張旭，王寶珠，孫澤月

（1.南京信息工程大學(xué) 管理工程學(xué)院，江蘇 南京210044；2.河南財經(jīng)政法大學(xué)，河南 鄭州450000）

一、引言

金融開放是我國防范化解系統(tǒng)性金融風(fēng)險的主動選取，其中，資本市場開放是我國金融開放的重要內(nèi)容，對我國金融市場開放具有重要意義，也是提升我國金融市場競爭力和影響力的重要措施。近年來，從B股市場建立、合格境外投資者制度的實行到“滬港通”“深港通”和“滬倫通”等互聯(lián)互通交易機制的開通，再到A股“入摩”和“債券通”的開展，資本市場對外開放的進程明顯加快。與此同時，大量研究表明，我國資本市場開放能夠提高股價穩(wěn)定性（紀(jì)彰波和臧日宏，2019）[1]、股價信息含量（鐘覃琳和陸正飛，2018）[2]以及減小股價崩盤風(fēng)險（李沁洋和許年行，2019）[3]，進而提升了我國資本市場的競爭力。但資本市場開放是一把雙刃劍，尤其在20世紀(jì)90年代直接導(dǎo)致了一系列金融危機的發(fā)生，因此，在我國實行漸進式資本開放的進程中研究相關(guān)政策對我國股市以及實體經(jīng)濟的影響效應(yīng)，不僅有利于防范金融危機，還對探究我國資本市場對外開放的節(jié)奏以及資本市場制度完善和短板補足方面具有重要理論意義和實踐價值。

“滬港通”作為我國漸進式開放進程中重要的環(huán)節(jié)，于2014年11月17日正式實施，邁出了互聯(lián)互通的第一步。自此，兩地投資者能夠委托上海證券交易所會員或者香港聯(lián)合交易所參與者,通過上交所或者聯(lián)交所在對方所在地設(shè)立的證券交易服務(wù)公司買賣規(guī)定范圍內(nèi)的對方交易所上市股票，兩地資本市場的聯(lián)系得以加強?！皽弁ā卑ā皽赏ā焙汀案酃赏ā眱刹糠郑摻灰讬C制開通對上證A股的影響效應(yīng)主要是由“滬股通”引起的?！皽赏ā睒?biāo)的股票自“滬港通”開通至2019年年底經(jīng)過了多次調(diào)整，數(shù)量逐年增加，從最初調(diào)入的568只股票，調(diào)整為目前的578只，“滬股通”標(biāo)的股票約占上證A股數(shù)量的38.9%，可見“滬港通”在上證A股市場上扮演著重要的角色。因此，“滬港通”相關(guān)的政策分析近年來成為中國金融研究的熱點問題，吸引了許多學(xué)者從股市間的聯(lián)動性（吳筱菲等，2020）[4]、股票價差（李媛和吳菲菲，2018）[5]以及股價異質(zhì)性波動（鐘凱等，2018）[6]等多個方面研究其對我國股市的影響效應(yīng)，但目前關(guān)于“滬港通”對股票流動性影響的研究還較為缺乏。

流動性是金融市場重要的特征指標(biāo)，其具有豐富的市場信息含量。目前，已有學(xué)者的研究發(fā)現(xiàn)股票流動性對上市公司本身以及國家經(jīng)濟的影響莫衷一是。一方面，股票流動性的提高有利于降低上市公司的代理成本，提高資本配置效率。熊家財和蘇冬蔚（2016）[7]發(fā)現(xiàn)股票流動性的提高通過強化股東監(jiān)督、提升股價信息含量和增加CEO薪酬股價敏感性等機制來降低代理成本；代理成本的降低又有利于提高資本配置效率（熊家財和蘇冬蔚，2014）[8]。另一方面，杜金岷等（2017）[9]研究發(fā)現(xiàn)，由于中國資本市場的不完善，我國企業(yè)股票流動性的提高會抑制企業(yè)創(chuàng)新行為，導(dǎo)致其各類專利數(shù)量的明顯降低。同時，王定祥和許瑞恒（2019）[10]研究發(fā)現(xiàn)，股票流動性在合理范圍內(nèi)將促進經(jīng)濟增長，而低于或者高于這一合理范圍將會抑制經(jīng)濟增長?？梢?，研究“滬港通”對上證A股市場股票流動性的影響不僅具有重要的學(xué)術(shù)價值，其對探究資本市場開放的宏觀經(jīng)濟效應(yīng)以及完善我國資本市場制度也具有重要的實踐價值。同時，在“滬港通”平穩(wěn)運行兩年多后，“深港通”“滬倫通”等互聯(lián)互通的交易機制也陸續(xù)啟動。在這種背景下，深入探究“滬港通”對上證A股股票流動性的非對稱動態(tài)影響，不僅有助于豐富“滬港通”政策的研究，還對其他互聯(lián)互通交易機制的實施、調(diào)整以及完善具有借鑒意義。那么，“滬港通”會對上證A股股票流動性產(chǎn)生什么影響呢？“滬港通”實施期限會對這種效應(yīng)產(chǎn)生影響嗎？流動性不同的股票會對“滬港通”有不同的反應(yīng)嗎？

為了回答上述問題，本文主要做了以下工作。（1）基于“滬港通”這一準(zhǔn)自然實驗，構(gòu)建了實驗組和控制組，運用雙重差分模型（Diff-in-Diff），從短期、中期以及長期來考察“滬港通”實施長短對股票流動性的影響。本文驗證發(fā)現(xiàn)“滬港通”降低了上證A股股票流動性，且降低股票流動性的程度隨著時間推移而增加，但增加幅度逐漸減小，趨于平穩(wěn)。（2）本文運用分位數(shù)DID（Quantile Diff-in-Diff）研究流動性不同的股票對“滬港通”反應(yīng)程度的差異。同時，從短期、中期以及長期來考察“滬港通”實施期限長短對流動性不同的股票影響效果，實證得出“滬港通”降低股票流動性這一政策效應(yīng)首先體現(xiàn)在流動性強的股票上，隨著時間的推移，逐漸在流動性較弱的股票上開始體現(xiàn)。（3）為了保證本文實證研究的穩(wěn)健性，一方面，變更政策實施時點即假定“滬港通”于2012年4月開始實施，綜合運用三種模型對樣本數(shù)據(jù)進行雙重差分模型檢驗，以驗證股票流動性的改變是否由政策實施造成的；另一方面，剔除股災(zāi)當(dāng)年數(shù)據(jù)后運用分位數(shù)DID對短期、中期和長期分別進行回歸，得到的回歸結(jié)果與主體分析保持一致，驗證了本文研究結(jié)論的有效性和可信性。

本文的貢獻主要體現(xiàn)在以下兩點：（1）在已有文獻的基礎(chǔ)上，從短期、中期和長期視角來研究“滬港通”隨時間推移對上證A股股票流動性的影響，為其提供了微觀的實證證據(jù)；（2）使用分位數(shù)DID來分析“滬港通”對流動性不同的股票影響程度的差異以及“滬港通”實施時間長短對各個分位點上股票的影響。分位數(shù)DID回歸模型的引入使得回歸結(jié)果更具有穩(wěn)健性，同時可以研究政策實施的分位數(shù)維度效應(yīng)。

下文結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分給出理論分析與研究假設(shè)；第三部分介紹研究設(shè)計與數(shù)據(jù)說明；第四部分分析實證結(jié)果；第五部分進行穩(wěn)健性檢驗；第六部分總結(jié)全文并給出政策建議。

二、理論分析與研究假設(shè)

近年來，許多發(fā)展中國家加快了資本市場對外開放的進程，關(guān)于開放資本市場的各項政策對證券市場以及實體經(jīng)濟影響的研究成為研究熱點。其中，關(guān)于資本開放對股票流動性的影響，部分學(xué)者通過研究印度、印尼以及中國等新興市場發(fā)現(xiàn)資本市場開放引入境外機構(gòu)投資，降低了股票流動性（Prasanna和Bansal，2014；Rhee和Wang，2009；許香存和陳志娟，2016）[11-13]；而另一部分學(xué)者則認(rèn)為資本市場開放通過提高外資機構(gòu)持股比例（Wei，2010）[14]、資本配置效率（Lee和Wong，2012）[15]，進而提高了股票的流動性。

“滬港通”是我國資本市場對外開放進程中的重要舉措。在“滬港通”對股票流動性影響研究方面，許香存和陳志娟（2016）[13]建立多元回歸模型來分析，研究表明“滬港通”政策實施會增加股價的波動性，使得中小投資者變得更為謹(jǐn)慎，進而導(dǎo)致市場流動性下降。肖磊和張聰（2019）[16]運用HCW政策效應(yīng)評估模型，研究發(fā)現(xiàn)“深港通”的開通使得深圳交易所主板流動性下降，“深港通”與“滬港通”類似，而且上證A股市場和深圳主板市場之間的界限逐漸模糊，區(qū)別不再明顯，據(jù)此推測“滬港通”也會降低上證A股市場股票流動性。此外，“滬港通”的實施使得國外投資者可以委托香港經(jīng)紀(jì)商，經(jīng)由港交所設(shè)立的證券交易服務(wù)公司，向上海交易所進行申報，購買“滬股通”標(biāo)的股票。首先，這會增加上市公司境外股東持股數(shù)量，使得上市公司的股票流動性顯著降低（鄧柏峻等，2016）[17]，而且境外投資者偏好長期持有股票，這會傳導(dǎo)至國內(nèi)投資者，增強其對“滬股通”標(biāo)的股票的長期持有欲望，使得股票流動性降低。其次，境外投資者相對于境內(nèi)投資者而言，對我國股票市場以及上市公司的了解有限但認(rèn)知能力較強，也就是說“滬港通”政策實施會提高我國股市投資者的風(fēng)險意識以及整體認(rèn)知水平，進而降低了股市的流動性（Rui等，2019；劉曉星等，2016）[18-19]。再次，境外投資者的引入，不可避免地增加了投資者由于信息不對稱和認(rèn)知偏差導(dǎo)致的多種異質(zhì)信念程度，使得與其呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系的股票流動性降低（尹海員和朱旭，2019）[20]。最后，與其他國家開放資本市場不同的是，我國是分階段逐步進行對外開放的，這使得“滬股通”標(biāo)的股票的持有者預(yù)期未來境外資本會持續(xù)增加，股價上漲空間較大，偏好于長期持有股票，從而表現(xiàn)出股票流動性的降低。基于此，本文提出假設(shè)1。

假設(shè)1：“滬港通”降低了上證A股股票的流動性。

“滬港通”政策實施初期，由于投資者本地股偏好等原因，造成資金流入量較低，但隨著時間的推移，“滬股通”資金交易金額逐漸增加。尹海員和王盼盼（2019）[21]利用2005—2016年的A股樣本股票進行研究，研究結(jié)果表明，個股資金流入對該股票流動性具有顯著的負(fù)向沖擊效應(yīng)。進一步分析可知，隨著“滬股通”交易資金流的流入日趨增加，個股的流動性會逐漸降低。其次，由于我國僅有部分A股是“滬股通”標(biāo)的股票，隨著外資流入，股價上漲，投資者預(yù)期不斷得以實現(xiàn)，進而增強了其長期持有股票的欲望，股票流動性降低。此外，在中國A股市場上，股票的流動性與股價崩盤風(fēng)險呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系（林永堅等，2018；陳蓉和吳宇翔，2019）[22-23]，又知“滬港通”交易機制的開通降低了股價的崩盤風(fēng)險（李沁洋和許年行，2019）[3]。同時，研究發(fā)現(xiàn)“滬港通”對我國資本市場的影響是隨著時間的推移逐漸發(fā)揮作用的（許從寶等，2016；紀(jì)彰波和臧日宏，2019；方先明和陳佳欣，2019）[24,1,25]?；诖耍疚暮侠硗茰y“滬港通”降低股票流動性的政策實施效果是隨著時間的推移逐漸顯現(xiàn)出來的，并以此提出假設(shè)2。

假設(shè)2：“滬港通”對上證A股股票流動性的影響具有時滯效應(yīng)。

境外投資者初次進入內(nèi)地股票市場，風(fēng)險意識較強，自然會偏好于投資信息披露充分、資本結(jié)構(gòu)完善的股票。而股票流動性越高的公司，其信息披露越充分（吳戰(zhàn)篪等，2008）[26]；股票流動性的提高會增加資本結(jié)構(gòu)的調(diào)整速度（盛明泉和章硯，2015）[27]，也就是說股票流動性越高的公司，其資本結(jié)構(gòu)也越完善。則在“滬港通”實施初期，境外投資者更青睞投資流動性高的股票。此外，股票流動性能夠提高機構(gòu)投資者比例（孫婧雯等，2019）[28]，可見，機構(gòu)投資者偏好于增加高流動性股票的持股比例，然而機構(gòu)持股比例越高，股票流動性就越差（Wang，2018）[29]。由此可知，降低股票流動性的政策效應(yīng)會首先在流動性強的股票上體現(xiàn)出來。隨著時間的推移，初期流動性強的股票流動性將逐漸降低，而且投資者對內(nèi)地股市的了解也逐漸深入，資金交易量逐漸增加，此時投資者的目光不僅僅聚集于流動性強的股票，而是會將其資金投資于流動性相對較弱的股票上，使得流動性較弱的股票也體現(xiàn)出“滬港通”降低股票流動性的政策效應(yīng)。鑒于以上分析，本文提出假設(shè)3。

假設(shè)3：“滬港通”降低股票流動性這一政策效應(yīng)首先體現(xiàn)在流動性強的股票上，隨著時間的推移，逐漸在流動性較弱的股票上開始體現(xiàn)。

三、研究設(shè)計與數(shù)據(jù)說明

（一）模型構(gòu)建

1.平行趨勢檢驗

進行平行趨勢檢驗是運用雙重差分模型進行實證分析的前提。該假設(shè)意味著，在政策實施之前，實驗組和控制組個股股票非流動性指標(biāo)的變動趨勢是平行的，由于政策沖擊，在政策實施之后，它們不再保持原有的平行趨勢。為檢驗這一假定，本文借鑒郭陽生等（2018）[30]使用的方法進行平行趨勢假設(shè)檢驗，構(gòu)建模型如下：

其中，ILLipi,t表示第i只股票在t月的非流動性指標(biāo)；“滬港通”交易機制開通的前后6個月設(shè)為政策實施當(dāng)年，則政策實施前18個月到6個月為政策實施前第一年，before1=1表示觀測值是政策實施前第一年的數(shù)據(jù)，否則取0；政策實施前30個月到18個月為政策實施前第二年，before2=1表示觀測值是政策實施前第二年的數(shù)據(jù)，否則取0；before3、before4、before5的取值以此類推。industry表示行業(yè)固定效應(yīng)，行業(yè)按2012年證監(jiān)會上市公司行業(yè)分組中的二級代碼進行分類；Zi,t表示一組影響ILLipi,t的控制變量①下文出現(xiàn)的Zi,t，含義與其相同，且本文所有公式的控制變量均相同。；εi,t表示隨機擾動項。

式（1）的回歸結(jié)果見表1第（1）列。從表中可以看出，年度虛擬變量beforei和組別虛擬變量Dg的交叉項均不顯著，則證明了本文實驗組和控制組具有

平行趨勢，即平行趨勢假設(shè)成立。

2.SUVTA假設(shè)檢驗①SUVTA(Stable Unit Treatment Value Assumption)為穩(wěn)定的單元干預(yù)值假定，即假定政策干預(yù)只影響干預(yù)組，不影響控制組。

該假設(shè)要求政策實施只影響實驗組，不會對控制組產(chǎn)生交互影響，或者溢出效應(yīng)，所以雙重差分模型的控制組一般選擇沒有受到政策干預(yù)的個體。但是“滬股通”標(biāo)的股票不是隨機選出來的，往往具有流通市值較大、股票流動性較高的特性。為了使得選出來的控制組股票具有可比性，本文從同批次納入的“滬股通”標(biāo)的股票中選擇20只股票作為控制組，因此需要檢驗“滬港通”對控制組的影響是否顯著，如果不顯著則SUVTA假設(shè)成立?；诖?，本文借鑒Chen等（2015）[31]的做法，建立如下模型：

按實驗組和控制組分別進行回歸，回歸結(jié)果如表1中的（2）（3）列所示。從表中可以看到，實驗組中的時間虛擬變量Dt具有統(tǒng)計上的顯著性，而控制組不具有顯著性，這說明“滬港通”對實驗組的影響效果顯著而對控制組影響并不顯著，即假設(shè)成立。

表1假設(shè)檢驗

3.雙重差分模型構(gòu)建

鑒于“滬港通”政策實施這一準(zhǔn)自然實驗條件以及平行趨勢假定和SUVTA假設(shè)成立，本文采用雙重差分模型來分析“滬港通”對上證A股股票流動性的影響。雙重差分模型采用了準(zhǔn)實驗的思想，選取實驗組和對照組，通過比較實驗前后的差異來評價政策效果，模型構(gòu)造如下：

其中，Dt是時間虛擬變量，Dt=0表示在“滬港通”交易機制開通之前，Dt=1時表示在“滬港通”交易機制開通之后；Dg是組別虛擬變量，當(dāng)Dg=0時表示“滬股通”標(biāo)的股票屬于對照組，當(dāng)Dg=1時表示“滬股通”標(biāo)的股票屬于實驗組；DiD是時間虛擬變量和組別虛擬變量的交互項，即DiD=Dt*Dg。

在雙重差分模型中，根據(jù)時間虛擬變量和組別虛擬變量可將樣本數(shù)據(jù)分為四組：政策實施之前的實驗組（Dt=0，Dg=1）、政策實施之后的實驗組（Dt=1，Dg=1）、政策實施之前的控制組（Dt=0，Dg=0）、政策實施之后的控制組（Dt=1，Dg=0）。那么回歸系數(shù)δ1就是雙重差分的結(jié)果，也就是我們考察“滬港通”對股票流動性影響效果的參數(shù)。

4.分位數(shù)DID

經(jīng)典的DID模型是由普林斯頓大學(xué)的Card(1985)[32]首次引入，各變量回歸系數(shù)的估計值是基于普通最小二乘法（OLS）中的殘差平方和，即：

最小化公式（4），可計算出各個變量的回歸系數(shù)。但是當(dāng)樣本數(shù)據(jù)出現(xiàn)左偏或者右偏時，OLS回歸受到極端值的影響不能得到一致估計。為了去除極端值的影響，可以對數(shù)據(jù)進行縮尾處理（郭陽生，2018）[33]，但這樣會破壞數(shù)據(jù)完整性，不能全面反映“滬港通”政策實施效果。此外，這種做法也不能準(zhǔn)確分析各個分位點對政策實施的反應(yīng)程度?；诖?，本文引入分位數(shù)回歸模型。

分位數(shù)回歸本質(zhì)上是一個加權(quán)最小二乘法。對回歸超平面下方的殘差平方和賦予1-τ的權(quán)重，對回歸超平面上方的殘差平方和賦予τ的權(quán)重，損失函數(shù)即為這兩項之和，即：

最小化公式（5），可計算出τ分位點上各個變量的回歸系數(shù)。

分位數(shù)DID（Athey和Imbens，2006）[34]是分位數(shù)回歸模型與雙重差分模型相結(jié)合的回歸方法。經(jīng)典的DID模型僅能求出被解釋變量受政策影響后，其均值的改變量，而分位數(shù)DID結(jié)合了分位數(shù)回歸的優(yōu)點，進行政策評估時，既不易受到極端值的影響，又可以分析在各個分位點上政策對被解釋變量的影響程度，從而可以對政策影響效應(yīng)進行更為合理和全面的分析。

（二）變量選取

1.股票流動性的度量

流動性是一個難以明確的概念，國內(nèi)外文獻對股票流動性的度量方法有很多，但是目前仍沒有公認(rèn)的最佳度量指標(biāo)。本文采用目前使用最廣的股票流動性的度量方法，即Amihud于2002年提出的非流動性指標(biāo)ILLipi,t。ILLipi,t越大，表示股票流動性越差，ILLipi,t越小，表示股票流動性越強。具體計算公式如下：其中，||

Ri,t,d是股票i在第t月中第d天收益率的絕對值；Voli,t,d是股票i在第t月中第d天的交易額；Di,t是指股票i在t月的交易天數(shù)。

2.控制變量選取

（1）流通市值（Ln cmv）。一般而言，個股流通市值與股票流動性正相關(guān)。個股流通市值越大，股票流通交易的數(shù)量越大，相較于流通市值較小的公司，使其股價波動相同幅度所需要買賣的股票數(shù)量將會大大增加。因此其受到機構(gòu)投資者操縱的程度就越小，這會增加投資者信心，進而增加股票流動性，因此本文將流通市值納入控制變量，由于市值較大，本文采用實驗組和對照組上市公司月末流通市值的自然對數(shù)作為控制變量。（2）上證指數(shù)收益率（r）。用上證指數(shù)本月收盤價減去上月收盤價，再除以上月收盤價計算上證指數(shù)收益率，用其代表上證A股整體的股票收益率，衡量股市整體行情。當(dāng)股市處于牛市時，會吸引投資者進入股市進行股票交易，增加股票市場的流動性；相反，當(dāng)股市處于熊市時，投資者會逐漸退出股市，處于觀望狀態(tài)，這會使得股票市場的流動性降低?；诖?，本文將其納入控制變量。（3）上一期股票非流動性指標(biāo)（ILLipi,t）。Amihud等（2002）[35]發(fā)現(xiàn)股票流動性存在持續(xù)性，即上一期股票流動性較差的股票，在本期仍然表現(xiàn)出流動性差的特征?？梢娚弦黄诠善狈橇鲃又笜?biāo)與本期非流動指標(biāo)緊密聯(lián)系，所以本文將其納入控制變量。

（三）數(shù)據(jù)說明

1.樣本數(shù)據(jù)的選取

截至2019年11月，“滬股通”標(biāo)的股票有578只，但是大量標(biāo)的股票的資金交易并不活躍，為了更好地檢驗“滬港通”對上證A股股票流動性的影響效果，本文首先對2014年11月17日至2019年11月30日每日“滬股通”資金交易前十大活躍股進行統(tǒng)計，發(fā)現(xiàn)共有236只股票曾經(jīng)成為每日資金交易的前十大活躍股；接著對這236只股票成為每日十大交易活躍股的頻次進行統(tǒng)計，發(fā)現(xiàn)前10只股票成為“滬股通”每日十大交易活躍股的次數(shù)為6846次，占總次數(shù)的58.46%，前20只股票成為“滬股通”每日十大交易活躍股的次數(shù)為8986次，占總次數(shù)的76.74%?？梢姡皽赏ā辟Y金交易存在明顯的聚集現(xiàn)象，基于此本文擬選取“滬股通”每日十大交易活躍股頻次統(tǒng)計的前20只股票作為實驗組（見表2）。

表2“滬股通”每日十大交易活躍股頻次統(tǒng)計

由于股票存在停復(fù)牌，為了保證數(shù)據(jù)的完整性，剔除2009年11月至2019年11月這期間停牌時間1個月及1個月以上的個股后，將“滬股通”每日十大交易活躍股頻次統(tǒng)計的前20只股票設(shè)為實驗組。同時，為了盡量控制其他因素的影響，按照“同批次納入、同行業(yè)、流通市值相近”等原則，以1∶1的比例選取20只股票設(shè)為控制組。

2.描述性統(tǒng)計分析

本文以“滬港通”實施當(dāng)月為分隔點，剔除當(dāng)月即2014年11月的數(shù)據(jù)后，選取前后各5年的個股月度數(shù)據(jù)進行分位數(shù)DID實證研究。本文對實驗組和控制組的被解釋變量月度數(shù)據(jù)進行描述性統(tǒng)計分析，結(jié)果如表3所示①變化率計算公式為事件后的數(shù)據(jù)減去事件前的數(shù)據(jù)，再除以事件前的數(shù)據(jù)。。從統(tǒng)計結(jié)果來看，無論是實驗組還是控制組、事件前還是事件后，被解釋變量ILLipi,t的均值都大于其中位數(shù)，進一步說明樣本偏離正態(tài)分布，呈現(xiàn)右偏分布。此外，從表3中可以看出，事件前數(shù)據(jù)均大于事件后數(shù)據(jù)，但這并不能說明“滬港通”降低了股票非流動性指標(biāo)，即提高了股票的流動性，因為這有可能是政策實施前后我國股票市場運行狀態(tài)差異造成的；實驗組和控制組事件前后數(shù)值變化率存在明顯差異，可以初步認(rèn)為兩者之間差異是“滬港通”交易機制的開通導(dǎo)致；實驗組平均值的變化率大于控制組，但是與均值變化率相比，25分位數(shù)、中位數(shù)和75分位數(shù)的變化率均是控制組大于實驗組。這驗證了本文采用分位數(shù)DID進行實證研究的合理性與必要性。

表3非流動性指標(biāo)的描述性統(tǒng)計

四、實證結(jié)果分析

為了更好地檢驗“滬港通”交易機制開通期限長短對上證A股股票流動性的影響，本文分別選取2013年11月至2015年11月為短期樣本區(qū)間、2011年11月至2017年11月為中期樣本區(qū)間、2009年11月至2019年11月為長期樣本區(qū)間，運用分位數(shù)DID進行實證檢驗。本文考慮到數(shù)據(jù)存在序列相關(guān)問題，OLS采用均為聚類（cluster）調(diào)整后的標(biāo)準(zhǔn)誤，分位數(shù)回歸均采用自助法重復(fù)400次計算出的標(biāo)準(zhǔn)誤。

（一）“滬港通”在短期對股票流動性的影響

剔除“滬港通”交易機制開通當(dāng)月的數(shù)據(jù)后，對短期樣本區(qū)間進行分位數(shù)DID實證檢驗，結(jié)果如表4和圖1所示①為了使圖像結(jié)果具有可重復(fù)性，圖1、2、4均指定10101為產(chǎn)生隨機數(shù)的種子。。Ln cmv的系數(shù)估計結(jié)果顯著為負(fù)，這意味著流通市值大的股票其流動性越強，符合理論預(yù)期，ILLipi,t的系數(shù)估計結(jié)果顯著為正，說明流動性具有記憶性和慣性，r的系數(shù)估計結(jié)果顯著為負(fù)，符合理論預(yù)期，因此本文選定的控制變量是合理的。從表4和圖1中可以看出，觀察DID的系數(shù)，發(fā)現(xiàn)最小二乘法回歸結(jié)果為正值，表明“滬港通”提高了股票的非流動性指標(biāo)的均值，但短期不具有統(tǒng)計上的顯著性。在Q5分位點處，DID系數(shù)最大且具有統(tǒng)計上的顯著性，組別虛擬變量和時間虛擬變量的系數(shù)都在1%的水平上顯著，這表明“滬港通”交易機制開通在短期內(nèi)對流動性強的股票作用效果顯著，有效地降低了其股票的流動性。這一實證結(jié)果初步證實了假設(shè)3。

圖1分位數(shù)DID檢驗結(jié)果（短期）

表4分位數(shù)DID檢驗結(jié)果（短期）

（二）“滬港通”在中期對股票流動性的影響

剔除“滬港通”交易機制開通當(dāng)月的數(shù)據(jù)后，對中期樣本區(qū)間進行分位數(shù)DID實證檢驗，結(jié)果如表5和圖2所示。Ln cmv、ILLipt-1、r系數(shù)的估計結(jié)果均通過了顯著性檢驗，且符合理論預(yù)期，說明本文選定的控制變量是合理的。在OLS回歸中，DiD的系數(shù)為0.00143且在5%的水平上顯著，相較于短期的0.00111，“滬港通”對上證A股股票流動性的降低程度增大且具有了統(tǒng)計上的顯著性。這進一步證明了假設(shè)1的合理性，同時也初步驗證了假設(shè)2的合理性。由表5和圖2可知，一方面，在Q5分位點處，DiD系數(shù)雖然不再具有統(tǒng)計上的顯著性，但是組別虛擬變量和時間虛擬變量都在5%的水平上顯著，可見“滬港通”政策仍對流動性強的股票產(chǎn)生影響。另一方面，從Q25分位點到中位數(shù)，DiD系數(shù)均為正，且在1%的水平上顯著，同時組別虛擬變量和時間虛擬變量的系數(shù)也均在1%的水平上顯著，說明隨著政策實施時間的推移，“滬港通”對流動性高于中位數(shù)的股票降低其股票流動性的作用更明顯。假設(shè)3得到進一步的驗證。

表5分位數(shù)DID檢驗結(jié)果（中期）

圖2分位數(shù)DID檢驗結(jié)果（中期）

（三）“滬港通”在長期對股票流動性的影響

圖3分位數(shù)DID檢驗結(jié)果（長期）

剔除“滬港通”開通當(dāng)月的數(shù)據(jù)后，對長期樣本區(qū)間進行分位數(shù)DID實證檢驗，結(jié)果如表6和圖3所示。Ln cmv、ILLipt-1、r系數(shù)的估計結(jié)果均通過了顯著性檢驗，且符合理論預(yù)期，說明本文選定的控制變量是合理的。在OLS回歸中，DiD的系數(shù)為0.00142且在5%的水平上顯著，至此假設(shè)1得到了有力的證明。同時，相較于中期的0.00143，“滬港通”對上證A股股票流動性的降低程度幾乎沒有變化，為了進一步驗證假設(shè)2的正確性，對政策實施前后1個月至60個月的樣本數(shù)據(jù)分別進行雙重差分檢驗，發(fā)現(xiàn)政策實施前后1—16個月的DiD回歸系數(shù)均不具有統(tǒng)計上的顯著性，從政策實施前后17個月的樣本區(qū)間到全樣本區(qū)間上OLS回歸系數(shù)具有統(tǒng)計上的顯著性，將其畫出圖4所示的DiD回歸系數(shù)趨勢圖，可知，“滬港通”降低股票流動性的程度隨著時間的推移先增加后穩(wěn)定，進而有力地驗證了假設(shè)2的合理性。由表6和圖3知，從Q5分位點到Q85分位點，分位數(shù)DID得到的DiD系數(shù)均為正，且均在1%的水平上顯著，同時組別虛擬變量和時間虛擬變量的系數(shù)也均具有統(tǒng)計上的顯著性，說明隨著政策實施時間的推移，“滬港通”對非流動性指標(biāo)低于85分位點的股票都有效地降低了其股票流動性。至此，假設(shè)3的合理性得到有效的驗證。

假設(shè)成立的內(nèi)在影響機理可能在于：買入“滬股通”標(biāo)的股票后，在交收前不得賣出，這一交易機制使得股票流動性的增強并不明顯。與此同時，“滬港通”政策的實施，使得境外機構(gòu)投資者可以持有上證A股股票，機構(gòu)投資者通過信息假說路徑和交易假說路徑負(fù)向影響股票流動性（陳輝和汪前元，2012）[36]，而且機構(gòu)投資者比例高會抑制大股東控制對會計盈利的操縱（高群等，2012）[37]，增強股票持有者長期持有欲望，降低股票流動性。此外，境外投資者長期持有股票的投資策略也會引導(dǎo)國內(nèi)投資者增加股票持有期限，而“滬港通”的實施又會增加投資者對“滬股通”標(biāo)的股票的購買欲望，由于供求原因?qū)е鲁山涣坎⑽捶糯?，最終表現(xiàn)出“滬港通”降低上證A股股票流動性的政策效應(yīng)。隨著時間的推移，“滬股通”交易資金的流入增加，個股資金流對該股票流動性負(fù)向沖擊效應(yīng)以及機構(gòu)投資者對股票流動性的負(fù)向影響逐漸增加，使得“滬港通”降低上證A股股票流動性的政策效應(yīng)逐步增強；而且由于我國是漸進式開放，股票持有者預(yù)期未來境外資本流入會持續(xù)增加，未來股價上漲區(qū)間較大，自然會長期持有股票，當(dāng)預(yù)期不斷實現(xiàn)時，投資者對股價上漲抱有更大的信心，使得股票流動性降低更多。同時，相較于低流動性股票，流動性高的股票更能夠吸引境外投資者以及機構(gòu)投資者，使得股票流動性強的股票最先體現(xiàn)出政策效應(yīng)，而流動性相對較弱的股票隨著時間的推移以及資金流入增加，政策效應(yīng)才逐漸開始體現(xiàn)。

表6分位數(shù)DID檢驗結(jié)果（長期）

圖4政策實施各月DID回歸系數(shù)

對圖1、圖2和圖3做進一步分析可知，無論短期、中期或是長期，ILLipt-1的回歸系數(shù)均為正數(shù)，即上期非流動性指標(biāo)與本期非流動性指標(biāo)正相關(guān)，而且流動性越強的股票，其上期的流動性對本期的影響越小，而流動性越弱的股票，其上期的流動性對本期的影響越大。同樣，上證指數(shù)收益率的回歸系數(shù)均為負(fù)值，即上證指數(shù)收益率與非流動性指標(biāo)負(fù)相關(guān)，而且流動性越強的股票，上證指數(shù)收益率對其影響越小，而流動性越弱的股票，上證指數(shù)收益率對其影響越大?？梢姡诓煌治稽c處，上一期非流動性指標(biāo)和上證指數(shù)收益率這兩個控制變量對被解釋變量的影響程度有較大差異，進一步說明使用分位數(shù)DID來分析“滬港通”對股票流動性的影響效果的有效性和合理性。

五、穩(wěn)健性檢驗

（一）變更政策實施時點

表7變更政策實施時點的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

如果股票流動性的降低是由“滬港通”政策的實施造成的，那么人為改變政策實施時間，即假設(shè)政策開通時間在2014年11月之前，雙重差分模型的回歸結(jié)果將不再顯著。為此，本文假設(shè)2012年4月“滬港通”交易機制開通，剔除當(dāng)月數(shù)據(jù)后，對區(qū)間2009年11月至2014年9月的樣本數(shù)據(jù)，綜合運用最小二乘法（OLS）、固定效應(yīng)模型（FE）和隨機效應(yīng)模型（RE）進行雙重差分檢驗。從表7結(jié)果可以看出，三種模型下DiD系數(shù)的回歸結(jié)果均不顯著，甚至在固定效應(yīng)模型下該系數(shù)出現(xiàn)了負(fù)值，此外三種模型中組別虛擬變量和時間虛擬變量均不顯著，說明股票流動性的降低確實是由“滬港通”交易機制開通導(dǎo)致的。

（二）剔除股災(zāi)當(dāng)年數(shù)據(jù)

2015年我國股市經(jīng)歷了股災(zāi)，出現(xiàn)了千股漲停和千股跌停的極端現(xiàn)象，這對股票流動性產(chǎn)生了巨大影響，可能會使得回歸結(jié)果產(chǎn)生誤差。為檢驗股市大幅波動這一極端情況是否對實證結(jié)果產(chǎn)生影響，我們剔除2015年數(shù)據(jù)后，選取2013年11月至2016年11月為短期樣本區(qū)間、2011年11月至2018年11月為中期樣本區(qū)間、2009年11月至2019年11月為長期樣本區(qū)間重新進行分位數(shù)DID檢驗，實證結(jié)果如表8、表9和表10所示。

表8分位數(shù)DID穩(wěn)健性檢驗結(jié)果（短期）

從實證結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，利用OLS回歸得到DiD的系數(shù)均為正數(shù)，分別為0.000271、0.00116和0.00133，可見假設(shè)1成立。在短期中，DiD的回歸系數(shù)不具有統(tǒng)計上的顯著性，而在中期和長期中，其值逐漸增大，而且顯著性逐漸增加，可見“滬港通”降低上證A股股票流動性的程度隨著時間推移而增加，增加幅度減少，假設(shè)2依然成立。在短期，DiD的系數(shù)在各個分位點上均不具有顯著性，但是Q5分位點和Q25分位點的組別虛擬變量和時間虛擬變量均具有顯著性，這表明“滬港通”對其產(chǎn)生了影響；在中期，Q25分位點和Q50分位點的DiD回歸系數(shù)具有統(tǒng)計上的顯著性，且低于Q50分位點的組別虛擬變量和時間虛擬變量均具有顯著性，可知“滬港通”對Q50分位點以下的股票產(chǎn)生影響；在長期，Q85分位點以下的DiD回歸系數(shù)以及組別虛擬變量和時間虛擬變量均具有統(tǒng)計上的顯著性，得出“滬港通”對Q85分位點以下的股票產(chǎn)生顯著影響。至此，假設(shè)3也得到了驗證。綜上所述，2015年股市動蕩并未對實證結(jié)論產(chǎn)生影響，分位數(shù)DID回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表9分位數(shù)DID穩(wěn)健性檢驗結(jié)果（中期）

表10分位數(shù)DID穩(wěn)健性檢驗結(jié)果（長期）

六、研究結(jié)論與政策建議

“滬港通”交易機制的開通是我國資本市場對外開放的重要舉措。本文構(gòu)建了一個包括實驗組和控制組的自然環(huán)境，在平行趨勢和SUVTA檢驗基礎(chǔ)上，從短期、中期和長期視角運用分位數(shù)DID方法實證研究“滬港通”對股票流動性的影響以及流動性不同的股票對政策的反應(yīng)，實證結(jié)果表明，“滬港通”交易機制的開通降低了股票流動性，且降低股票流動性的程度隨著開通期限而增加，增加幅度逐漸減小，趨于平穩(wěn)。此外，研究發(fā)現(xiàn)“滬港通”降低股票流動性這一政策效應(yīng)首先體現(xiàn)在流動性強的股票上，隨著時間的推移，逐漸在流動性較弱的股票上體現(xiàn)。

“滬港通”是貫徹落實黨的十八屆三中全會決定和《國務(wù)院關(guān)于進一步促進市場健康發(fā)展的若干意見》，推進我國資本市場開放、加快建設(shè)上海國際金融中心以及增強我國資本市場整體實力的重要舉措。本文研究發(fā)現(xiàn)“滬港通”會在一定程度上降低股價流動性，因此，提出以下建議。第一，積極推進資本開放，確?！皽弁ā痹圏c的平穩(wěn)運作以及優(yōu)化資本市場機構(gòu)建設(shè)國際化金融市場?？梢詮囊韵路矫骈_展：（1）通過完善相關(guān)法律法規(guī)規(guī)范上市公司的信息披露行為，以提高股票市場的透明度；（2）通過完善股票上市和退市制度，提升上市公司整體質(zhì)量①上市公司信息披露完善、整體質(zhì)量提高將有利于增強投資者信心，吸引境外股東持股，以提高上市公司績效（蔣彧和江涌，2019）[38]。；（3）對股票市場實施宏觀監(jiān)管，加大對操縱股票市場、內(nèi)幕交易等違法行為的打擊力度，促進股票價格在合理范圍內(nèi)波動，通過建立有效的監(jiān)管機制，不僅可以保障股票市場正常交易，防范金融風(fēng)險的發(fā)生，還可以吸引境外投資者積極進入股市進行交易，保障“滬港通”等政策的有效實施。第二，“滬港通”交易機制的開通，吸引了大量投資者進入A股市場，但是這些投資者對內(nèi)地股市了解有限，并且A股市場存在一定程度的不完善之處，因此加大對投資者的保護力度就顯得十分重要。可以從以下方面開展：（1）做好關(guān)于境外投資者的風(fēng)險提示工作，必要時，在境外投資者首次進入上證A股市場時，對其進行相關(guān)證券知識教育以及介紹中國股市的發(fā)展和歷史，讓境外投資者能夠充分認(rèn)識我國股票市場，了解投資風(fēng)險；（2）盡快建立以及完善投資者集體訴訟制度，集體訴訟可以增加上市公司的違法成本，建立以及完善該制度，可以加大投資者保護力度。第三，“滬港通”“深港通”以及“滬倫通”等互聯(lián)互通交易的目的是穩(wěn)步推進我國資本市場對外開放。為了達到我國資本市場穩(wěn)步開放的目的，可以從以下方面開展：（1）穩(wěn)步引入境外投資者和境外投資機構(gòu)進入中國股票市場，學(xué)習(xí)其先進的投資理念和專業(yè)能力，減少中國股市的“羊群效應(yīng)”，促進我國資本市場運行機制改善和健康發(fā)展；（2）減少政府干預(yù)市場，發(fā)揮市場在資源配置中的決定性作用，正確引導(dǎo)投資者的投資方向和行為，同時降低企業(yè)新股的發(fā)行成本，提高股票發(fā)行效率，滿足企業(yè)融資需求。