根据研究假设，选取2009年1月至2012年12月的大宗交易数据，对于每个股票，按月汇总的大宗交易发生额与月度总交易金额的比值作为被解释变量Ui,t。对该解释变量进行从高至低的排名，采用Ferreira（2007）的方法，设定大宗交易发生额与月度总交易金额的比值较高的前50％为组A，组A的取值为1，大宗交易发生额与月度总交易金额的比值较低的后50％值为组B，组B的取值为0，设定0−1为虚拟变量，建立如下回归方程：

logit（Ui,t0_1）=ai,t+b1,tone_rsqr+b2,thshlv+b3,tltgb+b4,tshjlv+ut

上式中，Ui,t0_1为大宗交易发生额与月度总交易金额比值的虚拟变量，one-rsqr为特质风险^[6]。除此之外，选择对应的控制变量，首先是选择个股换手率作为流动性水平的代理变量，吴冲锋等（2003）、朱琳（2011）等以Amihud（2002）指标为基础，实证了股票换手率与股票流动性之间的正相关关系，换手率是一个较好的流动性水平代理变量，设定为hshlvi,t；其次是选择股票流通市值的对数作为公司发展阶段和公司规模的代理变量，为了防止流通市值的异方差性，对流通市值取对数后代入，设定为ltgbi,t；最后是加入市净率指标，作为公司公开信息中滞后一个季度的经营信息变量，设定为shjlvi,t。实证结果如表4−3所示。

表4−3　特质风险决定大宗交易存在的检验结果（logit检验）(www.daowen.com)

续表

在表4−3中，控制了其他变量后，特质风险对大宗交易发生的决定显著为正，特质风险越大，一笔交易越容易在大宗交易市场发生，影响系数为2.27。这初步证实了命题4−1。当然，换手率作为流动性指标的代理变量，其决定也是显著的，但流动性的决定作用和特质风险的决定作用是相反的，这说明流动性越好的股票，越不容易在大宗交易市场发生交易，印证了大宗交易含有一定流动性需求的传统理论。