證券投資基金投資行為對(duì)我國(guó)股票市場(chǎng)穩(wěn)定性的影響分析摘要：我國(guó)股市中機(jī)構(gòu)投資者還普遍存在操縱股價(jià)、內(nèi)幕交易、違規(guī)操作等行為，這使人們對(duì)機(jī)構(gòu)投資者是否能夠發(fā)揮其穩(wěn)定股市的作用產(chǎn)生了質(zhì)疑。因此，有必要研究證券投資基金投資行為對(duì)我國(guó)股票市場(chǎng)穩(wěn)定性的影響。本文在闡述相關(guān)理論的基礎(chǔ)上，以所有股票型基金2015年第一季度到2019年第四季度共20個(gè)季度數(shù)據(jù)為樣本數(shù)據(jù)，建立回歸分析模型，針對(duì)證券投資基金投資行為對(duì)我國(guó)股票市場(chǎng)穩(wěn)定性的影響進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果顯示，基金持股比例變動(dòng)率與大盤指數(shù)的漲跌幅之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，即我國(guó)的證券投資基金投資行為對(duì)我國(guó)股票市場(chǎng)是有顯著影響的。對(duì)此，本文提出了加強(qiáng)對(duì)中國(guó)經(jīng)營(yíng)性證券投資基金的監(jiān)管、通過提高上市公司的質(zhì)量來提高股票市場(chǎng)的總投資價(jià)值、完善中國(guó)投資基金監(jiān)管體系的缺陷、鼓勵(lì)發(fā)展證券投資基金以外的投資機(jī)構(gòu)等對(duì)策。關(guān)鍵詞：證券市場(chǎng)基金；股票市場(chǎng)；投資行為隨著中國(guó)資本市場(chǎng)的飛速發(fā)展，中國(guó)基金業(yè)也進(jìn)入了快速擴(kuò)張的階段，由于投資者（尤其是個(gè)人）已經(jīng)投資了基金，基金資產(chǎn)的規(guī)模增加了一倍。近年來，中國(guó)資本市場(chǎng)經(jīng)歷了機(jī)構(gòu)投資者的快速發(fā)展，未來，更多類型的機(jī)構(gòu)投資者將大規(guī)模進(jìn)入市場(chǎng)。作為最大的機(jī)構(gòu)投資者，股票投資基金在中國(guó)股票市場(chǎng)的發(fā)展中發(fā)揮了重要作用。如何使投資基金在中國(guó)的投資行為更加合乎邏輯，以及如何確保投資基金在中國(guó)股市的穩(wěn)定中發(fā)揮積極作用，這些都是研究的主題。中國(guó)證券投資基金的研究和未來實(shí)踐。研究和解決這些基本問題，將有助于加深對(duì)中國(guó)證券投資基金投資行為的了解，同時(shí)，有選擇性的借鑒國(guó)外的先進(jìn)經(jīng)驗(yàn)或者是教訓(xùn)，以此為中國(guó)證券投資基金的發(fā)展借鑒提供參考。一、模型構(gòu)建本文在建立如下一元線性回歸模型之前假設(shè)其他因素對(duì)股市走勢(shì)影響是平穩(wěn)的，利用該模型對(duì)基金持股比例變動(dòng)與大盤指數(shù)漲跌幅的相關(guān)關(guān)系進(jìn)行分析，其中大盤指數(shù)漲跌和基金持股比例變動(dòng)率分別為因變量和自變量。Y其中t表示各個(gè)季度，a表示常數(shù)項(xiàng)，b表示回歸系數(shù)，ε表示殘差項(xiàng)。二、變量選擇及數(shù)據(jù)來源本文選擇基金持股比例(SIRt)作為自變量，以上證綜指漲跌幅作為因變量，進(jìn)行實(shí)證分析。其中，每個(gè)季度的基金持股比例(SIRt)是所有股票型基金股票投資價(jià)值總額（SIVt）與基金的資產(chǎn)總凈值(NAYt)的比值?；鸪止杀壤淖儎?dòng)率X是前后兩個(gè)季度的基金持股比例的差除以前一個(gè)季度的基金持股比例進(jìn)行計(jì)算得到，具體公式如下：SIRX本文選取的樣本數(shù)據(jù)為上證綜指和深證成指的季度數(shù)據(jù)，一共是二十個(gè)季度，時(shí)間從2015年-2019年，依據(jù)收集的數(shù)據(jù)計(jì)算了上證指數(shù)的漲跌幅、深證指數(shù)的漲跌幅和根據(jù)公式3-2、3-3計(jì)算了基金持股比例的變動(dòng)率，它們的走勢(shì)如圖1所示：圖SEQ圖表\*ARABIC1基金持股比例與大盤指數(shù)走勢(shì)圖從圖中可以看出，上證綜指漲跌幅與深證綜指漲跌幅走勢(shì)非常一致，基本都是“你漲我漲，你跌我跌”的形式，而基金持股比例變動(dòng)率變化雖然不大，但是變化的方向與大盤指數(shù)漲跌幅有很大的一致性。三、回歸分析本文使用eviews軟件對(duì)上證綜指漲跌幅、深證綜指漲跌幅和基金持股比例變動(dòng)率分別進(jìn)行回歸分析，以探究基金持股比例的變化情況是否影響了大盤指數(shù)的漲跌。（一）上證綜指漲跌幅與基金持股比例變動(dòng)率回歸結(jié)果分析上證綜指漲跌幅與基金持股比例變動(dòng)率回歸結(jié)果如表1所示，從回歸結(jié)果可以看出DW值很小，為0.596，模型可能會(huì)存在自相關(guān)問題。自相關(guān)檢驗(yàn)的方法有LM檢驗(yàn)、DW檢驗(yàn)，本文使用DW檢驗(yàn)，經(jīng)查表知，在樣本數(shù)量為20，自變量個(gè)數(shù)為1的DW臨界值為dL=1.201，dU表1上證綜指漲跌幅與基金持股比例變動(dòng)率回歸結(jié)果VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C8.5796762.3976383.5783860.0021X1.69135129.832925.6694130.0000R-squared0.641021Meandependentvar8.792000AdjustedR-squared0.621078S.D.dependentvar17.41690S.E.ofregression10.72126Akaikeinfocriterion7.676973Sumsquaredresid2069.016Schwarzcriterion7.776546Loglikelihood-74.76973Hannan-Quinncriter.7.696411F-statistic32.14224Durbin-Watsonstat0.595867Prob(F-statistic)0.000022本文使用廣義差分法進(jìn)行自相關(guān)補(bǔ)救具體做法如下：用殘差序列εtε對(duì)原模型進(jìn)行廣義差分回歸：Yt?0.709598修正后的回歸模型估計(jì)如表2：表2修正后的上證綜指漲跌幅與基金持股比例變動(dòng)率回歸結(jié)果VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C2.1798281.8107911.2037990.2452X-0.709598*X(-1)1.64969914.3702111.479990.0000R-squared0.885745Meandependentvar1.461584AdjustedR-squared0.879024S.D.dependentvar22.67967S.E.ofregression7.888342Akaikeinfocriterion7.067950Sumsquaredresid1057.841Schwarzcriterion7.167364Loglikelihood-65.14552Hannan-Quinncriter.7.084775F-statistic131.7902Durbin-Watsonstat1.697667Prob(F-statistic)0.000000可以看出，模型的DW值為1.698，根據(jù)DW判斷自相關(guān)準(zhǔn)則：dUa=由此，得到最終消除自相關(guān)的回歸模型為：Y=7.50624+1.649699X#由上分析知，基金持股比例變動(dòng)率的回歸系數(shù)為1.649699，T值為11.47999，P值顯著為0，說明回歸系數(shù)通過了顯著性檢驗(yàn)，即基金持股比例每變動(dòng)1%，上證綜指變動(dòng)約1.65%。（二）深證綜指漲跌幅與基金持股比例變動(dòng)率回歸結(jié)果分析深證綜指漲跌幅與基金持股比例變動(dòng)率回歸結(jié)果如表3.從回歸結(jié)果可以看出DW值為1.091，本文繼續(xù)使用DW檢驗(yàn)，在樣本數(shù)量為20，自變量個(gè)數(shù)為1的DW臨界值為dL=1.201，dU表3深證綜指漲跌幅與基金持股比例變動(dòng)率回歸結(jié)果VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C5.6733941.6817403.3735270.0034X1.17581320.925265.6191080.0000R-squared0.636909Meandependentvar5.821000AdjustedR-squared0.616737S.D.dependentvar12.14710S.E.ofregression7.520051Akaikeinfocriterion6.967662Sumsquaredresid1017.921Schwarzcriterion7.067236Loglikelihood-67.67662Hannan-Quinncriter.6.987100F-statistic31.57437Durbin-Watsonstat1.090880Prob(F-statistic)0.000025本文使用廣義差分法進(jìn)行自相關(guān)補(bǔ)救具體做法如下：用殘差序列εtε對(duì)原模型進(jìn)行廣義差分回歸：Y四、模型修正修正后的回歸模型估計(jì)如表4：表4修正后的深證綜指漲跌幅與基金持股比例變動(dòng)率回歸結(jié)果VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C2.8297071.5474721.8286000.0851X-0.426968*X(-1)1.18843314.437458.2316010.0000R-squared0.799432Meandependentvar2.524767AdjustedR-squared0.787634S.D.dependentvar14.63297S.E.ofregression6.743342Akaikeinfocriterion6.754289Sumsquaredresid773.0352Schwarzcriterion6.853704Loglikelihood-62.16575Hannan-Quinncriter.6.771114F-statistic67.75925Durbin-Watsonstat1.949706Prob(F-statistic)0.000000可以看出，模型的DW值為1.95，根據(jù)DW判斷自相關(guān)準(zhǔn)則：dUa=由此，得到最終消除自相關(guān)的回歸模型為：Y=4.93813+1.188433X#由上分析知，基金持股比例變動(dòng)率的回歸系數(shù)為1.188433，T值為8.231601，P值顯著為0，說明回歸系數(shù)通過了顯著性檢驗(yàn)，即基金持股比例每變動(dòng)1%，深證綜指變動(dòng)約1.19%。四、格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)本文將選取從2015年1月4日到2019年12月31日之間每日的上證綜指、深證成指、上證基金指數(shù)和深證基金指數(shù)}4作為研究對(duì)象來進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，要進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，需要保證隨即變量是平穩(wěn)序列，因此我們需首先需要利用Eviews軟件對(duì)這些指數(shù)取對(duì)數(shù)，然后進(jìn)行單位根檢驗(yàn)(取二階滯后變量)，看是否平穩(wěn)，各指數(shù)單位根檢驗(yàn)結(jié)果如下表5所示:表5各指數(shù)單位根檢驗(yàn)結(jié)果(帶常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng))變量(取對(duì)數(shù))t檢驗(yàn)值一階差分后t檢驗(yàn)值臨界值上證綜指-2.248246-14.701571%5%10%上證基金指數(shù)-2.442123-14.67088深證成指-2.240209-14.64436-3.4368-2.8644-2.5683深證基金指數(shù)-2.23114-14.69572由上述檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，所有原變量的t統(tǒng)計(jì)量值都大于個(gè)顯著水平下的臨界值，因此接受原假設(shè)，拒絕備擇假設(shè)，表明原時(shí)間序列存在單位根，原時(shí)間序列是非平穩(wěn)的，需要對(duì)其進(jìn)行一階差分。而在對(duì)原變量進(jìn)行一階差分后得出的t檢驗(yàn)值都小于各顯著水平下的臨界值，因此拒絕原假設(shè)，接受備擇假設(shè)。這表明經(jīng)過一階差分后的各個(gè)變量時(shí)間序列是平穩(wěn)的，可以對(duì)其進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。若用A和B分別表示上證綜指對(duì)數(shù)差分和上證基金指數(shù)對(duì)數(shù)差分，用E和F分別表示深證成指對(duì)數(shù)差分和深證基金指數(shù)對(duì)數(shù)差分，對(duì)一階差分后的這些指數(shù)進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)后可得結(jié)果如下:表6上證綜指和上證基金指數(shù)一階差分后格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果NullHypothesis:ObsF-StatisticProbabilityBdoesnotGrangerCauseA12111.361950.25365AdoesnotGrangerCauseB1.810940.04128表7深證成指和深證基金指數(shù)一階差分后格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果NullHypothesis:ObsF-StatisticProbabilityFdoesnotGrangerCauseE12110.407570.5924sEdoesnotGrangerCauseF1.142310.31943以上格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果顯示，上證綜合指數(shù)是上證基金指數(shù)的格蘭杰原因，但上證基金指數(shù)不是上證綜合指數(shù)的格蘭杰原因;深證成指不是深證基金指數(shù)的格蘭杰原因，深證基金指數(shù)也不是深證成指的格蘭杰原因。這表明當(dāng)上證綜指上漲時(shí)，基金也會(huì)順勢(shì)跟隨大盤指數(shù)買入股票結(jié)果推動(dòng)了股票上漲;當(dāng)上證綜指下跌時(shí)，基金也會(huì)順勢(shì)賣出股票以規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)，結(jié)果引起股票價(jià)格下跌，因此基金實(shí)際上對(duì)大盤指數(shù)起了助漲助跌的反作用，而沒有起到穩(wěn)定股市的作用。在深圳市場(chǎng)上，基金指數(shù)和股票指數(shù)兩者之間相互不存在因果關(guān)系，主要是因?yàn)樵谏钍猩鲜械墓善倍酁橹行”P和創(chuàng)業(yè)板，而絕大部分基金重倉(cāng)的股票為大盤股，大盤股也是構(gòu)成股票指數(shù)的主要成分，大盤股又多在上海證券交易所上市，所以深市基金指數(shù)和股票指數(shù)沒有呈現(xiàn)出因果關(guān)系?；鹬笖?shù)不是綜合指數(shù)的格蘭杰原因，說明沒有起穩(wěn)定股票市場(chǎng)的作用，這也表明目前我國(guó)證券投資基金持股市值占股票市場(chǎng)總市值的比例還沒有處于明顯的優(yōu)勢(shì)。四、實(shí)證結(jié)果分析從上表可以看出，基金持股比例變動(dòng)率與大盤指數(shù)的漲跌幅之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，當(dāng)基金持股比例增加時(shí)，無論是上證指數(shù)，還是深證綜指，都出現(xiàn)了上漲的態(tài)勢(shì)，當(dāng)基金持股比例下降時(shí)，無論是上證指數(shù)，還是深證綜指，都出現(xiàn)了下跌的態(tài)勢(shì)。即我國(guó)的證券投資基金投資行為對(duì)我國(guó)股票市場(chǎng)是有影響的。具體影響是，基金持股比例變動(dòng)率變動(dòng)1%，上證綜指約變動(dòng)1.65%；基金持股比例變動(dòng)率變動(dòng)1%，深證綜指約變動(dòng)1.19%。我國(guó)證券投資基金投資者尚未發(fā)揮穩(wěn)定股市功能的原因可能有股市系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)較大、我國(guó)證券市場(chǎng)法律法規(guī)體系不健全、市場(chǎng)監(jiān)管不到位、上市公司質(zhì)量不高、我國(guó)機(jī)構(gòu)投資者的治理結(jié)構(gòu)存在缺陷等。中國(guó)證券市場(chǎng)的發(fā)展尚未成熟完善，多數(shù)投資者還沒有形成成熟的投資理念。證券市場(chǎng)對(duì)國(guó)家政策過于敏感。當(dāng)國(guó)家頒布有關(guān)優(yōu)惠政策或看跌政策時(shí)，股市迅速上漲或暴跌。證券投資基金的投資規(guī)模一般不小，為了避免風(fēng)險(xiǎn)事件的發(fā)生，基金經(jīng)理在制定投資決策方面會(huì)充分考慮政策因素的影響，導(dǎo)致羊群行為更加明顯。我國(guó)雖然制定了相對(duì)健全的法律法規(guī)體系，但這些法律法規(guī)還存在一定的漏洞，部分規(guī)定存在不明確的問題，尤其是關(guān)于市場(chǎng)監(jiān)督的內(nèi)容更是不夠具體明確，這使得證券市場(chǎng)失去了有利的監(jiān)督，從而給部分違法違規(guī)行為的發(fā)生提供了可乘之機(jī)。在監(jiān)管不到位的情況下，“無莊不成股”的現(xiàn)象較為明顯，甚至成為我國(guó)證券市場(chǎng)的一大特色，在寬松的市場(chǎng)環(huán)境中，各種利益驅(qū)動(dòng)行為普遍發(fā)生，比如信息誤導(dǎo)、虛假成交、坐莊、股價(jià)操縱等行為的發(fā)生，會(huì)進(jìn)一步影響我國(guó)股市的穩(wěn)定性。此外，目前我國(guó)上市公司的質(zhì)量普遍不高，一些上市公司在經(jīng)營(yíng)的過程中存在財(cái)務(wù)造假、財(cái)務(wù)信息隱瞞甚至不披露等問題，虛增利潤(rùn)和擅自改變資金用途的行較為普遍，這些不僅不利于投資者投資決策的制定，反而對(duì)其制定投資決策帶來了誤導(dǎo)，會(huì)進(jìn)一步導(dǎo)致股市不穩(wěn)定的情況發(fā)生?；鹜泄苋嘶蛉セ蛄艉艽蟪潭壬嫌苫鸢l(fā)起人決定，作為基金管理人的監(jiān)督者，基金托管人與基金發(fā)起人之間的關(guān)系較為微妙，本身處于弱勢(shì)地位的基金持有人大多較為分散，在獲取基金交易信息方面只能依靠基金披露的公開信息來進(jìn)行