資金投資論文
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資金投資論文范文第1篇
一、金融投資行為理論分析
金融投資行為理論悄然興起于上世紀80年代.其在博弈論和實驗經濟學被主流經濟學接納之際，對人類個體和群體行為研究的日益重視，促成了傳統的力學研究方式向以生命為中心的非線性復雜范式的轉換，使得我們看到了金融理論與實際的溝壑有了彌合的可能。金融投資行為理論以期望理論、行為組合理論和行為資產定價模型為其理論基礎，并將人類心理與行為納入金融的研究框架，具體體現為以下幾個模型：
首先，BSV模型。BSV模型認為，人們進行投資決策時存在兩種錯誤范式：其一是選擇性偏差，即投資者過分重視近期數據的變化模式，而對產生這些數據的總體特征重視不夠，這種偏差導致股價對收益變化的反映不足。另一種是保守性偏差，投資者不能及時根據變化了的情況修正自己的預測模型，導致股價過度反應。
其次，DHS模型。該模型將投資者分為有信息和無信息兩類。無信息的投資者不存在判斷偏差，有信息的投資者存在著過度自信和有偏的自我歸因。過度自信導致投資者夸大自己對股票價值判斷的準確性；有偏的自我歸因則使他們低估關于股票價值的公開信號。隨著公共信息最終戰勝行為偏差，對個人信息的過度反應和對公共信息的反應不足，就會導致股票回報的短期連續性和長期反轉。
再次，統一理論模型。統一理論模型區別于BSV和DHS模型之處在于：它把研究重點放在不同作用者的作用機制上，而不是作用者的認知偏差方面。該模型把作用者分為“觀察消息者”和“動量交易者”兩類。觀察消息者根據獲得的關于未來價值的信息進行預測，其局限是完全不依賴于當前或過去的價格；“動量交易者”則完全依賴于過去的價格變化，其局限是他們的預測必須是過去價格歷史的簡單函數。
最后，羊群效應模型。該模型認為投資者羊群行為是符合最大效用準則的，是“群體壓力”等情緒下貫徹的非理，有序列型和非序列型兩種模型。在序列型模型中，投資者通過典型的貝葉斯過程從市場噪聲，以及其他個體的決策中依次獲取決策信息，這類決策的最大特征是其決策的序列性。非序列型則論證無論仿效傾向強或弱，都不會得到現代金融理論中關于股票的零點對稱、單一模態的厚尾特征。
二、對金融投資者的個人行為分析
1.多為投機心理，短期行為嚴重
我國很多證券投資者入市并不是看重上市公司真實的投資價值，而是企圖從中獲取超額回報。絕大多數的投資者入市的主要原因是為通過股票的買賣價差而獲利，這類人群多是為賺錢買賣差價進行短線操作;只有少數投資者進入股市是為了獲得公司分紅收益;38%的投資者因有閑置資金而，把股市看成是一個長期投資場所。高比例的企圖賺取短期收益群體的存在是一個十分危險的信號。博取短線利潤群體的過大是我國證券市場行情波動幅度.驚人的重要原因，這也是造成證券市場不穩定的主要原因之一。從投資者入市動機上分析，就已經預示著我國證券市場投資者短期行為比較明顯。
我國個人投資者更多的是短線投資、投機，而沒有把股票作為長期的投資。另一方面，股票價格的劇烈波動誘發了一部分人的賭博心理，盲目追求短期利益。由于證券投資者容易產生羊群效應，使這種市場短期行為具有很強的蔓延性，從而極大地加重了投資者孤注一擲的心理，一旦認為找到了機會，就會過高地估計自己的能力，置自己的風險承受能力不顧，冒險參與高風險的證券投資活動。在我國證券市場中，我國投資者的短期行為特征表現為比較明顯的冒險心理和投機短期行為。
2.投資承受能力差
調查顯示，我國個人投資者以中等收入的工薪階層為主，家庭主要經濟來源為工資收入，參與證券市場的時間普遍較短，證券投資意識很強，但投資經驗相對缺乏，股市投入占家庭金融資產比例較大，這充分說明我國個人投資者的抗風險能力很弱，投資者對投資股市的“情感依托”強烈。
3.對股票專業知識了解不足
絕大多數個人投資者的股票投資知識來自于非正規教育，主要通過朋好友的介紹、股評專家的講解以及報刊、雜志的文章等獲得;在做投資決策時，投資者大多依據“股評推薦”、“親友引薦”，以及“小道消息”;在投資決策的方法上，兩成以上的個人投資者決策幾乎不做什么分析，而是憑自己的感覺隨意或盲目地進行投資。投資者進行投資決策時過于看重自己知道的或容易得到的信息，而忽視對其他信息的關注和深度挖掘。大多數投資者在評價投資失誤時，往往將失誤歸咎于外界因素，如國家政策變化、上市公司造假，以及莊家操縱股價等，而只有少數個人投資者認為是自己的投資經驗或投資知識不足;大部分投資者對新出現的金融品種如開放式投資基金的認知程度有限。
三、結語
總體來說，我國的股票市場中對于股票價格的影響因素過多，政策因素、大戶操作因素，這說明中國股市不符合經典金融理論對于市場是有效的基本假設;同時，投資者所表現出來的特點也不符合經典金融理論中，投資者對于風險總是厭惡的基本假定:在收益時，股民表現出對已有收益的貪婪，以及賭博心理，而在被“套牢”時，又寧愿苦苦等待，以待反彈機會.這些特點都說明中國股民的投資心理符合金融投資行為理論的期望理論。
參考文獻:
[1]何問陶王金全:行為金融理論的發展及述評[J]南方金融,2002,(12)
資金投資論文范文第2篇
加權平均某項資金來源在投資該項資金來源
=Σ（×）
資金成本總額中所占的比重的個別資金成本
例1：設長城公司擬投資建設C項目，投資總額為1000萬元，其中自有資金和借入資金各500萬元。股東期望的投資報酬率為40%，借款利率為10%。項目建設期為0，生產經營期為10年。每年現金凈流量為285萬元。試對該投資項目的可行性作出決策。
加權平均500500
=×10%+×40%=25%
資金成本10001000
凈現值（C）=285×（P/A，25%，10）-1000
=285×3.571-1000=17.74（萬元）
根據285×（P/A，r，10）=1000，（P/Ar，10）=3.509，求得項目的內含報酬率r=25.68%。
根據以上計算結果，C項目的凈現值大于0，內含報酬率大于加權平均資金成本，故該投資項目可行。
筆者分析研究后發現，以上決策過程和結論是錯誤的，舉例分析如下：
[例2]設上例長城公司的C項目系由A、B兩個配套項目構成，A項目投資額為500萬元，以借款方式籌集資金，每年現金凈流量為80萬元；B項目投資額為500萬元，以自有資金投資，每年現金凈流量為205萬元。試分別對A、B項目的可行性作出決策判斷。
凈現值（A）=80×（P/A，10%，10）-500
=80×6.145-500
=-8.4（萬元）
凈現值（B）=205×（P/A，40%，10）-500
=205×2.414-500
=-5.13（萬元）
500
根據（P/A，r，10）==6.250，求得A項目的內含報酬率r=9.62%；
80
500
根據（P/A，r，10）==2.439，求得B項目的內含報酬率r=39.59%。
205
根據以上計算結果可知，A、B兩個項目的凈現值都小于0，內含報酬率都小于其資金成本，故A、B兩個投資項目都不可行。這與例1的結論正好相反。
表1投資項目決策分析表單位：萬元
項目A項目B項目C項目
投資總額5005001000
建設期（年）000
生產經營期（年）101010
資金成本10%40%25%
每年現金凈流量80205285
凈現值-8.4-5.1317.74
內含報酬率9.62%39.59%25.68%
可行性決策不可行不可行可行
為什么就同一個投資項目會得出兩種不同的結論呢?筆者認為，問題出在加權平均資金成本上。資金成本是按年計算的每期用資費用（不考慮籌資費用）與所籌資金總額之間的比率。在籌資決策中，通常假設用資費用按期支付，本金到期一次償還。所以，按照加權平均資金成本計算的各期現金流出量與按照各種資金來源的個別資金成本計算的各期現金流出量完全相同。
[例3]假設上例中長城公司向銀行貸款1000萬元，銀行現向長城公司提供兩個貸款方案，甲方案為向長城公司按10%和40%的利率分別提供2筆金額為500萬元的貸款，共計貸款1000萬元；乙方案為向長城公司按25%的利率提供貸款1000萬元。問長城公司應作何種選擇。
（1）如果利息按年支付，本金到期一次償還，則兩個籌資方案的還本付息現金流出量分別為：
甲方案每年支付利息=500×10%+500×40%=250（萬元）
乙方案每年支付利息=1000×25%=250（萬元）
兩個方案每年支付的用資費用都是250萬元，加權平均資金成本都是為25%，從籌資的角度看，兩個方案完全一樣。
（2）如果采用等額本息還款方式，則兩個籌資方案的還本付息現金流出量分別為：
甲方案每年500500
=+=288.5（萬元）
還本付息額（P/A，10%，10）（P/A，40%，10）
乙方案每年1000
==280.03（萬元）
還本付息額（P/A，25%，10）
甲方案每年還本付息額為288.5萬元，乙方案每年還本付息額為280.03萬元，乙方案每年還本付息額比甲方案少8.47萬元，從籌資角度看，長城公司應選擇乙方案。
（3）如果到期一次還本付息，則兩個籌資方案的還本付息現金流出量分別為：
甲方案到期一次還本付息額=500×（1+10%）10+500×（1+40%）10
=500×2.5937+500×28.926
=15759.85（萬元）
乙方案到期一次還本付息額=1000×（1+25%）10
=1000×9.31323
=9313.23（萬元）
甲方案到期一次還本付息額為15759.85萬元，乙方案到期一次還本付息額為9313.23萬元，乙方案比甲方案到期一次還本付息額少6446.65萬元，從籌資角度看，長城公司應選擇乙方案。
可見，在等額分期還本付息或到期一次還本付息條件下，按加權平均資金成本計算的年現金流出量并不等于（一般要小于）按個別資金成本加權計算得到的年現金流出量。
表2籌資方案還本付息現金流量表單位：萬元
年限
方案12……910
按期付息
到期還本甲方案250250……2501250
乙方案250250……2501250
等額分期
還本付息甲方案288.5288.5……288.5288.5
乙方案280.03280.03……280.03280.03
到期一次
還本付息甲方案//……/15759.85
乙方案//……/9313.23
加權平均資金成本只適用于按期付息到期一次償還本金的籌資方案決策，而不適用于投資方案的決策。因為投資決策需要考慮時間因素，按資金成本將現金流入量與現金流出量換算成同一時點的價值（通常為現值）。根據前面的舉例可知，同一現金流量按照加權平均資金成本計算得到的現值要大于分別按個別資金成本計算得到的現值累加，按加權平均資金成本計算得到的終值要小于分別按個別資金成本計算得到的終值累加。所以，不能用加權平均資金成本來判斷投資項目經濟上的可行性。
一個項目投產后，回收的現金首先要用于償還負債的本息，然后才是回收的投資成本，向股東支付投資收益。當企業長期投資的資金來源于多種渠道時，決策者應站在股東立場評估投資項目的可行性。一個投資項目的優劣以股東凈現值（或股東凈現值指數）的大小或股東內含報酬率高低來判斷，而不是按投資總額計算的凈現值（或凈現值指數）大小或內含報酬率高低來判斷。即應采用股東凈現值（或股東凈現值指數）和股東內含報酬率指標來進行投資決策。
設Z1為負債投資額，Z2為權益投資額，I1為負債資金成本，I2為權益資金成本，X為每年全額現金凈流量，X1為負債的還本付息現金凈流量，r為股東內含報酬率，則：
Z1
負債還本付息現金凈流量（X1）=
（P/A，I1，n）
股東凈現值=（X-X1）×（P/A，I2，n）-Z2
Z2
根據（P/A，r，n）=計算股東內含報酬率r。
X-X1
如上例C項目的股東凈現值和股東內含報酬率分別為：
負債還本付息500500
===81.37（萬元）
現金凈流量（P/A，10%，10）6.145
股東凈現值（C）=（285-81.37）×（P/A，40%，10）-500
=203.63×2.414-500
=-8.44（萬元）
500
根據（P/A，r，10）==2.4554，可計算得股東內含報酬率r=39.30%。
285-81.37
資金投資論文范文第3篇
中國證券投資基金的發展伴隨著證券市場的風風雨雨一路走來。特別是2000年以來，針對證券市場個人投資者眾多、投機氣氛濃厚等缺陷，中國證券監管部門明確提出超常規培育機構投資者的政策取向，在機構投資者中證券投資基金無疑是目前中國證券市場上最受矚目的。截至2003年10月，中國證券市場上共有基金管理公司25家，發行54只封閉式基金，50只開放式基金，基金總份額為1674.28億基金單位，其中開放式基金規模為857.28億基金單位。
盡管證券投資基金的規模有了長足的發展，在保護中小投資者方面也起到了一定的作用，然而在一個發展并不健全的資本市場上發展起來的證券投資基金也出現了很多問題，證券投資基金管理人在證券市場上的行為表現并不令人滿意。2000年以來基金績效普遍不佳、投資風格趨同、投機行為時有發生。在這些現象和問題的背后，證券投資基金管理人幾乎成為所有這些行為的主體，那么如何認識證券投資基金管理人的行為及其制度背景是解決問題的前提。
一、成熟資本市場中證券投資基金管理人的行為特征
（一）市場化的發起行為
美國共同基金的管理人是投資顧問或基金管理公司，他們實際管理和經營共同基金的資產，負責基金行政管理與投資操作。基金（本文專指證券投資基金）管理公司的設立與運行必須符合一定的條件，通過政府證券主管部門的審核并核發相應的執照后，管理人就有了從事基金管理業務的資格。基金公司的發起人通常是投資銀行、投資公司、投資咨詢公司、信托公司、經紀公司、保險公司或基金管理公司。發起人負責基金公司的審批以及向公眾募集資金，發起人常常通過控制基金公司的董事會而實際掌握基金管理人的控制權。基金管理人的發起完全置身于市場化的環境之中，通常由投資公司對宏觀經濟發展情況、資本市場狀況以及投資者需求和預期的深入了解和評估來把握投資方向，決定是否設立以及設立何種類型的基金。可見美國共同基金的發起設立是一種完全市場化的行為，至少為共同基金日后的運行打下了良好的市場基礎。
（二）以滿足投資者需求為中心的營銷行為
在美國共同基金的快速發展過程中形成了市場化的營銷方式，營銷方式創新的同時推動了基金品種甚至投資方式的創新。在銷售渠道上，共同基金主要通過各類經紀人、保險機構、財務顧問、金融策劃人和銀行等中介機構購買（代銷）以及直接從基金公司購買（直銷）。基金代銷機構的投資專家會分析客戶的金融需求和目標并推薦合適的基金品種，即使普通的基金推銷人員都受過嚴格的專業技能和職業道德培訓，為每一位投資者提供合適的基金類型，并取得美國證券交易委員會規則允許收取的由投資者支付的銷售委托費或從基金資產中扣除的服務費。一旦銷售人員為了獲取更多的服務費而向投資者推銷了不合適的品種，投資者會向監督部門投訴，而監督部門將會對基金管理人采取措施。在營銷行為的背后是管理人不斷的產品創新能力，來適應投資者不斷變化的要求。基金管理人開發了各種類型的基金，以便滿足投資者在年齡、金融資歷、承擔風險能力等方面的差異而產生的不同的投資要求，投資者買賣基金的成本也在不斷下降，以投資者需求為中心的產品創新體現了市場化營銷方式下的供給創造需求，這是促進共同基金進一步發展和完善的重要機制。
（三）責權明晰的管理行為
自1924年起，美國共同基金實行的就一直是公司型制度。在公司型制度下共同基金首先是一個法人組織機構，通常沒有自己的雇員，只設立一個基金董事會來代表基金持有人利益并維護基金持有人權益。所有這些業務委托均由基金公司董事會與各方簽訂契約，并以保護投資者利益和為投資者提供服務為根本。由此可見美國共同基金運作的核心是董事會，它承擔著大量而復雜的業務管理職責。
二、中國證券投資基金管理人的行為表現
（一）基金管理人的發起
隨著“好人舉手”政策的出臺，中國證券基金的發起實行了很久的行政審批制正逐漸放松。“好人舉手”政策是中國證監會2001年5月起要求申請設立基金公司的機構預先規范證券投資行為并提交自律承諾書制度，即改變行政審批及在小范圍內選擇基金管理公司，強調擬設立基金管理公司的金融機構和社會機構要用事實證明自身具備管理能力，并向社會公開承諾自己是行為規范理性的機構投資者。這項政策是基金行業準入制度的改革，更是基金業打破行業壟斷、市場化進程的重要內容。使一些市場信譽較好、運作規范的機構能夠作為發起人參與基金公司的設立，推動了以基金為代表的機構投資者隊伍的建設，加大了基金業的競爭。
（二）投資風格趨同
基金在訂立契約時都會明確說明各自的投資風格，基金經理根據產品設計的不同風格來為基金訂立投資計劃，即在不同風險水平下實現產品的投資目標。如1999年和2000年，網絡股、科技股在世界也在中國證券市場上備受推崇，此時中國基金的風格以成長型為主；而2001年中期以來市場走勢一度低迷，成長型基金發展趨勢放慢，新成立的基金中出現復合型基金。經過2001年下半年股指進一步向下，基金的投資策略已從追求成長到穩健投資，多數基金投資組合具有價值型特征。2002年新發行的基金以成長價值混合型基金為主。可見基金風格隨著證券市場整體的走勢而變化，而在同一時期基金的風格卻是趨同的，導致基金的風格區分不明顯。
（三）簡單的營銷行為
基金管理人的營銷行為就是讓投資者了解管理人的投資理念、投資業績及運作機制等，以期獲得投資者信任從而代其投資理財。中國基金產品銷售從最初投資者徹夜排隊購買，到目前新基金銷售冷清的原因主要是基金管理人的迅速擴大和相對簡單的營銷行為產生了矛盾。中國開放式基金的營銷渠道分為代銷和直銷，代銷是利用銀行和證券公司網點多、方便購買等特點通過商業銀行和證券公司進行向廣大中小投資者的銷售；直銷是由基金管理人直接向投資者銷售，往往面向保險公司、財務公司等機構投資者。
（四）管理行為不規范
管理人的管理行為與基金治理結構密切相關，決定了管理人行為的規范性和有效性。目前中國基金治理結構中存在的不規范之處，歸根于基金管理人既是自身財產所有人又是基金所有權代表人的雙重人格，極易造成關聯交易，使管理人有機會利用其特殊地位損害持有人利益。首先，在管理人和發起人的關系上，《暫行辦法》頒布以后新發行的基金，管理人與發起人沒有徹底分離，基金管理公司的運作風格受到控股公司的巨大影響。發起人或者不干預公司治理和業務運作，只是被動地獲取投資收益，或者股東價值至上，將其對基金管理人的控制推到及至。甚至某些個人或機構可能會通過假借合法的金融機構掌控基金管理公司，利用金融杠桿以合法的形式借用基金管理人進行市場操縱。
其次是對管理人約束與激勵不足。在約束方面，契約型基金主要是由托管人和持有人大會對管理人進行監督和約束。但由于持有人較為分散，且大多數投資者關注的是資本獲利，通常用腳投票來選擇投資方向，沒有足夠的動力行使監督權，使持有人大會無法對管理人起到切實的監督作用。而托管人在固定托管費率下受到發起人選擇權的限制，沒有充分發揮應有的監督作用。而在激勵方面，封閉式基金固定的管理費提取制度使基金管理人能夠在存續期內獲得持續穩定收益，受業績因素的影響有限。管理人只要保持所管理資產的適度規模，經營上較小的壓力使其沒有足夠大提升業績的動力。同時，這種他利性經營與獲取固定的報酬的矛盾，弱化了管理人對基金的責任心。而目前報酬機制和基金評級體系的建立也無法達到對不同水平的基金管理人的有效區分和激勵，不利于優勝劣汰競爭環境的形成。
最后管理人的有限責任制、低資本金與持有人利益的矛盾。經理人對基金運作結果只承擔有限責任，損失風險由受益人承擔。當管理人違反基金宗旨違規操作甚至損害基金資產或持有人損失時，則其應當承擔無限責任，即應以基金經理人的注冊資本金予以賠償，這樣管理人資本金的多少就決定著持有人求償安全性的高低。
三、中國證券投資基金管理人行為的制度背景
從制度經濟學的視角來分析目前中國證券市場投資基金管理人行為背后的原因可以總結為：在強制性制度變遷下，基金管理公司的發起人都是以國有制為基礎的證券公司、信托機構等，導致證券投資基金的產權約束不夠，產權所有人不明確就難以生成對基金管理人嚴格有效的監督；中國證券市場上存在兩種契約，一種是事實上以國家為監管人的基金公司，一種是以投資者個人為委托人和監督人的資金契約。兩種契約制度在競爭規則上的不公平，使兩種制度的收益成本不同，從而出現證券市場上投資手法“劣幣驅逐良幣”的現象，利益因素促使基金管理人投機炒作；由于中國證券市場制度的功能缺陷，上市公司普遍效率不高，導致證券投資基金管理人將利潤來源轉向投機炒作甚至是違規行為。
基金管理人的外部制度環境是與中國證券市場和投資基金所處的發展階段相聯系的，中國資本市場屬于歷史短、不規范的新興市場，還存在著結構和深度上的問題。目前可供投資基金選擇的投資品種僅有國債、流通股等，范圍十分狹窄，同時相應的獲取收益規避風險的金融工具也非常少，因此造成基金投資渠道單一，導致了基金產品設計及投資策略的趨同性。同時宏觀經濟政策的變幻無常，投資者的急功近利，證券市場濃重的投機氛圍，其中的每一項都足以將科學的投資理念扼殺掉，并進而扭曲了基金管理人的精神和企業的組織結構，然而投資理念恰恰是基金管理人的靈魂。
在投資基金制度中，基金管理人由基金管理公司聘任，盡管并不擁有基金的資產，但它接受基金投資者的委托而運作基金資產，同時每年提取固定的管理費，投資人在承擔全部投資風險的同時享有收益權。從微觀層面上看，基金管理人的組織制度也存在著缺陷，一方面，基金管理公司只能由證券公司作發起人，公司的管理人由發起公司指派，導致了基金管理公司與證券公司天然具有重大的關聯關系，目前證券公司普遍存在的自營行為，使其和基金管理公司在市場上相互配合成為可能；另一方面，基金管理公司“內部人”控制傾向又排斥了基金經理人市場和社會選擇機制，壓制了“管理者市場”的形成，使基金管理公司實際上不是“專家”理財而是“莊家”理財，從而出現了種種不規范甚至不合法行為，給證券市場帶來了較大的負面效應。
可見，當基金管理人所處的制度環境存在缺陷時，外部監管、基金治理結構的漏洞會為基金管理人提供“違規條件”。因此從制度上分析證券投資基金管理人的行為，將發現其行為的本源，而只有發現行為背后深層原因后才能指導我們提出規范、引導行為的方法，并針對目前中國證券投資基金的問題提出切實可行的解決方案。
參考文獻：
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資金投資論文范文第4篇
關鍵詞：養老基金，投資偏好，股票市場
在美、英等資本市場發達的國家，養老基金作為重要的機構投資者之一，對資本市場的發展起著積極的作用。尤其從20世紀80年代開始，股東積極行動(Activism)的興起和蓬勃發展，使得養老基金成為金融學和經濟學研究的一個熱點問題，并取得了豐碩的研究成果。而在我國，養老基金于2003年開始投資股票市場，理論界和實務界對養老基金投資偏好的研究尚處于起始階段。因此，本文主要從養老基金投資的安全性、謹慎性、流動性和交易成本、公司業績、投資風格以及公司治理六個角度，系統回顧和評述養老基金投資偏好的研究成果，加深對養老基金投資動機的認識，為進一步研究中國養老基金投資股票市場問題提供分析的基礎。
一、國外研究現狀
(一)安全性
1.總風險
養老基金等機構投資者的投資經理為了避免單個股票可能出現較大的損失，會選擇投資總風險較低的股票。他們這樣做，一方面可以避免個股出現較大的虧損影響到投資組合的整體業績，另一方面也可以避免受到委托人或相關人員向法院其投資錯誤而要求賠償(Badrinath，Gay和Kale，1989)。DelGuercio(1996)、Falkenstein(1996)[2]的經驗證據表明機構投資者持股比例與總風險之間存在顯著的負相關關系。
2.市場風險
市場風險是影響養老基金等機構投資者投資股票的重要因素。根據現資理論，β系數越高的股票其期望收益率越高，由此可以推測，持股比例與β系數存在正相關的關系。Badrinath、Gay和Kale(1989)、Bathala，Ma和Rao(2005)研究發現，機構投資者持股比例與β系數高度正相關，說明機構投資者偏好投資于高β系數的公司股票。另一方面，Badrinath，Gay和Kale(1989)認為機構投資者持有較高β值的股票也會產生負面作用，即在存在法律成本的情況下，如果機構投資者不能戰勝市場，他們要負擔比業績優于市場時更多的成本，使報酬面臨較大的損失。因此，機構投資者也可能持有較低β值的股票。但是，他們的經驗證據沒有支持該假說。
3.財務杠杠
財務杠杠與總風險、市場風險之間都是正相關的關系。機構投資者持股比例與股票的總風險是負相關的，但是與市場風險之間的關系是不確定的，可能是正相關的，也可能是負相關的，因此其與財務杠杠之間的關系也是不確定的。如果持股比例與股票的市場風險之間的關系是負相關的，則其與財務杠杠之間也是呈負相關的關系。Badrinath，Kale和Ryan(1996)的實證結果表明，非保險公司機構投資者持股比例與財務杠杠之間存在顯著的負相關關系。
4.公司規模
研究公司規模對養老基金持股比例影響的論文比較多，存在兩種不同的觀點和結論：Arbel，Carvell和Strebel(1983)解釋了養老基金等機構投資者偏好大公司股票的三個原因。第一，如果投資于小公司股票，其即使投資數額很少也易達到美國證券交易委員會規定的5%公告要求。第二，小公司風險往往比較大。第三，機構投資者可能期望公司多支付股利，而小公司通常很少發放股利。Gompers和Metrick(2001)發現1980～1996年期間大機構投資者增加了對大公司股票的需求，減少了對小公司股票的需求。Hessel和Norman(1992)、Fama和French(1993)、Bennett，Sias和Starks(2003)的研究也認為機構投資者傾向于投資大公司的股票。Cummins，Percival，Westerfield和Ramage(1980)、Cummins和Westerfield(1981)也提供了類似的經驗證據。
然而，Jensen，Johnson和Mercer(1997)、Bathala，Ma和Rao(2005)的研究結論卻與上述結論相反。Jensen，Johnson和Mercer(1997)發現在美國聯邦儲備委員會實行擴張性的貨幣政策期間，機構投資者顯著地偏好持有小公司股票以獲得更高的收益。這說明機構投資者持股比例變動情況受國家宏觀政策、科技發展等因素的影響。Bathala，Ma和Rao(2005)發現1994—1998年期間機構投資者轉向偏好小公司股票，原因可能是在此期間股票市場比較穩定、安全性投資要求有所降低。
5.上市年齡
養老基金偏好持有上市時間較長的股票，因為股票的上市時間越長，就說明公司經得起市場的考驗，這樣的股票才是好的股票。Badrinath，Gay和Kale(1989)研究發現機構投資者持股比例與公司上市年齡之間存在顯著的正相關關系。Falkenstein(1996)、DelGuercio(1996)以及Bennett，Sias和Starks(2003)也均得到了與其相同的研究結論。
(二)謹慎性
按照普通法規定的“謹慎人”原則(PrudentManRule)，養老基金等機構投資者對其客戶承擔著重要的受托責任，因此其非常關注所投資股票的謹慎性和安全性。投資經理在決策時會從保護自身利益角度進行投資。尤其是在投資業績黯淡時期，如果投資經理能夠證明其投資是謹慎的，則他們的投資也會被委托人和其他相關人士認為是安全的，而不會被認為是錯誤的。因此，Badrinath，Gay和Kale(1989)提出了“安全保證說”(Safety-NetHypothesis)，認為機構投資者在選擇股票時除應考慮通常為人們所接受的因素，還須注重投資決策本身的正確性、決策是否被外界認為合理的、信息充分的，且當其經營管理行為受到訴訟時，能夠保證他們已經盡到管理責任。機構投資者往往會選擇外部專業評級機構的評級結果作為其投資謹慎性的參考依據。Badrinath，Gay和Kale(1989)選用標準普爾的外部評級作為衡量的指標。其實證結果支持他們提出的“機構投資者持股比例是股票謹慎性增函數”的假設。Gompers和Metrick(2001)的研究也驗證了該假設。
Badrinath，Kale和Ryan(1996)則認為由于各機構投資者在投資目標、風險容忍度、監管約束和流動性要求等方面存在差異，Badrinath，Gay和Kale(1989)的研究結果不一定準確地描述了保險公司的投資決策。因此，他們利用1986和1988兩年的數據，將機構投資者分為保險公司和非保險公司。研究結果表明“安全保證說”不能解釋保險公司持股比例的高低，但能夠解釋保險公司是否購買某股票，并且保險公司的投資行為比非保險公司更加謹慎。DelGuercio(1996)利用美國1968至1989年養老基金、共同基金、銀行等機構投資者的統計數據，檢驗了謹慎性原則對投資行為的影響。研究發現，全部機構投資者構成的全樣本的實證結果也支持Badrinath，Gay和Kale(1989)的研究結論。
Bathala，Ma和Rao(2005)使用Valuelane投資調查庫的財務能力評級作為股票謹慎性的替代變量，研究發現，股票評級等級越高，機構投資者投資比例也越高。
1974年美國《雇員退休收入保障法案》(ERISA)通過，其評估投資組合整體的謹慎性，不需要每一部分投資單獨地都被認為是謹慎的。另外，ERISA要求除說明基金的參與權與賦予權外，亦對養老基金經理投資行為的報道與資訊披露作出明文規范，而投資計劃中的基金用途與受托人責任亦明文規定其中。因此，一些學者從各個不同的視角，研究了ERISA對不同機構投資者的影響，尤其對養老基金的影響。
Cummins，Percival，Westerfield和Ramage(1980)調查了ERISA通過后對私人養老金計劃投資行為的影響。作者問卷調查了87位投資經理和723位私人養老金計劃經理。研究發現，養老金計劃經理在ERISA通過后傾向采用書面的格式規范本身的投資方針，更加重視投資績效評估，并會購買受托人責任保險。而且，養老基金的投資組合風險亦會減少。Cummins和Westerfield(1981)分析了ERISA對私人養老金計劃投資組合分散程度的影響。研究結果表明，ERISA實施后養老金計劃投資組合的集中度降低了，養老基金經理采用更為分散的投資方式。相比之下，銀行信托和共同基金投資的集中度卻沒有下降。
(三)流動性和交易成本
機構投資者的持股比例往往比較大，因此其通常投資于市值大的股票。機構投資者的投資金額遠遠大于個人投資者的投資金額，在其買賣股票時，會對公司股票價格帶來很大的壓力和沖擊。如果公司股票沒有足夠的流動性，其必然導致機構投資者的交易成本很高。因此，機構投資者往往投資于那些具有高流動性、對交易成本影響較小的公司股票。
Badrinath，Gay和Kale(1989)研究發現股票的流動性與機構投資者的持股比例有正相關的關系。Badrinath，Kale和Ryan(1996)采用與Badrinath，Gay和Kale(1989)相同的衡量流動性的指標——換手率，研究了機構投資者持股比例與股票流動性之間的關系。其分別用1986年和1988年的數據均得到了與Badrinath，Gay和Kale(1989)一致的結論。
Falkenstein(1996)分析1991、1992兩年開放式與封閉式共同基金經理人持股的橫截面數據，發現股票的流動性(用換手率指標衡量)、波動性、價格、上市年齡以及公司規模都對基金經理人持股行為有顯著的影響，即多數的基金經理人偏好流動性強、風險與交易成本較低的股票。Gompers和Metrick(2001)采用公司規模、每股價格和股票換手率作為流動性的替代變量。實證結果顯示，在1980年至1996年期間機構投資者偏愛規模大、流動性強的股票。DelGuercio(1996)和Bathala，Ma和Rao(2005)認為紐約證券交易所交易的股票具有高流動性，其通過實證研究發現機構投資者更偏好投資于紐約證券交易所交易的股票，從而驗證流動性是機構投資者考慮的一個重要因素。
Keim和Madhavan(1997)抽選了一些機構投資者，研究交易成本的大小及其決定因素。這些機構投資者掌握了紐約證券交易所1991—1993年間2l所機構的股票交易全部資料。他們采用Perold’s(1988)的方法計算交易成本，發現總交易成本是重要的經濟因素，而且與交易難度(TradeDifficulty)和市場流動性有明顯的關系。研究結果顯示，機構投資者制訂和評估投資策略時，了解交易成本是相當重要的。Gompers和Metrick(1998)也論述了交易成本對機構投資者投資決策的重要性。他們假設機構投資者選擇投資項目時，著眼點是流動性和交易成本。該文利用公司規模、標準普爾指數成份股、股票價格及股票換手率作為流動性的指標，檢驗交易成本會是否影響機構投資者投資選擇。結果顯示，機構投資者偏重流動性，并會選擇投資于大公司；交易成本雖然是重要的決定因素，但不及流動性和公司規模重要。
(四)公司業績
法院在判決養老基金等機構投資者的某項投資是否謹慎時，可能會參考公司以往的業績狀況。如果養老基金等機構投資者投資的公司過去的業績良好，則法院往往會判決該項投資遵循了謹慎性原則，反之，則投資損失容易被認為是機構投資者投資不慎所致的。因此，投資組合經理人為了保護自身利益，以防受到訴訟時被法院判決為投資不謹慎，在選擇投資組合時會選擇以往業績驕人的、公司管理水平優秀的公司為投資對象。
Badrinath，Gay和Kale(1989)在紐約證券交易所及美國證券交易所截至1985年12月31日為止的上市公司名單中抽選了2250家作為調查對象，分析機構投資組合經理在履行運用客戶資金的受托責任時所作出的投資行為。他們采用過去60個月的超額回報率作為業績的替代變量，發現該指標與機構投資者持股比例之間存在顯著的正相關關系，說明過去業績較優秀的公司，機構投資者對其的持股比例亦較高。
Hendry，Woodward，Cook以及Gaved(1999)訪問了68位英國基金經理、經紀業分析師、企業管理人員以及人力資源總監關于人力資源管理的問題。其中有一個問題是：“公司和投資者分別看重公司哪些業績資料呢?”這四組人員回答的意見相當一致，均認為最重要的依次是：財務業績、企業策略、管理質量及人力資源管理。
Chan，Chen和Lakonishok(2002)關注的是美國共同基金的投資風格，其也發現共同基金傾向于購買過去業績較好的股票。他們分別用過去三年的收益和過去一年的收益進行了分析，均得到上述結論。
(五)投資風格
Nicholson(1960)和Basu(1977)最先研究價值型股票和成長型股票的特征。他們認為價值型股票具有低市盈率或市凈率的特征，成長型股票具有高市盈率或市凈率的特征，并且價值型股票優于成長型股票。Reinganum(1982)、Basu(1983)、Cook和Rozeff(1984)以及Tseng(1988)研究發現，控制了股票的其他特征例如規模、價格和股息收益率之后，市盈率效應一直穩定存在。
Fama和French(1992)提出與成長型股票相比，價值型股票的市凈率和市盈率較低、股息收益率較高。如果養老基金等機構投資者喜歡投資價值型股票，則其持股比例與市凈率和市盈率是負相關的、而與股息收益率是正相關的。Bathala，Ma和Rao(2005)從ValueLine投資調查庫收集1990～1998年的數據，研究發現持股比例與股票市盈率、市盈率的成長性以及股息收益率之間存在顯著的負相關關系，而與市凈率、總資產收益率呈顯著的正相關關系，不能得出機構投資者偏好價值型還是成長型股票的結論。
Shefrin和Statman(1995)和Lakonishok，Shleifer和Vishny(1994)假設投資者的投資傾向與“規模效應”和“市凈率效應”有關。DelGuercio(1996)研究發現銀行經理在1968至1989期間，從選擇標準普爾評級高的股票轉向直接購買規模大、市凈率高的股票。這驗證了Lakonishok，Shleifer和Vishny(1994)、Shefrin和Statman(1995)提出的假說。
Black(1976)認為投資于沒有股利的股票是不明智的做法。有些機構投資者禁止投資于不發放股利的股票。Badrinath，Gay和Kale(1989)以1985年在紐約證券交易所(NYSE)和美國證券交易所(AMEX)上市的全部股票為研究樣本，考察了股息收益率、換手率、公司規模、貝他系數等市場特征指標和公司特征指標與機構投資者持股比例之間的關系。但實證結果發現股息收益率與持股比例之間的系數是負數，而且沒有通過顯著性檢驗。
Badrinath，Kale和Ryan(1996)采用與Badrihath，Gay和Kale(1989)相同的特征指標，但不同之處，一是其選用1986和1988兩年的數據，二是其將機構投資者分為保險公司和非保險公司兩組。研究結果表明，非保險公司兩年的數據都顯著地得出股息收益率與其持股比例之間存在明顯的負相關。這說明非保險公司青睞投資于成長型的股票。保險公司兩年的數據也顯示，股息收益率與其持股比例之間存在負相關的關系，但是沒有通過統計檢驗。
Gompers和Metrick(2001)分析了機構投資者對股票特征的需求及其對股價和收益的影響。他們發現機構投資者從1980年到1996年持有股票的數量幾乎增加了一倍，然后分別從法律環境、流動性和交易成本、過去收益狀況三個方面，進一步探究增加的原因。結果顯示，在此期間機構投資者的持股比例與股息收益率、市凈率都呈顯著的負相關關系。因此，無法確切地說明總體上機構投資者在這17年偏好投資于成長型還是價值型股票。
(六)公司治理
Useem，Bowman，Myatt和Irvine(1993)以美國最大的40個養老基金、40個投資經理和20個慈善基金會為樣本，調查了他們對公司董事會的構成和作用的偏好。研究發現，他們一致認為董事會的構成和作用是公司治理的核心，并且提出了影響董事會有效運作的諸多因素，例如董事的獨立性、多元性、技能和經驗以及是否喜歡提問和深入思考等。其中，40%的被調查者認為公司治理成功最重要的因素是獨立的董事，20%的被調查者認為董事會的質量和多元性是其次重要的。有些投資經理喜歡董事具有法律或財務等方面的技能和經驗，甚至是某領域的專家。另外，他們還認為公司內部管理者不應該參與公司董事會成員的任命、薪酬制定和審計委員會；獨立的董事不能是公司現在或以前的員工，也不能來自與公司有固定業務的其他公司的人員；董事會主席和CEO應該分開，董事會主席應由外部董事擔任。
RussellReynoldsAssociates(1998)詳細調查了1997年美國機構投資者關注的公司治理問題，得到了與Useem，Bowman，Myatt和Irvine(1993)相同的結論：“養老基金等機構投資者在進行投資決策時關注董事會的構成和質量”。同時，也得到了其他的一些重要結論：(1)機構投資者認為缺乏足夠的信息對公司董事會進行有效評估，尤其是缺乏關于董事會成員的信息，例如背景、商業交易記錄和對董事會的具體貢獻等。(2)大多數機構投資者認為董事會應由外界中立、公正的權威人士進行評估。(3)機構投資者反對對CEQ薪酬設置最高限額。(4)機構投資者支持董事持股及將股票作為獎勵計劃。
二、國內研究現狀
國內對養老基金投資偏好的研究尚處于起步階段。大多數學者重點關注證券投資基金的持股特征(楊德群、蔡明超和施東暉，2004；肖星和王琨，2005；高雷、何少華和殷樹喜，2006)。
楊德群，蔡明超和施東暉(2004)使用2002年證券投資基金年報中的投資組合數據對2002年年末基金的持股特征進行了實證研究。他們考察了66只基金持股的825只股票的每股收益、主營業務收入增長率和市凈率指標。發現基金的持股比重與每股收益呈顯著的正相關，表明基金在2002年注重識別、挖掘和投資價值型股票；基金的持股比例與主營業務收入增長率、市凈率的關系也是正的，但沒有通過顯著性檢驗；這說明基金在考察公司的成長性和價值性時，更注重公司的價值性。
資金投資論文范文第5篇
基金上市前后中國股票市場收益率波動的變動情況進行分析,運用Granger因果檢驗和VAR模型
對證券投資基金投資行為與中國股票市場收益率波動之間的相關性進行研究,結果表明:中國證
券投資基金采取與股票市場波動同方向的投資行為,一定程度上加大了股票市場的波動性。
關鍵詞:中國股票市場證券投資基金投資行為EGARCH模型
一、引言
股票市場的穩定性不僅與投資者的收益緊密相關,而且是一國金融體系健康運行的基礎。
股票市場的穩定性一方面與宏觀經濟變量緊密相連,另一方面與微觀主體的投資行為息息相關。
證券投資基金的投資行為與股票市場之間互相影響,市場狀況直接決定了證券投資基金投資行
為;反過來,證券投資基金的投資行為也會對市場產生影響,而其中最突出、最顯著的影響,
就是對股票市場穩定性的影響。股票市場的穩定性是指,相對于價格的異常波動而言,股票市
場的價格處于理性且與宏觀經濟運行相適應的波動狀態。
近二十年來,證券投資基金的發展速度十分迅猛,對世界金融體系乃至全球經濟都產生了
全面而深遠的影響。各國的證券監督管理層都試圖通過證券投資基金來抑制市場的過度投機,
防范、化解市場風險,引導長期、理性的投資價值觀,加強證券市場的穩定性。然而,在實際
運作中,證券投資基金的投資決策失誤,不僅可能給基金持有人的利益帶來重大損失,而且可
能引致其他社會、經濟問題,帶來宏觀經濟的系統風險。在美國“新經濟”、“網絡股”帶來的
納斯達克(NASDAQ)指數的飆升與狂跌中,在墨西哥金融危機、亞洲金融危機和俄羅斯金融
危機期間,證券投資基金的投資行為都起到了推波助瀾的作用,對一國金融體系產生了強烈的
沖擊。
2006年以來,中國股票指數的強力攀升,成就了中國基金業的規模躍進。以證券投資基金
為代表的機構投資者正成為股票市場的中堅力量,對股票市場的影響力也越來越大。此時,考
察證券投資基金的投資行為到底是促進了市場穩定,還是加大了市場波動,顯然有著重要的理
論價值和實際意義。近年來,行為金融學獲得蓬勃發展,其從金融市場的微觀結構入手對證券投資基金及其他
機構投資者的行為展開了研究。證券投資基金的投資行為是指,投資者為獲得預期收益,在投
資動機的推動下,利用有效的手段在適宜的環境下收集、分析、研究與證券有關的各種信息,
確定投資目標并付諸實踐的投資決策活動。
目前,行為金融理論針對證券投資基金投資行為的研究工作主要從兩方面展開。一是所謂
的羊群行為(HerdBehavior),指市場參與者在投資過程中存在對他人的模仿與跟從行為,表現
為投資者股票買賣以及交易時機的趨同性。①二是慣性反轉投資行為(Momentumand
ContrarianTradingStrategy),投資者以股票過去的表現作為買賣判斷的主要基礎。其中,慣性
投資行為是買入近來的強勢股,賣出近來的弱勢股;而反轉投資行為是賣出近來的強勢股,買
入近來的弱勢股。②主流觀點認為,這兩種投資行為概括了證券投資基金的主要行為特征。國外
學者的研究始于20世紀80年代,已經取得了大量豐富的成果,如:弗蘭德(Friend)、布魯姆
(Blume)和克羅克特(Crockett)于1970年最早發現證券投資基金會模仿前期較為成功的同行
的投資選擇,并稱之為“跟隨領導者行為”,這是羊群行為的典型特征。③萊克尼肖克
(Lakonishok)、施萊費爾(Shleifer)和維什尼(Vishny)以美國1985—1989年間769支基金的
季度數據為樣本進行研究,發現羊群行為顯著。④沃默斯(Wermers)、諾夫辛格(Nofsinger)
和西亞斯(Sias)等采用不同的研究方法,均發現了羊群行為。⑤而德邦特(DeBondt)和泰勒
(Thaler)于1985年以美國股市為研究對象,首次發現了長期(3—5年)的反轉現象,⑥杰格迪
升(Jegadeesh)和蒂特曼(Titman)又于1993年發現美國股市中期的(3—12月)慣性現象。⑦
隨后,國外的相關研究不斷跨越時間和空間,越來越多的學者對證券投資基金的慣性反轉投資
行為展開研究。其中,最具代表性的研究有格林布拉特(Grinblatt)、蒂特曼和沃默斯等的研究,
他們均發現證券投資基金不同程度地采用慣性反轉投資行為。⑧國內學者對此也進行了研究。
如:施東暉、吳福龍、曾勇和唐小我等的研究結果表明,中國證券投資基金存在較嚴重的羊群行為。①方軍雄、徐捷、肖峻、謝赤和禹湘等都通過實證研究發現中國證券投資基金普遍采取慣
性投資行為。②
既然國內外大量研究表明,證券投資基金存在顯著的羊群與慣性反轉投資行為,那么具有
這些行為特征的證券投資基金究竟是起到了抑制股價劇烈波動、穩定證券市場的作用,還是恰
恰相反?國內外學者對此爭議頗大,席勒(Shiller)、費希爾(Fischer)、弗里德曼
(Friedman)、沙爾夫斯泰因(Scharfstein)和施泰因(Stein)等學者認為證券投資基金的羊群
行為以及慣性反轉投資行為對金融市場具有非穩定作用,它們會導致價格泡沫的產生,增加價
格波動與市場風險。③而德邦特、泰勒、萊克尼肖克、施萊費爾、維什尼、愛德華茲
(Edwards)和張新(Zhang)等學者則認為證券投資基金作為機構投資者擁有大量的專業人才以
及廣泛的信息收集渠道,能全面深入地分析宏觀經濟形勢、國家的方針政策、上市公司的生產
經營狀況,能運用先進的投資技術與策略,因而相對于中小投資者,更能夠準確評估股票的基
準價值,是穩定股市的中堅力量。④也有學者認為,不同機構投資者掌握的資源不同,獲取的信
息不同,即使對同一信息,不同機構投資者的反應也不一樣。對某一特定股票,總有一些機構
投資者在買入,而另一些機構投資者在賣出,機構投資者之間的交易所產生的影響可相互對沖,
故對股價影響不大。
目前,國內學者對證券投資基金投資行為的研究,主要側重于從微觀角度,對個體與機構
投資者的羊群行為或慣性反轉行為進行實證檢驗。由于數據樣本的時間長度有限,以及個體、
機構投資者交易數據很難獲取,造成研究結論差異較大。而對機構投資者行為與股市穩定性的
研究更多地集中在理論層面,缺乏規范的實證研究,且鮮有作者從宏觀角度,結合行為金融理
論,從投資行為的角度,來分析證券投資基金投資行為與股市穩定性之間的關系。
投資行為是個抽象的概念,基金經理的動機、需要、情緒、偏好、預期、對信息的認知與
加工能力以及對風險的知覺與態度等,都將決定證券投資基金的投資決策與行為。因此,把抽
象的投資行為定量化,是首先需要解決的問題。分析基金經理投資行為的重要方法之一就是分
析其持股特征,基金投資組合中股票的構成與變動是基金經理認知結果與決策過程的綜合反映,
基金經理的信息處理過程及行為結果均反映在基金經理的持股結構與持股比例的變動中。基于
此,為了增強實證結果的說服力并避免理論研究上的爭議,本文不擬分析證券投資基金的羊群
行為及單支證券投資基金的慣性反轉投資行為,而是選擇證券投資基金整體持股比例變量作為
衡量指標,分析證券投資基金總體投資行為對股市穩定性的影響。文章的基本研究思路是首先用修正的EGARCH模型刻畫中國股市的波動性特征,通過比較
證券投資基金上市前后股票市場收益率變動的情況,研究引入證券投資基金后對市場收益率波
動的影響。然后構建證券投資基金投資行為的衡量指標,并將EGARCH模型刻畫的波動率序列
剔除宏觀經濟變量的影響,進一步通過協整檢驗和VAR模型的方法來確定證券投資基金的投資
行為對市場收益率波動的影響。
二、研究樣本選擇與變量定義
本文實證研究所涉及的變量主要有上證綜合指數收益率、相關宏觀經濟變量、證券投資基
金投資行為的衡量指標。
1.1996年12月16日中國股市引入了10%的日收益率漲跌停板制度,旨在壓制過度投
機。①因此,本文采用引入漲跌停板制度之后,從1996年12月16日至2007年9月30日共
2605個交易日樣本數據。
2.理論研究通常采用綜合性指數的收益來替代市場平均收益。鑒于目前中國還沒有統一的
市場基準,本文選擇上證綜合指數收益率作為市場組合收益率。一是因為其作為國內外普遍采
用的衡量中國證券市場表現的權威統計指標,是一個包括上證180指數、上證50指數、上證綜
合指數、A股指數、B股指數、分類指數、債券指數、基金指數等的指數系列;二是因為上證綜
合指數與深證成分指數具有較大的相關性,因此僅選擇上證綜合指數。收益率采用對數收益率
形式:
Rt=lnPt-lnPt-1(1)
其中,Rt為t期期末上證綜合指數的收益率,Pt-1為t-1期期末上證綜合指數的收盤價格,
Pt為t期期末上證綜合指數的收盤價格。
3.1998年3月,南方基金管理有限公司管理的國內第一支規范的封閉式證券投資基金———
基金開元成功發行上市。該基金上市的第一個交易日為1998年4月7日,本文研究該時間點前
后股票市場波動率的特征。
4.證券投資基金的資產配置變化反映了其投資的變動情況,體現了證券投資基金對前期市
場波動的反應和對后期市場波動趨勢的判斷。本文用證券投資基金整體持股占A股流通市值之
比來衡量證券投資基金投資行為的變化,計算公式為:
HOLDt=Σ
N
n=1
FUNDnt/Σ
M
i=1
STOCKit(2)
其中,HOLDt為t時期的基金持股比例,FUNDnt為t時期基金n所持有股票的流通市值,
N為t時期基金的數目;STOCKit為t時期股票i的流通市值,M為t時期股票的數目。
基金持股比例變動TRADEt從整體上反映基金的投資行為,計算方式為t時期的基金持股
比例減去t-1期的基金持股比例,如式(3)所示:
TRADEt=HOLDt-HOLDt-1(3)
TRADEt值的增大表明證券投資基金在t時期整體增持股票,減小表明證券投資基金在t時
期整體減持股票。根據中國證監會1999年3月10日的《證券投資基金管理暫行辦法實施準
則第五號〈證券投資基金信息披露指引〉》的規定,基金管理人應該在每個季度的公告截止日后15個工作日內編制完整的投資組合公告。根據公告可統計出每個季度證券投資基金持有股票市
值占A股流通市值之比。
本文的研究樣本數據取自中國股票市場數據庫(ChinaStockMarket&Accounting
ResearchDatabase),該數據庫由香港理工大學中國會計與金融研究中心和深圳國泰安信息技術
有限公司合作開發。本文宏觀經濟變量數據來源于國家統計局公布的季度數據。
三、研究方案設計
考察證券投資基金投資行為對股票市場穩定性的影響,最直接的方法就是比較證券投資基
金出現前后股票市場的收益率是否出現顯著的差異。根據已有文獻的做法,本文主要采用兩種
方法來研究證券投資基金對股票市場穩定性的影響。
第一種是通過參數檢驗的方法,構建EGARCH模型,通過比較證券投資基金上市前后股票
市場收益率變動的情況,研究證券投資基金引入市場后對市場收益率波動的影響。
第二種是采用時間序列模型,通過協整檢驗和VAR模型的方法進一步研究證券投資基金投
資行為對市場收益率波動的影響。本文將影響股票市場波動率變化的原因分為兩類:基本波動
性(FundamentalVolatility)與臨時波動性(TransitoryVolatility)。基本波動性源于股票基本
面因素的變化,如:國內生產總值、貨幣供應量、通貨膨脹率、利率等;而臨時波動性則主要
是由投資者的非理性投資行為,如慣性反轉投資行為及羊群行為所引發。
(一)基于EGARCH模型的證券投資基金上市前后收益率變動研究
針對金融時間序列波動的集聚性和收益率分布的非正態性,恩格爾(Engle)在研究英國的
通貨膨脹率時提出了自回歸條件異方差模型(Auto2regressiveConditionalHeteroskedasticity,
ARCH)。①之后,波勒斯列夫(Bollerslev)在ARCH模型的基礎上,提出了廣義的自回歸條
件異方差模型(GeneralizedAuto2regressiveConditionalHeteroskedasticity,GARCH),該模型
能更恰當地描述和預測金融市場變化的行為特征,同時捕捉到金融時間收益率序列的波動聚集
趨勢。②1991年,納爾遜(Nelson)提出了指數廣義自回歸條件異方差模型(Exponential
GeneralizedAuto2regressiveConditionalHeteroskedasticity,EGARCH)。③相對于GARCH模
型來說,EGARCH模型具有兩個突出的優點:第一,不需要限制參數來保證條件方差方程隱含
的條件波動總為正;第二,允許利空、利好消息的影響具有不對稱性。表1給出了上證綜合指
數收益率樣本的基本統計特征。統計結果表明,上證綜合指數收益率具有尖峰厚尾的非線性特征,偏度為-0139,左偏峰
度為9105,遠高于標準正態分布偏度值為0、峰度值為3的水平。Jarque2Bera檢驗也拒絕了正
態分布的假定。因此可使用GARCH類模型來描述金融數據的特征。
本文通過增加虛擬變量的方法,考察證券投資基金上市前后市場收益率波動的變化。所構
建的EGARCH模型,具體表示如式(4)。①EGARCH模型由均值方程和方差方程構成。在均
值方程中,本文實證沒有通過自相關函數和偏自相關函數來確定AR(Autoregression)項和
MA(MovingAverage)項的滯后階數。省略定階過程并不表示所研究的收益率時間序列不存在
前后相關關系,而是因為在均值方程中本文關注的是證券投資基金上市前后對收益率均值水平
的變化,通過設計虛擬變量來直觀地反映出不同變量之間的關系。其中,DUMt為虛擬變量,證券投資基金上市前取0,上市后取1。系數γ0代表收益率的均
值,γ1表示證券投資基金上市前后對收益率均值水平的影響,γ2描述了收益率中的風險溢價。
γ3為杠桿效應系數,γ3>0,意味著利好消息對股價波動性的影響比利空消息大;γ3<0,意味
著利空消息對股價波動性的影響比利好消息大。γ4為虛擬變量的系數,γ4>0,意味著證券投資
基金上市后加大了股票市場的收益率波動;γ4<0,意味著證券投資基金上市后減小了股票市場
的收益率波動。
由于增加了虛擬變量,不能直接通過EGARCH模型的回歸得到結果,本文通過極大似然估
計法得到各個參數的估計結果。
(二)證券投資基金投資行為與股票市場波動率的協整研究
宏觀經濟因素從不同方向直接或間接地影響股票價格,對股票市場的波動性具有相當大的
影響。為加強研究的針對性,我們將EGARCH模型所估計的上證綜合指數收益率波動與宏觀經
濟變量的影響相結合,來考察證券投資基金投資行為與收益率波動之間的關系。綜合考察國內
外文獻后,考慮到所選取變量的代表性、影響力及數據的可得性,最終確定如下變量:
1.國內生產總值。國內生產總值是決定股票價格長期走勢的最重要因素,持續、穩定增長
的國內生產總值表明國民經濟運行狀態良好,投資者對當前和未來的實體經濟預期良好,企業
對未來經濟發展充滿信心,投資需求強烈,因此,股票市場內交易頻繁,呈現繁榮景象。在其
他條件不變的情況下,投資需求曲線向右上方移動,最終推動股票價格上揚。反之,國內生產
總值的降低表明經濟不景氣,這時,往往出現市場資金匱乏,融資速度減慢,企業與投資者的
投資需求降低,在其他條件不變的情況下,投資需求曲線向左下方移動,容易造成股票市場價
格的下跌。經取自然對數后的國內生產總值用變量GDP表示。
2.通貨膨脹率。這一因素對股票市場的影響比較復雜。它既有刺激股票市場價格的作用,
又有抑制股票市場價格的作用。如果是因為貨幣供給量增加所導致的通貨膨脹,可以促進生產提高投資者對股票的需求,促進股票市場的繁榮,導致股票價格上漲。但當通貨膨脹發展到一
定階段后,政府往往會抑制其發展,而采取緊縮的財政或貨幣政策,以促進利率上升,從而導
致股票價格下跌。本文采用城鎮居民消費物價指數,用變量CPI表示。
3.貨幣供給量。按照弗里德曼的觀點,貨幣供給量對股票市場的影響可通過三種效應實
現:第一,預期效應。當中央銀行實行擴張或緊縮性貨幣政策時,將影響投資者對未來貨幣市
場的預期,改變股票市場的資金供給,影響股票市場的價格和規模;第二,投資組合效應。當
中央銀行實行擴張性的貨幣政策時,投資者持有的貨幣量增加,但單位貨幣的邊際效用(投資
收益)遞減,在其他條件不變時,所持有的貨幣超出日常交易需要的部分,將進入股票市場尋
求收益,導致股票價格的上漲,反之亦然;第三,股票內在價值增長效應。當貨幣供給量增加
時,利率下降,投資增加,通過乘數效應,股票投資收益提高,進而刺激股票價格的上漲。可
見,一般而言,貨幣供給量增加,會導致股票市場價格的上漲。①本文采用廣義貨幣供應量,用
變量M2表示。
4.利率。是影響股票市場走勢最為敏感的因素之一。理論上,股票價格等于未來各項每股
預期股息和某年出售其價值的現值之和,利率下降將導致上述現值上升,從而股票價格上升,
反之亦然。從中國人民銀行的多次降息和股票價格變動的關系來看,中國股票市場的價格變動
與利率存在著高度的負相關性。本文采用一年期定期存款利率,用變量INT表示。
5.除以上宏觀經濟變量之外,實體經濟中還存在其他影響股票收益率波動的宏、微觀因
素,用變量Vt表示,也可將其視為消除以上宏觀經濟變量影響之后的股票收益率波動。
由于宏觀經濟變量的宣告時間不同,而股票收益率波動為日數據,為保持時間序列在時間
點上的匹配性,以下方程中的時間序列變量均采用季度數據。為減輕中國證券市場因結構性變革給股票收益率帶來的異常波動,分別剔除2001年6月14
日、2002年6月24日、2005年5月9日前后三個交易日的數據。原因在于:2001年6月14日,
國有股減持辦法出臺,國有股減持的消息一經公布,上證指數暴跌。2002年6月24日停止國有
股減持,股票市場又發生非理性上漲。2005年,股權分置改革引起了證券市場股票價格的巨大
變動。中國證券監督委員會于2005年4月29日了《關于上市公司股權分置改革試點有關問
題的通知》。2005年5月9日,股權分置改革正式拉開序幕。
根據模型(5)的結果,得到經調整的收益率波動Vt,再對Vt和t時期證券投資基金的季
度持股比例變動TRADEt進行協整檢驗。因協整檢驗只證明了變量序列間存在的長期均衡關系,
為了提高準確性,采用Granger因果檢驗(GrangerCausalityTest)和VAR模型(Vector
Auto2regressiveModel)進一步驗證模型的結果。
如果證券投資基金確實起到減少股價波動,穩定市場的作用,那么當價格偏離其基準價值
時,證券投資基金將進行相反方向的操作。具體地說,當價格高于其基準價值且繼續上漲時,
證券投資基金的季度持股比例應減少,而當價格低于其基準價值且繼續下跌時,證券投資基金的季度持股比例應增加,即Vt的變化方向與TRADEt的變化方向應相反。如果Vt的變化方向
與TRADEt的變化方向一致,則說明證券投資基金加大了股票市場的波動性,如果Vt的變化方
向與TRADEt的變化方向相反,則說明證券投資基金增加了股票市場的穩定性。
四、實證結果與分析γ1系數表明了證券投資基金上市后對股票的收益率均值的影響。不同時期的γ1均為負值,
說明證券投資基金上市不會引起股票收益率的上升,反而會引起股票收益率的下降。
γ3均不為零,表明中國股票市場存在著顯著的EGARCH效應,即顯著的杠桿效應。1998
年4月7日之前的γ3為01810561,說明利好消息比同樣大小的利空消息對市場波動性的影響更
大。而在1998年4月7日之后,以及整個樣本考察期間,γ3分別為-01869314和-01971723,
均小于零,說明利空消息比同樣大小的利好消息對市場波動性的影響更大。由此可以看出,中
國投資者的投資理念還不成熟,其投資行為極易受到各種消息的影響。
γ4為本文研究重點關注的參數,反映證券投資基金在其上市前后,股票市場收益率波動變
化的特征。統計結果為0118519,在5%的置信水平下顯著。這表明證券投資基金上市加大了股
票市場收益率的波動。既然研究結果表明證券投資基金進入市場后加大了股票市場收益率的波動,接下來,進一
步研究是否由于證券投資基金的投資行為引起市場的不穩定性。先對模型(5)進行單位根檢
驗,ADF(AugmentedDickey2Fuller)檢驗的結果表明,各時間序列均接受存在單位根的原假
設,對其一階差分序列進行平穩性檢驗后,則拒絕存在單位根的原假設,即各變量的一階差分
序列平穩。由于序列變量為多變量,為避免偽回歸,故采用Johansen法進行協整檢驗。在協整
檢驗之前,模型滯后期的選擇至關重要。一方面,在實際應用中,通常希望滯后期足夠長,從
而完整地反映所構造模型的動態特征;但另一方面,滯后期越長,模型中待估計的參數就越多,
自由度就越少。因此,應在滯后期與自由度之間尋找均衡。本文采用VAR模型,通過AIC準則
(AkaikeInformationCriteria)、SC準則(SchwarzCriteria)、F統計量,確定最優的滯后階數為1。
通過似然比檢驗表明:在1%顯著性水平下該方程最多只有一個協整關系。可見,
EGARCH模型刻畫的波動率與各宏觀經濟變量之間存在長期均衡關系,根據檢驗結果估計出協
整關系式為:
ln(σ2t
)=1713186+013940GDPt-1-016690M2t-1+011020CPIt-1-010701INTt-1+010583ln(σ2t
-1)+Vt+εt
(610317)(1817672)(-711743)(019001)(-3415815)(210018)
(6)
根據模型(6)得到經調整的收益率波動Vt之后,先判斷Vt和TRADEt之間是否存在協整
關系。經一階差分后,Vt和TRADEt均平穩,根據極大似然法,按照AIC和SC準則,得到表
3的結果。比較極大似然比統計量與1%顯著性水平下的臨界值,可以發現在Vt和TRADEt之
間至少存在一個協整關系。協整檢驗證明了變量序列間存在著長期的均衡關系,但Vt和TRADEt之間是否存在因果關
系,還需進行Granger因果檢驗,結果如表4所示。從檢驗結果看,證券投資基金的投資行為與
股票市場的波動互為因果關系。可見,股票市場的波動性也會促使參與市場的投資者形成一定
特征的投資決策傾向。究其原因,可能是在目前中國金融市場上,缺乏品種豐富的金融衍生產
品,可供證券投資基金選擇的投資渠道十分狹窄,金融市場的非系統風險較大,導致證券投資
基金的贏利空間更多地存在于股票市場收益率指數走高的情況之下。尤其在市場波動較大時,
證券投資基金經理面臨巨大風險和不確定性時,為了保證基金投資者的高贏利,獲取市場認同,
在業績上不輸給同行,往往傾向于謀求短期贏利,并與其他基金經理的投資行為保持一致,因
為這樣至少可以保持平均業績而不至于損害自己的聲譽。其結果不僅加劇了股票市場的波動性,
而且還導致證券投資基金選股和投資行為趨同。要判斷TRADEt和Vt之間是正向還是反向關系,具體由兩者間相關系數的符號及數值大小
決定,本文采用VAR模型作進一步分析。VAR模型假定所有變量是內生的,不需要考慮何為
因、何為果,其原理與Granger因果關系檢驗類似,首先根據AIC和SC準則,確定變量的滯后
系數均為1,得到如下一組方程:
Vt=010773Vt-1+01612TRADEt-1+21889(7)
TRADEt=-010479TRADEt-1+01293Vt-1-01056(8)
式(7)和式(8)的ŠR2均接近01995,說明模型的擬和優度高。通過觀察解釋變量的估計
系數和符號,可判斷式(7)中,波動率的滯后項系數為010773,說明股票市場的波動率受到前
期波動的影響。式(7)中TRADEt的滯后項系數為01612,式(8)中Vt的滯后項系數為
01293。這不僅進一步驗證了證券投資基金的投資行為與股票市場的波動率互為因果關系,而且
表明證券投資基金持股比例的變化基本與股票市場的波動率同方向變動。即當股票市場波動率
增大時,證券投資基金持有股票的比例上升;而當股票市場波動率減小時,證券投資基金持有
股票的比例下降。這說明證券投資基金的投資行為會加大股票市場收益率的波動。
造成該現象的原因很多,本文僅從投資行為的角度推斷。在股票市場上,個人投資者和證
券投資基金等機構投資者所獲得的信息不對稱,在信息不對稱市場上,知情投資者可以通過投
資行為不斷向證券市場傳遞私人信息,其他投資者也會觀察到交易中的異常行為,并學習和推
測其可能包含的信息內容。證券交易是一個信息不斷到達市場并融入股票價格的價格發現過程。
證券投資基金的基金經理作為微觀活動主體,與其他投資者一樣,也是在既定的環境約束下選
擇收益的最大化,但與個體投資者的投資行為具有顯著差異的是,基金經理作為機構投資者可
以利用自己的影響干預其他相關利益主體,并對既定的制度與市場環境施加影響,使之朝有利
于自己的方向發展。如果基金經理受到股票歷史收益率或自身保守性心理的影響,購買一支過
去表現良好的股票,并從這支股票的交易中獲得利益,很可能會利用自己在資本市場上的影響
力,向外界有利于該股票交易的信息,進一步選擇恰當時機賺取股票價差。如果該支股票
的價格繼續上升,購買這支股票的基金經理就會獲得高額的收益、優良的業績。這些業績優良
的基金經理會吸引公眾及同行的注意力,有關這些基金經理的成功經驗會在業內得到廣泛傳播,
形成一種潮流,并引發其他投資者對該支股票的市場預期產生變化,導致未來價格預期上升,
最終造成投資需求增加,產生新一輪的價格上升,從而吸引更多的基金經理采取同樣的慣性投
資行為。
與此同時,中小投資者也會通過不同途徑逐漸觀測到基金經理的投資行為,由于缺乏專業
知識,處于信息劣勢,在面臨高度不確定性時,他們往往傾向于把專業投資者的認知與判斷作
為自己投資決策的依據,進而采取跟風行為。股票價格上升后,中小投資者會認為價格中包含
自己仍未獲得的信息,于是對股票未來收益的預期提高,產生樂觀的情緒,并認為整體經濟、
某行業或某公司的業績能夠在較長時期保持快速的增長,資產價格也將不斷上升。因此,增加
對股票的購買。當基金經理預期到中小投資者的這種行為傾向時,則會進一步加強其慣性投資
行為。
如果采取這種慣性投資行為的過程未被中斷,將會產生多輪的跟風行為,即羊群行為,進
一步提高未來價格上升的預期。雖然市場上存在著大量理性的投資者,但整個市場的非理性很
快就把這類理性的投資者淹沒,最終使得市場上存在連續的慣性投資行為與羊群行為。在這樣的過程中,由于基金經理在信息處理、信息傳遞以及市場影響力等方面均存在優勢,所以推動
了慣性效應鏈的產生、發展與擴散。但由于市場整體缺乏對未來經濟發展的準確信息及前期經
濟真實面的有利變化,如邊際生產力的提高、經濟結構的調整、經濟的快速增長以及企業年報
的高盈余等。隨著價格的不斷上升,逐漸達到投資者的心理極限時,市場上越來越多的買方轉
為賣方,當這一過程積聚了相當的勢能后,悲觀情緒開始主導整個市場,資產價格急速反轉而
下。一般而言,投資者對市場建立信心的時間要長于信心崩潰的時間,反映在資產價格上表現
為,股票價格上升的時間長于股票價格崩潰的時間,或者說,股票價格上升階段平均單位時間
的漲幅小于股票價格崩潰階段平均單位時間的跌幅。由于市場上的高價格是由未來價格上升的
預期所帶來的,并沒有價值支撐,因此,最終泡沫會破裂,從而導致股票市場的波動性增強。
五、小結
中國證券市場作為新興加轉軌的證券市場,與西方成熟市場相比較,無論是在市場結構、
制度基礎、交易方式、運行機制,還是在市場投資者的投資理念和外部環境等方面,都有顯著
不同。實證研究表明,中國證券投資基金的投資行為對股票市場收益率波動存在顯著的正向影
響,加劇了股票市場的波動性,但證券投資基金等機構投資者數量的增加不是導致市場非理性
投資的充分條件;同時,EGARCH效應明顯,利空消息與利好消息在不同時期對收益率波動造
成不同的影響。通過協整檢驗考察中國股票市場波動與宏觀經濟因素之間的關系發現,中國股
票市場波動與宏觀經濟變量之間存在長期均衡關系,宏觀經濟變化是引起股票市場波動的一個
直接原因,尤其是貨幣政策變量M2和INT的影響最為顯著。Granger因果檢驗結果表明,證券
投資基金的投資行為與股票市場的收益率波動互為因果關系。這些現象的產生與存在,部分是
