的均值为0.002 006，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0.001 173，控制组证券的非流动性指标的均值为0.001 759，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0.158 284，后者为0.092 354，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0.061 437，后者为0.053 278，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0.158 284，控制组证券的波动性指标的均值为0.061 437，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0.092 354，控制组证券的波动性指标的均值为0.053 278，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17.784 03，后者为49.601 05，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50.795 83，后者为18.712 01，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17.784 03，控制组证券的有效性的均值为50.795 83，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49.601 05，控制组证券的有效性的均值为18.712 01，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-0.001 039，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-0.003 150，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0.046 713，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-0.008 236，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-0.068 699，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-18.990 16，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-30.963 29，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53.335 35，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。
四、结论与启示
以2013年2月28日进入转融通标的证券的50只证券构造处理组，以进入融资融券标的证券但未进入转融通标的证券的50只证券构造控制组，取得各证券在2013年2月28日前后各10个交易月份的交易数据，分别计算其流动性、波动性和有效性指标，采用双重差分模型，研究转融通制度对证券市场流动性、波动性和有效性等市场质量指标的净影响，得到以下主要研究结论和启示：
第一，描述性统计结果初步表明转融通制度改善了证券市场质量。通过对处理组证券和控制组证券的市场流动性均值、波动性均值、有效性均值的横向比较和纵向比较，可以初步判断，转融通制度可能提高了证券市场的流动性、抑制了证券市场的波动性、提高了证券市场的有效性，即可能改善了证券市场质量，但可靠结论还需要由双重差分模型进一步进行检验。
第二，双重差分模型实证检验结果表明转融通制度的确改善了证券市场质量。采用证券的非流动性双重差分模型、证券的波动性双重差分模型、证券的有效性的双重差分模型，实证研究转融通制度对证券市场流动性、波动性和有效性的影响，得到的可靠结论是转融通制度在一定程度上提高了证券市场的流动性，显著抑制了证券市场的波动性，显著增强了证券市场的有效性，在整体上改善了证券的市场质量。而且证券的成交量、融资余额、融券余额均会对流动性、波动性和有效性产生比较显著的影响。
第三，利用双重差分模型研究得出的上述结论是可靠的。双重差分模型能有效控制证券进入转融通标的证券前后的时间序列上其他影响流动性、波动性和有效性的因素，能够分辨出转融通交易对证券市场流动性、波动性和有效性的净影响，因此，双重差分模型可作为研究转融通制度影响证券市场质量的最优模型。本文得出的转融通制度的实施能够提高证券市场的流动性、抑制证券市场的波动性、增强证券市场有效性这一研究结论，相对于其他方法的研究结论而言更为可靠。
第四，实施转融通制度对证券市场质量的改善，可通过心理和实质两条路径得以实现。从心理上分析，进入转融通标的证券的股票，是按照一定标准筛选之后的结果，可能会被投资者认为是优质证券，从而吸引更多的投资者关注和参与。从实质上分析，进入转融通标的证券的股票，由于转融通机制的存在，会派生出一定数量的证券和资金，从而会改变该标的证券的供求格局和投资者结构；而转融通标的证券的投资者数量增加和投资者结构优化都必将对证券市场质量（包括流动性、波动性和有效性）产生深刻影响。
第五，我国的转融通制度取得了较好的预期效果，证券市场的各参与主体需要适当应对。基于本文可靠的研究结论，转融通制度有效地改善了证券市场质量，因此，证券市场的监管者需要进一步拓宽转融通标的证券的范围，增加转融通标的证券的数量；而且在制定监管政策时，需要对证券进入转融通标的证券之前和之后进行区别对待，制定更有针对性的监管政策，才能实现更有效的监管。证券市场的交易者在确定交易策略时，需要对进入转融通标的证券和未进入转融通标的证券的证券做出正确选择，积极参与到转融通标的证券的投资中去，实施正确的交易策略，才能获取转融通制度带来的好处，最小化投资风险，最大化投资收益，取得证券交易的最大成功。 参考文献：
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转融通是证券金融公司将自有或者依法筹集的资金和证券出借给证券公司，以供其办理融资融券业务的经营活动，包括转融券业务和转融资业务两部分。转融通本质上是证券金融公司对证券公司的融资融券。转融通的推出是证券公司融资融券业务的一个配套性措施，有了转融通之后，证券公司的融资融券就有了融资的资金来源和融券的证券来源，对于完善整个资本市场上的交易制度具有积极的作用。那么，我国的融资融券交易以及转融通制度对证券市场质量（包括流动性、波动性以及有效性）的实际影响如何？这些交易制度是否达到了预期的效果？对融资融券交易制度、转融通制度的实施效果和市场效应进行正确判断，有助于证券市场监管者制定有效的后续证券市场监管政策，也有助于证券市场交易者选择合理的融资融券交易策略。
关于证券市场质量，郭彦峰等（2007）指出，“市场质量是一个包含流动性、波动性和有效性等在内的综合体”。研究融资融券交易对证券市场的流动性或（和）波动性影响的文献比较多，研究融资融券交易对证券市场有效性影响的文献比较少，而系统研究转融通制度对证券市场流动性、波动性、有效性影响的文献就更少，且相关文献呈现出不一致的研究结论。
融资融券交易对市场流动性影响的研究结论主要有两类：一是融资融券交易提高市场流动性。Woolridge 和Dickinson（1994）、Daouk和Charoenrook（2005）研究表明卖空交易者可以通过卖空交易机制在市场上涨时增加卖空交易量和在市场下跌时减少市场交易量来增加市场流动性；骆玉鼎和廖士光（2007）、杨德勇和吴琼（2011）研究认为融资买空交易为市场提供了流动性。二是融资融券交易对市场流动性影响不大。廖士光和杨朝军（2005a）研究发现香港股市的卖空交易额对股市流动性的影响不明显或不显著；王旻等（2008）研究发现融券交易对台湾股市的流动性没有影响；谷文林和孔祥忠（2010）利用单因素方差分析法研究了融资融券的推出对我国内地股市流动性的冲击，未发现有显著影响。
融资融券交易对市场波动性影响的研究结论主要有三类：一是融资融券交易会加剧市场的波动性，如Henry和McKenzie（2006）、Chang等（2007）的研究结论。二是融资融券交易会降低市场的波动性，如Daouk和Charoenrook（2005）、廖士光和杨朝军（2005b）、Bris等（2003）、陈淼鑫和郑振龙（2008）、万迪昉等（2012）的研究结论。三是融资融券交易对市场波动性的影响不确定或不明显，如Kraus和Rubin（2003）、Yang等（2006）、Gallmeyer和Hollifield（2008）、Dierher等（2009）、李德峰等（2012）的研究结论。
关于融资融券交易对市场有效性影响方面的研究文献还比较欠缺，而系统研究融资融券交易对证券市场的市场质量影响的文献更为稀少。作为一个类似的研究命题，郭彦峰等（2007）研究了ETF上市对中小企业板市场质量的影响，得到的结论是，在中小板ETF上市交易后，以Amivest比率衡量的中小板P指数的流动性是增加的，以GK波动值衡量的中小板P指数的波动性是减小的，以市场效率系数法与暂时性价格变动效果衡量的中小板P指数定价的有效性得到了提升。
融资融券交易影响证券市场流动性、波动性和有效性的研究结论不一致，研究方法也值得商榷。常见的研究方法有两种：一是虚拟变量法，针对是否允许融资融券交易引入虚拟变量，考察虚拟变量系数的符号，比如Daouk和Charoenrook（2005）、陈淼鑫和郑振龙（2008）的研究，此类方法容易产生内生性问题；二是事件分析法，考察融资融券交易推出前后市场的不同表现，比如Chang等（2007）、杨德勇和吴琼（2011）等的研究。由于市场的不同表现可能是由于放松或禁止卖空引起的，也可能是其他因素变化引起的，使得这一方法的研究结论不可靠（翟爱梅 等，2012）。双重差分模型能够弥补上述两种研究方法的缺陷，Bertrand等（2004）就提出，双重差分模型因其能够更加坚实地辨识出因果关系并控制住时间序列上其他因素的影响，在经验研究中已得到越来越广泛的运用。Imbens和Wooldridge（2007）也指出，在自然实验中，由于处理组和控制组均来自受到某项具体政策影响与否的特定群体而非随机，双重差分模型可以较好地控制处理组和控制组之间的系统性差异来研究处理组在某项政策实施前后所发生的变化。比如：周黎安和陈烨（2005）运用双重差分模型检验农村税费改革的效应，聂辉华等（2009）采用双重差分模型考察增值税转型对企业财务行为和绩效的影响，杨阳和万迪昉（2010）采用双重差分模型研究我国股指期货对股票市场的影响，翟爱梅和钟山（2012）采用双重差分模型考察卖空机制对股价波动的影响，许红伟和陈欣（2012）基于双重差分模型研究我国融资融券试点对股票定价效率和收益率分布的影响，林祥友和代宏霞（2013）采用双重差分模型研究融资融券交易对ETF基金市场流动性的影响。可见，双重差分模型这一研究方法具有广泛的适用性和结论的可靠性，可以作为研究融资融券制度和转融通制度对证券市场流动性、波动性和有效性净影响的首选方法。 我国的融资融券交易制度和转融资、转融券等转融通制度是陆续渐进推行的。已经实施多年的融资融券交易的相关实证研究要多一些，而转融通（转融资和转融券）制度推出的时间很短，转融通制度对证券市场影响的实证研究还很少见。杨贝贝（2013）较早以转融资制度为研究对象，研究了转融资制度对我国证券市场的影响，结果表明，在短期内，转融资业务与整个市场的流动性存在单向的因果关系，而对市场的波动性没有影响。实际上，转融券业务才是转融通业务的核心，转融券制度的推行是融资融券制度完善的标志，其实施效果是市场各方共同关注的问题。本文以50种成为转融通标的证券的股票构造处理组，以50种成为融资融券标的证券但未成为转融通标的证券的股票构造控制组，首次采用双重差分模型研究转融通制度对我国证券市场质量（包括市场流动性、波动性和有效性）的净影响，分析转融通制度的市场效应，为证券市场监管政策的制定和交易策略的实施提供有益的借鉴和参考。
二、研究设计
1.流动性的度量
流动性的度量通常有四种方法：价格法、交易量法、价量结合法和时间法。Kyle将流动性分解为市场宽度、市场深度和弹性三个指标，很多研究并没有全面衡量流动性的这三个维度，往往只偏重于某一个维度（韦立坚 等，2012）。一个好的流动性指标应包含流动性概念中的价格、数量和时间三个维度上的交易信息，杨朝军等（2008）就使用了能直接包含价、量、时三因素的流动性指标，即非流动性指标。非流动性指标是从反面反映流动性，实际应用时常用交易对价格的冲击来衡量，非流动性指标值越大，表示单位成交量所引起的价格振动幅度越大，则流动性越差。本文借鉴杨朝军等（2008）提出的以单位时间内单位成交金额所引起的价格振动幅度来表示非流动性指标：
2.波动性的度量
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0.001 400，而后者为0001 173，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0.002 006，而后者为0.001 759，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0.001 400，控制组证券的非流动性指标的均值为0.002 006，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0.001 173，控制组证券的非流动性指标的均值为0.001 759，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0.158 284，后者为0.092 354，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0.061 437，后者为0.053 278，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0.158 284，控制组证券的波动性指标的均值为0.061 437，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0.092 354，控制组证券的波动性指标的均值为0.053 278，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17.784 03，后者为49.601 05，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50.795 83，后者为18.712 01，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17.784 03，控制组证券的有效性的均值为50.795 83，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49.601 05，控制组证券的有效性的均值为18.712 01，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-0.001 039，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-0.003 150，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0.046 713，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-0.008 236，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-0.068 699，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-18.990 16，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-30.963 29，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53.335 35，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。
四、结论与启示
以2013年2月28日进入转融通标的证券的50只证券构造处理组，以进入融资融券标的证券但未进入转融通标的证券的50只证券构造控制组，取得各证券在2013年2月28日前后各10个交易月份的交易数据，分别计算其流动性、波动性和有效性指标，采用双重差分模型，研究转融通制度对证券市场流动性、波动性和有效性等市场质量指标的净影响，得到以下主要研究结论和启示：
第一，描述性统计结果初步表明转融通制度改善了证券市场质量。通过对处理组证券和控制组证券的市场流动性均值、波动性均值、有效性均值的横向比较和纵向比较，可以初步判断，转融通制度可能提高了证券市场的流动性、抑制了证券市场的波动性、提高了证券市场的有效性，即可能改善了证券市场质量，但可靠结论还需要由双重差分模型进一步进行检验。
第二，双重差分模型实证检验结果表明转融通制度的确改善了证券市场质量。采用证券的非流动性双重差分模型、证券的波动性双重差分模型、证券的有效性的双重差分模型，实证研究转融通制度对证券市场流动性、波动性和有效性的影响，得到的可靠结论是转融通制度在一定程度上提高了证券市场的流动性，显著抑制了证券市场的波动性，显著增强了证券市场的有效性，在整体上改善了证券的市场质量。而且证券的成交量、融资余额、融券余额均会对流动性、波动性和有效性产生比较显著的影响。
第三，利用双重差分模型研究得出的上述结论是可靠的。双重差分模型能有效控制证券进入转融通标的证券前后的时间序列上其他影响流动性、波动性和有效性的因素，能够分辨出转融通交易对证券市场流动性、波动性和有效性的净影响，因此，双重差分模型可作为研究转融通制度影响证券市场质量的最优模型。本文得出的转融通制度的实施能够提高证券市场的流动性、抑制证券市场的波动性、增强证券市场有效性这一研究结论，相对于其他方法的研究结论而言更为可靠。
第四，实施转融通制度对证券市场质量的改善，可通过心理和实质两条路径得以实现。从心理上分析，进入转融通标的证券的股票，是按照一定标准筛选之后的结果，可能会被投资者认为是优质证券，从而吸引更多的投资者关注和参与。从实质上分析，进入转融通标的证券的股票，由于转融通机制的存在，会派生出一定数量的证券和资金，从而会改变该标的证券的供求格局和投资者结构；而转融通标的证券的投资者数量增加和投资者结构优化都必将对证券市场质量（包括流动性、波动性和有效性）产生深刻影响。
第五，我国的转融通制度取得了较好的预期效果，证券市场的各参与主体需要适当应对。基于本文可靠的研究结论，转融通制度有效地改善了证券市场质量，因此，证券市场的监管者需要进一步拓宽转融通标的证券的范围，增加转融通标的证券的数量；而且在制定监管政策时，需要对证券进入转融通标的证券之前和之后进行区别对待，制定更有针对性的监管政策，才能实现更有效的监管。证券市场的交易者在确定交易策略时，需要对进入转融通标的证券和未进入转融通标的证券的证券做出正确选择，积极参与到转融通标的证券的投资中去，实施正确的交易策略，才能获取转融通制度带来的好处，最小化投资风险，最大化投资收益，取得证券交易的最大成功。 参考文献：
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