常 城 姚 剛 張佳樂

（1.中國社會科學院研究生院，北京 102488；2.合肥工業(yè)大學經(jīng)濟學院，安徽 合肥 230601）

黏性預期與非對稱心理容忍
——基于滬深300股指期貨投資者的LSTR實證檢驗

常 城1姚 剛2張佳樂2

（1.中國社會科學院研究生院，北京 102488；2.合肥工業(yè)大學經(jīng)濟學院，安徽 合肥 230601）

本文以期貨定價偏差作為預期的代理變量，利用兩個門限的LSTR轉(zhuǎn)移函數(shù)方法對投資者的預期形式進行了直接的檢驗和分析，發(fā)現(xiàn)滬深300股指期貨市場投資者的預期形式表現(xiàn)出非線性，更為接近黏性預期的假設(shè)，對市場利多利空消息的反應存在著黏性和突變性；同時該反應暗含了投資者非對稱的心理容忍，對利多信息容忍程度更大，對利空信息容忍程度更小。并且發(fā)現(xiàn)2015年9月為穩(wěn)定市場而實施的期貨市場限倉的政策以及市場環(huán)境的改變，在短期會使得投資者對利空信息的心理容忍變得更小，起到了有效的預期管理目的。

黏性預期；心理容忍；期貨市場；限倉政策；LSTR2

一、引言

Krugman于1998年提出預期管理思想，目前該思想廣泛應用于研究經(jīng)濟危機以及貨幣政策效率。預期管理主要是政府監(jiān)管部門依據(jù)現(xiàn)實社會群體的心理特性以及預期特征，制定相應的可以改變社會群體預期觀念的政策，以達到經(jīng)濟與社會發(fā)展的目的。在金融市場上，交易的完成得益于投資者不同的預期（Eyster等，2015；Jia等，2015），所以為完善市場機制建設(shè)，實現(xiàn)金融市場健康穩(wěn)定發(fā)展，監(jiān)管部門也實施了積極的預期管理措施和信心增強管理措施，直接從市場參與人層面引導市場不斷發(fā)展完善。要達到預期管理效果，關(guān)鍵在于明確市場投資者的具體預期形式，從而有針對性地管理投資者預期，促進金融市場更快更好發(fā)展。

預期是投資者在一定的認知水平、學習程度和社會道德約束下依據(jù)現(xiàn)有的信息和信息的變化對標的物在未來的狀態(tài)做出自己的判斷。關(guān)于市場參與者究竟是怎樣進行預期的，即預期的形式，其理論研究經(jīng)歷了以歷史價格信息為基礎(chǔ)的包含靜態(tài)預期、推定預期和適應性預期等理論的古典預期階段，以完全信息和完全理性為基礎(chǔ)的理性預期以及非完全理性和不完全信息為基礎(chǔ)的黏性預期為代表的當代預期理論。

對金融市場投資者預期形式的研究，目前學者們更多的是對其進行了間接檢驗。這些檢驗大都是選定具有簡潔數(shù)學表達的古典預期和理性預期運用到相應的股票市場（Barberisd等，2015；陳淼，2012；李臘生，2009）、外匯市場（李艷麗和余瑤姣，2015；Kim，2009；牛曉健，2009）以及利率市場（楊婉茜和成力為，2015；謝赤等，2008）的定價模型或解釋模型中，并通過觀察哪種模型具有更好的解釋能力，間接驗證該市場投資者的預期形式。這種對古典預期和理性預期的間接檢驗是一種對預期形式和定價模型或解釋市場模型的聯(lián)合檢驗，如果模型并不能很好地解釋市場而拒絕了原假設(shè)，也并不意味著假設(shè)的某種預期理論不成立，因為也有可能是解釋市場的相關(guān)模型設(shè)定錯誤。由此間接檢驗的方法不完善（Fama，1991）。而對投資者預期形式的直接檢驗是指利用投資者主觀的預期數(shù)據(jù)進行的檢驗，由于預期的不可觀測性，此方法很少被研究者采用。目前主要采用調(diào)查問卷的方法獲得預期數(shù)據(jù)進行分析，該類研究以宏觀經(jīng)濟預期研究為主，如Chunping Z（2011）、Aggarwal等（1995）。在對黏性預期的研究上，由于其非線性的特征并沒有嚴格的數(shù)學表達形式，目前更多的是對該預期形式的理論研究，如從信息的黏性解釋預期調(diào)整的非線性 （Mankiw和 Reis，2003； Carrol，2003）；以及從有限理性行為解釋預期的黏性（Akerlof，2000； Ball，2000； Mauger，2010）?，F(xiàn)有的研究缺乏利用該理論對市場進行直接檢驗的實證分析，僅有學者（Gali，1999；Roberts，1998）假設(shè)市場同時存在理性預期者和適應性預期者來研究市場中的黏性預期，以及國內(nèi)劉曉星等（2013）通過對中國居民通脹預期的黏性與突變的非線性特征分析，進而說明居民的黏性預期本質(zhì)。

從研究現(xiàn)狀可知，對金融市場投資者預期形式的實證檢驗面臨兩大難點：一是金融市場的預期數(shù)據(jù)難以獲得，制約了對預期形式的直接檢驗；二是黏性預期不具明確數(shù)學表達形式，則不易用于對市場進行實證檢驗。本文基于此，提出以滬深300股指期貨市場定價偏差作為期貨投資者的預期代理變量，利用非線性的兩個門限LSTR轉(zhuǎn)移函數(shù)方法分析了投資者對現(xiàn)貨市場呈現(xiàn)出的非線性預期的形式，解決了非線性黏性預期實證檢驗的兩大難點，填補了金融領(lǐng)域?qū)ν顿Y者非線性預期調(diào)整機制研究的空白。另外以2015年9月為了穩(wěn)定市場而實施的期貨限倉等政策為出發(fā)點，驗證了政府政策在投資者層面起到的預期管理作用，為監(jiān)管部門的預期管理提供了市場證據(jù)。

二、預期理論及檢驗設(shè)計

（一）預期理論

投資者對可獲得的信息依據(jù)自身的能力進行處理，預期標的物在未來的狀態(tài)?，F(xiàn)有的預期理論都是對投資者行為和心理的研究，并在一定假設(shè)下對該信息處理的過程進行描述。

靜態(tài)預期（Schultz，1930）認為未來的狀態(tài)就是前一期的狀態(tài)。推定預期（Goodwin，1947）認為投資者對未來的預期是以前一期的實際狀態(tài)為基礎(chǔ)，同時對前一期狀態(tài)的變動趨勢進行調(diào)整；Cagan（1956）提出的適應性預期，認為投資者對未來的預期是在前一期預期的基礎(chǔ)上對預期的偏差進行調(diào)整，具有負反饋性。這些預期過程所對應的是心理學家Bush和Mosteller提出的強化學習心理。John F.Muth（1961）提出的理性預期認為投資者對未來的預期和實際狀態(tài)是無偏的，這種理論假設(shè)了投資者擁有完全的信息，并且投資者是完全理性的。古典預期和理性預期的反應方程①如下（以各變量的對數(shù)形式表示），其中Et（ln（ST））表示投資者預期的T時刻價格對數(shù)，ln（St）和ln（St-1）表示投資者可以獲知的歷史價格信息。

黏性預期（李拉亞，1988；Carroll，2001）以不完全信息和非完全理性為基礎(chǔ)，認為投資者在信息不足的情況下對未來的預期存在黏性，不會輕易改變自己的預期，而在市場信息嚴重偏離預期并超過投資者心理容忍時會大幅調(diào)整自己的預期，表現(xiàn)出突變的特征。

（二）檢驗設(shè)計

由于預期是投資者的主觀看法，Et（ln（ST））在現(xiàn)實中不易觀測。本文沿著鄭振龍（2009）對外匯市場上投資者的預期形式研究的思路，創(chuàng)新性地利用期貨市場定價偏差變化作為預期變化的代理變量進行相應的預期形式檢驗。期貨市場定價偏差是期貨實際價格與理論價格的偏離：

Bt為定價偏差；Gt為期貨實際價格；Ft為理論價格，其等于St是現(xiàn)貨價格，r為連續(xù)復利的無風險利率，q為期間的分紅收益率，T-t是存續(xù)時間。

Engle（1996）、陳蓉（2008）等已經(jīng)證明了在市場不受干預的情況下，現(xiàn)貨預期價格E（ST|It）與期貨價格Gt之間的對數(shù)差額近似等于標的資產(chǎn)的風險報酬ρt（T-t）。

公式表示為：

在市場有效、無套利條件成立時有Gt=Ft=Ste(r-q)(T-t)。此時證券價格可以充分反映市場信息，此時投資者只能獲得相應投資風險的相當收益，有yt=rt-qt+ρt。則現(xiàn)貨預期價格E（ST|It）與期貨理論價格Ft之間的對數(shù)差額近似等于（T-t）時間內(nèi)的標的資產(chǎn)風險報酬ρt（T-t）。

當無套利條件不滿足時，套利缺乏途徑，但理性的投機者會對交易資產(chǎn)要求合理的報酬，投機者促使期貨市場獲得均衡，使得期貨Gt擁有一個合理的風險報酬。此時現(xiàn)貨預期價格E（ST|It）與期貨理論價Gt之間的對數(shù)差額依舊等于標的資產(chǎn)的風險報酬ρt（T-t）。

則（7）式成立，結(jié)合（5）式和（6）式整理得到：

上式反映了影響定價偏差的預期和風險報酬因素。定價偏差可以解釋為市場對現(xiàn)貨預期變化幅度和標的資產(chǎn)所被要求合理收益率之間的差額。由于預期和風險報酬都不可直接觀測，為分析投資者預期，通常假定風險報酬是常數(shù)，即認為風險報酬的時變性不強或?qū)ρ芯苛硪灰蛩氐闹饕卣饔绊懖淮?。用定價偏差Bt作為預期ln（E（ST））-ln（St）的替代變量，解決了金融市場預期數(shù)據(jù)無法獲得的問題。

借鑒鄭振龍（2009）給出的關(guān)于檢驗古典到現(xiàn)代預期理論的模型設(shè)定，考察預期和價格信息之間的關(guān)系，建立預期反應模式的計量模型對投資者預期的心理進行描述：

其中式子左邊表示投資者預期的變化；右邊c為常數(shù)項，β為投資者依據(jù)可以獲得的價格變化信息進行預期調(diào)整的系數(shù)，εt為隨機誤差項。

對式（8）變形有：

由于Etln(ST)不可觀測，使用Bt代替則式（9）可以進行識別估計，此時誤差項為包含了εt和以定價偏差近似作為預期變化代理變量的誤差。

式（9）左邊為投資者預期收益率發(fā)生的變化，則投資者的預期調(diào)整主要受市場價格信息變化的影響。令Φ=β-1，該系數(shù)和投資者自身處理信息能力和經(jīng)驗等主觀因素有關(guān)，表示市場信息的變化即證券收益率的1%變化，會帶來投資者t期的預期相較t-1期的預期變化Φ%，反映了市場收益率的變化在多大程度上影響投資者對預期收益率的判斷。研究Φ可以知道投資者的預期調(diào)整速度和預期形式以及投資者心理。

若Φ不等于0，說明投資者的預期會隨市場更新的歷史價格信息立即調(diào)整變化。投資者容易受短期的利多和利空信息影響。這較為接近古典預期理論的形式：以歷史信息和信息變化及時更正現(xiàn)在的預期。投資者的預期形式表現(xiàn)為推定預期或適應性預期。若Φ等于0，說明投資者的預期不隨市場更新的信息而進行調(diào)整變化。預期對信息變化的反應并不靈敏，投資者并不受短期利多利空信息的沖擊而產(chǎn)生大幅變動。如果市場實際的價格和預期的價格表現(xiàn)接近，則整個市場近似于理性預期的形式，預期具有無偏性。若Φ表現(xiàn)出時變參數(shù)的結(jié)構(gòu)變化時，投資者的預期隨信息的變化表現(xiàn)出黏性和突變的特征。在信息的變化未超出投資者心理容忍時，投資者的預期并不明顯隨之變動，表現(xiàn)出黏性特征，此時更像是理性預期投資者堅持自己的趨勢判斷。而在信息變化的積累表現(xiàn)出一定幅度的信息沖擊，超出了投資者允許預期和現(xiàn)實存在一定程度偏離的心理容忍時，投資者會大幅調(diào)整自己的預期，表現(xiàn)出突變特征，此時更像古典預期的投資者對趨勢的預期。投資者的預期形式符合黏性預期假設(shè)，在不完全信息的情況下，非完全理性的投資者不會輕易調(diào)整自己的預期，而在現(xiàn)實偏離程度超過心理的容忍程度時，投資者很可能會大幅調(diào)整預期。

三、研究方法及實證結(jié)果

（一）數(shù)據(jù)及分析方法說明

本文以滬深300股指期貨市場投資者的預期為研究對象，同時分析比較2015年9月為抑制市場過度投機，促進股指期貨市場規(guī)范平穩(wěn)運行實施的期貨限倉等政策對市場投資者預期產(chǎn)生的影響。相應的數(shù)據(jù)選擇：滬深300股指期貨市場日收盤價格數(shù)據(jù)和滬深300股票指數(shù)日收盤價格數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)窗口從2014年1月1日到2016年7月31日，為避免合約存續(xù)時間短帶來的數(shù)據(jù)容量小進而造成的計量誤差，剔除短期間的期貨合約③，選取其中存續(xù)的七份長時間期貨合約IF1412④、IF1503、IF1506、IF1509、IF1512、IF1603、IF1606進行研究。將 IF1412、IF1503、IF1506、IF1509分為政策實施前的合約；IF1512、IF1603、IF1606分為政策實施后的合約。以此對不同階段市場中的投資者預期形式進行檢驗分析。該期間的數(shù)據(jù)來自萬得數(shù)據(jù)庫。

其他數(shù)據(jù)：無風險利率按照業(yè)界標準選擇一年期央票數(shù)據(jù)，來自中國外匯交易中心網(wǎng)站。滬深300股指分紅利率參照中證指數(shù)有限公司的發(fā)布。本文利率一律選用并調(diào)整為連續(xù)復利年利率。本文采用的LSTR轉(zhuǎn)移函數(shù)方法運用Matlab編程完成，其他回歸估計和相關(guān)檢驗采用Eviews軟件完成。

（二）固定參數(shù)模型檢驗

依據(jù)預期對信息的反應方程，對市場投資者的預期形式進行直接回歸檢驗。首先，表1的ADF檢驗發(fā)現(xiàn)Bt-Bt-1與ln（St）-ln（St-1）均平穩(wěn)，則對式（9）直接回歸，結(jié)果見表2。

表1：各期變量ADF檢驗

回歸結(jié)果顯示除IF1506合約期間的Δln（St）不具顯著性之外，其余合約期間在1%和10%的顯著性條件下，表明了期貨市場投資者以現(xiàn)貨市場價格的變動情況來調(diào)整自己的預期。其中在IF1412期間的調(diào)整速率即估計系數(shù)為0.046044，說明現(xiàn)貨市場信息變化即價格每變動1%時，投資者對到期價格的預期會變動0.046%。其他合約估計系數(shù)都為正數(shù)，說明市場信息對投資者的預期具有正反饋，且該回歸結(jié)果隱含了投資者對利空利多消息具有相同方向調(diào)整速率的結(jié)論。不考慮不顯著的IF1506合約，發(fā)現(xiàn)在期貨市場限倉等措施實施之前，即IF1412到IF1509，投資者調(diào)整速率逐漸變大，這可能與近期市場大幅波動以及市場行情的下跌趨勢有關(guān)，投資者對利空信息的反應更為敏感。為調(diào)控市場，監(jiān)管方在期貨市場實施限倉等措施，抑制市場做空，在這之后的IF1512到IF1606期間，投資者調(diào)整速率由高位逐漸降低，投資者對市場變化的反應敏感程度逐漸趨于平穩(wěn)。

由于該回歸結(jié)果是對整個期間數(shù)據(jù)線性擬合的研究，不能區(qū)分出投資者在合約期間預期途徑的變化。若僅以此結(jié)果解釋，會發(fā)現(xiàn)投資者對信息反應的參數(shù)顯著拒絕零，滿足古典預期的假設(shè)，投資者可能推定預期或適應性預期。但若在合約期間投資者表現(xiàn)出預期的黏性和突變性，通過簡單的線性回歸無法檢驗，需要通過對合約期間預期調(diào)整速率的非線性關(guān)系研究才能得到確切的投資者預期形式。

（三）非線性轉(zhuǎn)移函數(shù)與非對稱心理容忍

為研究投資者預期可能存在的黏性和突變特性，對投資者關(guān)于信息變化的心理容忍閥值進行測算，本文采用LSTR轉(zhuǎn)移函數(shù)研究投資者預期形式中存在的非線性調(diào)整過程，用以分析出投資者對信息偏離的容忍程度和預期的黏性與突變性。

建立非線性的預期方程：

其中G（ln（St）-ln（St-1）；γ，c）是狀態(tài)轉(zhuǎn)移函數(shù)。ln（St）-ln（St-1）代表轉(zhuǎn)移變量，即系統(tǒng)以ln（St）-ln（St-1）作為轉(zhuǎn)移變量做出調(diào)整；γ為轉(zhuǎn)移的速度，γ越大轉(zhuǎn)化越快，c為系統(tǒng)調(diào)整的閥值。函數(shù)通常有兩類邏輯型：一是LSTR，另一類是ESTR。

LSTR型：

表2：反應方程的回歸結(jié)果

ESTR型：關(guān)于轉(zhuǎn)移函數(shù)形式和轉(zhuǎn)移變量的具體選擇按照Luukkonen（1988）、Ter?svirta（1994）、趙進文和閔捷（2005）的思路，將LSTR型函數(shù)進行三階泰勒展開：

其中，R （ln（St）-ln（St-1）；γ，c） 為三階泰勒展開式余項。將（13） 式代入（11） 式，構(gòu)造輔助方程：

其中， Xt= （1， ln（St）-ln（St-1） ），β是系數(shù)向量，對輔助回歸式構(gòu)造LM統(tǒng)計量進行非線性關(guān)系與模型具體形式的檢驗。

設(shè)定原假設(shè)H0： β1=β2=β3=0，H0如果被拒絕，則存在非線性特征。依據(jù)F值判斷出非線性機制與具體函數(shù)形式。

依據(jù)序貫檢驗，同時為考察投資者對利多利空信息的不同反應，選擇信息變化ln（St）-ln（St-1）作為轉(zhuǎn)移變量，設(shè)定非線性的預期模式為兩個門限的LSTR2轉(zhuǎn)移函數(shù)形式：

對轉(zhuǎn)移函數(shù)參數(shù)γ，c1，c2的確定采用?cal N（2000）的網(wǎng)格點搜索法，對γ在區(qū)間[1，150]以步長1取值，c1和c2在其值域[ln（0.9），ln（1.1）]之間取值，等差取40個數(shù)值。由此構(gòu)成一個三維點陣，從而產(chǎn)生G（·）序列，將其帶入原模型，以估計得到的殘差平方和最小為準則，選取最優(yōu)的轉(zhuǎn)移函數(shù)參數(shù)。

圖1：CSI300價格變化情況

圖2：IF1412轉(zhuǎn)移函數(shù)值

依據(jù)轉(zhuǎn)移函數(shù)的參數(shù)估計結(jié)果，繪制各期合約存續(xù)時間內(nèi)的轉(zhuǎn)移函數(shù)值圖，了解期貨投資者在市場變化時心理預期的實際波動情況。

圖1描述了整個實證期間滬深300股指現(xiàn)貨市場的日收益率，即市場信息價格變化情況。發(fā)現(xiàn)日收益率情況正負互現(xiàn)，在2014年末到2015年初、2015年5月到2015年9月以及2015年11月到2016年3月這三個階段，受國際金融市場動蕩、匯率波動、國內(nèi)融資融券和配資業(yè)務(wù)以及市場情緒等利空信息的影響，市場整體收益率波動變大，負向收益率急劇放大。其他期間市場價格變化波動較小。

圖2到圖8分別為7份期貨合約存續(xù)期間內(nèi)的投資者非線性預期轉(zhuǎn)移變化函數(shù)值。該函數(shù)值反映了投資者受市場價格信息影響的大小，也表明了投資者預期可能的黏性與突變特征。IF1412期間，從2014年4月到2014年11月，轉(zhuǎn)移函數(shù)值較為集中于0.35到0.5之間，投資者預期隨市場信息變化均較為平穩(wěn)，預期呈現(xiàn)出黏性特征；但年末受負向收益率急劇放大的影響，投資者預期形式的轉(zhuǎn)移函數(shù)值迅速變大至最高0.62，利空信息突破投資者的心理容忍，投資者針對市場利空信息大幅調(diào)減預期，表現(xiàn)出突變特性。其他六份合約：IF1503在2014年12月到2015年1月，IF1506在2014年12月到2015年1月以及2015年5月到6月，IF1509在2015年5月到9月，IF1512在2015年5月到9月以及11月到12月，IF1603在2015年7月到8月、11月到12月以及2016年年初，IF1606在2015年末以及2016年初，均表現(xiàn)出利空信息突破投資者心理容忍，轉(zhuǎn)移函數(shù)值變大，投資者大幅調(diào)減對后市的預期；其他期間表現(xiàn)出市場價格變化信息并未大幅影響到投資者的心理預期，表現(xiàn)出黏性。在實證的整個期間，期貨投資者表現(xiàn)出的預期黏性與突變性滿足黏性預期的假設(shè)。

圖3：IF1503轉(zhuǎn)移函數(shù)值

圖4：IF1506轉(zhuǎn)移函數(shù)值

圖5：IF1509轉(zhuǎn)移函數(shù)值

圖6：IF1512轉(zhuǎn)移函數(shù)值

圖7：IF1603轉(zhuǎn)移函數(shù)值

圖8：IF1606轉(zhuǎn)移函數(shù)值

同時注意到轉(zhuǎn)移函數(shù)值短期迅速增大時期均與圖1所示的三段市場出現(xiàn)較大利空環(huán)境時期相對應，而正向的利多信息并沒有達到讓投資者預期發(fā)生突變的程度，該結(jié)果暗示了投資者對利空信息的心理容忍可能較利多信息的心理容忍更小，投資者較易受利空信息的影響。但該結(jié)果并不意味著利多信息并不對投資者非線性預期的平滑轉(zhuǎn)變產(chǎn)生影響，對圖2至圖8的轉(zhuǎn)移函數(shù)值觀察發(fā)現(xiàn)，數(shù)值均在0.3以上，表明市場上的利多以及利空信息都會對投資者產(chǎn)生影響，而利多信息對投資者非線性預期相對利空信息的影響較小，該結(jié)論也暗示了兩類信息對投資者預期的影響可能存在著非對稱特性。

為了檢驗投資者非線性預期形式和可能存在的投資者對利空與利多信息的非對稱心理容忍，對式（15）進行非線性模型的迭代估計，估計參數(shù)見表3，該表同時匯報了模型的非線性檢驗結(jié)果F值以及轉(zhuǎn)移函數(shù)的估計參數(shù)。

非線性檢驗F值在各合約存續(xù)期間都較大，在1%條件下顯著，說明預期模型存在非線性效應。對非線性預期模型估計顯示，除部分合約GΔln（St）不顯著之外，其余G和GΔln（St）均顯著，同時發(fā)現(xiàn)非線性模型擬合的殘差平方和明顯小于固定參數(shù)回歸殘差平方和，實證結(jié)果表明市場中廣泛存在著非線性預期形式。

同時結(jié)合轉(zhuǎn)移函數(shù)的參數(shù)估計結(jié)果來看，各期的gam值都達到了預設(shè)區(qū)間的最大值150，該結(jié)果顯示非線性預期形式的轉(zhuǎn)化速度快，呈現(xiàn)出突變特性，投資者預期對市場信息變化的敏感程度會在不同的市場價格變化區(qū)間里發(fā)生瞬時大幅變動。在（c1，c2）區(qū)間內(nèi)，轉(zhuǎn)移函數(shù)值較小，系統(tǒng)不進行大幅度的調(diào)整，說明在該信息變化的區(qū)間內(nèi)，信息沖擊較小，投資者預期具有黏性，投資者不會大規(guī)模調(diào)整自己的預期。在（c1，c2）區(qū)間外，轉(zhuǎn)移函數(shù)值迅速變大，系統(tǒng)發(fā)生瞬時轉(zhuǎn)移，進行較大幅度調(diào)整，即在閥值之外的信息變化會使投資者大幅度改變自己的預期，預期發(fā)生突變。

表3：非線性預期LSTR檢驗結(jié)果

期貨限倉政策前，IF1412的門限值為-0.023和0.095，IF1503的門限值為-0.0024和0.095，IF1506的門限值為-0.038和0.095，IF1509的門限值為-0.0024和0.095；期貨限倉政策后IF1512的門限值為-0.0024和0.095，IF1603的門限值-0.0024和0.095，IF1606的門限值-0.028和0.095。研究發(fā)現(xiàn)：第一，c1和c2的絕對值存在明顯的差異，且c1的絕對值小于c2的值，說明投資者對負向的信息反應要比正向的信息反應快，投資者對利多利空信息存在著非對稱心理容忍，對利空信息的心理容忍更小，在利空信息對市場產(chǎn)生小幅度影響時，投資者就會改變自己對未來的預期。第二，期貨限倉政策實施前后的c1存在差異，政策實施后短期內(nèi)會使得投資者對利空信息更為敏感，如IF1512與IF1603的c1均為-0.0024，在很小的負向變動下投資者就會大幅調(diào)整自己的預期；同時這也可能受到市場不斷下滑低迷的影響，投資者對市場負向變化更為擔憂，所以負向轉(zhuǎn)移參數(shù)愈發(fā)接近0值。第三，政策實施后長期會使得投資者對利空信息敏感程度降低，在IF1606時變?yōu)?0.028。投資者對利空信息的心理反應也表現(xiàn)出了與固定參數(shù)的估計結(jié)果相似的結(jié)論。第四，利多信息對市場的正面影響需要達到更大的效果時才能大幅改變投資者的心理預期，七份合約的c2都為0.095，這是漲停板限制下利多信息的最大值。該結(jié)果說明了投資者改變預期需要更大幅度利多信息的現(xiàn)實和我國的漲停板制度有關(guān)。需要說明的是投資者并不是在利多信息的條件下不改變自己的預期，由于漲停板的限制，投資者面對的利多信息都在信息沖擊較小的區(qū)間（c1，c2）里，因此此時投資者會較小幅度地改變自己的預期。

四、結(jié)論及建議

預期管理的關(guān)鍵在于明確市場投資者具體的預期形式，為此本文提出期貨市場投資者對現(xiàn)貨市場價格的預期，可用期貨市場定價偏差作為代理變量進行研究，解決了金融市場中投資者預期不可觀測的問題，并利用預期關(guān)于信息的反應方程對投資者的預期形式進行了直接檢驗。LSTR2轉(zhuǎn)移函數(shù)的實證結(jié)果顯示期貨市場投資者的預期存在非線性特征，預期存在著黏性和突變性，市場中廣泛存在著黏性預期。并且投資者對市場中的利多和利空信息存在著非對稱調(diào)整方式，對利空信息的心理容忍更小，對利多信息的心理容忍更大，投資者更易受到利空消息的影響。期貨限倉政策實施，以及近期的市場低迷情況對市場投資者預期形式的影響，降低了投資者對利空信息的容忍程度，轉(zhuǎn)移函數(shù)的負向參數(shù)c2絕對值變小，投資者在較小的負向市場價格變化下就會大幅調(diào)整自己的預期，對后市的判斷產(chǎn)生突變。

投資者預期檢驗結(jié)果為政府部門的預期管理和信心增強決策提供了市場證據(jù)。在市場異常波動，需防止市場過熱和出現(xiàn)非理性瘋狂投機時，監(jiān)管部門采取的為穩(wěn)定投資者預期和信心的利空政策，會因為投資者對利空信息的心理容忍程度小，而迅速發(fā)揮維穩(wěn)作用，調(diào)減投資者對后市的預期；在市場低迷，需增強投資者信心時，應持續(xù)性為市場提供利多政策信息以改善市場環(huán)境，使投資者黏性預期產(chǎn)生突變，改變對后市的下跌預期，從而提振整個市場。即在對市場進行指導和干預時，應結(jié)合市場投資者黏性預期和非對稱心理容忍的特征，以影響投資者預期和增強投資者信心為目標，進而促進市場健康穩(wěn)定發(fā)展。

注：

①詳見黃長征（2003）對預期模式的總結(jié)。

②根據(jù)Jensen’s不等式和McCulloch（1975），Engel（1984）的研究，近似認為ln[E（ST）]=E[ln（ST）]。

③該時間段內(nèi)存續(xù)時間短的期貨合約（如IF1501、IF1502等）的期限均在40天左右；七份長時間的合約存續(xù)時間均在160個交易日左右。

④表示滬深300股指期貨2014年12月到期的合約，下文均類似表示。

[1]Krugman P R，Dominquez K M，Rogoff K.1998.It’s Baaack：Japan’s Slump and the Return of the Liquidity Trap[J].Brookings Papers on Economic Activity，29（2）.

[2]Eyster E，Rabin M，Vayanos D.2015.Financial markets where traders neglect the informational content of prices[R].National Bureau of Economic Research.

[3]Jia C，Wang Y，Xiong W.2015.Social Trust and Differential Reactions of Local and Foreign Investors to Public News[R].National Bureau of Economic Research.

[4]Barberis N，Greenwood R，Jin L，et al.2015.XCAPM：An extrapolative capital asset pricing model[J].Journal of Financial Economics，115（1）.

[5]Kim Y S.2009.Exchange rates and fundamentals under adaptive learning[J].Journal of Economic Dynamics and Control，33（4）.

[6]Fama E F.1991.Efficient capital markets：II[J].The journal of finance，46（5）.

[7]Chunping Z，Turvey C.2011.Can households form consistent/convergent and unbiased expectation of interest rate?[J].Applied Economics Letters，18（16）.

[8]Aggarwal R，Mohanty S，Song F.1995.Are survey forecasts of macroeconomic variables rational?[J].Journal of Business.

[9]Mankiw N G，Reis R，Wolfers J.2003.Disagreement about Inflation Expectations[J].NBER Macroeconomics Annual，18（1）.

[10]Carroll C D.2003.Macroeconomic Expectations of Households and Professional Forecasters[J].The Quarterly Journal of Economics，118（1）.

[11]Akerlof G A，Blinder A S.2000.Near-Rational Wage and Price Setting and the Long-Run Phillips Curve[J].Brookings Papers on Economic Activity，61（2000-1）.

[12]Ball L.2000.Near-Rationality and Inflation in Two Monetary Regimes[J].NBER working paper.

[13]Maugeri N.2010.Money Illusion and Rational Expectations：New Evidence from Well Known Survey Data[J].University of Siena Department of Political Economy Working Paper，（606）.

[14]Gali J，Gertler M.1999.Inflation dynamics：A structural econometric analysis[J].Journal of monetary Economics，44（2）.

[15]Roberts J M.1998.Inflation expectations and the transmission of monetary policy[J].Federal Reserve Board FEDS Paper，98-43.

[16]Schultz A H.1930.The skeleton of the trunk and limbs of higher primates[J].Human Biology，2（3）.

[17]Goodwin R M.1947.Dynamical coupling with especial reference to markets having production lags[J].Econometrica，Journal of the Econometric Society.

[18]Cagan P.1956.The Monetary Dynamicsof Hyperinflation[J].Studiesin the QuantityTheoryof Money，ed.by MiltonFriedman Chicago：Chicago University Press.

[19]Bush R R，Mosteller F.1955.Book Reviews：Stochastic Models for Learning[J].Science，122.

[20]Muth J F.1961.Rational expectations and the theory of price movements[J].Econometrica：Journal of the Econometric Society.

[21]Carroll C D.2001.The epidemiology of macroeconomic expectations[R].National Bureau of Economic Research.

[22]Engel C.1996.The forward discount anomaly and the risk premium：A survey of recent evidence[J].Journal of empirical finance，3（2）.

[23]Mcculloch J H.1975.Operational Aspects of the Siegel Paradox[J].The Quarterly Journal of Economics，89（1）.

[24]Engel C M.1984.ATest for the Absence of Expected Real Profits from Forward Market Speculation[J].Journal of International Economics，17（3-4）.

[25]Luukkonen R，Saikkonen P，Ter?svirta T.1988.Testing linearity against smooth transition autoregressive models[J].Biometrika，75（3）.

[26]Ter?svirta T.1994.Specification，estimation and evaluation of smooth transition autoregressive models[J].Journal of the american Statistical association，89（425）.

[27]?cal N，Osborn D R.2000.Business cycle non-lin-earities in UK consumption and production[J].Journal of applied econometrics，15（1）.

[28]李拉亞.預期管理理論模式述評[J].經(jīng)濟學動態(tài)，2011，（7）.

[29]陳淼，王曦.中國股市價格決定價機制的理性預期檢驗——基于股價現(xiàn)值紅利模型的分析[J].經(jīng)濟與管理研究，2012，（5）.

[30]李臘生，翟淑萍.混合預期噪聲交易模型及我國證券市場非理性交易的實證分析[J].統(tǒng)計研究，2009，26（10）.

[31]李艷麗，余瑤姣.人民幣匯率預期形成機制研究——基于不同預期模型的比較分析[J].山西財經(jīng)大學學報，2015，（9）.

[32]牛曉健，陶川.乘法形式適應性預期計量模型的構(gòu)建與應用——以人民幣匯率預期對外匯貸款影響的實證研究為例[J].統(tǒng)計研究，2009，26（6）.

[33]楊婉茜，成力為.基于理性預期和適應性預期的Shibor實證研究[J].商業(yè)研究，2015，（2）.

[34]謝赤，陳暉，何源.基于理性期望的利率期限結(jié)構(gòu)預期理論與期限溢酬[J].系統(tǒng)管理學報，2008，（17（3）.

[35]劉曉星，蘇帆，陳小怡.非線性視角下我國居民通脹預期調(diào)整機制研究[J].金融經(jīng)濟學研究，2013，（2）.

[36]李拉亞.通貨膨脹與不確定性[M].北京：中國人民大學出版社，1995.

[37]陳蓉，鄭振龍.結(jié)構(gòu)突變、推定預期與風險溢酬：美元/人民幣遠期匯率定價偏差的信息含量[J].世界經(jīng)濟，2009，（6）.

Sticky Expectation and Asymmetric Psychological Tolerance：LSTR Empirical Test Based on CSI 300 Stock Index Futures Investors

Chang Cheng1Yao Gang2Zhang Jiale2
（1.Graduate School of ChineseAcademy of Social Sciences，Beijing 102488；2.School of Economics，Hefei University of Technology，Anhui Hefei 230601）

This paper studied the expectations of investors in the market，itregarded the futureprice biases as the proxy variable of expectation while applying the transfer function of two thresholds of LSTR to test to directly analyze the expectation form of investors，which solves the problem that the expected data of financial market is difficult to be observed and the nonlinear expected theory is difficult to test.It was found that the expectation mechanism of Shanghai and Shenzhen 300 stock index futures market investorswas closed to the assumption of sticky expectation exhibits nonlinear circumstances；Meanwhile it was found that investors have a non-symmetrical psychological tolerance about particular information，they had the greater degree of tolerance to good news rather than the smaller degree of tolerance to bad news.The implementation of futures market position limits policy in September 2015 and the change of the market environment，in the short term will make investors'psychological tolerance change into smalleron the bad news，and played an effective purpose of managing management.The conclusion provided the market evidence for the government departments when making policies to managing expectations and enforcing confidence.Finally，it provided the parties the assistance to a better understanding of the expectations of investors，market changes and also improved pricing theory research.

sticky expectation，psychological tolerance，futures market，position limits policy，LSTR2

F832.5

A

1674-2265（2017）08-0015-09

2017-07-06

常城，男，安徽宿縣人，中國社會科學院研究生院博士研究生，高級工程師，研究方向為技術(shù)經(jīng)濟；姚剛，男，安徽銅陵人，合肥工業(yè)大學經(jīng)濟學院，研究方向為資本市場與證券投資；張佳樂，女，吉林蛟河人，合肥工業(yè)大學經(jīng)濟學院，研究方向為金融業(yè)發(fā)展與資本市場。

（責任編輯 耿 欣；校對 WJ，GX）