管理者交易的市場擇時能力對市場流動性的影響——實證分析結果

（一）描述性統(tǒng)計
表1給出了回歸分析中使用的所有控制變量的描述性統(tǒng)計。對所有管理者交易來說，平均的股票收盤價格為14.108 6元，平均的公司市值為10 071 467.19元，平均的交易股份數(shù)量為127 016股，變動比例是指交易股份數(shù)與交易前持有股份的比值，其平均值為0.879 4。對于管理者買入交易，平均的股票收盤價格為11.972 4元，平均的公司市值為7 921 185.864元，平均的交易股份數(shù)量為56 129股，平均的變動比例為3.603 2。而對于管理者賣出交易，平均的股票收盤價格為14.723 2元，平均的公司市值為10 690 072.54元，平均的交易股份數(shù)量為147 410股，平均的變動比例為0.095 8。
（二）管理者交易對流動性的影響
遵循R？觟sch和Kaserer（2011）[2]的思路，在事件研究中，分別使用了三個不同的事件期：一個事件期是管理者交易之前的10天，即窗口（-10，-1）；一個事件期是管理者交易之后的10天，即窗口（1，10）；最后一個事件期包括管理者交易前后10天，即窗口（-10，10）。
表2給出了管理者交易前后10天的平均標準超額流動性的結果，包括三個不同的子樣本：一個是樣本期內所有的管理者交易；一個是樣本期內僅僅包括管理者買入交易；另一個是樣本期內僅僅包括管理者賣出交易。從表2中可以看出，在管理者交易當日，平均標準超額流動性對所有管理者交易樣本和管理者賣出樣本來說都顯著為正，而對管理者買入樣本來說為負但不顯著。這表明相對于參照期，所有管理者交易和管理者賣出在他們交易當日有更高的流動性，這與我們的管理者賣出的預期相一致；而管理者買入在他們的交易日流動性降低了，但不明顯。圖1描繪出了事件期內管理者交易當日的平均標準超額交易量，可以看出交易量在管理者交易當日達到了頂峰。因此，可以認為管理者似乎在市場交易比較活躍的日期交易，這很大可能是因為在高的市場交易量下能隱藏管理者的私人信息。
事實上，對于所有管理者買入交易和管理者賣出交易，市場流動性提高的影響在管理者交易之前都已經(jīng)出現(xiàn)了：從表2中單個交易日的平均標準超額流動性來看，管理者交易前4天，市場的平均標準超額交易量幾乎都是顯著地增加，市場流動性得到了提高；而表3所示的累積超額流動性在管理者交易前一天也顯示了市場流動性的提高。這些證據(jù)也支持了我們的結論：管理者盡力選擇在較高的流動性日期交易。
對于管理者交易后的事件期，我們預期管理者買入和管理者賣出有不同的結果。對管理者買入交易的子樣本來說，我們預期管理者交易后的市場流動性減弱，因為管理者的總股權在交易后增加了。許多其他的研究，如Heflin和Shaw（2000）[12]及R？觟sch和Kaserer（2010）[13]，也已經(jīng)證明了市場流動性被管理者的股權削弱了，這歸因于管理者與其他市場參與者之間的信息不對稱。然而，管理者賣出交易降低了管理者的股權，因而我們預期管理者賣出后的事件期市場流動性提高了，因為在交易過程中信息不對稱問題減弱了。從表2所示單個交易日的平均標準超額流動性來看，所有管理者買入交易和管理者賣出交易在交易后的5天幾乎都獲得了顯著為正的超額交易量，說明流動性增強了；而管理者買入交易在交易后的5天幾乎都獲得了顯著為負的超額交易量，說明市場流動性減弱了。而從表4和表5所示累積平均超額流動性的角度看，對于所有管理者買入交易和管理者賣出交易，無論是在窗口（1，10）還是在窗口（-10，10），都獲得了顯著為正的累積平均超額交易量，表明流動性增強了。而對于管理者買入交易，在這兩個窗口內幾乎都獲得了顯著為負的累積平均超額交易量，表明流動性降低了。這些結果與我們的假說相一致。圖2描繪出了管理者交易前后10天內的累積平均標準超額流動性。
然而，我們的研究沒有考慮管理者交易之外的任何其他變量，因此接下來的部分將通過考慮控制變量等因素來多元回歸分析管理者交易對市場流動性的影響。
（三）多元回歸分析結果
本部分在控制了管理者交易當日收盤價格、公司市值、管理者交易股份數(shù)以及變動比例后使用多元回歸模型分別研究了管理者交易對平均標準超額流動性和累積平均標準超額流動性的影響。在回歸中，我們使用了收盤價的自然對數(shù)、公司市值的自然對數(shù)以及管理者交易股份數(shù)的自然對數(shù)。模型分析中用到的事件研究的超額流動性包括因變量標準超額流動性和因變量累積超額流動性。
首先，本文分析了管理者交易對管理者在交易當日的標準超額流動性的影響。正如我們預期的一樣，管理者買入交易和管理者賣出交易對股票市場流動性有不同的影響。表6給出了管理者交易當日的標準超額流動性的多元回歸結果。從中可以看出，在管理者交易當日，管理者買入交易與超額流動性是顯著負相關關系，而管理者賣出交易與超額流動性是顯著正相關關系。與事件研究的結果相比較，多元回歸結果中的管理者買入更顯著地降低了市場的流動性，而管理者賣出仍然顯著地增加了市場的流動性，這些結果與我們的假說相一致。
此外，本文使用累積標準超額流動性分析了管理者交易后10天內市場流動性的情況，以此檢驗管理者買入交易和賣出交易對交易后的市場流動性影響是否具有持續(xù)性的效應。遵循我們開始時的假說，我們預期流動性效應是持續(xù)性的。其他的研究，如Heflin和Shaw（2000）[12]及R？觟sch和Kaserer（2010）[13]發(fā)現(xiàn)管理者股權與市場流動性是負相關關系，因而管理者購買增加了股權并因此削弱了管理者買入后的市場流動性。相反，管理者賣出降低了管理者的股權，因而提高了管理者賣出后的市場流動性。
如表6所示的結果，市場流動性不僅在管理者買入后顯著地下降了，而且這種影響效應持續(xù)到了管理者賣出后的第10天。這支持了我們的假說：管理者買入交易后股權的增加導致了持續(xù)的市場流動性的下降，而管理者賣出的情況剛好與此相反。這些結果無論是在數(shù)量上，還是顯著性方面，都與前面的研究結果相一致，也支持了我們的假說：管理者買入交易后10天內導致了市場流動性降低，而管理者賣出交易后10天內增加了市場的流動性。
最后，本文分析了從管理者交易前10天到交易后10天市場累積標準超額流動性的情況，結果如表7所示。正如預期的一樣，這些結果與事件研究的結果一致，并依然支持我們的假說。
五、結論
通過研究管理者交易當日的流動性發(fā)現(xiàn)：相對于參照期，所有管理者買入和管理者賣出在他們交易當日有更高的流動性，這與我們的管理者賣出的預期相一致；而管理者買入在他們的交易日流動性降低了，但不明顯。此外，交易量在管理者交易當日達到了頂峰，因此認為管理者在市場交易比較活躍的日期交易，這可能是因為在高的市場交易量下能隱藏管理者的私人信息。這些證據(jù)也支持了管理者盡量選擇在較高的流動性日期交易的結論。對于管理者交易后的事件期，管理者買入和管理者賣出有不同的結果。管理者買入交易后的市場流動性減弱，因為管理者的總股權在交易后增加了，這歸因于管理者與其他市場參與者之間的信息不對稱。而管理者賣出交易降低了管理者的股權，管理者賣出后的事件期市場流動性提高了，因為在交易過程中信息不對稱問題減弱了。這些結果與我們的假說相一致。
此外，為了使結果更為穩(wěn)健，本文也使用多元回歸模型進行了分析，在控制了管理者交易當日的開盤價、公司市值、管理者交易量以及變動比例后，結論也基本支持事件研究的結果。
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