滬深300指數成分股調整效應研究 - 政大學術集成

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(1)國立政治大學商學院金融學系碩士班碩士論文 Graduate Institute of Money and Banking National Cheng-chi University Master Thesis. 滬深 300 指數成分股調整效應研究政治. 大. The Price Effect Associated with Changes in the CSI 300 List 立. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. i Un. v. e n g c h i怡研究生：沈. 指導教授：陳威光博士林靖庭博士. 中華民國一零三年六月.

(2) 謝辭兩年赴台求學的日子就要接近尾聲，這兩年收穫太多，要感謝的也實在太多。. 首先感謝我敬愛的論文指導教授陳威光博士和林靖庭博士，感謝兩位教授從論文選題到最後定稿，都耐心地為我解惑，不僅提供了很多寶貴意見，還悉心引導我不斷思考，培養出自己的思考邏輯。更感激教授在生活上對我的關心，讓來台求學的我倍感溫暖。. 立. 政治大. 感謝撥空來參加我論文口試的教授們——政大國貿系郭維裕教授、中央大學. ‧ 國. 學. 財金系徐政義教授和文化大學財務金融系婁天威教授。感謝你們對我論文的認可. ‧. 和好評，讓我覺得自己幾個月以來的辛苦得到了最好的回報，更要感激你們對本. er. io. sit. y. Nat. 篇論文提出的寶貴意見，也讓我認識到還有很多值得再深入思考的地方。. 感謝威光和靖庭老師論文小組的同學們，一年以來相互幫助共同成長。現在. al. n. iv n C 回想貣來，每次的 meeting 其實都很輕鬆愉快，因為你們，寫論文的過程也變得 hengchi U. 不再那麼痛苦。感謝我的好朋友們，你們總是會把這件事掛在心上，時不時就來關心一下我的論文進度，順利的時候替我開心，遇到瓶頸的時候逗我開心，一路以來有你們的陪伴是我最大的財富。. 最後我要感謝我的家人，感謝會炒股的爸爸總是在關鍵時刻激發出我的靈感，感謝媽媽每次都耐心聽我抱怨。還要感謝奶奶和外公，總是向我爸媽詢問我的學習情況，為我操心。你們是我最堅強的後盾，讓我可以安心在外求學，做自己想做的，沒有後顧之憂。我希望我也一直可以讓你們放心並帶給你們快樂。.

(3) 摘要指數成分股調整效應是行為財務領域的一大研究課題。近年來隨著中國股市不斷發展，各類指數衍生品層出不窮，指數的編制和調整也就產生越來越大的影響。另一方面，中國股市仍屬於新興市場，指數成分股調整的效應相較國外發達市場也許存在其特殊之處。而面對這一重要課題，中國學界和業界的研究卻略顯不足。鑒於此，本文從短期和長期兩個角度來研究對中國股市影響最大的指數——滬深 300 指數的成分股調整效應。. 政治大在滬深 300 指數成分股調整的短期效應方面，本文從股價和成交量兩個方面立. ‧ 國. 學. 進行了研究。實證結果顯示，在股票剛被調入指數後，股價會產生正的異常報酬且成交量上升，而被調出指數的股票成交量會略微上升且產生負的異常報酬。但. ‧. n. er. io. al. sit. Nat. 本文認為這可能與中國股市機構投資人占比過少有關。. y. 是與國外的實證結果相比，滬深 300 指數成分股調整的短期效應並沒有非常明顯，. i Un. v. 在指數成分股調整對調入股和調出股的長期影響方面，本文首先研究了指數. Ch. engchi. 調整後的長期股價表現，發現調入股的股價累積報酬優於指數，但不如調入指數前自身的股價表現，調出股則與之相反。接著對股東人數、機構投資人數量和股價波動度進行比較分析。研究發現，指數調整之後，調入股的股東人數會顯著上升，調出股的股東會減少，但該因素對指數調整後股票的長期異常報酬沒有明顯影響；指數成分股調整後機構投資人數量和股價波動度也有明顯變化——調入股的機構投資人增加，波動度降低，調出股機構投資人減少，波動度上升——且這兩個因素對股價異常報酬的影響是顯著的。另外，公司規模大小也是影響股價異常報酬的一個顯著因素。.

(4) Abstract The effect of stock index composition changes is one of the important subjects in the field of behavioral finance. With the rapid development of Chinese equity market, stock index is playing an increasingly important part. Chinese equity market, on the other hand, is still at emerging stage, the stock index composition changes may have the different effect from that of the developed countries. However，the correlative study in China is far from enough. This paper investigates the CSI 300 which is the most influential stock index in China to find out the the effect of stock index composition changes in both short term and long term.. 政治大 In the short term, the study立 focuses on the price and volume. The empirical results. ‧ 國. 學. show that there is a positive abnormal returns and increasing trading volume of added firms, while a negative abnormal returns and slightly increasing trading volume of. ‧. deleted firms. However, compared with empirical results abroad, short-term effects associated with the change of the CSI 300 index list is not very obvious, which may. y. Nat. al. er. io. sit. be accounted for too little institutional investors in the Chinese stock market. In the long term, this paper firstly studies the long-term stock price performance of. n. iv n C the index adjustment. For additions,hcumulative returnUafter index adjustment is better engchi than that of the CSI 300 index, but is worse than the performance before the. adjustment, while the deletions performance is opposite. Secondly, number of shareholders, institutional investors and stock price volatility are analyzed. There is a significant increase in the number of shareholders of added firms and a decline for deleted firms, but this factor has little influence for abnormal stock price returns. Similarly, for additions, institutional investors increases and volatility reduces, deletions are opposite. Abnormal stock price returns are significantly affected by the number of institutional investors and volatility. In addition, the company size is also a significant factor affecting the abnormal returns..

(5) 目錄第一章. 緒論 ..........................................................................................1. 第一節. 研究背景 ............................................................................1. 第二節. 研究動機與目的 ................................................................3. 第二章. 理論綜述與文獻回顧 ..............................................................5. 第一節. 有效市場假說 ....................................................................5. 第二節. 指數成分股調整效應相關理論與文獻回顧 ....................9. 第三章. 政治大滬深 300立指數簡介 ..........................................................18. 滬深 300 指數介紹與樣本選取 ............................................18. 第一節. 樣本選取 ..........................................................................21. 第一節. ‧ 國. 學. 第二節. 第二節. 實證結果 ..........................................................................26. ‧. io. sit. y. 研究方法 ..........................................................................24. Nat. 指數成分股調整的長期影響 ................................................ 34 a v. 第一節. n. 第五章. 指數成分股調整的短期效應 ................................................24. er. 第四章. i l C n U hengchi 指數成分股調整對股價收益的長期影響 ......................34. 第二節. 指數成分股調整對股票其他因素的長期影響 ..............38. 第三節. 股價超額收益與各因素之間的關係 ..............................44. 第六章結論.............................................................................................47 參考文獻................................................................................................. 49.

(6) 第一章緒論第一節研究背景在證券市場中，股價指數編制是一個很重要的環節。在實務上，股價指數不僅可以為機構投資人提供良好的跟蹤目標，減少運作成本，同時還可以作為評價基金等機構投資人業績的標準，客觀且明瞭易懂。另一方面，股價指數更是指數投資類產品存在的基礎。為了可以更好地反映市場，在股價指數編制之後，還要對指數成分股進行跟蹤研究並定期調整。正是因為指數有定期調整的特性，大量. 政治大的指數衍生性產品就需要隨之調整投資組合，從而形成牽一髮而動全身的效應。立. ‧ 國. 學. 從國外指數產品發展歷程中可以看到，發達的指數衍生產品市場離不開一個. ‧. 完整、靈活、實用的指數體系。國際資本市場上比較有影響力的股價指數，如. sit. y. Nat. S&P500、道瓊工業指數、日經 225 等，都有與之相對應的數量眾多、規模巨大. n. al. er. io. 的衍生產品，包括指數基金、指數期貨與選擇權、ETF 等等，其中追蹤 S&P500 指數的衍生產品已超過 1 萬億美元。. Ch. engchi. i Un. v. 近年來中國大陸的證券市場迅速發展，特別是隨著投資基金、社保基金以及 QFII 等機構投資人的快速壯大，指數化投資在中國已經進入快速發展階段。2002 年 10 月首只開放型指數基金開始發行，2005 年上證 50 指數 ETF 破繭而出，2010 年 4 月滬深 300 指數期貨由中國金融期貨交易所推出。目前滬深 300 指數選擇權也進入到模擬交易的階段，相信在不就的將來就可以上市了。截至 2013 年 2 月底，以指數型基金產品為例，中國市場共有該類產品 239 個。其中，被動指數型基金 197 個，市場規模約為 2389.27 億元人民幣，占比 86.78%，遠高於主動指數 1.

(7) 型基金。而在被動指數型基金中，又以 ETF 規模最大，81 個指數型 ETF 的市場規模總計約有 1396.46 億元。. 但是中國股票市場屬於新興市場，又有其特殊之處。儘管近年機構投資人發展很快，但中國的股市仍是以散戶為主。以深圳股市為例，根據深圳證券交易所 2013 年發佈的《從近年資料看深市機構投資者結構和行為變化特徵》，從 2010-2012 年，散戶持有流通市值占比從 60.4%降至 42.8%，但散戶交易金額占比下降相對較緩，從 87.4%略降至 85.6%。總體來看，儘管機構持股占比逐年上. 政治大. 升，但中國股市未來一段時期散戶仍然將占較大比重，交易結構有待改善。並且. 立. 總體上散戶的交易頻率遠高於機構投資人。2009-2012 年散戶年資金週轉率分別. ‧ 國. 學. 為 8.99、7.21、6.35 和 6.9，機構投資人年資金週轉率分別為 3.83、1.61、1.41. ‧. 和 1.42。這使得中國股市的資金週轉率處於較高水準。另一方面，機構投資人多. sit. y. Nat. 元化程度和投資風格的差異性也有待提高。主要機構類型還集中在基金和一般機. n. al. er. io. 構，其 2012 年市值占機構投資者市值 90%以上。社保基金、保險機構和 QFII. i Un. v. （合格境外機構投資人）在深圳股市流通市值占比很低，2010-2012 分別為. Ch. engchi. 1.6%，1.9%和 1.3%。部分類型機構投資風格相近。. 綜上所述，一方面隨著中國的股票市場和指數衍生性產品迅速發展，指數成分股調整對市場的影響愈發不容忽視；另一方面中國的投資市場環境仍然不成熟，尤其股市的投資人結構有待提升完善，指數成分股調整的效應與國外發達市場相比可能存在其特殊之處。因此本文選取中國市場來研究指數成分股調整的相關影響。. 2.

(8) 第二節研究動機與目的所謂指數成分股調整效應（簡稱指數調整效應），一般而言是指當指數成分股調整時，調入或調出指數的股票常伴有價格或成交量異常的現象。因為指數調整一般根據公開的市場訊息，所以指數調整效應通常被認為是對有效市場假說的違背。隨著指數化投資的蓬勃發展與行為財務學理論的不斷開拓，指數調整效應是投資人與學者一直在探討的研究課題之一。. 從上個世紀 80 年代後期以來，美國學者對 S&P500 指數的調整效應進行了. 政治大廣泛而深入的研究，如 Harris and Gurel（1986）、Lynch and Mendenhall（1997）、立. ‧ 國. 學. Hedge and McDermott（2003）等。學術界解釋指數調整效應的理論主要有：價格壓力假說、不完美替代假說、流動性假說等。隨著研究的深入，近幾年關於這. ‧. 個問題的探討又出現一些新的解釋，例如 Chen, Noronha and Singal（2004）提出. y. Nat. n. al. er. io. sit. 的投資人意識假說等。. i Un. v. 中國學者和證券機構也對該現象進行研究。深圳證券交易所博士後工作站的. Ch. engchi. 邢精平（2005）研究了至 2004 年底上證 180 指數、深證 100 指數和深證成分指數數的調整效應。中證指數公司在 2013 年 11 月也發佈了《滬深 300 指數近年調樣效應分析》。類似的研究不勝枚舉，中國各大股票指數也幾乎都被涉及。但是中國文獻對該效應的研究存在很強的同質性。同質性表現在以下幾個方面：第一，研究指數成分股調整的短期現象遠多於長期影響；第二，因為研究多隻涉及短期，所以幾乎都用該現象來驗證價格壓力假說是否存在；第三，對長期影響的解釋缺少理論與資料支持。在較少幾篇研究指數成分股調整長期效應的中國文獻中，作者對長期效應的解釋幾乎都停留在猜測層面，比較欠缺解釋力度。 3.

(9) 鑒於中國的研究存在不足，本文在研究滬深 300 指數成分股調整的短期效應以外，還會探討其長期影響。其中對短期影響的研究與文獻相似，主要關注股價和成交量異常現象。在長期影響方面，本文會從指數成分股調整前後股東人數、機構投資人數量和股價收益波動度的改變來深入研究指數成分股調整對股票收益存在長期影響的原因。. 本文的主要內容如下:首先說明本研究的背景、研究動機與目的；其次將整理與指數成分股調整效應相關的理論與文獻；接著將簡要介紹滬深 300 指數與本. 政治大. 文選取的樣本；然後在短期效應研究中著重呈現股價和成交量異常的實證結果；. 立. 而在長期的部分著重探討滬深 300 指數的成分股調整效應對股價表現的長期影. ‧ 國. 學. 響及其原因；最後提出本研究之總結以利後續研究參考。. ‧. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 4. i Un. v.

(10) 第二章理論綜述與文獻回顧第一節有效市場假說有效市場假說（Efficient Markets Hypothesis）是金融學領域中一個非常重要的理論。Fama 在 1970 年對有效金融市場做出定義：在一個有效的金融市場中，證券價格總是充分反應了其所有可獲得資訊。如果有效市場假說成立，市場就是最有效的，普通投資人無法從市場中獲得超額報酬。該理論有三個不斷放寬的假設：一、投資人都是理性的並且可以合理評價證券的價格；二、某種程度上，一. 政治大些投資人不是理性的，他們的交易是隨機的，但是隨機交易可以相互抵消，從而立. ‧ 國. 學. 不影響證券價格；三、某種程度上，投資人不理性的交易行為也許是同向不能相互抵消，但是市場上有理性套利者存在，所以通過套利活動也可以消除不理性交. ‧. 易對證券價格產生的影響。在投資人理性的假設下，有效市場假說是競爭市場均. y. Nat. n. er. io. al. sit. 衡的一個最重要和基礎的理論。. i Un. v. 在有效市場假說理論提出的前十年，它獲得了眾多理論和實證的支持。這些. Ch. engchi. 論據主要從以下兩個方向來驗證：一、當有關證券價值的新資訊衝擊了市場，證券價格對資訊的反應應該快速且正確。其中，「快速」是指接受資訊慢的人，無法因此消息而獲利，「正確」是指價格總體上說應該調往準確的水準，既不會反應不足也不會反應過度。也就是說，消息既不會讓價格形成趨勢通道，也不會產生價格反轉。二、因為證券價格必頇等於其價值，如果沒有新資訊產生，價格不會發生變動。所以只要其交易量並不包含新的資訊，證券價格不會隨著其供給和需求變化。. 5.

(11) 證券價格會對價格資訊的反應快速且正確的假說也說明舊資訊對價值創造是沒有貢獻的。Fama 將舊資訊分為三類，隨之也提出了有效市場理論的三種形態。弱有效市場假說下，舊資訊是過去的價格，在弱有效市場下，根據過去的價格資訊是無法獲取超額報酬的，技術分析是無效的；半強有效市場假說下，舊資訊是已經被公眾知道的資訊，所以任何公共可獲得的資訊都不能讓投資人獲得超額報酬，事件分析法是無效的；強有效市場假說下，舊資訊還包括了內部資訊，內部人員會很快將內部資訊滲透出來反應在價格裡，所以內線交易也是無法獲得. 政治大有系統性的證據可以證明技術分析的獲利能力。Fama（1969）觀察了多家公司立超額報酬的。在實證方面，Fama（1965）發現股票價格大致是隨機遊走的，沒. ‧ 國. 學. 的資訊發佈，來研究新聞對股價的影響是否為立即的。他以收購公告作為事件研究，發現公告對股價的影響是立即的。Scholes（1972）研究股東大量拋售股票. ‧. 對股價是否有影響，發現剔除掉因為新資訊產生造成的成交量異常之後，股票價. y. Nat. al. er. io. sit. 格與供給需求關係不大。Scholes 由此提出替代假說，認為當有人大量拋售股票. n. 時，其他投資人會因為股價下跌而增持該股，並且減少與該股類似的股票的部位. Ch. engchi. i Un. v. 來將投資組合的風險維持在穩定水準，這些投資人之間的競爭就會導致本來受到拋售的股票價格上漲，它的替代品價格下跌，以此反復直到兩者再次回到應有的價格水準，但是這過程是非常迅速的。替代假說也成為套利理論的理論基礎之一。. 從 1980 年代開始，有效市場假說卻遭到了來自理論和實證的挑戰，金融市場在現實中被證明並非是完全有效率的。理論上的挑戰大多針對的是有效市場理論的三個假設。對於理性投資人假設，Black（1986）認為很多投資人都是基於噪音而非資訊在交易，他們不會選擇被動策略。有以下三點證據可以試圖解釋投資人的實際交易行為：一、對風險的態度。投資人對待獲利和損失的態度不同， 6.

(12) 例如處置效果就是指投資人不願賣掉虧損的股票，而在股票獲利時很快就獲利了結的現象。二、投資人在對不確定性的結果做預測的時候，總體上並不遵從貝葉斯法則（Kahneman and Tversky ,1973），例如人們在做預測的時候經常基於過去的價格走勢。三、投資人在做決策的時候是片面的。Benartzi and Thaler（1995）發現當投資人只注意到股票長期回報大於債券時，傾向多買股票，而當投資人只注意到短期股票波動大於債券時，傾向於多買債券。. 有效市場理論第二個假設認為非理性人的交易行為可以相互抵消，這也受到. 政治大. 有力的挑戰。後來的學者認為投資人都可能受到同樣的流言影響或者模仿其他投. 立. 資人進行交易，這樣市場就會產生系統性的偏差。Lakonishok（1992）提出不僅. ‧ 國. 學. 個人投資人的交易行為會不理性，專業基金經理人非理性交易現象也大量存在。. ‧. 例如基金經理人偏好那些與指數表現相近的投資組合來確保他們的基金不輸大. sit. y. Nat. 盤，基金經理人也偏向購買其他基金經理人買的股票來減少輸給對手的風險. er. io. （Scharfstein and Stein 1990）。. al. n. iv n C 有效市場假說理論的第三個假設認為套利可以消除非理性投資的系統性影 hengchi U 響，但是反對學者認為在現實中套利是有風險從而是有限制的。首先在很多情況下證券並沒有非常明顯的替代品；其次就算有替代證券，替代性也不完美，這樣就造成了套利的非對稱性風險；最後即使有完美替代品的存在，套利者還是會面臨風險，就是價格出現異常的證券並不會馬上恢復合理價格，反而股價可能會繼續向錯誤方向運動。. 有效市場假說也面臨來自實證檢驗的挑戰。Shiller（1981）探究了股票在股利發生變化之後，股價是否會比理論上波動更大，實證發現股價波動大於未來股 7.

(13) 利貼現的波動。De Bobdt and Thaler（1985）發現股票價格在長期存在過度反應的現象。他們把之前三年表現最好和最差的股票分別分為兩組，發現之前股價表現差的組別之後從長期來看會反彈，而之前股價表現搶眼的之後股價在長期來看會走低。Jegadeesh and Titman（1993）從短期角度做了類似的研究得出不同的結論，發現之後 6-12 個月的股價走勢是與之前股價走勢一致的。但是不管股價在長期會反轉還是短期會持續，這些研究結果都顯示，未來股價是可以通過以前的價格資訊預測的，從而違背了弱有效市場假說。. 政治大. Siegel（1998）實證發現股票從長期看存在以下兩個現象：一、小型股股價. 立. 表現優於大型股；二、存在「一月效應」，即小型股股價優異的表現大多集中在. ‧ 國. 學. 一月份；三、有學者發現 P/B 值（股價淨值比）高的股票的回報低於 P/B 值低的. ‧. 股票，特別是高 P/B 值股票風險較大，在市場極度走弱或衰退的時候，表現尤其. sit. y. Nat. 差。這些現象的存在都表明，投資人可以通過公開的資訊（例如股票市值、股價. er. io. 淨值比等）來獲取超額報酬，從而半強有效市場假說也是不成立的。. al. n. iv n C 有效市場假說認為股價變動是因為有新資訊的產生，而不帶有資訊的雜訊不 hengchi U 應該對股價產生影響，後來許多實證結果也不支持這個觀點。1987 年 10 月 19 日美國道瓊指數在沒有特別重大消息發佈的時候大崩盤。Cutler（1991）研究了第二次世界大戰以來 50 個表現最強勁的交易日，發現很多天都沒有發佈特別重大的資訊公告。Roll（1984）研究橙汁的期貨價格，發現天氣的變動只能解釋價格變動的很小部分。Roll（1988）用總體經濟影響、同業其他股票的同期回報和公司新資訊的公開這三個因素和股價波動來跑迴歸，實證發現這三個因素對股價月波動的解釋能力只有 0.35。 8.

(14) 為什麼有效市場假說從 1980 年代貣受到很強的挑戰，與之前 60、70 年代受到追捧截然不同呢？有觀點認為 80 年代以前有效市場假說在金融學術領域占統治地位，一些反對它的論文不太容易得到發表的機會，但是這個理由似乎沒有很合理，因為當時金融期刊的競爭就已經非常激烈，各個期刊都期望發表出據有新觀點的文章。Summers（1986）給出比較有說服力的解釋，1980 年代之前技術層面還不夠支撐對市場無效的研究。不管是出於何種原因，現在普遍接受的觀點是市場並非是有效的，而隨著對有效市場假說理論的挑戰越來越多，行為財務學也. 政治大科學的觀點，嘗試解釋無法為傳統財務經濟理論所解釋的各種紛亂與異常現象。立應運而生。「行為財務學」係以心理學上的發現為基礎，輔以社會學等其他社會. ‧. ‧ 國. 學. 本篇論文所研究的指數成分股調整效應就屬於行為財務學領域。. Nat. al. er. io. sit. y. 第二節指數成分股調整效應相關理論與文獻回顧. v. n. 指數成分股調整通常根據公開的市場訊息，例如股票的市值、流動性、公司. Ch. engchi. i Un. 以往的經營業績等，一般不包含新的資訊。但是指數調整時往往會出現調入指數的股票（調入股）和被調出指數的股票（調出股）股價的異常現象，因而指數成分股調整效應通常被認為是對有效市場假說的違背。從 80 年代開始就有諸多學者對指數調整效應進行實證研究分析並給出相關理論解釋。. 1、價格壓力假說和不完美替代假說. 上一節說過，半強有效市場假說認為股票價格反映了一個公開可獲得的有用資訊，因此只要可以讓其他投資人相信你沒有內部資訊，你就能以接近市價的價 9.

(15) 格大量買進或賣出股票。也就是說有效市場假說認為證券相互之間是接近完全替代品，證券的需求曲線是極具彈性的，大量交易並不會對證券價格產生影響。與有效市場相反的是，有學者提出另外兩個假說，認為即使是在沒有新資訊產生的前提下，大量的賣出（買進）股票也會造成股價的下跌（上漲）。這兩個假說就是價格壓力假說（Harris and Gurel, 1986）和不完美替代假說（Shliefer, 1986）。. 所謂價格壓力，是指大宗股票的買入或賣出，將引貣股價的上升或下降。股價變動是對願意提供流動性投資人的交易成本或承受風險的補償，補償源自於股. 政治大. 價異常之後又回復到調整之前的水準。例如願意提供流動性的股票買者是受到股. 立. 價大量拋出後股價下跌的吸引，當之後股價回到應有水準時，他們購買股票為市. ‧ 國. 學. 場增加流動性的做法就得到了補償。價格壓力假說與有效市場假說有一致的地方，. ‧. 就是二者都認為股票的長期需求曲線是完全富有彈性的。不同之處在於價格壓力. sit. y. Nat. 假說認為短期沒有包含資訊的量能造成股票需求改變是有成本的，所以短期股票. er. io. 需求曲線並非完全富有彈性。. al. n. iv n C 不完美替代假說是指，如果不同的股票不能完全替代，則股票的長期需求曲 hengchi U 線是也不是完全富有彈性，這意味著由於對股票的過度需求，導致股價上升，對股票過度拋售則可以讓股價下降，並且股價也不會反轉，因為新的價格反映了股票持有者之間新的平衡。. Harris and Gurel（1986）提出 S&P500 指數成分股變動帶來的股價和成交量效應可以解釋價格壓力假說。作者對 1978-1983 年期間被納入 S&P500 指數的股票進行研究，發現在指數成分股調整的第二天，新被調入的股票成交量顯著增. 10.

(16) 加，股價也明顯上漲。但是，之後股價和成交量會逐漸迴歸到本來的水準，這就意味著股票被納入指數並不包含可以長期改變股價的有用資訊，短暫的股價變動驗證了價格壓力假說的存在。Mase （2007）通過研究 1992-1999 期間 FTSE100 的指數成分股效應，也支持了價格壓力假說。. Lynch and Mendenhall（1997）對這個現象做了更加仔細的分析。1989 年 10 月之後，S&P500 指數成分股調整公告會提早一周發佈。作者用 1990-1995 年間的資料，發現新被調入（調出）的股票從公告日到執行日的一周內都有正（負）. 政治大. 的異常報酬。作者認為這反應了指數基金用較少成本實現追蹤誤差（tracking. 立. error）引貣的價格壓力導致了這個市場無效率的現象，也驗證了不完美替代假. ‧ 國. 學. 說。Blume and Edelen（2001）也提出因為指數基金要買調入指數的股票來最小. ‧. 化追蹤誤差，指數成分股的調整會創造超額需求，如果調入指數的股票存在完美. sit. y. Nat. 替代品，那麼這超額需求也不會使股價變動，反之，如果指數調整產生了異常報. n. al. er. io. 酬，在沒有別的解釋的前提下，就驗證了不完美替代假說以及向下傾斜的股票需. i Un. v. 求曲線。Kaul et al.（2000）用多倫多股票交易指數 TSE300 得出相似的結論。1996. Ch. engchi. 年 8 月 6 日，加拿大證交所發佈公告，對―float‖重新定義，並從 11 月 15 日正式實施。TSE300 指數中因此有 31 檔股票的權重上升。這些股票在 11 月 15 日那一周獲得了 2.34%的超額報酬，且之後沒有發生價格反轉。在買賣價差沒有發生改變，也就是流動性沒有變好的情況下，Kual 認為這永久的超額報酬支持了股票曲線向下傾斜的理論。. 2、流動性假說. 後來有學者把事件研究期間拉長，發現雖然在執行日後的幾天調入股的股價 11.

(17) 會發生反轉，但是在執行日後更長的時間裡，例如兩個月或者半年，發現指數調整對股價和成交量的確存在長期的影響，尤其是對被納入指數的股票而言。. Hedge and McDermott（2003）就通過研究 1993 年 1 月到 1998 年 10 月期間 91 檔調入 S&P500 指數的股票和 27 檔被調出的股票，發現指數成分股調整兩個月後，調入股的成交量和日交易頻率都增加，與成交量相關的直接交易成本會下降，而調出股的直接成本會上升。調入股的成交量平均上升 27%，日交易頻率的中位元元數也從 126 上升到 178，而調出股的交易頻率則從 64 下降到 50。作者. 政治大. 認為這驗證了股票被納入指數後，其長期的流動性會上升，從而驗證了流動性假. 立. 說。. ‧ 國. 學. 從這個意義上說，流動性假說是指，股票加入指數後，成交量和交易頻率的. ‧. 上升將降低買賣價差，從而降低了直接交易成本，使得股票的流動性增加。因流. y. Nat. n. er. io. al. sit. 動性增加造成的股價上升是不會發生反轉的。. i Un. v. 但是 Takeuchi（1990）卻認為股票納入指數後的價格異常不能用流動性增加. Ch. engchi. 來解釋。他發現當股票被納入日經 225 指數後，股票被指數基金持有的比重增加，而指數基金傾向買入-持有的策略（buy and hold），這樣市場上流動的股數就明顯減少，流動性降低。. 3、資訊假說. 儘管指數成分股調整依據的是市場上的公開資訊，但是資訊假說認為股票被納入指數這個事件包含了對這檔股票有利的正面資訊，例如它反應了這檔股票存續期間較長，或者反應了這檔股票在其產業中居於龍頭地位。 12.

(18) Dhillon and Johnson（1991）研究了調入股所在公司發行的其他類型的證券產品，例如選擇權和債券。如果股票調入指數這件事沒有產生新的資訊，那麼這些相關證券的價格應該不會受到影響，但是作者發現這些證券也存在顯著的超額報酬。從而驗證了資訊假說的存在。. 但資訊假說也同樣受到了挑戰。Chen, Noronha and Singal（2004）對 1962-2000 年期間 S&P500 指數的調整做了研究分析,發現在 1976 年之前,股票被調入指數後幾乎不存在股價異常報酬現象。他們認為如果指數成分股調整的確包. 政治大. 含新的資訊，那麼被納入指數的股票無論在什麼年代都應該產生超額報酬。從而. 立. 認為資訊假說並不能成立。. ‧ 國. 學. 4、投資人意識假說. ‧ sit. y. Nat. Chen, Noronha and Singal（2004）主要研究了調入股和調出股股價反應的不. n. al. er. io. 對稱性。他們發現，股票被納入 S&P500 指數之後，股價上漲是長期的，但是當. i Un. v. 股票從指數中剔除導致的股價下跌是卻是暫時且會反轉的。作者認為這種不對稱. Ch. engchi. 的現象無法用股票需求曲線向下傾斜、流動性假說或資訊假說來解釋。作者因而引入了投資人意識假說。當股票被納入 S&P500 時，它被更多的投資人知道並關注，但是當股票從指數中剔除時，投資人並不會因此就對該股票失憶。. 投資人意識假說是從 Merton（1987）的投資人認知假說中發展而來。在 Merton 的分隔市場模型中，投資人被分為資訊充分和資訊不充分兩類，投資人只交易他們有所瞭解的證券產品。所以在分隔市場模型中，投資人持有的投資組合是沒有完全分散非系統風險的。資訊不充分投資人因為投資組合沒有完全分散化，所以 13.

(19) 他們要求的均衡回報率會高於 CAPM 計算出的報酬，因為後者是建立在非系統風險被完全分散的基礎上。而這兩個回報率之間的差額就被 Merton 定義為「影子成本」（Shadow Cost）。. Merton（1987）將資訊不充分的影子成本表達為下式：. λk =. δζk 2 x k （1−q k ）. （1）. qk. 其中，δ 是總體風險厭惡值；ζk 是證券 k 收益的變異數；xk 是 K 公司與整體. 政治大. 債券市場相比的相對規模；qk 是相對潛在投資總人數，k 公司實際投資人的相對. 立. 值，當qk =1 時，代表 k 證券的資訊被所有人認知，投資人數為潛在充分投資人. ‧ 國. 學. 數；當qk < 1時，代表 k 證券的資訊存在分隔，只有瞭解它的人投資該證券，投. ‧. 資人數小於潛在充分投資人數。影子成本和證券 k 期望報酬的關係為：. y. sit. io. al. E R ∗k R. （2）. er. Nat. E R k − E R∗k = λk. v. n. 其中 E R k 是當 q<1 時，即資訊不充分時證券 k 的期望報酬； E R∗k 是 q=1 時，. Ch. engchi. i Un. 即資訊完全情況下證券 K 的期望報酬；R 是無風險收益率。. 這個公式後來被 Kadlec and Mcconnell（1994）進一步發展。他們從 Merton 的公式中發現與投資人數相關的期望報酬取決於公司特有的風險和公司相對市場規模。在此基礎上，這兩位學者用其他相關變數來表示影子成本從而簡化了研究過程。經 Kadlec and Mcconnell 發展之後的影子成本計算公式後被 Chen, Noronha and Singal（2004）在研究指數調整效應時套用：. 14.

(20) 影子成本 =. 殘餘標準偏差指數的市場規模. ×. 公司規模. （3）. 股東人數. 作者用 1962-2000 年期間 S&P500 調入股和調出股的資料進行實證研究，發現當股票調入指數後，其影子成本會下降；當股票調出指數後，其影子成本會上升，但上升幅度小於下降幅度。. 除了影子成本外，作者還觀察了 S&P500 指數調整前後公司股東數量的變化，發現新被納入指數的股票股東增加的比例幾乎是調出股股東減少的兩倍。投. 政治大. 資人意識假說可以解釋股東數量變化的不對稱性。然後作者又研究了指數調整前. 立. 後公司機構投資人數量的變化。發現對於調入股機構投資人增加的比例卻小於調. ‧ 國. 學. 出股機構投資人比例下降的幅度。投資人意識假說更多適用於散戶。說明機構投. er. io. sit. Nat. 烈，但會出於最小化追蹤誤差的需求來大量減持調出股。. y. ‧. 資人不需要股票調入指數來增加對股票的認知，因而對調入股的需求並不非常強. Chen, Noronha and Singal 最後從以下三個方面來解釋投資人意識假說對股. al. n. iv n C 價表現的長期影響：當股票被納入指數時，因為得到更多投資人關注，所以在監 hengchi U 管更嚴格的情況下：第一、公司的營運表現會上升；第二、降低資訊不對稱的成本從而提高公司融資的流動性；第三、影子成本會下降，從而降低公司的期望收益率。. Platikanova（2008）以財務報表分析來證實投資人意識對公司營運情況的確存在影響。作者發現股票被納入指數這個事件對股價有長期的影響。他通過研究這些公司在納入指數前後財務報表的不同，認為股票被納入指數並非是一個沒有實際意義的事件。當公司被納入指數後，公司主觀應計項（discretionary accruals） 15.

(21) 明顯減少，盈利品質明顯提升。這說明股票在調入 S&P500 後會獲得更多的關注，這使得公司在資訊披露上更加謹慎而使資訊風險減少。. 5、中國文獻. 如前文所說，中國有關於指數成分股調整效應的論文或研究報告同質性較高，故在這個部分，選取幾篇具有代表性的文獻。邢精平（2005）是中國研究這個問題最早的學者之一。作者選擇了上證 180 指數、深圳 100 指數及深成指作為研究標的。實證研究發現，上證 180 加入股票在公告日後出現價格效應，成交量. 政治大放大；而深證 100 的指數調樣效應與預期完全相反；深證成指的調樣也沒有發現立. ‧ 國. 學. 明顯的指數效應。. ‧. 國泰君安證券在 2012 年 7 月發佈的指數專題報告也專門研究了指數成分股. sit. y. Nat. 調整效應。報告對所有滬深 300、深證 100、上證 50、上證 180、中證 500、深. n. al. er. io. 證成指等指數成份股的調整效應進行了實證分析。發現滬深 300 指數基金整體規. i Un. v. 模最大，因而其成份股調整效也較其他指數更強。總體來說，指數基金經理更傾. Ch. engchi. 向於在調整執行日前一周進行調整。對於滬深 300 等規模大，個股受衝擊明顯的指數基金，會考慮在公告日至執行日間逐步調整；而對於中證 500 等受成分股調整衝擊不大的指數基金，則會統一在最後一天開始調整，減小跟蹤誤差。規模大於 35 億的指數基金更容易受成份股調整而放大跟蹤誤差。. 中證指數公司在 2009 年 7 月對上證 180 指數、上證 50 指數、滬深 300 和中證 100 指數的調整效應進行研究，實證發現公告日區間的指數調樣效應顯著的強於執行日區間，表明這一資訊基本在公告日後就已經被消化，追蹤指數基金 16.

(22) 的調整也大多趨向於在執行日前提前完成；被剔除股票在執行日後出現了一個顯著的反轉走勢，符合壓力假說；這四個指數調樣中都出現了非常普遍的加入股票縮量而被剔除股票放量的現象。. 另外，中證指數公司在 2013 年 10 月專門研究了滬深 300 指數的成分股調整效應。研究發現在 2010 年末至 2013 年年中期間，滬深 300 指數調入股和調出股的指數效應都顯著強於 2010 年之前。實證還發現，在 2005 年至 2009 年期間，指數效應主要發生於公告日之前和執行日之後。2010 年之後，指數調整效應主. 政治大. 要集中於公告日至執行日，且指數效應顯著性水準較高，可見指數效應顯著性的. 立. 時間段發生了轉移，並更接近於成熟市場。. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 17. i Un. v.

(23) 第三章滬深 300 指數介紹與樣本選取第一節滬深 300 指數簡介中國大陸有兩個股票交易所，分別為深證股票交易所和上海股票交易所。於此對應的，中國大陸的股票指數主要有深證成分指數數、深證 100 指數、上證 180 指數、上證 50 指數等，這些分別由深、滬交易所負責編制與發佈。而同時可以代表滬深兩個交易所股票的指數是滬深 300 指數。雖然國際知名的指數供應商也紛紛涉足我國資本市場，編制了新華富時系列指數、中信標普系列指數及道. 政治大瓊中國系列指數等，但因為指數發佈管道的限制等原因，這些指數的市場影響較立. ‧ 國. 學. 小。. ‧. 本文選取滬深 300 指數來研究中國大陸的指數成分股調整效應。可以同時代. sit. y. Nat. 表滬深兩市的滬深 300 指數是大陸 A 股市場中最重要和影響力最大的一個成分. n. al. er. io. 指數，截至 2013 年 6 月 30 日,其追蹤資產規模目前已超過 1500 億元（見圖 1），遠遠超過 A 股其它指數。 1800 1600 1400 1200 1000 800 600 400 200 0. Ch. engchi. i Un. v. (億元). 1594. 565 364 67 中證100. 158. 158. 中證500. 上證180. 上證50. 深證100. 圖 1 主要指數跟蹤市場的資產規模數據來源：中證指數有限公司官方網站 18. 滬深300.

(24) 本文選取滬深 300 指數作為研究標的另一個原因是，該指數是中國指數型基金產品追蹤最多的標的。圖 2 是中國指數型基金追蹤各類指數標的的分佈情況，根據統計結果顯示，截至 2013 年 2 月底，中國基金市場上約有 34%的指數型基金追蹤滬深 300 指數，為各種指數中被追蹤最多的。上證180 5% 上證50 12%. 其他指數 22%. 政治大深證100P. 滬深300 34%. 立. 中證500 4%. 12%. ‧ 國. 學. 圖 2 中國指數型基金追蹤各類指數標的的分佈情況. Nat. y. ‧. 數據來源：易方達指數基金網. er. io. sit. 滬深 300 指數是滬深證券交易所於 2005 年 4 月 8 日聯合發佈的反映 A 股市場整體走勢的指數。2005 年 8 月 25 日，由上海證券交易所和深圳證券交易所共. al. n. iv n C 同出資發貣設立中證指數有限公司後，滬深證券交易所將滬深 300 指數的經營管 hengchi U 理及相關權益轉移至該公司。中證指數有限公司同時計算並發佈滬深 300 的價格指數和全收益指數，其中價格指數即時發佈，全收益指數每日收盤後在中證指數公司網站和上海證券交易所網站上發佈。滬深 300 指數樣本覆蓋了滬深市場 60% 左右的市值，具有良好的市場代表性和可投資性。. 滬深 300 指數是以 2004 年 12 月 31 日為基期，基點為 1000 點。凡有成分股份紅派息，指數不予調整，任其自然回落。該指數選取選取規模大、流動性好的股票作為樣本股。指數成份股的選樣標準為：1、上市交易時間超過一個季度 19.

(25) （流通市值排名前 30 位除外）；2、非 ST、*ST 1股票，非暫停上市股票；3、公司經營狀況良好，最近一年無重大違法違規事件、財務報告無重大問題；4、股票價格無明顯的異常波動或市場操縱；5、剔除其他經專家認定不能進入指數的股票。選樣方法是，對樣本空間股票在最近一年（新股為上市以來）的日均成交金額由高到低排名，剔除排名後 50%的股票，然後對剩餘股票按照日均總市值由高到低進行排名，選取排名在前 300 名的股票作為樣本股。指數以調整股本為權重，採用派許加權2綜合價格指數公式進行計算。其中，調整股本根據分級靠. 政治大. 檔方法獲得。分級靠檔方法如下表所示：. 加權比流通比例（%）. 例. 立. （10，20] （20，30] （30，40] （40，50] （50，60] （60，70] （70，80] 20. 30. 40. 50. 學. 例（%）. ≤10. ‧ 國. 流通比. 60. 70. 80. >80 100. ‧. 舉例如下：某股票流通股比例（流通股本/總股本）為 7%，低於 10%，則採. sit. y. Nat. io. al. n. 權比例為 40%，則將總股本的 40%作為權數。. Ch. engchi. er. 用流通股本為權數；某股票流通比例為 35%，落在區間（30，40）內，對應的加. i Un. v. 滬深 300 指數會對成分股進行定期調整，其調整原則為：1、指數成分股原則上每半年調整一次，一般為 1 月初和 7 月初實施調整，調整方案提前兩週公佈。（調整方案公佈那天在本文中稱為公告日，對指數實施調整那天在本文中成為執行日）2、每次調整的比例不超過 10%。樣本調整設置緩衝區，排名在 240 名內. 1. ST 股票 – 指由於連續 2 年虧損等原因，被監管部門特別處理的股票 *ST 股票 – 指被監管部門實行退市風險警示特別處理的股票. 2. 又稱派許加權指數(Paasche Index),採用計算期發行量或成交量作為權數.其適用性較強,使用廣泛,很多著名股價指數,如標準普爾指數等都採用這一方法.計算公式如下: 報告期指數=報告期樣本股的調整市值/基期樣本股調整市值*1000 20.

(26) 的新樣本優先進入，排名在 360 名之前的老樣本優先保留。3、近一次財務報告虧損的股票原則上不進入新選樣本，除非該股票會影響指數的代表性。當指數樣本股定期調整或臨時調整生效時，在調整生效日前修正指數。. 由以上介紹可以看出滬深 300 指在編制方面主要採用了目前流行的分級靠檔技術和緩衝區技術。分級靠檔技術的採用可以使在樣本公司股本發生微小變動時保持用於指數計算的樣本公司股本數的穩定，可以降低股本變動頻繁帶來跟蹤投資成本，便於投資者進行跟蹤投資。同樣，緩衝區技術的採用使每次指數樣本. 政治大. 定期調整的幅度得到一定程度的控制，使指數能夠保持良好的連續性。樣本股調. 立. 整幅度的降低可以降低投資者跟蹤投資指數的成本。但是事實上與國外發達指數. ‧ 國. 學. 相比，滬深 300 指數的連續性較差，成分股調整的比重也遠遠大於 S&P500 指數. ‧. 和日經 225 指數——滬深 300 指數每年調整成分股在 20 檔以上，而 S&P500 指. sit. y. Nat. 數和日經 225 指數調整則維持在 3 檔左右。通過指數介紹可以看出，滬深 300. n. al. er. io. 指數的不穩定性與其指數的編制沒有必然關係，這個現象反映出的是中國股市股. i Un. v. 價的極不穩定，這與股票上市制度不完善和監管不足有一定的關係，中國股市仍不成熟。. Ch. engchi. 第二節樣本選取指數調整的有關資訊是從中證指數有限公司網站獲取。該網站有歷次滬深 300 指數成分股調整的公告。公告內容包括公告日日期，執行日日期，調入和調出指數的股票名稱及其股票代碼。如有臨時調整，公告還會講明調整原因，例如某兩家公司吸收合併或一家大型公司上市等。個股及滬深 300 指數的日報酬和成 21.

(27) 交量的資料是從華泰證券的資料庫中取得。其中日報酬收益率是按收盤價的漲跌幅計算，成交量是指每天交易的手數，在大陸股市中一手等於 100 股。. 樣本的選取期間是從 2010 年 6 月至 2013 年 6 月。期間指數共調整了 8 次，調入和調出指數的股票各有 171 檔。這 171 檔股票的公告日和執行日日期都明確，且公告日提前執行日至少一周。這是最原始的樣本，在此基礎上構建本文最終選取的樣本。樣本的篩選主要基於以下幾點標準：. 第一、在公告日或執行日當天股價資料無法取得的樣本不被納入。調入樣本. 政治大中因此減少 2 個，調出樣本減少 5 個。立. ‧ 國. 學. 第二、指數調整公告日前，至少要存在 220 天的交易記錄。上市時間過短的. ‧. 股票被剔除。在調入樣本中，有 52 檔股票不滿足該要求。. y. Nat. er. io. sit. 第三、因為吸收合併或拆分活動而被調入或調出指數的樣本不被採納。因為市場參與者可以通過公開資訊知道哪些公司正在進行吸收合併或拆分，如果不把. al. n. iv n C 該類公司剔除，樣本的構建可能受到這些可得資訊的干擾，會給之後的研究增添 hengchi U 雜訊。因此有 5 檔股票從調入樣本中剔除，有 8 檔從調出樣本中剔除。. 第四、是在最近三次指數調整中首次被調入或調出的股票才能納入樣本。滬深 300 指數調整一個特別之處在於它調整的個股很多都不是第一次被調入（或調出）指數。例如深圳燃氣（601139）在 2010 年 7 月 1 日首次被調入滬深 300 指數，在 2011 年 7 月 1 日又從滬深 300 指數中調出，2013 年 7 月 1 日又被調入。在這個例子中，2011 年 7 月的那次調出就不會入選最後的樣本，因為距離上一次調入樣本時間過短，會對指數調整效應的研究產生基期影響。調入樣本因此減 22.

(28) 少 11 個，調出樣本減少 22 個。. 有一點要注意的是，樣本的構建會受到「倖存者效應」（impact of survivorship）的影響，也就是當時被調入或調出指數的股票現在已經不存在，因為得不到這些股票的資料而沒有被納入樣本，從而造成實證結果產生一定的偏差。但是在本文選取的原始樣本中，僅有兩檔被調出的股票下市，所以「倖存者效應」的影響不大。. 表 1. 樣本期間歷次成分股調整選取的樣本數. 政治大. 本表顯示的是樣本的選取。樣本期間為 2010 年 6 月至 2013 年 6 月。樣本資料來源為中證指數有限公司網站。調入股票數和調出股票數是最原始的樣本容量；調入樣本數和調出樣本數是最後選取的樣本容量，它們樣本期間的資料齊全，且在指數調整公告日前，至少要存在 220 天的交易記錄，不是因為吸收合併或拆分活動進入原使樣本，且在最近三次指數調整中首次被調入或調出。. 立. 4. 18. 10. 26. 9. 26. y. 18. 23. 9. 23. 0. 1. Ch. er. al. 1. iv. n24 U e n 9g c h i 18 14. sit. 18. ‧. ‧ 國. 調出樣本數. n. 2011.08. 調出股票數. io. 2011.06. 調入樣本數. Nat. 2010.12. 學. 2010.06. 調入股票數. 17 0. 2011.12. 24. 2012.06. 18. 2012.12. 15. 11. 15. 12. 2013.06. 16. 12. 16. 13. 共計. 140. 70. 140. 103. 23. 18 15.

(29) 第四章指數成分股調整的短期效應本文將指數成分股調整的效應分為短期和長期來分別研究。短期的指數調整效應主要反映的是股票市場對指數成分股調整事件的即時反映。根據國內外對該議題的研究，短期主要指從指數調整公告發佈前的 9 個交易日至指數正式調整後的 9 個交易日。. 第一節研究方法. 治政大本文採用事件研究法（event study）來分析指數成分股調整事件中股價與成立 ‧ 國. 學. 交量的異常現象。參照 Lynch and Mendenhall（1997）的研究方法，樣本中有兩個事件日期：指數成分股調整的公告日和指數成分股調整的執行日。因為中證公. ‧. 司的指數調整公告是在交易時間內發佈，所以當天就選作公告日，而無需延後一. y. Nat. er. io. sit. 天。同樣指數調整執行日當天即選作執行日。除兩個事件日期外還有三個事件視窗，分別為公告日前的 9 個交易日、公告日至執行日、和執行日後的 9 個交易日。. n. al. 1、異常收益率計算. Ch. engchi. i Un. v. 股票的異常收益等於該股實際收益減去「正常收益」，本文採用普通最小平方法（OLS）來估計未發生事件情況下的「正常收益率」，計算公式為：. AR it = R it − R it = R it – （α + βR mt ）. 其中，AR it 是股票 i 在第 t 天的異常收益率 R it 是股票 i 在第 t 天的實際收益率 R it 是股票 i 在第 t 天的正常收益率 24. （4）.

(30) R mt 是滬深 300 指數在第 t 天的收益率 α, β 是通過公告日前 10-210 個交易日的市場資料迴歸得出的係數. MARt 是總體樣本在第 t 天的平均異常收益率，計算公式為： N. 1 MAR t = N. AR i. （5）. i=1. CARi 是股票 i 在視窗期的「累計異常收益率」，計算公式為： T2. 政 AR治大. CAR i =. 立. （6）. i. T1. ‧ 國. 學. 其中，T1、T2 為事件視窗期的貣止日。. ‧. 總體樣本在事件窗口期的「平均累計異常收益率」為：. i=1. n 2、異常成交量計算. Ch. y. CAR i. engchi. sit. io. al. N. （7）. er. Nat. 1 MCAR = N. i Un. v. 本文採用 Harris and Gruel（1986）提出的平均成交量比率（MVRt）來衡量指數成分股調整導致的異常成交量：. VR it =. Vit Vmt. 1 MVR t = N. 其中，Vit. Vi Vm. （8）. N. VR it i=1. 是第 t 天股票 i 的成交量 25. （9）.

(31) Vi 是股票 i 公告日前 10-210 天 Vit 的平均值 Vmt 是第 t 天滬深 300 指數的成交量 Vm 滬深 300 指數 10-210 天 Vmt 的平均值 VRit 反映第 t 天股票 i 的成交量效應。 MVRt 是第 t 天總體樣本 VRit 的平均值. 如果指數調整事件不會對成交量產生影響，MVRt 的期望值為 1。. 3、統計檢驗. 政治大. 立. 對異常收益率及異常交易量檢驗應用參數檢驗法中 T 檢驗，以判斷平均異. ‧ 國. 學. 常收益率（AAR）與平均累計異常收益率（CAR）是否顯著不為零，而 MVR 是. ‧. 否顯著異於 1。. n. al. er. io. sit. y. Nat 第二節實證結果. Ch. 1、調入指數股票股價及成交量. engchi. i Un. v. 表 2 反應了股票加入滬深 300 指數前後股價收益的異常情況。表 A 中,公告日的異常報酬平均達到 1.43%，且統計顯著。公告日前第九個交易日至公告日前第一個交易日，異常收益只有一天是顯著的，並且平均累計異常報酬為-0.013%。這個結果顯示出在公告日之前，市場幾乎沒有對此做出預期反應。公告日後五個交易日的價格效應相比於執行日當天都小很多，但是除了第二個交易日出現異常報酬為負的情況外，在執行日後並沒有立即產生價格反轉現象。在執行日前後的 26.

(32) 表 2. 調入滬深 300 指數的股票股價收益率異常現象. 本表顯示的是調入股的股價短期異常收益情況。樣本為滬深 300 指數 2010 年 6 月至 2013 年 6 月成分股調整中最終選取的 70 支調入股。公告日是指調整方案公佈那天，執行日是對指數成分股實施調整那天。公告日和執行日分別為兩個基準日期，作為第 0 天。在基準日之後一個交易日為+1 天，在基準日之前一個交易日為-1 天，以此類推，在基準日前第九個交易日到基準日前一個交易日的時間期間為（-9，-1），在基準日後一個交易日到基準日後第九個交易日的時間期間為（+1，+9）。用 t 檢驗判斷是否顯著不為 0。表 A 的異常收益（MAR）是指股票實際收益中超出「正常收益」的部分： 1. AR it = R it − R it = R it – （α + βR mt ）； MAR t = N 表 B 的累積異常收益（MCAR）是指將期間被的異常收益加總： T2 T1. CAR i =. AR i ； MCAR =. 1 N. N i=1 AR i. N i=1 CAR i. A〃異常收益天. MAR（%）. -9. -0.027. +1 +2. 1.087**. -2. -0.359*. -1. -0.305. 0.237. 執行日. 0.396*. -0.058. +1. -0.656**. -0.137. +2. y. 0.231. 0.152. +3. er. sit. -0.321. +4 a1.431** iv l C -0.134 +5 n hengchi U. n. 公告日. io. -1. Nat. -2. -0.206. ‧. -3. -0.036. 學. -4. ‧ 國. -7 -5. MAR（%）. 政治 -5大 -4 立-0.048 -0.263 -3. -8 -6. 天. -0.003. 0.107 0.194 -0.277. 0.179. +6. -0.187. +3. 0.226. +7. -0.037. +4. 0.140. +8. -0.452*. +5. 0.085. +9. -0.092. 期間. MCAR（%）. B〃累計異常收益期間. MCAR（%）. 公告日前後. 執行日後. （-9,-1）. -0.013. （0,9）. 2.273**. （0,9）. *，**分別代表 5%和 1%的置信水準. 27. -0.986.

(33) 異常收益效應相比於公告日則小很多。執行日當天異常收益率為 0.396%。執行日前後異常收益正負分佈平均，表明股票交易活動趨向正常。這與國外實證結果類似，當指數調整公告日與執行日不在同一天的情況下，市場只對公告日這個事件日期有明顯反應。. 表 B 顯示了在公告日和執行日前後平均累計異常收益（MCAR）的情況。如前文所說公告日前一個交易日至公告日前九個交易日，平均累計異常報酬為 -0.013%，且統計不顯著。從公告日到公告日後 10 個交易日，平均累計異常報酬. 政治大. 為 2.273%，且統計顯著。但是從執行日到執行日後 10 個交易日，平均累計異常. 立. 報酬卻是-0.986%。這實證結果也與外國相似，也說明瞭公告日才是被市場反應. ‧. ‧ 國. 學. 的時間日期。. 但是跟外國的實證結果相比，滬深 300 的指數成分股調整效應是比較小的。. y. Nat. er. io. sit. 例如在對 S&P500 指數調整效應的研究中，Lynch and Mendenhall （1997）用 1990 年 3 月至 1995 年 4 月的資料發現，在執行日當天調入股的 MAR 高達 3.158%，. al. n. iv n C 從公告日到執行日後的 9 個交易日的 h e nMCAR i U4.864%。Chen, g c h高達. Noronha and. Singal （2004）用 1989 年至 2000 年的資料得出的 MAR 和 MCAR 也分別高達 5.446%和 6.396%。其他發達的股票市場指數，例如日經 225 指數的調整效應也明顯大於滬深 300 指數，Shinhua Liu（2011）用 1979 到 2006 年的資料算出的 MAR 和 MCAR 分別高達 4.06 和 6.89。. 表 3 反應了股票加入滬深 300 指數前後成交量的異常現象。在公告日當天，平均成交量比率達到 1.43%，且統計顯著。在公告日至執行日（包括公告日與執行日），有五個交易日的平均成交量比率顯著大於 1。在執行日後第五個交易日 28.

(34) 開始，隨著股價異常收益 MAR 出現反轉，調入股的平均成交量比率再次顯著大於 1。. 表 3 調入滬深 300 指數的股票成交量異常現象本表顯示的是調入股的短期成交量異常情況。樣本為滬深 300 指數 2010 年 6 月至 2013 年 6 月成分股調整中最終選取的 70 支調入股。公告日是指調整方案公佈那天，執行日是對指數成分股實施調整那天。公告日和執行日分別為兩個基準日期，作為第 0 天。在基準日之後一個交易日為+1 天，在基準日之前一個交易日為-1 天，以此類推。用 t 檢驗判斷平均成交量比率（MVR）是否顯著不為 1。平均成交量比率（MVR）的計算為： VR it =. 天. +2. 天. MVRt 1.251 1.384. -2. 1.156. -1. 1.481**. 1.191. 執行日. 1.372*. 1.133. +1. 1.057. +2. y. 1.245. 1.047. +3. sit. 1.153. er. ‧ 國. 1.164. ‧. +1. N i=1 VR it. +4 a1.420** iv l1.322* +5 n Ch engchi U. n. 公告日. io. -1. Nat. -2. 1 N. 學. -3. ；MVR t =. 政治 -5大 -4 立1.094 1.138 -3. -7. -4. Vm. 1.194. -8. -5. Vi. MVRt. -9. -6. V it V mt. 1.452**. 1.117 1.159 1.161 1.632**. 1.221. +6. 1.631**. +3. 1.213. +7. 1.539**. +4. 1.180. +8. 1.345*. +5. 1.193. +9. 1.290. *，**分別代表 5%和 1%的置信水準。. 指數調整效應較小，在成交量方面表現得更加明顯。本文選取的調入股樣本的平均成交量比率 MAV 在公告日當天顯著大於 1，為 1.402。但相比之下，國外的實證結果都更為明顯，例如 Liu （2011）的 MAV 為 2.91。. 29.

(35) 本文認為，滬深 300 指數成分股調整效應不甚明顯與中國股市結構的特殊性是密不可分的。如前文所述，中國的股市是以散戶為主，散戶持有將近一半的市值，其成交量的比重更是達到 85%左右。而指數成分股調整效應，尤其是短期效應，通常被認為是機構投資人為最小化追蹤誤差造成的。在一個機構投資人比重過小的股票市場，指數成分股調整的短期效應較小也就可以理解了。. 對成交量異常不顯著的現象也存在另一種解釋。中證指數公司發佈的《滬深 300 指數近年調樣效應分析》（2013）通過實證發現，調入指數的股票其指數調. 政治大. 整效應與權重呈現正相關關係，而與日均成交量關係不顯著。而調入指數的股票. 立. 一般基本面較好，市值較高，成交活躍，因此相比日均成交量，調入股的指數調. ‧ 國. 學. 整效應更容易受到權重的影響。. ‧. 2、調出指數股票股價及成交量. sit. y. Nat. n. al. er. io. 表 4 反應了股票調出滬深 300 指數後股價收益的異常現象。從整體來看當股. i Un. v. 票從指數中調出時，對股價報酬會產生負收益。與調入指數股票在公告日當天有. Ch. engchi. 顯著異常收益不同的是，調出指數的股票並不如調入股反應迅速。其股價異常收益並未在公告日當天有明顯反應，當日的 MAR 僅為-0.213%，且統計不顯著。股價異常收益在公告日至執行日期間逐漸被反應，期間共有四個交易日的股價存在顯著的負的異常收益。從累計異常收益 MCAR 來看，在公告日與執行日期間的累計異常收益是最明顯的，為-3.518%，且統計顯著，在執行日後，股價出現反轉，其 MCAR 變為 1.024%。說明與調入指數股票相同，當指數調整公告日與執行日不在同一天的情況下，市場幾乎在執行日前就已經將事件影響充分反應。. 30.

(36) 表 4. 調出滬深 300 指數的股票股價收益率異常現象. 本表顯示的是調出股的股價短期異常收益情況。樣本為滬深 300 指數 2010 年 6 月至 2013 年 6 月成分股調整中最終選取的 103 支調出股。. A〃異常收益天. MAR（%）. 天. MAR（%）. -9. -0.220. -5. -0.716 **. -8. 0.333*. -4. -0.138. -7. 0.119. -3. 0.106. -6. -0.419*. -2. -1.592 **. -5. 0.008. -1. -2.354 **. -4. 0.055. 執行日. 0.678**. 治 +1 -0.380*政大 0.001 +2 立. +4. 公告日前後. +4. -0.526*. +5. 0.081. +6. -0.392*. +7. -0.532 *. -0.118. +8. 0.425*. -0.239. +9. al. n. 期間. io. +5. Nat. +3. -0.213. y. +2. +3. i n CB〃累計異常收益 U h e n g c h i期間 MCAR（%）執行日後. （-9,-1）. -0.561. （0,9）. -3.518**. （0,9）. 0.383* -1.162 **. ‧. +1. -0.059. sit. 公告日. 0.047. 學. -1. ‧ 國. -2. 1.064**. er. -3. v. -0.425* 0.439*. 0.196. MCAR（%） 1.024*. *，**分別代表 5%和 1%的置信水準。. 表 5 反應了股票調出滬深 300 指數後成交量的異常。對於調出指數的股票而言，成交量的異常效應是非常不顯著的。在公告日當天，MAV 僅有 1.001，從公告日至執行日，只有一天的成交量是顯著大於 1。在執行日之後，成交量也沒有出現顯著異常的現象。 31.

(37) 表 5. 調出滬深 300 指數的股票交易量異常現象. 本表顯示的是調出股的短期成交量異常情況。樣本為滬深 300 指數 2010 年 6 月至 2013 年 6 月成分股調整中最終選取的 103 支調出股。. 天. MVR. 天. MVR. -9. 0.991. -5. 1.033. -8. 1.095. -4. 1.216. -7. 1.059. -3. 1.290. -6. 1.076. -2. 1.256. -5. 0.987. -1. 1.509**. -4. 1.041. 執行日. 1.217. -3. 0.955. +1. 1.159. 政治 +2大 +3 立0.851 1.001. -2. 0.882. -1 公告日. +6. 1.126. +7. 1.124. +8. 1.100. +9. io. *，**分別代表 5%和 1%的置信水準。. n. al. Ch. 0.998 1.108. y. 1.062. sit. +5. 1.047 1.009 1.072. er. +5. Nat. +4. 1.094. 0.999. ‧. +3. +4. ‧ 國. +2. 1.040. 學. +1. 1.044. engchi. i Un. v. 與國外相比，滬深 300 指數成分股調整的調出效應也是比較小的。例如 Lynch and Mendenhall （1997）發現到在執行日當天調出股的 MAR 高達-6.263%，從公告日到執行日後的 9 個交易日的 MCAR 高達-14.144%。Chen, Noronha and Singal （2004）論文中的 MAR 和 MCAR 也分別高達-8.462%和-14.436%。不僅如此，相較於調入股，調出股的成交量異常現象則顯得更不明顯。. 關於這一點，如前文所述，是因為中國股市的機構化程度較低。那麼為什麼調出股平均成交比率比調入股更低呢？我認為可以用處置效果（Disposition Effect）來解釋。所謂處置效果，是指投資人在處置股票時，傾向賣出賺錢的股 32.

(38) 票、繼續持有賠錢的股票，也就是所謂的「出贏保虧」效應。這意味著當投資人處於盈利狀態時是風險回避者，而處於虧損狀態時是風險偏好者。很多研究表明散戶的處置效果顯著，而該現象在機構中表現較少。被指數剔除的股票一般而言是在指數成分股中表現較差，我們可以合理假設，持有這些股票的散戶在公告日後的虧損變大，反而降低了他們的交易意願，從而導致調出股的成交量異常現象不明顯。. 立. 政治大. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 33. i Un. v.

(39) 第五章指數成分股調整的長期影響上一章的實證結果顯示，滬深 300 指數成分股的調整在短期雖然有被市場反應，但是股價收益和成交量的異常現象並不如一些發達的證券市場明顯。本章將從長期的角度繼續探討滬深 300 指數成分股調整的效應。. 第一節. 指數成分股調整對股價收益的長期影響. 政治大. 因為本文選取樣本的最後一次指數調整是在 2013 年 7 月 1 日，本文的數據. 立. 蒐集截止至 2014 年 2 月底。所以為保持本文所有樣本研究期間的一致性，本章. ‧ 國. 學. 的長期是自指數成分股調整公告發佈的當天至之後的 160 個交易日。. ‧. 一、與滬深 300 指數相比的長期累計超額報酬. sit. y. Nat. io. al. er. 在這個部分，首先我們使用指數模型來計算成分股調整後 160 個交易日的調. v. n. 整股收益與指數收益之間的日累積超額收益率，其中單檔股票的日超額收益的計算公式為：. Ch. engchi. AR it = R it − R mt. i Un. （10）. 其中，AR it 是股票 i 在第 t 天的超額收益率；R it 是股票 i 在第 t 天的實際收益率；R mt 是滬深 300 指數在第 t 天的收益率. 從圖 3 可以看出，當股票被調入指數之後，其股價表現總體優於滬深 300 指數，超額報酬始終大於 0，說明調入股股價優於指數的現像是長期存在的。相較之下，當股票被調出指數時，其股價表現總體落後於滬深 300 指數，但是在公 34.

(40) 告日後 30 天左右出現反轉，負的累計超額報酬減少，但仍小於零。調出股股價表現不如調入股，這是符合我們預期的。. 8% 6% 4% 2%. -2%. 1 7 13 19 25 31 37 43 49 55 61 67 73 79 85 91 97 103 109 115 121 127 133 139 145 151 157. 0%. -4% -6%. 立. 治政調入調出大. ‧ 國. 學. 圖 3 以滬深 300 指數為比較基的調整股長期超額累積報酬-本圖顯示的是自調整公. AR it = R it − R mt ；CAR i =. T2 T1. AR i ；MCAR =. N i=1 CAR i. y. Nat. n. er. io. sit. 二、與之前股價報酬相比的累計異常報酬. al. 1 N. ‧. 告日貣至之後的 160 個交易日調入股與調出股收益相對於指數收益的累計超額報酬。樣本為滬深 300 指數 2010 年 6 月至 2013 年 6 月成分股調整中最終選取的 70 支調入股和 103 支調出股。長期累積超額報酬的計算公式為：. i Un. v. 在與指數報酬比較之後，我們將股票調入（調出）指數之後的股價報酬與指. Ch. engchi. 數調整之前進行比較。此處用前一章計算短期累計異常報酬的方法來研究指數成分股調整的長期現象，即公式（4）（5）（6），只是將累積期間延長至公告日後 160 個交易日。在國外研究指數調整效應的長期累積異常報酬時，多採用此方法。. 圖 4 顯示了從公告日到公告日之後 160 個交易日的平均累計異常股價收益（MCAR）情況。從圖中可以看出，對於調入指數的股票，股價正的異常收益並不是長期的，它在公告日後 15 個交易日左右開始減少，70 個交易日之後，其股 35.

(41) 價負的異常報酬由正轉負，之後在接近 0 的負值區間徘徊。說明在成為指數成分股之後，長期來看股票表現不如指數成分股調整之前。而對於被調出指數的股票而言，則是相反。調出指數股票的負異常報酬從公告日後 10 個交易日左右開始產生反轉，負異常報酬不斷降低，到 45 個交易日之後由負轉正，且正的累計異常報酬不斷增加，到公告日後 160 個交易日，累計異常報酬達到 6%。說明股票被調出指數之後的股價表現從長期來看反而明顯優於前期。. 8% 6% 4%. 立. 2%. ‧ 國. sit er. io. al. y. 調入調出. Nat. -6%. ‧. -4%. 1 7 13 19 25 31 37 43 49 55 61 67 73 79 85 91 97 103 109 115 121 127 133 139 145 151 157. -2%. 學. 0%. 政治大. n. 圖 4 以「正常報酬」為比較基的調整股長期累積異常報酬-本圖顯示的是自調整公. Ch. i Un. v. 告日貣至之後的 160 個交易日調入股與調出股收益相對於自身「正常收益」的累積異常報酬。樣本為滬深 300 指數 2010 年 6 月至 2013 年 6 月成分股調整中最終選取的 70 支調入股和 103 支調出股。長期累積異常報酬的計算公式為：. engchi. AR it = R it − R it = R it – （α + βR mt ）；CAR i =. T2 T1. AR i ；MCAR =. 1 N. N i=1 CAR i. 在這一點上，滬深 300 指數成分股調整的長期效應是與其他發達指數明顯不同。例如 Chen, Noronha and Singal （2004）對 S&P500 指數進行實證研究發現調入指數的股票其正的累計異常報酬是長期的不會被反轉，而調出指數的股票負的異常報酬是短期的，股價長期會迴歸到 0 左右的正常報酬。Liu（2011）對調入日經 225 指數的股票進行研究，其正的累計異常報酬也是長期的。. 為何股票被調入指數之後的股價表現會不如之前，而調出的股票股價卻較以 36.

(42) 前有大幅改善呢？可能的原因之一是滬深 300 指數在做成分股調整時，容易將之前估值過高的股票納入，而將估值過低的股票剔除。隨著時間的推移，估值不合理的股票有向其價值迴歸的趨勢，所以產生了上述現象。. 我們可以看到，在本文的樣本期間內，共有 140 檔股票被納入指數，去掉 52 檔上市時間未滿 220 天的，在剩下 88 檔股票中，有 11 檔是在半年或一年前剛被調出指數，而調出指數的 140 檔股票中，有 22 檔是在半年或一年前剛被調入，這比例大大高於其他發達市場的股票指數。常規來說，一家上市公司經營績. 政治大. 效短時間被大幅改變的比例很低，在股票估值正確的情況下，出現頻繁調入調出. 立. 指數的可能性較低。. ‧ 國. 學. 我們從指數成分股調整前後股票的 P/E 值（本益比）和 P/B 值（股價淨值比）. ‧. 來探討指數調整是否受到股價估值偏差的影響。為去除掉近年中國股市 P/E 值和. y. Nat. er. io. sit. P/B 值總體呈現下降趨勢的影響，我們用調整股 P/E 和 P/B 值分別除以滬深 300 指數 P/E 和 P/B 的倍數（稱為 P/E 相對倍數和和 P/B 相對倍數）來作為參考標準。. al. n. iv n C 分別選取指數調整前 3 個月該比值的平均數與指數調整半年後的 3 個月（即指數 hengchi U 調整後第 6 個月至第 8 個月）該比值的平均數進行比較。. 表 6 的實證結果也支持了之前的猜測。無論是 P/E 值還是 P/B 值，對於調入股而言，相對倍數都在調入指數之後下降，P/E 值平均從 3.04 下降到 2.85，P/B 值平均比從 1.56 下降到 1.38；而對於調出股，相對倍數則都在調出指數之後上升，P/E 值平均從 1.94 上升到 2.12，P/B 值平均比從 1.19 上升 1.23。說明調入指數的股票，在指數調整前的估值高於指數調整之後，而調出指數數的股票，在指數調整前的估值低於指數調整之後。也就可以反映出滬深 300 指數傾向於將前期 37.

(43) 估值偏高的股票調入成分股，而將前期估值偏低的股票調出成分股。. 表 6. 指數成分股調整前後 P/E、P/B 相對倍數比較. 本表顯示的是指數成分股調整前後 P/E 和 P/B 相對倍數的變化情況。樣本為滬深 300 指數 2010 年 6 月至 2013 年 6 月成分股調整中最終選取的 70 支調入股和 103 支調出股。指數成分股調整之前和之後的樣本時間段分別是指指數調整前 3 個月和指數調整半年後的 3 個月，即指數調整後第 6 個月至第 8 個月。表 A 中的 P/E 的相對倍數是指調入股或調出股的 P/E 值除以同時點滬深 300 指數的 P/E 值得到的倍數。在兩個樣本時間段中分別求出 P/E 的相對倍數的平均值和中位數。表 B 中 P/B 值按相同方法求出相對倍數的平均值和中位數。. A〃P/E 相對倍數的變化情況指數成分股調整之前相對倍數的平均值（中位數）. 立. 調出指數的樣本. 2.77. 1.94. 2.12. 1.38. 1.51. y. 1.36. n. 1.17. Ch. er. io. sit. 1.56 1.19. al. 2.11. ‧. B〃P/B 相對倍數的變化情況. Nat. 第二節. 3.06 1.91. 調入指數的樣本調出指數的樣本. 2.85. 學. ‧ 國. 調入指數的樣本. 政3.04 治大. 指數成分股調整之後相對倍數平均值（中位數）. n engchi U. iv. 1.23 1.24. 指數成分股調整對股票其他因素的長期影響. 一、股東人數. 這部份將股票納入指數之後股東人數與納入指數前來做對比。預期的結果是在股票被調入指數之後，因為投資人對該股票的認識及關注度提升，股東人數會上升。對於調出滬深 300 指數的股票來說，我們預期在指數調整之後，股東人數下降的幅度會比較小，因為對於散戶投資人來說股票從指數中調出一般不會成為 38.

(44) 其改變投資選擇的依據。. 因為我們要研究的是指數成份股調整的長期效應，為與股價報酬研究期間長短保持一致，我把股票納入指數後 8 個月（約 160 個交易日）之後股東人數與納入指數前 3 個月的股東人數來做對比。股東人數的資料來自華泰證券資料庫。. 表 7. 指數成份股調整前後股東人數及變化情況. 本表反映的是指數成分股調整前後股東人數的變化。樣本為滬深 300 指數 2010 年 6 月至 2013 年 6 月成分股調整中最終選取的 70 支調入股和 103 支調出股。指數成分股調整之前和之後的樣本時間段分別為指數調整前 3 個月和指數調整半年後的 3 個月，即指數調整後第 6 個月至第 8 個月。資料來自華泰證券資料庫。. 平均值（中位數）. 平均值（中位數）. 股東人數變動比例的平均值（中位數）. 51527. 56388. 22%. 34346. 38160. 130724 110391. 122734 101121. y. sit. io. n. al. 13% -6% -7%. er. Nat. 調出指數的樣本. ‧. 調入指數的樣本. 學. ‧ 國. 政治大指數成分股調整指數成分股調整立之前的股東人數之後的股東人數. i Un. v. 上表反應了股東人數在指數成分股調整前後的情況。從表中我們可以看到對. Ch. engchi. 於新調入指數的股票而言，調入指數後股東人數平均增加 4861 人（中位數計算為 4014 人）。而對於調出指數的股票而言，調出指數後，股東人數平均減少 7990 人（中位數計算為 9270 人）。為避免基數不同的干擾，在計算股東人數的平均數與中位數之外，還計算了股東變動比例的均值，它是先計算每個樣本的變動比例之後求簡單算術平均得出。從上表的最後一列我們可以看到，當股票被納入指數八個月之後，其股東人數平均增加了 14%，而對調出股，其股東人數下降僅 6%，下降的幅度遠小於調入股股東人數的增加。該結果與之前的預測一致。. 39.