第三章 實證結果與分析
第三節 實證結果呈現
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表3-1 中就聯合檢定之 F-statistic 及檢定 F 值的 p-value 為 0<0.05 顯著水準，
故此複迴歸分析模型傾向拒絕「模型不顯著」之虛無假設，顯示此模型解釋變數之 解釋能力高。
Durbin-Watson stat 係用以檢定殘差項是否有落後一期的自我相關。據表 3-1 中之變數項(k)及樣本數(n)查表而得，若 1.78<DW<2.22，則殘差項無序列相關。此 分析模型所呈現之DW stat 為 1.84，故檢定殘差項已無序列相關存在。
且所呈現之12 個解釋變數中有 8 個變數 p-value 在 5%顯著水準之下，拒絕虛 無假設。台銀一年期定存利率月變動量、台灣加權指數月底收盤變動量、外資月買/
賣超金額、整體台股基金平均月報酬率相對大盤月報酬率、整體台股基金Sharpe ratio 相對大盤 Sharpe ratio、台股基金月變動檔數、全權委託業務及 1997 亞洲金 融風暴對台股基金單位數變動量具顯著解釋能力。僅外銷訂單月變動量、ETF 單位 數月變動量、境外基金業務及2007 全球次貸危機對台股基金單位數變動量之解釋 力不顯著。
第三節 實證結果呈現
一、 複迴歸分析模型結果呈現 - 樣本內預測
從表3-1 之數據分析結果，已充分顯現出此模型解釋變數之解釋能力高。但由 圖3-1 同時揭示出台股基金單位數月變動量實際值、預測值及殘差項之趨勢圖中，
更可清楚看出，藉由此分析模型所得之樣本內預測值。就方向性而言，與實際值趨 勢呈現亦步亦趨之機率極高，在在皆驗證此複迴歸模型確實具極高預測被解釋變數-台股基金單位數月變動量之解釋能力。
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圖3-1 台股基金單位數月變動量實際值、預測值及殘差值趨勢
-2000000 -1000000 0 1000000 2000000
-2000000 -1000000 0
1000000 2000000 3000000 4000000
99 00 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10
Residual Actual Fitted
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(p-value <0.05)
外銷訂單月變動量(3
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(p-value <0.05)
整體台股基金
Sharpe Ratio 相對大 盤Sharpe Ratio(非 常態分配，故以雙尾
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三、 複迴歸模型分析結果呈現—解釋變數分析結果說明
(一) 外銷訂單月變動量
將月外銷訂單量進行一階差分後， 取其 3 個月移動平均將數列進行平滑後，
仍以落後兩期之數列與基金單位數之一階差分數列所呈現之 p-value 最小，為 0.0510，但仍然＞0.05，無法拒絕虛無假設。代表外銷訂單狀況的良窳，雖同向影 雖投資者投資基金的動向，但影響卻不顯著。
(二) 台銀一年期定存利率月變動量
如第二章第一節變數定義中所陳述，市場資金寬鬆，利率水準低，進行投資之 資金成本相對低，投資意願因而相對提高。故利率高低通常係與投資人投資意願高 低成反向之假設再獲證實。而之所以落後三期之數列解釋性較顯著，應是受投資市 場慣用的潛規則-「連續三期同向變動才代表趨勢確立」所影響。
(三) 台灣加權指數月底收盤變動量
基金投資者未若直接投資個股之投資者積極，故對股市動向之反應敏感度多較 遲延，常須待市場方向較確認時，才易有所動作。因此台灣加權指數之表現，正向 牽引著基金投資者之投資意願，但或有些許時間落差。然而由分析結果發現，此時 間落差未及一個月，故在月資料數列之呈現係為同期影響。推測因股市除假日外係 每日交易，故已將盤勢逐日累積反應在投資者投資基金之意願上。不像部份月公告 頻率之資訊、或數據的影響性會存在期數落差。
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(四) 外資月買/賣超金額
外資月買/賣超金額出現與台股基金單位數月變動量呈顯著負向影響，係整個模 型分析結果中最出人意表者。然若檢視二數列之相對趨勢(圖 3-2 )及二變數間之相 關係數（correlation coefficient）為-0.1864，對該結果之呈現或可較平常看待。由 於外資投資台股基金之比重不高，故出現二變數之資金來源相同而產生資金排擠之 可能性並不高。
前提劉憶如(2004)在其「外資在台灣證券市場角色之研究」計劃中提及，其研 究結果顯示外資動向對本國投資人存在著「示範效果」（demonstration effect）。依 此推測，國內投資者在觀察到外資於股市連續買超的同時，密集地被暗示對台股須 抱持樂觀預期，因此部份較積極之基金投資者（指本身有在進行股票投資之基金投 資者）或會進行贖回台股基金，自行投資個股，以追求較高之報酬率期望值。上述 說法係筆者在有限的研究時間內所能合理解釋此影響方向之實務推演，至於更進一 步的實證分析則留待後續有興趣深入此研究主題者接力探討。
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此對風險反應的落後現象，推想在基金投資上應會較直接在股市投資個股來得嚴 重。因基金投資組合標榜分散風險，或亦因此分散了基金投資者對風險的關注。
(七) 台股基金月變動檔數
本模型以新基金熱鬧募集，致檔數增加，及基金市況不佳，促使基金被迫清算、
合併，致檔數減少所形成的台股基金月變動檔數，取代投信密集市場行銷活動對投 資者動向之影響。由分析模型中顯示，此變數具極顯著之解釋力，亦即多家投信同 時募集台股基金所造就的行銷熱潮，的確會帶動基金投資者申購意願的上升。
(八) ETF 單位數月變動量
模型分析顯示，該項解釋變數之 p-value 高達0.8830，表示 ETF 的問市對台股 基金業務的影響並不顯著。一如ETF 上市之初，市場即普遍定位其為被動管理產 品，因而不致衝擊台股基金，但其間隨著ETF 規模日趨壯大，市場對其可能為台股 基金帶來的衝擊，一直無法釋懷。然而現在若從客觀的分析結果得知，其對台股基 金業務的影響確實不顯著。
(九) 境外基金業務
此解釋變數之 p-value 為0.1411，影響並不顯著，表示境外基金的引進及基金 總代理制的實施，並未具體排擠到投資台股基金之資金。若嘗試去解釋此現象，台 股基金投資者並未因境外基金所提供之投資管道增加，而據以判斷其投資台股基金 與否；或因境外基金多屬外幣計價，而引發投資者將原屬非台幣資金轉投境外基金，
藉以進行幣別及投資區域之分散。
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(十) 全權委託業務
由第二章第二節變數定義中得知，來自政府機關所屬基金佔全委業務總契約金 額的63.7%。依實務經驗，此部份資金中不乏有自台股基金移出、而轉作全權委託 者。經此分析模型實證結果，此變數之 p-value 在5%顯著水準之下，拒絕 H0的假 設，即全權委託業務的拓展的確對台股基金業務有顯著的資金排擠作用，模型實證 結果與實務經驗不謀而合。
(十一) 1997 亞洲金融風暴及 2007 全球次貸危機
在此模型所分析之期間歷經了兩次金融風暴。而就分析結果顯示，1997 亞洲金 融風暴對台股基金業務的影響，負面且顯著。而2007 全球次貸危機的影響方向，
如一般所認知的負面，然其影響卻不顯著。究其原因，可能係亞洲金融風暴係禍起 蕭牆，亞洲既處風暴核心，台灣自難倖免。雖因相對豐沛的外匯存底為後盾，而將 衝擊延緩至1998 年才浮現，但金融市場所顯露出嚴重的流動性危機，係讓投資者 對所有投資望之卻步的主因。至於，讓人印象猶新之次貸危機，雖蔓延全球，然亞 洲並非處風暴核心，故對台股基金業務之衝擊並不顯著。
綜上所述，多數解釋變數之預期及實證係數方向顯著一致、或反向但不顯著。
外資月買/賣超金額係唯一預期與實證係數方向相反且顯著者，亦最出乎意料。據劉 憶如(2004)在其「外資在台灣證券市場角色之研究」計劃中提及，其研究結果顯示 外資動向對本國投資人存在著「示範效果」（demonstration effect）。依此初步推測，
國內投資者在觀察到外資在股市連續買超的同時，密集地被暗示對台股須抱持樂觀 預期，因此推測部份較積極之基金投資者（指本身有在進行股票投資之基金投資者）
或會進行贖回台股基金，自行投資個股，以追求較高之報酬率期望值。此應是實證 結果中，外資月買/賣超金額與台股基金單位數月變動量成顯著反向之主因。