劉 洋
上海對外經(jīng)貿(mào)大學(xué)
消費(fèi)者信心與滬深300指數(shù)的關(guān)系研究
劉 洋
上海對外經(jīng)貿(mào)大學(xué)
現(xiàn)代金融理論認(rèn)為理性人假設(shè)前提下,市場是有效的。但行為金融理論卻放松了理性人的假設(shè),在這個框架下,研究投資者的決策模式和特征、受什么因素影響,投資者的行為會對股票市場產(chǎn)生什么樣的影響就顯得非常重要。
消費(fèi)者信心指數(shù);滬深300指數(shù)
很多時候,投資者情緒將嚴(yán)重影響股票的價格。情緒使人產(chǎn)生相應(yīng)的投機(jī)性獲利期望,當(dāng)投資者情緒高漲的時候,股票對樂觀投資者和投機(jī)者的吸引力極大,而他們的行為可能推動股票價格上漲并進(jìn)一步推動投資者情緒上漲;反之,當(dāng)投資者情緒低落時,股價就會下跌,并進(jìn)一步推動投資者情緒下跌。
消費(fèi)者信心是指消費(fèi)者對國家或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展形勢和個人經(jīng)濟(jì)狀況的看法和預(yù)期。消費(fèi)者信心數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局發(fā)布的《中國經(jīng)濟(jì)景氣月報》,本文選取滬深300 指數(shù)來代表我國股票市場整體的運(yùn)行情況選取2010年至2015年間數(shù)據(jù),滬深300指數(shù)為變量Y,消費(fèi)者信心指數(shù)為變量X。由于本文研究的變量均為時間序列,在分析之前為了減少可能存在的異方差和自相關(guān)性影響,使數(shù)據(jù)能更平穩(wěn)的代表變量,對數(shù)據(jù)取對數(shù),表示為lnY﹑lnX。而DlnY和DlnX分別代表lnY與lnX的一階差分。
(1)單位根檢驗
本文使用ADF檢驗方法來檢驗時間序列的平穩(wěn)性。ADF檢驗法通過下面三個模型完成:
上式中,Yt是待檢驗的時間序列,a0是常數(shù)項,n為滯后值,t為時間趨勢,εt為隨機(jī)誤差項。通過ADF臨界值表檢驗零假設(shè)H0:δ=0,備擇假設(shè)H1:δ<0。其中有一個模型的檢驗結(jié)果拒絕了零假設(shè),就可以認(rèn)為時間序列是平穩(wěn)的;當(dāng)三個模型的檢驗結(jié)果都不能拒絕零假設(shè)時,則認(rèn)為時間序列是非平穩(wěn)的。
對lnX﹑lnY﹑DlnX以及DlnY分別做ADF檢驗,結(jié)果如表1所示:
表1 ADF單位根檢驗結(jié)果
從表1的檢驗結(jié)果可以看出,變量lnX和lnY在零階時,兩個的ADF值均大于其在1%﹑5%的零界值,且P>0.05,所以接受原假設(shè),即該時間序列存在單位根,是非平穩(wěn)的。而DlnX和DlnY兩者的ADF值均小于三個零界值且P<0.05,所以拒絕原假設(shè),即lnY~I(xiàn)(1)﹑lnX~I(xiàn)(1)。
(2)誤差修正模型
對lnY和lnX做誤差協(xié)整模型的結(jié)果如圖所示.
回歸模型估計結(jié)果
最終得到誤差修正模型的估計結(jié)果為:
D(LNY)=-0.0109+ 0.4277*D(LNX)- 0.1682*E(-1)
結(jié)果表明,我國滬深300指數(shù)的變化不僅取決于消費(fèi)者信心指數(shù)的變化,還取決于上一期滬深300指數(shù)對均衡水平的偏離,誤差項E的估計的系數(shù)是- 0.1682體現(xiàn)了對偏離的修正,上一期如果是負(fù)偏離,則本期就是正向的修正。上一期如果偏離越遠(yuǎn),本期修正的量就越大。
消費(fèi)者信心指數(shù)與滬深300指數(shù)存在長期協(xié)整關(guān)系。消費(fèi)者信心指數(shù)變化在一定程度上的確能夠反映出投資者情緒變化和股票市場的聯(lián)動。而對這些聯(lián)動的反映,由估計得出的變量間的向量誤差修正模型我們可以進(jìn)一步得出如下結(jié)論:當(dāng)消費(fèi)者信心指數(shù)每增加一個單位時,滬深300指數(shù)將上漲0.4277個單位。
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劉洋(1994.07)、女、漢族、貴州、碩士研究生,上海對外經(jīng)貿(mào)大學(xué),公司金融。