管理者交易的市場(chǎng)擇時(shí)能力對(duì)市場(chǎng)流動(dòng)性的影響

陳乾坤

摘要：利用國(guó)泰安數(shù)據(jù)服務(wù)中心數(shù)據(jù)，采用事件研究法，考察中國(guó)上市公司中管理者買入交易和賣出交易對(duì)我國(guó)股票市場(chǎng)流動(dòng)性的影響，結(jié)果顯示：管理者買入后的市場(chǎng)流動(dòng)性減弱，歸因于管理者與其他市場(chǎng)參與者之間的信息不對(duì)稱；管理者賣出降低管理者的股權(quán)，提高市場(chǎng)流動(dòng)性，信息不對(duì)稱減弱。管理者在市場(chǎng)交易比較活躍的日期交易，可能是因?yàn)樵诟叩氖袌?chǎng)交易量下能隱藏管理者的私人信息。

關(guān)鍵詞：管理者交易；市場(chǎng)擇時(shí)能力；市場(chǎng)流動(dòng)性；事件研究；超額交易量

中圖分類號(hào)：F833 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1003-3890（2013）06-0025-08

一、引言

從2006年起，我國(guó)開始允許上市公司中的管理者在二級(jí)市場(chǎng)上買賣所在公司的股票，我們稱這種行為為管理者交易。管理者交易對(duì)股票市場(chǎng)流動(dòng)性的影響，國(guó)外許多文獻(xiàn)都是基于信息不對(duì)稱理論的研究。作為內(nèi)部人的上市公司管理者的交易與市場(chǎng)微觀結(jié)構(gòu)理論中市場(chǎng)流動(dòng)性所表明的信息效應(yīng)之間的聯(lián)系如何，這在我國(guó)允許管理者交易之后的研究中還是一個(gè)空白。國(guó)外學(xué)者普遍認(rèn)為且有證據(jù)表明，管理者能夠接近價(jià)格敏感性信息，所以管理者能很好地了解證券的基本價(jià)值。然而，管理者交易活動(dòng)對(duì)市場(chǎng)流動(dòng)性影響的實(shí)證研究相當(dāng)少，且現(xiàn)有文獻(xiàn)中的實(shí)證結(jié)果是模棱兩可的，國(guó)內(nèi)對(duì)這方面的研究幾乎沒(méi)有。

一些學(xué)者認(rèn)為管理者交易提高了市場(chǎng)流動(dòng)性。管理者賣出股票，其持有股份減少，因而減輕了信息不對(duì)稱，而且在管理者賣出當(dāng)日及之后，市場(chǎng)流動(dòng)性提高了。Lakonishok和Lee（2001）[1]認(rèn)為，購(gòu)買僅僅是管理者活動(dòng)的一個(gè)信息來(lái)源，而管理者賣出似乎沒(méi)有預(yù)測(cè)能力。因此管理者賣出可能被流動(dòng)性或分散化的原因所驅(qū)使，給市場(chǎng)帶來(lái)了額外的流動(dòng)性。R？觟sch和Kaserer（2011）[2]認(rèn)為，管理者賣出在管理者交易當(dāng)日及以后增加了市場(chǎng)流動(dòng)性。

管理者交易削弱了市場(chǎng)的流動(dòng)性。Copeland和Galai（1983）[3]認(rèn)為，股票的買賣價(jià)差與信息不對(duì)稱的程度有關(guān)。當(dāng)市場(chǎng)參與者有用的信息較少時(shí)，為了維護(hù)自身的利益，他們將會(huì)增加股票買賣價(jià)差，從而削弱了股市流動(dòng)性。Glosten和Milgrom（1985）[4]認(rèn)為，管理者的交易加大了股票買賣價(jià)差。管理者交易活動(dòng)越頻繁或者信息不對(duì)稱程度越高，買賣價(jià)差越大，也說(shuō)明了股票市場(chǎng)流動(dòng)性越差。

管理者交易對(duì)股票市場(chǎng)流動(dòng)性的影響仍然沒(méi)有確定的答案。R？觟sch和Kaserer（2011）[2]認(rèn)為，這些模棱兩可的結(jié)果可能是由于之前的大部分研究文獻(xiàn)失敗地區(qū)分了管理者的買入交易和賣出交易。本文在R？觟sch和Kaserer（2011）[2]研究的基礎(chǔ)上，使用國(guó)泰安數(shù)據(jù)服務(wù)中心的管理者交易的數(shù)據(jù)，分別考察了中國(guó)上市公司中管理者買入交易和管理者賣出交易對(duì)我國(guó)股票市場(chǎng)流動(dòng)性的影響，這在國(guó)內(nèi)是比較早地研究管理者交易對(duì)市場(chǎng)流動(dòng)性影響的。

本文剩余部分安排如下：第二部分是研究假說(shuō)；第三部分是研究設(shè)計(jì)；第四部分是實(shí)證分析結(jié)果；最后是結(jié)論。

二、研究假說(shuō)

由于先前的研究對(duì)管理者交易如何影響市場(chǎng)流動(dòng)性沒(méi)有得出一致的實(shí)證結(jié)論，本文建立以下研究假說(shuō)來(lái)整合和解釋先前的研究結(jié)果。逆向選擇理論假定當(dāng)信息不對(duì)稱程度上升時(shí)，流動(dòng)性就會(huì)下降。問(wèn)題是，什么因素影響市場(chǎng)上的信息不對(duì)稱。因此，本文預(yù)測(cè)管理者交易對(duì)股票市場(chǎng)的流動(dòng)性影響是雙面的：

假說(shuō)1：管理者買入當(dāng)日及買入后市場(chǎng)流動(dòng)性被削弱。

筆者預(yù)期市場(chǎng)參與者通過(guò)增加管理者買入后的市場(chǎng)流動(dòng)性成本而進(jìn)行價(jià)格保護(hù)。因?yàn)楣芾碚哔I入增加了股權(quán)且隨后增加了信息不對(duì)稱。這個(gè)假說(shuō)得到了Barclay和Smith（1988）[5]，Brockman和Chung（2001）[6]，Ginglinger和Hamon（2007）[7]，Chung和Charoenwong（1998）[8]及Bettis et al.（2000）[9]，等結(jié)果的支持。

假說(shuō)2：管理者賣出當(dāng)日及賣出后市場(chǎng)流動(dòng)性被提高。

相對(duì)于假說(shuō)1的結(jié)果，管理者賣出降低了管理者所持有的股份，因而減輕了信息不對(duì)稱，且管理者賣出后的市場(chǎng)流動(dòng)性被提高了。Cao et al.（2004）[10]及Krishnamurti和Thong（2008）[11]的實(shí)證結(jié)果支持了該假說(shuō)。

這兩個(gè)假說(shuō)與集中研究管理者股權(quán)和市場(chǎng)流動(dòng)性之間關(guān)系的實(shí)證文獻(xiàn)相一致，如Heflin和Shaw（2000）[12]及R？觟sch和Kaserer（2010）[13]等文獻(xiàn)都證明了管理者股權(quán)削弱了市場(chǎng)流動(dòng)性。導(dǎo)致管理者股權(quán)更高的買入交易行為更弱化了市場(chǎng)流動(dòng)性，而降低管理者股權(quán)的管理者買入行為將會(huì)提高市場(chǎng)流動(dòng)性。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)選取

本文研究中所使用的數(shù)據(jù)，包括在上交所上市的中國(guó)上市公司管理者交易的數(shù)據(jù)，來(lái)自國(guó)泰安數(shù)據(jù)服務(wù)中心，區(qū)間是2008年1月到2010年12月；包括上市公司董事、監(jiān)事和高級(jí)管理人員在二級(jí)市場(chǎng)上交易的不少于1 000股的所有數(shù)據(jù)，除去管理者因其它原因而變動(dòng)股份的所有數(shù)據(jù)以及數(shù)據(jù)缺失的股票，去掉金融類公司數(shù)據(jù)及所有的ST股票，最后剩下買入樣本271個(gè)，賣出樣本942個(gè)。變動(dòng)股份數(shù)量、變動(dòng)比例、每日交易的收盤價(jià)、日個(gè)股交易股數(shù)以及公司市值的數(shù)據(jù)都來(lái)自國(guó)泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。

（二）研究方法

本文使用事件研究法進(jìn)行研究。該統(tǒng)計(jì)方法通常被廣泛地用來(lái)測(cè)量特定事件（如兼并收購(gòu)、盈余公告和新股發(fā)行等）對(duì)公司價(jià)值的影響。這些研究通常使用超額股票收益來(lái)評(píng)價(jià)特定事件對(duì)公司價(jià)值的影響。然而，該事件研究法也可以被用來(lái)研究特定事件的超額流動(dòng)性，如Chung和Charoenwong（1998）[8]以及R？觟sch和Kaserer（2011）[2]都使用該方法分析了事件對(duì)市場(chǎng)流動(dòng)性的影響。

在使用事件研究法之前，首先確定事件期窗口和參照期窗口。這里定義參照期窗口為管理者交易日前后各20天。而事件期窗口定義為管理者交易日前后各10天，包括交易日在內(nèi)總共21天。

用Liqi，t表示股票i在第t日的流動(dòng)性指標(biāo)；用表示股票i在參照期的平均值，其含義為參照期內(nèi)的正常流動(dòng)性。如果用ALiqi，t表示股票i在第t日的超額流動(dòng)性，那么下面的等式成立：

此外，在對(duì)平均標(biāo)準(zhǔn)超額流動(dòng)性以及累計(jì)平均標(biāo)準(zhǔn)超額流動(dòng)性的顯著性檢驗(yàn)時(shí)，使用的是普通的橫截面t檢驗(yàn)以及自舉方法（bootstrap）。

（三）流動(dòng)性測(cè)量

以往的研究對(duì)于使用何種指標(biāo)測(cè)量流動(dòng)性并沒(méi)有達(dá)成共識(shí)，而且測(cè)量流動(dòng)性的指標(biāo)有很多種，每種指標(biāo)都有自身的優(yōu)缺點(diǎn)?，F(xiàn)有的文獻(xiàn)大多主要使用買賣價(jià)差來(lái)測(cè)量流動(dòng)性成本，也有部分學(xué)者使用交易量作為流動(dòng)性的測(cè)量指標(biāo)。本文使用交易量度量市場(chǎng)流動(dòng)性。對(duì)于交易量，使用的是日個(gè)股交易股數(shù)，交易量越大表明股票市場(chǎng)流動(dòng)性越好。

（四）多元回歸模型

為了使結(jié)果更為穩(wěn)健，使用多元回歸模型分析了管理者買入交易和賣出交易對(duì)市場(chǎng)流動(dòng)性的影響。具體模型如下：

ASALiqi，t或CASALiqi，t=？琢+？茁1P+？茁2Mcap+？茁3Val+？茁4Stthold+？茁5Buy+？著i（5）

其中，方程中的ASALiqi，t或CASALiqi，t是因變量，i表示第i個(gè)事件；解釋變量P表示管理者交易當(dāng)日的股票收盤價(jià)格的自然對(duì)數(shù)；解釋變量Mcap表示事件日公司市值的自然對(duì)數(shù)；解釋變量Val表示交易股份值的自然對(duì)數(shù)；解釋變量Stthold表示交易股份數(shù)占交易前總持有的比值，即變動(dòng)比例；Buy是虛擬變量，當(dāng)買入時(shí)等于1，其他等于0。

四、實(shí)證分析結(jié)果

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表1給出了回歸分析中使用的所有控制變量的描述性統(tǒng)計(jì)。對(duì)所有管理者交易來(lái)說(shuō)，平均的股票收盤價(jià)格為14.108 6元，平均的公司市值為10 071 467.19元，平均的交易股份數(shù)量為127 016股，變動(dòng)比例是指交易股份數(shù)與交易前持有股份的比值，其平均值為0.879 4。對(duì)于管理者買入交易，平均的股票收盤價(jià)格為11.972 4元，平均的公司市值為7 921 185.864元，平均的交易股份數(shù)量為56 129股，平均的變動(dòng)比例為3.603 2。而對(duì)于管理者賣出交易，平均的股票收盤價(jià)格為14.723 2元，平均的公司市值為10 690 072.54元，平均的交易股份數(shù)量為147 410股，平均的變動(dòng)比例為0.095 8。

（二）管理者交易對(duì)流動(dòng)性的影響

遵循R？觟sch和Kaserer（2011）[2]的思路，在事件研究中，分別使用了三個(gè)不同的事件期：一個(gè)事件期是管理者交易之前的10天，即窗口（-10，-1）；一個(gè)事件期是管理者交易之后的10天，即窗口（1，10）；最后一個(gè)事件期包括管理者交易前后10天，即窗口（-10，10）。

表2給出了管理者交易前后10天的平均標(biāo)準(zhǔn)超額流動(dòng)性的結(jié)果，包括三個(gè)不同的子樣本：一個(gè)是樣本期內(nèi)所有的管理者交易；一個(gè)是樣本期內(nèi)僅僅包括管理者買入交易；另一個(gè)是樣本期內(nèi)僅僅包括管理者賣出交易。從表2中可以看出，在管理者交易當(dāng)日，平均標(biāo)準(zhǔn)超額流動(dòng)性對(duì)所有管理者交易樣本和管理者賣出樣本來(lái)說(shuō)都顯著為正，而對(duì)管理者買入樣本來(lái)說(shuō)為負(fù)但不顯著。這表明相對(duì)于參照期，所有管理者交易和管理者賣出在他們交易當(dāng)日有更高的流動(dòng)性，這與我們的管理者賣出的預(yù)期相一致；而管理者買入在他們的交易日流動(dòng)性降低了，但不明顯。圖1描繪出了事件期內(nèi)管理者交易當(dāng)日的平均標(biāo)準(zhǔn)超額交易量，可以看出交易量在管理者交易當(dāng)日達(dá)到了頂峰。因此，可以認(rèn)為管理者似乎在市場(chǎng)交易比較活躍的日期交易，這很大可能是因?yàn)樵诟叩氖袌?chǎng)交易量下能隱藏管理者的私人信息。

事實(shí)上，對(duì)于所有管理者買入交易和管理者賣出交易，市場(chǎng)流動(dòng)性提高的影響在管理者交易之前都已經(jīng)出現(xiàn)了：從表2中單個(gè)交易日的平均標(biāo)準(zhǔn)超額流動(dòng)性來(lái)看，管理者交易前4天，市場(chǎng)的平均標(biāo)準(zhǔn)超額交易量幾乎都是顯著地增加，市場(chǎng)流動(dòng)性得到了提高；而表3所示的累積超額流動(dòng)性在管理者交易前一天也顯示了市場(chǎng)流動(dòng)性的提高。這些證據(jù)也支持了我們的結(jié)論：管理者盡力選擇在較高的流動(dòng)性日期交易。

對(duì)于管理者交易后的事件期，我們預(yù)期管理者買入和管理者賣出有不同的結(jié)果。對(duì)管理者買入交易的子樣本來(lái)說(shuō)，我們預(yù)期管理者交易后的市場(chǎng)流動(dòng)性減弱，因?yàn)楣芾碚叩目偣蓹?quán)在交易后增加了。許多其他的研究，如Heflin和Shaw（2000）[12]及R？觟sch和Kaserer（2010）[13]，也已經(jīng)證明了市場(chǎng)流動(dòng)性被管理者的股權(quán)削弱了，這歸因于管理者與其他市場(chǎng)參與者之間的信息不對(duì)稱。然而，管理者賣出交易降低了管理者的股權(quán)，因而我們預(yù)期管理者賣出后的事件期市場(chǎng)流動(dòng)性提高了，因?yàn)樵诮灰走^(guò)程中信息不對(duì)稱問(wèn)題減弱了。從表2所示單個(gè)交易日的平均標(biāo)準(zhǔn)超額流動(dòng)性來(lái)看，所有管理者買入交易和管理者賣出交易在交易后的5天幾乎都獲得了顯著為正的超額交易量，說(shuō)明流動(dòng)性增強(qiáng)了；而管理者買入交易在交易后的5天幾乎都獲得了顯著為負(fù)的超額交易量，說(shuō)明市場(chǎng)流動(dòng)性減弱了。而從表4和表5所示累積平均超額流動(dòng)性的角度看，對(duì)于所有管理者買入交易和管理者賣出交易，無(wú)論是在窗口（1，10）還是在窗口（-10，10），都獲得了顯著為正的累積平均超額交易量，表明流動(dòng)性增強(qiáng)了。而對(duì)于管理者買入交易，在這兩個(gè)窗口內(nèi)幾乎都獲得了顯著為負(fù)的累積平均超額交易量，表明流動(dòng)性降低了。這些結(jié)果與我們的假說(shuō)相一致。圖2描繪出了管理者交易前后10天內(nèi)的累積平均標(biāo)準(zhǔn)超額流動(dòng)性。

然而，我們的研究沒(méi)有考慮管理者交易之外的任何其他變量，因此接下來(lái)的部分將通過(guò)考慮控制變量等因素來(lái)多元回歸分析管理者交易對(duì)市場(chǎng)流動(dòng)性的影響。

（三）多元回歸分析結(jié)果

本部分在控制了管理者交易當(dāng)日收盤價(jià)格、公司市值、管理者交易股份數(shù)以及變動(dòng)比例后使用多元回歸模型分別研究了管理者交易對(duì)平均標(biāo)準(zhǔn)超額流動(dòng)性和累積平均標(biāo)準(zhǔn)超額流動(dòng)性的影響。在回歸中，我們使用了收盤價(jià)的自然對(duì)數(shù)、公司市值的自然對(duì)數(shù)以及管理者交易股份數(shù)的自然對(duì)數(shù)。模型分析中用到的事件研究的超額流動(dòng)性包括因變量標(biāo)準(zhǔn)超額流動(dòng)性和因變量累積超額流動(dòng)性。

首先，本文分析了管理者交易對(duì)管理者在交易當(dāng)日的標(biāo)準(zhǔn)超額流動(dòng)性的影響。正如我們預(yù)期的一樣，管理者買入交易和管理者賣出交易對(duì)股票市場(chǎng)流動(dòng)性有不同的影響。表6給出了管理者交易當(dāng)日的標(biāo)準(zhǔn)超額流動(dòng)性的多元回歸結(jié)果。從中可以看出，在管理者交易當(dāng)日，管理者買入交易與超額流動(dòng)性是顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，而管理者賣出交易與超額流動(dòng)性是顯著正相關(guān)關(guān)系。與事件研究的結(jié)果相比較，多元回歸結(jié)果中的管理者買入更顯著地降低了市場(chǎng)的流動(dòng)性，而管理者賣出仍然顯著地增加了市場(chǎng)的流動(dòng)性，這些結(jié)果與我們的假說(shuō)相一致。

此外，本文使用累積標(biāo)準(zhǔn)超額流動(dòng)性分析了管理者交易后10天內(nèi)市場(chǎng)流動(dòng)性的情況，以此檢驗(yàn)管理者買入交易和賣出交易對(duì)交易后的市場(chǎng)流動(dòng)性影響是否具有持續(xù)性的效應(yīng)。遵循我們開始時(shí)的假說(shuō)，我們預(yù)期流動(dòng)性效應(yīng)是持續(xù)性的。其他的研究，如Heflin和Shaw（2000）[12]及R？觟sch和Kaserer（2010）[13]發(fā)現(xiàn)管理者股權(quán)與市場(chǎng)流動(dòng)性是負(fù)相關(guān)關(guān)系，因而管理者購(gòu)買增加了股權(quán)并因此削弱了管理者買入后的市場(chǎng)流動(dòng)性。相反，管理者賣出降低了管理者的股權(quán)，因而提高了管理者賣出后的市場(chǎng)流動(dòng)性。

如表6所示的結(jié)果，市場(chǎng)流動(dòng)性不僅在管理者買入后顯著地下降了，而且這種影響效應(yīng)持續(xù)到了管理者賣出后的第10天。這支持了我們的假說(shuō)：管理者買入交易后股權(quán)的增加導(dǎo)致了持續(xù)的市場(chǎng)流動(dòng)性的下降，而管理者賣出的情況剛好與此相反。這些結(jié)果無(wú)論是在數(shù)量上，還是顯著性方面，都與前面的研究結(jié)果相一致，也支持了我們的假說(shuō)：管理者買入交易后10天內(nèi)導(dǎo)致了市場(chǎng)流動(dòng)性降低，而管理者賣出交易后10天內(nèi)增加了市場(chǎng)的流動(dòng)性。

最后，本文分析了從管理者交易前10天到交易后10天市場(chǎng)累積標(biāo)準(zhǔn)超額流動(dòng)性的情況，結(jié)果如表7所示。正如預(yù)期的一樣，這些結(jié)果與事件研究的結(jié)果一致，并依然支持我們的假說(shuō)。

五、結(jié)論

通過(guò)研究管理者交易當(dāng)日的流動(dòng)性發(fā)現(xiàn)：相對(duì)于參照期，所有管理者買入和管理者賣出在他們交易當(dāng)日有更高的流動(dòng)性，這與我們的管理者賣出的預(yù)期相一致；而管理者買入在他們的交易日流動(dòng)性降低了，但不明顯。此外，交易量在管理者交易當(dāng)日達(dá)到了頂峰，因此認(rèn)為管理者在市場(chǎng)交易比較活躍的日期交易，這可能是因?yàn)樵诟叩氖袌?chǎng)交易量下能隱藏管理者的私人信息。這些證據(jù)也支持了管理者盡量選擇在較高的流動(dòng)性日期交易的結(jié)論。對(duì)于管理者交易后的事件期，管理者買入和管理者賣出有不同的結(jié)果。管理者買入交易后的市場(chǎng)流動(dòng)性減弱，因?yàn)楣芾碚叩目偣蓹?quán)在交易后增加了，這歸因于管理者與其他市場(chǎng)參與者之間的信息不對(duì)稱。而管理者賣出交易降低了管理者的股權(quán)，管理者賣出后的事件期市場(chǎng)流動(dòng)性提高了，因?yàn)樵诮灰走^(guò)程中信息不對(duì)稱問(wèn)題減弱了。這些結(jié)果與我們的假說(shuō)相一致。

此外，為了使結(jié)果更為穩(wěn)健，本文也使用多元回歸模型進(jìn)行了分析，在控制了管理者交易當(dāng)日的開盤價(jià)、公司市值、管理者交易量以及變動(dòng)比例后，結(jié)論也基本支持事件研究的結(jié)果。

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責(zé)任編輯、校對(duì)：竇麗琛