投資者行為和市場流動性廖靜池

1、投資者行為和市場流動性基于中國股票市場停牌制度的實(shí)證研究基金項目：四川省國際科技合作項目（2008HH0014）。廖靜池作者簡介：廖靜池（1981-）,男，四川人，博士研究生；通訊作者， HYPERLINK mailto:matljc matljc;李平（1977-），男，四川人，博士，電子科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院副教授；曾勇（1963-），男，四川人，博士，電子科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院教授、博士生導(dǎo)師。，李平，曾勇（電子科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院,成都610054）內(nèi)容提要：本文使用2006年深圳A股市場的停牌和交易數(shù)據(jù)，從換手率、深度、價差和流動性比率等方面考察了停牌對投資者交易行為和市場流動性的

2、影響。研究結(jié)果表明，投資者的交易需求中除了有部分會因為停牌的到來而被推遲至復(fù)牌后實(shí)現(xiàn)外，另有部分交易需求則會被提前至停牌前實(shí)現(xiàn)。停牌前股票的交易活躍程度顯著高于非停牌日的情形，同時其流動性更高、交易成本更低；而在復(fù)牌后，盡管投資者的交易需求依然強(qiáng)烈，但是交易成本明顯增加，市場流動性有所下降?？傮w上看，中國股票市場的停牌缺乏效率，公告信息在停牌期間并沒有完全釋放。關(guān)鍵詞：停牌；復(fù)牌；投資者行為；流動性；中國股票市場InvestoractionsandmarketliquidityAnempiricalstudyontradinghaltsmechanismonChinastockmarketsL

3、iaoJingchi,LiPing,ZengYong（SchoolofManagementandEconomics,UniversityofElectronicScienceandTechnologyohfiCna,Chengdu610054,China）Abstract:UsingthetradingandtradinghaltsdataofA-sharestockstradedonShenzhenStockExchangein2006,thispaperinvestigatestheimpactsoftradinghaltsoninvestoractionsandmarketliquidi

4、tyintermsofturnover,depth,spreadandliquidityratio.Theresultsshowthat,investorstendtoadvancetheirtradingdemandbeforethetradinghalts,whilesometradingdemandwouldbepostponedbythehalts.Comparedwiththestockswithouttradinghalts,thestocksbeforetradinghaltsinvolveheaviertransactionactivities,moreliquidityand

5、lesstransactioncosts.Furthermore,thestocksaftertradinghaltshavemoretradingdemands,moretransactioncostsandlessmarketliquiditythanthestockswithouttradinghalts.Insummary,thetradinghaltsofChinastockmarketsareineffective,andthenoticeinformationcannotbecompletelyreleasedduringthetradinghaltsperiods.Keywor

6、ds:tradinghalts;resumption;investoraction;liquidity;Chinastockmarkets一、引言2008年10月1日，深圳和上海證券交易所同時宣布，將在其推出的新版上市規(guī)則中對停牌制度實(shí)施改革。與原有上市規(guī)則相比，新規(guī)則取消了定期報告、臨時報告等原來需要停牌一小時的例行停牌，對信息披露不及時、涉嫌違法違規(guī)、股價異動等情況增加警示性停牌，對有市場傳聞且出現(xiàn)股價異動情況的股票增加盤中停牌措施。本次改革，使得停牌制度再次成為業(yè)界和學(xué)術(shù)界關(guān)注的焦點(diǎn)，停牌對投資者的影響成為大家爭論的關(guān)鍵問題。所謂停牌（TradingHalts）,是指證券在場內(nèi)市場交易過

7、程的突然強(qiáng)制中斷，停牌對象可以是普通股票和債券，也可以是金融衍生品，甚至可能是一系列的證券組合乃至整個市場的所有股票1整個股票市場的停牌稱為“斷路器”(CircuitBreaker)，過去的文獻(xiàn)并沒有對停牌和斷路器進(jìn)行嚴(yán)格區(qū)分。停牌的設(shè)計目的是為了加強(qiáng)信息披露、減少信息的非對稱性，進(jìn)而維護(hù)證券市場交易的平穩(wěn)有序、避免股價出現(xiàn)短暫的劇烈波動。自1987年股災(zāi)以來，停牌制度被廣泛應(yīng)用于各國證券市場，成為最重要的價格穩(wěn)定機(jī)制之一。對于停牌制度的實(shí)施效果，國外業(yè)界和學(xué)術(shù)界一直眾說紛紜、觀點(diǎn)不一。美國證券委員會(SEC)推出的布雷德利報告(BradyTaskForceReport)指出，采取市場大規(guī)模停

8、牌(即斷路器)可以使交易者獲得足夠的時間來消化市場恐慌，進(jìn)而調(diào)整原有的交易策略，從而避免價格發(fā)生不應(yīng)有的波動；同時，通過停牌，交易系統(tǒng)可以減少程式化交易策略(如指數(shù)套利交易)，進(jìn)而減少導(dǎo)致市場進(jìn)一步波動的因素。Greenwald&Stein(1988,1991)日認(rèn)為，停牌的作用是重新平衡及時交易和充分信息披露之間的關(guān)系，其目標(biāo)是使信息充分披露，以確保價格順利調(diào)整但又不致于過度反應(yīng)。在極端情形下，投資者無法從當(dāng)前報價中獲取準(zhǔn)確信息，而停牌在此情形下可以提高價格有效性、減少交易風(fēng)險。Chenetal.(2003)、Hauseretal.(2006)、Maduraetal.(2006)等35則從不

9、同的價格發(fā)現(xiàn)指標(biāo)入手，通過實(shí)證分析來考察停牌制度的作用，結(jié)果發(fā)現(xiàn)停牌可以顯著提高股票的價格發(fā)現(xiàn)效率。然而，也有人認(rèn)為，停牌是人為地中止交易，是對市場機(jī)制的破壞，它使得市場價格不能及時反映交易者的意愿，進(jìn)而導(dǎo)致價格被扭曲、價格的有效性下降。Grossman(1990)6和Subrabmanyam(1994)7指出，停牌阻止了交易者把潛在需求轉(zhuǎn)化為交易，延長了價格吸取信息的時間，價格形成過程會因此被延遲，進(jìn)而導(dǎo)致在證券復(fù)牌時產(chǎn)生短暫而劇烈的價格波動。Leeetal.(1994)、Kryzanowski&Nemiroff(1998)、Corwin&Lipson(2000)和Christieetal.

10、(2002)等8-11在各自的研究中發(fā)現(xiàn)，停牌前后股票的交易行為與未停牌相比有顯著的差異，信息的不確定性在復(fù)牌時并沒有消除，復(fù)牌后股票價格的波動性顯著增大。Kryzanowski&Nemiroff(2001)12分析了蒙特利爾和多倫多交易所的股票在停牌前后的價差，結(jié)果發(fā)現(xiàn)停牌前后的逆向選擇成本顯著高于非停牌的情形。與境外成熟市場相比，作為新興市場的中國股市，其停牌制度長期以來都呈現(xiàn)出類型多、頻率高、時間長、警示性弱、聯(lián)動性差等特點(diǎn)?；谏鲜鎏攸c(diǎn)，國內(nèi)證券業(yè)一直對停牌制度持否定態(tài)度，幾乎所有的業(yè)內(nèi)報道都指出，中國股市的停牌制度缺乏效率，需要改進(jìn)。業(yè)內(nèi)研究(黃本堯，200313；胡文偉等，2007

11、14)普遍認(rèn)為，凡是與境外發(fā)達(dá)市場的市場機(jī)制相比存在差異處，就是境內(nèi)市場需要學(xué)習(xí)和改進(jìn)的地方，而前述的“中國特色”正是停牌改革的著眼點(diǎn)。事實(shí)上，縱觀我國停牌制度的變更過程，多是按照上述思路，直接參照境外市場的機(jī)制設(shè)計。然而，這種做法，往往忽略了中國股市自身的特點(diǎn)，缺乏必要的理論指引和實(shí)證支撐，這對于我國股市的國際化進(jìn)程和停牌制度的進(jìn)一步改革十分不利。相對而言，國內(nèi)學(xué)術(shù)界對停牌制度的研究較為缺乏。王鐵峰等(2005)15和陳收等(2008)16分別考察了中國股市的異常波動停牌制度，前者發(fā)現(xiàn)異常波動導(dǎo)致的停牌并沒有減少市場波動和市場非理性投資，后者發(fā)現(xiàn)個股的異常波動與整體市場的活躍程度沒有明顯相關(guān)

12、性，政策因素才是導(dǎo)致個股異常波動的主要原因。廖靜池等(2009)17從復(fù)牌后的交易量和波動性考察了停牌制度的實(shí)施效果，結(jié)果發(fā)現(xiàn)中國股市的停牌缺乏效率，并沒有達(dá)到管理層的預(yù)期。然而，上述研究都不同程度地存在一些問題：王鐵峰等(2005)和陳收等(2008)僅僅考察了異常波動停牌的情形，而未能對停牌制度做出更全面的分析；廖靜池等(2009)雖然分析了我國股市停牌制度的實(shí)施效果，但是僅僅側(cè)重于復(fù)牌后的交易量和波動性，關(guān)于停牌對投資者交易行為和市場流動性的影響則缺乏了解。相關(guān)研究的欠缺，使得我國股市停牌制度的歷次改革缺乏必要的理論和實(shí)證依據(jù)，對停牌制度未來的改革十分不利。需要指出的是，已有研究往往只關(guān)

13、注停牌前后的交易量、波動性和價格發(fā)現(xiàn)效率，大部分文獻(xiàn)都是從以上角度去判斷停牌制度的有效性。然而，這并不是停牌帶來的“直接影響”。從市場參與的角度而言，停牌的預(yù)期和到來，首先會使得投資者的交易策略發(fā)生變化，進(jìn)而導(dǎo)致其對原有資產(chǎn)組合進(jìn)行重新配置；而市場的流動性勢必會因為資產(chǎn)組合的重新配置而發(fā)生變化；最終，上述投資者行為和流動性的變化，將導(dǎo)致股票的交易量和價格波動發(fā)生變化，并對市場的價格發(fā)現(xiàn)效率產(chǎn)生影響。從上述意義來講，關(guān)注停牌期間的投資者行為和流動性，可以使我們更“直接”地觀察到停牌帶來的影響。從管理層的角度而言，由于停牌期間一切交易都已中斷、無法直接判定其實(shí)施效果，所以在設(shè)計和改革停牌制度時，也

14、必須考慮投資者對于停牌的反應(yīng)，以及停牌前后各種代表市場交易行為的指標(biāo)（如交易量、波動性、價格發(fā)現(xiàn)效率、流動性等）。而在上述各種指標(biāo)中，流動性指標(biāo)無疑更加直接、更能刻畫市場行為。因此，關(guān)注停牌對投資者行為和流動性的影響，可以使得政策的制定和改革更貼近于真實(shí)的市場狀況。然而，遺憾的是，這方面的研究目前還比較缺乏?；诖?，本文使用2006年深圳A股市場的停牌和交易數(shù)據(jù)，構(gòu)造停牌日樣本及與其對應(yīng)的非停牌日樣本，從換手率、深度、價差和流動性比率等四方面研究了停牌對投資者行為和市場流動性的影響。研究結(jié)果表明，停牌改變了投資者的交易意愿，投資者的交易需求中除了有部分會因為停牌的到來而被順延至復(fù)牌后實(shí)現(xiàn)外，另

15、有部分交易需求則會被提前至停牌前實(shí)現(xiàn)。停牌前市場的交易活躍程度顯著高于非停牌日情形，其流動性更高，同時交易成本更低；而在復(fù)牌后，盡管投資者的交易需求依然強(qiáng)烈，但是交易成本明顯增加，市場流動性有所下降?？傮w上來，中國股票市場的停牌缺乏效率，公告信息在停牌期間并沒有完全釋放。由于停牌期間的一切交易活動都已中止，因此已有的文獻(xiàn)均選擇停牌前后一段時間內(nèi)的各種指標(biāo)來考察停牌的實(shí)施效果；此時，所選的角度和指標(biāo)是否恰當(dāng)、是否能刻畫停牌帶來的最直接最顯著的影響，這對于判斷停牌制度的作用至關(guān)重要。在已有的研究中，大部分學(xué)者選擇從停牌前后的交易量、波動性和價格發(fā)現(xiàn)指標(biāo)等方面入手，來考察停牌的效果。然而正如前文所述

16、，停牌對于市場的整體影響是通過對投資者交易行為和市場流動性的直接影響來實(shí)現(xiàn)的；也即是說，過去的研究更多關(guān)注了停牌的一些“間接影響”而非“直接影響”，這必然導(dǎo)致對于停牌的認(rèn)識存在一定局限性。相對于過去的文獻(xiàn)而言，本文選擇從投資者行為和市場流動性方面進(jìn)行研究，則對上述問題做出了較好的補(bǔ)充。本文所選取的角度，無疑更有利于分析停牌制度對市場的“直接影響”，進(jìn)而使得對停牌有效性的分析更加全面、徹底。此外，本文的研究視角也有助于監(jiān)管層直接觀察停牌對市場和投資者的沖擊，相關(guān)的研究結(jié)論可以為中國股票市場停復(fù)牌制度的進(jìn)一步改革和完善提供重要的參考依據(jù)。本文分為六部分：第一部分是引言，第二部分是樣本描述，第三部分

17、是實(shí)證設(shè)計，第四部分是停牌對交易行為的影響，第五部分是對交易行為的分析，最后一部分是本文結(jié)論。二、樣本數(shù)據(jù)本文選取深圳A股市場2006年全年的4059次停牌記錄為考察對象在作者的另一篇文章中建立了深圳股票市場2005-2007年的停復(fù)牌數(shù)據(jù)庫（廖靜池等，2009），本文沿用該庫中的數(shù)據(jù)。由于2005年的高頻交易數(shù)據(jù)錯誤較多且當(dāng)年的停牌受股權(quán)分置改革影響較大，同時2007年的高頻交易數(shù)據(jù)暫時沒有取得，因此本文僅使用2006年的樣本。另需要指出的是，隨著2006年5月新版上市規(guī)則的推出，2006年1-5月的停牌仍然遵循舊版規(guī)則（2004版），但6-12月的停牌已經(jīng)按照新版規(guī)。對于上述數(shù)據(jù)，我們做如

18、下處理：剔除其中跨年度數(shù)據(jù)125條、存在錯誤信息的數(shù)據(jù)13條、對應(yīng)多種停牌原因的數(shù)據(jù)13條、對應(yīng)交易數(shù)據(jù)缺失的數(shù)據(jù)條56條，停牌后再停牌（即一次停牌尚未完成就緊接著另外一次停牌）的數(shù)據(jù)951條，最后得到的停牌記錄為2901條。在這些樣本中，停牌時長為1小時的記錄有1373條，時長為4小時的記錄有1019條，超過4小時的記錄合計509條3?？紤]到大部分股票停牌的時長是1小時或4小時，而對時間較長的停牌尤其是停牌時間超過一周（20小時交易時間）情形，其對應(yīng)的交易行為可能與短期停牌有較大的差異，因此本文僅考慮停牌時長小于或等于4小時的停牌記錄。在剔除停牌時長超過4小時的記錄后，最終剩余“停牌日”樣本

19、2392條，我們記其為h。表1描述了樣本內(nèi)深圳A股市場2006年全年停牌的原因次數(shù)和復(fù)牌時間。其中，股東大會次數(shù)最多，共計949次；臨時報告、異常波動和定期報告次數(shù)均超過300次；另外，監(jiān)管方根據(jù)實(shí)際停牌的次數(shù)是119次。而剩下的7種停牌類型次數(shù)較少，每種樣本均在50條以下。從復(fù)牌時間來看，9:30復(fù)牌的樣本共計1019條，10:30復(fù)牌的樣本共計1373條，前者少于后者。表1深圳股市2006年停牌原因統(tǒng)計停牌類型復(fù)牌時間樣本數(shù)9:30復(fù)牌10:30復(fù)牌定期報告300300例行股東大會949949停牌臨時報告558558購買、出售資產(chǎn)22澄清媒體報道1515異常波動368368警示未能按期披露

20、信息7310性停會計差錯55牌協(xié)議或要約收購3838風(fēng)險警示23528監(jiān)管方根據(jù)實(shí)際情況4079119合計101913732392表2描述了樣本內(nèi)所有記錄的停牌時長、超常復(fù)牌收益率、超常復(fù)牌價格變化率、復(fù)牌交易量的平均值和中位數(shù)，以及好消息和壞消息的數(shù)目。這里超常復(fù)牌收益率定義為復(fù)牌價格與上一個交易日收盤價格形成的收益率再剔除市場同期影響后的值，超常復(fù)牌價格變化率是超常復(fù)牌收益率的絕對值。消息的好壞按照Leeetal.（1994）的定義劃分：超常復(fù)牌收益率大于或等于0的即定義為好消息，反之則為壞消息。從表中可以看出，例行停牌的平均超常復(fù)牌收益率為負(fù)，且對應(yīng)的壞消息數(shù)多于好消息數(shù)；而警示性停牌的

21、平均超常收益率則為正，且好消息數(shù)多于壞消息數(shù)。從復(fù)牌價格變動來看，警示性停牌的超常復(fù)牌價格變化率超過2%，明顯大于例行停牌。以上結(jié)果說明，例行停牌所含的信息較弱，市場對此反應(yīng)較小，則（2006版）實(shí)施。對此，我們通過比較前后兩版上市規(guī)則后發(fā)現(xiàn)，后者僅在前者基礎(chǔ)上進(jìn)行了局部調(diào)整，這只會帶來2006年停牌次數(shù)的細(xì)微變化，并不會影響我們對停牌制度的整體研究。3本文在考慮停牌時長的時候，是以停牌期間所包含的交易時間來計算。由于一個交易日總共有4小時的交易時間，因此如果一只股票在某個交易日全天停牌，我們認(rèn)為其停牌時長是4小時；如果一只股票是在周末或者節(jié)假日的非交易時間停牌，我們認(rèn)為其停牌時長為0小時。由

22、例行停牌帶來的復(fù)牌交易量及價格波動都要低于警示性停牌。表2深圳股市2006年停牌類型統(tǒng)計結(jié)果停牌類型樣本數(shù)量停牌時長超常復(fù)牌收益率（%）超常復(fù)牌價格變化率（%）復(fù)牌交易量好消息數(shù)壞消息數(shù)2.28-0.12651.831678805樣本總體2392（1.00）(-0.1456)(1.2609)(22551)110712852.58-0.25681.618555709例行停牌1809（4.00）(-0.2157)(1.1733)(18500)80610031.36-0.27782.4897150470警示性停牌583(1.00)(-0.1134)(1.6250)(50000)301282注：括號里

23、面是對應(yīng)統(tǒng)計量的中值。三、實(shí)證設(shè)計非停牌日選取為了考察停牌制度對市場交易行為的影響，通常需要比較同一只股票在停牌和非停牌情形下的差異，即構(gòu)造與停牌日樣本Q對應(yīng)的非停牌日樣本并與之進(jìn)行比較。在過去已有的h研究中，非停牌日的構(gòu)造有多種方法。例如，Leeetal.（1994）先后采用除停復(fù)牌日之外的所有交易日或與停復(fù)牌期間價格變化比較接近的交易日作為非停牌日樣本，Corwin&Lipson（2000）和Chiristieetal.（2002）分別以停牌日前后各10天和100天作為非停牌日樣本?？紤]到部分交易日可能并不存在信息事件及相應(yīng)的價格變化，因而這些樣本與對應(yīng)停牌日樣本之間的差異可能并不取決于停

24、牌制度，而更可能是由信息本身及相應(yīng)的價格變動引起的。因此，為了在一定程度上控制信息因素的影響，研究停牌對市場交易行為的影響，本文采取與Leeetal.（1994）相同的方法，即選取與停牌日樣本的停牌期間相對應(yīng)且“超常復(fù)牌價格變化率”（復(fù)牌收益率剔除市場影響后的絕對值）與之相差在土1%以內(nèi)的未停牌交易日作為非停牌日樣本。例如，對在10:30復(fù)牌的樣本i（igQ），我們在該股票當(dāng)年所有非停牌h日中，選取超常復(fù)牌價格變化率（即10:30股價與上一交易日收盤價之間的收益率剔除市場影響后的絕對值）與i對應(yīng)超常復(fù)牌價格變化率相差在土1%內(nèi)的記錄，以此作為i對應(yīng)的非停牌日樣本。對在9:30復(fù)牌的樣本，我們采

25、取類似的辦法。經(jīng)過匹配，選取對應(yīng)的非停牌日樣本119898條，將其記為q。nh變量選取基于前面構(gòu)建的停牌日和非停牌日樣本，我們可以考察停牌制度對市場交易行為的影響?？紤]到在停牌期間，股票已經(jīng)中止一切交易活動，投資者的交易需求只能在停牌前后實(shí)現(xiàn)。因此，本文主要分析停牌前后一段時間包括復(fù)牌時刻的交易行為，以此分析停牌制度帶來的影響。在本文中，我們記復(fù)牌時刻為0，以整數(shù)1到4分別定義復(fù)牌后的第1到第4個15分鐘的交易期間，以整數(shù)-1到-4分別表示停牌之前的第1到第4個15分鐘交易期間，最后得到九個時間段-1表示停牌前一個交易日14:45至15:00的交易期間，-2表示14:30-14:45，-3和-

26、4依次類推。在本文中，我們主要從換手率、深度、相對價差和流動性比率四個方面入手，考察停牌對投資者行為和市場流動性的影響。1）換手率4）換手率指的是股票交易量與流通股數(shù)之比，是標(biāo)準(zhǔn)化后的股票交易量指標(biāo)，用以衡量股票交易的活躍程度。蘇冬蔚和麥元勛（2004）18的研究表明，換手率也可以用來衡量市場的流動性。此外，張崢和劉力（2006）19指出，換手率是投資者意見分歧波動的代理變量基于上述理由，本文使用換手率考察停牌制度對市場流動性和投資者行為的影響。在本文中，一段交易期間內(nèi)的換手率定義為：Turn=Voli,ti,ti其中，ieQQ表示全體停牌日或非停牌日樣本；t4,-3,-2,-1,0,1,2,

27、3,4，分別表示停牌前后的4個交易期間以及復(fù)牌時刻；Vol表示交易日樣本i在第t個期間內(nèi)的股票交易量;i,tLS表示第i個交易日樣本對應(yīng)股票的流通股數(shù)。i2）深度在股票停牌前后，市場使用連續(xù)競價模式，流動性由限價訂單提供，沒有成交的訂單放在訂單簿上。此時，深度的絕對值定義為最優(yōu)買賣價格上訂單總量的均值，本文通過該指標(biāo)考察停牌前后市場的流動性?？紤]到股票規(guī)模的差異可能會對結(jié)果產(chǎn)生影響，因此本文在考察深度時，使用深度的絕對值與已發(fā)行流通股本的比率，具體定義如下：TOC o 1-5 h zDepthi=（Si+DiX2-LS（2）iiii其中，Si和Di分別表示樣本i在交易日l時刻的最優(yōu)賣價和最優(yōu)買

28、價上的訂單數(shù)量；i和LSiii定義如（1）式。3）相對價差由于換手率和深度僅僅是從股票交易量或最佳未成交量的角度刻畫市場的流動性，因而容易忽略股票的價格指標(biāo)。為此，本文在考察市場流動性時，也使用價差指標(biāo)（即當(dāng)前市場最優(yōu)賣價和最優(yōu)買價之間的差額）。但是，由于買賣價差通常隨價格發(fā)生變化，所以我們使用相對價差，其定義如下：3）AiBiRSi-eR-100%i(Ai+Bi)/2i,1i,1其中，Ai和Bi分別表示樣本i在復(fù)牌日i時刻的最優(yōu)賣價和最優(yōu)買價。使用上述指標(biāo)，我i,1i,1們不僅能考察市場的流動性，也能判斷股票的交易成本。4）流動性比率除了基于交易量和價格因素考察市場的交易行為外，我們還使用了

29、量價結(jié)合的指標(biāo)（流動性比率）來考察市場的流動性。這里，流動性比率衡量了交易量和價格變化的關(guān)系。若少量的交易引起的價格變化較大，即流動性比率較大，則市場流動性較差；反之，若大量的交易引起的價格變化較小，即流動性比率較小，則市場流動性較高?？紤]到流通股本的大小與其交易金額有密切關(guān)系，并且流通市值較大的股票的上市和停牌也會對整個市場的流動性產(chǎn)生沖擊。因此，本文借鑒Amihud（2002）度量流動性比率的方法，對其定義如下:LMii|ln(pl)ln(pl-1)ln(Voii)i其中，pi和pi-1分別表示樣本i對應(yīng)記錄在復(fù)牌日i時刻和i1時刻的成交價，Voii表示樣iii本i在復(fù)牌日i時刻的成交量。

30、四、描述性統(tǒng)計基于前述的停牌日和非停牌日樣本，使用第三節(jié)中選取的指標(biāo)，我們可以分別計算樣本內(nèi)第i條記錄在第t個期間內(nèi)的換手率、平均深度、平均相對價差和流動性比率5,以此考察停牌日和非停牌日情形下投資者行為和市場流動性的差異，進(jìn)而分析停牌制度帶來的影響。4.1換手率圖1是停牌日與非停牌日樣本在對應(yīng)交易期間內(nèi)換手率均值的比較結(jié)果。從圖中我們可以看出,除了在停牌期間股票的換手率遠(yuǎn)低于非停牌日同期平均換手率外6,在停牌前后股票的換手率都明顯高于非停牌日平均水平。從停牌前來看,越臨近停牌,股票的換手率越高,但是停牌日和非停牌日的差異并沒有顯著的變化趨勢。從復(fù)牌后來看,在復(fù)牌后的第一個交易期間內(nèi),股票的換

31、手率最高,并且與非停牌日平均水平的差異最大；而隨著交易的進(jìn)行,復(fù)牌股票的換手率逐漸減小,同時與非停牌日的差異也逐漸變小,但是這種差異在1個小時之內(nèi)沒有完全消除。圖1停牌日和非停牌日換手率比較（全樣本）為了更好地考察停牌對換手率的影響,我們還分兩個子樣本（例行停牌和警示性停牌）進(jìn)行分析,結(jié)果分別見圖2和圖3。從圖中可以看出,兩個子樣本的結(jié)果與全樣本類似。-4-3-2-101234交易期間-4-3-2-101234交易期間圖2停牌日和非停牌日換手率比較圖3停牌日和非停牌日換手率比較（例行停牌）（警示性停牌）4.2深度圖4描述了停牌日與非停牌日在對應(yīng)交易期間內(nèi)平均深度的均值差異。從圖中可以看出,在停

32、牌前后各一小時內(nèi),股票的平均深度均明顯大于非停牌日平均水平。這說明投資者在（2）式和（3）式中,我們分別定義了在l時刻的深度和相對價差,而第t個交易期間內(nèi)的平均深度和平均相對價差則是該期間內(nèi)每筆交易的深度和相對價差的平均值。這是因為停牌期間股票中止了一切交易,只有在復(fù)牌集合競價時刻會產(chǎn)生一定交易量。在停牌前后的交易意愿更為強(qiáng)烈，并通過限價訂單的形式為市場提供流動性。0.0012度深均平-4-3-2-101234交易期間0.00080.0000圖4停牌日和非停牌日平均深度比較（全樣本）此外，為了更好地考察停牌制度對深度的影響，我們還分例行停牌和警示性停牌兩個子樣本進(jìn)行考察。從圖5和圖6中可以看出

33、，無論是對于哪種停牌，停牌前后市場的平均深度均高于非停牌日平均水平，只是這種差異根據(jù)停牌類型的不同而有所區(qū)別：對例行停牌來講，停牌前的平均深度僅略高于非停牌日水平，但是復(fù)牌后兩者的差異明顯增大；而對警示性停牌來說，停牌前和復(fù)牌后的平均深度均遠(yuǎn)大于非停牌日同期水平。度深均平0.00100.00080.00030.00000.0005非停牌日停牌日-4-3-2-101234交易期間度深均平0.00400.00300.00200.00100.0000圖5停牌日和非停牌日平均深度比較圖6停牌日和非停牌日平均深度比較（例行停牌）（警示性停牌）4.3相對價差圖7揭示了對應(yīng)交易期間內(nèi)停牌與非停牌日樣本在平均

34、相對價差均值方面的差異。圖7的結(jié)果表明，在停牌前的一小時內(nèi)，股票的相對價差要低于非停牌日平均水平，而在復(fù)牌后的15分鐘內(nèi)則更高；在復(fù)牌后的第2至第4個交易期間，停牌后股票的相對價差顯著減少并最終與非停牌日水平接近。0.00500.00380.00250.00130.0000圖7停牌日和非停牌日平均相對價差比較（全樣本）差價對相均平-4-3-2-101234除了對全樣本考察外，我們還分例行停牌和警示性停牌兩個子樣本考察了停牌對相對價差的影響，結(jié)果如圖8和圖9所示。從圖中我們可以看出，在停牌前股票的相對價差與非停牌日水平接近（圖8）或更低（圖9），但是在復(fù)牌后15分鐘內(nèi)都顯著增大。同時，隨著交易的

35、進(jìn)行，復(fù)牌后股票的價差均會在15內(nèi)迅速減小，甚至還會在30分鐘后略低于非停牌日水平（圖8）。差價對相均平0.00500.00380.00250.0013非停牌日停牌日價對相均平0.00500.00380.00250.0013非停牌日停牌-4-3-2-1-4-3-2-101234圖8停牌日和非停牌日平均相對價差比較圖9停牌日和非停牌日平均相對價差比較（例行停牌）（警示性停牌）4.4流動性比率圖10是停牌日和非停牌日對應(yīng)期間內(nèi)的流動性比率均值的比較結(jié)果?？紤]到流動性比率是從量價結(jié)合的角度考察市場的流動性，顯然該指標(biāo)對流動性的刻畫比前述指標(biāo)更為深刻。從圖10可以看到，在停牌前的一小時內(nèi)，股票的流動性

36、比率與非停牌日平均水平相當(dāng)或者略低；而在停牌后的45分鐘內(nèi)，股票的流動性比率則大于非停牌日的情形。圖10停牌日和非停牌日流動性比率比較（全樣本）圖11和圖12是基于例行停牌和警示性停牌得到的考察結(jié)果，其圖形與全樣本類似。有所區(qū)別之處在于，警示性停牌樣本在停牌前一小時的流動性比率要遠(yuǎn)低于非停牌日平均水平，而之后與非停牌的差異也比例行停牌更加明顯。率比性0.14動流0.070.00-4-3-2-101234交易期間0.280.320.21率比性動流0.080.00-4-3-2-10圖11停牌日和非停牌日流動性比率比較（例行停牌）圖12停牌日和非停牌日流動性比率比較（警示性停牌）綜上來看，停牌對投資

37、者行為和市場流動性的影響是較為顯著的：在停牌前一小時，股票的換手率和深度均高于非停牌日平均水平，而相對價差和流動性比率則更低；在復(fù)牌后一小時，股票的換手率和深度依然高于非停牌日情形，但是相對價差和流動性比率則明顯更高。從前述指標(biāo)中我們可以看出，停牌提前或推遲了投資者的交易需求，使得復(fù)牌前的四個流動性指標(biāo)一致優(yōu)于非停牌日水平，同時復(fù)牌后的換手率和深度也更大。這可能是由于投資者無法在停牌期間實(shí)現(xiàn)其交易需求，同時也因為信息的不完全釋放而導(dǎo)致其參與復(fù)牌集合競價交易的積極性較低，從而將其交易需求提前或推遲實(shí)現(xiàn)。從復(fù)牌后的流動性和交易成本來看，停牌顯然增大了交易量對股價的沖擊，降低了市場的流動性；同時，停

38、牌不僅沒有降低投資者的交易成本，反而導(dǎo)致交易成本在復(fù)牌后增大。造成上述的原因在于，停牌并沒有使得信息充分釋放，復(fù)牌后股價的不確定性依然存在、甚至高于沒有停牌的情形，這種不確定性導(dǎo)致投資者提供流動性的愿望降低，同時也增加了交易時的成本。總體來看，我們可以初步認(rèn)為，中國股市的停牌并沒有起到應(yīng)有的作用，反而人為地改變了投資者的正常交易需求，阻礙了交易的進(jìn)行，降低了市場的流動性和資源配置效率。五、交易行為分析在前文中，我們通過換手率、深度、相對價差和流動性比率考察了停牌制度，結(jié)果發(fā)現(xiàn)停牌對投資者行為和市場流動性有顯著影響。然而，僅僅通過簡單的均值比較很難從停牌前后的交易行為中剔除其它因素例如市場行情和

39、個股差異帶來的影響，因而對停牌效果的檢驗可能存在偏差。為了更好地考察停牌制度的影響，本文在選取適當(dāng)控制變量的情況下，使用帶有虛擬變量的多元回歸來分析股票復(fù)牌后的交易行為。停牌對換手率的影響通過上節(jié)的分析，我們發(fā)現(xiàn)，停牌會使得股票停牌前和復(fù)牌后的換手率發(fā)生明顯變化。但是，這種變化可能會受到其它因素如市場行情、公司規(guī)模和價格變化的影響。Beaver（1968）21發(fā)現(xiàn)，市場整體交易越活躍，個股交易就會隨之更加活躍，而大盤行情的變化也可能會對股票交易產(chǎn)生影響。張崢和劉力（2006）指出，個股換手率會受到其流通股數(shù)的影響。陳怡玲和宋逢明（2003）22的研究表明，股票的交易還會受到同期價格變化的影響。

40、綜合上述因素，為研究停牌前后換手率的變化是否由停牌制度本身所引起，本文選取市場指數(shù)的指數(shù)變化率和成分股的交易量作為市場影響個股的控制變量，選取公司規(guī)模和已實(shí)現(xiàn)波動率作為個股自身的控制因素，通過設(shè)置虛擬變量來檢驗停牌對股票交易活躍程度的影響。為此，我們建立如下回歸模型：TOC o 1-5 h zTurn=a+0Dummy+yln（Volm）+yRetm+yln（LS）+yRv+u（5）i,ti1t2t3i4i,ti,t其中，ieQQ表示全體交易日樣本，包括停牌日樣本Q及其對應(yīng)的非停牌日樣本Q；hnhhnht，Turn和LS如（1）式所述；Dummy指代虛擬變量，如果i屬于停牌日樣本則取1，如i,

41、tii果屬于對應(yīng)的非停牌日樣本則取0；ln（Volm）表示深成指數(shù)成分股在對應(yīng)期間內(nèi)的交易量的對數(shù)；Ret”，表示深成指數(shù)在對應(yīng)期間內(nèi)的對數(shù)收益率的絕對值；RV表示交易日樣本i在ti,t第t個期間內(nèi)的已經(jīng)實(shí)現(xiàn)波動率；U為隨機(jī)誤差項7。i,t使用帶有懷特異方差調(diào)整的最小二乘法對上式進(jìn)行回歸，其結(jié)果表3所示事實(shí)上，在第0期我們是無法計算已經(jīng)實(shí)現(xiàn)波動率，此時我們用該期間內(nèi)股票的價格變化率（即復(fù)牌收益率的絕對值）代替已實(shí)現(xiàn)波動率。為了簡潔，本文在報告回歸結(jié)果時只列出了有關(guān)虛擬變量系數(shù)的回歸結(jié)果，以及t值和調(diào)整后的R方。其它變量的回歸結(jié)果，如有需要，請與作者聯(lián)系。表3停牌對換手率的影響樣本選取交易期間全

42、樣本例行停牌警示性停牌虛擬變量系數(shù)估計值調(diào)整的R方虛擬變量系數(shù)估計值調(diào)整的R方虛擬變量系數(shù)估計值調(diào)整的R方4.4E-04*2.7E-04*9.7E-04*-40.080.080.08（7.92）(5.25)(6.11)-34.6E-04*0.073.2E-04*0.079.5E-04*0.07（6.85）(5.87)(4.29)-25.4E-04*0.054.0E-04*0.051.0E-03*0.06(9.46)(7.18)(6.40)6.9E-04*6.6E-04*8.0E-04*-10.040.040.04(10.26)(9.21)(5.02)-1.7E-02*-1.7E-02*-1.4

43、E-02*01(-87.44)(-80.25)(-34.02)6.4E-03*5.2E-03*1.1E-02*10.150.090.23(28.92)(25.02)(16.63)22.6E-03*0.082.1E-03*0.074.3E-03*0.10(25.26)(21.71)(14.95)31.6E-03*0.061.3E-03*0.062.3E-03*0.06(19.69)(16.54)(11.52)1.1E-03*9.2E-04*1.8E-03*40.060.060.07(17.77)(14.52)(10.89)注：括號中是對應(yīng)統(tǒng)計量的T值，*表示在1%水平下顯著

44、。從表3中的結(jié)果可知，在控制了市場行情、公司規(guī)模和價格波動的情況下，第0期虛擬變量系數(shù)的估計值是顯著為負(fù)的而在其它期則全部顯著為正，這與圖1-圖3中的結(jié)果完全一致。上述結(jié)果表明，股票在停牌期間中止了一切交易，而投資者參與復(fù)牌集合競價的積極性并不高。為了實(shí)現(xiàn)其交易需求，投資者更傾向于在停牌前后進(jìn)行交易，這導(dǎo)致停牌前后的換手率較高。與停牌前相比，股票復(fù)牌后的換手率顯然更高，這說明投資者更愿意在復(fù)牌價格揭示之后進(jìn)行交易。也就是說，投資者并沒有在停牌期間完全消化信息，他們在停牌前后對股票價格的意見分歧較大，這導(dǎo)致這些時段內(nèi)換手率較高。從樣本選取來看，上述結(jié)果對例行停牌和警示性停牌均成立，并不因為樣本的

45、不同表現(xiàn)出不同的結(jié)果。停牌對深度的影響本文第三節(jié)考察了停牌對深度的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)停牌前后股票的深度會明顯增加。這種變化可能會受到市場行情、交易量、波動性等其它因素的影響。為了進(jìn)一步考察深度的變化是否是由停牌機(jī)制本身所引起，我們通過建立帶有虛擬變量的回歸模型進(jìn)行分析。Brockman&Chung（1999）23的研究表明：成交量的大小和價格水平的高低與市場流動性密切相關(guān)。一般來說，交易量越大，市場越活躍，交易者調(diào)整其交易策略就越容易，需要支付的交易成本就越??；而價格水平的高低直接影響到交易者可供成交的股票數(shù)量，影響其交易成本。此外，個股的交易還受到市場因素（指數(shù)變化、市場交易量）的影響。基于以上

46、因素的影響，在參考楊朝軍等（2002）24和Boehmer（2005）25模型的基礎(chǔ)上，我們建立如下模型：Depth=a+0Dummy+yln(Volm)+yRetm+yln(Vol)+yln(p)+yRv+u(6)i,ti1t2t3i,t4i5i,ti,t其中，Depth表示樣本i在t個期間內(nèi)的平均深度；ln（Vol）表示交易日樣本i在第t個期間i,ti,t內(nèi)的股票交易量的對數(shù)；in）表示停牌日樣本i在t個期間內(nèi)的平均成交價的對數(shù)9；Dummy、ln(Volm)、itRetm|和Rv的定義與（5）式相冋。ti,t將數(shù)據(jù)帶入，采用帶有懷特調(diào)整的最小二乘法進(jìn)行回歸，最終結(jié)果如表4所述。表4停牌對

47、平均深度的影響交易期間樣本選取全樣本例行停牌警示性停牌虛擬變量系數(shù)估計值調(diào)整的R方虛擬變量系數(shù)估計值調(diào)整的R方虛擬變量系數(shù)估計值調(diào)整的R方8.8E-04*6.6E-053.3E-03*-40.020.020.06(8.20)(1.63)(8.23)-38.2E-04*0.028.6E-05*0.023.0E-03*0.05(8.37)(2.04)(8.27)-28.4E-04*0.039.6E-05*0.023.0E-03*0.06(8.47)(2.32)(8.26)-19.1E-04*0.031.0E-04*0.023.2E-03*0.06(8.43)(2.57)(8.09)8.0E-04*

48、3.7E-04*2.2E-03*10.010.0040.02(7.28)(4.54)(5.89)1.1E-03*6.0E-04*2.6E-03*20.020.010.03(8.88)(6.09)(6.69)31.1E-03*0.025.8E-04*0.012.6E-03*0.03(9.00)(6.08)(6.82)41.1E-03*0.026.0E-04*0.012.8E-03*0.03(9.27)(6.22)(7.02)注：括號中是對應(yīng)統(tǒng)計量的T值，*和*分別表示在1%和5%水平下顯著。從表4中全樣本的結(jié)果我們可以發(fā)現(xiàn)，在控制了部分其它因素的情況下，虛擬變量系數(shù)的估計值全部都是顯著的，說明停

49、牌對股票深度的影響是明顯的。從系數(shù)估計值的符號來看，凡是經(jīng)歷停牌的股票，在停牌前和復(fù)牌后，限價訂單薄上的深度都顯著高于非停牌日水平。結(jié)合前面基于換手率的結(jié)果來看，停牌導(dǎo)致投資者傾向于提前或者推遲其流動性需求，這間接說明停牌期間股價的不確定程度較高，投資者不敢在復(fù)牌時刻實(shí)現(xiàn)其交易需求，這與廖靜9這里不直接使用平均價格P主要是因為價格序列往往不平穩(wěn)也不符合正態(tài)分布，而對數(shù)價格ln（P）則是ii平穩(wěn)的且可以假設(shè)為正態(tài)分布。事實(shí)上，我們也使用p作為控制變量，但是對模型（6）的回歸結(jié)果并無i明顯影響。池等（2009）的結(jié)果一致。除此以外，我們還分例行停牌和警示性停牌兩個子樣本考察了停牌對深度的影響，結(jié)果

50、與全樣本類似。除此以外，我們還發(fā)現(xiàn)，對例行停牌而言，停牌前的深度盡管比非停牌日更高，但是這種差異卻小于警示性停牌。造成上述結(jié)果的原因在于，例行停牌發(fā)布的消息往往比較常規(guī)、容易預(yù)期（如業(yè)績預(yù)告、股東大會等），而警示性停牌發(fā)布的信息往往更加突然、影響更大，這使得投資者對兩種停牌的預(yù)期產(chǎn)生了差異，進(jìn)而導(dǎo)致上述兩個子樣本對應(yīng)的交易行為有所差異。停牌對相對價差的影響與深度類似，前文在沒有剔除其它因素的情況下考察了停牌對平均相對價差的影響。為了更進(jìn)一步研究這種影響是否由停牌制度本身影響，我們通過建立帶有虛擬變量的回歸對此進(jìn)行分析?？紤]到相對價差也是流動性指標(biāo)之一，因此我們直接使用第t個期間內(nèi)的平均相對價差

51、代替（6）式中的dpt，最終結(jié)果如表5所示。i,t表5停牌對平均相對價差的影響交易期間樣本選取全樣本例行停牌警示性停牌虛擬變量系數(shù)估計值調(diào)整的R方虛擬變量系數(shù)估計值調(diào)整的R方虛擬變量系數(shù)估計值調(diào)整的R方-4-1.2E-04*0.275.1E-060.28-5.6E-04*0.28(-3.79)(0.19)(-6.10)-3-1.3E-04*0.27-1.7E-050.28-5.4E-04*0.28(-4.16)(-0.63)(-5.71)-1.5E-04*-1.3E-05-6.4E-04*-20.280.290.28(-5.14)(-0.53)(-7.33)-1.6E-04*-6.4E-06-

52、6.8E-04*-10.290.300.29(-5.32)(-0.25)(-7.51)11.0E-03*0.209.3E-04*0.201.5E-03*0.20(21.53)(18.25)(13.64)21.8E-04*0.201.2E-04*0.213.4E-04*0.21(4.47)(2.92)(3.52)7.5E-05*4.7E-051.1E-042(1.95)(1.18)(1.16)1.2E-05-2.0E-055.1E-051(0.28)(-0.46)(0.51)注：括號中是對應(yīng)統(tǒng)計量的T值，*和*分別表示在1%和10%水平下顯著。表5

53、中關(guān)于全樣本的結(jié)果顯示，在控制住部分其它因素的情況下，停牌會導(dǎo)致停牌前的相對價差較低、復(fù)牌后的價差更高，并且上述結(jié)果基本是顯著的。結(jié)合前述換手率和深度的結(jié)果來看，停牌更多地是改變了投資者的交易意愿，促使他們在停牌前后為市場提供流動性（甚至這種流動性間接降低了停牌前的交易成本）；然而，停牌并沒有使得信息充分釋放，它不僅沒有降低股票的交易成本，反而使之在復(fù)牌后增大，而流動性也同時降低。從兩個子樣本的情況來，結(jié)果與全樣本類似。有所差異之處在于，在警示性停牌以前，股票的相對價差顯著低于非停牌日平均水平，而例行停牌前這種差異不明顯。這可能是由于例行停牌公布的消息往往更加常規(guī)、更能預(yù)期，對市場的沖擊也更小

54、，而警示性停牌往往較為突然、影響較大。實(shí)際上，對于某些警示性停牌（如異常波動停牌）而言，由于投資者根據(jù)市場情況能夠預(yù)期第2天股票會發(fā)生停牌，因此在停牌前實(shí)現(xiàn)其流動性需求的意愿較強(qiáng)，這也間接為市場提供了流動性。另外，從復(fù)牌后的情況來看，虛擬變量的估計值及其顯著性均呈現(xiàn)出明顯的衰減趨勢。這說明，隨著交易的進(jìn)行，停牌帶來的影響在逐漸減弱。停牌對流動性比率的影響與前文通過回歸考察深度和相對價差類似，我們用流動性比率替代平均深度，通過（5）式剔除其它因素的影響，考察停牌對流動性比率的影響。將數(shù)據(jù)帶入后，最終得到表6。表6停牌對流動性比率的影響交易期間樣本選取全樣本例行停牌警示性停牌虛擬變量系數(shù)估計值調(diào)整

55、的R方虛擬變量系數(shù)估計值調(diào)整的R方虛擬變量系數(shù)估計值調(diào)整的R方-3.5E-031.5E-03-2.2E-02*-40.080.080.10(-1.59)(0.66)(-4.33)-6.4E-03*-1.3E-03-2.6E-02*-30.090.090.11(-3.28)(-0.69)(-4.85)-4.0E-03*1.3E-03-2.4E-02*-20.090.090.11(-2.00)(0.70)(-4.33)-1-5.9E-03*0.112.7E-030.11-3.5E-02*0.13(-2.69)(1.35)(-5.53)18.8E-02*0.088.0E-02*0.081.2E-01

56、*0.07(20.27)(15.82)(17.45)2.0E-02*1.7E-02*3.1E-02*20.050.050.05(7.34)(5.39)(5.80)1.3E-02*9.7E-03*2.3E-02*30.040.040.05(5.65)(3.78)(4.12)46.8E-03*0.042.2E-030.041.7E-02*0.04(3.08)(1.03)(2.78)注：括號中是對應(yīng)統(tǒng)計量的T值，*和*分別表示在1%和5%水平下顯著。從表6我們可以看到，虛擬變量系數(shù)的估計值在停牌前幾乎都是為負(fù)的（其中例行停牌子樣本有部分為正，但是均不顯著），在復(fù)牌后則全部為正且?guī)缀跞扛叨蕊@著，這與

57、圖10-12的結(jié)果完全一致。上述結(jié)果意味著，停牌前市場的流動性更好，交易量對價格的沖擊更小，而復(fù)牌后市場的流動性降低，價格受交易量的沖擊更大。這說明，投資者往往會在停牌前實(shí)現(xiàn)其流動性需求，以規(guī)避停牌帶來的不確定性。另外，我們也分兩個子樣本進(jìn)行考察，結(jié)果發(fā)現(xiàn)例行停牌對停牌前流動性比率的影響較小。這可能是由于警示性停牌所涉及停牌事項更為敏感，投資者對該類型停牌的反應(yīng)更加強(qiáng)烈。綜合本節(jié)內(nèi)容來看，停牌使得投資者更愿意在停牌前和復(fù)牌后的一段時間內(nèi)實(shí)現(xiàn)其交易需求，進(jìn)而促使這些時間段內(nèi)市場的換手率和深度增加。然而，停牌帶來的影響并不是在所有交易期間內(nèi)完全一致：在停牌前，股票的相對價差和流動性比率均低于非停牌

58、日水平；而在復(fù)牌后，相對價差和交易成本則同時增大，而此時價格受交易量沖擊也非常顯著。從上述結(jié)果可以看出，出于對停牌的預(yù)期以及對停牌期間不確定性的恐懼，投資者更愿意在停牌前提供流動性，這使得停牌前四個流動性指標(biāo)一致優(yōu)于非停牌日停牌水平。而在復(fù)牌后，公告信息顯然沒有隨著停牌的完成而全部釋放，投資者參與復(fù)牌集合競價交易的積極性較差，他們在停牌期間累積的流動性需求均推遲到復(fù)牌后實(shí)現(xiàn)，這樣導(dǎo)致復(fù)牌后的換手率和深度增加。然而，正因為停牌沒有完全釋放信息，復(fù)牌后對于價格的認(rèn)識偏差依然存在甚至比非停牌日更高，這樣使得復(fù)牌后的相對價差增大、流動性比率增加。盡管這種差異隨著交易的進(jìn)行在不斷弱化，但是至少在復(fù)牌后的

59、一小時內(nèi)，這種差異仍然存在?？傮w來看，中國股票市場的停牌制度是缺乏效率的，停牌不僅中斷了正常的市場交易，改變了投資者原有的交易需求，同時還人為地增加了復(fù)牌后的交易成本，降低了市場的流動性。六、結(jié)論自1998年開始執(zhí)行停牌以來，中國股票市場的停牌制度改革已經(jīng)走過了10個年頭，停牌制度的設(shè)計越來越傾向與境外成熟市場接軌。然而，一直以來我國股市停牌制度的改革主要是參考境外成熟市場的機(jī)制設(shè)計，國內(nèi)學(xué)術(shù)界對停牌制度特征及其實(shí)施效果缺乏全面和深入的認(rèn)識，很難同實(shí)際情況聯(lián)系起來，更不用說通過理論和實(shí)證研究指導(dǎo)停牌制度的改革。停牌究竟給市場和投資者帶來什么樣的影響？這點(diǎn)十分值得我們?nèi)パ芯?。為此，本文基于深圳A

60、股市場2006年的停牌數(shù)據(jù)，通過構(gòu)造與停牌日樣本對應(yīng)的非停牌日樣本，研究了停牌對投資者行為和市場流動性帶來的影響。研究結(jié)果表明，在停牌前，投資者交易行為更為活躍，市場的流動性顯著高于非停牌日同期水平，同時交易成本更低，；在復(fù)牌期間，投資者參與交易的意愿較差，參與復(fù)牌集合競價的積極性弱于非停牌日水平；而在復(fù)牌后，盡管投資者的投資意愿非常強(qiáng)烈，但是此時的交易成本顯著高于平時，而市場的流動性比率也顯著增大。綜合上述結(jié)果，我們可以認(rèn)為，停牌對信息的釋放作用比較有限，投資者通過停牌之后對股票價值的認(rèn)識仍然模糊，這導(dǎo)致其參與復(fù)牌交易的積極性降低；同時，上述不確定性也導(dǎo)致投資者提前或推遲交易，以規(guī)避停牌帶來