基金投资对股市价格压力效应的量化分析.pdf
上海金融2012年第6期摘要：已有诸多文献研究了我国基金的流动性问题，但是基金投资究竟给股市带来多大的价格压力至今尚不清楚。本文量化了基金的价格压力效应，并且将基金的投资行为细分为首次重仓买入、完全退出和增减仓四类分别予以研究，发现基金完全退出时的价格压力最大，其价格压力系数为-1.2121，从幅度上看远高于基金首次重仓买入时的0.4681以及进行增仓调整时的0.2161。这表明基金集中性卖出股票时支付了巨大的压力溢价。这源于机构投资者中以基金一方独大的布局结构，不利于我国证券市场长远发展。关键词：基金投资；价格压力；股票回报JEL分类号：G23中图分类号：F830.91文献标识码：A文章编号：10061428(2012)06-0056-07*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）”和“制度环境、投资者情绪与企业投资行为（71072099）”的支持。收稿日期：2011-03-22作者简介：姚颐，女，南开大学商学院管理学博士、会计系副教授、硕士生导师；刘志远，男，南开大学管理学博士，南开大学商学院副院长、教授、博导；相二卫，男，南开大学商学院和澳大利亚新南威尔士大学商学院联合培养博士研究生。!基金投资对股市价格压力效应的量化分析*姚 颐1，刘志远1，相二卫1，2（1南开大学商学院，天津300071；2澳大利亚新南威尔士大学，悉尼2052）一、引言是什么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（Marsh和Merton，1987），但Shiller的工作为一个全新的研究领域指明道路：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）。Lehavy和Sloan（2008）再次提出这个经典问题“是什么让股票价格发生变化？”。他们研究发现：基本面变化，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。而2004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。从20世纪末开始，我国证券监管层为了改变我国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年末，基金持股市值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金融市场5 6上海金融2012年第6期资者。但另一方面，这也凸显出一个问题，即机构投资者的布局失衡，基金一方独大。这一点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约以期获得平衡。虽然表面上看我国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，因此基金的投资品种高度雷同。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价格产生较大冲击，这样就产生了价格压力效应（price pressure effect）假说。所谓价格压力是指大宗股票的买入或卖出引起股价的上升或下降，它是对流动性提供者交易成本的补偿。价格压力假说最早是在指数效应中被发现，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，机构投资者的大宗股票买卖将在短期内对股价产生压力。Brown和Brooke（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。我国的机构投资者布局极为特殊，基金作为机构投资者的代言人，一方独大。基金与散户的博弈形同一只巨鳄与小鱼小虾的搏斗，这种畸形的投资者生态结构会对交易双方产生严重影响，一方面基金作为一个超级主力其集中性买入、卖出行为会极大地受到流动性的制约，迫使基金支付更高的流动性溢价，在一定程度上造成基金的投资困难。另一方面，中小散户与基金的博弈注定了中小散户从一开始就处于劣势，加剧了散户对基金投资行为的模仿，导致整个市场股价运动的同步性（synchronicity），这也是为何我国股市的同步性在世界上位列第二的原因之一（Morck etal.，2000）。高度的股价同步性势必导致极高的系统性风险，投资者不能通过投资组合分散风险，此时投资组合也就失去了意义。这个问题长期以来并未获得监管层、业界和学者的关注。基金集中性买入、卖出股票所带来的价格压力效应有多大？对市场构成怎样的影响？对此本文将予以深入探究。本文的研究结论将为监管层和决策者如何发展机构投资者提供理论依据，并为广大投资者的投资行为提供决策参考。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（即首次重仓买入）某只股票时，即在上季末该股票还没有任何基金持有，但在本季末已经成为基金重仓股的股票。这说明基金（一只或多只）在本季度内大量买入，而这种买入是悄然完成的。本文将研究基金大量买入对股票当季超额收益率的影响；第二，基金完全卖出（即完全退出）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，这种大幅清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季股票超额收益率的影响。由于基金在当季的买入、卖出信息必须滞后到下个季度才向市场披露，这样我们就可以隔离开信息公布后所带来的模仿效应和传导效应。本文的研究结果表明：我国基金投资支付了很高的价格压力溢价，基金的集中性买入或卖出显著推高或降低了股票的超额收益率。另外，基金买入、卖出的价格压力效应具有显著的非对称性，当基金完全退出重仓股时所造成的价格压力显著高于基金首次买入重仓股或增减仓的价格压力。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对股价收益率的影响，已有部分研究从价格压力效应展开，如Chan和Lakonishok（1993，1995），Keim和Madhavan（1997），Jones和Lip-son（1999），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%（NYSE Facebook，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（price pres-sure hypothesis）。所谓价格压力是指大宗股票的买入或卖出引起股价的上升或下降，股价变动不仅是对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，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，恢复到先前的水平，而被剔除的股票则相反。Harris和Gurel（1986）发现标准金融市场5 7上海金融2012年第6期普尔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，Brown和Brooke（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。Sias et al.（2001），Griffin et al.（2003）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，体现为在股票成交是由机构投资者买入、个人投资者卖出时，机构投资者买入股票对股价的推动作用明显强于个人投资者卖出股票对股价下跌的影响。到目前为止，国内有关机构投资者投资对股价压力效应的研究较少。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。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和Mayers（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水平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CAPM模型所提出的所有交易没有交易成本的假定在现实中是不成立的，也就是说，所有交易都会有交易成本，并且流动性溢价（liquiditypremium）体现在每一种资产的价格中。由此，流动性成本（liquidity costs）成为对交易成本的一种解释，流动性是指金融资产变现的能力,或市场参与者能够迅速进行大量交易而未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。基于此，Scholes（1972），Kraus和Stoll（1972）等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（Harris和Gurel，1986），否则他们便不会进行交易。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。运用价格压力假说来研究我国基金的集中性买入、卖出行为，就不难理解由于基金的巨额交易，会在短时间内急速改变股票的供需关系并对流动性产生大量需求，从 而 造 成 较 大 的 价 格 压 力。Chan和Lakonishok（1993）认为在股票交易时，为吸引买方或卖方，机构投资者往往需要做出一定的价格让步。由此本文得到假设：H1a：基金首次重仓买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。H1b：基金完全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，基金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。样本期间从2002年第一季度到2008年第二季度，共涉及26个季度。由于基金在不同的交易情况下具有不同的交易行为基准，为此本文特别将所有样本划分为基金首次重仓买入、完全退出、增仓和减仓四类分别予以研究。其中，基金首次重仓买入股票是指上期（即上个季度，下同）还无基金重仓持股，本期（即本季度，下同）初始成为基金重仓股的股票；基金完全退出的股票是指在上一期尚有基金重仓持股，但本期从所有基金重仓股中金融市场5 8上海金融2012年第6期退出的股票；增仓股票是指基金上期已经重仓持有，本期基金又予以增持的股票；减仓股票是指基金上期已经重仓持有，本期予以减持的股票。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）数据缺失的股票。最后得到6475个公司季度样本数据，其中首次重仓买入样本1205；完全退出样本1405；增仓样本1959；减仓样本1906。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(Ari,t)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计算见表1 Panel A。2、解释变量。对于基金持股情况，已有研究以持股基金家数衡量（Chen et al.，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（Nofsinger和Sias，1999；Sias et al.，2001；陈卓思、高峰和祁斌，2008；朱彤和叶静雅，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。除此之外，我 们 还 定 义 了 三 个 哑 变 量Dummy1i,0，Dummy2i,0和Dummy3i,0，以对基金首次重仓买入、完全退出、增仓及减仓四类不同样本加以区分。解释变量的定义及计算见表1Panel B。3、控制变量。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(Roei,0)来反映；规模用个股A股流通市值的自然对数(Mvi,0)来 衡 量；股 权 分 布 情 况 用 第 一 大 股 东 持 股 比 例(Bigholderi,0)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,0)和震幅(Voli,0)两个因素。控制变量的定义及计算见表1PanelC。表1变量一览表（三）实证结果1、描述性统计及相关性检验。我们对全部样本进行了描述性统计。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%。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。所有非二元变量均已按照1%和99%进行了winsorize。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，我们对全部样本进行了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Ari,0与基金持股比例Fundratioi,0及持股基金家数Fundnumi,0显著正相关，?PanelA:?，Ar?，?，?，?(Ar?)=，?，?=(，?，?，)/，?，(，)/，i，t，t=0,?,4，?，?，?，?，PanelB:?，Fundratio?，(Fundratio?)=，/，i，Fundnum?，(Fundnum?)=，?，i，?，Dummy1?，Dummy1?，?，1，0，?，Dummy2?，Dummy2?，?，1，0，i，?，Dummy3?，Dummy3?，?，1，0，i，PanelC:，?，?，Roe?，?(Roe?)=，/(，?+，?)/2，i，A，Mv?，A，i，Bigholder?，i，?，Turnover?，?(Turnover?)=，(，?(，)?100/，)/，i，?，Vol?，(Vol?)=(，-，)/，?，i，?Ar?6475 9.792 4.746 240.002-66.547 Fundratio?6475 9.822 6.225 71.19 0 Fundnum?6475 6.425 2 200 1 Roe?6475 3.939 3.317 107.786-20.494 Turnover?6475 1.989 1.500 27.623 0.101 Vol?6475 43.250 33.083 346.097 5.860 Mv?6475 21.674 21.506 26.322 19.395 Bigholder?6475 44.127 45.36 85 5.9 金融市场5 9上海金融2012年第6期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Fundratioi,0和Fundnumi,0的相关系数较高。表3 Spearman相关性检验2、基金价格压力效应的回归分析。我们将通过回归考察基金不同交易行为与股票超额收益率的关系。我们设置了三个虚拟变量以区分基金首次重仓买入、完全退出、增仓及减仓四类样本，并将三个虚拟变量分别与基金持股比例Fundratioi,0交乘1，产生三个交互项，以便于比较基金不同交易行为所导致的价格压力效应。回归方程构建如下：Ari,0=0+1Fundratioi,0+2Fundnumi,0+3Dummy1i,0+4Dummy2i,0+5Dummy3i,0+6Dummy1i,0*Fundratioi,0+7Dummy2i,0*Fundratioi,0+8Dummy3i,0*Fundratioi,0+9Roei,0+10Mvi,0+11Turnoveri,0+12Voli,0+13Bigholderi,0+i,0其中Ari,0表示股票超额收益率。Dummy1i,0为哑变量，Dummy1i,0=1，表示基金首次重仓买入；Dummy1i,0=0，表示其他。Dummy2i,0为哑变量，Dummy2i,0=1，表示基金完全退出；Dummy2i,0=0，表示其他。Dummy3i,0为哑变量，Dummy3i,0=1，表示基金增仓；Dummyi,0=0，表示其他。Fundratioi,0表示基金持股比例。Fundnumi,0表示持股基金家数。Roei,0表示净资产收益率。Mvi,0指个股A股流通市值的自然对数。Turnoveri,0为日均换手率。Voli,0为震幅。Bigholderi,0为第一大股东持股比例。i表示不同股票；0表示当期。回归结果如表4所示。基金持股比例Fundratioi,0与超额收益率Ari,0正相关，但该正相关关系在统计上并不显著。原因在于我们将基金首次重仓买入、完全退出、增仓及减仓四类样本混合在了一起，不同类样本基金持股比例与超额收益率之间的关系相互影响，导致Fundratioi,0与Ari,0之间观察不到显著的关系。基金持股家数Fundnumi,0的回归系数为0.1585并在1%水平上显著，表明一只股票同时被多只基金关注对该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。与基金持股比例Fundratioi,0类似，由于回归样本混合了基金首次重仓买入、完全退出、增仓及减仓四类样本，该回归系数只能为我们提供一个并不能反映基金不同交易行为的不同影响。通过引入三个虚拟变量Dummy1i,0，Dummy2i,0和Dummy3i,0，我们可以对四类不同样本加以区分，并观察基金不同的交易行为所导致的价格压力效应。Dummy1i,0的回归系数为9.7181且在1%水平上显著，说明基金首次重仓买入样本的超额收益率要比基金减仓样本显著高出9.7181%。该结果表明，基金首次重仓买入造成较大的价格压力，而该压力直接推高了这些股票的超额收益率。假设H1a得到验证。Dum-my2i,0的回归系数为-2.9967且在1%水平上显著，表明基金从一只重仓股完全退出时所形成的价格压力高于单纯的重仓股减持行为,其超额收益率要比基金减仓样本显著低2.9967%。由此可见，基金完全退出给所卖出股票带来较大的价格压力，而该压力直接降低了这些股票的超额收益率。假设H1b得到了验证。Dummy3i,0的回归系数为7.4844且在1%水平上显著，即基金增仓样本的超额收益率比基金减仓样本显著高出7.4844%，即基金集中购买所形成的价格压力推动股票价格上涨。假设H2a得到验证。由此可见，基金不同的交易行为具有不同的价格压力效应，给所交易股票带来了不同的影响。之后,综合比较基金持股比例Fundratioi,0以及三个交互项Dummy1i,0*Fundratioi,0，Dummy2i,0*Fundnumi,0，Dummy3i,0*Fundratioi,0的回归系数及显著性水平，可以比较三种交易行为的价格压力水平。集中性购买所致的价格压力效应会推高股价，集中性卖出所致的价格压力效应会降低股价。因此比较三个交互项回归系数的大小，可以看出因集中性卖出和买入所形成的价格压力效应具有非对称性，卖出效应远大于买入效应，即 基 金 完 全 退 出 样 本 的 价 格 压 力 系 数 最 大 为-1.2121*，其次是基金首次重仓买入样本0.4681*，最后是基金增仓样本0.2161*。这一结果表明，当基金从某只重仓股完全退出时因大幅抛出所致的价格压力效应最大，其次是受到某种利好消息刺激导致基金刚刚开始大举买某只重仓股时，因抢筹所带来的溢价所致的价格压力，最后是在已经持股的状态下所做的增仓的微幅调整。控制变量中，我们看到当期净资产收益率Roei,0的回归系数为正，但不显著，表明当季股价的上涨与?1对于基金新退出股票，虽然在基金全部卖出后这些股票的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。金融市场6 0上海金融2012年第6期当季业绩并无显著关系；个股规模Mvi,0和日均换手率Turnoveri,0与被解释变量显著负相关；振幅Voli,0和第一大股东持股比例Bigholderi,0与被解释变量显著正相关。调整后的R2达0.5642，即本模型中的变量解释了超额收益率的大部分变异。表4价格压力效应检验注：回归方程：Ari,0=0+1Fundratioi,0+2Fundnumi,0+3Dummy1i,0+4Dummy2i,0+5Dummy3i,0+6Dummy1i,0*Fundratioi,0+7Dummy2i,0*Fundratioi,0+8Dummy3i,0*Fundratioi,0+9Roei,0+10Mvi,0+11Turnoveri,0+12Voli,0+13Bigholderi,0+i,0.其中Ari,0表示股票超额收益率。Dummy1i,0为哑变量，Dummy1i,0=1，表示基金首次重仓买入；Dummy1i,0=0，表示其他。Dummy2i,0为哑变量，Dummy2i,0=1，表示基金完全退出；Dummy2i,0=0，表示其他。Dummy3i,0为哑变量，Dummy3i,0=1，表示基金增仓；Dummyi,0=0，表示其他。Fundratioi,0表示基金持股比例。Fundnumi,0表示持股基金家数。Roei,0表示净资产收益率。Mvi,0指个股A股流通市值的自然对数。Turnoveri,0为日均换手率。Voli,0为震幅。Bigholderi,0为第一大股东持股比例。i表示不同股票；0表示当期。*,*,*分别代表在1，5和10水平上显著；括号中为标准误。回归方程已通过多重共线性检验。3、稳健性检验。我们用每股收益(Epsi,t)、资产规模(Assetsi,t)分别替代净资产收益率(Roei,t)和A股流通市值(Mvi,t)，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、结论已有诸多文献研究了我国基金的流动性问题，但是基金投资究竟给股市带来多大的价格压力至今尚不清楚。本文首次量化了基金的价格压力效应，并且将基金的投资行为细分为：首次重仓买入、完全退出和增、减仓四类，用2002年至2008年第二季度共6177个股票季度数据，研究分析了基金投资的价格压力效应。得到如下主要结论：我国基金投资带来极大的价格压力效应，基金的集中性买入或卖出直接推高或降低了股票的超额收益率，并且具有非对称性。基金完全退出时的价格压力效应最大，其价格压力系数为-1.2121，从幅度上看远高于基金首次重仓买入时的0.4681，以及已经成为基金重仓股后的增仓买入0.2161。综上所述，本文发现基金集中性买入、卖出股票支付了巨大的价格压力溢价。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。本文的政策含义体现为基金一方独大的机构投资者布局使得市场流动性受到极大的限制,不利于我国证券市场长远发展。本文的局限性在于，受限于基金季报只披露其前十大重仓股的投资组合，我们只能将每季度每只基金的前十大重仓股作为研究对象，虽然在基金半年报及年报会披露其全部股票的投资组合，但由于基金一季度、三季度公告中只披露前十大重仓股，因此如果要连续计算基金持股比例只能选取前十大重仓股，但由此会带来一个问题，即研究者无法了解某只股票在成为基金重仓股之前或退出基金重仓股之后基金的持股比例。另外一个问题，由于基金只披露前十大重仓股，因此当该只股票处于第十名重仓股的边缘位置时，可能会出现“被进入”或“被退出”的问题，即由于其他股票的持股变化，而使该只股票被进入或退出重仓股。这一问题在当前的信息披露制度下无法回避，而且类似问题在国外的研究中也无可避免。2由于这?(Ar?)C 53.8867*(6.0421)Fundratio?0.0010(0.0496)Fundnum?0.1585*(0.0263)Dummy1?9.7181*(0.9123)Dummy2?-2.9967*(0.9483)Dummy3?7.4844*(0.8590)Dummy1?*Fundratio?0.4681*(0.1244)Dummy2?*Fundnum?-1.2121*(0.1510)Dummy3?*Fundratio?0.2161*(0.0556)Roe?0.0499(0.0608)Mv?-3.6682*(0.2816)Turnover?-1.4629*(0.1775)Vol?0.6404*(0.0102)Bigholder?0.0456*(0.0132)Observations 6475 Adjusted R-squared 0.5642 2美国对机构投资者的投资组合披露一直在沿用美国证监会1975年的13(f)flings，即机构投资者持股市值达到1亿美元以上的才需披露，因此当某只股票在未达到1亿美元持股或刚刚从1亿美元持股退出后，同样无法研究其之前或之后的机构持股。金融市场6 1上海金融2012年第6期类样本毕竟只是极少数，因此并不影响本文研究方法的适用性。而本文之所以选择基金重仓股进行研究，是因为基金重仓股充分反映了基金的投资思路与投资理念，而如果选择全部被基金持有的股票，许多股票因基金持有比例过低而失去研究意义。当然，后续研究可以通过向金融机构定向收集部分高频数据再予以深入验证。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（美）罗伯特J希勒（Robert 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Texas Working Paper.（责任编辑：昝剑飞）金融市场6 2上海金融2012年第6期英文摘要The Designing of Composite Mode and Pilot Program Framework for Investor Educationof Chinas Securities MarketQin ZhengxingAbstract
