我国证券市场印字的调整

我国证券市场印字的调整

0证券交易税调整的效果和机制交易成本的水平构成了交易市场的主要竞争力。交易成本dax是投资者参与金融交易时必须缴纳的费用，即交易税或stt，属于行为税，是表明交易成本的重要组成部分（其余为租金和交易差额）。而市场质量是一个内涵和外延非常广泛的概念,本文采用市场微观结构理论框架下的定义,即市场质量是包含多方面因素的综合体,其内涵概括为:市场质量作为在特定的交易制度和市场环境下金融市场运行绩效的综合体现,是以市场交易为核心的市场出清过程中所反映出的信息、指令、价格等交易属性在市场层面上的综合。分析市场质量目的在于通过对市场交易属性的评价为交易机制设计提供改进思路。高市场质量是证券市场建设的最终目标之一,不仅是交易所和监管当局改革和创新的方向,而且对保护投资者权益和支持投资者进行有效投资决策有着举足轻重的作用。是否征收证券交易税或适当的证券交易税税率是监管机构可以自由设置的一个政策变量,选择怎样的交易税政策,一个基础的经济问题是:证券交易税的调整导致市场质量的改善,还是破坏了原有的市场质量。本研究将探讨证券交易印花税调整对市场质量的影响。有关证券交易税对资本市场的效应已进行了长时间的讨论,存在正反两方面的意见。一般而言,反对者认为,征收交易税的利益因为其潜在的成本而被高估了,交易税增加将导致:(1)增加资金成本;(2)降低市场流动性,如交易量的下降和买卖价差的扩大;(3)不一定降低市场的额外波动;(4)降低了股票的投资价值;(5)减低市场的定价效率,Kupiec认为高的交易税税率与股票收益率强烈的一阶自相关有关。赞成者则认为征收证券交易税有诸多好处:(1)增加税收;(2)打击投机交易,Stiglitz认为交易税将打击金融市场短期投机行为,犹如“往旋转的齿轮里注入沙子”,特别地,通过遏制短期投机交易,公司管理层无需执行短视的战术政策以迎合该类交易,从而更加专注于公司的长期战略;(3)减少噪声交易,由于噪声交易是价格波动的一个显著来源,因此增加交易税应当可以降低市场的额外波动;(4)公平地重新分配社会财富。正是由于上述正面的理由,面对我国股票市场极高的成交周转水平和大幅的价格波动性,决策者一度制定并实施较高的印花税税率就不足为奇。2007年5月30日,为进一步促进证券市场的健康发展,经国务院批准,财政部决定调整证券(股票)交易印花税税率,由原来的1‰上调为3‰。作为监管机构调控股市的重要工具,在过去的17年中,我国股市交易税曾经有过数次调整,详见表1。距离2007年5月30日证券交易税上调最近的一次变动是2005年1月24日,证券交易印花税由2‰下调为1‰。证券交易税调整的功效和作用究竟如何,上调和下调对股票市场的流动性、波动性和效率性有何不同影响,造成市场质量怎样的改变,实施结果是否符合管理层的预期,历次证券交易税的改革恰好为我们提供了评估其效果的独特机会。本研究以深圳综合指数为研究对象,分别以Martin比率、Amivest比率衡量流动性,以日内报酬标准差、日内报酬平方和、极值波动率衡量波动性,以市场效率系数、收益率序列一阶自相关系数绝对值衡量定价效率,并以流动性、波动性和效率性综合反映市场质量,针对次近两次证券交易税税率调整事情展开研究,有三个主要的发现:1)证券交易印花税税率上调,导致市场质量的降低。2)事件研究法在证券交易印花税下调对市场质量的影响方面得出不一致结果:印花税下调在增加市场流动性和提升市场效率的同时,加大了市场的波动水平。我们认为这是由于研究方法上的缺陷所造成,提出通过回归分析和对比分析来纠正这一缺陷,结果推翻了事件研究法就印花税下调对市场波动性影响的结论。因此,证券交易印花税税率下调,改善了市场质量。3)证券交易印花税税率上调对市场质量的效果大于税率下调对市场质量的效果。如同先前的实证文献,本研究使用证券交易税税率调整前后真实世界的数据来考察交易成本与市场质量间的关系。然而,有两点不同:(1)我们分析的是电子指令驱动市场,而非做市商市场。电子指令驱动市场中证券交易税调整对所有投资者交易成本的影响是一致的,而在做市商市场,做市商可以通过调整买卖报价转移交易成本,证券交易税变化对做市商和投资者或其经纪商交易成本的影响是不一致的。(2)全面衡量了证券交易税调整对市场质量的影响,包含交易税上调和下调以及两种调整效应的对比,从而确定交易成本与市场质量间的关系是否存在非对称性。本文整体结构框架如下:第一部分就以前关于交易成本对市场质量影响的相关研究进行简要的回顾与综述;第二部分介绍本文研究的数据来源和研究方法;第三部分为本文实证检验的结果;最后为全文的主要结论与政策启示。1交易税后资产收益波动SchwertandSeguin对证券交易税的成本、收益和未解决问题给出一个出色且详细的综述,并列举了赞成和反对意见争议的焦点。Kupiec建立了一个简单的一般均衡模型,表明尽管交易税可以轻微降低风险资产价格的波动水平,但这一下降伴随因投资者对风险资产所有权未来税收负担的折扣而导致的资产价格下跌,而且,均衡价格下跌超过了补偿,在考虑交易税后,风险资产收益的波动水平还是毫不留情的增加了。HabermeierandKirilenko的综述认为,交易税对于投资者潜在交易需求转变为实际交易有着显著影响,交易税延迟了价格发现过程,增加了市场的波动水平,降低了市场的流动性。Lo等建立的理论模型则显示:固定交易成本将导致市场存在大的“非交易”区间,这隐含收益自相关程度越大;降低了市场的流动性,导致在资产价格上存在显著的非流动性折价,即便是较小的固定交易成本也会产生相对较大的资产价格溢酬。由于理论上并未达成共识,研究人员同时使用有限的交易成本变更事件展开实证研究,以评价施加交易税后对金融市场质量的效果。1.1交易税对市场的影响流动性指可以快速和在没有太大波动的价格上进行证券买卖,是衡量市场质量的关键。度量流动性的方法非常多,如成交周转率、买卖价差、流动性比率等等。EricssonandLindgren使用22个国家23个交易所的截面数据研究交易税对成交量的影响,发现交易税增加降低了市场的平均周转率。Umlauf的研究显示,1986年瑞典股市交易税增加后,市场的周转率下降了,成交量则向伦敦市场大幅度转移。CampbellandFroot研究国际股市交易税效应,发现交易税增加后,同种股票的交易向离岸市场和本地替代市场转移,从而导致本地市场成交量下降。ChouandWang研究交易税税率下调对台湾指数期货市场质量的影响,发现降低交易税后,成交水平上升,买卖价差减小,从而市场的流动性是增加的。Badi等发现1997年中国股市交易税税率上调两个百分点后,成交量下降了约1/3。1.2交易税的经济效果波动性指价格变化的频率和幅度。Roll使用23个国家1987年至1989年的截面数据,检测保证金要求、价格限制和交易税是否能够系统解释市场波动性的变化,结果没有发现波动性和交易税相关的证据。Umlauf发现瑞典股票市场引入或增加交易税,导致股票价格波动性增加。类似的,JonesandSeguin考察1975年美国股票市场解除佣金管制对价格的影响,结果发现手续费下降后,价格波动也随之下降。Hu使用香港、日本、韩国和台湾1975年至1994年间的14次交易税变化数据探讨股票交易税的经济效果,结果发现,平均而言,税率增加导致股价下跌,但对市场波动性和市场周转率的影响并不显著。Westerholm发现瑞典和芬兰股市在交易税下降后股价波动性显著降低。史永东和蒋贤锋从市场波动性、噪声波动性等方面研究中国股市证券交易税产生的影响,结果表明税率上调将会提高市场波动性和噪声波动性,税率下调则导致市场波动性和噪声波动性一定程度的下降。但LiuandZhu发现日本股市交易成本下降却显著增加了市场的波动水平。近年来,ChouandWang的研究指出:交易税下降后,台湾指数期货市场的波动水平没有发生显著变化。Badi等研究1997年中国股市印花税上调对市场的影响,发现税率增加后,市场波动性显著加大。1.3交易税对市场流动性影响的改善定价效率指的是“信息效率”,即市场上交易的资产的价格充分、及时、准确地反映所有相关信息的能力。Kupiec认为高的交易成本打击知情交易和套利交易,导致价格发现和信息被反映到股价中的过程延迟,因此高的交易税税率与股票收益率强烈的一阶自我相关有关。FrootandPerold建立了一个简单的模型,指出交易成本降低导致市场消息较快传播,从而致使组合收益的一阶自我相关系数降低。Badi等在研究1997年中国股市税率上调事件时发现:交易税税率上调后,波动结构的变化显示信息冲击反映到市场中的速度变慢,市场效率下降了。Liu实证检测到日本股市交易成本下降改善了市场价格发现过程的效率。综上分析,交易税问题本质上针对市场微观结构的不同层面,理论模型和实证结果就其对市场影响的结论是不一致的,尤其在我国,交易税对市场质量的效果仍然是一个悬而未决的热点问题。由于证券交易税是交易成本的重要组成部分,投资者为了节税或避税,将不愿出售或延迟出售所持证券资产,交易频率将会降低,其对市场流动性的影响争议并不大,即交易税与市场流动性呈负相关关系。争议的主要焦点在于:第一、是增加还是降低市场的波动水平,抑或交易税与市场波动性无显著关联。股票市场上主要有两种类型的投资者:“噪声交易者(不知情交易者)”和“知情交易者”,股市中大量的价格波动来源于前者的行为,交易税对波动性的影响将视对两类型投资者作用力量的对比而定。第二、是改善还是减低市场的定价效率。交易成本增加导致信息反映到市场的速度变慢,尽管大部分实证分析结果支持交易税与市场定价效率呈负相关关系,但对于发展中国家的股票市场,适当的交易税主要打击噪声交易者,使得价格更好地反映股票的公平价值,市场效率反而有可能相对提高;另一方面,较高的交易税促使上市公司管理层和投资者着眼于长远的视野,这将有助于资源配置效率的提高。2研究设计与证明方法2.1研究对象及方法本研究以2005年1月24日证券交易印花税税率下调事件(简称事件一)和2007年5月30日证券交易印花税税率上调事件(简称事件二)为研究对象,研究期间为2004年11月1日至2005年4月29日,探讨自2005年1月24日起实施事件一,前后各三月市场质量的差异,共114个交易日;以及2007年3月1日至2007年8月31日,探讨自2007年5月30日起实施事件二,前后各三月市场质量的差异,共127个交易日,见图1。本研究样本选用深圳综合指数,控制组合选择深圳基金指数。主要基于以下几个理由:1)在2007年3月至2007年8月的事件二研究期内,上海市场2007年8月1日开始有偿提供10档行情揭示,这种交易前透明度的提高将对上海市场质量造成影响,但深圳市场仍实施原来的5档行情揭示,因此为排除透明度改变对市场质量的效果,以深圳市场为研究对象。2)为检测交易税变化是否对不同流通规模股票的市场质量造成不同的影响,预分析中作者同时检验过深圳大盘指数、深圳中盘指数、深圳小盘指数和深圳成份股指数在交易税变化前后市场质量的改变情况,结论与深圳综合指数的保持一致,表明证券交易税变化对大、中、小流通市值股票以及成份股的市场质量的影响并没有差别,因此选择以所有深圳市场挂牌公司为样本(中小板公司除外)、代表性更为广泛的深圳综合指数为研究样本。3)市场的信息传递效率除受证券交易税影响以外也受其他因素的影响,但与流动性和波动性不同,对市场效率建立合理的计量模型以控制其他内生变量的影响非常困难,为此参考文献的研究方法,引入控制组合。控制组合的选择一方面要求与待处理组合具有大致相同的市场微观结构和显著的正向相关性,另一方面要求不受所研究事件的影响。在我国证券市场,基金交易是免征交易税的,不受证券交易税税率变化的影响;此外,2004年至2007年间深圳基金指数与深圳综合指数的相关性为0.9867,高度正相关,基金指数符合上述两个条件,因此选择深圳基金指数为控制组合。通过比较深圳综合指数和深圳基金指数在交易税税率变化前后市场效率指标的变动情况,可以判断深圳综合指数的市场效率变化是否由交易税调整所引起。本研究验证证券交易税税率变化对深圳股票市场的流动性、波动性及效率性的影响,使用深圳综合指数的日资料和日内五分钟资料。其中,衡量流动性的Martin比率和衡量波动水平的极值波动率使用的是日成交资料,衡量流动性的Amivest比率和衡量波动水平的日内报酬平方和、日内报酬标准差以及衡量市场定价效率的市场效率系数、收益率序列一阶自相关系数的绝对值则使用的是日内五分钟的成交资料。资料来源为钱龙证券分析系统。2.2其他相关变量影响的市场效率reasct为了检验证券交易印花税调整对市场质量的影响,我们使用三种不同的方法,比较调整事件前后各一个月、各两个月、各三个月市场质量测度指标的平均变化情况。第一种是标准的事件研究法。该方法没有控制其他相关变量的影响,通过派对t检验(参数法)和Wilcoxon符号秩检验(非参数法)实现,后者是为了保证检验的可靠性,因为观测值可能并不服从正态分布。事件研究法基于如下假设:事件前后其他相关变量并没有发生显著变化,或者有变化但可以精确控制。如果这一前提条件不满足,其他相关变量的变化将污染(Contaminate)事件研究。第二种是回归分析法。在市场微观结构中,重要内生变量如成交量、价格水平等将影响市场的流动性和波动性,必须加以控制,为此参考Eom等的研究方法,使用回归分析法,以消除上述变量的影响。对于市场流动性和市场波动性的每一个衡量指标y,表达式如下:其中,t代表日期,D为虚拟变量(如果样本点在事件后,则D=1),Vol代表平均日成交量,P代表平均日成交价格,εt为误差项。由于成交量和成交价格分布呈右偏态,分别取自然对数,为消除异方差的影响,利用WhiteHeteroskedasticity-ConsistentCovariance方法进行OLS估计。在表达式(1)中,如果系数β1统计显著,则预示在控制其他变量影响的情况下,事件发生后市场流动性或市场波动性的衡量指标y发生了显著变化,即交易税调整改变了市场的流动性或市场的波动性。第三种是对比分析法。对市场效率建立控制其他相关变量影响的计量模型非常困难,因此征对交易税变化可能引起的市场信息传递效率的改变,同时使用对比分析法。以深圳基金指数为控制组合,如果在交易税税率变化前后,基金指数的市场效率发生显著变化,而深圳综合指数的市场效率发生与之方向相反的显著变化,或者基金指数的市场效率并没有显著变化,而深圳综合指数的市场效率发生显著变化,则可以认为这种变化主要是由交易税税率调整所引起。2.2.1量交易隐性成本amifst的流动性比率alr大致而言,衡量流动性的代理指标有买卖价差、流动性比率等,由于本研究以大盘指数为样本,买卖价差衡量方法并不适用,因此使用流动性比率指标度量市场流动性。Martin比率(简称M)系衡量交易隐性成本指标的流动性比率,该比率用每日价格变化幅度的平方与每日交易量之比度量流动性,其值越高意味着单位成交量引起的价格变动越高,流动性越差。表达式为:其中Pt、Vt分别为第t日的对数收盘价和交易量。Amivest比率(简称ALR)系基于流动比率的流动性衡量方法,是以股票成交量除以股票价格变动率,代表股价变化一个百分点时需要多少交易量,该比率越高,则交易量对价格的影响越小,股票的流动性越好。表达式为:其中Vt为第t日的成交量,Rt,j代表指数在第t日中的第j个五分钟的报酬,Pt,j代表指数在第t日中的第j个五分钟的对数收盘价格。2.2.2我国的日内报酬标准差和日内具有约束稳定性的指标对于波动性的衡量,一般最常用的为收益率的标准差,本研究同时辅以其他不同方法以作比较,以下分别介绍本研究所使用的三种波动性衡量指标。日内报酬标准差为传统的衡量波动性的指标,本研究使用每日日内48个五分钟收益率的标准方差,其表达式为:其中StdDevt代表第t日的日内报酬标准差,μt代表第t日日内五分钟报酬的均值。参考Anderson提出的日内报酬平方和法(TheSumofSquaredReturns,SSR)来估计日内累积波动性,表达式为:Parkinson提出使用日内最高价和最低价衡量波动性的EV波动率(ExtremeValuemeasureofvolatility)指标,由于最高价和最低价较收盘价包含了更多有关波动的信息,在缺乏高频数据时EV波动率可以捕捉到日内波动水平,因此本研究同时使用该方法。其表达式为:其中Ht、Lt分别为指数在第t日的最高和最低对数价格。2.2.3市场效率c一般而言,研究市场效率的主要指标有两种:市场效率系数和收益率序列一阶自相关系数的绝对值,本研究同时使用这两种方法。HasbroukandSchwartz提出的市场效率系数(MarketEfficiencyCoefficient,MEC)可以用来度量市场质量,计算方法是用长期收益率的方差除以对应时间倍数的短期收益率方差,表达式为:其中MECt表示第t日的市场效率系数,Rt(2)表示第t日内指数每两个五分钟的收益率,Rt(1)表示第t日内指数每个五分钟的收益率,VAR表示取方差。当市场具有效率时,价格的变动是随机的,所以短期股价的协方差为零,此时MECt=1。因此MECt偏离1越远时,表示市场的效率性越低。作为比较,同时使用收益率序列一阶自相关系数的绝对值表示市场效率,具体做法是:对每个交易日的日内48个五分钟收益率序列做一阶自我回归,即:然后对β取绝对值,得到该日日内收益率序列一阶自相关系数的绝对值。根据有效市场理论,市场的信息传递效率越高,则股票价格应当越接近随机游走,收益序列的自相关程度应该越低,即低的自我相关系数绝对值代表较好的市场效率。3结果表明和分析本部分中,我们将对证券交易印花税下调/上调前后各市场质量指标的值进行比较。3.1市场流动性得到提高表2和表3分别报告了事件研究法就2005年1月24日交易税税率下调、2007年5月30日交易税税率上调前后深圳市场流动性指标变化的检验结果,没有控制其他内生变量的影响。由表2可以看出,在证券交易税税率下调后,就Martin流动性比率而言,尽管在期后1个月、2个月、3个月的平均值有所上升(代表流动性下降),但并不显著,表明以该比率衡量的流动性在税率调整前后并没有发生显著变化。就Amivest流动性比率而言,除期后3个月的平均值上升不显著外,其余各值均发生了显著变化,Amivest比率在期后1个月的平均值达到最大1.9442,即指数价格每变动一个百分点,可以承载1.9442亿股的成交量,期后1个月、2个月的上升是显著的,幅度分别为39.81%、20.58%,期后3个月的上升幅度为1.65%,未达到统计上的显著。Amivest比率的变化表明市场的流动性得到提高,市场质量改善了。由表3的检验结果可知,在证券交易税税率上调后,各流动性指标都发生了显著变化。其中,所有Martin比率平均值都出现了明显的上升,在期后1个月、2个月、3个月中,上升幅度分别为249.73%、135.98%、138.36%,期后1个月的上升幅度最大,较高的Martin比率代表较差的流动性,Martin比率的变化表明市场的流动性下降了。至于Amivest比率,在期后2个月下降到最小4.6402,即指数价格每变动一个百分点,可以承载4.6402亿股的成交量,期后1个月、2个月、3个月的下降都是显著的,幅度分别为48.79%、52.76%、38.34%。所有这些变化都表明市场的流动性遭到破坏,市场质量降低了。市场流动性除受交易成本影响外,还受成交量和价格水平等的影响,事件研究法没有消除这些因素,为此建立计量模型,通过设置虚拟变量来检验流动性变化是否由印花税调整所引起。表4和表5分别报告了回归分析就事件一、事件二发生前后深圳市场流动性指标变化的检验结果,已控制其他内生变量的影响。由表4来看,在控制成交量和价格水平影响的情况下,证券交易税税率下调后,Martin比率有下降(代表流动性增加)趋势,但统计不显著。而对于Amivest比率,虚拟变量D的系数估计值β1在期前后1月、2月、3月的回归中均显著为正,说明证券交易税的下调使得市场的流动性(以Amivest比率衡量)增加。成交量与各流动性指标呈正相关关系,价格水平则与Amivest比率正相关,与Martin比率负相关。所以我们可以看出,证券交易税下调对市场流动性产生了显著的正面影响。由表5可知,在控制成交量和价格水平影响的情况下,证券交易税税率上调后,不论是Martin比率还是Amivest比率,虚拟变量D的系数估计值β1在期前后1月、2月、3月的回归中均统计显著,且Martin比率上升,Amivest比率下降,都代表证券交易税的上调使得市场的流动性降低。与证券交易税税率下调情形一致,成交量与各流动性指标呈正相关关系,但部分系数估计值统计不显著,价格水平则与Amivest比率正相关,与Martin比率负相关。所以我们可以看出,证券交易税上调对市场流动性产生了显著的负面影响。对比表4和表5中虚拟变量D的系数估计值β1的绝对值,发现交易税上调对Martin比率和Amivest比率的影响远高于交易税下调对这两个流动性比率的影响,表明交易税调整对流动性的影响呈现不对称性。通过以上统计检验和计量检验,可以得出:证券交易税变化确实显著影响了市场的流动性,税率下调导致市场流动性增加,税率上调导致市场流动性降低,且上调的影响大于下调的影响。3.2证券交易税可调节流变的市场稳定性表6和表7分别报告了事件研究法就2005年1月24日交易税税率下调、2007年5月30日交易税税率上调前后深圳市场波动性指标变化的检验结果,没有控制其他内生变量的影响。由表6来看,在证券交易税税率下调后,各波动性指标的变化是复杂的。期后1个月,市场的波动性变化并不显著,期后2个月、3个月,市场的波动性显著增加。其中,期后3个月市场的波动性,不论是以日内报酬标准差、日内报酬平方和还是极值波动率衡量,波动增加幅度都高于期后2个月和1个月的波动增加幅度,分别为30.78%、87.13%、100%。这表明交易成本降低后,波动性整体呈现出明显的上升趋势。由表7的检验结果可知,在证券交易税税率上调后,各波动性指标都发生了显著变化。不论是以日内报酬标准差、日内报酬平方和还是极值波动率衡量,在期后1个月、2个月、3个月的波动水平都显著加大,其中,期后1个月的增加幅度是最大的,分别为69.23%、170.92%、200%,期后2个月、3个月的波动增加幅度有所降低。同证券交易税税率下调情形一样,市场波动性的变化也不是一成不变的,但整体而言,交易成本增加之后,波动性呈现明显的上升趋势。市场波动性也受其他诸多因素影响,因此需建立控制成交量和价格水平等内生变量的模型进行进一步分析。有关证券交易税下调、上调对波动性影响的计量检验结果如表8和表9所示。由表8可知,在2005年1月24日证券交易印花税税率下调事件中,有关波动性变化的计量检验结果逆转了先前事件研究法的统计检验结果,不论是日内报酬标准差、日内报酬平方和,还是极值波动率,其虚拟变量D的系数估计值β1在期前后1月、2月、3月的回归中均为负值,除期前后1月的极值波动率回归分析系数统计不显著外,其余都达到1%的统计显著水平,表明在控制成交量和价格水平影响的情况下,证券交易税下调显著降低了市场的波动水平。之所以产生这样的结果,原因在于:在事件一研究期内,市场波动性与成交量呈显著正相关关系,与价格水平呈显著负相关关系,在证券交易税税率下调后,市场的实际波动水平上升了,但这种上升主要由成交量的增加所引起,在控制成交量和价格水平的影响后,市场的波动性是下降的。由此看来,证券交易税下调对市场波动性产生了显著的负面影响。由表9来看,以日内报酬标准差、日内报酬平方和以及极值波动率衡量的波动性,虚拟变量D的系数估计值β1在期前后1月、2月、3月的回归中都统计显著为正(1%的显著水平上),说明在控制成交量和价格水平影响的情况下,证券交易税的上调使得市场的波动性增加。与证券交易税税率下调情形一致,成交量和价格水平与各波动性指标分别呈现正相关和负相关关系,除日内报酬标准差和日内报酬平方和在期前后1月的回归分析中系数估计值未达统计显著外,其余均达到统计显著水平。所以我们可以看出,证券交易税上调对市场波动性产生了显著的正向影响。对比表8和表9中虚拟变量D的系数估计值β1的绝对值,发现交易税上调对各波动性指标的影响远高于交易税下调对各波动性指标的影响,表明交易税调整对波动性的影响也呈现不对称性。统计检验与计量检验的结果都表明,证券交易印花税的上调使得市场波动性显著增加,从而降低了市场质量。证券交易印花税税率下调后,市场总的波动性也是增加的,但在控制成交量等因素的影响后,税率下调使得市场波动性显著降低,即交易成本下降改善了市场质量。证券交易税上调的影响大于下调的影响。3.3市场效率的测度表10和表11分别报告了事件研究法就2005年1月24日交易税税率下调、2007年5月30日交易税税率上调前后深圳市场效率性指标变化的检验结果,没有控制其他内生变量的影响。由表10可以看到,在证券交易税税率下调后,期后3个月的市场效率系数和收益率序列一阶自相关系数的绝对值较期前3个月没有明显差异,即市场效率变化不明显。期后1个月的市场效率指标则发生明显变化,市场效率系数较期前1个月更接近于1,收益率序列一阶自相关系数的绝对值较期前1个月显著变小。期后2个月的市场效率指标仅市场效率系数变化显著,即较期前2个月的该指标更接近于1,收益率序列一阶自相关系数的绝对值尽管是下降的,但统计不显著。这说明在交易成本下降后,信息的传递效率在最初1月和最初2月得到了提高,随着时间的推移,这种效果变的不明显了,交易税变化对市场质量的影响是复杂的。由表11可知,在证券交易税税率上调后,各效率性指标都发生了显著变化。不论是以市场效率系数还是以收益率序列一阶自相关系数的绝对值衡量,在期后1个月、2个月、3个月的信息传递效率都显著下降,其中,期后1个月的变化幅度是最大的,分别为18.26%、55.20%,期后2个月、3个月的变化幅度有所降低,但都呈现市场效率系数更远离1和收益率序列一阶自相关系数的绝对值显著增大的情形。同证券交易税税率下调一样,市场效率性的变化也不是一成不变的,整体而言,交易成本增加之后,市场效率遭到了破坏。对市场效率建立控制其他相关变量影响的计量模型非常困难,为确定事件发生前后市场效率的改变是否的确由证券交易税税率调整所引起,使用对比分析法。表12和表13分别给出控制组合深圳基金指数在事件一和事件二发生前后市场效率性指标变化的检验结果。由表12的检验结果可知,在事件一的研究期内,深圳基金指数的各效率性指标都没有发生显著变化,即不受证券交易税影响的控制组合的信息传递效率没有发生改变。对比表10的检验结果,在证券交易税税率下调后,深圳综合指数的效率性发生了变化,因此这种改变是由证券交易税税率调整所引起,也就是说,交易成本下降使得市场效率得到了改善。由表13来看,在事件二的研究期内,衡量深圳基金指数效率性的收益率序列一阶自相关系数的绝对值没有发生显著变化,而另一个衡量指标市场效率系数则发生了显著的改变,但不论是期后1月、2月还是期后3月,市场效率系数都较期前1月、2月、3月更加接近于1,即市场的定价效率是变好的或者有变好的趋势。对比表11的检验结果,在证券交易税税率上调后,深圳综合指数的市场效率是变差的,而不受证券交易税影响的控制组合的市场效率是变好的,因此深圳综合指数市场效率的下降的确是由证券交易税税率上调所导致。证券交易税下调事件中,基金指数的效率性没有发生变化,深圳综合指数的效率性增加;证券交易税上调事件中,基金指数的效率性提高,深圳综合指数的效率性却下降,虽然不能断言证券