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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)證分析論文.freeleman(1988)。一些學(xué)者認(rèn)為相對(duì)于個(gè)人投資者，機(jī)構(gòu)投資者更容易受到“羊群行為”的影響，這種“羊群行為”可能會(huì)加速價(jià)格的變化并進(jìn)而增加收益波動(dòng)性。但是Lakonishok，Shleifer，andVishny(1994)指出機(jī)構(gòu)投資者的“羊群行為”并不必然會(huì)導(dǎo)致波動(dòng)性的增加。如果機(jī)構(gòu)投資者買入價(jià)值被低估的股票，同時(shí)遠(yuǎn)離價(jià)值被高估的股票，這種“羊群行為”和個(gè)人投資者的非理性交易相互抵消，會(huì)促使股價(jià)趨于均衡價(jià)值，從而減小市場(chǎng)波動(dòng)。另外，流行的新聞
2、輿論經(jīng)常將機(jī)構(gòu)投資者行為看作是增加證券市場(chǎng)波動(dòng)性的重要原因，并認(rèn)為其原因是短期關(guān)注的行為。但是ShleiferandVishny(1990)和Froot，Scharfstein，andStein(1992)認(rèn)為這種機(jī)構(gòu)投資者的短期關(guān)注的行為可能是理性的。因此對(duì)于機(jī)構(gòu)投資者的短期關(guān)注行為(持股比例增加)是否增加股票收益波動(dòng)性并沒有定論。在實(shí)證研究方面的文獻(xiàn)有Badrinath，Gay，andKale(1989)，KothareandLaux(1995)，Sias(1996)，GompersandMetri
3、ck(2001)等，國(guó)內(nèi)研究?jī)烧咧g關(guān)系的實(shí)證文章不多，見徐妍、林捷和裘孝鋒(2003)，姚頤和劉志遠(yuǎn)(2005)，何基報(bào)和王霞(2005)。這些文章都采用每期截面回歸或Fama—Macbeth回歸方法(FamaandMacbeth，1973)，很難得到兩者之間的確切關(guān)系，另外這些方法沒有考慮到變量的內(nèi)生性，其回歸結(jié)果不具有一致性。在他們的研究結(jié)果中，我們發(fā)現(xiàn)對(duì)于機(jī)構(gòu)投資者持股比例與股票收益的波動(dòng)性之間的命題，或沒有結(jié)論，或認(rèn)為是正向關(guān)系，或認(rèn)為機(jī)構(gòu)投資者更傾向于持有波動(dòng)性更小的股票。而Falkenst
4、ein(1996)和Faugere和Shaa—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。表3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，從2002年開始就變成負(fù)向的。對(duì)
5、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方法對(duì)于市場(chǎng)中既有上漲又有下跌的情況不是
6、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(zhǎng)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(zhǎng)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(zhǎng)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CheungandNg，1992)、第t期換手率、第t—1期持股
7、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。表4顯示在不分行業(yè)時(shí)各解釋變量均顯著，而在分行業(yè)之后各個(gè)行業(yè)之間就有些差異了。首先對(duì)于上一期的波動(dòng)率，除了房地產(chǎn)業(yè)系數(shù)為負(fù)但是并不顯著以外，其余行業(yè)以及不分行業(yè)時(shí)系數(shù)均為正，表明波動(dòng)率本身具有一定的慣性。在不分行業(yè)時(shí)，上一期持股比例的增量系數(shù)為負(fù)，其值為-0.0164，表示在控制其余變量后，基金在上一期每提高其持股比例10%，其對(duì)應(yīng)的股票收益在這一期的波動(dòng)
8、率將減少0.164%。由這里可以看出，基金持股比例的增加確實(shí)可以減少隨后一期該股票收益的波動(dòng)率，可以起到一定的穩(wěn)定股市的作用。表4的結(jié)果中分行業(yè)來看時(shí)，所有行業(yè)的上一期持股比例增量的系數(shù)都為負(fù)，與不分行業(yè)時(shí)都是一致的。但是公用事業(yè)類與房地產(chǎn)業(yè)的系數(shù)不顯著，而綜合類則只在10%的顯著性水平下才顯著。樣本數(shù)目最多的工業(yè)類上一期持股比例增量的系數(shù)也最顯著，這也反映出因?yàn)榛饘?duì)于各個(gè)行業(yè)看好的前景不一樣，所采取的投資策略不一樣，其持股比例變化的影響
