流動(dòng)性溢價(jià)規(guī)模效應(yīng)和價(jià)值效應(yīng)實(shí)證檢驗(yàn)

1、流動(dòng)性溢價(jià)“規(guī)模效應(yīng)”和“價(jià)值效應(yīng)”實(shí)證檢驗(yàn)佟孟華* 作者簡介：佟孟華（1965-），女（漢族），東北財(cái)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，通訊地址：遼寧-大連-東北財(cái)經(jīng)大學(xué)數(shù)學(xué)與數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)院，郵政編碼：116025，聯(lián)系電話電子郵箱：tongmenghua 郭多祚(東北財(cái)經(jīng)大學(xué)數(shù)學(xué)與數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)院)摘要 流動(dòng)性是指在市場上的某一種資產(chǎn)能夠以合理的價(jià)格和較低的交易成本迅速地轉(zhuǎn)換成其它資產(chǎn)的能力資產(chǎn)流動(dòng)性是否影響資產(chǎn)收益是當(dāng)前資本市場研究中的熱點(diǎn)課題之一本文在國內(nèi)外關(guān)于流動(dòng)性溢價(jià)存在性研究的基礎(chǔ)上,利用平行數(shù)據(jù)模型對上海股市流動(dòng)性溢價(jià)的 “規(guī)模效應(yīng)

2、”和“價(jià)值效應(yīng)”進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn),以換手率作為流動(dòng)性因子的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果說明:股市整體存在基于流動(dòng)性溢價(jià)的“規(guī)模效應(yīng)”和“價(jià)值效應(yīng)”,但行業(yè)子股市不存在流動(dòng)性溢價(jià)的“規(guī)模效應(yīng)”和“價(jià)值效應(yīng)”關(guān)鍵詞 平行數(shù)據(jù) 流動(dòng)性溢價(jià) 換手率 規(guī)模效應(yīng) 價(jià)值效應(yīng)中圖分類號 F823 文獻(xiàn)標(biāo)識碼 AAn Empirical Test on the “Size Effect” and “Value Effect” of Liquidity Premium Abstract: Liquidity is the quality of an asset being readily convertible into other

3、 assets at areasonable price and transaction costs. Whether or not liquidity affects the return of assets is one of hot topics in capital market researches.this paper does an empirical test on the “size effect” and “value effect” of liquidity premium in Shanghai stock market based on the study of th

4、e existence of liquidity premium in home and abroad. As far as the entire stock market is concerned,The test result with turnover ratio as the measure of liquidity reveals that there is “size effdct” and “value effect” of liquidity premium in Shanghai stock market. As far as the stock market of diff

5、erent industries is concerned,The test result with turnover ratio as the measure of liquidity reveals that there is no“size effdct” and “value effect” of liquidity premium in Shanghai stock market.Key Words: Panel Data; Liquidity Premium; Turnover Ratio; Size Effect; Value Effect一 引言流動(dòng)性(liquidity)是評

6、價(jià)一國證券市場運(yùn)行質(zhì)量的重要指標(biāo)之一,它是指一種資產(chǎn)能夠以合理的價(jià)格和較低的交易成本迅速地轉(zhuǎn)換成其它資產(chǎn)的能力Amihud和Mendelson(1986)指出:“流動(dòng)性是市場的一切”1更確切地說,證券市場的根本作用是對社會(huì)經(jīng)濟(jì)中已有的投資進(jìn)行重新組合,“市場流動(dòng)性的增加不僅保證了金融市場的正常運(yùn)轉(zhuǎn),也促使了資源有效配置和經(jīng)濟(jì)增長”Amihud和Mendelson(1986) (下文省略為AM)發(fā)表于金融經(jīng)濟(jì)學(xué)雜志的一篇題為“資產(chǎn)定價(jià)與買賣價(jià)差”的論文被認(rèn)為是對流動(dòng)性和資產(chǎn)收益率之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究最早的和影響最為深遠(yuǎn)的文獻(xiàn)之一該文基于NYSE和AMEX的做市商買賣報(bào)價(jià)差數(shù)據(jù),使用Fama-M

7、acBeth方法(Fama and MacBETH,1973),從交易的微觀成本出發(fā),推導(dǎo)出預(yù)期收益與買賣價(jià)差的關(guān)系模型,進(jìn)而提出流動(dòng)性溢價(jià)理論,即資產(chǎn)的流動(dòng)性是資產(chǎn)價(jià)格的一個(gè)重要影響因素,對于流動(dòng)性高的資產(chǎn)而言,預(yù)期收益率較低;對于流動(dòng)性低的資產(chǎn)而言,預(yù)期收益率較高Brennan和Subrahmanyam(1996)利用1984年至1991年的NYSE數(shù)據(jù),認(rèn)為買賣信息不對稱所引起的逆向選擇成本是影響資產(chǎn)流動(dòng)性的主要因素在此基礎(chǔ)上,將交易成本分解為固定成本(僅隨時(shí)間變動(dòng)的指令處理成本)和可變成本(隨時(shí)間和交易量而變動(dòng)的逆向選擇成本),發(fā)現(xiàn)股票預(yù)期收益與其可變成本呈邊際顯著的正相關(guān)2Hauge

8、n和Baker(1996)發(fā)現(xiàn),美國Russell 3000股指所有成分股在1979年至1993年間的預(yù)期收益率與換手率呈顯著負(fù)相關(guān),而且英法德和日本股市也存在類似的流動(dòng)性溢價(jià)Hu(1997)以換手率作為流動(dòng)性的代理變量,實(shí)證分析了東京證券交易所在1976年至1993年期間的數(shù)據(jù),結(jié)果發(fā)現(xiàn)在橫截面上,換手率與預(yù)期收益呈負(fù)相關(guān)關(guān)系,在時(shí)間序列上換手率與預(yù)期收益呈負(fù)相關(guān)關(guān)系3DatarNaik和Radcliffe(1998)以換手率作為流動(dòng)性指標(biāo),以NYSE非金融類的上市公司作為樣本,利用1962年7月至1991年12月的數(shù)據(jù),檢驗(yàn)Amihud和Mendelson(1986)模型,結(jié)果表明流動(dòng)性對

9、股票收益的解釋力起著顯著的作用實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)在控制了眾所周知的收益率決定因素,比如企業(yè)規(guī)模賬面/市值比和市場風(fēng)險(xiǎn)等變量以后,股票預(yù)期收益率與換手率仍然具有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系4BrennanChordia and Subrahmanyam(1998),Chordia Subrahmanyam和Anshuman(2001)則分別用交易量與交易波動(dòng)程度代替買賣價(jià)差,研究預(yù)期收益率與流動(dòng)性之間的關(guān)系但是,Brennan等(1998)發(fā)現(xiàn)預(yù)期收益率與交易量的負(fù)相關(guān)關(guān)系僅出現(xiàn)在NYSE和AMEX市場,而NASDAQ市場不存在5Chordia等(2001)發(fā)現(xiàn)預(yù)期收益率與交易量呈顯著負(fù)相關(guān)(與Amihud和Me

10、ndelson理論一致),與交易波動(dòng)程度也呈顯著負(fù)相關(guān)6(即流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)與預(yù)期收益率成反比,與Amihud和Mendelson理論不一致)Amihud(2002)則利用資產(chǎn)收益率絕對值與成交額的比率構(gòu)建了一個(gè)非流動(dòng)性指標(biāo),利用NYSE1963年至1997年的數(shù)據(jù),進(jìn)行了橫截面和時(shí)間序列分析,再次證明了流動(dòng)性溢價(jià)的存在,并且發(fā)現(xiàn)在時(shí)間序列上小企業(yè)的流動(dòng)性溢價(jià)更大7流動(dòng)性溢價(jià)理論在國外已經(jīng)被廣泛接受,流動(dòng)性溢價(jià)確實(shí)存在于股票市場在國外相關(guān)研究的基礎(chǔ)上,國內(nèi)的學(xué)者對我國股市流動(dòng)性溢價(jià)的存在性及流動(dòng)性與股票收益的關(guān)系進(jìn)行了較多的研究,也得出相同的結(jié)論李一紅吳世農(nóng)(2003)采用換手率和非流動(dòng)性兩個(gè)指標(biāo),

11、對上海股票市場的流動(dòng)性與預(yù)期收益的關(guān)系分個(gè)股數(shù)據(jù)和組合數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究,同時(shí)研究兩者關(guān)系的影響因素研究結(jié)果表明:對于個(gè)股數(shù)據(jù),換手率對預(yù)期收益具有負(fù)向作用,非流動(dòng)性對預(yù)期收益具有正向作用,支持流動(dòng)性溢價(jià)理論;此外,在不同市場態(tài)勢有無政策或重大事件和基于組合數(shù)據(jù)分析的情況下,換手率與預(yù)期收益之間仍然保持顯著的負(fù)向關(guān)系,而非流動(dòng)性與預(yù)期收益之間的關(guān)系不穩(wěn)定或呈現(xiàn)相反結(jié)果8蘇冬蔚麥元?jiǎng)?2004)從換手率(成交量與流通股之比)的角度衡量流動(dòng)性,發(fā)現(xiàn)我國股市存在顯著的流動(dòng)性溢價(jià),并通過檢驗(yàn)交易頻率假設(shè)和交易成本假設(shè),進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)產(chǎn)生流動(dòng)性溢價(jià)的原因是交易成本,而不是交易頻率9謝赤曾志堅(jiān)(2005)選取換

12、手率與Amivest流動(dòng)比率作為股票流動(dòng)性的衡量指標(biāo),采用LR兩階段截面回歸方法與似無關(guān)(SUR)估計(jì)法,對上海股票市場的股票流動(dòng)性與預(yù)期收益率的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究結(jié)果表明,上海股票市場存在顯著的流動(dòng)性溢價(jià),換手率低或Amivest流動(dòng)比率低,流動(dòng)性較差的資產(chǎn)具有較高的預(yù)期收益研究同時(shí)發(fā)現(xiàn),上海股票市場具有很強(qiáng)的規(guī)模效應(yīng)和價(jià)值效應(yīng)10可見,大量的文獻(xiàn)對股票市場流動(dòng)性溢價(jià)的存在性進(jìn)行了檢驗(yàn),但對流動(dòng)性溢價(jià)的“規(guī)模效應(yīng)”和“價(jià)值效應(yīng)”的研究卻并不多見為了對我國股票市場流動(dòng)性問題有一個(gè)比較全面的了解,我們有必要對股市流動(dòng)性溢價(jià)的效應(yīng)問題進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)本文針對傳統(tǒng)的橫截面回歸模型和時(shí)間序列回歸模型在研究

13、股票流動(dòng)性溢價(jià)問題方面存在的不足,針對個(gè)股數(shù)據(jù),構(gòu)建了平行數(shù)據(jù)固定效應(yīng)變系數(shù)回歸模型,在股票市場流動(dòng)性溢價(jià)存在的情況下,對流動(dòng)性溢價(jià)的 “規(guī)模效應(yīng)”和“價(jià)值效應(yīng)”問題進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)二 實(shí)證方法1.變量選取及數(shù)據(jù)說明(1) 流動(dòng)性指標(biāo)的選擇本文的實(shí)證檢驗(yàn)采用了換手率指標(biāo), 選擇換手率作為流動(dòng)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(dòng)性的數(shù)量指標(biāo),在流動(dòng)性的衡量中,加入數(shù)量指標(biāo),會(huì)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,在AM(1986)證明了在均衡時(shí)流動(dòng)性與交易頻率相關(guān),高價(jià)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

14、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(dòng)性指標(biāo)時(shí),我國股市存在顯著的流動(dòng)性溢價(jià)(2) 其他變量的選擇從目前國外對股票收益率所取得的實(shí)證研究結(jié)果來看,對該問題的研究已有一套成熟的實(shí)證體系,普遍認(rèn)為:市場風(fēng)險(xiǎn)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(jià)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)論因此,本文選取了以下的樣本數(shù)據(jù)和變量:(a)從1998年2月至2006年12月共107個(gè)月的月收益率(R),將它作為被解釋變量;(b)從1998年

15、1月至2006年12月共108個(gè)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(jià)格比(E/P)收益/價(jià)格比虛擬變量(DE/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(jì)算如下:收益率,其中和分別表示股票在第和個(gè)月的收盤價(jià)換手率,其中是第個(gè)月的成交量,是第個(gè)月的流通股股本可以直接從CCER經(jīng)濟(jì)金融數(shù)據(jù)庫取得公司規(guī)模,其中是第個(gè)月的流通股股本帳面/市值比,其中和分別表示第個(gè)月的帳面價(jià)值和市場價(jià)值流通股比例,其中表示第個(gè)月的總股本收益/價(jià)格比,其中表示第個(gè)月每股收益收益/價(jià)格比虛擬變量每股收益等于稅后凈收入/

16、總股本,其中每股收益可以直接從CCER經(jīng)濟(jì)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CCER經(jīng)濟(jì)金融數(shù)據(jù)庫,采用Eviews5.0分析軟件,保證了計(jì)算結(jié)果的可靠性選擇1998年以前在上海證券交易所上市的248只A股股票作為研究樣本,研究期間為1998年1月至2006年12月,共108個(gè)月,之所以選擇1997年12月之前上市的公司,是因?yàn)槠溟g滬深股市正好經(jīng)歷了一個(gè)完整的牛熊交替,這樣選取的目的是為了避免單邊市所造成的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)失真而帶來的偽檢驗(yàn)結(jié)果,又由于研究跨度比較寬,保證了研究結(jié)果的可信服性按照Fama&French的樣本設(shè)計(jì)框架,我們將金融類公司從樣本之中剔除另外,根據(jù)

17、我國股票市場的實(shí)際情況,為了保證數(shù)據(jù)的有效性和可比性,剔除了在研究期間內(nèi)被特別處理(ST)或特別轉(zhuǎn)讓(PT)的股票和退市的股票第三類被剔除的情況是連續(xù)停盤超過兩周的股票,由于數(shù)據(jù)不完整,將之從樣本中剔除根據(jù)上述原則,這樣共有246只股票符合條件,成為我們研究的樣本2.模型識別由于本文擬構(gòu)建平行數(shù)據(jù)模型,且需要檢驗(yàn)公司規(guī)模(帳面/市值比)變量與其他已經(jīng)證實(shí)影響股票預(yù)期收益的因子,即所謂的控制變量(Control Variable)一起作為解釋預(yù)期收益的變量之間的經(jīng)驗(yàn)關(guān)系,因此,首先進(jìn)行模型的識別11,然后構(gòu)建實(shí)證模型對股票收益率與公司規(guī)模(帳面/市值比)變量及其它控制變量的多因素平行數(shù)據(jù)回歸模型

18、進(jìn)行識別,計(jì)算結(jié)果如表1表1 模型識別計(jì)算結(jié)果股市整體規(guī)模效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蚐1S2S3F2F1模型類型小規(guī)模股票組合1059961206584120787039.4510.3699變系數(shù)中規(guī)模股票組合1422741243517724487256.997.67變系數(shù)大規(guī)模股票組合1084607209589221104129.3010.19變系數(shù)S1S2S3F2F1模型類型紡織服裝和皮毛行業(yè)209315.7459342.5469874.21.741.90變系數(shù)機(jī)械設(shè)備和儀表行業(yè)536729.9735392.4891782.54.032.58變系數(shù)石化塑膠和塑料行業(yè)92007.7292004.33876

19、60.811.218.85變系數(shù)股市整體價(jià)值效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蚐1S2S3F2F1模型類型小帳面/市值比股票組合1188398169818022065698.434.69變系數(shù)中帳面/市值比股票組合1274513178384823033027.923.53變系數(shù)大帳面/市值比股票組合1005341151070720244039.975.49變系數(shù)S1S2S3F2F1模型類型紡織服裝和皮毛行業(yè)201569.0459342.5469874.21.862.04變系數(shù)機(jī)械設(shè)備和儀表行業(yè)571153.8797006.5764510.46.022.75變系數(shù)石化塑膠和塑料行業(yè)146533.6292004.338

20、7660.85.864.04變系數(shù)由表1的結(jié)果可以看出,無論是股市整體還是行業(yè)子股市,其公司規(guī)模和帳面/市值比對應(yīng)的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量和的值都不小于5%顯著性水平下的臨界值, 因此,我們拒絕,選擇變系數(shù)模型對多因素平行數(shù)據(jù)回歸模型進(jìn)行計(jì)算3.檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?1) 排序分組方法簡述在對股市整體的檢驗(yàn)中,選擇的樣本區(qū)間為1998年1月至2006年12月,以前述的A股246個(gè)上市公司為樣本,首先對246個(gè)上市公司整體按公司規(guī)模和帳面/市值比分別排序每次排序后,按從小到大分為三組,比例分別為30%(74個(gè)),40%(98個(gè))和30%(74個(gè))對按公司規(guī)模分組的三個(gè)股票組合檢驗(yàn)股市的“規(guī)模效應(yīng)”,對按帳面/市值比分組

21、的三個(gè)股票組合檢驗(yàn)股市的“價(jià)值效應(yīng)”在對行業(yè)子股市的檢驗(yàn)中,選取與我國經(jīng)濟(jì)建設(shè)有著緊密關(guān)聯(lián)的三大行業(yè):紡織服裝和皮毛行業(yè),機(jī)械設(shè)備和儀表業(yè)及其石油化學(xué)塑膠和塑料業(yè)作為代表,由于紡織機(jī)械和石油行業(yè)在1998年前上市公司數(shù)量較少,因此,三個(gè)行業(yè)的樣本區(qū)間都選為2002年1月至2006年12月對這三大行業(yè)中的168只股票(紡織30只機(jī)械77只和石油62只),利用2002年1月至2006年12月的樣本數(shù)據(jù),進(jìn)行股市的“規(guī)模效應(yīng)”和“價(jià)值效應(yīng)”檢驗(yàn)(2)回歸計(jì)量模型我們構(gòu)建建立在時(shí)間-截面二維基礎(chǔ)上的平行數(shù)據(jù)固定影響變系數(shù)回歸模型()基于流動(dòng)性溢價(jià)的股市“規(guī)模效應(yīng)”檢驗(yàn)?zāi)Ｐ图俣ㄖ挥泄疽?guī)模對股票收益率的

22、影響在各截面成員之間變化,而帳面/市值比流動(dòng)性因子等在各截面成員之間是固定的,建立僅允許公司規(guī)模因素為變系數(shù)的模型,討論公司規(guī)模和其他因素對股票收益率各自的影響作用(a)對股市整體的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?(1) (b)對按行業(yè)分類的子股市的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?(2)其中,是股票在月的收益率,是截距,是待估參數(shù),是股票滯后一個(gè)月的流動(dòng)性因子考慮到我國股市分別在2001年6月和2005年7月達(dá)到牛市最高點(diǎn)和熊市最低點(diǎn),因此,我們在回歸方程中引入兩個(gè)時(shí)間段虛擬變量DV1和DV2, 上市公司各股公司規(guī)模發(fā)生在2001年6月及其之前的,賦予DV1值為1,發(fā)生在2001年6月之后的,賦予DV1值為0,是公司規(guī)模與的乘積;上市公

23、司各股公司規(guī)模發(fā)生在2005年7月之后的,賦予值為1,發(fā)生在2005年7月以及之前的,賦予值為0,是公司規(guī)模與的乘積, 是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)( ) 基于流動(dòng)性溢價(jià)的股市“價(jià)值效應(yīng)”檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?假定只有帳面/市值比對股票收益率的影響在各截面成員之間變化,而公司規(guī)模流動(dòng)性因子等在各截面成員之間是固定的,建立僅允許帳面/市值比因素為變系數(shù)的模型,討論帳面/市值比和其他因素對股票收益率各自的影響作用 (a) 對股市整體的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?(3) (b) 對按行業(yè)分類的子股市的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?(4)其中,是股票在月的收益率,是截距,是待估參數(shù),是股票滯后一個(gè)月的流動(dòng)性因子考慮到我國股市分別在2001年6月和2005年7月達(dá)到牛

24、市最高點(diǎn)和熊市最低點(diǎn),因此,我們在回歸方程中引入兩個(gè)時(shí)間段虛擬變量DV1和DV2, 上市公司各股帳面/市值比發(fā)生在2001年6月及其之前的,賦予DV1值為1,發(fā)生在2001年6月之后的,賦予DV1值為0,是帳面/市值比與的乘積;上市公司各股帳面/市值比發(fā)生在2005年7月之后的,賦予值為1,發(fā)生在2005年7月以及之前的,賦予值為0,是帳面/市值比與的乘積, 是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)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)至式(4)進(jìn)行估計(jì),得到變系數(shù)和的估計(jì)值序列和,然后,運(yùn)用下面介紹的Litzenberger和Ramaswamy(1979)所提出的方法,計(jì)

25、算變系數(shù)和的平均值和及其 t-檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量Litzenberger 和 Ramaswamy(1979)方法(以下簡稱LR方法)認(rèn)為不同時(shí)點(diǎn)的參數(shù)估計(jì)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(gè)時(shí)點(diǎn)參數(shù)估計(jì)值的方差的倒數(shù)以單變量橫截面回歸模型為例: (5)表示股票在第個(gè)月的收益率,為第個(gè)月影響股票滯后一個(gè)月的收益率影響因素,股票個(gè)數(shù)為N只,時(shí)間跨度為T個(gè)月(在本文實(shí)證分析中N=248,T=83)運(yùn)用計(jì)量方法計(jì)算出每月的估計(jì)值后,得到()的時(shí)間序列,然后再計(jì)算出它們的時(shí)間序列均值標(biāo)準(zhǔn)差及其t-檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量,計(jì)算公式如下: (6) (7) (8) 其

26、中,表示的方差同樣,如果t-檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)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(shí)證結(jié)果1.股市整體規(guī)模效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果表2給出了以換手率作為流動(dòng)性因子的股市整體“規(guī)模效應(yīng)”的回歸檢驗(yàn)結(jié)果表2 股市整體“規(guī)模效應(yīng)”的回歸檢驗(yàn)結(jié)果(換手率)變量名小規(guī)模股票組合中規(guī)模股票組合大規(guī)模股票組合常數(shù)項(xiàng)81.8840*(10.6745)76.5413*(10.2326)87.6623*(9.5683)公司規(guī)模-4.4294*(-93.6322)-4.1638* (-109.8352)-4.5129*(-86.4775)換手率-0.0275*(-6.1915)-0.0131*(-2.8791)-0.01

27、57*(-2.7541)帳面/市值比0.0998(0.6397)0.0949(0.3593)-0.0714(-0.2422)流通股比例0.1227*(3.0503)0.1629*(6.4884)0.1562*(5.3425)收益/價(jià)格比-12.5036(-1.1606)25.8199(2.7918)32.6202*(3.3599)收益/價(jià)格比虛擬變量0.9525*(1.9836)0.0860(0.1512)-0.7273(-0.7979)每股收益4.8601*(2.9504)-1.4395(-0.9762)-2.0421(-1.4079)公司規(guī)模虛擬變量10.2412*(14.5707)0.1

28、943*(12.9425)0.1322*(7.1266)公司規(guī)模虛擬變量20.1200*(8.4544)0.1175*(5.8813)0.1384*(6.1314)R2FD-W0.35655.71932.08480.34244.29552.08340.34324.29612.0111注:表中圓括號內(nèi)表示的是系數(shù)均值的t-檢驗(yàn)值;*和*分別表示雙尾t-檢驗(yàn)值在1%和5%水平上統(tǒng)計(jì)顯著,下同從表2可以看出:(1)無論小中和大規(guī)模股票組合,換手率變量的系數(shù)均值都為負(fù),且統(tǒng)計(jì)顯著表明從三個(gè)股票組合來看,流動(dòng)性溢價(jià)現(xiàn)象都是存在的(2)在流動(dòng)性溢價(jià)現(xiàn)象存在的情況下,無論小中和大規(guī)模股票組合的公司規(guī)模變量的

29、系數(shù)均值都為負(fù),且也統(tǒng)計(jì)顯著表明股票預(yù)期收益率與公司規(guī)模存在顯著的反比例關(guān)系,規(guī)模效應(yīng)存在(3)無論小中和大公司規(guī)模的股票組合,其公司規(guī)模虛擬變量1和公司規(guī)模虛擬變量2的系數(shù)均值的取值都為正,且統(tǒng)計(jì)顯著表明在2001年6月之前的牛市階段和2005年7月以后的股全分置改革階段,股市不存在規(guī)模效應(yīng)2. 行業(yè)子股市規(guī)模效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果表3給出了以換手率作為流動(dòng)性因子的行業(yè)子股市“規(guī)模效應(yīng)”的回歸檢驗(yàn)結(jié)果表3 行業(yè)子股市“規(guī)模效應(yīng)”的回歸檢驗(yàn)結(jié)果(換手率)變量名紡織服裝和皮毛行業(yè)機(jī)械設(shè)備和儀表行業(yè)石化塑膠和塑料業(yè)常數(shù)項(xiàng)27.2904(1.2601)0.3267(0.0407)0.0574(0.0080)公

30、司規(guī)模1.2867*(3.8778)0.3619(1.8079)0.0545(0.2374)換手率-0.0147(-1.2159)0.0269*(3.1902)0.0129*(1.7431)帳面/市值比-0.2064(-0.7034)0.1520(1.1105)-0.0532(-0.6747)流通股比例-0.0183(-0.6562)0.0079(0.5748)-0.0046(-0.0328)收益/價(jià)格比14.2374(1.6290)30.9354*(1.9439)13.0113(1.3200)收益/價(jià)格比虛擬變量0.8328(1.0506)0.7035(0.7639)0.5163(0.835

31、0)每股收益-3.1192(-1.7997)-3.6310*(-2.1397)-2.6267(-1.5545)R2FD-W0.523110.82672.02340.384416.14411.95870.472914.57312.0322注:*表示雙尾t-檢驗(yàn)值在10水平上統(tǒng)計(jì)顯著,下同從表3可以看出:(1)在三個(gè)行業(yè)中,只有紡織行業(yè)換手率變量的系數(shù)均值為負(fù),但t檢驗(yàn)值表明這種負(fù)相關(guān)關(guān)系不是統(tǒng)計(jì)顯著的,即流動(dòng)性溢價(jià)現(xiàn)象存在性較弱而機(jī)械和石油行業(yè)換手率變量的系數(shù)均值都為正,且統(tǒng)計(jì)顯著,表明在樣本期這兩個(gè)行業(yè)不存在流動(dòng)性溢價(jià)現(xiàn)象(2)在三個(gè)行業(yè)中,公司規(guī)模的系數(shù)均值均為正,且只有紡織行業(yè)統(tǒng)計(jì)顯著,說

32、明在三個(gè)行業(yè)中,公司規(guī)模與股票預(yù)期收益正相關(guān),不存在“規(guī)模效應(yīng)”3.股市整體 “價(jià)值效應(yīng)”檢驗(yàn)結(jié)果表4給出了以換手率作為流動(dòng)性因子的股市整體“價(jià)值效應(yīng)”的回歸檢驗(yàn)結(jié)果表4 股市整體“價(jià)值效應(yīng)”的回歸檢驗(yàn)結(jié)果(換手率)變量名小帳面/市值比股票組合中帳面/市值比股票組合大帳面/市值比股票組合常數(shù)項(xiàng)64.0151*(4.9172)47.2209*(6.2522)30.4004*(3.6484)換手率-0.0079*(-1.8070)-0.00947*(-2.0167)-0.0125*(-2.9006)公司規(guī)模-3.1014*(-4.9463)-2.5048*(-6.8674)-1.6573*(-4.

33、0478)帳面/市值比1.4455*(10.1481)0.5703*(6.1050)0.0099(0.1811)流通股比例0.0227(0.7970)0.0694*(4.0757)0.0294(1.4057)收益/價(jià)格比87.8606*(5.8072)18.4540(2.6222)19.6480(1.5356)收益/價(jià)格比虛擬變量0.3679(0.5496)0.5504(0.8995)0.3868(0.6991)每股收益-8.0936(-4.4841)-0.4116(-0.3684)1.0780(0.6679)帳面/市值比虛擬變量10.3925*(2.2106)2.7758*(10.8374)

34、1.1743*(10.5111)帳面/市值比虛擬變量21.3230*(7.2741)2.1367*(10.1513)1.0473*(8.6840)R2FD-W0.32991.54212.04240.34264.33042.08340.33953.92482.0683從表4可以看出:(1)在三個(gè)股票組合中,換手率的系數(shù)均值均在10%的顯著性水平下顯著為負(fù),表明流動(dòng)性溢價(jià)現(xiàn)象在三個(gè)股票組合中都存在(2)在三個(gè)股票組合中,帳面/市值比的系數(shù)均值均為正,但在大帳面/市值比股票組合其t檢驗(yàn)值在統(tǒng)計(jì)上不顯著,另外兩個(gè)股票組合的系數(shù)均值均在1%的顯著性水平下顯著為正表明在三個(gè)股票組合都存在流動(dòng)性溢價(jià)的“價(jià)值

35、效應(yīng)”,但大帳面/市值比股票組合弱些(3)在三個(gè)股票組合中,帳面/市值比虛擬變量1和帳面/市值比虛擬變量2的系數(shù)均值都為正,且其系數(shù)都在1%顯著性水平下顯著為正,表明在2001年6月之前的牛市階段比之后的熊市階段存在更顯著的“價(jià)值效應(yīng)”;2005年7月之后的股權(quán)分置改革階段存在流動(dòng)性溢價(jià)的價(jià)值效應(yīng)4. 行業(yè)子股市 “價(jià)值效應(yīng)”檢驗(yàn)結(jié)果表5給出了以換手率作為流動(dòng)性因子的行業(yè)子股市“價(jià)值效應(yīng)”的回歸檢驗(yàn)結(jié)果表5 行業(yè)子股市“價(jià)值效應(yīng)”的回歸檢驗(yàn)結(jié)果(換手率)變量名紡織服裝和皮毛行業(yè)機(jī)械設(shè)備和儀表行業(yè)石化塑膠和塑料業(yè)常數(shù)項(xiàng)-17.5150*(-2.4075)-9.0011*(-1.7886)-2.0

36、736(-0.4069)換手率-0.0053(-0.4116)0.0254*(2.9712)0.0099(1.3572)公司規(guī)模0.8310*(2.2034)0.3462(1.3508)0.0261(0.1002)帳面/市值比-0.1292(-0.6232)0.1630(1.4520)-0.0375(-0.6547)流通股比例-0.0096(-0.3085)0.0078(0.5628)0.0045(0.3146)收益/價(jià)格比17.0764*(1.9920)31.6507*(2.0661)11.9376(1.2009)收益/價(jià)格比虛擬變量0.2583(0.3140)-3.4687*(-2.075

37、7)0.5832(0.8790)每股收益-3.9074*(-2.3094)-3.4687*(-2.0757)-2.6505(-1.5782)R2FD-W0.566610.40631.99620.379915.84111.93890.471014.46052.0682從表5可以看出:(1)作為流動(dòng)性因子的換手率變量的系數(shù)均值只有在紡織行業(yè)為負(fù),且t檢驗(yàn)值不顯著;在機(jī)械和石化行業(yè)其系數(shù)為正,t檢驗(yàn)值也不顯著表明在樣本期內(nèi),三個(gè)子行業(yè)流動(dòng)性溢價(jià)現(xiàn)象都不存在(2)在三個(gè)子行業(yè),作為價(jià)值效應(yīng)的帳面/市值比變量的系數(shù)均值只在機(jī)械行業(yè)為正,但統(tǒng)計(jì)不顯著,表明在三個(gè)子行業(yè)也不存在流動(dòng)性溢價(jià)的“價(jià)值效應(yīng)”四原因

38、分析對股市整體的檢驗(yàn)結(jié)果得出的結(jié)論是:在樣本期內(nèi)上海股市存在顯著的流動(dòng)性溢價(jià)“規(guī)模效應(yīng)”和“價(jià)值效應(yīng)”,其原因主要有:(1)我國股市的市場參與者以中小散戶為主,而市場資金緊張,當(dāng)新的資金注入股市時(shí),小公司較易受影響,同時(shí)由于股市中投機(jī)性很強(qiáng),小公司由于流通市值比較低,就容易被重組和炒作,使投資者獲得較高的超額收益率,我國股票市場缺乏賣空機(jī)制,規(guī)模效應(yīng)表現(xiàn)的就更加顯著另外,根據(jù)Fama和French對小規(guī)模高帳面市值比(B/M)的上市公司股票理性風(fēng)險(xiǎn)補(bǔ)償解釋,B/M代表著一種風(fēng)險(xiǎn)要素財(cái)務(wù)困境風(fēng)險(xiǎn)高B/M的上市公司通常是盈利與銷售等基本面表現(xiàn)不佳的企業(yè),財(cái)務(wù)狀況比較脆弱,因此比低B/M的公司更具有

39、風(fēng)險(xiǎn)高B/M上市公司由于基本面較差而導(dǎo)致價(jià)值被低估,故稱“價(jià)值股”;低B/M上市公司由于基本面較好而價(jià)值被高估,故稱“成長股”由于投資者偏好于持有基本面較好的成長股,而厭惡持有基本面較差的價(jià)值股,結(jié)果導(dǎo)致高B/M上市公司股票具有較高的收益(2)我國股市存在的流通股與非流通股的差別,小公司中非流通股遠(yuǎn)比大公司的非流通股數(shù)少得多,而非流通股不易保值增值(3)我國股市復(fù)雜的市場結(jié)構(gòu)和制度背景下小公司股票存在高額的隱性交易成本,從而要求小公司股票收益有一個(gè)溢價(jià)補(bǔ)償我國小公司股票流動(dòng)性問題中,一方面小公司股票的交易異?；钴S換手率極高;另一方面,小公司股價(jià)的波動(dòng)劇烈價(jià)差明顯造成這種現(xiàn)象的原因主要是我國股市的機(jī)構(gòu)投資者或市場“莊家”偏好于選擇小市值公司的股票,而大資金介入或撤離小公司股票必然面對高昂的市場沖擊成本,因而導(dǎo)致股價(jià)操縱者的目標(biāo)收益高啟并推動(dòng)股價(jià)持續(xù)走高對行業(yè)子股市的檢驗(yàn)結(jié)果得出的結(jié)論是:在樣本期內(nèi)上海股市不存在“規(guī)模效應(yīng)”和價(jià)值效應(yīng)“,其原因主要有:(a)紡織機(jī)械和石油是我國的三大主流產(chǎn)業(yè),其上市公司都是經(jīng)過多方挑選審核后批準(zhǔn)上市的,上市公司總體質(zhì)量很好,投資者不認(rèn)為小規(guī)模公司和高B/M的上市公司具有更大風(fēng)險(xiǎn),因此不要求更大回報(bào)率(b)