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《基金持股比例與a股市場收益波動率的實證分析論文》由會員上傳分享，免費在線閱讀，更多相關(guān)內(nèi)容在學(xué)術(shù)論文-天天文庫。
1、基金持股比例與A股市場收益波動率的實證分析論文.freeleman(1988)。一些學(xué)者認(rèn)為相對于個人投資者，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”可能會加速價格的變化并進(jìn)而增加收益波動性。但是Lakonishok，Shleifer，andVishny(1994)指出機(jī)構(gòu)投資者的“羊群行為”并不必然會導(dǎo)致波動性的增加。如果機(jī)構(gòu)投資者買入價值被低估的股票，同時遠(yuǎn)離價值被高估的股票，這種“羊群行為”和個人投資者的非理性交易相互抵消，會促使股價趨于均衡價值，從而減小市場波動。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波動性的重要原因，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性并沒有定論。在實證研究方面的文獻(xiàn)有Badrinath，Gay，andKale(1989)，KothareandLaux(1995)，Sias(1996)，GompersandMetri
3、ck(2001)等，國內(nèi)研究兩者之間關(guān)系的實證文章不多，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)對于機(jī)構(gòu)投資者持股比例與股票收益的波動性之間的命題，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。用股票收益的波動率作為因變量，A股市值的對數(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)估計值，第二行為其對應(yīng)的t統(tǒng)計量的值。在控制了個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)系則可能是因為基金規(guī)模較小對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
5、于這種不一致，有兩種可能的解釋，一是基金在市場衰退和上漲時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最下面兩行是對各指標(biāo)每年的系數(shù)估計值做的一個時間序列的平均及其對應(yīng)的Fama—Macbetht統(tǒng)計量值。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為這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于市場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)持股比例的增長是否造成波動性的增加為了檢驗機(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性，以第t期股票收益的波動率作為因變量，以第t—1期股票收益的波動率、第t期A股市值的對數(shù)、第t—1期的股票收益率(有證據(jù)表明波動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的動態(tài)面板數(shù)據(jù)估計方法(ArellanoandBond，1991)得到了如表4所示的模型估計結(jié)果。表4顯示在不分行業(yè)時各解釋變量均顯著，而在分行業(yè)之后各個行業(yè)之間就有些差異了。首先對于上一期的波動率，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)時系數(shù)均為正，表明波動率本身具有一定的慣性。在不分行業(yè)時，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%，其對應(yīng)的股票收益在這一期的波動
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可以減少隨后一期該股票收益的波動率，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，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，這也反映出因為基金對于各個行業(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
