QFII與國內(nèi)主要機構(gòu)投資者誰在履行資產(chǎn)定價職能？

孫顯超，趙曉磊， 潘志遠

(1.四川師范大學 經(jīng)濟與管理學院，成都 610066；2.美國亞利桑那州立大學 凱瑞商學院， 美國 亞利桑那州；3.西南財經(jīng)大學 中國金融研究中心， 成都 610030)

內(nèi)容提要：隨著我國金融市場逐步開放，國內(nèi)外機構(gòu)投資者數(shù)量與規(guī)模呈遞增趨勢。本文基于金融自由化視角，考察國內(nèi)外機構(gòu)投資者市場交易與股票市場定價效率的關(guān)系，研究結(jié)果顯示，國外機構(gòu)投資者能夠促進股票市場定價效率，國內(nèi)機構(gòu)投資者對股票市場定價效率有一定的異質(zhì)性特征，國外機構(gòu)投資者可以通過產(chǎn)生定價效率技術(shù)溢出效應(yīng)提高國內(nèi)機構(gòu)投資者對股票市場定價效率。

為了實現(xiàn)資本市場較高效的資產(chǎn)定價功能，中國自2003年股票市場開始對外開放，允許外國投資者進入我國證券市場，QFII和國內(nèi)機構(gòu)投資者成為市場主要的機構(gòu)參與者。那么QFII通過股票交易釋放的信息對于資產(chǎn)定價是否比國內(nèi)機構(gòu)投資者更有效率？本文關(guān)注兩類機構(gòu)投資者對資本市場信息環(huán)境的影響，特別是通過股票交易向市場釋放信息的速度；采用固定效應(yīng)模型考察國內(nèi)外主要機構(gòu)投資者與股票市場定價效率之間的因果關(guān)系，并比較不同機構(gòu)投資者在股票市場中的定價效率。

一、文獻綜述與研究假說

(一)文獻綜述

關(guān)于機構(gòu)投資者的信息優(yōu)勢，有研究文獻認為國外投資者在國內(nèi)會受到一些制度及信息的歧視，所以在國內(nèi)其不具有投資信息優(yōu)勢和制度優(yōu)勢。雖然隨著金融自由化不斷加深，對QFII的限制不斷減少，制度性的歧視將逐漸會減少，但其在信息方面的劣勢仍會存在，將會明顯影響QFII投資的業(yè)績及資產(chǎn)配置。Dahlquist and Robertsson (2001)用日本和瑞典的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，國外金融機構(gòu)在資產(chǎn)配置方面，源于信息的劣勢喜歡在一些較大的公司及世界知名度較高的投資國的上市公司進行資產(chǎn)配置，以克服信息方面不對稱[1]。Leuz et al.(2009)研究發(fā)現(xiàn)，外國機構(gòu)投資者在信息披露不為完善的新興經(jīng)濟國家，股票資產(chǎn)配置方面，專注于上市公司公司治理，配置較高管理水平及較高業(yè)績的資產(chǎn)[2]。Covrig et al.(2006)實證顯示，國外投資機構(gòu)較多的配置了分紅較多的上市公司，減少具有成長性的股票[3]。徐壽福(2014)研究認為，QFII不是本土機構(gòu)，對中國經(jīng)濟社會文化理解不深刻，而其參與公司治理成本較高，因此在投資決策中不具有信息優(yōu)勢，其投資策略主要是跟隨[4]。在公司治理領(lǐng)域的研究中，Tan(2009)利用對中國投資的QFII調(diào)查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)QFII沒有意愿在上市公司公司治理方面發(fā)揮作用，他們既沒有在被投資的上市公司中委派代表，也沒有被任命為獨立董事[5]。以上分析顯示，外國投資者在海外資產(chǎn)配置方面較為穩(wěn)健和保守，在公司層面獲取私有信息的可能性很低。

相反，另外一些研究者認為QFII是價值投資者，相對于國內(nèi)機構(gòu)投資者，其具有私有信息優(yōu)勢。Grinblatt(2000)和卡羅伊(2002)研究顯示，外國投資者在芬蘭和日本優(yōu)于國內(nèi)機構(gòu)投資者[6]。Huang and Cheng(2009)通過對臺灣地區(qū)合格境外機構(gòu)投資者的數(shù)據(jù)分析，發(fā)現(xiàn)臺灣地區(qū)合格境外機構(gòu)投資者較臺灣地區(qū)內(nèi)的投資者而言享有長期的信息優(yōu)勢，且合格境外機構(gòu)投資者持股比例較高的上市公司股票表現(xiàn)要優(yōu)于持股比例較低的上市公司[7]。童元松,王光偉研究結(jié)果表明，由于QFII擁有對股市的分析判斷能力、對信息掌握程度及資金實力等方面的優(yōu)勢，QFII將成為證券市場的主導力量，并引導市場投資理念由外生導向的資金驅(qū)動型轉(zhuǎn)向內(nèi)生導向的價值驅(qū)動型[8]。

(二)研究假說

我國金融自由化積極推動了機構(gòu)投資者參與股票市場，導致大量的私有信息的產(chǎn)生，股票價格基于各種機構(gòu)交易信息進行有效的反應(yīng)，促使股票市場定價效率水平提高。另一方面，上市公司層面源于吸引資金的需要、公司治理方面的制約，會盡可能及時準確的披露上市公司信息，市場有效信息不斷釋放和聚集[9]。據(jù)此，提出假設(shè)：

H1：國外投資者與國內(nèi)機構(gòu)投資者比，能夠向市場提供更多的有效私有信息，在市場上履行更多的資產(chǎn)定價職能，會提高國內(nèi)股票市場的定價效率。

QFII在西方堅持價值投資，具有良好的信息挖掘和處理能力[10]，國內(nèi)機構(gòu)投資者由于誕生較晚，在投資經(jīng)驗及投資技術(shù)方面欠佳。但是QFII進入中股票市場后，隨著其投資規(guī)模的不斷變大，行業(yè)內(nèi)人員在各類機構(gòu)投資者之間相互流動，QFII投資技能及投資風格將會對國內(nèi)機構(gòu)投資者產(chǎn)生影響，產(chǎn)生示范效應(yīng)[11]。另外一方面，信息也具有傳遞性特征，由于QFII在中國投資比例的限制，所以QFII獨自買賣股票的規(guī)?？赡懿蛔阋猿浞址从呈袌龅男畔?，而通過其投資行為來引領(lǐng)國內(nèi)機構(gòu)投資機構(gòu)進行證券交易，會導致信息進行充分釋放，所以我們可以謹慎假設(shè)：

H2：QFII投資中國對國內(nèi)機構(gòu)投資者會有技術(shù)和信息方面的溢出效應(yīng)。在QFII的影響下，國內(nèi)機構(gòu)投資者會向市場釋放有效私有信息。

國內(nèi)的機構(gòu)投資者主要有：公募基金、保險資金、社保資金、券商集合理財、信托投資基金、私募基金、企業(yè)年金及法人資金?？紤]到這些機構(gòu)資金的規(guī)模及在資本市場的作用，我們重點研究了公募基金和保險資金在市場中對定價效率的影響。公募基金是市場上較大的證券投資機構(gòu)，在中國公募基金采取主動性投資策略的較多，所以其對市場反應(yīng)較為靈敏，根據(jù)中國股票市場的發(fā)展經(jīng)驗來看，公募基金追漲殺跌的操作特征較為明顯。許年行等(2013)利用A股上市公司和機構(gòu)投資者持股數(shù)據(jù)為研究樣本,研究發(fā)現(xiàn)國內(nèi)公募基金投資機構(gòu)具有羊群效應(yīng)，其投資風格加劇了股票市場的同步性，提高了股票市場崩盤風險[12]。由于保險資金和社保資金行業(yè)的特征，其投資收益較長，所以投資周期方面其風格較為穩(wěn)健，主要投資一些大盤股，分紅及盈利能較強的上市公司。在資產(chǎn)配置方面險資主要關(guān)注于基本面，根據(jù)基本面信息的特征進行配置置產(chǎn)?；谝陨峡疾煳覀兲岢黾僭O(shè)：

H3：公募基金沒有向市場釋放更多的有效私有信息，保險資金能夠向市場釋放有效信息，兩類機構(gòu)投資者在市場有效性方面發(fā)揮著異質(zhì)性的作用。

二、變量與模型設(shè)定

(一)股票定價效率指標

Hou and Moskowitz(2005)認為可以通過利用股票的價格對市場信息的反應(yīng)速度來測度定價效率的一個特征[13]，其方法是構(gòu)建市場收益率滯后指標(Bae等,2012)。如果單一股票收益率能夠?qū)Ξ斊谑袌鍪找媛十a(chǎn)生充分反應(yīng)，則認為股票對信息反應(yīng)速度快，資產(chǎn)定價效率高，如果單一股票收益率不能對市場當期收益率產(chǎn)生充分反應(yīng)，而是在后續(xù)的時間充分吸收反應(yīng)， 從而形成反應(yīng)的滯后特征，這種特征可以通過滯后階的單因素模型擴展形式體現(xiàn)[14]。

(1)

其中ri,t為股票i在t期的收益率，rmar,t-k和rind,t-k指標為本國市場收益率和行業(yè)股票指數(shù)收益率。用市場收益率和行業(yè)股票指數(shù)收益率指標代表市場基本面信息和行業(yè)基本面信息，這一方法借鑒于單指數(shù)模型思想[15]。模型(1)中k取值為：0、1、2、3…，顯示n期的滯后，εi,t為隨機擾動項。本模型的優(yōu)勢就是用帶有滯后期的市場收益率和行業(yè)收益率來解釋股票i收益率的波動?；蛘哒f是用股票i對市場和行業(yè)信息的反應(yīng)程度來測度股票i的定價效率。

Bae等(2012)認為用價格對信息的反應(yīng)速度來體現(xiàn)股票的定價效率，其想法比較便于操作和驗證。假如股票價格能夠?qū)κ袌鲂畔⒀杆俜磻?yīng)，則在模型(1)中，市場和行業(yè)股票指數(shù)收益率的滯后期系數(shù)接近于0，也就說是股票價格主要取決于當期市場的信息，當期信息在股票定價的權(quán)重中比較大，市場對當期信息產(chǎn)生了迅速反應(yīng)，股票的定價效率較高。相反，模型(1)中股票i的收益率不僅取決于當期市場和行業(yè)指數(shù)的收益率，還受制于市場及行業(yè)歷史滯后期的收益率影響，所以在此模型里邊，市場和行業(yè)收益率滯后期的系數(shù)就不顯著為0,偏離0的絕對值越大，就意味著股票對市場信息的反應(yīng)速度越慢，股票的定價效率越低?；贐ae et al.(2012)的觀點和判斷，對模型(1)進行回歸后，構(gòu)建兩個不同的價格遲滯方法來測度股票的定價效率。根據(jù)需要，本文研究的是申萬一級行業(yè)指數(shù)的定價效率，所以構(gòu)建如下兩個約束模型。

ri,t=αi+βi,trmar,t+εi,t

(2)

(3)

(4)

(二)實證模型

為解釋外國機構(gòu)投資者和國內(nèi)機構(gòu)與投資者對A股市場定價效率的影響，我們構(gòu)建了如下實證模型。

Efficiencyi,t=β0+β1×QFIIi,t+β2×DOMi,t+β3SDOMi,t+β4LDOMi,t+β5×Controlsi,t+εi,t

(5)

模型(5)中，Efficiencyi,t代表t時期股票價格i的定價效率指標，用上文中實證結(jié)果指標delay，QFIIi,t為國外合格投資機構(gòu)所持股權(quán)占流通股比例值，DOMi,t表示國內(nèi)機構(gòu)投資者(主要研究的機構(gòu)投資者為公募基金、保險資金、社保資金)持股占流通股比例，SDOMi,t展示的是國內(nèi)公募基金持股比例，LDOMi,t為國內(nèi)保險資金、社保資金所持股票占流通股比例。在關(guān)鍵解釋變量中，之所以選擇公募基金、保險資金和社保資金作為主要的國內(nèi)機構(gòu)投資者研究對象，是由于公募基金和保險資金目前在機構(gòu)投資者中所占比例較大，市場化程度相對較高。公募基金現(xiàn)在多半是開放式基金，其市場配置資源在中國更多時候交易比較活躍，投資風格趨同[16]，所以其根據(jù)市場的變化在調(diào)整基金倉位。在這個特征上，我們認為其投資具有一定的短期性，所以公募基金作為市場交易活躍的短期投資者代表。對于保險資金和社保資金，由于其資金的時間約束相對于公募基金來說相對較小，資金運用自由度較高，所有其投資的過程中可能會選擇固定收益類，公司紅利較多的投資項目，這種約束下，可能會導致其投資具有一定的長期特征，所以保險資金和社保資金在本文中，作為長期投資機構(gòu)的代表[17]。

本文控制的變量包括上市公司流通市值規(guī)模(size)、交易量指標(tradingvolume)、換手率(turnover)、和股票加權(quán)平均市盈率(PE)、上市公司每股EPS及股票價格指數(shù)等。首先考慮上市公司規(guī)模，根據(jù)李志生(2015)等研究發(fā)現(xiàn)上市公司規(guī)模大小會影響股票價格及波動性[18]，本文所考察的公司規(guī)模大小用流通股票的市值的自然對數(shù)來代表。其次，國內(nèi)外研究實證發(fā)現(xiàn)，證券的交易量和股票定價效率具有很強的相關(guān)關(guān)系，較低的交易量預示著有較高的交易摩擦，從而會阻礙信息擁有者進行證券交易，相反，流動性充裕的證券市場，信息擁有者會進行積極的交易從而促進價格發(fā)現(xiàn)的功能，提高證券市場定價效率[19]。再次，中國股票在不同的行情中，市場參與者的情緒有很大的差異，為了反映在不同行情中定價效率的特征，我們引入股票價格控制變量。最后，我們引入市場中代表股票基本價值的信息，市盈率指標和EPS指標，這個指標在價值分析中，經(jīng)常備受關(guān)注，由于市場存在價值交易者，引入這個指標，可以增加模型的完整性。

根據(jù)上文邏輯推導的假設(shè)，QFII與國內(nèi)機構(gòu)投資者在促進股票市場定價效率方面，可能存在著交互影響，共同推進股票市場定價效率的。為了捕捉到二者之間的相互影響作用，模型(5)加入相互影響的交互項。另一方面，由于機構(gòu)投資者與股票市場定價效率之間可能存在內(nèi)生性問題，現(xiàn)實狀態(tài)中，機構(gòu)投資者股票的選擇會實現(xiàn)定價效率水平的提高，機構(gòu)投資者擁有較高的專業(yè)水平和選股能力，股票市場又是一個信息化交易市場，機構(gòu)投資者具有信息的挖掘和迅速處理信息的能力，所以其選擇方面會基于自己的私有信息進行套利[20]，向市場傳遞信息，推進股票市場定價效率水平。但是，一個反面事實是，一個定價效率較高的股票市場往往也更容易得到機構(gòu)投資者的偏愛，進而使機構(gòu)投資者在效率較高的行業(yè)或股票中持股增加，所以從這種角度上分析，機構(gòu)投資者持股與股票定價效率可能存在著互為因果的關(guān)系，這就可能會導致模型存在嚴重的內(nèi)生性問題。鑒于此，在實證模型中，引入滯后期的機構(gòu)投資者持倉比例數(shù)據(jù)對當期delay值進行實證回歸，這樣在一定程度上可以減少模型內(nèi)生性特征。現(xiàn)在改變模型(5)如下。

delayi,t=β0+β1QFIIi,t-1+β2DOMi,t-1+β3SDOMi,t-1+β4LDOMi,t-1+β5SDOMi,t-1×QFIIi,t-1+β6LDOMi,t-1×QFIIi,t-1+β7×Controlsi,t+εi,t

(6)

則合格的國外金融機構(gòu)、國內(nèi)公募基金、國內(nèi)險資機構(gòu)對股票市場定價效率影響的偏效應(yīng)為：

?delayi,t/QFIIi,t-1=β1+β5DOMi,t-1+β6LDOMi,t-1

?delayi,t/SDOMi,t-1=β3+β5QFIIi,t-1

?delayi,t/LDOMi,t-1=β3+β6QFIIi,t-1

(7)

根據(jù)導數(shù)關(guān)系結(jié)果，如果偏導數(shù)β5<0、β6<0，則說明QFII與SDOM、LDOM之間存在著交互影響。即QFII投資作用在SDOM及LDOM上具有促進作用，或是股票價格效率的溢出效應(yīng)?；谏衔牡姆治?，表1給出了實證模型中所用變量的定義，具體含義如下表所描述。

表1 變量定義

(三)樣本數(shù)據(jù)描述

本文采用的是2006-2015年間QFII投資A股28個跨行業(yè)面板數(shù)據(jù)，之所以用行業(yè)數(shù)據(jù)是因為，從2006年開始，QFII開始投資中國、各類機構(gòu)投資者開始在A股市場上發(fā)揮作用，但是各類機構(gòu)投資者在A股市場上的個股持倉變化無常，倉位變化頻繁，導致其持倉具有顯著的非平衡特征。另外根據(jù)研究各類機構(gòu)投資者持股的數(shù)據(jù)研究，其變化頻率較大，市場穩(wěn)定性欠佳，基于這樣的現(xiàn)實條件，所以本文采用的是行業(yè)數(shù)據(jù)，這樣可以解決面板的非平衡特征，另一方面行業(yè)數(shù)據(jù)所代表的穩(wěn)定性增強，但是這其中難免也有瑕疵。本文所涉及的變量數(shù)據(jù)，根據(jù)萬得資訊數(shù)據(jù)提供所得，萬得數(shù)據(jù)庫中，有關(guān)于機構(gòu)投資者的明細數(shù)據(jù)，我們按季度分別下載整理，之所以是季度數(shù)據(jù)，是由于證券登記結(jié)算部門，每季度公布機構(gòu)數(shù)據(jù)，而月份數(shù)據(jù)及頻率更低的數(shù)據(jù)我們無從獲得，所以采用季度數(shù)據(jù)描繪變量的統(tǒng)計特征。

表2 變量描述性統(tǒng)計

注：樣本數(shù)據(jù)來源于萬得資訊，變量定義見表1。

表2描述中，我們發(fā)現(xiàn)，delay變量均值為0.21，說明中國股票定價效率不高，對過去歷史信息反映過多，信息反映速度偏低。持股信息方面，QFII與公募基金和保險資金相比，在中國持倉比例偏低，所以QFII在股票市場中發(fā)揮的定價作用值得進一步研究，目前中國在金融項目有限度的開放背景下，外資還在受到不同程度的管制?？刂谱兞恐斜容^醒目的是市盈率指標，由于我們使用的是水平值，所以市盈率各項指標表現(xiàn)明顯，從均值特征來看，中國股票市盈率總體偏高，說明中國股票盈利能力相對較差。

三、實證分析結(jié)果

本部分運用面板實證分析方法對模型(5)和模型(6)進行實證回歸分析。首先基于靜態(tài)面板方法，進行QFII、國內(nèi)公募基金、國內(nèi)保險資金對股票市場定價效率指標delay進行實證分析，檢驗不同類型的機構(gòu)投資者對股票市場定價效率的影響及異質(zhì)性特征。實證的過程中，我們還計劃基于實證結(jié)果，來檢驗QFII、公募基金、險資三種主要的機構(gòu)投資者在股票市場定價效率領(lǐng)域中的異同表現(xiàn)，以驗證本文的研究假設(shè)。其次，考慮到模型可能存在內(nèi)生性的問題，本文在對機構(gòu)投資者進行回歸的過程中，采用了滯后期的數(shù)據(jù)對股票市場定價效率進行回歸。再次，作為機構(gòu)投資者之間，由于信息的不完全不對稱的特征，導致每種類型的機構(gòu)投資者掌握的信息會有多寡之分。在機構(gòu)投資者內(nèi)部之間存在著誰領(lǐng)導誰跟隨的博弈模型，為了刻畫這一特征，實證部分分別做了QFII與公募基金、保險資金的交互項回歸，以此來檢驗QFII對國內(nèi)機構(gòu)投資者是否具有影響作用，QFII投資資是否會對國內(nèi)機構(gòu)投資者投資具有投資效率的溢出效應(yīng)。

(一)樣本靜態(tài)面板實證分析

表3提供了基于模型(5)所進行的固定效應(yīng)回歸，實證報告所展示的結(jié)果是模型系數(shù)及其t值統(tǒng)計量。表3第(1)列展示的是針對QFII進行的實證，QFII的系數(shù)為負數(shù)，且t值為-3.4005，統(tǒng)計上在1%的水平上顯著，QFII持倉比例與delay之間的變動方向相反，也就是說QFII投資可以提高A股市場的定價效率。這一實驗結(jié)果驗證了H1。

表3(2)列展示的是主要自變量為QFII與國內(nèi)機構(gòu)投資者持倉時，回歸結(jié)果在系數(shù)符號方面有一定的異質(zhì)性，QFII的回歸系數(shù)為負數(shù)，t值為-2.3253，在5%的顯著性水平上顯著，驗證結(jié)果和含義與(1)一致，但是對于國內(nèi)機構(gòu)投資者的持倉回歸發(fā)現(xiàn)，其系數(shù)為正，且顯著性水平在5%的顯著性水平下顯著，說明國內(nèi)機構(gòu)投資者持倉導致delan值變大，國內(nèi)機構(gòu)投資者持倉沒有導致國內(nèi)股票市場定價效率提高。這一結(jié)果驗證了H1，QFII與國內(nèi)機構(gòu)投資者相比，能夠向市場提供更多的有效信息，國內(nèi)外兩種不同類型的機構(gòu)投資者對股票市場定價效率有一定的異質(zhì)性作用。

表3 機構(gòu)投資者持股與股票定價效率

注:*、**、***分別代表在10%、5%、1%的顯著性水平(下同)。

表3中第(3)列分別對QFII、國內(nèi)公募基金、險資三類機構(gòu)投資者持倉進行的回歸實驗、我們在此次回歸中，將國內(nèi)機構(gòu)投資者基于不同的投資偏好類型，將其分為代表短期投資活躍的公募基金、代表長期內(nèi)具有穩(wěn)定型投資的險資。回歸結(jié)果仍然顯示QFII可以促進股票市場定價效率，而國內(nèi)機構(gòu)投資者，不管是短期機構(gòu)投資者還是長期機構(gòu)投資者都沒有起到為資本市場準確定價的職能。

表3三列實證回歸中，對于控制變量來看，交易量、換手率、每股收益、上市公司流通盤市值因素對股票市場定價效率整體上負相關(guān)，也就是說這些控制變量的增加會導致股票市場定價效率提高，delay值變小。而對于股票價格指數(shù)和市盈率來看，更高的股票價格和更高的市盈率水平會導致delay值變大，股票市場定價效率下降。從這樣的結(jié)果可以說明中國股票市場在牛市行情中存在著羊群效應(yīng)[12]，所以在牛市行情中應(yīng)該預警系統(tǒng)性的金融風險。

(二)基于滯后期及交互項的實證

在表3的實證中，我們實驗結(jié)果展示了QFII具有信息優(yōu)勢，能夠基于信息進行股票倉位調(diào)整，QFII的持倉能夠增加股票市場定價效率的提高。根據(jù)萬得資訊的統(tǒng)計，截至今年2016年12月30日，所有機構(gòu)投資者，包括非自然人持股股東即法人股東在內(nèi)合計持有上市公司流通市值21.14萬億元，占全部流通股市值比重約58.19%。其中，公募基金1.53萬億元、保險公司5981.02億元、社保基金1690.88億元、QFII持倉987.62億元、信托公司924.25億元、券商484.79億元，合計5.86萬億元①。通過這樣的數(shù)據(jù)觀察，我們會發(fā)現(xiàn)在中國QFII持股比例比較低，而市場主要的機構(gòu)投資者為公募基金和保險資金，那么作為QFII投資可以提高股票市場定價效率，而國內(nèi)的主要機構(gòu)投資者確不能實現(xiàn)準確的資產(chǎn)定價功能，現(xiàn)在我們思考的問題是，QFII投資能否通過影響國內(nèi)主要機構(gòu)投資者的路徑來提高整體股票市場定價效率呢？基于這樣的問題，我們在本部分準備進行QFII與國內(nèi)機構(gòu)投資者之間的交互項，以此來判斷delay的變化情況。也就說是研究QFII投資對國內(nèi)股票市場定價效率的溢出效應(yīng)。另一方面，考慮到模型可能存在內(nèi)生性問題，研究中對于定價效率與機構(gòu)持倉，到底是誰影響誰的問題，我在表4回歸中，基于模型(6)采用滯后期的機構(gòu)持倉與股票定價效率指標來進行實證分析，雖然這種方法不能完全杜絕掉內(nèi)生性問題，但是至少可以緩解。

表4 機構(gòu)投資者持股與股票定價效率基于滯后期和交互項的實證

表4是基于機構(gòu)投資者滯后項及交互項所做的實證檢驗。表4第(1)列展示的是基于各類機構(gòu)投資者滯后一期的回歸，回歸結(jié)果顯示，QFII與delay之間的關(guān)系仍然為負數(shù)，t值為1.9755，在10%的 顯著性水平上顯著，說明QFII投資實現(xiàn)了價格的信息反映能力，股票定價效率有所提高。在國內(nèi)機構(gòu)投資機構(gòu)的實證檢驗中，我們發(fā)現(xiàn)針對國內(nèi)公募基金的回歸，回歸結(jié)果為正，且統(tǒng)計量較為顯著，顯示國內(nèi)公募基金不論是當期值還是滯后一期的值對股票定價效率都沒起到促進作用。針對險資投資機構(gòu)回歸結(jié)果顯示，參數(shù)為負數(shù)，且在10%的顯著性水平上顯著，險資機構(gòu)投資者在中國能起到推進股票市場定價效率。

表4第(2)所進行的是基于國內(nèi)險資機構(gòu)投資者、險資與QFII交互項的回歸檢驗，檢驗結(jié)果顯示，險資機構(gòu)與投資者能夠?qū)崿F(xiàn)股票定價效率水平提高，系數(shù)為負數(shù)，且顯著性水平很高。而在險資與QFII交互項的實證中，參數(shù)為負數(shù)，且顯著性水平在1%的水平上極為顯著，結(jié)果說明，QFII通過險資機構(gòu)投資者能夠產(chǎn)生溢出效應(yīng)，二者相互作用可以同時促進股票市場定價效率。同理在表4第(3)列模型中，我們檢驗發(fā)現(xiàn)，公募基金持股仍然不能提高股票市場定價效率，而公募基金與QFII作用下，公募基金與險資機構(gòu)投資者持股比例交互項參數(shù)為負數(shù)，且t值為-2.6740，在1%的顯著性下顯著，說明QFII可以通過對公募基金的影響對股票市場定價效率起到促進作用。表4中(2)與(3)的檢驗報告，驗證了H2。

基于表4的實證檢驗，我們通過采取滯后項的方法來盡量克服內(nèi)生性問題，結(jié)果與表3的實證結(jié)果基本相同，國外投資機構(gòu)QFII能夠?qū)崿F(xiàn)股票市場定價效率。而國內(nèi)主要的投資機構(gòu)公募基金不論是運用滯后期項還是當期項目都沒有增加股票市場的定價效率。而對于險資機構(gòu)投資者采取滯后期項目后一定的異質(zhì)性特征。交互項方面，QFII的投資與險資、公募基金的互動都能實現(xiàn)股票市場定價效率水平的提高，所以可以得出結(jié)果，QFII投資在中國股票市場上具有定價效率的溢出效應(yīng)。

四、結(jié)論

本文在金融項目開放視角下討論了各類機構(gòu)投資者對股票市場定價效率的影響，比較三類代表型的機構(gòu)投資者在股票市場定價效率中的作用。通過面板固定效應(yīng)模型實證檢驗結(jié)果顯示：QFII持倉比例提高能夠?qū)崿F(xiàn)股票市場定價效率水平提高，而國內(nèi)機構(gòu)投資者總體上沒有起到資產(chǎn)定價的功能；在滯后期交互項模型實證回歸中，國內(nèi)公募基金仍然不能起到資產(chǎn)定價職能，而國內(nèi)險資機構(gòu)投資者能夠起到資產(chǎn)定價職能，說明國內(nèi)機構(gòu)投資者在股票市場資產(chǎn)定價職能領(lǐng)域所發(fā)揮的作用具有一定的異質(zhì)性；交互項方面，QFII通過與國內(nèi)機構(gòu)投資者(公募基金、保險資金)交互作用下，QFII能夠產(chǎn)生定價效率技術(shù)溢出效應(yīng)，有效實現(xiàn)資產(chǎn)定價職能。

注釋：

① 數(shù)據(jù)來源：根據(jù)中國登記結(jié)算有限公司2016年證券賬戶登記統(tǒng)計報告，由萬得資訊整理而得。