QFII制度对上证A股市场波动性影响——基于2002～2013年数据的实证分析*

西北农林科技大学经济管理学院 万 红 吕德宏

一、引言

自QFII(Qualified Foreign Institutional Investors,合格境外机构投资者)制度于2003年在我国试行以来，QFII的总投资额度在十多年间经历了四次扩容。作为一种资本项目开放的过渡性制度安排，探究QFII制度的进入和扩容对我国上证A股市场波动性的影响，对保证我国上证A股市场的稳定运行以及资本市场改革与发展都具有重要现实意义。纵观文献，现有的关于QFII制度对我国股市波动影响的研究主要存在以下三种观点：第一种观点认为，QFII作为大型国际机构投资者，其信息相对完全、交易量大且投资理念趋同，极易产生“羊群行为”,是加剧我国股市波动的主要因素；*施东晖：《证券投资基金的交易行为及其市场影响》，载于《世界经济》2001年第10期，第26～31页。第二种观点认为，QFII等机构投资者持股比例与股票波动性间存在显著负相关关系，能有效地抑制噪声交易者的交易行为，起到稳定我国股市的作用；*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.最后一种观点认为，QFII制度的引入对我国股市波动性略有影响，但影响不显著，相关性不明显。*沈小炜、蓝发钦：《QFII制度对中国股市的影响及其原因》，载于《经济学家》2007年第2期，第127～128页。本文利用最新的上证A股数据，分别从短、长期的视角，研究我国QFII制度渐进式发展中的审批额度变化对上证A股市场收益率波动性产生的影响，*朱相诚、叶德磊：《略论QFII对中国股市的垂直影响——基于沪深A股指数收益率的变化》，载于《经济问题》2011年第1期，第126～129页。以期为我国上证A股市场的稳定健康发展提供理论和现实依据。

二、数据与模型设定

(一)样本选取和数据来源。

选取自2001年12月31日至2013年12月31日的上证综合A股指数的每日收盘数据作为样本数据，通过对观测的2903个原始上证综合A股指数进行自然对数处理，得到从2002年1月4日至2013年12月31日的上证综合A股指数的收益率序列，共2902个数据。该数据时间跨度大、时效较新，来源于上海证券交易所网站(http://www.sse.com.cn/)。上证A股综合指数对各种冲击的反应较为敏感，代表市场价格波动走势的指标比较全面，可以反映上证A股的股价整体变动状况；日收盘指数可以基本反映当日信息的一个最终结果。文章使用Eviews6.0软件和Matlab6.5软件进行统计分析、模型检验和参数回归。

(二)变量描述。

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.将2003年7月9日，QFII首次进入我国股市定义为事件1；将2005年7月11日，新增60亿美元QFII投资额度，使QFII总投资额度由40亿美元提升到100亿美元定义为事件2；将2007年12月9日,进一步追加200亿美元的QFII总额度，使QFII总投资额度达到300亿美元定义为事件3；将2012年4月3日，我国又新增500亿美元的QFII投资额度,使总投资额度达到800亿美元定义为事件4；将2013年7月12日，新增700亿美元的QFII投资额度,使QFII投资总额度增加到1500亿美元定义为事件5。基于GARCH模型，根据QFII制度在我国的首次实施和投资额度的四次扩容的事件日将2902个样本分成五部分，分别引入虚拟变量Dt1、Dt2、Dt3、Dt4和Dt5。若样本数据发生在2003年7月9日以后，则Dt1定义为1，在此之前则为0；若样本数据发生2005年7月11日以后，则Dt2定义为1，在此之前则为0；若样本数据发生2007年12月9日以后，则Dt3定义为1，在此之前则为0；若样本数据发生2012年4月3日以后，则Dt4定义为1，在此之前则为0；若样本数据发生2013年7月12日以后，则Dt5定义为1，在此之前则为0。以此探究QFII在我国渐进式发展的具体事件前后，上证A股市场波动性的短期变化和长期整体变化。

其次，考虑到市场参与者的交易量对股市波动产生的直接影响，需要在模型中加入除QFII以外的其他投资者的交易量水平作为控制变量，但由于QFII的投资额占我国上证A股投资总额的比重很小，且国内机构投资者和散户的日交易量数据无法获取，故选取相同样本期间的上证A股交易量数据作为控制变量Vt，以此衡量国内其他机构投资者和散户等的交易量对股票收益率波动的边际影响。

(三)模型设定。

金融时间序列常存在显著的波动集聚性，收益率序列的随机扰动项有条件异方差性，GARCH族模型能较精确描述这种波动集聚效应和条件异方差性。基于前文的理论分析，构造模型如下：

Rt=γ1+γ2Rt-1+γ3Vt+λiDti+ρiDtiVt+μti

(1)

(2)

其中，i=1,2,3,4,5；

三、统计检验

1.描述性统计。运用Eviews6.0软件对数据进行统计分析得到：上证A股综合指数对数收益率序列均值为9.42e-05，标准差为0.016486，偏度值为-0.155356，表明序列分布有一个较长的左拖尾；峰度值为6.715216，大于正态分布的峰度值3，表明该收益率序列存在较明显的非正态的“尖峰厚尾”特征；Jarque-Bera检验统计量为1655.763，概率值为0，拒绝了收益率序列服从正态分布的假设，因而用ARCH类模型对其波动性进行分析是恰当的。

2.平稳性检验。运用GARCH模型做回归分析时，要求所包含的收益率时间序列是平稳的,否则估计和检验将可能出现谬误回归的情况(Granger and Newbold, 1974)。文中运用ADF(Augment Dickey-Fuller)单位根法检验序列的平稳性。*易丹辉：《时间序列分析方法与应用》，中国人民大学出版社2011年版。运用统计软件Eviews6.0运算得到ADF检验的t统计量为-53.17325，小于1%显著性水平下的临界值-3.42567，拒绝原存在单位根的假设，表明上证A股指数收益率序列是平稳的，利用GARCH模型进行检验是有效的。

3.自相关性检验。对上证A股综合指数对数收益率序列进行24阶滞后期的自相关(AC)和偏自相关(PAC)分析检验，*结果显示,序列的自相关系数和偏自相关系数绝对值都小于0.1且接近于0，表明收益率序列并不具有显著的自相关性，因此不需要引入关于自相关的描述，可以直接检验ARCH效应。

4. ARCH效应检验。GARCH模型要求各样本收益率的残差序列具有条件异方差性，即ARCH效应。*Ruey S. T.、王远林、王辉：《金融时间序列分析》，人民邮电出版社2012年版。在运用GARCH模型之前,采用Engle(1982)的ARCH-LM(拉格朗日乘子法)对残差平方序列进行条件异方差性检验,得到F统计量值为43.6259，概率p值等于零，表明收益率序列有很明显的ARCH效应。选用GARCH模型后，重新对拟合结果进行ARCH-LM检验，得到原残差序列在滞后3阶下的概率为0.9868，表明GARCH模型有效消除了原残差序列存在的ARCH效应。

四、GARCH模型实证结果分析

(一)引入GARCH模型和变量。

通过上述检验后发现，数据具有非正态性、平稳性的特征，且通过ARCH效应检验，满足了GARCH模型的各项要求，可以利用GARCH模型进行样本数据拟合，描述上证A股收益率的波动情况。首先，以五个事件日为时间隔点，将2902个样本数据分成五部分，在GARCH模型中分别引入虚拟变量Dt1、Dt2、Dt3、Dt4和Dt5，控制变量Vt以及虚拟变量和控制变量的交互项DtiVt，得到五个拟合方程，分别研究QFII制度渐进式发展中每个具体事件对我国上证A股市场收益率波动的影响；其次，在GARCH模型中同时引入Dt1、Dt2、Dt3、Dt4和Dt5五个虚拟变量、控制变量Vt以及虚拟变量和控制变量的交互项DtiVt，得到一个最终的拟合方程，以此研究QFII制度渐进式发展的五个事件对我国上证A股市场收益率波动的总体影响。

(二)GARCH模型拟合结果。

根据上述GARCH模型理论，利用Matlab6.5软件对上证A股样本数据拟合参数，得到如下方程：

1.基于事件1，引入变量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，引入变量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，引入变量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，引入变量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，引入变量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，同时引入变量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)实证结果分析。

从上述6个条件方差方程的回归结果看出，衰减系数α1+β1都接近于1但小于l，表明我国上证A股市场对5次事件冲击的记忆能力较强，QFII对上证A股市场收益率波动的影响是一个长期而缓慢的过程。事件1，即QFII初次进入我国对我国上证A股市场收益率波动的影响为6.72e-06+4.24e-06(Vt-23.8578)，当交易量等于均值时，事件1对股指收益率波动的边际影响是6.72e-06，系数的显著性检验结果为0.89，大于0.05，表明QFII制度首次进入对我国上证A股市场的收益波动并未产生显著影响，原因如下：QFII刚进入中国股市，其投资规模相对于上证A股市场来说仍然很小，限制了对上证A股市场收益率波动形成的影响；另外，QFII进入我国时恰逢我国股市低迷阶段，其资金主要投资债券、基金等低风险品种，*Ruey S. T.、王远林、王辉：《金融时间序列分析》，人民邮电出版社2012年版。在上证A股市场的资金投入很小，弱化了其对上证A股市场收益率波动的影响。

事件2，即追加60亿美元QFII投资额度对我国上证A股市场收益率波动的影响为-4.12e-07+5.46e-06(Vt-23.8578)，当交易量等于均值时，事件2对上证A股指数收益率波动的边际影响为-4.12e-07，系数检验p值为0.63，大于0.05，结果不显著。该值为负数表明事件2抑制了我国上证A股收益率的波动，系数不显著表明QFII进入中国两年后，只在很小的程度上抑制了我国上证A股收益率的波动。事件2在一定程度上抑制了波动，原因在于随着管理层追加60亿美元QFII投资总额度以及其他一系列“利好”政策的实施，QFII对我国A股市场的信心不断增强，继而在我国上证A股市场的投资规模不断加深，其投资策略和行为及其产生的羊群效应缓解了我国上证A股市场因非理性波动产生的风险。*孙立、林丽：《QFII投资中国内地证券市场的实证分析》，载于《金融研究》2006年第7期，第126～136页。抑制作用表现得不显著原因在于QFII进入我国上证A股市场时间较短，资金规模在同期我国上证A股市场上所占份额仍然较小。

事件3，即QFII投资额度扩容到300亿美元对我国上证A股市场收益率波动的影响为6.56e-06-5.21e-06(Vt-23.8578)，当交易量等于均值时，事件3对上证A股收益率的边际影响为6.56e-06，表明QFII的此次扩容并没有抑制我国上证A股市场收益率波动，反而在一定程度上导致了波动性的加大。根据统计资料显示，随着2007年到2008年美国次贷危机引发的金融危机对全球股市产生剧烈影响，尽管进一步放宽了QFII的投资额度，但QFII持股范围出现收缩；再加上资本的逐利性导致QFII出现短期炒作行为，加剧了上证A股的波动性。同时，系数的显著性检验值为0.17，这是因为随着金融体系的恢复，QFII的国际资本也随之回流至我国上证A股市场，对其波动起到一定缓释作用。

事件4，即新增500亿美元投资额度，使QFII投资额度扩容到800亿美元对我国上证A股收益率波动的影响为-2.25e-05+4.47e-06(Vt-23.8578)，当交易量等于均值时，事件4对上证A股收益率波动的边际影响为-2.25e-05，系数的显著性检验p值为0.41，表明事件4对上证A股市场的波动抑制作用逐渐显著。这是因为伴随全球经济逐渐复苏，QFII再次增加了在我国上证A股市场的投资规模；但由于当时QFII占上证A股市场的比例仍很小，导致事件4对上证A股市场产生的抑制作用不很显著。

事件5，即新增QFII投资额度至1500亿美元对我国上证A股收益率波动的影响为-2.96e-05+5.83e-06(Vt-23.8578)，当交易量等于均值时，事件5对上证A股收益率波动的边际影响为-2.96e-05，系数的显著性检验p值为0.23。与事件4相比，虽然事件5更进一步地抑制了上证A股收益率的波动，使其朝着更加理性的方向发展，但仍不很显著的影响系数表明，尽管在我国实施宽松的货币政策和积极的财政政策的背景下，QFII进一步扩大了在我国上证A股市场的投资规模，但此时，由于我国经济显露出结构性矛盾和下滑压力，导致QFII开始调整投资策略，将更多资金投入到风险小的银行板块，在投资规模上有所增加但在范围上却较保守。

通过第六个条件方差方程可以看出，当交易量等于均值时，事件1对上证A股波动的边际影响为5.91e-06，表明事件1加剧了我国上证A股的波动；事件2对上证A股收益率的边际影响为-1.58e-06，p值不显著，表明尽管QFII已经进我国股市两年，对其波动性的约束作用并不显著；事件3对于上证A股收益率的边际影响为4.27e-05，系数显著性检验p值为0.14，表明QFII投资额度扩容到300亿美元后，加大了我国上证A股收益的波动性；事件4对上证A股波动性的边际影响为-6.08e-05，系数显著性检验结果为0.54，表明QFII投资额度扩容到800亿美元后对我国上证A股收益的波动性起到了抑制作用；事件5对上证A股波动性的边际影响为-7.13e-05，系数显著性检验结果为0.47，统计上更加显著，表明事件5对我国上证A股收益率波动性的约束作用增强，即随着QFII投资额度的提升和QFII对我国股市的不断深入，其对上证A股的非理性波动的抑制作用也逐渐加强。

五、结论

上述结果表明：单独研究各事件对我国上证A股市场波动的影响，与同时研究五个事件对我国上证A股市场波动的总体影响时，所得到结果是一致的，即QFII制度的首次进入对我国上证A股市场的收益波动未产生显著约束作用，反而加剧了波动；追加60亿美元QFII投资额度只在很小程度上抑制了我国上证A股市场收益率的波动；QFII投资额度扩容到300亿美元非但没有抑制我国上证A股市场收益率波动，反而在一定程度上导致了其收益率波动性的加大；新增500亿美元投资额度对上证A股市场收益率的波动有一定抑制作用；QFII投资额度进一步扩容到1500亿美元对约束上证A股市场波动性作用在进一步增强。总体认为,在不考虑金融危机影响的情况下，QFII制度在我国的渐进式实施对我国上证A股波动性的抑制作用在逐渐增强；在考虑金融危机影响的背景下，QFII顺应经济环境变迁的撤资行为会增加上证A股市场收益率的波动。