陳 曦

（貴州大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，貴州 貴陽 550025）

一、引言

經(jīng)典的金融理論假設(shè)投資者為理性人，認(rèn)為市場的預(yù)期回報(bào)和方差之間存在正相關(guān)關(guān)系，即風(fēng)險(xiǎn)越高收益越高。對(duì)于主觀因素如投資者的情緒并沒有被考慮在內(nèi)。行為金融學(xué)的理論則認(rèn)為理性人的假設(shè)與現(xiàn)實(shí)相悖，投資者在進(jìn)行決策時(shí)往往不太理性。許多研究表明，投資者情緒會(huì)影響投資者的決策行為，進(jìn)而擾亂資產(chǎn)的價(jià)格，在市場異常的急劇上漲與下跌的過程中，極端的投資者情緒還會(huì)“推波助瀾”。行為金融學(xué)認(rèn)為，投資者情緒是一種對(duì)證券市場未來走向帶有系統(tǒng)性偏差的預(yù)期，能夠反映出投資者的傾向。

中國的證券市場是由政府主導(dǎo)的制度創(chuàng)新和市場自身發(fā)展共同推動(dòng)的新興市場，多年來經(jīng)歷了股權(quán)分置改革、2007 年前的瘋狂牛市及隨后迅速下跌的大熊市，余額寶等貨幣基金推動(dòng)利率市場化，相對(duì)西方發(fā)達(dá)國家成熟的市場，中國的證券市場投資者情緒更為易變，也更容易影響市場[1]。因此，準(zhǔn)確測度投資者情緒，并研究其對(duì)中國證券市場的影響是重要的。

國外最早開始研究投資者情緒對(duì)市場影響的是De Long 等（1990）[2]，他們提出DSSW 模型并認(rèn)為非理性投資者（情緒）會(huì)導(dǎo)致資產(chǎn)的價(jià)格被錯(cuò)誤估計(jì)，從而影響其定價(jià)及投資決策。Baker 和Wurgler（2006）[3]通過構(gòu)建綜合情緒指數(shù)進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)情緒對(duì)于估值較高、市值較小的股票的影響更大。且在期初投資者情緒低迷時(shí)期，年輕、低價(jià)、不分紅的股票及小型股的當(dāng)期收益率雖然不高，但在下期會(huì)得到提高。Dragos 和Laura（2014）[4]使用了消費(fèi)者信心指數(shù)作為代理變量，也得到了相似的結(jié)論。Mehra和Sah（2002）[5]認(rèn)為，投資者的風(fēng)險(xiǎn)偏好會(huì)隨其情緒發(fā)生變化，從而引起股票市場的波動(dòng)。Beaumon 等（2005）[6]發(fā)現(xiàn)，個(gè)人投資者的情緒能夠顯著影響小盤股的價(jià)格，進(jìn)而對(duì)大盤股產(chǎn)生一定的影響。Yu 和Yuan（2011）[7]認(rèn)為，研究模型的選擇對(duì)于所得的結(jié)論有一定的影響，他們選取了包含投資者情緒的條件方差模型進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)市場的均值與方差在投資者情緒低迷時(shí)期呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，而在情緒高漲時(shí)期，均值與方差的關(guān)系并不顯著。

國內(nèi)也有學(xué)者基于投資者情緒對(duì)市場的影響進(jìn)行了相關(guān)研究。鹿坪等（2015）[8]選擇了VAR 模型進(jìn)行實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)個(gè)人投資者情緒對(duì)市場收益率影響更大。張強(qiáng)和楊淑娥（2009）[9]的研究認(rèn)為，股價(jià)受到的情緒影響是非對(duì)稱的，高漲情緒對(duì)股價(jià)的影響較大而低迷情緒的影響較小。與Yu 和Yuan（2011）[7]的結(jié)論不同，陳其安等（2012）[10]構(gòu)建了基于投資者情緒的投資組合模型，發(fā)現(xiàn)投資者情緒高漲時(shí)，其組合的收益與風(fēng)險(xiǎn)呈正相關(guān)關(guān)系，反之則呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，董孝伍和張信東（2017）[11]也得出類似的結(jié)論。宋澤芳和李元（2015）[12]得到的結(jié)論恰恰相反，他們發(fā)現(xiàn)在投資者情緒低迷期，市場的均值與方差呈正相關(guān)關(guān)系，而在情緒高漲期內(nèi)，二者的關(guān)系逐漸轉(zhuǎn)變甚至趨向負(fù)相關(guān)。

綜上所述，雖然眾多學(xué)者試圖從不同方面去研究投資者情緒對(duì)市場均值-方差的影響，但現(xiàn)有的研究成果只能說明投資者情緒能夠影響市場均值-方差的關(guān)系。因此，本文將從以下兩方面在現(xiàn)有研究的基礎(chǔ)上做出改進(jìn)：（1）本文將構(gòu)建的投資者綜合情緒分別劃分為情緒低迷期、情緒平穩(wěn)期和情緒高漲期三個(gè)子期間，探究在不同的情緒下市場均值-方差的關(guān)系如何；（2）考慮到Baker 和Wurgler 的結(jié)論，本文將在第五部分將流通市值加權(quán)收益替換為等權(quán)市場收益進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，以提高結(jié)論的穩(wěn)健性。

二、模型介紹

（一）投資者綜合情緒指數(shù)的構(gòu)建

本文主要參照Baker 和Wurgler（2006）[3]的模型構(gòu)建方法，結(jié)合基于中國投資者情緒研究的結(jié)果，最終選取封閉式基金折價(jià)率、股票首次發(fā)行量、新股上市首日回報(bào)率、新增投資者開戶數(shù)、市場換手率及消費(fèi)者信心指數(shù)六個(gè)指標(biāo)作為構(gòu)建本文投資者綜合情緒指數(shù)的數(shù)據(jù)指標(biāo)，同時(shí)，選取了三個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)的數(shù)據(jù)指標(biāo)：居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)及工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)，詳細(xì)的指標(biāo)計(jì)算方法或來源如表1 所示。

表1 構(gòu)建投資者綜合情緒指數(shù)的指標(biāo)說明

表1 中數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫。本文選取2009 年1 月至2022 年6 月指標(biāo)，利用主成分分析法及相關(guān)性分析構(gòu)建投資者綜合情緒指數(shù)，具體步驟為：（1）將情緒指標(biāo)與宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)通過正交化處理，剔除宏觀經(jīng)濟(jì)影響；（2）通過主成分分析構(gòu)建指數(shù)，并進(jìn)行相關(guān)性分析；（3）選取相關(guān)性較高的指標(biāo)再次使用主成分分析法構(gòu)建最終的投資者綜合情緒指數(shù)。使用主成分分析法進(jìn)行指標(biāo)分析時(shí)，本文嚴(yán)格遵守特征根大于1 和主成分的累計(jì)解釋力占全部方差的85%以上兩條準(zhǔn)則。

（二）GARCH-M 模型

GARCH 類模型常見于時(shí)間序列的分析，且波動(dòng)率也無法滿足隨機(jī)項(xiàng)同方差的情況下，這類模型也能夠適用。同時(shí)，本文研究的是基于投資者情緒的均值-方差效應(yīng)的分析，GARCH 類模型常見于時(shí)間序列的分析，將波動(dòng)率作為解釋變量代入到時(shí)間序列的均值方程中，可以較好地分析均值與方差的關(guān)系。因此，本文最終選取包含均值-方差關(guān)系的GARCH-M（p，q）模型作為實(shí)證模型。該模型可表示為：

模型中，式（1）、式（2）分別為均值方程與方差方程。Yt表示t 期的資產(chǎn)收益率，ω 和α0分別表示兩個(gè)方程的常數(shù)項(xiàng)，ut表示式（1）的殘差項(xiàng)，ρ 表示均值和方差之間的相關(guān)系數(shù)；ψt-1表示t-1 期及前期的信息集合；表示式（2）的ARCH 項(xiàng)，αi（i=1，2，…，p）表示式（1）中殘差滯后項(xiàng)對(duì)條件波動(dòng)率的影響系數(shù)，則表示式（2）的GARCH 項(xiàng)，βj（j=1，2，…，q）表示條件波動(dòng)率的影響系數(shù)。當(dāng)滿足：αi>0，βj>0，α0>0，的條件時(shí)，才能使模型的結(jié)構(gòu)穩(wěn)定，且條件方差為正。本文對(duì)模型的階數(shù)p 和q 的確定依據(jù)對(duì)數(shù)似然值，對(duì)數(shù)似然值越大表示擬合情況越好，故取似然值較大時(shí)對(duì)應(yīng)的模型階數(shù)。

三、實(shí)證假設(shè)

行為金融學(xué)的研究已經(jīng)證實(shí)，情緒投資者在市場中占相當(dāng)一部分比例。中國股市中的投資者大部分為個(gè)體投資者，相對(duì)機(jī)構(gòu)投資者，他們對(duì)市場知識(shí)了解得較少，做出投資決策時(shí)理性有限[13]，更容易受到情緒的影響，錯(cuò)誤地估計(jì)投資的風(fēng)險(xiǎn)與收益，從而對(duì)市場產(chǎn)生影響。尤其是當(dāng)前我國股票市場的交易機(jī)制仍處于不斷完善的過程中，個(gè)體投資者“追漲殺跌”的現(xiàn)象使得市場不時(shí)出現(xiàn)非理性繁榮或急劇下跌的情況。雖然我國已于2010 年正式開通了融資融券交易系統(tǒng)，市場進(jìn)入了做空與做多俱存的時(shí)代，但做空交易的起始交易量較高，大多數(shù)個(gè)體投資者都無法參與其中，因此市場實(shí)際上仍存在隱形的賣空限制。

在投資者情緒低迷的時(shí)期，非理性投資者的逐步退出使得理性投資者成為交易主力，此時(shí)的市場疲軟，理性投資者出于對(duì)虧損的恐懼不斷割肉止損，造成市場面臨進(jìn)一步下跌的風(fēng)險(xiǎn)，他們往往高估了投資風(fēng)險(xiǎn)而低估了投資收益，市場此時(shí)表現(xiàn)為低風(fēng)險(xiǎn)-高收益狀態(tài)[14]。在情緒平穩(wěn)期，投資者的熱情平平，能夠在冷靜的狀態(tài)下做出決策，此時(shí)他們能夠適當(dāng)匹配風(fēng)險(xiǎn)與收益，此時(shí)他們的情緒對(duì)市場的均值-方差不會(huì)造成很大的影響。在情緒高漲時(shí)期，情緒投資者的交易活動(dòng)頻繁，他們的決策行為往往受到“羊群效應(yīng)”等的影響，低估投資風(fēng)險(xiǎn)而高估了回報(bào)，帶有偏差的市場預(yù)期形成，擾亂了資產(chǎn)價(jià)格，也削弱了市場的均值與方差的關(guān)系。基于以上分析，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：在投資者情緒低迷時(shí)期，市場處于低風(fēng)險(xiǎn)-高收益狀態(tài)，均值-方差關(guān)系為負(fù)相關(guān)關(guān)系。

假設(shè)2：在投資者情緒高漲及平穩(wěn)時(shí)期，市場均值-方差關(guān)系不顯著。

四、實(shí)證結(jié)果

（一）投資者綜合情緒指數(shù)

表2 報(bào)告了各投資者情緒指標(biāo)與宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)間的相關(guān)性。由表2 可知，各情緒指標(biāo)間大部分呈顯著相關(guān)，且多為顯著正相關(guān)關(guān)系。同時(shí)，情緒指標(biāo)與宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)間的相關(guān)關(guān)系較多，在1%、5%及10%的顯著性水平上有7 對(duì)指標(biāo)顯著相關(guān)，表明本文選用的情緒代理指標(biāo)顯著受到宏觀經(jīng)濟(jì)影響，因此，在構(gòu)建綜合指數(shù)之前應(yīng)先消除宏觀經(jīng)濟(jì)的影響。

表2 指標(biāo)間相關(guān)性

參考Baker 和Wurgler（2006）[3]的投資者綜合情緒指數(shù)構(gòu)建方法，本文先將選取的六個(gè)情緒指標(biāo)中的宏觀影響剔除后分析其提前及滯后的情況，并構(gòu)建一個(gè)包含十二個(gè)指標(biāo)的投資者情緒指數(shù)，再分析其相關(guān)性強(qiáng)弱，最終選取六個(gè)指標(biāo)來構(gòu)建本文的投資者綜合情緒指數(shù)，前四個(gè)主成分的累計(jì)方差解釋力達(dá)到87.51%。本文最終計(jì)算得到的指數(shù)表達(dá)式為：

行為金融學(xué)認(rèn)為，資產(chǎn)的定價(jià)和市場的波動(dòng)極大程度上受投資者情緒的影響。通過上文構(gòu)建的綜合情緒指數(shù)模型繪制的折線圖（見圖1），能夠直觀地觀察到本文構(gòu)建的模型能夠較為準(zhǔn)確地反映股市波動(dòng)特征，說明模型是有效的。

圖1 投資者綜合情緒指數(shù)波動(dòng)圖

（二）數(shù)據(jù)的基本分析

為考察不同的投資者情緒對(duì)市場均值-方差的影響，將基于上述模型計(jì)算出162 個(gè)月的投資者綜合情緒指數(shù)進(jìn)行了排序，參考董孝伍和張信東（2017）[11]的做法，分別選取該序列中的前后30%分位數(shù)期間作為投資者情緒的高漲期及低迷期，而中間40%分位數(shù)期間作為投資者情緒的平穩(wěn)期。本文選用綜合A 股市場流通市值加權(quán)收益率RL 進(jìn)行實(shí)證分析，全樣本期包含162 個(gè)月收益率及3 278 個(gè)日收益率，其中低迷期包含49 個(gè)月收益率及991個(gè)日收益率；平穩(wěn)期包含64 個(gè)月收益率及1 303 個(gè)日收益率；高漲期包含49 個(gè)月收益率及1 004 個(gè)日收益率。在不同情緒期間對(duì)股票收益率進(jìn)行基本的統(tǒng)計(jì)分析，并進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

由表3 中的數(shù)據(jù)可知，無論全樣本期還是各子期間的市場收益率的偏度均小于0，且峰度均高于3。不同子期間的均值及方差也存在較大差異，反映出投資者情緒對(duì)于市場收益率及其均值、方差均能產(chǎn)生不同影響，這些影響為本文提供了數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。為檢驗(yàn)市場收益率數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，防止偽回歸現(xiàn)象的出現(xiàn)，本文還利用ADF 統(tǒng)計(jì)量對(duì)綜合A 股全樣本期的月收益率進(jìn)行了單位根檢驗(yàn)，結(jié)果表明所有月收益率序列均為平穩(wěn)序列。

表3 流通市值加權(quán)（日）收益率描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

（三）基于投資者情緒的均值-方差效應(yīng)分析

根據(jù)前文所述，在使用GARCH-M（p，q）模型分析投資者情緒對(duì)市場均值-方差的影響之前需先確定模型的階數(shù)，即p 和q。據(jù)學(xué)者們的經(jīng)驗(yàn)，本文擬合了幾種常用的低階GARCH-M（p，q）模型，根據(jù)擬合結(jié)果的似然函數(shù)值來選擇模型的階數(shù)。結(jié)果如表4 所示。

表4 不同階數(shù)GARCH-M 模型似然值

由表4 中可知不同階數(shù)的模型的似然值，比較可知，GARCH-M（1，1）模型的似然值最大，擬合情況最好，因此本文選用GARCH-M（1，1）模型來進(jìn)行后續(xù)的實(shí)證分析。GARCH-M（1，1）模型的表達(dá)式如下：

其中，RLt表示t 期的流通市值加權(quán)月收益率；ut表示均值方程的殘差；ρ 表示市場均值與方差的相關(guān)系數(shù)。本文利用2009 年1 月至2022 年6 月的綜合A 股市場流通市值加權(quán)收益率RL 進(jìn)行GARCHM（1，1）模型的參數(shù)估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如表5 所示。

表5 基于投資者情緒的均值-方差效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果

由表5 中的估計(jì)數(shù)據(jù)可知，方差方程的三個(gè)系數(shù)α0、α1和β1多數(shù)顯著大于0，且無論在哪個(gè)期間，均有α1+β1<1，且（α1+β1）的結(jié)果接近1，不僅滿足模型的系數(shù)條件，還表明條件方差受到了較為持久的影響，即投資者的情緒對(duì)條件方差的影響對(duì)市場未來情況的預(yù)測能夠起到重要的作用。

由均值方程的估計(jì)結(jié)果可知，ρ 在全樣本期間的回歸結(jié)果為0.238 1，但不顯著，這說明在該時(shí)期市場的均值和方差之間不存在顯著的相關(guān)關(guān)系，可能的原因是，在全樣本期間涵蓋了不同的投資者情緒，均值和方差的相關(guān)關(guān)系在不同情緒下因?yàn)橄嗷プ饔枚坏窒?。在投資者情緒低迷的時(shí)期，ρ 的估計(jì)系數(shù)為-0.619 5，且在1%的水平上顯著。在情緒低迷時(shí)期，非理性投資者不再活躍于市場交易，更多處于觀望狀態(tài)，而理性的投資者則更傾向于止損，市場此時(shí)風(fēng)險(xiǎn)較低，而實(shí)際收益較高，均值與方差呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，假設(shè)1 得到驗(yàn)證。而在情緒平穩(wěn)期與高漲期，ρ 的估計(jì)系數(shù)分別為0.266 5 和9.645 9，且均不顯著，說明此時(shí)投資者情緒對(duì)市場的均值-方差沒有產(chǎn)生顯著影響，假設(shè)2 得到驗(yàn)證。這些結(jié)論與Yu 和Yuan（2011）[7]得到的結(jié)論是一致的。

與西方發(fā)達(dá)國家相比，我國股市創(chuàng)立的時(shí)間相對(duì)較短，無論是投資者的理性程度還是市場的運(yùn)行及監(jiān)管機(jī)制仍處在不斷完善的過程中。實(shí)際生活中，投資者“追漲殺跌”的現(xiàn)象很普遍，在情緒的影響下，投資者無法完全理性地做出投資決策。在市場高漲的時(shí)期，投資者普遍較為樂觀，認(rèn)為上漲會(huì)持續(xù)，低估了投資的風(fēng)險(xiǎn)而高估了投資的收益，因此不斷“追漲”使得市場進(jìn)一步走高，資產(chǎn)價(jià)格嚴(yán)重錯(cuò)位，投資者繼續(xù)保持樂觀，忽視了泡沫破裂的巨大風(fēng)險(xiǎn)。而在市場低迷的時(shí)期，資產(chǎn)價(jià)格持續(xù)迅速地下跌使得投資者感到恐慌，不斷“割肉”止損，市場受到投資者低迷情緒的影響進(jìn)一步下跌。而在市場較為平穩(wěn)時(shí)，投資者的情緒也較為平穩(wěn)，能夠合理估計(jì)投資的風(fēng)險(xiǎn)及收益，做出理性的決策，因此此時(shí)的投資者情緒對(duì)市場的均值-方差關(guān)系也沒有表現(xiàn)出顯著影響。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

相對(duì)于本文使用的流通市值加權(quán)收益率而言，等權(quán)市場收益率賦予了小盤股更大的權(quán)重?？紤]到投資者情緒使得市場對(duì)不同類型股票產(chǎn)生的不同期望，為了保證實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文將流通市值加權(quán)收益率RL 換為等權(quán)市場收益率RE 后再次進(jìn)行實(shí)證分析，得到基本相同的結(jié)果，表明（三）的結(jié)論較為可靠。穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果如表6 所示。

表6 投資者情緒對(duì)A 股市場收益-方差關(guān)系的影響結(jié)果

五、結(jié)論

本文以2009 年1 月至2022 年6 月時(shí)期的中國綜合A 股市場為樣本，通過主成分分析構(gòu)造投資者綜合情緒指數(shù)，并按分位數(shù)將其劃分為低迷期、平穩(wěn)期及高漲期三個(gè)期間，以考察不同的投資者情緒對(duì)于股市均值-方差的影響。結(jié)果表明，在全樣本、投資者情緒平穩(wěn)及高漲期間，市場的均值與方差之間不存在顯著的相關(guān)關(guān)系；而在投資者情緒低迷時(shí)期，市場的均值與方差呈現(xiàn)出顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系。這說明投資者情緒對(duì)于市場均值-方差的影響并非是對(duì)稱的。

投資者的情緒對(duì)市場的影響非常重要。根據(jù)行為金融學(xué)的理論，資產(chǎn)價(jià)格急劇上漲或瘋狂下跌都展現(xiàn)出了極端的投資者情緒與市場的相互作用，在情緒高漲期，高漲的收益、“羊群效應(yīng)”會(huì)吸引更多的非理性交易者參與市場交易，投機(jī)泡沫不斷擴(kuò)大使市場面臨巨大的系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)；在情緒的低迷期，投資者要么止損觀望要么按兵不動(dòng)，寧愿將錢捏在手里也不愿去投資，整個(gè)市場逐漸陷入“流動(dòng)性陷阱”，這些現(xiàn)象無論對(duì)股市的長期穩(wěn)定發(fā)展還是實(shí)體經(jīng)濟(jì)的健康運(yùn)行都是有害的。因此，我國股票市場應(yīng)該加大理性投資主體的培育，加快保險(xiǎn)基金、社?；鸬娜胧胁椒ィ瑫r(shí)完善相關(guān)的交易制度和監(jiān)管細(xì)則，促進(jìn)股市的健康發(fā)展，為我國經(jīng)濟(jì)的創(chuàng)新轉(zhuǎn)型和實(shí)體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展提供良好的投融資平臺(tái)。