基金持股比例與a股市場(chǎng)收益波動(dòng)率的實(shí)證分析

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1、基金持股比例與A股市場(chǎng)收益波動(dòng)率的實(shí)證分析摘要：中國的基金自上個(gè)世紀(jì)末開始發(fā)展，近幾年發(fā)展迅速?；鹗欠衿鸬搅朔€(wěn)定中國證券市場(chǎng)的作用?本文從基金對(duì)股票的持股比例與股票收益波動(dòng)率之間的關(guān)系這一角度來分析基金的參與是否減小了我國股市的波動(dòng)性。本文采用動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型對(duì)1999年到2004年中國A股市場(chǎng)進(jìn)行了分析，發(fā)現(xiàn)基金偏好收益波動(dòng)大的股票，而另一方面隨著基金提高其持股比例，其對(duì)應(yīng)的股票收益的波動(dòng)率減小，從而起到了一定的穩(wěn)定股市的作用?！　￡P(guān)鍵詞：機(jī)構(gòu)投資者；基金；股票收益波動(dòng)率；動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型　　　　

2、一、引言　　股票指標(biāo)在各個(gè)行業(yè)的表現(xiàn)不同，并且各個(gè)時(shí)期也有所差異，表1、表2分別給出了各指標(biāo)在季度平均數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上按行業(yè)分類的對(duì)比和各指標(biāo)在不同期間表現(xiàn)的對(duì)比?！　　谋?各指標(biāo)的均值來看，房地產(chǎn)業(yè)的收益率、波動(dòng)率、換手率都是最高的，而所對(duì)應(yīng)的基金持股比例卻是很低的，僅高于金融業(yè)，其A股市值也很低，僅高于商業(yè)。這可能表明基金的持股比例與所持股票市值是正向關(guān)系，而與股票的波動(dòng)率、換手率是負(fù)向關(guān)系。另外房地產(chǎn)業(yè)持股比例均值所對(duì)應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)偏差也很小，僅高于金融業(yè)，說明各基金對(duì)于這種類型股票的偏好比較一致。金融

3、業(yè)雖然市值大，但是持股比例最低，可能由于其收益率較低，而風(fēng)險(xiǎn)還不小，這也可能表明波動(dòng)率與基金的持股比例之間也是負(fù)向關(guān)系。而波動(dòng)率最小的公用事業(yè)類股票基金持股比例最高，這從另一面也顯示前面的關(guān)于波動(dòng)率與持股比例之間的負(fù)向關(guān)系?！　”?反映了各指標(biāo)在前幾年的變化過程。從表2可以看出，從2001年開始到2004年平均收益率都是負(fù)的，而各股票的A股市值平均值在2001年之后就開始逐年減小了。從2000年來看，其波動(dòng)性是很大的，僅次于1999年，其對(duì)應(yīng)的收益率是最高的，而基金持股比例也很高，僅次于2004年。這

4、可能表明在市場(chǎng)較好的情況下，波動(dòng)率與基金持股比例之間是正向的關(guān)系。至于為什么不是1999年波動(dòng)性最大的一年持股比例最高，可能跟1999年基金行業(yè)本身規(guī)模較小有關(guān)。而從2001年到2004年這種關(guān)系則不是很明顯。另外我們注意到2004年基金持股比例最高，這有可能是因?yàn)榛饦I(yè)認(rèn)為從2005年開始證券市場(chǎng)會(huì)轉(zhuǎn)好。由于其對(duì)應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)偏差也最大，可能表明各個(gè)基金對(duì)此看法還不完全統(tǒng)一?！　　　　∪?、回歸分析　　　　　為了能夠更進(jìn)一步地確認(rèn)股票收益率的波動(dòng)性與基金持股比例之間的關(guān)系，我們下面采用傳統(tǒng)的截面回歸方法和動(dòng)

5、態(tài)面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行分析?！　∥覀兪紫扔玫氖乔叭搜芯坑玫幂^多的Fama—Macbeth回歸方法。用股票收益的波動(dòng)率作為因變量，A股市值的對(duì)數(shù)、換手率、持股比例作為自變量，得到的回歸結(jié)果如表3所示?！　　”?中數(shù)據(jù)的第一行為系數(shù)估計(jì)值，第二行為其對(duì)應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)量的值。在控制了個(gè)股的市值和換手率之后，除了1999年，從2000年開始，基金持股比例與股票收益率的波動(dòng)率之間都有很顯著的關(guān)系，而1999年兩者之間不存在顯著關(guān)系則可能是因?yàn)榛鹨?guī)模較小對(duì)股市的影響也比較小。不過兩者之間的關(guān)系在2002年之前是正向的，

6、從2002年開始就變成負(fù)向的。對(duì)于這種不一致，有兩種可能的解釋，一是基金在市場(chǎng)衰退和上漲時(shí)期的策略是不一樣的；二是基金在前幾年處于發(fā)展初期，其穩(wěn)定市場(chǎng)的作用不能很好地體現(xiàn)，從2002年開始其穩(wěn)定作用逐漸顯示出來。表3最下面兩行是對(duì)各指標(biāo)每年的系數(shù)估計(jì)值做的一個(gè)時(shí)間序列的平均及其對(duì)應(yīng)的Fama—Macbetht統(tǒng)計(jì)量值。我們注意到雖然持股比例系數(shù)為負(fù)，但是t值很小，很不顯著。這種不顯著可能是因?yàn)檫@6年中有3年其系數(shù)是正的，還有3年系數(shù)是負(fù)的，所以平均之后不顯著也就不奇怪了。　　　由此我們可以看出這種回歸

7、方法對(duì)于市場(chǎng)中既有上漲又有下跌的情況不是很合適，得不到兩者之間確切的關(guān)系。另外這種方法沒有考慮到變量的內(nèi)生性，其結(jié)果不具有一致性。因此本文后面的分析就全部基于面板數(shù)據(jù)模型?！　　?一)持股比例的增長是否造成波動(dòng)性的增加　　　為了檢驗(yàn)機(jī)構(gòu)投資者持股比例的增長是否先于該股票收益波動(dòng)性的增大，即其持股比例的增長是否增加了該股票收益的波動(dòng)性，以第t期股票收益的波動(dòng)率作為因變量，以第t—1期股票收益的波動(dòng)率、第t期A股市值的對(duì)數(shù)、第t—1期的股票收益率(有證據(jù)表明波動(dòng)率是上一期股票收益率的遞減函數(shù)，見Cheun

8、gandNg，1992)、第t期換手率、第t—1期持股比例的增量為解釋變量，采用Arellano—bond的動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)估計(jì)方法(ArellanoandBond，1991)得到了如表4所示的模型估計(jì)結(jié)果?！　　　∷?、穩(wěn)健性檢驗(yàn)　　　本文的樣本來自深圳證券交易所與上海證券交易所數(shù)據(jù)，而兩個(gè)市場(chǎng)各股票的表現(xiàn)可能會(huì)有差異，因此分別以兩個(gè)市場(chǎng)的樣本各自重復(fù)上一節(jié)所做的各種模型，由于結(jié)果幾乎與上一節(jié)的結(jié)果一樣，這里不再列出其分開考慮的結(jié)果了。本節(jié)從另外一個(gè)角度即股