阮錦鑫

[摘要]行為金融學(xué)認(rèn)為投資者是非理性的，投資者的情緒極易造成股票市場(chǎng)的大幅波動(dòng)，文章通過(guò)構(gòu)造投資者情緒指標(biāo)體系來(lái)研究投資者情緒對(duì)我國(guó)股票市場(chǎng)的影響。

[關(guān)鍵詞]投資者情緒指標(biāo)體系；股票市場(chǎng)；行為金融學(xué)

1研究背景及意義

股票市場(chǎng)為經(jīng)濟(jì)生活提供一種獨(dú)特的融資、資源配置、調(diào)控、反映和導(dǎo)向機(jī)制。中國(guó)股票市場(chǎng)作為國(guó)民經(jīng)濟(jì)的重要組成部分和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要推動(dòng)器，在資本市場(chǎng)上發(fā)揮著至關(guān)重要的作用。

投資者情緒理論主要基于以下兩個(gè)假設(shè)：一是市場(chǎng)是非有效的；二是投資者是不完全理性的。對(duì)于像中國(guó)股市這樣不成熟的資本市場(chǎng)實(shí)際狀況而言，用投資者情緒理論更能客觀準(zhǔn)確地發(fā)現(xiàn)影響股票價(jià)格的深層次原因，為投資決策的實(shí)際操作提供理論支持。

2文獻(xiàn)綜述和心理學(xué)證據(jù)

Andreassen（1990）發(fā)現(xiàn)，在向人們展示真實(shí)的股票價(jià)格序列后，讓他們?cè)谀M的市場(chǎng)中進(jìn)行交易，當(dāng)價(jià)格表現(xiàn)出一定趨勢(shì)時(shí)，他們傾向于用過(guò)去的價(jià)格變化來(lái)進(jìn)行交易；Koutmos（1997）對(duì)六個(gè)主要工業(yè)化國(guó)家的股票市場(chǎng)進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)對(duì)于短期股票收益來(lái)說(shuō)，反饋交易是影響股票收益的一個(gè)重要因素；Toshiaki（2002）對(duì)日本股票市場(chǎng)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)的結(jié)果也證明了反饋交易是造成股價(jià)波動(dòng)的重要因素反饋交易并不限于非理性投資者，理性投資者也會(huì)表現(xiàn)出反饋交易的特征；趙鸝舉和劉玉敏（2009）構(gòu)建了一個(gè)包括反饋交易者和理性投機(jī)者的模型，發(fā)現(xiàn)反饋交易行為能造成收益的自相關(guān)和尖峰厚尾的特征。

3實(shí)證分析

本文的變量包括投資者新增賬戶數(shù)、市盈率、換手率、消費(fèi)者信心指數(shù)、上證指數(shù)收益率，均為月度數(shù)據(jù)。選取的樣本期間為2006年1月至2013年10月。收益的計(jì)算是根據(jù)價(jià)格的自然對(duì)數(shù)的一階差分。

根據(jù)相關(guān)系數(shù)，我們可以發(fā)現(xiàn)開(kāi)戶數(shù)與市盈率之間的相關(guān)性最強(qiáng)，達(dá)到0.787。其次是市盈率與換手率，相關(guān)系數(shù)為0.745。相關(guān)性最弱的是新開(kāi)戶數(shù)和消費(fèi)者信心指數(shù)，但是其數(shù)值也達(dá)到 0.432。由此我們得出結(jié)論，變量間存在著密切的正向關(guān)系，這符合一般經(jīng)濟(jì)理論。

本文通過(guò)建立合適的ARIMA 模型對(duì)投資者情緒進(jìn)行探討。對(duì)于時(shí)間序列，在利用Eviews 6.0 對(duì)投資者情緒進(jìn)行建模前需要平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本文選擇常用的 ADF 檢驗(yàn)。ADF 統(tǒng)計(jì)值為-3.36<-3.16，可以說(shuō)在 10%的置信水平上，投資者情緒序列是平穩(wěn)序列，可以進(jìn)行 ARMA（p，q）建模。

通過(guò)對(duì)投資者情緒序列的自相關(guān)系數(shù)與偏自相關(guān)系數(shù)的分析，我們發(fā)現(xiàn)ACF表現(xiàn)為拖尾，PACF 表現(xiàn)為截尾，所以模型選擇為第一種。偏自相關(guān)系數(shù)為 5 階內(nèi)具有顯著性，所以暫定 p=5，則模型可以初始表述為：

為進(jìn)一步確認(rèn)是否存在條件異方差，我們借助 Eviews 6.0實(shí)行SW-LM 檢驗(yàn)，結(jié)果表明在滯后1階時(shí)，LM檢驗(yàn)的概率是0.039，在5%的水平上顯著，即殘差存在SW效應(yīng)。滯后5階、15階甚至20階時(shí)，在1%的置信水平上LM檢驗(yàn)結(jié)果顯著，表明殘差存在著高階聚集性和異方差性，因此我們接下來(lái)將采用GSW模型。

對(duì)投資者情緒的自回歸模型采用GSW估計(jì)方法后，模型為：

從統(tǒng)計(jì)數(shù)值上看，當(dāng)期投資者情緒主要受到前三期投資者情緒的影響，且前一期和前三期對(duì)當(dāng)期投資者情緒的影響是正向的，滯后二期的投資者情緒與當(dāng)期投資者情緒的變動(dòng)是反向的。從影響力度上看，滯后一期的投資者情緒對(duì)當(dāng)期的投資者情緒的影響最大，表現(xiàn)為滯后一期的投資者情緒變動(dòng)一個(gè)單位，當(dāng)期的投資者情緒同向變動(dòng)1.44個(gè)單位。滯后二期的投資者情緒變動(dòng)一個(gè)單位，當(dāng)期投資者情緒反向變動(dòng)0.92個(gè)單位。影響力最小的是滯后三期的投資者情緒，表現(xiàn)為滯后三期的投資者情緒變動(dòng)一個(gè)單位，當(dāng)期投資者情緒正向變動(dòng)0.47個(gè)單位。投資者在作出投資決策時(shí)總是會(huì)受到最近的一次情緒的影響，發(fā)生時(shí)間越久的事件對(duì)投資者的影響也越小。

實(shí)證結(jié)果：在SW模型中，非對(duì)稱效應(yīng)項(xiàng)的系數(shù)-0.65顯著不等于0，說(shuō)明我國(guó)的投資者情緒存在非對(duì)稱效應(yīng)，由于-0.65<0，說(shuō)明好消息與壞消息帶來(lái)的沖擊不等。當(dāng)好消息出現(xiàn)時(shí)，dt-1=0，所以一個(gè)沖擊會(huì)給投資者情緒帶來(lái)0.289的沖擊；而出現(xiàn)壞消息時(shí)，dt-1=1，壞消息帶來(lái)0.289-0.65=-0.361的沖擊，因此我國(guó)投資者情緒波動(dòng)存在著非對(duì)稱效應(yīng)?？紤]到上海證券交易所的規(guī)模和影響力，以上證綜合指數(shù)收益率代表我國(guó)證券市場(chǎng)的股價(jià)變動(dòng)。在條件方差方程中，表示非對(duì)稱效應(yīng)的系數(shù)為-0.328，p值為0.0818，在10%的置信水平上顯著，因此投資者情緒對(duì)上證綜指收益率存在杠桿效應(yīng)，不同的投資者情緒對(duì)上證綜指收益率的影響是存在差異的。

4政策建議

實(shí)證結(jié)果表明，投資者情緒對(duì)我國(guó)股價(jià)具有長(zhǎng)期的復(fù)雜的關(guān)系，投資者情緒對(duì)股價(jià)的影響力呈現(xiàn)上升趨勢(shì)。我國(guó)投資者整體投資素質(zhì)不高，風(fēng)險(xiǎn)意識(shí)不強(qiáng)，跟風(fēng)和過(guò)度投機(jī)等非理性表現(xiàn)較為突出，投資者情緒的作用不容忽視。針對(duì)本文實(shí)證得到的結(jié)論，主要從投資者和管理部門兩個(gè)角度提出了一些建議。

投資者打算長(zhǎng)期持有證券等金融產(chǎn)品，其追求的是穩(wěn)定的分紅而不是資產(chǎn)價(jià)格的劇烈波動(dòng)，與之密切相關(guān)的是公司的基本面信息。只要公司的基本面良好，長(zhǎng)期投資者就應(yīng)堅(jiān)定持有該證券產(chǎn)品，不應(yīng)該過(guò)多的受到市場(chǎng)情緒的干預(yù)。投資者情緒作為持續(xù)影響證券市場(chǎng)價(jià)格的一個(gè)重要因素應(yīng)該得到足夠的關(guān)注。

管理部門應(yīng)該正視我國(guó)證券市場(chǎng)發(fā)育程度不足的事實(shí)，重視投資者情緒在整個(gè)證券市場(chǎng)的重要性，通過(guò)積極的監(jiān)管行為，有效的引導(dǎo)投資者情緒，避免其不理性變動(dòng)帶來(lái)的后果。根據(jù)本文的分析結(jié)果，壞情緒對(duì)股市帶來(lái)的沖擊更具有破壞性，這一點(diǎn)應(yīng)該引起相關(guān)部門的重視。另外，加強(qiáng)對(duì)上市公司的監(jiān)管，執(zhí)行嚴(yán)格的信息披露制度，對(duì)緩解市場(chǎng)的不安焦躁情緒具有重要作用。

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