中国股票市场上个人投资者与机构投资者的指令执行成本

1、中国股票市场上个人投资者与机构投资者的指令执行成本3周开国李 涛柴 俊内容提要本文不同于传统的用报价价差的方法度量执行成本 ,而是采用有效价差及其分解成分更为准确地度量执行成本和反映交易对价格形成的影响 。本文利用上海证券交易所提供的特有 的订单数据和交易数据 ,将中国股票市场的投资者区分为三种不同的类型 ,即个人投资者和两类机构投资者 ,分别研究其指令执行成本并加以比较 ,结果发现 ,个人投资者与两类机构投资者具有显著不同的执行成本 ,个人投资者具有更小的有效价差 ,原因在于个人投资者的交易具有更小的价格影 响 ,而且价格影响的差别远大于已实现价差的差别 。另外 ,财富水平不同的投资者其执行

2、成本也不 同 。本文的研究结果对我们理解中国市场上不同类型投资者的执行成本提供了依据 。关 键 词执行成本有效价差已实现价差价格影响一导论交易的执行成本在市场微观结构领域中是一个非常重要的问题 ,它客观反映了交易指令的执行质量 , 是判断证券市场运行效率高低的一个标准 ,也是投资者特别关注的一个指标 。有关执行质量数据 的研究表明 ,平均执行成本较低的交易 ,往往伴随着执行之后的价格波动较小 ( H uang, 2002; B a rc lay and M cCo rm ick, 2002; L ip son, 2003 ) 。国外已有大量的文献对执行质量展开了研究 ,基本围绕两个方面进 行

3、,其一是比较不同证券市场上的交易指令执行质量 ,譬如 B e ssem b inde r ( 1999 ) 、B e ssem b inde r ( 2003 ) 、 B e ssem b inde r和 Kaufm an ( 1997 ) 、H uang和 Sto ll ( 1996 )等 ;其二是研究一个特定市场上的某一个或一些 交易主体的指令执行质量 ,典型的有 B a tta lio等 ( 1997 ) 、B a tta lio等 ( 2003 ) 。Glo sten和 M ilgrom ( 1985 ) 、Ea sley和 O H a ra ( 1987 )等研究了执行成本与指令流的

4、信息含量之间的3 周开国 :中山大学岭南学院 510275 电子信箱 : zhoukgm a il. sysu. edu. cn : 020 - 84113869; 李涛 : 中国人民大学财政金融学院 100872 电子信箱 : econ litao gm a il. com; 柴俊 :香港城市大学经济及金融系 电子信箱 : efjunca i c ityu. edu. hk。 本文得到了中山大学文科青年教师科研基金项目“中国股市指令不均衡与个股收益率之间的关系研究 ”,以及中山大学“985 工程 ”港澳研究哲学社会科学创新基地港澳经济研究项目的资助 。本文的部分研究是柴俊教授曾在上海证券交易

5、所担任高级访问学者时研究的 部分成果 。作者非常感谢上海证券交易所为本研究提供了具有重要价值的数据 。同时 , 作者非常感谢匿名审稿人提出的宝贵意见和建 议 。当然 ,文责自负 。 在美国证券市场上这一指标非常受到关注 , 根据美 国证券 与交 易委员 会 ( SEC ) 于 2000 年 11 月 15 日颁 布的 一个条 例 ( R u le11AC1 - 5 )的规定 ,证券交易所必须每月发布平均执行质量的度量信息 ,目的是为投资者提供信息 ,并且提供一个公平的基础以便对不同 的市场进行比较 。世界经济 32007年第 8期 73中国股票市场上个人投资者与机构投资者的指令执行成本关系 ,

6、他们的研究均表明 ,交易指令的执行成本反映了交易的信息含量 ,信息含量少的交易具有较低的执行成本 。市场微观结构的文献普遍认为 ,个人投资者一般都是不知情的交易者 ,因此其提交的交易指令 含有的有关股价的私人信息含量低 。而机构投资者往往拥有私人信息 ,被称为知情交易者 ,其提交的指 令含有更多有关股价的信息 。因此 , 这 两类 不同 的 投资 者面 临的 执 行成 本有 所 不同 。 Jone s和 L ip son ( 2003 )的研究证实了这一点 ,他们发现 ,个人投资者的指令与机构投资者的指令相比之下执行起来更具 有优势 。其研究结果显示 ,个人投资者具有更小的有效价差 ( eff

7、ec tive sp read ) ,同时具有更高的已实现价 差 ( rea lized sp read) ,究其原因 ,他们通过研究指令数据发现 ,个人投资者的指令对价格形成的影响 (也就 是“价格影响 ”这一新的概念 )要小于机构投资者指令的价格影响 ,而且这个价格影响差别甚至超过了已 实现价差的差别 ,所以个人投资者的有效价差会更小 。既然个人投资者与机构投资者的执行成本不一样 ,那么考虑证券市场执行质量的时候区分个人投资 者与机构投资者就显得尤其重要 ,只有这样 ,当我们观察到不同证券市场具有不同的执行质量时 ,才可以 了解这种质量的不同是由市场的基本结构不同引起的 ,还是由于市场上投

8、资者的构成不同而引起的 。国外研究执行质量或执行成本的文献都是针对美国各市场的 ,由于受到研究所需要的数据的限制 ,国内少有研究中国股市指令执行质量的文献 ,而且没有出现区分投资者类型分别研究执行成本的文献 。 本研究利用来自中国股票市场的特有数据 ,区分投资者的类型来研究个人投资者和机构投资者的指令执 行成本并加以比较 。苏冬蔚 ( 2004、2005 )比较了 A 股与 B 股交易的执行成本 ,并研究了执行成本与股票预期收益的关系 ,其度量方式是用报价价差来度量执行成本 。另外 ,也有少数文献对中国股市报价价差的特征及其影 响因素进行了研究 ,如屈文洲和吴世农 ( 2002 ) 、孙培源和

9、施东晖 ( 2002 ) 、杨朝军等 ( 2003 ) 。然而 ,报价价 差并不能准确反映执行成本 ( H uang and Sto ll, 1996 ) 。二研究方法报价价差是传统的度量执行成本的方法 ,本文则采用执行成本的另外三种度量方法 :有效价差 、已实现价差以及价格影响 。以下分别详细描述各种度量的定义与计算方法 。 买卖价差是交易成本的一种简单又直观的度量 ,也是微观结构研究中常用的一种度量 ,它反映了在同一时刻卖出 1 个单位证券和买进 1个单位证券的价格之差 。从投资者的角度来看 ,价差反映了投资者 买进 1个单位证券的同时卖出 1个单位同样的证券所支付的成本 。常用的两种价差

10、度量 ,即报价价差和 有效价差都可以用交易数据计算得出 。报价价差是买卖报价的差额 。中国的上海股市和深圳股市都属于指令驱动型市场 ,投资者可以观察 到即时的限价指令簿 ( lim it o rde r book) 。限价指令簿上同时显示出五个买价和五个卖价 ,按照从低到高 的顺序排列 ,一般我们所说的报价价差是最低卖价和最高买价的差额 ,也就是五对买卖报价中差额最小 的一对报价之差 。用公式表达如下 :st = ( at - bt )( 1 )st表示 t时刻的买卖报价价差 , at是 t时刻报出的最低卖价 , bt是 t时刻报出的最高买价 。市场微观结构的众多文献已经证实报价价差反映了与知

11、情交易者发生交易遭受的预期损失 ( Glo sten and M ilgrom ,1985; Cop e land and Ga la i, 1983 ) 和 存货 成本 ( Sto ll, 1978; Am ihud and M ende lson, 1980; Ho and Sto ll,1981 )以及指令处理成本 ( Sto ll, 1985 ) 。用报价价差度量执行成本时假设交易刚好发生在买价或卖价世界经济 32007年第 8期 74周开国李 涛柴 俊上 ,即成交价格要么等于买价 ,要么等于卖价 ,不会处于买卖报价之间 。然而 ,事实上 ,有些交易却是发生在买卖报价之间的 ,所以我们

12、需要另外一个更好的度量执行成本的价差 :有效价差 。 有效价差根据买卖报价和成交价格计算得出 ,定义为成交价格与买卖报价中间值之差的两倍乘上交易的买卖标识符号 。计算公式如下 :zt = 2Q t ( pt m t )( 2 )这里 , zt表示 t时刻的有效价差 , Q t为买卖标识符号 ,是一个取值为 - 1 或 1 的指示变量 ,表示一笔交易是买方主动的 (此时 Q t = 1 )还是卖方主动的 (此时 Q t = - 1 ) 。 pt是 t时刻的成交价格 , m t是与 t时刻 的交易相匹配的买卖报价的中间值 ,即有 m t = ( at + bt ) / 2 ,它反映了如果没有交易成

13、本存在的证券交易 价格 。正是由于市场上存在交易成本 ,所以才存在买卖价差 。既然有效价差的计算基于真实的成交价 格 ,所以它比报价价差更能精确的反映交易的执行成本 。如果交易是由买方主动的 (Q t = 1 时 ) ,那么成 交价格会等于或接近于卖价 , pt会大于 m t ;如果交易是由卖方主动的 (Q t = - 1 时 ) ,那么成交价格等于或 接近于买价 , pt会小于 m t 。因此 ,总有 zt大于 0 ,即我们计算出来的有效价差总为正值 。由于本文的研究 利用了订单数据 ,我们可以观察到订单到来的时间 ,所以选取与某一笔交易相匹配的买卖报价时 ,所选用 的是该交易指令到来的时刻

14、生效的买卖价差 。这样能更加精确地将成交价格与买卖报价进行匹配 。市场微观结构的最新理论和经验研究倾向于将有效价差分解为两个成分 : 已实现价差和价格影响 。 已实现价差度量了流动性提供者为市场提供流动性所实现的收益 ,价格影响又称为信息成分或逆向选择成本 ,度量了投资者在与知情交易者发生交易时遭受的损失 ( H uang and Sto ll, 1996 ) 。这两个成分能够 刻画指令执行质量的内在本质 。我们分别计算这两个成分 。已实现价差的计算式如下 :rt = 2Q t ( pt vt +n )( 3 )其中 , rt是已实现价差 , vt + n是交易在 t时刻成交之后一段时间 (

15、n 时间段 )股票的真实价格 ,这个真实的价格不可观测 ,参考已有文献的做法 ,我们用交易五分钟之后观察到的第一笔买卖报价的中间值来代 表 。从这个定义容易看出 ,已实现价差度量了流动性提供者 (在指令驱动型市场上可以看作是一个提交 限价指令的投资者 )担任交易对手时获得的收益 。因为我们假设 ,该流动性提供者在 t时刻完成交易后 等待过了 n 时段便立即做了一次相反的交易 ,于是两个价格之差便是他的收益 。价格影响定义为有效价差与已实现价差的差额 ,计算式如下 :t= 2Q t ( vt +n - m t )( 4 )这 里 ,t表 示 价 格 影 响 , 其 他 符 号 定 义 同 上 。

16、价 格 影 响 度 量 了 指 令 的 信 息 成 分 或 逆 向 选 择 成 本( H uang and Sto ll, 1996 ) 。换一种方式理解 ,流动性提供者在刚刚完成交易时因获得了有效价差而取得收 益 ,但是他在之后做相反方向的交易时可能会面对知情交易者而遭受损失 ,损失大小为逆向选择成本的 值 ,或者说价格影响的值 ,因此他最终获得的仅仅是已实现价差 。我们观察到的有效价差并不是流动性 提供者的全部利润 ,其中有一部分是不可实现的 ,是由于他可能面对知情交易者而遭受的损失 。一笔交 易指令包含的私人信息含量越多 ,该交易的价格影响就会越大 ,随之已实现价差就会越小 。因此 ,有

17、效价 差的两个分解成分对于我们认识指令的执行成本非常重要 。三数据与样本描述(一 )数据特点我们用到的独特交易数据和订单数据分别来自于两个文件 : 交易文件和订单文件 ,均由上海证券交世界经济 32007年第 8期 75中国股票市场上个人投资者与机构投资者的指令执行成本易所提供 。交易文件记录了每只股票在每一个交易日的每一笔交易的相关情况 ,包括交易时间 (精确到秒 ) 、成交价格 、交易数量 、交易金额 、买卖报价 、买卖标识 、买卖双方的账号 、订单序列号以及买卖双方达 成该笔交易后账户中持股数 。订单文件记录了交易指令到来的时间 (精确到秒 ) 、递交指令的投资者账户 、订单序列号 。两

18、个文件合并后我们就可以利用订单序列号识别主动发起该笔交易的投资者身份 。数 据覆盖的时间段是从 2003年 10月至 2004年 3 月 ,共 6 个月的时间 。两个文件提供了有关交易的非常详尽的信息 ,尤其是订单文件记录了指令到达的时间 ,这样便于我们对买卖报价与成交价格相匹配 ,从而计算出的执行成本更加准确 。另外 ,两个文件还记录了投资者的 账户和投资者的持股数量 ,这样我们便可以区分投资者的类型 。中国股票市场上的交易者分为三种类 型 :第一种是个人投资者 (本文定义为账户类型 1 ) ,也就是散户投资者 ; 第二种是第一类机构投资者 (定 义为账户类型 2 ) ,包括普通公司 、上市

19、公司和保险公司 ; 第三种是第二类机构投资者 (定义为账户类型3 ) ,包括证券公司 、基金公司 、合格境外机构投资者 (Q F II)等 ,由于三类投资者所拥有的股票信息不一样 ,所以本文在计算执行成本时加以区分并进行比较 。利用投资者的持股数量 ,我们可以按照投资者的加权 平均持股量来区分投资者的账户大小 。(二 )样本描述本文所研究的样本股票为上证 180 指数成分股 ,还包括 2003 年 12 月份以后被更替的原 18 只成分 股 ,总共 198 只个股 。 为了保证结果的稳定性 ,我们把 6个月的样本期分为两个时期 ,第一时期为 2003 年 10月至 2003 年 12月 ,第二

20、时期为 2004年 1 月至 2004年 3月 ,后面的计算结果都是分别针对这两个 时期的数据 ,加以比较以证实结果的一致性 。关于样本主要变量的基本统计量描述见表 1。首先分别对每一只股票计算各变量在样本期内的平 均值 ,或加总 ,或者计数 ,然后计算 198只股票的横截面均值 、中位数 、1 /4分位点和 3 /4分位点 。表 1中的股票价格是月末收盘价的均值 ,月度收益率是三个月期间每月收益率的平均值 ,公司的流 通股市值是月末数据的平均 ,以上三个变量的数据来自于 CSMAR 市场交易数据库 。表中其余变量都根 据上海证券交易所提供的交易和订单数据计算得出 。计算交易量时分别对三个账户

21、类型计算三个月期 间的总交易量 ,意指由某一类型投资者主动发起的交易记为相应账户类型的交易量 。第一个时期的结果 显示 ,平均每只股票由个人投资者发起的总交易量为 198. 7 百万股 ,两类机构投资者发起的总交易量分别为 18百万股和 36百万股 。也就是说 ,个人投资者的交易量最大 ,占总数的 85. 2 % ,其次是第二类机构 投资者 ,占 9. 4 % ,第一类机构投资者的总交易量最少 ,只占 5. 5 % 。第二个时期中各类投资者均增加了交易量 ,分别为 299. 3 百万 、19. 4 百万和 45. 1百万股 ,说明第二个时期股票交易更加活跃 ,但是各自所占 的比例排序仍然不变

22、。在第一个时期中平均每只股票有 55 596 个第一类账户进行交易 ,其他两类账户个数分别是 138 和 379 ,第三类账户数比第二类账户数多 。在第二个时期中 ,除了第三类账户数略有下降外 ,第一二类账户数都有所增加 ,其中第一类账户数显著增加 ,上升了 57 % ,说明散户投资者在第二个时 期更加积极参与股票交易 。在第一个时期 ,订单文件中三类账户的平均个数分别为 63 184、146 和 408 个 ,均比相应的交易文件中账户数目多 ,说明有部分账户提交的订单没有成交或者被取消 。第二个时期 订单文件中各类型账户数目也比第一个时期的相应数目有所增加 ,尤其是第一类账户增加比较明显 ,

23、由63 184个增加到 97 703个 ,增加了 55 % 。从以上数据可以看出 ,两个时期参与交易的投资者 (尤其是散 户投资者 )数目大不一样 ,股票交易的活跃性也不一样 。另外 ,比较两个时期各变量对应的中位数 、1 /4 受可以获得的数据所限 ,本文研究的样本是上证 180 指数成分股 。上证 180 指数是从上交所所有 A 股股票中选取最具市场代表性的 180 种样本股票编制而成 ,具有一定的代表性 ,所以据此得出的研究结论具有普适性 。世界经济 32007年第 8期 76周开国李 涛柴 俊分位点和 3 /4分位点 ,我们也得出同样的结论 。基于此 ,我们在后文对这两个时期分别进行分

24、析 ,如果得到一致的结论 ,那么我们就保证了经验结果的稳定性 。表 1样本的概要统计量描述2003年 10月至 12月2004年 1月至 3月均值25 %中位数75 %均值25%中位数75 %股票价格 (元 )月度收益率 ( % )流通股市值 (百万元 )交易量 (百万股 )账户类型 18. 641. 2822206. 1- 3. 179757. 691. 1114499. 995. 7322529. 976. 0526056. 882. 7911458. 655. 83169211. 779. 082851198. 7( 85. 2% )18. 0( 5. 5 % )36. 0( 9. 4

25、% )52. 2( 78. 0% )1. 3( 1. 5 % )1. 0( 1. 2 % )93. 8( 92. 3% )2. 9( 2. 8 % )4. 2( 4. 5 % )184. 1( 97. 0 % )9. 9( 4. 8% )17. 2( 12. 5 % )299. 3( 87. 1 % )19. 4( 4. 6% )45. 1( 8. 4% )98. 5( 80. 4 % )2. 6( 1. 7 % )1. 4( 1. 2 % )174. 9( 91. 8% )5. 0( 3. 1 % )7. 7( 3. 9 % )302. 2( 97. 0% )15. 1( 5. 1 % )2

26、6. 8( 12. 2% )账户类型 2账户类型 3交易文件中账户的个数账户类型 1 账户类型 2 账户类型 3订单文件中账户的个数账户类型 1 账户类型 2 账户类型 3交易日加权持股量 (股 )账户类型 1账户类型 2账户类型 355 59613837920 709381134 126636759 09411227087 22615535938 446611265 3209787102 37517141263754411139 500687166 93912429697 70316338943 747651373 83010294115 8901814212592

27、114 930236 519126120 84652 262154436 847128 994206591 983288 897179277 603148 581101517 55755 358123732 24899 821155871 410181 379在研究中我们计算了每个投资者账户的交易日加权平均持股量 ,根据此数据在每一类型投资者中区分账户大小 ,因为账户大小反映了投资者的财富水平 。为了比较某一特定类型投资者财富水平的高低是 否影响了执行成本 ,我们根据交易日加权平均持股量排序 ,把每一类型的投资者又等分为四种财富水平 不同的类型 ,即账户大小类型 。表 1的最后一部分列出了三个

28、账户类型各自的交易日加权平均持股量 ,在第一个时期中平均值分别为 2592 股 、114 930 股和 236 519 股 ,各类型投资者之间财富水平差别很大 ,第二个时期的数值相应减少 ,这是由于在第二个时期参与交易的账户明显增多 ,所以平均每个账户的持 股数必然减少 。四经验结果(一 )指令执行成本的各种度量世界经济 32007年第 8期 77中国股票市场上个人投资者与机构投资者的指令执行成本本文的目的是研究中国股票市场上不同类型投资者的执行成本 ,同时区分账户大小 。 另外 ,我们还控制指令大小 ,将每一笔指令按照交易股数划分为 5类 (按照表 2所列的规则划分 ) 。我们不分账户大小和

29、指令大小 ,计算三个类型账户 (个人投资者和两类机构投资者 )的三种执行成本度量的值 。计算过 程如下 :先针对每只股票计算三个月期间每个类型账户的平均有 效价差 、已实现价差和价格影响 ,然后计算 198 只股票的横截面表 2指令大小的划分规则交易股数区间指令大小类型100( 100 - 500 ( 500 - 1000 ( 1000 - 1500 150012345中位数 , 结果列于表 3。为了直观起见 ,中位数的值均乘以 100 ,即以人民币为单位 ,表中的 p 值是与账户类型 1 相比进行 W ilc2oxon检验的 p 值 。表 3各种指令执行成本度量的中位数 (根据账户类型分组

30、)说明 : 33 、333分别表示 W ilcoxon检验结果在 5 %和 1%的显著性水平下显著 。第一个时期中 ,第一类投资者的有效价差 、已实现价差和价格影响分别是 1. 66 分 、0. 27 分和1. 46分 ,第二类投资者的相应数值分别为 2. 30 分 、0. 25 分和 2. 20分 。经过比较这两组数据我们发现 ,第一类投资者的有效价差小于第二类投资者的有效价差 ,而且 W ilcoxon 检验结果显示两者的中位数显著不相 等 。另外 ,第一类投资者的已实现价差略大于第二类投资者的已实现价差 。也就是说 ,充当散户投资者 的交易对手获取的收益要比充当机构投资者的交易对手获取的

31、收益高一些 ,但是第一类投资者的价格影 响显著小于第二类投资者的价格影响 ,即第二类投资者的交易包含的私人信息更多 ,第二类投资者的交 易对手遭受的信息成分损失更多 。两者价格影响的差别远远大于已实现价差的差别 ,因此 ,我们观察到 第一类投资者的有效价差更小 。但是有效价差包含两个成分 ,即已实现价差和价格影响 ,只有将有效价 差分解为这两个成分之后 ,我们才可以更为透彻地看出不同投资者类型提交指令的信息成分的不同 。第 三类投资者与第一类投资者相比 ,其有效价差 、已实现价差和价格影响都大 ,而且都是在 1 %或 5 %水平 上显著 ,说明无论以哪一种度量方式计 ,两类投资者的执行成本都显

32、著不同 。另外 ,我们也看出 ,两者的 价格影响的差额比两者已实现价差的差额要大得多 。第二个时期中 ,我们发现与第一个时期类似的结论 ,其中第二类投资者和第三类投资者均与第一类 投资者的有效价差 、价格影响显著不同 。因此我们通过对两个时期的分析可以得出一致的结论 : 不同类 型投资者的有效价差是显著不同的 ,这主要是由于两者的价格影响显著不同造成的 。另外我们还发现 ,有效价差的构成中 ,已实现价差相较于价格影响占有的比例很小 , 这与 L ip son ( 2003 ) 、Jone s和 L ip son( 2003 )的发现保持一致 。 计算执行成本应该尽可能考虑到指令本身的特征 (

33、Jone s and L ip son, 2003 ) ,其中 ,指令的大小便是指令的最显著特征 。 Ea sley和O H a ra ( 1987 )也指出 ,价差随着指令大小递增 。因此 ,本文计算各种执行成本的度量时控制了指令大小 。我们汇报的是中位数而不是均值 ,由于要进行 W ilcoxon秩检验 ,该检验是针对两列数的中位数是否相等 。世界经济 32007年第 8期 782003年 10月至 12月有效价差已实现价差价格影响2004年 1月至 3月有效价差已实现价差价格影响账户类型 1 1. 66 0. 27 1. 46账户类型 2 2. 30 0. 25 2. 20p - 值 0

34、. 0001333 0. 5975 0. 0002333账户类型 3 2. 90 0. 57 2. 24p - 值 0. 0001333 0. 017433 0. 0275331. 57 0. 28 1. 392. 36 0. 04 2. 50 0. 0001333 0. 037833 0. 00013332. 93 0. 31 2. 75 0. 0001333 0. 1451 0. 0033333周开国李 涛柴 俊为了比较不同财富水平的同一类型投资者的执行成本 ,我们进一步控制账户大小 ,同时控制指令大小对执行成本的影响 ,来计算不同类型投资者的各种执行成本度量 。结果列于表 4 1 至 4

35、 3。其中表4 1是针对个人投资者账户 (账户类型 1 ) ,表 42是针对机构投资者 I(账户类型 2 ) ,表 4 3是机构投 资者 II(账户类型 3 )的计算结果 。类似于表 3 ,表 4 给出的也是横截面中位数结果 。我们将每种投资者 类型按照交易日加权平均持股量等分为 4种账户大小类型 。另外 ,每个账户大小类型又区分为 5 种指令 大小类型 。为了检验账户大小和指令大小对执行成本的影响 ,表中列出了 W ilcoxon检验 p 值 ,以检验账333 333户大小 1类和 4 类的中位数是否相等 ,以及指令大小 1 类和 5 类的中位数是否相等 ,其中、 和 分别表示在 1 % 、

36、5 %和 10 %水平上显著 。不同类型投资者的指令执行成本度量 (区分账户大小和指令大小 )表 41个人投资者账户 (账户类型 1 )2003年 10月至 12月2004年 1月至 3月有效价差账户大小 123账户大小 4 p - 值 账户大小 123账户大小 4 p - 值0. 00003330. 00003330. 00003330. 00003330. 00003330. 0000333指令大小 1指令大小 2指令大小 3指令大小 4指令大小 5 p - 值已实现价差指令大小 1指令大小 2指令大小 3指令大小 4 指令大小 5 p - 值价格影响 指令大小 1指令大小 2 指令大小

37、3 指令大小 4指令大小 5 p - 值1. 471. 401. 401. 431. 400. 18141. 571. 521. 511. 551. 560. 93851. 651. 621. 631. 641. 700. 19391. 941. 391. 361. 341. 371. 350. 34481. 471. 431. 431. 461. 490. 80681. 551. 521. 511. 541. 600. 19151. 852. 102. 061. 952. 050. 00953332. 16 0. 00003330. 00003330. 00003330. 00003332.

38、 162. 042. 190. 0155330. 00003330. 34720. 00013330. 00003330. 00003330. 520. 10- 0. 12- 0. 10- 0. 720. 00003330. 450. 320. 180. 22- 0. 330. 00003330. 490. 350. 380. 360. 050. 00003330. 390. 390. 350. 500. 360. 46750. 32000. 00013330. 00003330. 00003330. 00003330. 650. 18- 0. 16- 0. 11- 0. 650. 00003

39、330. 560. 490. 370. 27- 0. 170. 00003330. 530. 450. 480. 590. 200. 00003330. 170. 130. 120. 220. 230. 50260. 00003330. 00003330. 0194330. 71550. 0168330. 00003330. 00003330. 00003330. 0255330. 21821. 021. 331. 511. 562. 110. 00003331. 091. 201. 321. 411. 870. 00003331. 181. 221. 261. 231. 710. 00003

40、331. 601. 731. 761. 461. 740. 751. 221. 541. 552. 030. 850. 921. 111. 091. 641. 071. 191. 050. 971. 441. 591. 891. 881. 711. 783333333333330. 06450. 00000. 00000. 00000. 0347从表 41的结果我们看出 ,两个时期得出的结论基本一致 。具体来讲 ,对于个人投资者而言 ,当控制了指令大小之后 ,账户大小不同的投资者具有显著不同的有效价差 ,这一点在不同层次的指令大小上 是一致的 , 5 个指令大小类别上 ,用来检验账户大小 1

41、和账户大小 4 的中位数相等的 W ilcoxon检验 p 值 均接近于零 。而且 ,在同一个指令大小类别上 ,有效价差的值随着账户大小的增加而严格递增 。这说明 账户大小确实会影响有效价差 。也就是说 ,即使是同一类投资者 ,当投资者的财富水平不同时 ,其面临的 有效价差也不同 ,财富水平高的个人投资者进行交易时面临的有效价差更大 。另外 ,针对同样的账户大 小类别 ,除了账户大小 4的有效价差在指令大小 1 和指令大小 4 之间存在显著差别外 ,其他指令大小不 同时的有效价差非常接近 ,没有显著差别 。这里我们观察到的结果与 Ea sley和 O H a ra ( 1997 ) 、Jone

42、 s和 L ip son ( 2003 )的发现不同 ,他们发现有效价差随着指令大小的增加而递增 ,而我们发现有效价差并没有世界经济 32007年第 8期 79中国股票市场上个人投资者与机构投资者的指令执行成本严格递增或者递减的规律 ,且非常接近 。两项研究结果结论不同的原因有两个 : 一个是由于我们这里已经控制了账户大小 ,正如前面所述 ,我们已经发现账户大小显著影响有效价差的大小 ;另一个原因是由于 有效价差的两个成分即已实现价差和价格影响随指令大小变化的规律不同所致 ,所以我们需要进一步研 究已实现价差和价格影响分别与指令大小的关系 。在同一指令大小类别上不同账户大小具有显著不同的已实现

43、价差 (除个别例外 ) 。在第一个时期中 ,除了指令大小 1以外 ,其他 4类指令大小类别上账户大小 4 与账户大小 1 之间的已实现价差显著不 同 ,而且相差很远 ,均在 1 %水平上统计显著 。甚至在指令大小 3、4 和 5 类别上 ,账户大小 1 的已实现价 差中位数为负 ,说明账户大小 1的交易中有至少一半以上的已实现价差为负数 ,与这些投资者发生交易 的交易对手的已实现收益为负 。另外 ,指令大小在这里起到了显著的影响作用 ,在账户大小 1、2 和 3 类 别上 ,指令大小 5与指令大小 1之间的已实现价差显著不同 ,而且已实现价差随着指令大小的增加而递 减 。从第二个时期的结果我们

44、也得出相同的结论 。表 42不同类型投资者的指令执行机构投资者I(账户类型 2)2003年 10月至 12月2004年 1月至 3月有效价差指令大小 1 指令大小 2 指令大小 3 指令大小 4 指令大小 5 p - 值 已实现价差 指令大小 1 指令大小 2 指令大小 3 指令大小 4 指令大小 5 p - 值 价格影响 指令大小 1 指令大小 2 指令大小 3 指令大小 4 指令大小 5 p - 值账户大小 11. 691. 921. 801. 751. 830. 365821. 912. 222. 072. 092. 000. 214632. 202. 542. 482. 182. 33

45、0. 4107账户大小 4 p - 值 账户大小 122. 052. 252. 242. 072. 070. 714232. 532. 712. 642. 412. 480. 9127账户大小 4 p - 值0. 00003330. 00003330. 00003330. 00003330. 00003330. 00003330. 00003330. 00003330. 00003330. 00003332. 893. 233. 112. 842. 890. 67931. 771. 761. 801. 671. 750. 64842. 863. 133. 182. 922. 900. 6358

46、0. 0350330. 00663330. 0259330. 0364330. 030133- 0. 61- 0. 77- 0. 18- 1. 00- 0. 490. 58670. 130. 430. 220. 27- 0. 190. 92150. 730. 700. 690. 770. 510. 39980. 480. 320. 660. 230. 100. 26770. 84- 0. 39- 0. 840. 35- 0. 500. 025433- 0. 60- 0. 22- 0. 21- 0. 22- 0. 440. 9618- 0. 17- 0. 020. 24- 0. 460. 540

47、. 47140. 240. 300. 370. 120. 340. 74460. 35020. 0487330. 0492330. 89960. 090930. 00293330. 31520. 23690. 0310330. 26172. 082. 952. 043. 002. 470. 58942. 002. 191. 962. 212. 000. 81171. 461. 832. 101. 911. 780. 41852. 142. 542. 392. 342. 710. 23840. 85000. 99570. 43010. 82090. 91101. 242. 432. 431. 5

48、72. 420. 0311332. 842. 482. 342. 282. 711. 00002. 942. 672. 443. 001. 830. 46822. 692. 352. 602. 982. 480. 7757在第一个时期中 ,价格影响与账户大小显著相关 ,当控制了指令大小后 ,账户大小 4 与账户大小 1 的价格影响显著不同 (除个别例外 ) 。账户越大 ,其交易的价格影响越大 ,说明其包含的信息成分越多 ,有 更大的可能是信息性交易 ,或者说 ,财富水平越高的投资者越有可能拥有信息优势 。另外 ,价格影响也与 指令大小有关 。指令越大 ,价格影响也越大 ,说明个人投资者的大额交

49、易指令往往比小额交易指令具有 更多的信息成分 。第二个时期的结果与第一个时期的结果相近 ,两者具有相同的规律 。表 42列出了对机构投资者 I(账户类型 2 )的计算结果 。首先分析有效价差的情况 ,两个时期得出 了完全一致的结论 。在同一指令大小类别上 ,不同账户大小的有效价差相差甚远 ,而且有效价差随着账世界经济 32007年第 8期 80周开国李 涛柴 俊户大小严格递增 ,账户大小 4 与账户大小 1 的有效价差在统计上显著不同 ,这说明机构投资者 I的财富水平高低仍然会影响执行成本的大小 。然而 ,当控制了账户大小以后 ,指令大小并不显著影响有效价差 的大小 ,有效价差也没有呈现随指令

50、大小严格递增或递减的趋势 ,这与个人投资者账户的情形相同 。再看已实现价差的结果 。在第一个时期中 ,在同一指令大小类别上 ,账户大小 4 与账户大小 1 的已 实现价差显著不同 。与个人投资者账户的情形类似 ,在有的类别上也出现已实现价差为负的情况 。另 外 ,在同一账户大小类别上 ,不同指令大小的已实现价差并无显著差别 ,而且已实现价差也不随着指令大 小单调递增或递减 ,这一点与个人投资者的情形不一样 ,说明了对于机构投资者而言 ,财富水平相同的情 况下 ,指令大小与已实现价差并无明显的关系 。只是财富水平的高低会显著影响已实现价差的大小 。第 二个时期的结果与第一个时期的结果基本一致 。

51、通过分析价格影响的结果发现 ,价格影响在不同的账户大小类别上不存在显著差别 ,在不同的指令 大小类别上也不存在显著差别 ,这一点与个人投资者的结果不一样 。这一结论说明对于机构投资者 I而 言 ,不论其财富水平的高低 ,还是所提交指令的大小 ,均包含相同的信息成分 ,这类投资者的交易对价格 的冲击并无显著差别 。也就是说 ,在信息不对称方面 ,机构投资者 I类具有同质性 ,同属于这一类的投资 者具有相同的信息优势 。这一结论具有非常深刻的含义 。对于诸如保险公司这样的机构投资者 I来说 , 它们参与股票市场对股价的影响是相同的 ,不论其参与的程度 (即投入的资金大小 )如何 ,或者其提交的 单

52、笔交易的规模如何 ,它们对股价的影响程度都是一样的 ,并不存在哪一个投资主体更具有信息优势 。表 43机构投资者 II(账户类型 3)2003年 10月至 12月2004年 1月至 3月有效价差指令大小 1 指令大小 2 指令大小 3 指令大小 4 指令大小 5 p - 值 已实现价差 指令大小 1 指令大小 2 指令大小 3 指令大小 4 指令大小 5 p - 值 价格影响 指令大小 1 指令大小 2 指令大小 3 指令大小 4 指令大小 5 p - 值账户大小 12. 722. 972. 682. 382. 750. 951522. 783. 072. 803. 003. 010. 484933. 002. 972. 982. 702. 980. 9190账户大小 4 p - 值 账户大小 122. 802. 882. 892. 672. 800. 953632. 962. 972. 872. 702. 910. 5920账户大小 4 p - 值0. 043730. 00023330. 00023330. 0337330. 0107332. 913. 193. 172.