台股基金市場成長性分析 - 政大學術集成
72
0
0
全文
(2) 立. 政 治 大. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. . i n U. v.
(3) . 謝 辭 對於一個在實務界服務逾 20 年，重回學校進修的學生而言，所知學術理論之 深度及廣度自是不足，加上工作規劃之故，實際能投入學術研究之時間亦相對有限。 在初與指導教授郭炳伸博士討論論文發想之時，提及個人對所服務逾 20 年之證券 投資界懷有極深的熱情及感情，對於投信業近年所出現的質變，及台股基金市場成 長性之相關論點多所納悶。勇敢的郭老師遂鼓勵我進行實證研究，除可解自己心中 疑惑，同時也可為工作訂定策略時提供參考。郭老師指導學生的熱情，為一個原對. 政 治 大. 量化分析既敬且畏的我，燃起興趣及信心。在此之前，我從未想過自己有足夠能耐. 立. 完成一篇量化報告。特別感恩郭老師願意提供一個如此深刻的學習機會給年齡與他. ‧ 國. 學. 相近的學生，更對郭老師多次在教學研究工作已過度負荷、且時近深夜之時，仍不 辭辛勞的為我論文撰寫所遭遇之難題尋求解答，內心感激不已。沒有郭老師的全力. ‧. 支持，很難有此論文的呈現。. y. Nat. sit. 同時，亦感謝林信助教授及藍青玉教授在口試時提供諸多極具價值的建議，讓. n. al. er. io. 此論文能因此更臻完備。. i n U. v. 此外，若非台灣經濟新報的好友黃政民、陳惠玲及錢素英大力協助，提供研究. Ch. engchi. 分析所需之眾多數據資料，此論文完成之時序恐會多所延宕。在此特向他們致謝。 最後，家人的溫情支持一直是我無後顧之憂、勇於向階段目標及理想前進的動 力。不論正值模型偵錯、或論文刻鑿的沉悶之時，及至振筆致謝辭的此時，總會不 禁意飄來家人為我溫馨準備的濃郁咖啡香。無數的支持及關懷成就我有幸享受一場 難得的學術饗宴。 陳月姿 謹識於 國立政治大學 商學院經營管理碩士學程 中華民國一百年四月五日. I . .
(4) . 摘 要 台股基金淨資產規模在 2007 年 10 月底創下 5,251 億元台幣高水位後，隨即因 全球次貸危機而一路挫低至 2009 年 1 月的 2,283 億元台幣，衰退幅度高達 56.5%。 之後雖逐漸自風暴中走出，但至今仍未再現 5,000 億元規模時之風華。因此，台股 基金市場成長受限之論點四處流竄。為客觀實證台股基金市場未來成長性之可能走 向，本研究擬運用複迴歸分析模型探討市場論點--「台股基金市場成長性受限」之 可信度。. 政 治 大. 本研究係以台股基金單位數月變動量為被解釋變數，並擇取外銷訂單月變動. 立. 量、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. ‧ 國. 學. 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、ETF 單位數月變動量、境外基金業 務、全權委託業務、1997 亞洲金融風暴及 2007 全球次貸危機等 12 項數列為解釋. y. Nat. er. io. sit. 變數，進行必要之調整後，以複迴歸模型分析而得具顯著解釋力之模型。 而分析模型中的 12 個解釋變數，有 8 個變數 p-value 在 5%顯著水準之下，具. al. n. v i n Ch 顯著解釋力。僅外銷訂單月變動量、ETF 2007 e n g單位數月變動量、境外基金業務及 chi U 全球次貸危機對台股基金單位數變動量之解釋力不顯著。. 此外，複迴歸分析模型所呈現之樣本外預測值僅於窄幅中波動，顯示 2010/11-2011/12 台股基金單位數預測值變動幅度不大。而 Holt Winters 所呈現之 預測值更顯露出疲態，呈現一等差下降趨勢。此分析結果正與市場論點--「台股基 金市場成長性受限」一說相呼應。. II . .
(5) . Abstract October 2007, net assets of Taiwan domestic equity funds reached the historical high, NT$ 525.1billion. After that, net assets setback to NT$ 228.3 billion in January 2009 due to global subprime mortgage crisis, declining by as much as 56.5%. Although the market has gradually ridden out the crisis, the fund scale has not yet retrieved the plateau of NT$ 500 billion. Therefore, an argument is ubiquitous in the market which implies that the growth potential of Taiwan. 政 治 大 argument, the empirical study would apply for multiple regression to research it. 立. domestic equity fund has been capped. For verifying the credibility of this. ‧ 國. 學. This study defines monthly changes in Taiwan domestic equity fund units as a dependent variable. 8 out of 12 explanatory variables which p-values are below. ‧. the 5% significance level tend to reject the null hypotheses. That represents these. sit. y. Nat. variables are significantly explanatory. Monthly changes in the amount of export. io. er. orders, monthly changes ETF units, offshore fund business and the 2007 subprime mortgage crisis are only 4 variables which are not significantly. n. al. Ch. explanatory for dependent variable.. engchi. i n U. v. In addition, multiple regression analysis model shows that fund unit forecasts from Nov. 2010 to Dec. 2011 fluctuate in a very narrow range. That reveals the forecasted fund units among Nov. 2010 – Dec. 2011 just have modest changes. At the same time, the forecasted fund units from Holt Winters expose the weakness, showing a downward trend in arithmetic. Both of results from multiple regression and Holt Winters seem to identically echo the market argument –｀the growth potential of Taiwan domestic equity fund market has been capped.＇. III . .
(6) . 目錄 謝. 辭 ..................................................................................................................... I. 摘. 要 .................................................................................................................... II. Abstract ................................................................................................................... III. 目. 錄.................................................................................................................... IV. 表目錄 .................................................................................................................... V 圖目錄 ................................................................................................................... VI. 第一章 緒論 .......................................................................................................... 1. 政 治 大. 第一節 研究背景與動機 .............................................................................. 1 第二節 研究目的 ........................................................................................... 4 第三節 研究架構與流程 ............................................................................ 14. 立. ‧ 國. 學. 第二章 研究方法與變數說明 ........................................................................ 15. ‧. 第一節 變數定義與衡量 ............................................................................ 15 第二節 複迴歸(Multiple Regression)分析模型描述 ............................ 16. sit. y. Nat. 第三章 實證結果與分析 ................................................................................. 28. n. er. io. 第一節 資料來源與選樣標準 .................................................................... 28 第二節 複迴歸模型評估 ............................................................................ 34 a l ................................................................................ 第三節 實證結果呈現 37 iv. n U engchi 第四章 樣本外預測與比較 ............................................................................. 46. Ch. 第一節 Holt Winters 預測模型描述 ........................................................ 47 第二節 複迴歸預測模型結果呈現 ........................................................... 48 第三節 複迴歸模型及 Holt Winters 預測結果比較 .............................. 50. 第五章 結論與建議 .......................................................................................... 58 第一節 結論 ................................................................................................. 58 第二節 研究建議 ......................................................................................... 60. 參考文獻 ............................................................................................................. 62. IV . .
(7) . 表目錄 . 表 1-1 境內基金分類統計表 ............................................................................... 6 表 1-2 各項投信業務統計表 ............................................................................... 8 表 1-3 投信基金規模排名 .................................................................................. 12 表 2-1 全體投顧投信兼營全權委託投資業務統計表 .................................... 25 表 2-2 解釋變數與被解釋變數之相關係數方向 ............................................ 27. 政 治 大 表 4-1 台股基金月單位總量預測值顯示表 .................................................... 52 立. 表 3-1 複迴歸分析模型估計結果報表 ............................................................. 36. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. V . . i n U. v.
(8) . 圖目錄 . 圖 1-1 歷年境內基金基金數 ............................................................................... 2 圖 1-2 歷年境內基金淨資產總值 ....................................................................... 2 圖 1-3 台股基金規模與大盤指數 ....................................................................... 3 圖 1-4 境內基金&境外基金規模趨勢 ................................................................ 8 圖 2-1 台股基金淨資產價值 vs.基金單位數 .................................................. 17. 政 治 大 圖 3-2 外資月買賣超金額與台股基金單位數月變動量 ................................ 43 立 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 ............... 38. ‧ 國. 學. 圖 4-1 複迴歸分析預測結果評價 ..................................................................... 49 圖 4-2 台股基金單位數趨勢預估 ..................................................................... 51. ‧. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. VI . . i n U. v.
(9) . 第一章 緒論 第一節 研究背景與動機. 台灣證券投資信託業（以下簡稱投信業）自 1983 年 10 月由中央投資公司、中 國國際商銀及交通銀行等機構合資成立第一家證券投資信託公司-國際證券投資信. 政 治 大. 託公司，至今已逾 27 年，但相較國外基金管理業的發展，台灣仍算是起步相當晚。. 立. 投信業主要業務係受託管理信託人所委託之資產，因涉及眾人之資產，故一直以來. ‧ 國. 學. 皆屬政府政策主導性極高之特許行業。1985-1992 年期間台灣投信市場所有基金皆 由國際、光華、建弘及中華 4 家投信所募集成立，及至 1992 年才再度開放新投信. ‧. 申設，1993 年才有由新投信所募集成立的基金加入市場爭戰（見圖 1-1 & 圖 1-2） 。. Nat. sit. y. 至此，4 大投信寡佔基金市場之優勢漸失，發展早期須靠「關係」 才較有機會申購. n. al. er. io. 到基金之盛況也不復多見。. i n U. v. 由於申設新投信者眾，自 1992 年開放，至 2000 年底投信家數已由早期的 4. Ch. engchi. 家投信激增為 38 家，約當現今家數（2010 年 11 月為 39 家）。原境內基金業務競 爭日趨激烈，加上部份外資視台灣投信市場為其進軍大陸市場的跳板，遂引發投信 業持續多年的整併風潮。以早期 4 大投信為例，國際投信被納入兆豐金控，更名為 兆豐國際投信；光華投信幾經荷銀、ING 整併，已成消滅公司；建弘投信曾為唯一 上櫃成功之投信公司，現亦已被整併進第一金控，而更名為第一金投信；至於中華 投信，則為外資匯豐銀行所購併，現為匯豐中華投信。. 1 . .
(10) . 圖 1-1. 歷年境內基金基金數. 600 500. 466. 548 523 517 502 508 497. 417 400. 362 326 301. 300 200. 200 100 5. 156. 政 治 大. 27 28 40 8 15 19 22. 立. 66. 19 85 19 86 19 87 19 88 19 89 19 90 19 91 19 92 19 93 19 94 19 95 19 96 19 97 19 98 19 99 20 00 20 01 20 02 20 03 20 04 20 05 20 06 20 07 20 08 20 200 10 9 Au g. 0. 1. 92. 125. 236. ‧. ‧ 國. 學. 圖 1-2. 歷年境內基金淨資產總值. n. al. er. io. sit. y. Nat 30,000. 25,000. 20,000. 單位:NT$ 億元. Ch. n U engchi. 26,668 24,813. iv. 21,812. 17,776. 20,409 19,665 19,750 19,631 18,247 15,714. 15,000. 10,967 10,590 10,000. 5,000. 19 85 19 86 19 87 19 88 19 89 19 90 19 91 19 92 19 93 19 94 19 95 19 96 19 97 19 98 19 99 20 00 20 01 20 02 20 03 20 04 20 05 20 06 20 07 20 08 20 200 10 9 Au g. 0. 7,460 5,570 4,749 2,518 2,495 1,875 35 92 204420714543771 736. 2 . .
(11) . 台股基金規模在 2007 年 10 月隨大盤指數再闖萬點大關，而創下月底 5,251 億 元台幣（見圖 1-3）高水位後，隨即因次貸危機所引發的金融風暴具體成型，而一 路挫低至 2009 年 1 月的 2,283 億元台幣，衰退幅度高達 56.5%。之後雖逐漸自風 暴中走出，但至今仍未再現 5,000 億元規模時之風華。至此，台股基金市場成長受 限之市場論點四處流竄，並時而有投信據此論點，陸續限縮台股資產管理團隊的規 模及投入資源。由於投信係管理眾人之資產，且向受益人收取相關資產管理費用， 實無在毫無具體實證之情況下，僅根據市場論點即作成決策之理。 為客觀實證台股基金市場未來成長性之可能走向，本研究擬投入具體歷史數. 政 治 大. 據，並運用複迴歸分析模型探討市場論點--台股基金市場成長性受限之可信度。主. 立. 要憑藉為證券金融市場歷史具一再重演之特性，故鑑往知來係本研究運用複迴歸分. 台股基金規模與大盤指數. y. Nat. 12000. 圖 1-3. sit. do mestic equity fun d. n. al. er. T WSE In dex. io. 10000. 8000. Æ ü ¼ « L ½ j ¤. 6000. ‧. ‧ 國. 學. 析模型之主因。. Ch. engchi. i n U. v. 1,000,000 900,000 800,000 700,000 600,000 500,000 400,000. 4000. 300,000 200,000. 2000. 100,000 0. 0. 3 . . )U ʸ ¦ $T N (Ò W¼ ÷³ òª Ñ° xª ¥.
(12) . 第二節 研究目的 台股基金市場自 2007 年全球次貸危機後，規模出現大幅縮減。台股基金市場 成長受限之市場論點因而四處流傳，並時而有投信據此論點，陸續限縮台股資產管 理團隊的規模及投入資源。為釐清市場論點—台股基金市場成長已受限？ 本研究擬 運用複迴歸分析模型進行探討。 若最終分析所得結果顯示，台股基金市場成長性果真受限，則投信就資源使用 效率考量，而限縮台股資產管理團隊陣容，於理有據。若否，則投信將有違對委託. 政 治 大. 人之承諾，此承諾即是以最大可能之資源投入，以達增長並同時保障受益人資產之. 立. 託付。. ‧ 國. 學. 此外，若由實證模型分析證實台股基金業務成長受限一說具可信度，則造成台. ‧. 股基金實質投資吸引力降低之主因，自然也成為本研究之探討重點。再者，台股基 金現階段若果真面臨成長瓶頸，是否有任何政策的改變（例: 勞退金勞工自選方. y. Nat. sit. 案），可令活水注入台股基金，而重啟其成長動力。. n. al. er. io. 而在此可能之分析結論下，單一投信業者將如何自處於 38 家1（見表 1-3）投. Ch. i n U. v. 信爭戰的激烈競爭下，策略思維為何？亦將是本研究另一探討議題。 . engchi. 1. 就在此研究分析行進中，台灣工銀投信於 2010/12/18 被併入台新投信，因此投信家數瞬間又. 降至 38 家。審視此購併案，台新投信之所以能以小併大（2010/11 月止，台新投信基金總規模為 187 億元，而台灣工銀投信則為 381 億元） ，除因台新投信為台新金控之轉投資，有富爸爸在後加持 外，台灣工銀投信至今仍深陷 2004 年結構債風暴衝擊所苦係導致台灣工銀投信大股東棄守該投信 之主因。業界皆知，台灣工銀投信係台灣工銀為滿足籌設金控條件（最後因主體非屬商業銀行，而 仍然與金控擦身而過） ，購併大眾投信更名而成。其後為快速擴增資產管理規模，再度併入盛華投信。 孰料一直以來皆以債券基金為產品主力之盛華投信，其基金投資組合中潛藏結構債評價風險，致使 台灣工銀投信接手盛華投信後，因而承受極大投資資產評價損失。此案例讓其他投信業者深深引以 為誡，亦即當面臨激烈競爭而亟欲將競爭者遠拋在後，倉促選擇採取較快速之購併手段，稍一不慎， 若併購到不良資產，反致侵蝕事業根基。 . 4 . .
(13) . 投信業發展至今雖已逾 27 年，但在台灣產業發展進程中，仍屬相對新的產業， 故為使本研究之目的、方向及整體內容更易理解，在正式進入實證分析前，將針對 投信業之業務演進及近年所發生之重要事件加以著墨，以期在進行科學實證分析的 同時，亦能提供些許人性的省思。希冀在硬性及軟性訴求兼備下，能讓本研究更具 參考價值。 投信業境內基金（onshore funds）業務成長雖持續，且產品線已由台股基金. 政 治 大 遂於 2000 年 10 月開放全權委託業務（俗稱代客操作），除可趕搭政府四大基金委 立. 擴及跨國股票、固定收益和組合等基金（見表 1-1） ，但卻面臨多家投信分食。政府. ‧ 國. 學. 外操作之列車，諸多機構法人及中實戶著眼全委業務係針對客戶需求量身訂作，且 有單一客戶獨立帳務之優勢。此外，因多家投信積極逐鹿此新業務之故，以客戶而. ‧. 言，管理費之議價空間較基金為大，故自 2001 年起業務量激增。截至 2010 年 9. sit. y. Nat. 月為止，全權委託資產規模已達 7,088 億台幣（見表 1-2） 。於此同時，投信原有基. io. n. al. er. 金業務面臨全委明顯搶市之壓力。. Ch. engchi. 5 . . i n U. v.
(14) . 表 1-1. 境內基金分類統計表 （2010 年 9 月止）. 類型. 種類. 股票型. 國內投資. 172. 334,337,403,884. 跨國投資. 152. 366,890,313,350. 324. 701,227,717,234. 國內投資. 36. 31,505,960,384. 跨國投資. 17. 16,013,369,041. 53. 47,519,329,425. 48. 745,084,060,125. 48. 745,084,060,125. 2. 5,031,415,824. 小 計 平衡型. 小計 類貨幣市場型. 基金規模 (元). 基金數量. 類貨幣市場型 小 計 國內投資一般債券型. 13 治 政 金融資產證券化型 大3 高收益債券型 6 立. 38,006,915,809. 跨國投資一般債券型. 跨國投資. 2 2. 小 計. 跨國投資-債券型. 23. 跨國投資-平衡型. 29. Nat. 16. 20,073,106,012 85,995,414,119 52,643,035,088. n. 0 158,711,555,219 16,317,361,474. 12. 16,317,361,474. 國內投資. 11. 69,065,598,621. 跨國投資. 1. 13,133,086,904. 12. 82,198,685,525. 國內投資. 1. 3,285,029,305. 跨國投資. 4. 5,481,894,165. 5. 8,766,923,470. 548. 1,840,800,299,594. 8. 30,180,070,521. 小 計. 小 計 指數型. 0. er. io. 指數股票型. 876,652,696. 0 al 小 計 v 68i n C 不動產證券化 h e n g c h i U 12. 跨國投資-其他. 不動產證券化. 876,652,696. y. 0. 跨國投資-股票型. 0. ‧. ‧ 國. 0. 80,098,014,426. 學. 國內投資. 國內投資. 組合型. 35,197,889,840. 24. 小 計 貨幣市場基金. 1,861,792,953. sit. 固定收益型. 小 計 合計 傘型基金(子基金共 21 支). 資料來源: 中華民國證券投資信託暨顧問商業同業公會. 6 . .
(15) . 境外基金（offshore funds）係指國外基金管理公司所發行、但在台灣登記銷 售之基金，原多透過外資證券投資顧問公司推介，投資人再向海外境外基金公司申 購。主管機關為增加市場投資產品管道，並將境外基金列入更有系統的管理，遂於 2006 年 3 月開放投信擔任境外基金總代理。至 2010 年 9 月為止，核准引進銷售之 境外基金多達 1,021 檔，總銷售規模亦已達 2.41 兆台幣，超越同期境內基金 548 檔，總基金資產規模 1.84 兆台幣（見表 1-2）之水準。由圖 1-4 更可發現境外基金. 政 治 大 襲，整體基金市場皆遭襲擊；境外基金又因基金管理公司位處海外，投資人對其所 立 雖曾於 2007/12 一度以超越 2 兆元之姿突破境內基金，但隨後因全球次貸危機侵. ‧ 國. 學. 受衝擊程度相對難掌握。為資產保全之故，境外基金面臨贖回之壓力較之境內基金 為大，故境外基金規模超越境內基金僅曇花一現。直到 2009/12 才在投資信心漸恢. ‧. 復，且資產配置概念日益風行之趨勢下，一舉突破境內基金規模，且似已成定局，. n. al. er. io. sit. y. Nat. 短期內應難以被境內基金所扭轉。. Ch. engchi. 7 . . i n U. v.
(16) . 表 1-2. 各項投信業務統計表（2010 年 9 月止）. 類型. 項目. 共同基金. 金額/數量 1,840,800. 總資產金額(百萬元). 548. 基金數 私募基金. 22,244. 總資產金額(百萬元). 112. 基金數 全權委託. 708,884. 有效契約淨資產價值(百萬元). 政 治 大 總資產金額(百萬元) 立. 1,336. 契約數. 境外基金. ‧ 國. 學. 基金數. 2,408,083 1,021. 資料來源: 中華民國證券投資信託暨顧問商業同業公會. ‧. io. sit. y. 境內基金&境外基金規模趨勢. n. al. er. Nat. 圖 1-4. Ch. engchi. 8 . . i n U. v.
(17) . 2004 年 7 月聯合投信事件掀起結構債風暴，引發國內債券基金強大贖回潮， 不僅造成投信業遭逢前所未有的流動性風險及巨幅虧損，幾位證券金融集團掌舵者 更因該事件的後續處理方式，落入無前例可循之爭議，而備受市場質疑、甚且涉入 訴訟。 結構債風暴起因於 2000 年美國網路泡沫及 911 事件後，美國聯準會（FED） 為了振興經濟，採取降息措施，帶動全球利率走低；債券的獲利因此開始飆升，也. 政 治 大 益率略高於定存、且具有免稅之優勢，因此造成機構及高淨值投資人趨之若鶩。此 立 讓市場對債券產生濃厚興趣，從而出現大量債券型基金相關產品。債券型基金因收. ‧ 國. 學. 外，債券型基金的流動性佳，投資人在贖回申請的隔日即可收到款項，對資金調度 而言相當靈活便利。2001 年初，債券型基金規模原本只有 7,000 多億元，後來一路. ‧. 大幅成長至 2004 年 5 月的 2.4 兆台幣，不但佔國內整體基金市場的 78%，更遠遠. sit. y. Nat. 超越股票型基金的規模。. n. al. er. io. 由於當時利率一直處於低檔，部份外商銀行便率先推出結構債商品，並將其包. i n U. v. 裝為定存的形式，且採反浮動利率方式計息。所謂反浮動利率係指實際的付息利率. Ch. engchi. 是以一個固定的利率減去一個浮動的指標利率（例如：LIBOR） 。在市場利率走低的 情況下，反浮動利率對投資人較為有利。反之，若市場利率走高，則投資人可以獲 得的利率就變低、甚或零利率，對投資人而言當然非常不利。當時債券型基金經理 人為拉高基金收益率，開始大量買進結構債商品，根據估計當時整體債券型基金投 資結構債的部位高達 6,000 億元（市場保守以虧損 2%估計，帳上總損失金額即高 達 120 億，幾近整體投信資本額的總和）。 2004 年後利率反轉向上，債券報酬下跌，債券型基金收益率因而走低。由於債 券型基金持有結構債部位太大，因而引起市場恐慌，並造成強大基金贖回潮。2005. 9 . .
(18) . 年 5 月，債券型基金規模開始大幅縮水，原本 2005 年 1 月的規模還有將近 2 兆元 台幣，但到 2005 年底只剩下約 1.3 兆元的規模。失血程度之鉅，讓債券型基金流 動性面臨巨大考驗。 當時金管會對債券型基金提出幾項規範：一是限期分流，包括分流成類貨幣型 基金與固定收益基金兩種；二是希望將債券基金所持有之結構債（尤其評價出現帳 面虧損者）轉由大股東持有；三是建立新的評鑑方式；四則是維持適度規模，以保 有流動性。當時還伴隨著某些行政指導，譬如保護投資人不能承受任何損失，亦即. 政 治 大 之行政指導，當時僅以口頭勸說為之，未有相關自律公約或會議記錄，更沒有函令。 立 希望債券基金若因持有結構債而導致損失，投信股東須自行吸收。但此重創投信業. ‧ 國. 學. 主管機關的規範公布後，部分投信公司選擇直接賣出手中結構債，部分則選擇將原 本的商品包裝成海外結構型商品，其中有投信更因而再度包裹到有問題之次貸商. ‧. 品，造成二度傷害。. Nat. sit. y. 由於主管機關希望投信股東出面吸收所有結構債損失，但投信公司的資本額. n. al. er. io. 小、多僅 3-5 億，而部份投信可能之曝險損失卻高達 10 餘億，因此只好想盡辦法. i n U. v. 進行結構債資產的挪移，也可能是在主管機關默許下，轉由集團內的證券公司或銀. Ch. engchi. 行先行承擔損失。但現今法律認定標準，卻不利這些大股東或公司負責人。 此事件重挫市場對境內基金（尤指國內債券型基金）的投資信心，整體基金淨 值資產總值因而自 2003 年底的 2.67 兆台幣高峰回落（見圖 1-2） 。台股基金雖非處 此風暴核心，但仍不免受池魚之殃。 代表投信資產管理團隊主要管理能量之台股基金，係國內廣大基金投資人習以 用之衡量該團隊管理績效良窳的主要指標之一，主因海外基金（overseas funds） 之管理，多有海外投資顧問公司之投資建議提供及相關協助。在開放全權委託、指. 10 . .
(19) . 數股票型基金 （ETF）加入市場及開放境外基金總代理等新業務加入後，是否對台 股基金業務產生資金排擠？ 抑或受前提新業務蓬勃牽引而產生綜效? 值得探討。 台股基金業務成長與否，應係投信資本主在衡酌是否投入更多資源於台股資產管理 團隊時的諸多考量關鍵之一。. 立. 政 治 大. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 11 . . i n U. v.
(20) . 表 1-3 排名. 投信基金規模排名（2010/12 止). 公司名稱. 基金規模(元). 市佔率. 1. 復華投信. 146,978,972,013. 7.75%. 2. 摩根富林明投信. 131,154,966,641. 6.92%. 3. 寶來投信. 128,619,299,048. 6.78%. 4. 群益投信. 127,919,856,964. 6.75%. 5. 保誠投信. 114,002,716,074. 6.01%. 6. 元大投信. 103,925,535,559. 5.48%. 7. 國泰投信. 8. 第一金投信. 4.78%. 88,855,277,327. 4.69%. 5.29%. 學. ‧ 國. 9. 立 富邦投信. 100,370,324,754 政 治 大 90,614,426,913. 83,695,498,455. 4.41%. 11. 德盛安聯投信. 83,121,446,249. 4.38%. 12. 安泰投信. 78,068,610,104. 4.12%. 13. 匯豐中華投信. 70,175,997,753. 14. 兆豐國際投信. 68,245,538,270. 日盛投信. 64,796,531,347. 3.42%. 台新投信. 61,130,280,504. 3.22%. al. 2.71%. y. sit. io. 16. er. 15. ‧. 保德信投信. Nat. 10. 3.70% 3.60%. 華南永昌投信. 18. 柏瑞投信. 19. 統一投信. v i n 45,844,883,949 Ch e n g c 37,295,341,630 hi U. 20. 永豐投信. 35,767,797,322. 1.89%. 21. 聯邦投信. 34,093,207,724. 1.80%. 22. 新光投信. 29,231,754,453. 1.54%. 23. 富蘭克林華美投信. 27,754,643,369. 1.46%. 24. 景順投信. 13,251,729,667. 0.70%. 25. 德銀遠東投信. 11,736,566,730. 0.62%. 26. 華頓投信. 9,394,617,171. 0.50%. 27. 施羅德投信. 7,993,904,069. 0.42%. 28. 凱基投信. 7,858,963,179. 0.41%. 29. 匯達投信. 7,614,431,573. 0.40%. n. 17. 51,284,989,993. 12 . . 2.42% 1.97%.
(21) . 排名. 公司名稱. 基金規模(元). 市佔率. 30. 宏利投信. 7,517,064,902. 0.40%. 31. 台壽保投信. 7,597,351,474. 0.40%. 32. 德信投信. 7,358,341,598. 0.39%. 33. 富達投信. 4,401,522,506. 0.23%. 34. 富鼎投信. 3,474,285,296. 0.18%. 35. 瑞銀投信. 2,155,176,731. 0.11%. 36. 貝萊德投信. 1,382,313,860. 0.07%. 37. 安多利投信. 806,854,194. 0.04%. 38. 康和比聯投信. 291,982,697. 0.02%. 資料來源: 中華民國證券投資信託暨顧問商業同業公會. 立. 政 治 大. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 13 . . i n U. v.
(22) . 第三節 研究架構與流程. 為使整個研究架構與流程更為清晰明確，特予本節中以流程圖標示出研究目 的、研究方法、可能結果呈現及相關結論與建議探討，藉以清楚彰顯出本研究之主 軸。 被解釋變數:台股基金 單位數月變動量. 台股基金市場成長 性分析. 解釋變數:外銷訂單月. 變動量、 一年期定存利 政 治 大、台股基金相 率月變動量. 立. 對大盤月報酬率、…. ‧ 國. 學 ‧. 複迴歸分析 Holt Winters 預測. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. 台股基金單位 數趨勢成長受 限？. 是. engchi. 否 台股基金成長受限之市場論點不攻自破 以此論點限縮台股資產管理團隊規模， 是否符合基金受益人所託付予投信業者 之信託責任？ . 14 . . i n U. v. 造成台股基金實質投資 吸引力降低之主因 投信業者如何適切地訂 定未來發展策略 .
(23) . 第二章 研究方法與變數說明 本章內容主軸為研究方法之描述及變數說明，主要運用之研究方法為複迴歸分 析模型。模型分析方法經描述定調後，則進行被解釋變數及各解釋變數之選擇及定 義說明。最後，則是在進行複迴歸模型分析前，先依實務經驗初判解釋變數與被解 釋變數之相關係數方向，整理成表。據以在第三章之實證分析結果中進行比對，並 加以具體論述造成差異之原因。. 立. 政 治 大. ‧. ‧ 國. 學. 第一節 複迴歸(Multiple Regression)分析模型描述. Nat. Yt=β1＋β2X2,t＋β3X3,t+…+βkXk,t，t=1,…,N. n. al. Ch. engchi. er. io. sit. 感到興趣的被解釋變數(Y)。複迴歸分析模型可表示如下：. y. 在統計上，迴歸分析的主要目的在利用一組已知的變數(X)來解釋與預測一我們. i n U. v. 其中，Yt 是被解釋變數(Dependent Variable)，X2,t,…,Xk,t 為解釋變數(Explanatory Variables or Independent Variables)，β1,…,βk 為待估計之未知參數。模型參數 βi = ΔYt/ΔXit 代表當其他變數不變下，解釋變數 Xit 變動一單位對被解釋變數的影響。 上式表示，在已知 X 等變數的值之下，被解釋變數的條件期望值(Conditional Expectation)，即 E(Yt︱X2,t,…,Xk,t)，為這些解釋變數的線性函數：. E(Yt︱X2,t,…,Xk,t) =β1＋β2X2,t＋β3X3,t+…+βkXk,t. 15 . .
(24) . 而實際觀察到的被解釋變數值 Yt，則是這個條件期望值，再加上一個隨機誤差項 (Random Error Term), 亦即：. Yt = E(Yt︱X2,t,…,Xk,t)+εt. 一般假設此誤差項服從一獨立且具有相同分配 (Independent and Identically Distributed, i.i.d.). 立. 學. 一、. ‧ 國. 第二節 變數定義與衡量. 政 治 大. 被解釋變數. ‧. 台股基金單位數月變動量. Nat. sit. y. 就投信業者而言，台股基金總單位數及台股基金淨資產價值（係基金總單位數. n. al. er. io. 乘以基金每單位淨值而得；台股基金每單位淨值面額為 10 元）皆係其觀察台股基. i n U. v. 金業務成長與否之主要指標（見圖 2-1） ，投信主要營收來自資產管理費收入，而管. Ch. engchi. 理費收入係基金淨資產金額乘以基金管理費率而得。所以影響基金淨資產金額之變 數為基金總單位數及基金每股淨值。然基金每股淨值受股市漲跌所左右，非因受基 金投資人之投資意願強弱所影響。相反的，基金總單位數則依投資人投資意願之強 弱而變動。故欲探討台股基金業務之成長性，單純以基金總單位數為被解釋變數應 較為合宜。. 16 . .
(25) . 圖 2-1. 台股基金淨資產價值 vs.基金單位數. 立. 政 治 大. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 17 . . i n U. v.
(26) . 二、. 解釋變數. (一) 外銷訂單月變動量 台灣一直以來皆屬外銷導向之國家，即使「台灣接單、大陸出貨」及三角貿易 之比例日增，但外銷訂單依然係判斷出口景況，進而推斷經濟成長的主要指標之一。 而經濟榮枯將影響直接及間接投資之意願。外銷訂單成長，出口增、景氣佳，預期 消費擴增，帶動產業投資榮景，廠商獲利因而好轉。此時進行金融投資易獲致資本. 政 治 大. 利得，故而引發投資人投資意願，基金投資自然亦包括其中。. 立. ‧ 國. 學. (二) 台銀一年期定存利率月變動量. 利息高低通常為投資人在評估是否進行投資時所考慮的資金成本，亦是將定存. ‧. 利率視為無風險報酬，並據以衡量進行風險投資時報酬超越無風險報酬之可能性。. io. er. 故利率高低通常係與投資人投資意願高低成反向。. sit. y. Nat. 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。. 以 2007 年次貸危機為例，全球經濟遭受重擊之際，各國政府紛紛祭出資金寬. al. n. v i n Ch 鬆政策，降息聲此起彼落，更有甚者，例如：美國，在利率趨近零後，又實施兩波 engchi U. 大規模的量化寬鬆政策，試圖力挽惡化至近 10%之失業率。資金寬鬆結果，游資充 斥、尋求投資管道，故在全球經濟尚未恢復元氣之前，各項原物料價格已先飆漲， 全球股市也在資金行情的追漲下多所反應，部份股市更已收復次貸危機前的指數位 置。. 18 . .
(27) . 由於台灣銀行係最具代表性之公股銀行，加上市場慣以一年期定存利率高低為 影響投資意願強弱之變數，故將台銀牌告之一年期定存利率列入解釋變數之一，自 有其參考價值。. (三) 1997 亞洲金融風暴及 2007 全球次貸危機 1997 年 7 月亞洲金融風暴因泰國房地產泡沫化而起，進而影響了臨近亞洲國 家的貨幣、股票市場及其他資產的價值。影響所及，連基本面良好的新加坡、台灣 亦頻頻遭受投機客攻擊，而使匯率、股價連帶下跌，香港雖大體守住了對港幣兌美. 政 治 大. 元的聯繫匯率，但也付出極高的慘痛代價。在金融風暴襲擊東南亞國家的同時，台. 立. 灣金融市場亦遭受投機客的狙擊。為穩定匯率以避免影響台灣進出口貿易，央行宣. ‧ 國. 學. 示其救市決心。然而股票投資人擔心其持股股價挫低，爭先賣出持股，遂造成恐慌. ‧. 性賣壓，台灣股價加權指數一度由 8,000 點以上一路狂洩至 6,500 點以下。此風暴 對金融投資市場負面衝擊之大可見一斑。. y. Nat. io. sit. 2007 年全球次貸危機肇因於網路泡沫及 911 事件後利率走低所埋下的潛在敗. n. al. er. 筆；2007 年 7 月貝爾斯登關閉旗下兩檔避險基金，主因投資次貸相關產品蒙受鉅. Ch. i n U. v. 額損失。自此，多家信評機構調降次貸債券評等，美國聯邦準備局（FED）也宣布. engchi. 緊急措施，並數度注資金融市場。9 月之後情勢加速惡化，大型銀行紛紛認列鉅額 資產減損，美林、花旗的執行長先後倉促去職。2008 年 9 月雷曼兄弟倒閉，市場 恐慌指數更加狂飆。台灣雖非居風暴核心，但裁員、減薪四起，一時之間民間消費 急凍，經濟因而出現衰退，投資信心也一蹶不振。嚴格而言，自 2010 年下半年起 全球消費及投資信心才明顯恢復。. 19 . .
(28) . (四) 台灣加權指數月底收盤變動量 探討台股基金成長性的同時，很難忽略代表台股投資氣氛熱絡與否的台灣加權 指數表現。一般而言，較積極之投資者，亦即風險承受度或投資機會成本高者，多 傾向直接投資個股；而風險承受度稍低之投資者，則較偏好透過申購基金，參與股 市投資，因可經由投資基金擁有一投資組合、進行部份風險分散。此外，由於基金 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. 政 治 大. 金投資者之投資意願，但或會有些許時間落差。. ‧ 國. 學. (五) 外資月買/賣超金額. 立. 台灣從 1983 年開始開放外資投資股市，其間歷經 1991 年 QFII 制度的成立、. ‧. 1996 年 3 月開放境外華僑及外國人投資台股，至 2003 年 10 月取消 QFII 制度。1996. sit. y. Nat. 年 MSCI 將台股納入指數權重，更促使外資須依權重佈局台股，才不致與指標指數. io. er. 表現偏離太多。開放外資至今，截至 2010 年 11 月底為止，外資佔整體台股市值(21.8 兆台幣)比例，已高達 32.25%，約合台幣 7.1 兆。由此可見，外資動向對台股走勢. al. n. v i n 動見觀瞻。劉憶如（2004 年 7C 月)在其「外資在台灣證券市場角色之研究」計劃中 hengchi U. 亦提及，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）。外資較大之下單不均衡通常會使本國投資人有所反應，其後修正股價。由 於僅能推及證實外資動作對本國投資人存在著示範效果，且以外資多屬機構法人觀 之，投資屬性較偏長期投資，對股市籌碼穩定度的提升效果不容忽視。但對其他金 融市場、或金融商品，如: 台股基金之影響變動方向如何? 並未見有任何具體論述 提及，故稍後將在複迴歸分析結果中呈現。. 20 . .
(29) . (六) 整體台股基金平均月報酬率相對大盤月報酬率 基金績效一直是投資者在考量是否進行基金投資，或擇取基金標的時之主要考 量之一。市場有一說：投資基金三要素為「績效、績效、還是績效」 ，與投資房地產 三要素「location, location and location」有異曲同工之妙。而多數基金為了進行市 場或產品區隔，並明確告知投資者所追求之報酬目標，常在產品設計之初即選定其 相對報酬比較指標。其主要目的為：一、在新基金募集時模擬該指標過往之報酬率 趨勢表現，提供給投資者進行該基金投資之初，構築報酬率期望值之基礎；二、實. 政 治 大. 際進行投資後，基金投資者也可據此追蹤基金投資組合之實際表現是否符合期望、. 立. 甚且超越指標。以整體台股基金而言，除部份產業型基金及上櫃（OTC）基金係以. ‧ 國. 學. 其貼近投資之產業指數及上櫃指數為指標外，多數台股基金係以大盤指數，即台灣 加權股價指數為比較指標（benchmark） 。基金績效打敗大盤表現係多數投資者在進. ‧. 行基金投資時的期望之一。. sit. y. Nat. io. al. n. 礎）. er. (七) 整體台股基金 Sharpe Ratio 相對大盤 Sharpe Ratio（12 個月月平均報酬為基. Ch. engchi. i n U. v. 夏普指數（Sharpe ratio）係指每單位風險可創造出的超額報酬（excess return）. Sharpe Ratio = (γi -γf ) / δ γi ：該投資 12 個月之月平均報酬率 γf ：12 個月之月平均無風險報酬率 δ ：12 個月月平均投資報酬率之標準差. 21 . .
(30) . 若夏普指數等於零，即代表每單位風險所帶來的報酬等於無風險報酬（通常以 銀行定存利率為代表） ，亦即超額報酬為零；夏普指數若大於零，表示投資報酬優於 無風險報酬；當夏普指數小於零，則表示投資報酬低於無風險報酬。由於投資者進 行投資時，除追求報酬外，風險（即報酬率的波動度） 也應該被納入考量，否則常 因所冒之投資風險與個人風險承受度不相稱，而在投資組合過度波動的過程中被迫 出場，而無法等待、並享受到投資之初所設定的預期報酬。此外，即使同一期間的 投資報酬率相同，若所進行的投資行為隱含不同的風險度，也應以風險度低，也就 是標準差相對小之投資為首選。同前項解釋變數-「整體台股基金平均月報酬率相對. 政 治 大. 大盤月報酬率」，大盤表現通常會被投資者視為指標，用以比較基金績效表現之優. 立. 劣。否則若單以基金的絕對報酬來觀察，因其中涵蓋部份來自大盤漲跌之影響，並. ‧ 國. 學. 不易體現投信業者的實際管理能力。若未能彰顯優於大盤表現的選股及投資組合能. ‧. 力，基金公司難以吸引投資者申購基金，並心悅誠服地支付投信業基金管理的相關 費用。故此項解釋變數係本分析模型中所納入的第二項相對報酬因子，與前項不同. y. Nat. n. al. er. io (八) 台股基金月變動檔數. sit. 之處，在於夏普指數同時考慮了投資風險因子。. Ch. engchi. i n U. v. 投資者之基金投資意願常會在市場出現密集行銷活動時，無形中被帶動。因此 若能蒐集到各投信行銷費用的執行時點，將非常有助於瞭解行銷活動對台股基金變 動趨勢的影響。然因各投信財報多僅半年公告一次，不易取得完整數據，故本模型 以台股基金月變動檔數取代。 基金檔數之所以增加皆因新基金成立，而減少之主因多因市況不佳，面臨跌破最 低基金規模門檻之規定，而被迫合併或清算。當新基金募集時，通常前置期長達數月 之久，各式各樣的行銷活動、及持續的媒體曝光度，自然而然引起投資者的關注。而 當多家投信同時一致看好同一類型產品，而出現群聚現象時，密集的行銷攻勢，更能. 22 . .
(31) . 帶動整個市場的熱潮，進而引發投資者申購基金的意願。由於新基金在申請核准募集 日起算45天內須進行募集，故以實務經驗而言，基金成立前一個月應係募集行銷活動 進行最如火如荼之時。故而在分析模型中，將台股基金每月檔數之數列往前移一個月 後，再進行一階差分。主因迴歸分析方法都必須要求分析的變數是一個定態序列 （stationary series），而多數變數通常必須經過一階差分後才能成為定態序列。. (九) ETF 單位數月變動量 ETF （exchange traded fund, 指數股票型基金）於 2003 年 6 月在台灣問市. 政 治 大. 前，早在國際主要交易所掛牌交易。寶來投信所募集成立的寶來台灣 50 （上市碼：. 立. 0050.TW）係台灣首檔、也是最具代表性的 ETF。政府國安基金係該檔基金之主要. ‧ 國. 學. 催生者，主因國安基金在歷次的風暴中護盤所持有的鉅額股票，存有變現壓力，但 又擔憂直接在市場釋出持股會再度打壓股市。故與寶來投信合作，將部份持股轉成. ‧. 寶來台灣 50，減緩釋出時對市場可能造成的衝擊。寶來台灣 50 成立時之規模僅 42. sit. y. Nat. 億元台幣，但截至 2010 年 11 月為止，基金規模已達台幣 524 億元。而整體投資國. n. al. er. io. 內之指數股票型基金總檔數為 11 檔，總規模近 700 億元。ETF 之所以受投資者歡. i n U. v. 迎，主因成份股中績優權值股居多，投資者承受之非系統風險相對低，且由於係屬. Ch. engchi. 被動管理，投信所收取之基金管理費相對較其他主動管理之基金管理費低甚多。 以寶來台灣 50 為例，年管理費為 0.32%，而其他主動管理之台股基金年管理 費則多為 1.5 -1.6%，由於管理費係計算進每日基金淨值，故就兩者基金管理費差 距而言，每年即為 ETF 投資者帶來逾 1%的淨值差異。因此，投資者對 ETF 及台股 基金的報酬率期待自是不同。因 ETF 之投資組合設計之故，績效表現多趨近相關指 數之表現，而對台股基金之期望則是打敗大盤指數。ETF 問市之初，因與台股基金 之產品定位有所不同，故業界對其為台股基金可能帶來的影響並不以為意，然見其 規模日益壯大，不免好奇其對台股基金之影響，故在分析模型中亦納入此變數，以. 23 . .
(32) . 進行探討。由於此變數屬連續數列，且亦有基金單位數之統計資料，故直接將此數 列進行差分，置入模型中分析。. (十) 境外基金業務 境外基金在台雖已銷售十餘年，但因法規不完善、國外基金資訊的不透明或無 法及時取得境外基金相關市場資訊，讓大部份的投資資金無法化暗為明。政府主管 機關及中央銀行對國內投資人因投資境外基金，究竟會造成多少國內資金外流的情 形更是無法確切的掌握。因此，證券的主管機關－行政院金融監督管理委員會，積. 政 治 大. 極研擬相關管理措施，於 2005 年 8 月 1 日頒布「境外基金管理辦法」，並自 2006. 立. 年 8 月 2 日起正式施行。同時建立境外基金總代理人的制度，讓法規制度更臻完善，. ‧ 國. 學. 市場銷售的活動也能藉由統一管理，讓政府單位及中央銀行能有效掌握資金的流 向。自此境外基金正式導入台灣證券金融市場，且由於證券商、銀行及投信公司取. ‧. 得境外基金總代理人資格後，紛紛引進過去國內投資人一直陌生的國外知名境外基. Nat. sit. y. 金商品，而多如牛毛的境外基金商品，更積極扮演搶食國內資本市場中證券及共同. n. al. er. io. 基金市場投資人資金的角色。國內投信業者，因應投資人全球性投資的需求，近幾. i n U. v. 年更是積極發行海外基金，紛將國內投資人資金轉向海外投資。有鑑於此，國內資. Ch. engchi. 本市場中之境內基金市場是否會因境外基金的全面引進，進而導致國內的資金大量 外流，造成所謂資金排擠效應；還是因境外基金的引進，造成投資風潮，而連帶引 領境內基金的熱銷，值得探討。 由於本論文之研究範圍限縮於對台股基金之影響，加上境外基金單位數之標準 與台股基金莫衷一是，且境外基金產品範圍涵蓋極廣，故若硬性以總銷售單位數去 對應台股基金單位數，反有虛應之嫌。故對此解釋變數之處理方式為設定虛擬變數， 即自 2006 年 7 月正式有境外基金銷售量統計數據呈現起，給予設定虛擬值為 1， 在 2006 年 7 月前假設境外基金之影響性未正式啟動，故設為 0。. 24 . .
(33) . (十一) 全權委託業務 全權委託業務也就是俗稱的「代客操作」 ，是由投資人(委任人）將一筆資產（包 括現金、股票及債券）委託投信/投顧（受任人）管理。由投信/投顧公司之專業投 資經理人依雙方約定的條件、投資方針、客戶可忍受的風險範圍…等，進行證券投 資。全權委託投資在資產的投資運用與保管係採分離制，投信/投顧公司並不負責保 管受託資產，受託資產是由投資人自行指定保管機構（如：銀行）負責保管並代理 投資人辦理證券投資之開戶、買賣交割或帳務處理等事宜，以確保投資人權益。全. 政 治 大. 權委託自 2000 年 10 月開放投信/投顧營運起，截至 2010 年 9 月底止，統計投信/. 立. 投顧兼營之管理資產規模及委任人類別，如下表—. ‧ 國. 學. 表 2-1：全體投顧投信兼營全權委託投資業務統計表(2010/9) 契約數量. ‧. 委任人類別. 外國自然人. 0. 0. al. n. 本國法人 外國法人. Ch. 166. e n g c7 h i. er. 11,589. io. 389. y. Nat. 本國自然人. sit. 有效契約金額(百萬台幣). i n U. v. 176,011 26,054. 政府機關所屬基金. 115. 381,131. 企業職工退休基金. 4. 3,190. 681. 597,975. 合計. 資料來源: 中華民國證券投資信託暨顧問商業同業公會. 由表 2-1 中可清楚看出，來自政府機關所屬基金佔總契約金額的 63.7%。由實 務經驗得知，此部份資金中不乏有自台股基金移出、而轉作全權委託者，故全權委. 25 . .
(34) . 託業務亦納入台股基金成長性分析模型中的解釋變數之一。與境外基金類似，雖有 總契約金額可作為連續數列，惟因其中所包含的資產種類及投資地區涵蓋面較台股 基金為廣，亦無法與台股基金單位數之數列相對應，故所採取之方式與前項境外基 金雷同，亦即設定虛擬變數因應。全委業務雖於 2000 年 10 月開跑，但具體業務量 卻自 2001 年 1 月才正式出現。故自 2001 年 1 月正式有全委業務量統計數據呈現 起，給予設定虛擬值為 1，在 2001 年 1 月前假設全權委託業務之影響性未正式發 生，故設為 0。據以探討全權委託業務開放以來對台股基金業務之真正衝擊。. 政 治 大. 承前述對 12 項解釋變數之定義與說明，表 2-2 係在進行複迴歸分析前，先依. 立. 據實務經驗判斷所得之預期相關係數方向，藉以與之後第三章所呈現之實證分析結. ‧ 國. 學. 果進行比對，並進一步具體論述造成差異之主因。. ‧. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 26 . . i n U. v.
(35) . 表 2-2 解釋變數與被解釋變數之相關係數方向(複迴歸分析前之實務判斷) 解釋變數. 預期相關係數方向. 總體變數 外銷訂單月變動量. 正向. 台銀一年期定存利率月變動量. 負向. 1997 亞洲金融風暴. 負向. 2007 全球次貸危機. 負向. 政 治 大 台灣加權指數月底收盤變動量 立 非總體變數. ‧ 國. 學. 外資月買/賣超金額. 正向. ‧. 正向. 台股基金月變動檔數. y. 正向. 正向. ETF 單位數月變動量. sit. 整體台股基金平均月報酬率相對大盤月報酬率. 正向. 負向. 整體台股基金 Sharpe ratio 相對大盤 Sharpe ratio. io. n. 全權委託業務. al. er. Nat. 境外基金業務. Ch. engchi. 27 . . i n U. v. 負向 負向.
(36) . 第三章 實證結果與分析 本章旨在實證分析結果呈現及說明，第一節先就資料來源及選樣標準列表說 明；第二節則進行複迴歸模型評估，並就各項變數在投入模型分析前進行必要之調 整，例：數列平滑、落後期數之選定及虛擬變數之設定；第三節主要為複迴歸分析 模型結果呈現、解釋變數係數方向及顯著性說明，並表列實證分析結果與來自實務. 政 治 大. 判斷之預期的差異，再進一步論述造成預期與實證結果差異之主因。. 立. ‧ 國. 資料來源. 被解釋變數. 原始資料：台 1996/9-2010/10. sit. io. 數列取代傳統以基. 灣經濟新報. 要論述之分析，主因. 行一階差分. al. v i n Ch 金淨資產規模為主 將原數列進 engchi U. n. 月變動量. 以台股基金單位數. er. 台股基金單位數. 資料期間. y. Nat. . 選樣標準. ‧. 項目. 學. 第一節 資料來源與選樣標準. 欲去除股市波動所 導致之影響，而能更 客觀的探討影響台 股基金業務榮枯之 主要解釋變數 原始資料-台股基金. 28 . .
(37) . 總單位數資料起自 1996/8；將數列進行 差分後，遂始自 1996/9。 . 解釋變數 以每月公布之外銷. 外銷訂單月變動 量. 原始資料：中 1996/9-2010/10. 訂單取代僅每季公. 華民國統計. 布之國內生產毛額. 資訊網. 家，外銷訂單係判斷. 分，並計算 3. 出口景況，進而推敲. 個月移動平. 經濟成長的主要指. 均，將數列進. 標之一. 行平滑. y. sit. io. al. er. 台銀係最具代表性之 原始資料：中 1996/9-2010/10. n 利率月變動量. ‧. Nat 台銀一年期定存. 學. ‧ 國. 治 政 (GDP)，主因台灣為 將原數列進 大 立 一出口導向之國 行一階差. Ch. i n U. v. 公股銀行，故其牌告之. 華民國統計. 一年期定存利率自有. 資訊網. engchi. 將原數列進. 其參考性. 行一階差分 1997 亞洲金融風 金融風暴的發生通常 -暴(虛擬變數). 有重大而明確之事件 進行引爆，故具體起點 較易掌握，然結束時點. 29 . . 1997/7-1999/12.
(38) . 的認定則通常莫衷一 是；故具體審視整個風 暴進程後，以負面衝擊 事件層出漸歇後一年 為整個風暴終止點。因 而將整個風暴影響期 間訂為 1997/7-1999/12(虛擬. 政 治 大. 變數設為 1,其他期間. 立. 學. ‧ 國. 則為 0) 2007 全球次貸危 界定危機影響期間之 -準則，一如前項變數；. ‧. 機(虛擬變數). 整個事件影響期間為. y. Nat. io. sit. 2007/8-2010/6，虛擬. n. al. er. 變數之設定方向亦如 前項. Ch. 2007/8-2010/6. engchi. i n U. v. 台灣加權指數月. 台灣加權指數係目前 原始資料：台 1996/9-2010/10. 底收盤變動量. 成交量最大、最具台股. 灣經濟新報 將原數列進. 代表性之股價指數. 行一階差分 外資月買/賣超金 外資持股比重已逾台 台灣經濟新報 1996/9-2010/10 額. 股總市值的 30%，故 其動向對台灣金融市. 30 . .
(39) . 場之影響動見觀瞻 整體台股基金平. 對報酬率之期望係. 均月報酬率相對. 進行投資時之主要. 大盤月報酬率. 誘因之一. 原始資料：台 1996/9-2010/10 灣經濟新報 將整體台股. 台股基金大多設計. 基金平均月. 屬主動式管理，有別. 報酬率減去. 於指數型之被動管. 大盤月報酬. 理基金，故大部份投. 率，以求得此. 願意支付較高之管. 以±2δ 以外之. 理費. 顯著水準，分. 學. 別給定虛擬. y. Nat. sit. 係數-1(<-2δ),. n. al. 0, +1(＞+2δ). er. io 整體台股基金. ‧. ‧ 國. 政 治 相對月報酬 資者期望其績效表 大 立 現能超越大盤，因而 率之數列，並. Ch. 此項解釋變數係分. i n U. v. 原始資料：台 1998/6-2010/10. engchi. Sharpe ratio 相對. 析模型中所納入的. 灣經濟新報. 大盤 Sharpe ratio. 第二項相對報酬因. 以 12 個月月平. 子，與前項不同之. 均報酬率為基. 處，在於夏普指數同 礎，分別計算出 時考慮了投資風險. 整體台股基金. 因子(報酬率波動度) 及大盤之 Sharpe ratio. 31 . .
(40) . 後，再將二 Sharpe ratio 之 數列相減而 得。然因此數列 非常態分配，為 區辨出 2 Sharpe ratios 之差異值的顯. 立. 政 治著性，特將其落 大 在雙尾±2.5%. ‧ 國. 學. 之差異值分別. ‧. 給定虛擬變數. io. al. er. 欲探討多家投信群聚 原始資料：台 1996/9-2010/10. n. 檔數. sit. Nat 台股基金月變動. 異值則為 0. y. -1 及+1,其餘差. Ch. 進行基金行銷活動. i n U. v. 灣經濟新報. engchi. 時，對投資者投資意願 將原數列進 提升、甚且付諸行動申 購之影響；然因各家投 信行銷費用數據蒐集 困難，故以基金檔數增 加，即新基金密集募集 活動期取代之. 32 . . 行一階差分.
(41) . ETF 單位數月變. 主因欲探討此新業務 原始資料：台 2003/6-2010/10. 動量. 對台股基金業務之影. 灣經濟新報 將原數列進. 響，故納入此變數. 行一階差分 境外基金業務(虛 主因欲探討此新業務 中華民國投信 2006/7-2010/10 擬變數). 對台股基金業務之影 暨投顧公會 響，故納入此變數。影 響期間始自 2006/7 present. 立. 政 治 大. 學. 對台股基金業務之影 暨投顧公會. ‧. 響，故納入此變數。影 響期間始自 2001/1 -. y. Nat. io. n. al. sit. present. er. 擬變數). ‧ 國. 全權委託業務(虛 主因欲探討此新業務 中華民國投信 2001/1-2010/10. Ch. engchi. 33 . . i n U. v.
(42) . 第二節 複迴歸模型評估 為客觀實證台股基金市場未來成長性之可能走向，本節擬以台股基金單位數月 變動量為被解釋變數，並以外銷訂單月變動量及台銀一年期定存利率月變動量..... 等 12 項變數為解釋變數，再運用複迴歸模型進行分析。運用複迴歸模型之主要憑 藉為證券金融市場歷史具一再重演之特性，鑑往知來係本研究運用複迴歸模型之主 因。. 政 治 大 型，並實證各項解釋變數對被解釋變數-台股基金單位數月變動量之解釋顯著性及係 立 將依據下列五步驟進行複迴歸模型分析，主要目的為獲致具有高度解釋力之模. ‧ 國. 針對大部份變數進行一階差分. ‧. 一、. 學. 數方向。. sit. y. Nat. 迴歸分析方法都必須要求分析的變數是一個定態序列（Stationary Series），多. 二、. al. n. 後才成為定態序列。. er. io. 數總體變數，如投入模型中的外銷訂單、一年定存利率等，通常必須在經過一階差分. Ch. engchi. i n U. v. 採取精簡原則（Parsimony). 在模型的認定上，所謂精簡原則，即是參數用的愈少愈好。故計算出各變數間之 相關係數（correlation coefficient），藉以精簡投入模型中相關係數過高之參數數目。 本模型依此剔除之參數有：台幣兌美元匯率月變動量（因與台灣加權指數月變動量及 外資月買賣超金額相關性高）及大盤月交易金額月變動量（與台灣加權指數月變動量 相關性高）. 34 . .
(43) . 三、. 進行必要之數列平滑及虛擬變數（Dummy Variable)設定. 如對外銷訂單月變動量進行3個月移動平均，將數列平滑。此外，針對無持續性 數列之事件設定虛擬變數，如金融風暴。並對投入模型中之兩項相對報酬變數，依其 雙尾±2.5%顯著報酬差異水準，分別給定虛擬變數-1(＜-2.5%)、0及1(＞+2.5%)。 四、. 調整各解釋變數必要之落後期數. 如將外銷訂單月變動量-3個月移動平均數列調整為落後2期，以期獲致顯著解釋 力。. 立. 投入變數進行複迴歸模型分析. 學 ‧. ‧ 國 io. sit. y. Nat. n. al. er. 五、. 政 治 大. Ch. engchi. 35 . . i n U. v.
(44) . 表3-1. 複迴歸分析模型估計結果報表. 被解釋變數: 台股基金單位數月變動量 樣本期間 : 1999/06 – 2010/07 樣本數 : 134 Variable. 3.352535. 0.0011. n. Ch. 324.6613. 164.7473. 1.970662. 0.0510. -778254.5. 368534.8. -2.111753. 0.0368. 302.9214. 145.1493. 2.086964. 0.0390. 564523.6. 250762.4. 2.251229. 0.0262. 553625.0. y. io. al. 101383.4. 225393.1. 2.456264. 0.0155. -3.907403. 1.180942. -3.308716. 0.0012. 175429.1. 30181.18. 5.812534. 0.0000. 0.283748. 0.147505. 0.8830. 1.481544. 0.1411. 0.041854. e n308246.0 gchi. sit. Nat. . 339891.4. er. . Prob.. 學. . 立. t-Statistic. ‧. . Std. Error. 政 治 大. ‧ 國. . 常數項 外銷訂單月變動量_3個月移動平均 (落後2期) 台銀一年期定存利率月變動量(落後 3期) 台灣加權指數月底收盤變動量 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 (落後12期) 外資月買/賣超金額 台股基金月變動檔數(提前1期) ETF單位數月變動量 境外基金業務(虛擬變數) 全權委託業務(虛擬變數) 1997亞洲金融風暴(虛擬變數) 2007全球次貸危機(虛擬變數). Coefficient. iv n U208057.3. -443081.5. 101110.3. -4.382159. 0.0000. -976030.6. 214687.6. -4.546284. 0.0000. -192553.2. 187118.0. -1.029047. 0.3055. R-squared. 0.464990. Akaike info criterion. 29.28024. Adjusted R-squared. 0.411932. F-statistic. 8.763683. Durbin-Watson stat. 1.842379. Prob(F-statistic). 0.000000. 36 . .
(45) . 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。. 政 治 大. 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. 立. 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/. ‧ 國. 學. 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. y. sit. n. al. er. io. 力不顯著。. Nat. 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. 第三節 實證結果呈現 一、. Ch. engchi. i n U. v. 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。. 37 . .
(46) . 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. 4000000. 政 治 大. 立. 3000000 2000000. 1000000. sit. al. n. -2000000 99. 00. 01. 02. -2000000. er. io. -1000000. -1000000. y. Nat. 0. 0. ‧. ‧ 國. 學. 2000000. 1000000. Ch. 03. e04 hi n g c05. Residual. i n U. 06. Actual. 38 . . v. 07. 08. 09. Fitted. 10.
(47) . 二、. 複迴歸分析模型結果呈現--解釋變數係數方向及顯著性. 下表係將複迴歸分析模型所呈現之結果整理列表，並進而將第二章第二節所彙 整之複迴歸分析前之實務判斷係數方向合置表中進行比較，呈現灰底之項目係實證 分析與實務判斷結果不一致之項目。其中外資月買/賣超金額係唯一預期與實證係數 方向相反且顯著之解釋變數。至於 ETF 單位數月變動量及境外基金業務雖呈反向， 但並不顯著。而外銷訂單月變動量及 2007 年全球次貸危機雖顯現同向，但亦不顯 著。相關詳細說明將於解釋變數實證分析結果中進一步闡述。. 政 治 複迴歸分析後之實證結果 大. 解釋變數. 預期係數方向. 立(複迴歸分析前). 顯著性. (coefficient). (p-value <0.05). 正向. 正向. 不顯著. 負向. 負向. ‧ 國. 學. 係數方向. 外銷訂單月變動量(3. ‧. 個月移動平均；落後. n. al. er. io. 台銀一年期定存利率. sit. y. Nat. 兩期). 顯著. v. 正向. i n U. 正向. 顯著. 外資月買/賣超金額. 正向. 負向. 顯著. 整體台股基金平均月. 正向. 正向. 顯著. 月變動量(落後三期). 台灣加權指數月底收. Ch. engchi. 盤變動量. 報酬率相對大盤月報 酬率(以±2δ 以外之數 值為顯著差異). 39 . .
(48) . 解釋變數. 預期係數方向 (複迴歸分析前). 整體台股基金. 正向. 複迴歸分析後之實證結果 係數方向. 顯著性. (coefficient). (p-value <0.05). 正向. 顯著. Sharpe Ratio 相對大 盤 Sharpe Ratio(非 常態分配，故以雙尾 ±2.5%之數值為顯著 差異； 落後十二期) 台股基金月變動檔數. 立. 政 治 大 正向. ETF 單位數月變動量. 負向. 正向. 境外基金業務(虛擬. 負向. 正向. 負向. 負向. 顯著. n U engchi 負向 負向. 顯著. 1997 亞洲金融風暴. 不顯著. y. 不顯著. sit. n. 變數). al. er. io. 全權委託業務(虛擬. ‧. Nat. 變數). ‧ 國. (領先一期). 顯著. 學. 正向. iv. Ch. (虛擬變數) 2007 全球次貸危機. 負向. 負向. (虛擬變數). 40 . . 不顯著.
(49) . 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。. 政 治 大. (二) 台銀一年期定存利率月變動量. 立. 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. ‧ 國. 學. 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。. sit. y. Nat. n. al. er. io. (三) 台灣加權指數月底收盤變動量. i n U. v. 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. Ch. engchi. 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。. 41 . .
(50) . (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. 政 治 大. 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. 立. 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. ‧ 國. 學. 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. y. Nat. n. al. er. io. sit. 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。. Ch. engchi. 42 . . i n U. v.
(51) . 圖 3-2 外資月買賣超金額與台股基金單位數月變動量 3000000 2000000 1000000 0 -1 0 0 0 0 0 0. 300000 200000 100000 0 -1 0 0 0 0 0 -2 0 0 0 0 0 1998. 2000. 立. 治 政 大2 0 0 8 2002 2004 2006. F O R E IG NINVE S TM E NT. 2010. F UND UNITS _ C HANG E. ‧ 國. 學 ‧. (五) 整體台股基金平均月報酬率相對大盤月報酬率. sit. y. Nat. 模型分析結果顯示，基金相對大盤報酬，亦即基金是否打敗大盤，的確是影響. io. er. 投資者投資基金與否之重要參考。且超越、或落後大盤指數之報酬率要在±2σ 範圍 以外之 5%顯著水準下，才得以撼動基金投資者決策動向的改變。. n. al. Ch. engchi. i n U. v. (六) 整體台股基金 Sharpe Ratio 相對大盤 Sharpe Ratio 與前項相對報酬指標主要不同之處，在於 Sharpe ratio 同時考慮了報酬率波動 的風險。由模型分析中得知，此項變數與前項簡單相對報酬變數相同，亦實質正向 影響著投資基金意願。唯一不同之處在於，此項相對報酬變數影響台股基金單位數 走勢之時間落差長達十二期，充份顯露出基金投資人傾向重視報酬，而相對較輕忽 風險，故須耗時十二個（月）期去累積對風險的足夠意識，再進而轉化為投資決策。 此分析結果與現行多數投資者之心態-「偏重追求報酬、卻忽略風險」不謀而合。而. 43 . .
(52) . 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. 立. 政 治 大. ‧ 國. 學. 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. sit. y. Nat. 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. io. n. al. er. 金業務的影響確實不顯著。. (九) 境外基金業務. Ch. engchi. i n U. v. 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。. 44 . .
(53) . (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。. 政 治 大 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 立. (十一) 1997 亞洲金融風暴及 2007 全球次貸危機. ‧ 國. 學. 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. sit. y. Nat. 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. io. er. 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。. al. n. v i n Ch 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。 engchi U. 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。. 45 . .
(54) . 第四章 樣本外預測與比較. 承第三章複迴歸分析結果呈現，表 3-1 所顯現之模型確具極高樣本內預測台股 基金單位數月變動量之解釋能力。樣本內預測既然具高度解釋力，且本研究所涉及 之主題市場-台股投資市場之運行慣例又側重對未來趨勢之預測。故在第三章成功運 用複迴歸模型「鑑往」後，此章將進行「知來」 ，亦即運用具解釋力之複迴歸模型進 行樣本外預測。. 立. 政 治 大. ‧ 國. 學. 除以複迴歸模型進行樣本外預測外，並將應用 Holt Winters 預測模型，純就台 股基金單位數月變動量本身之歷史軌跡，進行未來走勢之預測。藉以與複迴歸模型. ‧. 所得之預測結果進行比較。. sit. y. Nat. 第一節將先就 Holt Winters 預測模型進行描述，第二節則運用 Holt Winters 產. n. al. er. io. 出各項解釋變數自 2010/11 至 2011/12 之預估值，再將所有解釋變數預估值帶入複. i n U. v. 迴歸分析模型中，據以獲取被解釋變數-台股基金單位數月變動量之預估值。. Ch. engchi. 之後，則將台股基金單位數月變動量帶回原始資料數列-台股基金月底總單位 數，求得台股基金總單位數趨勢預估，並將其與 Holt Winters 預測出之台股基金總 單位數趨勢預估進行比較，試圖分析出台股基金市場未來之可能走向。. 46 . .
相關文件
Under the multiple competitive dynamics of the market, market commonality and resource similarity, This research analyze the competition and the dynamics of
Another point to financial performance indicators used to measure the performance of the industry's performance, to explore market in domestic container shipping industry
The main objective of this article is to investigate market concentration ratio and performance influencing factors analysis of Taiwan international tourism hotel industry.. We use
This research studied the experimental studies of integration of price and volume moving average approach in Taiwan stock market, including (1) the empirical studies of optimizing
Wilson (1996), “A Longitudinal Study of the Impact of Market Structure, Firm Structure, Strategy, and Market Orientation Culture on Dimensions of Small-Firm Performance,” Journal
Second , when during the bull market and at the high rate of returns, an increasing the turnover rate of small-medium type funds implicit the rising in the return of equity
C., 2004b, The Market Microstructure and Relative Performance of Taiwan Stock Index Futures a Comparison of the Singapore Exchange and The Taiwan Futures Exchange, Journal of
To solve this kind of problems, the attempt to use embedded sensors in conjunction with the sonic echo method for assessing the length of a capped pile was
