楊 默，黃 峰

(西安交通大學(xué)經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院，陜西，西安，710061)

一、引 言

流動性是市場的一切，它是資產(chǎn)在短期內(nèi)以合理價格成交的能力，沒有了流動性也就沒有了市場，資產(chǎn)的流動性好則意味著資產(chǎn)交易比較容易，從而資產(chǎn)價格也較穩(wěn)定，交易成本則較低。然而在現(xiàn)實(shí)中，流動性具有無法預(yù)測的不確定性，因此，流動性的不確定性(流動性風(fēng)險)可能會影響到資產(chǎn)的定價。經(jīng)典的資本資產(chǎn)定價模型(如Sharpe、Lintner和 Mossin的 CAPM 模型，Rubinstein、Lucas和Breeden等人發(fā)展的基于消費(fèi)的資產(chǎn)定價模型)能夠從理論上解釋公司盈利基本面風(fēng)險和風(fēng)險溢價之間的關(guān)系，卻在實(shí)證數(shù)據(jù)上得不到經(jīng)驗(yàn)支持，很多股價現(xiàn)象無法用經(jīng)典資產(chǎn)定價模型解釋［1－6］。典型的，如Debondt和Thaler等提出的股價過度反應(yīng)現(xiàn)象及 Mehra和 Prescott提出的等股票“溢價之謎”［7－8］，顯然，一定有其他的影響資產(chǎn)定價的因素被忽略了，而資產(chǎn)的流動性風(fēng)險正是其中的一個重要因素。

為了描述流動性對資產(chǎn)定價之影響，Acharya和Pedersen曾提出了一個經(jīng)流動性風(fēng)險調(diào)整的CAPM模型，并解釋了流動性風(fēng)險在資產(chǎn)定價中的作用機(jī)制［9］。但是他們的流動性風(fēng)險溢價理論模型存在理論缺陷，其中主要缺陷之一就是他們對證券持有期的外生化處理問題，從而忽略了持有期限內(nèi)生性的事實(shí)。他們簡單地假設(shè)投資者在第一期購買證券，并在第二期將持有證券一次性賣出，這樣的處理高估了流動性交易成本對投資者的影響。作為理性的經(jīng)濟(jì)人，投資者完全可以選擇對自己最有利的時機(jī)出售資產(chǎn)，當(dāng)市場的流動性較差的時候，投資者可以選擇不交易以規(guī)避過高的交易成本，或者選擇耐心的逐筆分批出售的方式來降低市場流動性枯竭所帶來的負(fù)面影響。當(dāng)然，這里并不是說投資者就完全可以規(guī)避市場流動性的影響，因?yàn)椋顿Y者總會遇到由于財富狀況波動或者借貸能力受限而導(dǎo)致的現(xiàn)金需求壓力，從而使得資產(chǎn)變現(xiàn)的時間總帶有不可控和隨機(jī)的性質(zhì)［10－11］)。這就使得投資者對流動性風(fēng)險的在乎和偏好程度很可能將取決于他的流動性需求狀況。

正是由于Acharya和Pedersen沒有將投資者流動性需求考慮進(jìn)去，他們的理論模型無法解釋市場流動性水平及風(fēng)險溢價的時變性現(xiàn)象［9］。但是流動性水平及風(fēng)險溢價的時變性卻是一個異常重要的問題。對于投資者而言，從流動性水平及風(fēng)險溢價的時變性問題中可以更加精確地識別影響股價的重要訊號，從而選擇適當(dāng)?shù)慕灰讜r機(jī)，而對監(jiān)管方而言，從流動性風(fēng)險及水平的溢價的時變性問題中亦可以找尋調(diào)節(jié)市場流動性的重要手段，因此，對流動性風(fēng)險溢價的時變性問題非常值得我們深入的探討。

為了彌補(bǔ)Acharya和Pedersen的不足，黃峰和楊朝軍、鄒小芃和黃峰等構(gòu)建了一個放松的二期迭代模型框架，發(fā)展一個新的基于流動性風(fēng)險調(diào)整的資產(chǎn)定價(CAPM)模型［12－13］。該理論模型在投資者同質(zhì)的假設(shè)前提下，將內(nèi)生流動性風(fēng)險以及投資者的內(nèi)生持有期限包括進(jìn)來，并提出了流動性溢價會隨投資者未來流動性需求的緊張程度而發(fā)生時變這一理論推斷。

但是至今為止，在國內(nèi)尚無文獻(xiàn)對流動性風(fēng)險問題進(jìn)行過實(shí)證檢驗(yàn)，而這正是本文要做的工作，在國內(nèi)，本文首次對流動性溢價的時變性問題進(jìn)行了實(shí)證研究，特別地，與國外學(xué)者的研究相比，本文發(fā)現(xiàn)貨幣供給量的變化對流動性風(fēng)險溢價具有顯著影響。

二、經(jīng)流動性風(fēng)險調(diào)整的CAPM模型及待檢驗(yàn)命題

鄒小芃、黃峰等用一個簡單的兩期迭代模型推導(dǎo)了流動性溢價的時變性命題［13］。其基本思想如下:假設(shè)在第t期存在若干個完全同質(zhì)的投資者，市場上存在共j個股票。投資者通過優(yōu)化消費(fèi)投資行為實(shí)現(xiàn)自身的效用最大化。在第t期，投資者根據(jù)自己的初始稟賦決定消費(fèi)與投資的分配比例，而在第t+1期投資者則根據(jù)自己的流動性需求狀況做出賣出證券的決定，投資者的目標(biāo)是要實(shí)現(xiàn)兩期效用的最大化。投資者的流動性需求狀況分為緊張狀態(tài)和不緊張狀態(tài)，在上述兩種不同狀態(tài)下，投資者對股票流動性的偏好和需要有所不同。在流動性緊張的狀態(tài)下，投資者對流動性有著特別的偏好，投資者流動性越是緊張，投資者對股票流動性的邊際效用越大，投資者對股票流動性越是在乎，進(jìn)而導(dǎo)致了流動性溢價的時變性(包括流動性水平溢價的時變性和流動性風(fēng)險溢價的時變性)。

(一)理論模型的基本型態(tài)

鄒小芃和黃峰等對傳統(tǒng)的CAPM模型加入流動性風(fēng)險的調(diào)整，構(gòu)造了一個流動性溢價模型①詳細(xì)推導(dǎo)過程見鄒小芃、黃峰、楊朝軍:“流動性風(fēng)險、投資者流動性需求與資產(chǎn)定價”，《管理科學(xué)學(xué)報》，2009年第2期，這里僅列出基本型態(tài)，不再贅述。:

或者等價地表示為:

(1)式和(2)式中，rf為無風(fēng)險利率;為股票j交易前毛回報率;It+1為狀態(tài)變量，當(dāng)It+1=1時，表示未來流動性需求為緊張狀態(tài)，這里假設(shè)緊張狀態(tài)出現(xiàn)的概率為λt+1，而當(dāng)It+1=0時，表示未來流動性需求為不緊張狀態(tài)，其發(fā)生概率為(1－λt+1);為股票j在t+1期流動性緊張狀態(tài)下的非流動性交易成本;用狀態(tài)變量與非流動性交易成本的乘積It+1表示股票j在t+1期的非流動性交易成本，顯然當(dāng)It+1=0時，It+1=0，而當(dāng)流動性需求緊張(也即It+1=1)時，It+1為非零的正數(shù)為市場組合在t+1期的毛回報率;It+1則是市場組合在t+1期的非流動性交易成本=E－－trf)為風(fēng)險溢價。

公式(1)即是說，股票j在t+1期的期望回報率由無風(fēng)險利率rf和流動性水平溢價以及風(fēng)險溢價構(gòu)成。

其中股票j的流動性水平溢價為Et()，股票j的風(fēng)險溢價為是對股票系統(tǒng)性風(fēng)險溢價的測度。

公式(2)則是對公式(1)的具體分解，它將風(fēng)險溢價分解為價格系統(tǒng)風(fēng)險溢價和流動性系統(tǒng)風(fēng)險溢價。

其中covt()則是被經(jīng)典CAPM深刻討論的價格風(fēng)險敏感度，是對單純的系統(tǒng)性價格風(fēng)險的度量，在下文中我們用β1i來簡化表示。而covt(It+1，被 稱之為流動性三個協(xié)方差，是對流動性系統(tǒng)風(fēng)險的相關(guān)測度，為了簡便起見，下文我們分別用和表示。

因此我們有以下待檢驗(yàn)命題:

投資者會對預(yù)期流動性交易成本要求溢價補(bǔ)償，對單純的系統(tǒng)性價格風(fēng)險要求風(fēng)險補(bǔ)償，對投資凈收益中不可分散的流動性風(fēng)險要求風(fēng)險補(bǔ)償。

而且，從(1)和(2)式可知，流動性水平及流動性風(fēng)險的溢價受狀態(tài)變量It+1的影響，因此流動性水平及風(fēng)險的溢價會隨It+1的概率值的變化而具有時變性。λt+1越大，表示投資者未來流動性需求緊張的可能性越大，變現(xiàn)其所持股票以補(bǔ)充流動性的可能性越大，因而，股票流動性水平及流動性風(fēng)險的溢價應(yīng)該越大。

(二)實(shí)證檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷脑O(shè)計

為了集中分析流動性水平及流動性風(fēng)險溢價的時變性問題，并為了方便回歸檢驗(yàn)，我們用如下更為簡單的方程式替代理論模型(1)和(2)式進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn):

此即為用于檢驗(yàn)流動性水平溢價及流動性風(fēng)險溢價時變性的基礎(chǔ)模型，其中，γt為股票的共同系統(tǒng)因子為股票的市場Beta和為股票的3個流動性Beta，流動性需求緊張狀況的概率λt+1分別以系數(shù)形式出現(xiàn)在股票流動性預(yù)期水平(也即)和代表股票流動性風(fēng)險的三個beta(即和)前面:

三、實(shí)證分析

(一)工具變量的選取

由于投資者的流動性需求緊張狀態(tài)的概率分布是無法直接取得的，所以必須用適當(dāng)?shù)奶娲ぞ咦兞縼泶砝碚撃Ｐ椭械淖兞?，我們選擇了分別反映宏觀經(jīng)濟(jì)、金融以及股市的狀態(tài)條件。

1.宏觀經(jīng)濟(jì)變量

我們選擇M1的月增長率來作為宏觀經(jīng)濟(jì)變量代理變量。由于M1由硬幣、紙幣和活期存款的總和構(gòu)成，所以，M1能代表宏觀經(jīng)濟(jì)中貨幣流動性的充足程度。M1供應(yīng)越大，投資者的流動性越充足，從而未來流動性需求的緊張概率越低，從而對流動性的偏好下降，流動性的邊際效用也就越小，從而對非流動性水平及風(fēng)險的溢價要求減少，此時，股價將上升。此外，也可以選擇M2作為貨幣供給指標(biāo)，運(yùn)用效果應(yīng)是類似的。因此，我們認(rèn)為，投資者對非流動性水平和風(fēng)險的溢價要求和貨幣供應(yīng)量成反比。

2.“先行指數(shù)”變量

“先行指數(shù)”(LEAD)是中國國家統(tǒng)計局公布的一種用于反映未來經(jīng)濟(jì)變化趨勢的合成景氣指數(shù)。其合成的指數(shù)包括:①恒生內(nèi)地流通股指數(shù)，權(quán)重7.867%;②產(chǎn)品銷售率，權(quán)重15.08%;③貨幣供應(yīng)M2，權(quán)重 15.734%;④新開工項目，權(quán)重 15.734%;⑤物流指數(shù)，權(quán)重13.767%;⑥房地產(chǎn)開發(fā)投資先行指數(shù)，權(quán)重10.487%;⑦消費(fèi)者預(yù)期指數(shù)，權(quán)重9.33%;⑧國債利率差，權(quán)重12%?！跋刃兄笖?shù)”值的大小標(biāo)志著未來經(jīng)濟(jì)的景氣度，指標(biāo)值越高，未來越景氣，指標(biāo)值越低，未來越不景氣，當(dāng)未來景氣度較低時，投資者月可能面臨資金緊張從而需要變現(xiàn)資產(chǎn)的情況，從而導(dǎo)致資金緊張的概率增大，進(jìn)而進(jìn)一步導(dǎo)致投資者對非流動性的單位風(fēng)險溢價要求的提高。所以，我們預(yù)期“先行指數(shù)”與非流動性單位溢價以及流動性風(fēng)險單位溢價之間成負(fù)相關(guān)。

3.銀行間月平均拆借利率

1996年1月中國人民銀行正式成立了全國統(tǒng)一的銀行間同業(yè)拆借中心，并發(fā)布了同業(yè)拆借加權(quán)平均利率(CHIBOR)。理論上來講，同業(yè)拆借利率能夠在一定程度上動態(tài)地反映一個國家借貸資金的充裕或者緊張情況，同業(yè)拆借利率越高，說明資金越短缺，對應(yīng)于投資者未來資金需求緊張的概率就越高，反之，同業(yè)拆借利率越低，說明資金越寬裕，對應(yīng)于投資者未來資金需求緊張的概率就越低。在概率越高的情況下，投資者對流動性越渴求，從而流動性的邊際效用越大，導(dǎo)致對非流動性的單位風(fēng)險溢價要求也更高。所以，理論上我們預(yù)期同業(yè)拆借利率與非流動性水平以及單位風(fēng)險的預(yù)期回報率是正相關(guān)的。

4.市場狀態(tài)變量

我們用市場組合收益率的波動(VOL)來測度市場狀態(tài)。Chen和HongStein等以及Connolly和Stivers等認(rèn)為收益率的波動率反映了市場的不確定程度［14－15］。當(dāng)市場收益率波動較大時，意味著市場的不確定性增加，從而導(dǎo)致投資者對未來變現(xiàn)需求緊張的概率的增加，這會引致對股票非流動性單位溢價要求的提高。與此觀點(diǎn)一致的還有Vayanos，該學(xué)者亦認(rèn)為流動性風(fēng)險溢價往往受到市場收益率波動的影響［16］。他構(gòu)建的理論模型證明，當(dāng)基金管理人受到出資人壓力而贖回現(xiàn)金時，在收益率波動較大的環(huán)境下，基金管理人將變得更加厭惡風(fēng)險，并對流動性好的資產(chǎn)有著特殊的偏好，從而導(dǎo)致流動性風(fēng)險溢價的提高［16］。因此，理論上來講，我們預(yù)期股價波動率與單位非流動性水平和風(fēng)險的預(yù)期回報率之間是正相關(guān)的。

(二)非流動性的測度

在實(shí)證研究中，我們無法直接對股票的非流動性交易成本進(jìn)行計量，所以我們采用非流動性指標(biāo)來替代股票非流動性交易成本的概念。在本文中我們用個股月度非流動性指標(biāo)來計算，時間序列分析所用的個股月度非流動性指標(biāo)是由價格振幅除以交易金額構(gòu)成，具體結(jié)構(gòu)如下:

(三)回歸檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/h3>

這里假設(shè)未來流動性需求緊張的概率λt+1與4個工具變量是線性的函數(shù)關(guān)系，用下面的線性方程來表示:

其中，k0到k4是待估計的系數(shù)。結(jié)合方程(3)和(10)，設(shè)立檢驗(yàn)時變性命題的基本回歸方程如下:

對流動性水平和風(fēng)險溢價的時變性的檢驗(yàn)可以通過對系數(shù)k0到k4和b0到b4的估計來進(jìn)行，基本原理如下:

1.對流動性風(fēng)險溢價的時變性命題。通過對b1－b4的估計來檢驗(yàn)，如果b1－b4都不顯著，說明流動性風(fēng)險溢價的時變性命題得不到支持，反之，若b1到b4中有顯著不為零的，則說明流動性風(fēng)險溢價隨著某個工具變量的變化而變化，時變性命題獲得了數(shù)據(jù)的支持。

2.同理，流動性水平溢價的時變性命題則通過對k1到k4的估計來檢驗(yàn)，k1到k4顯著則流動性水平溢價的時變性得到支持，反之，則得不到支持。

估計方法采用pool估計法中的SUR方法，估計時矯正了擾動項的時期異方差和自相關(guān)性。在利用股票橫截面和時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行估計的時候，k0到k4和b0到b4都是固定的待估計系數(shù)。而其它待估計的系數(shù)(包括a1、b5t、b6t和 b7t)則是時變的，意思是檢驗(yàn)期間相應(yīng)第t月份都有一個系數(shù)估計值和。為檢驗(yàn)這些系數(shù)的顯著性，在得到估計值的時間序列之后，計算它們在時間序列上的平均值以及相應(yīng)的t統(tǒng)計量，通過t統(tǒng)計量檢驗(yàn)這些系數(shù)是否顯著不為零。

(四)數(shù)據(jù)

1.樣本數(shù)據(jù)?？紤]到2006年和2007年股權(quán)分置改革的影響，為了保持條件的穩(wěn)定性，本文截取了1995年1月3日至2005年12月30日我國滬深股市的日交易數(shù)據(jù)和財務(wù)數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來自“萬得資訊”。經(jīng)過以下步驟的處理，研究期間共有136～912個股票達(dá)到以下條件:

第一，為排除股票操縱和坐莊從而不能真實(shí)反映流動性水平的干擾，特別剔除了ST股、PT股和長期停牌股票;

第二，剔除被媒體曝光以及曾連續(xù)發(fā)生3個以上跌停板但并沒有證據(jù)顯示當(dāng)時公司經(jīng)營狀況有明顯變化且與整個大市走勢不相符的股票;

第三，剔除股票剛上市交易第一個月的數(shù)據(jù)，并且如果在某個月內(nèi)的交易不足15天則剔除該股票在此月的數(shù)據(jù)。

上述樣本股票代表了研究期間內(nèi)各時期的整個市場組合。為使檢驗(yàn)結(jié)果有更好的可靠性，需要保證用于時間序列分析的股票有較長的上市時間，因此，我們在市場組合中選取1996年以前上市的136個股票，而且用這些股票的月收益率對月流動性水平及其風(fēng)險等變量指標(biāo)進(jìn)行計量分析，驗(yàn)證本文的命題。

2.工具變量數(shù)據(jù)。貨幣供應(yīng)量M1和同業(yè)拆借加權(quán)平均利率(CHIBOR)月指標(biāo)數(shù)據(jù)來自“萬得資訊網(wǎng)”，“先行指數(shù)”(LEAD)數(shù)據(jù)來自于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站，與 Fujimoto和 Watanabe(2005)的方法相類似，月波動率指標(biāo)(VOL)用我們的市場組合收益率計算，即每個月內(nèi)市場組合的日收益率的樣本方差。

4.股票的4個風(fēng)險敏感度beta用第t個月以前的12個月的日收益率數(shù)據(jù)和日非流動性數(shù)據(jù)進(jìn)行計算，并要求12個月內(nèi)有效交易天數(shù)至少150天。

(五)實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果分析

1.平穩(wěn)性及相關(guān)性檢驗(yàn)

單位根檢驗(yàn)的結(jié)果顯示，除股票市場組合收益率的月波動率(VOL)之外，工具變量M1(貨幣供給量)、同業(yè)拆借平均利率以及“先行指標(biāo)”的時間序列數(shù)據(jù)都明顯表現(xiàn)出了服從單位根過程的特征，因此，對M1變量、同業(yè)拆借平均利率變量以及“先行指標(biāo)”(LEAD)變量需要進(jìn)行差分處理，其中M1變量的月增長率依然服從1階單位根過程，所以對M1變量再進(jìn)行一次差分處理，計為“dM1”，對同業(yè)拆借平均利率的一階差分計為“dCHIBOR”，對“先行指數(shù)”進(jìn)行一階差分計為“dLEAD”。經(jīng)差分處理后的4個工具變量月指標(biāo)時間序列數(shù)據(jù)跨度為1996年12月－2005年12月。單位根檢驗(yàn)顯示它們都是平穩(wěn)過程。見下表:

表1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

表2則列出了經(jīng)差分后的4個工具變量之間的相關(guān)關(guān)系，可以看出，4個變量間不存在顯著的相關(guān)性，從而避免了回歸估計時的共線性問題。

表2 工具變量之間的Pearson相關(guān)系數(shù)

2.對回歸方程(11)的回歸檢驗(yàn)

表3給出了對基本方程(11)分10個模型分別進(jìn)行回歸檢驗(yàn)的結(jié)果，10個模型估計的調(diào)整后的擬合優(yōu)度R2都在75%以上，這說明回歸方程(11)具有非常好的解釋力。

從模型1的回歸結(jié)果來看，貨幣供給dM1和“先行指數(shù)”dLEAD的系數(shù)k1和k2的估計值分別為－0.12和－0.358，并且在5%的水平上顯著通過了檢驗(yàn)，和理論預(yù)期一致，貨幣供給量越大、未來景氣越好，投資者對單位非流動性水平的溢價要求越低。但銀行同業(yè)拆借平均利率(dCHIBOR)和市場波動率(VOL)的系數(shù)估計值不顯著。

為了對4個工具變量分別單獨(dú)進(jìn)行流動性水平溢價時變性檢驗(yàn)，我們分別設(shè)定了模型2－模型5，檢驗(yàn)結(jié)果顯示，dM1和dLEAD的系數(shù)依然能夠顯著地通過檢驗(yàn)(詳見模型2和模型3)，符合理論預(yù)期，對銀行同業(yè)拆借平均利率的系數(shù)估計仍然不顯著(見模型4)，而市場波動率(VOL)的系數(shù)估計則變得顯著了，為0.072，也即市場收益率越不確定，投資者對單位非流動性水平的要求收益率越高。從而可以看出這4個工具變量對流動性水平溢價的影響力，貨幣供給量M1和未來景氣狀況最能影響流動性水平溢價，市場波動率其次，同業(yè)拆借率則幾乎沒有影響。

有一個現(xiàn)象值得注意，模型1－模型5的回歸檢驗(yàn)都是在同時將非流動性水平變量illiqjt和流動性風(fēng)險變量β234，jt納入的回歸檢驗(yàn)，但由于流動性風(fēng)險變量取決于流動性水平變量，回歸之間存在一定程度的共線性，這導(dǎo)致對b0－b5的估計可能不準(zhǔn)確，檢驗(yàn)結(jié)果也顯示只有b1的估計值是和理論預(yù)期是一致的，其他的系數(shù)則未通過檢驗(yàn)。也就是說流動性水平變量的存在會影響到對流動性風(fēng)險變量系數(shù)的估計，但反過來，流動性風(fēng)險變量的存在卻不影響流動性水平變量系數(shù)的估計。為了避開流動性水平變量對流動性風(fēng)險變量系數(shù)估計的干擾，模型6－10，剔除了流動性水平的變量，而且單獨(dú)檢驗(yàn)了流動性風(fēng)險變量的系數(shù)估計結(jié)果，以便驗(yàn)證流動性風(fēng)險溢價的時變性命題。

表3 回歸方程(11)的估計結(jié)果

當(dāng)剔除了流動性水平變量后，b0－b5的估計值變得顯著不同于模型1－模型5的估計值，其中b0的估計值為0.441，這和流動性風(fēng)險溢價為正數(shù)的理論預(yù)期完全一致。而不論是模型6還是模型7均顯示貨幣供給量M1的系數(shù)為負(fù)數(shù)，并顯著地通過檢驗(yàn)，從而印證了貨幣供給量越大時，流動性越寬裕，投資者對流動性的需求越低，投資者對流動性風(fēng)險的溢價要求也越低這一理論邏輯。但是其他工具變量的檢驗(yàn)結(jié)果沒有達(dá)到我們的理論預(yù)期，其中dLEAD指標(biāo)沒有得到預(yù)期為負(fù)的結(jié)果(詳見模型6和8)，市場波動率指標(biāo)在模型6中顯著通過檢驗(yàn)，但在模型10中卻不顯著，特別是銀行同業(yè)拆借利率指標(biāo)dCHIBOR的檢驗(yàn)結(jié)果和預(yù)期完全相反，這可能和我國銀行業(yè)拆借市場交易不活躍從而不能真實(shí)反映資金緊張程度有關(guān)。

雖然個別指標(biāo)沒有能夠完全符合我們的理論預(yù)期，但總體來講，我們不難發(fā)現(xiàn)，貨幣供給量、先行指數(shù)和市場波動率都能非常好地解釋流動性水平溢價的時變性，而貨幣供應(yīng)量指標(biāo)則能非常好地解釋流動性風(fēng)險溢價的時變性。也即是說，流動性風(fēng)險水平溢價的時變性命題以及流動性風(fēng)險溢價的時變性命題得到了實(shí)證數(shù)據(jù)的有力支持。

四、結(jié) 論

通過貨幣供給量M1、“先行指數(shù)”、銀行間同業(yè)拆借平均利率以及股價波動率作為反映投資者未來資金緊張程度概率的工具變量，本文檢驗(yàn)了證券流動性溢價(包括流動性水平溢價和流動性風(fēng)險溢價)的時變性命題，其結(jié)果顯示:貨幣供給量M1、“先行指數(shù)”以及市場波動率動能很好地解釋證券流動性水平溢價的時變性，貨幣供給量越大、未來景氣越好、市場波動性越小，投資者對證券單位流動性水平的溢價要求越低，反之，貨幣供應(yīng)量越小、未來景氣度越差、市場波動性越高，則流動性水平的溢價越高;而在證券流動性風(fēng)險溢價的時變性方面，貨幣供給量M1則表現(xiàn)出了更為一致和顯著的解釋力，即貨幣供給M1越寬裕，那么投資者流動性越高，對證券流動性的波動越不在乎，對證券的單位流動性風(fēng)險的補(bǔ)償回報率要求越低，所以證券市場就會上漲，反之亦然。

上述檢驗(yàn)結(jié)果同時也印證了我國股市一直被稱之為“資金市”的看法，證明了過去一段時間里，股市價格確實(shí)與貨幣供應(yīng)量的變化有顯著的正向關(guān)系，貨幣供應(yīng)量通過影響流動性(水平和風(fēng)險)的單位溢價對我國股市存在不可忽視的影響。

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