4 金融傳染的微觀經濟特征研究
在上一個章節之中，筆者構造了四個傳染渠道的代理特征變量。本章是論文的核心部分，將運用第三章特征變量所構建的投資組合對金融傳染的微觀經濟特征進行實證分析。具體的分析過程有以下三個部分，第一部分先簡要介紹標準的事件研究方法，然后構建了一系列圖形來顯示不同類型的公司是如何受次貸和歐債危機的影響；第二部分是建立多元回歸模型來同時研究不同的經濟特征的影響；第三部分則是對分析進行了一系列的穩健性檢驗以確保第二部分研究結果的可靠性，穩健性檢驗具體包括重新定義危機時期、重新定義關鍵變量和重新定義模型。
4.1 金融傳染的單一特征變量研究
本節使用公司層面的數據集來構建了一系列的圖形，以顯示不同類型的公司是如何受次貸和歐債金融危機影響的。 本節的第一部分介紹了基本的事件研究方法。第二部分探討不同的投資組合如何受到兩個危機的影響。
4.1.1 方法
為了構建這些圖，本文采用在 MacKinlay （1997）概述的標準的事件研究方法[51].要計算公司樣本的正常收益率，本文運用了市場模型。更具體地說，長度為 P 的危機前時期，本文使用 OLS 估計以下模型：
其中Rit是股票i在時間t的收益率；Rmt是t時刻的市場收益率；εit是干擾項；并且模型計算的是 N 個公司，P 個時期。
為了估算公式（4-1），本文定義危機前期間（長度 P）為次貸危機和歐債危機事件發生的 1 年前。本文定義次貸危機開始于 2008 年 3 月 13 日，這是美國官方首次預測經濟衰退的日期，當天美國財長保爾森和美聯儲主席伯南克等監管官員提議對銀行資本實行更嚴格的監管。幾天后，作為美國第五大投資銀行的貝爾斯登公司由于面臨巨額虧損，瀕臨破產而被摩根大通收購，這促使市場完全陷入恐慌，隨后恐慌不斷蔓延，投資者擔心會有更多金融機構成為犧牲品。本文設定2011 年 11 月以后為歐債危機的事件期，原因有兩個方面：首先 2011 年歐債危機迅速升級，成為影響全球經濟和金融市場的頭號風險事件，而且歐債危機不只局限在歐元區某一國家，穆迪發布報告稱，歐洲的債務危機正在威脅全部歐洲主權國家的信貸情況；另一方面根據百度指數，我們發現國內媒體對歐債危機的關注度在 2011 年 11 月份達到了峰值。
接下來，本文利用方程（4-1）得到的危機前參數估計值，計算每只股票危機后的超額收益率。
本文定義次貸危機的時間窗口為 26 周（時間點是 2008 年 9 月 18 日），歐債危機的時間窗口為 4 周（時間點是 2011 年 12 月 19 日）。作為事件窗口而言，這些危機周期都足夠長了，尤其是如果市場是有效的，并能立即反映任何新的信息的時候。文章使用這些較長的時間窗口，因為危機的范圍和嚴重程度的新信息不斷作為危機在國家間傳播。敏感度分析也對修改這些周期的定義的影響進行詳細的檢驗。
使用這些定義，公司 i 時間 μ，長度的 C 的危機期（即事件窗口）的超額收益率（）就是：
4.1.2 實證結果
在計算每只股票的累計超額收益率后，就可以比較不同股票投資組合的收益來看哪種特征的公司更容易受到次貸和歐債危機的影響。危機國際傳導的現有理論為確定危機在微觀層面上的傳播的公司級變量提供了指引。如上一章所述這些文章重點關注四個不同的危機傳導渠道：產品競爭力、收入效應、流動性或信貸緊縮。
（1）產品競爭力
圖 4-1 和 4-2 描繪了次貸和歐債危機期間，及危機前的 1 周每個投資組合的累計超額收益率。水平軸為事件的時間，0 這點的虛線表示危機的開始日期。圖4-1 顯示，在次貸危機中，與美國主要出口存在競爭的企業比樣本的其余部分的平均累計超額收益率低 13%以上（整個 130 個交易日期間）。這種效果在 7、8月份房利美被美國政府接管時尤其強勁。將兩個投資組合內每只股票 2008 年 9月 18 日的累計超額收益率序列進行兩獨立樣本的 t 檢驗（原假設為出口競爭=非出口競爭），得到的結果是 t=-2.24（p=0.026），即在 5%的顯著性水平下拒絕原假設，也就是說出口競爭型企業的累計超額收益率低于非出口競爭型企業。圖 4-2 可以看出，在歐債危機的后期，與歐盟主要的出口存在競爭的公司有約低 4%的平均累計超額收益（在整個 20 個交易日期間）。同樣的，對歐債危機中的兩個累計超額收益率序列進行 t 檢驗，結果 t=-3.38（p=0.000），即在 95%的置信水平下同樣拒絕原假設，即出口競爭型企業的累計超額收益率要低于非出口競爭型企業。這些結果表明，產品競爭力的影響有助于次貸危機和歐債危機傳輸到中國的公司。雖然國際出口往往具有一定的周期性，產品競爭力對公司經營的影響很難是迅速的，但當投資者觀察到一國的危機時，他們就可能會預期與危機國存在產品競爭的企業會受到很大的影響，從而調整其投資組合。
（2）收入效應
每個投資組合的 CARs 分別繪制于圖 4-3 和 4-4.如圖 4-3 所示，與美國有直接貿易暴露的公司的累積超額收益率比樣本中的其余部分低約 8%.將兩個投資組合內每只股票 2008 年 9 月 18 日的累計超額收益率序列進行兩獨立樣本的 t檢驗，得到的結果是 t=-1.36（p=0.178），即在 5%的顯著性水平下不能拒絕原假設，即收入受影響企業的累計超額收益率與收入不受影響企業無顯著差異，沒有證據表明存在貿易暴露的企業在次貸危機中相比于其他企業受到不同程度的影響。圖 4-4 表明，與歐盟有直接貿易暴露的企業有約低 6%的累積超額收益。t檢驗的結果為 t=-3.31（p=0.002），表明在 95%的置信水平下，與歐盟有貿易暴露的企業在歐債危機中有顯著更低的累積超額收益率。這些結果表明，收入效應是歐債危機傳播至中國企業的重要途徑。這也許是因為歐盟是我國最大的貿易伙伴，是中國出口額最大的地區，2008 年我國對歐盟出口占我國出口總額的 20.5%,而美國是占 17.7%.而且在歐債危機爆發的 2011 年，我國對歐盟出口增長率下滑了 17.4 個百分點。與之相對比美國對中國商品的總需求小一些，需求的變化也小一些，雖然同樣出現了危機后需求增長的放緩，但美國自中國進口增長率僅下滑 6.6 個百分點。
（3）股票流動性
圖 4-5 和 4-6 描繪了每次危機中高流動性和低流動性的個股形成的投資組合的 CARs.在歐債危機中兩個投資組合之間的差別不大。然而在次貸危機中，低流動性的股票有比高流動性的股票有低約 10%的平均累積超額收益（整個 130個交易日期間）。將次貸危機中兩個投資組合內每只股票 2008 年 9 月 18 日的累計超額收益率序列進行兩獨立樣本的 t 檢驗，得到的結果是 t=-1.96（p=0.052），即在 5%的顯著性水平下無法拒絕原假設，也就是說低流動性企業的累計超額收益率與高流動性企業無顯著性差異。顯然在次貸危機中流動性較強的股票并沒有因投資組合重組的需求而遭受更為嚴重的損失，意味著利用股票流動性所代理的投資組合重組效應在次貸危機傳播至中國的過程中沒有發揮作用。這可能是因為我國投資者所購買的次級產品其實很少，因此并未遭受致命性的打擊，也就不需要為滿足追加保證金的要求而被迫賣出流動性好的股票。歐債危機中兩個組合在2011 年 12 月 19 日的累積超額收益率序列的均值在 95%的置信水平下沒有顯著性差異，對應的 t 檢驗結果為 t=-0.78（p=0.435）。這些結果表明：我們未能找到股票流動性效應在次貸危機和歐債危機過程中可能很重要的證據。
（4）信貸緊縮
圖 4-7 和 4-8 描繪的是在次貸和歐債危機中兩個投資組合 CARs 的結果。這些圖形說明：相比于其他樣本而言，對短期債務依賴度高的企業在次貸危機中有低 14%的累積超額收益率。將次貸危機中兩個投資組合內每只股票 2008 年 9 月18 日的累計超額收益率序列進行兩獨立樣本的 t 檢驗，得到的結果是 t=-2.72（p=0.006），即在 95%的顯著性水平下拒絕原假設，也就是說對短期債務依賴度高的企業的累計超額收益率要低于對短期債務依賴度較低的企業。而在歐債危機中對短期債務依賴度高的企業比其他企業的累計超額收益要低 3%,t 檢驗的結果為 t=-1.88（p=0.061），即證實在 90%的置信水平下對短期債務依賴度高的企業的超額收益會更低。這意味著信貸緊縮渠道在兩次危機中都起了作用。這是因為在危機過程中，市場會出現整體流動性緊縮，銀行等機構就會緊跟著收縮其信貸。
在此情況之下，投資者預測對短期債務依賴度高的企業會遭受更為嚴重的損失，并據此調整其投資組合，因而會表現為這類企業的累計超額收益率更低。
