上證180指數成份股調整價格效應的實證研究

唐文麗 曾月明

摘要：本文在對國內外相關文獻綜述的基礎上，對調整指數成份股的價格效應進行分析。在剔除了一系列特殊停牌的樣本后，對國內上證180指數調整成份股事件對股票價格的影響進行實證研究，發現近年來成份股被調出后，其價格反轉趨勢愈加明顯。

關鍵詞：上證180指數；價格效應；異常收益率；實證檢驗

Abstract：In this paper，we first review relevant literature，and then research the price effect of adjustment of index constituent stock. Despite a series of suspension sample，we empirically analyze the effect of SSE-180 index constituent stocks adjustment in domestic capital market，and find out that its price reversal trend is more obvious after the stock was made out of the index constituent stocks.

Key Words：SSE-180，price effect，abnormal rate of return，empirical research

中圖分類號：F830.91文獻標識碼：B 文章編號：1674-2265（2012）06-0079-04

新興證券市場的效率問題一直是一個重要的課題。 二十世紀80年代以來，一些學者的研究結論與有效市場假說相悖，研究的視角逐漸轉移到投資者的心理因素，并發展成為行為金融理論。為了保持指數的生命力，探索新政策法規出臺后的市場變化，對成份指數進行跟蹤研究是有必要的。隨著2008年金融危機影響的逐步消退，資本市場面臨新的局面，我國資本市場正在醞釀股指期貨等多種新型的金融衍生品，相應的政策制度也在不斷完善。本文在這一背景下，選取上證180指數2009年6月至2011年6月成份股調整的股票的數據來進行實證分析。

一、國內外研究成果的歸納與述評

（一）價格異常波動的存在性

大多數國內外學者的研究結論表明：成份股調整事件產生的價格異常波動現象是存在的，而異常波動的幅度及穩定性是不同的。

施萊佛（Shleifer，1986）發現在1976到1983年間，對每次調整新加入標準普爾500指數的股票，從公告日至指數調整生效日之間，這些股票股價的平均異常漲幅達+2.79%。蘭茲和門登霍爾（Lynch和Mendenhall，1997）發現股票被調入標準普爾500 指數時，會產生3.8%的平均異常收益，而當股票被調出指數時會有負的異常收益。柯林斯（Clause，2000）對德國法蘭克福DAX 指數，布里厄利（Brealey，2000）對英國FTSE 指數，葉良、李等（Elayan、Li 等，2001）對新西蘭NZSE 指數的指數效應進行了檢驗，均發現指數調整的股價效應。宋逢明、王春燕（2005）發現上證180的指數效應已經逐步凸顯，但不很穩定。宋威、蘇冬蔚（2007）利用多元回歸分析對2002 至2006 年上證180 指數成份股調整事件進行實證分析，發現在指數中增加股票后，股票收益的市場風險系數顯著增加。

（二）價格異常波動的持久性與反轉性

有關價格異常波動之后是否會反轉，以及這種異常收益率是否持續一段時間、股價是否會回歸，目前的研究結論分歧較多。

施萊佛的研究指出， 調入標準普爾500 指數的股票價格有持久性的增長，價格并沒有出現反轉。而伍里奇（Woolridge）以及高斯、哈里斯和居雷爾（Gosh、Harris 和Gurel）發現，因指數調整產生的股價效應在調整實施兩周后會回歸到調整之前的水平。宋逢明、王春燕（2005）實證檢驗了上證180和深成指，發現調整效應的影響主要是短期的，深成指的平均累計異常收益率MCAR經過8—10個交易日，價格得到反轉，累計異常收益率又恢復到調整前的水平。張建剛、張維（2007）采用標準化殘差方法，對上證180 指數進行研究，發現調入和調出股票均對調整信息做出了相應的反應，調入股票存在正的持久的異常收益，調出股票發生了負的異常收益。

從國內外學者對指數調整價格效應的研究可以看出：大多數研究證實了價格效應的存在，而分歧主要體現在價格效應的持久性、對稱性及隨時間變化的反應模式等方面。本文就此展開進一步研究，選取2009年之后上證180指數的最新數據，在新的資本市場形勢下來驗證調整事件的價格效應及持久性、反轉性等后期的變化，從而考察近年來我國資本市場的效率是否有所提升。

二、成份股調整效應的理論分析與研究假說

股票價格對與資產無關的信息做出了反應，由于與有效市場假說存在相悖的現象，指數效應一直被視為市場異象。國內外已有的研究對指數效應的原因進行了許多分析，其理論假說主要分為以下幾種：

（一） 價格壓力假說

該假說認為，當一只股票調入指數時，對該股票的需求和交易量將上升，形成暫時的價格壓力，一段時間之后價格壓力減退，股票價格將會退回到原來的水平；股票調出指數的情況則相反。

目前市場上存在兩種跟蹤上證180的指數基金，為完全復制型指數基金——上證180ETF和增強型指數基金。由于指數基金跟蹤指數的行為，某只股票需求的增加來自于指數基金， 那么指數基金將要支付較高的價格；當某只股票被調出指數后， 則由于供給的增加而導致較低的價格。

此外，該假說認為成份股調入（調出）的價格上漲（下跌）的現象僅僅是短期的。因此，從執行日開始，價格壓力開始釋放，在價格壓力釋放期內，如果觀察到價格反轉，將是價格壓力假說的有利證據。

（二）指數效應假說

在股票被調入指數后存在顯著的正的異常收益率，且在生效日后一段時間內不會發生反轉；股票的交易量顯著增加，即使在生效日后一段時間也維持在一個高水平；股票被調出指數后則存在顯著的負的收益率。

指數效應的行為金融學解釋是從投資者的認知、心理、行為以及情緒角度分析其對金融決策、金融產品的價格及金融市場發展趨勢的影響，從噪聲交易假說和投資者情緒假說角度合理地解釋了該現象。

（三）信號假說

根據信號假說，調入指數被視為好消息、調出指數被視為壞消息。原因之一，如指數委員會的決定是基于股票的非公開信息，那么指數調整公告揭示了新的信息。原因之二，指數成份股將受到分析師和投資者更多的關注，或更容易成為收購和合作的潛在目標。如信號假說成立，則股價效應具有持久性。

支持該假說的學者認為，股票加入指數這一事件將顯示出信息效應。證券分析師對股票進行細致的審查，可以提供股票更多的信息和減少由于信息的準確性問題導致的風險。對于理性投資者而言，這是一個決策的重要參考依據。此外，宣布股票被調整加入指數的公告也具有信息含量，因為這預示了公司未來的發展前景。如果調入指數的股票具有正價格效應而調出指數的股票具有負價格效應，且價格效應具有持久性，則信號假說成立。

三、研究樣本、變量選取

（一）上證180指數簡介

根據上海證券交易所的信息：上證180指數（又稱上證成份指數）是上海證券交易所對原上證30指數進行了調整并更名而成的，其樣本股是在所有A股股票中抽取最具市場代表性的180種樣本股票，自2002年7月1日起正式發布。上證180指數首先按照一定規則根據總市值、成交金額對股票進行綜合排名。根據過去一年的日均數據，先對各指標分別排名，然后將各指標的排名結果相加，所得和的排名作為股票的綜合排名。按照各行業的自由流通調整市值比例分配樣本只數。具體方法是：第i 行業樣本配額 = 第i 行業所有候選股票自由流通調整市值之和 / 上海市場所有候選股票自由流通調整市值之和×180。按照行業的樣本分配只數，在行業內選取綜合排名靠前的股票。對各行業選取的樣本作進一步調整，使成份股總數為180 家。

上證成份指數依據樣本穩定性和動態跟蹤相結合的原則，每半年調整一次，每次調整比例一般不超過10%，特殊情況下也可能對樣本進行臨時調整。

（二）樣本選取和數據來源

如表1所示，本文選取2009年6月至2011年6月公告的7次上證180指數調整事件相關數據進行分析，數據來自新浪財經。由于2007、2008年度股市震蕩明顯，很多上市企業遭遇了百年一遇的危機，股價波動較大，故此選擇2009年為起始時間進行研究。在剔除了時間窗口里停牌的或有異常事項的29支股票之后，選取的樣本共有153只股票，其中調入指數的有83只股票，調出指數的有70只股票。

表1：上證180指數調入調出樣本股票的統計性描述

公告日期 調整日期 調整支數 調出樣本數 調入樣本數

2009.06.15 2009.07.01 36 18 18

2009.12.14 2010.01.04 32 16 16

2009.12.29 2010.01.04 4 2 2

2010.06.17 2010.07.01 36 18 18

2010.07.16 2010.07.29 2 1 1

2010.12.13 2011.01.04 36 18 18

2011.06.13 2011.07.01 36 18 18

四、實證研究

（一）模型的構建

為了更細致地衡量被調入股票和調出股票的異常收益率，本文把調整事件的跨度分為六個時間窗口，分別為公告日前20日到前10日（AD20-10）、公告日前10個工作日（AD_10）、公告日當天（AD）、公告日到生效日（AD_CD）、生效日后10個工作日（CD_10）、生效日后10日到20日（CD10_20）。此外對異常收益率進行了三項匯總，分別為公告日前累計異常收益率的加總（SUM1）、公告日后的時間窗口累計異常收益率的加總（SUM2）、以及全部時間窗口異常收益率的加總（SUM）。

由于本文研究的是調入和調出指數的股票與成份指數之間的關系，所以應該選擇市場調整模型：ARit=Rit-（ai+biRmt）來計算指數調整的異常收益率AR。該公式表示在交易日t該股票的實際收益率減去市場收益率；市場收益率Rm為上證180指數在相同對應時間窗口的收益率；ai和bi為估計窗口時期內的合理估計值，估計方法為資本資產定價模型中的無風險收益率以及對應的協方差系數。這樣每一只股票對應在六個事件窗口期均可得出一個異常收益率。

對各個時間窗口的異常收益率做出ARit=0的原假設，用SPSS18統計軟件進行單樣本的雙側T檢驗。

（二）調出上證180指數股票的檢驗結果分析

表2是2009年6月至2011年6月公告的7次上證180指數調整事件中調出的70只股票的描述性統計結果，可以看出各個時間段的方差都很小。

表2：One-Sample Statistics

N Mean Std. Deviation Std. Error Mean

AD20-10 70 -0.0183 0.0736 0.0088

AD_10 70 -0.0029 0.0499 0.006

AD 70 -0.0025 0.0226 0.0027

SUM1 70 -0.0238 0.0964 0.0115

AD_CD 70 -0.0228 0.0848 0.0101

CD_10 70 0.0318 0.0572 0.0068

CD10_20 70 -0.0049 0.0911 0.0109

SUM2 70 0.0042 0.1424 0.017

SUM 70 -0.0196 0.1766 0.0211

對ARi做假設檢驗：零假設為ARi=0 （6個時間窗口期以及累積異常收益率），當選取顯著性水平α=0.05時，T檢驗的結果如表3所示。

表3：One-Sample Test

Test Value = 0

t df Sig.

(2-tailed) Mean

Difference 95% Confidence Interval of the Difference

Lower Upper

AD20-10 -2.086 69 0.0410 -0.0183 -0.0359 -0.0008

AD_10 -0.492 69 0.6240 -0.0029 -0.0148 0.0090

AD -0.927 69 0.3570 -0.0025 -0.0079 0.0029

SUM1 -2.064 69 0.0430 -0.0238 -0.0468 -0.0008

AD_CD -2.249 69 0.0280 -0.0228 -0.0430 -0.0026

CD_10 4.656 69 0.0000 0.0318 0.0182 0.0455

CD10_20 -0.445 69 0.6570 -0.0049 -0.0266 0.0169

SUM2 0.245 69 0.8070 0.0042 -0.0298 0.0381

SUM -0.929 69 0.3560 -0.0196 -0.0617 0.0225

從表3可以看出，在AD20_10、SUM1、AD_CD、CD_10時間區間的數據通過了顯著性水平0.05的檢驗，p=0.000<α，因此拒絕原假設ARi=0，說明在這幾個時間區間內，調出指數的股票產生了異常的價格變動，股票價格產生了異常的下降。其他時間區間的異常收益率以及累計值的T檢驗無法通過，因為p>α，在顯著性水平為0.05下的情況下無法拒絕原假設，即沒有明顯的異常收益率。

在公告日前20天到10的時間段里（AD20_10）調出指數的股票產生了異常收益率、顯著性不強，而在公告日前10天（AD_10）以及公告日當天（AD）的時間窗口卻沒有通過檢驗，說明了投資者對股票被調出指數的這一利空消息反應非常敏感，正好符合行為金融學的理論，投資者的心理因素在一定程度上影響著投資決策。此外公告日之前的累計異常收益率也通過了檢驗，說明了在公告日以前被調出的股票存在價格異常下降的現象。不過這一類的投資者是在官方發布公告之前就已經做出了提前反應的，應為機構投資者、跟蹤指數的基金以及其他提前得知消息的人員。

公告日到生效日（AD_CD）的時間段也通過了檢驗，被調出指數的股票價格下降，產生了異常收益率，這類投資者在正式公告以后才做出反應，應以散戶為主。

值得注意的是，在生效日后10天（CD_10），檢驗結果為p=0.000<α，拒絕原假設ARi=0。價格出現了反轉、出現了正的異常收益率、且顯著性較強，說明價格壓力開始釋放。

綜上：調出指數的股票的一系列檢驗結果驗證了價格壓力假說，觀察到了價格反轉。

（三）調入上證180指數股票的檢驗結果分析

表4顯示的是調入指數的股票的描述統計量結果，可以看出各個時間段的方差都比較小。

表4：One-Sample Statistics

N Mean Std. Deviation Std. Error Mean

AD20-10 83 -0.0008 0.0492 0.0054

AD_10 83 -0.0054 0.0759 0.0083

AD 83 -0.0030 0.0223 0.0024

SUM1 83 -0.0091 0.0956 0.0105

AD_CD 83 -0.0081 0.0862 0.0095

CD_10 83 0.0172 0.0576 0.0063

CD10_20 83 0.0009 0.0574 0.0063

SUM2 83 0.0100 0.1234 0.0135

SUM3 83 0.0008 0.1495 0.0164

對調入股票的異常收益率進行顯著性水平為0.05的假設檢驗，原假設為AR=0，檢驗結果如表5。

表5：One-Sample Test

Test Value = 0

t df

Sig.

(2-tailed) Mean

Difference 95% Confidence Interval of the Difference

Lower Upper

AD20-10 -0.139 82 0.8900 -0.0008 -0.0115 0.0100

AD_10 -0.649 82 0.5180 -0.0054 -0.0220 0.0112

AD -1.215 82 0.2280 -0.0030 -0.0078 0.0019

SUM1 -0.87 82 0.3870 -0.0091 -0.0300 0.0117

AD_CD -0.856 82 0.3940 -0.0081 -0.0269 0.0107

CD_10 2.722 82 0.0080 0.0172 0.0046 0.0298

CD10_20 0.138 82 0.8910 0.0009 -0.0117 0.0134

SUM2 0.737 82 0.4630 0.0100 -0.0170 0.0369

SUM3 0.052 82 0.9590 0.0008 -0.0318 0.0335

從表5可以看出生效日后10天（CD_10）異常收益率的檢驗結果通過了顯著性水平為0.05的檢驗，公告日后10天異常收益率雙側檢驗的P值=0.008<0.05，在生效日10天后調入指數的股票產生了異常收益率。可以看出，與調出指數的股票的影響相比，調入指數股票的價格效應不明顯，且通過檢驗的時間段也比較少，顯著性稍弱。

指數效應的有利證據是：在股票被加入指數后存在顯著的正的異常收益率，且在生效日后一段時間內不會發生反轉。從本文驗證結果來看，在生效日后出現了異常收益率，并未觀測到價格的反轉，從而驗證了指數效應假說。

五、結論

（一）近年來的成份股調整的價格效應更加顯著

本文采用最新數據在新的資本市場環境下得出了更多的時間窗口的異常收益率。調出股票AD20_10、SUM1、AD_CD、CD_10時間區間的數據通過了顯著性水平0.05的檢驗，說明在這些期間，由于該股票被調出指數，造成了價格的下降以及后期的反轉，且產生了異常收益率，此外在生效日后出現了價格反轉，驗證了價格壓力假說。

調入的股票有一個時間段的數據通過了檢驗，即在生效日后10天（CD_10）股票產生了異常收益率，并未觀察到價格的反轉，驗證了指數效應。

（二）調出指數與調入指數反應模式的不對稱性

從以上研究結果可以看出：調出指數的股票后期出現了價格反轉，而調入指數的股票未觀察到價格的反轉。投資者往往對利空消息較利好消息更為敏感，正所謂“好事不出門，壞事傳千里”。這也一定程度上驗證了行為金融學的心理因素對投資決策的影響。

綜上，本文的結論較前些年的研究結論略有差異，表明我國新興資本市場的效率性正在逐步提高。隨著我國資本市場制度的完善和健全，及股票指數的衍生產品的不斷創新，未來需要對不同投資者類型對信息的關注程度、證券市場信息的透明度以及異常收益率定量變化情況進一步研究。

參考文獻：

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[4]袁鯤.滬深300 指數成份股調整價格效應的理論評述與實證檢驗[J].資本市場，2010，（8）.

（責任編輯 孫 軍；校對 SJ）