投資者情緒與a股市場指數(shù)的實證研究

投資者情緒與a股市場指數(shù)的實證研究

一、市場上的非理性投資者fsa（1975）提出的“有效市場假設(shè)（pmh）”認(rèn)為市場上有許多具有同質(zhì)性的理性投資者，這是經(jīng)典金融研究的重要內(nèi)容之一。然而,20世紀(jì)70年代以來出現(xiàn)的大量的金融異象對EMH產(chǎn)生了嚴(yán)重的沖擊。投資者不是根據(jù)信息而是根據(jù)“噪聲”進(jìn)行交易。因此,市場上存在著大量的非理性投資者。行為經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為,由于投資者會受到天氣、生物規(guī)律、社會事件、信念等因素的影響,而導(dǎo)致投資者情緒的波動,進(jìn)而會影響到投資者的決策和行為。這種“投資者情緒”使得到投資者的行為不再受到“理性”的支配,其決策和行為不再是充滿理性的,而是摻雜著情感因素。中國股市作為新興資本市場,各種制度尚不健全、市場結(jié)構(gòu)不完善、定價機(jī)制非有效等特點決定了中國股市比成熟的股票市場具有更強(qiáng)的非理性特征。大量的國內(nèi)學(xué)者的研究表明投資者情緒是影響我國股市收益率變動的系統(tǒng)性因素(王美今,2004;劉超,2006;黃德龍,2009;張強(qiáng),2009等)。本文在借鑒國內(nèi)外學(xué)者研究的基礎(chǔ)之上,構(gòu)建了我國A股市場綜合的投資者情緒指數(shù),然后用線性和非線性的Granger因果檢驗來考察投資者情緒指數(shù)與滬A、深證成指以及滬深300指數(shù)月收益率之間的非線性關(guān)系。二、市場情緒影響證券定價傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)學(xué)并不注重投資者情緒對市場的影響(Gomesetal.,2003),因為傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)學(xué)家認(rèn)為市場上的投資者是理性的。市場中存在的非理性投資者的非理性行為從總體上會相互抵消,使得證券價格的凈影響為零,即使非理性行為不能從整體上抵消,理性套利者的存在會使得證券的價值決定其價格(Shleifer,2000)。上述的理論受到了行為經(jīng)濟(jì)學(xué)的巨大挑戰(zhàn),特別是國內(nèi)外學(xué)者所做的大量的實證研究。雖然說他們的研究在數(shù)據(jù)以及計量方法上面有所不同,但是他們的研究的結(jié)果卻是趨于一致,即:投資者情緒與股市之間存在著不可忽視的關(guān)系。典型的研究當(dāng)數(shù)DeLong、Shleifer、Summers和Waldmann(1990)提出的噪聲交易者模型(DSSW),指出市場情緒是影響資產(chǎn)均衡價格的系統(tǒng)性風(fēng)險。DSSW模型解釋了噪聲交易者對金融資產(chǎn)定價的影響及噪聲交易者為什么能賺取更高的預(yù)期收益。進(jìn)一步的,Lee等(1991)用DSSW模型來解釋封閉式基金的折價之謎,其研究發(fā)現(xiàn),封閉式基金可以預(yù)測小公司的股票未來收益以及小公司與大公司股票組合的收益差。越來越多的金融異象和實證結(jié)果證明完全有效的證券市場是不存在的(Glodbaum,2005)。Baker和Wurgler(2006)選取了封閉式基金折價率、換手率、IPO數(shù)量和IPO首日收益率、新發(fā)股票中普通股數(shù)量、紅利升水共6個指標(biāo)構(gòu)建了BW指數(shù),通過實證發(fā)現(xiàn)投資者情緒對具有高主觀性定價的股票和難以投機(jī)的股票具有較大的影響。Yu和Yuan(2011)通過構(gòu)建BW指數(shù)用RW、MIDAS、GARCH和GJR-GARCH模型對美國股市進(jìn)行了分析,其結(jié)果發(fā)現(xiàn)在低情緒時期中投資者對市場的影響小于投資者在高情緒時期的影響。國內(nèi)對于投資者情緒和股市之間關(guān)系的研究較晚一些,其較多的集中在實證研究方面。張俊喜,張華(2002)較早的對國內(nèi)封閉式基金“折價之謎”,進(jìn)行了探討,其結(jié)論認(rèn)為投資者情緒在很大程度上導(dǎo)致和影響了封閉式基金的折價。王美今和孫建軍(2004)以有限理性為前提的行為經(jīng)濟(jì)學(xué)的研究方式,用央視看盤指數(shù)作為投資者情緒的代理變量對中國股市的收益和投資者情緒的關(guān)系進(jìn)行了研究,其結(jié)果發(fā)現(xiàn)投資者情緒不僅能顯著地影響滬市和深市的收益,而且投資者情緒能夠顯著地反向修正滬深股市的收益波動。這種方式為中國研究投資者情緒提供了一種很好的思路。劉賽紅(2006)認(rèn)為中國證券市場在運行機(jī)制、交易者素質(zhì)等方面的不完善增加了市場上的噪聲,投資者的情緒對市場的影響更加深遠(yuǎn)。文鳳華等(2011)通過開戶比例和股市收益率的日數(shù)據(jù)和周數(shù)據(jù)建立投資者情緒指數(shù),其研究發(fā)現(xiàn)開戶比例的波動是滬深300指數(shù)、上證指數(shù)、深A(yù)指數(shù)收益率變動的Granger原因,而反過來要依據(jù)期限不同而定。三、構(gòu)建綜合的投資者情緒指標(biāo)本文選用封閉式基金折價率、新增開戶數(shù)、消費者信心指數(shù)和換手率來構(gòu)建綜合的投資者情緒指標(biāo)。由于數(shù)據(jù)的可得性以及數(shù)據(jù)的完整性的限制,選取數(shù)據(jù)的樣本期為2003年1月到2011年10月,總共包含106個月度數(shù)據(jù)。1.投資者情緒封閉式基金的折價率反映了封閉式基金份額凈值和單位市價之差與基金份額凈值的比率。伍燕然和韓立巖(2007)認(rèn)為由于國內(nèi)的封閉式基金大都由個體投資者持有,所以該指標(biāo)可以有反映投資者情緒。本文采取市值加權(quán)的方式進(jìn)行計算。其中tP表示封閉式基金在t時期的市價,NAVt表示封閉式基金在t時期的單位凈值。2.投資需求增加新增開戶數(shù)體現(xiàn)了市場上投資者投投資的活躍程度,當(dāng)投資者處于樂觀或高漲期時,投機(jī)需求會使得投資者踴躍參與股市交易,使得開戶數(shù)激增。當(dāng)投資者處于悲觀或低落時期的時候,投資者的投資和投機(jī)需求降低,使得投資者的入市和交易量降低。3.市場信心檢驗消費者信心指數(shù)反映了消費者對經(jīng)濟(jì)環(huán)境的信心強(qiáng)弱程度以及對經(jīng)濟(jì)的看法以及購買意向。薛斐(2005),易志高和茅寧(2009)認(rèn)為消費者信心指數(shù)不僅可以作為度量投資者情緒的指標(biāo),而且對中國股市具有很好的預(yù)測能力。為了方便計算,消費者信心指數(shù)采取漲跌率的方式來替代原指數(shù)。4.投資者對于證券的關(guān)注度較低,其交易總結(jié)換手率表示某時期內(nèi)成交量與流通股總值的比率。換手率的高低代表著股票的活躍程度的高低,交易活躍說明投資者對于此股票的投資積極性;反之,則表明投資者對此股票的關(guān)注度較低。在這里換手率采取市值加權(quán)的方式計算。其中TURNi,t表示第i只股票在t時期的交易量,iw,t表示股票i在t時期的權(quán)重。四、示范分析1.主成分的數(shù)量分析由于不同指標(biāo)對投資者情緒的放映可能存在著“提前”和“滯后”的關(guān)系(Lowery和Schwert,2002;Baker和Wurlger,2006)。所以在實證分析的時候我們就有4個原始變量和相應(yīng)的滯后1階變量。這樣本文構(gòu)建投資者情緒指標(biāo)的變量共8個,每個變量包含105個觀測值。首先對這8個變量進(jìn)行主成分分析,確定其主成分的數(shù)量。在進(jìn)行主成分分析之前我們先把數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。在確定主成分的數(shù)量時應(yīng)該保證抽取方差的累計比例不小于85%。從SPSS的分析結(jié)果可知,抽取的主成分為5個,且5主成分累計方差貢獻(xiàn)率高達(dá)94.247%,這樣丟失的信息較少效果較好(見表1)。計算出5個主成分的總得分可以得出原始的投資情緒指數(shù)ISIt,然后把求出的ISIt與原始的變量進(jìn)行相關(guān)系數(shù)檢驗,從中找出和ISIt相關(guān)系數(shù)中找出相關(guān)程度較高的一個作為建立最終投資者情緒指數(shù)FISIt的變量。如下表所示最終確定CEFDt、TURNt、NOAt-1和CCIt-1為構(gòu)建FISIt的變量。為了求的最終的投資者情緒指數(shù),需要進(jìn)行第二次主成分分析。為了與上文的分析結(jié)果保持一致,第二次主成分分析也要要保證抽取的累計方差貢獻(xiàn)度不低于85%。結(jié)果如表3所示,抽取的主城分?jǐn)?shù)為3,累計方差比為85.367%,具有較好的解釋能力。因此可得出投資者情緒指數(shù)的表達(dá)式為:2.granger因果檢驗Granger(1969)提出的格蘭杰因果檢驗是用來測量兩組時間序列之間是否存在統(tǒng)計意義上的因果關(guān)系。為了確定在非線性分析中變量所要采取的形式,要先用ADF檢驗對各變量的平穩(wěn)性進(jìn)行分析,以確定投資者情緒指數(shù)與A股指數(shù)是否是平穩(wěn)的時間序列。從表4的檢驗結(jié)果可以看出在95%的置信水平下FISIt存在一階單位根,而滬A、深證成指以及滬深300指數(shù)均不存在單位根。因為投資者情緒指數(shù)FISIt存在著一階單位根,因此要把FISIt進(jìn)行一階差分,差分過之后再進(jìn)行Granger因果檢驗,其檢驗的結(jié)果如表5所示。從表5的結(jié)果中可以看出,在95%的置信水平下FISIt不是HA和SA的格蘭杰原因均拒絕原假設(shè);而在90%的置信水平下ISI不是HA、SA和HS300的格蘭杰原因均拒絕原假設(shè)。因此可以說在90%的置信水平下投資者情緒指數(shù)是A股市場指數(shù)變動的格蘭杰原因,而A股市場指數(shù)的變動則不是引起投資者情緒指數(shù)變動的原因。傳統(tǒng)的Granger因果檢驗是在模型參數(shù)固定不變的線性框架下對變量之間的關(guān)系進(jìn)行檢驗,考察的是變量之間的線性因果關(guān)系,而當(dāng)時間序列呈現(xiàn)非線性的動態(tài)變化趨勢時,將無法正確地識別出變量之間是否存在著非線性的因果關(guān)系,而且更重要的是當(dāng)我們忽略變量之間可能存在的非線性關(guān)系時,采用傳統(tǒng)的Granger因果檢驗方法對其相互間的影響關(guān)系進(jìn)行檢驗可能導(dǎo)致結(jié)論出現(xiàn)顯著偏差。下面用Diks和Panchenko(2006)提出的非參數(shù)的非線性格蘭杰因果檢驗來驗證投資者情緒指數(shù)與A股市場指數(shù)之間是否存在著非線性的格蘭杰因果關(guān)系。在此之前要先確定投資者情緒指數(shù)與A股市場指數(shù)之間是否存在著非線性的關(guān)系,為了保證檢驗的穩(wěn)健性文中選取BDS(Brocketal,1996)和RESET(Ramsey,1969)兩種方法作為非線性檢驗的工具。通過最優(yōu)的VAR模型對投資者情緒指數(shù)與A股指數(shù)之間的相互關(guān)系進(jìn)行估計,以過濾掉相互之間的線性關(guān)系,隨后分別對殘差序列進(jìn)行非線性檢驗。結(jié)果如表6所示。從表6的BDS和RESET檢驗結(jié)果可以看出,檢驗統(tǒng)計量均顯著拒絕原假設(shè),由此可以判斷在各種因素的影響下中國的投資者情緒指數(shù)與A股市場指數(shù)之間存在著顯著的非線性關(guān)系。下面我們將考察基于VAR線性過濾的投資者情緒指數(shù)與A股市場指數(shù)之間的非線性格蘭杰因果關(guān)系,并把他們基于共同的階數(shù)。從表7的統(tǒng)計結(jié)果中可以看出在基于VAR過濾之后的投資者情緒指數(shù)和A股市場指數(shù)HA、SA和HS300之間存在著顯著的雙向Granger因果關(guān)系。因此在非線性的傳遞中,投資者情緒對A股市場指數(shù)產(chǎn)生了顯著的影響,換句話說,投資者情緒會影響到資產(chǎn)的價格和波動。同樣的,A股市場指數(shù)的變動也影響著投資者情緒,也就