薛宇峰

(云南財(cái)經(jīng)大學(xué) 馬克思主義學(xué)院，云南 昆明 650221)

一、引言

金融市場(chǎng)中投資者在投資決策過程中所形成的羊群行為是行為金融領(lǐng)域的一個(gè)重要研究?jī)?nèi)容，也是金融市場(chǎng)上出現(xiàn)的一種與傳統(tǒng)金融理論相違背的金融異象。傳統(tǒng)金融理論認(rèn)為，投資者在投資策過程中按照自身所獲得的信息做出理性的投資決策，不受其他投資者行為的影響。然而現(xiàn)實(shí)中，投資者跟從其他投資者的投資決策而忽視自身信息的現(xiàn)象大量存在，即所謂的羊群行為現(xiàn)象。Bikhchandani(2000)將金融市場(chǎng)上的羊群行為定義為：投資者基于他人投資決策基礎(chǔ)上推斷他人的信息，在交易過程中存在學(xué)習(xí)和模仿現(xiàn)象，從而表現(xiàn)為在某段時(shí)間內(nèi)同時(shí)買入或賣出股票。①Bikhchandani S，Sharma S. Herd Behavior in Finance Market：A Review. Working paper of IMF, 2000, (48): 14-27.關(guān)于羊群行為市場(chǎng)效率方面，普遍的觀點(diǎn)認(rèn)為羊群行為對(duì)金融市場(chǎng)有非穩(wěn)定作用，認(rèn)為大量投資者在某段時(shí)間內(nèi)同時(shí)買入和賣出某一股票或某一資產(chǎn)組合時(shí)，必然會(huì)使得該股票或資產(chǎn)組合的價(jià)格在短期內(nèi)發(fā)生劇烈的波動(dòng)，增加了股價(jià)的波動(dòng)和市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)。因此，金融市場(chǎng)中的羊群投資行為及對(duì)資產(chǎn)價(jià)格的影響引起了大量國(guó)內(nèi)外學(xué)者的關(guān)注，并進(jìn)行了大量的理論與實(shí)證研究。

羊群行為的理論研究側(cè)重于從不同的角度對(duì)羊群行為的成因、效率等問題進(jìn)行探討，并建立了各種理論模型，其中影響較大的有先由Banerjee(1992)提出，后經(jīng)Bikhchandani、Hirshleifer和Welch(1992)完善的“信息流模型”；Scharfstein和Stein(1990)從委托代理角度提出的“聲譽(yù)模型”；Maug和Naik(1996)從風(fēng)險(xiǎn)厭惡經(jīng)理人視角提出的“基于薪酬條款”的羊群行為模型等。

相對(duì)于理論研究，更多的研究側(cè)重于對(duì)羊群行為的實(shí)證檢驗(yàn)，實(shí)證研究按其研究對(duì)象又可分為以特定投資者和以整個(gè)股市為對(duì)象的羊群行為實(shí)證檢驗(yàn)。對(duì)特定投資者羊群行為的檢驗(yàn)，最早是由Lakonishok, Shleifer和Vishny(1992)構(gòu)造的模型和方法，他們通過研究一組基金經(jīng)理在特定股票上是否同時(shí)進(jìn)行買賣交易來判斷羊群行為的存在與否，該方法又稱為L(zhǎng)SV模型。隨后Wermers(1999)在修正LSV模型基礎(chǔ)上，提出了羊群行為的組合變化衡量方法(PCM)。在PCM模型中，羊群行為用不同基金經(jīng)理在多種股票組合權(quán)重中同方向變動(dòng)的程度來衡量。針對(duì)整個(gè)股市的羊群行為檢驗(yàn)，Christie和Huang(1995)認(rèn)為，如果在市場(chǎng)股價(jià)大幅波動(dòng)期間，個(gè)股收益率分布將與市場(chǎng)收益趨同，因此他們通過橫截面收益標(biāo)準(zhǔn)差(CSSD)與衡量市場(chǎng)上股價(jià)大幅波動(dòng)的變量(用虛擬變量表示)之間的回歸來檢驗(yàn)市場(chǎng)上羊群行為存在與否，該方法又稱為CH模型。Chang, Cheng和Khurana(2000)在CH模型基礎(chǔ)上對(duì)羊群行為的測(cè)度進(jìn)行了改進(jìn)，用橫截面絕對(duì)偏差(CSAD)替代CSSD，將其作為股價(jià)趨同的衡量指標(biāo)，從理性CAPM出發(fā)，推導(dǎo)得到用于檢驗(yàn)股市整體羊群行為的實(shí)證模型。

關(guān)于羊群行為對(duì)證券市場(chǎng)波動(dòng)性影響的研究，理論界尚未形成統(tǒng)一的認(rèn)識(shí)。雖然普遍的觀點(diǎn)認(rèn)為羊群行為導(dǎo)致股票買賣趨同，削弱了市場(chǎng)基本面因素對(duì)未來價(jià)格走勢(shì)的作用，當(dāng)買賣壓力超過市場(chǎng)所提供的流動(dòng)性時(shí)，必然導(dǎo)致股價(jià)在短期內(nèi)發(fā)生劇烈的波動(dòng)，加大了股市的波動(dòng)。然而，Lakonishok, Shleifer和Vishny(1992)；Brennan(1995); Cohen, Gompers和Vuolteenaho(2002)基于實(shí)證研究認(rèn)為，羊群行為并不足以引起市場(chǎng)的非理性波動(dòng)，相反，如果投資者同時(shí)對(duì)同樣的信息做出反應(yīng)，那么羊群行為的存在會(huì)加快市場(chǎng)對(duì)信息的反應(yīng)速度，因?yàn)樽C券交易是一個(gè)信息不斷到達(dá)市場(chǎng)并融入股價(jià)的過程，所以羊群行為提高了市場(chǎng)的有效性。此外， Christian (2008)；Salmon(2004)；Sias(1999)等人從羊群行為產(chǎn)生機(jī)理角度，為羊群行為的產(chǎn)生、羊群行為與資產(chǎn)價(jià)格泡沫進(jìn)行了建模，從羊群行為對(duì)資產(chǎn)價(jià)格作用機(jī)制方面進(jìn)行了研究。[注]Christian Hott. Herding behavior in asset markets. Journal of Financial Stability, 2008, 3：25-56.

國(guó)內(nèi)學(xué)者關(guān)于羊群行為的研究主要集中在對(duì)特定投資者或整個(gè)股市的羊群行為存在性的檢驗(yàn)方面，而對(duì)于羊群行為與股市波動(dòng)性關(guān)系的研究較少，且鮮有作者從定量的角度構(gòu)造羊群行為程度指標(biāo)，并直接考查羊群行為與股市波動(dòng)性關(guān)系?；诖?，本文擬運(yùn)用校正的CCK模型構(gòu)造股市羊群行為程度的度量指標(biāo)，然后運(yùn)用EGARCH-M模型為我國(guó)股市收益率波動(dòng)性建模，在控制影響股票市場(chǎng)收益率波動(dòng)的宏觀經(jīng)濟(jì)因素后，考察羊群行為對(duì)股市收益率波動(dòng)性影響，最后進(jìn)一步通過VAR模型對(duì)羊群行為與股市波動(dòng)性關(guān)系進(jìn)行研究。

二、數(shù)據(jù)的收集與處理說明

本文實(shí)證研究所涉及的變量主要包括股票市場(chǎng)綜合指數(shù)收益率，滬、深股市所有個(gè)股收益率和相關(guān)的宏觀經(jīng)濟(jì)變量。

(一)目前中國(guó)尚無完全統(tǒng)一的市場(chǎng)指數(shù)，且已有的兩市綜合指數(shù)，如滬深300等指數(shù)由于歷史溯源數(shù)據(jù)缺失，無法作為本文研究所選樣本數(shù)據(jù)，但考慮到上證綜合指數(shù)與深證綜合指數(shù)的高度相關(guān)性，以及上證綜合指數(shù)被普遍采用以代表中國(guó)證券市場(chǎng)的權(quán)威統(tǒng)計(jì)指標(biāo)。因此，本文選用上證綜合指數(shù)代表市場(chǎng)指數(shù)。本文選取2000年1月4日至2010年12月30日的相關(guān)數(shù)據(jù)，節(jié)假日缺失數(shù)據(jù)用前一有效交易日數(shù)據(jù)補(bǔ)充。數(shù)據(jù)來源于國(guó)泰安中國(guó)股票市場(chǎng)交易數(shù)據(jù)庫(kù)(CSMAR)。收益率采取如下的對(duì)數(shù)收益率形式：

Rt=lnPt-lnPt-1

(1)

其中，Pt和Pt-1分別為t期和t-1期期末上證綜合指數(shù)的收盤價(jià)。Rt為t期期末上證綜合指數(shù)收益率。

(二)本文選取滬、深股市在樣本期內(nèi)所有上市的股票，為保證數(shù)據(jù)的有效性，盡量消除異常樣本對(duì)研究結(jié)論的影響，本文按如下標(biāo)準(zhǔn)對(duì)收集的數(shù)據(jù)進(jìn)行了篩選和處理：首先，由于目前滬、深股市對(duì)特別處理(ST)和特別轉(zhuǎn)讓(PT)公司股票實(shí)行5%的漲跌幅限制，且該類股票異常波動(dòng)較大，為保證股票日收益率指標(biāo)的一致性，本文對(duì)這些股票予以剔除；其次，由于新上市股票漲幅一般很大，因此本文對(duì)新股上市首日交易數(shù)據(jù)同樣予以剔除。

(三)本文主要研究的是羊群行為對(duì)股市波動(dòng)性的影響，然而，股價(jià)的波動(dòng)還受到諸多宏觀經(jīng)濟(jì)因素的影響，所以只有在剔除宏觀經(jīng)濟(jì)因素影響后，才能精準(zhǔn)地考查羊群行為與股市波動(dòng)性的關(guān)系。綜合國(guó)內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)，并考慮到所選變量的代表性及數(shù)據(jù)的可得性，本文最終選取國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率、通貨膨脹率和利率作為宏觀經(jīng)濟(jì)因素的代理變量。國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率同樣采取對(duì)數(shù)增長(zhǎng)率形式。

三、研究模型設(shè)計(jì)

(一)羊群行為度量指標(biāo)構(gòu)造設(shè)計(jì)

為了檢驗(yàn)金融市場(chǎng)是否存在羊群行為，Chang, Cheng和Khorana(2000)從理性CAPM出發(fā)構(gòu)造了用于檢驗(yàn)整體股市羊群行為的模型，簡(jiǎn)記為CCK模型。本文將借鑒CCK模型，并對(duì)其進(jìn)行適當(dāng)校正，以構(gòu)造羊群行為度量指標(biāo)。CCK模型認(rèn)為，當(dāng)市場(chǎng)中存在較嚴(yán)重的羊群行為時(shí)，投資者買賣行為趨同，從而使得單個(gè)股票的收益率將不太會(huì)偏離市場(chǎng)收益率，分散化程度降低。個(gè)股收益率對(duì)市場(chǎng)整體收益率的偏離用橫截面絕對(duì)偏差(CSAD)來表示，并將其作為股價(jià)趨同的衡量指標(biāo)。假設(shè)市場(chǎng)上有N種股票，Ri,t為股票i在交易日t的收益率，Rm,t為市場(chǎng)組合收益率，那么市場(chǎng)在交易日t的橫截面絕對(duì)偏差為：

(2)

根據(jù)Sharpe(1964)提出的理性CAMP——資產(chǎn)的期望收益率等于風(fēng)險(xiǎn)收益率加上系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)，即：

Et(Ri)=Rf+βi(Et(Rm)-Rf)

(3)

其中，Rf表示無風(fēng)險(xiǎn)利率，Et(Rm)表示市場(chǎng)組合的預(yù)期收益率，βi為資產(chǎn)i的系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)度量指標(biāo)。

對(duì)(3)式進(jìn)行適當(dāng)變形后得到：

Et(Ri)-Et(Rm)=(βi-1)[Et(Rm)-Rf]

(4)

對(duì)上式兩邊同取絕對(duì)值并加總求和后得到：

(5)

由(1)式可知，上式左邊即為CSADt的期望值，因此有如下表達(dá)式：

(6)

對(duì)(6)式分別求Et(Rm)的一階導(dǎo)數(shù)和二階導(dǎo)數(shù)得到：

因此，根據(jù)理性CAPM，橫截面絕對(duì)偏差(CSAD)不僅是市場(chǎng)收益率的增函數(shù)，而且兩者還呈線性關(guān)系。然而，如果投資者存在羊群行為，個(gè)股的收益率將與市場(chǎng)收益率趨同，此時(shí)橫截面絕對(duì)偏差(CSAD)與市場(chǎng)收益率之間的線性遞增關(guān)系將不存在。相反，二者之間會(huì)存在非線性遞增或遞減關(guān)系。這樣，便有了測(cè)度羊群行為的替代方法，即如果CSAD與市場(chǎng)收益率不僅存在線性遞增關(guān)系，還存在其他形式的非線性關(guān)系，則證明存在羊群行為。于是Chang, Cheng和Khorana(2000)通過構(gòu)造一個(gè)多項(xiàng)式回歸模型檢驗(yàn)市場(chǎng)收益率與橫截面絕對(duì)偏差(CSAD)之間是否存在非線性關(guān)系來判斷金融市場(chǎng)上羊群行為存在與否。然而，CCK模型中所構(gòu)造的二次回歸模型只是非線性關(guān)系中的一種特定形式，而忽視了可能存在的其他非線性關(guān)系。所以，從這個(gè)層面上來看，CCK模型檢驗(yàn)效果也是保守的。因此，本文構(gòu)造了一個(gè)更具代表性的指數(shù)型非線性回歸模型以檢驗(yàn)羊群行為的存在與否，即：

CSADt=α+γ1|Rm,t|+γ2exp(|Rm,t|)+εt

(7)

當(dāng)非線性項(xiàng)系數(shù)γ2顯著為負(fù)值時(shí)，說明存在羊群行為。[注]根據(jù)理性CAPM，當(dāng)不存在羊群行為或羊群行為不顯著時(shí)，CSAD與|Rm,t|呈線性遞增關(guān)系，而由于金融市場(chǎng)的復(fù)雜性，CSAD與|Rm,t|也可能存在非線性遞增關(guān)系；而當(dāng)羊群行為較為顯著時(shí)，CSAD將隨|Rm,t|遞減，所以當(dāng)系數(shù)γ2顯著為負(fù)值時(shí)，表明存在羊群行為。且當(dāng)|Rm,t|趨近于零時(shí)，exp(|Rm,t|)可以展開為|Rm,t|的多項(xiàng)式，在忽略二次以上高階項(xiàng)后，(7)式便退化為CCK模型。所以(7)式包含CCK模型，是一個(gè)比CCK模型更為靈敏的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?，兩者之間的區(qū)別在于高階項(xiàng)部分，雖然這部分在近似情況下可以忽略，但在偵查市場(chǎng)收益率處于較低水下的羊群行為時(shí)會(huì)存在較大差異。

本文運(yùn)用(7)式對(duì)我國(guó)股票市場(chǎng)上的羊群行為分季度進(jìn)行了檢驗(yàn)，并將系數(shù)γ2作為羊群行為度量指標(biāo)，這樣便可得到樣本期內(nèi)衡量羊群行為程度季度指標(biāo)，用HBt表示。

(二)基于EGARCH-M模型的羊群行為對(duì)股價(jià)波動(dòng)影響研究設(shè)計(jì)

表1 上證綜合指數(shù)收益率描述性統(tǒng)計(jì)量

金融時(shí)間序列大多表現(xiàn)為波動(dòng)的群集性與收益率分布的非正態(tài)性，表1為樣本期內(nèi)上證綜合指數(shù)收益率的描述性統(tǒng)計(jì)量。

從以上統(tǒng)計(jì)結(jié)果可以看出，上證綜合指數(shù)收益率具有明顯的尖峰厚尾的非正態(tài)性，樣本期間收益率的偏度為-0.16，峰度為8.08，明顯高于標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的偏度為0，峰度為3的水平，且Jarque-Bera檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量也拒絕了收益率正態(tài)分布的假設(shè)。所以收益率波動(dòng)性特征適于用GARCH類模型進(jìn)行描述。相對(duì)于GARCH模型，EARCH模型不需要對(duì)參數(shù)進(jìn)行限制以保證條件方差方程隱含的條件波動(dòng)總為正，且允許利好、利空消息對(duì)股價(jià)波動(dòng)影響的不對(duì)稱性。所以，本文以EGARCH為基礎(chǔ)，同時(shí)為了考察條件方差對(duì)股票收益率的影響，本文最終選用條件方差進(jìn)行均值方程的EGARCH-M模型研究股價(jià)的波動(dòng)性。

一個(gè)EGARCH-M由均值方程和方差方程構(gòu)成。由于本文主要研究的是羊群行為對(duì)股市收益率波動(dòng)性影響，所以通過在均值方程和方差方程中引入羊群行為度HBt，以考察羊群行為對(duì)股價(jià)收益率及股價(jià)波動(dòng)性影響。本文所使用模型如下：

(8)

其中，HBt為上文所構(gòu)造的羊群行為度指標(biāo)。β0表示市場(chǎng)收益率均值，β1表示羊群行為對(duì)市場(chǎng)收益率均值水平影響，β2度量的是收益率的風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)。φi為杠桿效應(yīng)，若φi>0，則表明利好消息對(duì)股價(jià)波動(dòng)性的影響比利空消息大；φi<0，表明利空消息對(duì)股價(jià)波動(dòng)動(dòng)性的影響比利好消息大。δi為考察的羊群行為對(duì)股價(jià)波動(dòng)性影響因素，因?yàn)镠Bt取值為負(fù)，且HBt越小，表示羊群行為程度更嚴(yán)重，所以，若δi<0，且在統(tǒng)計(jì)上顯著，則表明羊群行為加大了股價(jià)波動(dòng)性，δi>0，表明羊群行為減小了股價(jià)波動(dòng)，提高了市場(chǎng)的有效性。

(三)羊群行為與股市波動(dòng)性關(guān)系進(jìn)一步研究

股票市場(chǎng)的波動(dòng)性除受投資者行為影響外，還受到諸多宏觀經(jīng)濟(jì)因素直接或間接的影響。為加強(qiáng)研究的針對(duì)性，本文將EGACH-M模型所估計(jì)的市場(chǎng)收益率波動(dòng)剔除宏觀經(jīng)濟(jì)影響因素后，直接考察了羊群行為與市場(chǎng)收益率凈波動(dòng)之間的關(guān)系。綜合國(guó)內(nèi)外研究文獻(xiàn)，考慮到所選取變量的代表性，影響力及數(shù)據(jù)的可得性，本文選取國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率、通脹率、利率作為宏觀經(jīng)濟(jì)因素的代理變量。并建立如下回歸方程：

(9)

其中，GDP，CPI，INT分別表示國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率、通脹率和利率。由于宏觀經(jīng)濟(jì)變量大多為季度或年度數(shù)據(jù)，而上文所構(gòu)造的羊群行為度指標(biāo)為季度數(shù)據(jù)，為保持時(shí)間序列在時(shí)間上的匹配，以上方程的時(shí)間序列變量均采用季度數(shù)據(jù)。這樣，根據(jù)回歸模型(9)便可得到剔除宏觀經(jīng)濟(jì)影響后的凈股價(jià)波動(dòng)序列Vt。

為進(jìn)一步研究羊群行為與股市波動(dòng)性的關(guān)系，本文將凈波動(dòng)Vt與股市羊群行為度指標(biāo)HBt進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，考察兩者之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系?？紤]到羊群行為與股市波動(dòng)性兩者之間可能存在的雙向因果關(guān)系，即羊群行為影響股市波動(dòng)性同時(shí)，股市波動(dòng)性又可能影響投資者羊群行為程度，考察變量之間雙向因果關(guān)系常用的方法是Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，它可以通過由Sims(1980)提出的向量自回歸(VAR)模型完成。VAR模型把經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中所有的變量不再作內(nèi)生變量與外生變量的區(qū)分，而是全部視為內(nèi)生變量進(jìn)行處理，通過每一個(gè)變量對(duì)系統(tǒng)中所有其他內(nèi)生變量的滯后值的函數(shù)來構(gòu)建模型，用來檢驗(yàn)相互聯(lián)系的時(shí)間序列之間的關(guān)系以及分析隨機(jī)擾動(dòng)對(duì)變量系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)沖擊。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

為檢驗(yàn)樣本期間股票市場(chǎng)是否存在羊群行為，本文用計(jì)算得到的全樣本橫截面絕對(duì)偏差CSAD與市場(chǎng)收益率的全樣本數(shù)據(jù)按(7)式進(jìn)行了回歸分析，[注]本文數(shù)據(jù)的篩選及CSAD的計(jì)算由Stata10.0完成，回歸分析及EGARCH-M、VAR、脈沖反應(yīng)函數(shù)的由Eviews6.0估計(jì)得到。以考察兩者之間是否存在非線性關(guān)系。為了比較市場(chǎng)在上漲和下跌時(shí)羊群行為可能存在的差異，本文通過構(gòu)造虛擬變量的方法分別對(duì)市場(chǎng)在上漲和下跌時(shí)的CSAD與市場(chǎng)收益率分別按(7)式進(jìn)行了回歸檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示。

從表2的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，在全樣本時(shí)期，回歸系數(shù)γ2顯著為負(fù)，表明橫截面絕對(duì)偏差CSAD與市場(chǎng)收益率之間不僅存在線性遞增關(guān)系，還存在著非線性關(guān)系，表明全樣本期內(nèi)我國(guó)股市存在著顯著的羊群行為。從股市上漲時(shí)期和下跌時(shí)期回歸結(jié)果來看，在股市上漲時(shí)期回歸系數(shù)γ2也為負(fù)，但在統(tǒng)計(jì)上并不顯著，表明我國(guó)股市在上漲時(shí)期羊群行為并不顯著。而在股市下跌時(shí)期，回歸系數(shù)γ2為-2.543，且在統(tǒng)計(jì)上顯著。表明股市下跌時(shí)期存在著顯著的羊群行為。從回歸系數(shù)取值來看，股市下跌時(shí)期的回歸系數(shù)γ2小于全樣本時(shí)期的回歸系數(shù)，表明股市下跌時(shí)期羊群行為程度更加嚴(yán)重。為比較指數(shù)型CCK模型相對(duì)于普通CCK模型的優(yōu)勢(shì)，我們還按(7)式將CSAD與市場(chǎng)收益率進(jìn)行了回歸分析，并將收益率的高階項(xiàng)作為模型遺漏變量進(jìn)行了檢驗(yàn)。發(fā)現(xiàn)當(dāng)把收益率的三次項(xiàng)、四次項(xiàng)、五次項(xiàng)作為受約束變量進(jìn)行檢驗(yàn)時(shí)，得到F統(tǒng)計(jì)量為3.768392，似然比LR為11.30644，都在1%顯著性水平上拒絕受約束變量回歸系數(shù)為0的原假設(shè)，表明CSAD與收益率高階項(xiàng)還存在著非線性關(guān)系，所以當(dāng)市場(chǎng)收益率較低時(shí)，普通CCK模型對(duì)羊群行為程度是低估的，而指數(shù)型CCK模型卻能靈敏地捕捉到不同收益率水平下的羊群行為。

表2 羊群行為檢驗(yàn)結(jié)果

注：1.回歸結(jié)果中省略了CSAD的自回歸項(xiàng)AR(5)；2.***(**，*)分別表示估計(jì)系數(shù)在1%(5%，10%)顯著性水平下顯著。

為直接考察羊群行為對(duì)股市波動(dòng)性影響，按照CCK模型的設(shè)想，本文將回歸系數(shù)γ2的取值大小作為羊群行為程度的度量指標(biāo)，當(dāng)γ2顯著小于0時(shí)，表明存在羊群行為，且γ2取值越小，表明羊群行為程度更嚴(yán)重。本文將所有樣本數(shù)據(jù)分季度按(7)式進(jìn)行回歸，得到了衡量各季度羊群行為程度的指標(biāo)，記為HBt。[注]在按(8)式分季度回歸中，本文將回歸系數(shù)γ2大于0的HB值計(jì)為0，表示不存在明顯的羊群行為。然后用EGARCH-M模型考察羊群行為對(duì)季度收益率波動(dòng)性影響，模型的滯后階數(shù)的選擇依據(jù)AIC和SC準(zhǔn)則確定，當(dāng)ARCH項(xiàng)滯后2階、GARCH滯后1階時(shí)，AIC和SC值最小，所以最終選擇EGARCH-M(2，1)模型，估計(jì)結(jié)果如表3所示。

表3 EGARCH-M模型估計(jì)結(jié)果

注：1.EGARCH-M模型均值方程估計(jì)結(jié)果中省略了收益率的自回歸項(xiàng)AR(1)和條件方差方程中的截距項(xiàng)；2.***(**，*)分別表示估計(jì)系數(shù)在1%(5%，10%)顯著性水平下顯著。

表3結(jié)果顯示，均值方程中系數(shù)β1為正，表明收益率期望值隨羊群行為程度加劇而下降，所以羊群行為投資者平均而言并不能因從眾行為獲得高于市場(chǎng)的收益率。α1和γ1、γ2、φ1在統(tǒng)計(jì)上均顯著異于0，表明樣本期內(nèi)股票市場(chǎng)收益率存在顯著的EGARCH效應(yīng)。δ1顯著為負(fù)，表明羊群行為加劇了股票市場(chǎng)的波動(dòng)性，證實(shí)了羊群行為導(dǎo)致股市風(fēng)險(xiǎn)增加的論據(jù)。

EARCH-M模型表明了羊群行為會(huì)加劇股票市場(chǎng)的波動(dòng)，且對(duì)市場(chǎng)期望收益率具有負(fù)影響。然而，股價(jià)的波動(dòng)還受到諸多宏觀經(jīng)濟(jì)因素的影響，因此，本文將剔除HBt變量后的收益率進(jìn)行簡(jiǎn)單的EGARCH-M建模，將得到的表示股市波動(dòng)性的殘差序列按(9)式進(jìn)行回歸分析，得到如下結(jié)果：

(10)

根據(jù)上式回歸模型，即可得到剔除宏觀經(jīng)濟(jì)影響因素后的收益率波動(dòng)Vt，然后運(yùn)用VAR模型進(jìn)一步考察Rt、HBt和Vt之間的關(guān)系。但是，VAR模型要求變量為平穩(wěn)序列或變量之間存在協(xié)整關(guān)系，因此先對(duì)上述變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

表4 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明所研究變量存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但變量之間是否存在著因果關(guān)系，還需借助Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)的VAR模型實(shí)現(xiàn)，VAR模型中滯后階數(shù)同樣按照AIC和SC準(zhǔn)則選擇，最終選取的估計(jì)滯后階數(shù)為2階，模型估計(jì)結(jié)果如下：

Rt=-0.0315+0.7608Rt-1+0.0119Rt-2-0.0295HBt-1-0.0084HBt-2-0.0403Vt-1-0.0334Vt-2+ε1t

(11)

HBt=-3.4728+1.6036Rt-1+1.2268Rt-2-0.0707HBt-1-0.2219HBt-2-0.2205Vt-1-0.0723Vt-2+ε2t

(12)

Vt=0.3054-0.2818Rt-1-0.0286Rt-2-1.0834HBt-1+0.7294HBt-2-0.1098Vt-1-0.0716Vt-2+ε3t

(13)

從VAR模型估計(jì)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，在(13)式中，HBt回歸系數(shù)為負(fù)，且在統(tǒng)計(jì)上是顯著，表明在控制宏觀經(jīng)濟(jì)因素影響下的市場(chǎng)波動(dòng)隨著羊群行為程度增加而加劇，而HBt-2系數(shù)為正，說明投資者滯后2期的羊群行為減少了市場(chǎng)波動(dòng)。這主要是由于t-2期羊群行為使得t-1期的市場(chǎng)收益率波動(dòng)加劇，羊群投資行為使得股票價(jià)格己在t-1期反應(yīng)過度，所以在t期股票價(jià)格可能會(huì)產(chǎn)生一個(gè)反向的調(diào)整過程。從(12)式Vt的回歸系數(shù)來看，Vt-1和Vt-2的系數(shù)均為負(fù)，且在統(tǒng)計(jì)上為顯著，表明市場(chǎng)收益率的波動(dòng)加劇了羊群行為程度。因此，羊群行為與股市波動(dòng)性存在著雙向的因果關(guān)系。在市場(chǎng)收益率波動(dòng)劇烈時(shí)期，因?yàn)橥顿Y者面臨的系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)增加，投資者的投資決策行為更易產(chǎn)生趨同，所以導(dǎo)致羊群行為程度更加嚴(yán)重。為了直觀地了解VAR模型中Rt、HBt和Vt三個(gè)內(nèi)生變量之間的相互影響的動(dòng)態(tài)時(shí)間路徑，在VAR模型基礎(chǔ)上，本文還給出了如下的部分脈沖反應(yīng)函數(shù)。

圖1 Rt、HBt和Vt之間脈沖反應(yīng)函數(shù)

圖1中實(shí)線表示各內(nèi)生變量的脈沖反應(yīng)函數(shù)，虛線表示正負(fù)兩個(gè)單位標(biāo)準(zhǔn)差的偏離帶。圖中左邊是收益率對(duì)羊群行為的脈沖反應(yīng)函數(shù)，可以看出，在第一、二期內(nèi)，羊群行為的新息沖擊對(duì)收益率會(huì)產(chǎn)生負(fù)影響，但到第三期后，沖擊所產(chǎn)生的影響發(fā)生反向。這說明羊群行為使得股票收益率在短期內(nèi)發(fā)生過度反應(yīng)，而在此后的中長(zhǎng)期，股價(jià)會(huì)沿過度反應(yīng)方向進(jìn)行反向調(diào)整。圖1中間是收益率波動(dòng)對(duì)羊群行為的脈沖反應(yīng)函數(shù)，從圖中可以發(fā)現(xiàn)，在第一、二期內(nèi)，羊群行為的新息沖擊會(huì)產(chǎn)生負(fù)影響，即羊群行為加劇了市場(chǎng)收益率的波動(dòng)性，但在第三期后，沖擊所產(chǎn)生影響發(fā)生反轉(zhuǎn)，直到第四期后所產(chǎn)生影響逐漸消失。圖1右邊是羊群行為對(duì)波動(dòng)性的脈沖反應(yīng)函數(shù)，可以看到，波動(dòng)性新息沖擊會(huì)對(duì)羊群行為產(chǎn)生負(fù)影響，即加劇了羊群行為程度，但反應(yīng)持續(xù)期很短，在持續(xù)二期后影響迅速消失。

五、結(jié)論

本文以檢驗(yàn)股市整體羊群行為的CCK模型為基礎(chǔ)，提出了一個(gè)能靈敏捕捉市場(chǎng)收益率處于較低水平時(shí)羊群行為的指數(shù)型CCK模型，并用此模型構(gòu)造了衡量中國(guó)股市整體羊群行為程度的指標(biāo)。同時(shí)，運(yùn)用EGARCH-M模型直接研究了羊群行為對(duì)股市波動(dòng)性的影響。在控制宏觀經(jīng)濟(jì)因素對(duì)股市波動(dòng)性影響下，運(yùn)用VAR和脈沖反應(yīng)函數(shù)對(duì)羊群行為與股市波動(dòng)性關(guān)系進(jìn)一步進(jìn)行實(shí)證研究，并得到如下基本結(jié)論：

1．在中國(guó)股票市場(chǎng)上CSAD與市場(chǎng)收益率之間不僅存在著線性遞增關(guān)系，還存在著指數(shù)型非線性關(guān)系，表明樣本期內(nèi)我國(guó)股票市場(chǎng)整體存在著明顯的羊群行為，且羊群行為程度在股價(jià)下跌時(shí)更為嚴(yán)重。該結(jié)論反映了在我國(guó)證券市場(chǎng)上，投資者易受其他投資者行為或市場(chǎng)情緒的影響，在投資決策上存在著跟風(fēng)、從眾、模仿行為，投資者投資理念還不成熟。

2．羊群行為加劇了股市的波動(dòng)。羊群行為的存在，使得短期內(nèi)股票價(jià)格反應(yīng)過度，而這種價(jià)格的變化并沒有基本面的信息支撐，最終股票市場(chǎng)價(jià)格泡沫會(huì)破裂，股票市場(chǎng)的波動(dòng)性也會(huì)更加劇烈。

3．羊群行為在加劇股市波動(dòng)性的同時(shí)，股市的波動(dòng)性也使得投資者羊群行為程度更加嚴(yán)重，兩者之間存在著雙向因果關(guān)系。股市在劇烈波動(dòng)時(shí)期，投資者所面臨的不確定性更大，投資者更易受市場(chǎng)情緒或其他投資者行為的影響，表現(xiàn)出更多的羊群行為。

本文研究結(jié)論對(duì)于投資者和監(jiān)管機(jī)構(gòu)都具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。從投資決策層面來看，羊群行為投資者并不能獲得高于市場(chǎng)收益率水平的收益，且羊群行為加劇了股票市場(chǎng)的系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)，使得投資者無法通過多元化投資組合分散風(fēng)險(xiǎn)。從監(jiān)管層面來看，羊群行為使得股價(jià)偏離其均衡價(jià)值，破壞了市場(chǎng)的價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能，在一定程度上降低了其資源配置功能。因此，監(jiān)管機(jī)構(gòu)應(yīng)加強(qiáng)市場(chǎng)制度建設(shè)、完善信息披露機(jī)制、改善股價(jià)運(yùn)行機(jī)制等，真正讓市場(chǎng)機(jī)制和投資者的理性決策行為決定股市的整體運(yùn)行。