劉曉星， 張 旭， 顧笑賢， 姚登寶

(東南大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院， 南京 211189)

?

投資者行為如何影響股票市場(chǎng)流動(dòng)性？
——基于投資者情緒、信息認(rèn)知和賣空約束的分析①

劉曉星， 張 旭， 顧笑賢， 姚登寶

(東南大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院， 南京 211189)

投資者交易行為是形成股票市場(chǎng)流動(dòng)性的前提和基礎(chǔ)，市場(chǎng)投資者情緒變化引起投資者產(chǎn)生有偏差的信息認(rèn)知，通過賣空約束的市場(chǎng)行為選擇影響市場(chǎng)流動(dòng)性. 論文首先通過理論推導(dǎo)得出影響市場(chǎng)流動(dòng)性的三個(gè)命題，然后結(jié)合我國股票市場(chǎng)發(fā)展現(xiàn)狀做出相應(yīng)理論判斷并對(duì)其進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn). 結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在我國股票市場(chǎng)中，投資者情緒對(duì)市場(chǎng)流動(dòng)性的影響是正向的，投資者情緒越高，市場(chǎng)流動(dòng)性越強(qiáng)；我國股票市場(chǎng)中參與交易的投資者在面臨新的消息面時(shí)更多的呈現(xiàn)出認(rèn)知不足的特征. 該特征的投資者隨著認(rèn)知程度的增加反而會(huì)降低市場(chǎng)流動(dòng)性；與理論判斷相反，我國股票市場(chǎng)中開展的融資融券業(yè)務(wù)進(jìn)一步促進(jìn)了投資者情緒對(duì)市場(chǎng)流動(dòng)性的影響. 最后就如何構(gòu)建我國有效流動(dòng)性的股票市場(chǎng)提出了四點(diǎn)政策建議.

投資者交易； 市場(chǎng)流動(dòng)性； 行為影響因子

0 引 言

2007年爆發(fā)的次貸危機(jī)及其全球性擴(kuò)散暴露了金融機(jī)構(gòu)在管控流動(dòng)性及其風(fēng)險(xiǎn)上的不足，揭示了市場(chǎng)流動(dòng)性在經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定中的關(guān)鍵性地位. 投資者行為是市場(chǎng)交易的基礎(chǔ)，是形成市場(chǎng)流動(dòng)性的前提. 投資者行為是如何影響股票市場(chǎng)流動(dòng)性的？建立在理性人和市場(chǎng)完美假設(shè)基礎(chǔ)上的傳統(tǒng)金融市場(chǎng)理論認(rèn)為，市場(chǎng)具有完全的流動(dòng)性且不受同質(zhì)的理性投資者交易行為影響. 而事實(shí)上，由于市場(chǎng)中信息不對(duì)稱、交易摩擦等問題，投資者是異質(zhì)非理性的，而且股票供給并非完全彈性，投資者的股票交易行為能夠通過市場(chǎng)供求影響市場(chǎng)流動(dòng)性. 有限理性的投資者擁有不同的偏好，掌握的信息存在差異，由此形成不同的市場(chǎng)預(yù)期. 這種預(yù)期差異通過市場(chǎng)中持續(xù)的交易活動(dòng)反映到價(jià)格的波動(dòng)上來. 股票價(jià)格因投資者的交易行為而波動(dòng)的程度及持續(xù)的時(shí)間反映了投資者行為對(duì)市場(chǎng)流動(dòng)性的影響，而投資者行為對(duì)市場(chǎng)流動(dòng)性的影響機(jī)制并不唯一. 一方面，投資者的交易行為構(gòu)成了股票市場(chǎng)的基礎(chǔ)流動(dòng)性. 另一方面，高流動(dòng)性的市場(chǎng)能夠?yàn)橥顿Y者更好的提供轉(zhuǎn)讓和買賣資產(chǎn)的機(jī)會(huì)，投資者的交易活動(dòng)存在擇時(shí)的策略行為. 因此，在放寬傳統(tǒng)金融市場(chǎng)理論的經(jīng)典假設(shè)后，研究投資者行為如何影響市場(chǎng)流動(dòng)性不僅對(duì)行為金融研究具有理論意義，也對(duì)金融市場(chǎng)實(shí)踐具有指導(dǎo)意義.

1 文獻(xiàn)綜述

早期關(guān)于投資者行為與市場(chǎng)流動(dòng)性兩個(gè)方面的研究相對(duì)獨(dú)立. 一方面?zhèn)戎貜男袨榻鹑趯W(xué)角度來分析影響投資者行為的因素及其對(duì)金融市場(chǎng)的影響，如Kahneman和Tverskey[1]在行為金融市場(chǎng)理論中提出前景理論(prospecttheory). 投資者行為會(huì)受到其信息認(rèn)知水平的影響，如投資者的“保守性偏差”和“選擇性偏差”*保守性偏差指投資者在面對(duì)新的市場(chǎng)變化時(shí)，在信念轉(zhuǎn)變上過于緩慢，從而導(dǎo)致了反應(yīng)不足；選擇性偏差是指投資者在決策過程中錯(cuò)誤地相信了“小數(shù)定律”，認(rèn)為某些事件的發(fā)生具有典型性，從而高估了事件發(fā)生的概率性，結(jié)果出現(xiàn)偏差(參見Barberis等[2]).會(huì)導(dǎo)致投資者對(duì)市場(chǎng)信息“反應(yīng)不足”或“反應(yīng)過度”[2]. 投資者對(duì)掌握信息的過度自信(over-confidence)和有偏的自我歸因(self-contribution)則使得他們對(duì)個(gè)人信息反應(yīng)過度，對(duì)公共信息反應(yīng)不足[3]. 相關(guān)的研究還有鄭振龍等[4]、文鳳華等[5]和俞紅海等[6]. 另一方面，市場(chǎng)流動(dòng)性反映了金融市場(chǎng)中的資產(chǎn)以合理價(jià)格迅速變現(xiàn)的能力，與資產(chǎn)價(jià)格、收益率、換手率、訂單流和金融風(fēng)險(xiǎn)等關(guān)系密切，是一個(gè)多維度的概念.Amihud[7]構(gòu)建非流動(dòng)性指標(biāo)來刻畫金融市場(chǎng)深度，并建立了市場(chǎng)流動(dòng)性與預(yù)期收益之間的聯(lián)系. 而其他測(cè)度市場(chǎng)流動(dòng)性的指標(biāo)如買賣差價(jià)、換手率、訂單流不能像非流動(dòng)性指標(biāo)兼顧時(shí)間尺度和價(jià)格尺度雙重因素.Goyenko等[8]比較了多種市場(chǎng)流動(dòng)性的測(cè)度指標(biāo)及其對(duì)市場(chǎng)流動(dòng)性刻畫的有效性，認(rèn)為Amihud[7]構(gòu)建的非流動(dòng)性指標(biāo)較好地測(cè)量了價(jià)格對(duì)流動(dòng)性的影響.事實(shí)上，研究投資者行為與流動(dòng)性關(guān)系的文獻(xiàn)較少，相關(guān)研究大多是從投資者情緒角度分析其與金融市場(chǎng)和金融資產(chǎn)之間的內(nèi)在聯(lián)系. 例如Chung等[9]分析了經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張和衰退時(shí)期投資者情緒對(duì)股票收益率的非對(duì)稱預(yù)測(cè)能力.Chen等[10]基于門限模型分析了局部和全局投資者情緒對(duì)行業(yè)股票收益率的非對(duì)稱、非線性效應(yīng). 類似研究還有Corredor等[11]、Dergiades[12]、Finter等[13]、劉維奇和劉新新[14]等. 當(dāng)然，仍有一些文獻(xiàn)對(duì)二者的關(guān)系作了一些討論. 參與交易的投資者形成了股票市場(chǎng)基本的流動(dòng)性，投資者行為主要從投資者層面(如Oh等[15]和Phansatan等[16])和交易層面(如Consiglio和Russino[17]、Bae等[18])兩個(gè)方面來影響股票市場(chǎng)流動(dòng)性.McNally和Smith[19]發(fā)現(xiàn)采用回購的交易方式能夠使當(dāng)天的標(biāo)的股票價(jià)差減小、深度增加.Liu[20]指出投資者情緒與市場(chǎng)流動(dòng)性之間存在格蘭杰因果關(guān)系. 此外，張強(qiáng)等[21]研究了流動(dòng)性特征對(duì)市場(chǎng)交易行為的影響關(guān)系.

國內(nèi)學(xué)者如蔡慶豐等[22]從投資者情緒、羊群行為視角來研究投資者行為和市場(chǎng)流動(dòng)性之間的相互影響過程. 孔東民等[23]考察了機(jī)構(gòu)持股、流動(dòng)性以及二者的交互項(xiàng)對(duì)信息效率的影響. 然而，這些研究無法滿足實(shí)際金融市場(chǎng)中對(duì)交易行為和流動(dòng)性監(jiān)管的要求. 因此，需要建立一個(gè)更加合理的理論框架分析投資者行為的內(nèi)在因素(如投資者情緒、信息認(rèn)知水平和投資者類型等)對(duì)市場(chǎng)流動(dòng)性的影響機(jī)制. 值得注意的是Baker和Stein[24]、Baker和Wurgler[25]提供了一個(gè)基本的分析框架，他們將投資者情緒、市場(chǎng)流動(dòng)性和股票收益放在一個(gè)框架中，可惜的是其并沒有具體分析投資者情緒與市場(chǎng)流動(dòng)性的區(qū)別和聯(lián)系，也沒有討論投資者行為如何影響市場(chǎng)流動(dòng)性. 另外，自2010年我國開始試點(diǎn)融資融券業(yè)務(wù)以來，賣空約束成為影響我國投資者行為和流動(dòng)性的重要因素. 一些學(xué)者研究了賣空約束對(duì)資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)的影響(張維和張永杰[26]、才靜涵和夏樂[27]、李科等[28]、Boulton和Braga-Alves[29]、Jiang等[30]). 因此，如何將賣空約束嵌入到所構(gòu)建的理論框架成為本文的一個(gè)研究重點(diǎn).

目前，投資者行為、市場(chǎng)流動(dòng)性以及資產(chǎn)價(jià)格之間的關(guān)系缺少一個(gè)系統(tǒng)性的理論分析框架. 本文在已有研究的基礎(chǔ)上，建立一個(gè)包含投資者情緒、風(fēng)險(xiǎn)偏好、信息認(rèn)知水平和交易者類型等投資者行為因素和無做市商、賣空約束等制度因素的理論框架，進(jìn)而分析投資者行為對(duì)市場(chǎng)流動(dòng)性的作用機(jī)制. 本文的貢獻(xiàn)在于：第一，在Baker和Stein[24]、Baker和Wurgler[25]研究基礎(chǔ)上，引入賣空約束參數(shù)和市場(chǎng)流動(dòng)性理論指標(biāo)，以資產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)和訂單量變化為中間變量，通過跨期分析和最優(yōu)化方法建立投資者交易行為作用市場(chǎng)流動(dòng)性的數(shù)理模型；第二，基于我國融資融券業(yè)務(wù)的制度背景，從不同投資者情緒水平視角實(shí)證檢驗(yàn)了投資者行為、賣空約束對(duì)市場(chǎng)流動(dòng)性的影響；第三，基于實(shí)證分析結(jié)果，針對(duì)我國當(dāng)前股票市場(chǎng)流動(dòng)性相關(guān)問題提出了一些政策建議.

2 投資者交易行為影響市場(chǎng)流動(dòng)性 的理論推導(dǎo)

圖1 投資者行為影響市場(chǎng)流動(dòng)性路徑圖

Fig. 1Pathgraphforinvestorbehavioraffectingstockmarketliquidity

這里假設(shè)知情交易者不受賣空約束，是風(fēng)險(xiǎn)中性的*Baker和Stein[24]同樣設(shè)定知情交易者不存在賣空限制，并且是風(fēng)險(xiǎn)中性的，并解釋了設(shè)定的合理性.；理性和噪聲投資者滿足常絕對(duì)風(fēng)險(xiǎn)厭惡效用函數(shù)

U(W)=-e-γW

(1)

其中W為個(gè)體的財(cái)富或收益，γ是個(gè)體的風(fēng)險(xiǎn)厭惡系數(shù). 這些設(shè)定都有助于簡化本文理論模型的推導(dǎo)過程.

2.1 投資者預(yù)期、套利約束與股票價(jià)格

首先，假設(shè)整個(gè)市場(chǎng)股票供給量(發(fā)行量)為Q，在時(shí)期t的價(jià)格為Pt. 交易分為3期，股票在時(shí)期1、時(shí)期2進(jìn)行交易，時(shí)期3支付股利F+η+ε. 其中F是投資者在時(shí)期1對(duì)股票期末支付股利的理性期望.η為時(shí)期2出現(xiàn)、但在時(shí)期3公開的新消息所包含的股利收益. 在時(shí)期2，只有知情交易者明確知道股利η的存在.ε為時(shí)期3要公布的消息所包含的股利收益，市場(chǎng)中投資者事先知道ε的存在，并能夠準(zhǔn)確估計(jì)其分布情況.η與ε相互獨(dú)立，且服從零均值、方差分別為σ2η和σ2ε的正態(tài)分布. 為確保股票市場(chǎng)在整個(gè)時(shí)期內(nèi)基礎(chǔ)風(fēng)險(xiǎn)保持不變，本文假定η的方差非常小(趨于零)，股利的不確定性主要由ε的方差σ2ε決定.

接著分析投資者在時(shí)期1與時(shí)期2的交易行為. 在時(shí)期1，市場(chǎng)中的理性投資者和噪聲投資者參與股票交易，他們對(duì)期末股票股利支付的估值分別為VR1和VN2，即

VR1=ER1(V|SR1)=F

(2)

VN1=EN1(V|SN1)=F+δ

(3)

其中SR1、SN1代表了理性投資者和噪聲投資者在時(shí)期1擁有的信息集合. 理性投資者對(duì)股票在時(shí)期3的收益支付進(jìn)行理性估計(jì). 而噪聲投資者的估計(jì)除了理性部分的F之外，還包含δ的初始情緒，可以理解為由投資者情緒產(chǎn)生的估值偏差.

在時(shí)期2，知情交易者在獲取關(guān)于收益η的消息后進(jìn)入市場(chǎng)交易. 由于知情交易量只是微小部分，并不會(huì)直接影響市場(chǎng)均衡價(jià)格. 但市場(chǎng)中的其他投資者能夠捕捉到這一行為，從而合理推測(cè)η的大小并及時(shí)調(diào)整自己的收益預(yù)期. 在時(shí)期2，理性的投資者和噪聲投資者對(duì)股票的估值為

VR2=ER2(V|SR2)=F+ηE

(4)

VN2=EN2(V|SN2)=F+δ+θηE

(5)

其中ηE是理性投資者對(duì)η的理性期望，θ表示噪聲投資者對(duì)市場(chǎng)信息的認(rèn)知程度*為保證后面流動(dòng)性有均衡解，在技術(shù)上設(shè)定θ>1/2..噪聲投資者相較于理性投資者的認(rèn)知偏差程度為θ′(θ′=|θ-1|). 在θ>1時(shí)，噪聲投資者存在認(rèn)知過度的偏差；在θ<1時(shí)，噪聲投資者存在認(rèn)知不足的偏差. 事先假定σ2η極小，因此風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的收益不確定性依然來自σ2ε.

投資者參與交易旨在獲取股票估計(jì)值與實(shí)際價(jià)格不一致的部分. 在市場(chǎng)中，投資者受到賣空約束，這就意味著當(dāng)效用最大化條件下投資者最優(yōu)交易需求量為負(fù)時(shí)，很可能無法實(shí)現(xiàn)套利. 因此，最優(yōu)的需求量只能為零. 在這里，本文引入一個(gè)參數(shù)p表示市場(chǎng)允許賣空的程度(0≤p≤1). 當(dāng)p取1時(shí)，表示市場(chǎng)允許完全賣空；當(dāng)p取0時(shí)，表示市場(chǎng)不允許賣空交易. 考慮賣空約束的情況，參與交易的投資者需求量可由如下表達(dá)式?jīng)Q定

(6)

其中Dit為i類(i=R,N)投資者在時(shí)期t={1,2}的需求量. 因此，可以得到投資者i在時(shí)期1和時(shí)期2的股票需求量

(7)

在市場(chǎng)均衡時(shí)，理性投資者和噪聲投資者的股票總需求等于股票總供給，即

DRt+DNt=Qt=1, 2

(8)

聯(lián)立式(7)、式(8)得到股票在時(shí)期t={1,2}的交易均衡價(jià)格

(9)

從式(9)可以看出，投資者情緒帶來的股價(jià)差異由市場(chǎng)允許賣空的程度p決定. 當(dāng)市場(chǎng)允許完全的賣空交易時(shí)，均衡的股價(jià)不受噪聲投資者情緒影響. 在確定投資者情緒δ和賣空程度p的市場(chǎng)，噪聲投資者對(duì)信息的認(rèn)知程度θ越高，股票價(jià)格越高.

2.2 投資者行為與市場(chǎng)流動(dòng)性

市場(chǎng)流動(dòng)性的強(qiáng)弱，可以通過市場(chǎng)交易的活躍程度來判斷.Kyle[31]將市場(chǎng)深度模型定義為市場(chǎng)交易過程中的價(jià)格變化對(duì)市場(chǎng)訂單的吸納能力. 市場(chǎng)深度越高意味著市場(chǎng)價(jià)格受訂單沖擊越小，投資者買賣股票時(shí)所承擔(dān)的流動(dòng)性成本越低，市場(chǎng)流動(dòng)性越強(qiáng)，反之亦然. 因此，可以用訂單增量f與股價(jià)變化ΔP的協(xié)方差和f的方差比值來刻畫市場(chǎng)流動(dòng)性(L)*根據(jù)Baker和Stein[24] 的方法，訂單增量與股價(jià)變化存在關(guān)系ΔP=kβf，他們用λ=1/kβ來刻畫市場(chǎng)深度，而參量kβ可通過計(jì)算Cov(f,ΔP)/Var(f)提取. 市場(chǎng)深度本身就是測(cè)度市場(chǎng)流動(dòng)性的一類指標(biāo)，因此，不妨直接利用式(10)來計(jì)算市場(chǎng)流動(dòng)性.，即

(10)

市場(chǎng)中的理性和噪聲投資者根據(jù)發(fā)現(xiàn)的額外訂單量，對(duì)新增的股利收益形成一個(gè)基于經(jīng)驗(yàn)的預(yù)期，可以表示為

ηE=βf

(11)

ΔP=kηE+b=kβf+b，b為常數(shù)

(12)

根據(jù)式(10)和式(11)可知，市場(chǎng)流動(dòng)性為L=1/kβ，這與Baker和Stein[24]中的結(jié)果是一致的，可見利用式(10)計(jì)算市場(chǎng)流動(dòng)性具有較好的適用性.

時(shí)期2的知情交易者在獲得非公開信息后，對(duì)股票價(jià)格形成的預(yù)期為P1+η. 在交易過程中，額外產(chǎn)生的訂單流將引起其他投資者調(diào)整對(duì)股價(jià)的預(yù)期，從而使得股價(jià)變化為P2，因此知情交易者能夠獲得的期望收益為

max ΠI=E[d(P1+η-P2)]

=E[d(η-ΔP)]

(13)

(14)

從式(14)可以看到，市場(chǎng)流動(dòng)性的大小只與投資者行為的影響因子k有關(guān)，而k的大小取決于投資者情緒δ，新信息認(rèn)知水平θ，以及市場(chǎng)允許賣空的程度p. 因此，可以推出市場(chǎng)流動(dòng)性和投資者情緒、新信息認(rèn)知以及賣空約束之間的關(guān)系，進(jìn)而得到如下3個(gè)命題*證明過程見附錄.：

命題1當(dāng)?L*/?k<0時(shí)，若1/2<θ<1，投資者情緒δ增加，則投資者行為影響因子k呈階段性遞減，市場(chǎng)流動(dòng)性L*階段性遞增；若θ>1，δ增加，k呈階段性遞增，L*階段性遞減；若θ=1，δ增加，k恒為1，L*不變. 市場(chǎng)中噪聲投資者的認(rèn)知程度θ決定了投資者情緒對(duì)市場(chǎng)流動(dòng)性的影響方向. 當(dāng)噪聲投資者普遍認(rèn)知不足時(shí)(1/2≤θ<1)，高的投資者情緒有利于促進(jìn)交易進(jìn)行，提高市場(chǎng)流動(dòng)性；當(dāng)噪聲投資者普遍認(rèn)知過度時(shí)(θ>1)，高的投資者情緒下的交易將產(chǎn)生過多的噪聲性波動(dòng)，從而消耗市場(chǎng)流動(dòng)性.

命題2當(dāng)?L*/?θ≤0，等號(hào)當(dāng)且僅當(dāng)p=1時(shí)成立. 當(dāng)θ≠1時(shí)，隨著投資者情緒δ增加，?L*/?θ≤0呈現(xiàn)階段性遞增. 即在其他條件不變的情況下，噪聲投資者對(duì)市場(chǎng)新信息的認(rèn)知程度越高，市場(chǎng)流動(dòng)性越小. 在考慮投資者情緒因素后，信息認(rèn)知對(duì)市場(chǎng)流動(dòng)性的消耗作用在投資者情緒高的環(huán)境中更大. 因此，當(dāng)噪聲投資者普遍認(rèn)知過度并且處于較高的投資者情緒的市場(chǎng)環(huán)境中時(shí)，市場(chǎng)流動(dòng)性狀況最差.

命題3市場(chǎng)允許賣空程度p對(duì)市場(chǎng)流動(dòng)性的影響視θ和δ的具體情況而定. 當(dāng)p→1時(shí)，投資者情緒δ引起的投資者行為影響因子k差異降低，對(duì)市場(chǎng)流動(dòng)性的影響減弱. 從附錄的證明可以看到，當(dāng)噪聲投資者普遍認(rèn)知不足時(shí)，低投資者情緒下的市場(chǎng)流動(dòng)性隨著賣空程度升高而增加，高投資者情緒下的市場(chǎng)流動(dòng)性隨著賣空程度升高而降低. 當(dāng)噪聲投資者普遍認(rèn)知過度時(shí)，結(jié)論相反. 進(jìn)一步的，賣空的存在將削弱投資者情緒對(duì)市場(chǎng)流動(dòng)性的作用.

可以看到，投資者情緒、信息認(rèn)知和賣空約束均對(duì)市場(chǎng)流動(dòng)性產(chǎn)生了影響. 信息的認(rèn)知不足或認(rèn)知過度會(huì)改變投資者情緒對(duì)市場(chǎng)流動(dòng)性的作用機(jī)制，這一結(jié)論拓展了Baker和Stein[24]僅考慮信息認(rèn)知不足的情況. 在模型中引入賣空機(jī)制，發(fā)現(xiàn)賣空機(jī)制對(duì)流動(dòng)性的作用依賴于投資者情緒和信息認(rèn)知水平，其作用方向具有不確定性，這也印證了一些學(xué)者的結(jié)論：Boulton和Braga-Alve[29]等發(fā)現(xiàn)賣空機(jī)制和賣空行為增大了資產(chǎn)價(jià)格的波動(dòng)性，這表明市場(chǎng)價(jià)格對(duì)交易量的吸收能力在減弱. 因而，賣空機(jī)制對(duì)市場(chǎng)流動(dòng)性的影響取決于市場(chǎng)中賣空交易者的類型、操作策略以及對(duì)交易信息的認(rèn)知程度.

2.3 針對(duì)我國股票市場(chǎng)的理論判斷

對(duì)投資者行為影響市場(chǎng)流動(dòng)性的理論推導(dǎo)得出了關(guān)于投資者情緒δ、信息認(rèn)知θ以及賣空程度p對(duì)市場(chǎng)流動(dòng)性影響的命題. 根據(jù)這些命題，本文將對(duì)我國股票市場(chǎng)的投資者行為對(duì)市場(chǎng)流動(dòng)性的影響情況進(jìn)行理論判斷，然后在下一節(jié)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn).

根據(jù)命題1，投資者情緒的升高究竟是提高還是降低市場(chǎng)流動(dòng)性，主要取決于市場(chǎng)中的噪聲投資者是普遍的認(rèn)知不足還是認(rèn)知過度. 根據(jù)Barberis等[2]的BSV模型以及Hong和Stein[32]的HS模型，投資者認(rèn)知不足將使得市場(chǎng)中的股票價(jià)格受市場(chǎng)消息面的影響呈現(xiàn)持續(xù)性，新的利好或利空消息帶來的價(jià)格變化不能一步到位. 結(jié)合蔡慶豐等[22]的研究，我國股票市場(chǎng)中投資者表現(xiàn)出慣性交易、羊群行為的特征. 由此，本文對(duì)我國股票市場(chǎng)的投資者行為影響市場(chǎng)流動(dòng)性做出如下預(yù)判.

判斷1我國股市中投資者對(duì)新信息的認(rèn)知主要表現(xiàn)為認(rèn)知不足，投資者情緒提高將增加市場(chǎng)流動(dòng)性.

根據(jù)命題2，噪聲交易者對(duì)市場(chǎng)新信息的認(rèn)知程度越高，市場(chǎng)反應(yīng)越迅速，交易訂單量越集中，從而對(duì)流動(dòng)性的消耗越大. 在這一層面上，投資者對(duì)于市場(chǎng)信息的認(rèn)知程度高雖然有助于提高市場(chǎng)效率，但會(huì)對(duì)當(dāng)期市場(chǎng)流動(dòng)性產(chǎn)生不利影響，特別是投資者情緒高的市場(chǎng).

判斷2我國股市中噪聲投資者信息認(rèn)知越迅速，越不利于當(dāng)期市場(chǎng)流動(dòng)性，并且在投資者情緒高時(shí)影響越大.

在我國股票市場(chǎng)，融資融券業(yè)務(wù)是主要的幾種具有套利性質(zhì)的業(yè)務(wù)之一. 特別是融券業(yè)務(wù)，它給市場(chǎng)中的投資者提供了賣空的機(jī)會(huì). 根據(jù)命題3，若市場(chǎng)中投資者存在普遍的信息認(rèn)知不足，則低投資者情緒市場(chǎng)的流動(dòng)性隨著市場(chǎng)賣空程度的改善而提高，對(duì)高投資者情緒市場(chǎng)的流動(dòng)性隨著市場(chǎng)賣空程度的改善而提高. 并且賣空機(jī)制的存在對(duì)投資者情緒的流動(dòng)性影響具有抑制作用. 因此，本文提出預(yù)判3.

判斷3我國股市中融資融券業(yè)務(wù)能夠抑制投資者情緒對(duì)市場(chǎng)流動(dòng)性的作用.

3 投資者交易行為影響市場(chǎng)流動(dòng)性 的實(shí)證檢驗(yàn)

我國股票市場(chǎng)包含了A股、B股以及創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)，考慮到A股市場(chǎng)的交易規(guī)模、形成時(shí)間和投資者數(shù)量最具有普遍意義，因此本文以綜合A股市場(chǎng)*“綜合A股市場(chǎng)”相關(guān)交易數(shù)據(jù)來自Wind資訊.(不含創(chuàng)業(yè)板)為研究對(duì)象，選取2005年7月至2013年5月期間的市場(chǎng)周數(shù)據(jù)作為樣本，通過剔除部分缺失數(shù)據(jù)的周樣本，最后獲得401周的觀測(cè)樣本. 數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫和Wind資訊.

3.1 實(shí)證方程與變量設(shè)計(jì)

針對(duì)本文的3個(gè)預(yù)判，在實(shí)證部分本文考慮投資者情緒、信息認(rèn)知、賣空業(yè)務(wù)以及交叉項(xiàng)的互動(dòng)對(duì)市場(chǎng)流動(dòng)性的影響，構(gòu)建如下基本檢驗(yàn)方程

Illiqt=β0+β1Sentit+β2Recogt+

β3Recogt×Sentit+β4Shortt×

Sentit+β4Illiqt-1+εt

(15)

1)市場(chǎng)非流動(dòng)性(Illiq)

測(cè)量市場(chǎng)深度的指標(biāo)有很多，其中Amihud[7]提出的市場(chǎng)非流動(dòng)性指標(biāo)是應(yīng)用最廣泛的指標(biāo)之一. 該指標(biāo)秉承了Kyle[31]的市場(chǎng)深度測(cè)度思想，體現(xiàn)了單位成交量引起的價(jià)格變化(Amihud[7]). 市場(chǎng)非流動(dòng)性指標(biāo)(Illiq)是市場(chǎng)流動(dòng)性的反向指標(biāo)，該指標(biāo)可表示為

(16)

其中|(Pti-Pt-1i)/Pt-1i|表示第t周第i個(gè)交易日的A股市場(chǎng)回報(bào)率的絕對(duì)值.Nti為第t周第i個(gè)交易日的用于計(jì)算回報(bào)率的股票個(gè)數(shù)，加入Nti項(xiàng)是為了消除流通股票增加對(duì)成交額的影響.Tvalueti為當(dāng)日成交額，Dayt為第t周的交易天數(shù). 式中乘以1010是為了將非流動(dòng)性指標(biāo)值調(diào)整到適當(dāng)?shù)乃?

2)投資者情緒(Senti)

滬深300累計(jì)漲跌幅(Senti1)：代表股票市場(chǎng)內(nèi)部投資者情緒的指標(biāo)，即每周滬深300指數(shù)的收盤點(diǎn)數(shù)相對(duì)于開始日1 000點(diǎn)的累計(jì)漲跌幅.Senti1的值直接由Wind資訊數(shù)據(jù)庫提供. 相對(duì)新增A股賬戶(Senti2)：代表市場(chǎng)外部投資者情緒的指標(biāo). 其中，相對(duì)新增A股賬戶的計(jì)算如下

(17)其中Newac為第t周新增A股賬戶數(shù)，avg(Newac)為整個(gè)樣本期平均新增A股賬戶數(shù). 比值的形式消除了指標(biāo)的單位. 當(dāng)投資者情緒高時(shí)，市場(chǎng)中已有的投資者對(duì)股票估值提高，外部投資者紛紛進(jìn)入市場(chǎng)參與交易. 因此，這兩個(gè)指標(biāo)都是投資者情緒的正向指標(biāo).

3)信息認(rèn)知(Cogni)

市場(chǎng)中噪聲投資者對(duì)于新價(jià)值信息的認(rèn)知程度越低，市場(chǎng)反應(yīng)越緩慢，從而相鄰兩個(gè)交易日的成交量的關(guān)聯(lián)度越高. 因此，本文用市場(chǎng)相鄰交易日成交量變化的絕對(duì)值除以平均成交量來表示噪聲投資者的認(rèn)知程度. 相對(duì)成交量變化越大，市場(chǎng)相鄰交易日的關(guān)聯(lián)越低，信息認(rèn)知程度越高. 具體計(jì)算如下

(18)

其中Tvolumeti為第t周的第i個(gè)交易日的A股市場(chǎng)中成交量，每周最后一個(gè)交易日的下一個(gè)交易日即為下周的第一個(gè)交易日.Dayt為第t周的交易天數(shù).

4)融資融券業(yè)務(wù)(Short)

融資融券交易試點(diǎn)業(yè)務(wù)在2010年3月31日正式啟動(dòng). 隨后在2011年12 月5日和2013年1月31日，市場(chǎng)中的融資融券業(yè)務(wù)經(jīng)歷了兩次擴(kuò)容. 考慮到融資融券業(yè)務(wù)的最后一次擴(kuò)容時(shí)間較近，本文以2010年3月31日和2011年12月5日所在周為轉(zhuǎn)折點(diǎn)，分別設(shè)立虛擬變量Short1和Short2：若樣本早于2010年3月31日所在周，Short1取0，否則取1；若樣本早于2011年12月5日所在周，Short2取0，否則取1.

3.2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)與有效性檢驗(yàn)

表1中展示了變量的統(tǒng)計(jì)特征. 在2005年7月至2013年5月期間，綜合A股市場(chǎng)的非流動(dòng)性系數(shù)(Illiq)均值為2.581 6，極值相對(duì)于均值的偏離較大，標(biāo)準(zhǔn)差為2.923 8. 觀察兩個(gè)投資者情緒指標(biāo)，可以發(fā)現(xiàn)描述股票市場(chǎng)內(nèi)部投資者情緒的滬深300累計(jì)漲跌幅(Senti1)和描述市場(chǎng)外部投資者情緒的相對(duì)新增A股賬戶(Senti2)同樣波動(dòng)較大，標(biāo)準(zhǔn)差分別為106.297 2和0.983 9. 投資者信息認(rèn)知程度(Cogni)均值為0.141 9，標(biāo)準(zhǔn)差為0.059 7，表現(xiàn)出較為平穩(wěn)的特征.

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

表2給出了高、中、低三類投資者情緒下各變量描述性統(tǒng)計(jì). 可以看到，投資者情緒越高，市場(chǎng)流動(dòng)性越低. 當(dāng)Senti1為投資者情緒分類口徑時(shí)，投資者情緒高的觀測(cè)組中，市場(chǎng)流動(dòng)性(Illiq)的均值為1.645 9，而投資者情緒低的觀測(cè)組中，流動(dòng)性Illiq的均值為4.740 8. 在以Senti2為分類口徑時(shí)，投資者情緒高與低的觀測(cè)組中，市場(chǎng)流動(dòng)性Illiq的均值分別為0.967 2、2.738 9. 從不同口徑下的觀測(cè)組的Senti1和Senti2均值可以看到，這兩種分類口徑并不完全吻合. 但若是忽略投資者情緒中等的觀測(cè)組，直接比較投資者情緒高、低兩個(gè)觀測(cè)組，各變量的均值大小與本文的預(yù)判是基本一致的.

表2 高、中、低三類投資者情緒下各變量均值統(tǒng)計(jì)

圖2中展示了各變量在2005年7月至2013年5月期間的變化趨勢(shì).Senti1與Illiq之間存在反向的同步性，波動(dòng)性也比較明顯，而Cogni雖然與Illiq之間存在正向的同步性，但是變動(dòng)趨勢(shì)不夠明顯.

圖2 樣本期間各變量趨勢(shì)

3.3 實(shí)證結(jié)果分析

在對(duì)方程(15)進(jìn)行廣義最小二乘法估計(jì)后，得到估計(jì)結(jié)果如表3、表4所示. 從表3的模型(1)、模型(3)可以看到，Senti1與被解釋變量市場(chǎng)非流動(dòng)性(Illiq)顯著負(fù)相關(guān)，即投資者情緒越高，市場(chǎng)流動(dòng)性越大. 同樣，從表4的模型(5)、模型(7)可以看到，Senti2與市場(chǎng)非流動(dòng)性呈負(fù)相關(guān)，并且結(jié)果同樣顯著. 這說明，無論是來自股票市場(chǎng)內(nèi)投資者的情緒還是市場(chǎng)外的投資者情緒都能夠顯著影響市場(chǎng)流動(dòng)性. 并且，由于市場(chǎng)表現(xiàn)出投資者情緒與市場(chǎng)流動(dòng)性顯著的正相關(guān)性，市場(chǎng)中的噪聲投資者對(duì)于信息的認(rèn)知更多的表現(xiàn)為認(rèn)知不足. 總的來說，實(shí)證的結(jié)果支持了本文的判斷1.

表3 投資者行為對(duì)市場(chǎng)流動(dòng)性影響的總體回歸估計(jì)結(jié)果(Senti1)

注： 限于篇幅，本文僅在表4中列出了部分代表性回歸結(jié)果；***、**和*分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平上顯著；下同.

表4 投資者行為對(duì)市場(chǎng)流動(dòng)性影響的總體回歸估計(jì)結(jié)果(Senti2)

觀察表3和表4中投資者信息認(rèn)知對(duì)市場(chǎng)流動(dòng)性的影響，從模型(1)、模型(3)、模型(5)、模型(7)的回歸結(jié)果可以看到，投資者的信息認(rèn)知程度(Cogni)的回歸系數(shù)顯著為正. 也就是說，股票市場(chǎng)中噪聲投資者對(duì)于信息的認(rèn)知普遍表現(xiàn)出不足的前提下，他們對(duì)信息的認(rèn)知程度越高，市場(chǎng)流動(dòng)性越弱. 這部分因素可能來源于慣性交易過程，新信息的出現(xiàn)將使得市場(chǎng)訂單集中被進(jìn)行同方向的交易，從而消耗當(dāng)期的市場(chǎng)流動(dòng)性. 這一點(diǎn)支持了判斷2 的說法.

進(jìn)一步分析投資者信息認(rèn)知與投資者情緒的交叉項(xiàng)影響. 可以看到，在表3以滬深300累計(jì)漲跌幅(Senti1)為投資者情緒的模型中，雖然交叉項(xiàng)的加入使得原來的投資者情緒變量由顯著變?yōu)椴伙@著，但是交叉項(xiàng)的系數(shù)為正，信息認(rèn)知或投資者情緒的增加會(huì)增加市場(chǎng)流動(dòng)性，因此可以認(rèn)為投資者情緒對(duì)市場(chǎng)流動(dòng)性的正向影響依然存在，只是方式可能不同. 但另一方面，信息認(rèn)知程度變量(Cogni)的系數(shù)增大了兩倍多，這說明信息認(rèn)知程度對(duì)市場(chǎng)流動(dòng)性的負(fù)向影響增大了. 因此，根據(jù)表中的實(shí)證結(jié)果還不能夠輕易判斷Cogni對(duì)Senti1的削弱作用. 在表4中以相對(duì)新增A股賬戶(Senti2)為投資者情緒的模型中，通過比較模型(5)、模型(6)、模型(7)、模型(8)的結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，認(rèn)知程度與投資者情緒的交叉項(xiàng)前的系數(shù)并不顯著，但同時(shí)，由于交叉項(xiàng)的加入，投資者情緒的影響由顯著變?yōu)椴伙@著，認(rèn)知程度變量(Cogni)前的系數(shù)顯著增大了. 這一結(jié)果支持了判斷2的說法，投資者認(rèn)知程度不僅對(duì)市場(chǎng)流動(dòng)性具有負(fù)向的消耗作用，同時(shí)在投資者情緒高的市場(chǎng)消耗作用更強(qiáng).

針對(duì)開展融資融券業(yè)務(wù)前后，市場(chǎng)流動(dòng)性受投資者情緒的影響是否降低的問題，模型(1)-模型(4)均顯示，開展融資融券業(yè)務(wù)的虛擬變量與投資者情緒的交叉項(xiàng)(Short1×Senti1、Short2×Senti1、Short1×Senti2、Short2×Senti2、)前的系數(shù)為負(fù). 這意味著我國股票市場(chǎng)中，融資融券業(yè)務(wù)的開展進(jìn)一步強(qiáng)化了投資者情緒對(duì)市場(chǎng)流動(dòng)性的影響作用. 這一結(jié)果與預(yù)測(cè)的抑制效果正好相反. 可能的原因是我國股市中多頭融資與空頭融券規(guī)模懸殊. 在2012年，上海證券交易所每月平均融資余額在408億，而融券余額僅為9.7億，深圳證券交易所的融資余額同樣是融券余額的數(shù)十倍. 融資業(yè)務(wù)對(duì)投資者情緒影響市場(chǎng)流動(dòng)性的促進(jìn)作用超過了融券業(yè)務(wù)對(duì)投資者情緒影響市場(chǎng)流動(dòng)性的抑制作用. 另一方面，融券業(yè)務(wù)的開展具有較高的門檻，這使得融券業(yè)務(wù)的賣空套利空間和對(duì)象十分有限，因此融資融券業(yè)務(wù)的套利機(jī)制尚不能完全發(fā)揮.

4 結(jié)束語

本文通過構(gòu)建理論模型推導(dǎo)出投資者行為與市場(chǎng)流動(dòng)性的三個(gè)命題，然后基于我國股票市場(chǎng)發(fā)展現(xiàn)狀提出相應(yīng)的理論預(yù)判，并進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn). 研究表明：在我國股票市場(chǎng)中，投資者情緒對(duì)市場(chǎng)流動(dòng)性的影響是正向的，投資者情緒越高，市場(chǎng)流動(dòng)性越強(qiáng)；我國股票市場(chǎng)中的投資者面臨新的消息面時(shí)，更多表現(xiàn)為認(rèn)知不足，投資者對(duì)信息的認(rèn)知程度越高，市場(chǎng)流動(dòng)性越弱，可能的原因是在市場(chǎng)投資者普遍認(rèn)知不足時(shí)，慣性交易、羊群行為使得市場(chǎng)中投資者跟風(fēng)的交易行為更加集中，從而市場(chǎng)流動(dòng)性被更大程度上消耗了；理論上，在投資者信息認(rèn)知不足的市場(chǎng)，允許套利交易的程度越大，投資者情緒對(duì)市場(chǎng)流動(dòng)性的正向影響越小，然而由于我國股票市場(chǎng)融資、融券規(guī)模相差懸殊，套利機(jī)制反而促進(jìn)了投資者情緒對(duì)市場(chǎng)流動(dòng)性的作用. 結(jié)合理論與實(shí)證分析的結(jié)論，就如何構(gòu)建具有有效流動(dòng)性的股票市場(chǎng)提出四點(diǎn)建議. 1)通過投資者教育合理引導(dǎo)市場(chǎng)投資者情緒，形成市場(chǎng)理性預(yù)期. 投資者情緒一方面能夠增強(qiáng)股票市場(chǎng)的活躍程度，另一方面也會(huì)因套利機(jī)制不完善引發(fā)市場(chǎng)流動(dòng)性的非理性增長. 就當(dāng)前我國股票市場(chǎng)的現(xiàn)狀來說，更要注意合理引導(dǎo)投資者形成理性預(yù)期. 2)優(yōu)化市場(chǎng)交易環(huán)境，提高市場(chǎng)信息效率. 良好的市場(chǎng)環(huán)境有利于市場(chǎng)信息效率的提高，有利于投資者迅速形成新的理性預(yù)期. 3)增強(qiáng)市場(chǎng)交易容量，吸引更多機(jī)構(gòu)投資者進(jìn)入市場(chǎng). 足夠的市場(chǎng)容量有利于緩解短期內(nèi)市場(chǎng)流動(dòng)性的大幅消耗，減少市場(chǎng)流動(dòng)性沖擊影響. 4)構(gòu)建有效的市場(chǎng)套利機(jī)制，實(shí)現(xiàn)流動(dòng)性的自我調(diào)整. 出于控制市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)、保護(hù)投資者的目的，目前我國融資融券、股指期貨這類業(yè)務(wù)對(duì)投資者設(shè)置了較高的門檻，為了完善市場(chǎng)的套利機(jī)制，需要我們擇機(jī)降低套利門檻，優(yōu)化市場(chǎng)套利機(jī)制，進(jìn)一步豐富套利業(yè)務(wù)產(chǎn)品.

[1]KahnemanD,TverskyA.Prospecttheory:Ananalysisofdecisionunderrisk[J].Econometrica, 1979, 47(2): 263-291.

[2]BarberisN,ShleiferA,VishnyR.Amodelofinvestorsentiment[J].JournalofFinancialEconomics, 1998, 49(3): 307-343.

[3]DanielK,HirshleiferD,SubrahmanyamA.Investorpsychologyandsecuritymarketunderandoverreactions[J].TheJournalofFinance, 1998, 53(6): 1839-1885.

[4]鄭振龍， 孫清泉． 彩票類股票交易行為分析： 來自中國A股市場(chǎng)的證據(jù)[J]． 經(jīng)濟(jì)研究， 2013， (5)： 128-140．ZhengZhenlong,SunQingquan.Lottery-likestocktradingbehavioranalysis:EvidencefromChineseA-sharestockmarket[J].EconomicResearchJournal, 2013, (5): 128-140. (inChinese)

[5]文鳳華， 肖金利， 黃創(chuàng)霞， 等． 投資者情緒特征對(duì)股票價(jià)格行為的影響研究[J]．管理科學(xué)學(xué)報(bào)， 2014， 17(3)： 60-69．WenFenghua,XiaoJinli,HuangChuangxia,etal.Theeffectsofcharacteristicsofinvestorsentimentonstockpricebehaviors[J].JournalofManagementSciencesinChina, 2014, 17(3): 60-69. (inChinese)

[6]俞紅海， 李心丹， 耿子揚(yáng)． 投資者情緒、 意見分歧與中國股市IPO之謎[J]． 管理科學(xué)學(xué)報(bào)， 2015， 18(3)： 78-89．YuHonghai,LiXindan,GengZiyang.Investorsentiment，disagreementandIPOpuzzleinChina’sstockmarket[J].JournalofManagementSciencesinChina, 2015, 18(3): 78-89. (inChinese)

[7]AmihudY.Illiquidityandstockreturns:Cross-sectionandtime-serieseffects[J].JournalofFinancialMarkets, 2002, 5(1): 31-56.

[8]GoyenkoRY,HoldenCW,TrzcinkaCA.Doliquiditymeasuresmeasureliquidity?[J].JournalofFinancialEconomics, 2009, 92(2): 153-181.

[9]ChungSL,HungCH,YehCY.Whendoesinvestorsentimentpredictstockreturns?[J].JournalofEmpiricalFinance, 2012, 19: 217-240.

[10]ChenMP,ChenPF,LeeCC.Asymmetriceffectsofinvestorsentimentonindustrystockreturns:Paneldataevidence[J].EmergingMarketsReview, 2013, 14: 35-54.

[11]CorredorP,FerrerE,SantamariaR.Investorsentimenteffectinstockmarkets:Stockcharacteristicsorcountry-specificfactors?[J].InternationalReviewofEconomicsandFinance, 2013, 27: 572-591.

[12]DergiadesT.Doinvestors’sentimentdynamicsaffectstockreturn?EvidencefromtheUSeconomy[J].EconomicsLetters, 2012, 116: 404-407.

[13]FinterP,Niessen-RuenziA,RuenziS.TheimpactofinvestorsentimentontheGermanstockmarket[J].JournalofBusinessEconomics, 2012, 82(2): 133-163.

[14]劉維奇， 劉新新． 個(gè)人和機(jī)構(gòu)投資者情緒與股票收益——基于上證A股市場(chǎng)的研究[J]． 管理科學(xué)學(xué)報(bào)， 2014， 17(3)： 70-87．LiuWeiqi,LiuXinxin.Individual/institutionalinvestorsentimentandstockreturns:StudybasedonShanghaiA-sharemarket[J].JournalofManagementSciencesinChina, 2014, 17(3): 70-87. (inChinese)

[15]OhNY,ParwadaJT,WalterTS.Investors’tradingbehaviorandperformance:Onlineversusnon-onlineequitytradinginKorea[J].Pacific-BasinFinanceJournal, 2008, 16(1): 26-43.

[16]PhansatanS,PowellJG,TanthanongsakkunS.Investortypetradingbehaviorandtradeperformance:EvidencefromtheThaistockmarket[J].Pacific-BasinFinanceJournal, 2012, 20(1): 1-23.

[17]ConsiglioA,RussinoA.Howdoeslearningaffectmarketliquidity?Asimulationanalysisofadouble-auctionfinancialmarketwithportfoliotraders[J].JournalofEconomicDynamicsandControl, 2007, 31(6): 1910-1937.

[18]BaeKH,YamadaT,HoK.Howdoindividual,institutional,andforeigninvestorswinandloseinequitytrades?EvidencefromJapan[J].InternationalReviewofFinance, 2006, 6(3-4): 129-155．

[19]McNallyWJ,SmithBF.Amicrostructureanalysisoftheliquidityimpactofopenmarketrepurchases[J].JournalofFinancialResearch, 2011, 34(3): 481-501.

[20]LiuS.Investorsentimentandstockmarketliquidity[J].JournalofBehavioralFinance, 2015, 16(1): 51-67.

[21]張 強(qiáng)， 劉善存， 邱莞華， 等． 流動(dòng)性特征對(duì)知情、 非知情交易的影響研究[J]． 管理科學(xué)學(xué)報(bào)， 2013， 16(7)： 55-65．ZhangQiang,LiuShancun,QiuWanhua,etal.Informedtrading,uninformedtradingandliquidity[J].JournalofManagementSciencesinChina, 2013, 16(7): 55-65. (inChinese)

[22]蔡慶豐， 楊 侃， 林劍波． 羊群行為的疊加及其市場(chǎng)影響——基于證券分析師與機(jī)構(gòu)投資者行為的實(shí)證研究[J]． 中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)， 2011， (12)： 111-121．CaiQingfeng,YangKan,LinJianbo.Overlappingofherdinganditsimpactonthemarketempiricalstudy:Basedonthebehaviorofsecurityanalystsandinstitutionalinvestors[J].ChinaIndustrialEconomics, 2011, (12): 111-121. (inChinese)

[23]孔東民， 孔高文， 劉莎莎． 機(jī)構(gòu)投資者、 流動(dòng)性與信息效率[J]． 管理科學(xué)學(xué)報(bào)， 2015， 18(3)： 1-15．KongDongmin,KongGaowen,LiuShasha.Institutionalinvestors,liquidity,andinformationefficiency[J].JournalofManagementSciencesinChina, 2015, 18(3): 1-15. (inChinese)

[24]BakerM,SteinJC.Marketliquidityasasentimentindicator[J].JournalofFinancialMarkets, 2004, 7(3): 271-299.

[25]BakerM,WurglerJ.InvestorSentimentintheStockMarket[R].NBERWorkingPaperNo. 13189, 2007.

[26]張 維， 張永杰． 異質(zhì)信念、 賣空限制與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)價(jià)格[J]． 管理科學(xué)學(xué)報(bào)， 2006， 9(4)： 58-64．ZhangWei,ZhangYongjie.Heterogeneousbeliefs,short-sellingconstraintsandtheassetprices[J].JournalofManagementSciencesinChina, 2006, 9(4): 58-64. (inChinese)

[27]才靜涵， 夏 樂． 賣空制度、 流動(dòng)性與信息不對(duì)稱問題研究—香港市場(chǎng)的個(gè)案[J]． 管理科學(xué)學(xué)報(bào)， 2011， 14(2)： 71-85．CaiJinghan,XiaLe.Short-saleconstrains,liquidityandinformationasymmetry:EvidencefromHongKongstockmarket[J].JournalofManagementSciencesinChina, 2011, 14(2): 71-85. (inChinese)

[28]李 科， 徐龍炳， 朱偉驊． 賣空限制與股票錯(cuò)誤定價(jià)——融資融券制度的證據(jù)[J]． 經(jīng)濟(jì)研究， 2014， (10)： 165-178．LiKe,XuLongbing,ZhuWeihua.Short-saleconstrainsandstockmispricing:Theevidencesfromthemargintransactionsinstitution[J].EconomicResearchJournal, 2014, (10): 165-178. (inChinese)

[29]BoultonTJ,Braga-AlvesMV.Theskinnyonthe2008nakedshort-salerestrictions[J].JournalofFinancialMarkets, 2010, 13(4): 397-421.

[30]JiangD,PetersonDR,DoranJS.Short-saleconstraintsandtheidiosyncraticvolatilitypuzzle:Aneventstudyapproach[J].JournalofEmpiricalFinance, 2014, 28: 36-59.

[31]KyleAS．Continuousauctionsandinsidertrading[J].Econometrics, 1985, 53(6): 1315 -1335.

[32]HongH,SteinJC.Aunifiedtheoryofunderreaction,momentumtrading,andoverreactioninassetmarkets[J].TheJournalofFinance, 1999, 54(6): 2143-2184.

附錄：L*關(guān)于投資者情緒δ、新信息認(rèn)知θ以及允許套利程度p的關(guān)系證明

1)命題1的證明

因此

2)命題2的證明

在投資者情緒、市場(chǎng)賣空等變量保持不變的情況下，求L*關(guān)于信息認(rèn)知θ的一階偏導(dǎo)

根據(jù)命題1的證明，當(dāng)1/2<θ< 1時(shí)，隨著投資者情緒δ遞增，k階段性遞減(且小于1)；當(dāng)θ>1時(shí)，隨著投資者情緒δ遞增，k階段性遞增(且大于1)；當(dāng)θ=1時(shí)，k不變(且等于1). 因此，在θ≠1的情況下，投資者情緒δ對(duì)投資者信息認(rèn)知與市場(chǎng)流動(dòng)性的關(guān)系具有正向作用

由此，命題2得證.

3)命題3的證明

在投資者情緒、投資者認(rèn)知程度等變量不變的情況下，求L*關(guān)于p的一階導(dǎo)數(shù)

當(dāng)1/2<θ< 1時(shí)，有

當(dāng)θ=1時(shí)，有

當(dāng)θ>1時(shí)，有

從結(jié)果可以看出，市場(chǎng)允許賣空程度p對(duì)市場(chǎng)流動(dòng)性的影響并不明確，需要結(jié)合具體的投資者信息認(rèn)知能力以及市場(chǎng)情緒來確定.

進(jìn)一步考察市場(chǎng)允許賣空程度p對(duì)投資者情緒與市場(chǎng)流動(dòng)性關(guān)系的影響. 在不同程度的投資者情緒之間，k值的差異如下

在其他條件不變的情況下，市場(chǎng)允許賣空的程度越高(p值越趨近于1)，不同程度的投資者情緒δ下，投資者行為影響因子k的差異越小，其對(duì)于市場(chǎng)流動(dòng)性的影響越小. 因此，市場(chǎng)允許賣空程度的加強(qiáng)將削弱投資者情緒對(duì)市場(chǎng)流動(dòng)性的作用. 由此，命題3得證.

Howdoesinvestorbehavioraffectstockmarketliquidity?Analysisofinvestorsentiment,informationcognitionandshort-saleconstraints

LIUXiao-xing，ZHANGXu，GUXiao-xian，YAODeng-bao

SchoolofEconomicsandManagement，SoutheastUniversity，Nanjing211189，China

Investors’tradingbehavioristhepremiseandfoundationofthestockmarketliquidity.Withshort-saleconstraints,thebiasedinformationcognitivecausedbyinvestorsentimentcanaffectthemarketliquiditythroughbehaviorchoices.Threeimportantpropositionsabouttheinfluencesonmarketliquidityarederived,then,combingthestatusquoofChina’sstockmarket,thecorrespondingtheoreticalhypothesesareproposed.Withempiricaltestsofthesehypotheses,itisfoundthatinvestorsentimenthasapositiveeffectonthemarketliquidityinChinesestockmarket.Consequently,ahigherinvestorsentimentleadstostrongermarketliquidity.Whennewinformationcomesout,theinvestorsinvolvedinthestocktransactionsaremorelikelytobecharacterizedbydeficientcognition.TheconductofmargintradingbusinessintheChinesestockmarketfurtherpromotestheimpactofinvestorsentimentonmarketliquidity,whichisincontrastwiththetheoreticalpropositionsandcorrespondinghypothesis.Finally,fourpolicyrecommendationsaresuggestedonhowtobuildaefficientlyliquidstockmarket.

investortrading；marketliquidity；behaviorfactor

2014-08-19；

2015-07-30.

國家自然科學(xué)基金資助項(xiàng)目(70973028； 71273048； 71473036)； 東南大學(xué)重大科學(xué)研究引導(dǎo)基金資助項(xiàng)目(SKYD20110006)； 江蘇省青藍(lán)工程資助項(xiàng)目的部分成果.

劉曉星(1970—)， 男， 湖南隆回人， 博士， 教授， 博士生導(dǎo)師. Email: starsunmoon198@163.com

F830.9

A

1007-9807(2016)10-0087-14