中国股票收益的非流动性补偿

1、摆中国股票收益的搬非流动性补偿摆吴文锋拌1拌 芮萌拌2跋 挨陈工孟唉2跋（1、上海交通板大学管理学院 柏 2、香港理工拌大学会计学系）哀通信地址：上海肮市法华镇路53埃5号巴 百 上海交大靶管理学院暗 柏 吴文锋（收）哀邮编：2000蔼52胺电话：懊(021)62岸932590-疤8616俺，136218盎27752拜传真：般(021)62笆93-哎3664霸email: 败wfwusj案.埃cn班本文受国家自然佰科学基金坝(柏7020200靶5案)拌的资助，作者感背谢搬“盎第二霸届扳中国青年经济学碍者论坛搬”安与会者、两位匿俺名审稿人和责任摆编辑背提出矮的挨修改意见，当然肮文责自负疤。罢邮寄

2、地址：北京把市建国门内大街芭5号中国社会科耙学院世界经济与埃政治研究所颁世界经济编熬辑部巴邮编：1007癌32巴电话：（010跋）巴6513774半4-5790 艾 奥传真：巴6513774摆4-5790奥email: HYPERLINK mailto:jwe 癌jweiwe颁p.cass.翱办投稿日期：斑2002/澳11翱/9八中国股票收益的俺非流动性补偿昂内容提要：案传统资产定价模翱型认为，股票高败收益仅仅是用于靶补偿高风险，而扒忽略了非流动性巴交易成本等其他挨重要因素。市场百微观结构理论重凹新考虑非流动性斑问题，提出了收百益的佰“背非流动性补偿昂”隘假设。本文检验伴了中国股票市场矮的爸“

3、袄风险补偿叭”芭和蔼“矮非流动性补偿坝”伴假设，发现般“奥风险补偿罢”罢假设不成立；而爱相反，结果支持霸了熬“耙非流动性补偿斑”肮假设。这说明中挨国市场中非流动百性交易成本在股凹票定价中起着更挨重要的作用。另罢外，分析不同流拌动性的股票对市哀场非流动性变化皑的反应还发现，靶产生百“熬小公司效应颁”唉的一个原因是由翱于小公司的非流罢动性效应更显著奥引起的。文中提岸出，管理层除了败通过降低印花税伴和下调佣金等措癌施降低直接交易靶成本外，更应该奥完善市场交易机芭制降低间接交易半成本。啊关键词：按非流动性耙 熬资产定价模型 胺 小公司效应一、引言阿在2001年1安1月财政部调低矮证券交易印花税股、B股

4、交易印花税分别从、3统一降为。搬后不久，200败2年4月版中国证监会、国昂家计委、国家税凹务总局颁又把联合发文，自5办月1日起扳下调板证券佣金收取标罢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。扮。斑这两项措施的目邦的都是通过直接颁降低证券交易成斑本，以期活跃市氨场，提高整个市熬场的流动性。事岸实上，流动性不袄仅是管理层维护耙市场繁荣的目标邦之一，而且，它芭作为资产的一种唉重要属性，也是澳投资者进行资产阿组合管理和投资坝决策时考虑的首百要目标之一。肮与实务界对它的肮重视相比，流动按性在传统资产定隘价模型中却少有扒反映。为了强调碍这一长期忽略的柏重要因素，近年鞍来的市场微观

5、结矮构理论开始探讨罢和研究流动性在斑资产定价理论中癌的地位和应用。挨Amihud 奥and Men败delson(百1986)首次袄讨论了资产收益笆率与流动性的关肮系，他们的理论笆分析认为，资产绊收益率是交易成翱本的凸的增函数蔼；使用买卖价差案作为流动性的度坝量方法，他们的哀实证结果证实了熬“昂非流动性补偿坝”胺假设邦白股票的高收益不芭仅是为了补偿它伴的高风险，也用扮于补偿它的高非哎流动性。捌“岸非流动性补偿氨”懊假设可以说是对俺资产定价理论的矮进一步修正和完爱善。在传统资产绊定价理论中，安“白收益斑”柏仅仅是和阿“矮风险皑”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。班，但人们又无法挨解释为什么具有芭同样风险的两只跋股票，投资者倾氨向于选择流动性把好的那只？实际澳上，一个重要的碍因素肮拌交易成本被忽略敖了。类似于板“捌风险厌恶案”肮的基本假设，投扳资者同样具有把“叭流动性偏好俺”伴心理。投资者喜瓣欢流动性好的资俺产，这样他可在疤需要时快速和低邦成本地兑现资产版。所以当资产的澳非流动性偏大时八，他也需要更高阿的预期收益率来靶补偿高非流动性搬。这种非流动性案补偿所对应的成翱本就是一种间接版交易成本。半从非流动性成本版角度也有助于理罢解为什么股票的俺收益要高于短期白国债。因为，与吧短期国债相比，哀股票不仅更有风耙险，而且非流动埃性也更高。首

7、先拌，股票交易的价扒差和直接交易费皑用都要高于短期搬国债。而且，国颁债的交易规模也奥更大，投资者可吧以进行一笔规模笆很大的国债交易胺而对国债价格不俺产生影响，但规瓣模稍微大一点的拔股票交易就会影澳响股价。这说明叭股票的非流动性袄成本更高。这些埃都隐含着，股价啊收益率超出国债扳收益率部分的超阿额收益率不仅用半于补偿股票的高敖风险，也用于补板偿股票的高非流霸动性。伴在Amihud般 and Me班ndelson稗(1986)提败出袄“败非流动性补偿百”跋假设后，有关使板用流动性解释股半票收益的研究便耙大量展开了。E班leswara稗pu and 斑Reingan吧um(1993柏)使用1961柏-

8、1990年美版国股市数据重新邦检验摆“靶非流动性补偿坝”袄假设，他们的结奥论发现，资产收巴益率和买卖价差爸之间的正相关关斑系主要限定于一袄月份的数据。B叭rennan 把and Sub摆rahmany斑am(1996肮)把交易成本分昂为固定成本和可半变成本两部分，肮研究结果显示收昂益和可变成本之绊间存在相关关系碍，而和固定成本翱之间没有关系。芭Datar, 敖Naik an啊d Radcl摆iffe(19靶98)则使用换扮手率作为流动性摆的度量方法，检胺验结果也支持了蔼“盎非流动性补偿氨”把假设。Amih癌ud(2002哀)又重新从横截按面角度进行了检斑验，他发现资产癌收益率与非流动皑性之间的

9、正相关摆关系不仅在时间巴序列上成立，在艾横截面上也成立爱。暗在中国这个相对熬显得不成熟的市白场上，研究非流背动性成本对股票碍定价的影响，也叭许会引发新的思蔼考和兴趣。一方敖面，中国市场与背西方成熟市场存般在完全不同的背叭景环境，特别是耙大部分的实证研澳究都证实传统的芭资产定价模型不百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。胺。整个市场的规斑模较小 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%。板，证券市场制度癌处于不断完善过背程，政府对市场罢的干预过多，机办构投资者的数量爸和规模太小等，斑这些原因造

10、成中靶国市场与传统资霸产定价模型严格班的前提条件有较岸大出入。从投资埃者角度考虑，价白格波动的拌“佰风险补偿稗”碍不能解释股票收吧益的原因在于许疤多股价波动是由碍于政府外部干预班、庄家炒作等原耙因引起的，而不暗是投资者进行风胺险规避的结果。袄另一方面，在中摆国股市不仅交易败印花税、佣金等熬直接的交易成本昂较高，而且涨跌隘幅度限制、缺乏盎做空机制等市场哎制度也造成了很叭高的非流动性成百本。这些都使得扳研究中国股市中跋非流动性成本对版股票收益的影响昂就显得更有意义稗。般本文对中国股票版市场的非流动性啊与股价收益率之败间的关系进行了碍横截面相关检验胺，并分析了市场佰非流动性变化对拜股票收益的影响唉及

11、不同流动性股拔票的市场非流动摆性效应。文章的八结构如下，第二八部分描述了变量斑和使用的样本数捌据，第三部分设阿计了实证检验的瓣假设，给出了结般果，并进行分析皑，第四部分对结碍论进行了总结。二、变量和数据百（一）非流动性挨的度量方法盎流动性是一个很扳难刻画的概念（耙Amihud,安 2002）。拜它不能被直接观伴测，而且由于包扮括许多方面而无拌法简单使用一种瓣方法来刻画。一瓣般说来，一种资班产流动性好是指稗它能按照当前的半市场价格很快而暗且以很低的成本扮买卖。非流动性叭是一种间接交易柏成本，它反映了肮交易指令对价格癌的影响。象交易靶佣金、印花税等扒直接的交易成本肮容易度量，但包碍括买卖价差、交罢

12、易指令对价格的柏影响成本和延迟唉交易成本等非流按动性成本就很难碍度量。昂Kyle(19挨85)提出了度捌量流动性的三个案指标：紧性、深昂度和弹性。Am岸ihud an班d Mende癌lson(19伴86)和Ele唉swarapu俺(1997)则搬使用买卖价差来扮度量流动性。流袄动性的另一个度俺量指标是换手率唉，Amihud拜 and Me捌ndelson矮(1986)认挨为换手率与非流安动性成本负相关坝，Atkins搬 and Dy昂l(1997)颁发现价差与换手靶率倒数之间（衡半量持有期）存在澳正相关关系。这氨些流动性和非流八动性指标都是从班实证角度描述了背流动性的一个不袄同方面。办 哎本

13、文采用Ami扒hud(200稗2)的方法度量案非流动性，定义把为日收益率的绝皑对值与日成交金绊额的比率：（1）皑其中：耙为第i个股票t佰日的日收益率，败为第i个股票t拔日的成交金额。懊这个比率即为每奥单位成交金额所翱引起的价格变化碍，它反映了买卖啊指令规模对价格澳的影响。它与K败yle(198板5)的定义是一柏致的。而且，它胺避免了Kyle背的指标对高频数澳据的依赖，从而哀可以作长时期的霸时间序列研究。霸另一方面，Am昂ihud（20案02）的研究表版明，ILLIQ吧与从市场微观结半构高频数据给出袄的非流动性定义耙是正相关的。B哀rennan 稗and Sub摆rahmany俺am(1996澳

14、)使用日内交易爱和价差数据度量拔非流动性，一个背是价格影响指标爱：Kyle(1吧985)的办，另一个是相对暗于买卖价差的固肮定费用指标拜。通过与这两个般指标进行回归，疤他们发现ILL岸IQ指标与罢和坝都正相关。艾在横截面研究中巴我们使用月平均颁非流动性指标I吧LLIQ笆iy扮：（2）翱其中：D胺iy奥为第i个股票y翱月的交易天数。靶（二）实证检验八的变量邦（1）非流动性安变量罢单个股票的非流绊动性指标ILL般IQ鞍iy邦使用式（2）计安算，整个市场的跋非流动性指标则啊取所有股票的平胺均值AILLI按Q伴y澳：（3）隘其中：D般y靶为第y月的股票霸个数。由于随着懊时间的改变，各摆个月的非流动性傲

15、变化很大，所以蔼在横截面回归检笆验模型的估计中按，我们使用经过袄均值调整的非流碍动性指标ILL白IQMA白iy啊：（4）（2）风险变量哀我们使用BET胺A背iy矮作为系统风险的摆度量指标。BE白TA艾iy拌的计算方法如下扮：在每一个y月罢，股票按照市值盎排序，分成10伴个证券组合。然懊后，按照组合中摆所有股票收益率胺等权平均计算各跋个组合的日收益岸率R埃pt办，即第p个组合坝在t日的收益率颁。最后，按照市隘场模型来估计各鞍个组合的BET颁A碍py败值：（5）拜其中：RM袄t叭为等权平均计算白的市场组合收益斑率，BETA绊py班为用Schol版es and 霸William佰s(1977)敖估计

16、出的斜率系班数，无风险利率斑R霸ft凹为三个月期存款扳年利率的日收益芭率值。回归区间袄为y月月底前的爱一年期间。各个爸股票的BETA跋值为其所在的股捌票组合的BET摆A值BETA拔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。癌。绊股票的总风险为盎变量SDRET蔼iy伴，即为日收益率白的标准差（乘以疤100）。根据安Levy(19哎78)和Mer败ton(198癌7)的研究，总伴风险SDRET板iy埃也考虑在股票定埃价因素中是因为扒投资者的组合总白是受到限制，因柏而不可能完全分拜散化。（3

17、）股票规模懊 股票规拌模SIZE（市扒值）也与流动性邦有关。因为市值搬越大，它的价差百会越小，每个单盎位买卖指令对价哀格的影响也越小傲。而且，股票的胺预期收益率也与昂规模负相关（B隘anz, 19按81；Rein唉ganum, 办1981；Fa斑ma and 皑French,皑 1992等）阿。在横截面回归背时，规模SIZ皑E取对数。（4）其他变量稗在实证时，我们办还考虑股利变量八DIVYLD拌iy靶，它等于y月分罢配的股利与月底佰股价的比率。因傲为，Reddi袄ng百芭s颁（19扮7鞍9癌7）认为高股利吧分配的股票风险案要低一些，所以哎DIVYLD白iy摆可能与预期收益捌率存在负相关关斑系。

18、（三）样本数据熬样本时期为从1艾993年6月到绊2001年12伴月，一共103爸个月。数据为所柏有在上海和深圳扳证券交易所上市捌而且这段时期有案交易的股票，去哎掉ILLIQ绊iy懊在分布两端1%扒的股票 这是为了消除分布两端的异常数据可能造成的影响。埃。数据来源自香傲港理工大学中国案会计与金融研究吧中心和深圳国泰案安信息技术有限八公司合作开发的奥中国股票市场研耙究数据库（CS瓣MAR）。先按版照月份计算每个般月各个股票的变扮量值，求得10邦3个月的每月变盎量均值，而后对搬这103个月的靶均值进行统计，爸得到表1。啊表扒1 熬各个变量的基本跋统计表熬变量熬均值靶标准差澳中位数澳偏度邦最小值背最大

19、值按I胺LLIQ坝0.8018熬0.5717皑0.6730扮1.8238隘0.1205柏2.8443坝SIZE(RM挨B000)哀2,446,2摆49.35瓣3,066,9叭96.80爸2,453,4般97.08霸4.5680挨799,587耙.12笆4,779,2跋16.64碍DIVYLD俺12.2868熬13.7579吧6.9066拔1.6482白2.7672把43.1818敖SDRET暗3.0988肮0.8677熬2.7008傲1.1215背1.5048暗11.6740摆注：板变量DIVYL蔼D的单位为万分斑之一。把三、实证检验和昂结果办（一）非流动性昂和股价收益率的暗横截面回归埃1、横

20、截面检验安模型拔检验的过程采用暗Fama an澳d Frenc扮h(1973)癌的横截面回归方爱法：（6）挨其中：挨为第i股票第y疤月的收益率；摆为股票i的第j版个相关因素（比邦如，非流动性指肮标，风险系数B耙eta值，市值背规模等），它使矮用的在y月初投翱资者已获取的第摆y-1月的数据邦；系数皑衡量这些因素的傲影响程度。案表八 2 爱 股票收益率与百非流动性及其他胺变量的横截面回哎归结果拌变量斑所有样本芭除1月份之外的暗样本板1993-19案97盎1998-20敖01半所有样本巴除1月份之外的瓣样本扳1993-19昂97白1998-20笆01搬Constan办t袄-0.0354袄-0.026

21、5捌-0.0456蔼-0.0234阿0.1863暗0.1997板0.1987吧0.1717巴(-2.265氨5)斑(-1.441盎8)敖(-1.656盎6)叭(-2.201罢3)半(2.9971罢)袄(2.7388扮)佰(1.8093爱)爱(4.0137摆)扳BETA胺0.0020澳0.0016半-0.0018按0.0065板-0.0073哀-0.0143爸-0.0182肮0.0053绊(0.3271扒)笆(0.2300阿)扮(-0.158矮2)袄(2.3900笆)皑(-0.751办2)阿(-1.268案0)靶(-1.017八7)扮(1.9429巴)扳ILLIQMA碍0.0317跋0.0352

22、斑0.0487疤0.0118霸0.0298罢0.0334爸0.0473案0.0092摆(2.2412胺)伴(2.0851搬)盎(1.8729暗)罢(4.4883捌)颁(1.9933扒)霸(1.8697翱)笆(1.7199邦)熬(3.7088挨)啊LNSIZE安-0.0149坝-0.0153奥-0.0174碍-0.0118爸(-4.284胺4)哎(-3.838版0)柏(-2.887奥9)版(-4.526叭2)败SDRET扳-0.0024肮0.0002凹0.0013安-0.0067爱(-0.363颁8)捌(0.0194柏)拜(0.1099白)凹(-2.718扳6)哎DIVYLD败-0.0003按-

23、0.0004隘1般-0.0007耙0.00009奥(-0.961八9)懊(-1.015疤1)暗(-1.094阿7)背(1.0688艾)百注：扳括号内的值为T爱检验值。2、检验结果隘按照回归模型式肮（6），对各个背月（103个月巴）进行横截面回拜归，一共103板次回归，产生了败103组系数k般jy敖，对这103组办系数求均值，并佰进行了均值为零皑的T检验，结果氨见表2。由于一版些研究（Kei哎m, 1983啊；Tinic 岸and Wes岸t, 1986按；Eleswa岸rapu an百d Reing胺anum, 1隘993等）发现扳，由于蔼“邦一月效应爱”傲的影响，去掉一跋月份之后，BE翱TA

24、值、规模等坝因素可能变得不阿显著，所以还给癌出了去掉一月份板之后的统计和检背验值。另外，为傲了检验回归结果胺的时间上的平稳叭性，我们把样本岸时期分为两个阶爱段，一个阶段从班1993年6月版到1997年1吧2月（55个月埃）；另一个从1巴998年1月到笆2001年12斑月（48个月）按，分别对这两个盎阶段进行了统计摆和检验。岸表2的结果支持啊了中国股票市场罢的癌“凹非流动性补偿胺”俺假设。整个样本啊时期的非流动性瓣指标的均值为0八.0317，T爱检验值为2.2安412，显著不般等于零。另外，佰去掉一月份数据傲后，非流动性效班应仍然是正的。唉分阶段的ILL瓣IQMA也都为艾正值，且T检验盎显著，特

25、别是第隘二阶段，从19碍98年至200鞍1年期间，显著罢性大为增强。爸从BETA值的袄检验系数看，在搬中国股票市场，矮系统风险BET颁A值与收益率的半相关性不显著。皑在整个样本时期皑，T检验值仅为唉0.3271，挨无法拒绝零假设癌。去掉一月份的板检验和1993扳年到1997年巴的检验也都是不氨显著的。仅有1肮998年到20霸01年阶段BE佰TA值对股价收阿益率有正相关关白系。蔼在加入规模SI绊ZE、总风险S拌DRET和股利颁比率DIVYL跋D等变量后，非拜流动性ILLI岸QMA的系数仍袄然为显著的正值昂，进一步证实了叭非流动性与股价版收益率正相关的隘假设。从表2中啊还可以看出，股唉票规模对收益

26、率办的影响是负的，百这与其他研究者昂的结论是一致的拜。变量总风险S半DRET和股利安比率DIVYL爸D不显著，即它艾们对收益率没有癌统计意义上的显啊著影响。伴（二）市场非流般动性变化对股价芭超额收益率的影蔼响澳前面的实证结果爱表明，股价收益叭率与非流动性之澳间存在横截面正按相关关系。这说敖明，被传统资产办定价模型所忽视爸的非流动性交易昂成本因素是影响耙资产定价的一个拔重要因素。投资唉者并没有忽略资哀产的非流动性因哎素，而是通过对斑市场非流动性的把预期来调整预期艾收益率，从而影袄响股价。如果投扳资者预期到更高昂的非流动性，那懊么他们将把股价伴定得更低以希望靶得到更高的预期颁收益率，以补偿佰非流动

27、性的增加稗。Amihud佰 and 案, 埃Mendels颁on皑 and 败Wood疤(1990)在阿研究1987年矮10月美国股市皑崩盘时认为，当扳时的股市崩盘过搬程实际上分为两挨个阶段，第一个板阶段是在崩盘前芭，市场无法提供把必需的流动性来靶减少大笔卖单对氨价格的影响，股版价受到大笔卖单挨的影响而大幅下埃跌；第二个阶段伴则是由于市场流癌动性的大幅下降俺，投资者预期市澳场非流动性将大敖幅增加，因此提懊高预期收益率来唉补偿整个市场非版流动性的增加，跋所以股价再次大岸幅下跌。他们的昂研究还发现，不暗同流动性的股票案的下跌幅度也是安不同的，流动性奥越好的股票，其案下跌幅度越小。邦现在考虑整个市傲

28、场非流动性变化疤对股价超额收益矮率的影响，即当矮预期市场非流动搬性与实际市场非跋流动性不一致时芭，股价收益率会懊有什么变化。我敖们把实际市场非案流动性与预期市八场非流动性的差熬称为未预期到的凹市场非流动性，敖同样把实际收益八率与预期收益率捌之差称为未预期爱到的收益率。如扒果当年的未预期半到的非流动性大哀于零，即实际的肮非流动性大于预氨期的非流动性，罢则投资者将预期霸下一年的非流动埃性增大。而预期艾非流动性增加会爱导致下一年的期白望超额收益率的靶增加，因而当年埃年底（下一年年案初）的股票价格暗就下跌。所以，隘当年的收益率下搬降，即未预期到鞍的收益率为负值跋。因此，未预期岸到的非流动性对白同期未预

29、期到的吧股价收益率的影颁响是负面的。1、检验方法稗这里预期非流动靶性采用自回归模昂型估计，即假设班投资者使用前一叭个月的信息来预坝测下个月的非流阿动性，然后用这疤个预测值去设定拜期望收益率。市扳场非流动性假设版遵循下述过程：（7）芭其中：般为y月市场非流哎动性，检验时采班用自然对数形式吧，埃和拌分别为系数，熬为残差值；可以板预计胺。安在第y月初，投爱资者根据第y-罢1月的信息决定啊这一月的预期非百流动性班： （8）蔼然后，他们按照吧得到的预期非流拌动性再去设定这盎一月的期望收益跋率：（9）百其中：蔼为第y月的市场氨组合收益率，昂为第y月的无风斑险收益率。巴根据前面的分析唉，未预期到的非吧流动性

30、对同期的瓣未预期到的股价哎收益率的影响是八负面的。记颁，其中拌表示没有未预期澳到的超额收益率耙，则：（10）爸合并式（9）和皑式（10）为：（11）拔其中：叭，盎，耙。这样，检验模稗型为：（12）癌检验假设为：唉 吧。2、检验结果隘检验结果见表3胺。市场非流动性疤变化对股价超额拌收益率的影响主矮要体现在未预期把到的市场非流动靶性变化对超额收叭益率的影响上，斑即败其回归系数项瓣的检验显著。而邦前一个月的市场碍非流动性凹的系数项扮的T检验并不显昂著，这说明前一斑月的市场非流动爱性只影响前一月八的股价收益率，叭而对当月的股价罢收益率没有影响哀，因为投资者已奥通过预期当月的捌非流动性对股价伴预期收益率

31、进行傲调整，所以它对颁实际的股价收益版率就不产生影响拜。矮表 3 市场搬非流动性变化对安股价超额收益率把的影响颁RM 半挨 Rf坝规模组合的超额扳收益率斑Constan邦t摆-0.0086阿0.0197哀-0.0066案-0.0140败-0.0342版-0.0183爸4笆(-0.581罢)笆(1.123)靶(-0.420版)俺(-0.887班)柏(-2.597瓣)拔(-1.018搬)唉0.0135办0.03澳0.013鞍0.01袄-0.0068皑0.01675胺9哀(1.092)颁(2.268)蔼(0.977)拜(0.427)板(-0.704耙)蔼(1.361)般-0.1759巴-0.1869

32、昂-0.1501摆-0.1469皑-0.1361皑-0.1346半46罢(-8.068办)埃(-8.013拜)艾(-6.779拌)盎(-6.666罢)蔼(-7.513拜)埃(-6.475俺)按0.401巴0.4119埃0.3215盎0.3106八0.3651耙0.3066班2.603氨2.435罢2.653扳2.623败2.466扮2.586半注：括号中给出啊的为T检验值。半（三）市场非流扒动性对不同流动靶性的股票收益率佰的影响跋市场非流动性的跋变化对不同流动凹性的股票的收益邦率影响是不同的摆。当市场非流动芭性增加时，对投扮资者来说，一方瓣面是非流动性出埃现未预期的增加巴，另一方面则会颁预期非

33、流动性还颁会增加。这里包坝含两方面的影响哎：啊（1）当预期市胺场非流动性还会按增加时，对所有胺的股票而言，股暗价都会下跌而使昂预期收益率增加昂；败（2）当非流动碍性出现未预期的熬增加时，出现稗“埃流动性替代效应百”岸。即对流动性好挨的股票的需求增拌加，而对流动性艾差的股票的需求伴减少。癌流动性替代效应扮的出现，将使得肮流动性好的股票胺的需求增加，使班得价格上升，预半期收益率下降；叭而相反，流动性矮差的股票的预期瓣收益率增加。这氨样，对于低流动敖性的股票而言，澳两种影响的作用爸效果为同一个方白向，且相互加强搬。但对于高流动俺性的股票而言，坝这两种影响的作岸用方向相反而相鞍互抵消。最后的疤结果是，

34、流动性皑差的股票将表现阿出更明显的市场氨非流动性效应，拔即更强的未预期埃到的市场非流动坝性对收益率的负瓣面影响。而对于蔼流动性好的股票板，这种市场非流挨动性效应将会相罢对减弱一些。扒如前所述，股票坝规模也是一个流稗动性指标，相对百而言，规模大的跋股票的流动性要扳好于规模小的股背票。因此，我们哀按照股票规模把罢整个市场的股票暗分成10个组合耙，第1个组合的翱市值规模最小，氨第10个组合的百规模最大。使用八下面的模型检验爸市场非流动性对俺不同流动性的股拔票的收益率的影哀响：（13）背其中：耙为第i 个规模摆股票组合的第y癌月的收益率，流芭动性差的股票表袄现出更强的市场柏非流动性效应的白假设为 采用

35、奇数1、3、5、7、9时结果类似。哀：安。安检验结果见表3扳。从表中看出，版检验结果与我们袄的假设一致，阿未预期到的市场爸非流动性搬的回归系数霸值都小于零，且埃随着股票规模单俺调增加。这结果拌说明，规模小的肮股票的市场非流半动性效应要显著蔼强于规模大的股白票。小公司对市鞍场非流动性效应哎的具有更高的敏肮感性，使得小公把司具有更大的非吧流动性风险，因皑而它需要更大的跋非流动性补偿，绊所以从总体上看绊，小公司的收益啊要大于大公司，伴这也是产生肮“岸小公司效应佰”般的一个原因。四、结论八在传统的资产定霸价模型中，预期熬收益率与预期风矮险呈正相关关系皑，即收益是为了把补偿风险的。市扮场微观结构理论坝重

36、新讨论被忽视澳的交易成本问题皑，提出了搬“拜非流动性补偿百”奥假设。即相对于碍国债的低收益，盎股票的高收益不柏仅是为了补偿股叭票的高风险，也耙是为了补偿股票稗的高非流动性。靶本文采用199绊3年6月到20疤01年12月的隘数据，并使用日败收益率的绝对值耙与日成交金额的搬比率作为非流动哀性的度量方法，拜检验了中国股票翱市场的收益率与笆非流动性的横截稗面相关关系，分翱析了未预期到的跋市场非流动性对邦股价收益率的影懊响。把横截面回归的结八果显示，中国股鞍票市场的收益率隘与风险Beta矮值、总风险收益半率标准差之间都奥不呈现出相关关绊系，而与非流动耙性呈显著的正相板关关系。风险对巴收益率的解释作胺用不

37、明显，这与版许多学者研究的矮在中国股票市场熬资本资产定价模拜型不成立的结论按相一致。而中国唉市场表现出更显颁著的皑“颁非流动性补偿扒”胺假设，这说明投叭资者更注重资产板的流动性。这也凹可以解释相对于肮全球其他股市，爸中国股市的换手胺率更高的原因，瓣因为投资者的持埃股时间更短。傲通过对未预期到鞍的市场非流动性挨对股价收益率影板响的分析，我们佰发现当市场非流案动性发生了未预爸期到的变化时，安未预期到的市场敖非流动性对股价按收益率的影响是肮负面的。即市场案非流动性突然增碍加时，股价收益绊率将降低。而且熬，不同流动性的扒股票对市场非流啊动性的变化是不百同的。相对于大般盘股，小盘股对霸市场非流动性变巴化

38、的反应更强烈靶一些，小盘股的背非流动性效应更绊明显一些。由于胺小盘股对市场非懊流动性的变化更伴敏感，非流动性胺风险更大，所以邦需要得到更大的袄非流动性补偿，扳这刚好解释了小凹盘股收益率相对颁要高一些的拔“懊小公司效应拌”班。柏鉴于办“袄非流动性补偿般”唉在中国股票市场半的显著性，管理爸层通过降低交易摆印花税和下调佣按金来减少直接交瓣易成本的做法有瓣助于提高整个市艾场的流动性。另霸一方面，除了减阿少直接交易成本搬外，管理层更应肮该加强市场交易办机制的建设来减佰少市场的非流动昂性成本，降低市翱场的间接交易成跋本。比如（1）岸合理设置最小报爱价单位。目前中傲国市场的每股价按格从最低的3元哀多到最高的

39、50隘元多，但最小报班价单位都是0.伴01元，这可能傲导致不同价位股白票的不同非流动耙性成本。（2）靶完善涨跌幅限制拜制度。文献（埃1跋4埃2疤）的研究表明，奥不恰当的捌涨跌幅限制约束笆了流动性昂。（3）采取合把适的做空机制。搬许多研究表明，敖限制做空降低了八市场信息效率，巴增加了交易成本盎（懊Diamond啊 盎and Ver奥rechia坝， 背1987拌；摆Luttmer八， 奥1996袄等扒）。参考文献胺马静如扒(艾2001坝)哀：资本资产定瓣价模型与深圳股摆票市场的实证研阿究，南开经翱济研究，第2矮期：13-16拜上海交通大学金白融工程研究中心芭课题组蔼(啊2002稗)百：跋市场流动

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