市场择时能力

市场择时能力（共7篇）

市场择时能力 篇1

一、引言

管理者交易是指上市公司的管理者在二级市场上买入或卖出本公司股票的行为。2006年起实施的《公司法》允许内部人买卖本公司的股票,这开启了中国内部人交易的新篇章。作为公司内部人的管理者掌握着有关公司前景的优势信息,当管理者交易的信息公告时,该信息会影响股票价格吗?如果答案是肯定的,那么市场对管理者交易会有什么样的反应?反应的速度怎么样?笔者认为市场对掌握公司非公开信息的管理者交易有显著的反应是合理的。然而,有效市场假说认为公开信息披露的合法管理者交易不能使任何投资者获得高于正常的收益。

有效市场理论是用来检验股票价格如何充分反映所有可用信息的。弱式有效的投资者只是基于历史信息进行交易,无法获得超额收益;但如果投资者使用新发布的或者私人内部信息可以获得异常收益。半强式有效市场对公开可用的新信息反应速度很快,股票价格的波动代表了全部公开的已知信息,在这个市场中所有公开可得的信息是被市场所用的,因此只有当掌握了私人内部信息时才有可能获得异常收益。强式有效市场认为股票价格反映了全部与公司有关的信息,甚至包括管理者掌握的私人内部信息,但在市场管制的情况下这是不可能实现的,因此在强式有效市场中不可能获得异常收益。

笔者在国外研究文献的基础之上,在国内较早地研究了内部人交易对中国股票市场有效性的影响。中国证券法对管理者交易是有管制的,中国股票市场不可能是强式有效市场,这意味着在管理者交易公告的基础上投资者是不可能获得高于正常水平的收益,因此我们主要检验是否是半强式有效市场。遵循Setphanie和Frank(2011)的思路,笔者使用了事件研究法,选取了两个独立的随机样本,一个样本包括管理者卖出交易,另一个包括管理者买入交易。每一个样本包括不同公告日的不同公司,是为了缩小样本的选择误差。笔者还在公司股票价格风险调整收益的基础上分析了样本组合,确定管理者是否“低价买入”“高价卖出”。如果检验结果支持半强式有效市场假说,说明没有投资者可以通过掌握内部信息获得高于正常的收益。

二、文献简述和研究假说

之前的很多研究已经证明管理者交易会对市场带来影响,Bushman et al.(2005)认为公司派发股利、破产公告和股票回购这些行为都会影响股票价值,当这些行为发生时,管理者交易也会对市场有影响。Allen和Ramanan(1995)认为管理者交易对市场的影响是由于公司管理者对公司的信心。管理者交易不仅代表了管理者的信心,而且会影响其他投资者的行为,当内部信息可以公开披露时,投资者会模仿管理者的交易从而减少他们的收益,增加市场效率。

关于内部人交易能否获得异常收益问题,Jeng et al.(2003)运行了一个市场有效性的检验,他们重点分析了管理者的收益,结果显示管理者买入交易每年可以获得大约6%的异常收益,而管理者卖出交易不能获得异常收益。Rozeff和Zaman(1988)的研究表明外部人利用公开披露的信息也可以获得和内部人交易相似的异常收益,这与半强式有效市场的假说是矛盾的,他们把这个矛盾归因于规模效应和市盈率效应引起的计算误差;在调整了异常收益的测量方法之后,发现外部人利润基本消失,而内部人利润仍然存在,这验证了市场的半强式有效。

鉴于此,本文采用下面的原假说和备择假说来考察管理者卖出和买入交易公告对股票收益的影响,以及来考察支持或反对半强式有效假说。

假说1a:当发生管理者买入或卖出交易行为时,该公司股票价格不会显著地受到管理者交易公告当日这一信息的影响。

假说1b:当发生管理者买入或卖出交易行为时,该公司股票价格显著地受到管理者交易公告当日这一信息的负影响。

假说1c:当发生管理者买入或卖出交易行为时,该公司股票价格显著地受到管理者交易公告当日这一信息的正影响。

假说2a:当发生管理者买入或卖出交易行为时,该公司股票价格不会显著地受到管理者交易事件期这一信息的影响。

假说2b:当发生管理者买入或卖出交易行为时,该公司股票价格显著地受到管理者交易事件期这一信息的正影响。

假说2c:当发生管理者买入或卖出交易行为时,该公司股票价格显著地受到管理者交易事件期这一信息的负影响。

三、研究设计

(一)数据来源

本研究包括两个样本,分别是卖出样本和买入样本。管理者交易的数据来自上交所网站,把管理者交易在上交所网站上填报数据的日期当作公告日。在上交所随机选取了20家管理者卖出交易的公司作为卖出样本,同时随机选取20家管理者买入交易的公司作为买入样本。样本区间是从2008年1月1日到2010年12月31日,为了减少选择误差,在选取样本时包含了所有的公告日,公告的股份数量最低为1 000股。使用的数据包含证券代码、公司名称、公告日期、公告股份数量(股)、公告股份金额(元)。股票价格和上证综指的价格等数据来源于国泰安CSMAR数据库。

(二)研究方法

在计算超额收益之前,首先计算股票i在第t日的收益率Ri,t。将当天的收盘价除以前一天的收盘价,然后取自然对数,就可以得到收益率。用Pi,t表示第t日股票i的收盘价,用Pi,t-1表示第t-1日股票i的收盘价,那么收益率的计算公式可以表示为:

本文采用市场模型法来度量超额收益,市场模型的表达式为:

文中的事件日是指管理者交易的公告日。用E(Ri,t)表示股票i在第t日的预期收益率,Rm,t表示市场在第t日的实际收益率,则正常收益率可以计算为

其中的值是根据估计期(-200,-21)的数据估计得到。

用Ri,t表示股票i在第t日的收益率,ARi,t为股票i在第t日的超额收益,那么超额收益为:

事件期(-20,+20)的平均超额收益用样本中某一事件日所有公司超额收益的均值来表示,计算方法为:

其中N=样本中公司的个数(20)。

最后,事件期(-20,+20)的累积平均超额收益通用每日的AAR累加来计算:

四、实证结果

(一)卖出样本的实证结果

为了确定市场对管理者公告信息的反应程度,考察实际每日平均收益率和预期每日平均收益率之间差异的显著性,当市场发布新的、重要的信息时,如果二者之间的差异是显著的就会反应在股票价格的波动当中。表1是对事件期(-20,+20)内样本的每日平均超额收益所做的双尾单样本t检验的部分结果。

从表1可以看出,在公告日当天,平均超额收益达到最大,之后有一个大幅降低,总的来看,在公告日之前和之后尽管有一定的波动,但是幅度不大。对照表1的t检验结果,在公告日0,t值在1%的置信水平下是显著的,说明管理者卖出公告日当天在股价最高点卖出。在公告日之前,事件日-7日,t值在5%的水平下显著,在-4日和-3日,t值在10%的水平下显著,这说明公告日前有一定的提前反应,但是反应幅度不大。在公告日之后,平均超额收益的显著性不强。在其他未给出的数据中,在事件日6和事件日10在10%的水平下显著,在事件日16在5%的水平下显著,这说明存在一定的滞后反应,但是反应幅度很小。

注:***表示在1%水平显著,**表示在5%水平显著,*表示在10%水平显著。

为了检验市场对管理者卖出公告的反应,确定市场是否是半强式有效,对累积超额日平均收益也做了和前面相同的双尾单样本t检验,图1是CAAR随时间变化情况图,表1也给出了卖出样本CAAR的t检验的部分结果。

图1的证据支持了备择假说1b:当发生管理者买入或卖出交易行为时,该公司股票价格显著地受到管理者交易公告当日这一信息的负影响。对于被分析的卖出样本,外部投资者在管理者交易公告当日就获得了显著的超额收益。对于公告前的证据是明显的,从公告前-20日开始CAAR就一直在上升,期间虽然有所波动,但是其趋势是一直上升的,尤其是从-3日开始这种上升趋势是显著的,到-1这一天突然上升,交易日那一天达到最大。而从公告日开始,可以看出累计平均超额收益开始显著下降,这种过度反应持续到了公告后第4日,从第5日开始反弹上升,然后从第8天开始下降,随后一直下降,但是这种显著性反应一直持续到公告后第14天。可以看出管理者在股票价格显著上升到最高点时卖出,而卖出后股票价格开始下跌,这说明管理者具有交易时机的市场选择能力。而管理者卖出后,市场外部投资者也卖出股票,在0到14天内获得了显著的超额收益,这表明股票市场没有达到半强式有效。股票市场处于弱有效或无效状态。

此外,图1和表1给出的这些结果也支持了备择假说2b:当发生管理者买入或卖出交易行为时,该公司股票价格显著地受到管理者交易事件期这一信息的正影响。图1显示管理者卖出公告在公告前-3到0天内对公司股票价格有一个显著的正影响。管理者本身以及外部投资者利用公告前的信息获得了超额收益。

(二)买入样本的实证结果

表2是对事件期(-20,+20)内样本的每日超额收益所做的双尾单样本t检验的部分结果。

从表2可以看出,在公告日当天,平均超额收益几乎没有变化,在公告日之前和之后尽管有一定的波动,但是变化不太显著。从所给出的t检验结果来看,在0公告日,t值是不显著的,说明管理者买入交易的公告对平均超额收益的变化没有什么影响。在其他未给出的数据中,在公告日之前,只有事件日-11日,t值在10%的水平下显著,这说明公告日前几乎没有提前反应。在公告日之后,平均超额收益的显著性不强,在事件日19在1%的水平下显著,这说明也几乎没有滞后反应。

为了检验市场对管理者买入公告的反应,确定市场是否是半强式有效,对累积超额日平均收益也做了和前面相同的双尾单样本t检验,图2是CAAR随时间变化情况图,表2也给出了买入样本CAAR的t检验结果。

从表2和图2可以看出,在公告日累计平均日超额收益是不显著的,这些证据支持了原假说1a:当发生管理者买入或卖出交易行为时,该公司股票价格不会显著地受到管理者交易公告当日这一信息的影响。对于所分析的买入样本,管理者交易和投资者交易在公告当日都没有获得显著的超额收益。

从图2可以看出,在整个事件期累积平均超额收益呈现下降的趋势,在公告日之前,从事件日-20到-8,CAAR持续下降,这支持了原假说2c:当发生管理者买入或卖出交易行为时,该公司股票价格显著地受到管理者交易事件期这一信息的负影响。然而,从事件日-8到+12,CAAR有小幅波动,基本处于平稳状态,这些结果也支持原假说2a:当发生管理者买入或卖出交易行为时,该公司股票价格不会显著地受到管理者交易事件期这一信息的影响。在这个事件期间买入信息的公告对市场累积超额平均收益没有影响,说明投资者无法获得超额收益,也就是说管理者买入不具有市场择时能力。而后从公告后第8日开始累积平均超额收益又开始急剧下降,这又进一步支持了原假说2c。

总之,这些证据表明,从管理者买入公告当日一直到公告后20天内,投资者都没有获得显著为正的超额收益。这说明管理者交易并没有“买低”,买入样本的数据结果支持了市场半强式有效的假设。

本文从上海交易所网站上内部人交易的数据中随机选取了20个买入样本和20个卖出样本,检验了管理者买入或管理者卖出公告对股票市场价格的影响。使用了事件研究的市场模型方法,选取了上证综指收益作为市场收益,并使用了普通的t检验分析数据结果的显著性。

对于卖出公告样本,结果是反对了半强式有效市场假说,因为投资者在管理者交易公告日及其交易后获得了显著为负的超额收益。而管理者和投资者在管理者交易公告前就已经开始获得了显著的超额收益。这些证据支持了管理者确实能够“卖高”,表明了管理者卖出具有交易的市场择时能力。

而对于本文所分析的买入公告样本,其结果支持了半强式有效市场假说,因为投资者不能在管理者交易公告及公告后获得超额收益。这些证据表明,管理者不能够“买低”,表明买入不具有交易的市场择时能力。

参考文献

[1]Bushman,Robert,J.Piotroski,A.Smith.Insider TradingRestrictions and Analysts?Incentives to Follow Firms[J].The Journal of Finance,60.1(2005):35-66.

[2]Jeng,Leslie,A.Metrick,R.Zeckhauser.Estimating theReturns to Insider Trading:A Performance-EvaluationPerspective[J].The Review of Economics and Statistics,85.2(2003):453-471.

[3]Rozeff,Michael and M.Zaman.Market Efficiency and In-sider Trading:New Evidence[J].The Journal of Business,61.1(1988):25-44.

市场择时能力 篇2

从2006年起,我国开始允许上市公司中的管理者在二级市场上买卖所在公司的股票,我们称这种行为为管理者交易。管理者交易对股票市场流动性的影响,国外许多文献都是基于信息不对称理论的研究。作为内部人的上市公司管理者的交易与市场微观结构理论中市场流动性所表明的信息效应之间的联系如何,这在我国允许管理者交易之后的研究中还是一个空白。国外学者普遍认为且有证据表明,管理者能够接近价格敏感性信息,所以管理者能很好地了解证券的基本价值。然而,管理者交易活动对市场流动性影响的实证研究相当少,且现有文献中的实证结果是模棱两可的,国内对这方面的研究几乎没有。

一些学者认为管理者交易提高了市场流动性。管理者卖出股票,其持有股份减少,因而减轻了信息不对称,而且在管理者卖出当日及之后,市场流动性提高了。Lakonishok和Lee(2001)[1]认为,购买仅仅是管理者活动的一个信息来源,而管理者卖出似乎没有预测能力。因此管理者卖出可能被流动性或分散化的原因所驱使,给市场带来了额外的流动性。R觟sch和Kaserer(2011)[2]认为,管理者卖出在管理者交易当日及以后增加了市场流动性。

管理者交易削弱了市场的流动性。Copeland和Galai(1983)[3]认为,股票的买卖价差与信息不对称的程度有关。当市场参与者有用的信息较少时,为了维护自身的利益,他们将会增加股票买卖价差,从而削弱了股市流动性。Glosten和Milgrom(1985)[4]认为,管理者的交易加大了股票买卖价差。管理者交易活动越频繁或者信息不对称程度越高,买卖价差越大,也说明了股票市场流动性越差。

管理者交易对股票市场流动性的影响仍然没有确定的答案。R觟sch和Kaserer(2011)[2]认为,这些模棱两可的结果可能是由于之前的大部分研究文献失败地区分了管理者的买入交易和卖出交易。本文在R觟sch和Kaserer(2011)[2]研究的基础上,使用国泰安数据服务中心的管理者交易的数据,分别考察了中国上市公司中管理者买入交易和管理者卖出交易对我国股票市场流动性的影响,这在国内是比较早地研究管理者交易对市场流动性影响的。

本文剩余部分安排如下:第二部分是研究假说;第三部分是研究设计;第四部分是实证分析结果;最后是结论。

二、研究假说

由于先前的研究对管理者交易如何影响市场流动性没有得出一致的实证结论,本文建立以下研究假说来整合和解释先前的研究结果。逆向选择理论假定当信息不对称程度上升时,流动性就会下降。问题是,什么因素影响市场上的信息不对称。因此,本文预测管理者交易对股票市场的流动性影响是双面的:

假说1:管理者买入当日及买入后市场流动性被削弱。

笔者预期市场参与者通过增加管理者买入后的市场流动性成本而进行价格保护。因为管理者买入增加了股权且随后增加了信息不对称。这个假说得到了Barclay和Smith(1988)[5],Brockman和Chung(2001)[6],Ginglinger和Hamon(2007)[7],Chung和Charoenwong(1998)[8]及Bettis et al.(2000)[9],等结果的支持。

假说2:管理者卖出当日及卖出后市场流动性被提高。

相对于假说1的结果,管理者卖出降低了管理者所持有的股份,因而减轻了信息不对称,且管理者卖出后的市场流动性被提高了。Cao et al.(2004)[10]及Krishnamurti和Thong(2008)[11]的实证结果支持了该假说。

这两个假说与集中研究管理者股权和市场流动性之间关系的实证文献相一致,如Heflin和Shaw(2000)[12]及R觟sch和Kaserer(2010)[13]等文献都证明了管理者股权削弱了市场流动性。导致管理者股权更高的买入交易行为更弱化了市场流动性,而降低管理者股权的管理者买入行为将会提高市场流动性。

三、研究设计

(一)数据选取

本文研究中所使用的数据,包括在上交所上市的中国上市公司管理者交易的数据,来自国泰安数据服务中心,区间是2008年1月到2010年12月;包括上市公司董事、监事和高级管理人员在二级市场上交易的不少于1 000股的所有数据,除去管理者因其它原因而变动股份的所有数据以及数据缺失的股票,去掉金融类公司数据及所有的ST股票,最后剩下买入样本271个,卖出样本942个。变动股份数量、变动比例、每日交易的收盘价、日个股交易股数以及公司市值的数据都来自国泰安CSMAR数据库。

(二)研究方法

本文使用事件研究法进行研究。该统计方法通常被广泛地用来测量特定事件(如兼并收购、盈余公告和新股发行等)对公司价值的影响。这些研究通常使用超额股票收益来评价特定事件对公司价值的影响。然而,该事件研究法也可以被用来研究特定事件的超额流动性,如Chung和Charoenwong(1998)[8]以及R觟sch和Kaserer(2011)[2]都使用该方法分析了事件对市场流动性的影响。

在使用事件研究法之前,首先确定事件期窗口和参照期窗口。这里定义参照期窗口为管理者交易日前后各20天。而事件期窗口定义为管理者交易日前后各10天,包括交易日在内总共21天。

用Liqi,t表示股票i在第t日的流动性指标;用L軈iqi表示股票i在参照期的平均值,其含义为参照期内的正常流动性。如果用ALiqi,t表示股票i在第t日的超额流动性,那么下面的等式成立:

根据分析的目的,这里使用了标准超额流动性:

其中,σ軍i表示股票i在参照期的标准差。

平均标准超额流动性的计算公式为:

累计平均标准超额流动性的计算公式为:

此外,在对平均标准超额流动性以及累计平均标准超额流动性的显著性检验时,使用的是普通的横截面t检验以及自举方法(bootstrap)。

(三)流动性测量

以往的研究对于使用何种指标测量流动性并没有达成共识,而且测量流动性的指标有很多种,每种指标都有自身的优缺点。现有的文献大多主要使用买卖价差来测量流动性成本,也有部分学者使用交易量作为流动性的测量指标。本文使用交易量度量市场流动性。对于交易量,使用的是日个股交易股数,交易量越大表明股票市场流动性越好。

(四)多元回归模型

为了使结果更为稳健,使用多元回归模型分析了管理者买入交易和卖出交易对市场流动性的影响。具体模型如下:

其中,方程中的ASALiqi,t或CASALiqi,t是因变量,i表示第i个事件;解释变量P表示管理者交易当日的股票收盘价格的自然对数;解释变量Mcap表示事件日公司市值的自然对数;解释变量Val表示交易股份值的自然对数;解释变量Stthold表示交易股份数占交易前总持有的比值,即变动比例;Buy是虚拟变量,当买入时等于1,其他等于0。

四、实证分析结果

(一)描述性统计

表1给出了回归分析中使用的所有控制变量的描述性统计。对所有管理者交易来说,平均的股票收盘价格为14.108 6元,平均的公司市值为10 071 467.19元,平均的交易股份数量为127 016股,变动比例是指交易股份数与交易前持有股份的比值,其平均值为0.879 4。对于管理者买入交易,平均的股票收盘价格为11.972 4元,平均的公司市值为7 921 185.864元,平均的交易股份数量为56 129股,平均的变动比例为3.603 2。而对于管理者卖出交易,平均的股票收盘价格为14.723 2元,平均的公司市值为10 690 072.54元,平均的交易股份数量为147 410股,平均的变动比例为0.095 8。

(二)管理者交易对流动性的影响

遵循R觟sch和Kaserer(2011)[2]的思路,在事件研究中,分别使用了三个不同的事件期:一个事件期是管理者交易之前的10天,即窗口(-10,-1);一个事件期是管理者交易之后的10天,即窗口(1,10);最后一个事件期包括管理者交易前后10天,即窗口(-10,10)。

表2给出了管理者交易前后10天的平均标准超额流动性的结果,包括三个不同的子样本:一个是样本期内所有的管理者交易;一个是样本期内仅仅包括管理者买入交易;另一个是样本期内仅仅包括管理者卖出交易。从表2中可以看出,在管理者交易当日,平均标准超额流动性对所有管理者交易样本和管理者卖出样本来说都显著为正,而对管理者买入样本来说为负但不显著。这表明相对于参照期,所有管理者交易和管理者卖出在他们交易当日有更高的流动性,这与我们的管理者卖出的预期相一致;而管理者买入在他们的交易日流动性降低了,但不明显。图1描绘出了事件期内管理者交易当日的平均标准超额交易量,可以看出交易量在管理者交易当日达到了顶峰。因此,可以认为管理者似乎在市场交易比较活跃的日期交易,这很大可能是因为在高的市场交易量下能隐藏管理者的私人信息。

注:t值是普通的横截面t检验,P值是自举法(bootstrap)计算的结果。bootstrap方法是基于1000个自举样本。***、**、*分别表示在1%、5%和10%水平下显著。

事实上,对于所有管理者买入交易和管理者卖出交易,市场流动性提高的影响在管理者交易之前都已经出现了:从表2中单个交易日的平均标准超额流动性来看,管理者交易前4天,市场的平均标准超额交易量几乎都是显著地增加,市场流动性得到了提高;而表3所示的累积超额流动性在管理者交易前一天也显示了市场流动性的提高。这些证据也支持了我们的结论:管理者尽力选择在较高的流动性日期交易。

注:t值是普通的横截面t检验,P值是自举法(bootstrap)计算的结果。bootstrap方法是基于1000个自举样本。***、**、*分别表示在1%、5%和10%水平下显著。

注:t值是普通的横截面t检验,P值是自举法(bootstrap)计算的结果。bootstrap方法是基于1000个自举样本。***、**、*分别表示在1%、5%和10%水平下显著。

对于管理者交易后的事件期,我们预期管理者买入和管理者卖出有不同的结果。对管理者买入交易的子样本来说,我们预期管理者交易后的市场流动性减弱,因为管理者的总股权在交易后增加了。许多其他的研究,如Heflin和Shaw(2000)[12]及R觟sch和Kaserer(2010)[13],也已经证明了市场流动性被管理者的股权削弱了,这归因于管理者与其他市场参与者之间的信息不对称。然而,管理者卖出交易降低了管理者的股权,因而我们预期管理者卖出后的事件期市场流动性提高了,因为在交易过程中信息不对称问题减弱了。从表2所示单个交易日的平均标准超额流动性来看,所有管理者买入交易和管理者卖出交易在交易后的5天几乎都获得了显著为正的超额交易量,说明流动性增强了;而管理者买入交易在交易后的5天几乎都获得了显著为负的超额交易量,说明市场流动性减弱了。而从表4和表5所示累积平均超额流动性的角度看,对于所有管理者买入交易和管理者卖出交易,无论是在窗口(1,10)还是在窗口(-10,10),都获得了显著为正的累积平均超额交易量,表明流动性增强了。而对于管理者买入交易,在这两个窗口内几乎都获得了显著为负的累积平均超额交易量,表明流动性降低了。这些结果与我们的假说相一致。图2描绘出了管理者交易前后10天内的累积平均标准超额流动性。

注:t值是普通的横截面t检验,P值是自举法(bootstrap)计算的结果。bootstrap方法是基于1000个自举样本。***、**、*分别表示在1%、5%和10%水平下显著。

然而,我们的研究没有考虑管理者交易之外的任何其他变量,因此接下来的部分将通过考虑控制变量等因素来多元回归分析管理者交易对市场流动性的影响。

(三)多元回归分析结果

本部分在控制了管理者交易当日收盘价格、公司市值、管理者交易股份数以及变动比例后使用多元回归模型分别研究了管理者交易对平均标准超额流动性和累积平均标准超额流动性的影响。在回归中,我们使用了收盘价的自然对数、公司市值的自然对数以及管理者交易股份数的自然对数。模型分析中用到的事件研究的超额流动性包括因变量标准超额流动性和因变量累积超额流动性。

首先,本文分析了管理者交易对管理者在交易当日的标准超额流动性的影响。正如我们预期的一样,管理者买入交易和管理者卖出交易对股票市场流动性有不同的影响。表6给出了管理者交易当日的标准超额流动性的多元回归结果。从中可以看出,在管理者交易当日,管理者买入交易与超额流动性是显著负相关关系,而管理者卖出交易与超额流动性是显著正相关关系。与事件研究的结果相比较,多元回归结果中的管理者买入更显著地降低了市场的流动性,而管理者卖出仍然显著地增加了市场的流动性,这些结果与我们的假说相一致。

此外,本文使用累积标准超额流动性分析了管理者交易后10天内市场流动性的情况,以此检验管理者买入交易和卖出交易对交易后的市场流动性影响是否具有持续性的效应。遵循我们开始时的假说,我们预期流动性效应是持续性的。其他的研究,如Heflin和Shaw(2000)[12]及R觟sch和Kaserer(2010)[13]发现管理者股权与市场流动性是负相关关系,因而管理者购买增加了股权并因此削弱了管理者买入后的市场流动性。相反,管理者卖出降低了管理者的股权,因而提高了管理者卖出后的市场流动性。

注:回归中使用了Newey-West HAC标准误的估计方法;括号内为t值。***、**、*分别表示在1%、5%和10%水平下显著。

如表6所示的结果,市场流动性不仅在管理者买入后显著地下降了,而且这种影响效应持续到了管理者卖出后的第10天。这支持了我们的假说:管理者买入交易后股权的增加导致了持续的市场流动性的下降,而管理者卖出的情况刚好与此相反。这些结果无论是在数量上,还是显著性方面,都与前面的研究结果相一致,也支持了我们的假说:管理者买入交易后10天内导致了市场流动性降低,而管理者卖出交易后10天内增加了市场的流动性。

最后,本文分析了从管理者交易前10天到交易后10天市场累积标准超额流动性的情况,结果如表7所示。正如预期的一样,这些结果与事件研究的结果一致,并依然支持我们的假说。

五、结论

通过研究管理者交易当日的流动性发现:相对于参照期,所有管理者买入和管理者卖出在他们交易当日有更高的流动性,这与我们的管理者卖出的预期相一致;而管理者买入在他们的交易日流动性降低了,但不明显。此外,交易量在管理者交易当日达到了顶峰,因此认为管理者在市场交易比较活跃的日期交易,这可能是因为在高的市场交易量下能隐藏管理者的私人信息。这些证据也支持了管理者尽量选择在较高的流动性日期交易的结论。对于管理者交易后的事件期,管理者买入和管理者卖出有不同的结果。管理者买入交易后的市场流动性减弱,因为管理者的总股权在交易后增加了,这归因于管理者与其他市场参与者之间的信息不对称。而管理者卖出交易降低了管理者的股权,管理者卖出后的事件期市场流动性提高了,因为在交易过程中信息不对称问题减弱了。这些结果与我们的假说相一致。

此外,为了使结果更为稳健,本文也使用多元回归模型进行了分析,在控制了管理者交易当日的开盘价、公司市值、管理者交易量以及变动比例后,结论也基本支持事件研究的结果。

摘要：利用国泰安数据服务中心数据,采用事件研究法,考察中国上市公司中管理者买入交易和卖出交易对我国股票市场流动性的影响,结果显示:管理者买入后的市场流动性减弱,归因于管理者与其他市场参与者之间的信息不对称;管理者卖出降低管理者的股权,提高市场流动性,信息不对称减弱。管理者在市场交易比较活跃的日期交易,可能是因为在高的市场交易量下能隐藏管理者的私人信息。

市场择时资本结构理论面临新挑战 篇3

一、传统市场择时理论的主要观点

市场择时理论研究是在行为金融对传统金融理论的质疑背景下展开的。传统金融理论有关风险与回报的权衡假说, 认为资本市场是基本有效的, 允许企业在为投资者提供一定风险溢价补偿的前提下发行股票。在Modigliani和Miller (1958) 构建的有效和整体的资本市场理论框架下, 不同形式资本的成本变化并不是独立的, 在权益与债务融资之间进行转换并不能获得额外的收益。但是, 在资本市场无效或分割状态下, 市场择时能够在当前股东的进出之间获得某种收益, 这使得企业在发行股票时会考虑市场择时因素。市场择时理论强调通过机会窗口择时, 该观点意味着资本市场本身是无效的, 能够允许管理者利用权益资本成本短暂的波动发现价值被高估的股票。由于研究视角和范畴不再局限于传统的理性人假设和完全套利假设, 市场择时理论极大地拓展了行为金融的研究范畴, 开始将研究重点转移到投资者和内部人的非理性行为以及市场非有效情况下的不完全套利行为等。市场择时理论正是基于上述前提提出来的, 它既关注投资者在市场上的风险和收益择时动因、机理及后果, 也关注融资方的发行择时动因以及市场的不完全套利行为对择时造成的影响等。

总体而言, 关于传统市场择时的研究主要包括以下几个方面:其一, 企业在市场价值被高估时偏好发行股票进行融资, 这种市场价值被高估主要是相对于账面价值和过去的市场价值而言的, 而在市场价值被低估时则倾向于回购股票。其二, 在股票发行前分析股票的长期表现, 企业会选择在股票预期出现低迷表现前进行权益融资。其三, 企业会倾向于在投资者对企业的盈余预期较高时发行股票。基于上述研究的共性与差异, 我们可以将传统市场择时理论研究观点归纳为以下几个方面:市场错误定价与收益趋势择时、资本成本择时、市场行情择时。

1. 市场错误定价与收益趋势择时。

市场错误定价择时方面的观点主要关注公司在市场价值被高估时发行股票进行权益融资, 在被低估时回购股票, 此外, 还会因市场的高估或低估综合分析在并购等财务活动中的择时影响。收益趋势择时则主要关注公司在融资前是否存在较高的超额收益, 非常有利于吸引投资者从而使得融资获得成功, 同时在预计将来一段时间内的市场超额收益较低时也会提前进行权益融资。

2. 资本成本择时。

资本成本择时指公司在融资前会综合考虑不同融资时机上的融资成本情况, 在权益融资成本相对较低的时点发行股票, 而在权益融资成本较高点回购股票, 综合考虑的因素主要涉及市场风险、流动性风险、因信息不对称程度过高带来的融资约束等。

3. 市场行情择时。

市场行情择时是指公司在融资时兼顾市场整体的发展态势, 在市场行情比较高涨时, 公司利用投资者的非理性状态进行融资, 在市场低迷时则暂停上市融资。

虽然传统市场择时理论在统计上能够显著地支持其在股票发行 (尤其是SEO) 中对融资决策的影响, 但是其经济含义至今却没有明确的证据支持 (Harry DeAngelo, Linda DeAngelo, Rene M.Stulz;2010) , 这使得该理论不断遭受来自各方的质疑与攻击。对传统市场择时理论的质疑主要集中在两个方面:其一是对择时研究中研究手段或方法提出的一些质疑, 认为这些疑点影响到结论的判断;其二是对市场择时理论本身的质疑, 认为企业融资并非出于市场择时因素的考虑, 或者这种择时影响仅为短期效应, 对资本结构等方面的长期效应并不明显。

二、对传统市场择时研究中研究方法提出的质疑

对传统市场择时研究中研究方法提出质疑的代表人物为Rhodes-Kropf (2005) 等。Rhodes-Kropf (2005) 认为, 传统市场择时理论中择时因素B/M (账面价值与市值比) 可能包含多个方面的因素, 将权益的基本价值定义为V, 则B/M可以分解为B/V与V/M的乘积。经过上述分解, 以V为基础的变量所捕获的可能更多的是增长选择权而非市场错误定价。因此, 在William B.Elliott, Johanna Koeter-Kant, Richard S.Warr (2008) 的文中选用了B/V的概念, 对于变量中的V, 文章采用剩余收益估值模型所测算的权益内在价值来衡量。通过研究市场择时与资本结构之间的关系, 他们构建了一套基于盈余的价值模型, 以此为基础将权益的错误定价与增长选择权和时变逆向选择分离开来, 避免了传统的择时研究中包含诸多综合因素的B/M受到的干扰。研究结果表明, 市场错误定价在资本结构的选择中扮演着非常积极的角色, 该结论即使用时变的增长选择权和传统的价值偏离变量来分析也是稳健的。事实上, D'Mello和Shroff (2000) 、Jindra (2000) 和Dong (2002) 等人在同类研究中也采用剩余收益估值模型来处理。Lee (1999) 在内在价值与市值的研究中, 用剩余收益估值模型估计了内在价值, 研究结果表明, 在对未来收益的预测上, 该方法要优于传统的B/M方法。Kothari和Shanken (1997) 用B/M来预测未来回报时发现, 在1926年至1991年的时间区间上预测能力较好, 而当区间选择为1946年至1991年时, 预测能力出现了大幅度下降。

Kayhan和Titman (2007) 认为Baker和Wurgler (2002) 的择时衡量标准并不能有效地将增长机会与市场择时的作用分离开来, 其研究结论极有可能受到了当期M/B的噪音影响。为了解决该问题, 他们将Baker和Wurgler (2002) 的择时衡量标准分解为两个部分, 分别来衡量增长机会与择时行为。与之类似, Leary和Roberts (2005) 认为不能用M/B的历史影响作为企业企图重新回到最优杠杆水平的经验证据。上述研究都是从M/B历史影响的角度提出的对Baker和Wurgler (2002) 研究结果的质疑, Hennessy和Whited (2004) 进一步剔除市场择时因素的影响, 构建了一个动态权衡模型研究历史M/B与当期杠杆之间的关系, 模型中高M/B的公司为了满足融资增长的需求, 通过发行权益以避免财务困境的产生, 当企业盈利时, 会基于个人所得税考虑通过提升杠杆水平来增加债务。

Hovakimian (2004) 认为, 低交易成本会在资本结构出现偏移时导致较高的调整速度向既定目标调整, 这将使得市场择时效应表现得极为短暂。不过, 对于市场择时有多强以及调整速度有多大却很难确定。此外, Hovakimian (2006) 运用与Baker和Wurgler (2002) 一致的标准回归得出的结论与Baker和Wurgler (2002) 的结论一致, 但是在修正了对债务的界定后发现结果拒绝了原假设, 即权益发行的市场择时对资本结构并没有长期的影响。此外, 他还发现企业确实在M/B高时发行权益, 而在M/B较低时选择发行债务融资, 但是, 市场择时理论中关于股份回购方面的经验证据并不显著。融资的择时行为并不能解释M/B与杠杆之间的负相关关系。

国内也有研究得出类似结论, 刘澜飚和李贡敏 (2005) 研究发现我国上市公司在进行融资选择时存在明显的市场择时偏好, 但是这种择时行为并没有对公司资本结构产生显著影响。因为实证结果显示, 债务融资市场择时对我国资本结构的影响并不显著, 而权益融资的影响与国外同类研究类似, 表现十分短暂, 在长期对资本结构并没有产生明显的作用。因而就资本结构而言, 传统的市场择时理论在我国似乎并不适合。刘星、郝颖、林朝南 (2007) 的研究也发现, 就长期而言, 公司的资本结构受当前或历史的价值被高估的影响并不显著。王斌、王文举、文彩霞 (2010) 研究了北京地区上市公司的市场择时问题, 以传统的M/B指标作为市场择时分析基础, 在控制传统M/B中可能包含的成长性因素后发现, 北京地区的上市公司在进行融资决策时市场择时行为表现得并不明显。

Welch (2004) 研究发现, 企业价值与发行活动之间关系较弱, 即经验证据并没有显著地支持股票表现不好时选择发行债务融资, 股票表现好时选择发行股票融资。与之类似, Liu (2009) 的研究发现, 即使企业没有市场择时行为, 过去的M/B也会对企业的杠杆水平产生显著的影响。

Huang和Ritter (2009) 的研究表明, 企业过去的市场择时行为对资本结构有着持续的影响。不过Hovakimian (2006) 、Kayhan和Titman (2007) 的研究发现, 市场择时效应的影响是十分短暂的。Leary和Roberts (2005) 认为在动态权衡模型中引入调整成本可以较好地解释市场择时对资本结构的影响。

三、对市场择时理论基础的质疑

目前对市场择时理论基础提出的质疑与挑战主要集中在以下几个方面:

1. 现金平衡观。

传统的市场择时理论中, 企业在股票价值被高估时发行股票, 如Kim和Weisbach (2008) 的研究表明, 企业在SEO之后会将融得资金以较高水平进行现金存储, 表明企业在股价较高时, 即使企业权益融资所得资金并没有确定的投资项目或方向, 也会发行股票。对于传统市场择时理论下的现金问题, Rama (2011) 认为, 传统市场择时理论潜在的假设为:市场择时者是机会主义者, 而机会主义者在择机时通常并没有从长远战略角度考虑如何利用资本。因此, 如果市场择时存在, 在企业融资后必然存在一个短暂深思熟虑期, 企业利用该期间根据战略来设计或配置募集的资金。由此可以预期的是, 进行市场择时的企业在募资后的一段时间内, 企业的现金平衡情况始终与募资初期基本一致。基于该点, 我们可以判断有市场择时倾向的企业是否真的是择时机会主义者。该研究发现, 在权益融资之后, 企业的现金平衡变化十分显著, 与市场择时理论的预期并不相符。

2. 净融资观。

Alexander (2011) 研究了公司融资决策、管理者市场择时与实际投资之间的关系, 研究结果表明, 在控制净融资规模的前提下, 股权融资与债务融资后的回报情况较为相似, 即权益发行后的回报情况与融资组合 (即选择股权融资或债务融资, 亦或两者兼有) 无关, 与净融资规模相关。

3. 认知一致理论。

在最近的研究中, Dittmar和Thakor (2007) 构建了一种新理论模型, 即认知一致模型 (agreement model) , 该理论模型假设管理者与投资者拥有等同的信息, 不过拥有不同优先权。对于某项投资如何决定股票发行, 以及股票发行如何影响后续的公司股价, 管理者与投资者之间在上述前景预期的一致程度将会影响到企业的融资决策。管理者既关注当前的市场反应, 更关注公司因融投资带来的长期价值变化, 而管理者与投资者在上述两个方面认知的一致程度将直接影响到管理者的融投资决策。当管理者与投资者在上述方面观点趋于一致时, 管理者会倾向于选择权益融资, 即使在股价被低估的情况下, 只要满足管理者与投资者认知一致的条件, 就会选择发行股票。

4. 现金需求观。

Harry DeAngelo, Linda DeAngelo, Rene M.Stulz (2010) 在基于生命周期假设对择时理论的研究中构建了一个简单的企业生命周期与融资之间的分析框架:年轻的企业拥有较高的M/B和较低的现金流水平, 倾向于通过发行股票来获得投资所需的资金;成熟企业则拥有较低的M/B, 并且倾向于通过内部资金来满足投资需要。他们检验了企业再融资的动机, 以此判断再融资是否受到市场择时和企业所处的生命周期的影响。他们在研究中将资本支出、利息和股利支出均纳入了考虑的范畴, 取代了传统的只考虑经营净现金流量。研究发现, 大部分进行再融资的企业并不是增长性的企业, 而且大部分拥有典型的市场择时特征的企业没有进行再融资, 如高账市比 (high market-to-book ratios) 、股票在近期表现为高收益、在将来的一段时间表现不佳等。他们认为, 市场择时和生命周期阶段理论都不能解释再融资的初始动机, 当前的现金需求是企业进行再融资的主要原因, 不过在考虑资产增长等因素后储备现金偏好并不能作为SEO的发行动因。Opler, Pinkowitz, Stulz和Williamson (1999) 的研究也表明, 资产增长较快和企业规模较大的企业本身就需要大量资金去运营。

国内也有研究从现金持有的角度对市场择时问题展开研究, 况学文和彭迪云 (2008) 从大股东控制背景出发, 实证研究了公司现金持有与市场择时之间的关系, 研究结果显示, 市场择时行为对上市公司的现金持有有着重要的影响, 而且这种影响是长期累积的。就控制权而言, 股权集中度越高, 市场择时行为对公司现金持有的影响越大。

5. 增长期权观。

Carlson, Fisher和Giammarino (2006) 认为, SEO前股价的高涨意味着企业背后蕴藏着可观的增长选择机会, 需要资本支持。他们认为这能部分地解释SEO后的超额回报长期低迷的问题。此外, 他们还发现, 如果SEO的企业没有获得融资, 那么大部分企业将会面临现金流断裂的风险, 认为企业进行SEO的根本原因还是满足近期的资金需求。

四、总结

经典财务理论总是在争论中逐渐完善, 重要性也在不断的质疑与挑战中日渐凸显出来, 市场择时资本结构理论的发展历程也是如此。关于市场择时理论在我国资本市场的适用性或存在性, 一些学者借鉴国外的经典研究从市场错误定价、收益趋势、资本成本以及市场行情等角度进行了理论探讨和实证研究, 但是前沿性与开放性的研究显得十分匮乏。本文试图通过介绍当前市场择时资本结构理论中的前沿性观点, 为国内同类研究提供参考。

参考文献

[1].Alti, A..How Persistent Is the Impact of Market Timingon Capital Structure?Journal of Finance, 2006;6

[2].Baker, M., Wurgler, J..Market Timing and CapitalStructure.Journal of Finance, 2002;5

市场择时能力 篇4

关键词：市场时机,资本结构,实证研究

0 引言

引入和借鉴Baker&Wurgler的“资本结构的市场时机理论”对我国上市公司的融资方式选择问题进行研究,有利于进一步拓展我国上市公司的资本结构研究视角,为我国上市公司在进行融资选择时所呈现的行为特点提供了更加全面、合理的解释,对进一步完善我国资本市场具有着重要意义。

1 资本结构的市场时机理论

Baker和Wurgler(2002)最早开始研究资本结构与市场时机之间的关系,他们试图研究公司在进行融资时的市场择时行为是如何影响资本结构?这种影响是短期还是长期的。

Baker和Wurgler通过构造(M/Befwa,t-1)来检验市场时机行为对公司资本结构变动的累积影响,该指标定义为:

其中:es代表股权融资;ds代表债务融资。当出现重大外部融资决定时其在估值中的权重就会变大。通过与其他变量的拟合优度相比较,历史加权平均市值账面比(M/Befwa,t-1)这一单变量的解释能力比其他的变量要强,与杠杆显著负相关。

1.1 样本选取

依据研究内容选取我国A股上市数据作为样本数据,鉴于中国1998年开始使用现金流量表,而且实证中需要上一年数据,所以选取时间段在1999年至2008年A股上市公司的数据。数据均采用年末(12月31日)数值。本文根据研究目的,在样本资料的搜集和整理过程中,严格遵循以下原则:(1)剔除金融类样本公司。这是因金融类上市公司自身特性与一般上市公司不同故将其剔除样本之外;(2)剔除研究区间内ST或PT的样本公司以及无法获取相关数据的样本公司,将其纳入研究影响研究结论;(3)为了避免异常值的影响,剔除了账面杠杆率大于1或小于0的样本公司,因为前者资不抵债,后者则是可能出现数据异常。

1.2 指标说明

因变量:D/A:定义为公司资本结构,即资产负债率

1.3 解释变量

(1)股票换手率(Turnover)作为市场时机的替代变量,股票换手率可以准确地反映股票的价格行为,且主要由投资者的非理性引起的,当股票换手率高时表示投资者高估了股票的市场价格,而股票换手率低时则表示投资者低估了股票换手率。(2)市值账面比(M/B)本文选择市值账面比作为成长机会的指标,公司成长机会越多,公司对资金的需求就越大,与公司的负债水平呈负相关关系。(3)盈利能力(profit):本文选用净资产收益率作为盈利能力的指标。根据权衡理论,获利能力越强的公司破产的概率越小,举债能力越强。(4)公司规模(size):对于我国的上市公司而言,公司规模越大,越容易得到政府扶持,银行也更倾向于贷款给规模较大的公司以降低贷款的风险。(5)资产实形性(tangibility)。(6)上一年的资产负债率(D/At-1)。

1.4 实证分析

模型构建如下:

结果见表1:

注:*、**、***分别表示在1%,5%,10%的显著性水平下显著。

model(1)、model(2)分别是市值杠杆变动和账面杠杆变动的回归结果。两个模型的R2都比较小,但是模型F检验的P值通过了1%的显著性检验,回归模型有效。从表中可以看出,无论是账面杠杆率还是市值杠杆率与股票换手率的回归系数均为负值,全部通过了1%的显著性检验,这说明股票换手率对资本结构变动具有显著的负向影响,且主要由股权融资决定的。即上市公司的股票换手率越高,公司进行更多的股权融资,从而财务杠杆率水平越低,上市公司股票换手率越低,公司会倾向于进行债务融资,从而杠杆率比较高。

参考文献

市场择时能力 篇5

随着我国证券市场不断的发展和完善, 我国证券市场投资基金 (以下简称“基金”) 的规模日趋扩大, 类型也不断增加, 对不同类型基金投资绩效评估的研究也越来越引起人们的关注。市场时机把握能力 (以下简称“择时能力”) 是指基金管理人预测不同类型证券市场的总体走势并将其应用于投资实践的能力, 是投资基金绩效评估中重要的环节之一。基金经理通过预测不同类型的证券市场的走势来调整基金资产在高风险资产、低风险资产以及无风险资产间的配置比例, 认达到获取超额收益的目的, 即体现了基金的择时能力。基金的择时能力可能会受到多方面因素的影响, 而本文将围绕其中的两个因素——市场时期和基金类型来对我国开放式基金的择时能力展开研究。

二、文献综述

Treynor和Mazuy (1966) 首次对基金的择时能力进行研究, 他们采用模型对57只开放式基金进行检验, 发现很少有基金表现出显著的择时能力。Merton (1981) 提出了一种评价基金择时能力的非参数检验模型。Henriksson和Merton (1981) 秉承了Merton (1981) 的思路, 通过在模型中引入虚拟变量的方法建立了双β模型 (即H-M模型) 。Henriksson (1984) 用H-M的参数模型和非参数检验方法, 对116只开放式基金进行了检验, 认为基金在整体上并不能够成功地把握市场时机。Fama和French (1993) 通过在模型中引入更多的因素对模型进行了改进, 建立了FF3模型, 来检验基金的择时能力。

在上述国外研究的基础上, 国内学术界对基金择时能力的研究也开始给予越来越多的关注, 汪光成 (2002) 用FF3模型对我国的33只基金在1998年7月到2001年6月间的表现进行了实证分析, 研究结果表明我国基金缺乏择时能力。吴世农、李培标 (2002) 用FM模型和H-M模型对我国10家封闭式基金在1999年5月到2000年12月间的表现进行了实证分析, 研究结果表明大部分基金具有显著的择时能力。肖奎喜、杨义群 (2005) 运用参数检验方法对我国42只股票型开放式基金进行了实证分析, 研究结果表明开放式基金在2003年不具备择时能力, 在2004年上半年却表现出一定的择时能力。

上述研究为本文的研究思路和方法提供了重要的理论基础, 也给我们带来了如下启发。其一, 由于股票资产对基金投资绩效贡献相对较大, 而在我国, 基金作为一种合法的集合投资方式起步较晚, 国内现有的研究涉及的时间段较短, 没有包括一个完整的市场波动在内, 其结论易受该时间段内股票市场单边行情的影响, 没有考察基金在不同的市场时期 (即牛市和熊市) 择时能力的区别。其二, 上述研究在考察基金的择时能力时, 都只将基金资产分为两类:风险资产和无风险资产, 而近年来我国的债券市场发展很快, 债券资产在我国基金资产中的配置比例也日益增加, 应在模型中予以反应。其三, 随着我国证券市场结构的不断完善, 其他类型的基金 (如偏债型基金、股债平衡型基金等) 作为基金行业的重要组成部分也越来越受到大家的重视, 而现有的研究大多针对于股票型基金, 缺乏对其他类型基金的研究。基于上述理由, 本文将在一个较为完整的市场波动下, 对不同类型的基金的择时能力进行全面的实证研究。

三、模型的设计

由于我们要比较不同类型的基金的择时能力, 而上述模型都是在绝对值水平上比较, 如果直接用上述模型, 比较结果会受到不同类型基金的基金契约中规定的资产配置比例的影响。为了消除这种影响, 我们应该选用相对值来比较, Ibbotson和Kaplan (2000) 提出的一种IK绩效分解框架:其中Rt表示基金在t时期的收益率, rit表示资产i在t时期的市场基准收益率, wi表示基金在第i种资产上的基准投资比例, rAt表示基金在t时期通过积极操作取得的超额收益, 它代表了基金的择时能力与择股能力的加总。这一模型采用的是相对值的比较方法, 而我们要研究的是基金的择时能力, 因此要对这一模型稍作修改:其中wit、表示基金在t时期在第i种资产上的实际投资比例, rt表示基金在t时期积极操作取得的超额收益率。我们用rt来衡量基金的择时能力, 得到rt大于零, 说明基金具有正的择时能力;rt值越大, 说明基金的择时能力越强。

四、研究样本和数据来源

为了能够更好地衡量基金的择时能力, 我们要选择一个较为完整的市场运行时期, 中国的A股市场在2005年7月达到底部, 在2007年10月达到顶部, 随后下跌, 在2008年11月达到另一个底部, 所以我们选取从2005年7月到2008年12月共14个季度作为检验期, 并分为两个阶段, 其中前9个季度为牛市 (在下文的市场时期分类中定义为bull) , 后5个季度为熊市 (在下文的市场时期分类中定义为bear) 。为了使研究结论更具有代表性, 本文对研究样本选取提出以下标准:第一, 成立时间在一年以上 (即成立于2004年6月30日之前) , 运行较为稳定;第二, 在股票、债券及现金上都有可观的投资比例 (即均值大于5%) 的开放式基金;第三, 剔除掉其中执行被动投资策略的基金 (如指数型、增强指数型等) 。

根据这些标准进行筛选, 我们的样本中就包括了57只基金, 其中偏股型35支, 股债平衡型14只, 偏债型8支。基金投资组合的资产类别包括四部分:股票, 债券, 现金以及其他资产, 每季度基金在各种资产类别上的配置比例由该季度初该类别的资产占基金资产净值的比例来确定, 基金在每种资产上的基准投资比例由这14个季度内基金在该资产类别上的加权平均配置比例来计算。各类资产的市场基准收益率确定如下:股票资产的市场基准收益率以中信证券公司编制的中信指数的季度收益率来计算, 债券资产的市场基准收益率以中信证券公司编制的中信国债指数的季度收益率来计算, 现金资产的市场基准收益率以该季度内一年期加权平均存款利率来计算, 其他资产的收益率为零。其中, 所有的基金资产配置数据来自wind资讯, 两种指数的季度收益率数据来自中信证券公司网站, 存款利率的数据来自中国人民银行网站。

五、实证结果与分析

我们将用上述数据代入rt的计算式, 得到这57只基金在14个季度的rt值, 为了了解不同类型的基金在不同时期的择时能力, 我们先对这些数据进行方差分析, 得到的结果如表1。

如表1所示, kind的Sig.值是0.000, 说明不同类型基金的择时是显著不同的, 而time的Sig.值为0.008, 说明市场时期对基金择时能力的影响也是显著的。在此基础上, 我们通过对kind做Post Hoc Test来研究是哪些类别的基金的择时能力存在差异, 得到的结果如表2。

通过观察Sig.值可以看出, 属于偏股型和股债平衡型的基金在择时能力上并没有显著的差异, 而偏债型基金的择时能力与这两类基金相差较大, 并要落后于这两类基金。下面我们来看不同的市场时期对基金的择时能力有何影响, 由于对市场时期的分类只有两种, 我们就可以通过均值直接进行比较, 结果如表3。

如表3所示, bull时期的均值为0.005, 而bear时期的均值为0.008, 说明从总体上看, 基金在市场行情向下时能更及时地调整资产配置比例。

根据上述研究结论, 偏股型和股债平衡型基金在择时能力方面并没有显著差异, 我们就应把它们合并来分析, 在此基础上, 我们用t-检验来进一步研究不同类型的基金在不同时期是否通过积极调整各类资产的配置比例获得了超额收益, 结果如表4。

如表4所示, 偏股型及股债平衡型基金在不同时期的Mean均大于零, 而Sig.值均为0.000, 这说明这两种基金在牛市和熊市均有显著的正向择时能力, 并在熊市中的择时能力稍强。偏债型基金在bull时期的Mean值虽然大于零, 但Sig.值为0.520, 说明在这一时期的择时能力在统计意义上并不显著, 而其在bear时期的Mean值小于零, 其Sig.值为0.001, 说明在这一时期有显著的负向择时能力。

六、结论与启示

本文通过实证研究了我国57只不同类型的开放式基金在不同市场时期的择时能力的优劣和差异, 得到如下结论。

第一, 从基金类型的角度看, 偏股型基金及股债平衡型的开放式基金具有正向的择时能力, 而偏债型基金却有负向的择时能力。究其缘由, 不外乎两点, 一是与前两种基金通过积极操作追求收益最大化不同, 偏债型的基金要求保持投资组合的低风险和充分的流动性, 这使得其在调整各类资产的投资比例时不能简单的以追求收益最大化为主要目标, 这就给基金把握市场行情造成了一定的约束。二是在我国, 与偏股型基金相比, 偏债型的基金成立时日尚短, 并没有太多的投资经验可以参考, 其投资理念和行为尚未成熟, 这也是造成其具有较差的择时能力的重要原因之一。

第二, 从市场时机角度看, 基金在“熊市”中的择时能力要更强, 即有一定的“止损”能力, 并伴随着相对的“踏空”现象, 说明基金从总体上具有风险规避特征。基金作为一种集合理财的方式, 其投资行为应充分考虑到基金持有人的偏好与约束, 而对风险的规避正是共同基金持有人对基金管理人的要求之一, 这也是我国的开放式基金运作日趋成熟的标志之一。

第三, 从总体上看, 开放式基金能通过把握市场时机来获得超额收益, 这对有效市场理论提出了挑战, 说明中国的资本市场离有效市场还有一段距离, 这对市场的各个参与主体提出了更高的要求, 需进一步的规范和完善我国证券市场体系。

摘要：本文运用IK绩效分解模型从市场时期和基金类型的角度对我国开放式基金的择时能力进行了研究。实证结果发现, 偏股型及股债平衡型基金在熊市及牛市都具有较好的择时能力, 并且熊市的择时能力要稍强;而偏债型基金在牛市不具有显著的择时能力, 在熊市中则具有负向的择时能力。

关键词：开放式基金,择时能力,基金类型,市场时期

参考文献

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市场择时能力 篇6

自Brinson等 (1986) 提出首个业绩归属模型以来, 基金总收益被分解成政策收益 (基准收益) 、择时收益与选股收益等, 它们分别是投资政策 (战略资产配置) 、择时操作和选股操作对基金总收益的贡献, 几乎所有关于业绩归属模型的文献均关注投资政策对基金总收益贡献的重要程度, 对于其他方面则关注较少。实际上, 这种分解可以更加直观、全面地反映“择时”和“选股”这两种积极管理行为分别对基金收益和风险的影响, 从而更加全面地评价基金的择时选股能力。本文旨在建立一种基于业绩归属模型的基金择时选股能力的评价体系, 以期运用它来评价我国基金的择时选股能力。

一、业绩归属模型

一个典型的投资组合管理过程可以分解成几个关键的决策层次。首先, 设定投资的收益率目标及可容忍的风险水平;然后, 决定不同市场区隔 (资产类别、地区、子市场等) 的长期投资比例, 即战略资产配置;接着, 根据短期内不同区隔的预期表现, 对各个区隔的投资比例进行动态调整, 即市场时机选择;最后, 通过证券分析、股票选择及组合优化等步骤确认和选择估值最具吸引力的单个证券或证券类别。在此过程中, 可得到两个虚拟的投资组合即战略权重组合和动态调整组合。在此基础上, 我们就可以确定基金的择时收益和选股收益。本文将战略权重组合的收益率称为基准收益率。从而, 可以建立业绩归属模型如下:

二、数据选择

本文将利用2003年第四季度至2006年第三季度, 同时投资于股票市场与债券市场的53只封闭式基金和36只开放式基金的数据进行分析。这些数据包括季度收益率、各资产类别权重等, 数据通过金融界、中国基金网等网站获得。

我国基金的资产一般分为股票、债券、银行存款及清算备付金 (现金) 、其他。由于其他类资产没有一个可以比较的收益标准, 同时由于其占基金资产的比重非常小, 因此本文将其剔除, 并进行同比率调整使股票、债券及现金资产占基金总资产的比例之和为1。资产类别及其基准见表1:

注:*表示按照流通市值进行加权;**表示银行存款及清算备付金。

三、基金择时选股能力评价

本文首先考察择时选股操作对基金收益、风险以及风险调整绩效的影响, 然后在此基础上评价基金的择时选股能力。

1. 择时选股操作对基金收益的影响。

我们首先利用业绩归属模型将基金每季度的总收益分解成基准收益、择时收益和选股收益, 然后统计每只基金各种收益的算术平均值, 结果见表2。

从89只基金的相关数据来看, 在样本期间, 每个季度择时操作和选股操作分别给基金平均增加了0.13%和3.22%的收益;在89只基金中, 只有20只基金的择时收益小于0, 而基金的选股收益均大于0。

2. 择时选股操作对基金风险的影响。

我们分别采用收益的标准差和β值对风险进行度量, 对战略权重组合、动态调整组合及实际组合的风险变化进行考察, 结果见表3:

从样本数据来看, 不论是标准差和β值的中位数还是它们的平均值, 动态调整组合均大于战略权重组合, 说明择时操作增大了基金的风险;而实际组合又大于动态调整组合, 说明选股操作也增大了基金的风险。从具体的基金来看, 在89只基金中, 有18只基金的动态调整组合的标准差小于战略权重组合的标准差, 而有20只基金的动态调整组合的β值小于战略权重组合的β值。动态调整组合的标准差或β值小于战略权重组合的标准差或β值的基金数目分别为11只与23只, 而实际组合的标准差或β值小于战略权重组合的标准差或β值的基金数目分别为10只与17只。由此可知, 在我国基金中, 只有一部分择时选股操作降低了基金的风险, 而绝大部分积极管理操作都增大了基金的风险。

3. 择时选股操作对基金风险调整绩效的影响。

我们分别采用夏普指数和詹森指数对基金的风险调整绩效进行度量, 对战略权重组合、动态调整组合和实际组合的这个指数的变化进行考察, 结果见表4:

从样本数据来看, 不管是夏普指数的中位数与平均值还是詹森指数的中位数与平均值, 战略权重组合、动态调整组合及实际组合依次递增。从具体基金来看, 共有22只基金的动态调整组合的夏普指数和詹森指数小于战略权重组合的夏普指数和詹森指数, 所有基金的实际组合的这两个指数均大于动态调整组合和战略权重组合的这两个指数。

4. 基金的择时选股能力评价。

由前面的分析可知, 择时选股操作增加了基金的收益, 增大了基金的风险, 改善了基金的风险调整绩效。如果仅仅只利用择时收益和选股收益的均值或者各组合风险调整绩效的改善程度作为择时选股能力的评价指标, 则由于收益率变化的不确定性, 会导致评价结果与样本时期选择极度相关从而降低评价结果的可信度。在本文中, 采取类似于信息比率的进行判断, 其中:为收益平均值;σ为标准差。从而, 使得不同基金也具备可比性。在收益且各期收益相互独立的假设下, n期平均收益, 其中:均可由样本均值和方差代替。

在n=12以及5%的显著性水平下, 若有, 则通过显著性检验, 结果见表5:

由表5可知, 在89只基金中, 分别有12、66及69只基金具有显著的择时能力、选股能力和积极管理能力, 而且有1只基金的择时能力显著为负, 即完全不具备择时能力。这说明我国只有极少数基金具有择时能力, 而绝大部分基金均具备选股能力和积极管理能力。

与基于资本资产定价模型的基金择时选股能力的评价模型相比, 基于业绩归属模型的基金择时选股能力的评价体系能够全方位地分析择时操作和选股操作对基金业绩的影响, 这种影响能够直接通过收益率的变化来体现, 从而更加直观、更便于理解。

我国基金的择时操作和选股操作不仅提高了基金自身的收益率, 而且改善了基金的风险调整绩效, 并且绝大部分的基金均具备选股能力, 只有极少数的基金才表现出了显著的择时能力。

参考文献

[1].Treynor Jack, Mazuy K.Can Mutual Funds Outguess the Market-Harvard Business Review, 1966

[2].Henriksson, Roy D, Merton, RobertC.OnMarketTiming and Investment Performance.Ⅱ:Stastistical Proceduresfor Evaluat-ing Forecasting Skills’.Journal of Business, 1981

[3].Chang, E.C., Weller G.L.Market Timing and Mutual Fund Performance.Journal of Business, 1984

市场择时能力 篇7

一、开放式证券投资基金选股择时能力概述

证券投资基金的选股能力是指在证券市场中,基金经理对被主流过高或过低估值的股票的辨别能力,换一个角度说,证券投资基金的选股能力其实就是基金经理人发现那些被估价值偏离其本身价值的股票的能力。这样做的目的是为证券投资基金创造超过市场平均水平的风险溢酬。而证券投资基金的择时能力则是指基金经理人对市场平均收益率正确估计的能力,这种能力在当今风云莫测的证券市场具有很大的实际意义,当一个基金经理人能够把握证券市场未来的大致走向的时候,再结合一些调整手段和措施,将大大降低投资的风险并提高胜率。因此,可以说证券投资基金能否取得最终的胜利,在很大程度上要依赖于证券投资基金的选股与择时能力。从当前基金业发展看,选股对基金绩效的贡献度远高于择时贡献度(据分析择时贡献度往往为负),“放弃择时,选股制胜”成了投资策略主宰思维。“股票比例保持在65%~70%不变”现象是非常普遍的,中国人历来奉行的“中庸之道”成为主流,而广发稳健成长秉承了这一策略,并通过成功的个股选择取得了良好的收益。

二、T-M二次项模型和H-M二次项模型

(1)T-M二次项模型。T-M模型是在单指数资产定价模型中加入一个二次项,其目的是基金经理人的选股与择时能力进行评价时为其提供具体的数据。其公式为:

Ri-Rf=αi+β1(Rm-Rf)+β2(Rm-Rf)2+εi

公式中,Ri、Rm和Rf分别是基金收益、市场收益和无风险收益。αi为是股能力指标,当αi>0时,表明基金经理具备选股能力。β2为择时能力指标,当β2>0时,表明基金经理具有择时能力。

(2)H-M二项式模型。该模型将基金的择时能力定义为基金经理预测市场收益与无风险收益之间差异大小的能力。其具体做法是在单指数资产定价模型中加入虚拟项,从而得到二项式模型如下:

Ri-Rf=αi+β1(Rm-Rf)+β2(Rm-Rf)*D+εi

其中,Ri、Rm和Rf分别为基金收益、市场收益和无风险收益。D是一个虚拟变量,Rm-Rf>0时,D取1;否则,D取0。

当市场为多头走势时,即Rm-Rf>0,模型变为:

Ri-Rf=αi+β1(Rm-Rf)+β2(Rm-Rf)+εi

当市场为空头走势时,模型变为:

Ri-Rf=αi+β1(Rm-Rf)+εi

当β2>0时,该基金经理能够预测到市场收益与无风险收益间的差异,具有把握市场时机的能力。

三、关于我国开放式证券投资基金选股与择时能力的研究

本文的研究对象局限于开放式基金,原因是,无论是从世界的范围来看还是从国内的视角来看,无论从基金品种数量来看还是从基金规模来看,开放式基金都是未来发展的主流。基于研究的目的,以股票型基金为主。以前的研究由于受到样本数量的限制很少对开放式基金的不同投资类型进行业绩评价,本文以2004年1月1日以前成立的偏股型开放式基金为研究对象,共29只符合条件的样本基金。同种类型的基金业绩比较的结果更具有说服力,其评价结果也更可靠。同时考察的时间段越长,评价基金绩效的研究越有说服力。但我国基金市场目前还处于起步阶段,可供考察的期间还很短,延长考察的时间,又会使可供考察的样本量较少,因此本文确定的样本基金评价期间为2006年1月4日至2007年9月28日。期间股市虽有升降,但是长期趋势为上升走势,主要反映了在股市高涨时期的业绩。

沪深300指数是反映沪深两个市场整体走势的“晴雨表”。指数样本选自沪深两个证券市场,覆盖了大部分流通市值。成份股为市场中市场代表性好,流动性高,交易活跃的主流投资股票,能够反映市场主流投资的收益情况。据《证券投资基金管理暂行办法》的规定,证券投资基金投资于股票的比例不得高于基金资产总值的80%,投资于国债的比例不得低于基金资产净值的20%。,尽管我国目前已经取消了该比例限制,但是大部分基金仍然维持一定比例的资产投资于债券,因此,仍需考虑国债投资因素构建复合指数。上海证交所和深圳证交所均有国债交易,中信标普国债指数能够反应两个市场国债情况。因此本文所采用的市场收益率由沪深300指数和中信标普国债指数按照8:2的比例复合而成。市场收益率的计算公式如下:

市场收益=沪深300指数收益率×80%+中信标普国债指数收益率×20%

国外通常采用短期国债收益率作为无风险收益率。目前我国虽然已经建立起了相对完整的债券市场,但是由于国债市场处于分割状态,交易所市场和银行间市场缺乏有效的连通,导致不同市场上形成的利率存在背离。另外我国债券市场不发达,品种不多,从而国债收益率不适合作为我国证券市场的无风险利率。因此本文未采用国外通行的国债收益率作为无风险收益率,而采用同期一年期银行定期储蓄存款利率。考虑到2006年1月4日至2007年9月28日,我国一年期银行定期储蓄存款利率调整六次。在计算年利率时,按照实证研究的各自包含的区间进行加权平均计算,然后按91周折算成周收益率,计算利息时,也扣除了20%的利息税。最后得出的经调整的周收益率为0.040%。

(1)T-M模型实证分析。T-M模型其中αi、β2分别表示选股能力指标、择时能力指标,t为统计上的显著性检验指标。R2反映回归直线的拟合情况。从选股能力看,29只开放式基金中,27只具有选股能力,能够发现市场定价不合理的股票。只有金鹰优选、万家180具有负的选股能力。宝康消费品基金、合丰成长基金、大成价值增长、嘉实理财成长四只基金通过了显著性水平为5%的统计检验,说明这四只基金具有明显的选股能力。合丰稳定基金、蓝筹成长的t值接近5%显著性水平下的t值,从统计角度不宜发表结论。其它23只基金尽管具有正向的选股能力,但是并不显著。从择时角度分析,有14只基金具有正的市场时机选择能力,15只基金具有负的市场时机选择能力,β2的值都在0值附近徘徊,说明基金没有市场时机的把握能力。蓝筹成长、大成价值增长基金通过了5%显著性水平下的t检验,但是t值为负,说明该基金具有明显的负向择时能力。其它基金的择时能力指标有正有负,均没有通过显著性检验。说明我国大部分基金不能把握未来市场的整体走向,通过资产之间的不断转换来获取超额收益。从回归直线的拟合优度指标R2来看,所有R2的值都超过了0.6,平均值为0.7068,拟合情况较好。

(2)H-M模型实证分析。与T-M模型的表中一样,H-M模型其中αi、β2分别表示选股能力指标、择时能力指标,t为统计上的显著性检验指标。R2反映回归直线的拟合情况。从选股能力看,29只开放式基金中,21只具有正向选股能力,能够发现市场定价不合理的股票。有8只基金具有负的选股能力。只有大成价值增长基金通过了显著性水平为5%的统计检验,说明该基金具有明显的选股能力。其它基金都没有通过5%显著性水平下的统计检验。说明我国开放式基金并没有明显的选股能力。从择时角度分析,有24只基金具有正的市场时机选择能力,5只基金具有负的市场时机选择能力。大成价值增长t值为-2.648,β值为-0.427,通过了5%显著性水平下的t检验,说明该基金具有显著的负向择时能力。万家180基金值为2.039,β2值为0.148,也通过了显著性检验,表明该基金具有明显的正向择时能力。其它基金没有通过显著性检验,说明我国开放式基金没有明显的择时能力。就R2而言,全体基金的R2的平均值超过了0.7,说明回归直线的拟合情况较好。

从与T-M模型实证结果比较看,两种模型的结果有一定的差别,运用T-M模型计算的选股能力指标要好于H-M模型,择时能力指标不如H-M模型,但是各基金的选股、择时能力指标的排名基本相同。这种差异也表明了,我们在对基金业绩进行评价时,要运用不同的方法相互印证,以取得更客观的结果。

通过T-M模型和H-M模型可知:我国的开放式证券投资基金的选股能力一般,择时能力较差的结论。相应的,在股票市场的牛市中,由于选股的正确,可以为投资者带来额外的收益,但是在熊市的条件下,由于市场的普跌且不具备较强的择时能力,基金业绩的下滑也就成了必然的结果。

参考文献

[1]翁佳鸣:《选股还是择时──二季度基金投资策略个案比较》,《中国证券》2005年第8期。

[2]Treynor.Jack and K.Mazuy,Can mutual funds outguess the market,Harvard Business Review,1966.