股权分置改革前后股市流动性溢价稳定性研究

1、 第四组：金融 银行(论文共计8700字)股权分置改革前后股市流动性溢价稳定性研究佟孟华本文获得国家社科基金项目资助，编号为07bjy159。作者简介：佟孟华（1965-），女，东北财经大学数学与数量经济学院，副教授，博士，研究方向：数理金融与实证金融。通讯地址：辽宁省大连市沙河口区尖山街217号，东北财经大学数学与数量经济学院，电话邮箱：tongmenghua（东北财经大学 数学与数量经济学院 辽宁 大连 116025）【摘要】截至2006年底，股权分置改革已经完成。本文以截至2005年底沪市和深市宣布进行股权分置改革的16批a股上市公司为样本，采用固定影响变截距模

2、型和固定影响变系数模型对股权分置改革前和改革后的股票流动性溢价现象进行实证检验并进行对比分析。实证结果表明：无论是股权分置改革前还是股权分置改革后股票流动性溢价都存在，也就是具有稳定性，但是，股权分置改革后股票预期收益与换手率的负效应减弱，说明流动性的强弱与流动性溢价有密切的关系，股权分置改革后股票市场的有效性略有增强。关键词：股权分置改革，流动性溢价，换手率，稳定性中图分类号：f328 文献标识码：a the research about stability of stock market liquidity premium before and after equity division

3、reformabstract: the equity 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 fix

4、ed-effect varying coefficient 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 negati

5、ve correlation between 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; stabi

6、lity引言一到2006年底，我国上市公司的股权分置改革（以下简称股改）已经完成，由于股权分置导致的股权结构的特殊性已经改变，尤其是流通股比例增加，相应的股票流动性溢价现象是否仍然存在？理论上，股票市场应该存在流动性溢价现象，即对流动性高的资产而言，预期收益率较低，对于流动性低的资产而言，预期收益率较高1。以往的文献只是在股权分置情况下对流动性溢价理论，即流动性与预期收益率的关系进行了实证研究。其中，王春蜂、韩冬和蒋祥林2（2002）、李一红、吴世农3（2003）、谢赤、曾志坚4（2005）和佟孟华1（2006）根据股票市场流动性溢价原理，选取不同的流动性指标，对我国股票市场股权分置情况下流动

7、性与预期收益率的关系进行了实证研究。研究结果表明：在股权分置改革前，我国股票市场存在显著的流动性溢价，流动性较差的股票具有较高的预期收益。在已有研究基础上，本文利用换手率作为流动性指标，以截至2005年底沪市和深市宣布进行股改的16批a股上市公司为样本，着重对股改后股票流动性溢价的稳定性进行实证研究并与股改前的结果进行对比分析。一、本文所选变量、数据、模型设定检验及模型1. 变量选取及数据说明(1) 流动性指标的选择本文的实证检验采用了换手率指标，选择换手率作为流动性度量的理由有三点：第一，换手率作为衡量我国证券市场流动性的数量指标，在流动性的衡量中，加入数量指标，会使研究更有说服力，且其数据

8、容易取得；第二，它有很好的理论支持，am（1986）证明了在均衡时流动性与交易频率相关，高价差的证券分配在预期长持有期（交易频率低）的组合上，另外shing-yang(1997)也证明换手率是预期收益的减函数。第三，前述文献都已表明，当以换手率作为流动性指标时，我国股市存在显著的流动性溢价。(2) 其他变量的选择从目前国外对股票收益率所取得的实证研究结果来看，对该问题的研究已有一套成熟的实证体系，普遍认为：市场风险系数（即系数）对股票收益没有表现出较强的解释能力，而公司规模、帐面/市值比、收益/价格比等变量则表现出较强的解释能力。虽然我国股市的运行机制尚不完善，存在过度投机以及政府政策对市场有

9、巨大影响等因素，国内学者也得到基本一致的结论。因此，本文选取了以下的样本数据和变量：(a) 从2004年8月至2006年12月共29个月的月收益率（r），将它作为被解释变量；(b) 从2004年7月至2006年12月共30个月的流通换手率（turnover）、公司规模（lnsize）、帐面/市值比（be/bm）、流通股比例（outshare）、收益/价格比（e/p）和每股收益（eps），将这些变量作为解释变量。各变量的说明与计算如下：收益率，其中为股票月的收益率，和分别表示股票在第和个月的收盘价。换手率，其中是股票第个月的成交量，是股票第个月的流通股股本。可以直接从wind中国金融数据库取得。

10、公司规模，其中是股票第个月的流通股股本。帐面/市值比，其中和分别表示股票第个月的帐面价值和市场价值。流通股比例，其中表示股票第个月的总股本。收益/价格比，其中表示股票第个月每股收益。每股收益等于税后净收入/总股本，其中每股收益可以直接从wind中国金融数据库取得。 (3) 数据来源及其说明本文研究所需的数据来源于wind中国金融数据库，采用eviews5.0分析软件，保证了计算结果的可靠性。选择截至2005年底沪市和深市宣布进行股改的16批a股上市公司为样本，样本期间为2004年7月至2006年12月，共30个月，对于2005年9月份股改的上市公司，以2005年9月份为分界点，将样本期间分为两

11、段：股改前（2004年7月至2005年8月）和股改后（2005年10月至2006年12月）。类似地，对于2005年10月份、11月份和12月份股改的上市公司，也分别以2005年10月份、11月份和12月份为分界点，将样本期间分为两段：股改前和股改后，这样就得到8个子样本期间，分别研究这8个子样本期间的流动性溢价的存在性问题，以便分析股改前后流动性溢价是否具有稳定性。2. 模型形式设定由于本文拟构建panel data模型，为了避免模型设定的偏差，在对模型进行估计之前需要检验样本数据究竟符合不变系数模型、变截距模型和变系数模型中的哪种panel data模型形式，首先，需要使用协方差分析检验方法

12、对股票收益率与换手率变量及其它控制变量的多因素panel data模型形式进行设定，然后构建实证模型。对股票收益率与换手率变量及其它控制变量的多因素panel data模型形式进行设定的计算结果如表1。表1 模型形式设定检验结果9月份进行股改的上市公司状态s1s2s3f2f1模型类型（1）股改前（2004.7-2005.8）92546.69101062.8122140.23.41471.1464变系数模型（2）股改后（2005.10-2006.12）170810.1179425.2202295.81.93810.6187变截距模型10月份进行股改的上市公司状态s1s2s3f2f1模型类型（3）

13、股改前（2004.7-2005.9）81380.6987703.67103725.92.91470.9622变截距模型（4）股改后（2005.11-2006.12）106619.6115108.9128996.72.39220.9861变截距模型11月份进行股改的上市公司状态s1s2s3f2f1模型类型（5）股改前（2004.7-2005.10）99868.11110412.4123894.62.62791.3454变系数模型（6）股改后（2005.12-2006.12）93951.48103229.4122104.03.29261.2660变系数模型12月份进行股改的上市公司状态s1s2s3

14、f2f1模型类型（7）股改前（2004.7-2005.11）171068.4181783.0207798.53.79531.2916变系数模型（8）股改后（2005.12-2006.12）176077.0188547.0222930.94.81051.4937变系数模型其中，s1、s2和s3分别为panel data模型中的变系数模型、变截距模型和不变系数模型的残差平方和。由表1的计算结果可以看出，无论是股改前还是股改后，其换手率对应的检验统计量f2的值都不小于5%显著性水平下的临界值，因此，我们拒绝假设h2 设无个体影响的不变系数模型的单方程回归形式为： 则假设h2为：；假设h1为。其中状态

15、（1）至状态（8）计算所得到的统计量f1的值不小于5%显著性水平下的临界值，因此，拒绝假设h1，模型采用变系数的形式；状态（2）至状态（4）计算所得到的统计量f1的值小于5%显著性水平下的临界值，因此，模型采用变截距的形式。同时，由于本文仅研究换手率与股票预期收益率之间的关系，因此，选取固定影响的变系数模型进行分析。3. 检验模型（1）变截距模型 （1）其中，是股票在月的收益率，是截距，是待估参数，是随机扰动项。（2）变系数模型假定只有换手率变量对股票收益率变量的影响在各截面成员之间变化,而公司规模、帐面/市值比等变量在各截面成员之间是固定的，可以建立下面的变截距模型和仅允许流动性指标为变系数

16、的回归模型，讨论流动性指标和其他因素对股票收益率各自的影响作用。 （2）其中，是股票在月的收益率，是截距，是待估参数，是随机扰动项。为了减少由于截面数据造成的异方差影响，我们使用可行的广义最小二乘法(gls)对式(1)进行估计，得到变系数的估计值序列，然后，运用下面介绍的litzenberger和ramaswamy (1979)所提出的方法1，计算变系数的平均值及其 t-检验统计量。litzenberger和ramaswamy(1979)方法（以下简称lr方法）认为不同时点的参数估计值不一定服从相同的分布，采取简单算术平均方法并不合理，因此，他们提出应采用加权平均方法，权重为每个时点参数估计值

17、的方差的倒数。以单变量横截面回归模型为例： (3)表示股票在第个月的收益率，为第个月影响股票滞后一个月的收益率影响因素，股票个数为n只，时间跨度为t个月。运用计量方法计算出每月的估计值后，得到（）的时间序列，然后再计算出它们的时间序列均值、标准差及其t-检验统计量，计算公式如下： （4） (5) （6）其中：表示的方差。同样，如果t-检验统计量的值大于临界值，则可以认为因素对收益率有显著影响。三、实证结果1. 股改前流动性溢价稳定性检验结果本文首先利用变截距模型（1）和变系数模型（2），对不同月份股改的上市公司检验股改前流动性溢价稳定性，其结果如表2。 表2 股改前流动性溢价稳定性检验结果变量

18、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数项75.3092*(5.7347)32.8737*(2.9431)18.7556(1.6150)44.9580*(4.8020)换手率-0.0412*(-7.6060)-0.0477*(-5.7472)-0.0501*(-7.0304)-0.0640*(-12.2474)公司规模-4.6147*(-6.8790)-1.8058*(-3.2455)-1.1662*(-1.9945)-2.5049*(-5.1511)帐面/市值比0.0621*(6.1026)0.0088*(2.5474)0.0011(0.4

19、486)0.0120(4.8808)流通股比例0.1229*(1.9660)0.0106(0.4588)0.0376(0.9937)0.0701* (2.2966)收益/价格比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样本容量76767

20、8123注：*和*分别表示双尾t检验值在1%和5%水平上统计显著。从表2的检验结果可以看出：（1）在股改前，无论是9月份、10月份、11月份还是12月份股改的上市公司，回归方程中换手率的系数均值均为负，且统计上显著，表明股票预期收益是其换手率的减函数，也就是说，换手率对股票预期收益存在显著的负效应，流动性溢价存在且具有稳定性。具体地，对于9月份股改的上市公司，其换手率系数均值为-0.0412，表示月换手率每上升1个百分点，月预期收益平均下降约0.0412个百分点，分别比10月、11月和12月股改的上市公司低出0.0065、0.0089和0.0228个百分点，说明先进行股改的上市公司就是流通股比

21、例偏少。（2）在股改前，无论是9月份、10月份、11月份还是12月份股改的上市公司，公司规模变量系数均值均为负，且统计上显著，表明用换手率作为流动性指标，公司规模对股票预期收益有很强的解释能力，样本股票具有很强的规模效应，小企业收益率高于大企业。2股改后流动性溢价稳定性检验结果为了与表2的检验结果做对比分析，利用变系数模型（1），接着对不同月份股改的上市公司检验股改后流动性溢价稳定性，其结果如表3。 表3 股权分置改革后流动性溢价稳定性检验结果变量名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数项57.8529*（3.3906）27.0039*(1.

22、8337)12.9477(0.9429)8.7557(0.5911)换手率-0.0179*（-3.1992）-0.0350*(-6.3835)-0.0426*(-7.9084)-0.0498*(-10.8601)公司规模-3.7120*（-4.2986）-1.2692*(-1.7310)-0.9316(-1.3504)-0.8362(-1.1130)帐面/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*(

23、5.4263)收益/价格比0.4863(1.5440)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样本容量767678123注：*和*分别表示双尾t检验值在1%和5%水平上统计显著。从表3的检验结果可以看出：（1）无论是9月份、10月份、11月份还是12月份股改的上市公司

24、，在股改后，回归方程中换手率的系数均值也均为负，分别为-0.0179、-0.0350、-0.0426和-0.0498且统计上显著，表明股票预期收益是其换手率的减函数，流动性溢价也存在且具有稳定性。（2）无论是9月份、10月份、11月份还是12月份股改的上市公司，在股改后，公司规模变量系数均值均为负，但只有9月份和10月份股改的上市公司的公司规模变量系数在统计上显著，表明用换手率作为流动性指标，只有这两个月股改的的样本股票具有很强的规模效应，规模效应不稳定。3. 股改前后流动性溢价稳定性检验结果对比分析将表2和表3的检验结果进行对比可以看出：（1）无论是股改前还是股改后，流动性溢价都存在，说明流动性溢价具有稳定性。但是，股改前后的流动性溢价有明显的差别，股改后的换手率变量的系数均值与股改前比较明显变大，分别由-0.0412变为-0.0179、由-0.0477变为-0.0350、由-0.0501变为-0.0426和由-0.0640变为-0.0498。股改前，月换手率每上升1个百分点，月预期收益平均下降约0.0508个百分点，而股改后，月换手率每上升1个百分点，月预期收益平均下降约0.0368个百分点，这种变化表明，