胡 妍，陳 輝，2，莫志鍇

（1.廣東金融學(xué)院 金融與投資學(xué)院，廣東 廣州 510521；2.中國人民銀行 金融研究所，北京 100033；3.廣發(fā)證券股份有限公司，廣東 廣州 510627）

一、引 言

全國中小企業(yè)股份轉(zhuǎn)讓系統(tǒng)（以下簡稱“新三板”）在2014年擴容后呈現(xiàn)跨越式發(fā)展態(tài)勢，截至2017年12月31日，共有11 630家企業(yè)在新三板掛牌（數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫，下同）。從數(shù)量上看，新三板市場已經(jīng)成為我國多層次資本市場的重要組成部分，肩負著為創(chuàng)新型、創(chuàng)業(yè)型、成長型中小微企業(yè)服務(wù)的歷史使命。然而，隨著新三板市場的快速發(fā)展，市場流動性不足這一關(guān)鍵問題逐步凸顯出來，嚴(yán)重阻礙了資本市場充分發(fā)揮價格發(fā)現(xiàn)、資源配置、改善投融資效率等重要功能。為了改善市場流動性、充分發(fā)揮市場的資源配置功能，新三板一直在探索更科學(xué)的交易制度。2014年6月，新三板發(fā)布《全國中小企業(yè)股份轉(zhuǎn)讓系統(tǒng)做市商做市業(yè)務(wù)管理規(guī)定（試行）》，掛牌企業(yè)可以在協(xié)議轉(zhuǎn)讓和做市轉(zhuǎn)讓中自主選擇一種作為股票交易方式。作為流動性的提供者，做市商履行雙邊報價義務(wù)，為新三板市場的連續(xù)交易提供基本保障。做市商制度推出后，新三板市場的平均換手率大幅提高，由2013年的4.47%上升到2014年的19.67%，再到2015年的54.88%。

新三板做市商制度的正式推出讓掛牌企業(yè)在股票轉(zhuǎn)讓方式上首次擁有了自主選擇權(quán)，這為國內(nèi)學(xué)術(shù)界提供了一個研究企業(yè)股票轉(zhuǎn)讓方式選擇的契機。實際上，影響企業(yè)選擇何種股票轉(zhuǎn)讓方式的因素有很多。國外研究表明，股票成交量（Tinic和West，1972）、股價波動性、股價水平與換手率（Stoll，1978b）、企業(yè)規(guī)模（Venkataraman 和 Waisburd，2007）、買賣價差與信息不對稱程度（Theissen 等，2013）、近期是否與資本市場發(fā)生交互（Bessembinder等，2015；Skjeltorp 和?degaard，2015）等都會影響企業(yè)的股票轉(zhuǎn)讓方式，尤其是做市服務(wù)的供給面（Stoll，1978a）和需求面（Epps，1976）是企業(yè)是否實施做市轉(zhuǎn)讓的決定性因素。隨著新三板做市商制度的實施與推廣，國內(nèi)學(xué)者開始關(guān)注這一話題。陳輝（2017）發(fā)現(xiàn)，股票流動性、股票價格與資產(chǎn)規(guī)模顯著正向影響掛牌企業(yè)實施做市轉(zhuǎn)讓的傾向，而流通在外的股份數(shù)則具有負向影響；沈維濤和陳洪天（2016）發(fā)現(xiàn)，風(fēng)險投資參與能夠顯著提高掛牌企業(yè)實施做市轉(zhuǎn)讓的可能性；陳輝等（2017）認(rèn)為，大股東持股比例越高，掛牌企業(yè)選擇做市轉(zhuǎn)讓的可能性越低。

在新三板做市商制度實施初期，市場普遍認(rèn)為選擇做市轉(zhuǎn)讓是掛牌企業(yè)提升交易活躍度的重要手段，甚至在一定程度上是優(yōu)質(zhì)企業(yè)的身份象征。由協(xié)議轉(zhuǎn)讓變更為做市轉(zhuǎn)讓成為大量掛牌企業(yè)的共同選擇，做市企業(yè)數(shù)量及占比不斷攀升。截至2015年12月31日，實施做市轉(zhuǎn)讓的新三板掛牌企業(yè)占比達到21.74%?，F(xiàn)有文獻表明，實施做市商制度可以給市場參與者帶來諸多好處。針對國外資本市場的研究表明，做市商能夠緩解買賣雙方到達市場時間不同步的問題，降低延遲交易的價格風(fēng)險，提高股票流動性和價格有效性（Demsetz，1968；Garbade和Silber，1979；Nimalendran 和 Petrella，2003；Venkataraman 和 Waisburd，2007；Menkveld 和 Wang，2013）。特別地，Amihud等（1997）研究了以色列特拉維夫證券交易所引入連續(xù)交易機制的情況，發(fā)現(xiàn)交易方式由每日單次集合競價轉(zhuǎn)變?yōu)槊咳諉未渭细們r后繼續(xù)連續(xù)交易能夠顯著提升證券價值與流動性。針對我國新三板市場的研究表明，由協(xié)議轉(zhuǎn)讓變更為做市轉(zhuǎn)讓能夠顯著提升掛牌企業(yè)的股票流動性（陳輝，2017；陳輝和顧乃康，2017a），減小股票極端收益風(fēng)險（陳輝和顧乃康，2017b），進而降低權(quán)益資本成本（Amihud 和 Mendelson，1986），提高企業(yè)價值（Fang 等，2009）。

而2016年以來，新三板做市熱潮逐漸退去，做市指數(shù)持續(xù)低迷，做市成交額不斷萎縮，選擇做市轉(zhuǎn)讓的新掛牌企業(yè)越來越少，甚至許多優(yōu)質(zhì)的已做市企業(yè)紛紛回歸協(xié)議轉(zhuǎn)讓（胡妍和彭璧玉，2018）。截至2016年12月31日，實施做市轉(zhuǎn)讓的新三板掛牌企業(yè)占比回落至16.27%。2017年，新三板做市企業(yè)數(shù)量出現(xiàn)了更嚴(yán)重的負增長，全年平均每月凈流出25家，截至年底，實施做市轉(zhuǎn)讓的掛牌企業(yè)占比僅為11.55%。與此同時，優(yōu)質(zhì)做市標(biāo)的的離去也加速了新三板做市商的退出。Choice數(shù)據(jù)庫的數(shù)據(jù)顯示，2016年全年新三板做市商共退出做市248家次，而2017年僅前三季度就達到715家次，是2016年全年的兩倍多。鄭建明等（2018）的研究表明，新三板做市商制度在提供流動性方面存在局限性，大企業(yè)的流動性在做市后有一定提升，小企業(yè)選擇做市反而有礙于流動性的提升。毫無疑問，新三板做市市場正在經(jīng)歷前所未有的低潮，曾經(jīng)被寄予厚望的做市商制度甚至被質(zhì)疑名存實亡。業(yè)界有觀點認(rèn)為，掛牌企業(yè)棄做市轉(zhuǎn)協(xié)議的主要原因是做市商制度沒有提供理想的流動性。探究新三板掛牌企業(yè)退出做市轉(zhuǎn)讓背后的動機，為市場參與者和政策制定者提供一個清晰的答案，顯然是重要且急迫的。

作為中國多層次資本市場建設(shè)的一次全新探索，新三板市場自然有其特殊之處。股轉(zhuǎn)公司官網(wǎng)披露的公告顯示，2016年全年共有94家掛牌企業(yè)選擇將股票轉(zhuǎn)讓方式由做市變更為協(xié)議，其中有40家接受了上市（Initial Public Offering，IPO）輔導(dǎo)，擬IPO企業(yè)占比達到42.55%；到了2017年，457家選擇變更為協(xié)議轉(zhuǎn)讓，其中120家接受了上市輔導(dǎo)，占比為26.26%。從時間上看，這些擬IPO企業(yè)往往在發(fā)布接受上市輔導(dǎo)公告后的六個月內(nèi)宣布將股票轉(zhuǎn)讓方式由做市變更回協(xié)議，但其做市期間的股票平均換手率高于同期新三板整體水平。從這個角度看，流動性不足似乎并不是新三板掛牌企業(yè)放棄做市轉(zhuǎn)讓的主要原因，從資本市場的政策背景尤其是IPO發(fā)行制度出發(fā)尋找答案應(yīng)該更加合理。國內(nèi)外研究表明，IPO會對企業(yè)的許多方面產(chǎn)生影響，如經(jīng)營績效與盈利能力（Jain 和 Kini，1994；Pástor等，2009）、全要素生產(chǎn)率（Chemmanur等，2010；孔東民等，2015）、創(chuàng)新水平（Bernstein，2015；張勁帆等，2017）等。在我國，絕大多數(shù)企業(yè)都將IPO作為資本市場的最終目的地，新三板掛牌企業(yè)自然也不例外。但尚沒有文獻研究IPO對企業(yè)在資本市場上的行為，尤其是股票轉(zhuǎn)讓方式選擇有什么影響。

我國多層次資本市場體系尚處于探索建設(shè)期，市場層級間的制度對接還不完善，這給新三板掛牌企業(yè)造成了很大困擾。尤其是對擬IPO的掛牌企業(yè)而言，實施做市轉(zhuǎn)讓會帶來不少額外的上市障礙，主要有股東人數(shù)、三類股東與國有做市商庫存股轉(zhuǎn)持三個方面的問題。本文認(rèn)為，擬IPO企業(yè)退出做市的傾向更強。

第一，股東人數(shù)的問題。新三板掛牌企業(yè)一旦實施做市轉(zhuǎn)讓，機構(gòu)與個人投資者都可以向做市商購得做市企業(yè)的股票，股東人數(shù)將不再受企業(yè)控制。事實上，大部分掛牌企業(yè)在實施做市轉(zhuǎn)讓后，股東人數(shù)都大幅增加，尤其是具有IPO概念的股票，普遍會受到新三板“集郵黨”的強烈追捧，股東數(shù)往往很快突破200人。根據(jù)證監(jiān)會發(fā)布的《非上市公眾公司監(jiān)管指引第4號》，一旦企業(yè)股東超過200人，申請IPO就必須由證監(jiān)會針對合法存續(xù)性與股權(quán)清晰性進行額外審核，并必須獲得行政許可。額外的行政審批將使企業(yè)的IPO準(zhǔn)備過程更加繁瑣復(fù)雜，甚至降低企業(yè)過會的可能性。掛牌企業(yè)在申請IPO前適時退出做市，有利于控制股東人數(shù)，避免超過上限。

第二，三類股東的問題。契約型私募基金、資產(chǎn)管理計劃和信托計劃統(tǒng)稱為三類股東，很多新三板掛牌企業(yè)曾向三類股東定向增發(fā)，屬于含有三類股東的企業(yè)。一直以來，三類股東問題都是證監(jiān)會IPO審核時重點關(guān)注的，對存在三類股東的新三板掛牌企業(yè)的審核要點主要包括：一是企業(yè)控股股東或?qū)嶋H控制人不得為三類股東；二是必須納入金融監(jiān)管部門有效監(jiān)管；三是必須對三類股東做穿透式披露；四是要求對三類股東的存續(xù)期做出合理安排。在實際操作中，要滿足這些要求極其困難。首先，層層穿透核查的難度極大，三類股東的股權(quán)極其復(fù)雜，背后的投資人往往高達幾十甚至幾百人，很多投資人認(rèn)為自己并沒有配合披露個人信息的義務(wù)，導(dǎo)致溝通協(xié)調(diào)成本極高；其次，大多數(shù)資管或信托產(chǎn)品的存續(xù)期難以覆蓋IPO審核期與限售期，唯有展期以應(yīng)對監(jiān)管，但展期有一個嚴(yán)格的前提條件，即所有投資者的意見必須統(tǒng)一。因此，清退三類股東就成了擬IPO掛牌企業(yè)的最佳選擇。然而，由于缺乏大宗交易渠道，已做市企業(yè)在轉(zhuǎn)讓大額股權(quán)方面受到諸多限制，做市商與掛牌企業(yè)約定成交價、尋找接盤方等行為都可能涉嫌違規(guī)，將股票轉(zhuǎn)讓方式變更回協(xié)議轉(zhuǎn)讓更便于清退三類股東。

第三，國有做市商庫存股轉(zhuǎn)持的問題。根據(jù)《境內(nèi)證券市場轉(zhuǎn)持部分國有股充實全國社會保障基金實施辦法》，股權(quán)分置改革新老劃斷后，凡是含國有股的股份有限公司在境內(nèi)證券市場IPO，除另有規(guī)定外，均須按IPO實際發(fā)行股份數(shù)量的10%，將股份有限公司部分國有股轉(zhuǎn)由社?；鸪钟?。如果新三板掛牌企業(yè)從做市轉(zhuǎn)讓狀態(tài)直接進入IPO輔導(dǎo)期，同時其做市券商屬于國有企業(yè)，那么做市商必須履行上述國有股轉(zhuǎn)持義務(wù)，這將嚴(yán)重拖累企業(yè)的IPO效率。掛牌企業(yè)退出做市，或是同時作為企業(yè)保薦機構(gòu)的做市商主動與掛牌企業(yè)解除做市服務(wù)關(guān)系，將手中的庫存股協(xié)議轉(zhuǎn)讓，能夠加快IPO進程。

本文選取2015年6月30日至2016年12月31日已實施做市轉(zhuǎn)讓的新三板掛牌企業(yè)作為樣本，從企業(yè)申請IPO的角度出發(fā)，考察了新三板掛牌企業(yè)退出做市的影響因素。研究結(jié)果表明，是否有IPO計劃顯著影響新三板掛牌企業(yè)的退出做市傾向，擬IPO企業(yè)的退出做市傾向顯著更強，而股票流動性并不是影響企業(yè)退出做市的重要因素。此外，本文進一步研究了掛牌企業(yè)退出做市轉(zhuǎn)讓的經(jīng)濟后果。研究發(fā)現(xiàn)，退出做市對擬IPO企業(yè)的股票流動性存在顯著的負向影響，而沒有IPO計劃的企業(yè)股票流動性則在退出做市后顯著上升，兩類企業(yè)在退出做市日前后都存在顯著為正的平均累積超常收益率。

本文的創(chuàng)新主要體現(xiàn)在：第一，首次討論了新三板掛牌企業(yè)退出做市轉(zhuǎn)讓的影響因素。以往的研究聚焦于什么因素影響掛牌企業(yè)的做市轉(zhuǎn)讓選擇，本文則結(jié)合中國特色制度背景，關(guān)注企業(yè)退出做市的影響因素，從而拓展了股票轉(zhuǎn)讓方式選擇的研究。第二，從股票流動性和證券價值角度檢驗了掛牌企業(yè)退出做市的經(jīng)濟后果，為新三板市場交易機制與市場質(zhì)量關(guān)系的研究提供了新的經(jīng)驗證據(jù)。第三，從擬IPO企業(yè)面臨的制度安排出發(fā)，考察了資本市場的政策設(shè)計對企業(yè)微觀行為的影響，從而豐富了企業(yè)IPO經(jīng)濟后果的研究，并為新三板市場交易制度與股票發(fā)行制度改革提供了決策依據(jù)。

二、研究設(shè)計

（一）樣本選擇。本文使用是否退出做市轉(zhuǎn)讓以及全年做市天數(shù)兩個指標(biāo)來衡量企業(yè)的退出做市傾向。為了緩解可能存在的內(nèi)生性問題，本文參考陳輝（2017）的研究方法，用已做市企業(yè)前半年的特征因素對后半年是否選擇由做市轉(zhuǎn)讓變更回協(xié)議轉(zhuǎn)讓以及全年做市天數(shù)進行回歸。新三板首批由協(xié)議轉(zhuǎn)讓變更為做市轉(zhuǎn)讓的掛牌企業(yè)從2014年8月25日才正式開始實施做市，所以全樣本由以下五個子樣本構(gòu)成：一是在2014年12月31日已做市，在2015年6月30日仍做市的掛牌企業(yè)，考察其在2015年12月31日是否退出做市轉(zhuǎn)讓以及2014年12月31日至2015年12月31日的做市天數(shù)；二是在2015年6月30日已做市，在2015年12月31日仍做市的掛牌企業(yè)，考察其在2016年6月30日是否退出做市轉(zhuǎn)讓以及2015年6月30日至2016年6月30日的做市天數(shù)；三是在2015年12月31日已做市，在2016年6月30日仍做市的掛牌企業(yè)，考察其在2016年12月31日是否退出做市轉(zhuǎn)讓以及2015年12月31日至2016年12月31日的做市天數(shù)；四是在2016年6月30日已做市，在2016年12月31日仍做市的掛牌企業(yè)，考察其在2017年6月30日是否退出做市轉(zhuǎn)讓以及2016年6月30日至2017年6月30日的做市天數(shù)；五是在2016年12月31日已做市，在2017年6月30日仍做市的掛牌企業(yè)，考察其在2017年12月31日是否退出做市轉(zhuǎn)讓以及2016年12月31日至2017年12月31日的做市天數(shù)。我們剔除了關(guān)鍵變量存在缺失值以及資產(chǎn)負債率大于1的樣本；此外，為了避免極端值的影響，我們對關(guān)鍵連續(xù)變量進行了上下1%的縮尾處理，最終得到3 744個樣本。本文數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫與全國中小企業(yè)股份轉(zhuǎn)讓公司官網(wǎng)，數(shù)據(jù)處理軟件為STATA13。

（二）變量定義。本文用退出做市虛擬變量（EXITMM）和全年做市天數(shù)的對數(shù)（LNMMDAY）來度量掛牌企業(yè)的退出做市傾向，退出做市傾向越強，則EXITMM越大，LNMMDAY越小。如果前期已做市掛牌企業(yè)在樣本期末年報或半年報中披露的股票轉(zhuǎn)讓方式為協(xié)議轉(zhuǎn)讓，則說明企業(yè)在這半年間退出了做市，EXITMM取1，否則取0。根據(jù)退出做市的掛牌企業(yè)在股轉(zhuǎn)公司官網(wǎng)正式發(fā)布股票轉(zhuǎn)讓方式變更公告的日期，計算出在這一年內(nèi)的做市天數(shù)MMDAY。如果掛牌企業(yè)在期末未退出做市，則MMDAY等于全年總天數(shù)，取自然對數(shù)后得到LNMMDAY。MMDAY的取值范圍為[1，366]，所以LNMMDAY的取值范圍為[0，5.9026]。比如，某掛牌企業(yè)于2015年5月1日開始實施做市轉(zhuǎn)讓，并于2016年12月1日退出做市轉(zhuǎn)讓，那么在樣本二和樣本三中，MMDAY分別為365和336天。

本文要考察新三板掛牌企業(yè)的上市意圖是否影響其退出做市的傾向，如何測量企業(yè)的上市意圖是關(guān)鍵。上市意圖難以直接觀測，只能以掛牌企業(yè)公告開始接受上市輔導(dǎo)的日期為準(zhǔn)進行推測。本文將上市意圖虛擬變量（IPO）定義如下：如果在樣本期末之前一年內(nèi)企業(yè)正式發(fā)布接受上市輔導(dǎo)的公告，則認(rèn)為具有上市意圖，IPO取1，否則取0。

本文主要考察的是新三板掛牌企業(yè)退出做市的影響因素，因此還需考慮與掛牌企業(yè)股票轉(zhuǎn)讓方式選擇相關(guān)的企業(yè)特征變量。借鑒陳輝（2017）以及沈維濤和陳洪天（2016）的做法，我們在回歸中加入了以下自變量：（1）企業(yè)規(guī)模，使用年末總資產(chǎn)的自然對數(shù)（LNASSET）度量；（2）股價波動率（LNVOL），使用樣本期間日收益率的標(biāo)準(zhǔn)差加1后取自然對數(shù)度量；（3）流通在外的股份數(shù)（LNOUTST），使用樣本期末流通在外的股份數(shù)的自然對數(shù)度量；（4）股票價格（LNPRICE），使用樣本期間成交均價的自然對數(shù)度量；（5）股權(quán)集中度（POWER），使用樣本期末第一大股東持股比例度量；（6）研發(fā)強度（RD），使用樣本期間研發(fā)支出與主營業(yè)務(wù)收入之比度量；（7）杠桿率（LEV），使用樣本期末資產(chǎn)負債率度量；（8）盈利能力（ROE），使用樣本期末的凈資產(chǎn)收益率度量；（9）成長性（GROWTH），使用銷售收入同比增長率衡量。我們還控制了年度固定效應(yīng)和行業(yè)固定效應(yīng)，以緩解可能存在的內(nèi)生性問題。

（三）模型構(gòu)建。由于EXITMM為二元虛擬變量，本文采用如下的LOGIT模型進行檢驗：

在式（1）中，若本文的預(yù)期成立，則α1應(yīng)顯著為正。

由于MMDAY不超過366，且絕大多數(shù)樣本的取值為366或365，本文分別采用混合回歸模型和TOBIT模型進行檢驗，具體模型如下：

在式（2）和式（3）中，若本文的預(yù)期成立，則β1應(yīng)顯著為負。

（四）描述性統(tǒng)計。在表1中，本文根據(jù)做市企業(yè)是否接受上市輔導(dǎo)，分樣本做了描述性統(tǒng)計分析。從中可以看出，擬IPO企業(yè)退出做市的平均概率為28.81%，遠高于其他企業(yè)的6.83%；年均做市天數(shù)為334天，低于其他企業(yè)的358天。這初步支持了本文的預(yù)期。另外，擬IPO企業(yè)的規(guī)模、股價波動率、流通在外的股份數(shù)、股票價格與盈利能力都顯著高于其他企業(yè)，股權(quán)集中度與研發(fā)強度則顯著低于其他企業(yè)，在資產(chǎn)負債率和成長性方面與其他企業(yè)的差別不大。

表1 描述性統(tǒng)計

三、新三板掛牌企業(yè)退出做市的影響因素

（一）退出做市傾向的實證結(jié)果分析。式（1）的回歸結(jié)果見表2，其中列（1）和列（2）分別對應(yīng)單變量與多變量回歸。可以看出，虛擬變量IPO的系數(shù)都在1%的水平上顯著為正，說明擬IPO企業(yè)退出做市的概率顯著更高。

總資產(chǎn)規(guī)模LNASSET、股價波動率LNVOL和凈資產(chǎn)收益率ROE都顯著正向影響做市企業(yè)退出做市的概率，這可能是因為：（1）隨著新三板市場監(jiān)管制度的逐步完善，資產(chǎn)規(guī)模越大的企業(yè)繼續(xù)實施做市轉(zhuǎn)讓的信息披露與合規(guī)成本越高；（2）股價波動率越高，做市企業(yè)實施定向增發(fā)與大額股權(quán)轉(zhuǎn)讓計劃的不確定性越大，越不利于后續(xù)融資；（3）做市商普遍傾向于壓低做市價格，企業(yè)的盈利能力越強，越不愿意被低價做市。而流通在外的股份數(shù)LNOUTST和股票價格LNPRICE則顯著負向影響做市企業(yè)退出做市的概率，這可能是因為：（1）流通在外的股份數(shù)越多，做市企業(yè)提升股票流動性和價格有效性的收益越多；（2）股價水平越高，做市企業(yè)的估值越高，越有利于后續(xù)融資。

表2 退出做市傾向的回歸結(jié)果

（二）全年做市天數(shù)的實證結(jié)果分析。表3匯報了式（2）和式（3）的回歸結(jié)果?？梢钥闯?，無論是使用混合模型還是TOBIT模型，虛擬變量IPO的系數(shù)都顯著為負，說明擬IPO企業(yè)的全年做市天數(shù)更少?？傎Y產(chǎn)規(guī)模LNASSET、股價波動率LNVOL、資產(chǎn)負債率LEV和凈資產(chǎn)收益率ROE都顯著負向影響做市企業(yè)的全年做市天數(shù)，流通在外的股份數(shù)LNOUTST和股權(quán)集中度POWER則顯著正向影響做市企業(yè)的做市天數(shù)，與上文的結(jié)論基本一致。

表3 全年做市天數(shù)的回歸結(jié)果

（三）基于傾向性得分匹配法的穩(wěn)健性檢驗。擬IPO掛牌企業(yè)相對于其他企業(yè)的退出做市傾向更強，這有可能是基本面特征差異所導(dǎo)致的。為了排除這種可能，我們進一步使用傾向性得分匹配法（PSM）進行檢驗。我們按照企業(yè)是否接受上市輔導(dǎo)進行分組，處理組為接受上市輔導(dǎo)的掛牌企業(yè)（IPO=1），對照組為其他企業(yè)（IPO=0）。使用LOGIT回歸估計IPO的擬合值，協(xié)變量包括企業(yè)總資產(chǎn)的對數(shù)LNASSET、流通在外股份數(shù)的對數(shù)LNOUTST、股價的對數(shù)LNPRICE、第一大股東持股比例POWER、資產(chǎn)負債率LEV、凈資產(chǎn)收益率ROE和營業(yè)收入增長率GROWTH。然后，對處理組和對照組進行一對一最鄰近匹配，共得到330對觀測值。匹配平衡性檢驗（受篇幅限制，結(jié)果未報告）顯示，匹配后幾乎所有變量的組間偏差都大幅縮??；同時，絕大多數(shù)t檢驗都不能拒絕匹配后處理組與對照組之間不存在系統(tǒng)性偏差的原假設(shè)。也就是說，組間差異基本得到了控制，匹配后的數(shù)據(jù)是平衡的。基于傾向性得分匹配法的分析結(jié)果見表4。從中可以看出，處理組的退出做市概率顯著高于對照組，全年做市天數(shù)則顯著低于對照組，這與上文結(jié)論一致。

表4 基于傾向性得分匹配法的檢驗結(jié)果

（四）引入股票流動性變量的穩(wěn)健性檢驗。有文獻指出，股票流動性是新三板掛牌企業(yè)選擇股票轉(zhuǎn)讓方式的重要影響因素，股票流動性越高的企業(yè)越傾向于選擇做市轉(zhuǎn)讓（陳輝，2017）。針對國外資本市場的研究也有類似的發(fā)現(xiàn)。Lauterbach（2001）研究了Amihud等（1997）一文的鏡像問題，發(fā)現(xiàn)一個有趣的現(xiàn)象：在以色列特拉維夫證券交易所，在交易方式由每日單次集合競價后繼續(xù)連續(xù)交易變更回每日單次集合競價后，大部分股票的價值和流動性都顯著降低；但有小部分本身流動性欠佳的股票（thinly-traded stocks）反而在實施連續(xù)交易后產(chǎn)生顯著為負的超額收益，在退出連續(xù)交易后產(chǎn)生顯著為正的超額收益。2016年以來，新三板市場的做市行情持續(xù)低迷，不少業(yè)界人士認(rèn)為，市場流動性嚴(yán)重不足是導(dǎo)致已做市企業(yè)退出做市的重要原因。為了檢驗這種觀點，我們將股票流動性指標(biāo)加入回歸模型中重新進行估計。參考Lauterbach（2001）以及陳輝（2017）的做法，我們使用以下兩個指標(biāo)來度量股票流動性（LIQ）：一是非零交易的天數(shù)（LNTRADAY），等于樣本期間交易量不為零的天數(shù)加1后取對數(shù)；二是換手率（LNTURN），等于樣本期間日換手率均值加1后取對數(shù)。LNTRADAY和LNTURN越大，股票流動性越強。

表5 退出做市傾向的回歸結(jié)果（控制股票流動性指標(biāo)）

表5匯報了控制股票流動性指標(biāo)后退出做市傾向的估計結(jié)果。變量IPO的系數(shù)依然在1%的水平上顯著為正，其他主要變量的系數(shù)與上文基本沒有差異。值得注意的是，無論是使用非零交易天數(shù)LNTRADAY還是平均換手率LNTURN來衡量股票流動性，系數(shù)都不顯著。這表明股票流動性并不影響已做市企業(yè)的退出做市傾向，流動性不足不是新三板“協(xié)議轉(zhuǎn)做市”的主要原因。這與Lauterbach（2001）的結(jié)論不同，也與很多來自業(yè)界的聲音不一致?？梢?，我國新三板市場有其特殊性，不能照搬其他國家資本市場的理論或經(jīng)驗。全年做市天數(shù)的估計結(jié)果比較類似，股票流動性變量也不顯著，限于篇幅不再列示。

（五）基于市場分層的穩(wěn)健性檢驗。新三板于2016年5月開始對掛牌企業(yè)實施分層管理，按照盈利能力、成長性、股權(quán)結(jié)構(gòu)、市值規(guī)模等維度，將掛牌企業(yè)分為創(chuàng)新層與基礎(chǔ)層，實施差異化的信息披露與交易轉(zhuǎn)讓制度。我們分別對基礎(chǔ)層與創(chuàng)新層樣本進行回歸，退出做市傾向的估計結(jié)果見表6。從中可以看出，無論是基礎(chǔ)層還是創(chuàng)新層，IPO的系數(shù)都顯著為正，與上文結(jié)論一致。另外，流通在外的股份數(shù)與退出做市概率之間的負相關(guān)關(guān)系僅在創(chuàng)新層樣本中顯著，這可能是因為創(chuàng)新層企業(yè)的股票流動性顯著優(yōu)于基礎(chǔ)層，流通在外的股份數(shù)越多，其越有動力繼續(xù)實施做市轉(zhuǎn)讓。而股價波動率與退出做市概率之間的正相關(guān)關(guān)系僅在基礎(chǔ)層樣本中顯著，這可能是因為實施分層管理后，新三板對創(chuàng)新層企業(yè)提出了遠高于基礎(chǔ)層的信息披露要求，導(dǎo)致創(chuàng)新層企業(yè)的信息不對稱程度較低，股價波動帶來的沖擊不明顯。全年做市天數(shù)的估計結(jié)果比較類似，限于篇幅不再列示。

表6 退出做市傾向的回歸結(jié)果（按創(chuàng)新層與基礎(chǔ)層分組）

四、新三板掛牌企業(yè)退出做市的經(jīng)濟后果

（一）掛牌企業(yè)退出做市對股票流動性的影響。我們在這一部分關(guān)心的問題是，掛牌企業(yè)退出做市后的股票流動性發(fā)生了何種變化，擬IPO企業(yè)與其他企業(yè)的變化是否存在差異。檢驗思路為：以企業(yè)是否有IPO計劃進行分組，用前半年的退出做市虛擬變量EXITMM對后半年的股票流動性狀況做回歸，以前半年初的數(shù)據(jù)作為控制變量。由于上文中的第五個子樣本期末至今沒有半年，這里只使用前四個子樣本進行回歸?？紤]到有些掛牌企業(yè)在退出做市后不久便從新三板摘牌退市，使用非零交易天數(shù)（LNTRADAY）來衡量股票流動性很可能造成偏誤，這里僅使用日均換手率（LNTURN）作為股票流動性的代理變量。參考陳輝（2017）以及何牧原和張昀（2017）的做法，加入總資產(chǎn)的對數(shù)（LNASSET）、股價波動率的對數(shù)（LNVOL）、流通在外股份數(shù)的對數(shù)（LNOUTST）、股價的對數(shù)（LNPRICE）、第一大股東持股比例（POWER）、杠桿率（LEV）、盈利能力（ROE）和成長性（GROWTH）作為控制變量，并控制年度與行業(yè)固定效應(yīng)。

表7匯報了分組回歸結(jié)果。從中可以看出，對于擬IPO掛牌企業(yè)，退出做市會對其股票流動性產(chǎn)生顯著的負向影響。這并不出乎意料，擬IPO企業(yè)退出做市的初衷就是控制大規(guī)模股票交易，降低股票換手率，避免股東結(jié)構(gòu)出現(xiàn)不利于IPO的變化；而沒有IPO計劃的掛牌企業(yè)在退出做市后，股票流動性顯著上升，這與Lauterbach（2001）的部分研究結(jié)論吻合。也就是說，與協(xié)議轉(zhuǎn)讓相比，做市轉(zhuǎn)讓雖然是一種看似更先進的交易方式，但是并不適用于所有掛牌企業(yè)，有些企業(yè)實施協(xié)議轉(zhuǎn)讓時的股票流動性反而更好、證券價值也更高。

表7 掛牌企業(yè)退出做市對股票流動性的影響

（二）掛牌企業(yè)退出做市對證券價值的影響。為了考察新三板掛牌企業(yè)由做市轉(zhuǎn)讓變更回協(xié)議轉(zhuǎn)讓對證券價值的影響，參照Amihud等（1997）以及陳輝（2017）的研究，使用市場模型估計事件日前后的平均累積超常收益（CAAR），窗口期為掛牌企業(yè)發(fā)布退出做市公告前5日至后10日。市場模型如下：

其中，Rit表示股票i在t日的收益率，RMt表示新三板市場在t日的收益率，使用新三板做市指數(shù)來衡量。參考以往的研究，為了避免事后的選擇偏差，使用事件日后的數(shù)據(jù)來估計市場模型應(yīng)更合理，但很多掛牌企業(yè)在退出做市后不久便摘牌退出新三板，導(dǎo)致事件日后的收益率數(shù)據(jù)可得性很差，因此我們將估計期設(shè)定為公告日前200日至當(dāng)日。由于新三板市場的流動性有限，為了避免股價大幅異動的影響，我們對日收益率大于20%或小于-20%的觀測值進行了縮尾處理，并剔除了無法滿足估計期計算要求的企業(yè)（如從開始做市到退出做市不足200天的企業(yè)）。日超常收益與窗口期平均超常收益如下：

其中，N表示樣本中的股票數(shù)量。最后，我們使用式（7）計算事件日前5日至窗口期每一日的平均累積超常收益CAAR[-5，s]：

其中，s=-5，-4，-3，……，9，10。圖1展示了全樣本企業(yè)、擬IPO企業(yè)與無IPO計劃企業(yè)在窗口期內(nèi)的平均累積超常收益率。從中可以看出，對于全樣本企業(yè)，CAAR在事件日前接近于0，CAAR[0，5]約為4.7%，在事件日5天后仍在緩慢上升。這說明市場對企業(yè)退出做市轉(zhuǎn)讓的行為給予了正面評價，但新三板市場的有效程度還很低，對信息的反應(yīng)速度很慢，并沒有很好地發(fā)揮價格發(fā)現(xiàn)功能。另外，無論是擬IPO企業(yè)還是無IPO計劃企業(yè)，在事件日前后均產(chǎn)生了顯著為正的累積超常收益率，而且兩者呈交替上升趨勢，擬IPO企業(yè)的CAAR[-5，5]約為4.8%，而無IPO計劃企業(yè)的CAAR[-5，5]約為5.4%。我們對窗口期內(nèi)每日擬IPO企業(yè)與無IPO計劃企業(yè)的當(dāng)日CAAR進行了均值T檢驗，兩者差異都不顯著（受篇幅限制，結(jié)果未報告）。根據(jù)上文的分析，對于擬IPO企業(yè)，退出做市為其掃清了不少上市障礙，減少了很多不確定性，市場當(dāng)然會做出積極的反應(yīng)；而對于無IPO計劃的企業(yè)，做市轉(zhuǎn)讓并不是最合適的選擇，選擇協(xié)議轉(zhuǎn)讓時的股票流動性反而更高，因而其退出做市之后的證券價值有所提升。簡言之，退出做市對兩類企業(yè)的證券價值都存在正向影響。上述結(jié)論在分別將估計期變換為公告日前150日至后50日、窗口期變換為事件日前10日至事件日后5日以及事件日當(dāng)日至事件日后15日之后仍成立。

圖1 退出做市轉(zhuǎn)讓的平均累積超常收益率

五、結(jié)論與政策建議

本文以新三板市場的“做市轉(zhuǎn)協(xié)議”浪潮為背景，從我國現(xiàn)行股票發(fā)行制度出發(fā)，研究了做市企業(yè)退出做市轉(zhuǎn)讓的影響因素。研究發(fā)現(xiàn)，是否有IPO計劃顯著影響新三板掛牌企業(yè)的退出做市傾向，擬IPO企業(yè)的退出做市傾向顯著更強，這個結(jié)論在運用多種方法進行穩(wěn)健性檢驗后依然成立。而受到市場普遍關(guān)注的股票流動性并不是掛牌企業(yè)退出做市的主要原因。本文進一步考察了掛牌企業(yè)退出做市的經(jīng)濟后果。結(jié)果表明，退出做市對擬IPO企業(yè)的股票流動性產(chǎn)生了顯著的負向影響，無IPO計劃企業(yè)的股票流動性則在退出做市后顯著上升，兩類企業(yè)在退出做市日前后都存在顯著為正的平均累積超常收益率。

本文的理論意義在于，從制度背景出發(fā)，探討了新三板掛牌企業(yè)退出做市的影響因素與經(jīng)濟后果，從鏡像視角拓展了關(guān)于股票轉(zhuǎn)讓方式選擇的文獻，并豐富了有關(guān)資本市場制度設(shè)計與企業(yè)行為選擇的研究。本文的研究還有以下政策含義：第一，制度設(shè)計應(yīng)充分考慮多層次資本市場之間的銜接，保證政策的延續(xù)性與連貫性。本文研究表明，對于擬IPO的新三板掛牌企業(yè)，做市制度與現(xiàn)行股票發(fā)行制度之間存在矛盾，因而做市與上市不可兼得。監(jiān)管機構(gòu)應(yīng)充分考慮新三板掛牌企業(yè)的特殊性，在股東人數(shù)、三類股東與國有做市商庫存股方面適當(dāng)放寬發(fā)行標(biāo)準(zhǔn)，或是建立專門的特殊通道，使擬IPO企業(yè)即使在排隊等待審核期間也可以繼續(xù)做市，減少股票轉(zhuǎn)讓方式頻繁變更的麻煩，從而有助于多層次資本市場的健康協(xié)調(diào)發(fā)展。第二，進一步推動新三板制度改革創(chuàng)新，增強對優(yōu)質(zhì)企業(yè)的吸引力。優(yōu)質(zhì)的新三板掛牌企業(yè)紛紛選擇IPO上市的根本原因還是新三板市場缺乏吸引力，流動性不足，難以滿足這些企業(yè)的定價與融資需求。監(jiān)管機構(gòu)應(yīng)豐富新三板投資者類型，拓寬市場資金來源，繼續(xù)推進公募基金、社?；稹FII等機構(gòu)投資者參與投資新三板市場，為優(yōu)化新三板市場的投融資生態(tài)引入源頭活水；同時，進一步推動對外開放與合作，爭取早日推出企業(yè)在新三板與境外交易所兩地同時掛牌上市的新模式。