陸股通持股變動對股票收益率的影響研究

潘濱初

摘要：本文根據陸股通累計持股變動量這個指標構建了High組-Low組的多空對沖組合。結果表明，大部分Low組的平均收益為負值，而High組的平均收益全為正值，買入High賣出Low的投資策略可行，且結果顯著。構建PVAR模型，并進行格蘭杰因果檢驗，發現陸股通的持續流入和股票高收益率互為格蘭杰原因;而陸股通的持續流出與股票低收益率并不互為格蘭杰原因。

關鍵詞：陸股通;PVAR;超額收益

滬股通機制于2014年11月正式建立，深股通機制則在2016年12月建立。陸股通機制的交易制度降低了境外投資者的投資管制，更有利于境外投資者的資金進出A股交易，它們正成為國際資本進入我國股票市場的重要途徑。自從陸股通機制實施來，外資呈持續流入A股的態勢。2020年初以來，盡管新冠疫情沖擊全球經濟和金融市場并導致風險偏好收縮，但外資仍流入超1000億。截至7月末，外資已持有2.46萬億的國內股票，占國內上市公司總市值比重達3.4%，其中陸股通持有的市值超1.5萬億，外資與公募、險資已成“三足鼎立”之勢。

一、文獻綜述

在陸股通機制開通前，外資主要通過QFII渠道參與A股市場的投資，在QFII制度下，雖然境外投資者在我國資本市場中也遵循價值投資方式，但由于在投資門檻、投資額度與資金匯出等方面受到諸多管制，QFII等對中國資本市場的影響較為有限（李蕾、韓立巖，2013）。相對于QFII，陸股通交易制度會較大幅度地降低境外投資者的投資管制，更有利于境外投資者的資金進出市場交易，因而會對中國資本市場產生更大的影響（鐘覃琳、陸正飛，2018）。陸股通機制的設立是中國資本市場對外開放歷程的重要內容，也是當前我國資本與外資聯通的主要機制。

現有研究外資的文獻大多是從QFII層面進行研究的，且由于報表披露滯后的原因，從QFII方面研究外資并不能及時反映其動向。而外資從滬股通、深股通渠道進入我國股票市場較為方便，其對QFII的替代已成趨勢。目前，鮮有文獻從個股層面研究陸股通對股票收益率的影響，而研究陸股通對個股價格波動的影響對學習其投資行為具有重要意義。

二、數據和研究方法

本文所使用的數據中陸股通持股變動量源自choice數據庫，其中陸股通的數據需手動處理成周度的數據;周個股回報率來自國泰安數據庫。滬股通在2014年11月17日啟動，深股通在2016年12月5日開通，香港交易所在2017年3月17日才開始提供滬股通及深股通持股紀錄的查詢服務。為此，陸股通累計持股變動量選擇的樣本研究區間為2017年4月1日至2020年5月31日。由于時間區間較短，本文選擇以周為時間單位研究陸股通累計持股變動量對個股收益率的影響。我們所研究的個股為納入滬深股通標的的個股。

本文所構建的形成期是指將陸股通累計持股變動量這個指標按數值由大到小排序篩選出Low組與High組的時期;持有期則是指考察形成期定義的組合（High組、Low組）收益率的時期。比如，我們構造形成期和持有期均為三周的（3，3）多空對沖組合，在t周時，形成期是指計算t-3周至t-1周的陸股通累計持股變動量的時期，持有期則是指計算t周至1+2周的等權組合平均收益的時期。在形成期，本文分成4個周期樣本，即分別以一周、兩周、三周和四周的陸股通累計持股變動量作為四個形成周期;在持有期，同樣分為4個持有周期，即分別考察持有一周、兩周、三周和四周的陸股通累計持股變動量對個股收益率的影響。進而構造出十個樣本組。

本文同時采用估計面板數據的向量自回歸模型（PVAR）探討陸股通的持續流出、持續流入與股票的低收益率、高收益率的關系，并進行格蘭杰因果檢驗。由于VAR模型對于數據的時間序列要求長度較高，而面板數據的時間跨度往往較短，VAR模型的估計方法無法支持。同時，面板數據的截面個體有異質性的問題，這在VAR模型的時間序列估計中沒有考慮，因此，VAR模型限制了數據量和數據形式。Holtz-Eakin等（1988）提出了基于面板數據的向量自回歸模型（PVAR）的估計方法。相對于VAR模型，PVAR支持面板數據分析，對于數據的時間長度有所放寬，當T為時間序列長度，m為滯后階數時，只要T≥m+3就可以對方程的參數進行估計;若T≥2m+2，就可以在穩態下得到滯后項參數。

三、研究結果與相關分析

本文根據數據得出了將陸股通累計持股變動量進行十等分的研究結果。在整個樣本期間內，所有的多空對沖組合的平均周收益率的符號均為正，并且統計顯著。大部分Low組的平均收益都是負的，即使有小部分的Low組收益率為正，但是數值也是非常小的，均小于0.1%，而且分布沒有規律。而High組的收益全部為正，High組中平均收益最小的組合為（4，1）的組合，組合的平均收益為0.494%，平均收益最大的組合為（4，4）組合，組合的平均收益為1.457%。從形成期來看，High組的收益隨著形成期周數的增加而增加。例如，當形成期為一周時，High組的平均收益為0.527%;而當形成期為四周時，四組High組的總平均收益為0.918%。這是因為形成期越長，陸股通對High組的買入量越多，說明其越看好該股。

從持有期來看，High組的收益也有隨著持有期的增加而增加的趨勢。具體而言，當形成期為四周時，持有期為一周的High組的平均收益為0.494%;持有期為四周的High組的平均收益為1.457%。從High-Low的平均收益來看，形成期與持有期越長，陸股通多空對沖組合所獲得的投資收益越高。比如，當形成期和持有期分別為一周時，應加High-Low組的平均收益為0.506%，且顯著;而當形成期和持有期分別為4周時，High-Low平均收益為1.369%，且顯著。原因可能是，High組所篩選出的是陸股通增倉比例最高的個股，形成期越長，說明陸股通對這些個股買入越多，陸股通的不斷買入，一方面可以推高股價;另一方面，陸股通因為擁有強大的研究團隊和豐富的投資經驗，在信息搜集、處理與分析方面具備明顯的優勢，因而能夠準確的通過選股與擇時獲得超額收益，在每日公布持倉信息后，投資者可能會認為陸股通的持續買入會隱含著市場未知的利好消息，于是引來跟風盤的買入，從而使買盤增多，推升股價。

而陸股通的持續拋出，結果則與買入的相反，持續拋出一方面會導致股價下跌;另一方面，投資者可能會推測陸股通的持續賣出會隱藏著潛在的利空，于是跟隨拋出，導致股價進一步下跌。同時，High組的夏普比率也隨著持有期的變長而單調遞增，且都為正值。如當形成期為四周，持有期為一周時，High組的夏普比率為0.077;而當持有期為四周時，High組的夏普比率為0.121。Low組的夏普比率并沒有呈現分布的規律性，其數值大部分為負值且接近零。

相對于新興資本市場的投資者，來自中國香港等發達資本市場的投資者可能擁有更豐富的投資經驗、強大的投研團隊和專業的投資能力，在搜集信息、處理與分析信息等方面具備經驗、技術和人力資源等優勢，這是陸股通能獲得超額收益的原因。其作為具有成熟投資理念的投資者，善于挖掘具有投資價值的股票，其持續的買入，一方面說明非常看好公司的發展，公司在公布業績時會符合陸股通投資者的預期，即盈利上升，股價上漲，于是能獲得超額收益;另一方面

是因為國內的投資者具有跟風性質，陸股通本來也屬于投資者，但其豐富的投資經驗、優秀的投資業績以及巨大的規模以及詳盡的信息披露會誘發國內投資者的跟風交易，把其當做投資的方向標，當看到陸股通短期內較大幅度買入某只股票時，國內資金也會跟風買入，這時時間已經出現了滯后，推動持有期的股價上漲，獲得超額收益。而其持續的賣出結論則相反。

為進一步系統描述陸股通流入、流出個股對其收益的影響，本文運用了面板向量自回歸（PVAR）模型，對（4，4）組合的High組和Low組進行分析。PVAR模型同時具有時間序列與面板數據的優點，還可以多層次、多角度的刻畫陸股通對個股收益的影響。

由于本文的研究數據為非平衡面板數據，故選擇Fisher型方法對樣本數據的變量進行平穩性分析。其中LR指的是低收益率，HR指的是高收益率，CO指的是陸股通的持續流出，CI指的是陸股通的持續流入。結果顯示各變量平穩，可進行后續計量檢驗。

接下來進行格蘭杰因果檢驗。為了分析陸股通在形成期持續流出、持續流入個股與持有期股價收益率的關系，本文選擇（4，4）Low組和High組為研究對象。其中（4，4）Low組在形成期的最大減倉幅度為17.12%，最小減倉幅度為-0.42%，平均減倉幅度為0.912%;High組在形成期的最大加倉幅度為10.42%，最小加倉幅度為0.63%，平均加倉幅度為1.156%。Low組與High組在形成期為四周的時間內平均減倉與加倉幅度都在1%附近，1%的增減倉雖然在四周的時間內對股價的影響不大，但陸股通作為市場的風向標，其動向會對市場具有指示作用，可能會對股價的收益率產生影響。Low組持有期的收益率為0.1%，High組持有期的收益率則高于為Low的收益率，為1.55%。相對于High組的收益率來說，Low組的收益率是較低的。因此，我們利用陸股通的持續流出與股票的低收益率和陸股通的持續流入與股價的股票的高收益率建立PVAR模型，并進行格蘭杰因果檢驗。

基于 PVAR模型檢驗陸股通的持續流出、持續流入和股票的低收益率、高收益率之間是否有顯著的格蘭杰因果關系，檢驗結果為：陸股通的持續流入是股票高收益率的格蘭杰原因，這主要是因為陸股通是專業的投資者，其可利用其信息優勢、投資經驗來選擇投機性或價值投資的交易策略獲利;股票高收益率是陸股通持續流入的格蘭杰原因，這是因為投資者進行投資的最終目的是為了獲利，因而陸股通會經過細致的研究，將能獲取高收益的股票作為其首要投資標的;陸股通的持續流出不是股票低收益率的格蘭杰原因，因為影響股價的因素眾多，且陸股通持續流出的量占流通股的比例很小，即使其在一段時間內持續流出并不能改變股價的走勢;股票低收益率是陸股通持續流出的格蘭杰原因，因為陸股通投資A股是為了獲取超額收益，如果其判斷股票只能獲取低收益則會被拋售。

與國內機構投資者相比，陸股通的投資行為主要存在以下差異：一是在資產端和負債端上存在差異，負債端上，我國股票型基金持有人以個人為主，平均持有期限很短，而美國的股票型基金大部分由機構和個人的養老金賬戶持有，養老金賬戶對基金的持有期往往以幾十年計;資產端上，A股是國內機構最主要的權益資產，且A股波動性大，對沖工具也不完備，但對外資來說，A股只是其權益資產配置的一小部分，而且A股與海外股市的相關性較低，將A股納入投資可以有效低改善組合的夏普比例。二是投資理念上存在差異，外資重數據，看基本面，而內資重邏輯，看趨勢。三是投資風格上存在差異，外資偏價值且風格穩定，內資風格則大約2～3年切換一次。四是投資行業上存在差異，外資重消費和金融等確定性強的行業，輕科技，內資則輪動較快。

四、結論

本文構建的陸股通多空對沖組合，即將形成期的陸股通累計持股變動量這個指標數值按大小排序形成High組和Low組，而后買入High組賣出Low組。結果表明，大部分Low組的平均收益為負值，而High組的平均收益全為正值，買入High賣出Low的投資策略可行，且結果顯著。構建PVAR模型，并進行格蘭杰因果檢驗，發現陸股通的持續流入和股票高收益率互為格蘭杰原因;陸股通的持續流出不是股票低收益率的格蘭杰原因，股票低收益率是陸股通持續流出的格蘭杰原因。

參考文獻：

[1]李蕾，韓立巖.價值投資還是價值創造？——基于境內外機構投資者比較的經驗研究[J].經濟學（季刊），2014，13（01）：

351-372.

[2]鐘覃琳，陸正飛.資本市場開放能提高股價信息含量嗎？——基于滬股通效應的實證檢驗[J].管理世界，2018，34

（01）：169-179.