流動(dòng)性、股票定價(jià)及時(shí)變性:來(lái)自我國(guó)滬深股市的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

楊 默，黃 峰

(西安交通大學(xué)經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院，陜西，西安，710061)

一、引 言

流動(dòng)性是市場(chǎng)的一切，它是資產(chǎn)在短期內(nèi)以合理價(jià)格成交的能力，沒(méi)有了流動(dòng)性也就沒(méi)有了市場(chǎng)，資產(chǎn)的流動(dòng)性好則意味著資產(chǎn)交易比較容易，從而資產(chǎn)價(jià)格也較穩(wěn)定，交易成本則較低。然而在現(xiàn)實(shí)中，流動(dòng)性具有無(wú)法預(yù)測(cè)的不確定性，因此，流動(dòng)性的不確定性(流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn))可能會(huì)影響到資產(chǎn)的定價(jià)。經(jīng)典的資本資產(chǎn)定價(jià)模型(如Sharpe、Lintner和 Mossin的 CAPM 模型，Rubinstein、Lucas和Breeden等人發(fā)展的基于消費(fèi)的資產(chǎn)定價(jià)模型)能夠從理論上解釋公司盈利基本面風(fēng)險(xiǎn)和風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)之間的關(guān)系，卻在實(shí)證數(shù)據(jù)上得不到經(jīng)驗(yàn)支持，很多股價(jià)現(xiàn)象無(wú)法用經(jīng)典資產(chǎn)定價(jià)模型解釋?zhuān)?－6］。典型的，如Debondt和Thaler等提出的股價(jià)過(guò)度反應(yīng)現(xiàn)象及 Mehra和 Prescott提出的等股票“溢價(jià)之謎”［7－8］，顯然，一定有其他的影響資產(chǎn)定價(jià)的因素被忽略了，而資產(chǎn)的流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)正是其中的一個(gè)重要因素。

為了描述流動(dòng)性對(duì)資產(chǎn)定價(jià)之影響，Acharya和Pedersen曾提出了一個(gè)經(jīng)流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)調(diào)整的CAPM模型，并解釋了流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)在資產(chǎn)定價(jià)中的作用機(jī)制［9］。但是他們的流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)理論模型存在理論缺陷，其中主要缺陷之一就是他們對(duì)證券持有期的外生化處理問(wèn)題，從而忽略了持有期限內(nèi)生性的事實(shí)。他們簡(jiǎn)單地假設(shè)投資者在第一期購(gòu)買(mǎi)證券，并在第二期將持有證券一次性賣(mài)出，這樣的處理高估了流動(dòng)性交易成本對(duì)投資者的影響。作為理性的經(jīng)濟(jì)人，投資者完全可以選擇對(duì)自己最有利的時(shí)機(jī)出售資產(chǎn)，當(dāng)市場(chǎng)的流動(dòng)性較差的時(shí)候，投資者可以選擇不交易以規(guī)避過(guò)高的交易成本，或者選擇耐心的逐筆分批出售的方式來(lái)降低市場(chǎng)流動(dòng)性枯竭所帶來(lái)的負(fù)面影響。當(dāng)然，這里并不是說(shuō)投資者就完全可以規(guī)避市場(chǎng)流動(dòng)性的影響，因?yàn)?，投資者總會(huì)遇到由于財(cái)富狀況波動(dòng)或者借貸能力受限而導(dǎo)致的現(xiàn)金需求壓力，從而使得資產(chǎn)變現(xiàn)的時(shí)間總帶有不可控和隨機(jī)的性質(zhì)［10－11］)。這就使得投資者對(duì)流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)的在乎和偏好程度很可能將取決于他的流動(dòng)性需求狀況。

正是由于Acharya和Pedersen沒(méi)有將投資者流動(dòng)性需求考慮進(jìn)去，他們的理論模型無(wú)法解釋市場(chǎng)流動(dòng)性水平及風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)的時(shí)變性現(xiàn)象［9］。但是流動(dòng)性水平及風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)的時(shí)變性卻是一個(gè)異常重要的問(wèn)題。對(duì)于投資者而言，從流動(dòng)性水平及風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)的時(shí)變性問(wèn)題中可以更加精確地識(shí)別影響股價(jià)的重要訊號(hào)，從而選擇適當(dāng)?shù)慕灰讜r(shí)機(jī)，而對(duì)監(jiān)管方而言，從流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)及水平的溢價(jià)的時(shí)變性問(wèn)題中亦可以找尋調(diào)節(jié)市場(chǎng)流動(dòng)性的重要手段，因此，對(duì)流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)的時(shí)變性問(wèn)題非常值得我們深入的探討。

為了彌補(bǔ)Acharya和Pedersen的不足，黃峰和楊朝軍、鄒小芃和黃峰等構(gòu)建了一個(gè)放松的二期迭代模型框架，發(fā)展一個(gè)新的基于流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)調(diào)整的資產(chǎn)定價(jià)(CAPM)模型［12－13］。該理論模型在投資者同質(zhì)的假設(shè)前提下，將內(nèi)生流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)以及投資者的內(nèi)生持有期限包括進(jìn)來(lái)，并提出了流動(dòng)性溢價(jià)會(huì)隨投資者未來(lái)流動(dòng)性需求的緊張程度而發(fā)生時(shí)變這一理論推斷。

但是至今為止，在國(guó)內(nèi)尚無(wú)文獻(xiàn)對(duì)流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)問(wèn)題進(jìn)行過(guò)實(shí)證檢驗(yàn)，而這正是本文要做的工作，在國(guó)內(nèi)，本文首次對(duì)流動(dòng)性溢價(jià)的時(shí)變性問(wèn)題進(jìn)行了實(shí)證研究，特別地，與國(guó)外學(xué)者的研究相比，本文發(fā)現(xiàn)貨幣供給量的變化對(duì)流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)具有顯著影響。

二、經(jīng)流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)調(diào)整的CAPM模型及待檢驗(yàn)命題

鄒小芃、黃峰等用一個(gè)簡(jiǎn)單的兩期迭代模型推導(dǎo)了流動(dòng)性溢價(jià)的時(shí)變性命題［13］。其基本思想如下:假設(shè)在第t期存在若干個(gè)完全同質(zhì)的投資者，市場(chǎng)上存在共j個(gè)股票。投資者通過(guò)優(yōu)化消費(fèi)投資行為實(shí)現(xiàn)自身的效用最大化。在第t期，投資者根據(jù)自己的初始稟賦決定消費(fèi)與投資的分配比例，而在第t+1期投資者則根據(jù)自己的流動(dòng)性需求狀況做出賣(mài)出證券的決定，投資者的目標(biāo)是要實(shí)現(xiàn)兩期效用的最大化。投資者的流動(dòng)性需求狀況分為緊張狀態(tài)和不緊張狀態(tài)，在上述兩種不同狀態(tài)下，投資者對(duì)股票流動(dòng)性的偏好和需要有所不同。在流動(dòng)性緊張的狀態(tài)下，投資者對(duì)流動(dòng)性有著特別的偏好，投資者流動(dòng)性越是緊張，投資者對(duì)股票流動(dòng)性的邊際效用越大，投資者對(duì)股票流動(dòng)性越是在乎，進(jìn)而導(dǎo)致了流動(dòng)性溢價(jià)的時(shí)變性(包括流動(dòng)性水平溢價(jià)的時(shí)變性和流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)的時(shí)變性)。

(一)理論模型的基本型態(tài)

鄒小芃和黃峰等對(duì)傳統(tǒng)的CAPM模型加入流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)的調(diào)整，構(gòu)造了一個(gè)流動(dòng)性溢價(jià)模型①詳細(xì)推導(dǎo)過(guò)程見(jiàn)鄒小芃、黃峰、楊朝軍:“流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)、投資者流動(dòng)性需求與資產(chǎn)定價(jià)”，《管理科學(xué)學(xué)報(bào)》，2009年第2期，這里僅列出基本型態(tài)，不再贅述。:

或者等價(jià)地表示為:

(1)式和(2)式中，rf為無(wú)風(fēng)險(xiǎn)利率;為股票j交易前毛回報(bào)率;It+1為狀態(tài)變量，當(dāng)It+1=1時(shí)，表示未來(lái)流動(dòng)性需求為緊張狀態(tài)，這里假設(shè)緊張狀態(tài)出現(xiàn)的概率為λt+1，而當(dāng)It+1=0時(shí)，表示未來(lái)流動(dòng)性需求為不緊張狀態(tài)，其發(fā)生概率為(1－λt+1);為股票j在t+1期流動(dòng)性緊張狀態(tài)下的非流動(dòng)性交易成本;用狀態(tài)變量與非流動(dòng)性交易成本的乘積It+1表示股票j在t+1期的非流動(dòng)性交易成本，顯然當(dāng)It+1=0時(shí)，It+1=0，而當(dāng)流動(dòng)性需求緊張(也即It+1=1)時(shí)，It+1為非零的正數(shù)為市場(chǎng)組合在t+1期的毛回報(bào)率;It+1則是市場(chǎng)組合在t+1期的非流動(dòng)性交易成本=E－－trf)為風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)。

公式(1)即是說(shuō)，股票j在t+1期的期望回報(bào)率由無(wú)風(fēng)險(xiǎn)利率rf和流動(dòng)性水平溢價(jià)以及風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)構(gòu)成。

其中股票j的流動(dòng)性水平溢價(jià)為Et()，股票j的風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)為是對(duì)股票系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)的測(cè)度。

公式(2)則是對(duì)公式(1)的具體分解，它將風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)分解為價(jià)格系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)和流動(dòng)性系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)。

其中covt()則是被經(jīng)典CAPM深刻討論的價(jià)格風(fēng)險(xiǎn)敏感度，是對(duì)單純的系統(tǒng)性?xún)r(jià)格風(fēng)險(xiǎn)的度量，在下文中我們用β1i來(lái)簡(jiǎn)化表示。而covt(It+1，被 稱(chēng)之為流動(dòng)性三個(gè)協(xié)方差，是對(duì)流動(dòng)性系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)的相關(guān)測(cè)度，為了簡(jiǎn)便起見(jiàn)，下文我們分別用和表示。

因此我們有以下待檢驗(yàn)命題:

投資者會(huì)對(duì)預(yù)期流動(dòng)性交易成本要求溢價(jià)補(bǔ)償，對(duì)單純的系統(tǒng)性?xún)r(jià)格風(fēng)險(xiǎn)要求風(fēng)險(xiǎn)補(bǔ)償，對(duì)投資凈收益中不可分散的流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)要求風(fēng)險(xiǎn)補(bǔ)償。

而且，從(1)和(2)式可知，流動(dòng)性水平及流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)的溢價(jià)受狀態(tài)變量It+1的影響，因此流動(dòng)性水平及風(fēng)險(xiǎn)的溢價(jià)會(huì)隨It+1的概率值的變化而具有時(shí)變性。λt+1越大，表示投資者未來(lái)流動(dòng)性需求緊張的可能性越大，變現(xiàn)其所持股票以補(bǔ)充流動(dòng)性的可能性越大，因而，股票流動(dòng)性水平及流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)的溢價(jià)應(yīng)該越大。

(二)實(shí)證檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷脑O(shè)計(jì)

為了集中分析流動(dòng)性水平及流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)的時(shí)變性問(wèn)題，并為了方便回歸檢驗(yàn)，我們用如下更為簡(jiǎn)單的方程式替代理論模型(1)和(2)式進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn):

此即為用于檢驗(yàn)流動(dòng)性水平溢價(jià)及流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)時(shí)變性的基礎(chǔ)模型，其中，γt為股票的共同系統(tǒng)因子為股票的市場(chǎng)Beta和為股票的3個(gè)流動(dòng)性Beta，流動(dòng)性需求緊張狀況的概率λt+1分別以系數(shù)形式出現(xiàn)在股票流動(dòng)性預(yù)期水平(也即)和代表股票流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)的三個(gè)beta(即和)前面:

三、實(shí)證分析

(一)工具變量的選取

由于投資者的流動(dòng)性需求緊張狀態(tài)的概率分布是無(wú)法直接取得的，所以必須用適當(dāng)?shù)奶娲ぞ咦兞縼?lái)代理理論模型中的變量，我們選擇了分別反映宏觀經(jīng)濟(jì)、金融以及股市的狀態(tài)條件。

1.宏觀經(jīng)濟(jì)變量

我們選擇M1的月增長(zhǎng)率來(lái)作為宏觀經(jīng)濟(jì)變量代理變量。由于M1由硬幣、紙幣和活期存款的總和構(gòu)成，所以，M1能代表宏觀經(jīng)濟(jì)中貨幣流動(dòng)性的充足程度。M1供應(yīng)越大，投資者的流動(dòng)性越充足，從而未來(lái)流動(dòng)性需求的緊張概率越低，從而對(duì)流動(dòng)性的偏好下降，流動(dòng)性的邊際效用也就越小，從而對(duì)非流動(dòng)性水平及風(fēng)險(xiǎn)的溢價(jià)要求減少，此時(shí)，股價(jià)將上升。此外，也可以選擇M2作為貨幣供給指標(biāo)，運(yùn)用效果應(yīng)是類(lèi)似的。因此，我們認(rèn)為，投資者對(duì)非流動(dòng)性水平和風(fēng)險(xiǎn)的溢價(jià)要求和貨幣供應(yīng)量成反比。

2.“先行指數(shù)”變量

“先行指數(shù)”(LEAD)是中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的一種用于反映未來(lái)經(jīng)濟(jì)變化趨勢(shì)的合成景氣指數(shù)。其合成的指數(shù)包括:①恒生內(nèi)地流通股指數(shù)，權(quán)重7.867%;②產(chǎn)品銷(xiāo)售率，權(quán)重15.08%;③貨幣供應(yīng)M2，權(quán)重 15.734%;④新開(kāi)工項(xiàng)目，權(quán)重 15.734%;⑤物流指數(shù)，權(quán)重13.767%;⑥房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資先行指數(shù)，權(quán)重10.487%;⑦消費(fèi)者預(yù)期指數(shù)，權(quán)重9.33%;⑧國(guó)債利率差，權(quán)重12%。“先行指數(shù)”值的大小標(biāo)志著未來(lái)經(jīng)濟(jì)的景氣度，指標(biāo)值越高，未來(lái)越景氣，指標(biāo)值越低，未來(lái)越不景氣，當(dāng)未來(lái)景氣度較低時(shí)，投資者月可能面臨資金緊張從而需要變現(xiàn)資產(chǎn)的情況，從而導(dǎo)致資金緊張的概率增大，進(jìn)而進(jìn)一步導(dǎo)致投資者對(duì)非流動(dòng)性的單位風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)要求的提高。所以，我們預(yù)期“先行指數(shù)”與非流動(dòng)性單位溢價(jià)以及流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)單位溢價(jià)之間成負(fù)相關(guān)。

3.銀行間月平均拆借利率

1996年1月中國(guó)人民銀行正式成立了全國(guó)統(tǒng)一的銀行間同業(yè)拆借中心，并發(fā)布了同業(yè)拆借加權(quán)平均利率(CHIBOR)。理論上來(lái)講，同業(yè)拆借利率能夠在一定程度上動(dòng)態(tài)地反映一個(gè)國(guó)家借貸資金的充裕或者緊張情況，同業(yè)拆借利率越高，說(shuō)明資金越短缺，對(duì)應(yīng)于投資者未來(lái)資金需求緊張的概率就越高，反之，同業(yè)拆借利率越低，說(shuō)明資金越寬裕，對(duì)應(yīng)于投資者未來(lái)資金需求緊張的概率就越低。在概率越高的情況下，投資者對(duì)流動(dòng)性越渴求，從而流動(dòng)性的邊際效用越大，導(dǎo)致對(duì)非流動(dòng)性的單位風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)要求也更高。所以，理論上我們預(yù)期同業(yè)拆借利率與非流動(dòng)性水平以及單位風(fēng)險(xiǎn)的預(yù)期回報(bào)率是正相關(guān)的。

4.市場(chǎng)狀態(tài)變量

我們用市場(chǎng)組合收益率的波動(dòng)(VOL)來(lái)測(cè)度市場(chǎng)狀態(tài)。Chen和HongStein等以及Connolly和Stivers等認(rèn)為收益率的波動(dòng)率反映了市場(chǎng)的不確定程度［14－15］。當(dāng)市場(chǎng)收益率波動(dòng)較大時(shí)，意味著市場(chǎng)的不確定性增加，從而導(dǎo)致投資者對(duì)未來(lái)變現(xiàn)需求緊張的概率的增加，這會(huì)引致對(duì)股票非流動(dòng)性單位溢價(jià)要求的提高。與此觀點(diǎn)一致的還有Vayanos，該學(xué)者亦認(rèn)為流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)往往受到市場(chǎng)收益率波動(dòng)的影響［16］。他構(gòu)建的理論模型證明，當(dāng)基金管理人受到出資人壓力而贖回現(xiàn)金時(shí)，在收益率波動(dòng)較大的環(huán)境下，基金管理人將變得更加厭惡風(fēng)險(xiǎn)，并對(duì)流動(dòng)性好的資產(chǎn)有著特殊的偏好，從而導(dǎo)致流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)的提高［16］。因此，理論上來(lái)講，我們預(yù)期股價(jià)波動(dòng)率與單位非流動(dòng)性水平和風(fēng)險(xiǎn)的預(yù)期回報(bào)率之間是正相關(guān)的。

(二)非流動(dòng)性的測(cè)度

在實(shí)證研究中，我們無(wú)法直接對(duì)股票的非流動(dòng)性交易成本進(jìn)行計(jì)量，所以我們采用非流動(dòng)性指標(biāo)來(lái)替代股票非流動(dòng)性交易成本的概念。在本文中我們用個(gè)股月度非流動(dòng)性指標(biāo)來(lái)計(jì)算，時(shí)間序列分析所用的個(gè)股月度非流動(dòng)性指標(biāo)是由價(jià)格振幅除以交易金額構(gòu)成，具體結(jié)構(gòu)如下:

(三)回歸檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/h3>

這里假設(shè)未來(lái)流動(dòng)性需求緊張的概率λt+1與4個(gè)工具變量是線性的函數(shù)關(guān)系，用下面的線性方程來(lái)表示:

其中，k0到k4是待估計(jì)的系數(shù)。結(jié)合方程(3)和(10)，設(shè)立檢驗(yàn)時(shí)變性命題的基本回歸方程如下:

對(duì)流動(dòng)性水平和風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)的時(shí)變性的檢驗(yàn)可以通過(guò)對(duì)系數(shù)k0到k4和b0到b4的估計(jì)來(lái)進(jìn)行，基本原理如下:

1.對(duì)流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)的時(shí)變性命題。通過(guò)對(duì)b1－b4的估計(jì)來(lái)檢驗(yàn)，如果b1－b4都不顯著，說(shuō)明流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)的時(shí)變性命題得不到支持，反之，若b1到b4中有顯著不為零的，則說(shuō)明流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)隨著某個(gè)工具變量的變化而變化，時(shí)變性命題獲得了數(shù)據(jù)的支持。

2.同理，流動(dòng)性水平溢價(jià)的時(shí)變性命題則通過(guò)對(duì)k1到k4的估計(jì)來(lái)檢驗(yàn)，k1到k4顯著則流動(dòng)性水平溢價(jià)的時(shí)變性得到支持，反之，則得不到支持。

估計(jì)方法采用pool估計(jì)法中的SUR方法，估計(jì)時(shí)矯正了擾動(dòng)項(xiàng)的時(shí)期異方差和自相關(guān)性。在利用股票橫截面和時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)的時(shí)候，k0到k4和b0到b4都是固定的待估計(jì)系數(shù)。而其它待估計(jì)的系數(shù)(包括a1、b5t、b6t和 b7t)則是時(shí)變的，意思是檢驗(yàn)期間相應(yīng)第t月份都有一個(gè)系數(shù)估計(jì)值和。為檢驗(yàn)這些系數(shù)的顯著性，在得到估計(jì)值的時(shí)間序列之后，計(jì)算它們?cè)跁r(shí)間序列上的平均值以及相應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)量，通過(guò)t統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)這些系數(shù)是否顯著不為零。

(四)數(shù)據(jù)

1.樣本數(shù)據(jù)。考慮到2006年和2007年股權(quán)分置改革的影響，為了保持條件的穩(wěn)定性，本文截取了1995年1月3日至2005年12月30日我國(guó)滬深股市的日交易數(shù)據(jù)和財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來(lái)自“萬(wàn)得資訊”。經(jīng)過(guò)以下步驟的處理，研究期間共有136～912個(gè)股票達(dá)到以下條件:

第一，為排除股票操縱和坐莊從而不能真實(shí)反映流動(dòng)性水平的干擾，特別剔除了ST股、PT股和長(zhǎng)期停牌股票;

第二，剔除被媒體曝光以及曾連續(xù)發(fā)生3個(gè)以上跌停板但并沒(méi)有證據(jù)顯示當(dāng)時(shí)公司經(jīng)營(yíng)狀況有明顯變化且與整個(gè)大市走勢(shì)不相符的股票;

第三，剔除股票剛上市交易第一個(gè)月的數(shù)據(jù)，并且如果在某個(gè)月內(nèi)的交易不足15天則剔除該股票在此月的數(shù)據(jù)。

上述樣本股票代表了研究期間內(nèi)各時(shí)期的整個(gè)市場(chǎng)組合。為使檢驗(yàn)結(jié)果有更好的可靠性，需要保證用于時(shí)間序列分析的股票有較長(zhǎng)的上市時(shí)間，因此，我們?cè)谑袌?chǎng)組合中選取1996年以前上市的136個(gè)股票，而且用這些股票的月收益率對(duì)月流動(dòng)性水平及其風(fēng)險(xiǎn)等變量指標(biāo)進(jìn)行計(jì)量分析，驗(yàn)證本文的命題。

2.工具變量數(shù)據(jù)。貨幣供應(yīng)量M1和同業(yè)拆借加權(quán)平均利率(CHIBOR)月指標(biāo)數(shù)據(jù)來(lái)自“萬(wàn)得資訊網(wǎng)”，“先行指數(shù)”(LEAD)數(shù)據(jù)來(lái)自于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站，與 Fujimoto和 Watanabe(2005)的方法相類(lèi)似，月波動(dòng)率指標(biāo)(VOL)用我們的市場(chǎng)組合收益率計(jì)算，即每個(gè)月內(nèi)市場(chǎng)組合的日收益率的樣本方差。

4.股票的4個(gè)風(fēng)險(xiǎn)敏感度beta用第t個(gè)月以前的12個(gè)月的日收益率數(shù)據(jù)和日非流動(dòng)性數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)算，并要求12個(gè)月內(nèi)有效交易天數(shù)至少150天。

(五)實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果分析

1.平穩(wěn)性及相關(guān)性檢驗(yàn)

單位根檢驗(yàn)的結(jié)果顯示，除股票市場(chǎng)組合收益率的月波動(dòng)率(VOL)之外，工具變量M1(貨幣供給量)、同業(yè)拆借平均利率以及“先行指標(biāo)”的時(shí)間序列數(shù)據(jù)都明顯表現(xiàn)出了服從單位根過(guò)程的特征，因此，對(duì)M1變量、同業(yè)拆借平均利率變量以及“先行指標(biāo)”(LEAD)變量需要進(jìn)行差分處理，其中M1變量的月增長(zhǎng)率依然服從1階單位根過(guò)程，所以對(duì)M1變量再進(jìn)行一次差分處理，計(jì)為“dM1”，對(duì)同業(yè)拆借平均利率的一階差分計(jì)為“dCHIBOR”，對(duì)“先行指數(shù)”進(jìn)行一階差分計(jì)為“dLEAD”。經(jīng)差分處理后的4個(gè)工具變量月指標(biāo)時(shí)間序列數(shù)據(jù)跨度為1996年12月－2005年12月。單位根檢驗(yàn)顯示它們都是平穩(wěn)過(guò)程。見(jiàn)下表:

表1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

表2則列出了經(jīng)差分后的4個(gè)工具變量之間的相關(guān)關(guān)系，可以看出，4個(gè)變量間不存在顯著的相關(guān)性，從而避免了回歸估計(jì)時(shí)的共線性問(wèn)題。

表2 工具變量之間的Pearson相關(guān)系數(shù)

2.對(duì)回歸方程(11)的回歸檢驗(yàn)

表3給出了對(duì)基本方程(11)分10個(gè)模型分別進(jìn)行回歸檢驗(yàn)的結(jié)果，10個(gè)模型估計(jì)的調(diào)整后的擬合優(yōu)度R2都在75%以上，這說(shuō)明回歸方程(11)具有非常好的解釋力。

從模型1的回歸結(jié)果來(lái)看，貨幣供給dM1和“先行指數(shù)”dLEAD的系數(shù)k1和k2的估計(jì)值分別為－0.12和－0.358，并且在5%的水平上顯著通過(guò)了檢驗(yàn)，和理論預(yù)期一致，貨幣供給量越大、未來(lái)景氣越好，投資者對(duì)單位非流動(dòng)性水平的溢價(jià)要求越低。但銀行同業(yè)拆借平均利率(dCHIBOR)和市場(chǎng)波動(dòng)率(VOL)的系數(shù)估計(jì)值不顯著。

為了對(duì)4個(gè)工具變量分別單獨(dú)進(jìn)行流動(dòng)性水平溢價(jià)時(shí)變性檢驗(yàn)，我們分別設(shè)定了模型2－模型5，檢驗(yàn)結(jié)果顯示，dM1和dLEAD的系數(shù)依然能夠顯著地通過(guò)檢驗(yàn)(詳見(jiàn)模型2和模型3)，符合理論預(yù)期，對(duì)銀行同業(yè)拆借平均利率的系數(shù)估計(jì)仍然不顯著(見(jiàn)模型4)，而市場(chǎng)波動(dòng)率(VOL)的系數(shù)估計(jì)則變得顯著了，為0.072，也即市場(chǎng)收益率越不確定，投資者對(duì)單位非流動(dòng)性水平的要求收益率越高。從而可以看出這4個(gè)工具變量對(duì)流動(dòng)性水平溢價(jià)的影響力，貨幣供給量M1和未來(lái)景氣狀況最能影響流動(dòng)性水平溢價(jià)，市場(chǎng)波動(dòng)率其次，同業(yè)拆借率則幾乎沒(méi)有影響。

有一個(gè)現(xiàn)象值得注意，模型1－模型5的回歸檢驗(yàn)都是在同時(shí)將非流動(dòng)性水平變量illiqjt和流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)變量β234，jt納入的回歸檢驗(yàn)，但由于流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)變量取決于流動(dòng)性水平變量，回歸之間存在一定程度的共線性，這導(dǎo)致對(duì)b0－b5的估計(jì)可能不準(zhǔn)確，檢驗(yàn)結(jié)果也顯示只有b1的估計(jì)值是和理論預(yù)期是一致的，其他的系數(shù)則未通過(guò)檢驗(yàn)。也就是說(shuō)流動(dòng)性水平變量的存在會(huì)影響到對(duì)流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)變量系數(shù)的估計(jì)，但反過(guò)來(lái)，流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)變量的存在卻不影響流動(dòng)性水平變量系數(shù)的估計(jì)。為了避開(kāi)流動(dòng)性水平變量對(duì)流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)變量系數(shù)估計(jì)的干擾，模型6－10，剔除了流動(dòng)性水平的變量，而且單獨(dú)檢驗(yàn)了流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)變量的系數(shù)估計(jì)結(jié)果，以便驗(yàn)證流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)的時(shí)變性命題。

表3 回歸方程(11)的估計(jì)結(jié)果

當(dāng)剔除了流動(dòng)性水平變量后，b0－b5的估計(jì)值變得顯著不同于模型1－模型5的估計(jì)值，其中b0的估計(jì)值為0.441，這和流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)為正數(shù)的理論預(yù)期完全一致。而不論是模型6還是模型7均顯示貨幣供給量M1的系數(shù)為負(fù)數(shù)，并顯著地通過(guò)檢驗(yàn)，從而印證了貨幣供給量越大時(shí)，流動(dòng)性越寬裕，投資者對(duì)流動(dòng)性的需求越低，投資者對(duì)流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)的溢價(jià)要求也越低這一理論邏輯。但是其他工具變量的檢驗(yàn)結(jié)果沒(méi)有達(dá)到我們的理論預(yù)期，其中dLEAD指標(biāo)沒(méi)有得到預(yù)期為負(fù)的結(jié)果(詳見(jiàn)模型6和8)，市場(chǎng)波動(dòng)率指標(biāo)在模型6中顯著通過(guò)檢驗(yàn)，但在模型10中卻不顯著，特別是銀行同業(yè)拆借利率指標(biāo)dCHIBOR的檢驗(yàn)結(jié)果和預(yù)期完全相反，這可能和我國(guó)銀行業(yè)拆借市場(chǎng)交易不活躍從而不能真實(shí)反映資金緊張程度有關(guān)。

雖然個(gè)別指標(biāo)沒(méi)有能夠完全符合我們的理論預(yù)期，但總體來(lái)講，我們不難發(fā)現(xiàn)，貨幣供給量、先行指數(shù)和市場(chǎng)波動(dòng)率都能非常好地解釋流動(dòng)性水平溢價(jià)的時(shí)變性，而貨幣供應(yīng)量指標(biāo)則能非常好地解釋流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)的時(shí)變性。也即是說(shuō)，流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)水平溢價(jià)的時(shí)變性命題以及流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)的時(shí)變性命題得到了實(shí)證數(shù)據(jù)的有力支持。

四、結(jié) 論

通過(guò)貨幣供給量M1、“先行指數(shù)”、銀行間同業(yè)拆借平均利率以及股價(jià)波動(dòng)率作為反映投資者未來(lái)資金緊張程度概率的工具變量，本文檢驗(yàn)了證券流動(dòng)性溢價(jià)(包括流動(dòng)性水平溢價(jià)和流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià))的時(shí)變性命題，其結(jié)果顯示:貨幣供給量M1、“先行指數(shù)”以及市場(chǎng)波動(dòng)率動(dòng)能很好地解釋證券流動(dòng)性水平溢價(jià)的時(shí)變性，貨幣供給量越大、未來(lái)景氣越好、市場(chǎng)波動(dòng)性越小，投資者對(duì)證券單位流動(dòng)性水平的溢價(jià)要求越低，反之，貨幣供應(yīng)量越小、未來(lái)景氣度越差、市場(chǎng)波動(dòng)性越高，則流動(dòng)性水平的溢價(jià)越高;而在證券流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)的時(shí)變性方面，貨幣供給量M1則表現(xiàn)出了更為一致和顯著的解釋力，即貨幣供給M1越寬裕，那么投資者流動(dòng)性越高，對(duì)證券流動(dòng)性的波動(dòng)越不在乎，對(duì)證券的單位流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)的補(bǔ)償回報(bào)率要求越低，所以證券市場(chǎng)就會(huì)上漲，反之亦然。

上述檢驗(yàn)結(jié)果同時(shí)也印證了我國(guó)股市一直被稱(chēng)之為“資金市”的看法，證明了過(guò)去一段時(shí)間里，股市價(jià)格確實(shí)與貨幣供應(yīng)量的變化有顯著的正向關(guān)系，貨幣供應(yīng)量通過(guò)影響流動(dòng)性(水平和風(fēng)險(xiǎn))的單位溢價(jià)對(duì)我國(guó)股市存在不可忽視的影響。

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