做市商制度引入對新三板流動性的影響
——基于擴容后的樣本數據

何 川， 汪 洋， 陸 園

(1.安徽師范大學皖江學院，安徽 蕪湖 241008；2.安徽師范大學 經濟管理學院，安徽 蕪湖 241002)

·經濟管理·

做市商制度引入對新三板流動性的影響
——基于擴容后的樣本數據

何 川1， 汪 洋2， 陸 園2

(1.安徽師范大學皖江學院，安徽 蕪湖 241008；2.安徽師范大學 經濟管理學院，安徽 蕪湖 241002)

選取2014年第4季度至2016年第2季度時間區間，以新三板擴容后的上市股份為樣本，檢驗做市商制度的引入對新三板流動性的影響。結果顯示：代表做市商制度的虛擬變量和代表做市商數量的連續變量對非流行性指標的影響均顯著為負，證明做市商制度的引入顯著提升了新三板市場的流通性。并且在已經實施的競爭性做市商制度中，做市商數量顯著正向影響上市股份的流動性。

做市商制度； 新三板； 流動性

一、引言

2013 年12 月14日國務院發布《關于全國中小企業股份轉讓系統有關問題的決定》，意味著新三板正式擴容至全國，成為真正意義上的全國性場外市場。相對于“中小板”強調企業規模，“創業板”注重成長性和持續盈利能力，以及場內市場高昂的上市成本和等待成本，讓中小企業望洋興嘆[1]，“新三板”以其實質性條件只有“依法設立且存續滿兩年”、掛牌速度快、成本低等特點，有望成為真正解決中小企業融資問題的融資平臺。然而，企業掛牌數量的增加并不意味著市場交易活躍度的增強。據WIND數據顯示，擴容后的新三板市場交易冷淡，市場流動性和交易量明顯不足。對中小企業來說，也許并不需要太大的融資規模，對融資效率卻有較高要求，流動性才是新三板市場發揮主要功能的重要保證。

2014 年8 月25 日，“新三板”正式啟動“做市商”交易機制，以期提高新三板的流動性。絕大多數國內學者在理論層面認同這一做法。做市商制度的引入到底有沒有提升新三板的流動性是一個待檢驗的問題。筆者通過實證研究來檢驗做市商制度的實施對新三板流動性的影響，并提出相應建議，以期改進政策實施的有效性。

二、文獻回顧

金融市場的流動性是指投資者能夠迅速匿名地買賣大量證券，同時證券價格受到的沖擊較小[2]。流動性又被稱為金融市場效率的基礎和生命線[3]。Amihud和Mendelson更是認為流動性就是市場的一切[4]。新三板擴容政策的出臺旨在為全國中小企業融資提供更好的平臺。然而擴容后的新三板市場交易冷淡，市場流動性和交易量明顯不足[5]。陸泱認為正是因為新三板市場的流動性不足，導致企業盈利能力的提升并沒有促進投資人對于企業價值的認同[6]。

做市商機制對證券市場的運行效率存在顯著影響，能為市場提供額外的流動性[7]。趙驊等認為當市場達到均衡狀態時，做市商能夠起到提高市場績效的作用[8]。石艾馨和蕭琛、溫權和劉力一認為引入做市商制度是為新三板注入流動性，增加交易活躍度的重要手段[1，9]。劉紀鵬和韓卓然直接將做市商制度歸結為新三板市場運行的核心[10]。杜恩斌則認為即便引入做市商制度，也不能從根本上保證新三板股份交易的活躍度[11]。

更進一步的討論集中在選擇壟斷性做市商制度還是競爭性做市商制度。之前，Ho和Stoll研究了做市商之間的競爭對做市商報價價差的影響[12]。美國證監會和Becker的研究表明，美國競爭性做市商制度在促進市場流動性方面要優于壟斷性做市商制度[13]。而國內學者的研究呈現出一定的分歧。吳林祥認為低層次股票市場不適合采用競價制度或混合做市商制度，傳統做市商制度是最佳選擇[14]。張瀛認為壟斷性做市商制度在維持市場運行方面更具有優勢[3]。李學峰等、白冰和逯云嬌提出我國場外交易市場應該采用混合做市商制度[15-16]。

現有研究表明，新三板市場是否應當引入做市商制度還存在爭議，而且相關研究主要停留在理論層面。通過實證檢驗來驗證做市商制度是否提高了流動性，以及如果提高了流動性，是采用壟斷性做市商制度還是競爭性做市商制度更好，顯得非常迫切和重要。實證研究不但能檢驗現有政策的正確性，也能為進一步提升政策的有效性提供建議。

三、研究方法

(一)樣本選取

2014年8月25 日，新三板啟動了做市商交易機制。本文研究的核心問題是做市商制度的引進對流動性的影響。因此，選取樣本的時間區間為2014年9月1日至2016年6月30日，截止日為距離研究最近的時間節點。為了在數據可獲取的前提下(如最短期間的財務指標只能獲取到季度數據)，盡可能準確反映做市商制度引入所引發的變化。本文以季度數據為樣本，并對樣本進行以下剔除：有效交易天數少于20天的公司樣本，賬面資產負債率大于1或小于0的樣本，金融類公司樣本，存在缺失值的觀測值。新三板上市股份代碼分為43和83開頭，其中43開頭的股份是在新三板成為全國性場外市場之前上市的，83則是之后上市的。為保證樣本的統一性，剔除43開頭的樣本。由于第一、三季度向外披露財務數據的公司較少，樣本損失較大，最終獲得有效樣本1216個。其中，2014—2016年分別有100、1041和75個觀測值。數據來源于WIND數據庫，以及根據WIND數據手工計算所得。

(二)變量設計

1.因變量

盡管由高頻數據所構造的指標能較好地體現流動性，但Amihud使用日間數據構造非流動性指標( ILL)，能較好地反映由價格沖擊所造成的影響[17]。Hasbrouck發現Amihud非流動性指標與基于日內價格計算出的基準價格影響指標相關系數達到0.82。張崢等認為ILL是反映中國股市流動性最優的低頻流動性指標[18]。陳輝等、陳偉和李常青等均使用該指標代表市場流動性[19-21]。借鑒Hasbrouck的方法，本文中該指標計算公式如下

(1)

其中Rd代表成交量不為零的交易日的日股票收益率，RMBVOLd代表成交量不為零的交易日的日成交金額，D為季度中交易量不為零的天數。ILL指標越小，代表股票流動性越強。

2.自變量

是否是做市交易虛擬交易變量。主要用于檢測做市商制度是否引發了流動性變化。根據WIND數據提供的信息，如果表明新三板上市股份為做市交易方式，該變量取值為1；如果是協議交易方式，變量取值為0。對于由協議轉為做市交易的股份，根據做市起始日區分，做市起始日之前季度的觀測值變量取值為0，做市起始日所屬季度和之后季度的觀測值變量取值為1。

做市商數量連續變量。新三板目前實際實施的競爭性做市商制度。該變量主要用于檢測競爭性做市商制度是否適合新三板市場。變量取值以樣本公司中做市商數量為變量值；協議交易方式的樣本該變量值為0；對于協議轉做市的股份，在做市起始日之前的季度觀測值中，該變量為0。如果檢測結果顯示做市商數量顯著正向影響流動性，則說明競爭性做市商制度適合新三板，且應該通過增加做市商數量提高制度實施的有效性。

3.控制變量

根據現有研究，控制變量包括：反映市場交易情況的成交量、價格、市值和換手率；反映樣本公司層面特征的資產報酬率和資產負債率，以及是否屬于創新層指標。《全國中小企業股份轉讓系統掛牌公司分層管理辦法(試行)》提出了三類分層標準，將股份轉讓公司劃分成創新層和基礎層。兩類公司對投資者的吸引力是有區別的，也會影響到流動性；反映行業與宏觀因素的行業變量和時間變量。

(三)模型設定

由于Hausman和LM檢驗結果均不顯著，我們選用混合回歸。同時，在OLS中使用聚類穩健標準誤差，以克服數據中可能存在的異方差和自相關情況。待檢驗模型如下

ILLit=α+β1makerit+β2volit+β3priceit+β4value+β5turnit+β6roait+β7levit+β8qit+β9indit+εit；

(2)

ILLit=α+β1makersit+β2volit+β3priceit+β4value+β5turnit+β6roait+β7levit+β8qit+β9indit+εit。

(3)

四、實證檢驗

(一)統計性描述

樣本中流動性指標ILL均值為1.08，最大值為26.17，最小值為0；換手率turn的均值為1.15，最大值為98.62，最小值為0。可見，樣本之間的流動性差異較大。有62%的樣本屬于做市商交易，做市商數量最多的樣本中做市商數量達到45個。樣本的資產回報率平均為7.57%，資產負債率平均為38.23。有近4成的樣本屬于創新層。具體信息見表1。

表1 變量統計性描述

相關性檢驗顯示，ILL指標與大多數變量之間呈顯著相關關系，與maker、makers、layer之間顯著負相關，初步驗證了我們的設想。其它變量之間不存在高度相關關系，不存在高度共線性問題。

(二)單因素檢驗

根據交易方式，我們將樣本分成做市商交易樣本組和協議交易樣本組。協議交易樣本組的ILL指標均值為1.77，顯著高于做市商樣本組均值0.66；換手率指標turn的協議交易樣本組均值為1.00，顯著低于做市商樣本組均值1.19。進一步說明做市商制度交易方式下樣本組的流動性明顯高一些。另外，做市商樣本組中屬于創新層比例、交易次數和資產回報率均值都顯著高于協議交易樣本組均值，而資產負債率顯著低于協議交易樣本組均值，具體見表2。

表2 單因素檢驗結果

注：***代表在1%置信水平上顯著。

(三)檢驗結果分析

Hausman檢驗和LM檢驗均顯示，樣本的混合模型與固定效應模型和隨機效應模型沒有顯著區別，我們選用混合回歸模型。

在做市商交易與協議交易全體樣本中，以是否是做市交易虛擬變量(maker)為自變量(模型1)的檢驗結果顯示，maker變量的系數在1%置信水平上顯著為負，即在做市商交易方式下非流動性指標ILL更低，說明相對于協議交易方式，做市商制度能更好地提高新三板股票流動性。控制變量方面，成交量vol和價格price系數均在1%置信水平上顯著為負，即成交量越大，價格越高，股票的流動性越強。換手率turn系數在5%置信水平上顯著為負，高換手率也部分代表了高流動性。分層指標layer系數在10%置信水平上顯著為負，說明當屬于創新層時，新三板股份會更受投資者認可，流動性更強。

模型2以做市商數量makers連續變量代替模型1中的虛擬變量maker，進行樣本回歸。其中協議交易方式的樣本，該指標為0。根據做市商數量的不同，做市商制度分為壟斷性做市商制度和競爭性做市商制度兩種。前一種制度中，每只股票有且只有一個做市商；后一種制度中，每只股票至少有兩名及以上做市商。新三板實際上采用了競爭性做市商制度，做市交易方式下每只股票最少有兩名做市商經營。檢驗結果顯示，makers系數在5%置信水平上顯著為負，即股票中做市商的數量越多，非流動性指標ILL越低，流動性越強。因為市場本身已經選定了競爭性做市商制度，我們不能直接比較壟斷性做市商制度與競爭性做市商制度哪個更適合新三板市場。但是在現有的樣本中，我們至少可以說競爭性做市商制度要優于協議交易制度，且在競爭性做市商制度下做市商數量越多，單只股份的流動性越強。

控制變量的檢驗結果與模型1基本相似，但顯著性有所下降，具體見表3。

2014年8月以來，部分原先采用協議交易方式的股份轉為做市交易方式。該事件的發生為研究做市商制度的引入對流動性的影響提供了很好的契機。當我們在協議轉做市的子樣本中進行檢驗時，檢驗結果將更能說明問題：做市商制度引入有沒有改變新三板的流動性。模型3用虛擬變量maker作為自變量，結果顯示maker變量系數在1%置信水平上顯著為負，即新三板股份在由協議轉為做市交易方式之后，流動性有顯著提高。由于轉變前后是同一樣本，結果更具有說服力。模型4中我們用做市商數量連續變量makers代替虛擬變量檢驗，結果顯示makers系數在1%置信水平上顯著為負，即不僅協議轉做市交易方式的改變顯著影響流動性，而且在競爭性做市商制度下，做市商的數量對于股票流動性有顯著影響：特定股票的做市商數量越多，流動性越強。其它檢驗結果見表4。

表3 全樣本回歸結果

注：***代表在1%置信水平上顯著，**代表在5%置信水平上顯著，*代表在10%置信水平上顯著。

表4 協議轉做市的子樣本回歸結果

注：***代表在1%置信水平上顯著，**代表在5%置信水平上顯著，*代表在10%置信水平上顯著。

(四)穩健性檢驗

為了剔除極端值的影響，我們對ILL值上下5%的樣本進行了縮減處理。在全樣本和子樣本的檢驗中，maker和makers系數均在1%置信水平上顯著為負，R2平均上升到0.36左右。另外，鑒于2014年剛剛實施做市商制度，樣本可能存在某些不穩定因素，剔除隸屬于2014年的季度樣本，再次檢驗，結果與之前檢驗幾乎一致。穩健性檢驗再次驗證了本文的核心問題：做市商制度的引入顯著提升了新三板市場的流動性。

五、結論與建議

(一)結論

本文選取2014年第4季度至2016年第2季度時間區間，以新三板擴容后的上市股份為樣本，檢驗了做市商制度的引入對新三板流動性的影響。結果顯示：在包含協議交易和做市交易的全樣本，以及只包含協議轉做市的子樣本中，代表做市商制度的虛擬變量和代表做市商數量的連續變量對非流行性指標的影響均顯著為負，即證明做市商制度的引入顯著提升了新三板市場的流通性。并且在已經實施的競爭性做市商制度中，做市商數量顯著正向影響上市股份的流動性。

流動性的提升對新三板上市企業的融資效率、價值發現和風險控制均有重要意義。改善市場和企業股份的流動性，實際上需要從監管層和企業兩方面入手。

(二)建議

監管層需引導更多的做市商進入市場。截至2016年3月份，新三板做市交易的股份約有1 350家，做市商85家，平均每只上市股份中有近5家做市商。納斯達克市場上有500余家做市商，平均每只股票有13家做市商經營。相比之下，新三板市場的做市商總量較少，平均參與每只股票經營的做市商數量偏低。本文的研究結果顯示做市商數量顯著影響上市股份的流動性。監管層通過制度設計與安排，為新三板引入更多數量的做市商，是提升新三板市場流動性、改善做市商制度實施效果的重要措施。

掛牌企業需向創新層標準靠攏。分層制度將掛牌和擬掛牌企業劃分成創新層和基礎層。在檢驗樣本中，隸屬創新層的上市股份流動性指標要顯著好于基礎層。創新層指標也顯著提升市場流動性。分層制度實際上是向市場提供了信息傳遞的渠道，降低了信息不對稱程度。當企業隸屬于創新層時，自然會吸引更多投資者和做市商的關注，流動性會更好。分層制度提供了三套標準，分別代表盈利性、成長性和流動性。對于中小企業乃至處于初創期的中小企業而言，依然具有較大的達標可能，具有可操作性。企業應努力向創新層指標靠攏，吸引市場關注。

掛牌企業積極自愿披露季度報表。不同于主板和創業板，新三板并沒有被要求強制披露季度報表。實踐中只有很少的掛牌企業主動披露第一、三季度報表。投資者和做市商對上市股份的關注很大程度上取決于信息獲取的成本，所以掛牌企業應當積極、主動、自愿披露季度報表，降低交易者的信息獲取成本，使得更多的做市商和投資者參與自身股份的交易之中。

[1] 石艾馨,蕭琛.中小企業融資困境與“場外股權交易市場”升級:兼談“做市商”之后“新三板”的行情與改進[J].新視野,2014(6):41-46.

[2] CAMPBELL J Y,LO A W,MACKINLAY A C,et al.The econometrics of financial markets[J]. Macroeconomic dynamics,1998,2(4):559-562.

[3] 張瀛.做市商,流動性與買賣價差:基于銀行間債券市場的流動性分析[J].世界經濟, 2007,30(10):86-95.

[4] AMIHUD Y,MENDELSON H.Liquidity and asset prices:financial management implications[J].Financial management,1988,17(1):5-15.

[5] 田娟娟,邢天才.擴容后新三板市場的流動性風險[J].金融論壇,2014(11):22-28.

[6] 陸泱.中小企業在新三板的融資效果分析[D].上海:上海交通大學,2013.

[7] AMIHUD Y,MENDELSON H.Dealership market:market-making with inventory[J]. Journal of financial economics,1980,8(1):31-53.

[8] 趙驊,張宗益,楊武.做市商制度下證券價格的形成機制分析[J].管理科學學報,2007, 10(2):90-94.

[9] 溫權,劉力一.新三板引入做市商制度的問題研究[J].現代管理科學,2014,2(3):36-38.

[10] 劉紀鵬,韓卓然.新三板的制度創新[J].中國金融,2013(7):39-40.

[11] 杜恩斌.新三板擴容的風險分析及防范[D].上海:華東政法大學,2012.

[12] HO T S Y,STOLL H R.The dynamics of dealer markets under competition[J].The journal of finance,1983,38(4):1053-1074.[13] BECKER B C.Profitability analysis of NYSE trading specialists[J].Precision economics, LLC,2004(2):565-593.

[14] 吳林祥.我國證券市場引入做市商制度的思考[J].證券市場導報,2005(1):72-77.

[15] 李學峰,秦慶剛,解學成.場外交易市場運行模式的國際比較及其對我國的啟示[J].學習與實踐,2009(6):31-38.

[16] 白冰,逯云嬌.中國場外市場發展研究:基于國內外場外交易市場的比較分析[J].經濟問題探索,2012(4):111-118.

[17] AMIHUD Y.Illiquidity and stock returns:cross-section and time-series effects[J].Journal of financial markets,2002,5(1):31-56.

[18] 張崢,李怡宗,張玉龍,等.中國股市流動性間接指標的檢驗:基于買賣價差的實證分析[J].經濟學(季刊),2013(4):233-262.

[19] 陳輝,顧乃康,萬小勇.股票流動性,股權分置改革與公司價值[J].管理科學,2011(3): 43-55.

[20] 陳偉.創投減持對中小板和創業板股票流動性的影響研究[J].金融理論與實踐,2014(3):98-102.

[21] 李常青,劉羽中,李茂良.資本結構,產權性質與股票流動性[J].經濟管理,2016(5): 153-164.

(責任編輯：李曉梅)

On Market Maker System Introduced to Improve the Liquidity of the New Three Board Market Based on the Sample Data after Expansion

HE Chuan1, WANG Yang2, LU Yuan2

( 1.Wanjiang College of Anhui Normal University, Wuhu, Anhui 241008, China 2.School of Economics and Management, Anhui Normal University, Wuhu, Anhui 241002, China)

Selected from the fourth quarter of 2014 to 2016 second quarter, with the the sample of new three board after expansion, whether the introduction of market maker system impacts the liquidity of new three board market are examined. Results showed that in all samples trade agreement and market transactions are included; and in the samples only trade agreement turn to market transactions are included. On behalf of market maker system virtual variables, and on behalf of market makers number of continuous variables, impact on the epidemic indexes was significantly negative, which proved that the introduction to market maker system significantly improved the new three board market liquidity. And in competitive market maker system implemented, the number of market makers significantly affects the liquidity of the listed shares.

market maker system; new three board; liquidity

2016-09-27；

2016-10-07 基金項目：蕪湖市科技計劃軟科學重點項目“蕪湖科技與文化融合及對策”(2014rkx04)；安徽師范大學皖江學院專項項目“風險投資影響創業板公司業績研究”(WJKY—201503)

何川(1975—)，女，安徽蕪湖人，安徽師范大學皖江學院助教，研究方向：財務管理；汪洋(1974—)，男，安徽蕪湖人，安徽師范大學經濟管理學院副教授，研究方向：投融資理論與政策；陸園(1990—)，男，安徽合肥人，安徽師范大學經濟管理學院碩士研究生，研究方向：風險投資。

F832.51

A

1674-0297(2017)03-0056-06