股權(quán)分置改革前后股市流動性溢價穩(wěn)定性研究

1、 第四組：金融 銀行(論文共計8700字)股權(quán)分置改革前后股市流動性溢價穩(wěn)定性研究佟孟華本文獲得國家社科基金項目資助，編號為07BJY159。作者簡介：佟孟華（1965-），女，東北財經(jīng)大學(xué)數(shù)學(xué)與數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)院，副教授，博士，研究方向：數(shù)理金融與實證金融。通訊地址：遼寧省大連市沙河口區(qū)尖山街217號，東北財經(jīng)大學(xué)數(shù)學(xué)與數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)院，電話：，郵箱：（東北財經(jīng)大學(xué) 數(shù)學(xué)與數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)院 遼寧 大連 116025）【摘要】截至2006年底，股權(quán)分置改革已經(jīng)完成。本文以截至2005年底滬市和深市宣布進(jìn)行股權(quán)分置改革的16批A股上市公司為樣本，采用固定影響變截距模型和固定影響變系數(shù)模型對股權(quán)分置改革前和改革

2、后的股票流動性溢價現(xiàn)象進(jìn)行實證檢驗并進(jìn)行對比分析。實證結(jié)果表明：無論是股權(quán)分置改革前還是股權(quán)分置改革后股票流動性溢價都存在，也就是具有穩(wěn)定性，但是，股權(quán)分置改革后股票預(yù)期收益與換手率的負(fù)效應(yīng)減弱，說明流動性的強(qiáng)弱與流動性溢價有密切的關(guān)系，股權(quán)分置改革后股票市場的有效性略有增強(qiáng)。關(guān)鍵詞：股權(quán)分置改革，流動性溢價，換手率，穩(wěn)定性中圖分類號：F328 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A The research about stability of stock market liquidity premium before and after equity division reformAbstract: The eq

3、uity division reform had been finished by the end of 2006. Based on the samples of listed firms in Shanghai and Shenzhen A share stock markets, which have completed the equity division reform in 16 parts by the end of 2005, using the fixed-effect varying intercept model and fixed-effect varying coef

4、ficient model, this paper empirically tests and compares the stock liquidity premium problem before and after equity division reform. The analysis results indicated that there exists stock liquidity premium whether before or after equity division reform. But there exists negative correlation between

5、 stock expected return and turnover ratio. The results show that there exists close relation between liquidity and liquidity premium and that the efficiency of the stock market has slightly increased. Key words : equity division reform ; liquidity premium; turnover ratio; stability引言一到2006年底，我國上市公司的

6、股權(quán)分置改革（以下簡稱股改）已經(jīng)完成，由于股權(quán)分置導(dǎo)致的股權(quán)結(jié)構(gòu)的特殊性已經(jīng)改變，尤其是流通股比例增加，相應(yīng)的股票流動性溢價現(xiàn)象是否仍然存在？理論上，股票市場應(yīng)該存在流動性溢價現(xiàn)象，即對流動性高的資產(chǎn)而言，預(yù)期收益率較低，對于流動性低的資產(chǎn)而言，預(yù)期收益率較高1。以往的文獻(xiàn)只是在股權(quán)分置情況下對流動性溢價理論，即流動性與預(yù)期收益率的關(guān)系進(jìn)行了實證研究。其中，王春蜂、韓冬和蔣祥林2（2002）、李一紅、吳世農(nóng)3（2003）、謝赤、曾志堅4（2005）和佟孟華1（2006）根據(jù)股票市場流動性溢價原理，選取不同的流動性指標(biāo)，對我國股票市場股權(quán)分置情況下流動性與預(yù)期收益率的關(guān)系進(jìn)行了實證研究。研究結(jié)果

7、表明：在股權(quán)分置改革前，我國股票市場存在顯著的流動性溢價，流動性較差的股票具有較高的預(yù)期收益。在已有研究基礎(chǔ)上，本文利用換手率作為流動性指標(biāo)，以截至2005年底滬市和深市宣布進(jìn)行股改的16批A股上市公司為樣本，著重對股改后股票流動性溢價的穩(wěn)定性進(jìn)行實證研究并與股改前的結(jié)果進(jìn)行對比分析。一、本文所選變量、數(shù)據(jù)、模型設(shè)定檢驗及模型1. 變量選取及數(shù)據(jù)說明(1) 流動性指標(biāo)的選擇本文的實證檢驗采用了換手率指標(biāo)，選擇換手率作為流動性度量的理由有三點(diǎn)：第一，換手率作為衡量我國證券市場流動性的數(shù)量指標(biāo)，在流動性的衡量中，加入數(shù)量指標(biāo)，會使研究更有說服力，且其數(shù)據(jù)容易取得；第二，它有很好的理論支持，AM（1

8、986）證明了在均衡時流動性與交易頻率相關(guān)，高價差的證券分配在預(yù)期長持有期（交易頻率低）的組合上，另外Shing-yang(1997)也證明換手率是預(yù)期收益的減函數(shù)。第三，前述文獻(xiàn)都已表明，當(dāng)以換手率作為流動性指標(biāo)時，我國股市存在顯著的流動性溢價。(2) 其他變量的選擇從目前國外對股票收益率所取得的實證研究結(jié)果來看，對該問題的研究已有一套成熟的實證體系，普遍認(rèn)為：市場風(fēng)險系數(shù)（即系數(shù)）對股票收益沒有表現(xiàn)出較強(qiáng)的解釋能力，而公司規(guī)模、帳面/市值比、收益/價格比等變量則表現(xiàn)出較強(qiáng)的解釋能力。雖然我國股市的運(yùn)行機(jī)制尚不完善，存在過度投機(jī)以及政府政策對市場有巨大影響等因素，國內(nèi)學(xué)者也得到基本一致的結(jié)論

9、。因此，本文選取了以下的樣本數(shù)據(jù)和變量：(a) 從2004年8月至2006年12月共29個月的月收益率（R），將它作為被解釋變量；(b) 從2004年7月至2006年12月共30個月的流通換手率（TURNOVER）、公司規(guī)模（LNSIZE）、帳面/市值比（BE/BM）、流通股比例（OUTSHARE）、收益/價格比（E/P）和每股收益（EPS），將這些變量作為解釋變量。各變量的說明與計算如下：收益率，其中為股票月的收益率，和分別表示股票在第和個月的收盤價。換手率，其中是股票第個月的成交量，是股票第個月的流通股股本?？梢灾苯訌腤ind中國金融數(shù)據(jù)庫取得。公司規(guī)模，其中是股票第個月的流通股股本。帳面

10、/市值比，其中和分別表示股票第個月的帳面價值和市場價值。流通股比例，其中表示股票第個月的總股本。收益/價格比，其中表示股票第個月每股收益。每股收益等于稅后凈收入/總股本，其中每股收益可以直接從Wind中國金融數(shù)據(jù)庫取得。 (3) 數(shù)據(jù)來源及其說明本文研究所需的數(shù)據(jù)來源于Wind中國金融數(shù)據(jù)庫，采用Eviews5.0分析軟件，保證了計算結(jié)果的可靠性。選擇截至2005年底滬市和深市宣布進(jìn)行股改的16批A股上市公司為樣本，樣本期間為2004年7月至2006年12月，共30個月，對于2005年9月份股改的上市公司，以2005年9月份為分界點(diǎn)，將樣本期間分為兩段：股改前（2004年7月至2005年8月）

11、和股改后（2005年10月至2006年12月）。類似地，對于2005年10月份、11月份和12月份股改的上市公司，也分別以2005年10月份、11月份和12月份為分界點(diǎn)，將樣本期間分為兩段：股改前和股改后，這樣就得到8個子樣本期間，分別研究這8個子樣本期間的流動性溢價的存在性問題，以便分析股改前后流動性溢價是否具有穩(wěn)定性。2. 模型形式設(shè)定由于本文擬構(gòu)建panel data模型，為了避免模型設(shè)定的偏差，在對模型進(jìn)行估計之前需要檢驗樣本數(shù)據(jù)究竟符合不變系數(shù)模型、變截距模型和變系數(shù)模型中的哪種panel data模型形式，首先，需要使用協(xié)方差分析檢驗方法對股票收益率與換手率變量及其它控制變量的多因

12、素panel data模型形式進(jìn)行設(shè)定，然后構(gòu)建實證模型。對股票收益率與換手率變量及其它控制變量的多因素panel data模型形式進(jìn)行設(shè)定的計算結(jié)果如表1。表1 模型形式設(shè)定檢驗結(jié)果9月份進(jìn)行股改的上市公司狀態(tài)S1S2S3F2F1模型類型（1）股改前（2004.7-2005.8）92546.69101062.8122140.23.41471.1464變系數(shù)模型（2）股改后（2005.10-2006.12）170810.1179425.2202295.81.93810.6187變截距模型10月份進(jìn)行股改的上市公司狀態(tài)S1S2S3F2F1模型類型（3）股改前（2004.7-2005.9）8138

13、0.6987703.67103725.92.91470.9622變截距模型（4）股改后（2005.11-2006.12）106619.6115108.9128996.72.39220.9861變截距模型11月份進(jìn)行股改的上市公司狀態(tài)S1S2S3F2F1模型類型（5）股改前（2004.7-2005.10）99868.11110412.4123894.62.62791.3454變系數(shù)模型（6）股改后（2005.12-2006.12）93951.48103229.4122104.03.29261.2660變系數(shù)模型12月份進(jìn)行股改的上市公司狀態(tài)S1S2S3F2F1模型類型（7）股改前（2004.7-

14、2005.11）171068.4181783.0207798.53.79531.2916變系數(shù)模型（8）股改后（2005.12-2006.12）176077.0188547.0222930.94.81051.4937變系數(shù)模型其中，S1、S2和S3分別為panel data模型中的變系數(shù)模型、變截距模型和不變系數(shù)模型的殘差平方和。由表1的計算結(jié)果可以看出，無論是股改前還是股改后，其換手率對應(yīng)的檢驗統(tǒng)計量F2的值都不小于5%顯著性水平下的臨界值，因此，我們拒絕假設(shè)H2 設(shè)無個體影響的不變系數(shù)模型的單方程回歸形式為： 則假設(shè)H2為：；假設(shè)H1為。其中狀態(tài)（1）至狀態(tài)（8）計算所得到的統(tǒng)計量F1的值

15、不小于5%顯著性水平下的臨界值，因此，拒絕假設(shè)H1，模型采用變系數(shù)的形式；狀態(tài)（2）至狀態(tài)（4）計算所得到的統(tǒng)計量F1的值小于5%顯著性水平下的臨界值，因此，模型采用變截距的形式。同時，由于本文僅研究換手率與股票預(yù)期收益率之間的關(guān)系，因此，選取固定影響的變系數(shù)模型進(jìn)行分析。3. 檢驗?zāi)Ｐ停?）變截距模型 （1）其中，是股票在月的收益率，是截距，是待估參數(shù)，是隨機(jī)擾動項。（2）變系數(shù)模型假定只有換手率變量對股票收益率變量的影響在各截面成員之間變化,而公司規(guī)模、帳面/市值比等變量在各截面成員之間是固定的，可以建立下面的變截距模型和僅允許流動性指標(biāo)為變系數(shù)的回歸模型，討論流動性指標(biāo)和其他因素對股票收

16、益率各自的影響作用。 （2）其中，是股票在月的收益率，是截距，是待估參數(shù)，是隨機(jī)擾動項。為了減少由于截面數(shù)據(jù)造成的異方差影響，我們使用可行的廣義最小二乘法(GLS)對式(1)進(jìn)行估計，得到變系數(shù)的估計值序列，然后，運(yùn)用下面介紹的Litzenberger和Ramaswamy (1979)所提出的方法1，計算變系數(shù)的平均值及其 t-檢驗統(tǒng)計量。Litzenberger和Ramaswamy(1979)方法（以下簡稱LR方法）認(rèn)為不同時點(diǎn)的參數(shù)估計值不一定服從相同的分布，采取簡單算術(shù)平均方法并不合理，因此，他們提出應(yīng)采用加權(quán)平均方法，權(quán)重為每個時點(diǎn)參數(shù)估計值的方差的倒數(shù)。以單變量橫截面回歸模型為例：

17、(3)表示股票在第個月的收益率，為第個月影響股票滯后一個月的收益率影響因素，股票個數(shù)為N只，時間跨度為T個月。運(yùn)用計量方法計算出每月的估計值后，得到（）的時間序列，然后再計算出它們的時間序列均值、標(biāo)準(zhǔn)差及其t-檢驗統(tǒng)計量，計算公式如下： （4） (5) （6）其中：表示的方差。同樣，如果t-檢驗統(tǒng)計量的值大于臨界值，則可以認(rèn)為因素對收益率有顯著影響。三、實證結(jié)果1. 股改前流動性溢價穩(wěn)定性檢驗結(jié)果本文首先利用變截距模型（1）和變系數(shù)模型（2），對不同月份股改的上市公司檢驗股改前流動性溢價穩(wěn)定性，其結(jié)果如表2。 表2 股改前流動性溢價穩(wěn)定性檢驗結(jié)果變量名9月份股改的上市公司10月份股改的上市公司

18、11月份股改的上市公司12月份股改的上市公司常數(shù)項75.3092*(5.7347)32.8737*(2.9431)18.7556(1.6150)44.9580*(4.8020)換手率-0.0412*(-7.6060)-0.0477*(-5.7472)-0.0501*(-7.0304)-0.0640*(-12.2474)公司規(guī)模-4.6147*(-6.8790)-1.8058*(-3.2455)-1.1662*(-1.9945)-2.5049*(-5.1511)帳面/市值比0.0621*(6.1026)0.0088*(2.5474)0.0011(0.4486)0.0120(4.8808)流通股比

19、例0.1229*(1.9660)0.0106(0.4588)0.0376(0.9937)0.0701* (2.2966)收益/價格比0.4863(1.5440)0.1141(0.8903)0.4613*(1.8848)0.1329(1.0511)每股收益7.3047*(1.9990)3.1904(0.8922)-0.3097(-0.0815)-3.3641(-1.1713)R2FD-W0.588113.72402.11710.551612.68012.16460.46819.12032.23660.579317.56232.2148樣本容量767678123注：*和*分別表示雙尾t檢驗值在1%

20、和5%水平上統(tǒng)計顯著。從表2的檢驗結(jié)果可以看出：（1）在股改前，無論是9月份、10月份、11月份還是12月份股改的上市公司，回歸方程中換手率的系數(shù)均值均為負(fù)，且統(tǒng)計上顯著，表明股票預(yù)期收益是其換手率的減函數(shù)，也就是說，換手率對股票預(yù)期收益存在顯著的負(fù)效應(yīng)，流動性溢價存在且具有穩(wěn)定性。具體地，對于9月份股改的上市公司，其換手率系數(shù)均值為-0.0412，表示月?lián)Q手率每上升1個百分點(diǎn)，月預(yù)期收益平均下降約0.0412個百分點(diǎn)，分別比10月、11月和12月股改的上市公司低出0.0065、0.0089和0.0228個百分點(diǎn)，說明先進(jìn)行股改的上市公司就是流通股比例偏少。（2）在股改前，無論是9月份、10月

21、份、11月份還是12月份股改的上市公司，公司規(guī)模變量系數(shù)均值均為負(fù)，且統(tǒng)計上顯著，表明用換手率作為流動性指標(biāo)，公司規(guī)模對股票預(yù)期收益有很強(qiáng)的解釋能力，樣本股票具有很強(qiáng)的規(guī)模效應(yīng)，小企業(yè)收益率高于大企業(yè)。2股改后流動性溢價穩(wěn)定性檢驗結(jié)果為了與表2的檢驗結(jié)果做對比分析，利用變系數(shù)模型（1），接著對不同月份股改的上市公司檢驗股改后流動性溢價穩(wěn)定性，其結(jié)果如表3。 表3 股權(quán)分置改革后流動性溢價穩(wěn)定性檢驗結(jié)果變量名9月份股改的上市公司10月份股改的上市公司11月份股改的上市公司12月份股改的上市公司常數(shù)項57.8529*（3.3906）27.0039*(1.8337)12.9477(0.9429)8.

22、7557(0.5911)換手率-0.0179*（-3.1992）-0.0350*(-6.3835)-0.0426*(-7.9084)-0.0498*(-10.8601)公司規(guī)模-3.7120*（-4.2986）-1.2692*(-1.7310)-0.9316(-1.3504)-0.8362(-1.1130)帳面/市值比0.0316*（2.7444）0.0043(0.9315)0.0047*(1.8849)0.0104*(3.6832)流通股比例0.2340*（4.1315）-0.0036(-0.1537)0.1969*(4.3118)0.2334*(5.4263)收益/價格比0.4863(1.

23、5440)0.2924*(1.8432)0.1924(1.0763)0.0376（0.2400）每股收益8.0962*（2.4650）-1.3746(-0.3841)4.6202(1.3759)4.3995（1.2465）R2FD-W0.41077.65992.20250.3491565.53022.25480.33354.83582.37750.46198.24912.3402樣本容量767678123注：*和*分別表示雙尾t檢驗值在1%和5%水平上統(tǒng)計顯著。從表3的檢驗結(jié)果可以看出：（1）無論是9月份、10月份、11月份還是12月份股改的上市公司，在股改后，回歸方程中換手率的系數(shù)均值也均為

24、負(fù)，分別為-0.0179、-0.0350、-0.0426和-0.0498且統(tǒng)計上顯著，表明股票預(yù)期收益是其換手率的減函數(shù)，流動性溢價也存在且具有穩(wěn)定性。（2）無論是9月份、10月份、11月份還是12月份股改的上市公司，在股改后，公司規(guī)模變量系數(shù)均值均為負(fù)，但只有9月份和10月份股改的上市公司的公司規(guī)模變量系數(shù)在統(tǒng)計上顯著，表明用換手率作為流動性指標(biāo)，只有這兩個月股改的的樣本股票具有很強(qiáng)的規(guī)模效應(yīng)，規(guī)模效應(yīng)不穩(wěn)定。3. 股改前后流動性溢價穩(wěn)定性檢驗結(jié)果對比分析將表2和表3的檢驗結(jié)果進(jìn)行對比可以看出：（1）無論是股改前還是股改后，流動性溢價都存在，說明流動性溢價具有穩(wěn)定性。但是，股改前后的流動性溢價有明顯的差別，股改后的換手率變量的系數(shù)均值與股改前比較明顯變大，分別由-0.0412變?yōu)?0.0179、由-0.0477變?yōu)?0.0350、由-0.0501變?yōu)?0.0426和由-0.0640變?yōu)?0.0498。股改前，月?lián)Q手率每上升1個百分點(diǎn)，月預(yù)期收益平均下降約0.0508個百分點(diǎn)，而股改后，月?lián)Q手率每上升1個百分點(diǎn)，月預(yù)期收益平均下降約0.0368個百分點(diǎn)，這種變化表明，與