劉振彪+何天

摘 要：采用TGARCH模型對機構(gòu)投資者與我國股指波動的關(guān)系進行研究，實證結(jié)果表明無論是否考慮宏觀經(jīng)濟因素對股票市場的影響，機構(gòu)投資者對我國股票市場波動均產(chǎn)生正向影響。進一步用面板數(shù)據(jù)模型對機構(gòu)投資者與上市公司股價波動的關(guān)系進行研究，發(fā)現(xiàn)機構(gòu)投資者在不同宏觀經(jīng)濟環(huán)境下也均未起到穩(wěn)定上市公司股價波動的作用。

關(guān)鍵詞：機構(gòu)投資者；波動性；TGARCH模型；面板數(shù)據(jù)模型

中圖分類號：F830.91 文獻標識碼：A

作者簡介：劉振彪（1965-），男，湖南洞口人，中南大學商學院教授、博士生導師，研究方向：金融經(jīng)濟學、宏觀經(jīng)濟學和財政學。何天（1990-），男，湖南長沙人，中南大學商學院碩士研究生，研究方向：貨幣金融理論。

一、引言

我國股票市場主導的活躍投資者一直由散戶構(gòu)成，散戶追漲殺跌的非理性投資行為造成了我國股市的劇烈波動。國外成熟股票市場主導的投資者則是機構(gòu)投資者，機構(gòu)投資者由于具有強大的研究分析能力，是理性的投資者，對促進股票市場穩(wěn)定性具有重要的作用。我國管理層深刻認識到發(fā)展機構(gòu)投資者的重要性，于2001年提出超常規(guī)發(fā)展機構(gòu)投資者，旨在改變我國以中小投資者為主的投資者結(jié)構(gòu)，促進理性投資，減少市場波動。

然而，從2015年我國股票市場的走勢看，我國股市暴漲暴跌的格局并沒有得到改變，隨著我國機構(gòu)投資者占投資者比例的迅速提升，市場波動并沒有趨于穩(wěn)定。那么，超常規(guī)發(fā)展機構(gòu)投資者能否穩(wěn)定我國股票市場？如果答案是否定的，那么又是什么原因?qū)е铝藱C構(gòu)投資者沒發(fā)揮出穩(wěn)定股票市場功能的呢？本文擬在宏微觀兩個層面上對這一問題進行實證檢驗。

本文的主要貢獻體現(xiàn)為：（1）宏觀經(jīng)濟變動和貨幣政策調(diào)整等因素對股票市場具有較大的影響。因此，與已有研究不同，本文研究機構(gòu)投資者對我國股指波動的影響時，選取了宏觀經(jīng)濟變動及貨幣政策調(diào)整這兩個指標作為控制變量，從而更為準確地探究機構(gòu)投資者的真實影響；（2）在研究機構(gòu)投資者與上市公司股價波動之間關(guān)系時，大部分學者沒有考慮到在不同的宏觀市場環(huán)境下，機構(gòu)投資者對股票市場波動性的影響可能存在的差異性。本文依據(jù)客觀的標準對市場行情的性質(zhì)進行定義和劃分，從而探究機構(gòu)投資者在不同市場環(huán)境下對股票市場波動性的影響，豐富了此類研究的經(jīng)驗數(shù)據(jù)；（3）實證研究數(shù)據(jù)上，不同于以往文獻僅將證券投資基金作為考察對象，本文將不同類型的機構(gòu)投資者作為了一個整體進行研究。并且在指標設(shè)置上，采用的是機構(gòu)投資者持股市值占流通市值比例，而非基金的總資產(chǎn)凈值，體現(xiàn)了數(shù)據(jù)上的嚴謹性。

二、文獻回顧與研究假設(shè)

機構(gòu)投資者是否起到了穩(wěn)定股市的作用，國外學者存在兩種對立的觀點。一種觀點認為機構(gòu)投資者發(fā)揮了穩(wěn)定股市的作用。Edwards等（1998）認為，機構(gòu)投資者因其強大的研究能力和信息優(yōu)勢，能準確評估股票的內(nèi)在價值，是穩(wěn)定股票市場的中堅力量[1]。Chopra等（1992）認為，機構(gòu)投資者較為理性，較少受到 “噪音”和市場情緒的影響，其準確的投資行為能夠抵消個人投資者的非理性行為，從而有效降低股票市場的波動性[2]；Hirshleifer等（1994）指出，在股票市場出現(xiàn)過度反應(yīng)時，機構(gòu)投資者常常采取負反饋交易策略，買入急跌的股票，賣出暴漲的股票，從而緩解了股票市場的波動[3]。此外，與個人投資者相比，機構(gòu)投資者持有的股票資產(chǎn)數(shù)量巨大，他們一般采取買入并持有的策略，不會頻繁地改變交易策略和投資組合，因此不會引發(fā)股價的大幅波動。更多學者從微觀角度入手，研究提出機構(gòu)投資者存在顯著的羊群行為，但Wermers等（1999）認為，共同基金表現(xiàn)出的羊群行為加速了股價對新信息的反映速度，有利于股價穩(wěn)定[4]。

另一種觀點則認為機構(gòu)投資者加劇了股票市場的波動。Scharfstein等（1990）認為機構(gòu)投資者一致買入或賣出相同的股票而忽視自身信息的羊群行為，加劇了股票價格的波動性[5]。Delong等（1990）認為，機構(gòu)投資者正反饋交易行為會導致股價的波動，而且還會放大其他投資者的正反饋交易行為對股價的影響，從而造成股價更大幅度的波動[6]。Dennis等（2002）發(fā)現(xiàn)，機構(gòu)投資者對短期業(yè)績的重視，會迫使基金經(jīng)理采取正反饋交易策略，從而導致市場短期內(nèi)發(fā)生劇烈波動[7]。

我國學者對于機構(gòu)投資者與股票市場波動之間關(guān)系的研究同樣沒有得出一致結(jié)論。祁斌等（2006）采用截面回歸分析方法，發(fā)現(xiàn)在控制公司規(guī)模下，機構(gòu)投資者對股價波動存在正向影響[8]。胡大春等（2007）采用動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，發(fā)現(xiàn)基金持股比例越高的股票，其股價波動性越小[9]。然而，另一部分學者則提出相反的觀點。岳意定等（2009）運用Topview高頻數(shù)據(jù)并采用脈沖響應(yīng)和方差分解的方法，研究發(fā)現(xiàn)機構(gòu)投資者持股比例的變動對上證綜合指數(shù)的波動有顯著的影響[10]。劉建徽等（2013）運用Fama-macbeth回歸方法，研究發(fā)現(xiàn)機構(gòu)投資者持股比例的提高加劇了股價的波動[11]。

我國管理層希望通過發(fā)展機構(gòu)投資者從而穩(wěn)定我國股票市場的波動，但實際情況是，我國這幾年超常規(guī)發(fā)展機構(gòu)投資者并沒有達到穩(wěn)定股市的預期。證券投資基金快速發(fā)展，但其他類型機構(gòu)投資者發(fā)展遲緩，同時市場相關(guān)制度建設(shè)并沒有及時跟上，致使機構(gòu)投資者發(fā)展壯大卻沒有起到穩(wěn)定股市的作用[12]。

據(jù)此，我們提出本文的研究假設(shè)：現(xiàn)階段我國機構(gòu)投資者加劇了股票市場的波動性。

三、實證研究

（一）機構(gòu)投資者影響股票價格指數(shù)波動的實證分析

1.樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本部分的研究樣本區(qū)間為2004年1季度至2014年3季度，因為機構(gòu)投資者持股數(shù)據(jù)是按照季度公布的，因此我們采用季度數(shù)據(jù)進行實證分析。其中機構(gòu)投資者持股總市值與A股流通總市值數(shù)據(jù)來源于wind數(shù)據(jù)庫，其余數(shù)據(jù)均來源于國泰安數(shù)據(jù)庫。

2.變量的選取

（1）上證綜合指數(shù)收益率（ ）

我國股票市場指數(shù)最具代表性的是上證綜合指數(shù)和深證成份指數(shù)，本文選取上證綜合指數(shù)的收益率，公式表達為 ，其中 與 分別表示t季度與t-1季度上證綜合指數(shù)收盤價。

（2）機構(gòu)投資者整體持股比例（ ）

機構(gòu)投資者整體持股比例 表示第t季度我國所有機構(gòu)投資者持股總市值占A股流通總市值的比例。

（3）利率（ ）

利率是影響股票市場走勢的重要因素，一般利率對股票市場存在反向影響，因此本文預期利率與上證綜合指數(shù)收益率負相關(guān)。采用一年期定期存款利率對利率因素進行測度，用 表示。

（4）宏觀經(jīng)濟環(huán)境和貨幣政策指標（ 和 ）

作為在測度機構(gòu)投資者對股票價格指數(shù)波動影響時的控制指標，本文選取宏觀經(jīng)濟景氣指數(shù)中的一致指數(shù)作為宏觀經(jīng)濟環(huán)境的測度，用 表示t季度宏觀經(jīng)濟景氣指數(shù)相對于t-1季度的變動量。此外，作為國家調(diào)控股票市場的主要貨幣政策手段，選擇貨幣供應(yīng)變動量作為貨幣政策指標的度量，用 表示。

3.模型構(gòu)建

為了探究我國機構(gòu)投資者對股指的影響，采用TGARCH模型對機構(gòu)投資者整體持股比例與上證綜合指數(shù)收益率波動性之間的關(guān)系進行探究。TGARCH模型在GARCH模型的基礎(chǔ)上設(shè)置一個區(qū)分不同沖擊（好消息和壞消息）的虛擬變量，如果虛擬變量的系數(shù)通過顯著性檢驗則表明不同的沖擊具有不同程度的影響，即存在非對稱性。模型具體設(shè)定如下：

（1）

（2）

（3）

其中方程（1）為均值方程，考慮了上證綜合指數(shù)潛在的一階序列相關(guān)性（ ）以及利率（ ）對市場走勢的影響， 是均值方程誤差項。方程（2）為條件方差方程， 作為虛擬變量，當 時， 為1，當 時， 為0。非對稱即可理解為，當 顯著為正時，壞消息對市場波動的影響大于好消息，反之則是好消息的影響更大。 表示機構(gòu)投資者的影響，其系數(shù) 反映了機構(gòu)投資者對市場指數(shù)波動的影響性。此外，還將討論條件方差方程包括了宏觀經(jīng)濟環(huán)境及貨幣政策指標影響的情況，如方程（3）所示， 與 分別反映宏觀經(jīng)濟環(huán)境及貨幣政策指標的影響。

4.模型估計

首先對均值方程的市場收益一階滯后項是否必要進行判斷。均值方程的最小二乘估計結(jié)果如表1所示。其中市場收益一階滯后項 的系數(shù)估計值沒有達到有效的顯著性水平，市場收益序列的自相關(guān)與偏相關(guān)圖如圖1所示，由圖1可知，市場收益序列的滯后一階自相關(guān)系數(shù)和偏自相關(guān)系數(shù)都沒有達到有效的顯著性水平，因此市場收益序列并沒有表現(xiàn)出服從于ARMA過程的特征，因此考慮將 從均值方程（1）中剔除，均值方程設(shè)定修正為如下：

（4）

表1 均值方程最小二乘估計結(jié)果

變量 系數(shù)值 標準誤差 T值 P值

常數(shù)項 0.1146** 0.0482 2.3775 0.0224

0.2042 0.1478 1.3813 0.1750

-0.0400** 0.0167 -2.3881 0.0219

注：*、**、***分別表示顯著性水平為10%、5%、1%（雙尾檢驗）時，檢驗統(tǒng)計量統(tǒng)計顯著。

圖1 收益序列的自相關(guān)和偏相關(guān)圖

5. 實證結(jié)果

不考慮宏觀經(jīng)濟環(huán)境及貨幣政策指標下TGARCH（1，1）模型估計結(jié)果如表2所示。由表2可知，利率 的系數(shù)估計值為-0.0257，在1%的顯著性水平下統(tǒng)計顯著，這一實證結(jié)果符合先前關(guān)于市場走勢與利率負相關(guān)的預期。再觀察條件方差方程的估計結(jié)果， 的系數(shù)估計值為-0.2275，在5%的顯著性水平下統(tǒng)計顯著，說明了上證綜合指數(shù)的收益率存在明顯的非對稱性，好消息對波動性的影響大于壞消息。此外， 的系數(shù)估計值為0.0082，在1%的顯著性水平下統(tǒng)計顯著，說明了機構(gòu)投資者對股票市場波動性具有顯著的正向影響。

表2 不考慮宏觀經(jīng)濟環(huán)境及貨幣政策指標下TGARCH模型估計結(jié)果

變量 系數(shù) 系數(shù)值 標準誤差 Z值 P值

常數(shù)項

0.0771*** 0.0286 2.6940 0.0071

-0.0257*** 0.0098 -2.6129 0.0090

常數(shù)項

-0.0007*** 0.0001 -11.0335 0.0000

-0.0841*** 0.0184 -4.5790 0.0000

-0.2275** 0.1326 -1.7159 0.0862

1.0744*** 0.0685 15.6935 0.0000

0.0082*** 0.0003 32.5537 0.0000

注：*、**、***分別表示顯著性水平為10%、5%、1%（雙尾檢驗）時，檢驗統(tǒng)計量統(tǒng)計顯著。

考慮宏觀經(jīng)濟環(huán)境及貨幣政策指標下TGARCH（1，1）模型估計結(jié)果如表3所示。從表3我們可以看出，相應(yīng)TGARCH模型的估計結(jié)果顯示機構(gòu)者持股比例的系數(shù)估計值為0.0212，對應(yīng)的Z統(tǒng)計量為2.2840，在1%的顯著性水平下統(tǒng)計顯著，這一實證結(jié)果同樣支撐了機構(gòu)投資者對市場波動性的正向影響，然而 的系數(shù)估計值卻沒有達到有效的顯著性水平，也即市場收益的非對稱性卻隨著宏觀經(jīng)濟環(huán)境及貨幣政策指標的影響的引入而變得不顯著，其中的原因主要是由于代表信息沖擊的 序列同宏觀指標之間存在一定的相關(guān)性，即存在一定的信息冗余，宏觀變量的引入使得方程考慮了一部分原先由 衡量的信息沖擊，因此在條件方差方程引入了宏觀指標的情況下， 和 對波動性的解釋效力一定程度上被削弱，導致波動性的非對稱性無法通過條件方差方程被識別。

表3 考慮宏觀經(jīng)濟環(huán)境及貨幣政策指標下TGARCH模型估計結(jié)果

變量 系數(shù) 系數(shù)值 標準誤差 Z值 P值

常數(shù)項

0.1323** 0.0606 2.1810 0.0292

-0.0446** 0.0204 -2.1825 0.0291

常數(shù)項

-0.0037*** 0.0005 -6.8630 0.0000

0.1481 0.3163 0.4684 0.6395

0.0479 0.3469 0.1382 0.8901

0.5996* 0.3183 1.8834 0.0596

0.0212** 0.0093 2.2840 0.0224

0.0000*** 0.0000 8.7784 0.0000

0.0002 0.0004 0.4350 0.6636

注：*、**、***分別表示顯著性水平為10%、5%、1%（雙尾檢驗）時，檢驗統(tǒng)計量統(tǒng)計顯著。

（二）機構(gòu)投資者影響上市公司股價波動的實證分析

1.時間的劃分及數(shù)據(jù)來源

本部分的研究樣本區(qū)間為2006年1季度至2010年2季度。樣本區(qū)間根據(jù)不同宏觀經(jīng)濟環(huán)境分為三個階段，其中第一、第三階段對應(yīng)我國股票市場的牛市行情，第二階段對應(yīng)熊市行情。具體來說，第一階段為2006年1季度至2007年2季度，這一階段在全球經(jīng)濟繁榮、我國經(jīng)濟高速發(fā)展、各方面因素積極推動刺激背景下，上證綜指從1161點暴漲至6124點；第二階段為2007年3季度至2008年4季度，這一階段受美國次貸危機導致的全球金融危機的影響，上證綜指從6124點暴跌至1664點；第三階段為2009年1季度至2010年2季度，這一階段受2008年11月中國政府提出的擴大內(nèi)需十項措施即“4萬億經(jīng)濟刺激計劃”的影響，上證綜指從1844點暴漲至3478點。三個不同的時間段都具有代表性，分別代表了宏觀經(jīng)濟良好變動、國際金融市場動蕩和大規(guī)模利好政策背景下，我國股票市場呈現(xiàn)出的劇烈反應(yīng)。因此本文將在三個不同宏觀市場環(huán)境下研究機構(gòu)投資者對上市公司股價波動的影響，充分考慮機構(gòu)投資者對我國股票市場波動影響可能存在的非對稱性。本部分同樣采用季度數(shù)據(jù)進行實證分析，其中上市公司股價的波動率、上市公司的流通市值和機構(gòu)投資者持股比例等數(shù)據(jù)均來源于wind數(shù)據(jù)庫，市場價格指數(shù)的波動率為手工計算所得。

2.變量的選取

（1）上市公司股價的波動率（ ）

本文采用相應(yīng)上市公司在一個季度內(nèi)股價的日收益率的標準差來衡量，用 表示第i家上市公司在第t季度內(nèi)股價日收益率的標準差。

（2）上市公司的流通市值（ ）

一般認為，上市公司股價的波動率與其股票的流通市值負相關(guān)，我們用 來表示第i家上市公司在第t季度末的流通股市值。我們對其取對數(shù)，以便消除樣本數(shù)據(jù)的異方差，即為 。

（3）市場價格指數(shù)的波動率（ ）

大盤指數(shù)波動對個股股價波動的影響是十分顯著的，通常市場價格指數(shù)發(fā)生較大波動時，市場個股普遍也波動較大。我們選擇上證綜合指數(shù)作為市場價格指數(shù)的代表，用 表示第t季度內(nèi)上證綜合指數(shù)日收益率的標準差。

（4）機構(gòu)投資者持股比例及變動（ 及 ）

我們用 表示機構(gòu)投資者持有的第i家上市公司股票市值之和與第i家上市公司流通總市值的比例。并且用 表示第t季度與t-1季度機構(gòu)投資者持股比例之差。

3.模型構(gòu)建

機構(gòu)投資者持股比例反映的是機構(gòu)投資者在某一具體時點持有某支股票的水平，而機構(gòu)投資者持股比例變動反映的是機構(gòu)投資者在某一時間段持有某支股票的變動量，兩者分別從靜態(tài)和動態(tài)角度體現(xiàn)機構(gòu)投資者對股價波動的影響大小。我們分別建立以下兩個面板數(shù)據(jù)模型（1）和（2）。

模型（1）：

（5）

模型（2）：

（6）

4.實證結(jié)果及分析

本部分分別對三個階段采用面板數(shù)據(jù)，對上述兩個模型進行面板回歸擬合，以此對機構(gòu)投資者與上市公司股價波動的實證關(guān)系進行檢驗。在這三個階段我們首先對數(shù)據(jù)進行Hausman隨機效應(yīng)檢驗以判斷是采用固定效應(yīng)模型還是隨機效應(yīng)模型。檢驗結(jié)果表明，除了第二階段的模型（1）采用隨機效應(yīng)模型外，其他模型的Hausman檢驗結(jié)果均顯示固定效應(yīng)模型的表現(xiàn)優(yōu)于隨機效應(yīng)模型。然后，在控制流通市值、市場價格指數(shù)的波動率等變量后，分別檢驗機構(gòu)投資者持股比例和持股比例變動對上市公司的股價波動率的影響。表4給出了三個階段的具體面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果。

模型（1）和模型（2）在三個階段整體擬合效果都較好。觀察自變量的系數(shù)回歸結(jié)果可知，兩模型在三個階段的市場價格指數(shù)波動率變量 的系數(shù)估計值均為正，這意味著上市公司股價的波動率和市場價格指數(shù)波動率正相關(guān)，這一結(jié)論與我們預期相符。再看兩個模型在三個階段的流通市值變量 ，除第二階段系數(shù)估計值為負外，第一、第三階段系數(shù)估計值均為正，這一結(jié)論與我們預期不符，這表明流通市值越大的股票，在牛市行情當中股票的股價波動率越大。

至于機構(gòu)投資者持股比例及變動的影響，在控制了市場價格指數(shù)波動率及流通市值變量的影響下，我們發(fā)現(xiàn)：模型（2）在三個階段機構(gòu)投資者持股比例變動 的系數(shù)均為正，這表明無論是在牛市行情還是熊市行情，機構(gòu)投資者持股比例的變動均對上市股價波動造成了正向影響。而對于機構(gòu)投資者持股比例 這一變量來說，在第二階段也就是熊市行情當中，其系數(shù)為負，這表明在熊市行情當中，機構(gòu)投資者持股比例越高的股票，其波動率越小。然而第一階段和第二階段所表現(xiàn)的情況是，機構(gòu)投資者持股比例系數(shù)是為正的，也就是說，機構(gòu)投資者在牛市行情當中沒有起到穩(wěn)定上市公司股價的作用?？偟膩碚f，機構(gòu)投資者并沒有起到穩(wěn)定股價的作用，這與第一部分檢驗機構(gòu)投資者與股票市場價格指數(shù)波動關(guān)系的結(jié)論一致。

表4 三個階段面板回歸結(jié)果

變量 第一階段 第二階段 第三階段

2006Q1～2007Q2 2007Q3～2008Q4 2009Q1～2010Q2

（1） （2） （1） （2） （1） （2）

Constant -4.357*** -2.915*** 2.062*** 2.997*** -0.0758 -0.576

（-4.36） （-2.85） （4.55） （3.59） （-0.10） （-0.60）

97.67*** 104.9*** 100.1*** 128.7*** 107.3*** 94.95***

（23.59） （24.86） （35.64） （31.76） （40.94） （33.46）

0.286*** 0.213*** -0.0222 -0.108*** 0.0538 0.0887**

（5.63） （4.16） （-1.14） （-3.08） （1.61） （2.08）

0.00362** -0.00693*** 0.00925***

（2.19） （-6.62） （6.53）

0.00624*** 0.00228** 0.00595***

（4.86） （2.42） （5.54）

F-statistic 1051.84*** 794.13*** 583.24*** 701.72*** 407.44***

Wald-chi2 1675.09***

R2 0.3165 0.3120 0.2209 0.2290 0.1774 0.1350

N 4524 3770 4410 3675 5208 4340

Hausman檢驗 58.31*** 28.73*** 5.94 -1.01 90.15*** 29.98***

模型選取 固定效應(yīng) 固定效應(yīng) 隨機效應(yīng) 固定效應(yīng) 固定效應(yīng) 固定效應(yīng)

注：*、**、***分別表示顯著性水平為10%、5%、1%（雙尾檢驗）時，檢驗統(tǒng)計量統(tǒng)計顯著。

四、結(jié)論與政策建議

（一）主要結(jié)論

本文得出了以下兩個實證研究的結(jié)論：（1）本文采用TGARCH模型考察了機構(gòu)投資者對股票價格指數(shù)波動的影響，從實證結(jié)果來看，無論是否考慮宏觀經(jīng)濟環(huán)境以及貨幣政策對股票市場的影響，機構(gòu)投資者整體持股比例與上證綜合指數(shù)波動均存在正相關(guān)關(guān)系，這表明機構(gòu)投資者加劇了股票市場整體的波動；（2）本文采用面板數(shù)據(jù)模型考察了機構(gòu)投資者對具體上市公司股價波動的影響，實證結(jié)果表明：在牛市行情當中，機構(gòu)投資者持股比例和持股比例變動都與上市公司股價波動正相關(guān)，而在熊市行情當中，機構(gòu)投資者持股比例變動與上市公司股價波動正相關(guān)，但機構(gòu)投資者持股比例與上市公司股價波動負相關(guān)?？偟膩碚f，機構(gòu)投資者造成了我國上市公司股價的不穩(wěn)定，沒有起到穩(wěn)定股票市場的作用。

（二）政策建議

從本文實證研究結(jié)論中我們可以看出，機構(gòu)投資者并沒有起到穩(wěn)定股票市場的作用，反而加劇了股票市場的波動性，這有違管理層期望通過發(fā)展機構(gòu)投資者從而穩(wěn)定股票市場的初衷。究其原因，本文認為主要有以下三點：（1）我國股票市場主要由散戶構(gòu)成，投機主義盛行，在散戶主導的中國股市，機構(gòu)投資者只能順應(yīng)市場特征，從而并未起到市場穩(wěn)定器的作用。此外，我國機構(gòu)投資者主要以證券投資基金為主，而其他類型的機構(gòu)投資者發(fā)展不足，證券投資基金一般持股周期較短，注重短期收益，并且不同的證券投資基金投資風格相近、投資理念趨同，一致性的交易行為容易造成股票市場的劇烈波動；（2）我國股票市場法律法規(guī)還不夠完善，監(jiān)管不嚴，導致老鼠倉、內(nèi)幕交易、坐莊、股價操縱等“基金黑幕”在我國股票市場大量存在，這嚴重影響了我國股票市場的穩(wěn)定性；（3）在委托代理結(jié)構(gòu)下，對于缺乏信托責任而追求自身利益最大化的基金經(jīng)理，會選擇在股市中“追漲殺跌”，從而也會造成股票價格的劇烈波動。

針對上述我國股票市場存在的問題，本文針對性的提出如下建議：（1）我國仍需大力發(fā)展機構(gòu)投資者，從“量”上需加大市場上機構(gòu)投資者的占比，從“質(zhì)”上需不斷引進諸如養(yǎng)老基金這樣秉持長期價值投資理念的機構(gòu)投資者，并適度放寬各類機構(gòu)投資者準入門檻；（2）建立完善的證券法律法規(guī)體系，從嚴監(jiān)管，對違法違規(guī)行為嚴懲不貸。具體來說，可以引入美國資本市場的“集體訴訟”制度。在保護中小投資者權(quán)益的同時，規(guī)范完善我國股票市場；（3）加強基金治理，減少代理人的道德風險行為。具體措施包括加強基金公司獨立董事人選的資質(zhì)考核、強化獨立董事的權(quán)責機制、強化基金持有人大會的功能等。

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