论文导读:：为检验QFII对于我国证券市场收益波动率的影响，文章选取上证指数从2002年7月到2008年7月的日收盘价为研究对象，采用GARCH（1，1）模型和EGARCH(1,1)模型进行实证分析。检验结果显示，在QFII刚进入时，QFII投资没有引起证券市场波动性的增加，即使在2005年第四季度股改开始后，QFII投资没有引起证券市场波动性增加。而在2007年12月QFII批准投资额度增加后，证券市场波动性增加。
论文关键词：

　　股票价格指数是表示多种股票平均价格水平及其变动的指标。用股票价格指标来衡量整个股票市场或者特定行业、特定范围的总体价格变化，能够比较正确地反映股票行情的变化和发展趋势，是投资者对该股票市场整体情况判断的一个重要参照。本文选取上证指数从2002 年7月1日至2008年7月8日之间的日收盘价为研究对象，这一区间排除了2002年6月24日前后由于国有股减持造成的股指大幅波动现象。由于第一家被批准的QFII 建仓A 股市场的首日是2003 年7 月9 日, 因此我们将这一天作为我国正式向QFII 的开放日。定义上证指数的日收益率为，其中为上证指数第t日的日收盘指数。纵观5年来QFII在我国证券市场的投资表现，大致经历了三个阶段：第一阶段，从2003年7月到2005年第三季度，QFII介入我国市场的步伐一直比较缓慢；第二阶段，从2005年第四季度到2007年12月，由于股权分置改革和政策面的放宽，QFII积极看好我国股改行情，开始加速建仓和重仓我国A股市场。数据显示, 2005 年第四季度相比第三季度的持股数增加了74.29%, 所持股份流通总市值也提高了54%；第三阶段，从2007年12月到2008年7月，QFII投资额度从100亿美元增加至300亿美元。为此, 需要在所研究的样本区间内分三个阶段：2003年7月至2005 年第三季度、2005年第4季度到2007年12月和2007年12月到2008年7月。数据来源于巨灵金融终端，包含1113个数据。
　　一、上证指数日收益走势分析与模型选择
　　全样本期上证综合指数每个工作日的收益走势图见图1，从图1可看出，QFII进入后我国证券市场上证综合指数的收益波动率总体上呈上升趋势。第一阶段与第二阶段相比，第二阶段的上证综合指数收益波动率略低于第一阶段。但第三阶段的上证综合指数收益波动率较前两个阶段有所增加。
　　
　　图1 上证综合指数收益图
　　对于上证综合指数收益率序列, 其变化规律由模型来描述, 其中是的条件均值，是随机误差项，服从分布。的条件均值方程由ARMA 模型所描述,而条件方差方程由GARCH 族模型来拟合, 这里仅考虑GARCH 和EGARCH 模型。
　　本文采用GARCH(1,1)模型来估计上述两个阶段以及全样本期间的波动性变化情况。
　　GARCH(1,1)模型为：
　　 （1）
　　~（2） （3）
　　其中， >0，和均0。
　　由于GARCH模型隐含了这样一个假设：同等程度（即绝对值相等）的正冲击和负冲击所引起的波动（条件方差）是相同的，即条件方差对正、负冲击的反应是对称的。但是，Black(1976)注意到正面信息（如实际收益率大于预期收益率）和负面信息（如实际收益率低于预期收益率）对于股价波动性的影响明显不同，即存在杠杆效应（Leverage Effect）。当杠杆效应存在时，股价的波动性会因负面信息的出现而增加，并随正面信息的出现而减少。Christic(1982)对于这种现象提出的经济解释是，负面信息的冲击不仅增加了持有股票的风险，而且减少了相对于债务的股东权益比率，增加了公司的杠杆比率从而提高了持有股票的风险，因此可能导致股价波动性的增大；而正面信息的冲击增加波动风险的同时减少了公司的杠杆比率。很显然，GARCH模型是无法刻画这种非对称效果的，而Nelson(1991)提出的EGARCH模型则可以较好地模型这种非对称性。
　　（4）
　　（5）
　　~ （6）
　　（7）
　　其中，衡量波动的持续性 ，意味着前期正的股价变动会导致当期进一步的正股价变动，负的股价变动与下一步负的股价变动相关。是一个代表证券市场向QFII开放的虚拟变量, 在2003 年7 月9 日以前取0, 以后都取1。代表引入QFII的第二阶段虚拟变量，在2005年第三季度以前取0，以后都取1。 代表引入QFII的第三阶段虚拟变量，在2007年12月前取0，以后取1。
　　二、实证检验分析
　　（一）基本统计量
　　将上证综合指数收益率按年和全样本期、QFII进入前、QFII进入后分别计算基本统计量情况。结果见表1。
　　表1上证综合指数收益率基本统计量分析
　　

表1给出了上证综合指数的基本统计量，QFII进入前收益率的均值要低于进入后的均值；收益率的标准误差，也就是收益的无条件方差在，在QFII进入前略高于QFII进入后。说明QFII进入后股市收益波动率并没有增加。从2002年到2008年历年的标准误差来看，2003-2007年的收益波动率都低于2002年的收益波动率，只有2008年的收益波动率高于2002年的收益波动率。2006年和2007年的收益波动率要低于2004和2005年的收益波动率。在QFII进入股市的第二阶段，股市收益波动率低于第一阶段，而第三阶段的收益波动率高于前两个阶段。在第三个阶段股市收益波动率增加。
　　从表1可以看出，ADF 检验表明上证综合指数的收益率序列在0.01 的显著水平下都不存在单位根；表1的Q ( 36) 表示滞后36 阶的杨-博克斯Q 统计量, 检验结果表明在整个研究期内, 所收益率序列都存在直至滞后36 阶的自相关； 除此, 上证综合指数收益率分布都是有偏的, 而且还表现出尖峰厚尾的特征；Jarque Bera 统计量进一步说明上证综合指数收益率偏离正态分布( 正态性检验的零假设在0.05 的显著性水平下被拒绝)。上证综合指数收益率的这些统计特征表明,采用EGARCH 模型能够对上证综合指数收益率的波动提供较好的拟合。对于GARCH 族模型的条件均值方程,我们用残差的自相关图来识别在误差项中存在的ARMR 模式,结果发现仅自回归模式AR(p) 就能提供充分的拟合, 赤池信息准则(AkaikeInfocriterion) 和施瓦兹信息准则(Schwarz Criterion) 被用来决定AR ( p) 的滞后项。在条件方差方程中,EGARCH 模型的滞后阶数, 可通过ARCH- LM检验在残差中是否存在ARCH 效应,以及采用施瓦兹信息量(SIC) 判别模型是否过度合等方法来确定。另外, 通过检验系数ζ、η、К的显著性可对EGARCH 模型的适应性做进一步判断。综上, 对上证综合指数数据, 我们发现EGARCH(1,1)模型是合适的, 它们充分地刻画了波动集群性、杠杆效应以及ARCH 效应, 在EGARCH 模型之间的选择主要是基于施瓦兹信息量(SIC) 。
　　 　　最后, EGARCH (1,1) 模型拟合后的残差及残差平方的Q 统计量显示, 在均值和方差方程中已不存在序列相关性,其偏度、峰度和Jarque- Bera 统计量也表明在残差中正态性的偏离比估计前有所减轻。
　　（二）GARCH模型估计结果
　　本文利用GARCH（1，1）模型对2002年7月至2008年7月上证综合指数每个工作日数据进行拟合。
　　条件均值方程参数估计结果为：
　　表2GARCH（1，1）模型条件均值方程参数估计结果
　　

条件方差方程的估计结果为：
　　表3GARCH（1，1）模型条件方差方程参数估计结果
　　

条件方差方程可以判断QFII进入对于股票市场收益波动率的影响。条件方差方程中、的系数为正，但统计系数不显著，说明在QFII进入的第一阶段、第二阶段，QFII对我国A股市场的波动性没有显著影响。的系数为正，而且统计系数在0.05的水平上显著，说明在2007年12月以后，QFII投资使我国A股市场的波动性增加。
　　（三）EGARCH模型检验结果
　　由于GARCH(1,1)模型未考虑股市负面信息和正面信息作用的不同，本文采用非对称GARCH模型即EGARCH模型进一步研究。本文利用EGARCH(1,1)模型对2002年7月至2008年7月上证综合指数每个工作日数据进行拟合。
　　条件均值方程参数估计结果为：
　　表4EGARCH(1,1)模型条件均值方程参数估计结果
　　

条件方差方程估计结果为：
　　表5EGARCH(1,1)模型条件方差方程参数估计结果
　　

条件方差方程中的系数为正，但统计系数不显著，说明在QFII进入的第一阶段，QFII对我国A股市场的波动性没有显著影响。、的系数为正，而且统计系数在0.1的水平上显著，说明在2005年第4季度以后，QFII投资使我国A股市场的波动性增加。系数较小，说明在第二阶段，虽然QFII投资使得中国A股市场收益波动率增加，但是影响程度较弱。的系数比的系数大，说明在QFII进入的第三阶段，QFII对于中国A股市场的影响较第二阶段大，QFII投资导致股市收益波动率增加。
　　三、检验结论分析
　　采用GARCH（1，1）模型和EGARCH （1，1）模型对2002年7月至2008年7月上证综合指数每个工作日数据进行拟合分析的检验结果显示，在QFII刚进入中国A股市场时，中国A股市场的收益波动率没有显著变化。GARCH（1，1）模型统计检验结果显示，在2007年12月即QFII投资额度扩大至300亿美元后，A股市场的收益波动率有所增加，而在前两个阶段收益波动率没有变化。EGARCH (1,1) 模型统计检验结果显示，在2005年第4季度以后A股市场的收益波率有所增加，即股改开始后QFII投资中国A股市场份额增加，QFII投资增加了股市收益波动率，但影响程度较弱，收益波动率增加幅度较小。2007年12月后，QFII投资使得中国股市收益波动率增加，且幅度大于2005年股改后。从GARCH（1，1）模型和EGARCH (1,1) 模型的统计检验结果可以看出，在2007年12月后QFII投资导致中国A股市场的收益波动率有较大增加，而在前两个阶段影响较小。中国A股市场在2007年10月上升至最高点6036点后开始急剧下跌，到2008年7月短短几个月时间跌至2814点并继续下滑，成为历史上最大的跌幅。在这一阶段中国A股市场的收益波动显著，因此在该阶段不能断定QFII投资是导致股市收益波动率增加的直接原因。笔者认为QFII对我国A股市场影响有限的原因包括以下几个方面：
　　（一）QFII资金进入A股市场规模相对较小，限制了对该市场收益波动的影响自2003年7月QFII 第一单以来，进入中国证券市场的QFII数量已发展至目前的71家左右，其资金也发展至如今的300亿美元，不论是参与市场的广度与深度都有长足发展。但是其相对规模仍然很小。
　　1. QFII进入资金规模与同期A股市场的市值相比，所占份额较小。虽然近5年来QFII入市资金所占比例逐年上升，但到目前为止也仅占A股市值的5.8% 左右，在以资金驱动为主要特点的A股市场上，实难对收益波动产生巨大影响①。产生这一现象的原因，笔者认为与QFII政策执行之初中外双方持有的谨慎态度密切相关。对于中国政府而言，为了保证国内股市的平稳，对QFII资金的流入设制了较高的准入门槛，比如在暂行办法中就对各种类型的投资者规定了不同的资产下限以及最少存在年限。同时，国际资金对流入中国这样一个资本仍属管制状态的新兴发展中国家也保持了一定的观望态度。
　　2. QFII并未将其所有资金投资于A股市场，而使很大部分资金流入了债券、基金乃至银行中。根据收集的相关资料显示，早在2004年3月, QFII实际投入中国证券市场的资金只有88亿人民币，占总投资额度的63%，其余37%约52亿元被存放于银行中，而进入证券市场的88亿人民币也绝大多数流入了债券市场。当时，外管局也曾公开批评了部分QFII的不作为情况，并采取劝退措施。另外，资料显示，截止2006年4月，QFII也仅有5成资金投向A股市场。2007年，QFII投向股市的资金量有所上升，但也只占到61.4%的比例[①]。所以，QFII实际流入中国A股市场的资金量远远少于统计数据。据此，我们可以认为政策到目前为止尚未从规模方面对A股市场收益波动产生重大影响。
　　（二）QFII的主流投资理念以长期价值投资为主，故对A股市场收益波动增加有抑制作用。
　　我国实施QFII已有6年多时间，在这段时间里QFII投资额度逐渐扩大。特别是在股改开始后，QFII投资股市的热情和积极性大幅度提高。QFII投资的价值投资理念和理性投资观念逐步凸显。由于我国对于QFII资格的设置门槛较高，只有国外大规模的金融机构才能获得审批，因此，投资于我国证券市场的QFII大多为具有先进投资理念和国际视角的国外大型机构投资者。这些机构投资者追求长期的成长价值，奉行价值投资和根据基本面情况以及公开披露信息选股[②]。瑞士银行曾经对外公开购买股票的“四个标准”：（1）较大的流通市值及良好的流通性；（2）高水平的公司治理；（3）能持续增长地实现盈利；（4）处于行业垄断地位[③]。QFII在选择股票时, 基本上坚持了上述价值投资的原则。
　　QFII操作风格稳健, 注重中长期回报。QFII在操作上遵循“个股精选、长期持有”的策略,一直保持着较低的换手率。富通银行的“扬子”基金, 在2005年的换手率仅为65%,2006年上半年仅为30%[④]。据2006年9月由理柏基金主办的2006年全球中国基金论坛上所透露的数据, 2005年QFII的股票换手率为119%, 远低于公募基金的325%, 社保基金的228%, 券商的520%。目前，国内基本已对QFII机构投资者具有的价值投资理念达成共识，较具代表性的典型事件是QFII在沪深股市持续低迷、国内基金沽空后市的情况下，介入市场反而特别积极，投资力度反而不断加大的事实。从2005年前三个季度季报披露的中国上市公司前十大流通股股东持股情况看，QFII一直保持着积极的投资策略，第三季度的增持行为更加明显，在QFII成为前十大流通股股东的上市公司中，共计持股11.11亿股，仅增持数量超过100万股的个股就达14只。虽然，我们不可否认QFII也存在短期炒作行为，比如2003年发生的花旗环球金融有限公司买入德隆系股票事件，但总的来说QFII投资行为呈现出长期性、进攻性、全面性和均衡性特征，以有效挖掘企业的战略投资价值为选股原则，比如他们对G宝钢、G长电、G天威等股票的持有就体现这种投资策略[⑤]。QFII持股主要根据国家宏观政策、年报进行调整。因此，当国内大多数投资者洞悉QFII的投资方式和策略后，QFII也就不会给国内市场带来严重的“羊群行为”现象。并且，在一定程度上，QFII施行的以价值投资为主导的操作方式也会为国内投资者，尤其是机构投资者提供参与市场的长期投资思路，这反而有利于减少由短期操作行为带来的波动风险。因此，我们也可认为QFII价值型投资理念是其对A股市场收益波动影响较小的原因之一。
　　（三）QFII进入时期正逢中国股市持续低迷阶段，弱化了其对国内A股市场收益波动产生的影响
　　按常理来说，股市与国家实体经济发展应当相协调，表现为国家经济发展促使上市公司整体收益与利润增长，最终使股票价格上涨，并且实现证券市场的整体繁荣。但在中国的经济增长实践中，这两者之间却出现了相互背离的发展趋势。在2001年之后，A股流通市值与2000年相比缩水近10%，但GDP却连年增长，其2004年增长率曾一度高达10.1%[⑥]。中国股市之所以没有分享到中国经济快速增长的成果，大多数学者认为这主要是由于中国股市具有的弱有效性、上市公司股权结构不合理、上市公司治理不完善等原因造成了其发展的滞后性。基于此，在管理层强烈救市的愿望下，QFII政策于2002年11月出台，旨在希望通过国际投资资金为国内证券市场注入活力，改变市场低迷的现状，并能有效改善中国股市存在的内在缺陷，实现国内证券市场的完善。QFII在入市场初期，恰逢中国股市低迷，在其未明确投资策略的阶段试探性投资较多，主要投资于可转债券和开放式基金等低风险品种，二级市场动作不大。

参考文献：
[1]何基报、王霞，2005：《机构投资者一定能稳定股市吗——理论和实证研究》，深圳证券交易所综合研究所，深证综研字第0121号。
[2]祁斌、黄明、陈卓思，2006：《机构投资者与股市波动性》，《金融研究》第9期，第54-64页。
[3]徐新阳：《QFII股票投资行为的特征分析与对策研究》，《浙江金融》，2007年第11期。
[4]徐妍、林捷、裘孝锋：《证券投资基金投资行为对市场影响研究》，深圳交易所第六届会员单位、基金公司优秀研究成果评选，2003年。
[5]杨俭英：《QFII对我国证券市场影响》，《经济论坛》，2003年第12期。
[6]姚颐、刘志远：《基金投资行为的市场检验——基于中国股市最大机构投资者的实证研究》，2005年中国国际金融年会。
[7]殷红、蓝发钦，2007：《行业视角下QFII影响中国股市的实证研究》，《国际金融研究》第10期，第64-66页。
[8]Chopra,N.Lakonishok,J.and Ritter,J.Measuringabnormal returns:Do stocks Overreact? ,Journal of Financial Economics,1992,Vol.31,No.5:235-268．
[9]Engle.R.F,Kroner K.F.Multivariatesimultaneous generalized ARCH. Econometirc theory,1995,11.
[10]Faugere,C.and Shawky,H.A.Volatility and InstitutionalInvestorHoldings in a Declining Market:A Study of Nasdaq during the Year2000,Journal of Applied Finance,2003,Fall/Winter,56-60