基金投资、价格压力效应与股票回报

第三届(2010)《中国金融评论》国际研讨会论文集 7．4基金投资、价格压力效应与股票回报 姚颐¨刘志远 相二卫 (南开大学商学院，天津，300071) AStudyoftheFund’SInvestmentBehaviorBasedon PricePressureEffect YiYaoZhiyuanLiuErweiXiang (BusinessSchool，NankaiUniversity,Tianjin，300071) 姚颐，女，汉、天津、南开大学商学院管理学博士、会计系副教授、硕士生导师、注 册会计师资格，作为第一作者分别在《管理世界》、《金融研究》(2篇)、《会计研究》、《中 国会计评论》、《经济科学》等权威及核心刊物发表论文十余篇，英文论文多次入选美国会计 学年会等高水平国际会议并宣读。主持2008年国家自然科学基金面上项目“不同市场状态 下基金投资行为与市场稳定”，并作为第一参加人参与多项国家及省部级课题，研究方向资 本市场财务与会计。2010年获得中国会计学会优秀论文二等奖。2008、2009年均获得南开 大学优秀社科类成果奖。 刘志远，男，汉、河北、南开大学管理学博士，南开大学商学院副院长，教授、博导。 先后在Ⅸ管理世界》、《中国工业经济》、《金融研究》、《会计研究》等核心刊物发表论文数十 篇，出版著作十余部，主持国家自然科学基金重点项目、财政部重点会计科研课题等十余项， 2003年美国福布莱特学者，2005年教育部“新世纪优秀人才”。 相二卫，男，汉、河北、南开大学商学院会计系08级博士研究生，在《统计与决策》、 Ⅸ商业研究》、《财会通讯》、((中国管理信息化》等-r,J物有多篇论文发表，参与2008年国家 自然科学基金面上项目“不同市场状态下基金投资行为与市场稳定”，研究方向资本市场财务 与会计。 通讯作者：姚颐 EMAIL：mailto：yaoyi88@126．com， ”本文得到国家自然科学基金‘‘不同市场状态下基金投资行为与市场稳定(70872052)”、。·基金投资、投票 权行使与投资者保护(70672031)”、教育部“新世纪优秀人才支持(NCET-05—0237)”、南开大学“985 工程’哲学社会科学创新基地(1050821210)、南开大学2007年度“人文社会科学校内青年项目(NKQ07010)” 的资助。 第三届(2010)《中国金融评论》国际研讨会论文集 基金投资、价格压力效应与股票回报 摘 要：本文研究了基金作为我国最大且最重要的机构投资者，其巨量投资所带来 的价格压力效应对市场形成的冲击。文中以2002年第一季度到2008年第二季度共26个季 度数据为样本，验证了基金投资的价格压力假说，并发现基金首次重仓买入股票时的当季超 额收益率平均为20．317％，而基金全部卖出股票时的当季超额收益率平均为．8．074％，二者 具有显著的非对称性。另外，本文还发现基金增仓股票并未比减仓股票具有更高的净资产收 益率，但基金增仓时的股价波动率显著高于减仓行为。本文的结论表明基金作为一个超级主 力其买入、卖出行为所支付的价格压力溢价远高于国际市场，机构投资者的过分单一性不利 于我国证券市场长远发展。 关键词：基金；价格压力：股票收益 ResearchonMutualFundsInvestmentBehaviorand PricePressureEffect Abstract：Mutualfundsaregenerallyconsideredasthebiggestandmostdominant institutionalinvestorinourcountry．Thispaperinvestigatestheimpactofmutualfundsinvestment onstockprice．Weanalyzesthepricepressurehypothesisofmutualfundsinvestmentwithquarter dataofChineselistedcompaniesfromthefirstquarterin2002tothesecondquarterin2008， whichincludes26quarters．Wefindthatthecontemporaryabnormalreturnrateofmutualfund’S newbuyingis20．317％，whichishigherthanthatofmutualfund’Snewsellingwith一8．074％and thereexistsanimbalancedimpactofpricepressureeffectbetweenthetwokindsofbehaviors． Thereissimilarresultsofpricepressureeffectonpositionincreaseanddecreaseofmutualfunds． ResearchresultsimplythatthepricepressurepremiumofmutualfundsinOUrcountryoutweighs thatofinstitutionalinvestorsabroadandthepresentstructureofinstitutionscannotbenefitthe futuredevelopmentofoursecuritymarket． Keywords：mutualfunds；pricepressure；stockreturn JEL分类号：G32，G34，G38 第三届(2010)《中国金融评论》国际研讨会论文集 一、引言 是什么在让股票价格发生变化?一直以来都是西方财务学研究的重要命题。在经典的财 务模型无法有效解释股价变动的情况下，Shiller(1981)提出了著名的“波动率之谜”，发现 股价波动的幅度远不是传统模型所谓的“价格由未来红利的预期净现值决定”所能解释的。虽 然反驳者对Shiller(1981)以一个不变的贴现率和分红过程的一些特别假定来计算未来红利 的净现值提出批评(见MarshandMerton，1987)，但Shiller的工作为一个全新的研究领域指 出道路：从投资者行为的角度出发，对股价波动展开深入研究(Roll，1984，1988)。 LehavyandSloan(2008)再次提出这个经典问题“是什么在让股票价格发生变化?”， 研究后发现基本面发生变化，如盈余和现金流量等会计信息发生变化，对股票价格变化只有 微弱的解释能力，即实际盈余变化的解释能力不到10％；分析师短期和长期的盈余预测(包 括预测修正)的解释能力为30％左右，那么其余的60％全部来自于目前远没有研究清楚的 投资者交易行为。由此，从投资者交易行为出发寻找对股价的影响成为重要的研究方向。 股票市场作为一种虚拟经济，股价的变化会受制于投资者心理。那么又是哪些因素在影 响投资者心理发生微妙的变化呢?因素之一是主流研究已经发现的机构投资者的交易行为， 如2001年Shiller在其《非理性繁荣》一书中指出20世纪末美国股价处于一个惊人的高位，是 由投资者购买行为尤其是共同基金的大发展造成的价格非持续性增长，不是股票真实的价值 和基本信息引起的增长。 那么机构投资者又对我国的股票市场带来怎样的影响呢?我国证券监管层为了改变股 市以中小投资者为主的格局，促进理性投资，降低股市波动，实现市场稳定，提出了“超常 规、跨越式”发展以证券投资基金(以下简称基金)为主体的机构投资者的战略(尚福林， 2003)。根据Wind数据统计，至2009年3季末，基金持股市值已占A股流通市值的9．37％，其 份额在机构投资者中超过78％，成为我国资本市场中最大且最为重要的机构投资者。由于我 国股票市场中近60％的股份为国有股，而国有股虽然已经完成了股改但大部分仍被锁定，其 真正流通需要假以时日，因此在余下的近40％的流通市场上，机构投资者成为举足轻重的力 量。而我国机构投资者的布局中具有严重的非均衡性，即基金一方独大，在这一点上和成熟 市场如美国资本市场中机构投资者由养老金、共同基金和保险公司三分天下的布局完全不 同，我国机构间不能相互制衡以获取平衡。本文将专门针对基金的投资行为予以研究。 虽然表面上看基金有很多种不同风格类型，但诸多研究发现由于我国的金融工具种类贫 乏、而值得投资的股票数量又非常有限，因此基金的投资具有高度同质性。基金作为同一类 型的盈利组织往往目标取向相同，而投资策略又相似，其买卖相同股票所形成的合力必然会 对股票收益率产生显著的影响，这样就产生了价格压力效应(pricepressureeffect)假说。这样 基金作为机构投资者的代言人，其与散户的博弈，就如同一只大鳄与鱼虾的搏斗，而其到底 会对股票市场带来多大的价格冲击，这个问题到目前为止我国理论界尚不清楚。 为了有效地研究基金投资所带来的价格压力效应，本文选取了以下三种情况分别进行检 验：第一，基金首次重仓买入(即新进入)某只股票时。即在上季末该股票没有任何基金持 有，但在本季末该只股票成为基金的重仓股，这说明基金(一只或多只)在本季度内大量的 净买入，而这种净买入是悄然完成的，基金持股直到下个季度才会在市场予以公开披露，因 第三届(2010)《中国金融评论》国际研讨会论文集 此本文将研究基金新进入对股票当期超额收益率的影响；第二，基金完全卖出(即新退出) 某只股票时，即在上季末该股票还是一只基金重仓股，而在该季度基金完全退出，这种大幅 减仓对股票超额收益率的影响；第三，对于基金已经持有的重仓股，基金在本季大幅增仓或 减仓对当期股票超额收益率的影响。选取以上三种情况，是要测试基金在当期的大幅买入或 卖出对股票超额收益率的影响，由于基金在当期的买入、卖出信息必须迟滞下个季度才向市 场披露，这样我们就可以分割投资信息公布后，由于基金作为高端投资者具有信号作用所形 成的市场超额收益，也就是说我们认为这些基金重仓股超额收益率的变化，在控制了相关变 量后，完全是由价格压力效应所致。 本文的研究结果表明：我国基金投资表现出巨大的价格压力效应，而且基金买入、卖出 的价格压力效应具有非对称性，如基金新进入股票时所带来的涨幅20．317％远高于基金新退 出股票时的跌幅．8．074％。这种非对称性可能是由两个原因造成：一是市场的流动性有限， 基金必须要向股票卖出者即流动性提供者支付更高的溢价才可以达成交易；二是基金的买入 信息可能通过内部人予以泄露，造成整个市场的跟风抢筹进一步使流动性紧缺。为了进一步 分辨基金投资所造成的价格压力效应，本文还追踪了滞后四期的市场表现，发现随后超额收 益率均大幅下降，由此得到当期超额收益率的大幅变动确是由价格压力效应所致。 在增减仓方面，也同样具有非对称性特征，发现基金增仓样本的超额收益率平均为 13．511％，减仓样本的超额收益率平均为．1．164％。而这一结论由此令人深思，在现有的市场 结构下基金形同一只巨鳄生活在一个浅水池中，其买入、卖出所支付的价格压力溢价在国际 市场是罕见的，远大于国外在发现价格压力效应时即标普指数股增减时所形成的溢价3％。 而另外一个值得关注的问题是，本文的研究发现基金增仓样本与减仓样本在净资产收益率、 换手率、市值等方面并无显著差异，但增仓样本的波动率显著高于减仓样本。 上述结论表明，基金作为_一个超级主力其买入、卖出行为所支付的价格压力溢价远高于 国际市场，而形成这种局面的重要原因之一是我国机构投资者生态结构不合理，这种以基金 为主的机构布局在一定程度上造成基金的投资困难。而另一方面基金与中小散户的博弈也注 定了中小散户从开始就处于劣势，会加剧散户对基金投资行为的模仿，从而导致整个市场股 价运动的同步性，不利于我国证券市场的长远发展。这些结论具有监管启示和政策含义，对 于投资者投资决策的制定也具有借鉴意义。 本文的结构安排如下：第二部分回顾了相关研究文献；第三部分提出本文的研究假设； 第四部分是实证检验及其结果；第五部分主要结论。 二、文献回顾 对于机构交易行为与股价变化或股票收益之间有着怎样的关系，已有部分研究从机构交 易行为的价格压力效应角度进行了分析。ChartandLakonishok(1993，1995)，Keimand Madhavan(1997)，JonesandLipson(1999)分别研究了机构投资对股价的影响。这些研究的总 体结论是机构交易会对股价收益率造成短期或持久性影响。由于机构账户的股票交易占市场 的60％(NYSEFacebook，1998)，那么买卖相同股票所形成的合力必然会对股票收益率产生 显著的影响，这样就产生了价格压力假说(pricepressurehypothesis)。 所谓价格压力是指大宗股票的买入或卖出会引起股价的上升或下降，股价变动不仅是对 487 第三届(2010)《中国金融评论》国际研讨会论文集 488 股票持有者所承担风险的补偿，更是对流动性提供者交易成本的补偿。价格压力假说是指数 效应中最早发现，也是对该种效应最直接的解释。它是指指数成份股调整后，追踪指数的基 金、ETFs及期货与期权等将会重新调整其投资组合，买入被新纳入指数的股票，同时卖出 指数剔除的股票。这种机构投资者的大宗股票买卖将在短期内对股价产生压力。根据价格压 力假说，纳入股票在公告日或调整实施日前由于大量买入将导致价格上升，压力消失后，股 价将反转，回复到先前的水平，而被剔除的股票则相反。HarrisandGurel(1986)发现普 尔500指数构成发生变化时，持股比例的增加会使股票价格上涨3％以上，2周后趋势发生反 转，由此支持了价格压力假说。另一方面，BrownandBrooke(1993)以1980年1月到1990年4 月分拆股票的公司为样本，发现分拆股票价格最初的下跌与机构从这些股票中抽资的程度显 著相关，机构投资者的大宗交易造成股价大幅波动。之后的论文进一步研究了价格压力假说， 并且发现在对股价的影响上，机构投资者比个人投资者有更强的影响力，机构投资者对股票 价格的影响远超过其持股比例。研究发现在股票成交是由机构投资者买入、个人投资者卖出 形成时，机构投资者买入股票对股价的推动作用明显高于个人投资者卖出股票对股价下跌的 影响(Siaseta1．，2001；Griffineta1．，2003)。 国内也有一些学者研究了机构投资者持股对股票市场的影响。部分学者研究了机构投资 者交易与市场稳定性的关系(庄序莹，2001；祁斌，黄明和陈卓思，2006b；姚颐和刘志远， 2008等)，另一部分学者则研究了机构投资与股票回报之间关系。其中，陈卓思，高峰和祁 斌(2008)将股票分成高机构持股股票和低机构持股股票两类，研究发现对于高机构持股股 票，过去表现较好的股票会吸引机构增加持仓，且机构增持的股票相对减持的股票的后续表 现又更好，而低机构持股股票则不然。朱彤，叶静雅(2009)对机构投资者在投资评级发布 日周围的买卖行为进行了分析，研究结果表明，机构持仓比例变化在事件期间与股票的累计 异常收益正相关，同时也与事件前收益正相关，与事件后收益有比较弱的相关。此外，余佩 琨，李志文和王玉涛(2009)利用投资者日持仓变化数据验证了在好消息公布之前机构投资 者的仓位将增加，其仓位变化与股票收益存在正相关关系。 已有文献大多考察机构投资者整体对股价的影响。考虑到我国资本市场机构布局的特 点，基金的巨量投资所形成的价格压力效应在我国尚未予以关注。那么在我国，基金投资的 价格压力究竟会对股票回报带来多大的影响?本文将就此展开研究。 三、研究假设 有效市场假说认为证券价格反映了所有可获得的公开信息。基于有效市场假说，Brealey andMayers(1984)指出只要某投资者能让其他投资者确信其没有任何私人信息，那他就可以 以近似市场价格的价格买卖任何数量的股票。当然其前提假设是不同证券之间可以完全替 代。这意味着对某一证券的超额需求将是充分具有弹性的，即该证券的大量买卖不会对其价 格产生影响。但Scholes(1972)，KrausandStoll(1972)等则对有效市场假说产生质疑并提 出了价格压力假说，指出即便是证券交易没有反映任何新的信息，大宗证券交易也会导致证 券价格发生变化。价格压力假说认为当流动性提供者决定进行股票交易时，其承担的交易成 本和投资组合风险必须得到补偿(HarrisandGurel，1986)，否则他们便不会进行交易。对 交易成本的一种解释源于流动性成本(shortrunliquiditycosts)。流动性是指金融资产变现的 第三届(2010)《中国金融评论》国际研讨会论文集 能力，或市场参与者能够迅速进行大量交易而导致资产价格发生显著波动的市场运行态势。 流动性是整个金融市场的重要特征。CAPM模型的假定之一是要求所有的交易均是免费的。 在现实中，没有任何证券是可以完全流动的，也就是说，所有交易都会有交易成本，并且流 动性溢价(1iquiditypremium)体现在每一种资产的价格中。举例来讲，当某种股票大幅上 涨时，反向交易者(卖出股票的人)即为流动性提供者，交易的实施需要对流动性提供者的 交易成本予以价格补偿。 当基金首次买入(即新进入)股票时往往伴随股价的上涨，而当基金完全卖出(即新退 出)股票的交易行为会导致股价的下跌。由于基金的交易规模巨大，这种大规模的交易行为 会在短时间内产生大量市场流动性需求，急速改变股票的供需关系，从而在短时间内给所交 易股票造成较大的价格压力。ChanandLakonishok(1993)也认为为吸引买方或卖方，机构往 往需要作出一定的价格让步。因此本文得到假设： Hla--基金新进入某只股票时其价格压力效应会导致股票当期超额收益率提高。 Hlb：基金新退出某只股票时其价格压力效应会导致股票当期超额收益率下降。 此外，从流动性角度理解机构交易的价格压力效应同样适用于基金增持股票(即基金增 仓，下同)或减持股票(即基金减仓，下同)的交易行为。 H2a：基金增仓某只股票时其价格压力效应会导致股票当期超额收益率提高。 H2b：基金减仓某只股票时其价格压力效应会导致股票当期超额收益率下降。 四、实证检验及其结果 (一)样本选择和数据来源 根据中国证监会发布的《证券投资基金信息披露指引》的规定，投资组合公告每季公布 一次，应披露基金投资按市值占基金资产净值比例大小排序的前十名股票明细。本文将上述 前十名股票定义为“基金重仓股”，并以此作为研究样本。进入研究样本的股票须有季度基金 持股数据以及季度股票回报等数据。样本期间从2002年第一季度N2008年第二季度，共涉及 26个季度。为了与有基金持股的股票样本对照，我们还收集了没有基金持股的股票样本，两 类样本分别称为“基金持股样本”和“无基金持股样本”。另外，我们还对以下几类样本进行了 剔除：(1)在样本期间内被ST的股票；(2)新发行的股票(上市发行一年及一年以内的)； (3)超额收益率(Aft，t)和每股收益(EPSi，0显著异常的股票；(4)数据缺失的股票。最后得 至iJ272只股票共5149个样本数据。 本研究所需的个股交易价格和财务数据来源于Wind数据库，基金投资组合数据来源于 天相数据库，计算超额收益率所需的市场指数数据和第一大股东持股比例数据分别来自 CCER“证券市场指数数据库”和“上市公司治理结构数据库”。 (二)变量界定 1．被解释变量 本文用超额收益率研厂f．，)衡量个股回报。个股超额收益率指个股相对于同期市场指数回 报的超额回报。本文遵从已有大部分研究，用上证指数代表市场指数。超额收益率的定义及 第三届(2010)《中国金融评论》国际研讨会论文集 490 计算见表1PanelA。 2．解释变量 对于基金持股情况，已有研究有的以持股基金家数衡量(Chela，HongandStein，2001)。 持股基金家数指在某一时期持有某只股票的基金的家数，该指标反映了股票受不同基金关注 的程度。但更多的研究用基金持股比例衡量基金持股情况(NofsingerandSias，1999；Sias， StarksandTitman，2001；陈卓思，高峰和祁斌，2008：朱彤，叶静雅，2009)。基金持股比 例指基金持有某只股票的市值占该股票同期流通市值的比重。这两个指标从不同角度反映了 基金持股状况，持股基金家数多但基金持股比例不一定很高，基金持股比例高不一定持股基 金家数多。因此本文对这两项指标都进行了检验。我们还定义了增减仓及基金持股比例变化 两个变量。增减仓(Dummyi是一个哑变量，用来区分基金增仓和减仓。基金持股比例变化 金持股比例相对上期的变化量。解释变量的定义及计算见表 lPanelB。 3．控制变量 个股回报除受基金持股影响外，还受到股票自身基本面状况的影响。本文控制了个股盈 利状况、规模及股权分布情况对股票回报的影响。盈利状况用净资产收益率僻D既J来反映； 规模用个股A股流通市值的自然对数(Mvi．t)来衡量；股权分布情况用第一大股东持股比例 (Bigholderi．t)来反映。市场层面的因素也可能影响到个股回报。借鉴已有研究，本文控制了 市场层面的日均换手率(Turnoveri,，)和振幅(场，f．f)两个因素。控制变量的定义及计算见表 1PanelC。 表1变量一览表 超额收益率(Ari．，) 超额收益率用来衡量个股超额收益率∞以，)=个股季度 收益率一市场季度收益率=(个股季末交易日收盘价 一个股季度首个交易日前收盘价)／个股季度首个交易 日前收盘价一(季末交易日上证指数一季度首个交易 日前上证指数)／季度首个交易日前上证指数。i为不同 股票；t为不同期数，t=O⋯．，4。 注：个股收益率是考虑分红再投资的收益率，收盘价 为后复权收盘价 PanelB：解释变量 基金持股比例(Fundratio￡，)=不同基金持有该股票的 市值之和／该股票在该时点的流通市值。i为不同股票； t为不同期数，t=O，．．．，4。 持股基金家数(FundnumLf) 持股基金家数(Fundnumt，)=持有该只股票的基金的数 量。i为不同股票；t为不同期数，t=O⋯．，4。 增减仓(Dummy￡f) 哑变量。如果基金持股比例相对上期上升，则定义为 增仓：如果下降，则为减仓。增仓：Dummytc=l，其 第三届(2010)《中国金融评论》国际研讨会论文集 它为0。i为不同股票；t为不同期数，卸，．．．，4。 基金搬比溅化(咖◇蒿翥雾兰譬蝴妣量汹和膘“躲 PanelC：控制变量 净资产收益率(Roe‘，) 净资产收益率(Roet沪归属母公司股东净利润／【(期初 归属母公司股东的权益+期末归属母公司股东的权 益)翻。i为不同股票；t为不同期数，t=O，．．．A。 A股流通市值(概，) A股流通市值的自然对数。i为不同股票；t为不同期 数，t--Ol，．．．，4。第一大胨持股比例c础慨，，蒡票嵩型霎鬻鬣篡股本的比饥i 日均换手率(Turnoveri,，) 日均换手率(Turnovertt)=[∑(单个交易日成交量 (手)x100／当日股票流通股总股数)】／季度交易日数。i 为不同股票；t为不同期数，t=-O⋯．A。 注：流通股股数以股份上市日作为变动日期 振幅(场矗，) 振幅(场，f’f)=(季度最高价-季度最低价)／季度首个交易 日前收盘价。i为不同股票；t为不同期数，t=-O，．．．，4。 (三)实证结果 ．描述性统计及相关性检验 根据前面的理论分析，基金持股将给其所持有的股票带来较好的市场表现，即基金持股 股票将表现出正的超额收益率。我们对基金持股样本进行了描述性统计，结果见表2。表2 结果显示基金持股股票超额收益率均值为9．792％，中位数为4．746％，表明基金持股股票具 有正的超额收益率。另外，从描述性统计中我们还发现，基金持股比例平均达到9．822％， 平均一只股票被6．425只基金持有。 表2全部基金持股股票样本描述性统计 为了观察变量之间的相关关系，我们进行了Spearman相关分析，结果见表3。表3显 示，基金持股当期股票超额收益率ArtD与基金持股比例FundratiotD及持股基金家数 Fundnumi．o显著正相关，这初步说明基金持股比例越高及持股基金家数越多的股票超额收益 率也越高。表3还显示主要的解释变量Fundratioto和FundnumtD的相关系数较高。 49l 第三届(2010)《中国金融评论》国际研讨会论文集 492 表3Spearman相关性检验 2．基金新进入和新退出价格压力效应的检验 上面检验了基金持股的影响，但单纯考察基金持股对股票收益的影响可能不足以说明基 金投资所带来的价格压力效应。为了更为全面地考察不同基金投资行为的价格压力效应，我 们进一步分析了基金新进入和新退出对股票收益的影响。 (1)基金新进入、新退出与无基金持股样本超额收益率的均值比较 基金新进入是指上一期没有基金持股而本期开始有基金买入。基金新退出是指在上一期 尚有基金持股，但本期基金全部卖出。基金新进入、新退出与无基金持股样本超额收益率的 均值比较结果见表4。 首先，对于基金新进入样本与无基金持股样本超额收益率的比较，从表4可以看出，基 金新进入当期及之后一年，基金新进入样本超额收益率均高于无基金持股样本。其中两者差 异在基金新进入当期最为突出，达21．752％，并且在1％水平上显著。在后续三期内，尽管 基金新进入样本超额收益率仍显著高于无基金持股样本，但两者的差异迅速回落到5％以下。 基金新进入后的第四期，两类样本超额收益率的差异甚至不再显著。该结果充分表明了基金 新进入当期给所投资股票带来的价格压力。 其次，对于基金新退出样本与无基金持股样本。超额收益率的比较，表4显示基金新退 出当期其所退出股票的超额收益率大幅跌至．8．074％，相比较无基金持股样本在l％水平上显 著低．7．021％，这说明基金新退出当期所带来的价格压力效应是非常明显的。由于基金的交 易规模比较大，这种大规模的交易行为会在短时间内需要大量市场流动性，急速改变股票的 供需关系，从而基金新退出的交易行为在退出当期会导致股价的大幅下跌。基金退出后一期 这些股票的超额收益率仍然为负，约为．0．187％，但这种超额收益率的下降相对于基金退出 当期已大大减缓。基金退出之后的第二期及以后各期，可能又有新的机构在低点买入，股票 的超额收益率逐步回升。 表4还列示了基金新退出股票和基金新进入股票超额收益率的比较结果。可以发现，基 金新退出当期，其所退出股票的超额收益率在1％水平上比同期基金新进入股票的超额收益 率显著低28．391％。虽然从基金新进入(新退出)之后的第一期到第二期，基金新进入股票 的超额收益率均显著高于基金新退出股票，但与基金新进入(新退出)当期相比已，两组样 本超额收益率的差异大大缩小，该对比充分说明了基金新进入(新退出)当期所带来的巨大 1这里的无基金持股样本中已扣除当期基金新退出的股票。 第三届(2010)《中国金融评论》国际研讨会论文集 的价格压力。同时基金新进入股票20．317％的超额收益率和基金新退出股票一8．074％的超额 收益率也表明基金买入、卖出的价格压力效应具有非对称性。这种非对称性可能是由两个原 因造成：一是市场的流动性有限，基金必须要向股票卖出者即流动性提供者支付更高的溢价 才可以达成交易；二是基金的买入信息可能通过内部人予以泄露，造成整个市场的跟风抢筹 进一步使流动性紧缺。 从基金新进入、新退出与无基金持股样本超额收益率均值比较的结果我们还可以看出， 相对于HarrisandGurel(1986)的结论，即标准普尔500指数构成发生变化时，持股比例的增 加会使股票价格上涨3％以上，我国基金作为一个超级主力其买入、卖出行为所支付的价格 压力溢价远高于国际市场。 表4基金新进入、新退出与无基金持股样本超额收益率均值比较 注：彳rf，D，么_J，么_2，Ari,3，Ari,4分别为基金持股当期及之后四期股票超额收益率。幸料，料，半 分别代表在．1％，5％和10％水平上显著；括号中为t值。 (2)基金新进入价格压力的回归分析 接下来我们将通过回归考察基金新买入与所买入股票超额收益率的关系。在此之前首先 对“新进入”样本各变量进行相关性检验2，发现基金持股比例和持股基金家数两个变量高度 相关，为避免多重共线性，构建两个回归方程分别检验： Arijo=80+piFundratioi?o+f12Roei．o+f13Mvi,o+f14Turnoveri．o+f15Voli．o+f16Bigholderi,o+岛．o 2限于篇幅，“新进入”样本的相关性检验结果这里不再。 493 第三届(2010)《中国金融评论》国际研讨会论文集 494 Arf,o=Po+fllFundnumi．o+f12Roei,o+flsMvi,o+f14Turnoveri,o+f15Voli,o+fleBigholderi,o+岛．o (2) 其中，Fundratio‘口为基金持股比例，Fundnum￡D为持股基金家数，RoetD为净资产收益率， Mvi,D为个股A股流通市值的自然对数，Turnoveri,D为日均换手率，场，f．D为振幅，Bigholder‘口 为第一大股东持股比例。 回归结果如表5所示。方程1用基金持股比例(Fundratioi衡量基金持股情况，方程 2则用持股基金家数 )来衡量基金持股情况。我们,o发)(Fundnumto 现，在基金新进入当期， 基金持股比例的回归系数为O．357且在l％水平上显著，表明基金持股比例越高，股票超额 收益率越高。持股基金家数的回归系数为0。659并在1％水平上显著，表明一只股票同时被 多家机构看好并买入对股票超额收益率有显著正的影响，即持股基金家数越多，股票超额收 益率越高。表5的结果表明，基金新进入给所买入股票带来巨大的价格压力，而该压力直接 推高了这些股票的超额收益率。假设la得到验证。 表5基金新进入价格压力效应检验 注 ： 匹l 归 方 程 l ： 么魄d铂节iFundratioi，o+f12Roei,o+f13Mvi，o+f14Turnover‘o+f15Voli．o+f16Bigholderi,矿毛D；回归方程 2：Ari．o=flo+fllFundnumto+fleRoei．o+flsMvi．o+fl,Turnoveri．o+f15Voli,o+f16Bigholderi．o+￡i．0。爿^口指 股票超额收益率。Fundratio￡口指基金持股比例。FundnumtD指持股基金家数。Roef,o指净资产 第三届(2010)《中国金融评论》国际研讨会论文集 收益率。Mvi,口指个股A股流通市值的自然对数。Turnoveri,o为日均换手率。场厶D为振幅。 Bigholderi．o为第一大股东持股比例。i为不同股票；0表示当期。·料，¨，·分别代表在l％，5 ％和10％水平上显著；括号中为t值。回归方程已通过多重共线性检验。 (3)基金新退出价格压力的回归分析 下面我们将考察基金新退出对股票市场业绩的影响。虽然在基金全部卖出后其当期期末 基金持股比例为0，但我们依据基金上一期持股，可以计算出基金在本期的卖出比例，从而 进行基金卖出的价格压力检验。对于这部分样本，我们同样先进行相关性检验，发现基金持 股比例和持股基金家数的相关系数不高，因此可以放入同一模型。建立的回归方程如下： Ari,o=flo+fllFundratio‘o+f12Fundnumi,o+fl_，,Roei．o+f14Mvi．o+f15Turnoveri,o+f16Volto+f17Bigholde ^矿岛口 (3) 其中，Fundratio加为基金持股比例，Fundnum‘D为持股基金家数，Roe‘o为净资产收益率， Mvi,o为个股A股流通市值的自然对数，Turnovers,o为日均换手率，场，f-D为振幅，BigholdertD 为第一大股东持股比例。 表6显示，基金退出当期基金持股比例(Fundratioi,o)与持股基金家数(Fundnumi．o) 的回归系数分别为一0．773和．1．959，且在1％水平上与超额收益率显著负相关，即基金卖出比 例越高，上期持股基金家数越多，基金退出对该股票的收益率冲击越大。假设lb得到了验 证。 表6基金新退出价格压力效应检验 被解释变量：超额收箍率(At-／．q) 方程 C Fundratioi．o Fundnumi．o Roeit0 Mvto Tumoverto Volvo Bigholderi，0 Observations 495 一㈣一删一彻撒删一蓦f一帅一删一鳓咖～一一一一一㈣一一一萋|一一一一一姗 第三届(2010)《中国金融评论》国际研讨会论文集 496 AdjustedR·squared F．statistie Durbin—Watsonstat 样本数 0．253 53．702 1．084 1259 注 ： 回 归 方 程 ： Arf．o=Bo+fltFundratioi,o+fleFundnumi．o+fl，Roei,o+f14Mvi．o+flsTurnoverto+f16Voli,o +f17BigholdertD+最口。Ari,o指股票超额收益率。Fundratio‘D指基金持股比例。Fundnum‘口指持 股基金家数。Roef．D指净资产收益率。Mvi,口指个股A股流通市值的自然对数。Turnoveri,D为 日均换手率。场，f口为振幅。Bigholderi,D为第一大股东持股比例。i为不同股票；0表示当期。 幸¨，¨，宰分别代表在1％，5％和10％水平上显著；括号中为t值。回归方程已通过多重共线 性检验。 3．基金增仓和减仓价格压力效应的检验 (1)基金增仓和减仓样本超额收益率的比较 在这一部分，我们将检验基金增减仓对样本股票超额收益率的影响。本文对基金增(减) 仓的定义如下：如果上期样本股票有基金持股，本期基金持股比例相对上期上升(下降)， 则定义为增仓(减仓)。 表7列示了基金增减仓样本相关变量均值比较的结果。我们发现基金增仓样本的超额收 益率平均为13．511％，比减仓样本的超额收益率均值一1．164％高出14．675％，该差异在1％水 平上显著。这表明基金的增仓(减仓)对股价形成了正向(负向)价格压力。同时，与基金 新进入和新退出价格压力效应类似，在增减仓方面，基金投资的价格压力效应也表现出非对 称性特征。 此外。对于Roe，来说，基金增仓样本和减仓样本并无显著差异，这表明基金增仓的股,o 票并没有表现出更高业绩。另外，从Turnoveri,o，Mvi,D和Bigholderi,D来看，两类样本也没有 显著差异，但增仓样本的波动率显著高于减仓样本。 表7增减仓样本相关变量均值比较 第三届(2010)《中国金融评论》国际研讨会论文集 注：Ar_f．o指股票超额收益率。Fundratio‘0指基金持股比例。Fundnumt0指持股基金家数。 Roei．o指净资产收益率。Turnoveri．口为日均换手率。Zorn,D为振幅。Mvi,D指个股A股流通市值 的自然对数。Bigholderi,D为第一大股东持股比例。i为不同股票；0表示当期。·¨，¨，·分别 代表在l％，5％和10％水平上显著；括号中为t值。 (2)回归分析 接下来本文进一步通过回归揭示基金增减仓对股票超额收益率的影响。为了区分基金增 仓和减仓，我们设置了哑变量Dummyi．，。DummyiTl，表示基金增仓；Dummyi,t=O，表示基 金减仓。除了单独考察基金增减仓对股票超额收益率的影响外，我们还将Dummyi,，与基金 持股变量进行交乘，基金持股分别用基金持股比例(Fundratioi)和持股基金家数。，) 来衡量，对于基金增减仓当期，建立的回归方程如下：,t(Fundnum Ari,o=flo+fltDummyi．o+fl：Fundratioi．o+flsDummyi,o*Fundratioi,o+f14Roei,o+flsMvi,o +f16Turnoverto+f17Volto+flsBigholderi．o+岛,o (4) Ari'o=80+8IDtlm"I)，i，o十p2Ftlnantlml?o+8归tlmmyi，04Fundnul岷o+穆皿oei，o+lBs№1．o +f16Turnoveri,o+f17Voli．o+flsBigholderi,o+岛．o (5) 其中，Dummy￡D为哑变量，Dummy|f,o=1，表示基金增仓，Dummy￡o=0，表示基金减仓； FundratiotD表示基金持股比例；Fundnumto表示持股基金家数：Dummyi．ol*Fundratiot0为 Dummyi,。与Fundratiot口的交乘项：Dummyi，D*FundnumtD为Dummyi,o与Fundnumt。的交乘项； Roet口为净资产收益率；慨D为个股A股流通市值的自然对数；Turnoveri．o为日均换手率； 场，f．D为振幅；BigholderiD为第一大股东持股比例。, 回归结果如表8所示。方程1结果显示，Dummy加的回归系数为7．582，而且在1％水平 上显著，这说明基金增仓股票的超额收益率要比基金减仓股票的超额收益率显著高出7．582， 这与上面均值比较的结果类似。Fundratio加的回归系数为0．141，而且在1％水平上显著，说 明基金持股比例与股票超额收益率显著正相关。交乘项Dummy，D 0．217，而且在l％水平上显著，说明相对于基金减仓股票，基金增仓股票基金持股比例每增 加1个单位，其超额收益率将增加0．217，由此进一步说明基金增仓所形成的价格压力效应。 方程2用持股基金家数(Fundnumi)来衡量基金持股情况，结果与方程l类似。 表8基金增减仓价格压力效应检验 497 第三届(2010)《中国金融评论》国际研讨会论文集 498 注 ： 方 程 1 ： Ari?o_90+8iD埘l竹嗲I．o十82Ftlndrntioi?o+8p硼1myi．矿Ftln出口tioi?o十p丞0ei?o+p5M呦十p6勖豫overi?o+ f17Voli．o+flsBigholderi,o+Ei．o； 方 程 2 ： Ari．o-lBo+fl,Dummyi．o+p2Fundnumljo+fljDummyi,o*Fundnumi．o+f14Roei．o +flsgvi．o+夕6Yurrloveri,D邯7Voli,o+flsBigholderi,D+最。。Ari,口指股票超额收益率。Dummy￡D为哑变 量，DummyLo=1，表示基金增仓；Dummy|f,o=O，表示基金减仓。FundratiotD指基金持股比例。 Fundnum￡8指持股基金家数。Dummyi,o*Fundratioto为Dummygd与Fundratiot8的交乘项。 Dummyi．o*FundnumtD为Dummyf,D与Fundnum‘D的交乘项。Roei．o指净资产收益率。Mvi．o指个 股A股流通市值的自然对数。Turnoveri,D为日均换手率。场，f．口为振幅。Bigholderi,o为第一大 股东持股比例。i为不同股票；0表示当期。幸料，¨，幸分别代表在l％，5％和10％水平上显 著；括号中为t值。回归方程已通过多重共线性检验。 增减仓样本超额收益率的均值比较及回归分析均表明基金增仓股票的收益率显著优于 基金减仓股票的收益率。根据价格压力假设，基金大规模的增仓会在短时间内造成股票供给 的流动性不足，导致溢价；而当基金大幅减仓时会在短时间内造成股票需求的流动性不足， 导致下跌。假设2a和2b得到验证。 4．稳健性检验 第三届(2010)<中国金融评论》国际研讨会论文集 我们用每股收益(EpstJ、资产规模(Asse如tJ分别替代净资产收益率(Roe‘，)和A股流通市 值(^如￡J，将这些替代变量代入以上模型进行回归，并没有发现显著不同。 五、结论 本文用2002年第一季度的141家上市公司到2008年第二季度的272家上市公司共5149 个公司季度数据，检验了基金投资的价格压力效应。得到如下主要结论： 首先，我们从基金新进入和基金新退出两个方面对基金投资的价格压力效应进行了检 验。检验发现，基金新进入股票20．317％的超额收益率较基金新退出股票一8．074％的超额收 益率高28。391％，这表明我国基金投资表现出巨大的价格压力效应，同时基金买入、卖出的 价格压力效应具有非对称性。 其次，我们还从基金增仓和减仓两个方面检验了基金投资的价格压力效应。研究发现基 金增仓股票较减仓股票当期超额收益率高出14．675‰基金的增仓(减仓)会对股价形成正 向(负向)价格压力。在增减仓方面，基金投资的价格压力效应也表现出非对称性特征。另 外，研究还发现基金增仓样本与减仓样本在净资产收益率、换手率、市值等方面并无显著差 异，但增仓样本的波动率显著高于减仓样本。 本文在发现基金投资具有价格压力效应及不同方向交易行为的价格压力效应具有非对 称性同时，还发现其买入、卖出股票所支付的价格压力溢价在国际市场是罕见的，远大于国 外在发现价格压力效应时即标普指数股增减时所形成的3％左右的溢价。由此表明机构投资 者的过分单一性并不利于我国证券市场长远发展。 由于受限于我国基金持股信息披露的特点，我们无法用基金持股日数据甚至日内高频数 据对基金投资与股票收益之间的关系进行更为精确地刻画，也无法区分基金买卖盘以细分不 同基金投资行为对股票收益的影响。我们在以后将继续关注基金持股信息披露方面的进展， 以期更为精确地考察不同时间频率及不同投资策略下基金投资与股票收益之间的关系。 499 第三届(2010)《中国金融评论》国际研讨会论文集 500 参考文献 【1】陈卓思，高峰，祁斌．机构投资者交易行为特征研究[J】．金融研究，2008，(4)： 122．130． 【2】祁斌，黄明，陈卓思．机构投资者和股市波动性[J】．金融研究，2006，(9)：54．64． 【3】姚颐，刘志远．震荡市场、机构投资者与市场稳定【J]．管理世界，2008，(8)：22—32． 【4】余佩琨，李志文，王玉涛．机构投资者能跑赢个人投资者吗?金融研究，2009(8)： 147—157． 【5】朱彤，叶静雅．投资评级发布日的机构投资者行为与证券的异常收益——来自上海 证券市场的证据【J】。金融研究，2009(3)：154．170． 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