陈 睿

(华中师范大学 经济管理学院，湖北 武汉 430079)

一、引言与文献综述

所谓“大单交易”，Kraus和Stoll首次给出了定义，即“如果一笔交易的交易量大于正常交易系统能够顺利执行的交易量，则该笔交易为大单交易”［1］，后续研究者一般在大意上沿用这种定义。关于大单交易的研究始于美国20世纪70年代。Kraus和Stoll认为当时对有效市场的研究是不足的，原因是大部分研究文献都以整个市场交易行为作为检验对象。但是机构投资者发起的大规模交易很可能比小笔交易包含更多的信息，所以将大单交易与小单交易区别开来，对大单交易的价格影响进行深入研究能更有效地检验有效市场理论。大量的国外实证研究表明，大单交易对股票价格具有显著影响，并且这种影响是非对称的，即大单买入对股票价格具有较大的永久影响，而大单卖出则对股票价格具有较大的暂时影响［2－3］。对于这种不对称影响的原因，比较普遍的观点认为大单买入来源于利好消息，所以引起更显著的永久影响;而大单卖出来源于流动性的需要，显著的暂时影响是对流动性的一种补偿［4－5］。Chan 和 Lakonishok 给出了进一步的解释，即机构投资者在面临卖出的需要时，只能从当前的投资组合中做出有限的选择，所以这种基于流动性的大单交易背后不一定隐藏着负面的信息;反之，要在众多的股票中做出买入选择，则往往需要对股票进行全面研究，并选择较有价值的股票，所以买入交易往往带着正面的信息［3］。

我国对大单交易的研究比较少，且主要集中在对大单交易概念阐述和理论分析。朱玺详尽介绍了我国大单交易制度的产生和演进，指出大单交易有交易量小、交易不活跃、以配售和增发为主、盘后交易和交易时间短等特点［6］。黄常忠和李铮研究了我国大单交易对市场流动性的影响，发现大单交易有助涨助跌作用，但与国外文献结论横向比较，整体上对市场的影响较小［7］。谢贞联使用我国证券市场的大单交易数据进行实证研究也证实了非对称影响的存在，但其选取的数据样本区间过小［8］。

本文利用我国A股市场的交易数据研究大单交易对股票价格的影响，其目的有二:一是检验A股市场是否如西方成熟资本市场那样存在大单交易对股票价格的非对称影响;二是揭示A股市场大单交易对股票价格影响的主要因素。

二、大单交易对股票价格的影响

1.大单交易对股票价格影响的理论假设

(1)短期流动性成本假设。Kraus和Stoll认为，在寻找潜在的买者和卖者需要付出成本的情况下，短期的流动性成本将会导致暂时的价格影响。因此，大单交易的价格将偏离交易发生前的均衡价格，但这种偏离不会持续很久。换而言之，在短期流动性假设下，大单交易只会造成股票价格的暂时波动，之后股票价格将会很快恢复到大单交易发生前的均衡价格。

(2)股票需求缺乏弹性假设。有关上市公司基本面的信息不变而股票的需求缺乏弹性的情况下，大单交易将会对股票价格产生长期的影响。这种假设还提示我们应观察由于股票需求弹性的不同造成的价格影响的差异。

(3)信息影响假设。如果大单交易的背后包含某种私有信息，那么大单交易将导致一个长期的价格影响。在这种假设下，大单买入 (或卖出)就意味着股票价值被低估 (或高估)。许多理论模型认为交易量可能是信息含量的合适替代变量，即大单交易的交易量越大可能意味着其包含的信息量越大，反之亦然。

2.研究方法

依据大多数相关文献的实证方法，本文将大单交易对股票价格影响分为临时影响 (Et)和永久影响 (Ep)。暂时影响表示大单交易执行价格和大单交易发生后的股票均衡价格的差异，本文选取大单交易发生后的下一个交易日的收盘价格作为大单交易发生后的股票均衡价格的替代。

其中，Pb是大单交易的执行价格，Pt+1是大单交易发生后的下一个交易日的收盘价格。永久影响的实质是大单交易发生前后的股票均衡价格的差异，本文分别选取大单交易发生前5天的收盘价格作为大单交易发生前股票均衡价格的替代。

其中，Pt+1是大单交易发生后的下一个交易日的收盘价格，Pt－5是大单交易发生前5天的收盘价格。由于存在Keim和Madhavan阐述的大单交易信息提前被泄露的情况，因此本文运用事件研究法的原理对 Pt+1和 Pt－5进行调整［5］，即:

其中，N分别取－1和5;RM表示上证指数收益率，其下标表示计算收益率的区间;和为公式 (4)中α和β的估计值，其估计期为大单交易发生前的第21—120天，共100天。

3.样本收集与数据来源

本文选取上证180指数成分股①由于上证180指数成分股经过若干次调整，如某只股票被调整出指数样本，则本文只将该股票作为指数样本股期间发生的大单交易计入初始样本，调整出指数样本后发生的大单交易不计入初始样本。于2001年6月1日至2007年5月29日发生的大单交易作为初始样本，其中2001年6月1日至2005年6月6日是典型的熊市区间，2005年6月7日至2007年5月29日则是典型的牛市区间。考虑到大盘股和小盘股的股本差异巨大，因此，纳入最终样本的大单交易必须同时满足:大单交易股数大于或等于1 000手;流通股本10亿股以下的样本股，其大单交易股数大于或等于该股流通股股数的0.06%;流通股本等于或超过10亿股的，其大单交易股数大于或等于该股流通股股数的0.03%等三个条件。②本文选取大单交易的标准事实上将流通股本大于33亿股的超大盘股的大单交易排除在外，因为按交易规定，单笔委托不得大于100万股，即使达到单笔委托的上限，也达不到流通股股数的0.03%。如此安排是基于这样的事实，即达到单笔委托上限的大单交易虽然成交的绝对股数很大，但对于诸如“工商银行”这类流通数额巨大的股票而言是经常发生的 (几乎每个交易日都会发生数笔)，因此很难逐笔区分大单交易对股票价格的影响。本文按这三个标准选取的样本在各类流通规模样本股中分布比较均匀，具有较好的代表性。满足上述三个条件的大单交易样本再经过如下筛选程序后获得最终样本。

(1)剔除大单交易发生日股票价格达到涨跌停板的大单交易。

(2)剔除大单交易发生后的下一个交易日股票价格达到涨跌停板的大单交易。

(3)剔除大单交易发生前的第1、5和20个交易日股票价格达到涨跌停板的大单交易。

(4)剔除发生于每个交易日开始交易后的首15分钟和末15分钟的大单交易。

(5)剔除ST股、PT股以及未完成股权分置改革而被限制涨跌的S股所发生的大单交易。

(6)剔除大单交易发生前该样本股交易日不足121天的大单交易。

经过上述筛选程序后，最终样本为23 386笔。本文有关大单交易数据来源于国泰安CSMAR数据库的高频数据，大盘指数和股票价格等相关数据部分来源于国泰安CSMAR数据库，其余来自万得资讯 (WIND)数据库。大单交易的提取使用Foxpro软件。

4.经验结果

表1给出了由卖方驱动的大单交易对股票价格暂时影响和永久影响的均值。

表1 卖方驱动大单交易对股票价格的暂时影响和永久影响

表1结果显示:

(1)卖方驱动的大单交易对股票价格具有显著的暂时影响，总体样本的暂时影响均值为－1.09，且在5%显著性水平下显著，其余各年度暂时影响的估计值也全部显著为负。

(2)股票价格的暂时影响与相对交易量大小之间存在较为明显的联系，无论是均值还是中值，在所有的年份，股票价格的暂时影响基本上随着相对交易量的增加而增加，尽管存在一些小差异，但总体上看，这种正向关系是稳定的，而这些估计值也均为显著的。

(3)卖方驱动的大单交易对股票价格的永久影响总体而言比较有限，总体样本的永久影响估计值不显著，各年度样本只有2003年的估计值显著为负。另外，除2001年和2007年外的各年度的大相对交易量样本永久影响估计值显著。

表2给出了由买方驱动的大单交易对股票价格暂时影响和永久影响的均值。

表2 买方驱动大单交易对股票价格的暂时影响和永久影响

结合表2的统计结果，可以看出:

(1)买方驱动的大单交易对股票价格具有显著的暂时影响，总体样本的估计值显著为正其值为1.04%，略小于表2的－1.09%。但是逐年比较买、卖驱动造成的暂时影响程度可以发现，处于熊市区间的2001—2004年，卖方驱动的暂时影响程度大于买方驱动的影响程度;而处于牛市区间的2005—2007年则反之。

(2)买方驱动的大单交易对股票价格暂时影响与相对交易量大小存在非常明显的正相关关系。所有年度数据均显示，股票价格的暂时影响随着相对交易量的增加而增加，虽然少数估计值不显著，但总体上看这种正向关系是稳定的。

(3)买方驱动的大单交易对股票价格具有显著的永久影响且估计值均显著为正。

(4)从以相对交易量分类的估计值结果看，买方驱动大单交易对股票价格的永久影响与相对交易量大小之间不存在明显的正向或反向联系。但是，除了2003年估计值的最大值处于第三列相对交易量外，其他年度的永久影响估计值的最大值均处于第二列相对交易量。因此，永久影响的程度具有随着相对交易量的增加先增加再减少的趋势。

综合比较上述卖方驱动和买方驱动大单交易对股票价格影响的经验结果，可以得出一系列结论。首先，无论是卖方驱动还是买方驱动，均对股票价格造成了显著的暂时影响且与相对交易量之间存在明显正向关系。这无疑支持流动性成本假设，说明大单交易的股票价格造成的暂时影响是出于弥补流动性成本的需要。其次，卖方驱动和买方驱动对股票价格的影响具有不对称性。一方面，比较卖方驱动和买方驱动暂时影响的估计值大小发现，这种暂时影响是不对称的，卖方驱动造成的暂时影响明显高于买方驱动;另一方面，卖方驱动造成的永久影响只有部分年度数据显著，而买方驱动造成的永久影响所有年度均显著，因此永久影响也是不对称的。这种不对称现象与一系列以西方成熟证券市场为研究对象的实证结论是一致的。合理的解释是，卖出行为更多是出于流动性的考虑，而买入行为更多是受私有信息驱使。因为执行卖出行为的机构投资者只能从已持有的少数股票品种中做出选择，其卖出某支股票主要只是单纯为了变现，而买入行为的执行者拥有的选择是所有的股票品种，因此其买入行为可能更多地包含能反映所买入股票基本面的信息。再次，卖方驱动大单交易的大相对交易量样本 (多为小市值股票的大单交易)造成股票价格显著的永久影响，可由小市值股票的需求大多缺乏弹性来解释，这支持股票需求缺乏弹性假设。但是买方驱动大单交易造成的永久影响并不支持该假设，原因是其各年度永久影响的最大值主要集中在偏小的相对交易量样本区间，而偏小的相对交易量样本主要发生在中等及中等以上市值规模股票的交易中，而这类股票的需求弹性并不是最缺乏的。最后，卖方驱动和买方驱动大单交易对股票价格的永久影响与相对交易量大小之间均无明显联系，这要么说明信息影响假设本身不成立，要么说明相对交易量作为信息含量的替代变量并不完美，笔者认为后者成立的可能性更大。因为从上述买卖双方对股票价格影响的不对称性看，信息对股票价格的影响无疑是显著的，另外上述买方驱动的各年度永久影响的最大值主要集中在偏小相对交易量样本区间这一经验结果显示，交易量与信息含量之间不存在线性替代关系。因此，交易量作为信息含量的替代变量的有效性需更多的实证检验。

三、大单交易对股票价格影响的因素分析

为了进一步了解A股市场大单交易对股票价格影响的决定性因素，本文建立如下多元回归模型，以进一步检验前述列举的几个理论假设是否成立。

其中，IMPACTi表示大单交易引起的暂时或长期股价影响;TradeSizei表示相对交易量，定义为某支股票某笔大单交易量与该股票可流通股本的比值;LnMVi表示股票总市值的自然对数;σi表示股票日收益率的标准差，根据大单交易发生前第120天至第21天 (共100天)的日收益率计算获得;S为虚拟变量，当大单交易发生时间处于2001年6月1日至2005年6月6日时，其值取1，当大单交易发生时间处于2005年6月7日至2007年5月29日时，其值取0。表3列出了根据卖方驱动和买方驱动分类的回归结果。

表3 多元回归结果汇总

卖方 (买方)驱动暂时影响回归结果的TradeSizei解释变量的系数为负 (正)且均显著，这与预期是一致的，进一步证实了流动性成本是大单交易造成股票价格暂时影响的主要原因，同时也说明交易量是流动性成本的决定性因素。无论卖方还是买方驱动永久影响回归结果的TradeSizei解释变量的系数均显著为负，这意味着大单交易的相对交易量越大对股票价格造成的永久影响反而越小。尽管这一实证结果与我们的直觉不符，但与部分国外文献的实证研究结论具有相似性的，如Keim和Madhavan在研究美国证券市场时就得出类似的异常结果。结合前述买方驱动大单交易造成永久影响的程度具有随着相对交易量增加先增加再减少的趋势这一结论，可以说买方驱动大单交易的永久影响与相对交易量之间的关系非常复杂，绝非单一的线性关系。目前对这种异常现象的解释非常少，Barclay和Holderness曾认为交易量较大的买方驱动大单交易并不一定都反映上市公司的基本面信息，还可能与争夺公司控制权有关，所以这类交易造成的股票价格影响只是部分依赖于出于股票价值低估动机而对股票的需求，而另外还依赖于这类交易发起者的交易技巧。因此相对交易量较大的买方驱动大单交易对股票价格的永久影响没有理论预期的那么大，反而是中等规模交易量类似交易对股票价格影响最大。笔者认为这样的解释对美国证券市场或许有道理，但对中国证券市场而言是不成立的。一则A股市场“一股独大”的现象非常普遍，很少出现对上市公司控制权争夺的情况;二则2007年及之前，A股市场对上市公司大股东增、减持自家股票的限制非常严格。因此，笔者认为A股市场的这种异常现象不能由Barclay和Holderness的假设解释，而应结合A股市场的实际情况加以分析。我国证券市场由于多方面的原因素来内幕交易频繁，“坐庄”等现象比较普遍，特别是流通市值小的股票，由于其公司内部治理状况较差和易受操纵尤其如此。所以，多发生在小流通市值股票交易中的买方驱动大单交易有可能是“对敲”、“换庄”等内幕交易行为，这种行为大多与公司基本面信息无关，所以对股票价格造成的永久影响较小。

从表3还可看出，无论是卖方驱动还是买方驱动，大单交易对股票价格的影响与股票市值之间存在明显的反向关系 (卖方驱动的系数为正是因为其股票价格暂时影响和永久影响基本为负值的缘故)。这与预期是一致的，说明小市值股票由于流动性较差其大单交易对其股票价格影响较大，也印证了前述市值较小、流动性较差的股票需求缺乏弹性的假设。

σi系数的回归结果显示，在大多数情况下大单交易造成的股票价格影响与股票收益率的波动性之间存在明显的反向关系，这与直觉和预期显然不相符。尽管本文以股票收益率的标准差作为其波动性的替代变量可能不甚准确，但笔者更倾向于这两者之间有可能存在某些未知的机理，因为这一经验结果与Gemmill研究英国证券市场的相关问题获得的结果相一致，说明出现这种异常情况并非偶然，只是目前缺乏合理的解释。

分辨市场环境的虚拟变量S在所有回归结果里均显著，熊市环境里卖方驱动大单交易对股票价格的影响较大，而牛市环境里买方驱动大单交易对股票价格的影响较大。这与国内外一系列实证结论是一致的，也符合预期，说明市场环境会放大大单交易卖出和买入行为对人们的心理影响，产生一定程度的“跟风”效应。

四、总 结

本文利用上证180指数成分股交易数据，就A股市场大单交易对股票价格的影响进行了实证研究。按驱动方向、相对交易量大小和交易年度进行分类统计研究的结果显示，A股市场大单交易对股票价格造成了显著的暂时影响和永久影响。其中:第一，暂时影响的程度与相对交易量的大小显著正相关，这与流动性成本假设一致。第二，卖方驱动大单交易造成的永久影响只在大相对交易量样本才显著，这与股票需求缺乏弹性假设一致。第三，买方驱动大单交易造成的永久影响随相对交易量的增大先上升后下降，即中等规模相对交易量大单交易造成的永久影响最大，说明交易量可能不是信息含量的理想替代变量。回归模型检验了若干可能显著影响大单交易对股票价格影响程度的因素，其结果显示:相对交易量是显著影响股票价格暂时影响程度和买方驱动大单交易造成股票价格永久影响程度的因素，但基本不是卖方驱动大单交易造成股票价格永久影响程度的显著因素;股票市值、股票收益率的波动性和市场环境等三个变量均是影响大单交易对股票价格影响程度的显著因素，其中股票市值和市场环境这两个变量的回归结果与预期一致，而股票收益率的波动性回归结果与预期不一致，但这种异常现象与国外部分文献实证结果一致。

［1］Kraus，A.，Stoll，H.R.Price Impacts of Block Trading on the New York Stock Exchange［J］.The Journal of Finance，1972，27(3):569－588.

［2］Holthausen，R.W.，Leftwich，R.W.，Mayers，D.The Effect of Large Block Transactions on Security Prices［J］.Journal of Financial Economics，1987，(2).

［3］Chan，L.K.，Lakonishok，J.Institutional Trades and Intraday Stock Price Behavior［J］.Journal of Financial Economics，1993，33(2):173－199.

［4］Gemmill，G.Transparency and liquidity:A Study of Block Trades on the London Stock Exchange under DifferentPublication Rules ［J］.The Journalof Finance，1996，51(5):1765－1790.

［5］Keim，D.B.，Madhavan，A.The Upstairs Market for Large-Block Transactions:Analysis and Measurement of Price Effects［J］.Review of Financial Studies，1996，9(1).

［6］朱玺.沪、深两市大宗交易制度演进及市场交易特征［J］.财经科学，2004，(2).

［7］黄常忠，李铮.试析大宗交易对股市流动性的影响［J］. 北京工商大学学报，2005，(1).

［8］谢贞联.大宗交易对股票价格和流动性的影响［D］.广州:暨南大学硕士学位论文，2007.