劉波馬馨薷賀鏡賓廖靜池

(1.電子科技大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院，四川 成都 611731；2.深圳證券交易所綜合研究所，廣東 深圳 518038)

引言

“交易型開放式指數(shù)證券投資基金”(Exchange Traded Fund，簡稱ETF)是一種實時跟蹤標的指數(shù)變化，且在證券交易所上市交易的基金。ETF作為一種特殊的開放式基金，其兼具開放式基金與封閉式基金的特點，既可以像開放式基金在一級市場以一籃子股票進行ETF份額的申購或以ETF份額向基金管理公司贖回一籃子股票，又可以像封閉式基金在二級市場進行實時交易、買賣ETF份額。因此，成功上市的ETF在交易時間內(nèi)同時具備兩個交易市場：類似開放式基金的一級市場和類似封閉式基金的二級市場。再者，由于一級市場與二級市場中的ETF具有相同的標的指數(shù)，一級市場的單位凈值也應(yīng)與二級市場市場的交易價格相同，否則就會發(fā)生溢價(折價)，進而產(chǎn)生出套利機會。

通常而言，當ETF二級市場交易價格高于一級市場基金凈值時，我們稱之為溢價，反之為折價。溢價率(折價率)作為ETF市場的一個重要指標，可以用以反映ETF市場的定價效率(Ackert and Tian, 2000)[1]，然而已有文獻表明，并非所有的ETF定價都是有效的。Gallagher and Segara (2005)[20]實證探究了澳大利亞證券交易所(ASX)ETF的溢價情況，并發(fā)現(xiàn)ETF二級市場交易價格與一級市場的資產(chǎn)凈值差異較小且在一天之內(nèi)消失，這表明澳大利亞證券交易所的ETF平均而言具有定價效率；Lin, Chan and Hsu (2006)[30]以溢價率作為衡量ETF市場定價效率指標，發(fā)現(xiàn)TTT(Taiwan Top 50 Tracker Fund)具有定價效率；張崢，尚瓊和程祎(2012)[41]通過研究股票停牌、漲跌停期間ETF的定價效率，發(fā)現(xiàn)上證50ETF具有較高的定價效率。然而，Engle and Sarkar(2002)[16]發(fā)現(xiàn)由于國際型ETF申購贖回的成本較高，國際型的ETF溢價水平高于美國國內(nèi)型的溢價水平，這表明國內(nèi)型的ETF定價效率更高；Delcoure and Zhong(2007)[14]通過研究iShares系列的ETF并發(fā)現(xiàn)其存在顯著溢價，且在控制了交易成本等因素后，溢價率達到10～50%，這意味iShares存在套利限制，其定價缺乏效率。

溢價或折價程度偏高均意味著ETF市場定價效率偏低，此時，套利者可以利用ETF市場定價失效進行套利以獲取收益。例如，當ETF溢價交易時，即二級市場價格高于其凈值交易的時候，ETF的一級市場參與者可以通過買入與基金當日公布的一攬子股票構(gòu)成相同的組合，在一級市場申購ETF，然后在交易所賣出相應(yīng)份額的ETF。這樣，如果不考慮交易費用，投資者在股票市場購入股票的成本應(yīng)該等于ETF的單位凈值，由于ETF在二級市場是溢價交易的，投資者就可以獲取其中的差價，這將有助于ETF一級市場的基金凈值與二級市場的交易價格趨于一致，從而使套利機會消失。再者，ETF市場的高流動性、低成本1以及一、二級市場之間交易的“T+0”制度2也為套利者實提供套利的可能性與便利性。因而，以往關(guān)于ETF定價效率相關(guān)的研究主要集中于ETF市場的套利方面。例如，劉偉，陳敏和梁斌(2009)[40]發(fā)現(xiàn)ETF的交易量和價格變化具有周期性，并且存在較多的套利機會。Marshall, Nguyen and Visaltanachoti (2013)[31]指出在ETF市場出現(xiàn)套利機會之前，市場流動性下降，訂單失衡現(xiàn)象加劇。事實上，ETF的套利交易提高定價效率的原因主要在于投資者能夠準確判斷ETF的真實價值，因而識別哪類投資者，例如，機構(gòu)投資者或者個人投資者，能夠提高ETF定價效率更具有普遍性和重要意義。

機構(gòu)投資者和個人投資者在金融市場中扮演著重要角色，特別是機構(gòu)投資者，在全球資本市場扮演者越來越舉足輕重的角色。例如，Stein(2009)[38]指出美國機構(gòu)投資者在1980年直接持有的股份僅為47.9%，而2007年，其持有的市場份額高達78.5%。1990年末，對沖基金全球份額僅為390億美元，而2008年第一季度則增長到1.93萬億美元。然而，關(guān)于機構(gòu)投資者在證券市場中所扮演的角色，學(xué)術(shù)界一直存在爭議。一部分學(xué)者認為機構(gòu)投資者可以穩(wěn)定市場價格，降低定價誤差(例如，Badrinath,Kale and Noe, 1995；Sias and Starks, 1997；Bushee,1998；Bartov, Radhakrishnan and Krinsky, 2000；Cohen,Gompers and Vuolteenaho, 2002；Collins, Gong and Hribar,2003；Sias, Starks and Titman, 2006；Boehmer and Kelley,2009)[3] [36] [8] [5] [11] [12] [37] [6]，并且機構(gòu)投資者擁有較強的資金實力以及信息優(yōu)勢(Dai, Kong and Wang, 2013)[13]。具體而言，在信息優(yōu)勢方面，Ke and Petroni(2004)[27]發(fā)現(xiàn)機構(gòu)投資者能夠提前一個季度預(yù)測盈余收益持續(xù)性的轉(zhuǎn)向；Yan and Zhang(2009)[39]認為短期機構(gòu)投資者具有信息優(yōu)勢；Baker, Litov, Wachter and Wurgler(2010)[4]發(fā)現(xiàn)基金的交易對于公司未來盈余具有預(yù)測能力。在定價誤差修正方面，Bartov, Radhakrishnan and Krinsky(2000)[5]發(fā)現(xiàn)機構(gòu)投資者能夠降低公告后價格漂移現(xiàn)象(PEAD)的異常收益；Collins, Gong and Hribar(2003)[12]為機構(gòu)投資者持股越高，會計應(yīng)收帶來的異常收益越低。另一部分則認為機構(gòu)投資者會加劇市場的價格波動以及價格偏差(例如，Scharfstein and Stein, 1990；Lakonishok, Shleifer,Thaler and Vishny, 1991；Shleifer and Vishny, 1997；Jackson, 2003；Pirinsky and Wang, 2004；Brunnermeier and Nagel, 2004；Kim and Nofsinger, 2005；Han and Wang, 2006)[34] [29] [35] [26] [32] [7] [28] [22]。對于個人投資者，其通常被認為是非理性或非知情投資者。例如，Chen, Chow and Shiu(2015)[10]發(fā)現(xiàn)較小的個人投資者的交易行為與股票未來收益呈現(xiàn)反向關(guān)系，這意味著該類個人投資者是非知情交易者。Ding and Hou(2015)[15]認為個人投資者難以像Bloomberg或者Reuters一樣獲得專業(yè)信息，他們會更依賴于谷歌搜索引擎上搜索到的相關(guān)信息。此外，除了投資者的參與度，其內(nèi)部競爭也對金融市場具有重要意義。例如，在一定信息不對稱性水平下，知情投資者間的競爭可以降低挖掘私有信息的成本(例如，Holden and Subrahmanyam 1992, 1994；Foster and Viswanathan 1993, 1994, 1996)[24] [25] [17] [18] [19]，這是因為競爭意味著私有信息會更快的融入到價格當中。

因此，若機構(gòu)投資者具有公開信息分析優(yōu)勢，其應(yīng)具備識別ETF定價失衡的能力，進而通過自身交易提高ETF定價效率，而個人投資者由于不具備準確判斷金融資產(chǎn)真實價值的能力，其參與行為難以像機構(gòu)投資者一樣起到相同的效果。

由于缺少ETF賬戶級明細交易記錄，鮮有文章探究投資者結(jié)構(gòu)對于ETF定價效率的影響。進一步地，若確實存在某類投資者能夠提高ETF定價效率，那么影響其正向作用的因素是什么？基于2008年1月～2010年12月上海證券交易所上市的12支ETF一、二級市場賬戶級月頻率明細數(shù)據(jù)，研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，與個人投資者不同，僅機構(gòu)投資者參與度及其內(nèi)部競爭能夠提高ETF市場定價效率，并且該種正向作用依賴于機構(gòu)投資者參與經(jīng)驗，且在信息不對稱性更低的ETF中更為明顯。

本文貢獻主要集中在以下幾點：第一，國內(nèi)外鮮有文章從投資者結(jié)構(gòu)角度探究其對于ETF市場定價效率的影響。本文以ETF市場為背景，從機構(gòu)投資者和個人投資者角度，分析了二者對于ETF市場定價效率的不同作用。第二，此前關(guān)于基金的文獻在競爭(集中度)方面主要涉及管理資產(chǎn)的集中度對于基金的影響，而并未關(guān)注投資者內(nèi)部競爭對于基金市場的意義。本文以HHI指標度量不同投資者內(nèi)部競爭度并發(fā)現(xiàn)機構(gòu)投資者內(nèi)部的競爭對ETF市場定價效率具有正向作用。第三，本文洞悉了機構(gòu)投資者提高ETF市場定價效率的原因，即機構(gòu)投資者對于ETF市場的正向作用依賴于自身經(jīng)驗，并且該種正向作用在信息不對稱性低的ETF中更為明顯。本文的研究結(jié)果揭示了投資者結(jié)構(gòu)對于ETF定價效率的重要意義，同時也提出了機構(gòu)投資者在ETF市場中所扮演的角色。

數(shù)據(jù)來源

本文用于研究的獨特數(shù)據(jù)為2008年1月～2010年12月在上海證券交易所上市的12支ETF中，一級市場申購贖回總金額以及二級市場買入賣出總金額分別在前100名3的賬戶級月頻率明細數(shù)據(jù)，其中包括賬戶交易年月、賬戶類型、各個賬戶在一級市場的申購贖回總金額及其申購贖回總金額在該支ETF該月申購贖回總金額的占比、在二級市場的買入賣出總金額以及買入賣出總金額占比。ETF日頻率數(shù)據(jù)，例如，溢價率、交易總金額以及收益率、一級市場日頻率單位資產(chǎn)凈值、跟蹤指數(shù)的日交易總金額、指數(shù)日頻率收益率均來自于國泰安數(shù)據(jù)庫。ETF與跟蹤指數(shù)對應(yīng)關(guān)系、ETF上市時間、ETF年報市值均來自Wind數(shù)據(jù)庫。

變量與描述性統(tǒng)計

一、變量定義

1. 投資者類型

根據(jù)“賬戶類別”指標，本文將樣本涉及的投資者分為機構(gòu)投資者和個人投資者。再者，在同一支ETF內(nèi)參與2次及其以上的投資者或者在同一個月內(nèi)參與2次及其以上ETF交易4的投資者定義為更具有經(jīng)驗的投資者。

2. ETF溢價率

通常而言，對于定價效率較高的ETF，其在一、二級市場的價格應(yīng)趨于一致，即ETF一級市場的單位凈值應(yīng)等于二級市場的交易價格。因此，根據(jù)Hilliard(2014)[23]，本文以Prem5衡量一、二級市場價格的差異，其具體構(gòu)造方式如下：

其中，Premi,t代表第i支ETF第t天的溢價率，Pricei,t為第i支ETF第t天在二級市場的交易價格，Navi,t為第i支ETF第t天在一級市場的單位基金凈值。當Premi,t為正時，代表ETF處于溢價狀態(tài)；反之，當Premi,t為負時，則代表折價狀態(tài)。為了研究不同類型的投資者的參與度、競爭度對于ETF市場定價效率的影響，參考Pontiff(1996)[33]，本文選擇ETF溢價率的絕對值(|Prem|)作為研究對象，以判斷不同投資者是否具有提高ETF市場定價效率的作用。

3. 投資者參與度

本文以各個賬戶在一級市場的申購贖回總金額占比以及二級市場買入賣出總金額占比衡量其參與度，不同類型投資者參與度構(gòu)造方法如下：

其中，i代表第i支ETF，τ代表該交易所處年月，n代表該交易所處市場，m代表投資者類型，k代表第k個投資者，ParticiRatioi,τ,n,m代不同類型投資者在第i支ETF第τ月的參與度，ratioi,τ,n,m,k為各個投資者在第i支ETF第τ月的申購贖回總金額占比或買入賣出總金額占比。

4. 投資者競爭度

本文以各個賬戶在一級市場的申購贖回總金額占比以及在二級市場買入賣出總金額占比為基礎(chǔ)數(shù)據(jù)，構(gòu)造指標HHI用以代表不同類型投資者的競爭度。具體構(gòu)造方式如下：

其中，HHIi,τ.n,m代表第i支ETF第τ月各類投資者的競爭度。由于HHI為競爭度的反向代理變量，HHI越小，投資者內(nèi)部的競爭度越強。

5. 流動性差異

根據(jù)Amihud(2002)[2]定義的非流動性指標，我們分別計算ETF及其跟蹤指數(shù)的Amihud指標：

表1 描述性統(tǒng)計

其中Returni,t為ETF或其跟蹤指數(shù)的日收益率，Dvoli,t為日交易金額(單位：萬元)。Amihud因子越大，反應(yīng)市場的流動性越低。再者，我們用DiffAmihudi,t來衡量兩個市場流動性的相對差異，具體構(gòu)造方式如下：

其中，Amihud0i,t為第i支ETF跟蹤指數(shù)在第t天的非流動性指標，Amihud1i,t為第i支ETF第t天的非流動性指標。

6. 上市時間

已有文獻認為基金上市時間對其折價水平具有重要影響，其中Gemmill and Thomas(2002)[21]認為若封閉式基金選擇在情緒較高時上市，且情緒能夠持續(xù)1、2年，那么封閉式基金折價率與基金上市時間之間應(yīng)存在正相關(guān)關(guān)系。Chan, Kot and Li(2008)[9]也發(fā)現(xiàn)了封閉式基金的折價水平與上市時間存在顯著正相關(guān)關(guān)系。參照Chan, Kot and Li(2008)[9]，本文同樣控制了ETF上市時間對于溢價率的影響，具體構(gòu)造方式如下：

其中，Dayi,t為第i支ETF第t天距離上市日天數(shù)差的自然數(shù)對數(shù)，TradingDayi,t為第i支ETF在第t天對應(yīng)的日期，ListDayi為第i支ETF的上市日期。

7. 總資產(chǎn)

Chan, Kot and Li(2008)[9]以及Gemmill and Thomas(2002)[21]指出資產(chǎn)規(guī)模較大的封閉式基金享有流動性溢價以及較低的交易成本，因而該類封閉式基金的折價水平較低。本文涉及的ETF資產(chǎn)規(guī)模為年報報告的資產(chǎn)規(guī)模的自然對數(shù)。

二、描述性統(tǒng)計

表1展示了文章相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。Prem的均值為-0.19%，表明樣本內(nèi)的ETF平均而言處于折價狀態(tài)，其中折價最嚴重的ETF折價率達到4.92%，溢價最嚴重的ETF溢價率達到7.58%。對Prem進行均值檢驗，其結(jié)果表明Prem均值顯著異于0，即在統(tǒng)計意義上，ETF市場存在顯著的折價現(xiàn)象。|Prem|的統(tǒng)計結(jié)果表明，一級市場與二級市場反應(yīng)的ETF價值存在一定差異，且最大的差異為7.58%。當考慮樣本內(nèi)所有交易記錄時，23.01%的交易記錄為溢價狀態(tài)，65.58%的交易記錄處于折價狀態(tài)，11.41%交易記錄中一級市場資產(chǎn)凈值等于二級市場交易價格。以上結(jié)果均表明ETF市場存在定價效率較低的現(xiàn)象，因而研究提高ETF市場定價效率的因素具有重要的現(xiàn)實意義。再者，單位資產(chǎn)凈值6均值為2.25，平均而言樣本內(nèi)ETF上市交易837天，ETF跟蹤指數(shù)流動性與ETF市場流動性比值為0.0162。對于投資者參與度，機構(gòu)投資者參與度均值為29.98%，機構(gòu)的HHI為0.05，而個人投資者參與度均值為55.34%，其HHI為0.05。綜上，樣本內(nèi)12支ETF中個人投資者在ETF市場的參與度高于機構(gòu)投資者，而兩類投資者競爭程度相差甚微。

實證結(jié)果與分析

一、投資者參與度對于ETF定價效率的影響

根據(jù)描述性統(tǒng)計結(jié)果，我們不難發(fā)現(xiàn)ETF存在普遍的折溢價現(xiàn)象，并且折價現(xiàn)象占主導(dǎo)地位。在投資者參與度方面，個人投資者的ETF市場參與度高于機構(gòu)投資者。這是否意味著中國ETF市場的折溢價現(xiàn)象主要由個人投資者導(dǎo)致？而對于機構(gòu)投資者，其參與度對ETF定價效率又起到了何種作用？本文以機構(gòu)和個人投資者的參與度作為解釋變量，被解釋變量為ETF市場的溢價率絕對值，以探究兩類投資者參與度對ETF市場定價效率的影響。具體回歸方程如下：

其中，|Prem|i,t代表第i支ETF在第t天的溢價率絕對值，|Prem|i,t-1代表第i支ETF在第t-1天的溢價率絕對值，ParticiRatioi,τ代表在第i支ETF第τ月8內(nèi)，機構(gòu)或者個人投資者在ETF市場的參與度。DiffAmihudi,t代表第i支ETF跟蹤指數(shù)的流動性相對于ETF流動性的比例，Navi,t-1為第i支ETF第t-1天的單位凈值，Dayi,t為為第i支ETF第t天相距上市日天數(shù)差的自然數(shù)對數(shù)，Capitali,θ為第i支ETF在第θ年資產(chǎn)的自然數(shù)對數(shù)。

回歸結(jié)果表明，在機構(gòu)投資者群體中，其參與度能夠顯著降低ETF市場中一級市場凈值與二級市場交易價格之間的差異，即提高ETF市場的定價效率；而個人投資者的參與度則具有相反作用，即參與ETF交易的個人投資者參與度越高，ETF市場的定價效率越差。再者，機構(gòu)投資者每增加一個單位標準差的參與度，ETF市場溢價率的絕對值下降0.03%；而個人投資者每增加一個單位標準差的參與度，ETF市場溢價率的絕對值升高0.01%。對比溢價率絕對值的均值0.30%，明顯可見機構(gòu)投資者參與度對于ETF市場定價效率的提高作用，以及個人投資者參與度對于ETF市場的阻礙作用均具有經(jīng)濟顯著性。

表2 投資者參與度對ETF市場定價效率的影響

二、投資者競爭對于ETF定價效率的影響

一直以來，中國股票市場存在著“追漲殺跌”的非理性交易行為?；诠善睉T性交易的投資者交易行為不具有信息含量，因而該類投資者的大量涌入會使得股票價格虛高或者過低。同樣地，該類投資者的參與對于ETF市場的定價效率也具有嚴重的阻礙作用。之前的研究結(jié)果表明，機構(gòu)投資者能夠提高ETF定價效率而個人投資者具有反向作用而投資者間競爭的存在更有利于信息快速融入資產(chǎn)價格當中，那么，更多機構(gòu)投資者進入ETF市場彼此競爭能否顯著提高ETF市場定價效率？個人投資者的內(nèi)部競爭是否對ETF定價效率也具有一定的影響意義？

為了探究以上問題，我們同樣以溢價率的絕對值作為被解釋變量，在原有回歸基礎(chǔ)之上引入競爭度(HHI)，回歸方程如下：

其中，HHIi,為機構(gòu)或個人投資者在第i支ETF第τ月機構(gòu)或個人投資者的競爭度。

表3 投資者參與度及競爭度對ETF市場定價效率的影響

表3為我們展示了回歸結(jié)果。在機構(gòu)投資者中，機構(gòu)投資者ParticiRatio系數(shù)是-0.269，且在1%的顯著性水平下顯著異于0，這表明與之前結(jié)果一致，機構(gòu)投資者的參與度能夠顯著地降低ETF市場的折溢價水平，提高ETF市場的定價效率。再者，機構(gòu)投資者的競爭程度與溢價率的絕對值存在顯著正相關(guān)關(guān)系，即機構(gòu)投資者競爭程度越高，ETF市場定價效率越高。同時，機構(gòu)投資者每增加一個單位標準差的參與度，ETF溢價率的絕對值降低0.05%，而機構(gòu)投資者每增加一個單位標準差的競爭度，ETF溢價率的絕對值則會降低0.03%。與溢價率絕對值的均值0.30%相比，機構(gòu)投資者帶給ETF市場定價效率的提高均具有經(jīng)濟顯著性。對于個人投資者而言，其不具有明顯的改善ETF市場的作用。

三、機構(gòu)投資者正向作用產(chǎn)生原因

1. 參與經(jīng)驗

進一步地，本文探討影響機構(gòu)投資者提高ETF定價效率的因素，即機構(gòu)投資者自身的參與經(jīng)驗。已有文獻表明，投資者存在學(xué)習(xí)行為，其可以通過自身參與經(jīng)驗的積累，對資產(chǎn)價值做出準確判斷。因此，具有提高ETF市場定價效率的作用的機構(gòu)投資者應(yīng)主要為參與經(jīng)驗豐富的機構(gòu)投資者。

表4 不同參與經(jīng)驗的機構(gòu)投資者參與度對于ETF市場定價效率的影響

為了驗證以上猜想，本文以|Prem|為被解釋變量，機構(gòu)投資者參與度為解釋變量，根據(jù)參與經(jīng)驗高、低進行分樣本回歸，以探究參與經(jīng)驗對機構(gòu)投資者參與度與ETF定價效率二者關(guān)系的影響。

回歸結(jié)果表明，并非所有的機構(gòu)投資者參與度均能夠改善ETF市場效率。具體而言，參與經(jīng)驗豐富的機構(gòu)投資者具有顯著的提高ETF市場定價效率的作用，而缺乏參與經(jīng)驗的機構(gòu)投資者參與度對于ETF市場則不產(chǎn)生顯著作用。再者，在同一支ETF中具有豐富參與經(jīng)驗的機構(gòu)投資者每增加一個單位標準差的參與度，ETF市場溢價率的絕對值就會降低0.03%。在同一個月內(nèi)參與多次ETF交易進而獲得更多經(jīng)驗的機構(gòu)投資者每增加一個單位標準差的參與度，ETF市場溢價率的絕對值則降低0.03%。與溢價率絕對值的均值0.30%相比，二者均具有經(jīng)濟顯著性。

進一步地，本文探究機構(gòu)投資者內(nèi)部競爭對于ETF市場定價效率的正向作用是否也同樣存在于經(jīng)驗豐富的機構(gòu)投資者群體中。

表5展示了不同參與經(jīng)驗的機構(gòu)投資者內(nèi)部競爭對于ETF市場定價效率的影響。與表4相一致，具有豐富經(jīng)驗的機構(gòu)投資者的參與度能夠顯著縮小ETF一級市場基金凈值與二級市場交易價格的差異。再者，具有豐富參與經(jīng)驗的機構(gòu)投資者內(nèi)部競爭的回歸系數(shù)分別為0.259和0.387，其均在1%的顯著性水平下顯著異于0。這表明該類投資者內(nèi)部競爭同樣可以提高ETF市場定價效率。在同一支ETF中具有豐富參與經(jīng)驗的機構(gòu)投資者每增加一個單位標準差的競爭度，ETF市場溢價率的絕對值則降低0.03%，而在同一個月內(nèi)多次參與ETF進而獲得豐富經(jīng)驗的機構(gòu)投資者每增加一個單位標準差的競爭度，ETF市場溢價率的絕對值則降低0.03%。與溢價率絕對值的均值0.30%相比，二者均具有經(jīng)濟顯著性。

2. 信息

已有研究表明，機構(gòu)投資者擁有較強的信息優(yōu)勢，在證券交易過程中往往扮演了知情交易者的角色，為市場注入更多的定價相關(guān)信息。同時，隨著ETF上市時間的增加，公開信息增多，信息不對稱性降低。若機構(gòu)投資者具有更強的公開信息分析能力，那么其提高ETF定價效率的作用應(yīng)主要集中于上市時間較長的ETF中，反之則說明機構(gòu)投資者善于獲取、挖掘較為隱秘的私有信息，其利用信息不對稱，在上市時間較短的ETF中具有較為明顯的提高ETF定價效率的行為。

表6 信息不對稱條件下機構(gòu)投資者參與度對于ETF市場定價效率的影響

為了驗證以上猜想，本文以溢價率的絕對值為被解釋變量，加入ETF上市時間的虛擬變量ListDumi以及虛擬變量與機構(gòu)投資者參與度的交叉項ParticiRatioi,τListDumi，以探究ETF信息不對稱性對于機構(gòu)投資者提高ETF定價效率的影響。具體回歸方程如下：

其中，ListDumi為第i支ETF上市時間虛擬變量，如果該支ETF上市天數(shù)處于樣本中位數(shù)以上，那么ListDumi為1，反之為0。ParticiRatioi,τListDumi為ParticiRatioi,τ和ListDumi的交叉項，用以衡量上市時間不同的ETF中機構(gòu)投資者參與度對于ETF市場定價效率影響的差異。

回歸結(jié)果見表6，機構(gòu)投資者的參與度與溢價率的絕對值存在顯著負相關(guān)關(guān)系，回歸系數(shù)為-0.055，在5%的顯著性水平上顯著異于0，這表明在上市較晚的ETF中，機構(gòu)投資者參與度能夠顯著提高ETF市場定價效率。ListDum與ParticiRatio的交叉項顯著為負，即機構(gòu)投資者在上市時間較長的ETF中，具有更為明顯的提高ETF定價效率的作用。對于上市時間較晚的ETF，機構(gòu)投資者每增加一個單位標準差的參與度，溢價率的絕對值降低0.01%，而在上市時間早的ETF中，機構(gòu)投資者每增加一個單位標準差的參與度，ETF市場溢價率的絕對值降低0.03%。綜上，機構(gòu)投資者在信息不對稱性較低的ETF中，其提高ETF定價效率的能力更強。

上述實證結(jié)果表明，隨著上市時間的推移，ETF信息不對稱性變低，且機構(gòu)投資者善于把握公開信息，因而在上市時間較長的ETF中，其提高ETF定價效率的作用更為突出。那么，其競爭是否也同樣具有相同的正向作用呢？進一步地，本文探究上市時間不同的ETF中，機構(gòu)投資者競爭對于ETF市場定價效率的影響。

本文選取ETF市場溢價率的絕對值作為被解釋變量，加入上市時間虛擬變量與投資者競爭的交叉項HHIi,τListDumi，用于判斷投資者競爭在上市時間不同的ETF中，對ETF市場定價效率的影響是否存在差異。具體回歸方程如下：

其中，HHIi,τListDumi為投資者競爭度HHIi,τ與ETF上市時間虛擬變量ListDumi的交叉項。

表7 信息不對稱條件下機構(gòu)投資者參與度及競爭度對于ETF市場定價效率的影響

與之前回歸結(jié)果相一致，在上市時間較晚的ETF中，機構(gòu)投資者的參與度能夠顯著降低ETF市場溢價率的絕對值，回歸系數(shù)為-0.082，其在5%的顯著性水平下顯著異于0。機構(gòu)投資者每增加一個單位標準差的參與度，ETF市場溢價率的絕對值將降低0.02%。ParticiRatio與ListDum的交叉項顯著為負，這表明在上市時間較早的ETF中，機構(gòu)投資者提高ETF市場低價效率的作用更強。機構(gòu)投資者每提高一個單位標準差的參與度，ETF市場溢價率的絕對值降低0.07%。當和溢價率絕對值的均值0.30%進行比較時，不論是在上市較早的ETF中還是較晚的ETF中，機構(gòu)投資者參與度提高ETF定價效率的作用均具有經(jīng)濟顯著性。進一步地，在上市較晚的ETF中，機構(gòu)投資者的競爭度對于ETF市場定價效率不具有顯著地影響作用，而在上市較早的ETF中，機構(gòu)投資者的競爭度能夠提高ETF市場的定價效率，并且機構(gòu)投資者每增加一個單位標準差的競爭度，ETF市場溢價率的絕對值則會降低0.04%，與ETF溢價率絕對值的均值相比，其同樣具有經(jīng)濟顯著性。

結(jié)論

ETF作為一種重要的投資工具，其具備高分散化、高資產(chǎn)組合透明度、低運作及交易成本以及高流動性等優(yōu)點，受到廣大學(xué)者及投資者的高度關(guān)注。截止2014年12月，上海證券交易所上市的ETF市值總規(guī)模達到1783億元，相較于2013年年末增長了40.7%，平均凈值增長率為46.4%，遠高于股票型基金凈值增長率24.2%，特別地，易方達滬深300非銀ETF年內(nèi)凈值增長率高達137.1%9。ETF市場份額快速增長的同時，非理性的交易行為卻有礙其高效、健康地發(fā)展。例如，美國投資研究公司TrimTabs數(shù)據(jù)顯示，非理性投資者涌入ETF市場后的交易行為在股票市場觸發(fā)了大量見頂預(yù)警信號10。那么，ETF市場是否具有較高的定價效率？不同類型投資者的參與及其競爭又對ETF定價效率起到了何種作用？

本文以中國ETF一、二級市場賬戶級明細數(shù)據(jù)為樣本，實證探究了不同類型的投資者參與度、競爭對于ETF市場定價效率的影響及其原因。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，樣本期間內(nèi)ETF市場存在顯著的抑價現(xiàn)象，且機構(gòu)投資者的參與度及其內(nèi)部競爭能夠有效提高ETF市場定價效率，但這種正向作用僅存于經(jīng)驗豐富的機構(gòu)投資者中，并且在信息不對稱性較低的ETF中更為明顯，即機構(gòu)投資者能夠有效地利用ETF公開信息，依靠自身經(jīng)驗判斷ETF價值進行交易，進而提高ETF的定價效率。與之相反，個人投資者的參與度及其內(nèi)部競爭對于ETF市場定價效率不存在正向影響意義。

本文的研究成果揭示了投資者結(jié)構(gòu)對于ETF市場定價效率的重要意義及其在ETF市場中扮演的重要角色。由于機構(gòu)投資者的交易與競爭能夠顯著提高ETF市場定價效率，但其參與ETF市場的金額占比較小，相關(guān)部門或監(jiān)管機構(gòu)應(yīng)積極鼓勵機構(gòu)投資者更為廣泛深入地參與到ETF市場當中，充分發(fā)揮其對于ETF市場的正向作用；反之，對于個人投資者，應(yīng)提高準入門檻和交易限制，引導(dǎo)其合理投資，避免個人投資者非理性行為給ETF市場造成不利影響。例如，2015年2月9日，上證50ETF期權(quán)正式上市，談及非理性交易，上海證券交易所副總經(jīng)理謝瑋表示ETF期權(quán)規(guī)定了嚴格的限倉、限購制度，以期通過嚴格的投資者準入和限倉措施防范投資者非理性交易行為對市場造成的不利影響11。

注釋

1. 參見http://www.sse.com.cn/assortment/fund/etf/question/c/c_20150911_3985203.shtml.

2. 投資者可以在同一天內(nèi)在一級市場申購，然后在二級市場賣出；也可在二級市場買入，再在一級市場贖回。

3. 其中，在ETF一級市場，前100名總的申購贖回總金額占比均值為98.33%、最小值為81.12%、最大值為100%；在ETF二級市場，前100名總的買入賣出總金額占比均值為71.68%、最小值為36.85%、最大值為99.8%。這表明本文涉及的賬戶級數(shù)據(jù)能夠充分代表并刻畫12支ETF中投資者的參與度。

4. 若一個賬戶在一個月內(nèi)參與同一支ETF一級市場和二級市場交易各一次，本文定義該月內(nèi)該賬戶參與該支ETF交易次數(shù)為2次。

5. Prem數(shù)據(jù)及其定義均來自國泰安數(shù)據(jù)庫。

6. 在回歸過程中，我們對NAVi,t-1縮小100倍。

7. 括號內(nèi)代表投資者類型或具體構(gòu)造方法。特別地，在統(tǒng)計更具經(jīng)驗以及缺乏經(jīng)驗投資者的相關(guān)變量時，統(tǒng)計對象僅為機構(gòu)投資者。

8. t天屬于τ月，且t天與τ月同屬于θ年。

9. 參見http://www.chinairn.com/news/20150112/133446842.shtml.

10. 參見http://money.163.com/14/1202/14/ACFEFO7000253B0H.html.

11. 參見http://stock.hexun.com/2015-02-03/173033639.html.