中国股票收益的非流动性补偿(doc 13)

1、耙中国股票收益的盎非流动性补偿吧吴文锋爸1半 芮萌阿2爱 拌陈工孟哀2艾（1、上海交通艾大学管理学院 搬 2、香港理工奥大学会计学系）安通信地址：上海澳市法华镇路53暗5号佰 扳 上海交大爸管理学院爸 拔 吴文锋（收）暗邮编：2000霸52霸电话：皑(021)62艾932590-肮8616案，136218敖27752版传真：岸(021)62板93-败3664安email: 叭wfwusj扮.盎cn把本文受国家自然百科学基金熬(爸7020200爱5八)班的资助，作者感傲谢跋“半第二翱届跋中国青年经济学氨者论坛澳”芭与会者、两位匿班名审稿人和责任伴编辑芭提出傲的熬修改意见，当然伴文责自负靶。拜邮寄

2、地址：北京阿市建国门内大街颁5号中国社会科板学院世界经济与颁政治研究所疤世界经济编巴辑部搬邮编：1007岸32胺电话：（010奥）案6513774败4-5790 绊 背传真：办6513774敖4-5790般email: HYPERLINK mailto:jwe 拌jweiwe澳p.cass.佰百投稿日期：柏2002/巴11癌/9澳中国股票收益的碍非流动性补偿氨内容提要：岸传统资产定价模暗型认为，股票高安收益仅仅是用于办补偿高风险，而斑忽略了非流动性笆交易成本等其他败重要因素。市场岸微观结构理论重盎新考虑非流动性柏问题，提出了收罢益的背“鞍非流动性补偿靶”扳假设。本文检验颁了中国股票市场稗的爸“

3、绊风险补偿捌”扳和艾“霸非流动性补偿瓣”哀假设，发现癌“把风险补偿肮”艾假设不成立；而案相反，结果支持败了拜“班非流动性补偿伴”半假设。这说明中扮国市场中非流动蔼性交易成本在股叭票定价中起着更霸重要的作用。另耙外，分析不同流办动性的股票对市奥场非流动性变化安的反应还发现，袄产生隘“伴小公司效应按”艾的一个原因是由澳于小公司的非流巴动性效应更显著吧引起的。文中提唉出，管理层除了背通过降低印花税吧和下调佣金等措矮施降低直接交易氨成本外，更应该碍完善市场交易机盎制降低间接交易芭成本。傲关键词：氨非流动性肮 安资产定价模型 柏 小公司效应一、引言败在2001年1稗1月财政部调低耙证券交易印花税股、B股

4、交易印花税分别从、3统一降为。版后不久，200袄2年4月柏中国证监会、国蔼家计委、国家税肮务总局哀又疤联合发文，自5板月1日起绊下调哎证券佣金收取标癌准沪深两市的佣金分别从3.35和3.3075下调到最高不得超过3。搬。百这两项措施的目凹的都是通过直接唉降低证券交易成暗本，以期活跃市摆场，提高整个市邦场的流动性。事霸实上，流动性不捌仅是管理层维护跋市场繁荣的目标唉之一，而且，它败作为资产的一种按重要属性，也是扳投资者进行资产艾组合管理和投资八决策时考虑的首艾要目标之一。艾与实务界对它的靶重视相比，流动扮性在传统资产定柏价模型中却少有绊反映。为了强调鞍这一长期忽略的敖重要因素，近年疤来的市场微观

5、结柏构理论开始探讨般和研究流动性在澳资产定价理论中跋的地位和应用。疤Amihud 按and Men暗delson(癌1986)首次扮讨论了资产收益叭率与流动性的关瓣系，他们的理论鞍分析认为，资产绊收益率是交易成俺本的凸的增函数搬；使用买卖价差版作为流动性的度胺量方法，他们的白实证结果证实了暗“办非流动性补偿傲”碍假设哎哎股票的高收益不白仅是为了补偿它懊的高风险，也用拔于补偿它的高非熬流动性。碍“搬非流动性补偿搬”凹假设可以说是对按资产定价理论的盎进一步修正和完熬善。在传统资产疤定价理论中，碍“奥收益俺”扳仅仅是和坝“扳风险碍”哀联系在一起传统资产定价模型认为，股票的高收益仅仅是为了补偿它的高风

6、险价格的高度不确定性。安，但人们又无法邦解释为什么具有跋同样风险的两只百股票，投资者倾唉向于选择流动性靶好的那只？实际板上，一个重要的芭因素安靶交易成本被忽略皑了。类似于扮“昂风险厌恶癌”坝的基本假设，投版资者同样具有矮“办流动性偏好鞍”摆心理。投资者喜扮欢流动性好的资扒产，这样他可在氨需要时快速和低暗成本地兑现资产隘。所以当资产的柏非流动性偏大时癌，他也需要更高白的预期收益率来霸补偿高非流动性罢。这种非流动性胺补偿所对应的成熬本就是一种间接搬交易成本。坝从非流动性成本板角度也有助于理敖解为什么股票的拜收益要高于短期笆国债。因为，与稗短期国债相比，办股票不仅更有风安险，而且非流动霸性也更高。首

7、先案，股票交易的价肮差和直接交易费熬用都要高于短期拔国债。而且，国班债的交易规模也暗更大，投资者可俺以进行一笔规模爸很大的国债交易芭而对国债价格不坝产生影响，但规叭模稍微大一点的搬股票交易就会影鞍响股价。这说明懊股票的非流动性白成本更高。这些岸都隐含着，股价伴收益率超出国债扳收益率部分的超扒额收益率不仅用暗于补偿股票的高搬风险，也用于补般偿股票的高非流按动性。鞍在Amihud鞍 and Me白ndelson靶(1986)提盎出版“霸非流动性补偿搬”耙假设后，有关使稗用流动性解释股凹票收益的研究便蔼大量展开了。E把leswara颁pu and 肮Reingan把um(1993把)使用1961拌-

8、1990年美凹国股市数据重新搬检验盎“八非流动性补偿八”吧假设，他们的结拌论发现，资产收跋益率和买卖价差搬之间的正相关关唉系主要限定于一拜月份的数据。B疤rennan 拔and Sub昂rahmany叭am(1996袄)把交易成本分哎为固定成本和可笆变成本两部分，埃研究结果显示收碍益和可变成本之疤间存在相关关系半，而和固定成本稗之间没有关系。按Datar, 阿Naik an皑d Radcl啊iffe(19霸98)则使用换拌手率作为流动性伴的度量方法，检霸验结果也支持了靶“埃非流动性补偿袄”办假设。Amih疤ud(2002俺)又重新从横截暗面角度进行了检摆验，他发现资产百收益率与非流动拜性之间的

9、正相关版关系不仅在时间搬序列上成立，在懊横截面上也成立哎。哎在中国这个相对背显得不成熟的市绊场上，研究非流暗动性成本对股票哎定价的影响，也白许会引发新的思案考和兴趣。一方柏面，中国市场与拌西方成熟市场存碍在完全不同的背安景环境，特别是般大部分的实证研熬究都证实传统的肮资产定价模型不败适合于中国市场许多的实证研究都证实了CAPM模型不适合于中国股票市场，比如马静如（2001）等。百。整个市场的规拜模较小 截至2001年12月底，中国股市的总流通市值为14423亿元，仅为GDP总值的15%。矮，证券市场制度哀处于不断完善过摆程，政府对市场稗的干预过多，机叭构投资者的数量凹和规模太小等，盎这些原因造

10、成中扳国市场与传统资肮产定价模型严格暗的前提条件有较瓣大出入。从投资傲者角度考虑，价半格波动的瓣“班风险补偿邦”翱不能解释股票收稗益的原因在于许鞍多股价波动是由安于政府外部干预奥、庄家炒作等原疤因引起的，而不坝是投资者进行风跋险规避的结果。办另一方面，在中拌国股市不仅交易捌印花税、佣金等疤直接的交易成本叭较高，而且涨跌佰幅度限制、缺乏肮做空机制等市场癌制度也造成了很跋高的非流动性成般本。这些都使得扒研究中国股市中搬非流动性成本对耙股票收益的影响挨就显得更有意义般。澳本文对中国股票叭市场的非流动性霸与股价收益率之傲间的关系进行了疤横截面相关检验板，并分析了市场隘非流动性变化对傲股票收益的影响蔼及

11、不同流动性股安票的市场非流动罢性效应。文章的懊结构如下，第二挨部分描述了变量爱和使用的样本数隘据，第三部分设扮计了实证检验的巴假设，给出了结啊果，并进行分析坝，第四部分对结霸论进行了总结。二、变量和数据啊（一）非流动性捌的度量方法矮流动性是一个很懊难刻画的概念（吧Amihud,叭 2002）。埃它不能被直接观背测，而且由于包隘括许多方面而无半法简单使用一种暗方法来刻画。一跋般说来，一种资八产流动性好是指版它能按照当前的拔市场价格很快而哀且以很低的成本哀买卖。非流动性蔼是一种间接交易懊成本，它反映了凹交易指令对价格敖的影响。象交易巴佣金、印花税等按直接的交易成本拔容易度量，但包坝括买卖价差、交百

12、易指令对价格的挨影响成本和延迟拜交易成本等非流跋动性成本就很难矮度量。鞍Kyle(19鞍85)提出了度疤量流动性的三个佰指标：紧性、深跋度和弹性。Am办ihud an唉d Mende安lson(19板86)和Ele绊swarapu稗(1997)则般使用买卖价差来捌度量流动性。流稗动性的另一个度唉量指标是换手率绊，Amihud稗 and Me颁ndelson皑(1986)认隘为换手率与非流捌动性成本负相关八，Atkins捌 and Dy颁l(1997)斑发现价差与换手奥率倒数之间（衡吧量持有期）存在霸正相关关系。这拔些流动性和非流疤动性指标都是从芭实证角度描述了把流动性的一个不霸同方面。巴 捌本

13、文采用Ami板hud(200斑2)的方法度量扮非流动性，定义办为日收益率的绝靶对值与日成交金懊额的比率：（1）敖其中：白为第i个股票t叭日的日收益率，扳为第i个股票t班日的成交金额。霸这个比率即为每霸单位成交金额所澳引起的价格变化笆，它反映了买卖按指令规模对价格艾的影响。它与K哀yle(198败5)的定义是一稗致的。而且，它挨避免了Kyle唉的指标对高频数阿据的依赖，从而稗可以作长时期的霸时间序列研究。败另一方面，Am阿ihud（20扒02）的研究表懊明，ILLIQ板与从市场微观结肮构高频数据给出懊的非流动性定义搬是正相关的。B拌rennan 败and Sub哎rahmany扳am(1996氨

14、)使用日内交易跋和价差数据度量癌非流动性，一个背是价格影响指标办：Kyle(1艾985)的跋，另一个是相对埃于买卖价差的固盎定费用指标岸。通过与这两个肮指标进行回归，哎他们发现ILL般IQ指标与疤和跋都正相关。皑在横截面研究中袄我们使用月平均蔼非流动性指标I斑LLIQ斑iy疤：（2）搬其中：D阿iy版为第i个股票y叭月的交易天数。百（二）实证检验摆的变量柏（1）非流动性斑变量靶单个股票的非流哀动性指标ILL败IQ扳iy懊使用式（2）计颁算，整个市场的傲非流动性指标则暗取所有股票的平隘均值AILLI半Q爱y败：（3）靶其中：D扮y巴为第y月的股票阿个数。由于随着班时间的改变，各按个月的非流动性斑

15、变化很大，所以笆在横截面回归检胺验模型的估计中巴，我们使用经过袄均值调整的非流白动性指标ILL岸IQMA伴iy板：（4）（2）风险变量奥我们使用BET碍A奥iy盎作为系统风险的把度量指标。BE拔TA俺iy斑的计算方法如下挨：在每一个y月埃，股票按照市值办排序，分成10癌个证券组合。然扮后，按照组合中靶所有股票收益率安等权平均计算各暗个组合的日收益瓣率R艾pt白，即第p个组合癌在t日的收益率癌。最后，按照市挨场模型来估计各昂个组合的BET啊A鞍py柏值：（5）拜其中：RM胺t爸为等权平均计算耙的市场组合收益白率，BETA盎py矮为用Schol败es and 矮William俺s(1977)败估计

16、出的斜率系叭数，无风险利率埃R奥ft扳为三个月期存款俺年利率的日收益艾率值。回归区间班为y月月底前的熬一年期间。各个把股票的BETA瓣值为其所在的股敖票组合的BET叭A值BETA伴py Fama and French(1992)也使用类似的方法估计BETA值，他们发现用组合的方法估计BETA值比逐个股票进行市场组合回归要精确一些。岸。败股票的总风险为斑变量SDRET颁iy霸，即为日收益率啊的标准差（乘以稗100）。根据隘Levy(19鞍78)和Mer般ton(198耙7)的研究，总碍风险SDRET跋iy板也考虑在股票定皑价因素中是因为埃投资者的组合总罢是受到限制，因拜而不可能完全分邦散化。（3

17、）股票规模挨 股票规稗模SIZE（市柏值）也与流动性般有关。因为市值半越大，它的价差靶会越小，每个单氨位买卖指令对价俺格的影响也越小坝。而且，股票的佰预期收益率也与搬规模负相关（B胺anz, 19拔81；Rein捌ganum, 盎1981；Fa捌ma and 案French,啊 1992等）靶。在横截面回归矮时，规模SIZ板E取对数。（4）其他变量案在实证时，我们耙还考虑股利变量白DIVYLD鞍iy捌，它等于y月分绊配的股利与月底碍股价的比率。因碍为，Reddi班ng版扮s扒（19扒7败9敖7）认为高股利哎分配的股票风险巴要低一些，所以罢DIVYLD傲iy岸可能与预期收益俺率存在负相关关敖系。

18、（三）样本数据熬样本时期为从1邦993年6月到懊2001年12哎月，一共103奥个月。数据为所败有在上海和深圳般证券交易所上市盎而且这段时期有班交易的股票，去扳掉ILLIQ蔼iy胺在分布两端1%拌的股票 这是为了消除分布两端的异常数据可能造成的影响。坝。数据来源自香跋港理工大学中国盎会计与金融研究扮中心和深圳国泰吧安信息技术有限柏公司合作开发的阿中国股票市场研艾究数据库（CS班MAR）。先按哎照月份计算每个爱月各个股票的变绊量值，求得10绊3个月的每月变鞍量均值，而后对扮这103个月的盎均值进行统计，案得到表1。唉表奥1 皑各个变量的基本吧统计表巴变量皑均值叭标准差佰中位数凹偏度捌最小值扮最大

19、值拌I佰LLIQ鞍0.8018奥0.5717败0.6730扳1.8238哀0.1205癌2.8443白SIZE(RM八B000)氨2,446,2般49.35八3,066,9笆96.80拔2,453,4笆97.08胺4.5680吧799,587碍.12白4,779,2柏16.64肮DIVYLD爱12.2868埃13.7579凹6.9066稗1.6482拔2.7672拔43.1818罢SDRET皑3.0988把0.8677矮2.7008柏1.1215佰1.5048板11.6740芭注：笆变量DIVYL瓣D的单位为万分半之一。哀三、实证检验和跋结果白（一）非流动性白和股价收益率的隘横截面回归版1、横

20、截面检验盎模型扳检验的过程采用熬Fama an搬d Frenc暗h(1973)案的横截面回归方隘法：（6）伴其中：耙为第i股票第y奥月的收益率；哀为股票i的第j摆个相关因素（比伴如，非流动性指八标，风险系数B懊eta值，市值挨规模等），它使啊用的在y月初投叭资者已获取的第捌y-1月的数据叭；系数袄衡量这些因素的胺影响程度。隘表唉 2 傲 股票收益率与办非流动性及其他懊变量的横截面回岸归结果靶变量岸所有样本扳除1月份之外的拔样本佰1993-19笆97奥1998-20胺01八所有样本邦除1月份之外的背样本摆1993-19傲97笆1998-20埃01跋Constan氨t般-0.0354拜-0.026

21、5鞍-0.0456懊-0.0234摆0.1863爱0.1997哀0.1987邦0.1717吧(-2.265暗5)澳(-1.441懊8)柏(-1.656哀6)稗(-2.201吧3)伴(2.9971爸)柏(2.7388肮)邦(1.8093盎)袄(4.0137办)版BETA耙0.0020挨0.0016熬-0.0018敖0.0065颁-0.0073八-0.0143矮-0.0182版0.0053案(0.3271阿)疤(0.2300瓣)板(-0.158奥2)叭(2.3900皑)岸(-0.751般2)般(-1.268俺0)芭(-1.017邦7)捌(1.9429胺)耙ILLIQMA哎0.0317癌0.0352

22、安0.0487叭0.0118暗0.0298颁0.0334搬0.0473斑0.0092癌(2.2412巴)百(2.0851矮)袄(1.8729把)肮(4.4883邦)哎(1.9933拔)拔(1.8697傲)按(1.7199俺)氨(3.7088哎)氨LNSIZE扒-0.0149柏-0.0153摆-0.0174巴-0.0118碍(-4.284拌4)扮(-3.838败0)斑(-2.887摆9)伴(-4.526奥2)熬SDRET拜-0.0024懊0.0002蔼0.0013拜-0.0067拜(-0.363板8)斑(0.0194绊)板(0.1099俺)八(-2.718暗6)傲DIVYLD傲-0.0003扮-

23、0.0004版1袄-0.0007搬0.00009啊(-0.961哎9)稗(-1.015案1)皑(-1.094艾7)罢(1.0688俺)瓣注：鞍括号内的值为T昂检验值。2、检验结果扒按照回归模型式吧（6），对各个般月（103个月敖）进行横截面回俺归，一共103袄次回归，产生了版103组系数k捌jy癌，对这103组蔼系数求均值，并奥进行了均值为零板的T检验，结果唉见表2。由于一背些研究（Kei翱m, 1983凹；Tinic 拔and Wes鞍t, 1986绊；Eleswa霸rapu an肮d Reing傲anum, 1肮993等）发现板，由于拌“办一月效应柏”暗的影响，去掉一把月份之后，BE澳TA

24、值、规模等爱因素可能变得不哎显著，所以还给阿出了去掉一月份扒之后的统计和检瓣验值。另外，为懊了检验回归结果靶的时间上的平稳伴性，我们把样本白时期分为两个阶俺段，一个阶段从疤1993年6月靶到1997年1耙2月（55个月斑）；另一个从1蔼998年1月到拔2001年12绊月（48个月）啊，分别对这两个癌阶段进行了统计矮和检验。耙表2的结果支持碍了中国股票市场傲的瓣“哎非流动性补偿暗”凹假设。整个样本扒时期的非流动性岸指标的均值为0拌.0317，T胺检验值为2.2氨412，显著不捌等于零。另外，暗去掉一月份数据爸后，非流动性效啊应仍然是正的。肮分阶段的ILL颁IQMA也都为吧正值，且T检验捌显著，特

25、别是第埃二阶段，从19暗98年至200碍1年期间，显著拔性大为增强。隘从BETA值的唉检验系数看，在白中国股票市场，八系统风险BET扳A值与收益率的皑相关性不显著。爱在整个样本时期柏，T检验值仅为扒0.3271，摆无法拒绝零假设伴。去掉一月份的班检验和1993埃年到1997年疤的检验也都是不摆显著的。仅有1肮998年到20翱01年阶段BE艾TA值对股价收凹益率有正相关关哎系。案在加入规模SI爸ZE、总风险S俺DRET和股利矮比率DIVYL胺D等变量后，非啊流动性ILLI捌QMA的系数仍熬然为显著的正值矮，进一步证实了邦非流动性与股价坝收益率正相关的背假设。从表2中爱还可以看出，股巴票规模对收益

26、率芭的影响是负的，拔这与其他研究者啊的结论是一致的佰。变量总风险S蔼DRET和股利邦比率DIVYL隘D不显著，即它扮们对收益率没有坝统计意义上的显碍著影响。昂（二）市场非流拔动性变化对股价傲超额收益率的影疤响澳前面的实证结果八表明，股价收益拌率与非流动性之巴间存在横截面正巴相关关系。这说澳明，被传统资产办定价模型所忽视胺的非流动性交易矮成本因素是影响吧资产定价的一个瓣重要因素。投资背者并没有忽略资瓣产的非流动性因盎素，而是通过对斑市场非流动性的跋预期来调整预期案收益率，从而影扳响股价。如果投唉资者预期到更高傲的非流动性，那爸么他们将把股价巴定得更低以希望爱得到更高的预期埃收益率，以补偿扳非流动

27、性的增加肮。Amihud半 and 碍, 败Mendels傲on疤 and 巴Wood坝(1990)在靶研究1987年绊10月美国股市瓣崩盘时认为，当哎时的股市崩盘过稗程实际上分为两爸个阶段，第一个唉阶段是在崩盘前芭，市场无法提供绊必需的流动性来鞍减少大笔卖单对唉价格的影响，股扒价受到大笔卖单巴的影响而大幅下敖跌；第二个阶段盎则是由于市场流澳动性的大幅下降八，投资者预期市背场非流动性将大隘幅增加，因此提袄高预期收益率来办补偿整个市场非澳流动性的增加，傲所以股价再次大芭幅下跌。他们的绊研究还发现，不凹同流动性的股票按的下跌幅度也是吧不同的，流动性奥越好的股票，其暗下跌幅度越小。叭现在考虑整个市班

28、场非流动性变化百对股价超额收益鞍率的影响，即当俺预期市场非流动皑性与实际市场非扳流动性不一致时蔼，股价收益率会耙有什么变化。我蔼们把实际市场非暗流动性与预期市佰场非流动性的差扒称为未预期到的鞍市场非流动性，芭同样把实际收益胺率与预期收益率挨之差称为未预期坝到的收益率。如霸果当年的未预期罢到的非流动性大耙于零，即实际的艾非流动性大于预捌期的非流动性，扒则投资者将预期颁下一年的非流动背性增大。而预期挨非流动性增加会胺导致下一年的期耙望超额收益率的扮增加，因而当年芭年底（下一年年佰初）的股票价格哎就下跌。所以，袄当年的收益率下胺降，即未预期到稗的收益率为负值拔。因此，未预期耙到的非流动性对般同期未预

29、期到的昂股价收益率的影颁响是负面的。1、检验方法哀这里预期非流动柏性采用自回归模澳型估计，即假设伴投资者使用前一啊个月的信息来预叭测下个月的非流把动性，然后用这芭个预测值去设定按期望收益率。市版场非流动性假设瓣遵循下述过程：（7）皑其中：昂为y月市场非流胺动性，检验时采跋用自然对数形式鞍，爸和隘分别为系数，搬为残差值；可以翱预计懊。吧在第y月初，投暗资者根据第y-盎1月的信息决定捌这一月的预期非肮流动性拌： （8）拜然后，他们按照罢得到的预期非流拜动性再去设定这办一月的期望收益芭率：（9）袄其中：斑为第y月的市场白组合收益率，霸为第y月的无风罢险收益率。按根据前面的分析爸，未预期到的非隘流动性

30、对同期的挨未预期到的股价埃收益率的影响是胺负面的。记芭，其中稗表示没有未预期懊到的超额收益率爱，则：（10）霸合并式（9）和案式（10）为：（11）扒其中：奥，把，埃。这样，检验模奥型为：（12）拔检验假设为：埃 傲。2、检验结果哎检验结果见表3佰。市场非流动性笆变化对股价超额班收益率的影响主氨要体现在未预期阿到的市场非流动罢性变化对超额收案益率的影响上，暗即版其回归系数项搬的检验显著。而板前一个月的市场吧非流动性碍的系数项埃的T检验并不显岸著，这说明前一翱月的市场非流动矮性只影响前一月佰的股价收益率，稗而对当月的股价肮收益率没有影响挨，因为投资者已白通过预期当月的绊非流动性对股价疤预期收益率

31、进行背调整，所以它对凹实际的股价收益矮率就不产生影响拜。罢表 3 市场按非流动性变化对爱股价超额收益率盎的影响搬RM 熬半 Rf把规模组合的超额版收益率翱Constan疤t鞍-0.0086胺0.0197绊-0.0066芭-0.0140芭-0.0342胺-0.0183熬4傲(-0.581俺)按(1.123)捌(-0.420扳)扒(-0.887阿)板(-2.597败)昂(-1.018啊)邦0.0135敖0.03拌0.013唉0.01背-0.0068埃0.01675案9笆(1.092)鞍(2.268)扳(0.977)靶(0.427)凹(-0.704邦)暗(1.361)柏-0.1759碍-0.1869

32、氨-0.1501蔼-0.1469伴-0.1361瓣-0.1346懊46稗(-8.068懊)扮(-8.013稗)肮(-6.779笆)氨(-6.666把)隘(-7.513爱)搬(-6.475吧)巴0.401耙0.4119鞍0.3215捌0.3106矮0.3651案0.3066爸2.603懊2.435半2.653爱2.623芭2.466坝2.586耙注：括号中给出氨的为T检验值。拌（三）市场非流斑动性对不同流动哀性的股票收益率挨的影响靶市场非流动性的耙变化对不同流动伴性的股票的收益澳率影响是不同的背。当市场非流动碍性增加时，对投暗资者来说，一方爱面是非流动性出叭现未预期的增加扮，另一方面则会版预期非

33、流动性还背会增加。这里包凹含两方面的影响昂：佰（1）当预期市稗场非流动性还会昂增加时，对所有芭的股票而言，股捌价都会下跌而使肮预期收益率增加碍；唉（2）当非流动背性出现未预期的坝增加时，出现隘“芭流动性替代效应叭”把。即对流动性好邦的股票的需求增背加，而对流动性半差的股票的需求懊减少。哀流动性替代效应柏的出现，将使得啊流动性好的股票胺的需求增加，使扮得价格上升，预啊期收益率下降；傲而相反，流动性版差的股票的预期爱收益率增加。这阿样，对于低流动拜性的股票而言，拔两种影响的作用碍效果为同一个方拌向，且相互加强吧。但对于高流动霸性的股票而言，八这两种影响的作傲用方向相反而相靶互抵消。最后的败结果是，

34、流动性熬差的股票将表现疤出更明显的市场挨非流动性效应，吧即更强的未预期拜到的市场非流动奥性对收益率的负岸面影响。而对于笆流动性好的股票扒，这种市场非流办动性效应将会相百对减弱一些。颁如前所述，股票唉规模也是一个流巴动性指标，相对翱而言，规模大的鞍股票的流动性要唉好于规模小的股隘票。因此，我们摆按照股票规模把班整个市场的股票白分成10个组合哎，第1个组合的挨市值规模最小，耙第10个组合的癌规模最大。使用爸下面的模型检验氨市场非流动性对翱不同流动性的股啊票的收益率的影吧响：（13）暗其中：蔼为第i 个规模把股票组合的第y稗月的收益率，流白动性差的股票表肮现出更强的市场傲非流动性效应的扒假设为 采用

35、奇数1、3、5、7、9时结果类似。岸：办。笆检验结果见表3哀。从表中看出，跋检验结果与我们阿的假设一致，班未预期到的市场败非流动性碍的回归系数安值都小于零，且盎随着股票规模单把调增加。这结果氨说明，规模小的搬股票的市场非流邦动性效应要显著案强于规模大的股办票。小公司对市版场非流动性效应皑的具有更高的敏颁感性，使得小公版司具有更大的非八流动性风险，因板而它需要更大的氨非流动性补偿，氨所以从总体上看败，小公司的收益板要大于大公司，捌这也是产生盎“吧小公司效应扒”笆的一个原因。四、结论挨在传统的资产定邦价模型中，预期爸收益率与预期风矮险呈正相关关系碍，即收益是为了颁补偿风险的。市罢场微观结构理论跋重

36、新讨论被忽视凹的交易成本问题暗，提出了隘“坝非流动性补偿拌”斑假设。即相对于班国债的低收益，袄股票的高收益不凹仅是为了补偿股八票的高风险，也袄是为了补偿股票傲的高非流动性。唉本文采用199肮3年6月到20鞍01年12月的敖数据，并使用日隘收益率的绝对值澳与日成交金额的鞍比率作为非流动百性的度量方法，翱检验了中国股票案市场的收益率与氨非流动性的横截八面相关关系，分斑析了未预期到的吧市场非流动性对叭股价收益率的影扮响。哎横截面回归的结胺果显示，中国股凹票市场的收益率挨与风险Beta斑值、总风险收益办率标准差之间都办不呈现出相关关凹系，而与非流动艾性呈显著的正相把关关系。风险对柏收益率的解释作哀用不

37、明显，这与矮许多学者研究的摆在中国股票市场哎资本资产定价模把型不成立的结论翱相一致。而中国爸市场表现出更显颁著的阿“邦非流动性补偿懊”拜假设，这说明投耙资者更注重资产岸的流动性。这也拌可以解释相对于霸全球其他股市，罢中国股市的换手巴率更高的原因，唉因为投资者的持敖股时间更短。靶通过对未预期到班的市场非流动性案对股价收益率影翱响的分析，我们扒发现当市场非流岸动性发生了未预安期到的变化时，癌未预期到的市场柏非流动性对股价百收益率的影响是氨负面的。即市场瓣非流动性突然增佰加时，股价收益盎率将降低。而且扮，不同流动性的疤股票对市场非流袄动性的变化是不癌同的。相对于大俺盘股，小盘股对胺市场非流动性变伴化

38、的反应更强烈叭一些，小盘股的俺非流动性效应更氨明显一些。由于氨小盘股对市场非矮流动性的变化更爱敏感，非流动性八风险更大，所以扒需要得到更大的柏非流动性补偿，板这刚好解释了小般盘股收益率相对凹要高一些的百“暗小公司效应安”爸。挨鉴于阿“碍非流动性补偿耙”背在中国股票市场爸的显著性，管理芭层通过降低交易爱印花税和下调佣摆金来减少直接交肮易成本的做法有艾助于提高整个市捌场的流动性。另俺一方面，除了减按少直接交易成本背外，管理层更应唉该加强市场交易背机制的建设来减暗少市场的非流动班性成本，降低市盎场的间接交易成拌本。比如（1）敖合理设置最小报瓣价单位。目前中澳国市场的每股价按格从最低的3元办多到最高的

39、50扮元多，但最小报懊价单位都是0.拌01元，这可能搬导致不同价位股霸票的不同非流动扮性成本。（2）肮完善涨跌幅限制熬制度。文献（背1碍4耙2傲）的研究表明，绊不恰当的伴涨跌幅限制约束盎了流动性蔼。（3）采取合霸适的做空机制。爱许多研究表明，蔼限制做空降低了败市场信息效率，版增加了交易成本芭（百Diamond艾 半and Ver扒rechia八， 疤1987坝；埃Luttmer隘， 稗1996挨等绊）。参考文献吧马静如瓣(巴2001胺)俺：资本资产定蔼价模型与深圳股般票市场的实证研坝究，南开经按济研究，第2岸期：13-16盎上海交通大学金佰融工程研究中心般课题组艾(佰2002碍)巴：奥市场流动

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