孔璐璐

摘 要：行為金融學(xué)的發(fā)展，將情緒作為變量引入金融學(xué)來解釋一系列“金融市場(chǎng)異象”，近年來，關(guān)于情緒與股市收益之間的研究愈發(fā)成熟。本文選取投資者情緒代理便量中的單個(gè)指標(biāo)消費(fèi)者信心指數(shù)為對(duì)象，通過ADF單位根和Granger因果檢驗(yàn)，研究消費(fèi)者信心指數(shù)與股票收益之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)兩者不存在格蘭杰因果關(guān)系。

關(guān)鍵詞：消費(fèi)者信心指數(shù)；ADF單位根檢驗(yàn)

一、引言

改革開放以來，為適應(yīng)市場(chǎng)發(fā)展需要，中國(guó)股市產(chǎn)生，傳統(tǒng)的金融學(xué)理論認(rèn)為股市發(fā)展與經(jīng)濟(jì)形勢(shì)息息相關(guān)，股價(jià)的變動(dòng)是在“有效市場(chǎng)假說”的基礎(chǔ)上圍繞股市的內(nèi)在價(jià)值“隨機(jī)游走”的，然而根據(jù)中國(guó)股市的發(fā)展軌跡，價(jià)格波動(dòng)過大且長(zhǎng)期處于一種非理性的狀態(tài)，人們對(duì)股市的投機(jī)多于投資，大多抱著一種賭徒的心理“追漲殺跌”，這種伴隨著投資者情緒的非理性的循環(huán)往往造成市場(chǎng)混亂，與此同時(shí)市場(chǎng)也會(huì)將這種帶有“信號(hào)”的信息以各種公開或者非公開的方式反饋給投資者以供其參考或者借鑒，這些投資者多以個(gè)人投資者為主。雖然個(gè)人投資者在市場(chǎng)中的占比較多，但是在信息獲取，投資決策、市場(chǎng)把握等方面并不具有優(yōu)勢(shì)，且更容易發(fā)生“處置效應(yīng)”，他們的投資者大多是非理性的，是帶有強(qiáng)烈的個(gè)人色彩的。這些非理性的行為，用傳統(tǒng)的金融學(xué)理論已經(jīng)不能解釋，然后20世紀(jì)30年行為金融學(xué)興起。

目前，對(duì)投資者情緒到底如何進(jìn)行定義，學(xué)術(shù)界并沒有統(tǒng)一的口徑，總結(jié)可得將投資者情緒分為三個(gè)大類：一是直接情緒也稱顯性情緒指標(biāo)；二是間接情緒也稱為隱形情緒指標(biāo)；三是復(fù)合情緒指數(shù)也稱綜合情緒指數(shù)，現(xiàn)在關(guān)于情緒方面的研究主要集中于第三類，本文主要關(guān)注單個(gè)的投資者情緒代理變量對(duì)市場(chǎng)的作用。研究單個(gè)的投資者情緒代理變量消費(fèi)者信心指數(shù)對(duì)市場(chǎng)的作用，方便在以后的研究中對(duì)消費(fèi)者信心指數(shù)對(duì)市場(chǎng)的作用有一個(gè)清晰的定位。同時(shí)由于個(gè)人投資者情緒的個(gè)性化特征，這能夠觸發(fā)個(gè)人投資者的非理性投資行為，進(jìn)而對(duì)市場(chǎng)產(chǎn)生影響。所以對(duì)消費(fèi)者信心指數(shù)的研究，方便我們更加準(zhǔn)確的進(jìn)行投資決策，避免做無用功。

二、文獻(xiàn)綜述

消費(fèi)者信心指數(shù)也叫消費(fèi)者情緒是對(duì)消費(fèi)者消費(fèi)意愿進(jìn)行預(yù)測(cè)，是衡量宏觀經(jīng)濟(jì)的一個(gè)先行指標(biāo)之一。消費(fèi)者信心指數(shù)包括消費(fèi)者預(yù)期指數(shù)和消費(fèi)者滿意指數(shù)。預(yù)期指數(shù)是反映消費(fèi)者對(duì)總體經(jīng)濟(jì)走向的預(yù)測(cè)；滿意指數(shù)主要是對(duì)耐用品消費(fèi)的評(píng)價(jià)上面。20世紀(jì)40年代，美國(guó)的密西根大學(xué)首次提出并編制了CCI這個(gè)指數(shù)，主要傾向于研究消費(fèi)和宏觀經(jīng)濟(jì)狀態(tài)之間的關(guān)系。另外一個(gè)在美國(guó)比較有名的是會(huì)員消費(fèi)者信心指數(shù)，除了對(duì)整體宏觀環(huán)境的預(yù)測(cè)，也加入了對(duì)家庭收入和支出方面的調(diào)查。在1997年，中國(guó)在研究國(guó)外指數(shù)的基礎(chǔ)上引入CCI，來監(jiān)測(cè)中國(guó)的宏觀經(jīng)濟(jì)的運(yùn)行狀況，這個(gè)指數(shù)按月份公布，在國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的經(jīng)濟(jì)景氣監(jiān)測(cè)中心能查到，主要對(duì)消費(fèi)者的就業(yè)和收入的預(yù)期和滿意程度進(jìn)行調(diào)查。尼爾森的全球消費(fèi)者信心指數(shù)中，我們可以監(jiān)測(cè)世界經(jīng)濟(jì)對(duì)中國(guó)消費(fèi)個(gè)人財(cái)產(chǎn)和就業(yè)前景等方面的影響。國(guó)內(nèi)外對(duì)消費(fèi)者信心指數(shù)的研究主要分為以下的三個(gè)方面：

（1）研究消費(fèi)者信心與消費(fèi)之間是否具有預(yù)測(cè)關(guān)系

諸如Mueller（1963）、Linden（1982）以及Jeff和Charles（2004）年等認(rèn)為消費(fèi)者信心指數(shù)對(duì)消費(fèi)具有預(yù)測(cè)的作用，也有研究諸如Chopin和Darrat（2000）則對(duì)此持有相反的意見。張英奎和張帥（2014）將2001年到2014年的時(shí)間分為四個(gè)時(shí)間段分別做CCI和CPI 之間的相關(guān)性研究，得出在不同的經(jīng)濟(jì)形式下，CCI和CPI直接存在不同的特征。然后在以Logistic向量自回歸模型的基礎(chǔ)上，將CCI分為消費(fèi)者信心的高漲和低迷兩個(gè)狀態(tài)，認(rèn)為我國(guó)的消費(fèi)者是存在慣性的，在不同CCI狀態(tài)下CPI呈現(xiàn)不同的形態(tài)，當(dāng)CCI大時(shí)，CPI在短期較小長(zhǎng)期較大且穩(wěn)定，當(dāng)CCI小時(shí)，CPI維持較低的水平。柴琳琳和姜偉（2016）通過對(duì)2006-2016年數(shù)據(jù)的分析，在凱恩斯消費(fèi)者理論以及擴(kuò)展理論的基礎(chǔ)上，運(yùn)用格蘭杰因果和協(xié)整檢驗(yàn)對(duì)上述的數(shù)據(jù)做實(shí)證檢驗(yàn)得出：第一，消費(fèi)者信心對(duì)消費(fèi)存在正向相關(guān)的關(guān)系，說明消費(fèi)者信心能夠影響消費(fèi)者的消費(fèi)決定；第二，在5%的顯著性水平下，消費(fèi)者信心與消費(fèi)通過協(xié)整檢驗(yàn)，存在長(zhǎng)期均衡，消費(fèi)者信息指數(shù)不僅于當(dāng)期的消費(fèi)和收入也取決于過去的消費(fèi)和收入。孫穎（2016）分兩步研究消費(fèi)者信心指數(shù)和居住類居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)之間的關(guān)系，首先是通過理論和經(jīng)濟(jì)走勢(shì)相結(jié)合的方式進(jìn)行描述性分析，認(rèn)為消費(fèi)者信心指數(shù)和居住類居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)存在非對(duì)稱性，然后以建立的VAR模型和VER模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果表明，兩研究對(duì)象在短期影響很小，在長(zhǎng)期存在均衡關(guān)系。

（2）消費(fèi)者信心對(duì)金融市場(chǎng)的影響

Otoo（1999）研究消費(fèi)者情緒與股票之間關(guān)系時(shí)，對(duì)個(gè)人進(jìn)行密歇根調(diào)查，發(fā)現(xiàn)人們把股票變化作為一個(gè)衡量消費(fèi)的先行指標(biāo)，認(rèn)為消費(fèi)者情緒與股票之間存在正向的關(guān)系，股價(jià)的上漲能夠刺激消費(fèi)。Fisher和 Statman（2003）認(rèn)為消費(fèi)者情緒與股票之間也是正向的關(guān)系，這種關(guān)系具體體現(xiàn)為當(dāng)股票高漲時(shí)，消費(fèi)者信心會(huì)上升當(dāng)股票行情不好的時(shí)候，消費(fèi)者信心會(huì)下降。賢成毅和秦莉（2017）在建立三元VAR模型的基礎(chǔ)上，進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析，發(fā)現(xiàn)在長(zhǎng)期中消費(fèi)者信心指數(shù)能夠預(yù)測(cè)大盤走勢(shì)。股市景氣，消費(fèi)者信心高漲，投資者需求增加，從而促進(jìn)股票收益率的上升，大盤指數(shù)上升。相反，通過做脈沖響應(yīng)分析得出，大盤走勢(shì)對(duì)消費(fèi)者信心的預(yù)測(cè)作用有限。

（3）消費(fèi)者信心與宏觀經(jīng)濟(jì)之間的關(guān)系的研究

Helder（2009）認(rèn)為宏觀經(jīng)濟(jì)變量對(duì)消費(fèi)者信心指數(shù)存在著影響，F(xiàn)uhrer（1993）認(rèn)為消費(fèi)者在宏觀的經(jīng)濟(jì)中出于被動(dòng)的地位，通過統(tǒng)計(jì)測(cè)試表明宏觀經(jīng)濟(jì)的變化引起消費(fèi)者情緒的變化，并認(rèn)為在長(zhǎng)期中情緒所代表的信息對(duì)消費(fèi)的預(yù)測(cè)作用不大。Sharon（2005）檢測(cè)了一個(gè)由太陽(yáng)黑子驅(qū)動(dòng)的不確定的商業(yè)周期模型，發(fā)現(xiàn)太陽(yáng)黑子的沖擊能夠反映消費(fèi)者信心指數(shù)。許多媒體和公眾認(rèn)為消費(fèi)者情緒是經(jīng)濟(jì)中一股重要的、獨(dú)立的力量。一些人認(rèn)為，情緒指數(shù)預(yù)測(cè)未來的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)，另一些人認(rèn)為消費(fèi)者情緒的變化實(shí)際上推動(dòng)了商業(yè)周期的波動(dòng)。這篇文章表明，消費(fèi)者情緒發(fā)揮了更為被動(dòng)的作用，主要反映而不是引起當(dāng)前的經(jīng)濟(jì)狀況，如收入增長(zhǎng)水平、通貨膨脹、失業(yè)和利率。作者的統(tǒng)計(jì)測(cè)試表明，消費(fèi)者情緒的大部分變化是由這些宏觀經(jīng)濟(jì)變量解釋的。情緒所特有的信息在解釋消費(fèi)支出的后續(xù)變化中所起的作用相對(duì)較小。同樣，除了滯后的宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)外，同期消費(fèi)者情緒數(shù)據(jù)在預(yù)測(cè)當(dāng)前活動(dòng)方面的增量相對(duì)較小。最后，正如一些人所說，在20世紀(jì)90年代，情緒在波動(dòng)和預(yù)測(cè)中的獨(dú)立作用并沒有增加。張文會(huì)（2014）采取定性和定量結(jié)合的方式來驗(yàn)證宏觀經(jīng)濟(jì)對(duì)消費(fèi)者信心指數(shù)的影響。李成（2016）選取的時(shí)間是2005-2016年。文中以2008年的金融危機(jī)為例，通過對(duì)比危機(jī)前后CCI不同的特征，即危機(jī)前消費(fèi)者對(duì)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)看好，在危機(jī)后對(duì)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)悲觀這兩者截然不同的態(tài)度，反映出CCI和宏觀經(jīng)濟(jì)之間存在影響。之后通過實(shí)證檢驗(yàn)得出消費(fèi)者信心指數(shù)（預(yù)期指數(shù)）是產(chǎn)出（月度工業(yè)增加值增長(zhǎng)率）的格蘭杰原因，信心指數(shù)對(duì)產(chǎn)出具有預(yù)測(cè)作用。

三、實(shí)證研究

（1）理論基礎(chǔ)

本文對(duì)數(shù)據(jù)的分析是建立在時(shí)間序列平穩(wěn)性的基礎(chǔ)上的，可以有效的避免虛假回歸，進(jìn)而能夠建立正確的模型來分析經(jīng)濟(jì)變量之間的關(guān)系。單位根檢驗(yàn)包括DF檢驗(yàn)和ADF檢驗(yàn)，DF檢驗(yàn)是Dickey和Fuller在1978年在OLS基礎(chǔ)上發(fā)現(xiàn)的，隨后在1981年為了避免由于回歸過程隨機(jī)干擾性改變以及時(shí)間這個(gè)趨勢(shì)變量導(dǎo)致的DF 檢驗(yàn)無效這種情形的產(chǎn)生，Dickey和Fuller提出了ADF檢驗(yàn)，這個(gè)檢驗(yàn)規(guī)避了上述的兩個(gè)問題。DF 檢驗(yàn)只適用于一階自回歸的過程，無法應(yīng)用于高階自回歸過程，而ADF檢驗(yàn)則可以，同時(shí)加入了時(shí)間趨勢(shì)的變化和常數(shù)項(xiàng)。單位根的檢驗(yàn)是對(duì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)做平穩(wěn)性的檢驗(yàn)，為了了解消費(fèi)者信心指數(shù)者開戶數(shù)與收益率之間的的變動(dòng)關(guān)系，這需要對(duì)數(shù)據(jù)做格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，這種統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)方法是格蘭杰在1969年提出的，是以兩個(gè)變量的向量自回歸為基礎(chǔ)的。

假設(shè)存在兩組變量{Xi}和{Xj}，采用EVIEWS8.0軟件對(duì)其做格蘭杰因果檢驗(yàn)，其回歸后結(jié)果可能有四種結(jié)果分別是：{Xi}對(duì){Xj}有單項(xiàng)影響、{Xj}對(duì){Xi}有單項(xiàng)影響和{Xi}和{Xj}之間存在雙向影響以及{Xi}和{Xj}之間是獨(dú)立的。為了在格蘭杰因果關(guān)系的檢驗(yàn)中選取最優(yōu)的滯后階數(shù)，本文是先建立VAR模型，確定滯后項(xiàng)，再對(duì)模型中的變量進(jìn)Granger因果檢驗(yàn)。選用在VAR模型的基礎(chǔ)上面對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，是為了對(duì)數(shù)據(jù)的預(yù)測(cè)更加的準(zhǔn)確，更具真實(shí)性。

（2）數(shù)據(jù)分析

1.ADF單位根檢驗(yàn)。選取1999年1月到2018年3月從國(guó)泰安中得到的數(shù)據(jù)，運(yùn)用EVIEWS8.0，先對(duì)該時(shí)間序列做ADF單位根檢驗(yàn)，如果數(shù)據(jù)存在單位根，即數(shù)據(jù)不平穩(wěn)，不能進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)。

根據(jù)建立的模型不一樣，檢驗(yàn)的結(jié)果表現(xiàn)為三種，檢驗(yàn)一般是從復(fù)雜的模型到簡(jiǎn)單的模型，根據(jù)理論只要有一個(gè)模型是拒絕零假設(shè)，那么這個(gè)序列就是平穩(wěn)的，否則繼續(xù)檢測(cè)。對(duì)于原數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)結(jié)果如圖：當(dāng)檢測(cè)選擇條件為該None（既沒有時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)也沒有常數(shù)項(xiàng)），ADF檢驗(yàn)結(jié)果為-15.78347，在三個(gè)顯著性水平下，皆存在單位根，時(shí)間序列是不平穩(wěn)的；當(dāng)選擇條件為存在常數(shù)項(xiàng)時(shí)，ADF檢驗(yàn)結(jié)果為-15.77081，ADF檢驗(yàn)的結(jié)果都不存在單位根，時(shí)間序列是平穩(wěn)的；當(dāng)選擇條件為既有截距項(xiàng)又有趨勢(shì)項(xiàng)（即常數(shù)項(xiàng)）時(shí)，ADF檢驗(yàn)結(jié)果是不存在單位根的，這說明在此期間的信心指數(shù)是平穩(wěn)的?？傮w來看這個(gè)時(shí)間序列是平穩(wěn)的，可以進(jìn)行下一步的分析。

同樣，選取自1999年1月到2018年3月從中經(jīng)網(wǎng)產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)上選取上證綜合指數(shù)收盤價(jià)的數(shù)據(jù)為依據(jù)，來衡量股票市場(chǎng)收益，來研究?jī)烧咧g是否存在顯著的關(guān)系，和上述的分析一致，只要有一個(gè)模型的檢驗(yàn)是穩(wěn)定的，這個(gè)時(shí)間序列就是穩(wěn)定的。如圖可以看出：當(dāng)該序列存在常數(shù)項(xiàng)時(shí)，在5%的顯著性水平下，是拒絕零假設(shè)的，即數(shù)列穩(wěn)定；在既有常數(shù)項(xiàng)又有截距項(xiàng)時(shí)，在10%的顯著性水平下，不存在單位根，即在時(shí)間段的數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的。

2.VAR模型的建立以及應(yīng)用

在此模型中X代表消費(fèi)者信心指數(shù)，Y代表股票市場(chǎng)收益，根據(jù)VAR建立準(zhǔn)則，輸入數(shù)據(jù)，可以確定此模型是滯后2期AR（2），模型（來自EVIEWS8.0）表示為：

X=C（1，1）*X（-1）+C（1，2）*X（-2）+C（1，3）*Y（-1）+C（1，4）*Y（-2）+C（1，5）

Y=C（2，1）*X（-1）+C（2，2）*X（-2）+C（2，3）*Y（-1）+C（2，4）*Y（-2）+C（2，5）

帶系數(shù)的VAR（2）模型

X=1.07046443289*X（-1）-0.150230474733*X（-2）-0.332725673448*Y（-1）+1.96260251443*Y（-2）-52.8906101055

Y=-2.28181056251e-05*X（-1）+0.00130396352853 *X（-2）+1.15035267224*Y（-1）-0.385031126196*Y（-2）+23.9099696737

由上述可知，該數(shù)據(jù)是滯后二期的，滯后階數(shù)的確定，可以使格蘭杰因果的檢驗(yàn)更加準(zhǔn)確，以及可以確定，這個(gè)模型的建立是否有意義，即是不是所有的變量都是內(nèi)生的，結(jié)果如圖可以看出，X不是Y的格蘭杰原因，同時(shí)Y不是X的格蘭杰原因，X和Y是獨(dú)立的，這個(gè)模型的建立是沒有意義的，模型的變量中存在外生變量。

四、結(jié)論

本文主要是研究消費(fèi)者信心指數(shù)和股票市場(chǎng)之間是否存在關(guān)系，即消費(fèi)者信心指數(shù)對(duì)股票市場(chǎng)是否有預(yù)測(cè)的能力。通過對(duì)國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)的簡(jiǎn)單的梳理，可以看出關(guān)于消費(fèi)者信心指數(shù)的研究主要從三個(gè)方面著手：第一，消費(fèi)者信心指數(shù)與消費(fèi)之間存在著相互的影響；第二，消費(fèi)者信心與金融市場(chǎng)之間存在著相互的影響；第三，消費(fèi)者信心與宏觀經(jīng)濟(jì)之間存在著相互的影響。然后在以ADF單位根檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行建模，本文并沒有對(duì)數(shù)據(jù)之間的進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)，而是在建立VAR模型的基礎(chǔ)上對(duì)數(shù)據(jù)展開Granger因果檢驗(yàn)，主要是為了更加精確的確定該時(shí)間序列的滯后項(xiàng)。根據(jù)檢驗(yàn)的結(jié)果可以看出，消費(fèi)者信心指數(shù)對(duì)股票市場(chǎng)并沒有顯著的關(guān)系。

參考文獻(xiàn)

[1]EvaMueller. Ten Years of Consumer Attitude Surveys： Their Forecasting Record[J]. Publications of the American Statistical Association， 1963， 58（304）：19.

[2]Linden， Fabian. The Consumer as Forecaster[J]. Public Opinion Quarterly， 1982， 46（3）：353.