台灣市場小型股與成交量之實證關係 - 政大學術集成

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(1)國立政治大學金融學系碩士班碩士論文. 台灣市場小型股與成交量之實證關係. 政治大. 立指導教授：林建秀博士 ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. i n U. v. 研究生：林大偉撰中華民國 99 年 7 月.

(2) 誌謝從 2008 年研究所考試放榜，獲知有幸就讀於政大金融所的那一刻開始，轉眼也過了兩年有餘。在這兩年當中，一個法律系學生，要去面對金融所繁重的課業，的確是相當吃力；但兩年過去了，如今也到了論文完成的前夕，尤其是當口試確定通過的那一瞬間，心中不只是開心，感謝感恩之情亦是溢於言表。首先，這篇論文的完成，我必須要感謝我的指導教授林建秀老師，林老師在論文寫作的期間，一直是扮演著亦師亦友的角色，不斷的給我協助與鼓勵，讓我能夠順利完成這篇論文，學生的心中一直充滿著感激。另外，也感謝口試委員詹凌菁老師以及陳玉瓏老師，給予這篇論文寶貴的建議，讓這篇論文能夠更加的完善。同時也感謝在我寫作當中給我寫作意見的林左裕老師以及康榮寶老師，因為你們的意見，讓大偉在一開始寫作這篇論文時，得以很快地有明確的方向來寫作。在這裡，向所有幫助過我的老師們，表達由衷的感激。. 立. 政治大. ‧. ‧ 國. 學. 另外，想要特別向三位老師表達謝意 : 首先是彭火樹老師以及郭振雄老師，這兩位老師是我在就讀於台北大學時，審計學以及成本會計學的老師，他們在我大四延畢重考時，給了我相當大的幫助，可以說是沒有這兩位老師，今天大偉不會進政大金融所，在這裡大偉想要向兩位老師說聲感謝。另外一位則是龔天益老師，老師不只用自己的實務經驗來教導學生，另外更不忘勉勵學生在道德操守上也能有所提升；龔老師，您所教我們的 soft power，學生永遠銘記在心。. er. io. sit. y. Nat. al. n. 最後，我必須要感謝的是我的外婆龍鳳嬌女士，父親林嘉賢先生，以及母親李文秀女士，感謝他們在我成長的路上一路的扶持以及鼓勵。尤其要特別感謝我的外婆，如果不是外婆從小到大的薰陶，讓我對股市產生興趣，今天就沒有這篇論文的誕生。感謝我的女友子茵，總是在我低潮失落的時候給我鼓勵與打氣，因為她，讓我懂得如何去珍惜周圍的人事物，更讓我學習到什麼叫做包容與體貼；子茵，謝謝妳。. Ch. engchi. i n U. v. 這篇論文，謹獻給愛我的家人，以及所有幫助過大偉的人。感恩。. 大偉謹致 2010 年 7 月于台北貓空夜 2.

(3) 目錄誌謝……………………………………………………………………………………2 摘要……………………………………………………………………………………5 第一章緒論第一節研究背景與動機 ………………………………………………………7 第二節研究目的與研究對象…………………………………………………10 第三節論文架構與研究流程…………………………………………………11 第二章文獻回顧第一節量價關係之介紹與相關文獻…………………………………………13 第二節公司規模之介紹與相關文獻…………………………………………22 第三節小結……………………………………………………………………30. 立. 政治大. ‧. ‧ 國. 學. 第三章研究方法第一節敘述統計及使用資料說明……………………………………………31 第二節單根檢定 ……………………………………………………………32 第三節 Granger 因果關係檢定…………………………………………..……33 第四節三因子模型……………………………………………………………36 第五節縱橫資料迴歸 ( panel data)…………………………………..………39. sit. y. Nat. n. al. er. io. 第四章實證分析第一節敘述統計………………………………………………………………42 第二節單根檢定………………………………………………………………44 第三節 Granger 因果關係檢定……………………………………..…………45 第四節三因子模型……………………………………………………………46 第五節縱橫資料迴歸(panel data)……………………………….……………51 第六節小結……………………………………………………………………57. Ch. engchi. i n U. v. 第五章結論與建議第一節結論……………………………………………………………………59 第二節建議……………………………………………………………………61 附錄一大型股公司代號、資本額及產業別 ………………………………………62 附錄二小型股公司代號、資本額及產業別 ………………………………………67 參考文獻 ……………………………………………………………………………72 3.

(4) 圖表次表 2-1. 表 2-2. 表 2-3. 表 2-4. 表 2-5. 表 2-6. 表 2-7. 表 2-8.. 量價關係國外文獻相關整理…………………………………….…………18 量價關係國內文獻相關整理…………………………………….…………20 不同成交量下所對應不同價格之情形………………………….…………21 文獻所對應之量價關係………………………………………….…………21 國內中小型概念基金…………………………………………….…………24 規模效果國外文獻相關整理…………………………………….…………28 規模效果國內文獻相關整理…………………………………….…………29 文獻結果有無規模效果………………………………………….…………29. 表 4-1. 大型股與小型股指數比較……………………………………….…………42 表 4-2. 大型股與小型股成交值比較…………………………………….…………42 表 4-3. 大型股與小型股報酬率是否有顯著差異之檢定………….………………42 表 4-4. 大型股與小型股周轉 37 率比較 ………………………………..…………43 表 4-5. 大小型股指數的 ADF 檢定之結果…………………………………………44 表 4-6. Granger 因果關係檢定結果 ………………………………………...………45 表 4-7. 模型一檢測結果…………………………………………………….………46 表 4-8. 模型二檢測結果…………………………………………………….………47 表 4-9. 模型三檢測結果…………………………………………………….………49 表 4-10. 大型股在 panel data 下驗證結果…………………………………………52 表 4-11. 小型股在 panel data 下驗證結果…………………………………………53 表 4-12. 大型股在 panel data 下周轉率驗證結果係數相加結果…………………54 表 4-13. 小型股在 panel data 下周轉率驗證結果係數相加結果…………………54. 立. 政治大. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 4. i n U. v.

(5) 摘要量價關係，一直以來皆為技術分析學派所廣泛運用，其主張運用過去的股價以及成交量來推測股票未來的走勢，而也有許多的研究以及投資策略皆是從量價關係所出。在國內，小型股也由於其股本小的特性，往往成為有心人士炒作之標的。此外，小型股亦較大型股具有不對稱資訊的性質，而由於成交量背後往往隱藏著許多的資訊，因此投資人利用量與價之間的關係，得到能夠有效預測小型股股價的方法以利其投資。而本文之研究，將量價關係運用在小型股上，想檢視彼此間有無任何關係存在。本文中我們使用了因果關係檢定，三因子模型，以及縱橫迴歸模型，用來分別檢視小型股與大型股的量價關係。驗證結果發現，在不同的檢驗方式下，都會得到小型股較大型股，有顯著量價影響的關係存在。. 立. 政治大. 關鍵字: 量價關係、技術分析、小型股、因果關係、三因子模型、縱橫迴歸模型. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 5. i n U. v.

(6) ABSTRACT The relation between volume and price is widely used in technical analysis. It predicts future stock price by using past stock price and volume. There are lots of investigations and investment strategies are stemmed from it. In Taiwan, small caps are preferred to be held by the people who would like to manipulate the price because of their small number of capitalization. In addition, compared with large caps, small caps are of asymmetric information to the investors. As there is lot of information hidden behind volume, investors are likely to use the relation between volume and price to get a useful way to predict small caps’ stock price. In this paper, I use granger causality test, three-factor model, and panel data model to test the relation between price/return and volume of small caps and big caps separately. The experiment shows that use different ways, we can verify there exist more obvious relations between volume and price in small caps than in large caps.. 立. 政治大. ‧ 國. 學. ‧. Keyword: relation between volume and price、technical analysis、small caps、 granger causality test、three-factor model、 panel data model. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 6. i n U. v.

(7) 第一章緒論第一節研究背景與動機如何找到股市投資的必勝策略，一直是股票市場中投資者最想知道的議題，因此，從有股票市場以來，關於股票分析的方法便不斷的推陳出新。大致上而言，股市分析方法大致上來說可以分為基本分析與技術分析兩派，各派在其立論上也因為各有擅長，因此，究竟是基本分析還是技術分析較好，一直以來都是投資者爭議的話題，至今也沒有一個完全確定的答案。關於兩者間的立論，兩派支持者之間各有不同見解。其中，基本分析派認為股價最終會反映一家公司的價值，因此主張利用分析公司財報的方式來找出值得投資的標的。但關於此點，技術分析使用偏好者認為，基本分析主要乃使用公司財報以及總體經濟數據，而這些數據又因為資料公布的落後，而使得當投資人看到財報數據時，公司股價往往已經反映了一大段，使得一般財務資訊之公司外部使用者無法及時掌握到買賣時點，更遑論公司財報作假以及內線交易的問題。. 立. 政治大. ‧. ‧ 國. 學. n. al. er. io. sit. y. Nat. 反觀技術分析，即使已經發展到不下數十種技術指標，但其使用資料不外乎為價格與成交量，這兩種資料為投資者可以簡單獲得之資料，並不會有做假以及時效性落後的問題。著名的市場效率假說認為，股市可以依其價格根據市場之相關資訊，如內線資訊，財報資訊，技術線型....等之反應快慢，而分為強勢市場，半強勢市場，與弱勢市場。其中弱勢市場下，技術分析被認為可以達到超額報酬，因為股價可以從歷史資料來判斷其未來走勢。而基本分析反駁技術分析的觀點在於，技術分析認為由股價與成交量過去的走勢可以推得未來股價的走勢，但基本分析則認為公司的好壞已經反映在股價上，而不能用股票過去的交易資訊來推得。. Ch. engchi. i n U. v. 承上述所提及之技術分析，屬於其中一重要支派之量價關係，也有許多相關之研究與探討。量價關係，一直以來除了傳統技術分析有提出許多指標來加以說明之外，在計量統計上亦有許多檢驗方式如傳統迴歸或是時間序列概念等也可以運用在其上。使用者無非是想知道量價之間的彼此互動，究竟是量影響價，價影響量，亦或是彼此影響或者甚至是根本無關；而從其中又衍生出了更多的看法，例如連續量價所表現出來的型態，或者是依量能大小配合價格高低所反映出來市場人氣強度…等方法，以利投資人在做決策時能有可供參考之依據。但，在此對於成交量可以做更深一層的探討。可以想見，同樣是買進股票， 7.

(8) 結果皆造成了成交量的增加，但每個人買進的理由可能皆有所不同；可能是因為財報資訊，可能是因為技術分析指標，但，也有可能是公司內部握有少數關鍵資訊者利用該資訊來大量買入股票，如此便有了”資訊不對稱”的情形發生。因此，也有學者認為成交量的背後隱藏了許多資訊，而投資人也可以藉由判讀成交量的方式來獲得許多隱藏資訊。另外，在此就我國股市歷史稍作說明。有別於外國市場，台灣市場被認為屬於人為操縱嚴重的市場。早期台灣七八零年代，當時股票投資成為了全民運動，而著名的四大作手也在當時呼風喚雨，主力炒作概念股甚至成為了民眾瘋狂追逐的買進對象；而近期以來，即使政府對於內線交易的取締已經日趨嚴格，不正常的漲跌股票也會被證交所列為警戒對象，但由於開放外資來台投資，外資挾帶其強大資金進入台灣市場，常有買入權值股以拉抬加權指數影響期貨之情事發生，與二十年前主力買入股票拉抬之本質，其實亦沒有太大不同。. 政治大一般認為，主力拉抬之方式，不外乎回到股價漲跌的最基本問題，那就是，立股價為什麼會漲? 其實，股票漲跌與一般商品並無不同，不外乎供給與需求；當 ‧. ‧ 國. 學. 今天買方大於賣方，則股價上漲，反之下跌；而一家公司的股票，其流通在外之股數為一定，若能夠控制這些流通在外的股數，使其買賣皆由控制者選擇，則自然能夠影響股價的走勢；而想要控制流通在外股數，一般稱之為”吸籌”，亦即將這些流通在外的股票(亦稱為籌碼)買入，而買入的過程中，自然得要考慮到”買入的價格”以及”買入的數量”；因此，若在暫不考慮買入價格此因素下，若有一投資標的能夠滿足”數量較少”的特性，則主力操作起來自然相對簡單。. er. io. sit. y. Nat. al. n. 小型股，顧名思義，為小型公司之股票。在此之所以命為小型股，乃因為其資本額較小，與動輒上百億的大型公司來比，其流通在外股數自然少了許多，因此，正好符合前段所述”數量較少”的特性；在與同樣股價的大公司相比，由於股數少了許多，因此主力欲控制流通在外股票所需之資金相對也跟著變小；因此，小型股也往往成為了有心人士炒作標的首選。. Ch. engchi. i n U. v. 而這些被炒作的小型股往往有別於大型股的溫吞走勢，往往一段漲幅可以有連續數日漲停鎖死，其漲勢可以長達數周甚至數月，事後發現其股價被炒作上升數倍之多。國外亦有關於小型股之相關研究，一般認為小型股相較於大型股，有暴漲暴跌之情形，由於股市中風險與報酬往往呈現正相關，亦即風險越大，報酬往往也越大，故投資人若願意忍受小型股跌幅較大的風險，往往其報酬也會大於同期之大型股甚至大盤之走勢。而所謂的風險，有學者認為小型股因為公司特性與大型股不同，例如小型股不僅本身營運較不具效率性，而且也會有較高的槓桿比率，因此在景氣向下時不 8.

(9) 易存活下來，也因此當市場有不利的總體消息時，對於小公司的影響會較大公司來得大…等，亦即將所謂小型股的風險歸於其公司本身之營運風險。但在此想要探討的是，小型股有無所謂的炒作風險存在? 尤其小型股在外流通之股票較少，因此若是大部分股票被有心炒作者持有，則該股票即會有相當大之資訊不對稱存在，亦即所謂的內線交易。尤其所謂的炒作，往往是暴漲暴跌，對於投資者的操作以及期望報酬會有相當大之影響；因此在此將代表股票數目多少之資本額，列入欲研究的對象之一。綜合以上所述關於量價關係與小型股特性，在此令人好奇的是，若是把強調成交量的量價關係，套用在發行股數較少的小型股上面，會否有不同於大型股之情形發生 ? 畢竟小型股與大型股兩者之特性，最大之不同即在於”發行股數不同”，因此運用在量價關係之研究上，可以想見的是”股數的多少”可能會是一個造成量價關係是否顯著的決定性因素，也是本文想要探討之焦點。. 立. 政治大. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 9. i n U. v.

(10) 第二節研究目的與研究對象承上，本文主要想探討的是小型股由於其有籌碼較少之特性，因此在使用相關檢定方式時，會否比起大型股有更加明顯的量價互動關係。有別於一般論文在討論量價關係時，往往將加權指數與成交值之間的關係做研究，本文特別將台灣上市公司股票，依其實收資本額大小，分別就其前四分之一以及後四分之一各 157 支個股，分別為歸類為大型股與小型股(指數內容之成分股詳見附錄)。除了如參考證交所所編製之台灣加權股價指數編製方式，使用 2005/12/01 之所選定之小型股期總市值為基期，使用其自 2005/12/01 至 2009/11/30 之收盤價與成交量，編製一小型股指數，一共 994 筆資料，並且以同樣方式編製大型股指數以作比較，並且因為考慮到編製過程可能量價關係會有抵銷關係，也使用 panel data 方式來分別就不同類股間檢視其量價之間之關係。. 政治大另外值得說明的是，我國漲跌幅限制為上下 7%，但在 2008 全球陷入金融風立暴期間，我國政府為了對抗不斷下跌的股市趨勢，曾經將跌幅調為 3.5%，而漲 ‧. ‧ 國. 學. 幅則仍維持 7%不變，期間為 2008/10/13 至 2008/10/24，共十個交易日。由於該段限制跌幅期間資料僅 10 筆，與整體使用資料筆數 994 筆相比過小，因此在處理資料時未將該段期間做特別處理。. n. al. er. io. sit. y. Nat. 本文除了多方參考相關論文之研究結果，亦加入股票市場投資實務，並且利用相關統計檢定之方式以及多種假設，來試圖說明量價之間之關係，以期能夠運用在投資實務上，也為日後對於小型股特性有興趣之研究者做一研究上參考。. Ch. i n U. v. 本文資料來源主要來自於 TEJ 台灣經濟新報資料庫以及雅虎奇摩股市，資料的處理上則使用 excel 以及 eview5.0 來分析。. engchi. 10.

(11) 第三節論文架構與研究流程一、論文架構第一章、緒論說明研究背景與動機、研究目的與對象、論文架構與研究流程。第二章、文獻探討整理關於量價關係與規模效果之文獻。第三章、研究方法說明敘述統計、單根檢定、Granger 因果關係檢定、三因子模型與其延伸模型、以及縱橫迴歸模型之內容。. 立. 政治大. ‧ 國. 學. 第四章、實證分析說明以上各種研究方法所得到之結果，並且對其加以說明。. ‧. 第五章、結論與建議綜合以上研究結果做出結論，並且對未來研究後續研究提出建議。. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 11. i n U. v.

(12) 二、研究流程研究動機與目的. 文獻探討與回顧. 量價關係. 規模效果. 政治大研究方法說明. 單根檢定. 學. 因果關係模型. 三因子模型. ‧ y. Nat. io. n. al. sit. 實證結果與分析. er. 敘述統計. ‧ 國. 立. C h 結論與建議 U n i engchi. 12. v. 縱橫迴歸模型.

(13) 第二章文獻回顧第一節. 量價關係之介紹與相關文獻. 為何技術分析當中會出現量價關係此一支派? 如同前述，由於技術分析使用認為股價未來的表現是可以從其過去之歷史走勢所推估而得的，而使用股價的優勢即在於有別於財報資訊有落後數月之情形，股價可以立即從即時市場取得，而且不會有造假之情事發生；而成交量扮演的角色，可以說是除了價格之外，另外一個可以即時得到的資訊。技術分析使用者認為，成交量背後隱含了許多訊息，與其單單就股價來判斷未來走勢，如果加上成交量為考慮因素的話，則可以依此而解讀市場心理以做出決策；以下即就量價關係加以解釋。. 政治大量價關係，可以從最簡單的供需原理開始衍生。試想 : 當今天公開股票市立場上，若有一賣家 A 願意以價格 x 出售 1 張股票，而也有買家願意以該價格買 ‧. ‧ 國. 學. 進該張股票，則交易成立，此時市場上會公開顯示成交量為 1，而成交價也會顯示為 x；若賣家 A 繼續以該價格 x 欲賣出 n 張股票，而又有一賣家 B 欲以價格 x+1(在此假設價格跳動單位為 1)賣出 m 張股票，而買方願意以 x 買入 n+1 張股票，則此時賣家 A 的股票會全部賣出，公開市場的成交量顯示成交價為 x，成交量為 n+1(前一筆成交 1 張，此筆成交 n 張)；但，若買方改變買價，願意以 x+1 買入 n+1 張股票，則賣家 A 的股票全部賣出，而賣家 B 也賣出一張股票，買方則是如願買到所有想要的股票數量，此時公開市場顯示成交價為 x+1，而成交量則為 n+2(前一筆成交 1 張，此筆成交 n+1 張)；此亦即為股市價格與成交量跳動之原理。以下以台積電當日股價為例，當日收盤相關資料如下圖。. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 資料來源:雅虎奇摩股市. 13. i n U. v.

(14) 此時之成交價為 61.1,可以從圖右下方發現委買價最高為 61.1,委買量為 419 張,而委賣價最低為 61.2,量則為 1090 張；假設若尚未收盤，若是此時有一筆買單願意用 61.2 買入 1 張，則此時成交價會被推到 61.2；若是有一筆買單願意用 61.3 買入 1091 張，則不僅 61.2 的 1090 張全部被買走(且此 1090 張會以 61.2 成交)， 61.3 的價位也會成交一張，於是成交價會落在 61.3。可以想見，當今天投資人看好某家公司的股票，欲買進時，也會因為買進價格設定的不同，而造成不同的成交量。例如賣家欲用 x 賣出一張股票，而買家即使欲買入一百張，看似買方買入意願強烈，但若其只願意出 x-1 買入，則此時仍無法成立交易，亦即成交量仍為零；因此成交價與成交量看似簡單，但同一個數字後面，背後可能隱藏了不同的意義，試簡單分析如下 : 1.高成交量，表示買方跟賣方皆有強烈意願分別買賣，若買方最後買入力道超過賣方，則可將價格繼續往上推升；反之賣方大於買方，則價格下降。一般在在技術分析中，往往認為成交量是價格趨勢形成的重要關鍵，因為在價格上升時，若有成交量的往上推升，代表著今天股票不斷被換手(亦即不斷被交易)，且亦有吸引人氣聚集的作用存在，因為一支股票若是爆出大量，可以說是今天買賣雙方的看法與結果與之前不同，故成交量才會有相當亦常之不同。我們也可以推論，在此由於買賣方對於資訊的判定不一致，故才會有一方大買，一方大賣的情形。. 立. 政治大. ‧. ‧ 國. 學. n. al. er. io. sit. y. Nat. 2.低成交量，則有三種可能 : 第一種可能，表示今天買的人很多，賣的人卻很少，則表示今日買方買入意願強盛，則價格會因此而推升；在小型股中常有”無量鎖漲停”的情形發生，並非代表真的無量，而是成交量極少，因為買氣太強，導致價格被推到該日最高價極限，且往往會持續數日；第二種可能則剛好相反，為買的人少，賣的人很多，是為”無量鎖跌停”；第三種可能，則是買的人與賣的人皆很少，此時價格不易有太大變動，且往往代表此時該股較少受到投資者注意，故交易亦清淡。我們也可以推論，在此由於買賣方對於資訊的判定一致，故才會有一方大買(賣)，一方小賣(買)的情形。. Ch. engchi. i n U. v. 就國外文獻部分，Osborne (1959)最早提出價格變動與成交量的相關理論，使用交易時間的增加來表示交易次數的增加，且透過數學函數關係表示交易次數會與股票價格成正比；Ying(1966)使用 1957/1 至 1962/12 之 S&P500 指數收盤價與成交量來探討量價關係，結果發現 1.小成交量伴隨著價格的下降 2.大成交量伴隨著價格的上漲 3.成交量的大幅上升，往往伴隨著價格的大幅漲跌 4.大成交量後往往會帶動價格的上漲 5.若是成交量有連續性的下降一段期間，則接下來的數個交易日價格也會持續下降 6.若是成交量有連續性的上升一段期間，則接下來的數個交易日價格也會持續上升。. 14.

(15) Epps and Epps(1976)將股市中的交易者分為買方與賣方兩群，當今天有新消息時，兩群投資人會對於該訊息以及對於該股票的期望價格有不同的解讀；當今天兩方的分歧越大的時候，可以想見的是認為價格高估的人會賣出，而認為價格低估的人會買進，以至於成交量也會因此而越大，同時價格變動的絕對值也會越大。而同樣將投資人做分類的還有 Llorente , Michaely , Saar , Wang(2001) 將投資人分為投機者與避險者兩類，並且說明當市場以何者為多數時，則股票的價量關係會如何改變；其認為投機者多時，大量會使得價格連續發展下去，而避險者多時，大量則會使價格反轉；其原因是因為避險者多為機構投資人，其出清部位會一次全部拋出而不如投機者般分別售出，因此一次全部賣出的結果可能是部位過大甚至是造成價格因此被打壓，而有過度反應的情形發生；而投機者分次賣出，因為資訊沒有一次反映完，因此接下來的價格也會持續下去。 Campbell,Grossman,and Wang(1993)發現，不論是個股或是指數，其報酬率皆會隨著成交量的的上升而降低其自我相關，亦即容易產生反轉；而且股價同樣在上漲時，在高成交量時會較在低成交量時來得容易產生向下反轉現象。作者認為當在一支股票漲得越多時，其表示股票日後回跌的機率也越大，在股票已經漲多的情形下，若投資人為風險趨避者時，則要這些投資人買進股票，必須要給予其足夠的報酬率，而若投資人買入的價格越低，其報酬率也越高，因此，市場給予這些投資人報酬的方法即為使得投資人買入價格下跌的股票；而當越來越多風險趨避者買入時，成交量越來越大，而價格也會因此而產生反轉而下降。. 立. 政治大. ‧. ‧ 國. 學. y. Nat. sit. n. al. er. io. 而類似的驗證還有 Conrad, Hameed, and Niden(1994)以 1983 至 1990 的 NASDAQ 股票周資料為研究對象，發現高交易量的股票期報酬率容易產生價格反轉，而低成交量的股票期價格則會持續同向延續。Teh and DeBondt(1996) 則是使用三因子模型並且加上了成交量，周轉率，以及負債權益比做為新的自變數，結果發現明顯證據顯示過去的成交量與投資報酬率成反比；而且投資人會選擇較多人交易的股票來交易，因為投資人認為這樣的股票其公司資訊會較公開。而同樣地，Datar, Naik and Radcliffe(1998)同樣在使用三因子模型之後，認為在控制研究對象的公司規模，帳面價值比，以及公司 Beta 值之後，周轉率對於公司報酬率會有顯著的解釋能力，報酬與周轉率之間存在負向的關係；而且該種現象不只是存在元月而已，在一整年當中都能夠適用。. Ch. engchi. i n U. v. Blume , Easley , and O’hara(1994)認為在解讀資料上面，若是觀察連續期間的數筆量價資料所得到的連續性資訊，會比觀察單日單筆的資料所得到的判斷來得有效；且交易者可以藉由解讀連續性的資料來決定自己是否買賣及對其的需求量，其背後可能隱藏了關於交易者的訊息。Gervais, Kaniel and Mingelgrin(2001)以 1963/8 至 1996/12 的 NYSE 成分股為研究對象，結果發現成交量高對於該公司有宣傳效果，亦即透過該公司成交量的增加，會吸引投資人的注意，投資人會認為 15.

(16) 高成交量隱含了該公司有重大利多，因此會促使投資人買進，造成股價因此上升。 Ciner(2002)檢驗在 1990/1/2 至 2002/5/5 這段期間內，多倫多股票交易在 1997/4/23 實施電腦化交易系統前後，量價關係有無變化；一般認為在實施電腦化之後，股票交易會更有效率，也更能夠達到價格發現的功能，而實證結果亦支持之；作者以向量自我回歸來進行研究，結果發現價量關係在實施電腦化之後減弱，亦即無法用過去的成交量來推估未來的股價。大多數的國外文獻皆得到量影響價的結論，而 Jain and Jon(1988)以 1979 至 1983 當中，NYSE 的所有股票之每小時資料為研究對象，結果發現每天交易的六小時當中，第一小時期平均交易量最高，因為投資人在經過從昨天收盤到今天開盤前的這段時間內，在累積了許多從外界得來的資訊之後，會在開盤時反映在投資決策上，因而造成成交量的放大。接下來會交易量會下降，但到了第五小時至收盤又會增加；又發現以每天來看，禮拜一交易量最低，禮拜二三又上升，但到禮拜四又開始下降；且股價變動會領先成交量四小時反應，亦即有價格較成交量先行反映的情形發生。. 立. 政治大. ‧ 國. 學. ‧. Neumann and Kenny(2007)則是使用事件分析法，檢驗在 CNBC (Consumer News and Business Channel)的”Mad Money”這個節目每次在給出了投資建議之後，對於股票價格以及成交量的影響。結果發現，投資人對於買入建議的反應會較大，而對於賣出建議的反應較小。例如，買入建議當天的價格平均上升了 1.133%，而賣出建議當天的價格只平均下降了 0.029%；買入建議隔天的價格平均上升了 1.128%，而賣出建議隔天的價格只平均下降了 0.56%。另外，關於成交量的變動，買入建議當天的成交量平均上升了 15.72%，而賣出建議當天的成交量只平均上升了 12.19%；買入建議隔天的成交量平均上升了 27.78%，而賣出建議隔天的成交量只平均上升了 8.2%。皆說明了投資人對於買入建議的反應較大。. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. i n U. v. Long(2007)則將股市價量的研究推展到了選擇權市場上，其選擇權的報酬率取絕對值當作應變數，而使用了選擇權成交量、隱含波動率、到期日、以及股價變動絕對值當作自變數來做迴歸分析，結果發現選擇權的報酬率與選擇權成交量之間有顯著的關係。並且又將選擇權報酬率分成正報酬率與負報酬率，然後取同樣的自變數來做迴歸分析，結果發現在正報酬率與負報酬率兩種情況下，量價關係不同，亦即在正報酬率下，成交量對報酬率的影響會較大；反之，負報酬率時成交量的影響則較小。在國內文獻之部分，有別於國外大多得到量影響價的結論，我國的論文則可分為量影響價，價影響量，價量互相影響三種。首先在量影響價的部分，陳東明 16.

(17) (1990)採用 1986/1 至 1990/9 台灣股市當中，隨機抽取六十家作為研究對象，結果發現價格的變動與其絕對值，皆與交易量呈現正相關。洪倩華(1997)研究國內上市電子股其報酬率與周轉率之間的關係，結果發現在 1996/1/1 至 1997/6/30 這段期間內，若是周轉率增加會使得電子股的漲跌幅增加，認為此表示短線進出頻繁會造成股價報酬波動度變大。蔡垂君(2002)以 2001/1/2 至 2002/6/30 之台指現貨與台指期貨報酬以及交易量為研究對象，結果發現台指期貨與現貨其每五分鐘之交易量皆領先其報酬。李俊德(2002)以 1984/8/25 至 2002/10/31 之台灣股市上市上櫃股票為研究對象，採用事件研究法以驗證在異常高或異常低之交易量下是否對股票報酬率產生影響；結果發現在事件發生日出現高成交量之投資組合會有顯著小於零之累積報酬率，而低成交量之組合則具有不顯著之正累積報酬率；並且發現若是同時買入低成交量之投資組合並且賣出高成交量之投資組合，會得到顯著大於零之累積報酬率；因此認為可以由成交量之高低來研判股價未來報酬率之高低。. 立. 政治大. ‧. ‧ 國. 學. 至於價影響量，陳立國(1992)使用 1989/4/30 至 1992/9/30 間，每半小時之台灣加權股價指數為研究對象，結果發現指數報酬絕對值與交易量及交易值間存在正相關。任青松(2001)以 1998/7/21 至 2001/12/31 之台股指數與現貨，以及電子類股指數之現貨與期貨及金融類股指數之現貨與期貨為研究標的，且以 Granger 因果關係檢驗，發現台股指數現貨與期貨，電子類股期貨與金融類股期貨之收盤價會影響其成交量，但是量並不會對價造成影響。. sit. y. Nat. n. al. er. io. 關於價量相互影響的文獻，張升寶(1989)使用台灣股票市場 1982/1 至 1987/12 之間的三十種股票作為研究對象，結果發現研究樣本之股價震盪幅度與成交量間具有顯著雙向因果相關。黃文芳(1995)使用民國七十五年至八十四年間的台灣股市加權指數與總成交股數作為研究對象，其同時採用線性因果檢定與非線性因果檢定作為研究方法；其結果發現在線性因果關係檢定下，報酬率與成交量變動率之間呈現雙向因果關係，而在非線性因果檢定下亦同。吳東安(2000)以 1973 至 2001 年間 S&P500 指數與台灣加權股價指數之報酬率絕對值與成交總股數為研究對象，結果發現不論是 S&P500 指數或是台灣加權股價指數，報酬率絕對值與成交總股數具有雙向因果關係。. Ch. engchi. i n U. v. 黃偉雄(2002)以 1995/1 至 2003/3 台灣上市電子類股指數與成交量之日資料作為研究對象，其中使用了向量自我迴歸模型與誤差修正模型等方式來檢驗，結果發現電子股指數與成交量之間有共整合關係，說明了量與價之間存在了一定關係以至於有所影響，而且在使用非線性因果關係模型時發現量與價之間有雙向因果關係。游英裕(2003)以 2004/1/14 至 2004/4/16 之台灣五十指數與台灣股市加權指數之價格變動與成交量為研究對象，運用共整合關係與修正後的 Granger 因果 17.

(18) 關係模型來探討價量關係。結果發現台灣五十指數與加權指數與成交量間具有共整合，而在修正後 Granger 因果關係檢定則發現台灣五十指數與加權指數與成交量間具有雙向回饋關係。另外，張秀華(2000)以 1996 至 2000 之 DJIA、S&P500、Nasdaq、FT100、 Nikkei225、Taiex 為研究對象，使用多重網狀因果關係檢定法，時間序列之離群值偵測模式，預測與轉換函數模式，以及事件研究法，探討價量關係以及異常交易量對價格之影響。結果發現 DIJA、S&P500、Nasdaq 皆為價領先量，英美市場則無關係，台股指數在五年期出現回饋之因果關係，一年期則有價領先量；另外發現當價格大幅下跌的時候，除了台股之外的其他指數，其超額交易量會大幅增加，而台股則是價格大跌時交易量大幅萎縮；又使用時間序列的預測模式與轉換函數模式，發現在異常交易量出現時，異於大部份指數平常價領先量之情形，反而是量對價會造成影響，如美股落後三至四階，台股則落後一階。. 政治大關於量價關係之文獻，以下將文獻做以下數簡表並且加以整理；其中表 2-3 立與表 2-4，由於若將作者列出會使得篇幅擴大，故在表 2-1 與表 2-2 將文章對應. ‧ 國. 學. 之作者與以編號，以用於表 2-3 與表 2-4。列表如下:. ‧. 表 2-1. 量價關係國外文獻相關整理. 1. 最早提出價格變動與成交量的相關理論，使用交易時間的增加來表示交易次數的增加，且交易次數會與股票價格與成正比。. n. al. er. io. sit. 1959 Osborne. y. 研究結果. Nat. 編號年代作者. Ch. i n U. v. 發現 1.小成交量伴隨著價格的下降 2.大成交量伴隨著價格的上漲 3.成交量的大幅上升，往往伴隨著價格的大幅漲跌 4.大成交量後往往會帶動價格的上漲 5.若是成交量有連續性的下降一段期間，則接下來的數個交易日價格也會持續下降 6.若是成交量有連續性的上升一段期間，則接下來的數個交易日價格也會持續上升。. 2. 1966 Ying. 3. 1976 Epps and Epps. 當買方與賣方對於股價的認知其差異越大時，則成交量與與價格變動的絕對值也越大。. 4. 1988 Jain and Jon. 發現每天不同的交易時段與不同的日子其報酬率會有顯著不同。. 5. 1993 Campbell,Grossman,and 不論是個股或是指數，其報酬率皆會隨著. engchi. 18.

(19) 成交量的的上升而降低其自我相關，亦即容易產生反轉；而且股價同樣在上漲時，. Wang. 在高成交量時會較在低成交量時來得容易產生向下反轉現象。 6. 1994 Blume, Easley and O'Hara. 成交量與個人對於該資產的需求有關，且其背後可能隱藏了關於交易者的訊息。. 7. 1994 Conrad, Hameed, and Niden. 發現高交易量的股票期報酬率容易產生價格反轉，而低成交量的股票期價格則會持續同向延續，因此投資人可以由交易量的高低來研判未來股價的走勢。. 8. 1996 Teh and DeBondt. 發現明顯證據顯示過去的的成交量與投資報酬率成反比，認為此代表了投資人會選擇較多人交易的人股票來投資，即使這樣會必須得到較低的報酬率，投資人會選擇此種股票交易的理由是因為其公司資訊較公開，且股票流動性也較高。. 政治大. 立. ‧ 國. 學. 1998 Datar, Naik and Radcliffe. 認為在控制研究對象的公司規模，帳面價值比，以及公司 Beta 值之後，周轉率對於公司報酬率會有顯著的解釋能力，報酬與周轉率之間存在負向的關係。. 10. 2001 Gervais, Kaniel and Mingelgrin. 成交量高對於該公司有宣傳效果，投資人會認為高成交量隱含了該公司有重大利多，因此會促使投資人買進，造成股價因此上升。. sit. io. n. er. Nat. al. y. ‧. 9. Ch. i n U. v. 發現多倫多股上之價量關係在實施電腦化之後減弱。. 11. 2002 Ciner. 12. 2002 Llorente,Michaely, Saar 作者將投資人分為投機者與避險者兩類，並且說明當市場以何者為多數時，則股票 and Wang 的價量關係會如何改變。. 13. 2007 John J. Neumann, Peppi 認為投資人對於電視上投資節目的建議，對買進建議的反應會較賣出建議的反應來得大。. 14. 2007 long. engchi. 發現選擇權市場間亦有量價關係存在，而且在選擇權價格正報酬時量對價的影響較大。. 19.

(20) 表 2-2. 量價關係國內文獻相關整理編號年代作者. 研究結果. 15. 1989 張升寶. 發現研究樣本之股價震盪幅度與成交量間具有顯著雙向因果相關。. 16. 1990 陳東明. 價格的變動與其絕對值，皆與交易量呈現正相關。. 17. 1992 陳立國. 指數報酬絕對值與交易量及交易值間存在正相關。. 18. 1995 黃文芳. 發現在線性因果關係檢定下，報酬率與成交量變動率之間呈現雙向因果關係，而在非線性因果檢定下亦同。. 1997 洪倩華. 20. 2000 吳東安. 若是周轉率增加會使得電子股的漲跌幅增加，認為此表示短線進出頻繁會造成股價. 立. 政治大報酬波動度變大。. 學. 發現不論是 S&P500 指數或是台灣加權股價指數，報酬率絕對值直接與成交總股數. ‧ 國. 19. 具有雙向因果關係。. 2000 張秀華. 平時為價領先量，但是當有異常事件發生時則量領先價。. 22. 2000 鍾淳豐. 在技術分析型態中加入成交量為因子，則在技術分析所認定之形態出現時與未出現之報酬率，會較其前驗證更加顯著。. 23. 2002 任青松. ‧. 21. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. v. 發現台股指數現貨與期貨，電子類股期貨與金融類股期貨之收盤價會影響其成交量，但是量並不會對價造成影響。. engchi. i n U. 24. 2002 李俊德. 發現若是買入低成交量之投資組合並且賣出高成交量之投資組合，會得到顯著大於零之累積報酬率。. 25. 2002 黃偉雄. 發現電子股指數與成交量之間有共整合關係，說明了量與價之間存在了一定關係以至於有所影響，而且在使用非線性因果關係模型時發現量與價之間有雙向因果關係。. 26. 2002 蔡垂君. 發現台指期貨與現貨其每五分鐘之交易量皆領先其報酬。. 27. 2003 游英裕. 發現台灣五十指數與加權指數與成交量之間具有雙向回饋關係。 20.

(21) 就表 2-3，可以發現大部分的文獻認為在成交量大的情形下，價格也會跟著上升，而在成交量小時，價格也會跟著下降，亦及大部分學者認為量價之間存在有正向相關情形。就表 2-4，則可以發現絕大部分實證結果為量價之間的關係為量影響價，另外價影響量與價量間雙向影響亦有學者支持。表 2-3. 不同成交量下所對應不同價格之情形符合之文獻 1,2,4,5,6,7,10,12,14,15,16,17,18,21,25 5,7,8,9,12,20,24. 擴大. 波動. 立. 1,2,4,10,14,15,16,17,18,20,21,25. 擴大. 波動. ‧ y. Nat. n. 符合之文獻. er. io. al. sit. 表 2-4. 文獻所對應之量價關係量價關係. 學. 上升下降. 小成交量. 政治大. 2,3,19 8,9,24. ‧ 國. 大成交量. 上升下降. 成交量類型價格變動. i n Ch 量影響價 1,2,3,5,6,7,8,9,10,11,12,14,15,19,20,22,24,25 engchi U 價影響量 4,17,20,23 雙向影響 16,18,21,26,27. 21. v.

(22) 第二節公司規模之介紹與相關文獻承上節，可知股票價格的漲跌往往由其買賣雙方力量所決定，由上一節所舉例子可知，若是買家在買入時，所碰到的最低價位，其間的張數越少，則買方可以在買入較少張數的情形下即將價格往上推升至向上一個價位，亦即其可以在花費較少的情形下將股價向上推升。在此可以想像，若是當天每個賣出的價位(在此舉例為台灣市場，有 7%的漲跌幅限制，故股價也有當天上漲之極限)，並沒有太多的賣家願意將股票賣出的話，則買家就可以很輕鬆地將股價推升至漲停板，利用經濟學供需原理來解釋，亦即需求大於供給的情形下，價格會隨之上升。在此我們可以想像，若是一家公司有對於公司成長有利的消息的話，則投資人自然會樂意會買進，因為投資人買股票目的為獲利，則公司若能成長，銷貨收入增加，則在可分配盈餘增加的情形下，不止股利發放提升的機率大增，連該公司股價也會有所上升。但，進一步想像，若是能在該消息發布之前即買進的話，則是否能在消息發布之後買進獲利更多？而對於公司未來前景熟悉者，自然為公司營運當局最為清楚；若是公司當局有意炒作股票，則可以在好消息發布之前先大舉買進股票，亦即將流通在外股票籌碼先收回，然後再把好消息放出；看到好消息的投資人想要買入股票，但是外部的股票籌碼已被公司當局給收回，此時在僧多粥少的情況下，亦即買方遠大於賣方，股價自然會大幅狂飆。此種情形在台灣股市屢見不鮮，亦即為所謂的內線交易。以經濟學的觀點，公司觀點為內部人，而一般投資人為外部人，兩者之間明顯有著”資訊不對稱”的情形存在。. 立. 政治大. ‧. ‧ 國. 學. er. io. sit. y. Nat. al. n. 由於我國炒作風氣嚴重，內線交易嚴重影響了證券市場的公平運作，有鑑於此，我國相關管理部會亦有所作為。例如若是一家公司有不正常的連續漲停情形，則證交所會將該公司列為警示股，並且加以調查其飆漲的背後是否有內線交易的情事。而前段所提到的公司當局，亦有可能會將該消息透露給少數關係人，例如經營者的親友或是利害關係人，而自己卻不買入股票，藉以逃避法律關於內線交易的規範；專此，我國關於內線交易的關係人範圍亦不斷的擴大，以其能夠遏止內線交易歪風以及經營者欲炒作股票牟取暴利之不正心態。以下節取部份證券交易法關於內線交易的規定 :. Ch. engchi. i n U. v. <<證券交易法第 157-1 條>> 下列各款之人，獲悉發行股票公司有重大影響其股票價格之消息時，在該消息未公開或公開後十二小時內，不得對該公司之上市或在證券商營業處所買賣之股票或其他具有股權性質之有價證券，買入或賣出：一、該公司之董事、監察人、經理人及依公司法第二十七條第一項規定受指定代 22.

(23) 表行使職務之自然人。二、持有該公司之股份超過百分之十之股東。三、基於職業或控制關係獲悉消息之人。四、喪失前三款身分後，未滿六個月者。五、從前四款所列之人獲悉消息之人。違反前項規定者，對於當日善意從事相反買賣之人買入或賣出該證券之價格，與消息公開後十個營業日收盤平均價格之差額，負損害賠償責任；其情節重大者，法院得依善意從事相反買賣之人之請求，將賠償額提高至三倍；其情節輕微者，法院得減輕賠償金額。可以想像的是，若是一家公司的資訊越不透明，則資訊不對稱的情形也會越嚴重；反之，若是資訊越透明，則資訊不對稱的情形也會減少。而大公司之所以為大公司，因為其資本額高，亦即出資者較多，而出資者在關心自己投資的資金流向的情形下，自然會對當局者有所要求，例如定期說明公司營運情形或是公開財報等等；而且若是這家公司的投資者不只一般自然人，還有三大法人以及其旗下分析師的關注的話，則該公司自然資訊透明度會高，否則若是在隱瞞資訊的情形下，投資人對公司喪失信心因而抽回投資資金，對公司之營運亦會造成不小的影響。在資訊透明度高的情形下，內部人與外部人之資訊不對稱程度低，內線交易自然較不易發生。反之，由於小型公司資訊透明度較低，故資訊不對稱程度高，故內線交易要發生的可能自然是較大型公司高得多。. 立. 政治大. ‧. ‧ 國. 學. y. Nat. sit. n. al. er. io. 又進一步推論(在此先排除有無人為炒作以及內線消息之因素)，若是一家公司之資本額越小，即所發行之股數越少，則使得在外流通的股數越少，則持有者變少的情形下，持有該公司股票可賣的賣家亦相對會減少；此時，買家便可以在買進較少股票的情形下，將股價向上推升；更甚者是在買家買進之力道遠大於賣家賣出力道的情形下，便也可能造成該公司股價每天鎖在漲停板價位的情形發生，而此種情形在台灣股市亦屢見不鮮；由此可知公司之規模大小，亦為在考慮股價時，一個不可或缺的影響因子。基於以上所述，在此推論小型股的量價關係會較大型股來得明顯。. Ch. engchi. i n U. v. 而國內亦有許多基金公司看準了小型股容易被拉抬的特性，而推出了以中小型股為投資標的之基金商品；當然其投資標的有許多已經為中型股，但比起一些資本額龐大的股票而言，其在外流動籌碼已相對減少許多；列表整理如下﹕. 23.

(24) 表 2-5. 國內中小型概念基金基金名稱. 投資內容. 安泰 ING 中小基. 投資於上櫃股票及實收資本額在新台幣五十億元(含本數)以下之上市股. 金. 票。. 寶來精準中小基. 國內之上市、上櫃中小型股票為主，原則上自基金成立日起 3 個月後，投. 金. 資於股票之總額不低於本基金淨資產價值之 70%(含)，且投資於實收資本額 60 億元以下(含)之上市上櫃公司股票不低於本基金投資股票總額度之 50%。. 群益中小型股基. 本基金以國內上市、上櫃股票為主要投資標的；且投資於實收資本額 80. 金. 億元以上之上市或上櫃公司股票，不得超過本基金淨資產價值之 30%。. 摩根富林明 JF 中. 本基金主要投資於上櫃股票及以基金成立日為準，實收資本額在新台幣 50. 小基金. 億（含）以下之上市公司所發行整上市股票為主。. 華頓中小型基金. 主要投資範圍於實收資本額 60 億元以下(含)之上市上櫃公司股票不低於. 立. 政治大. 本基金淨資產價值之 60%(含)。本基金主要投資於股本在台幣 40 億以下之上市、上櫃股票，投資不得低於股票投資總額 60%。. 本基金自成立日起三個月後，投資於上市上櫃公司股票之總額不低於本基. ‧. 永豐中小基金. ‧ 國. 基金. 學. 第一金小型精選. 金淨資產價值之 70%，投資於中小型(實收資本額 60 億元以下)之上市、上. Nat. sit. io. 基金. 本基金主要投資於國內股本在 40 億元以下的上市上櫃公司股票。. n. al. er. 保德信中小型股. y. 櫃公司股票不低於本基金淨資產價值之 60%。. i n U. v. 保誠中小型股基. 本基金主要投資於以股本 40 億以下之國內上市上櫃公司發行股票為主要. 金. 投資標的。. Ch. engchi. 以往關於股價投資報酬率的相關國外文獻，自從 sharpe(1964)提出資本資產定價模型(CAPM)之後，即不斷的受到許多學者的相關質疑，該模型認為影響股價報酬僅由個股與大盤的漲跌連動性(Beta 值)所影響，並且過度將市場完美效率化，例如認為市場無交易成本，以及投資人無融券限制等，皆與市場現實有所出入，尤其該模型並未考慮到個公司間個別差異，例如 Robert A. Klein & Jess Lederman(1993)與 Satya Dev Pradhuman(2000)在定義大小公司的差異上，認為買進同樣原物料時，大公司在大量買進的情況下，相較於小公司買進的價格就有很大的議價空間，以及在面對系統性風險時，大公司較小公司擁有較多資產與現金，故較不會有倒閉的風險但同時在景氣回升時，小公司由於規模小，組織行動以及策略改變較大公司來得靈活快速，因此在股價反彈上也會有較亮麗表現。而這些都是在考慮公司未來報酬率表現上所需納入考慮的因素。 24.

(25) 其中，關於公司規模，Banz(1981)首先提出了規模效果，利用流通在外股數乘以股價來定義規模因子，來解釋關於股票的報酬率，結果發現小規模公司其報酬率優於大規模公司，亦即存在規模效應。Reinganum(1981)以 1963 至 1977 的 NYSE 與 AMEX 上市股票作為研究對象，結果發現如同 Banz(1981)的研究結果，小規模公司的投資組合高於大規模公司，而且在控制盈餘市價比之後，規模效應仍然存在；故認為以往的 CAPM 在解釋報酬率上不夠完整。其後 Fama and French(1993)提出了三因子模型；其認為影響股價報酬的因素可以由市場溢酬因子，規模效果因子，以及帳面市值效果因子來解釋；模型如下: Rit − R ft = αˆ i + βî ( Rmt − R ft ) + sî SMBt + hî HMLt + ε it 其中， Rit 為該投資組合之報酬率. 政治大為第 t 期的市場投資組合報酬率立. R ft 為第 t 期的無風險利率. Rmt. ‧ 國. 學. SMB t 為第 t 期小規模公司報酬率減去大規模公司報酬率. HMLt 為第 t 期高帳面市價比公司報酬率減去低帳面市價比公司報酬率. ‧. n. al. er. io. sit. y. Nat. 結果發現三因子模型可以有效解釋報酬率，有別於以往 CAPM 僅用 Beta 值來解釋股價報酬率；有別於以往 CAPM 在於，不僅使用系統性風險因子，亦加入了非系統性因子來說明報酬率，亦即 Fama and French 認為加入了規模因子可以有效解釋報酬率，可以說明以往 CAPM 所無法解釋的報酬；並且發現小規模的公司其報酬率顯著高於大規模公司，因此認為股價間有規模效應存在。. Ch. engchi. i n U. v. Fama and French(1995)之後亦作出了關於探討三因子模型的研究，以及公司大小與權益帳面市價比兩個因子對於個股報酬率的影響。其中作者實證發現， BE/ME 較低者，權益收入(equity earning)會較高，由於權益收入的定義是由權益項目所產生的收益項目(如股利收入)，而且在此市價定義為公司股價與股數的乘積，在此推測若公司權益項目較高，則因此產生的股利收入也較高；而且若民眾預期該公司獲利能力優異，則會勇於買進，使得該公司股價上升，因而使得 BE/ME 比率也因此下降；而且若在 BE/ME 相同下，小公司的權益收入會較低，且作者推測由於在 1980 景氣復甦之後由於小公司獲利低較未因景氣復甦而有大幅受益，故權益收入也較低。 Brown, kleidon and Marsh(1983)亦發現有規模效果的存在，認為規模效果與公司規模大小間呈現一線性關係，但是也發現超額報酬與公司規模大小之間會隨著時間會呈現不穩定波動。Chan & Chen(1991)認為小公司不僅本身營運較不具 25.

(26) 效率性，而且也會有較高的槓桿比率，因此在景氣向下時不易存活下來，也因此當市場有不利的總體消息時，對於小公司的影響會較大公司來得大；而之所以會有規模效果，乃是由於小公司風險較高，故投資人會對其要求較高報酬率所致。 Chui and Wei(1997)以香港，韓國，馬來西亞，台灣，以及泰國做為研究標的，時間從 1984/12 至 1993/12，結果發現 beta 值對於股價報酬率無顯著關係，而除了台灣之外，其他的國家皆有強烈的規模效應存在，且如同 Fama and French 的驗證結果，說明了股價可用規模以及帳面市價比兩因素來有效說明；同時發現國家內若是由不同的投資人所組成，則該國不同類型的股票表現也會不同，例如其認為一般散戶習慣投資小型股，而法人機構投資者則偏好投資大型股，因此，香港由於大多為法人投資者，再加上有所謂的元月效應，亦即每年十二月底法人會為了稅務問題而賣出股票，隔年一月有買進壓力以持有原來股票，因此會造成一月時大型股表現較佳；反之，韓國多為散戶投資者，故一月時小型股的報酬率會較佳。. 立. 政治大. ‧. ‧ 國. 學. Arshanapalli,Coggin and Doukas(1998)將全球主要二十個國家做為研究對象，分為歐洲，太平洋，北美共三區，然後研究期間為 1975 至 1996，中間再依 1982 與 1990 分為三個時間區間，結果發現在前兩段區間內小型股的報酬較高，而在第三段期間則是大型股報酬較高；並且發現在使用三因子模型的情形下，在 1975 至 1996 這段期間，若是能買進高帳面市值比的股票(價值股)，並且賣出低帳面市值比的股票(成長股)，能夠得到超額報酬。. sit. y. Nat. n. al. er. io. Llorente , Michaely , Saar , Wang(2001)並且以買賣價差為說明資訊是否對稱的因子，認為若是價差越大，則資訊越不對稱，投機人越有利可圖。本文實證發現，用買賣價差來衡量資訊不對稱之情形，小公司間的買賣價差平均可達 4.11%，而大公司卻僅 0.84%；而且觀察到當大公司的價差為小公司價差的 1/5 時，兩者的規模差了 100 倍以上；另外，作者亦發現，若一家公司有越多分析師在注意，就會有較多的相關訊息被放出，故交易者比較沒有價差大的機會可以投機，換句話說當該股的訊息已完全被揭露，則其價格在所有交易者皆認同的情形下不易有大幅波動，符合避險者追求風險規避而非投機獲利，故大多數交易此種股票者為避險者。. Ch. engchi. i n U. v. Chen, Hong, Huang, and Kubik(2004)使用三因子模型來檢測美國境內共同基金從 1962 至 1999 之績效，欲檢驗其中是否有規模效應之存在，結果發現三因子模型當中的 SMB 因子與 HML 因子對於小型基金的影響程度皆較對於大型基金的影響程度來得大。並且認為大型基金的報酬率會小於小型基金，因為大型基金的流動性較高，而為了給購買小型基金的人有相當的流動性溢酬，因此小型基金的報酬率會較高。另外作者又認為，大型基金一開始也是小規模，後來因為表現 26.

(27) 良好而募集到了較多的資金而成為了大型基金，這些基金管理人因為害怕換股會使得績效較差而不願換股操作；反之小型基金由於敢於做較積極的投資，因此在承受較大風險的情形下可得到較高報酬。 Pollet and Wilson(2008)亦同樣檢驗美國基金之績效，檢驗對象為自 1975 至 2000 間 CDA 與 CRSP 所共同納入資料之基金，並且用基金公司投資股票之數目之倒數，來做為多角化程度的衡量，亦即若該倒數越小，則多角化程度越大。結果發現在根據基金大小所區分出的五個區間內，多角化因子對於報酬影響之係數皆為負向，即若是該因子之數值越大(亦即多角化程度越小)，則基金報酬率會較低，而且對於大型基金的影響又大於對小型基金的影響。另外作者也發現，若是基金規模越大，則報酬率越低，認為因為當小型基金在募集資金成為大型基金後，基金經理人所需考量之因素變多，例如基金之流動性等等，因此不能維持像之前一樣投資組合之投資比例。. 政治大在國內文獻方面，不同於國外文獻多認為公司間有規模效應，我國也分為兩立派；認為有規模效應者，如張升寶(1989)使用民國 71 年 1 月至 76 年 12 月間三 ‧. ‧ 國. 學. 十種股票作為研究對象，結果發現股票與股價震盪幅度之間具有公司規模效應。何怡滿(1991)認為，小型股之平均報酬較高，但資訊傳播偏誤大，乃因為國內股市之市場主力較偏好炒作小型股，且往往利用放出相關消息之方式以達目的，故由於資訊偏誤的原因，風險亦較大。盧麗安(1995)以台灣股市當中自 1986 到 1995 之間的 77 家股票上市公司為研究對象，並檢驗該投資組合報酬相對大盤的表現，結果發現台灣股市存在規模效應和帳面價值對市價比效應，但不存在益本比效應。杜幸樺(1999)以 Fama-French 三因子模式結合動態相關因素與交易量相關因素的五因子模式來進行研究，結果發現市場系統風險並非影響台灣股市報酬的唯一因素，且台灣市場存在規模效應，故投資者可以透過投資小規模股票以獲得超額報酬。. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. i n U. v. 認為不具規模效應者，如吳志文(1989)其使用橫斷面迴歸方法分別研究報酬率經市場風險調整後與股本的關係，以及市場風險與股本間的關係。結果發現在除去市場風險後，股本小的公司股票會有較高報酬率；而股本與市場風險並無顯著關係，有別於一般認為投資小型股，其較高之報酬會伴隨著較高之風險。與規模效應相反者，如李春旺(1987)使用 1967/1/5 至 1987/7 在台灣證交所上市的所有普通股為研究對象，並且使用 T 檢定，迴歸分析，以及變異數分析為研究方法，結果發現台灣股票市場中有異於國外實證結果，反而是大公司的平均報酬率較小公司為高。另外，陳滿紅(2005)以 1996/5/23 至 2006/2/28 之間之台灣股市上市公司為研 27.

(28) 究對象，台灣五十與台灣中型一百指數成分股設定為大型與中型股公司，其餘為小型股公司，並且利用共整合檢定，誤差修正模型，與向量自我迴歸模型。結果發現小規模公司股價報酬與中規模以及大規模公司股價報酬與匯率間具有長期均衡關係；而且當匯率受到衝擊時，對三種規模公司支股價指數報酬均產生負向影響，其中對大公司影響最大，中公司與小公司次之，可以推論面對總體經濟因素影響下，小公司被其影響之效果較小。關於規模效果之文獻，以下將文獻做以下數簡表並且加以整理；其中表 2-8，由於若將作者列出會使得篇幅擴大，故在表 2-6 與表 2-7 將文章對應之作者與以編號，以用於表 2-8。列表如下: 表 2-6. 規模效果國外文獻相關整理. 治政研究結論大首先提出了規模效果，發現小規模公司其報酬. 編號年代作者. 立. 1981 Banz. 率優於大規模公司。. 學. ‧ 國. 1. 小規模公司的投資組合報酬率高於大規模公司，而且在控制盈餘市價比之後，規模效應仍然存在。. 3. 1983 Brown, kleidon and Marsh. 認為規模效果與公司規模大小間呈現一線性關係，但是也發現超額報酬與公司規模大小之間會隨著時間會呈現不穩定波動。. 4. 1991 Chan & Chen. 認為之所以會有規模效果，乃是由於小公司風險較高，故投資人會對其要求較高報酬率所致。. 5. 1993 fama and french. 6. 1997 Chui and Wei. y. sit. n. er. io. al. ‧. 1981 Reinganum. Nat. 2. Ch. i n U. v. 提出了三因子模型；其認為影響股價報酬的因素可以由市場溢酬因子，規模效果因子，以及帳面市值效果因子來解釋。. engchi. 驗證發現股價可用規模以及帳面市價比兩因素來有效說明；同時發現國家內若是由不同的投資人所組成，則該國不同類型的股票表現也會不同。. 7. 1998 Arshanapalli,Coggin and Doukas. 發現其研究範圍二十國當中，1976-1990 小型股報酬較高，1990-1996 大型股報酬較高。. 8. 2002 Llorente,Michaely, Saar and Wang. 認為若是一家公司之股票價差越大，則資訊越不對稱，投機人越有利可圖。. 9. 2004 Chen, Hong, Huang, and Kubik. 發現規模因素影響小型基金報酬較大。. 10. 2008 Pollet and Wilson. 基金若是多角化程度越小，則報酬率越低，尤 28.

(29) 其在大型基金上更為明顯。. 表 2-7. 規模效果國內文獻相關整理編號年代作者. 研究結論. 11. 1987 李春旺. 發現台灣股票市場中有異於國外實證結果，反而是大公司的平均報酬率較小公司為高。. 12. 股本與市場風險並無顯著關係。. 13. 1989 吳志文 1989 張升寶. 14. 1991 何怡滿. 小型股之平均報酬較高，但資訊傳播偏誤大，顯示其資訊風險較高。. 15. 1995 盧麗安. 16. 1999 杜幸樺. 發現台灣股市存在規模效應合帳面價值對市價治政比效應，但不存在益本比效應。大. 17. 2005 陳滿紅. 發現股票與股價震盪幅度之間具有公司規模效應。. 立. ‧ 國. 學. 發現市場系統風險並非影響台灣股市報酬的唯一因素，且台灣市場存在規模效應，故投資者可以透過投資小規模股票以獲得超額報酬。小公司較易被總經因素影響。. ‧. io. sit. 符合之文獻. 有. 1,2,3,4,5,6,7,13,14,15,16. 無. 7,11,12. n. al. Ch. engchi. er. Nat. 有無規模效果. y. 表 2-8. 文獻結果有無規模效果. i n U. v. 由上表 2-8 可得知，大部份文獻所得實證結果發現規模效規存在，亦即小規模公司享有較高之報酬率。. 29.

(30) 第三節小結外國與我國量價關係的文獻，可以發現的是外國關於量影響價的文章明顯較多，而我國文章則是在驗證上不限於量影響價，可能是因為我國投資人一般以散戶居多，再加上在研究樣本的選擇上，我國不同於美國，而有著漲跌幅之限制，因此造成驗證結果有所不同之情形；此亦可能與大多數國外文章以量當作自變數，價當作應變數來做驗證有關；但大部分的研究結果皆可以得到若是投資人在做投資決策時，能夠不只考慮到量價其中一方，而是納入另一因素一起考慮的話，對於投資報酬率應該會有不錯的影響；此或許亦印證了國內外股市並非效率市場，因為投資人可以利用過去的資訊來研判股價未來的走勢以達到超額報酬。另外，國外文獻大多認為有所謂的規模效應存在，而在我國文章則有較多不同的驗證結果；此結果或許也與我國與美國股市本身參予者構成以及交易限制有關；由國外的文章可見其探討公司規模之間，較常著眼的是如小公司風險高故投資人要求報酬高，而較少討論到關於資本額少以至於流通在外籌碼少以及資訊不對稱之原因；但大多數研究皆同意小公司本身營運風險較高，且容易有暴漲暴跌的情形發生，甚至是若是投資人願意忍受小公司的資訊不透明風險，則亦有機會得到超額風險溢酬。故風險趨避程度小的投資人固然可以挑選小規模公司以賺取較高的報酬率，但一方面或許關於小公司的暴跌風險亦是不得不慎。. 立. 政治大. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 30. i n U. v.

(31) 第三章研究方法第一節. 敘述統計及使用資料說明. 本論文所使用之樣本為自 2005/12/1 至 2009/11/30 四年間，自台灣股票市場上市公司當中，選取在這四年當中自 2005/12/1 之前已公開上市交易且未被停止交易之公司共 628 家公司；又，為了呼應本文主要欲探討的目標，亦即大型股與小型股當中因資本額所生之差異，再從 628 家上市公司當中，分別抽取資本額排名前四分之一以及後四分之一各 157 家公司，分別指定為大公司與小公司，並且視研究方式之不同而分別研究，或是合成大小型股指數，來分別研究其價格表現與成交量之間的關係(所採用之成分股詳見附錄)；本文所使用之資料皆來自於 TEJ 資料庫。. 政治大首先，為了比較兩類型公司的不同，在此將股價表現與成交量分別合成為大立小型股指數，並且參考了台灣股價加權指數的合成方式；以小型股指數的合成過 ‧. ‧ 國. 學. 程為例，首先將 2005/12/1 當天，所有小型股的股數乘以收盤價，得到各公司的總市值，然後再將各公司的總市值相加，即得到 2005/12/1 當天的小型股總市值；然後，以當天的總市值設定為小型股的指數基準值 100，假設 2005/12/2 的小型股總市值為 2005/12/1 小型股總市值的 1.03 倍，則 2005/12/2 當天的小型股指數即為 103，以此類推；為了分別比較兩種類型公司的不同，將兩種類型指數的基本統計量之公式列示如下 :. n. er. io. sit. y. Nat. al. 平均數 X = ( X 1 + X 2 + ..... + X n ) / n n. ∑ (X 標準差 s=. 偏態 α 3 =. i =1. i. − X). 2. Ch. engchi. i n U. v. (n − 1). n X −X 3 n ( i ) ∑ (n − 1)(n − 2) i = 1 si. n  X i − X 4  n(n + 1) 3(n − 1) 2 峰態 α 4 =  ( ) −  ∑ s  (n − 1)(n − 2)(n − 3) i = 1  ( n − 2)(n − 3) i. X : 樣本值. 31.

(32) n : 總樣本數其中關於偏態係數與峰態係數的判斷如下 :. α 3 =0 機率分配對稱 α 3 >0 機率分配右偏 α 3 <0 機率分配左偏 0≦| α 3 |≦0.5 資料趨於對稱 0.5≦| α 3 |≦1 資料趨於偏態 | α 3 |>1 資料極為偏態. α 4 =3 為常態峰 α 4 >3 為高峽峰 α 4 <3 為低闊峰. 第二節. 學. ‧ 國. 立. 政治大單根檢定. ‧. n. al. er. io. sit. y. Nat. 一般在分析關於有時間性的財務序列資料時，會要求所分析的資料其誤差項為定態序列，否則所分析之結果將不具意義，是為非定態資料；Granger and Newbold(1974)認為當資料為非定態時，則在資料的分析結果上會產生假性回歸關係，亦即會使得分析結果更容易顯示自變數顯著影響應變數；當資料為定態資料時，其序列會慢慢趨近於平均數移動，而不會有極端值發生，而且隨著時間的經過，其資料之上下移動會越來越小而趨近於平均數。. Ch. engchi. i n U. v. 為了檢定資料是否為定態序列，於是便使用單根檢定來檢驗此序列資料是否有單根之存在；若是有單根之存在，則該資料為非定態，必須採用一階差分的方式來處理資料，若是該資料必須經過 n 次差分才能成為定態，則將該資料表示為 I(n)；一般財務上實證皆發現股價在經過一階差分之後會成為定態資料。關於單根檢定的方式，Dickey and Fuller (1979)提出了 DF 檢定法，並且依資料序列是否考慮到截距項以及時間趨勢項，而提出了以下三種檢定模型，其模型如下: ∆y t = ry t −1 + ε t ∆y t = a 0 + ry t −1 + ε t 32.

(33) ∆y t = a 0 + ry t − 1 + a 2 t + ε t 其中 ε t : 白噪音此三種模型假設檢定如下: 虛無假設 H 0 : r=0 亦即有單根現象對立假設 H 1 : r<0 亦即無單根現象若是不拒絕虛無假設，即表示該序列存在單根，唯一非定態之序列資料；反之，若是能夠顯著拒絕虛無假設，則該序列為一定態之序列資料。. 政治大. 另外 Dickey and Fuller 又提出了 ADF 檢定法(Augmented Dickey-Fuller Test)，修正了之前 DF 檢定用來檢定一階自我迴歸的資料，而能夠檢定 n 階的時間序列資料，其模型如下:. 學. n. ‧ 國. 立. ∆y t = ry t − 1 + ∑ β i ∆y t − i + 1 + ε t. ‧. i=2. n. y. Nat. ∆y t = a 0 + ry t − 1 + ∑ β i ∆y t − i + 1 + ε t. al. er. io. n. sit. i=2. i=2. n. ∆y t = a 0 + ry t − 1 + ∑ β i ∆y t − i + 1 + a 2 t + ε t. Ch. engchi. i n U. v. 如同 DF 檢定法之假設，若是無法顯著拒絕虛無假設，則表示該序列存在單根；反之則為一定態之序列資料。本文採用 ADF 檢定法來檢定資料是否達成定態，若為非定態，則利用差分之方式以達到定態。. 第三節 Granger 因果關係檢定 Granger(1969)提出了因果關係的概念，其認為若是有兩變數 X 與 Y，可以由兩者之間的互動關係來判斷其間的因果關係；例如，在預測 X 時，若是利用過去的 X 來預測未來的 X，固然能得到一預測數，但是若是在加入 Y 之後再預 33.