趙春艷，張蕓輝，南士敬

1 問題的提出

在全球范圍內(nèi),機構投資者在資本市場中扮演著越來越重要的角色。中國資本市場自2001年開始超常規(guī)發(fā)展投資機構以來,機構投資者的數(shù)量及其在資本市場中的比重都迅速增加，2008年底，中國股票市場中機構投資者市場份額首次超過50%而成為資本市場的主導力量。與此伴隨而來的一個問題就是，中國機構投資者的存在及壯大到底是穩(wěn)定了市場還是加劇了市場的波動？國內(nèi)學者的看法存在較大差異。

通過對以往文獻研究，我們發(fā)現(xiàn)，早期研究的成文時間在我國證券投資基金發(fā)展的初期，并且大部分文章都是理論闡述而很少涉及實證，且2006年之前，機構投資者的市場地位還較弱小，當時機構投資者市場影響力遠不如現(xiàn)時強大，其研究結論具有一定局限性。后期的研究者一般認為機構投資者具有穩(wěn)定市場、減小市場波動的作用，但絕大部分在2009年之前，2008年底，中國股票市場機構投資者市場份額首次超過50%而成為資本市場的主導力量,因此，基于最新數(shù)據(jù)的研究有更多現(xiàn)實意義，結論也更可靠。

2 實證分析

學者們在機構投資者對市場波動的加劇及減弱兩種觀點中，均使用“羊群效應”理論進行分析。認為機構投資者加劇了市場波動是因為，他們認為機構投資者在投資中存在羊群效應和短視行為，而這兩種非理性的行為是導致股市波動的重要因素。該觀點的反對者則認為盡管機構投資者存在“羊群效應”，但是依然減小了市場波動。本文的實證分析中首先比較機構投資者成為市場主導力量前后的市場波動性的差異，其次檢測機構投資者中是否存在羊群效應。

2.1 機構投資者成為市場主導力量前后市場波動的對比

2008年底，中國股票市場機構投資者的市場份額首次超過50%而成為資本市場的主導力量，為了考察機構投資者對股票市場波動性的影響，我們把機構投資者市場份額占主導前的股票市場市場波動性與機構投資者市場份額占主導后的市場波動性進行比較。如果機構投資者對穩(wěn)定市場的作用是有效的，那么與之前相比，機構投資者市場份額占主導后的股票的價格波動會減??；反之機構投資者市場份額占主導后的股票的價格波動會增大。我們選取上證指數(shù)為樣本數(shù)據(jù)分析投資者成為市場主導力量前后的市場波動性有無顯著性變化，樣本區(qū)間為2008年底前后的554個交易日，分別為：2006年9月22日至2008年12月31日（記為group1）和2009年1月5日至2011年04月18日（記為group2）。

本文擬采用標準化日價格振蕩幅度表示市場波動，定義如下：

其中，SDPt表示標準化日價格振蕩幅度，Ht表示上證指數(shù)在t日的最高點，Lt表示上證指數(shù)在t日的最低點。

首先，我們得到機構投資者市場份額占主導之前554個交易日的標準化日價格振蕩幅度的平均值為0.030514，機構投資者市場份額占主導之后554個交易日的標準化日價格振蕩幅度的平均值為0.020251，后者是前者振蕩幅度平均值的66.37%，市場波動性下降了三成多。然而，僅憑這兩個數(shù)據(jù)還并不能令人信服，下面我們用Wilcoxon秩和檢驗來檢驗機構投資者市場份額占主導前后股票市場波動性有沒有發(fā)生顯著變化。

Wilcoxon秩和檢驗的思想是把兩個樣本混合在一起，按從小到大的順序排列并統(tǒng)一排序，規(guī)定每個數(shù)據(jù)在排列中所對應的序數(shù)為該數(shù)的秩，對于相同的序列，用他們的序數(shù)的平均數(shù)作為秩；將容量較小的樣本的各個觀察值的秩和記做R，以R為統(tǒng)計量。顯然，如果兩個樣本基本相同，那么他們的樣本值就會隨機的融合在一起；相反，如果有顯著性差異，則一個樣本值排序在前，另一個樣本值排序在后，這是排序在前的樣本的秩和就很小，而排在后面的樣本秩和就很大，因此，統(tǒng)計量R的值居中時，兩總體沒有差別；統(tǒng)計量R的值較大或者較小時，總體有差別。這樣wilcoxon秩和檢驗結果如表1、表2所示：

表1 wilcoxon秩和檢驗得分表

表2 wilcoxon秩和檢驗結果表

從表1、表2的結果可以看出，group1的平均得分為681.095668，group2的平均得分為427.904332，即機構投資者市場份額占主導前的平均得分遠遠大于機構投資者市場份額占主導后的平均得分；無論是wilcoxon檢驗的近似正態(tài)分布的z統(tǒng)計量、還是近似t分布的統(tǒng)計量對應的p值均遠遠小于0.05，所以，拒絕兩樣本沒有顯著性差異的原假設，兩樣本存在顯著性差異。又因為，group1的秩平均得分遠遠大于group2的秩平均得分，因此，我們可以認為，機構投資者市場份額占主導后的股票市場波動性顯著變小，機構投資者起到了穩(wěn)定市場的作用。

2.2 機構投資者的羊群效應分析

2.2.1 對于機構投資者是否存在羊群效應的實證檢驗

近年來，對羊群效應的實證與檢驗方法有條件異方差模型、LSV、PCM、CH以及CSAD等方法。本文選取用條件異方差模型對上證基金指數(shù)的羊群效應的存在性做出檢驗。

股票市場上存在“慎追”“慌逃”的羊群現(xiàn)象，又稱羊群效應，這種投資者的行為結果必然會體現(xiàn)在股票的交易價格上。因此，我們把股票價格指數(shù)這一時間序列所反映出的數(shù)據(jù)聚類現(xiàn)象或條件異方差現(xiàn)象稱之為羊群效應。由于羊群行為的不可觀察性，因此，構建計量經(jīng)濟模型時，這種行為包含在隨機擾動項中。從而，對羊群效應的檢驗就等同于對高頻率數(shù)據(jù)中的ARCH檢驗。由于基金是中國資本市場最主要的機構投資者，因此我們選取了上交所的上證基金指數(shù)作為我們的研究對象來分析機構投資者是否具有羊群效應，為了保持和前面的研究相一致，我們選取的樣本區(qū)間為2006年9月22日至2011年4月18日，共計1108個樣本數(shù)據(jù)。用序列{szjt}表示樣本區(qū)間的日股票價格收盤指數(shù)，收益率可用序列的對數(shù)的差值{dlnszjt}來表示，其趨勢圖如圖1所示。

圖1 收益率dlnszjt的趨勢圖

從圖1我們可以看出，序列{dlnszjt}的趨勢圖有“汽泡”現(xiàn)象，即，存在“羊群效應”。對基金指數(shù)的收益率序列進行ADF檢驗（取滯后一階）結果如表3所示：

由表3可知，Rho統(tǒng)計量和Tau統(tǒng)計量所對應的p值大部分都大于0.05，因此不能拒絕序列存在單位根的假設，基金價格指數(shù)對數(shù)序列存在單位根，這與股票價格指數(shù)序列常常可用隨機游走模型來描述的假說是一致的。因此，我們直接檢驗該指數(shù)收益率序列是否存在ARCH效應，結果如表4所示：

表4 收益率序列dlnszjt的ARCH效應檢驗表

從表4結果可以看出，無論是Q統(tǒng)計量還是LM統(tǒng)計量的p值都遠遠小于0.05，拒絕該指數(shù)收益率序列不存在ARCH效應的原假設，所以，該指數(shù)收益率序列存在ARCH效應，也就是說機構投資者確實存在羊群效應。

從上面的分析可以知道，我國機構投資者確實存在羊群效應，下面我們進一步對機構投資者成為市場主導力量前后股票市場羊群效應大小的對比分析來說明機構投資者穩(wěn)定了市場的原因。

2.2.2 機構投資者穩(wěn)定市場的成因分析

為了驗證機構投資者成為市場主導力量前后，股票市場羊群效應的大小。我們選取了上交所的上證指數(shù)作為我們的研究對象來分析股票市場是否具有羊群效應，為了保持和前面的研究相一致，我們分別選取的樣本區(qū)間為2006年9月22日至2008年12月31日的554個數(shù)據(jù)，以及2009年1月5日至2011年4月18日的554個數(shù)據(jù)，用序列{szjt1}和{szjt2}表示樣本區(qū)間的日股票價格收盤指數(shù)。收益率可用序列的對數(shù)的差值{dlnszjt1}和{dlnszjt2}來表示，其趨勢圖如圖2、圖3所示：

圖2 收益率dlnszjt1的趨勢圖

圖3 收益率dlnszjt2的趨勢圖

從圖2、圖3我們可以看出，雖然序列{dlnszjt1}和{dlnszjt2}的趨勢圖有“汽泡”現(xiàn)象，但{dlnszjt2}的“汽泡”現(xiàn)象要比{dlnszjt1}小很多，這說明，2009年之后的“羊群效應”要小于2009年之前的羊群效應。

為了進一步驗證羊群效應，我們直接用ARCH檢驗來分別檢驗兩列指數(shù)收益率序列是否存在ARCH效應，結果如表5所示。

表5 收益率序列dlnszjt1的ARCH效應檢驗表

表6 收益率序列dlnszjt2的ARCH效應檢驗表

對比表5、表6的結果可以看出，2009年以后的羊群效應要遠遠小于2009年之前的羊群效應，這說明，機構投資者成為市場主導力量之后，市場的羊群效應要小得多。那么，機構投資者穩(wěn)定市場的作用究竟是由于機構投資者的“理性羊群效應”所致、還是由于機構投資者的“羊群效應”小于個人投資者的“羊群效應”引起的呢？我們選取了樣本區(qū)間為2009年1月5日至2011年4月18日的554個數(shù)據(jù)的上證基金指數(shù)，{szjt3}表示樣本區(qū)間的日股票價格收盤指數(shù)，收益率可用序列的對數(shù)的差值{dlnszjt3}來表示，為了進一步驗證機構投資者的“羊群效應”是否小于個人投資者的“羊群效應”，我們直接用ARCH檢驗來檢驗上證基金指數(shù)收益率序列ARCH效應的大小，結果如表7所示。

表7 收益率序列dlnszjt3的ARCH效應檢驗表

對比表6、表7可以看出，2009年之后，機構投資者的羊群效應要大于整個股票市場的羊群效應，這說明，機構投資者穩(wěn)定市場的作用不可能是由于機構投資者的“羊群效應”小于個人投資者的“羊群效應”引起的。因此認為，機構投資者穩(wěn)定市場的作用是其“理性羊群效應”引起的。機構投資者的交易策略依賴于其對信息和市場的分析和判斷，所以，這種“理性羊群效應”可能是信息較為充分利用的結果，從而加速了股價吸收新信息的速度,有利于股市的長期穩(wěn)定。

3 結論

我國監(jiān)管層大力發(fā)展機構投資者的政策目的，在于試圖利用機構投資者的投資特性促進市場穩(wěn)定，減小股價非理性波動。本文通過從檢驗機構投資者的羊群效應的存在與否和對機構投資者成為市場主導力量前后市場波動的對比分析兩個方面對機構投資者穩(wěn)定市場的作用進行了實證分析，得出了機構投資者雖然存在羊群效應，但機構投資者的存在確實起到了穩(wěn)定市場的作用結論。由此，我們提出的政策建議是大力發(fā)展機構投資者。在西方較為成熟的股票市場中，機構投資者一般占投資群體的絕大多數(shù)，由于機構投資者往往持股時間較長，會更細致地對股票的內(nèi)在投資價值做分析，因而是股票市場的穩(wěn)定力量。因此，大力發(fā)展機構投資者是防范市場風險、保持我國證券市場穩(wěn)定的重要舉措，大力發(fā)展機構投資者的政策與市場穩(wěn)定的預期方向相一致。我們相信，隨著上市公司的質(zhì)量逐步提高，機構投資者的市場主導力量的進一步增強，價值投資理念得到匡正和深化，市場制度進一步健全、完善，機構投資者在穩(wěn)定市場方面必將發(fā)揮更加積極的作用。

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