Pastor & Stambaugh (2001/2003) — Liquidity Risk and Expected Stock Returns

作者: Lothar Pastor(University of Chicago Booth;现 Notre Dame)与 Robert F. Stambaugh(University of Pennsylvania)。

发表: NBER Working Paper 8462(2001-09);正刊 Journal of Finance 58(3), 2003,DOI 10.1111/1540-6261.00335。PDF 38 页。

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一句话总结

流动性不只是「交易成本」,它是一个能被定价的风险因子:如果某只股票对「全市场流动性突然变差」这件事更敏感,它就该有更高的预期收益。1966-99 年间,按这个敏感度排序买入最高的十分位、卖最低的十分位,年化超额收益 7.5%(对四因子模型)或 9% 以上(对 Fama-French 三因子)。

流动性怎么量:成交量驱动的收益反转

这是全文最关键的一个构造,论文明确说它遵循 Campbell-Grossman-Wang (1993) 的思路。

对每只股票 i 在月份 t 内的每一天 d,用带符号成交量(成交量取当日收益的符号)解释次日收益:

R_{i,d+1} = \gamma_{i,t}\,\mathrm{SVOL}_{i,d} + \varepsilon_{i,d+1}

其中 \mathrm{SVOL}_{i,d} = 第 d 日成交量乘以第 d 日收益的符号。个股流动性 \hat\gamma_{i,t} 是这个回归的斜率。

直觉:如果带符号成交量粗略看作「订单流」,那么流动性越低,第 d 日某个方向的订单流之后,第 d{+}1 日的价格越倾向于反向变动。所以 \gamma 越大 = 流动性越差。

市场流动性 = 个股流动性的横截面平均:

\hat\gamma_t = \frac{1}{N}\sum_{i=1}^{N}\hat\gamma_{i,t}, \qquad N \in [939, 2121]

样本为 1962 年 8 月至 1999 年 12 月的全部 NYSE + AMEX 股票。

为什么要做横截面平均:个股的 \hat\gamma_{i,t} 估计噪声大,但扰动项在个股间不是完全相关(因变量已减去市场收益),所以 N 大时 \gamma_t 的估计精度随 N 提高。

两个必要的处理:

  1. 去趋势:\hat\gamma_t 有美元金额上升趋势,用 (m_t/m_1)\hat\gamma_t 缩放(m_t 是样本总市值)。
  2. 取创新:缩放序列一阶自相关 0.22,对缩放后的一阶差分 \Delta\hat\gamma_t 做 AR(1) 回归并残差化,得流动性创新 L_t = \hat u_t/100。

流动性序列的四个尖峰(描述性结果)

论文逐一核对了最大的四个向下尖峰,都与已知事件对应:

时期 事件
1987 年 10 月 股市崩盘(Grossman-Miller 1988 称当日现货与期货市场「高度非流动性」)
1973 年 11 月 中东石油禁运的第一个完整月
1998 年 9 月 LTCM 崩溃 + 俄罗斯债务危机
1970 年 5 月 美国国内政治动荡

论文明确自我克制:「显然,把这类轶事分析推得太远是有风险的」。

flight to quality 效应:流动性骤降的月份,股票与固定收益资产朝相反方向变动。在 L_t 低于均值 2 个标准差以上的 14 个月里,股票收益与国债收益、公司债收益、T-bill 利率变动的相关性全部为负(其余月份为正),bootstrap p 值在 5%–10% 水平显著。

成交量相关性反常:平时股票收益与成交量变化正相关,但在大流动性下跌月份转为负(全期 bootstrap p = 0.002)。

共同性检验(定价的前提)

如果流动性变动在个股间没有共同性,就谈不上「系统性流动性风险」。

论文按市值分十档构造各自的流动性变动序列,任意两档之间的样本相关性为正;奇数档平均与偶数档平均的相关性为 0.56,零假设 t 统计量 14.20。

(论文同时引用了相反方向的证据:Hasbrouck-Seppi (2000) 在 15 分钟频率上只发现弱共同性。)

核心结果:流动性 beta 有定价

流动性 beta \beta^L_i 定义为:在多个因子回归中,个股收益对流动性创新 L_t 的斜率系数。

用组合法检验:按 \beta^L_i 排序分十档,做多最高档、做空最低档。

模型 年化 alpha
市场 + 规模 + 价值 + 动量(四因子) 7.5%
仅 Fama-French 三因子 9% 以上

论文强调两个稳健性事实:

  • 调整后 R^2 很高(论文在正文中报告,具体数值在表中)
  • 在 34 年期间的前后两半分别做,结论同样成立

与 Nagel (2012) 的关系(必须区分)

这两篇论文常被并列引用,但机制完全不同:

Pastor & Stambaugh 2003 Nagel 2012
问的问题 流动性风险是否被定价(横截面) 流动性供给的报酬如何随时间变(时序)
变量 流动性 beta(对流动性创新的敏感度) VIX 水平(流动性能否被预测)
频率 月频,1962-1999 日频,1990-2010
机制 投资者要求补偿持有「流动性状态」的敞口 做市商撤出导致流动性蒸发

论文都引用了 Brunnermeier-Pedersen (2009) 的融资约束机制,但一个用它解释「流动性作为定价因子」、一个用它解释「流动性提供为何撤离」。详见 流动性溢价与流动性供给报酬。

论文自陈的局限

  • 理论侧不完整。论文脚注 2 说得很直接:Merton (1973)、CIR (1985) 这类「状态变量敏感度决定预期收益」的模型都是在完全流动性市场的假设下发展出来的;在存在共同流动性波动的非完全市场里推导解析预测,「理论文献仍在追求中」。
  • 论文引用的 Holmström-Tirole (2001) 模型假设消费者风险中性且由企业层面的流动性需求驱动——与本文的实证设定不同。
  • 流动性测量的动机是 Campbell-Grossman-Wang 的模型,但那个模型是单股票经济、连续价格变量(无最小跳动单位),论文自己说「应用于我们的实证设定时只是提示性的」。

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数值速查

量 值
样本期 1962-08 至 1999-12(37 年)
个股数 N 939 – 2121
流动性序列一阶自相关 0.22
流动性共同性(奇偶档平均相关) 0.56(t = 14.20)
四因子模型年化 alpha 7.5%
三因子模型年化 alpha 9% 以上
极端低流动性月份 L_t 低于均值 2 个标准差以上的 14 个月