摘 要：通過建立Engle（2002）提出的動態(tài)條件相關(guān)多元GARCH模型DCC-MVGARCH來計算時變的市場收益對市場總流動性相對變化的敏感性（協(xié)方差），進(jìn)而建立三因素資產(chǎn)定價模型，從時間序列角度研究市場總流動性風(fēng)險間的關(guān)系。研究結(jié)果表明，中國股市存在顯著的市場風(fēng)險溢價、市場收益對總流動性變化的敏感性風(fēng)險溢價以及流動性相對變化的波動性風(fēng)險溢價。

關(guān)鍵詞：流動性；流動性風(fēng)險；資產(chǎn)定價

中圖分類號：F830.91 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號：1673-291X（2015）09-0134-04

引言

我們知道，金融市場的兩大基本功能是流動性和價格發(fā)現(xiàn)。而流動性在市場微觀結(jié)構(gòu)研究領(lǐng)域占據(jù)了非常重要的位置。二級市場的流動性為投資者提供了轉(zhuǎn)讓和買賣證券的機會，也為籌資者提供了籌資的必要前提。其次，流動性還會影響到企業(yè)的最佳股權(quán)結(jié)構(gòu)，因為股權(quán)分散有利于提高流動性，但不利于經(jīng)營權(quán)的集中。最后，高流動性的市場可增強股東監(jiān)督公司的動力，因為高流動性的市場可以讓大股東有效地掩飾其通過監(jiān)督權(quán)所獲得的信息優(yōu)勢，從而進(jìn)行內(nèi)幕交易獲取利潤。正是在這些意義上，Amihud & Mendelson[1]指出：“流動性是市場的一切”。從更廣泛的意義上看，市場流動性的增加不僅保證了金融市場的正常運轉(zhuǎn)，也促進(jìn)了資源的有效配置和經(jīng)濟(jì)增長。

一、文獻(xiàn)回顧

早期大部分學(xué)者對流動性與資產(chǎn)定價關(guān)系的研究都是針對流動性水平（liquidity level）進(jìn)行的，大多得出股票流動性與收益負(fù)相關(guān)的結(jié)論。最近的研究則開始關(guān)注流動性風(fēng)險（liquidity risk，用方差或相應(yīng)變量間的協(xié)方差來度量）與資產(chǎn)定價的關(guān)系。其中以Pastor&Stambaugh（2003）[2]和Acharya&

Pedersen （2005）[3]的研究為代表。Jacoby，F(xiàn)owler和 Gottesman（2000，JPG）[4]模型已初步考慮了流動性成本變化對資產(chǎn)收益率的影響，但卻未做進(jìn)一步研究。Pastor & Stambaugh（2003）將推動收益率發(fā)生反轉(zhuǎn)的指令流作為市場流動性的一個狀態(tài)變量，F(xiàn)ujimoto&Watanabe（2006）[5]利用機制轉(zhuǎn)換模型研究了股票中流動性風(fēng)險—收益關(guān)系的時變性并且檢驗了其對資產(chǎn)定價的含義。孔東民（2006）[6]也利用 LA-CAPM 對中國股市進(jìn)行了檢驗，結(jié)果表明，我國股市的風(fēng)險升水在大盤升降區(qū)間體現(xiàn)了不同的特征；無論在總區(qū)間還是分時段，LACAPM都能更好的擬合資產(chǎn)收益；在控制了公司規(guī)模后，結(jié)果依然穩(wěn)健，這表明在我國股市流動性對資產(chǎn)定價有重要影響。

二、研究設(shè)計

首先按照Gibson&Mougeot（2004）的思路，基于市場總流動性水平的相對變化進(jìn)行檢驗。擬通過建立Engle（2002）提出的動態(tài)條件相關(guān)多元GARCH模型（DCC-MVGARCH）來計算時變的市場收益對市場總流動性水平其相對變化的敏感性（協(xié)方差），進(jìn)而建立三因素資產(chǎn)定價模型，對市場組合收益與市場總流動性風(fēng)險間的關(guān)系進(jìn)行研究。

三、模型簡介

（一）三因素資產(chǎn)定價模型

由于從理論上講，如果投資者是風(fēng)險厭惡的，投資者應(yīng)該對流動性的波動要求風(fēng)險溢價。我們將市場總流動性的波動性——條件方差加入市場超額收益的條件均值方程，建立如下三因素資產(chǎn)定價模型：

rM，t=μM+λMσ2M，tλMLσML，t+λLσ2L，t+ε1，t

rL，t=μL+ε2，t

Ht=Ω+Aεt-1εt-1A+BHt-1B

其中Ht=h11，t h12，t

h12，t h22，tεt=ε1，t

ε2，t，Ht為超額市場收益和市場總流動性相對變化的方差—協(xié)方差矩陣，A、B、Ω為對稱的常數(shù)矩陣；λM為單位市場的風(fēng)險溢價；λML為單位市場收益對市場總流動相對變化的敏感性風(fēng)險溢價，λL為單位市場總流動性的波動風(fēng)險溢價。

（二）二元均值GARCH模型

鑒于二元均值GARCH模型參數(shù)估計的困難，我們分兩段建模。第一階段我們建立市場超額收益與市場總流動性相對變化的動態(tài)條件相關(guān)二元GARCH模型，進(jìn)而求得時變的市場收益對總流動性變化的敏感性σML，t；同時對市場總流動性的相對變化建立一元GARCH類模型求得流動性波動的時變值σ2L，t。即：rL，t=μL+εt；條件方差方程按照參數(shù)顯著的原則采用EGARCH（1，1）模型：log（σ2

t）=ω+βlog（σ2

t-1）+α

+

γ；或GARCH（1，1）模型：σ2t=ω+αε2

t-1+βσ2

t-1。其中εt=etσt，et假定服從廣義誤差分布GED，起密度函數(shù)為：f（et）=，c是一個正的參數(shù)，Γ（·）是函數(shù)，λ常數(shù)，且λ=。當(dāng)c=2時，et～N（0，1）；當(dāng)c<2時其密度函數(shù)比正態(tài)分布有更厚的尾部，其峰態(tài)系數(shù)大于3時；而當(dāng)c>2時，其密度函數(shù)比正態(tài)分布有更薄的尾部。本文中除DCC-MVGARCH模型外，其余模型的誤差均假定服從廣義誤差分布GED。

第二階段重新對市場超額收益建立三因素模型：

rM，t=μM+λM2M，t+λML2ML，t+λL2L，t+εt

其中εt=etσt，et假定服從廣義誤差分布GED。

四、實證結(jié)果

（一）數(shù)據(jù)的描述統(tǒng)計分析

本章對市場流動性風(fēng)險與資產(chǎn)定價的關(guān)系進(jìn)行實證研究，分別采用指數(shù)收益率和考慮現(xiàn)金紅利再投資的滬深A(yù)股綜合市場收益率。其中指數(shù)選用上證指數(shù)、深證指數(shù)，時間跨度為2000年1月2日至2013年6月30日，來源于深圳國泰安信息技術(shù)有限公司開發(fā)的中國股票市場交易數(shù)據(jù)庫（CSMAR）。系統(tǒng)提供用三種方法計算的結(jié)果：等權(quán)平均法、流通市值加權(quán)平均法、總市值加權(quán)平均法。指數(shù)收益率計算公式為：rt=（pt-endprint

pt-1）/pt-1，其中pt、pt-1分別為指數(shù)第t日的收盤價。計算超額收益時，無風(fēng)險收益率采用居民儲蓄三個月定期存款利率。

市場流動性狀態(tài)變量Lt定義為：Lt=，其中Volt為指數(shù)或綜合市場A股的第t日的成交額，Nt為市場組合第t日所包含的股票數(shù)目。市場流動性的相對變化為rL，t=（Lt-Lt-1）/Lt-1。由于相鄰兩天的市場所包含的股票數(shù)目差別不大，即，Nt≈Nt-1；相對變化，即：rL，t=實際上為成交額的日漲幅跌幅。

本章所有的運算結(jié)果均通過Eviews6.0計算得到。

下面進(jìn)行實證分析時，我們將原始市場收益、市場超額收益以及市場總流動性相對變化均擴(kuò)大100倍，然后對調(diào)整后的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，以下不再說明。

由表1數(shù)據(jù)的描述統(tǒng)計分析可看出，市場超額收益與市場總流動性的變化均為非正態(tài)分布，并且都是平穩(wěn)的。Gibson & Mougeot（2004）對S&P500所作的描述分析（如表2所示）。相比而言，中國股市收益低，市場總流動性的相對變化大。

對市場超額收益以及市場總流動性相對變化的ARCH效應(yīng)檢驗結(jié)果（見下頁表3）。檢驗結(jié)果表明，市場超額收益以及市場總流動性相對變化均存在顯著的ARCH效應(yīng)。這與Gibson & Mougeot（2004）的相應(yīng)檢驗結(jié)果不完全一致，他們的檢驗結(jié)果表明，流動性收益（liquidity returns）不存在ARCH 效應(yīng)。

我們對市場收益和市場總流動性相對變化建立DCC-MVGARCH模型，進(jìn)而求得時變的市場收益對市場總流動性相對變化的敏感性時間序列，其相應(yīng)的描述統(tǒng)計（見表4）。

由表4可見，市場收益對市場總流動性變化的敏感性序列是非正態(tài)的、平穩(wěn)的；并且在絕大多數(shù)時期均為正值，這與Gibson&Mougeot（2004）的研究結(jié)果基本一致。

這里我們采用市場收益而不是市場超額收益，主要是和Acharya&Pedersen（2005）提出的三種流動性風(fēng)險相一致；另外，無論采用市場收益還是采用市場超額收益計算市場收益對市場總流動性變化的敏感性（協(xié)方差），所得結(jié)論沒有差異。

（二）三因素資產(chǎn)定價模型實證研究

三因素的資產(chǎn)定價模型為：

rM，t=μM+λM2M，t+λMLCOVt（rM，rL）+λL2L，t+εt

條件方差方程采用EGAECH模型，諸參數(shù)均在1%顯著性水平下顯著，具體估計結(jié)果不在給出，僅給出條件均值方程的估計結(jié)果（見表5）。

由表5可以看出：

1.市場流動性相對變化的波動性2L，t的加入并沒有影響市場風(fēng)險以及市場收益對市場總流動性相對變化的敏感性風(fēng)險的表現(xiàn)，存在顯著的市場風(fēng)險溢價以及市場收益對市場總流動性相對變化的敏感性這種流動性風(fēng)險溢價。

2.指數(shù)的市場流動性相對變化的波動性風(fēng)險溢價λL為正，但不顯著；而綜合市場流動性相對變化的波動性風(fēng)險溢價顯著λL為正。

結(jié)論

本文從市場整體的角度對流動性風(fēng)險與資產(chǎn)定價的關(guān)系進(jìn)行了實證研究，建立了一個三因素資產(chǎn)定價模型。研究結(jié)果表明，中國股市存在顯著的市場風(fēng)險溢價、市場收益對市場總流動性水平（或其相對變化）敏感性風(fēng)險溢價以及市場總流動性水平（或其相對變化）的波動性風(fēng)險溢價。

參考文獻(xiàn)：

[1] Amihud，Y.，H.Mendelson，Asset pricing and the bid-ask spread，Journal of Financial Economics，1986，（17）：223-249.

[2] Pastor，L.and R.Stambaugh，Liquidity Risk and Expected Stock Returns，Journal of Political Economy，2003，（111）：642-685.

[3] Acharya，V.and L.Pedersen，Asset Pricing with Liquidity Risk，Journal of Financial Economics，2005，（77）：375-410.

[4] Jacoby，G，F(xiàn)owler，D.J and Gottesman，A，The Capital Asset Pricing Model and the Liquidity Effect：a Theoretical Approach，Journal

of Financial Markets，2000，（3）：69-81.

[5] Fujimoto，A.and M.Watanabe，Time-Varying Liquidity Risk and Asset Pricing，University of Alberta School of Business Working Paper，

2006.

[6] 孔東民.流動性風(fēng)險與資產(chǎn)定價：來自中國股市的證據(jù)[J].南方經(jīng)濟(jì)，2006，（3）：91-107.

[責(zé)任編輯 吳 迪]endprint