中国证券投资基金对股票流动性影响的统计检验

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财 经 论 坛

中国证券投资基金对股票流动性影响的统计检验
秦 川 1，陈加奎 2，宗传磊 1
（1. 山东大学威海分校 商学院，山东 威海 264209 ；2. 山东轻工业学院 经管学院，济南 250353 ）

摘

要：文章以换手率测度市场流动性，利用 2003~2008 年中国 A 股市场的

面板数据，检验了证

券投资基金持股比例对流动性的影响与其流动性偏好，结果发现：基金持股比例越高，股票流动性越 差；基金偏好于流动性差的股票；同时发现，公司规模越大 流 动 性 越 好 ，而 基 金 的 投 资 确 实 注 重 基 本 面，倾向于持有大规模、资产负债率低、市盈率低的股票。 关键词：流动性；证券投资基金；换手率；面板数据 中图分类号：F830.91 文献标识码：A 文章编号：1002－6487 （2010 ）15－0154-02

1.1.1 0 引言
流动性是指股票等有价证券能够以合理的价格和较低 的交易成本迅速地转换成现金的能力， 它是证券市场微观 结构理论研究的一个核心问题， 也是反映证券市场运行质 量的核心指标之一。 市 场 参 与 者 对 风 险 的 回 避 程 度 、自 信 程 度 、对 市 场 的 敏 感性等方面都存在差异，这些都会影响市场参与者在交易中 的表现，从而影 响 市 场 的 流 动 性 。 关 于 内 幕 交 易 者 ，Admatic 和 Pfeider (1988)
[2] [1]

被解释变量 被解释变量是流动性的测度指标。 对于流动性的测度，

目前还缺乏一个能够充分反映流动性的各层涵义而且可被 广泛接受的指标，本文选取了换手率来测度流动性。 换手率又被称为交易周转率，其一般形式为：

TURNOVER= 成交股数 / 流通在外股数

（1 ）

这一指标测量了一定时间内证券市场上交易的股票数 量 相 对 于 总 数 的 大 小 ，反 映 了 证 券 市 场 的 流 通 速 度 ，高 的 交 易周转率表明股票在市场交易的次数相对较多，完成一次交 易的时间也就相对较短。 我们选择这一指标的原因是它从整 个市场流通速度的角度出发，较为直观地对流动性进行了衡 量 ，方 法 简 单 ，数 据 也 容 易 收 集 ，因 而 可 操 作 性 强 ，被 大 量 的 引用为反映流动性大小的代表性指标。

认为：知情交易者之间的竞争减少了不对

称 信 息 扩 散 的 成 本 ， 给 市 场 提 供 了 更 高 的 流 动 性 ；Eldor 等

(2006) 认 为 ：股 票 预 购 买 卖 的 经 纪 人 行 为 能 够 对 市 场 流 动
性产生影响，电子指令交易系统下参与者们在公平的市场条 件下股票预购买卖的经纪人能够提高市场的流动性；关于对 待风险的态度，Muranag 和 Shimizu(2000)[3]发现当交易者对风 险厌恶时，或者对价格的期望丧失信心时，市场流动性下降， 但交易者的差异化使其投资组合多样化，反而能增加市场流 动性；吴卫星和梁衡义（2005 ）[4]的理论模型表明，过度自信的 投 资 者 的 存 在 使 得 “有 效 的 投 资 者 ”实 际 上 多 于 真 实 的 投 资 者，从而在一段时期内增加市场的流动性，推高市场价格。 证券投资基金作为市场的一类重要参与者，其专业化管 理的特点、长期理性投资的眼光，在促进证券市场的健康、持 续、稳定发展的过程起着重要的作用。 证券投资基金作为证 券 市 场 的 内 在 “稳 压 器 ”、投 机 市 场 的 终 结 者 ，其 在 证 券 市 场 的流动性中所起的作用非常值得去研究和验证。 本文对证券 投资基金持股比例与股票流动之间的关系进行实证研究，一 方面验基金持股比例对股票流动性的影响，另一方面验证基 金是否具有流动性偏好。

1.1.2

解释变量 解释变量是前一年度末证券投资 基 金 持 股 比 例 （FHR ），

即所有证券投资基金持股总量占流通股数的比例。

1.1.3

控制变量 众多研究表明：公司规模是影响单个证券流动性的主要

因 素 ，故 此 选 择 公 司 规 模 作 为 控 制 变 量 ，而 度 量 公 司 规 模 的 指标本文选择了相应证券在相应年度的日流动市值的平均 数的自然对数（LN_MV ）。

1.2

样本和数据 本文研究的样本为在沪深两地上市的所有 A 股股票；样

本区间为 2003~2008 年，， 之所以选择 2003 年作为起始年份 是因为国内开放式基金产生元年；用于计算换手率的交易行 情来源于操盘王交易软件的盘后数据；证券投资基金持股数 据来源于深证国泰安信息技术有限公司的《国泰安研究服务 中心网站》。 在研究中作者剔除了极少量数据异常或数据不 完整的个股，这样得到 6367 个样本点。

1.3 1 1.1 基金持股比例对股票流动性的影响
变量的选取

模型的设计 为了考察基金持股比例对股票流动性的影响，建立面板

数据模型，这类模型有三类：混合估计模型、固定效应模型和 随机效应模型。 混合模型为：

作者简介：陈加奎（1974- ），男，山东诸城人，博士，副教授，研究方向：企业战略管理。

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统计与决策 2010 年第 15 期（总第 315 期）

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TOi,t=α0+α1FHRi,t-1+α2LNMVi,t+εi,t (2)
行检验。 其中 TOi,t 是第 i 个上市公司股票第 t 年的换手率，FHRi,t-1 是第 i 个上市公司股票第 t-1 年的基金持股比例（考虑到基金 持 股 对 流 动 性 的 影 响 可 能 是 滞 后 的 ），LNMVi,t 是 第 i 个 上 市 公司第 t 年平均流动市值的自然对数，εi,t 是服 从 经 典 假 设 的 随机误差项。 在建立固定效应模型和随机效应模型时， 考虑到个体 （个 股 ）比 较 多 ，我 们 考 虑 时 间 围 度 的 固 定 效 应 和 随 机 效 应 ， 其模型分别为 变量的选取 被解释变量是某一年度末证券投资基金持股比例 （FHR ）；解释变量则是前一年度的度量股票流 动 性 的 换 手 率 （TO ）； 此外考虑到基金持股应该注重基本面和投资价值 ，所 以，选择前一年度的度量盈利能力、成长能力、偿债能力的净 资 产 收 益 率 （ROE ）、营 业 收 入 的 增 长 率 （SGR ）、 资 产 负 债 率 （ALR ）以及平均流动市值的自然对数（LNMV ）、市盈率（PE ）、 账面价值 / 市值比（BM ）作为控制变量。

2.1

TOi,t=α0,i+α1FHRi,t-1+α2LNMVi,t+εi,t TOi,t=α0+α1FHRi,t-1+α2LNMVi,t+εi,t， εi,t=ui+wi,t
以 上 两 式 中 的 变 量 含 义 与 式 （2 ）相 同 ；式 （3 ）中 的 a0,i 反 映 的 是 股 票 流 动 性 在 个 体 固 定 效 应 ，式 （4 ）中 的 ui 反 映 的 是 股票流动性在个体随机效应，二者都反映了股票流动性由于 个 股 特 殊 性 表 现 出 的 差 异 ；εi,t 和 wi,t 都 是 服 从 经 典 假 设 的 随 机误差项。

2.2

样本和数据 考虑到证券投资基金一般不会持有基本面很差的股票，

因此在前文所选的样本中，剔除了前一年度净利润或股东权 益为负值的股票。

2.3

模型的设计 同样建立面板数据模型检验基金的流动性偏好以及一

些基本面指标对基金持股比例的影响， 三类面板数据模型 （考虑到基金持股在不同的年度存在差异， 这一部分所建立 的固定效应模型、随机效应模型是在时间方向的）分别为：

1.4

模型的估计结果 用面板数据来进行实证研究，必然涉及到模型的选择问

题，即对于所给数据该选择模型（2 ）（3 ）（4 ）中的哪一个，其一 般的做法是这三个模型中两两进行选择性检验：混合估计模 型与固定效应模型之间的选择采用 F 检验；混合估计模型与 随机效应模型之间的选择 采 用 LM 检 验 ；固 定 效 应 模 型 与 随 机效应模型之间的选择采用 Wald 检验， 其具体的检验方法 可参见叶阿忠、李子奈（2000 ）[5]。 利用如上的数据，在 stata9.0 下进行模型的估计与选择， 模型选择的结果是固定效应模型，其估计结果见表 1 。 由于影响公司异常应计利润的因素很复杂，加上所采用 的是时间序列与截面数据相结合的面板数据， 其噪音会更 大，三个样本得到的估计结果都拟合优度不很高是完全正常 的（总体拟合优度为 0.0546 ），但从用来检验模型总体显著性 的统计量来看，方程在总体上都是极为显著的。 从系数的估计值来看， 所有解释变量在统计上极为显 著。 基金持股比率系数的估计值为 -0.148767 ，股票流动性与 基金持股比例之间显著负相关，基金持股比例越大则股票的 流 动 性 越 差 ，从 而 说 明 基 金 的 持 股 具 有 稳 定 性 ，不 进 行 频 繁 的操作；反映公司规模的控制变量对流动性有着显著的正影 响，公司规模越大则其流动性越好。

FHRi，t =α0 +α1TOi，t -1 +α2LNMVi，t -1 +α3ROEi，t -1 +α4SGRi，t - ! + α5ALRi，t-1+α6PEi，t-1+α6BMi，t-1+εi，t FHRi，t =α0，i +α1TOi，t-1 +α2LNMVi，t-1 +α3ROEi，t-1 +α4SGRi，t-! + α5ALRi，t-1+α6PEi，t-1+α7BMi，t-1+εi，t α5ALRi，t-1+α6PEi，t-1+α6BMi，t-1+εi，t εi，t=ui+wi，t
其中 FHRi，t 是第 i 个上市公司股票第 t 年的基金持股 比 例，TOi，t-1 是第 i 个上市公司股票第 t-1 年的换手率；LNMVi，t-1、

(3)

FHRi，t =α0 +α1TOi，t -1 +α2LNMVi，t -1 +α3ROEi，t -1 +α4SGRi，t - ! +

ROEi，t-1、SGRi，t-1、ALRi，t-1 分别是第 i 个上市公司第 t-1 年平均
流动市值的自然对数、 净资产收益率、 营业收入的增长率，

PEi，t-1、BMi，t-1 分别是其市盈率与账面价值 / 市值比；式（6 ）中的 a0，t 反映的是基金持股比例在 时 间 上 存 在 的 固 定 效 应 ，式 （7 ） 中的 ut 反 映 的 是 基 金 持 股 比 例 存 在 时 间 随 机 效 应 ，εi，t 和 wi，t
都是服从经典假设的随机误差项。

2.4

模型的估计结果 模 型 （5 ）（6 ）（7 ）的 选 择 与 估 计 程 序 如 前 文 所 述 ，选 择 得

到 的 是 时 间 固 定 效 应 面 板 数 据 模 型 ，估 计 的 结 果 见 表 2 （需 要 指 出 的 是 ，在 进 行 模 型 的 估 计 前 ，对 解 释 变 量 之 间 的 相 关 系数矩阵表明他们之间不存在明显的多重共线性）。 由表 2 可以看出，固定效应面板数据模型有着较为理想
表2 解释变量 常数项 基金持股比例与相关变量的回归结果 系数估计值

2

基金持股的流动性偏好
以开放式基金为主体的证券投资基金必须做好流动性

管 理 ，以 满 足 投 资 者 满 足 赎 回 行 为 的 资 金 需 求 ，按 照 这 一 思 路 ，基 金 应 该 倾 向 持 有 流 动 性 好 的 股 票 ，下 面 就 对 此 问 题 进
表1 解释变量 常数项 股票流动性与基金持股比例的回归结果 系数估计值 标准误差

FHR LNMV R-sq:

-27.32109 -0.148767 1.627961

1.160344 0.0081322 0.0566292

t值 -23.55 -18.29 28.75

p值 0.000 0.000 0.000

within=0.1316 between=0.0286 overall=0.0546

F(2,5654)=428.41 Prob>F=0.0000

-53.98176 TO -0.600271 LNMV 3.150106 ROE 0.1650411 ALR -1.69391 SGR 0.0002737 PE -0.0004296 BM -5.793684 R-sq: within=0.2225 between=0.1786 overall=0.1595

t值 2.335782 -23.11 0.0406776 -14.76 0.1088939 28.93 0.121895 1.35 0.3048639 -5.56 0.0017829 0.15 0.0001541 -2.79 0.3476784 -16.66 F(7,5526)=225.86 rob>F=0.0000

标准误差

p值 0.000 0.000 0.000 0.176 0.000 0.878 0.005 0.000

注：表中 R-sq 一栏分别表示组内拟合优度、组间拟合优度与总体拟合优度。

注：表中 R-sq 一栏分别表示组内拟合优度、组间拟合优度与总体拟合优度。

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地方财政保护对区域产业结构 差异的影响及政策建议
林亚楠
（山东大学 经济学院，济南 250100 ）

摘

要：文章在对比分析三个地区地方财政收支对区域产业结构差异的影响，得出结论：东中部

地区地方财政收入对区域产业结构差异的影响力度不大，而西部地区增加地方财政收入会导致区域 产业结构趋同。 最后提出相应的政策建议来完善现行的地方财政保护机制。 关键词：地方财政；财政保护；产业机构 中图分类号：F812 文献标识码：A 文章编号：1002-6487 （2010 ）15-0156-03

改革开放以后， 中央对地方实施放权让利式的体制改 革，逐步引入市场机制，下放财权、事权。 在政治体制中央集 权 、经 济 财 政 体 制 地 方 分 权 的 格 局 下 ，地 方 政 府 拥 有 了 较 计 划经济时期更多的权力，逐步成为一个相对独立的利益主体 和投资决策主体，地方官员在有限任期内为晋升展开政绩竞 争，强化了地区间经济财政竞争的短期化。 于是，各地方政府 纷 纷 利 用 行 政 权 利 、财 政 手 段 干 预 经 济 ，如 对 企 业 进 行 税 收 减 免 、优 惠 贷 款 、财 政 补 贴 等 等 ，吸 引 外 部 资 本 的 同 时 ，控 制

本 地 资 源 流 出 ，以 实 现 本 地 财 源 最 大 化 目 的 ，进 而 在 客 观 上 对本地产业结构产生重要影响，而这种影响的作用机制和后 果，则是目前研究的热点。

1

地方财政收支对区域产业结构差异的效

应分析
通过地方财政收入调整区域产业结构，无非是利用各种

的拟合优度，且在统计上呈现很高的总体显著性。 描述流动性的换手率系数估计为显著的负值（系数估计 值为 -0.600271 ，p 值为 0.000 ），流动性越差的股票，基金将会 持 有 越 高 的 比 例 ，似 乎 基 金 厌 恶 流 动 性 ，但 这 一 点 在 情 理 上 完全能够解释得通，当某一年度某股票的高换手率极可能是 因为这一股票正被炒作，基金不会持有这一股可能性就降低。 对于众多控制变量，在统计上显著的有：规模变量、资产 负 债 率 、市 盈 率 、账 面 价 值 / 市 值 比 ，其 中 规 模 变 量 对 基 金 持 股比例有显著的正影响， 说明基金倾向于持有大规模的股 票 ；资 产 负 债 率 、市 盈 率 、账 面 价 值 / 市 值 比 与 基 金 持 股 比 例 都 负 相 关 ，说 明 基 金 倾 向 于 持 有 低 资 产 负 债 率 、低 市 盈 率 的 股 票 ，但 不 倾 向 于 持 有 低 市 净 率 （即 高 账 面 价 值 / 市 值 比 ）的 股票。 同时看出，净资产收益率、营业收入的增长对基金持股 比例没有产生显著的影响，这极可能是因为基金看重的不是 当前的盈利能力和成长性。

股具有稳定性，不进行频繁的操作，能够起到稳定市场的作用。 从基金的流动性偏好来看，基金倾向于持有换手率低的 股 票 ，因 为 这 样 的 股 票 未 被 市 场 炒 作 过 ；同 时 得 到 基 金 倾 向 于持有大规模、低资产负债率、低市盈率的股票，说明基金的 投 资 是 理 性 的 ，注 重 所 投 资 股 票 的 安 全 性 与 投 资 价 值 ，能 够 倡导市场树立理性的理念。 最 后 需 要 指 出 的 是 ，流 动 性 有 许 多 个 维 度 ，采 用 换 手 率 作 为 测 度 指 标 ，肯 定 有 着 其 局 限 性 ，未 来 可 以 从 不 同 的 维 度 去验证证券投资基金与股票流动性之间的关系。
参考文献：

[1]Admati A R, P Pfleiderer. A Theory of Intraday Trading Patterns:Volume and Price Variability[J].Review of Financial Studies, 1988,(1). [2]Eldor R, S Hauser, B Pilo, I Shurki. The contribution of market makers to liquidity and efficiency of options trading in electronic markets[J].Journal of Banking and Finance,30(7). [3]Theissen E. Market Structure, Informational Efficiency and Liquidity:an Experimental Comparison of Auction and DealerMarkets [J].Journal of Financial Markets ，2000,(3). [4] 吴 卫 星 ，汪 勇 祥 ，梁 衡 义 . 过 度 自 信 、有 限 参 与 和 资 产 价 格 泡 沫 [J].
经济研究，2006 ，（4 ）.

3

结论
证券投资基金作为一类重要的机构投资者，被看成是稳

定 市 场 的 重 要 力 量 、倡 导 理 性 投 资 的 楷 模 ，本 文 的 实 证 发 现 基金确实在某种程度上起到了这一作用。 本文得到股票流动性与基金持股比例之间显著负相关， 基金持股比例越大则股票的流动性越差，从而说明基金的持

[5] 李子奈，叶阿忠 . 高等计量学 [M]. 北京：清华大学出版社，2000.

（责任编辑 / 亦

民）

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