原文作者：陈乾坤
摘要：利用国泰安数据服务中心数据，采用事件研究法，考察中国上市公司中管理者买入交易和卖出交易对我国股票市场流动性的影响，结果显示：管理者买入后的市场流动性减弱，归因于管理者与其他市场参与者之间的信息不对称；管理者卖出降低管理者的股权，提高市场流动性，信息不对称减弱。管理者在市场交易比较活跃的日期交易，可能是因为在高的市场交易量下能隐藏管理者的私人信息。
关键词：管理者交易；市场择时能力；市场流动性；事件研究；超额交易量
中图分类号：f833 文献标识码：a 文章编号：1003-3890（2013）06-0025-08
一、引言
从2006年起，我国开始允许上市公司中的管理者在二级市场上买卖所在公司的股票，我们称这种行为为管理者交易。管理者交易对股票市场流动性的影响，国外许多文献都是基于信息不对称理论的研究。作为内部人的上市公司管理者的交易与市场微观结构理论中市场流动性所表明的信息效应之间的联系如何，这在我国允许管理者交易之后的研究中还是一个空白。国外学者普遍认为且有证据表明，管理者能够接近价格敏感性信息，所以管理者能很好地了解证券的基本价值。然而，管理者交易活动对市场流动性影响的实证研究相当少，且现有文献中的实证结果是模棱两可的，国内对这方面的研究几乎没有。
一些学者认为管理者交易提高了市场流动性。管理者卖出股票，其持有股份减少，因而减轻了信息不对称，而且在管理者卖出当日及之后，市场流动性提高了。Www.11665.Comlakonishok和lee（2001）[1]认为，购买仅仅是管理者活动的一个信息来源，而管理者卖出似乎没有预测能力。因此管理者卖出可能被流动性或分散化的原因所驱使，给市场带来了额外的流动性。r？觟sch和kaserer（2011）[2]认为，管理者卖出在管理者交易当日及以后增加了市场流动性。
管理者交易削弱了市场的流动性。copeland和galai（1983）[3]认为，股票的买卖价差与信息不对称的程度有关。当市场参与者有用的信息较少时，为了维护自身的利益，他们将会增加股票买卖价差，从而削弱了股市流动性。glosten和milgrom（1985）[4]认为，管理者的交易加大了股票买卖价差。管理者交易活动越频繁或者信息不对称程度越高，买卖价差越大，也说明了股票市场流动性越差。
管理者交易对股票市场流动性的影响仍然没有确定的答案。r？觟sch和kaserer（2011）[2]认为，这些模棱两可的结果可能是由于之前的大部分研究文献失败地区分了管理者的买入交易和卖出交易。本文在r？觟sch和kaserer（2011）[2]研究的基础上，使用国泰安数据服务中心的管理者交易的数据，分别考察了中国上市公司中管理者买入交易和管理者卖出交易对我国股票市场流动性的影响，这在国内是比较早地研究管理者交易对市场流动性影响的。
本文剩余部分安排如下：第二部分是研究假说；第三部分是研究设计；第四部分是实证分析结果；最后是结论。 [论文网]
二、研究假说
由于先前的研究对管理者交易如何影响市场流动性没有得出一致的实证结论，本文建立以下研究假说来整合和解释先前的研究结果。逆向选择理论假定当信息不对称程度上升时，流动性就会下降。问题是，什么因素影响市场上的信息不对称。因此，本文预测管理者交易对股票市场的流动性影响是双面的：
假说1：管理者买入当日及买入后市场流动性被削弱。
笔者预期市场参与者通过增加管理者买入后的市场流动性成本而进行价格保护。因为管理者买入增加了股权且随后增加了信息不对称。这个假说得到了barclay和smith（1988）[5]，brockman和chung（2001）[6]，ginglinger和hamon（2007）[7]，chung和charoenwong（1998）[8]及bettis et al.（2000）[9]，等结果的支持。
假说2：管理者卖出当日及卖出后市场流动性被提高。
相对于假说1的结果，管理者卖出降低了管理者所持有的股份，因而减轻了信息不对称，且管理者卖出后的市场流动性被提高了。cao et al.（2004）[10]及krishnamurti和thong（2008）[11]的实证结果支持了该假说。
这两个假说与集中研究管理者股权和市场流动性之间关系的实证文献相一致，如heflin和shaw（2000）[12]及r？觟sch和kaserer（2010）[13]等文献都证明了管理者股权削弱了市场流动性。导致管理者股权更高的买入交易行为更弱化了市场流动性，而降低管理者股权的管理者买入行为将会提高市场流动性。
三、研究设计
（一）数据选取
本文研究中所使用的数据，包括在上交所上市的中国上市公司管理者交易的数据，来自国泰安数据服务中心，区间是2008年1月到2010年12月；包括上市公司董事、监事和高级管理人员在二级市场上交易的不少于1 000股的所有数据，除去管理者因其它原因而变动股份的所有数据以及数据缺失的股票，去掉金融类公司数据及所有的st股票，最后剩下买入样本271个，卖出样本942个。变动股份数量、变动比例、每日交易的收盘价、日个股交易股数以及公司市值的数据都来自国泰安csmar数据库。
（二）研究方法
本文使用事件研究法进行研究。该统计方法通常被广泛地用来测量特定事件（如兼并收购、盈余公告和新股发行等）对公司价值的影响。这些研究通常使用超额股票收益来评价特定事件对公司价值的影响。然而，该事件研究法也可以被用来研究特定事件的超额流动性，如chung和charoenwong（1998）[8]以及r？觟sch和kaserer（2011）[2]都使用该方法分析了事件对市场流动性的影响。
在使用事件研究法之前，首先确定事件期窗口和参照期窗口。这里定义参照期窗口为管理者交易日前后各20天。而事件期窗口定义为管理者交易日前后各10天，包括交易日在内总共21天。
用liqi，t表示股票i在第t日的流动性指标；用表示股票i在参照期的平均值，其含义为参照期内的正常流动性。如果用aliqi，t表示股票i在第t日的超额流动性，那么下面的等式成立：
此外，在对平均标准超额流动性以及累计平均标准超额流动性的显著性检验时，使用的是普通的横截面t检验以及自举方法（bootstrap）。
（三）流动性测量
以往的研究对于使用何种指标测量流动性并没有达成共识，而且测量流动性的指标有很多种，每种指标都有自身的优缺点。现有的文献大多主要使用买卖价差来测量流动性成本，也有部分学者使用交易量作为流动性
的测量指标。本文使用交易量度量市场流动性。对于交易量，使用的是日个股交易股数，交易量越大表明股票市场流动性越好。
（四）多元回归模型
为了使结果更为稳健，使用多元回归模型分析了管理者买入交易和卖出交易对市场流动性的影响。具体模型如下：
asaliqi，t或casaliqi，t=？琢+？茁1p+？茁2mcap+？茁3val+？茁4stthold+？茁5buy+？着i（5）
其中，方程中的asaliqi，t或casaliqi，t是因变量，i表示第i个事件；解释变量p表示管理者交易当日的股票收盘价格的自然对数；解释变量mcap表示事件日公司市值的自然对数；解释变量val表示交易股份值的自然对数；解释变量stthold表示交易股份数占交易前总持有的比值，即变动比例；buy是虚拟变量，当买入时等于1，其他等于0。
四、实证分析结果
（一）描述性统计
表1给出了回归分析中使用的所有控制变量的描述性统计。对所有管理者交易来说，平均的股票收盘价格为14.108 6元，平均的公司市值为10 071 467.19元，平均的交易股份数量为127 016股，变动比例是指交易股份数与交易前持有股份的比值，其平均值为0.879 4。对于管理者买入交易，平均的股票收盘价格为11.972 4元，平均的公司市值为7 921 185.864元，平均的交易股份数量为56 129股，平均的变动比例为3.603 2。而对于管理者卖出交易，平均的股票收盘价格为14.723 2元，平均的公司市值为10 690 072.54元，平均的交易股份数量为147 410股，平均的变动比例为0.095 8。
（二）管理者交易对流动性的影响
遵循r？觟sch和kaserer（2011）[2]的思路，在事件研究中，分别使用了三个不同的事件期：一个事件期是管理者交易之前的10天，即窗口（-10，-1）；一个事件期是管理者交易之后的10天，即窗口（1，10）；最后一个事件期包括管理者交易前后10天，即窗口（-10，10）。
表2给出了管理者交易前后10天的平均标准超额流动性的结果，包括三个不同的子样本：一个是样本期内所有的管理者交易；一个是样本期内仅仅包括管理者买入交易；另一个是样本期内仅仅包括管理者卖出交易。从表2中可以看出，在管理者交易当日，平均标准超额流动性对所有管理者交易样本和管理者卖出样本来说都显著为正，而对管理者买入样本来说为负但不显著。这表明相对于参照期，所有管理者交易和管理者卖出在他们交易当日有更高的流动性，这与我们的管理者卖出的预期相一致；而管理者买入在他们的交易日流动性降低了，但不明显。图1描绘出了事件期内管理者交易当日的平均标准超额交易量，可以看出交易量在管理者交易当日达到了顶峰。因此，可以认为管理者似乎在市场交易比较活跃的日期交易，这很大可能是因为在高的市场交易量下能隐藏管理者的私人信息。
事实上，对于所有管理者买入交易和管理者卖出交易，市场流动性提高的影响在管理者交易之前都已经出现了：从表2中单个交易日的平均标准超额流动性来看，管理者交易前4天，市场的平均标准超额交易量几乎都是显著地增加，市场流动性得到了提高；而表3所示的累积超额流动性在管理者交易前一天也显示了市场流动性的提高。这些证据也支持了我们的结论：管理者尽力选择在较高的流动性日期交易。
对于管理者交易后的事件期，我们预期管理者买入和管理者卖出有不同的结果。对管理者买入交易的子样本来说，我们预期管理者交易后的市场流动性减弱，因为管理者的总股权在交易后增加了。许多其他的研究，如heflin和shaw（2000）[12]及r？觟sch和kaserer（2010）[13]，也已经证明了市场流动性被管理者的股权削弱了，这归因于管理者与其他市场参与者之间的信息不对称。然而，管理者卖出交易降低了管理者的股权，因而我们预期管理者卖出后的事件期市场流动性提高了，因为在交易过程中信息不对称问题减弱了。从表2所示单个交易日的平均标准超额流动性来看，所有管理者买入交易和管理者卖出交易在交易后的5天几乎都获得了显著为正的超额交易量，说明流动性增强了；而管理者买入交易在交易后的5天几乎都获得了显著为负的超额交易量，说明市场流动性减弱了。而从表4和表5所示累积平均超额流动性的角度看，对于所有管理者买入交易和管理者卖出交易，无论是在窗口（1，10）还是在窗口（-10，10），都获得了显著为正的累积平均超额交易量，表明流动性增强了。而对于管理者买入交易，在这两个窗口内几乎都获得了显著为负的累积平均超额交易量，表明流动性降低了。这些结果与我们的假说相一致。图2描绘出了管理者交易前后10天内的累积平均标准超额流动性。
然而，我们的研究没有考虑管理者交易之外的任何其他变量，因此接下来的部分将通过考虑控制变量等因素来多元回归分析管理者交易对市场流动性的影响。
（三）多元回归分析结果
本部分在控制了管理者交易当日收盘价格、公司市值、管理者交易股份数以及变动比例后使用多元回归模型分别研究了管理者交易对平均标准超额流动性和累积平均标准超额流动性的影响。在回归中，我们使用了收盘价的自然对数、公司市值的自然对数以及管理者交易股份数的自然对数。模型分析中用到的事件研究的超额流动性包括因变量标准超额流动性和因变量累积超额流动性。
首先，本文分析了管理者交易对管理者在交易当日的标准超额流动性的影响。正如我们预期的一样，管理者买入交易和管理者卖出交易对股票市场流动性有不同的影响。表6给出了管理者交易当日的标准超额流动性的多元回归结果。从中可以看出，在管理者交易当日，管理者买入交易与超额流动性是显著负相关关系，而管理者卖出交易与超额流动性是显著正相关关系。与事件研究的结果相比较，多元回归结果中的管理者买入更显著地降低了市场的流动性，而管理者卖出仍然显著地增加了市场的流动性，这些结果与我们的假说相一致。
此外，本文使用累积标准超额流动性分析了管理者交易后10天内市场流动性的情况，以此检验管理者买入交易和卖出交易对交易后的市场流动性影响是否具有持续性的效应。遵循我们开始时的假说，我们预期流动性效应是持续性的。其他的研究，如heflin和shaw（2000）[12]及r？觟sch和kaserer（2010）[13]发现管理者股权与市场流动性是负相关关系，因而管理者购买增加了股权并因此削弱了管理者买入后的市场流动性。相反，管理者卖出降低了管理者的股权，因而提高了管理者卖出后的市场流动性。
如表6所示的结果，市场流动性不仅在管理者买入后显著地下降了，而且这种影响效应持续到了管理者卖出后的第10天。这支持了我们的假说：管理者买入交易后股权的增加导致了持续的市场流动性的下降，而管理者卖出的情况刚好与此相反。这些结果无论是在数量上，还是显著性方面，都与前面的研究结果相一致，也支持了我们的假说：管理者买入交易后10天内导致了市场流动性降
低，而管理者卖出交易后10天内增加了市场的流动性。
最后，本文分析了从管理者交易前10天到交易后10天市场累积标准超额流动性的情况，结果如表7所示。正如预期的一样，这些结果与事件研究的结果一致，并依然支持我们的假说。
五、结论
通过研究管理者交易当日的流动性发现：相对于参照期，所有管理者买入和管理者卖出在他们交易当日有更高的流动性，这与我们的管理者卖出的预期相一致；而管理者买入在他们的交易日流动性降低了，但不明显。此外，交易量在管理者交易当日达到了顶峰，因此认为管理者在市场交易比较活跃的日期交易，这可能是因为在高的市场交易量下能隐藏管理者的私人信息。这些证据也支持了管理者尽量选择在较高的流动性日期交易的结论。对于管理者交易后的事件期，管理者买入和管理者卖出有不同的结果。管理者买入交易后的市场流动性减弱，因为管理者的总股权在交易后增加了，这归因于管理者与其他市场参与者之间的信息不对称。而管理者卖出交易降低了管理者的股权，管理者卖出后的事件期市场流动性提高了，因为在交易过程中信息不对称问题减弱了。这些结果与我们的假说相一致。
此外，为了使结果更为稳健，本文也使用多元回归模型进行了分析，在控制了管理者交易当日的开盘价、公司市值、管理者交易量以及变动比例后，结论也基本支持事件研究的结果。
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