機構投資者對證券市場的影響

[摘要]機構投資者在中國市場上出現已經近10年，它的功能和作用是否符合人們對它的預期？回答這個問題對進一步培育和發展機構投資者具有重要的政策意義。本文使用GARCH事件模型對機構投資者對證券市場波動性的影響進行了實證檢驗。經驗證據顯示機構投資者的出現具有穩定中國股市的作用，每一次關于發展機構投資者的政策都具有穩定市場的作用。

[關鍵詞]機構投資者 市場波動 GARCH事件模型

[中圖分類號]F830.9 [文章標識碼]A [文章編號]1004-6623（2007）01-0110-03

[作者簡介]鄧勇（1976—），湖北宜昌人，暨南大學經濟學院博士生。研究方向：金融工程；湯大杰（1968—），福建霞浦縣人，暨南大學管理學院博士生。研究方向：產業組織與產業結構。

1997年11月，國務院頒布《證券投資基金管理暫行辦法》，拉開了培育和發展機構投資者的序幕。監管機構期待機構投資者，能利用本身的專業化分工優勢發揮穩定我國證券市場的功能，減小市場波動帶來的風險。同時也期待投資者的引入能帶動個人投資者更多地采用價值型投資策略，增強市場的理性氛圍。經過近10年的發展，機構投資者實現了監管機構的預期目標嗎？對這一問題的考察和回答，學術界存在著巨大爭議。從市場整體的角度給出機構投資者是否穩定市場的結論對理論研究的進一步深化和發展也具有重要意義。

機構投資者具有比較信息優勢和專業知識優勢，相對于個人投資者而言，機構投資者更能準確地發現股票的基礎價值，從這方面講機構投資者能夠穩定市場。與個人投資者相比，機構投資者持有的股票數量多，規模大。因此機構投資者買賣行為往往會引起股價的較大波動。從這個意義上講，機構投資者能夠加劇市場的波動。簡單的定性分析不能判斷機構投資者是否能夠穩定證券市場。

在國外，諸多學者存在兩種對立的觀點。一種觀點認為，機構投資者表現出比個人投資者更強的羊群行為傾向和反饋交易行為傾向，這些行為加劇了市場的波動。另一種觀點認為，機構投資者在一定條件下的羊群行為和負反饋交易行為能穩定市場，減少波動。

本文利用GARCH事件模型試圖從宏觀的角度來檢驗機構投資者是否發揮了穩定我國股市的作用。

一、機構投資者發展與分析假定

在我國，機構投資者包括證券公司自營業務部分、封閉式基金、開放式基金、保險公司和社保基金，以及三類企業（上市公司、國有企業、國有控股企業）。

從機構投資者發展的歷程來看，有三個重要的時間點。第一個是封閉式基金成立并開始運作的1998年3月。封閉式基金的成立引入了真正意義上具有專業優勢的機構投資者。另一個重要的時間點是1999年三類企業資金和保險公司資金入市。其中保險公司投資于證券投資基金的總額增長了13倍，從開放初的14.79億元上升到2001年的208.99億元。保險資金成為機構投資者最大的資金來源。第三個關鍵的時間點是我國開放式基金成立的2001年9月底。自此，基金產品差異化日益明顯，基金的投資風格也趨于多樣化。開放式基金管理的資產份額從2000年占14.6%，到2002已經占到了34.5%。

我們認為，在這三個關鍵的時間點，機構投資者發生了質的變化，是機構投資者影響顯著增強的跳躍點。

同時，考慮到政策效應的滯后時間，我們假定在這三個關鍵時間當月的月底，即1998年3月31日、1999年10月31日和2001年10月31日，政策開始生效，機構投資者對市場發生影響。這三個時間點構成GARCH事件模型的三個事件窗口。

除了上面對事件窗口做出的假定外，本文在分析中還暗含地假定，在整個考察期，個人投資者的行為方式沒有發生變化。準確來說，隨著在證券市場上影響力的增強，機構投資者的行為會對個人投資者產生影響，個人投資者會模仿機構投資者的行為，因此個人投資者的行為方式的改變也會對市場的穩定性產生影響。但這種影響如果是機構投資者的引入造成的，則可以將這種市場穩定性的改變歸結為機構投資者的作用，因此，這個假定對于本文檢驗是合理的。

二、經濟計量方法

金融實證分析發現，股票收益率的條件方差呈非對稱分布，Glosten、Jagannathan和Runkle（1993）及Zakoian（1994）提出了描述這種波動性呈非對稱的模型（TGARCH）。Engle（1993）認為取一階的GARCH模型就能很好的描述收益率的條件波動特征。中國學者的實證檢驗發現，GARCH（1，1）模型估計中國資本市場的波動率的效果并不是很好，TGARH模型或EGARCH模型對市場的波動率解釋能力更強一些，實證也發現，TGARCH模型的效果要比EGARH模型的效果更好（鄭梅，苗佳和王升，2005年；郭曉亭，2006）。故而在本文的分析中，選用非對稱GARCH（1，1）模型來擬合收益率的條件異方差。

本文基于GARCH事件模型（Bohl，Brzeszczynski，2004）來考察機構投資者進入市場以后，條件方差是否發生跳躍性變化，以直接的方式檢驗機構投資者對市場波動性的影響。計量模型為：

Rt為市場指數的收益率，εt為預測模型不能解釋的部分——殘差項，假定該項是服從均值為0方差為ht的條件正態分布。虛擬變量Dt表示機構投資者進入市場的事件，Г表示機構投資者進入市場的時間。該虛擬變量的系數γD表示機構投資者的進入帶來的市場波動的結構性變化。當系數γD為0時，表示市場的穩定性并沒有因機構投資者的進入而發生改變；當系數γD大于0時，表示在時刻Г以后，市場的波動增加，機構投資者進入證券市場加劇了市場波動；當系數γD小于0時，表示在Г時刻以后，市場的波動性減小，機構投資者的參與進一步穩定了市場。

在回歸方程（1）中，我們考慮了指數收益率一階序列相關的可能性和由于機構投資者的進入而可能發生的一階序列相關的結構性變化。系數α1反映了在沒有機構投資者的時候指數收益率的一階相關程度。系數α2度量機構投資者的參與引起的指數收益率一階相關程度的變化量；而系數α1+α2度量了機構投資者的存在帶來的指數收益率的一階相關程度。考慮到中國股市不但受到中國國內經濟發展的影響，還受到世界市場波動的影響，我們引入了變量RtF來解釋國際市場對中國股市的影響。在本文的分析中，我們考慮內地股市和香港股市的聯動影響，選用相應時刻的香港股市的指數收益率來解釋中國內地市場的變化。

條件波動率方程（2）是Glosten，Jagannathan和Runkle（1993）提出的非對稱GARCH模型的變體。非對稱GARCH模型分開考慮了正的和負的上一期殘差對當期條件波動率的不同影響。示性變量It在t時刻的殘差εt為負時取1，非負時取0。方程（1）和（2）的聯合估計采用極大似然方法，使用Bernd-Hall-Hall-Hausman（1974）算法。

三、數據與經驗結果

本文研究的樣本數據來自于深圳證券市場、上海證券市場價格指數和香港恒生指數。在深圳證券市場選擇深圳成指，在上海證券市場選擇上證指數。上證指數和深圳成指數據來源于“分析家”軟件的在線數據接收系統，恒生指數數據來源香港聯合證券交易所官方網站。兩個市場上的收益率按公式Rt=100*(lnPt-lnPt-1)計算。考慮到中國證監會在1996年12月16日強制實行漲跌幅限制政策，雖然在學術界，漲跌幅限制對市場波動率的影響存在兩種相反的觀點：Mao，Rao和Sears（1989）發現實行漲跌幅限制以后，價格出現反轉，他們的實證也發現漲跌幅限制有利于市場穩定；Kuhn，Kurserk和Locke（1991）發現漲跌幅限制對1989年美國股市的小災難沒有實質性影響，沒有減少市場波動。但是，本文為了避開漲跌幅限制對市場穩定性的可能影響，我們選擇實行漲跌幅限制以后的數據進行分析。分別在三個市場選擇1997年1月5日到2006年8月3日的每個交易日收盤價格指數，樣本容量為2321。

數據處理結果列于表1、表2、表3和表4中。*、**、***分別表示參數估計值在10%、5%和1%的顯著性水平下顯著。模型在識別過程中發現方差方程的常數項γ0不顯著，表1和表2列出了去掉常數項后的估計和檢驗結果。從表1中，我們可以看到，在三個時間點上，γD的系數在統計上都是顯著的，系數均為負，表明在機構投資者進入的三個時間點上，上海證券市場的穩定性都提高了，機構投資者的進入減小了上海證券市場的波動。比較機構投資者進入市場的三個時間點，發現Г＝1999年10月31日γD的系數最小，Г=1998年3月31日次之，最大的是Г＝2001年10月31日。這個差異表明1999年10月允許保險資金通過機構投資者間接進入證券市場對上海證券市場的波動性正面影響最大。開放式基金成立和社保資金入市對提高上海證券市場穩定性的作用較小。系數表示機構投資者對上海證券市場收益率序列相關性的影響，從表1中的三個t統計量來看，三個時間的α2都是顯著的，并且系數均為負，表明機構投資者進入上海證券市場后降低了收益率的一階自相關，在三個時間點上α1+α2的值均大于0，說明機構投資者進入之后，上海證券市場收益率序列仍然表現出正相關。從機構投資者入市的三個時間點來看，依然是Г＝1999年10月31日對收益率序列相關的影響程度最大，Г＝2001年10月31日影響最小。三個時間的γ2系數在1%的顯著性水平是顯著的，且大于0，表明上海證券市場波動率存在比較明顯的非對稱性。

從表2來看，三個時間點上，系數γD在1%的顯著性水平下是顯著的，并且系數的值均小于0，表明機構投資者進入深圳證券市場，起到了穩定市場減少波動的作用。就三個時間點比較而言，Г＝1998年3月31日γD的估計值最小，表明封閉式基金成立對深圳證券市場的穩定性作用最大，其次是保險資金通過機構投資者間接進入股市。對系數α2而言，三個時間點上該系數的估計值在1%的顯著性水平下是顯著的，其值均為負，說明機構投資者進入深圳證券市場造成了收益率序列相關性的結構性降低。就三個時間點比較而言，Г＝1999年10月1日，也就是保險資金通過機構投資者間接進入市場對收益率相關結構性影響最大，并且相關性發生了反轉，由正相關變成輕微的負相關。Г＝2001年10月31日，開放式基金進入和社保資金入市對相關性的影響次之。γ2顯著不為0，深圳證券市場收益率的波動也表現出非常明顯的非對稱現象。

表1和表2一起表明機構投資者進入中國股市后，減小了市場的波動，發揮出穩定市場的功能，符合人們的預期。從三個時間點來看，政府每次培育和促進機構投資者發展的措施均起到了穩定市場的作用，其中，1999年實行的保險資金通過機構投資者間接進入股市的政策對股市的穩定作用最大。兩個市場比較而言，深圳證券市場上的系數均要比上海證券市場上的小，說明機構投資者進入市場，對深圳證券市場的穩定作用要比對上海證券市場的穩定作用大。

四、結 論

實證檢驗發現，機構投資者進入市場以后，上海證券市場和深圳證券市場的波動性都發生了結構性降低。機構投資者發揮了穩定市場的功能，符合對機構投資者的預期。在機構投資者發展的過程中，每次的政策推進都對市場起到了明顯的穩定作用。在幾個重要政策中，保險資金通過機構投資者間接入市對上海證券市場的穩定作用最為明顯；封閉式基金的成立對深圳證券市場的穩定作用最為明顯。機構投資者在穩定市場方面，在上海證券市場和深圳證券市場上表現強度是有差距的：在深圳證券市場上，機構投資者的進入最高降低了近13個百分點的波動性；在上海證券市場上，機構投資者的進入最高降低了6個百分點的市場波動。

雖然機構投資者進入后市場出現了一些問題，但總體上來說，機構投資者的進入降低了市場波動，只是降低的幅度并沒有人們期望的那么高。

(收稿日期:2007-01-12責任編輯:垠 喜)

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