張德容,余攀

(1．湖南工業(yè)大學 經(jīng)濟與貿(mào)易學院，湖南 株洲412007；2．湖南工業(yè)大學 商學院，湖南 株洲412007)

一、引言

投資者投資上市公司股票的目的在于創(chuàng)造財富。上市公司股票的流動性很強，投資者將其閑散資金可隨時買入，需要資金時又可隨時賣出。投資者的行為差異源于兩個因素: 一是各個投資者占有的信息量和信息質量是不同的; 二是投資者處理信息的框架和能力也不相同，即使同樣的市場信息反映在不同的投資者那里，也會得出不同的認知，從而作出不同的決策。對于具體投資者來說，他們對企業(yè)股價和市場走勢的判斷建立在他們各自的認知上，根據(jù)自己的認知框架對掌握的信息加以分析，并作出投資決定。

股票市場充滿不確定性。波動是股市的基本特征和基本屬性，是投資者進行交易的原因和結果。股票價格受到信息、投資者情緒、政策以及媒體關注度等諸多因素的影響。投資者是股票市場的參與者和利益攸關者。適度的價格波動可以提高投資者的套利和投資熱情，增加市場的活躍性與流動性，促進市場繁榮。但是，劇烈的波動可能引發(fā)“羊群效應”以及“追漲殺跌”等金融現(xiàn)象的產(chǎn)生，造成股票市場動蕩，損害投資者的利益，削弱資產(chǎn)配置功能，嚴重時甚至引發(fā)系統(tǒng)性風險，從而影響宏觀經(jīng)濟的穩(wěn)定和發(fā)展。

傳統(tǒng)金融學的假設是“理性人假設”與“有效市場假設”，因此建立的模型和理論大多強調(diào)投資者的理性和金融市場的自我糾偏機制。然而隨著時代的發(fā)展，證券市場上的諸多金融異象無法用傳統(tǒng)的金融學理論進行合理的解釋，大量的實證研究與觀察結果表明：投資者心理受到各種因素的影響，投資者決策并不總是理性的。心理學的理論分析能夠很好的解釋金融市場上的現(xiàn)象和投資者的市場交易行為，最終演化成了行為金融學。因此行為金融學理論更加契合資本市場實際情況，投資者情緒是行為金融理論的重要組成部分，對投資者情緒的研究有助于理解金融市場中投資者行為與股票價格波動的互動過程，降低投資者的投資損失風險，提高投資收益，揭示證券市場內(nèi)在價格的運行規(guī)律。

二、文獻綜述

行為金融學的研究目前有兩種假設條件:一是基于內(nèi)生性假設的研究；二是基于外生性假設的研究。由于影響投資者心理的因素眾多，所處環(huán)境也很復雜，所以基于內(nèi)生性假設的研究僅僅是對投資者情緒與股票收益進行定性研究，由于無法量化投資者情緒，以至于無法進行定量研究。不同的學者根據(jù)自己的研究需要，選用不同的情緒指標代理變量，從各自的角度對投資者情緒做出了定義。所以基于外生性假設的指標構建一直沒有一個統(tǒng)一的標準，雖然這方面已經(jīng)做了大量的研究，但是比較分散，無法在理論上取得一致性。針對資本市場“金融異象”，學者們結合行為金融學理論提出了投資者情緒，這一名字首次出現(xiàn)是在1963年美國雜志InvestorWisdom中Delong et al. (1990)認為投資者情緒是交易者在現(xiàn)有的信息情況下，主觀信念與客觀信念之間的偏差[1]。從心理學的角度來說，Shleifer(1997)認為投資者情緒是基于投資者不恰當?shù)倪\用貝葉斯法則所形成的信念或者預期[2]；從投資收益預期的角度來說，Baker和Wurgler(2006)認為投資者情緒是一種基于反映投資者投資風險及預期收益的信息而產(chǎn)生的信念[3]。

Brown(1999)采用封閉式基金折價率度量投資者情緒，通過研究發(fā)現(xiàn)投資者情緒對股票市場的波動存在正向的影響[4]。王美今和孫建軍(2004)利用中央電視臺財經(jīng)頻道的“看盤指數(shù)”作為投資者情緒指標，通過分析股市收益與投資者情緒指標之間的關系，結果表明滬深兩市的收益以及價格波動顯著受到投資者情緒的影響[5]。陳彥斌(2005)使用主觀偏好參數(shù)表征投資者情緒，研究了情緒波動對股票價格和債券價格的影響，結果發(fā)現(xiàn)投資者情緒波動對股票價格波動的影響遠大于其對債券價格的影響，為股票價格的過度波動性提供了一個心理層面的解釋[6]。Wang等(2006)通過對投資者情緒和股票市場的波動性兩者的關系進行分析，發(fā)現(xiàn)股票市場的波動會對投資者情緒產(chǎn)生顯著的影響，但是投資者情緒對股票市場的波動并不存在顯著的影響[7]。王美今和孫建軍(2007)通過使用T-GARCH模型，分析我國股票市場的投資者情緒后發(fā)現(xiàn)：投資者情緒既可以引導我國股票市場的平均收益率，還可以顯著的反向修正我國股市的收益率波動[8]。魯訓法(2012))采用每周新增交易賬戶數(shù)，通過分析為國股市波動于投資者情緒之間的關系，得出了股市指數(shù)的波動與投資者情緒波動并不同步的結論[9]。李合龍，馮春娥(2014)基于EEMD方法，從多尺度的視角分析了我國投資者情緒與股價波動的關聯(lián)性，發(fā)現(xiàn)就短期而言，兩者具有顯著正相關關系，從中期來看，股指價格的波動滯后于投資者情緒的波動，從長期來看，投資者情緒的波動滯后于上證綜指價格序列的波動，而深圳綜指與投資者情緒兩者的同期相關性更強，不存在明顯的領先滯后關系[10]。Sayim和Rahman(2015)通過土耳其資本市場的相關數(shù)據(jù)，構建出投資者情緒指標，結果表明投資者情緒能夠顯著的資產(chǎn)價格及價格的波動[11]。不同的學者選用不同的指標表征投資者情緒，研究了股票價格同投資者情緒之間的相互波動關系，并取得了一定的成果，但是大多采用單一指標進行投資者情緒指標構建，會存在投資者覆蓋面不足和信息不全等弊端，并且在樣本區(qū)間內(nèi)對兩者的具體影響關系分析比較少，所以考慮這些因素，本文將采用綜合指標并應用自向量回歸模型研究兩者在時間上的相互關波動關系。

三、投資者情緒指標設計

1. 指標說明

市盈率(PE)：是最常用來估計股價水平是否合理的指標之一。投資股票是對上市公司未來發(fā)展的一種展望，如果某股票具有較高的市盈率，代表市場預測未來的盈利增長速度快，說明投資者情緒高昂，該股票被追捧。反之，如果整體市盈率偏低，說明投資者興趣不高。

成交量(VOL)：是指某一段時間內(nèi)具體的交易數(shù)。成交量是判斷市場走勢的重要指標，反映了市場的活躍程度和資金規(guī)模情況。根據(jù)供需理論，成交量是股票價格的主宰。當投資者情緒高昂，進入證券市場意愿強烈，供大于求，推動股價上漲，反之，股價下跌。

換手率(TURN)：是反映股票市場流通性強弱和交易活躍程度的指標之一。市場的活躍程度與投資者情緒呈正相關關系。投資者情緒越高，說明市場交易越積極頻繁，進而換手率越高，反之亦然。

消費者信心指數(shù)(CCI)：是反映消費者信心強弱的指標，是綜合反映并量化消費者對當前經(jīng)濟形勢評價和對經(jīng)濟前景、收入水平、收入預期及消費心理狀態(tài)的主觀感受，預測經(jīng)濟走勢和消費趨勢的一個先行指標。該指標通過對城市消費者進行問卷調(diào)查，由國家統(tǒng)計局中國經(jīng)濟景氣監(jiān)測中心負責調(diào)查統(tǒng)計并發(fā)布。

新成立基金數(shù)目(FUND)：從投資結構上看，我國的個人投資者占據(jù)著主要的地位，機構投資者占比較低。但是隨著資本市場的發(fā)展，機構投資者的地位和作用日益突出。根據(jù)劉維奇、劉新新(2014)基于上證A股市場的研究表明，機構投資者在市場上表現(xiàn)的更加理性，機構投資者的情緒能夠預測后市[12]。由于我國的資本市場存在賣空限制，因此新成立的基金數(shù)目越多，機構投資者認為后市上漲的概率越高，越看好后市；反之亦然。

新增投資者開戶數(shù)(NIA)：新增開戶數(shù)是指為國股票市場每月新增加的有效賬戶數(shù)量。通過這一數(shù)據(jù)能夠反映投資者入市的時間和數(shù)量的變化，在很大程度上也反映出投資者參與股票市場的熱情高低。情緒樂觀時，投資者參與市場的熱情高漲，促使新股民踴躍進入證券市場，開戶數(shù)劇增；而當投資者情緒悲觀時，市場呈觀望氣氛，市場低迷，抑制了新投資者的投機沖動，從而延遲入市。

目前，有關投資者情緒度量的指標分三類，即主觀指標、客觀指標、綜合指標。主觀指標可以直接獲得投資者的心理特征，但是其有效性受到質疑。易志高和茅寧(2009)認為：主觀指標并不能全面反映投資者在決策過程中的真實情緒[13]?？陀^指標是通過市場交易的公開數(shù)據(jù)獲得，但是能在多大程度上反映投資者的情緒尚不確定。在所選擇的基礎變量中TURN、PE、FUND、VOL四個是客觀指標，CCI、NIA這兩個是主觀指標； PE、FUND、VOL、CCI、TURN是反映總體市場情緒的單一指標， CCI、NIA是反映個體投資者的單一指標。因此，本文采取主客觀，總體和個體相結合的辦法構造綜合投資者情緒指標，能夠更加全面的反映投資者的心理特征和投資決策。

本文樣本區(qū)間2012年1月至2017年12月，采用滬深市場的數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于東方財富網(wǎng)和銳思金融數(shù)據(jù)庫。

2.投資者情緒指標構建

鑒于目前主成分分析法構建投資者情緒指標使用較普遍，應用也比較成熟，所以本文在投資者情緒指標構建上選擇主成分分析法。

具體步驟如下：第一步，首先對六個變量進行標準化以消除量綱不同的影響；接下來對六個變量進行KMO 和 Bartlett 的檢驗，如表1所示，結果顯示滿足因子分析要求。

第二步，進行主成分分析，同時嚴格保證90%以上的方差率，所以提取3個主成分，累計方差解釋率為94.80%。

表1 KMO 和 Bartlett 的檢驗

表2解釋的總方差

第三步，根據(jù)方法計算每個變量系數(shù)：變量系數(shù)=主成分Xi的成分矩陣系數(shù)/對應特征值的平方根×方差權重Wi+主成分Xj的成分矩陣系數(shù)/對應特征值的平方根×權重Wj計算每個變量的系數(shù)+主成分Xk的成分矩陣系數(shù)/對應特征值的平方根×方差權重Wk，結果如下：

SENT=0.246× TURN+0.309× NIA+0.353× PE+0.306× VOL+0.228× FUND+0.334× CCI

四、實證分析

在前面研究基礎上，本文選取2012年1月至2017年12月滬深300指數(shù)收盤價的月度數(shù)據(jù)，通過協(xié)整檢驗、誤差修正模型、VAR模型、脈沖響應函數(shù)及方差分解分析股價與投資者情緒的相互影響關系。

1.序列平穩(wěn)性檢驗

在進行分析之前，首先對投資者情緒與股價的平穩(wěn)性進行檢驗。本文采用ADF單位根檢驗法，根據(jù)AIC與SIC同時最小的原則，得出結果如表3。

表3 ADF檢驗結果

由ADF檢驗可知，股價的ADF值大于0.10顯著水平的臨界值，故應當接受存在單位根假設，認為股價是非平穩(wěn)序列，而一階差分后的序列，其ADF值小于0.01顯著水平下的臨界值，說明差分后的序列是平穩(wěn)的；同理，投資者情緒序列在0.1顯著水平下是平穩(wěn)的，一階差分后的序列在0.01顯著水平下是平穩(wěn)的。故股價和投資者情緒的一階差分序列是同階單整序列，說明投資者情緒和滬深300指數(shù)的波動是平穩(wěn)的。

2.協(xié)整檢驗

由于兩個序列的一階差分同階單整，下面采用EG兩步法進行協(xié)整檢驗，具體檢驗步驟如下：

第一步，先構建股價為自變量，投資者情緒為因變量的OLS回歸，并保留殘差序列E；

第二步，對殘差序列進行平穩(wěn)性檢驗，若為原序列平穩(wěn)，則說明投資情緒變化與股價變化之間存在協(xié)整關系。結果見表4。

表4協(xié)整檢驗結果

由ADF檢驗可知，殘差序列為平穩(wěn)序列，說明投資者情緒波動與股價波動存在協(xié)整關系，即在長期內(nèi)具有穩(wěn)定的均衡關系。

3.誤差修正模型

前面分析得出了投資者情緒與股價存在長期均衡關系。下面通過構建誤差修正模型研究兩個變量之間的短期關系，具體結果見表5。

表5誤差修正模型

由誤差修正模型可知，ECM(-1)為殘差序列的滯后一期值，其系數(shù)為負，符合相反修正機制。ECM的系數(shù)為-0.48且對應的系數(shù)通過了0.01顯著性水平下的檢驗，說明在短期，當投資者情緒與股票價格偏離均衡時，能夠以0.48的修正力度拉回均衡狀態(tài)，反映出股票價格波動與投資者情緒波動在短期內(nèi)也具有穩(wěn)定的均衡關系。

4.VAR模型估計

本文通過構建VAR模型研究投資者情緒與股價之間波動的動態(tài)關系。首先，估計VAR模型的的參數(shù)

表6確定VAR模型的滯后階數(shù)

由表6可知，根據(jù)多數(shù)原則確定VAR模型的滯后階數(shù)為2；根據(jù)回歸結果，得到二元VAR模型如下：

Dsent=0.001918dcip(-1)+0.000884dcip(-2)-0.461604dsent(-1)-0.708382dsent(-2)+0.019000(M)

(4.69079)(2.08888)(-3.19353)(-4.95168)(0.27946)

Dcip=0.290427dcip(-1)+0.057021dcip(-2)+0.222577dsent(-1)-103.3401dsent(-2)+19.60258(N)

(1.74390)(0.33084)(0.00378)(-1.77834)(0.70801)

方程M的擬合優(yōu)度為R2=0.389。由方程M可知，股票價格的變化對投資者情緒的影響是積極的，股價對投資者情緒的影響具有滯后效應，并且投資情緒與股票價格呈現(xiàn)反向波動，說明投資者情緒會導致做出錯誤的選擇，從而使股票價格呈現(xiàn)非預期的變化。

方程N的擬合優(yōu)度R2=0.131。由方程N可知，投資者情緒對股價的影響同樣具有滯后效應，滯后一期為正向影響，滯后二期為負向影響，且第二期影響顯著大于第一期，總體上投資者情緒波動對股票價格的波動影響是消極的。

5.穩(wěn)定性檢驗

如果被估計的VAR模型所有根的模的倒數(shù)小于1，即位于單位圓內(nèi)，則其是穩(wěn)定的。如果模型不穩(wěn)定，某些結果將不是有效的(如沖響應函數(shù)分析和方差分解分析)。檢驗結果見圖1。

圖1 VAR系統(tǒng)穩(wěn)定性的判別圖

由AR根法可知，所有的根均在單位圓內(nèi)，說明構建的二元VAR模型是穩(wěn)定的。

6.脈沖響應函數(shù)分析

脈沖響應函數(shù)分析研究的是一個標準差的沖擊對其它內(nèi)生變量的影響，下面分別對股票價格和投資者情緒進行脈沖響應函數(shù)分析，具體結果見圖2。

圖2 投資者情緒沖擊引起股價的響應函數(shù)

圖3 股價沖擊引起投資者情緒的響應函數(shù)

圖2和圖3中，橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(shù)(單位：月度)，縱軸分別表示股價增長率的變化和投資者情緒增長率的變化，實線表示脈沖效應函數(shù)，虛線表示正負兩倍標準差偏離帶。

從圖2中可以看出，當給投資者情緒波動一個單位的正向沖擊時，在第一期對投資者情緒本身有最大的正向影響，然后迅速下降，在第3期達到負向最低，接著開始逐漸減弱，到第11期逐漸趨于0，總體來看，投資者情緒對股價的影響是消極的。

從圖3中可以看出，當給股票價格波動一個單位的正向沖擊時，在第二期對投資者情緒波動就有最大的正向影響，然后震蕩變小，其影響于第10期接近0，其后幾乎為0，總體來看，股票價格的沖擊對投資者情緒的影響是積極的。

7.方差分解分析

脈沖響應函數(shù)描述的是VAR模型中一個內(nèi)生變量的沖擊給系統(tǒng)內(nèi)其他內(nèi)生變量所帶來的影響，而方差分解則能具體分析每一個結構沖擊對內(nèi)生變量變化(通常用方差來度量))的貢獻程度，進一步評價不同結構沖擊的重要性。因此，方差分解給出對VAR模型中的變量產(chǎn)生影響的每個隨機擾動的相對重要的信息。圖4是對股票價格和投資者情緒的方差分解分析。

表7股票價格的方差分解表

PeriodS.E.DSENTDCIP10.5606880.000000100.000020.6455451.44E-0599.9999930.6791323.01466696.9853340.7030683.06569796.9343050.7061913.74811096.2518960.7116603.86227496.1377370.7122013.93486496.0651480.7131313.99080296.0092090.7133893.99261296.00739100.7134964.00750695.99249110.7135874.00780595.99219120.7135964.01023095.98977130.7136184.01083695.98916140.7136204.01103895.98896150.7136244.01129395.98871160.7136254.01129395.98871

表8投資者情緒的方差分解表

圖4 股票價格的方差分解圖

圖5 投資者情緒的方差分解圖

由圖5和表8中對股票價格的方差分解可以看出，在第1期，股票價格只受自身因素的沖擊，第2期開始，受自身因素沖擊逐漸減弱并受投資情緒沖擊的影響，且逐漸增強，在第10期趨于穩(wěn)定，自身因素的貢獻為95.99%，投資者情緒對股票價格的貢獻為4.01%，整體來看，股票價格受自身因素沖擊更大。

由圖4和表7中對投資者情緒的方差分解可以看出，在第1期，投資者情緒只受自身因素的沖擊，第2期開始，受自身因素沖擊逐漸減弱并受股票價格沖擊的影響，且逐漸增強，在第11期趨于穩(wěn)定，自身因素的貢獻為70.63%，股票價格對投資者情緒的貢獻為29.37%，整體來看，投資者情緒受自身因素沖擊更大,與方程M滯后一期和滯后兩期的投資者情緒系數(shù)是相互印證的。

8.格蘭杰因果關系檢驗

下面進一步研究投資者情緒與股票價格在時間上的先導-滯后關系，故有必要對上述兩個變量進行格蘭杰因果關系檢驗，故本文構建滯后2期的格蘭杰因果關系檢驗，結果見表9。

表9格蘭杰檢驗結果

如表9所示，在0.01的顯著性水平下，股票價格波動是投資者情緒波動的格蘭杰原因，而投資者情緒波動不是股票價格波動的格蘭杰原因，說明股票價格的變動能夠導致投資者情緒的變動。根據(jù)主流經(jīng)濟學理論，影響企業(yè)股價形成和波動大致分為三個方面:其一為企業(yè)發(fā)展狀況及前景，其二為外部宏觀環(huán)境與沖擊，其三為市場情緒與心理。說明企業(yè)發(fā)展狀況與外部宏觀環(huán)境對股價的影響可能更大，這與我國目前股票市場的“政策市”、“消息市”等現(xiàn)狀是吻合的。

五、結論與不足

1.研究結論

本文基于2012年1月至2017年12月的滬深兩個市場上的月度數(shù)據(jù)，選取新成立基金數(shù)目、換手率、市盈率、成交量、新增開戶數(shù)、消費者信心指數(shù)六個指標通過使用主成分分析方法，構建綜合投資者情緒指標，實證分析其與股票價格的相互關系。結論顯示：滬深300指數(shù)的波動和投資者情緒的波動是平穩(wěn)的，在長期內(nèi)存在穩(wěn)定的均衡關系，在短期內(nèi)，當兩者偏離均衡時，能夠以0.48的修正力度拉回均衡狀態(tài)，即兩者在短期內(nèi)也具有穩(wěn)定的均衡關系；滬深300指數(shù)與投資者情緒呈反向波動，從而使指數(shù)呈現(xiàn)非預期的變化；投資者情緒對股價的影響是消極的，股票價格的沖擊對投資者情緒的影響是積極的，兩者均受自身沖擊更大；通過格蘭杰因果關系檢驗，股票價格波動是投資者情緒波動的格蘭杰原因，而投資者情緒波動不是股票價格波動的格蘭杰原因，說明股票價格的波動能夠引起投資者情緒的波動。

2.研究不足

文中建立的VAR模型的擬合優(yōu)度比較低，雖然通過單位根檢驗模型是穩(wěn)定的，但是其結論的有效性可能受到影響。所以以后的研究要構建更加有效的投資者情緒，股價與投資者情緒建立的VAR方程的擬合優(yōu)度更高，那么通過這種方法研究經(jīng)濟變量之間的動態(tài)關系才具有更高的可信度。