本文關(guān)鍵詞：中國證券投資基金對股票流動性影響的統(tǒng)計檢驗，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。

財 經(jīng) 論 壇

中國證券投資基金對股票流動性影響的統(tǒng)計檢驗
秦 川 1，陳加奎 2，宗傳磊 1
（1. 山東大學(xué)威海分校 商學(xué)院，山東 威海 264209 ；2. 山東輕工業(yè)學(xué)院 經(jīng)管學(xué)院，濟南 250353 ）

摘

要：文章以換手率測度市場流動性，利用 2003~2008 年中國 A 股市場的

面板數(shù)據(jù)，檢驗了證

券投資基金持股比例對流動性的影響與其流動性偏好，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：基金持股比例越高，股票流動性越 差；基金偏好于流動性差的股票；同時發(fā)現(xiàn)，公司規(guī)模越大 流 動 性 越 好 ，而 基 金 的 投 資 確 實 注 重 基 本 面，傾向于持有大規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率低、市盈率低的股票。 關(guān)鍵詞：流動性；證券投資基金；換手率；面板數(shù)據(jù) 中圖分類號：F830.91 文獻標(biāo)識碼：A 文章編號：1002－6487 （2010 ）15－0154-02

1.1.1 0 引言
流動性是指股票等有價證券能夠以合理的價格和較低 的交易成本迅速地轉(zhuǎn)換成現(xiàn)金的能力， 它是證券市場微觀 結(jié)構(gòu)理論研究的一個核心問題， 也是反映證券市場運行質(zhì) 量的核心指標(biāo)之一。 市 場 參 與 者 對 風(fēng) 險 的 回 避 程 度 、自 信 程 度 、對 市 場 的 敏 感性等方面都存在差異，這些都會影響市場參與者在交易中 的表現(xiàn)，從而影 響 市 場 的 流 動 性 。 關(guān) 于 內(nèi) 幕 交 易 者 ，Admatic 和 Pfeider (1988)
[2] [1]

被解釋變量 被解釋變量是流動性的測度指標(biāo)。 對于流動性的測度，

目前還缺乏一個能夠充分反映流動性的各層涵義而且可被 廣泛接受的指標(biāo)，本文選取了換手率來測度流動性。 換手率又被稱為交易周轉(zhuǎn)率，其一般形式為：

TURNOVER= 成交股數(shù) / 流通在外股數(shù)

（1 ）

這一指標(biāo)測量了一定時間內(nèi)證券市場上交易的股票數(shù) 量 相 對 于 總 數(shù) 的 大 小 ，反 映 了 證 券 市 場 的 流 通 速 度 ，高 的 交 易周轉(zhuǎn)率表明股票在市場交易的次數(shù)相對較多，完成一次交 易的時間也就相對較短。 我們選擇這一指標(biāo)的原因是它從整 個市場流通速度的角度出發(fā)，較為直觀地對流動性進行了衡 量 ，方 法 簡 單 ，數(shù) 據(jù) 也 容 易 收 集 ，因 而 可 操 作 性 強 ，被 大 量 的 引用為反映流動性大小的代表性指標(biāo)。

認(rèn)為：知情交易者之間的競爭減少了不對

稱 信 息 擴 散 的 成 本 ， 給 市 場 提 供 了 更 高 的 流 動 性 ；Eldor 等

(2006) 認(rèn) 為 ：股 票 預(yù) 購 買 賣 的 經(jīng) 紀(jì) 人 行 為 能 夠 對 市 場 流 動
性產(chǎn)生影響，電子指令交易系統(tǒng)下參與者們在公平的市場條 件下股票預(yù)購買賣的經(jīng)紀(jì)人能夠提高市場的流動性；關(guān)于對 待風(fēng)險的態(tài)度，Muranag 和 Shimizu(2000)[3]發(fā)現(xiàn)當(dāng)交易者對風(fēng) 險厭惡時，或者對價格的期望喪失信心時，市場流動性下降， 但交易者的差異化使其投資組合多樣化，反而能增加市場流 動性；吳衛(wèi)星和梁衡義（2005 ）[4]的理論模型表明，過度自信的 投 資 者 的 存 在 使 得 “有 效 的 投 資 者 ”實 際 上 多 于 真 實 的 投 資 者，從而在一段時期內(nèi)增加市場的流動性，推高市場價格。 證券投資基金作為市場的一類重要參與者，其專業(yè)化管 理的特點、長期理性投資的眼光，在促進證券市場的健康、持 續(xù)、穩(wěn)定發(fā)展的過程起著重要的作用。 證券投資基金作為證 券 市 場 的 內(nèi) 在 “穩(wěn) 壓 器 ”、投 機 市 場 的 終 結(jié) 者 ，其 在 證 券 市 場 的流動性中所起的作用非常值得去研究和驗證。 本文對證券 投資基金持股比例與股票流動之間的關(guān)系進行實證研究，一 方面驗基金持股比例對股票流動性的影響，另一方面驗證基 金是否具有流動性偏好。

1.1.2

解釋變量 解釋變量是前一年度末證券投資 基 金 持 股 比 例 （FHR ），

即所有證券投資基金持股總量占流通股數(shù)的比例。

1.1.3

控制變量 眾多研究表明：公司規(guī)模是影響單個證券流動性的主要

因 素 ，故 此 選 擇 公 司 規(guī) 模 作 為 控 制 變 量 ，而 度 量 公 司 規(guī) 模 的 指標(biāo)本文選擇了相應(yīng)證券在相應(yīng)年度的日流動市值的平均 數(shù)的自然對數(shù)（LN_MV ）。

1.2

樣本和數(shù)據(jù) 本文研究的樣本為在滬深兩地上市的所有 A 股股票；樣

本區(qū)間為 2003~2008 年，， 之所以選擇 2003 年作為起始年份 是因為國內(nèi)開放式基金產(chǎn)生元年；用于計算換手率的交易行 情來源于操盤王交易軟件的盤后數(shù)據(jù)；證券投資基金持股數(shù) 據(jù)來源于深證國泰安信息技術(shù)有限公司的《國泰安研究服務(wù) 中心網(wǎng)站》。 在研究中作者剔除了極少量數(shù)據(jù)異�；驍�(shù)據(jù)不 完整的個股，這樣得到 6367 個樣本點。

1.3 1 1.1 基金持股比例對股票流動性的影響
變量的選取

模型的設(shè)計 為了考察基金持股比例對股票流動性的影響，建立面板

數(shù)據(jù)模型，這類模型有三類：混合估計模型、固定效應(yīng)模型和 隨機效應(yīng)模型。 混合模型為：

作者簡介：陳加奎（1974- ），男，山東諸城人，博士，副教授，研究方向：企業(yè)戰(zhàn)略管理。

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統(tǒng)計與決策 2010 年第 15 期（總第 315 期）

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TOi,t=α0+α1FHRi,t-1+α2LNMVi,t+εi,t (2)
行檢驗。 其中 TOi,t 是第 i 個上市公司股票第 t 年的換手率，F(xiàn)HRi,t-1 是第 i 個上市公司股票第 t-1 年的基金持股比例（考慮到基金 持 股 對 流 動 性 的 影 響 可 能 是 滯 后 的 ），LNMVi,t 是 第 i 個 上 市 公司第 t 年平均流動市值的自然對數(shù)，εi,t 是服 從 經(jīng) 典 假 設(shè) 的 隨機誤差項。 在建立固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型時， 考慮到個體 （個 股 ）比 較 多 ，我 們 考 慮 時 間 圍 度 的 固 定 效 應(yīng) 和 隨 機 效 應(yīng) ， 其模型分別為 變量的選取 被解釋變量是某一年度末證券投資基金持股比例 （FHR ）；解釋變量則是前一年度的度量股票流 動 性 的 換 手 率 （TO ）； 此外考慮到基金持股應(yīng)該注重基本面和投資價值 ，所 以，選擇前一年度的度量盈利能力、成長能力、償債能力的凈 資 產(chǎn) 收 益 率 （ROE ）、營 業(yè) 收 入 的 增 長 率 （SGR ）、 資 產(chǎn) 負(fù) 債 率 （ALR ）以及平均流動市值的自然對數(shù)（LNMV ）、市盈率（PE ）、 賬面價值 / 市值比（BM ）作為控制變量。

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 兩 式 中 的 變 量 含 義 與 式 （2 ）相 同 ；式 （3 ）中 的 a0,i 反 映 的 是 股 票 流 動 性 在 個 體 固 定 效 應(yīng) ，式 （4 ）中 的 ui 反 映 的 是 股票流動性在個體隨機效應(yīng)，二者都反映了股票流動性由于 個 股 特 殊 性 表 現(xiàn) 出 的 差 異 ；εi,t 和 wi,t 都 是 服 從 經(jīng) 典 假 設(shè) 的 隨 機誤差項。

2.2

樣本和數(shù)據(jù) 考慮到證券投資基金一般不會持有基本面很差的股票，

因此在前文所選的樣本中，剔除了前一年度凈利潤或股東權(quán) 益為負(fù)值的股票。

2.3

模型的設(shè)計 同樣建立面板數(shù)據(jù)模型檢驗基金的流動性偏好以及一

些基本面指標(biāo)對基金持股比例的影響， 三類面板數(shù)據(jù)模型 （考慮到基金持股在不同的年度存在差異， 這一部分所建立 的固定效應(yīng)模型、隨機效應(yīng)模型是在時間方向的）分別為：

1.4

模型的估計結(jié)果 用面板數(shù)據(jù)來進行實證研究，必然涉及到模型的選擇問

題，即對于所給數(shù)據(jù)該選擇模型（2 ）（3 ）（4 ）中的哪一個，其一 般的做法是這三個模型中兩兩進行選擇性檢驗：混合估計模 型與固定效應(yīng)模型之間的選擇采用 F 檢驗；混合估計模型與 隨機效應(yīng)模型之間的選擇 采 用 LM 檢 驗 ；固 定 效 應(yīng) 模 型 與 隨 機效應(yīng)模型之間的選擇采用 Wald 檢驗， 其具體的檢驗方法 可參見葉阿忠、李子奈（2000 ）[5]。 利用如上的數(shù)據(jù)，在 stata9.0 下進行模型的估計與選擇， 模型選擇的結(jié)果是固定效應(yīng)模型，其估計結(jié)果見表 1 。 由于影響公司異常應(yīng)計利潤的因素很復(fù)雜，加上所采用 的是時間序列與截面數(shù)據(jù)相結(jié)合的面板數(shù)據(jù)， 其噪音會更 大，三個樣本得到的估計結(jié)果都擬合優(yōu)度不很高是完全正常 的（總體擬合優(yōu)度為 0.0546 ），但從用來檢驗?zāi)Ｐ涂傮w顯著性 的統(tǒng)計量來看，方程在總體上都是極為顯著的。 從系數(shù)的估計值來看， 所有解釋變量在統(tǒng)計上極為顯 著。 基金持股比率系數(shù)的估計值為 -0.148767 ，股票流動性與 基金持股比例之間顯著負(fù)相關(guān)，基金持股比例越大則股票的 流 動 性 越 差 ，從 而 說 明 基 金 的 持 股 具 有 穩(wěn) 定 性 ，不 進 行 頻 繁 的操作；反映公司規(guī)模的控制變量對流動性有著顯著的正影 響，公司規(guī)模越大則其流動性越好。

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 個上市公司股票第 t 年的基金持股 比 例，TOi，t-1 是第 i 個上市公司股票第 t-1 年的換手率；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 分別是第 i 個上市公司第 t-1 年平均
流動市值的自然對數(shù)、 凈資產(chǎn)收益率、 營業(yè)收入的增長率，

PEi，t-1、BMi，t-1 分別是其市盈率與賬面價值 / 市值比；式（6 ）中的 a0，t 反映的是基金持股比例在 時 間 上 存 在 的 固 定 效 應(yīng) ，式 （7 ） 中的 ut 反 映 的 是 基 金 持 股 比 例 存 在 時 間 隨 機 效 應(yīng) ，εi，t 和 wi，t
都是服從經(jīng)典假設(shè)的隨機誤差項。

2.4

模型的估計結(jié)果 模 型 （5 ）（6 ）（7 ）的 選 擇 與 估 計 程 序 如 前 文 所 述 ，選 擇 得

到 的 是 時 間 固 定 效 應(yīng) 面 板 數(shù) 據(jù) 模 型 ，估 計 的 結(jié) 果 見 表 2 （需 要 指 出 的 是 ，在 進 行 模 型 的 估 計 前 ，對 解 釋 變 量 之 間 的 相 關(guān) 系數(shù)矩陣表明他們之間不存在明顯的多重共線性）。 由表 2 可以看出，固定效應(yīng)面板數(shù)據(jù)模型有著較為理想
表2 解釋變量 常數(shù)項 基金持股比例與相關(guān)變量的回歸結(jié)果 系數(shù)估計值

2

基金持股的流動性偏好
以開放式基金為主體的證券投資基金必須做好流動性

管 理 ，以 滿 足 投 資 者 滿 足 贖 回 行 為 的 資 金 需 求 ，按 照 這 一 思 路 ，基 金 應(yīng) 該 傾 向 持 有 流 動 性 好 的 股 票 ，下 面 就 對 此 問 題 進
表1 解釋變量 常數(shù)項 股票流動性與基金持股比例的回歸結(jié)果 系數(shù)估計值 標(biāo)準(zhǔn)誤差

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

標(biāo)準(zhǔn)誤差

p值 0.000 0.000 0.000 0.176 0.000 0.878 0.005 0.000

注：表中 R-sq 一欄分別表示組內(nèi)擬合優(yōu)度、組間擬合優(yōu)度與總體擬合優(yōu)度。

注：表中 R-sq 一欄分別表示組內(nèi)擬合優(yōu)度、組間擬合優(yōu)度與總體擬合優(yōu)度。

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地方財政保護對區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu) 差異的影響及政策建議
林亞楠
（山東大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，濟南 250100 ）

摘

要：文章在對比分析三個地區(qū)地方財政收支對區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異的影響，得出結(jié)論：東中部

地區(qū)地方財政收入對區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異的影響力度不大，而西部地區(qū)增加地方財政收入會導(dǎo)致區(qū)域 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同。 最后提出相應(yīng)的政策建議來完善現(xiàn)行的地方財政保護機制。 關(guān)鍵詞：地方財政；財政保護；產(chǎn)業(yè)機構(gòu) 中圖分類號：F812 文獻標(biāo)識碼：A 文章編號：1002-6487 （2010 ）15-0156-03

改革開放以后， 中央對地方實施放權(quán)讓利式的體制改 革，逐步引入市場機制，下放財權(quán)、事權(quán)。 在政治體制中央集 權(quán) 、經(jīng) 濟 財 政 體 制 地 方 分 權(quán) 的 格 局 下 ，地 方 政 府 擁 有 了 較 計 劃經(jīng)濟時期更多的權(quán)力，逐步成為一個相對獨立的利益主體 和投資決策主體，地方官員在有限任期內(nèi)為晉升展開政績競 爭，強化了地區(qū)間經(jīng)濟財政競爭的短期化。 于是，各地方政府 紛 紛 利 用 行 政 權(quán) 利 、財 政 手 段 干 預(yù) 經(jīng) 濟 ，如 對 企 業(yè) 進 行 稅 收 減 免 、優(yōu) 惠 貸 款 、財 政 補 貼 等 等 ，吸 引 外 部 資 本 的 同 時 ，控 制

本 地 資 源 流 出 ，以 實 現(xiàn) 本 地 財 源 最 大 化 目 的 ，進 而 在 客 觀 上 對本地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生重要影響，而這種影響的作用機制和后 果，則是目前研究的熱點。

1

地方財政收支對區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異的效

應(yīng)分析
通過地方財政收入調(diào)整區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，無非是利用各種

的擬合優(yōu)度，且在統(tǒng)計上呈現(xiàn)很高的總體顯著性。 描述流動性的換手率系數(shù)估計為顯著的負(fù)值（系數(shù)估計 值為 -0.600271 ，p 值為 0.000 ），流動性越差的股票，基金將會 持 有 越 高 的 比 例 ，似 乎 基 金 厭 惡 流 動 性 ，但 這 一 點 在 情 理 上 完全能夠解釋得通，當(dāng)某一年度某股票的高換手率極可能是 因為這一股票正被炒作，基金不會持有這一股可能性就降低。 對于眾多控制變量，在統(tǒng)計上顯著的有：規(guī)模變量、資產(chǎn) 負(fù) 債 率 、市 盈 率 、賬 面 價 值 / 市 值 比 ，其 中 規(guī) 模 變 量 對 基 金 持 股比例有顯著的正影響， 說明基金傾向于持有大規(guī)模的股 票 ；資 產(chǎn) 負(fù) 債 率 、市 盈 率 、賬 面 價 值 / 市 值 比 與 基 金 持 股 比 例 都 負(fù) 相 關(guān) ，說 明 基 金 傾 向 于 持 有 低 資 產(chǎn) 負(fù) 債 率 、低 市 盈 率 的 股 票 ，但 不 傾 向 于 持 有 低 市 凈 率 （即 高 賬 面 價 值 / 市 值 比 ）的 股票。 同時看出，凈資產(chǎn)收益率、營業(yè)收入的增長對基金持股 比例沒有產(chǎn)生顯著的影響，這極可能是因為基金看重的不是 當(dāng)前的盈利能力和成長性。

股具有穩(wěn)定性，不進行頻繁的操作，能夠起到穩(wěn)定市場的作用。 從基金的流動性偏好來看，基金傾向于持有換手率低的 股 票 ，因 為 這 樣 的 股 票 未 被 市 場 炒 作 過 ；同 時 得 到 基 金 傾 向 于持有大規(guī)模、低資產(chǎn)負(fù)債率、低市盈率的股票，說明基金的 投 資 是 理 性 的 ，注 重 所 投 資 股 票 的 安 全 性 與 投 資 價 值 ，能 夠 倡導(dǎo)市場樹立理性的理念。 最 后 需 要 指 出 的 是 ，流 動 性 有 許 多 個 維 度 ，采 用 換 手 率 作 為 測 度 指 標(biāo) ，肯 定 有 著 其 局 限 性 ，未 來 可 以 從 不 同 的 維 度 去驗證證券投資基金與股票流動性之間的關(guān)系。
參考文獻：

[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] 吳 衛(wèi) 星 ，汪 勇 祥 ，梁 衡 義 . 過 度 自 信 、有 限 參 與 和 資 產(chǎn) 價 格 泡 沫 [J].
經(jīng)濟研究，2006 ，（4 ）.

3

結(jié)論
證券投資基金作為一類重要的機構(gòu)投資者，被看成是穩(wěn)

定 市 場 的 重 要 力 量 、倡 導(dǎo) 理 性 投 資 的 楷 模 ，本 文 的 實 證 發(fā) 現(xiàn) 基金確實在某種程度上起到了這一作用。 本文得到股票流動性與基金持股比例之間顯著負(fù)相關(guān)， 基金持股比例越大則股票的流動性越差，從而說明基金的持

[5] 李子奈，葉阿忠 . 高等計量學(xué) [M]. 北京：清華大學(xué)出版社，2000.

（責(zé)任編輯 / 亦

民）

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