黃 璐

（浙江樹人大學(xué)現(xiàn)代服務(wù)業(yè)學(xué)院，杭州310015）

一、引言

投資者情緒被定義一個極為抽象的概念，從某種程度上來說，投資者情緒影響著市場參與者的預(yù)期與行為。因此投資者情緒因素被視為一個影響收益率的重要因素。在經(jīng)濟活動中，每個投資個體都有交易方式、交易風(fēng)格、收益預(yù)期、風(fēng)險承受能力等方面的差異，而情緒作為一個不確定因素，往往影響著投資者的一舉一動。

而關(guān)于情緒擇時策略，來源于行為金融學(xué)，該學(xué)科認為，投資者往往是不完全理性的，在實際投資過程中，通常會受到自身情緒的影響，而市場情緒的大幅度且集中的波動，會導(dǎo)致市場的錯誤定價。

在我國A 股市場，個人散戶投資者占著非常重的比例，散戶投資者往往會帶有大量的主觀投機行為，從而導(dǎo)致市場浮躁，羊群效應(yīng)擴大。在這種環(huán)境下，對于我國A 股市場投資者情緒的度量和總結(jié)顯然具有重大意義。因此，在我國A 股市場大環(huán)境下，通過對各情緒指標的分析與總結(jié)，構(gòu)建有效可行的市場情緒模型，對情緒的研究和量化能夠在投資決策中起到良好的助推作用。以提供適用于我國情緒和市場環(huán)境的情緒擇時方法，從而提高收益，降低由投資者情緒引發(fā)的風(fēng)險。

二、投資者情緒指標的選取

情緒類指標被分為了直接型情緒指標和間接型情緒指標，直接型數(shù)據(jù)是通過問卷調(diào)查等直接的方式取得的一手資料，例如，我國的投資者信心指數(shù)、消費者信心指數(shù)、央視看盤指數(shù)等；而間接型數(shù)據(jù)則是通過市場數(shù)據(jù)的選取和計算得到的間接資料數(shù)據(jù)，比較常見的有基金折價率、IPO 個數(shù)、新增開戶數(shù)量等。

為了保證情緒指數(shù)構(gòu)建的合理及有效，研究進行了大量情緒指標的組合驗證，希望能夠得到效果最佳的情緒指數(shù)組合?；谇叭说难芯亢臀覈鳤 股市場的實際情況，選取了八個情緒指標進行組合和驗證，情緒指標選取如表1 所示。

表1 情緒指標類別表

經(jīng)過一系列統(tǒng)計和驗證，研究選取了市場流動性（Amihud）、美元匯率（USD）、IPO 數(shù)量（IPON）、市場換手率（TURN）四個指標進行市場情緒指數(shù)的構(gòu)建。

（一）關(guān)于市場流動性指標（Amihud）

市場Amihud 指標為市場在一段時間的收益率與交易額的比值，衡量市場對交易量的敏感程度：如果交易量的變動會帶來市場的劇烈波動（暴漲暴跌），則Amihud 指標越大，市場流動性越差；反之，如果交易量的變化對市場變化的影響越小，則說明市場的流動性較好。當市場流動性更強時，表明市場情緒更好，投資者更愿意進行交易，不然則表明市場情緒低迷。該指標計算公式如下：

其中i 代表市場指數(shù)，m 代表交易月份，R 表示收益率（%），Volumeid 為月交易額。

（二）關(guān)于美元匯率（USD）

匯率的變化往往會引起股市的變化，當匯率升高時，即本幣升值，資本市場會迎來大量外資流入，從而促使市場情緒高漲，帶來市場上漲，并且當匯率升高，資產(chǎn)價格將被重新評估，從而帶來指數(shù)的上揚。而當匯率下降時，則恰恰相反，外資的流出將會使市場情緒趨冷，從而引起更多資金的流出，造成市場的下跌。

（三）關(guān)于換手率（TURN）

換手率衡量了股票在一定時間內(nèi)轉(zhuǎn)手交易的頻率，反應(yīng)股票的流通性。TURN 越高，代表市場交易越活躍，市場情緒越高漲。

（四）關(guān)于IPO 個數(shù)（IPON）

IPO 個數(shù)是指每月首次公開募集資金的數(shù)量，指標數(shù)值越大，則表明市場情緒越樂觀，因此，該指標與市場情緒呈正向關(guān)系。

三、指數(shù)構(gòu)建

研究從CSMAR 數(shù)據(jù)庫中，選擇了2010 年1 月至2016 年12 月的84 個月的數(shù)據(jù)，進行市場情緒的模型實證研究。

選取 Amihud、TURN、USD、IPON 四個指標進行主成分分析和Granger 因果檢驗。由于各個指標數(shù)量大小、衡量方式的不同，首先，對各指標進行平穩(wěn)化（ADF）檢驗。其次，進行各指標相關(guān)性及顯著性分析；為建立情緒指數(shù)，接著進行主成分分析，提取主成分構(gòu)成系數(shù)。最后，對構(gòu)建的情緒指數(shù)進行與市場收益Granger 因果檢驗，以衡量情緒指數(shù)的有效性。

（一）ADF 平穩(wěn)性檢驗

利用統(tǒng)計軟件，進行ADF 平穩(wěn)性檢驗，ADF 檢驗是單位根DF 檢驗的拓展，檢驗時間序列是否存在單位根，若存在，則表明時間序列為非平穩(wěn)時間序列；反之，則表明時間序列為平穩(wěn)時間序列，結(jié)果如表2 所示。

表2 ADF 平穩(wěn)性檢驗表

結(jié)果顯示，Prob 值為0.0002，表示由0.02%的把握接受存在單位根的原假設(shè)，既有99.98%的把握拒絕原假設(shè)，因此，時間序列不存在單位根，通過平穩(wěn)性（ADF）檢驗，滿足主成分分析要求。

（二）數(shù)據(jù)主成分分析

主成分分析（principle components analysis），1933年由霍特林提出，本方法通過投影，實現(xiàn)數(shù)據(jù)降維，在損失少數(shù)數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上把多個指標歸納為具有代表意義的綜合指標。

在研究過程中，多個變量中往往具有一定的相關(guān)關(guān)系，簡而言之，主成分分析就是在原先提取的變量基礎(chǔ)上，刪去“重復(fù)”（相關(guān)性過強）的變量，提取出幾個互不相關(guān)的新變量。根據(jù)實際情況，從研究的變量中提取更少的變量盡可能多的反映原來變量信息，達到降維的目的。

通過統(tǒng)計軟件對上述數(shù)據(jù)進行主成分分析，結(jié)果如表3 所示。

表3 主成分分析表

由圖表可以看出，第一、第二主成分的累計貢獻率為69.06%，而其各自的貢獻率分別達到了43.44%和25.62%。隨后，對它們的特征值和碎石圖進行分析，如圖所示，從第三個成分開始特征值明顯變小，而此時的碎石圖也發(fā)生了明顯的轉(zhuǎn)折。因此，第一、二個主成分即為“歸納”的新變量，隨后提取第一、二個主成分進行進一步解析。

使用統(tǒng)計軟件進行正交旋轉(zhuǎn)，得到成分得分系數(shù)矩陣，如表4 所示。

表4 成分得分系數(shù)矩陣表

由此得標準化指標的樣本主成分為

Y1=-0.4615*ZAMIHUD+0.6351*ZUSD+0.5870*ZIPON+0.1976*ZTURN

Y2=0.1432*ZAMIHUD-0.3150*ZUSD+0.1411*ZIPON+0.9275*ZTURN

此時Y1、Y2 即為構(gòu)建的情緒指數(shù)的兩個主要變量，經(jīng)過主成分分析，得到Y(jié)1 的貢獻率為43.44%，Y2 的貢獻率為25.62%，為此構(gòu)建情緒指數(shù)：

根據(jù)得到的情緒指數(shù)AUIT 最終表達，情緒指數(shù)與匯率指標、IPO 個數(shù)、換手率呈正向關(guān)系，而市場流動性指標，同市場情緒指數(shù)呈負相關(guān)關(guān)系。總體來說，市場情緒指數(shù)AUIT 體現(xiàn)了市場的投資者情緒狀況，AUIT 值越大時，表明投資者情緒越高漲，市場中將存在更多機會。

四、情緒指數(shù)市場效果檢驗

格蘭杰（Granger）因果檢驗如果影響顯著，說明該變量對另一個變量（另幾個變量）存在因果關(guān)系。

依據(jù)上部分構(gòu)建的相關(guān)情緒指數(shù)，如上法。在進行數(shù)據(jù)標準化和通過平穩(wěn)性檢驗后，得到AUIT（情緒指數(shù)）、R（市場收益率），隨后進行情緒指數(shù)變動和市場收益率的Granger 因果檢驗。如表5 所示。

表5 Granger 因果檢驗表

結(jié)果顯示，R 不能Granger 引起AUIT 的概率為8.09%，AUIT 不能 Granger 引起 R 的概率為 0%，二者均小于置信水平0.1，拒絕原假設(shè)。因此得出結(jié)論，R 與AUIT 互為因果關(guān)系。當市場行情較好時，換手率、新增開戶數(shù)等正向情緒指標上揚，投資者投資情緒高漲，進一步帶動市場指數(shù)的上漲。

將滬深300 每月收盤價進行數(shù)據(jù)標準化處理，繪制情緒指數(shù)與滬深300 趨勢圖，趨勢圖表明構(gòu)建的情緒指數(shù)AUIT 能夠很好地反映市場情緒，并且能夠在一定概率上預(yù)測市場走向，進行風(fēng)險的規(guī)避和控制。

圖1 情緒指數(shù)與滬深300 趨勢圖

綜上所述，市場情緒指數(shù)在一定程度上，對未來一定區(qū)間內(nèi)的市場情緒以及收益狀況進行預(yù)估，能夠跟隨市場指數(shù)較好地反映出市場趨勢的變化，對投資者投資決策有著極高的參考價值和幫助意義。