根據以往的文獻，機構投資人從眾的現象往往伴隨著回饋交易(feedback trade)與價格動能(momentum)， Grinblatt, Titman, Wermers (1995)於美國股票市場 的實證結果就顯示，有77%的機構投資人是屬於動能交易者，他們會買進過去表 現效好的股票，但沒有賣出過去表現效差的股票。而Lakonishok, Shleifer and Vishny (1992)也發現機構投資人確是存在正向回饋交易，因此基於過去的文獻，
本研究認為機構投資人從眾的來源可能為前一期的MFD及股票前一期之報酬，
因為基金經理人很可能會參考上一期其他基金的持股以及上一期股票的報酬來 做為當期的操作決策。下式在檢驗MFD是否受到前期MFD與前一期股票報酬之 影響：
其中， 為股票 i 於 t 期之標準化 MFD； 為股票 i 於 t-1 期之標準化 MFD；
則為股票 i 於 t-1 期之報酬。
第(6)式的結果列於表 5 之模型 1，結果顯示前一期之 MFD 與當期 MFD 為 顯著為負的關係，這個情形無論在至少 5 檔基金持有或 10、15、20 及 25，其結 果都相同，他們的係數分別為-0.287、-0.2973、-0.3313、-0.3577 及-0.4137，並 且都有 1%的顯著水準。而前一期報酬的係數則分別為，-0.0314、-0.0283、-0.0274、
-0.0350、-0.0409 及-0.0982，當中除了至少 15 檔基金持有的群組，其餘皆有 10%
以上的顯著水準。以上的結果表示，中國股市的機構投資人存在顯著的負向回饋 交易，並且沒有動能交易(momentum)的行為，反而傾向於買入前一期報酬較低 的股票。
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接下來本研究進一步檢驗前一期報酬對 MFD 之非對稱性效果，下式為其方 程式：
其中當 t-1 期之股票原始報酬為負時，Dum = 1，其它情況則為 0。加入 Dum 之 所以可以衡量 之非對稱性是因為，如果 為負時，其係數將為 ，
而若 為正時，其係數只有 ，這可以看出在兩種不同情況下， 對 MFD
的影響性為何。
其結果列於表 5 中的模型 2，而各組的係數分別為 0. 009、0 .0072、0 .0085、
0 .0113 及 0.0133，而無論於何種群組下， 之係數皆為 1%的顯著水 準，這代表當前一期報酬為負時，它對 MFD 的影響性會更大。
最後為了確保本研究實證結果的穩健性，本研究進一步加入三個控制變數，
根據以往的文獻指出，機構投資人會對具有某些特徵的公司有較高的偏好，例如：
機構投資人因為部位較大，一般較偏好市值較大與流動性較高的股票，並且為了 追求較好的績效，也會偏好買進股價淨值比較高的成長型股票。因此本研究加入 了前一期市值、前一期週轉率與前一期之股價淨值比。其方程式如下：
其中 為 i 股票之市值； 為週轉率作為流動性之代理變數； 為 股價淨值比。
表 5 的模型 3 為第(8)式之結果，這個結果相當穩健，這與尚未加入控制變
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數前的模型 2 是一致的，並且無論在哪一個群組中， 之係數皆為 1%
的顯著水準，而控制變數的係數則與表 2 是一致的，並且係數皆為顯著的。這個 結果也讓本研究發現，中國股市的機構投資人會從眾地買進市值小、流動性高及 市值淨值比高的股票，這與 Hung et al.(2010)於台灣股市的發現不相同，台灣市 場的機構投資人則是從眾地買進市值小、流動性低及市值淨值比低的股票。
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