第5卷第3期2006年4月
经济学(季刊)China Economic Quarterly
V ol.5,No.3A pril,2006
换手率与股票收益:
流动性溢价还是投机性泡沫?
张 峥 刘 力*
摘 要 本文考察了中国股票市场股票换手率与横截面股票收益之间负
相关关系的原因,研究发现这种关系不能由流动性溢价理论完全解释,多项证据表明由于换手率可以作为投资者异质性信念波动程度的代理变量,在市场卖空约束和投资者异质性信念同时存在的条件下,可能出现的投机性交易所造成的股价高估(投机性泡沫)是更为合适的解释。
*
北京大学光华管理学院。通讯作者及地址:张峥,北京大学光华管理学院金融系,100871;电话:(010)62753946;E 2mail:zh eng86@https://www.doczj.com/doc/cc5177151.html, 。本文得到国家自然科学基金重点项目/行为金融若干基础问题研究0(70432002)的资助,在此表示感谢。同时,特别感谢匿名审稿人对本文的建议。
关键词 流动性,异质性信念,投机性泡沫
一、引 言
换手率是标准化后的股票交易量指标,它衡量的是股票交易的活跃程度。金融学的经验研究发现,在包括中国在内的许多国家,换手率对股票收益的横截面差异具有显著的解释作用(Datar,Naik and Radcliff,1998;Chordia and Subrahmanyam,2001;苏冬蔚、麦元勋,2004),即(历史)换手率水平与横截面股票收益有显著的负相关关系,低换手率股票的股票收益高于高换手率股票。
对于换手率与股票收益的负相关现象,金融学从以下两个角度来理解这个问题。第一个是基于流动性的解释。所谓/流动性溢价0是指流动性差、交易成本高的资产具有相对高的期望收益,流动性好、交易成本低的资产具有相对低的期望收益(A mihud and Mendelson,1986)。如果换手率是度量流动性的代理变量,低换手率的股票具有低流动性,低换手率的股票收益较高是投资者对低流动性所要求的补偿。
第二类是基于投机性泡沫的解释。当市场存在卖空约束(不允许卖空或者卖空具有高成本),投资者对股票估价的意见分歧(即异质性信念,H eter 2ogeneous Beliefs)会使其在投资决策时考虑未来时期以高价转售给其他投资者的可能性。此时,由投资者的交易需求所决定的股票价格由两个部分组成,一部分是所谓的基本价值,由贴现现金流决定;另一部分是股票持有者拥有
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的转售选择权的价值,这部分被称为投机性泡沫(Scheinkman and Xiong, 2003)。股票价格中的投机性泡沫随投资者意见分歧程度的波动增大而增大,股价被高估程度随之增大,从而具有后续较低的收益。同时,换手率是意见分歧程度波动的代理变量,投资者意见分歧程度的高波动将导致高换手率。因此,换手率与股票收益呈现负相关。
目前为止,国内已有的文献均关注于研究换手率与股票收益相关关系的存在性,如何解释该现象还没有更为细致的研究。值得注意的是,中国股市的一些特征使股票换手率可能不仅仅反映股票的流动性。例如,中国股市不允许卖空,也没有金融衍生工具的交易,上市公司股票发行和回购行为受到政府较为严格的控制,这些限制了投资者对高估股价的套利行为;中国股市信息浑浊,投资者的投机性意愿较强;中国股市个人投资者比例较大,个人投资决策更容易受到心理偏差的影响,而个人的一些心理偏差(例如过度自信,Scheinkman and Xiong,2003)则正是产生异质性信念的原因之一。因此,本文所关注的中心问题是在中国股票市场换手率与股票收益负相关的原因,即是流动性溢价还是投机性泡沫。
本文的研究发现在中国股票市场,换手率与横截面股票收益有显著的负相关,其背后的原因却不仅仅是流动性溢价可以完全解释的,多项证据表明由于换手率可以作为投资者异质性信念波动程度的代理变量,在市场的卖空约束和投资者异质性信念同时存在的条件下,由投机性泡沫而产生的股价高估也许是更为合适的解释。
本文的贡献主要有以下两个方面:首先,相对于买卖价差等流动性指标,换手率对于流动性的度量处于间接的地位。在检验流动性溢价的经验研究文献中,大多把换手率解释为流动性的含义,缺乏多角度的研究。本文用中国股市的数据检验了另外一种观点(换手率与投机性泡沫),在一定程度上丰富了该领域的经验证据,也是对相关理论的经验检验。第二,2004年以来,有业内人士用中国股市换手率水平的下降来说明市场出现所谓的/流动性困境0,并批评机构投资人的行为。本文的研究发现中国股市换手率与其他流动性指标的相关关系较弱。因此,换手率水平的下降未必代表着流动性的大幅缺失,而是反映了市场投资者结构和理念的变化。从这点上看,本文的研究具有一定的现实意义。
本文的结构安排如下:第二部分是文献回顾及备检假说;第三部分介绍数据与研究方法;第四部分是研究结果与分析。最后一部分是本文的结论。
二、文献及备检假说
本文的研究工作从以下三个方面来研究中国股市换手率与股票收益负相关的内涵:第一,换手率与其他流动性指标的相关性;第二,流动性对横截
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面股票收益的解释作用;第三,卖空约束下,有关投资者异质性信念对股票收益的影响。
按照O.H ara(1995)的定义,流动性是立即完成资产交易的成本。流动性的概念虽然直观,但由于包含着多个维度的含义,度量流动性的方法也多种多样。本文采用相对买卖价差、非流动性比率和零收益率比例等三个流动性指标来控制流动性的影响。
相对买卖价差是流动性研究中的最常用指标之一,在做市商报价驱动的市场上,买卖价差度量做市商的存货成本和信息不对称成本,尽管上海和深圳股票交易所采用的是连续竞价的指令驱动交易机制,没有做市商参与,相对买卖价差仍然可以作为小规模买卖立即交易成本的直接度量;非流动性比率是Amihud(2002)依据Kyle(1985)模型的理念所构造的指标,这个指标是每单位成交金额所引起的价格变化,反映买卖指令对价格的冲击;零收益率比例所依据的是Lesmond,Ogden and Trzcinka(1999)模型的思想,即知情交易者的交易条件是收益必须超过交易成本,如果交易成本大于股票收益,知情者将选择不交易,那么股价将没有变化,零收益率的比例将增大。
相对于其他三个指标,换手率对于流动性的反映更为间接。由于换手率可以作为投资者持有期限的指示变量,Amihud and Mendelson(1986)的模型显示在均衡条件下的股票流动性和持有期限正相关,因此换手率就可以作为流动性的一个代理变量。
虽然根据指标构造的机理,这四个指标所考察流动性的角度不完全相同,但如果它们都可以反映流动性,那么指标之间应该具有一定的相关性。事实上,有关美国市场的经验研究发现,这四个流动性指标有较强的相关关系(Chordia and Subrahmanyam,2001;Amihud,2002;Lesmond,Ogden and Trzcinka,1999)。在中国股票市场,如果换手率反映的是流动性的内涵,那么它与其他流动性指标之间应该具有较强的相关性;如果换手率受到其他因素影响而不能完全反映流动性的内涵,那么它与其他流动性指标之间应该具有较弱的相关性。由此本文检验的假说1(H1)是:
H1中国股票市场上,股票换手率与其他流动性指标的相关性弱。
交易成本的大小会对股票收益产生影响。Amihud and Mendelson(1986)是这一领域的开创性研究,它的思想是既然投资者关心的只是扣除交易成本后的净期望收益,如果两种股票的风险暴露程度相同,要保证其净期望收益相同,流动性差的股票就应该有更高的(毛)收益。流动性差的股票具有较高的收益,这个现象被称为/流动性溢价0。Amihud and Mendelson(1986)的模型显示,在市场均衡时流动性差的股票将被长期投资者所持有,这一结果的推论是股票收益是交易成本的递增凹函数,为此他们研究了1961年至1980年纽约股票交易所交易数据,用相对买卖价差来作为交易成本的度量,
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结果证实了模型的推断。Amihud and Mendelson(1986)之后,很多经验研究(Brennan and Subrahmanyam,1996;Eleswar apu,1997;Brennan and Subrahmanyam,1998;H asbr ouck,2003)显示流动性指标(如买卖价差、报价深度、交易量、交易的价格冲击等)与股票收益的横截面差异相关。特别指出的是,Datar,Naik,and Radcliff(1998)应用纽约股票交易所非金融类股票从1963年至1991年间的数据进行实证分析,发现在控制规模、账面市值比以及B等因素后,股票收益与换手率具有显著的负相关关系,并将其解释为流动性溢价。
如果换手率不仅仅反映流动性内涵,那么在控制其他流动性指标的条件下,换手率将对股票收益横截面差异具有显著的解释能力。由此本文检验的假说2(H2)是:
H2在中国股票市场,控制相对买卖价差、非流动性比率以及零收益率比例后,换手率对股票收益仍具有显著的预测作用,并且具有单独的贡献。
本文研究的第三个方面就是直接从投机性泡沫的理论出发,应用中国股市的数据来检验理论所引申的假说及推论。投资者同质性信念是经典资产定价模型(例如CAPM)的假设之一,即投资者对股票未来收益的评估是相同的。在现实世界中,投资者之间往往存在异质性信念,即对股票估价存在意见分歧,并坚持自己的意见。
当投资者具有异质性信念并且市场存在卖空约束,股票价格将高于经典定价的基本价值,以至于对股票收益产生影响。投资者异质性信念和卖空约束影响股票价格的途径有两个方面。首先,从单时期静态的角度看,如果投资者的初始信念存在差异,股票价格将反映最/乐观0的投资者的估价,而不会反映/悲观0投资者的估价,原因是由于卖空行为的限制,/悲观0者只能作壁上观,这就是Miller(1977)的思想。由Miller(1977)的逻辑,可以得到一个横截面推断,即对于那些意见分歧越大以及卖空约束程度高的股票,股票的均衡价格越高,从而后续的收益率越低。相关经验研究支持了Miller (1977)的观点,例如,Chen,H ong and Stein(2002)应用股权结构中共同基金的相对数量作为卖空约束程度的代理变量,研究卖空约束程度的对横截面股票收益的影响,结果显示卖空约束程度高的股票具有更低的股票收益; Diether,Malloy and Scherbina(2002)用分析师盈余预测的分散程度作为意见分歧的代理变量,发现在卖空约束程度相同条件下,意见分歧高的股票具有低收益。
投资者异质性信念和卖空约束影响股票价格的第二个方面则是考虑动态的情形(H arr ison and Kreps,1978;Scheinkman and Xiong,2003;H ong, Scheinkman and Xiong,2005)。这个方面的主要思想是:如果未来时刻存在高估价的/乐观0投资者,在意见分歧程度高到一定程度的时候,此时低估
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计的/悲观0投资者的最优选择是将股票全部卖给/乐观0投资者(我们称之为投机性交易);由于卖空约束的存在,股价将反映/乐观0者的估价(高于平均估价)。因此,投资者现在时刻进行投资决策的时候,由于卖空约束的存在,未来可能存在的异质性信念使得持有股票除了可以获得未来的红利收入之外,还有机会在未来转售给另一个/乐观0的投资者。在这样的情况下,现在时刻的股价将由两个部分组成:第一部分是所谓的基本价值,由贴现现金流决定;另一部分是股票持有者拥有的/高价0转售的选择权价值,这部分也被称为/投机性泡沫0。如果其他条件相同,投机性泡沫大的股票价格相对较高,那么它的后续收益将相对较低。
进一步分析,由于这个转售的选择权是以投资者意见分歧程度为标的资产的买入选择权(Call Option)。因此,它的价值(投机性泡沫)将与意见分歧程度的波动幅度正相关,如果投资者意见分歧程度的波动幅度增大,转售选择权的价值会随之增大,即投机性泡沫会增大。另一方面,投资者意见分歧程度的波动与股票换手率正相关,即投资者意见分歧波动越大,股票换手率越大,原因在于投资者意见分歧的波动越大,出现高意见分歧的可能性就越大,那么股票全部转售(即投机性交易)的可能性就越大,因此,(期望)换手率就越大。按照这个逻辑,股票的换手率就与股票价格投机性泡沫的大小正相关,高换手率股票的投机性泡沫大,股价高估程度高,股票的后续期望收益较低,那么,换手率就应该与股票的期望收益负相关。
在金融学研究中,经常应用市值账面值(M/B)比作为股票高估程度的度量,市值账面价值比越高,说明股票市值相对与其账面价值越高。账面市值比(B/M)是M/B的倒数,如果换手率与股票价格的投机性泡沫正相关,那么账面市值比(B/M)应该与换手率呈现一定的负相关关系。本文所要检验的第三个假说(H3)为:
H3在中国股票市场,股票换手率与股票的账面市值比(B/M)呈现一定的负相关关系。
我们看到,在卖空约束和投资者异质性信念的条件下,同样存在换手率与股票收益负相关的推断,但内涵与流动性的解释是不同的。需要说明的是,有关行为金融的文献认为,投资者的心理偏差(如过度自信)是造成异质性信念的原因之一(Scheinkman and Xiong,2003)。而中国股市的投资者结构使得投资者的心理偏差对股市的影响(可能)较为突出,因此我们有动机去进一步研究股票换手率的内涵。为了检验投机性泡沫解释的适用性,我们根据H ong,Scheinkman and Xiong(2005)的研究引申出两个备检假说。
H ong,Scheinkman and Xiong(2005)是在Scheinkman and Xiong (2003)基础上引入投资者的风险厌恶,进一步分析了股票流通量对股价中投机性泡沫大小的影响。H ong,Scheinkman and Xiong(2005)的模型显示,
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当投资者是风险厌恶的,转售选择权的执行价格与股票流通量正相关,即如果某支股票流通量相对较大,那么要求市场上/乐观0投资者和/悲观0投资者的意见分歧程度更高,才能使投机性交易产生(/悲观0投资者的最优策略是将股票全部卖给/乐观0投资者)。因此,股票流通量增大,转售选择权的执行价格提高,股票持有者执行该选择权的可能性减少,投机性交易就会减少,股票换手率将减少。在这样的推理下,股票换手率与股票流通量负相关。由于我们检验的是横截面的股票收益差异,因此,为了使不同公司可比,股票流通量就转化为股票的流通市值规模,也就是说股票换手率与股票流通市值规模负相关1。
如果换手率是反映股票的流动性,根据流动性的理论,股票的换手率应与股票流通市值规模正相关(Duffie,Garleanu and Pedersen,2005;Vaya2 nos and Wang,2003;Weill,2003),原因在于对于那些股票市值高的股票,投资者更容易找到交易的对象,这就意味着高流动性。另外,有关国外股票市场的经验研究发现,公司流通市值规模的确与流动性有正相关关系(Roll, 1984;Keim and Madhavan,1997;Lesmond,2005)。因此,本文所要检验的第四个假说(H4)为:
H4在中国股票市场,股票换手率与股票流通市值规模负相关,不符合流动性的含义;而其他流动性指标与股票流通市值规模的关系符合流动性的含义。
根据H ong,Scheinkman and Xiong(2005)的研究,如果未来时刻没有投机性交易产生,那么股票价格将反映平均的市场信念;如果存在投机性交易,股票价格将反映/乐观0者的信念。对于流通量较大的股票,转售选择权的执行价格较高,那么股票持有者执行该选择权的可能性减少,即投机性交易的可能性相对较小,因此,此类股票未来时刻的股价更多反映平均的市场信念。由于平均的市场信念波动总是小于特定类型投资者(/乐观0)的信念波动,那么此类股票的收益率波动将相对较小。也就是说,股票收益波动率与股票流通量负相关,同样由于我们比较横截面的差异,在标准化股价因素后,股票收益波动率应与股票流通市值规模应负相关。根据第四个假说,换手率与股票市值负相关,那么股票波动率与换手率应正相关。本文所要检验的第五个假说(H5)为:
H5在中国股票市场,股票收益波动率与股票流通市值规模负相关,与换手率正相关。
1Hong,Sch eink man and Xiong(2005)的模型发现,如果考虑投资者的初始信念差异,在初始信念差异严重以及股票发行量微小变动时,股票换手率会随着发行量的增大而增大。考虑到中国股市样本公司众多,流通量分布分散,这个效应难于体现出来,因此本文没有检验这个推断。
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本文就是通过检验以上五个假设来考察股票换手率与股票收益负相关的内涵。需要说明的是,本文的出发点与Mei,Scheinkman and Xiong(2004)的工作类似,但关注于换手率对横截面股票收益差异的解释。Mei,Scheink2 man and Xiong(2004)研究的是中国股市A股与B股的价差,他们将B股价格作为基本价值的基准,如果换手率与股票价格的投机性泡沫正相关,那么用A股换手率高的公司将具有高的A股价格,那么该股票A、B股价差将增大。Mei,Scheinkman and Xiong(2004)发现A股换手率可以解释20%的A、B股价差。
三、研究方法与数据
本文所使用的数据主要包括中国股市的日度和月度交易数据、上市公司年度财务报告数据以及上市公司日度买卖报价数据(每日最后一笔报价)。日度和月度交易数据来自CCER数据库(Sinofin公司),上市公司日度买卖差价数据来自台湾地区经济新报数据库(T EJ,T aiwan Economic Journal)。CCER数据库起始于1990年12月,T EJ数据库的日度买卖报价数据起始于1994年7月。考虑到数据的匹配,本章研究的样本期间为1994年7月至2003年12月。样本公司选择全部沪深股市的A股上市公司,在稳定性检验的时候去掉ST和PT的公司样本,研究结果没有本质的变化。
本文所采用的四个主要指标分别是相对买卖价差、非流动性比率、零收益率比例、换手率。买卖价差(Bid2Ask Spread)是由卖出报价(Ask)减买进报价(Bid)而得。相对买卖价差(Relative Bid2Ask Spread,RSP)是买卖价差的标准化,第i支股票第d日的日度相对买卖价差的计算公式为:RSP id
=
ask id-bid id
(ask id+bid id)/2。第i支股票第m月的月度相对买卖价差用该月的平均日
度价差来表示,即RSP im=1
M
6M
d=1
RSP id,M是第m月的交易日数量;第i支
股票第y年的年度相对买卖价差用该年的平均日度价差来表示,即RSP iy=
1 Y 6Y
d=1
RSP id,Y是第y年的交易日数量。
非流动性比率(ILLIQ)等于收益率的绝对值与成交金额的比率,第i支
股票第d日的日度非流动比率的计算公式为:ILLIQ id=|R id|/VOL id,其中R id是第i支股票d日的日收益率,VOL id是第i支股票d日的成交金额。该比率为每单位成交金额所引起的价格变化,反映买卖指令规模对价格的影响。第i支股票第m月的月度ILLIQ用该月的平均日度ILLIQ来表示,即
ILLIQ im=1
M 6M
d=1
ILLIQ id,M是第m月的交易日数量;第i支股票第y年的
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经济学(季刊)
第5卷
年度ILLIQ 用该年的平均日度ILLIQ 来表示,即ILLIQ iy =1
Y 6
Y d =1
ILLIQ id ,
Y 是第y 年的交易日数量。
零收益率比例(Zero 2return,ZR )是一段期间内股票零收益率的天数占这段期间总交易天数的比例,第i 支股票第m 月的月度零收益比例的计算公
式为ZR im =
6
M
d =1
RI id M ,其中RI id =1(如果R it =0);第i 支股票第y 年的年
度零收益比例的计算公式为ZR iy =
6Y
d =1
RI
id
Y ,其中RI id =1(如果R it =0)。
换手率(Turnover,T O )是股票交易量与发行在外股份总数的比例。由于中国股市的二元股权结构的安排,只有流通股在二级市场上交易,因此换手率为股票交易量与发行在外流通股总数的比例。第i 支股票第d 日的换手率的计算公式为T O id =trdv id /out id ,其中trdv id 是第d 日股票i 的交易量,out id 是发行在外流通股的总数。以日度数据为基础计算月度和年度数据,第i 支股票第m 月的月度T O 为T O im =
1
M
6
M d=1
T O id ,M 是第m 月的交易日数量;
第i 支股票第y 年的年度T O 为T O iy =
1
Y
6
Y d =1
TO id ,Y 是第y 年的交易日数
量。
表1是各变量年度数据的描述性统计。除以上四个指标之外,本文还选取了股票的收盘价、流通市值、成交量以及波动率等变量。收盘价、流通市值、成交量的年度数据的计算是一年内日度数据的平均值,而波动率则是一年内股票日收益率的标准差。从时间序列来看,表1显示了数据的三个基本特征:第一,相对买卖价差、非流动性以及零收益率比例指标体现出一定的正相关性,从1994年到2000年指标值呈现下降趋势,而2000年至2003年指标值又呈现上升趋势;第二,相对买卖价差、非流动性和零收益率比例指标与股票价格有一定的负相关性;第三,换手率与波动率呈现一定的正相关性,2000年之后换手率与波动率的平均水平低于2000年以前的平均水平。
四、研究结果
本部分的研究分为三个层次:第一,换手率与其他流动性指标的相关关系,是对备检假说1的检验。第二,比较各指标对股票收益解释的统计显著性,其主要目的是对备检假说2的检验。第三,直接对投机性泡沫理论的引申推论实施研究,即对备检假说3、假说4、假说5的检验。
第3期张峥、刘力:换手率与股票收益879
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(一)换手率与其他流动性指标的相关关系
表2是变量的相关系数矩阵。按照指标计算的期间单位(年度或月度),表2分为两个部分:A部分是年度指标的相关系数,B部分是月度指标的相关系数。A部分结果显示相对买卖价差、非流动性、零收益比例以及换手率这四个指标之间相关关系的方向符合流动性内涵的要求,即相对买卖价差、非流动性以及零收益比例相互正相关,换手率与其他三个变量负相关。如果观察这四个指标相关性的程度,我们发现相对买卖价差与非流动性的相关程度最强(0168),而换手率与相对买卖价差(-0114)以及非流动性(-0110)的相关程度较弱。B部分结果显示相对买卖价差与非流动性的相关程度最强(0160),而换手率与相对买卖价差的相关系数为0107,不但程度较弱而且相关系数的符号也不符合流动性内涵的要求。我们将同时期的所有样本股票的流动性指标等权平均,得到市场平均指标值。图1是市场平均月度流动性指标的时间序列,从图形上很难看出换手率与其他三个流动性指标具有高相关性。
表2相关系数
A:年度
R SP ILLIQ ZR T O Size RSP10.680.26-0.14-0.64 ILLI Q0.6810.21-0.1-0.74 ZR0.260.211-0.28-0.02 TO-0.14-0.1-0.281-0.43 Size-0.64-0.74-0.02-0.431
B:月度
RSP10.600.110.07-0.53 ILLI Q0.6010.10-0.41-0.66 ZR0.110.101-0.21-0.02 TO0.07-0.41-0.211-0.24 Size-0.53-0.66-0.02-0.241
注:RSP为相对买卖价差;I LLIQ为非流动性比率;ZR为零收益率比例;TO为换手率; Pr ice为收盘价的自然对数;Vlt为日收益率的波动率;Volume为成交量的自然对数;Size为股票的流通市值的自然对数。A部分是股票年度数据的相关系数,B部分是月度数据的相关系数。表中所有相关系数均在1%的置信水平下统计显著。
值得注意的是,表2显示零收益率比例指标与其他指标均不具有很强的相关性。Lesmond,Ogden and Tr zcinka(1999)的研究显示,美国市场零收益率比例与买卖价差的相关程度是0185;Lesmond(2005)用31个新兴市场的年度数据研究了零收益比例与其他变量的相关性问题,研究发现:新兴市场零收益率比例与相对买卖价差高度正相关(0171)。从表2我们看到这两个
第3期张峥、刘力:换手率与股票收益881
指标在中国股市的相关系数仅为0126。这说明在中国股市中,如果将零收益率比例作为买卖价差的替代变量将含有很大的/噪音0。尽管零收益率比例的表现与其他市场不同,本文仍然将其作为一个控制变量纳入到分析中,以检验结果的稳健性。
注:RSP为相对买卖价差;I LLIQ为非流动性比率;ZR为零收益率比例;TO 为换手率。
图1市场平均月度流动性指标
相对买卖价差是交易成本的最直接度量。对比其他市场的结果,Piqueira (2004)发现在美国市场月度换手率与月度买卖价差的相关系数为-0123; Lesmond(2005)显示在31个新兴市场中,年度换手率与年度相对买卖价差的平均相关系数为-0146。从相对水平上,中国股市换手率与买卖价差之间的相关性程度较弱。
本文用回归分析的方法来进一步研究各指标变量与相对买卖价差的关系(表3)。表3的A部分回归方程的被解释变量是股票年度相对买卖价差,解释变量是零收益比例(ZR)、非流动性(ILLIQ)以及换手率(T O)的年度值,控制变量为收盘价(Price)、波动率(Vlt)、成交量(Volume)和流通市值(Size);B部分是月度数据的结果。我们看到在年度数据的回归中,零收益比例和非流动性的回归系数显著为正,换手率的回归系数为负但显著水平不高;在月度数据的回归中,其他结果不变,但换手率的回归系数却显著为正,这说明换手率作为流动性的度量指标在中国股市与相对买卖价差的关系具有相当的不稳定性。
综合以上研究结果,我们发现在中国股票市场,换手率与相对买卖价差的相关性低且方向不稳定,这些证据支持备检假说1(H1)。
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(二)对股票收益横截面差异的解释
研究各指标变量对横截面股票收益差异的解释能力是本文的第二个研究重点。我们首先用两变量二维分组的方法比较具有不同特征的投资组合的组合收益,然后用Fama2Macbeth回归(Fama and Macbeth,1973)来研究控制多个因素后换手率的解释能力。
表4列示了根据股票流通市值与流动性指标的大小将股票分组后各投资组合的平均月收益。具体的研究方法是:每t月按照t-1月底的流通市值排序分类形成5个投资组合,在每一个市值组合内再按照t-1月流动性变量的月度值分5组共形成25个投资组合,持有25个投资组合1月后再次分组,计算投资组合的等权月平均收益率。需要说明的是,由于月度零收益率比例(ZR)指标值缺乏连续性,在按其大小分组时,我们分为两组,即ZR>0和ZR=0。
表4显示相对买卖价差、非流动性比率、零收益率比例以及换手率与股票收益横截面具有显著的相关性。其中,相对买卖价差、非流动性比率、零收益率比例与股票收益正相关,即高指标值的投资组合其组合收益高于低指标值的投资组合,相对买卖价差的股票收益溢价2是01822%(1199),非流动性比率的收益溢价是01606%(1141),零收益率比例的收益溢价是01583%(4165);换手率与股票收益负相关,即高换手率的投资组合其组合收益低于低换手率的投资组合,换手率的收益溢价-11076%(-2115)。另外,在各流通市值规模投资组合内,这种相关关系仍然保持。表4的结果与国内有关流动性溢价的经验研究(苏冬蔚、麦元勋,2003;李一红、吴世农, 2003;吴文锋等,2003)的结果是一致的。
既然相对买卖价差、非流动性比率、零收益率比例以及换手率都可以作为流动性的代理变量,他们对于股票收益的解释应该具有一定程度的替代性,即如果换手率对股票收益的预测仅仅来自于流动性的作用,那么在控制相关流动性的因素之后,换手率的解释显著性应该减弱;反之,换手率的解释显著性将不变。这就是本文的备检假说2(H2)所要表达的含义。
2高指标值投资组合的平均收益减去低指标值投资组合的平均收益。
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表4两变量分组的投资组合收益
Low234H igh H2L t(H2L)
R SP
1.171 1.647 1.801
2.316 1.9940.822(2.00) Small 2.451 1.809 2.623 2.755 2.677 2.3920.582(0.91)
2 1.9290.981 2.056 2.029 2.694 1.8860.904(1.81)
3 1.7030.991 1.405 2.053 2.382 1.6820.691(1.32)
4 1.5010.876 1.027 1.306 2.08
5 2.211 1.335(3.08) Big 1.344 1.199 1.1240.860 1.740 1.7980.599(1.14) S2B 1.1070.610 1.499 1.8950.9370.594
t(S2B)(1.94)(0.86)(2.50)(2.97)(1.38)(0.97)
ILLIQ
1.236 1.788
2.135 1.957 1.8420.606(1.41) Small 2.453 1.909 2.68 2.591 2.552 2.5360.627(1.00)
2 1.941 1.097 2.218 2.639 1.992 1.7580.661(1.26)
3 1.726 1.181 1.990 1.906 1.751 1.8010.620(1.16)
4 1.481 1.0300.956 1.68
5 1.757 1.9770.947(1.82) Big 1.3570.963 1.099 1.853 1.733 1.1380.175(0.38) S2B 1.0960.94
6 1.5810.7370.818 1.398
t(S2B)(1.89)(1.32)(2.40)(1.11)(1.29)(2.04)
ZR
1.546
2.1290.583(4.65) Small0.99 2.265 2.6860.420(2.06) 20.764 1.560 2.2580.698(2.91) 30.702 1.436 2.0730.637(2.97) 40.613 1.330 1.7330.403(1.97) Big0.607 1.139 1.8960.758(
3.60) S2B0.383 1.1270.789
t(S2B)(1.68)(1.84)(1.41)
T O
1.968 1.975
2.175 1.9340.892- 1.076(- 2.15) Small 2.451 2.600 2.465 2.953 2.585 1.653-0.947(- 1.39)
2 1.942 2.089 2.168 2.258 2.4520.741- 1.349(- 2.35)
3 1.723 1.801 1.77
4 2.29
5 1.555 1.190-0.611(-0.98)
4 1.47
5 1.892 1.871 1.640 1.5640.405- 1.488(- 2.66) Big 1.353 1.457 1.595 1.728 1.5120.471-0.987(- 1.66) S2B 1.099 1.1430.870 1.225 1.072 1.183
t(S2B)(1.89)(1.82)(1.24)(2.01)(1.38)(1.68)
注:该表列示了流通市值与流动性指标分组后各投资组合的等权平均月收益。每t月按照t-1月底的流通市值排序分类形成5个投资组合,在每一个市值组合内再按照t-1月流动性变量的月度值分5组共形成25个投资组合,持有25个投资组合1月后再次分组,计算投资组合的等权月平均收益率。RSP为相对买卖价差;ILLIQ为非流动性比率;ZR为零收益率比例;TO为换手率。需要说明的是,由于月度ZR指标缺乏连续性,我们将其分为两组,即ZR>0和ZR=0。
第3期张峥、刘力:换手率与股票收益885
表5列示了检验换手率对股票收益解释作用的Fama2Macbeth回归结果,其A部分是解释变量按月更新的结果,即t月的股票收益率(被解释变量)对应用t-1月数据计算的解释变量;为验证结论的稳健性,B部分列示了解释变量按3个月更新的结果,即t月至t+2月的股票平均月收益率(被解释变量)对应t-3至t-1月的平均解释变量值。可以看出,在控制规模、账面市值比、流通A股比例以及外资股比例等变量之后3,相对买卖价差、非流动性比率、零收益率比例、换手率/单独0进入回归方程时的回归系数都统计显著,分别为1194(2103)、1144(3100)、0107(5124)、-0142(-3135);这之中换手率的贡献最大,调整后的R平方为01108。如果将换手率和其他流动性指标放到一个方程中,换手率的显著水平没有改变,其他流动性指标的显著性变弱,方程的拟合程度增强。例如,在控制相对买卖价差的条件下,换手率的回归系数为-0141(3132),而相对买卖价差的回归系数为1114(1125),回归的调整后R平方增加至01126。因此,在整体样本的范围内,换手率的显著性没有因为其他流动性指标的存在而减弱,反而会增加回归的解释能力。加入换手率后,相对买卖价差和非流动性比率的回归系数变得不显著,只有零收益率指标的回归系数显著为正。
表5检验换手率的F ama2Macbeth回归
Size B/M As F or eign R SP ILLIQ ZR To Adj.R2
A:月度
-0.010.010.02-0.01 1.940.092 (- 1.96)(2.07)(1.85)(- 1.83)(2.03)
-0.010.010.02-0.02 1.440.092 (- 1.61)(2.28)(1.81)(- 2.12)(3.00)
-0.010.010.02-0.020.070.087 (- 2.24)(2.04)(1.83)(- 2.06)(5.24)
-0.010.010.02-0.02 1.30 1.300.070.103 (- 1.56)(2.22)(1.89)(- 2.20)(1.41)(2.59)(5.21)
-0.010.010.02-0.02-0.420.108 (- 2.71)(2.61)(1.86)(- 1.99)(- 3.35)
-0.010.010.02-0.01 1.14-0.410.126 (- 2.51)(2.59)(1.89)(- 1.96)(1.25)(- 3.32)
-0.010.010.02-0.010.13-0.420.123 (- 2.68)(2.64)(1.80)(- 1.89)(0.61)(- 3.40)
-0.010.010.02-0.020.06-0.410.121 (- 2.71)(2.57)(1.87)(- 2.08)(5.08)(- 3.19)
-0.010.010.02-0.01 1.14-0.090.05-0.410.132 (- 2.60)(2.57)(1.87)(- 1.96)(1.29)(-0.50)(4.72)(- 3.29)
3在中国股市中,市值规模、账面市值比、流通A股比例以及外资股比例等变量对股票横截面收益具有显著的解释作用(张峥,2005)。这里的账面市值比时每股净资产除以流通A股的股价,即流通A股的账面市值比。
886经济学(季刊)第5卷
(续表) Size B/M As F or eign R SP ILLIQ ZR To Adj.R2
B:三个月
-0.010.010.02-0.01 1.780.095 (- 1.88)(1.97)(1.85)(- 1.83)(1.30)
-0.010.010.02-0.02 1.020.090 (- 1.75)(2.19)(1.83)(- 2.09)(2.38)
-0.010.010.02-0.010.100.089 (- 2.25)(1.97)(1.90)(- 1.96)(3.26)
-0.010.010.02-0.020.860.930.090.105 (- 1.73)(2.02)(1.96)(- 2.04)(0.63)(2.10)(3.47)
-0.010.010.02-0.01-0.420.119 (- 2.54)(2.59)(1.89)(- 1.76)(- 2.76)
-0.010.010.02-0.01 1.28-0.420.129 (- 2.29)(2.46)(1.94)(- 1.73)(1.00)(- 2.78)
-0.010.010.02-0.01-0.15-0.440.123 (- 2.64)(2.58)(1.90)(- 1.69)(-0.31)(- 2.84)
-0.010.010.02-0.010.07-0.400.122 (- 2.57)(2.50)(1.97)(- 1.77)(2.88)(- 2.63)
-0.010.010.02-0.01 1.13-0.230.07-0.440.135 (- 2.63)(2.40)(2.03)(- 1.59)(0.85)(-0.50)(2.81)(- 2.90)注:A部分是解释变量按月更新的结果,即t月的股票收益率(被解释变量)对应用t-1月数据计算的解释变量;B部分是解释变量按3个月更新的结果,即t月至t+2月的股票平均月收益率(被解释变量)对应t-3至t-1月的平均解释变量。RSP为相对买卖价差;I L2 LIQ为非流动性比率;ZR为零收益率比例;TO为换手率。控制变量为:Size是流通市值;B/ M是账面市值比;AS是流通股比例;F or eign是境外发行股票的比例。Adj.R2是平均的调整后R平方。括号内是t统计量,Size和B/M分别取过自然对数。
金融学的理论和经验研究(包括上一节表2的相关系数矩阵)均认为公司的流通市值与流动性指标有着密切的关系。因此,我们将样本先按照流通市值规模分组,然后分组内部进行Fama2Macbeth回归,这将有助于进一步控制流动性因素。表6列示了分析的结果。我们发现,在所有的规模分组中,换手率的回归系数均为负,并在控制其他流动性指标后保持一致、统计显著性较高(除第3组以外)。特别指出的是,在最高股票市值组内,换手率的统计显著性最高,而大公司通常是流动性最好的公司,这个现象进一步说明用流动性来解释换手率的作用是不足够的。
第3期张峥、刘力:换手率与股票收益887
表6按规模分组组内的F ama2Macbeth回归
Size B/M As Foreign T o RSP ILLIQ ZR Small-0.0230.0160.078-0.001-0.385 1.517
(- 4.040)(3.098)(4.341)(-0.093)(- 2.434)(1.428)
-0.0280.0150.078-0.001-0.470-0.705
(- 4.201)(2.845)(4.438)(-0.057)(- 2.616)(-0.888)
-0.0250.0170.075-0.004-0.4310.064 (- 4.286)(3.156)(4.142)(-0.326)(- 2.644)(1.773) -0.0270.0170.0760.000-0.403 1.536-0.7010.059 (- 4.252)(3.072)(4.238)(-0.025)(- 2.244)(1.331)(-0.818)(1.811) 20.0090.0230.007-0.016-0.572 1.611
(0.638)(3.328)(0.362)(-0.758)(- 3.184)(1.095)
0.0030.0210.005-0.014-0.653-0.927
(0.215)(3.182)(0.295)(-0.673)(- 3.107)(-0.880)
0.0070.0230.007-0.015-0.6040.037
(0.508)(3.168)(0.405)(-0.733)(- 2.990)(1.336)
0.0060.0210.006-0.017-0.636 1.749-0.9030.049
(0.436)(3.281)(0.359)(-0.780)(- 2.752)(1.097)(-0.864)(1.649) 3-0.0230.0160.004-0.022-0.301 1.285
(- 1.537)(2.610)(0.274)(- 1.651)(- 1.218)(0.704)
-0.0260.0160.004-0.019-0.3900.532
(- 1.802)(2.400)(0.268)(- 1.507)(- 1.521)(0.226)
-0.0250.0160.003-0.026-0.2940.062 (- 1.649)(2.467)(0.215)(- 1.867)(- 1.156)(2.150) -0.0270.0160.001-0.022-0.346 2.0080.3780.051 (- 1.766)(2.561)(0.062)(- 1.695)(- 1.313)(1.034)(0.161)(1.534) 4-0.0140.0100.016-0.015-0.365 2.852
(- 1.102)(1.669)(1.160)(- 1.333)(- 1.970)(1.816)
-0.0190.0090.017-0.017-0.489- 1.307
(- 1.399)(1.724)(1.266)(- 1.549)(- 3.081)(-0.425)
-0.0150.0110.017-0.016-0.3210.019 (- 1.176)(1.875)(1.248)(- 1.489)(- 1.693)(0.603) -0.0190.0090.016-0.019-0.521 3.264- 1.3630.002 (- 1.393)(1.645)(1.161)(- 1.698)(- 3.222)(1.997)(-0.382)(0.062) Big-0.0010.0060.010-0.010-0.4180.040
(-0.212)(1.171)(0.846)(-0.651)(- 2.350)(0.018)
-0.0060.0060.010-0.003-0.670- 4.548
(- 1.494)(1.312)(0.785)(-0.195)(- 3.905)(-0.992)
-0.0010.0070.010-0.011-0.3930.089 (-0.452)(1.395)(0.814)(-0.653)(- 2.101)(3.167) -0.0050.0050.011-0.004-0.6600.157- 3.5180.074 (- 1.252)(1.048)(0.872)(-0.252)(- 3.814)(0.071)(-0.803)(2.333)注:该表列示了按规模分组后,在组内实施F ama2Macbeth回归的结果。解释变量按月更新,即t月的股票收益率(被解释变量)对应用t-1月数据计算的解释变量。RSP为相对买卖价差;ILLIQ为非流动性比率;ZR为零收益率比例;TO为换手率。控制变量为:Size是流通市值;B/M是账面市值比;AS是流通股比例;Foreign是境外发行股票的比例。括号内是t统计量,Size和B/M分别取过自然对数。
888经济学(季刊)第5卷
综上所述,研究发现的证据支持备检假说2,即在中国股票市场,控制相对买卖价差、非流动性比率以及零收益率比例后,换手率仍然对股票收益具有显著的解释作用,并且具有单独的贡献。
(三)与投机性泡沫假说相关的检验
对于换手率与股票收益负相关现象,金融学有两类不同的解释:第一类是基于流动性的解释,即换手率是度量流动性的代理变量;另一类是基于投机性泡沫的解释,即股票价格中的投机成分价值与股票的换手率正相关,换手率就应该与股票的后续期望收益负相关。为进一步区分这两类解释,本文对备检假说3、假说4、假说5实施检验,即研究换手率与账面市值比的相关关系,以及换手率、波动率与股票流通市值规模的相关关系。
第一,在金融学研究中,经常应用市值账面值(M/B)比作为股票高估程度的度量,市值账面价值比越高,说明股票市值相对与其账面价值越高。账面市值比是市值账面值比的倒数,如果换手率与股票价格的投机性成分正相关,那么账面市值比(B/M)应该与换手率呈现一定的负相关关系。需要说明的是,本文研究的是流通A股之间的相对高估程度,因此账面市值比的计算用流通A股的每股净资产除以流通A股的股价。
表7是换手率与其他相关变量的相关系数矩阵,其中包括相对买卖价差、非流动性比率、零收益率比例、波动率、流通市值、股票流通量(A股数量)以及账面市值比。表7显示,换手率与账面市值比负相关(-01154),且统计显著。这个结果支持了本文的备检假说3。
表7换手率与各变量的相关系数矩阵
TO RSP ILLIQ ZR VLT SIZE Shar e B/M
TO 1.0000.071-0.412-0.2130.642-0.243-0.299-0.154 RSP0.071 1.0000.5970.1070.226-0.533-0.3390.166 ILLIQ-0.4120.597 1.0000.0950.085-0.658-0.4330.212 ZR-0.2130.1070.095 1.000-0.205-0.0190.0750.131 VLT0.6420.2260.085-0.205 1.000-0.317-0.250-0.007 SIZE-0.243-0.533-0.658-0.019-0.317 1.0000.807-0.089 Shar e-0.299-0.339-0.4330.075-0.2500.807 1.0000.300
B/M-0.1540.1660.2120.131-0.007-0.0890.300 1.000注:RSP为相对买卖价差;I LLIQ为非流动性比率;ZR为零收益率比例;TO为换手率; Pr ice为收盘价的自然对数;Vlt为日收益率的波动率;Shar e为A股流通量的自然对数;Size 为股票流通市值的自然对数;B/M为账面市值比的自然对数。
第二,我们考察了换手率以及其他流动性指标与股票流通市值规模的关系。一方面,按照流动性的原理,公司流通市值规模与流动性水平正相关,即大规模股票的流动性高于小规模股票。买卖价差、非流动性比率、零收益比例是流动性的反向度量,换手率是流动性的正向度量,因此,买卖价差、
第3期张峥、刘力:换手率与股票收益889
非流动性比率和零收益率比例应与股票流通市值规模负相关,而换手率与股票流通市值规模正相关。另一方面,我们从有关投机性泡沫的理论中了解到,换手率应该与股票流通市值规模成反向的关系。
我们从表7的相关系数列表中可以看出,换手率与公司流通市值规模的相关系数为-0124,与股票流通量的相关系数为-0130,且统计显著(1%显著水平)。股票流通市值与买卖价差、非流动性均有显著且高程度的负相关性(-0153和-0164),与零收益率比例有较弱的负相关性(-01019)。
表8是按规模分组后计算各投资组合的流动性指标。表8的A部分和B 部分分别是按年度更新和月度更新的结果,A部分的年度更新是指在每一年度按照上年末的流通市值规模大小排序分类形成5个投资组合,计算投资组合的等权平均年度流动性指标值;B部分是每一月按照上月末的流通市值规模大小排序分类形成5个投资组合,计算投资组合的等权平均月度流动性指标值。表8显示,从最小公司市值规模的股票(P1)到最大公司市值规模的股票(P5)的股票,换手率、买卖价差以及非流动性比例水平单调递减。
表8市值规模组合的流动性
RSP(%)ILLIQ(%)ZR(%)TO(%)
A:年度
Small Size0.32 1.24 3.00 2.29
20.280.82 3.16 2.05
30.260.61 3.11 1.93
40.240.44 3.29 1.80
Big Size0.220.28 3.46 1.59
B:月度
Small Size0.33 1.47 3.09 2.45
20.290.90 3.19 2.31
30.270.67 3.23 2.18
40.250.49 3.26 2.08
Big Size0.220.29 3.45 1.88注:A部分是按年度更新的结果,即每一年度按照上年末的流通市值规模排序分类形成5个投资组合,计算投资组合的等权平均年度流动性指标值;B部分是按月度更新的结果,即每一月按照上月末的流通市值规模排序分类形成5个投资组合,计算投资组合的等权平均月度流动性指标值。RSP为相对买卖价差;ILLI Q为非流动性比率;ZR为零收益率比例; TO为换手率。
有关国外股票市场的经验研究发现,公司市值规模与流动性的大小有密切的关系。例如:Roll(1984)展示了美国股市上公司市值规模与买卖价差之间的负相关关系;Keim and Madhavan(1997)将公司市值规模和交易规模与交易困难程度联系在一起;Lesmond(2005)发现在大多新兴市场中市值规模大的股票其零收益率比例和买卖价差均低于规模小的股票;Datar,Naik and Radcliff(1998)显示美国股票市场上公司规模与换手率存在的正相关关
890经济学(季刊)第5卷
系,相关系数为0111。
与美国股市和其他市场的研究相比,中国股市的换手率指标并不具有与流动性含义的一致性,即换手率与市值规模的关系与流动性的预测相反,大规模股票的换手率低于小规模股票。对于其他指标,相对买卖价差、非流动性随市值的增大而减少,这符合流动性的含义。因此,备检假说4得到了经验数据的支持。
第三,我们观察股票收益波动率与流通市值的关系。从表7中可以看出,收益波动率与公司流通市值规模的相关系数为-0132,与股票流通量的相关系数为-0125,且统计显著(1%显著水平);收益波动率与换手率高度正相关(0164)。
表9是以换手率为被解释变量,相对买卖价差、非流动性比率、零收益率比例、波动率、流通市值、股票流通量以及账面市值比为解释变量的多元回归分析。我们看到,在控制了其他流动性因素之后,换手率对账面市值比、市值规模、流通量的回归系数显著为负,而波动率的回归系数高度显著为正。这些证据也为备检假说3,假说4,假说5提供了更多的支持。
综上所述,在中国股票市场,换手率作为可以预测横截面股票收益的指标,其背后的原因不仅仅是流动性溢价可以完全解释的,多项证据支持了由H ong,Scheinkman and Xiong(2005)的理论模型所引申的备检假说,这表明投机性泡沫导致的股价高估也许是对换手率预测作用更为合适的解释。
表9换手率与各变量的回归
I nter cept Vlt Size Share B/M Rsp ILLIQ ZR Adj.R2
0.04760.9823-0.0003-0.0031-0.0004 2.16810.4602 (29.78)(241.40)(1.93)(-20.62)(- 3.45)(49.08)
0.05260.9305-0.0002-0.0029-0.0002-0.32900.4706 (34.73)(234.67)(- 1.57)(-19.89)(- 2.27)(-68.96)
0.01210.94160.0020-0.0034-0.0003-0.01040.4384 (8.41)(225.90)(13.72)(-21.82)(- 2.91)(-8.36)
0.07050.9539-0.0011-0.0029-0.0002 1.2518-0.31310.00060.4828 (43.62)(231.35)(- 6.93)(-18.98)(- 1.72)(26.99)(-57.40)(0.51)
注:RSP为相对买卖价差;I LLIQ为非流动性比率;ZR为零收益率比例;TO为换手率; Pr ice为收盘价的自然对数;Vlt为日收益率的波动率;Shar e为A股流通量的自然对数;Size 为股票流通市值的自然对数;B/M为账面市值比的自然对数。Adj.R2是平均的调整后R平方。各变量的值为月度值。
五、总结
流动性指标在一定程度上反映股票交易成本的大小,同时可能受市场其他交易行为的影响。换手率衡量的是股票交易的活跃程度。对于换手率与股
流动性风险管理 1. FRM试题2007——第78题 一个共同基金投资于普通股，其采用了流动性风险度量，把它的每个持有头寸都限制在30日平均交易价值最大值的30%。如果该基金的规模是30亿美元，那么该基金持有的240万美元的股票的30日平均交易价值上最大权重是多少？ (a) 24.00% (b) 0.08% (c) 0.024% (d) 80.0% 解答：(c)。最大权重w为$300000×w=30%×$240，即w=0.024%。 2. 流动性指数 假定银行有两种资产：占比50%的一月期国债和占比50%的房地产贷款。如果银行必须在今天出售国债，则只能以90的价格售出面值为100的国债，而如果在到期日出售，银行将收回面值100；如果有银行必须在今天出售房地产贷款，则只能从每100中收回85，而如果在一个月后出售该贷款，它将收回95。于是，该银行资产组合一个月的流动性指数为： I=?+?= 0.5(90/100)0.5(85/95)0.90 3. 加权流动性缺口分析的计算： 假定某业务部门既是流动性的提供者也是流动性的使用者，该部门在未来某预测期内资金需求和资金供给的相关金额及其对应稳定性级别的打分见表3-1。利用加权流动性缺口分析计算流动性。 10×5+3×4+6×3+5×2+4×1=94（百万美元） 资金需求加权值为： 4×1+8×2+6×3+3×4+10×5=100（百万美元）。 两者相抵，即可得到该部门潜在的加权流动性缺口为600万美元。 与加权流动性缺口分析法相比，根据传统的流动性缺口分析法对流动性风险的估计会存在很大偏差。可见，传统的流动性缺口分析法由于忽略了供给方和需求方的各种流动性差异，可能导致对未来流动性风险状况的错误估计。 4. 日流动性调整的风险价值计算。 如果我们用1000万美元投资于一只股票，该股票的日波动率σ=1%，价差s=0.25%，再假设95%的置信水平所对应的分位数为1.645，那么在95%的置信水平下的日La_VaR为：
投机性冲击的立体投机策略 投机者利用各类金融工具的即期交易、远期交易、期货交易、期权交易、互换交易同时在外汇市场、证券市场，以及各种衍生品市场上做全方位的投机，构成了立体投机策略。以下以对冲基金为例，对典型的投机性冲击的立体投机方式进行分解式剖析。 一．利用即期外汇交易在现货市场的投机性冲击 当投机者预期某种货币即将贬值时，就会着力打压，迫使其迅速贬值。投机者能否打压成功的关键之一是能否掌握足够数量的该种货币，然后在现货市场强力抛售并引起恐慌性跟风抛售。通常投机者获得该货币现货筹码的渠道可能有四条：从当地银行获得贷款，出售持有的以该货币计价的资产；从离岸市场融资；从当地股票托管机构借入股票并将其在股票市场上卖空。在掌握足够的该货币现货筹码后，投机者即在现货市场集中猛烈地抛售，以换取外币。如果能够引起该货币强烈的贬值预期，并引起跟风性抛售，则该货币会迅速贬值。待其贬值后，投机者再在即期外汇市场以较贬值前少的外币买进原借款数额的该种货币，然后偿还各类贷款，或买入股票归还股票托管机构。其间的差价即巨额的投机利润。见图1： 图1 利用即期外汇交易在现货市场的投机性冲击 二．利用远期外汇交易在远期外汇市场的投机性冲击 如果投机者预期某种货币的远期汇率偏离未来的即期汇率水平，即趋于贬值，就会向当地银行购买大量远期合约，抛空远期弱币。为了规避风险，与投机者签订远期合约的银行要设法轧平这笔交易的远期本币头寸。银行于是立即在现货市场售出本币、购买外币，以便进行常规清算。这样无疑会改变现货市场的供求关系，造成本币的贬值压力。待该货币贬值后，投机者可以在空头远期合约到期前签订到期日相同、金额相同的多头远期合约做对冲，或者在到期时通过现货市场以强币兑换弱币，再以弱币交割空头远期合约。见图2：
资产流动性的重要性对于资产流动性，首先，我们要认识这个是一个什么样的东西，其作用是什么，各位可以从以下内容开始看起，为了方便理解，我会在在括号中注释一些方便于理解的内容。 资产流动性是指银行及时满足其各种资金需要和收回资金的能力（银行就是心脏）。从存量状态考察，流动性是商业银行所持资产的变现能力。从流量状态考察，流动性是商业银行及时获得可用资金的筹资能力。流动性集中反映了商业银行资产负债状况及其变动对均衡要求的满足程度，因而商业银行的流动性体现在资产流动性和负债流动性两个方面。资产流动性是指银行持有的资产可以随时得到偿付或者在不贬值的情况下销售出去，即无损失状态下迅速变现的能力，资产的变现能力越强，所付成本越低，则流动性越强；负债的流动性是指银行能够以较低成本随时获得需要的资金，筹资能力越强，筹资成本越低，则流动性越强。 银行在经营中，一方面为了获取最大利润，总是希望更多地贷款和投资（而流通就像血管），并倾向于运用期限长、利润大的资产；另一方面，负债的不稳定，又要求银行有足够的流动资金来应付经营过程中的流动性需要，以避免发生流动性风险。因此，一般情况下，商业银行应适当把握和控制备付金比例、资产流动比例、存贷比例以及拆入资金等流动性指标。一旦这些指标超过了警戒线，社会公众可能会对银行失去信心，处置不当最终会使银行失去清偿能力，并导致银行破产。这就是说商业银行在经营活动中时刻面临着流动性风险，而且流动性风险是引发商业银行经营风险乃至整个金融风险的关键所在。 资产流动性就像人的体内，只有血液保持循环流淌人才健康，如果在某个部位驻足不前就会形成血瘀，同时阻碍前进，最终导致人生病甚至严重到死亡。 下面从企业角度举例说明下流动性的重要性: 一企业资产流动性的重要性和功能： 主要内容:流动资产的项目繁多，但从审计的角度看可将其分为两大类，一类是实物资产，如货币资金、存货等，一类是非实物形态的资产，如短期投资和各种债权等。 1.货币资金、短期投资、应收及预付款项、存货等是否真实存在，帐实相符，并为企业所实际拥有； 2.各项收支或增减业务是否合法，记录是否完整； 3.存货计价是否正确，计价方法的采用前后期是否一致，如有变动，变动是否合法合理； 4.流动资产项目在会计报表上反映是否恰当。 流动资金是指项目投产后，为进行正常生产运营，用于购买原材料、燃料，支付工资及其他经营费用等所必不可少的周转资金。 流动资金是企业理财工作的一项重要内容。要求掌握现金、应收账款和存货等主要流动资金项目的管理方法，以达到既能节约合理使用流动资金，又能加速流动资金周转，提高使用效率，降低风险的目的。 流动资金是企业在生产经营过程中占用在流动资产上的资金，具有周转期短、形态易变的特点。拥有较多的流动资金，可以在一定程度上降低企业的财务风险。 二。资产流动性风险是指资产到期不能如期足额收回，进而无法满足到期负债的偿还和新的合理贷款及其他融资需要，从而给企业带来损失的风险。如企业外债，外部拖欠等； 如何控制：如果公司的业务大部分是回报期短的业务，盈利波动就会非常大。如果公司的业务大部分是回报期长的业务，资金回流会比较慢，而且因为资本投资较为巨大，容易出现资金周转不灵的风险。最理想的是将不同回报期的业务进行组合，以实现回报期上的风险分散。
主要流动性风险监测指标 （一）流动性比例 流动性风险指标是指银行一个月内到期的流动性资产和流动性负债的比例。流动性比例要求不低于25%。 流动性比例=一个月内到期流动性资产余额/一个月内到期的流动性负债余额×100% 其中：流动性资产包括：现金、黄金、超额准备金存款、一个月内到期的同业往来轧差后资产方净额、一个月内到期的应收利息及其他应收款、一个月内到期的合格贷款、一个月内到期的债券投资、国内外二级市场上可随时变现的证券投资和其他一个月内到期的可变现资产。 流动性负债包括：活期存款、一个月内到期的定期存款、一个月内到期的应付利息和各项应付款、一个月内到期的中央银行借款和其他一个月内到期负债。 （二）流动性覆盖率 流动性覆盖率是指银行优质流动性资产储备除以未来30日的资金净流出量。流动性覆盖率要求不低于100%。 流动性覆盖率=流动性资产/未来30日内资金净流出×100% 其中：流动性资产=∑各类流动性资产金额×折算率 未来30日内净现金流出=现金流出量-min(现金流入量，现金流出量的75%)。 （三）净稳定资金比例
净稳定资金比例是计算银行一年以内可用的稳定资金与业务所需的稳定资金之比。净稳定资金比例要求不低于100%。 净稳定资金比例=可用的稳定资金/业务所需的稳定资金×100% 其中：可用稳定资金=∑各类权益和负债×相应的稳定资金比例系数 所需的稳定资金=各类资产和表外风险暴露×相应的所需稳定资金系数。 （四）流动性缺口率 流动性缺口率是指银行90天内到期的资产负债间缺口与同期到期的资产余额之比。流动性缺口率要求不低于-10%。 流动性缺口率=90天内到期的期限缺口/90天内到期表内资产和表外收入×100% 其中：90天内到期期限缺口为90天内到期的表内资产和表外收入减去90天内到期的表内负债和表外支出。 （五）核心负债依存度 核心负债依存度是指银行的核心负债与负债总额的比率。核心负债依存度要求不低于60%。 核心负债依存度=核心负债/总负债×100%。 其中：核心负债包括剩余期限在3个月以上的定期存款和发行债券加上过去12个月活期存款的最低值。 （六）存贷款比例
第1 4章债券的价格与收益 1、完全预期理论,市场分割理论和流动性偏好理论是怎样解释利率的期限结构的? 1、无偏预期理论（纯预期理论） 无偏预期理论：认为在市场均衡条件下，远期利率代表了对市场未来时期的即期利率的预期。 1）向上倾斜的收益率曲线意味着市场预期未来的短期利率会上升 2）向下倾斜的收益率曲线是市场预期未来的短期利率将会下降； 3）水平型收益率曲线是市场预期未来的短期利率将保持稳定； 4）峰型的收益率曲线则是市场预期较近的一段时期短期利率会上升，而在较远的将来，市场预期的短期利率将会下降。 2、流动性偏好理论 流动性偏好理论认为：投资者是厌恶风险的，由于债券的期限越长，利率风险就越大。因此，在其它条件相同的情况下，投资者偏好期限更短的债券。 流动性偏好理论对收益率曲线的解释 1）水平型收益率曲线：市场预期未来的短期利率将会下降，且下降幅度恰等于流动性报酬。 2）向下倾斜的收益率曲线：市场预期未来的短期利率将会下降，下降幅度比无偏预期理论更大。 3）向上倾斜的收益率曲线：市场预期未来的短期利率既可能上升、也可能不变。 3、市场分割理论认为：由于法律制度、文化心理、投资偏好的不同，投资者会比较固定地投资于某一期限的债券，这就形成了以期限为划分标志的细分市场。 即期利率水平完全由各个期限的市场上的供求力量决定，单个市场上的利率变化不会对其它市场上的供求关系产生影响。即使投资于其它期限的市场收益率可能会更高，但市场上的交易者不会转而投资于其它市场。 市场分割理论对收益率曲线的解释： 1）向下倾斜的收益率曲线：短期债券市场的均衡利率水平高于长期债券市场的均衡利率水平； 2）向上倾斜的收益率曲线：短期债券市场的均衡利率水平低于长期债券市场的均衡利率水平； 3）峰型收益率曲线：中期债券收益率最高；4）水平收益率曲线：各个期限的市场利率水平基本不变。 6. 菲利普·莫里斯公司将发行一种1 0年期固定收益的债券，它的条款中包括设立偿债基金以及再 融资或赎回保护等条款。 a. 试描述一下偿债基金条款。 b. 解释一下偿债基金条款对以下两项的影响： i. 此证券的预期平均有效期。ii. 此证券在有效期内的总的本金与利息支付。 c. 从投资者的角度，解释一下为什么需要偿债基金条款？ 答：a. 偿债基金条款可以对债券进行提前强制赎回。该条款可以规定在一定时间内赎回债券的数量或比例。偿债基金可以在一证券的有效期内赎回全部或部分证券。 b. (i) 与没有偿债基金的债券相比较，偿债基金缩短了整个发行债券的平均有效期，因为其中的一部分债券在规定的到期日之前已经被赎回了。 (ii) 公司在发行证券的整个有效期内支付的本金总额相同，尽管支付时间会受时机选择的影响。如果提前赎回本金，与证券有关的总的利息支付将减少。 c. 从投资者的角度看，要求建立偿债基金的主要原因在于减少信用风险。有顺序地赎回到期债券以减少违约风险。 22.对于零息债券来说，既定的到期收益率和实际的复利收益率总相等。为什么？ 零息票债券不提供可用于再投资的息票利息。因此，投资者最终从债券获得的收入与息票利息再投资利率无关(如果支付了息票的话)。没有再投资利率的不确定性。 28. a. 试说明在发行一种债券时，附加提前回购的条款对债券的收益率会产生什么影响。 b. 试说明在发行一种债券时，附加提前回购条款对债券的预期期限会有何影响。 c. 试说明一个资产组合中如果包含一可回购的债券，会有何利弊？
浅析抑制房地产投机性需求的必要性 摘要：本文通过分析投机性需求对房地产业发展的影响，以及分析政府为抑制房地产投机投资性需求出台的调控政策和政策所产生的影响，阐述了抑制房地产投机性需求的必要性。关键词：房地产；投机性需求；调控政策 引言： 房地产周期波动对国民经济影响重大，决定了政府必须发挥“看得见的手”的作用，适时适度调控房地产价格。从近年来我国房地产市场发展的情况看，投机投资性需求是前一时期推动房价非理性上涨的主要因素。而过度的投资投机性需求又会造成房地产业的不健康发展。下面从房地产投机性需求现状及抑制投机性需求存在问题，投机性需求对房地产业发展的影响，政府为抑制投机性需求出台的政策及效果这几个方面分析抑制房地产投机性需求的必要性。 一、房地产投机性需求现状及抑制投机性需求存在问题 （一）房地产投机性需求的现状 蓝皮书指出，2012年房地产市场应对国内外资本市场套利性的投机需求压力仍然很大，抑制投机性需求仍将是本年度房地产政策调控的中心任务。 据21世纪不动产提供的一份数据，如果在2011年初投资北京房地产市场，亏损或被套牢的概率高于60%，不赚不赔的概率只有11%，能产生投资收益的概率仅有28%。人们也已初步领略了房地产调控时期投资楼市的风险。有市场调查结果称，在一线城市很多楼盘的投资(投机)比例高达30%-40%，甚至部分楼盘更高。尽管在目前市场环境下，居民投资(投机)房地产市场无可厚非，但从整体上看房地产市场过分投资(投机)肯定是管理层不愿见到的。控制投机、投资性购房需求应加快由政策模式转向制度模式。 （二）抑制房地产投机性需求存在问题 房产市场研究部统计数据显示，2012年整体购房客群仍然是以自住型为主，约能占到70%左右，其中包括首次置业、改善型购房以及长线投资需求。而今年年初至今，未见国家出台有力度的相关房产措施来调节房价，房价仍然涨幅明显，使得人们对于房价持续上涨的担心日渐增加，一些暂时没有实际购房需求的人，也提早入市，导致市场近期出现购房恐慌现象。那么此番二套房政策调整，二套房贷首付比例提高，利率增加，对于投资客户来说购房成本将大大增加，占用资金增多，因此可以抑制他们的购房行为，同时在未来一段时间内，部分投资客有可能会抛售房产，特别是那些投机型业主，很有可能会出现一些较大动作，从而在很大程度上能抑制房地产投机者的投机行为，而且从另外一个角度看，在过去两年的宏观调控当中，政府在抑制需求方面出台了一系列的政策，包括加息、未封顶楼盘禁止房贷、
金融危机中的流动性变化及其管理 胡志浩(《经济学动态》2009年第4期) 【摘要】通过这次危机中美国流动性的变化，我们可以看到，对于流动性的理解不能再停留于传统的数量指标和单一利率水平分析上，流动性必须是一种对经济金融运行状况的全面考察。风险状况、货币环境、金融市场环境、金融创新都是影响流动性形成的重要因素。即使美国已经开展了积极的救助措施以应对危机，但风险状况和宏观经济形势的恶化使得美国的流动性恢复尚需时日。金融管制让我国免受了本次金融危机的直接冲击，但坚持市场化改革仍将是未来的发展方向。面临危机，我们可以将流动性管理与市场化改革有机结合起来，这对我们既是挑战，也是机遇。 【关键词】金融危机 风险 流动性 一、引言 从流动性内涵所对应的金融体系层次来看，流动性可以分为资产流动性、市场流动性、银行体系流动性和全社会的整体流动性状况四个层面。对于流动性被考察的主体而言，流动性还可以相应地划分为内部流动性和外部流动性两个范畴。关于金融危机所导致的流动性风险问题，IMF在2008年4月的金融稳定报告中指出，流动性可以从市场流动性和融资流动性两个角度来考察，并且这二者之间有着密切的关联，这种关联现实地表现为流动性的“自我强化”1。 现实经济中，市场流动性、银行体系流动性容易相互交织，从而形成了一个整体的流动性螺旋。并且，在这个螺旋式运动中，金融创新的出现也起到了巨大的助推作用。例如，银行资产可以迅速地在金融市场被证券化转让，金融衍生产品的风险分散功能也使得融资活动似乎更加便捷可行，从而整个经济体的融资便利性将在流动性螺旋中被迅速放大。 而一旦流动性螺旋的运行中任何一个环节出现了断裂，流动性的膨胀将嘎然而止，整个经济体的流动性将迅速掉转直下，朝着紧缩的方向螺旋式下降。这一过程已经在本次金融危机中得到了充分的体现。当美国引发的次贷危机最终演变成信贷危机、金融危机和经济危机时，金融市场、银行体系和整个宏观层面的流动性状况发生了根本性改变。原来在市场上本 1这种“自我强化”表现为市场流动性与融资流动性之间的滚动扩张与交替收缩。
1.商业银行流动性评价的主要指标 （1）资产负债结构。由于“短借长贷”的资产负债结构引起到期日缺口，而银行资产产生的现金流量在极少情况下能够正好弥补因支付负债而引致的现金流出，从而产生流动性问题。 （2）央行货币政策。央行的货币政策与商业银行的流动风险之间有着密切联系。如央行采取紧缩的货币政策，商业银行向央行借款受到控制，由于整个社会货币数量和信用总量的减少，资金呈紧张趋势，存款数量减少，挤兑的可能性增加，贷款需求增高，同时商业银行无法筹集到足够资金满足客户需求，从而造成流动性风险。 （3）金融市场发育程度。由于金融市场包括存款市场、贷款市场、票据贴现市场、证券市场等，其发育程度直接关系商业银行资产的变现能力和主动取得负债的能力，从而影响商业银行流动性风险的大小。 （4）信用风险。信用风险的发生往往打乱商业银行资金的运用计划，引发流动性危机。 （5）商业银行对利率变化的敏感度。利率变化会影响银行流动资产的变现价值和增加外部筹资成本，利率预期的上升与下降均会对商业银行流动性风险产生影响。 （6）银行信用。银行的信用主要取决于净资产状况、稳定的收入、向外披露信息质量和政府的保证，我国国有商业银行的不良资产比率居高不下，之所以未发生流动性问题，很大程度上源于政府信用。 （一）综合指标分析 1．存贷比分析：比值逐渐下降，但是仍显过高。 存贷比是发放贷款与吸收存款之间的比例，即贷款总额/存款总额，它是评判商业银行流动性的总指标。贷款被认为是商业银行中流动性最低的资产；而存款则是商业银行主要的资金来源，是保持商业银行流动性的重要因素。存贷比值越大，即发放贷款占吸收存款的比例越高，就预示着商业银行的流动性越差，因为不具流动性的贷款占用了更多稳定的资金来源。近几年以来，我国商业银行的存贷比不断下降，从1998年的90%左右下降到2004年的74%左右,存贷比的不断下降有利于改善商业银行的流动性。但是我们也应该看到，在我国商业银行的存贷比下降的同时，绝对比值仍显过高。我国的商业银行法规定，存贷款的比例不能高于75%，尽管我国商业银行的存贷比在2004年降到了75%以下，但这与2004年的货币政策趋紧，银行放缓贷款的发放速度有关，一旦货币政策有所放松，存贷比难保不会再次超过警戒线。存贷比过高，使我国商业银行依然面临者严峻的流动性风险。 2．存贷款的期限结构分析：期限结构失配现象严重。 合理的存贷款期限结构是商业银行良好流动性的重要保证。但从近几年我国存贷款增长趋势来看，我国商业银行存贷款期限结构失配的现象日益严重。从商业银行存贷款的余期结构来看，余期一年以上的中长期贷款的比例不断上升。2002 2003年，余期一年以上的定期存款所占比重稳定在45%左右；但是，余期一年以上的贷款占贷款总额的比重却发生重大变动，其当年新增量占比由2002年的51%上升至2003年的94.5% ，其占贷款余额的比重则从89%上升至90.3%。商业银行存贷款期限结构失配，将导致其流动性缺口加大，潜在的流动性风险上升。
第八章债券投资分析 一、填空题： 1、债券票面价格包括两方面内容：一是，二是。 2、债券的是指在发行市场（一级市场）上，投资者在购买债券时实际支付的价格。 3、债券的是交易双方对已经在一级市场上发行但尚未到期的债券进行买卖或转让的价格。 4、年金一般是指在一定期数的期限中每期相等的一系列现金流量，比较常见的年金支付形式是支付发生在每期期末，这种年金被称为。 5、是无到期期限的、每期相等的现金流量系列，可以将其理解为每年支付一次利息的、没有到期日的债券。 7、是指债券发行人承诺在债券到期之前，按照债券的票面利率定期向投资者支付利息，并在债券到期时偿还本金的债券。 8、有时也称为折现债券，是指发行人在债券存续期间不向投资者进行任何周期性的利息支付，而是把到期价值和购买价格之间的差额作为利息回报给投资者。 9、证券投资总风险可以分为和两大类。 10、是由于某种全局性的共同因素引起的投资收益的可能变动，这种因素以同样方式对所有证券的收益产生影响。 11、是指只对某个行业或个别公司的证券产生影响的风险。 12、又称违约风险，是指债券发行人可能违约（即在债券到期时无法无法还本付息）给投资者带来的风险。 13、是指公司决策人员与管理人员在经营管理过程中出现失误而导致公司赢利水平变化，从而使投资者预期收益下降的可能性。 14、是指因公司财务结构不合理，融资不当而导致投资者预期收益下降的风险。 15、因市场利率变化而引起给定投资策略下再投资的不确定性所引志的风险被称为。 16、主要取决于债券能够以其理论值或接近于理论值的价格出售的难易程度。 17、是表明国债到期收益与其偿还期之间关系的曲线。 18、是指在某一时点上，各种不同债券的利率（即到期年收益率）与到期期限之间的关系。 19、是指债券约定的未来现金流量的现值恰好等于该债券的现行价格的年利率，即债券投资的内部收益率。 20、是指债券约定的票面年息票利率。 21、是指用债券约定的票面年利息除以债券的现行市场价格。 22、可赎回债券的约定中允许发行债券的公司在未来以某一设定价格提前赎回公司债券。假定债券将在第一个可能的赎回日期被公司赎回时，债券投资的内部收益率即为赎回收益率，称为。 二、判断题： 1、公司发行股票与发行债券的目的都是为了追加投资资金。 2、债券票面注明债券发行者名称指明该债券的债务主体，也为债权人到期追索本金和利息提供了依据。 3、银行能通过存款吸收资金，因此不需要发行债券。
风险的标准计量方法。Jorion给出的目前比较公认的VaR定义,指在某一给定的置信水平下,资产组合在未来特定的一段时间内可能遭受的最大损失。 流动性风险是金融风险的一种,指由于市场交易不足而无法按照当前的市场价值进行交易所造成的损失。它是一种综合性风险,是其他风险在金融机构整体经营方面的综合体现。因此流动性的问题开始引入到风险值的计算当中,使风险值针对流动性风险作调整,而衡量流动性调整的风险值 (La-VaR)则是本文要讨论的问题。 1999年Bangia、Diebold、Schuermann和Stroughair四位学者提出了著名的基于流动性调整的La-VaR ,即BDSS模型,为以后的研究做出了相当大的贡献。但是,Bangia等学者在提出BDSS模型的时候,并没有进行严格的数学推导,这使得该模型对价差的估计缺乏理论依据。 国外关于流动性风险的相关研究很少,多数研究仍然处于理论研究阶段,目前仍然没有一个统一的、令人信服的理论框架。而且国外的研究多是基于做市商制度,而我国的股票市场是订单驱动型市场,与做市商制度有着很大的区别,而针对于我国股票订单驱动型市场的研究更少。因此本文希望借鉴当前风险管理技术的新发展,在介绍传统的金融风险度量工具VaR(value at risk)的基础上,引入股票市场的流动性因素,使其在VaR中有所体现,针对我国订单驱动的股票市场建立
我国资本流动性现状与趋势分析 资本在国际间大规模地频繁流动已成为２０世纪８０年代以来世界经济的一个显著特征，特别是２０世纪９０年代以来，美国等发达国家在全世界围倡导金融自由化政策，广大发展中国家也逐渐加大了金融市场开放的力度。直观地看，资本的跨国流动对国际经济产生了重要影响，特别是通过提高生产要素的配置效率提高了各国福利。 同样，资本流动对我国经济增长、技术进步、弥补储蓄投资缺口等都发挥了重要作用。我国是一个对资本进行管制的国家，２０世纪８０年代以来，资本流入主要通过ＦＤＩ（外商直接投资），很多资本交易受到限制。２０世纪末期我国出现了严重的资本外逃，近年来又由于人民币的升值因素，国际资本又通过各种方式进入我国。进入我国的长短期资本导致了外汇储备的急剧增长，加大了人民币潜在升值的压力，影响了中央银行货币政策的自主性和独立性。特别是，流入我国的投机资本并没有真正融入到我国经济发展之中，因此对提高我国资本使用效率的贡献并不大。 可以说，资本流动程度对一国稳定政策的短期效果具有至关重要的影响，扩性财政政策在多大程度上挤出私人投资以及货币政策影响总需求的程度大小都与一国的资本流动程度有关。基于此，如果对国外金融市场联系的强弱程度知之甚少，那么对经济运行就有可能做出一些自相矛盾的经济分析和政策决策。因此，评估资本流动程度对于决策者制定政策和预测政策效果都具有十分重要的参考
价值和指导意义。 我国资本流动的基本态势 我国是一个转型国家，金融制度一直处于变革之中，这种变革无疑会对资本流动性产生影响。 统计数据显示，我国的资本流动性一直比较低，但在１９９２年以前有一个明显的较快的上升趋势，在１９９２年之后出现了一个非常微小的下降阶段，至１９９５年又呈现一个稳定的缓慢上升趋势。这种变化反映了我国渐进式改革进程对资本流动的影响。改革前，我国基本是一个封闭的经济体，随着２０世纪８０年代后对资本账户进行了有限度、有选择的开放，所以在２０世纪９０年代早期之前我国资本流动性出现了较快的上升。进入２０世纪９０年代后，除了１９９４年实现了汇率并轨、１９９６年人民币经常项目可兑换等措施外，１９９８年以后只是在原有法规基础上进行规和完善，金融体制未见较大的改革措施，而且对资本的流出和短期资本的流入采取的以计划审批、数量控制为主的严格的直接管理措施一直没有放松，限制外国对华证券投资和国对外投资，所以资本流动性仅呈现一种稳定的缓慢的上升过程。即便是在１９９７年亚洲金融危机后，我国对资本流动的监管也没有明显的加强。其中主要原因是我国政府一直对资本的流出和短期资本的流入限制措施本来就很严格，在外经济均衡发生较大冲突时期，监管当局只是对个别以前已经放松的资本项目重新实行严格管制。例如，２００２年以来人民币升值的预期刺激了大量国际资本流入我国，为了控制国金融机构和外商投资企业的短期对外负债，监管当局对借入外债开始实行规模管理，
国内宏观流动性 一、央行/政策 1、公开市场操作（净投放/净回笼）：央票到期/发行；逆回购/正回购； 2、存款准备金率：中小型/大型存款类金融机构； 3、利率； 4、货币供应量：M1/M2增速； 二、银行 1、信贷投放：新增人民币贷款、人民币贷款增速； 三、外汇占款（外储增量=贸易顺差+FDI+热钱） 1、外汇储备:存量、流量； 2、贸易顺差/逆差； 3、FDI； 4、热钱； 5、银行结售汇顺差/逆差、涉外收付款顺差/逆差； 四、资金价格 1、存贷款利率：一年期定期存款/贷款利率； 2、Shibor利率：O/N、1W、2W、1M、3M、6M、9M、1Y； 3、银行间同业拆借加权利率：1D、7D、14D、3M、4M、6M、9M、1Y； 4、银行间质押式回购加权利率：1D、7D、14D、21D、1M、2M、3M、4M、6M、9M、1Y； 5、票据利率: 6个月直贴利率：长三角、珠三角、环渤海、中西部； 6个月转贴利率 6、国债到期收益率：3M、6M、9M、1Y、2Y、3Y、4Y、5Y、6Y、7Y、10Y、15Y、20Y、30Y； 7、央票到期收益率：3M、6M、9M、1Y、2Y、3Y； 8、央票发行利率：3M、6M、1Y、3Y； 五、人民币汇率 1、人民币升值预期：人民币1年期NDF； 2、人民币对美元汇率；
微观股票市场资金供求?微观主体 ?股票市场 一、资金供给 1、股票账户数：新增股票开户数、新增基金开户数； 2、基金：新基金发行数量、新基金募集金额； 3、客户保证金； 4、基金仓位； 二、资金需求 1、IPO； 2、增发； 3、配股； 4、限售股解禁市值；
重点知识 1.利率的风险结构 利率的风险结构是指具有相同期限的债券具有不同的利率，反映债券所承担的风险大小对其收益率的影响。利率风险结构的决定因素包括以下几点： ①违约风险 是指当债券到期时，债券发行人无力或不愿意兑现债券本息而给投资者带来损失的可能性。 ②流动性 资产的流动性越强，在市场上受欢迎的程度就越高，利率越低。对于任何一个公司而言，其债券的交易量都要远远小于国债，因此企业债券的流动性较差。在紧急情况下，可能难以找到企业债券的买主，因此出售这些债券的代价会很高。 ③所得税因素 债券持有人真正关心的是债券的税后实际利率。如果不同种类债券的利息收入的税率不同，这种差异就必然要反映到税前利率上来。通常，享受免税待遇越高，利率越低，这也就解释了市政债券的利率可能低于国债的利率。 2.解释利率期限结构的理论 利率的期限结构是指风险相同，期限不同的债券收益率之间的关系，它可以用债券的收益率曲线表示。 解释利率期限结构的理论包括：预期理论，市场分割理论和流动性溢价理论。 对于收益率曲线，有三个事实： 事实1.随着时间的推移，不同到期期限的债券利率随时间一起波动。 事实2.如果短期利率较低，收益率曲线倾向于向上倾斜；如果短期利率较高，则收益率曲线很可能向下倾斜，即是反转的形状。 事实3.收益率曲线几乎总是向上倾斜的。 ①预期理论（解释事实1和事实2） a)假定 投资者对于不同到期期限的债券没有特别的偏好，不同期限债券之间是完全可以替代的。
b) 结论 n 阶段的利率等于在该债券n 阶段的期限中，所有1阶段利率预期的平均值。可以表示为： i nt =i t +i t+1e +?+i t+（n?1） e n 式中，i nt 表示n 阶段债券的利率；i t+1e 表示下一个阶段债券的预期利率,i t+2e 表示在t +1 之后的一阶段债券的预期收益率，以此类推。 解释事实1：因为一般来说，短期利率具有如果它在今天上升，则未来将趋于更高的特征。因此，短期利率上升会提高人们对未来短期利率的预期。由于长期利率是未来短期利率预期的平均值，短期利率的上升会提高长期利率，短期利率和长期利率出现了同向运动的趋势。 解释事实2：一般来说，当短期利率较低时，人们通常预期未来短期利率将上升到其正常水平，未来短期利率的平均值高于当前的短期利率。因此，长期利率会大大高于当前的短期利率，收益率曲线向上倾斜；反之亦然。 ② 市场分割理论（解释事实3） a) 假定 投资者对于某一到期期限的债券有强烈的偏好，不同到期期限的债券之间是完全不能相互替代的。 b) 结论 收益率曲线不同的形状可以由不同到期期限的债券的供求因素解释。 解释事实3：由于在通常情况下，长期债券相对于短期债券的需求较少，因此其价格较低，利率较高，所以典型的收益率曲线是向上倾斜的。 ③ 流动性溢价理论与期限优先理论（解释3个事实） a) 假定 不同期限债券之间可以相互替代的，但并非完全替代。投资者偏好期限较短的债券，因为这些债券的利率风险相对较小。所以只有当正的流动性溢价存在时，投资者才愿意持有期限较长的债券。 b) 结论 长期债券的利率等于其到期之前预期短期利率的平均值加上流动性溢价，也可以写作 i nt =i t +i t+1e +?+i t+（n?1） e n +l n 式中，l n 为n 阶段债券在时间t 的流动性溢价，它总是为正，并且随着债券到期期限n 的
流动性风险和价格风险 交易者玩的是风险。风险有很多种，而每一种都对应着一种交易者。在这本书里，我们把所有的小风险统分为两大类：流动性风险和价格风险。 有很多交易这是短线操作者，他们经营的就是人们所说的流动性风险。流动性风险是指无法买入或卖出的风险：当你想买的时候，没有人卖；或者当你像卖的时候，没有人买。说到财务上的流动性资产这个慨念，大多数人都对流动性一次耳熟能详。流动性资产就是能够快速、便捷地转化为现金的资产。存在银行里的现金具有高度流动性，交易活跃的公司股票具有相对流动性，一块土地则缺乏流动性。 假设你想买入XYZ股票，它的最新成交价是每股28.50美元。如果你察看XYZ的报价，你会看到两个价格：买入价（bid)和卖出价（ask)。假设买入价是每股28.50美元，但如果你想卖出一股，你只能得到28.50美元。这两个价格之间的差异被称作价差（spread）。经营这种流动性风险的交易商通常被称作帽客（scalper）或做市商(market maker)。他们的利润就来自于买卖差价。 这类交易有一个叫做套利（arbitrage）的变种。套利交易涉及两个不同市场的流动性。套利交易者可能在伦敦买入原油，同时在纽约
卖出原油；或者买入一个股票组合，同时卖出代表类似股票组合的股指期货。 价格风险是指价格大幅上升或者下跌的风险。一个农场主可能会担心油价上涨，因为油价一涨，肥料和拖拉机燃料的成本就会上涨。农场主们也会担心他们的产品（小麦、棉花、大豆等）的价格跌得太低，以至于没钱可赚。航空公司的高管们既担心油料成本上涨，也担心利率提高，因为高利率会加大飞机的融资成本。 对冲者们通过把风险转移给交易者来规避价格风险。经营这种价格风险的交易者们被称作投机商（speculator）或头寸交易所（position trader）。投机商们靠价格的变化赚钱：先买入，然后等价格上涨时卖出；或者先卖出，然后等价格下降时买回平仓，这种交易被称作卖空。
房地产市场投机性需求得到一定程度抑制以及资金流向和投机过热导致的危害 国家统计局官方网站发表署名晓明的文章《如何看待2010年房价变动》。晓明认为，经过去年一系列的调控，房地产市场投机性需求得到了一定程度的抑制，房地产市场调控取得了一定的效果。去年12月份房屋销售价格同比涨幅为6.4%，比涨幅最高的4月份回落了6.4个百分点，后八个月房价月环比平均上涨幅度仅为0.18%。值得注意的是，国务院总理温家宝18日上午主持召开国务院第五次全体会议时强调，要坚定不移地搞好房地产市场调控，进一步落实和完善房地产市场调控政策，抑制投机投资性购房。 晓明从近日国家统计局发布的2010年全国房地产市场运行情况报告入手，并结合去年全年12个月全国70个大中城市房屋销售价格变动情况，得出如下两个结论。 一是从同比数据看，4月份以后房价同比增幅逐步回落，到12月，回落6.4个百分点。 晓明分析指出，去年前四个月房价涨幅逐月扩大，4月份同比涨幅达12.8%，涨幅比1月份扩大3.3个百分点。为遏制房价的过快上涨，4月17日，国务院发布了《国务院关于坚决遏制部分城市房价过快上涨的通知》，采取十条措施控制房价过快上涨。从4月下旬开始，调控效果初显。5月份，房屋销售价格同比涨幅开始回落，比上月回落了0.4个百分点，此后同比涨幅连续7个月回落，12月份同比涨幅为6.4%，比涨幅最高的4月份回落了6.4个百分点。从这一情况看，房地产市场投机性需求得到了一定程度的抑制，房地产市场调控取得了一定的效果。 二是从环比数据看，数据变动趋势与同比数据变动趋势具有大致相同特征。 晓明认为，前四个月，各月环比涨幅相对较高，月环比平均涨幅为1.18%。随着房地产市场调控效果的逐步显现，5月份环比涨幅大幅回落到0.2%；6月份，房价环比指数甚至为负，比上月下降0.1%；7、8两月房价保持相对稳定。9月份，受刚性需求和“金九银十”销售旺季等多种因素的影响，房价再度出现了小幅上涨。 为进一步贯彻落实国务院关于坚决遏制部分城市房价过快上涨的通知精神，9月29日有关部委再度分别出台调控措施，巩固房地产市场调控成果。晓明称，从10月份开始，环比涨幅再次出现回落。虽然后四个月环比价格均有所上涨，但一线城市房价波动幅度较小，主要是部分二、三线城市房价上涨所致。如果与前四个月价格变动情况相比较，涨幅已经大幅收窄，后八个月月环比平均上涨幅度仅为0.18%。 晓明最后强调，尽管从全年房价月度变化看，国家宏观调控初见成效，2011年房价调控仍然任重道远。各地区、各部门必须坚决贯彻落实国务院遏制部分城市房价过快上涨的通知精神，强化现有的调控政
分报告6： 中国跨境资本流动性的变化及其原因分析 于春海 摘要本文在全口径的国际收支统计中，分析了我国经常项目和资本项目下的跨境资本流动性的变化及其原因和宏观经济影响。得出如下基本结论：1）90年代中期以来，我国资本流动性的提高主要表现在总量上，而净流入规模并没有明显的增加趋势；2）近期贸易顺差和FDI流动的波动性上升是一种正常现象，是规模效应作用的结果；3）我国的FDI流入具有明显的贸易导向，受我国对外贸易发展状况和全球经济失衡状况的显著影响；4）贸易收支以及FDI流入规模主要受实体经济的影响，投机动机的影响不显著，非贸易非FDI资金流动具有较多的投机成分，主要偏重于追逐纯金融收益，而与实体经济行为的联系较少； 5)加工贸易型FDI的流入，在推动我国工业扩张和经济增长的同时，也加剧了我国的产业结构失衡，造成长期经济增长前景和就业的不确定性增加；6）资本流动性的提高与我国特定的外汇管理体制结合在一起，导致央行资产负债表的币种结构失衡，使得我国的货币政策在面对很多现实宏观经济问题时的操作空间被严重侵蚀；7）资本流动性的提高增大了金融机构潜在的汇率风险暴露程度，随着汇率风险逐步从货币当局重新转回给私人部门，金融机构的实际汇率风险暴露程度将逐步趋向由其外币交易相对比重所决定的潜在风险暴露程度。 关键词资本流动性非贸易非FDI币种结构失衡
一、引言 过去的20多年中，作为中国外向型经济发展战略的一部分，金融领域的开放伴随着国内改革和实体经济的开放进程而逐步展开。资本流动性的提高和变化，是金融开放影响中国宏观经济运行过程的主要渠道。从FDI到银行信贷和证券资金，大量外资涌入中国。金融领域的逐步开放和资本流动性的不断提高为中国的经济增长注入了活力和动力。 2000年以来，随着国内外宏观经济形势的变化，特别是全球经济失衡和中国宏观经济内外失衡状况的加剧，中国跨境资本流动性出现了一些新的特征，而且外资大规模流入给中国宏观经济带来的一些负面影响也不断显露。贸易收支和FDI等与实体经济联系紧密的资本流动形式的波动性加大，非贸易、非FDI资金流动规模急剧增加。在中国宏观经济面临过热威胁和结构失衡的背景下，资本流动性的变化给中国的宏观经济管理带来了巨大挑战。 中国跨境资本流动性的提高，是在资本账户受到严格管制的情况下发生的。按照通常的逻辑，在资本账户受到严格管制的情况下，资本跨境流动往往要借助于各种“灰色”或“地下”渠道。流动渠道和形式的不同，将影响资金进入中国境内以后的投资行为，进而影响资本流动性的宏观经济绩效。作为分析我国资本流动性变化的宏观经济影响的起点，首先就必须对我国资本流动性的动态特征进行深入分析，探讨不同形式的资本流动与实体经济因素以及金融因素的关联。在此基础上才能客观、全面的分析资本流动性变化对于中国宏观经济运行的影响。本文的目的就是通过分析中国资本流动变化的动态特征及其背后的动因，为进一步分析资本流动变化的宏观经济影响奠定基础。在此基础上，探讨资本流动性变化对我国长期经济增长基础、短期金融风险的影响。 二、关于资本流动性影响的一般讨论 资本跨国流动规模和结构的变化，对一国宏观经济的影响是多方面的。从积极影响方面看，除了传统理论中所强调的弥补国内储蓄缺口、外汇缺口、带来技术外溢效应、实现国际风险分散和平滑消费等功能以外，还可以成为引导国内金
４３ 商业研究 风险价值（Ｖａｌｕｅ－ａｔ－Ｒｉｓｋ）模型，已经成为金融机构和监管当 局所广泛采用的风险度量和管理工具。标准的风险价值概念主要衡量的是在发生价格不利波动的情况下，一项资产可能遭受的潜在损失。虽然在理论和实践方面已有大量学者进行了深入研究，但是，对于如何在ＶＡＲ模型中反映流动性风险的度量却一直缺乏讨论。 一、ＶＡＲ模型中流动性风险度量的研究成果总结 流动性风险是可交易证券除了价格风险以外面临的另一项重要的风险，流动性也同样会影响市场价格的不确定性，和投资于价格风险大的股票能获得较高的风险溢价一样，流动性差的股票也会有较高的流动性风险溢价以吸引投资者。 流动性是证券除了波动性以外另外一个重要的特性，尤其是对于可交易的证券而言。流动性即买卖大量某种证券而不致其价格剧烈波动的一种价格平衡能力。如果把证券变现时所需要的所有成本，包括交易成本和价格因为交易活动而产生的额外的波动，都统称为变现成本的话，那么流动性风险则是股票在变现过程中因为变现成本而产生的风险。 传统的ＶＡＲ模型有一个隐含的假设，即无论投资者要交易的头寸有多大，都可以在一个固定的时间（即持有期，通常为一天）内以一个固定的市场价格完成交易。显然，这个假设忽略了流动性风险。因此，为了建立一个既能反映价格风险又能反映流动性风险的模型，一些西方学者针对这几方面对变现成本的考虑，在原有的ＶａＲ模型上作出了各种各样的扩展。 １．把交易的市场影响引入ＶＡＲ模型。关于这一类的扩展有两个代表性的模型：Ｈｉｓａｔａ和Ｙａｍａｉ （２０００）提出的Ｌ－ＶａＲ模型以及Ｓｈａｍｒｏｕｋｈ （２００１）提出的另外一种流动性风险调整ＶａＲ模型（ＬＡ－ＶａＲ）。 在Ｈｉｓａｔａ和Ｙａｍａｉ （２０００）提出的Ｌ－ＶＡＲ模型中，他们通过考虑市场的流动性水平和投资者交易的头寸大小对变现价值的影响把市场影响机制引入ＶＡＲ模型中。建模的步骤如下：首先，建立反映市场影响机制的市场模型；其次，定义流动成本，并以流动成本最小为目标函数，求解最优执行策略，即最佳的交易策略；最后，计算经流动性风险调整后的风险价值。 一般而言，在建立反映市场影响机制的模型时，最常被接受的假设是Ｈｏｌｔｈａｕｓｅｎ， Ｌｅｆ ｔｗｉｃｈ和Ｍａｙｅｒｓ（１９８７）对市场影响机制的假设。他们把市场影响分为两部分，暂时性市场影响和永久性市场影响。对于出售证券的交易而言，永久性市场影响导致均衡价格的下跌，而暂时性市场影响则造成价格临时的下跌。在Ｈｉｓａｔａ和Ｙａ－ｍａｉ（２０００）建立的模型中也采用了这种假设。 ２．把买卖价差的波动性引入ＶＡＲ模型。Ｂａｎｇｉａ， ｅｔａｌ（１９９８）从另一个角度把流动性风险度量引入传统的ＶＡＲ模型中。在实际的市场上，一个交易者在变现他持有的头寸时无法获得中间价，而应该是中间价减去买卖价差，而这个买卖价差反映了流动性，买卖价差的不确定就是流动性风险的表现。这种流动性风险在交易量小的情况，尤其是在新兴市场上是总风险中不可忽视的重要部分之一。 二、对我国的启示 ＶＡＲ模型对我国金融风险管理具有重大的意义。首先，我国加入ＷＴＯ之后，随着市场风险的日趋复杂和组合投资在我国的兴起，将利率风险、股价风险和汇率风险等各种形式的风险汇总综合考虑和衡量的必要性越来越大，这为综合度量市场风险的ＶＡＲ模型的应用提供了广阔的发展空间。其次，ＶＡＲ模型不仅具有综合衡量市场风险的功能，而且在信用风险计量模型发展到一定阶段后，还可以将市场风险ＶＡＲ模型和信用风险ＶＡＲ模型结合起来，综合反映金融机构承担各种市场风险和信用风险的情况，这样既有利于金融机构内部风险的识别与控制，也为金融机构之间衡量风险水平提供了可以相互比较的市场标准，也有助于监管部门的统一监管。 然而，在我国现阶段应用规范、科学的数理统计方法建立ＶａＲ模型来管理金融风险，还是一个新的挑战，困难主要表现在以下几个方面： １．ＶＡＲ方法建立在大量的历史数据基础之上。我国金融市场起步较晚，面临着样本数据有限的问题。以证券市场为例，许多股票只有三五年甚至更短的历史，交易数据有限，这使得对这些资产的投资组合进行ＶＡＲ计量显得数据不足，ＶＡＲ模型的建立及其有效性的检验也变得相当困难。 ２．使用ＶＡＲ方法，存在模型风险。即由于同样的ＶＡＲ模型可以使用历史模拟法、蒙特卡罗模拟法和参数法等不同的方法得到资产收益的不同的概率分布，这样会对同样的资产组合得到不同的ＶＡＲ值，使得ＶＡＲ的可靠性难以把握。 ３．人才问题。虽然ＶＡＲ的结果应用起来很方便，而且功能强大，但模型的确立与计算过程还是相当复杂的，对会计与技术人员的业务水平要求很高。另外，ＶＡＲ在风险控制、绩效评估、资源配置以及统一监管等各个层面都需要大量的专业人才及相应的制度安排，这对我国目前的管理现状还是个不小的挑战。 随着我国金融市场的不断发展和完善，尤其加入ＷＴＯ后，面对激烈的国际竞争，相信ＶＡＲ风险计量模型和在此基础上形成的风险管理模式必将成为我国金融机构内部的风险管理和金融监管机构的风险监管有效的工具。 参考文献： ［１］魏建华：巴塞尔协议监管思想的深化，经济理论与经济管理，２００２（１） ［２］胡奕明：对新加坡等五国和地区银行年报信息披露的分析，国际金融研究，２００１（１１） ［３］刘 静：我国股价指数风险价值实证研究，经济问题探索，２００２（５） ［４］陈忠阳：金融风险分析与管理研究，中国人民大学出版社，２００１ ［５］王春峰：金融市场风险管理，天津大学出版社，２００１ ＶＡＲ模型中流动性风险的度量及对我国的启示 ［摘 要］ 传统的ＶＡＲ模型虽已经被广泛应用于度量价格风险和信用风险，但对流动性风险的度量考虑不多。本文归纳总结了关于如何把流动性风险度量纳入ＶＡＲ模型已有的研究成果，并提出该模型在我国证券市场上应用存在的难题。 ［关键词］ 风险价值（ＶＡＲ） 流动性风险 证券市场 刘昕婷 西南财经大学会计学院 吴 循 西南财经大学国际商学院 《商场现代化》２００６年１２月（下旬刊）总第４８９期