易力，陳劼敏

（湖南師范大學(xué)，湖南長沙410081）

一、引言與文獻(xiàn)綜述

我國滬深交易所自1990年成立以來，歷經(jīng)了29年的發(fā)展歷程，期間A 股市場個人投資者占比居高不下，交易額占比年均超過80%。近幾年，在“去散戶化”的政策環(huán)境下，個人投資者占比明顯下降，機(jī)構(gòu)占比顯著上升，但至2018年，個人投資者占比仍超過40%。個人投資者的投資行為會在一定程度上影響股市走勢，而缺乏科學(xué)的信息處理和決策意識，使其更傾向于跟隨市場進(jìn)行投資。投資者的投資行為會嚴(yán)重影響市場流動性，過高（過低）的流動性容易引發(fā)市場恐慌，加劇投資者盲目追漲或殺跌的行為，引發(fā)羊群效應(yīng)。市場羊群行為容易引起股價劇烈浮動，導(dǎo)致股價偏離內(nèi)在價值，降低交易者信心，嚴(yán)重時會引發(fā)股市崩盤，不利于證券市場健康發(fā)展。

羊群效應(yīng)指在市場信息不完全條件下，投資者會模仿他人行為，選擇忽略自有信息而跟隨大眾進(jìn)行投資交易的行為（Nofsinger and Sias，1999）。目前，國外學(xué)者認(rèn)為引發(fā)羊群行為的機(jī)制主要有三類：聲譽(yù)機(jī)制、薪酬機(jī)制和信息不對稱機(jī)制。對于本文所研究的流動性與羊群行為這一因素，相關(guān)的代表性研究主要包括兩個方面：一是從信息不對稱角度分析，流動性與羊群行為存在負(fù)向關(guān)系。Jin and Myers（2006）認(rèn)為信息不對稱是引起流動性波動的主要因素，當(dāng)市場信息不對稱程度越高時，投資者的市場投資意愿就越小，從而引起更低的流動性。Poon et al.（2013）發(fā)現(xiàn)在2008年金融危機(jī)期間市場流動性風(fēng)險顯著上升，且在該時期機(jī)構(gòu)投資者存在顯著的羊群行為。Vo and Phan（2019）通過研究越南2005-2017年股市羊群行為與流動性關(guān)系，發(fā)現(xiàn)在全樣本期和子樣本期，中等流動性下有顯著的羊群行為，而在高、低市場流動性下不同時期結(jié)果不同。二是從投資者情緒角度分析，流動性與羊群行為存在正向關(guān)系。Baker and Stein（2004）指出由于非理性投資者充斥市場，人們開始盲目投資從而提高了市場流動性，在高市場流動性下，非理性投資者過度樂觀引起更嚴(yán)重的羊群行為。Bensaida et al.（2015）認(rèn)為由于投資者盲目樂觀，跟隨他人進(jìn)行投資的行為增加了股票交易量，從而導(dǎo)致較高的流動性。Galariotis et al.（2016）研究發(fā)達(dá)國家G5市場2000-2015年三種流動性區(qū)間下羊群效應(yīng)程度，結(jié)果發(fā)現(xiàn)中、低市場流動性下G5 市場不存在羊群行為，而在高市場流動性下均出現(xiàn)顯著的羊群行為。

總結(jié)以上文獻(xiàn)，可以發(fā)現(xiàn)流動性與羊群行為之間關(guān)系的研究結(jié)論是存在分歧的。目前，從流動性角度探討我國羊群行為特征主要來自沈豪杰和黃峰（2009）、蔡慶豐等（2012）的兩篇文獻(xiàn)。前文通過研究滬深股市“飛向流動性”對流動性羊群行為的影響，發(fā)現(xiàn)飛向流動性會削弱羊群行為，在牛市時羊群行為更顯著，在熊市時流動性的分化減弱了羊群行為。后文認(rèn)為機(jī)構(gòu)投資者羊群行為的疊加使市場流動性需求與供給不匹配，破壞了市場流動性。Zheng et al.（2015）發(fā)現(xiàn)我國股市2008年之后的羊群行為比金融危機(jī)前更明顯，且在金融危機(jī)期間羊群行為最為顯著。劉曉星等（2016）發(fā)現(xiàn)我國股市羊群行為在一定程度上加劇了投資者跟風(fēng)操作，弱化了市場流動性。

本文在國內(nèi)外文獻(xiàn)研究基礎(chǔ)上，借鑒Galariotis et al.（2016）的方法，研究市場流動性與羊群行為的關(guān)系。主要貢獻(xiàn)在于：第一，基于CCK 模型，對滬深A(yù) 股、上證A 股、深證A 股市場在金融危機(jī)前、中和后期的羊群行為進(jìn)行實證檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)三個市場在危機(jī)前不存在羊群行為，危機(jī)中、后均存在顯著羊群行為。第二，通過加入流動性變量，研究不同樣本期、牛市和熊市時期，分位數(shù)方法下流動性與羊群行為關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)在市場流動性較低時羊群行為更顯著。第三，為進(jìn)一步驗證流動性和羊群行為的關(guān)系，從流動性、波動率和羊群檢測方法三個角度出發(fā)，證實了我國市場流動性是羊群行為影響因素之一，且在流動性較低時羊群行為更明顯。

二、研究設(shè)計

（一）變量設(shè)定

1．羊群行為測度

在對股市羊群行為的研究中，Christie and Huang（1995）首次提出通過計算收益率分散度來測量羊群行為的CH 模型。然而，CH 模型僅檢測出市場強(qiáng)烈動蕩時的羊群行為，在測量時可能會弱化羊群程度。在此基礎(chǔ)上，Chang et al.（2000）提出了基于橫截面收益絕對偏差的CCK 模型，該模型指出，當(dāng)市場存在羊群行為時，橫截面絕對偏離度（CSAD）將隨市場收益率變動幅度的增大而減小，因此能更好地檢測到羊群信息。CSAD 定義如下：

其中，N 表示市場組合中股票數(shù)量，Ri，t表示股票i 在時間t 的收益率。市場收益率Rm，t在早期文獻(xiàn)中采用的是簡單平均方法，Chiang et al.（2010）運(yùn)用簡單平均和流通市值加權(quán)平均兩種方法計算了我國市場收益率，發(fā)現(xiàn)結(jié)果相似。因此本文選用簡單平均方法計算Rm，t。據(jù)此，本文使用如下非線性回歸方程測度羊群行為：

其中，|Rm，t|是市場收益率的絕對值。在上述方程中，若γ＜0，表示市場存在羊群行為；若γ≥0，表示市場不存在羊群行為。其中，γ 絕對值越大越顯著，表明羊群程度更高。

2．流動性指標(biāo)選擇

由于低頻數(shù)據(jù)在可得性和及時性上優(yōu)于高頻數(shù)據(jù)，且我國早期股市數(shù)據(jù)中，高頻數(shù)據(jù)并不十分完善，因此本文選用低頻指標(biāo)來測量市場日流動性。在低頻指標(biāo)中，Amihud（2002）提出的流動性指標(biāo)廣泛運(yùn)用于我國流動性研究中，但其流動性指標(biāo)測量的是非流動性。本文選取Karolyi et al.（2012）在Amihud 非流動性指標(biāo)基礎(chǔ)上提出的流動性指標(biāo)測度市場流動性：

其中，LIQm，t表示時間t 的市場流動性，Ri，t、Pi，t、VOLi，t分別表示股票i 在t 時間的收益率、收盤價和交易量，N 表示市場組合中的股票數(shù)量。LIQ 值越大表示市場的流動性越好。

（二）模型設(shè)定

為了測量流動性對羊群行為的影響，本文借鑒Galariotis et al.（2016）的回歸方程，如下所示：

其中，虛擬變量D1表示當(dāng)流動性在25%低分位時，D1=1 否則為0；D2表示當(dāng)流動性在25%高分位處，D2=1 否則為0；β2表示D1、D2以外分位區(qū)間的流動性值，從而將β1、β2、β3劃分為低流動性、中流動性、高流動性三個區(qū)間。為檢驗羊群行為對稱性，將股市分為上漲（牛市）和下跌（熊市）兩個時期，其回歸方程分別如下：

其中，Rup表示牛市，Rdown表示熊市。若市場有羊群行為，β1、β2、β3的絕對值越大表示羊群程度越高?？紤]到不同分位點流動性對羊群效應(yīng)影響的敏感度，本文使用QR 模型對回歸結(jié)果進(jìn)行估計：

其中，Qτ表示CSAD 在τ∈（0，1） 下不同分位點的橫截面收益絕對標(biāo)準(zhǔn)差，ατ表示截距項，β0，τ表示市場收益率絕對值的系數(shù)，β1，τ、β2，τ、β3，τ分別表示在低、中、高流動性下市場收益率平方項的系數(shù)。

（三）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以2005-2018年滬深A(yù) 股日收盤價、收益率和交易量數(shù)據(jù)為樣本，通過以下標(biāo)準(zhǔn)對數(shù)據(jù)進(jìn)行篩選：①剔除ST、PT 和數(shù)據(jù)不完整的股票；②為避免新股上市對結(jié)果造成影響，剔除IPO 后三個月的數(shù)據(jù)；③考慮到數(shù)據(jù)的穩(wěn)定性，選取在2014年前上市的股票，并剔除月交易天數(shù)小于15日的數(shù)據(jù)。最終保留2191 只股票，數(shù)據(jù)來源于銳思金融數(shù)據(jù)庫。為檢驗不同時期流動性與羊群行為的關(guān)系，樣本劃分為如下三個期間：2005年1月至2007年9月劃為金融危機(jī)前，2007年10月至2008年12月劃為金融危機(jī)中，2009年1月至2018年12月劃為金融危機(jī)后。

三、實證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

由表1可知，滬深A(yù) 股、上證A 股和深證A 股市場橫截面收益絕對偏差（CSAD）最小值為0.0007，標(biāo)準(zhǔn)差在0.52%附近，表明個人收益率與市場收益率具有趨同性；收益率（Rm）和流動性（LIQ）的標(biāo)準(zhǔn)差分別為2.15%和2.07%，說明我國滬深A(yù) 股市場收益率和流動性波動幅度較大。ADF 檢驗均在1%的顯著性下拒絕原假設(shè)，表明數(shù)據(jù)在一定時間范圍內(nèi)是平穩(wěn)的。通過偏度和峰度值可知，變量CSAD、Rm 和LIQ 均呈現(xiàn)尖峰狀態(tài)，且JB 檢驗在1%的顯著性水平下拒絕正態(tài)分布的原假設(shè)，不服從高斯分布?；貧w前對變量進(jìn)行懷特檢驗和DW 檢驗，發(fā)現(xiàn)存在異方差和自相關(guān)性。因此，下面的回歸中均使用Newey-West 方法。

表1 變量描述性統(tǒng)計

（二）實證結(jié)果與分析

圖1、圖2分別表示2005-2018年橫截面絕對離差（CSAD）與市場收益率（Rm）、CSAD 與市場流動性（LIQ）的散點圖。從圖1可以看出，三個市場中無論是牛市還是熊市，CSAD 和Rm 均不存在線性關(guān)系。當(dāng)市場收益率處于極端區(qū)間時，CSAD 與Rm呈“倒U 型”關(guān)系，CSAD 隨市場收益率的上漲或下跌而減小，這表明滬深、滬市和深市均可能存在羊群行為。從圖2中發(fā)現(xiàn)CSAD 和LIQ 存在較弱的負(fù)相關(guān)性，在高流動性時CSAD 分布更集中，說明流動性較高時市場收益率的聚斂性更強(qiáng)。

圖1 CSAD 與Rm 關(guān)系圖

圖2 CSAD 與LIQ 的關(guān)系圖

為分析流動性與羊群行為的關(guān)系，首先運(yùn)用公式（2）分析我國股市的羊群行為。由表2可知，全樣本期三個市場的γ 值均顯著小于-2，說明各市場均存在羊群行為，且深圳A 股市場羊群系數(shù)（-2.184）更小，表明深市的羊群行為更顯著。由于深市中小板和創(chuàng)業(yè)板的不確定性更高，市場波動更大，投資者會采取保守策略而跟隨大眾投資。通過比較分樣本期，金融危機(jī)前市場γ 值為負(fù)但不顯著，表明在危機(jī)前市場不存在羊群行為。2015-2017年，上證綜指從998 點大幅上漲到6124 點，這與之前研究結(jié)論是一致的，在股市大幅度上漲時期，不存在明顯的羊群效應(yīng)（馬麗，2016）。而滬深、滬市和深市在危機(jī)中和危機(jī)后的γ 值分別在5%水平下顯著為-1.421、-1.549、-1.302 和-1.942、-1.805、-2.176，表明危機(jī)中和危機(jī)后存在羊群行為，且危機(jī)后羊群行為更為顯著。在金融危機(jī)期間，市場劇烈動蕩，股市風(fēng)險顯著增強(qiáng)，人們?yōu)橐?guī)避風(fēng)險選擇跟風(fēng)操作，造成羊群行為；而在危機(jī)后，投資者的風(fēng)險和危機(jī)意識逐漸增強(qiáng)，對股市的波動更加敏感，當(dāng)非理性投資者占據(jù)市場時，股價的輕微浮動會引起投資者過度反應(yīng)，加劇羊群行為。

表2 我國滬深A(yù) 股市場投資者的羊群行為

根據(jù)公式（4）得到表3，反映了三種流動性下不同市場的羊群系數(shù)。在整個期間內(nèi)，高流動性下β3不顯著，中、低流動性下三個市場的羊群系數(shù)均顯著小于-1.5，在低流動性下β1值達(dá)到-1.8。比較三個樣本期，發(fā)現(xiàn)危機(jī)前羊群行為不明顯，除了滬市，滬深和深市僅在低流動性時系數(shù)（-1.845、-1.620）在10%的顯著性下為負(fù)。在危機(jī)前和危機(jī)時，高流動性的系數(shù)顯著為正，表明投資者在進(jìn)行決策交易時依據(jù)個人判斷，而不是跟隨大眾進(jìn)行投資。在金融危機(jī)期間β1值均顯著小于-4，危機(jī)后中、低流動性下，羊群系數(shù)分別在-2 和-1.6 左右。根據(jù)以上結(jié)果，發(fā)現(xiàn)在整個考察期間內(nèi)，高流動性時羊群系數(shù)都不顯著或顯著大于0，而在低流動性時均顯著小于0。說明在全樣本期間和危機(jī)后，中、低流動性下存在羊群行為，危機(jī)前和危機(jī)時低流動性下存在羊群效應(yīng)，且金融危機(jī)時的羊群行為最顯著。

表3 市場流動性對羊群行為影響的回歸結(jié)果

上述結(jié)果表明，我國滬深A(yù) 股市場在高流動性下不存在羊群效應(yīng)，在流動性較低時有顯著的羊群行為。這與我國個人投資者較多，對信息辨識不足有關(guān)，特別是在流動性較低時，投資者流動性持有成本較高，因而更樂意隨波逐流。加上股市低迷，投資者情緒低落，使得市場中的跟風(fēng)投資盛行，加劇了我國滬深市場在低流動性下的羊群行為。

通過式（5）和式（6）對股市上漲和下跌時流動性對羊群行為影響進(jìn)行分析（結(jié)果如表4所示），可知在整個樣本期，熊市高、中和低流動性β 值均顯著小于-2，而牛市中、低流動性的羊群系數(shù)在-1.7 和-1.6 左右，高流動性的β 系數(shù)不顯著。這表明在市場上漲時，流動性與羊群關(guān)系與表3結(jié)果相符，在下跌時流動性對羊群行為不敏感。通過比較危機(jī)前、中、后三個時期，發(fā)現(xiàn)危機(jī)前僅深市A 股在牛市低流動性下β1顯著為-2.593；在金融危機(jī)時，牛市和熊市下β1分別顯著小于-2 和-3；在金融危機(jī)后，牛市中流動性下羊群系數(shù)顯著小于-1，熊市β1顯著小于-3。這個結(jié)果表明我國滬深股市在熊市下的羊群行為顯著大于牛市，也反映出我國股市在下跌時，更多投資者會傾向于跟風(fēng)交易，從而引發(fā)“追漲殺跌”現(xiàn)象。

表4 不同行情下市場流動性對羊群行為影響的回歸結(jié)果

根據(jù)圖1可知，橫截面絕對離差CSAD 在市場收益率大于5%或小于-5%區(qū)間存在較多離群值，當(dāng)數(shù)據(jù)不服從高斯分布時，回歸估計的參數(shù)可能會存在誤差，因此本文通過分位數(shù)回歸方法增強(qiáng)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

為了檢測不同分位下羊群行為程度，本文選取5 個分位點（τ=0.10、0.25、0.50、0.75、0.90），通過公式（7）的QR 模型對滬深市場進(jìn)行回歸估計，結(jié)果如表5所示。全樣本期間的五個分位點中，中、低流動性系數(shù)均顯著為負(fù)，高流動性下系數(shù)不顯著或顯著為正；比較危機(jī)前、中、后三個時期，發(fā)現(xiàn)危機(jī)前β 值基本不顯著為負(fù)，危機(jī)期間在0.25-0.75 的分位點下β1值達(dá)到-4，危機(jī)后在0.25-0.50 分位點下羊群系數(shù)更顯著。結(jié)果表明滬深、滬市和深市除了危機(jī)前外，其他期間均在0.1-0.75 分位點中、低流動性下存在羊群行為，且0.1-0.5 分位點的低流動性羊群行為更顯著。這與Chiang et al.（2010）的結(jié)論相似，即在分位數(shù)的中、低尾部中國A 股市場羊群行為更為顯著。

表5 市場流動性對羊群行為影響的分位數(shù)回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)為回歸系數(shù)的t 值；*、**、*** 分別表示10%、5%、1%的顯著性水平。

為了研究市場流動性LIQ 和橫截面絕對離差CSAD 之間的關(guān)系，本文通過VAR模型對變量CSAD 和LIQ 進(jìn)行預(yù)測誤差方差分解，結(jié)果如表6所示。實證結(jié)果表明第一期CSAD 預(yù)測的方差100%來源于CSAD 自身，即使對五期進(jìn)行預(yù)測，來自LIQ的方差預(yù)測也小于1%，這表明LIQ 對CSAD 的影響很小，主要來源于CSAD 本身。在全樣本期間，LIQ 的方差預(yù)測在92%左右浮動，來自CSAD 的方差預(yù)測超過了7%，表明CSAD 對LIQ 有一定程度的影響。比較危機(jī)前、中、后三個時期變量LIQ 方差預(yù)測結(jié)果，發(fā)現(xiàn)在第五期危機(jī)前和危機(jī)時方差預(yù)測分別有4.38%和3.14%來源于CSAD，而危機(jī)后僅有1.26%來源CSAD，說明該時期CSDA 對LIQ 有一定的影響，且影響大于金融危機(jī)后。

表6 滬深兩市CSAD 和LIQ 的方差分解

接下來通過格蘭杰因果檢驗進(jìn)一步考察CSAD 和LIQ 之間的關(guān)系。根據(jù)表7，在全樣本期間，滬深在1%、深市在2%和滬市在5%的顯著性下拒絕“LIQ 不是CSAD的Granger 原因” 的原假設(shè)，三個市場均在1%的顯著性下拒絕“CSAD 不是LIQ 的Granger 原因”假設(shè)。這表明三個市場中CSAD 和LIQ 互為Granger 因果關(guān)系。通過比較不同時期的P 值發(fā)現(xiàn)，危機(jī)前、后的P 值均小于0.01，滿足在1%的顯著性下LIQ和CSAD 互為Granger 原因。在金融危機(jī)期間P 值均大于0.1，接受原假設(shè)，表明LIQ和CSAD 互相不存在Granger 因果關(guān)系。結(jié)合表6和表7可以發(fā)現(xiàn)，滬深A(yù) 股市場在金融危機(jī)期間流動性和橫截面絕對離差之間存在微弱的影響，危機(jī)前、后流動性和橫截面絕對離差相互之間存在一定的影響，而危機(jī)前的影響更為顯著。

表7 CSAD 和LIQ 的Granger 因果檢驗

四、穩(wěn)健性檢驗

本文通過研究市場流動性對羊群行為的影響，發(fā)現(xiàn)在流動性較低時羊群行為更顯著。為檢驗以上實證結(jié)果的穩(wěn)定性，接下來從三個角度進(jìn)行穩(wěn)健性分析。

（一）流動性指標(biāo)角度

上述實證部分是通過使用價格沖擊維度的Amihud 指標(biāo)來測量流動性，接下來，通過寬度維度ROLL 指標(biāo)來測量流動性。在中國股票市場上，寬度維度的低頻指標(biāo)中ROLLKL指標(biāo)最優(yōu)（萬孝園等，2018），因此本文采用經(jīng)Kim & Lee（2014）改良的ROLL 指標(biāo)：

其中，cov 表示協(xié)方差函數(shù)，△Pd=Pd-Pd-1，Pd表示股票在d 交易日的收盤價。ROLLKL值越大則股票流動性越小。通過表8可知，金融危機(jī)前羊群系數(shù)均不顯著大于0，但在危機(jī)中、后兩個子期，中、低流動性下羊群系數(shù)顯著小于0，并且低流動性時β 系數(shù)更小，羊群行為更明顯。

表8 ROLL 視角下流動性對羊群行為的影響

（二）市場波動率角度

通過對滬深兩市的非線性動態(tài)分析可以發(fā)現(xiàn)，羊群行為與市場波動的關(guān)聯(lián)表現(xiàn)出高度的非線性復(fù)雜特征（顧榮寶等，2015）。對此，本文選取Galariotis et al.（2016）采用的股票GARCH 波動率，經(jīng)過簡單加權(quán)平均求得市場波動率（如圖3）。在2007-2008年金融危機(jī)時期，股市發(fā)生了劇烈波動，在2015-2016年市場出現(xiàn)千股跌?，F(xiàn)象，引起市場大幅度波動（李夢雨和魏熙曄，2017）。據(jù)此，本文將2005-2018年劃分為中波動率期（2005-2009年）、低波動率期（2010-2014年）、高波動率期（2015-2018年），來檢驗不同波動率下流動性對羊群行為的影響。

圖3 2005-2018年滬深市場波動率

表9顯示了在低波動率期，羊群系數(shù)顯著為正，而在中、高波動率下流動性較低時存在羊群行為，且高波動率下更為顯著，這表明在市場收益劇烈波動時羊群行為更明顯。市場中羊群行為一般發(fā)生在極端市場收益率下（較高或較低收益率），這表明市場羊群行為的存在會引起股市劇烈波動（陳瑩等，2010）。

表9 波動率視角下流動性對羊群行為的影響

（三）羊群行為測量角度

運(yùn)用Hwang and Salmon（2004）提出的HS 模型，研究在不同流動性下羊群行為的強(qiáng)弱。模型如下：

其中，ηm，t～iid（0，σ2mη），Stdc表示β 橫截面標(biāo)準(zhǔn)差。Hm，t反映了時間t 羊群行為的程度，當(dāng)Hm，t＞0 時，表明存在羊群行為，且Hm值越大羊群行為越顯著。通過將流動性從低到高排序再進(jìn)行回歸（如圖4所示），可以發(fā)現(xiàn)在流動性較低時Hm值較高。在LIQ 值為-0.23 至-0.18 時Hm，t＞0，其占整個樣本量的23%，表明在流動性較低時羊群行為更顯著。

圖4 滬深兩市羊群行為參數(shù)Hm 圖

此外，本文借鑒朱菲菲等（2019）提出的因素模型，比較了流動性、波動性、股票規(guī)模、換手率四個主要因素對羊群行為的影響程度。模型如下：

其中，Hm，t表示羊群行為的大小，LIQm，t表示時間t 的市場流動性，VOLm，t表示時間t 的市場波動率，Sizet表示時間t 的股票規(guī)模，Turnovert表示時間t 的換手率。

表10顯示了模型1 至模型5 各個因素對羊群影響的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)。由模型1 至模型4 可知，流動性、股票規(guī)模、換手率與羊群行為均存在顯著的負(fù)相關(guān)性，波動率與羊群行為存在顯著的正相關(guān)性，這與國內(nèi)研究結(jié)果相似（陳瑩等，2010；朱菲菲等，2019）；由模型5 可知，流動性對羊群行為系數(shù)絕對值最大，表明流動性對羊群行為影響較大，這可能與投資者偏好或市場信息不完善有關(guān)。

表10 滬深兩市羊群行為的影響因素

五、結(jié)論與建議

本文通過對滬深兩市A 股在2005-2018年的2191 只樣本股票進(jìn)行實證分析，研究市場流動性與羊群行為之間的關(guān)系，結(jié)論如下：一是我國羊群行為在市場流動性較低時更為顯著，比較牛市和熊市兩個時期發(fā)現(xiàn)，在股市下跌時期羊群行為更明顯；二是從分位數(shù)回歸結(jié)果看，我國股市在中、低分位點存在羊群行為；三是在金融危機(jī)爆發(fā)前，市場不存在羊群行為，當(dāng)流動性較低時發(fā)生顯著的羊群行為，而在金融危機(jī)發(fā)生時和危機(jī)之后，市場均存在羊群行為，且流動性較低時更為明顯。依據(jù)VAR 模型和Granger 檢驗結(jié)果，發(fā)現(xiàn)股票收益分散度與市場流動性相互存在一定的影響。為了驗證結(jié)果的可靠性，本文通過調(diào)整流動性指標(biāo)、羊群行為測量模型以及根據(jù)市場波動率高低重新劃分三個時間區(qū)間進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，發(fā)現(xiàn)得到相同的結(jié)論。

據(jù)以上研究結(jié)果比較發(fā)現(xiàn)，我國股市在市場低流動性時存在較高的羊群行為，提高市場流動性將有利于減弱羊群效應(yīng)，提高市場效率。根據(jù)Vo and Phan（2019）的觀點，這可能與市場信息披露制度不完善有關(guān)。當(dāng)缺乏可靠信息來源時投資者會跟風(fēng)操作，信息傳遞“堵塞”加劇了市場信息不對稱，降低了市場流動性，提高了流動性持有成本，從而引發(fā)羊群行為。目前，我國市場信息披露體系與發(fā)達(dá)國家相比還不夠完善，投資者在經(jīng)歷金融危機(jī)后對股市的波動變得更加敏感。因此，調(diào)整市場流動性對改善市場投資環(huán)境尤為重要，建議如下：一是對個人投資者而言，切勿盲目跟風(fēng)，要加強(qiáng)相關(guān)知識的學(xué)習(xí)，保持對市場的理性預(yù)期，能理性分析資產(chǎn)信息，通過組合投資分散風(fēng)險。二是對監(jiān)管部門而言，對市場流動性設(shè)置最低紅線，面對股市的激烈波動要適當(dāng)進(jìn)行干預(yù)，以維護(hù)投資者對金融市場的信心； 加大對機(jī)構(gòu)投資者的監(jiān)管力度，引導(dǎo)其樹立良性投資競爭意識。三是對政府部門而言，要減少對市場的過度干預(yù)，加速市場信息透明化和公開化，增加市場信息披露渠道，完善信息披露制度，讓金融市場能良好有序的發(fā)展。