投资者行为和市场流动性廖静池

1、投资者行为和市场流动性基于中国股票市场停牌制度的实证研究基金项目：四川省国际科技合作项目（2008HH0014）。廖静池作者简介：廖静池（1981-）,男，四川人，博士研究生；通讯作者， HYPERLINK mailto:matljc matljc;李平（1977-），男，四川人，博士，电子科技大学经济与管理学院副教授；曾勇（1963-），男，四川人，博士，电子科技大学经济与管理学院教授、博士生导师。，李平，曾勇（电子科技大学经济与管理学院,成都610054）内容提要：本文使用2006年深圳A股市场的停牌和交易数据，从换手率、深度、价差和流动性比率等方面考察了停牌对投资者交易行为和市场流动性的

2、影响。研究结果表明，投资者的交易需求中除了有部分会因为停牌的到来而被推迟至复牌后实现外，另有部分交易需求则会被提前至停牌前实现。停牌前股票的交易活跃程度显著高于非停牌日的情形，同时其流动性更高、交易成本更低；而在复牌后，尽管投资者的交易需求依然强烈，但是交易成本明显增加，市场流动性有所下降。总体上看，中国股票市场的停牌缺乏效率，公告信息在停牌期间并没有完全释放。关键词：停牌；复牌；投资者行为；流动性；中国股票市场InvestoractionsandmarketliquidityAnempiricalstudyontradinghaltsmechanismonChinastockmarketsL

3、iaoJingchi,LiPing,ZengYong（SchoolofManagementandEconomics,UniversityofElectronicScienceandTechnologyohfiCna,Chengdu610054,China）Abstract:UsingthetradingandtradinghaltsdataofA-sharestockstradedonShenzhenStockExchangein2006,thispaperinvestigatestheimpactsoftradinghaltsoninvestoractionsandmarketliquidi

4、tyintermsofturnover,depth,spreadandliquidityratio.Theresultsshowthat,investorstendtoadvancetheirtradingdemandbeforethetradinghalts,whilesometradingdemandwouldbepostponedbythehalts.Comparedwiththestockswithouttradinghalts,thestocksbeforetradinghaltsinvolveheaviertransactionactivities,moreliquidityand

5、lesstransactioncosts.Furthermore,thestocksaftertradinghaltshavemoretradingdemands,moretransactioncostsandlessmarketliquiditythanthestockswithouttradinghalts.Insummary,thetradinghaltsofChinastockmarketsareineffective,andthenoticeinformationcannotbecompletelyreleasedduringthetradinghaltsperiods.Keywor

6、ds:tradinghalts;resumption;investoraction;liquidity;Chinastockmarkets一、引言2008年10月1日，深圳和上海证券交易所同时宣布，将在其推出的新版上市规则中对停牌制度实施改革。与原有上市规则相比，新规则取消了定期报告、临时报告等原来需要停牌一小时的例行停牌，对信息披露不及时、涉嫌违法违规、股价异动等情况增加警示性停牌，对有市场传闻且出现股价异动情况的股票增加盘中停牌措施。本次改革，使得停牌制度再次成为业界和学术界关注的焦点，停牌对投资者的影响成为大家争论的关键问题。所谓停牌（TradingHalts）,是指证券在场内市场交易过

7、程的突然强制中断，停牌对象可以是普通股票和债券，也可以是金融衍生品，甚至可能是一系列的证券组合乃至整个市场的所有股票1整个股票市场的停牌称为“断路器”(CircuitBreaker)，过去的文献并没有对停牌和断路器进行严格区分。停牌的设计目的是为了加强信息披露、减少信息的非对称性，进而维护证券市场交易的平稳有序、避免股价出现短暂的剧烈波动。自1987年股灾以来，停牌制度被广泛应用于各国证券市场，成为最重要的价格稳定机制之一。对于停牌制度的实施效果，国外业界和学术界一直众说纷纭、观点不一。美国证券委员会(SEC)推出的布雷德利报告(BradyTaskForceReport)指出，采取市场大规模停

8、牌(即断路器)可以使交易者获得足够的时间来消化市场恐慌，进而调整原有的交易策略，从而避免价格发生不应有的波动；同时，通过停牌，交易系统可以减少程式化交易策略(如指数套利交易)，进而减少导致市场进一步波动的因素。Greenwald&Stein(1988,1991)日认为，停牌的作用是重新平衡及时交易和充分信息披露之间的关系，其目标是使信息充分披露，以确保价格顺利调整但又不致于过度反应。在极端情形下，投资者无法从当前报价中获取准确信息，而停牌在此情形下可以提高价格有效性、减少交易风险。Chenetal.(2003)、Hauseretal.(2006)、Maduraetal.(2006)等35则从不

9、同的价格发现指标入手，通过实证分析来考察停牌制度的作用，结果发现停牌可以显著提高股票的价格发现效率。然而，也有人认为，停牌是人为地中止交易，是对市场机制的破坏，它使得市场价格不能及时反映交易者的意愿，进而导致价格被扭曲、价格的有效性下降。Grossman(1990)6和Subrabmanyam(1994)7指出，停牌阻止了交易者把潜在需求转化为交易，延长了价格吸取信息的时间，价格形成过程会因此被延迟，进而导致在证券复牌时产生短暂而剧烈的价格波动。Leeetal.(1994)、Kryzanowski&Nemiroff(1998)、Corwin&Lipson(2000)和Christieetal.

10、(2002)等8-11在各自的研究中发现，停牌前后股票的交易行为与未停牌相比有显著的差异，信息的不确定性在复牌时并没有消除，复牌后股票价格的波动性显著增大。Kryzanowski&Nemiroff(2001)12分析了蒙特利尔和多伦多交易所的股票在停牌前后的价差，结果发现停牌前后的逆向选择成本显著高于非停牌的情形。与境外成熟市场相比，作为新兴市场的中国股市，其停牌制度长期以来都呈现出类型多、频率高、时间长、警示性弱、联动性差等特点。基于上述特点，国内证券业一直对停牌制度持否定态度，几乎所有的业内报道都指出，中国股市的停牌制度缺乏效率，需要改进。业内研究(黄本尧，200313；胡文伟等，2007

11、14)普遍认为，凡是与境外发达市场的市场机制相比存在差异处，就是境内市场需要学习和改进的地方，而前述的“中国特色”正是停牌改革的着眼点。事实上，纵观我国停牌制度的变更过程，多是按照上述思路，直接参照境外市场的机制设计。然而，这种做法，往往忽略了中国股市自身的特点，缺乏必要的理论指引和实证支撑，这对于我国股市的国际化进程和停牌制度的进一步改革十分不利。相对而言，国内学术界对停牌制度的研究较为缺乏。王铁峰等(2005)15和陈收等(2008)16分别考察了中国股市的异常波动停牌制度，前者发现异常波动导致的停牌并没有减少市场波动和市场非理性投资，后者发现个股的异常波动与整体市场的活跃程度没有明显相关

12、性，政策因素才是导致个股异常波动的主要原因。廖静池等(2009)17从复牌后的交易量和波动性考察了停牌制度的实施效果，结果发现中国股市的停牌缺乏效率，并没有达到管理层的预期。然而，上述研究都不同程度地存在一些问题：王铁峰等(2005)和陈收等(2008)仅仅考察了异常波动停牌的情形，而未能对停牌制度做出更全面的分析；廖静池等(2009)虽然分析了我国股市停牌制度的实施效果，但是仅仅侧重于复牌后的交易量和波动性，关于停牌对投资者交易行为和市场流动性的影响则缺乏了解。相关研究的欠缺，使得我国股市停牌制度的历次改革缺乏必要的理论和实证依据，对停牌制度未来的改革十分不利。需要指出的是，已有研究往往只关

13、注停牌前后的交易量、波动性和价格发现效率，大部分文献都是从以上角度去判断停牌制度的有效性。然而，这并不是停牌带来的“直接影响”。从市场参与的角度而言，停牌的预期和到来，首先会使得投资者的交易策略发生变化，进而导致其对原有资产组合进行重新配置；而市场的流动性势必会因为资产组合的重新配置而发生变化；最终，上述投资者行为和流动性的变化，将导致股票的交易量和价格波动发生变化，并对市场的价格发现效率产生影响。从上述意义来讲，关注停牌期间的投资者行为和流动性，可以使我们更“直接”地观察到停牌带来的影响。从管理层的角度而言，由于停牌期间一切交易都已中断、无法直接判定其实施效果，所以在设计和改革停牌制度时，也

14、必须考虑投资者对于停牌的反应，以及停牌前后各种代表市场交易行为的指标（如交易量、波动性、价格发现效率、流动性等）。而在上述各种指标中，流动性指标无疑更加直接、更能刻画市场行为。因此，关注停牌对投资者行为和流动性的影响，可以使得政策的制定和改革更贴近于真实的市场状况。然而，遗憾的是，这方面的研究目前还比较缺乏。基于此，本文使用2006年深圳A股市场的停牌和交易数据，构造停牌日样本及与其对应的非停牌日样本，从换手率、深度、价差和流动性比率等四方面研究了停牌对投资者行为和市场流动性的影响。研究结果表明，停牌改变了投资者的交易意愿，投资者的交易需求中除了有部分会因为停牌的到来而被顺延至复牌后实现外，另

15、有部分交易需求则会被提前至停牌前实现。停牌前市场的交易活跃程度显著高于非停牌日情形，其流动性更高，同时交易成本更低；而在复牌后，尽管投资者的交易需求依然强烈，但是交易成本明显增加，市场流动性有所下降。总体上来，中国股票市场的停牌缺乏效率，公告信息在停牌期间并没有完全释放。由于停牌期间的一切交易活动都已中止，因此已有的文献均选择停牌前后一段时间内的各种指标来考察停牌的实施效果；此时，所选的角度和指标是否恰当、是否能刻画停牌带来的最直接最显著的影响，这对于判断停牌制度的作用至关重要。在已有的研究中，大部分学者选择从停牌前后的交易量、波动性和价格发现指标等方面入手，来考察停牌的效果。然而正如前文所述

16、，停牌对于市场的整体影响是通过对投资者交易行为和市场流动性的直接影响来实现的；也即是说，过去的研究更多关注了停牌的一些“间接影响”而非“直接影响”，这必然导致对于停牌的认识存在一定局限性。相对于过去的文献而言，本文选择从投资者行为和市场流动性方面进行研究，则对上述问题做出了较好的补充。本文所选取的角度，无疑更有利于分析停牌制度对市场的“直接影响”，进而使得对停牌有效性的分析更加全面、彻底。此外，本文的研究视角也有助于监管层直接观察停牌对市场和投资者的冲击，相关的研究结论可以为中国股票市场停复牌制度的进一步改革和完善提供重要的参考依据。本文分为六部分：第一部分是引言，第二部分是样本描述，第三部分

17、是实证设计，第四部分是停牌对交易行为的影响，第五部分是对交易行为的分析，最后一部分是本文结论。二、样本数据本文选取深圳A股市场2006年全年的4059次停牌记录为考察对象在作者的另一篇文章中建立了深圳股票市场2005-2007年的停复牌数据库（廖静池等，2009），本文沿用该库中的数据。由于2005年的高频交易数据错误较多且当年的停牌受股权分置改革影响较大，同时2007年的高频交易数据暂时没有取得，因此本文仅使用2006年的样本。另需要指出的是，随着2006年5月新版上市规则的推出，2006年1-5月的停牌仍然遵循旧版规则（2004版），但6-12月的停牌已经按照新版规。对于上述数据，我们做如

18、下处理：剔除其中跨年度数据125条、存在错误信息的数据13条、对应多种停牌原因的数据13条、对应交易数据缺失的数据条56条，停牌后再停牌（即一次停牌尚未完成就紧接着另外一次停牌）的数据951条，最后得到的停牌记录为2901条。在这些样本中，停牌时长为1小时的记录有1373条，时长为4小时的记录有1019条，超过4小时的记录合计509条3。考虑到大部分股票停牌的时长是1小时或4小时，而对时间较长的停牌尤其是停牌时间超过一周（20小时交易时间）情形，其对应的交易行为可能与短期停牌有较大的差异，因此本文仅考虑停牌时长小于或等于4小时的停牌记录。在剔除停牌时长超过4小时的记录后，最终剩余“停牌日”样本

19、2392条，我们记其为h。表1描述了样本内深圳A股市场2006年全年停牌的原因次数和复牌时间。其中，股东大会次数最多，共计949次；临时报告、异常波动和定期报告次数均超过300次；另外，监管方根据实际停牌的次数是119次。而剩下的7种停牌类型次数较少，每种样本均在50条以下。从复牌时间来看，9:30复牌的样本共计1019条，10:30复牌的样本共计1373条，前者少于后者。表1深圳股市2006年停牌原因统计停牌类型复牌时间样本数9:30复牌10:30复牌定期报告300300例行股东大会949949停牌临时报告558558购买、出售资产22澄清媒体报道1515异常波动368368警示未能按期披露

20、信息7310性停会计差错55牌协议或要约收购3838风险警示23528监管方根据实际情况4079119合计101913732392表2描述了样本内所有记录的停牌时长、超常复牌收益率、超常复牌价格变化率、复牌交易量的平均值和中位数，以及好消息和坏消息的数目。这里超常复牌收益率定义为复牌价格与上一个交易日收盘价格形成的收益率再剔除市场同期影响后的值，超常复牌价格变化率是超常复牌收益率的绝对值。消息的好坏按照Leeetal.（1994）的定义划分：超常复牌收益率大于或等于0的即定义为好消息，反之则为坏消息。从表中可以看出，例行停牌的平均超常复牌收益率为负，且对应的坏消息数多于好消息数；而警示性停牌的

21、平均超常收益率则为正，且好消息数多于坏消息数。从复牌价格变动来看，警示性停牌的超常复牌价格变化率超过2%，明显大于例行停牌。以上结果说明，例行停牌所含的信息较弱，市场对此反应较小，则（2006版）实施。对此，我们通过比较前后两版上市规则后发现，后者仅在前者基础上进行了局部调整，这只会带来2006年停牌次数的细微变化，并不会影响我们对停牌制度的整体研究。3本文在考虑停牌时长的时候，是以停牌期间所包含的交易时间来计算。由于一个交易日总共有4小时的交易时间，因此如果一只股票在某个交易日全天停牌，我们认为其停牌时长是4小时；如果一只股票是在周末或者节假日的非交易时间停牌，我们认为其停牌时长为0小时。由

22、例行停牌带来的复牌交易量及价格波动都要低于警示性停牌。表2深圳股市2006年停牌类型统计结果停牌类型样本数量停牌时长超常复牌收益率（%）超常复牌价格变化率（%）复牌交易量好消息数坏消息数2.28-0.12651.831678805样本总体2392（1.00）(-0.1456)(1.2609)(22551)110712852.58-0.25681.618555709例行停牌1809（4.00）(-0.2157)(1.1733)(18500)80610031.36-0.27782.4897150470警示性停牌583(1.00)(-0.1134)(1.6250)(50000)301282注：括号里

23、面是对应统计量的中值。三、实证设计非停牌日选取为了考察停牌制度对市场交易行为的影响，通常需要比较同一只股票在停牌和非停牌情形下的差异，即构造与停牌日样本Q对应的非停牌日样本并与之进行比较。在过去已有的h研究中，非停牌日的构造有多种方法。例如，Leeetal.（1994）先后采用除停复牌日之外的所有交易日或与停复牌期间价格变化比较接近的交易日作为非停牌日样本，Corwin&Lipson（2000）和Chiristieetal.（2002）分别以停牌日前后各10天和100天作为非停牌日样本。考虑到部分交易日可能并不存在信息事件及相应的价格变化，因而这些样本与对应停牌日样本之间的差异可能并不取决于停

24、牌制度，而更可能是由信息本身及相应的价格变动引起的。因此，为了在一定程度上控制信息因素的影响，研究停牌对市场交易行为的影响，本文采取与Leeetal.（1994）相同的方法，即选取与停牌日样本的停牌期间相对应且“超常复牌价格变化率”（复牌收益率剔除市场影响后的绝对值）与之相差在土1%以内的未停牌交易日作为非停牌日样本。例如，对在10:30复牌的样本i（igQ），我们在该股票当年所有非停牌h日中，选取超常复牌价格变化率（即10:30股价与上一交易日收盘价之间的收益率剔除市场影响后的绝对值）与i对应超常复牌价格变化率相差在土1%内的记录，以此作为i对应的非停牌日样本。对在9:30复牌的样本，我们采

25、取类似的办法。经过匹配，选取对应的非停牌日样本119898条，将其记为q。nh变量选取基于前面构建的停牌日和非停牌日样本，我们可以考察停牌制度对市场交易行为的影响。考虑到在停牌期间，股票已经中止一切交易活动，投资者的交易需求只能在停牌前后实现。因此，本文主要分析停牌前后一段时间包括复牌时刻的交易行为，以此分析停牌制度带来的影响。在本文中，我们记复牌时刻为0，以整数1到4分别定义复牌后的第1到第4个15分钟的交易期间，以整数-1到-4分别表示停牌之前的第1到第4个15分钟交易期间，最后得到九个时间段-1表示停牌前一个交易日14:45至15:00的交易期间，-2表示14:30-14:45，-3和-

26、4依次类推。在本文中，我们主要从换手率、深度、相对价差和流动性比率四个方面入手，考察停牌对投资者行为和市场流动性的影响。1）换手率4）换手率指的是股票交易量与流通股数之比，是标准化后的股票交易量指标，用以衡量股票交易的活跃程度。苏冬蔚和麦元勋（2004）18的研究表明，换手率也可以用来衡量市场的流动性。此外，张峥和刘力（2006）19指出，换手率是投资者意见分歧波动的代理变量基于上述理由，本文使用换手率考察停牌制度对市场流动性和投资者行为的影响。在本文中，一段交易期间内的换手率定义为：Turn=Voli,ti,ti其中，ieQQ表示全体停牌日或非停牌日样本；t4,-3,-2,-1,0,1,2,

27、3,4，分别表示停牌前后的4个交易期间以及复牌时刻；Vol表示交易日样本i在第t个期间内的股票交易量;i,tLS表示第i个交易日样本对应股票的流通股数。i2）深度在股票停牌前后，市场使用连续竞价模式，流动性由限价订单提供，没有成交的订单放在订单簿上。此时，深度的绝对值定义为最优买卖价格上订单总量的均值，本文通过该指标考察停牌前后市场的流动性。考虑到股票规模的差异可能会对结果产生影响，因此本文在考察深度时，使用深度的绝对值与已发行流通股本的比率，具体定义如下：TOC o 1-5 h zDepthi=（Si+DiX2-LS（2）iiii其中，Si和Di分别表示样本i在交易日l时刻的最优卖价和最优买

28、价上的订单数量；i和LSiii定义如（1）式。3）相对价差由于换手率和深度仅仅是从股票交易量或最佳未成交量的角度刻画市场的流动性，因而容易忽略股票的价格指标。为此，本文在考察市场流动性时，也使用价差指标（即当前市场最优卖价和最优买价之间的差额）。但是，由于买卖价差通常随价格发生变化，所以我们使用相对价差，其定义如下：3）AiBiRSi-eR-100%i(Ai+Bi)/2i,1i,1其中，Ai和Bi分别表示样本i在复牌日i时刻的最优卖价和最优买价。使用上述指标，我i,1i,1们不仅能考察市场的流动性，也能判断股票的交易成本。4）流动性比率除了基于交易量和价格因素考察市场的交易行为外，我们还使用了

29、量价结合的指标（流动性比率）来考察市场的流动性。这里，流动性比率衡量了交易量和价格变化的关系。若少量的交易引起的价格变化较大，即流动性比率较大，则市场流动性较差；反之，若大量的交易引起的价格变化较小，即流动性比率较小，则市场流动性较高。考虑到流通股本的大小与其交易金额有密切关系，并且流通市值较大的股票的上市和停牌也会对整个市场的流动性产生冲击。因此，本文借鉴Amihud（2002）度量流动性比率的方法，对其定义如下:LMii|ln(pl)ln(pl-1)ln(Voii)i其中，pi和pi-1分别表示样本i对应记录在复牌日i时刻和i1时刻的成交价，Voii表示样iii本i在复牌日i时刻的成交量。

30、四、描述性统计基于前述的停牌日和非停牌日样本，使用第三节中选取的指标，我们可以分别计算样本内第i条记录在第t个期间内的换手率、平均深度、平均相对价差和流动性比率5,以此考察停牌日和非停牌日情形下投资者行为和市场流动性的差异，进而分析停牌制度带来的影响。4.1换手率图1是停牌日与非停牌日样本在对应交易期间内换手率均值的比较结果。从图中我们可以看出,除了在停牌期间股票的换手率远低于非停牌日同期平均换手率外6,在停牌前后股票的换手率都明显高于非停牌日平均水平。从停牌前来看,越临近停牌,股票的换手率越高,但是停牌日和非停牌日的差异并没有显著的变化趋势。从复牌后来看,在复牌后的第一个交易期间内,股票的换

31、手率最高,并且与非停牌日平均水平的差异最大；而随着交易的进行,复牌股票的换手率逐渐减小,同时与非停牌日的差异也逐渐变小,但是这种差异在1个小时之内没有完全消除。图1停牌日和非停牌日换手率比较（全样本）为了更好地考察停牌对换手率的影响,我们还分两个子样本（例行停牌和警示性停牌）进行分析,结果分别见图2和图3。从图中可以看出,两个子样本的结果与全样本类似。-4-3-2-101234交易期间-4-3-2-101234交易期间图2停牌日和非停牌日换手率比较图3停牌日和非停牌日换手率比较（例行停牌）（警示性停牌）4.2深度图4描述了停牌日与非停牌日在对应交易期间内平均深度的均值差异。从图中可以看出,在停

32、牌前后各一小时内,股票的平均深度均明显大于非停牌日平均水平。这说明投资者在（2）式和（3）式中,我们分别定义了在l时刻的深度和相对价差,而第t个交易期间内的平均深度和平均相对价差则是该期间内每笔交易的深度和相对价差的平均值。这是因为停牌期间股票中止了一切交易,只有在复牌集合竞价时刻会产生一定交易量。在停牌前后的交易意愿更为强烈，并通过限价订单的形式为市场提供流动性。0.0012度深均平-4-3-2-101234交易期间0.00080.0000图4停牌日和非停牌日平均深度比较（全样本）此外，为了更好地考察停牌制度对深度的影响，我们还分例行停牌和警示性停牌两个子样本进行考察。从图5和图6中可以看出

33、，无论是对于哪种停牌，停牌前后市场的平均深度均高于非停牌日平均水平，只是这种差异根据停牌类型的不同而有所区别：对例行停牌来讲，停牌前的平均深度仅略高于非停牌日水平，但是复牌后两者的差异明显增大；而对警示性停牌来说，停牌前和复牌后的平均深度均远大于非停牌日同期水平。度深均平0.00100.00080.00030.00000.0005非停牌日停牌日-4-3-2-101234交易期间度深均平0.00400.00300.00200.00100.0000图5停牌日和非停牌日平均深度比较图6停牌日和非停牌日平均深度比较（例行停牌）（警示性停牌）4.3相对价差图7揭示了对应交易期间内停牌与非停牌日样本在平均

34、相对价差均值方面的差异。图7的结果表明，在停牌前的一小时内，股票的相对价差要低于非停牌日平均水平，而在复牌后的15分钟内则更高；在复牌后的第2至第4个交易期间，停牌后股票的相对价差显著减少并最终与非停牌日水平接近。0.00500.00380.00250.00130.0000图7停牌日和非停牌日平均相对价差比较（全样本）差价对相均平-4-3-2-101234除了对全样本考察外，我们还分例行停牌和警示性停牌两个子样本考察了停牌对相对价差的影响，结果如图8和图9所示。从图中我们可以看出，在停牌前股票的相对价差与非停牌日水平接近（图8）或更低（图9），但是在复牌后15分钟内都显著增大。同时，随着交易的

35、进行，复牌后股票的价差均会在15内迅速减小，甚至还会在30分钟后略低于非停牌日水平（图8）。差价对相均平0.00500.00380.00250.0013非停牌日停牌日价对相均平0.00500.00380.00250.0013非停牌日停牌-4-3-2-1-4-3-2-101234图8停牌日和非停牌日平均相对价差比较图9停牌日和非停牌日平均相对价差比较（例行停牌）（警示性停牌）4.4流动性比率图10是停牌日和非停牌日对应期间内的流动性比率均值的比较结果。考虑到流动性比率是从量价结合的角度考察市场的流动性，显然该指标对流动性的刻画比前述指标更为深刻。从图10可以看到，在停牌前的一小时内，股票的流动性

36、比率与非停牌日平均水平相当或者略低；而在停牌后的45分钟内，股票的流动性比率则大于非停牌日的情形。图10停牌日和非停牌日流动性比率比较（全样本）图11和图12是基于例行停牌和警示性停牌得到的考察结果，其图形与全样本类似。有所区别之处在于，警示性停牌样本在停牌前一小时的流动性比率要远低于非停牌日平均水平，而之后与非停牌的差异也比例行停牌更加明显。率比性0.14动流0.070.00-4-3-2-101234交易期间0.280.320.21率比性动流0.080.00-4-3-2-10图11停牌日和非停牌日流动性比率比较（例行停牌）图12停牌日和非停牌日流动性比率比较（警示性停牌）综上来看，停牌对投资

37、者行为和市场流动性的影响是较为显著的：在停牌前一小时，股票的换手率和深度均高于非停牌日平均水平，而相对价差和流动性比率则更低；在复牌后一小时，股票的换手率和深度依然高于非停牌日情形，但是相对价差和流动性比率则明显更高。从前述指标中我们可以看出，停牌提前或推迟了投资者的交易需求，使得复牌前的四个流动性指标一致优于非停牌日水平，同时复牌后的换手率和深度也更大。这可能是由于投资者无法在停牌期间实现其交易需求，同时也因为信息的不完全释放而导致其参与复牌集合竞价交易的积极性较低，从而将其交易需求提前或推迟实现。从复牌后的流动性和交易成本来看，停牌显然增大了交易量对股价的冲击，降低了市场的流动性；同时，停

38、牌不仅没有降低投资者的交易成本，反而导致交易成本在复牌后增大。造成上述的原因在于，停牌并没有使得信息充分释放，复牌后股价的不确定性依然存在、甚至高于没有停牌的情形，这种不确定性导致投资者提供流动性的愿望降低，同时也增加了交易时的成本。总体来看，我们可以初步认为，中国股市的停牌并没有起到应有的作用，反而人为地改变了投资者的正常交易需求，阻碍了交易的进行，降低了市场的流动性和资源配置效率。五、交易行为分析在前文中，我们通过换手率、深度、相对价差和流动性比率考察了停牌制度，结果发现停牌对投资者行为和市场流动性有显著影响。然而，仅仅通过简单的均值比较很难从停牌前后的交易行为中剔除其它因素例如市场行情和

39、个股差异带来的影响，因而对停牌效果的检验可能存在偏差。为了更好地考察停牌制度的影响，本文在选取适当控制变量的情况下，使用带有虚拟变量的多元回归来分析股票复牌后的交易行为。停牌对换手率的影响通过上节的分析，我们发现，停牌会使得股票停牌前和复牌后的换手率发生明显变化。但是，这种变化可能会受到其它因素如市场行情、公司规模和价格变化的影响。Beaver（1968）21发现，市场整体交易越活跃，个股交易就会随之更加活跃，而大盘行情的变化也可能会对股票交易产生影响。张峥和刘力（2006）指出，个股换手率会受到其流通股数的影响。陈怡玲和宋逢明（2003）22的研究表明，股票的交易还会受到同期价格变化的影响。

40、综合上述因素，为研究停牌前后换手率的变化是否由停牌制度本身所引起，本文选取市场指数的指数变化率和成分股的交易量作为市场影响个股的控制变量，选取公司规模和已实现波动率作为个股自身的控制因素，通过设置虚拟变量来检验停牌对股票交易活跃程度的影响。为此，我们建立如下回归模型：TOC o 1-5 h zTurn=a+0Dummy+yln（Volm）+yRetm+yln（LS）+yRv+u（5）i,ti1t2t3i4i,ti,t其中，ieQQ表示全体交易日样本，包括停牌日样本Q及其对应的非停牌日样本Q；hnhhnht，Turn和LS如（1）式所述；Dummy指代虚拟变量，如果i属于停牌日样本则取1，如i,

41、tii果属于对应的非停牌日样本则取0；ln（Volm）表示深成指数成分股在对应期间内的交易量的对数；Ret”，表示深成指数在对应期间内的对数收益率的绝对值；RV表示交易日样本i在ti,t第t个期间内的已经实现波动率；U为随机误差项7。i,t使用带有怀特异方差调整的最小二乘法对上式进行回归，其结果表3所示事实上，在第0期我们是无法计算已经实现波动率，此时我们用该期间内股票的价格变化率（即复牌收益率的绝对值）代替已实现波动率。为了简洁，本文在报告回归结果时只列出了有关虚拟变量系数的回归结果，以及t值和调整后的R方。其它变量的回归结果，如有需要，请与作者联系。表3停牌对换手率的影响样本选取交易期间全

42、样本例行停牌警示性停牌虚拟变量系数估计值调整的R方虚拟变量系数估计值调整的R方虚拟变量系数估计值调整的R方4.4E-04*2.7E-04*9.7E-04*-40.080.080.08（7.92）(5.25)(6.11)-34.6E-04*0.073.2E-04*0.079.5E-04*0.07（6.85）(5.87)(4.29)-25.4E-04*0.054.0E-04*0.051.0E-03*0.06(9.46)(7.18)(6.40)6.9E-04*6.6E-04*8.0E-04*-10.040.040.04(10.26)(9.21)(5.02)-1.7E-02*-1.7E-02*-1.4

43、E-02*01(-87.44)(-80.25)(-34.02)6.4E-03*5.2E-03*1.1E-02*10.150.090.23(28.92)(25.02)(16.63)22.6E-03*0.082.1E-03*0.074.3E-03*0.10(25.26)(21.71)(14.95)31.6E-03*0.061.3E-03*0.062.3E-03*0.06(19.69)(16.54)(11.52)1.1E-03*9.2E-04*1.8E-03*40.060.060.07(17.77)(14.52)(10.89)注：括号中是对应统计量的T值，*表示在1%水平下显著

44、。从表3中的结果可知，在控制了市场行情、公司规模和价格波动的情况下，第0期虚拟变量系数的估计值是显著为负的而在其它期则全部显著为正，这与图1-图3中的结果完全一致。上述结果表明，股票在停牌期间中止了一切交易，而投资者参与复牌集合竞价的积极性并不高。为了实现其交易需求，投资者更倾向于在停牌前后进行交易，这导致停牌前后的换手率较高。与停牌前相比，股票复牌后的换手率显然更高，这说明投资者更愿意在复牌价格揭示之后进行交易。也就是说，投资者并没有在停牌期间完全消化信息，他们在停牌前后对股票价格的意见分歧较大，这导致这些时段内换手率较高。从样本选取来看，上述结果对例行停牌和警示性停牌均成立，并不因为样本的

45、不同表现出不同的结果。停牌对深度的影响本文第三节考察了停牌对深度的影响，结果发现停牌前后股票的深度会明显增加。这种变化可能会受到市场行情、交易量、波动性等其它因素的影响。为了进一步考察深度的变化是否是由停牌机制本身所引起，我们通过建立带有虚拟变量的回归模型进行分析。Brockman&Chung（1999）23的研究表明：成交量的大小和价格水平的高低与市场流动性密切相关。一般来说，交易量越大，市场越活跃，交易者调整其交易策略就越容易，需要支付的交易成本就越小；而价格水平的高低直接影响到交易者可供成交的股票数量，影响其交易成本。此外，个股的交易还受到市场因素（指数变化、市场交易量）的影响。基于以上

46、因素的影响，在参考杨朝军等（2002）24和Boehmer（2005）25模型的基础上，我们建立如下模型：Depth=a+0Dummy+yln(Volm)+yRetm+yln(Vol)+yln(p)+yRv+u(6)i,ti1t2t3i,t4i5i,ti,t其中，Depth表示样本i在t个期间内的平均深度；ln（Vol）表示交易日样本i在第t个期间i,ti,t内的股票交易量的对数；in）表示停牌日样本i在t个期间内的平均成交价的对数9；Dummy、ln(Volm)、itRetm|和Rv的定义与（5）式相冋。ti,t将数据带入，采用带有怀特调整的最小二乘法进行回归，最终结果如表4所述。表4停牌对

47、平均深度的影响交易期间样本选取全样本例行停牌警示性停牌虚拟变量系数估计值调整的R方虚拟变量系数估计值调整的R方虚拟变量系数估计值调整的R方8.8E-04*6.6E-053.3E-03*-40.020.020.06(8.20)(1.63)(8.23)-38.2E-04*0.028.6E-05*0.023.0E-03*0.05(8.37)(2.04)(8.27)-28.4E-04*0.039.6E-05*0.023.0E-03*0.06(8.47)(2.32)(8.26)-19.1E-04*0.031.0E-04*0.023.2E-03*0.06(8.43)(2.57)(8.09)8.0E-04*

48、3.7E-04*2.2E-03*10.010.0040.02(7.28)(4.54)(5.89)1.1E-03*6.0E-04*2.6E-03*20.020.010.03(8.88)(6.09)(6.69)31.1E-03*0.025.8E-04*0.012.6E-03*0.03(9.00)(6.08)(6.82)41.1E-03*0.026.0E-04*0.012.8E-03*0.03(9.27)(6.22)(7.02)注：括号中是对应统计量的T值，*和*分别表示在1%和5%水平下显著。从表4中全样本的结果我们可以发现，在控制了部分其它因素的情况下，虚拟变量系数的估计值全部都是显著的，说明停

49、牌对股票深度的影响是明显的。从系数估计值的符号来看，凡是经历停牌的股票，在停牌前和复牌后，限价订单薄上的深度都显著高于非停牌日水平。结合前面基于换手率的结果来看，停牌导致投资者倾向于提前或者推迟其流动性需求，这间接说明停牌期间股价的不确定程度较高，投资者不敢在复牌时刻实现其交易需求，这与廖静9这里不直接使用平均价格P主要是因为价格序列往往不平稳也不符合正态分布，而对数价格ln（P）则是ii平稳的且可以假设为正态分布。事实上，我们也使用p作为控制变量，但是对模型（6）的回归结果并无i明显影响。池等（2009）的结果一致。除此以外，我们还分例行停牌和警示性停牌两个子样本考察了停牌对深度的影响，结果

50、与全样本类似。除此以外，我们还发现，对例行停牌而言，停牌前的深度尽管比非停牌日更高，但是这种差异却小于警示性停牌。造成上述结果的原因在于，例行停牌发布的消息往往比较常规、容易预期（如业绩预告、股东大会等），而警示性停牌发布的信息往往更加突然、影响更大，这使得投资者对两种停牌的预期产生了差异，进而导致上述两个子样本对应的交易行为有所差异。停牌对相对价差的影响与深度类似，前文在没有剔除其它因素的情况下考察了停牌对平均相对价差的影响。为了更进一步研究这种影响是否由停牌制度本身影响，我们通过建立带有虚拟变量的回归对此进行分析。考虑到相对价差也是流动性指标之一，因此我们直接使用第t个期间内的平均相对价差

51、代替（6）式中的dpt，最终结果如表5所示。i,t表5停牌对平均相对价差的影响交易期间样本选取全样本例行停牌警示性停牌虚拟变量系数估计值调整的R方虚拟变量系数估计值调整的R方虚拟变量系数估计值调整的R方-4-1.2E-04*0.275.1E-060.28-5.6E-04*0.28(-3.79)(0.19)(-6.10)-3-1.3E-04*0.27-1.7E-050.28-5.4E-04*0.28(-4.16)(-0.63)(-5.71)-1.5E-04*-1.3E-05-6.4E-04*-20.280.290.28(-5.14)(-0.53)(-7.33)-1.6E-04*-6.4E-06-

52、6.8E-04*-10.290.300.29(-5.32)(-0.25)(-7.51)11.0E-03*0.209.3E-04*0.201.5E-03*0.20(21.53)(18.25)(13.64)21.8E-04*0.201.2E-04*0.213.4E-04*0.21(4.47)(2.92)(3.52)7.5E-05*4.7E-051.1E-042(1.95)(1.18)(1.16)1.2E-05-2.0E-055.1E-051(0.28)(-0.46)(0.51)注：括号中是对应统计量的T值，*和*分别表示在1%和10%水平下显著。表5

53、中关于全样本的结果显示，在控制住部分其它因素的情况下，停牌会导致停牌前的相对价差较低、复牌后的价差更高，并且上述结果基本是显著的。结合前述换手率和深度的结果来看，停牌更多地是改变了投资者的交易意愿，促使他们在停牌前后为市场提供流动性（甚至这种流动性间接降低了停牌前的交易成本）；然而，停牌并没有使得信息充分释放，它不仅没有降低股票的交易成本，反而使之在复牌后增大，而流动性也同时降低。从两个子样本的情况来，结果与全样本类似。有所差异之处在于，在警示性停牌以前，股票的相对价差显著低于非停牌日平均水平，而例行停牌前这种差异不明显。这可能是由于例行停牌公布的消息往往更加常规、更能预期，对市场的冲击也更小

54、，而警示性停牌往往较为突然、影响较大。实际上，对于某些警示性停牌（如异常波动停牌）而言，由于投资者根据市场情况能够预期第2天股票会发生停牌，因此在停牌前实现其流动性需求的意愿较强，这也间接为市场提供了流动性。另外，从复牌后的情况来看，虚拟变量的估计值及其显著性均呈现出明显的衰减趋势。这说明，随着交易的进行，停牌带来的影响在逐渐减弱。停牌对流动性比率的影响与前文通过回归考察深度和相对价差类似，我们用流动性比率替代平均深度，通过（5）式剔除其它因素的影响，考察停牌对流动性比率的影响。将数据带入后，最终得到表6。表6停牌对流动性比率的影响交易期间样本选取全样本例行停牌警示性停牌虚拟变量系数估计值调整

55、的R方虚拟变量系数估计值调整的R方虚拟变量系数估计值调整的R方-3.5E-031.5E-03-2.2E-02*-40.080.080.10(-1.59)(0.66)(-4.33)-6.4E-03*-1.3E-03-2.6E-02*-30.090.090.11(-3.28)(-0.69)(-4.85)-4.0E-03*1.3E-03-2.4E-02*-20.090.090.11(-2.00)(0.70)(-4.33)-1-5.9E-03*0.112.7E-030.11-3.5E-02*0.13(-2.69)(1.35)(-5.53)18.8E-02*0.088.0E-02*0.081.2E-01

56、*0.07(20.27)(15.82)(17.45)2.0E-02*1.7E-02*3.1E-02*20.050.050.05(7.34)(5.39)(5.80)1.3E-02*9.7E-03*2.3E-02*30.040.040.05(5.65)(3.78)(4.12)46.8E-03*0.042.2E-030.041.7E-02*0.04(3.08)(1.03)(2.78)注：括号中是对应统计量的T值，*和*分别表示在1%和5%水平下显著。从表6我们可以看到，虚拟变量系数的估计值在停牌前几乎都是为负的（其中例行停牌子样本有部分为正，但是均不显著），在复牌后则全部为正且几乎全部高度显著，这与

57、图10-12的结果完全一致。上述结果意味着，停牌前市场的流动性更好，交易量对价格的冲击更小，而复牌后市场的流动性降低，价格受交易量的冲击更大。这说明，投资者往往会在停牌前实现其流动性需求，以规避停牌带来的不确定性。另外，我们也分两个子样本进行考察，结果发现例行停牌对停牌前流动性比率的影响较小。这可能是由于警示性停牌所涉及停牌事项更为敏感，投资者对该类型停牌的反应更加强烈。综合本节内容来看，停牌使得投资者更愿意在停牌前和复牌后的一段时间内实现其交易需求，进而促使这些时间段内市场的换手率和深度增加。然而，停牌带来的影响并不是在所有交易期间内完全一致：在停牌前，股票的相对价差和流动性比率均低于非停牌

58、日水平；而在复牌后，相对价差和交易成本则同时增大，而此时价格受交易量冲击也非常显著。从上述结果可以看出，出于对停牌的预期以及对停牌期间不确定性的恐惧，投资者更愿意在停牌前提供流动性，这使得停牌前四个流动性指标一致优于非停牌日停牌水平。而在复牌后，公告信息显然没有随着停牌的完成而全部释放，投资者参与复牌集合竞价交易的积极性较差，他们在停牌期间累积的流动性需求均推迟到复牌后实现，这样导致复牌后的换手率和深度增加。然而，正因为停牌没有完全释放信息，复牌后对于价格的认识偏差依然存在甚至比非停牌日更高，这样使得复牌后的相对价差增大、流动性比率增加。尽管这种差异随着交易的进行在不断弱化，但是至少在复牌后的

59、一小时内，这种差异仍然存在。总体来看，中国股票市场的停牌制度是缺乏效率的，停牌不仅中断了正常的市场交易，改变了投资者原有的交易需求，同时还人为地增加了复牌后的交易成本，降低了市场的流动性。六、结论自1998年开始执行停牌以来，中国股票市场的停牌制度改革已经走过了10个年头，停牌制度的设计越来越倾向与境外成熟市场接轨。然而，一直以来我国股市停牌制度的改革主要是参考境外成熟市场的机制设计，国内学术界对停牌制度特征及其实施效果缺乏全面和深入的认识，很难同实际情况联系起来，更不用说通过理论和实证研究指导停牌制度的改革。停牌究竟给市场和投资者带来什么样的影响？这点十分值得我们去研究。为此，本文基于深圳A

60、股市场2006年的停牌数据，通过构造与停牌日样本对应的非停牌日样本，研究了停牌对投资者行为和市场流动性带来的影响。研究结果表明，在停牌前，投资者交易行为更为活跃，市场的流动性显著高于非停牌日同期水平，同时交易成本更低，；在复牌期间，投资者参与交易的意愿较差，参与复牌集合竞价的积极性弱于非停牌日水平；而在复牌后，尽管投资者的投资意愿非常强烈，但是此时的交易成本显著高于平时，而市场的流动性比率也显著增大。综合上述结果，我们可以认为，停牌对信息的释放作用比较有限，投资者通过停牌之后对股票价值的认识仍然模糊，这导致其参与复牌交易的积极性降低；同时，上述不确定性也导致投资者提前或推迟交易，以规避停牌带来