QFII制度對上證A股市場波動性影響
——基于2002～2013年數(shù)據(jù)的實證分析*

西北農(nóng)林科技大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院 萬 紅 呂德宏

一、引言

自QFII(Qualified Foreign Institutional Investors,合格境外機構(gòu)投資者)制度于2003年在我國試行以來，QFII的總投資額度在十多年間經(jīng)歷了四次擴容。作為一種資本項目開放的過渡性制度安排，探究QFII制度的進入和擴容對我國上證A股市場波動性的影響，對保證我國上證A股市場的穩(wěn)定運行以及資本市場改革與發(fā)展都具有重要現(xiàn)實意義。縱觀文獻，現(xiàn)有的關(guān)于QFII制度對我國股市波動影響的研究主要存在以下三種觀點：第一種觀點認為，QFII作為大型國際機構(gòu)投資者，其信息相對完全、交易量大且投資理念趨同，極易產(chǎn)生“羊群行為”,是加劇我國股市波動的主要因素；*施東暉：《證券投資基金的交易行為及其市場影響》，載于《世界經(jīng)濟》2001年第10期，第26～31頁。第二種觀點認為，QFII等機構(gòu)投資者持股比例與股票波動性間存在顯著負相關(guān)關(guān)系，能有效地抑制噪聲交易者的交易行為，起到穩(wěn)定我國股市的作用；*Michael S., Martin T. B.. Do foreign institutional investors destabilize China’s A-share markets[J]. Journal of International Financial Markets, Institutions & Money, 2010, 20(1)：36-50.最后一種觀點認為，QFII制度的引入對我國股市波動性略有影響，但影響不顯著，相關(guān)性不明顯。*沈小煒、藍發(fā)欽：《QFII制度對中國股市的影響及其原因》，載于《經(jīng)濟學(xué)家》2007年第2期，第127～128頁。本文利用最新的上證A股數(shù)據(jù)，分別從短、長期的視角，研究我國QFII制度漸進式發(fā)展中的審批額度變化對上證A股市場收益率波動性產(chǎn)生的影響，*朱相誠、葉德磊：《略論QFII對中國股市的垂直影響——基于滬深A(yù)股指數(shù)收益率的變化》，載于《經(jīng)濟問題》2011年第1期，第126～129頁。以期為我國上證A股市場的穩(wěn)定健康發(fā)展提供理論和現(xiàn)實依據(jù)。

二、數(shù)據(jù)與模型設(shè)定

(一)樣本選取和數(shù)據(jù)來源。

選取自2001年12月31日至2013年12月31日的上證綜合A股指數(shù)的每日收盤數(shù)據(jù)作為樣本數(shù)據(jù)，通過對觀測的2903個原始上證綜合A股指數(shù)進行自然對數(shù)處理，得到從2002年1月4日至2013年12月31日的上證綜合A股指數(shù)的收益率序列，共2902個數(shù)據(jù)。該數(shù)據(jù)時間跨度大、時效較新，來源于上海證券交易所網(wǎng)站(http://www.sse.com.cn/)。上證A股綜合指數(shù)對各種沖擊的反應(yīng)較為敏感，代表市場價格波動走勢的指標(biāo)比較全面，可以反映上證A股的股價整體變動狀況；日收盤指數(shù)可以基本反映當(dāng)日信息的一個最終結(jié)果。文章使用Eviews6.0軟件和Matlab6.5軟件進行統(tǒng)計分析、模型檢驗和參數(shù)回歸。

(二)變量描述。

首先采用事件分析法，*Bekaert G, Harver C. R.. Foreign speculators and emerging equity markets[J]. Journal of Finance, 2000, 55(2)：565-613.將2003年7月9日，QFII首次進入我國股市定義為事件1；將2005年7月11日，新增60億美元QFII投資額度，使QFII總投資額度由40億美元提升到100億美元定義為事件2；將2007年12月9日,進一步追加200億美元的QFII總額度，使QFII總投資額度達到300億美元定義為事件3；將2012年4月3日，我國又新增500億美元的QFII投資額度,使總投資額度達到800億美元定義為事件4；將2013年7月12日，新增700億美元的QFII投資額度,使QFII投資總額度增加到1500億美元定義為事件5?；贕ARCH模型，根據(jù)QFII制度在我國的首次實施和投資額度的四次擴容的事件日將2902個樣本分成五部分，分別引入虛擬變量Dt1、Dt2、Dt3、Dt4和Dt5。若樣本數(shù)據(jù)發(fā)生在2003年7月9日以后，則Dt1定義為1，在此之前則為0；若樣本數(shù)據(jù)發(fā)生2005年7月11日以后，則Dt2定義為1，在此之前則為0；若樣本數(shù)據(jù)發(fā)生2007年12月9日以后，則Dt3定義為1，在此之前則為0；若樣本數(shù)據(jù)發(fā)生2012年4月3日以后，則Dt4定義為1，在此之前則為0；若樣本數(shù)據(jù)發(fā)生2013年7月12日以后，則Dt5定義為1，在此之前則為0。以此探究QFII在我國漸進式發(fā)展的具體事件前后，上證A股市場波動性的短期變化和長期整體變化。

其次，考慮到市場參與者的交易量對股市波動產(chǎn)生的直接影響，需要在模型中加入除QFII以外的其他投資者的交易量水平作為控制變量，但由于QFII的投資額占我國上證A股投資總額的比重很小，且國內(nèi)機構(gòu)投資者和散戶的日交易量數(shù)據(jù)無法獲取，故選取相同樣本期間的上證A股交易量數(shù)據(jù)作為控制變量Vt，以此衡量國內(nèi)其他機構(gòu)投資者和散戶等的交易量對股票收益率波動的邊際影響。

(三)模型設(shè)定。

金融時間序列常存在顯著的波動集聚性，收益率序列的隨機擾動項有條件異方差性，GARCH族模型能較精確描述這種波動集聚效應(yīng)和條件異方差性?；谇拔牡睦碚摲治?，構(gòu)造模型如下：

Rt=γ1+γ2Rt-1+γ3Vt+λiDti+ρiDtiVt+μti

(1)

(2)

其中，i=1,2,3,4,5；

三、統(tǒng)計檢驗

1.描述性統(tǒng)計。運用Eviews6.0軟件對數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計分析得到：上證A股綜合指數(shù)對數(shù)收益率序列均值為9.42e-05，標(biāo)準(zhǔn)差為0.016486，偏度值為-0.155356，表明序列分布有一個較長的左拖尾；峰度值為6.715216，大于正態(tài)分布的峰度值3，表明該收益率序列存在較明顯的非正態(tài)的“尖峰厚尾”特征；Jarque-Bera檢驗統(tǒng)計量為1655.763，概率值為0，拒絕了收益率序列服從正態(tài)分布的假設(shè)，因而用ARCH類模型對其波動性進行分析是恰當(dāng)?shù)摹?/p>

2.平穩(wěn)性檢驗。運用GARCH模型做回歸分析時，要求所包含的收益率時間序列是平穩(wěn)的,否則估計和檢驗將可能出現(xiàn)謬誤回歸的情況(Granger and Newbold, 1974)。文中運用ADF(Augment Dickey-Fuller)單位根法檢驗序列的平穩(wěn)性。*易丹輝：《時間序列分析方法與應(yīng)用》，中國人民大學(xué)出版社2011年版。運用統(tǒng)計軟件Eviews6.0運算得到ADF檢驗的t統(tǒng)計量為-53.17325，小于1%顯著性水平下的臨界值-3.42567，拒絕原存在單位根的假設(shè)，表明上證A股指數(shù)收益率序列是平穩(wěn)的，利用GARCH模型進行檢驗是有效的。

3.自相關(guān)性檢驗。對上證A股綜合指數(shù)對數(shù)收益率序列進行24階滯后期的自相關(guān)(AC)和偏自相關(guān)(PAC)分析檢驗，*結(jié)果顯示,序列的自相關(guān)系數(shù)和偏自相關(guān)系數(shù)絕對值都小于0.1且接近于0，表明收益率序列并不具有顯著的自相關(guān)性，因此不需要引入關(guān)于自相關(guān)的描述，可以直接檢驗ARCH效應(yīng)。

4. ARCH效應(yīng)檢驗。GARCH模型要求各樣本收益率的殘差序列具有條件異方差性，即ARCH效應(yīng)。*Ruey S. T.、王遠林、王輝：《金融時間序列分析》，人民郵電出版社2012年版。在運用GARCH模型之前,采用Engle(1982)的ARCH-LM(拉格朗日乘子法)對殘差平方序列進行條件異方差性檢驗,得到F統(tǒng)計量值為43.6259，概率p值等于零，表明收益率序列有很明顯的ARCH效應(yīng)。選用GARCH模型后，重新對擬合結(jié)果進行ARCH-LM檢驗，得到原殘差序列在滯后3階下的概率為0.9868，表明GARCH模型有效消除了原殘差序列存在的ARCH效應(yīng)。

四、GARCH模型實證結(jié)果分析

(一)引入GARCH模型和變量。

通過上述檢驗后發(fā)現(xiàn)，數(shù)據(jù)具有非正態(tài)性、平穩(wěn)性的特征，且通過ARCH效應(yīng)檢驗，滿足了GARCH模型的各項要求，可以利用GARCH模型進行樣本數(shù)據(jù)擬合，描述上證A股收益率的波動情況。首先，以五個事件日為時間隔點，將2902個樣本數(shù)據(jù)分成五部分，在GARCH模型中分別引入虛擬變量Dt1、Dt2、Dt3、Dt4和Dt5，控制變量Vt以及虛擬變量和控制變量的交互項DtiVt，得到五個擬合方程，分別研究QFII制度漸進式發(fā)展中每個具體事件對我國上證A股市場收益率波動的影響；其次，在GARCH模型中同時引入Dt1、Dt2、Dt3、Dt4和Dt5五個虛擬變量、控制變量Vt以及虛擬變量和控制變量的交互項DtiVt，得到一個最終的擬合方程，以此研究QFII制度漸進式發(fā)展的五個事件對我國上證A股市場收益率波動的總體影響。

(二)GARCH模型擬合結(jié)果。

根據(jù)上述GARCH模型理論，利用Matlab6.5軟件對上證A股樣本數(shù)據(jù)擬合參數(shù)，得到如下方程：

1.基于事件1，引入變量Dt1和Vt。

Rt= -0.0742-0.0039Rt-1+0.00364Vt

+0.04826Dt1-0.0027Dt1Vt

+6.72e-06Dt1+4.24e-06Dt1(Vt-23.8578)

2.基于事件2，引入變量Dt2和Vt。

Rt= -0.0706-0.0028Rt-1+0.0034Vt+0.0651Dt2

-0.0032Dt2Vt

-07Vt-4.12e-07Dt2+5.46e

-06Dt2(Vt-23.8578)

3.基于事件3，引入變量Dt3和Vt。

Rt= -0.0348-0.0141Rt-1+0.0024Vt-0.0852Dt3

+0.0036Dt3Vt

-06Vt+6.56e-06Dt3-5.21e

-06Dt3(Vt-23.8578)

4.基于事件4，引入變量Dt4和Vt。

Rt= -0.0407-0.0011Rt-1+0.0028Vt-0.0351Dt4

+0.0008Dt4Vt

-06Vt-2.25e-05Dt4+4.47e

-06Dt4(Vt-23.8578)

5.基于事件5，引入變量Dt5和Vt。

Rt= -0.0403-0.0057Rt-1+0.0020Vt-0.0234Dt5

+0.0013Dt5Vt

-06Vt-2.96e-05Dt5+5.83e

-06Dt5(Vt-23.8578)

6.基于5次事件，同時引入變量Dt1、Dt2、Dt3、Dt4、Dt5和Vt。

Rt= -0.0766-0.0253Rt-1+0.0026Vt-0.0176Dt1

+0.0010Dt1Vt+0.0714Dt2-0.0041Dt2Vt

-0.1826Dt3+0.0069Dt3Vt+0.1469Dt4

-0.0065Dt4Vt+0.1155Dt5-0.0060Dt5Vt

-06Vt+5.91e-06Dt1-1.58e-06Dt2+4.27e

-05Dt3-6.08e-05Dt4-7.13e-05Dt5+3.89e

-06Dt1(Vt-23.8578)+2.05e

-05Dt2(Vt-23.8578)-3.73e

-05Dt3(Vt-23.8578)+3.36e

-05Dt4(Vt-23.8578)+3.65e

-05Dt5(Vt-23.8578)

(三)實證結(jié)果分析。

從上述6個條件方差方程的回歸結(jié)果看出，衰減系數(shù)α1+β1都接近于1但小于l，表明我國上證A股市場對5次事件沖擊的記憶能力較強，QFII對上證A股市場收益率波動的影響是一個長期而緩慢的過程。事件1，即QFII初次進入我國對我國上證A股市場收益率波動的影響為6.72e-06+4.24e-06(Vt-23.8578)，當(dāng)交易量等于均值時，事件1對股指收益率波動的邊際影響是6.72e-06，系數(shù)的顯著性檢驗結(jié)果為0.89，大于0.05，表明QFII制度首次進入對我國上證A股市場的收益波動并未產(chǎn)生顯著影響，原因如下：QFII剛進入中國股市，其投資規(guī)模相對于上證A股市場來說仍然很小，限制了對上證A股市場收益率波動形成的影響；另外，QFII進入我國時恰逢我國股市低迷階段，其資金主要投資債券、基金等低風(fēng)險品種，*Ruey S. T.、王遠林、王輝：《金融時間序列分析》，人民郵電出版社2012年版。在上證A股市場的資金投入很小，弱化了其對上證A股市場收益率波動的影響。

事件2，即追加60億美元QFII投資額度對我國上證A股市場收益率波動的影響為-4.12e-07+5.46e-06(Vt-23.8578)，當(dāng)交易量等于均值時，事件2對上證A股指數(shù)收益率波動的邊際影響為-4.12e-07，系數(shù)檢驗p值為0.63，大于0.05，結(jié)果不顯著。該值為負數(shù)表明事件2抑制了我國上證A股收益率的波動，系數(shù)不顯著表明QFII進入中國兩年后，只在很小的程度上抑制了我國上證A股收益率的波動。事件2在一定程度上抑制了波動，原因在于隨著管理層追加60億美元QFII投資總額度以及其他一系列“利好”政策的實施，QFII對我國A股市場的信心不斷增強，繼而在我國上證A股市場的投資規(guī)模不斷加深，其投資策略和行為及其產(chǎn)生的羊群效應(yīng)緩解了我國上證A股市場因非理性波動產(chǎn)生的風(fēng)險。*孫立、林麗：《QFII投資中國內(nèi)地證券市場的實證分析》，載于《金融研究》2006年第7期，第126～136頁。抑制作用表現(xiàn)得不顯著原因在于QFII進入我國上證A股市場時間較短，資金規(guī)模在同期我國上證A股市場上所占份額仍然較小。

事件3，即QFII投資額度擴容到300億美元對我國上證A股市場收益率波動的影響為6.56e-06-5.21e-06(Vt-23.8578)，當(dāng)交易量等于均值時，事件3對上證A股收益率的邊際影響為6.56e-06，表明QFII的此次擴容并沒有抑制我國上證A股市場收益率波動，反而在一定程度上導(dǎo)致了波動性的加大。根據(jù)統(tǒng)計資料顯示，隨著2007年到2008年美國次貸危機引發(fā)的金融危機對全球股市產(chǎn)生劇烈影響，盡管進一步放寬了QFII的投資額度，但QFII持股范圍出現(xiàn)收縮；再加上資本的逐利性導(dǎo)致QFII出現(xiàn)短期炒作行為，加劇了上證A股的波動性。同時，系數(shù)的顯著性檢驗值為0.17，這是因為隨著金融體系的恢復(fù)，QFII的國際資本也隨之回流至我國上證A股市場，對其波動起到一定緩釋作用。

事件4，即新增500億美元投資額度，使QFII投資額度擴容到800億美元對我國上證A股收益率波動的影響為-2.25e-05+4.47e-06(Vt-23.8578)，當(dāng)交易量等于均值時，事件4對上證A股收益率波動的邊際影響為-2.25e-05，系數(shù)的顯著性檢驗p值為0.41，表明事件4對上證A股市場的波動抑制作用逐漸顯著。這是因為伴隨全球經(jīng)濟逐漸復(fù)蘇，QFII再次增加了在我國上證A股市場的投資規(guī)模；但由于當(dāng)時QFII占上證A股市場的比例仍很小，導(dǎo)致事件4對上證A股市場產(chǎn)生的抑制作用不很顯著。

事件5，即新增QFII投資額度至1500億美元對我國上證A股收益率波動的影響為-2.96e-05+5.83e-06(Vt-23.8578)，當(dāng)交易量等于均值時，事件5對上證A股收益率波動的邊際影響為-2.96e-05，系數(shù)的顯著性檢驗p值為0.23。與事件4相比，雖然事件5更進一步地抑制了上證A股收益率的波動，使其朝著更加理性的方向發(fā)展，但仍不很顯著的影響系數(shù)表明，盡管在我國實施寬松的貨幣政策和積極的財政政策的背景下，QFII進一步擴大了在我國上證A股市場的投資規(guī)模，但此時，由于我國經(jīng)濟顯露出結(jié)構(gòu)性矛盾和下滑壓力，導(dǎo)致QFII開始調(diào)整投資策略，將更多資金投入到風(fēng)險小的銀行板塊，在投資規(guī)模上有所增加但在范圍上卻較保守。

通過第六個條件方差方程可以看出，當(dāng)交易量等于均值時，事件1對上證A股波動的邊際影響為5.91e-06，表明事件1加劇了我國上證A股的波動；事件2對上證A股收益率的邊際影響為-1.58e-06，p值不顯著，表明盡管QFII已經(jīng)進我國股市兩年，對其波動性的約束作用并不顯著；事件3對于上證A股收益率的邊際影響為4.27e-05，系數(shù)顯著性檢驗p值為0.14，表明QFII投資額度擴容到300億美元后，加大了我國上證A股收益的波動性；事件4對上證A股波動性的邊際影響為-6.08e-05，系數(shù)顯著性檢驗結(jié)果為0.54，表明QFII投資額度擴容到800億美元后對我國上證A股收益的波動性起到了抑制作用；事件5對上證A股波動性的邊際影響為-7.13e-05，系數(shù)顯著性檢驗結(jié)果為0.47，統(tǒng)計上更加顯著，表明事件5對我國上證A股收益率波動性的約束作用增強，即隨著QFII投資額度的提升和QFII對我國股市的不斷深入，其對上證A股的非理性波動的抑制作用也逐漸加強。

五、結(jié)論

上述結(jié)果表明：單獨研究各事件對我國上證A股市場波動的影響，與同時研究五個事件對我國上證A股市場波動的總體影響時，所得到結(jié)果是一致的，即QFII制度的首次進入對我國上證A股市場的收益波動未產(chǎn)生顯著約束作用，反而加劇了波動；追加60億美元QFII投資額度只在很小程度上抑制了我國上證A股市場收益率的波動；QFII投資額度擴容到300億美元非但沒有抑制我國上證A股市場收益率波動，反而在一定程度上導(dǎo)致了其收益率波動性的加大；新增500億美元投資額度對上證A股市場收益率的波動有一定抑制作用；QFII投資額度進一步擴容到1500億美元對約束上證A股市場波動性作用在進一步增強。總體認為,在不考慮金融危機影響的情況下，QFII制度在我國的漸進式實施對我國上證A股波動性的抑制作用在逐漸增強；在考慮金融危機影響的背景下，QFII順應(yīng)經(jīng)濟環(huán)境變遷的撤資行為會增加上證A股市場收益率的波動。