中小板交易異動停牌制度有效性研究

陳舒寧,張 維,何 楓,熊 熊,金 曦

(1.天津大學管理與經濟學部,天津300072; 2.天津財經大學經濟學院,天津300222)

中小板交易異動停牌制度有效性研究

陳舒寧1,張 維1,何 楓1,熊 熊1,金 曦2

(1.天津大學管理與經濟學部,天津300072; 2.天津財經大學經濟學院,天津300222)

研究了深市取消交易異動停牌制度對中小板出現(xiàn)異常波動股票的影響.通過事件研究法對比深市取消交易異動停牌制度前后的交易異動股票數據,從中小板累計異常收益率,波動性和流動性等市場微觀結構的指標檢驗了交易異動停牌制度的有效性.發(fā)現(xiàn)停牌制度取消前后,異常波動股票的波動性和流動性長期來看無顯著差別,而在短期內對市場波動的抑制反應較為迅速;停牌制度取消前,樣本股票在公告及復牌后累計平均異常收益率出現(xiàn)負值,而取消后的樣本在公告日后股票收益率回歸市場水平.中小板異常波動停牌制度在抑制市場波動方面短期較迅速,在價格發(fā)現(xiàn)方面一定程度上起到了負面作用,引起漲幅超限的股票過度反應和跌幅超限的股票的短期助跌效果.

異動停牌;市場微觀結構;價格發(fā)現(xiàn)

1 引 言

停牌制度是指在重大消息需要發(fā)布或者證券出現(xiàn)異常波動時,交易所執(zhí)行強制中斷交易的制度.關于停牌制度對市場的影響及是否有效,學術界已有了一定程度的研究,但由于各國停牌制度的具體規(guī)定、所處的市場環(huán)境、研究的時間段和選擇的樣本不同,對于停牌制度是否具有穩(wěn)定市場的效果尚沒有定論.

支持停牌制度有效的文獻指出,當有價格敏感信息需要公布或者市場價格發(fā)生劇烈波動時,交易者很難接受一個過高或過低的價格,此時停牌制度的功能便得以發(fā)揮,在停牌時間段內公司給出公告,消息有效披露,股票的價值泡沫減小,從而該制度起到了價格發(fā)現(xiàn)和穩(wěn)定市場的作用.Hopewell等[1]首次針對紐交所關于報盤不均衡和敏感信息發(fā)布的臨時停牌制度進行了研究,采用事件研究法考查了累計異常收益率的變化,發(fā)現(xiàn)在停牌期間出現(xiàn)價格信息釋放,說明停牌制度是有效的.Jiang等[2]而后檢驗了紐交所發(fā)行的信息相關的停牌股票,發(fā)現(xiàn)報價深度和交易量等指標升高.Chakrabarty等[3]則另辟蹊徑,研究在紐交所因訂單不平衡引起的停牌期間的場外交易,市場指標反應了顯著的價格發(fā)現(xiàn)作用.此后,Kryzanowski[4]選取多倫多證券股票市場,以及Engelen等[5]選取了歐洲具有代表性的布魯塞爾交易所作為研究對象,都在Hopewell等人的基礎上細化,分別研究好消息和壞消息下超額異常收益率的變化,驗證了停牌制度的有效性,同時也得出消息的好壞會影響價格調整效率的結論.Wu[6]針對港股市場,Kim等[7]對西班牙交易所也得出了類似的結論.除此之外,Madura等[8],Xu等[9]都發(fā)現(xiàn)了停牌對價格發(fā)現(xiàn)的促進效果.

然而相反的觀點則是從交易的連續(xù)性受阻來考慮.Ferris等[10]利用NYSE和AMEX的停牌數據研究發(fā)現(xiàn),停牌后雖有異常收益出現(xiàn),但波動性和交易量并無改變.Lee等[11]在同樣的市場中運用樣本對比的方法得出了同樣的結論.Kabir[12]則選擇了停牌前后長達5個月的事件窗口來考察倫敦證券市場停牌制度的有效性,發(fā)現(xiàn)復牌以后超常收益率還是顯著為正,停牌未能起到促進有效價格發(fā)現(xiàn)的作用.Kryzanowski等[13]在對加拿大證券和蒙特利爾證券市場的停牌制度的研究中,得到了與Kryzanowski[14]在此前對多倫多市場研究相反的結論,發(fā)現(xiàn)臨時的停牌會促使波動性增大,并沒有起到價格發(fā)現(xiàn)的作用.Frino等[15]對澳大利亞交易所的停牌進行研究,發(fā)現(xiàn)停牌制度增大了買賣價差并削弱了市場深度,降低了市場質量.王鐵峰等[16]、廖靜池等[17]分別針對我國A股市場停牌制度進行研究發(fā)現(xiàn),復牌后股票波動性顯著增加.Shi等[18]則發(fā)現(xiàn)停牌制度推高了首日收益率,并無法起到抑制風險的作用.張寧等[19]、劉春林等[20]從澄清公告的角度也研究了停牌策略的市場反應,發(fā)現(xiàn)不同公告內容對停牌制度的有效性影響不同,降低了正面的傳聞的市場反應程度,增加了負面?zhèn)髀劦氖袌龇磻潭?

綜觀上述研究,自Lee等[11]首次采用各單只股票在實施停牌之后市場指標與該股票在未停牌時價格特征表現(xiàn)類似的情況作為對照組,研究波動性和交易量等指標的變化情況,在此后的研究中,停牌與非停牌的對照組均采用該方法選擇對照組樣本.而國內王鐵峰等[16]在對中國A股市場異動停牌制度的有效性進行研究時,針對中國市場的具體情況改進了樣本組,選擇距停牌日前100 d至前6 d與停牌股票的收益率或換手率類似的股票作為對照,研究了停牌之后市場微觀結構指標的變化情況.然而異動停牌制度具有特殊性,即所選的非停牌組并沒有發(fā)生股價異常波動或者公布價格敏感信息等事件的沖擊,因此,對照組并沒有控制變量為僅受臨時停牌的沖擊,還受到異常波動和公司公告等因素的影響,復牌以后的市場特征差異并不能完全證明是臨時停牌引起的.

停牌制度最初誕生于1987年美國紐約股市崩盤之時,此后也被其他國家或地區(qū)的市場所采納[21].中國境內的證券市場于1998年引進了停牌制度,然而在2012年,深交所提出深市取消交易異動例行臨時停牌制度,該修訂從2012–12–17開始實行.當異動發(fā)生時,公司只需發(fā)布公告,同時其股票仍連續(xù)交易.因此,從取消制度至今,真實的股票市場提供了合理的非停牌組樣本和數據,停牌樣本組和非停牌樣本組除了交易的連續(xù)性不同以外,均出現(xiàn)連續(xù)的異常波動狀態(tài),公司均需要發(fā)布公告.目前尚無文獻利用該樣本組進行研究,本文將針對這組對照樣本,考查異動停牌制度取消前后市場微觀結構的變化.

由于該異常波動停牌制度的特殊性,本文選取中小板的異動樣本作為研究對象,考查其市場微觀結構指標.中小板與主板相比較盤小,容易被操縱,事件沖擊和異常波動更容易引起中小板的震蕩;同時,中小板只在深交所上市,且取消異動停牌的這一新規(guī)在深交所推出.因此,本文選擇中小板發(fā)生的異動股票進行研究,考察異動停牌制度有效性.

2 實證檢驗及結果

2.1 數據篩選

本文選擇2004–07–01—2014–01–14作為數據樣本,以2012–12–17深交所取消異動停牌制度當天作為分界點,形成取消前的停牌樣本和取消后的連續(xù)交易樣本的對照組.通過考察異動停牌制度取消前后的微觀市場指標,包括累計異常收益率和波動性,流動性等三個方面,探究中小板異動停牌制度的有效性.

深圳交易所在2012年新規(guī)執(zhí)行之前,關于異動停牌制度的規(guī)定,原文表述如下:下列情形之一為異常波動,須實施停牌,即

1)連續(xù)3個交易日內收盤價格漲跌幅偏離值累計達到±20%的;

2)ST和*ST股票連續(xù)3個交易日內收盤價格漲跌幅偏離值累計達到±15%的;

3)連續(xù)3個交易日內換手率與前5個交易日的日均換手率的比值達到30倍,并且該證券連續(xù)3個交易日內的累計換手率達到20%的;

4)深圳證券交易所或中國證監(jiān)會認為屬于異常波動的其他情況.

在具體實施方面,當交易所發(fā)現(xiàn)證券市場出現(xiàn)的上述情況時,將立即要求相應的上市公司停牌自查,說明發(fā)生異常波動的原因并披露有效的警示性信息,直到公司發(fā)布公告當日10∶30復牌(周末公布則周一復牌).

根據統(tǒng)計,在該樣本組中,中小板一共出現(xiàn)了844次公司交易異動公告,其中由于連續(xù)在三個交易日內漲幅在20%以上的有670次,跌幅在20%以上的有112次,換手率達到異動情況的有16次,公告中沒有詳細指明停牌具體原因的有9次.

本文采用事件研究法來考查取消中小板異動停牌前后的情況,由于該異動停牌制度的停牌日和公告日為同一天,故公告日(T=0)為事件日,公告日前出現(xiàn)異常波動的時間段(2～3 d)作為異動期,從異動發(fā)生首日前30 d和公告日后30 d,組成的時間段作為事件窗口1公告日(T=0)為事件日,表示交易異動的上市公司發(fā)布公告的時間點;公告日前出現(xiàn)異常波動的時間段(2～3 d)是股票異動期,異動首日(T-3)到其前30 d(T-33)為觀察期,公告日到其后30 d(T+30)為檢驗期,共同組成事件窗口..

本文剔除了ST股,同時剔除觀察期和檢驗期內交易受其他停牌因素影響的情況,得到樣本數535個.將連續(xù)30個交易日內出現(xiàn)多次的異動公告不做重復計算,選取30 d內第一次公司異動公告作為該事件的檢驗日期,出現(xiàn)重復應當剔除的有156次,最終得到在2012–12–17以前的數據樣本為234次,以后的數據為145次.其中2012–12–17以前的數據樣本中漲幅累計超過20%的有207次,跌幅超過20%的有27次, 2012–12–17以后的數據樣本中漲幅累計超過20%的有137次,跌幅超過20%的有8次.

圖1 事件窗口示意圖Fig.1 Event window

2.2 累計異常收益率的檢驗

超額收益反映的是正常收益減去無風險收益后的所得,反映了該股票的價格行為.當股票價格低于市場出清價格時,投資者買入股票;反之,賣出股票將獲得超額收益.因此,本文選擇累計平均異常收益率指標來觀察股票價格對信息的反應能力和調整異常收益的能力,選取市場調整模型(market-adjusted model)[22]來計算股票i在所選取的事件窗口內t時間的異常收益率

Rit表示第i次公告的股票在t時間的收益率,Rmt表示t時間中小板指的收益率.

樣本共有n次股票公告的出現(xiàn),則有平均異常收益率為

樣本的事件窗口期包括異動首日以前30 d的觀察期,公告日(T=0)之后30 d檢驗期以及異動期(2～3 d),公告日(T=0),為了便于比較,對單只異動股票分別計算事件觀察期(t1,t2),異動期(t2,t3)和檢驗期(t3,t4)內的累積異常收益率

事件窗口期(ta,tb)內的累計平均異常收益率(cumulative average abnormal return,CAAR)為

(ta,tb)取觀察期(t1,t2),異動期(t2,t3)和檢驗期(t3,t4)分別計算.圖2是據此計算出取消異動停牌前后事件窗口期內的對照圖.

圖2 中小板所有異動股票的累計平均異常收益率(R)Fig.2 Cumulative average abnormal return(R)of all the abnormal fuctuated stocks in China SME board

如圖2所示,對于所有樣本,在異常波動發(fā)生之前,對照樣本的累計平均異常收益率基本保持一致,在0附近波動;在異動期,由于股票價格大幅變化,對照樣本的均大幅度上升;公司發(fā)布公告后(T=0點以后),停牌股票的產生過度反應而下跌,而連續(xù)交易股票的回復至0附近波動.在有效市場的假設前提下,如果信息得以有效披露,應當已反映在股票價格之中,則不存在超市場收益,即RA和RCA均與0無顯著差異.

由于篇幅限制,t檢驗結果不予羅列(下同).t檢驗結果顯示在99%置信度下,無論是停牌還是連續(xù)交易,觀察期的異常收益率、累積異常收益率均與0無顯著性差異.而在檢驗期內,異動停牌制度存在時,累積異常收益率在95%的置信度下,從T=0后第3 d起與0有顯著性差異;在99%的置信度下,從公告后第10 d起與0有顯著性差異.而在取消異動停牌的樣本中,異常收益率、累積異常收益率均與0無顯著性差異.結果與如圖2所示一致,異常波動發(fā)生之前無顯著異常收益的兩個樣本在T=0之后出現(xiàn)分歧,停牌樣本產生了過度反應現(xiàn)象,而連續(xù)交易樣本則在異動之后出現(xiàn)調整,累積異常收益與0無顯著差異.

同時,本文分別還檢驗了累計漲幅超過20%和累計跌幅超過20%引起異動時,RA和RCA與0的顯著性差異.

圖3是由漲幅超過20%的對比,由于漲幅超限的樣本所占比例較大,其走勢圖與異動總樣本的走勢結果基本一致.同樣在發(fā)生異動之前,停牌組和非停牌組樣本的累計異常收益均與0無顯著差異;而在T=0之后,停牌組的樣本累計異常收益明顯下降,停牌制度引起了市場的過度反應;而非停牌樣本累積異常收益的走勢也較平穩(wěn),無明顯變化,停牌不僅沒有起到穩(wěn)定的作用,相反吸引了更多噪音交易者的加入,引起市場過度反應.

通過t檢驗結果,發(fā)現(xiàn)漲幅超限的樣本與所有異動樣本的結論基本一致.觀察期的RA和RCA均與0無顯著性差異.在檢驗期內,在95%的置信度下,停牌樣本RCA在T=0后第4 d與0有顯著差異,在99%的置信度下,RCA于第10 d與0有顯著差異;而非停牌樣本在檢驗期內與0無顯著差異.當累計漲幅超限時,兩個樣本的RCA的趨勢都說明了市場沒有對異動時期的價格表現(xiàn)出認同,而停牌會引起投資者更多的關注和更強烈的市場反應.中國股票市場存在“處置效應”[23],投資者對于漲幅超限的股票的處置往往是盡早將不確定收益變?yōu)榇_定收益,因此在復牌之后會出現(xiàn)大量的拋售,甚至出現(xiàn)了過度反應.

圖3 中小板漲幅超限引起異動股票的累計平均異常收益率(R)Fig.3 Cumulative average abnormal return(R)of the abnormal increased stocks in China SME board

圖4反映了跌幅超過20%的樣本,市場對于跌幅超限的反應明顯異于漲幅超限的.有趣的是,圖4中在臨近異動期的觀察期中,都出現(xiàn)了異常收益升高的階段,此后便出現(xiàn)連續(xù)下跌直至股價累計跌幅為20%,是否存在市場操縱仍需進一步研究.在公告日(T=0)之后,非停牌樣本的累計異常收益在0值附近波動,而停牌樣本的累計異常收益則為負,并在-0.15附近波動.可以看到,在公告發(fā)布以后,停牌樣本中出現(xiàn)短期的“殺跌”現(xiàn)象,而非停牌樣本回歸至0附近波動.

圖4 中小板跌幅超限引起異動股票的累計平均異常收益率()Fig.4 Cumulative average abnormal return()of the abnormal decreased stocks in China SME board

t檢驗結果顯示,觀察期內在99%的置信度下,停牌樣本在臨近異動日時,累積異常收益與0有顯著差異.檢驗期內,在99%的置信度下,停牌樣本自T=0后第2 d起開始與0出現(xiàn)偏離,第5 d起開始回調至0,檢驗結果顯示確實出現(xiàn)了短期的“殺跌”現(xiàn)象;而非停牌樣本則與0無顯著差異.

2.3 市場波動性檢驗

本文采用股票價格的日內波動性來衡量波動情況.該指標可以衡量了市場當天價格的變化幅度,反映了市場對價格效率的認同和市場受到的沖擊的變化.使用Garman等[24]提出的日內波動率估算法(OHLC方法),計算Parkinson波動性的估計量,將每日的最高價,最低價和收盤價相對于開盤價進行調整,得到異動股票的平均日內波動率為

圖5是根據該公式計算所得事件前后30 d內,異動股票的平均日內波動率的走勢圖.

圖5 中小板取消前后異動股票的平均日內波動率(σt)Fig.5 Average intraday volatility(σt)of the abnormal fuctuated stocks in China SME board

從圖5可以看出,無論是否存在停牌制度,T=0之后,檢驗期的波動性指標相對于異動期來說都出現(xiàn)大幅度的下降,圖5中顯示停牌制度并沒有對波動性的控制起到更多的作用.進一步將檢驗期內每日的波動性指標與異動期最后一天T-1的日內波動率,進行獨立樣本t檢驗.

t檢驗結果表明,無論停牌與否,兩樣本的波動性指標都有所下降,中小板市場的劇烈波動在公告之后都得以緩解.然而,在99%的置信度下,停牌樣本從公告首日起與異動期的日內波動性出現(xiàn)顯著差異,而非停牌樣本從公告日后第5 d才出日內波動性的調整.說明異動停牌制度在短期內抑制市場波動性方面反應較為迅速.

2.4 市場流動性檢驗

流動性反映了市場的活躍性,換手率衡量了投資者買賣成交的比例,因此本文選取了異常換手率來衡量.

在計算流動性時,以觀察期作為平均指標的估計期,用檢驗期(t3,t4)內每日換手率與觀察期(t1,t2)內的平均換手率的差值作為股票i在t時間的異常換手率為

平均異常換手率為

其中ρit表示股票i在時間t的換手率,t1和t2分別是事件窗口的時間起止,n為異動期(t2,t3)內異動股票的數量.

中小板取消前后時間窗口期內異動股票的平均異常換手率走勢如圖6所示.

圖6 中小板取消前后異動股票的平均異常換手率()Fig.6 Average abnormal turnover rate()of the abnormal fuctuated stocks in China SME board

圖6表明,公告日(T=0)之后,兩樣本的異常換手率雖均呈現(xiàn)下降趨勢,但仍然大于0,說明交易熱情并未冷卻.然而,兩樣本之間的差異較小,停牌樣本和非停牌樣本的對比結果并未提供更多的流動性信息.分別對異常換手率進行單總樣本t檢驗(原假設為=0)和雙總樣本t檢驗(原假設為取消前和取消后的異常換手率相等),t檢驗結果發(fā)現(xiàn),取消前后T=0之后都有顯著的異常換手率.同時T=0之后的異常換手率在95%的置信度下相互之間沒有顯著差異,說明異動停牌制度并沒有更多地降低市場交易熱情.

3 結束語

本文選取交易異動停牌取消前后的異動股票樣本構造對比組,檢驗異動停牌制度對中小板市場的影響.不同于以往文獻中選取走勢相似的股票為對照組,本文通過真實市場產生的停牌組和非停牌組的樣本數據,通過市場微觀結構指標來考察異動停牌制度是否起到價格發(fā)現(xiàn)和穩(wěn)定市場等方面作用.

從累積異常收益的角度,漲幅超限的停牌樣本在復牌之后出現(xiàn)過度反應,而非停牌樣本公告日之后迅速回歸市場水平;跌幅超限的停牌樣本在短期內出現(xiàn)“殺跌”現(xiàn)象,而異動停牌制度取消后也迅速回歸市場水平,說明異動停牌制度并沒有起到穩(wěn)定市場的作用,反而引起更多噪音交易者的關注,出現(xiàn)過度反應和短期的助跌效果.異動公告之后日內波動性均有所下降,而短期來看,異動停牌制度對存在時,劇烈的日內波動更迅速地受到抑制.異動公告之后兩樣本異常換手率均下降,而檢驗期的兩樣本的異常換手率并無顯著差異,說明異動停牌制度對于市場流動性的影響并不顯著.流動性的研究與王鐵峰等人[16]對A股市場異動停牌研究的結論一致.

本文的檢驗結果說明,中小板的異動停牌制度在短期內對市場波動的抑制反應較為迅速,但從中長期角度,在價格發(fā)現(xiàn)和穩(wěn)定市場方面的有效性并不顯著,反而還在一定程度上起到了負面作用,引起漲幅超限的股票過度反應和漲幅超限的股票的短期助跌效果.相反,取消異動停牌以后,異動股票的平均收益回歸至市場水平,在市場有效假說的前提下,說明信息成分已經反應到當前的股價之中,取消中小板異動停牌制度避免了信息的過度放大,幫助市場更快地發(fā)現(xiàn)了股票的價格.

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Research on the effciency of trading halt due to abnormal fuctuated stocks in China SME board

Chen Shuning1,Zhang Wei1,He Feng1,Xiong Xiong1,Jin Xi2
(1.College of Management and Economics,Tianjin University,Tianjin 300072,China; 2.College of Economics,Tianjin University of Finance and Economics,Tianjin 300222,China)

This research focuses on the effect of trading halt due to abnormal fuctuated stocks in China’s SME board.By comparing the data samples before the cancellation of trading halt due to abnormal fuctuation with that afterwards,micro-structure indicators of SME board such as CAAR,volatility,and liquidity of the sample are analyzed to study on the effciency of this trading halt mechanism.The sample shows no signifcant difference in either the corresponding stock liquidity or the price volatility before and after the mechanism was abolished.However,the CAAR of stock excess volatility with the trading halt presented an overreaction which was not observed without the trading halt,which showed that the yield should have returned to the market rate.This indicates that this kind of trading halt can restrain abnormal fuctuation more rapidly,but may play a negative role in price discovery.

trading halt due to abnormal fuctuation;market micro-structure;price discovery

TP273

A

1000-5781(2016)06-0831-09

10.13383/j.cnki.jse.2016.06.011

陳舒寧(1989—),女,湖北宜昌人,博士生,研究方向:行為金融,金融大數據;Email:csn_ning@tju.edu.cn;

張 維(1958—),男,天津人,博士,博士生導師,教授,研究方向:計算實驗金融,行為金融,金融風險管理,金融大數據; Email:weiz@tju.edu.cn;

何 楓(1986—),男,山東濟寧人,博士,研究方向:計算實驗金融,系統(tǒng)性風險;Email:hefeng@tju.edu.cn;

熊 熊(1972—),男,湖南常德人,博士,博士生導師,教授,研究方向:計算實驗金融,金融大數據,互聯(lián)網金融;Email: xxpeter@tju.edu.cn;

金 曦(1978—),女,河北滄州人,博士,講師,研究方向:行為金融,中小企業(yè)融資,金融大數據;Email:congoz@sina.com

2016-01-11;

2016-05-05.

國家自然科學基金重點資助項目(71131007);國家自然科學基金資助項目(71201112);教育部長江學者和創(chuàng)新團隊發(fā)展計劃資助項目(IRT1028);教育部博士點基金資助項目(20110032110031).