投資者情緒對股票收益非對稱影響的實證研究-

1、 投資者情緒對股票收益非對稱影響的實證研究*薛文駿王大中倪中新摘要:本文基于我國上市企業(yè)數(shù)據(jù),通過面板門限回歸模型實證分析投資者情緒對我國股票收益率的非對稱影響。實證結(jié)果表明,相比積極的投資者情緒,消極的投資者情緒對于股票收益率作用更大。此外,市場狀態(tài)和企業(yè)規(guī)模等與投資者情緒的非對稱性存在相關(guān)關(guān)系。關(guān)鍵詞:投資者情緒非對稱影響作用面板門限回歸模型中圖分類號:F832文獻標識碼:A文章編號:10091246(201406006406在近20年中,我國和國外股票市場經(jīng)歷了數(shù)次大漲大跌,給投資者以非常大的沖擊。從歷次股票市場大跌中,不難發(fā)現(xiàn)國內(nèi)外股票市場存在兩大特征。首先,上述股市的急劇暴跌很難歸因

2、于經(jīng)濟基本面出現(xiàn)嚴重的衰退;同時,相比于股票市場上漲經(jīng)歷的時間,股市大跌所經(jīng)歷的時間往往要短許多。對于股票市場頻現(xiàn)的暴漲暴跌以及其漲跌程度的非對稱,許多學者對Fama等(1973,1992提出的有效市場假說和資產(chǎn)定價模型產(chǎn)生了懷疑,其主要涉及兩個方面,一是探究投資者情緒是否是影響股票價格的重要原因,De Long等(1990、Baker等(2006學者認為股票價格是由其理性的內(nèi)在價值和非理性的噪音風險共同決定的,投資者情緒是影響股票收益率的一個重要變量。第二個方面是考慮傳統(tǒng)的線性資產(chǎn)定價模型是否可以合理刻畫出投資者對于股票價格變動的影響作用,如McMillian等(2002和Ding等(200

3、4認為傳統(tǒng)的線性資產(chǎn)定價模型很難充分刻畫出投資者對于股票價格變動的非線性影響,而投資者情緒的擾動是股票收益率非線性特征的一個重要原因。因此,本文通過構(gòu)建投資者情緒指標,檢驗投資者情緒對股票收益率的影響,并使用門限模型實證分析投資者情緒的影響是否存在非對稱性。二、文獻回顧對于投資者情緒的概念,Brown等(2004認為投資者情緒源于投資者持有與股票價值、風險無關(guān)的主觀信念而對股票未來價格產(chǎn)生錯誤的預(yù)期,最終導(dǎo)致投資者對于股票市場出現(xiàn)過分樂觀和悲觀。Mehra等(2002構(gòu)建了投資者情緒的股票價格模型,認為投資者情緒對股票市場有系統(tǒng)性影響。在此基礎(chǔ)上,一些46*本文獲得國家自然科學基金青年項目(編

4、號:71001061、上海市“浦江人才”計劃項目(編號:10PJC050和上海市教委科研創(chuàng)新重點項目(編號:13ZS063資助。 學者通過使用線性模型對投資者情緒對于股票價格影響進行了實證分析。Brown等(2005通過賬面市值比來進行分組研究,發(fā)現(xiàn)規(guī)模小、“年輕的”和有著較大賬面市值比的股票容易受到投資者情緒的影響從而產(chǎn)生錯誤定價。與之類似,Baker等(2006研究了1963年至2001年的美國股票市場,實證發(fā)現(xiàn)那些規(guī)模小、成立時間短、虧損、不分紅的公司股票往往更易受到情緒影響,而成立時間久、業(yè)績良好、穩(wěn)定付息的公司股票,受情緒影響較少。Chen等(2013使用面板數(shù)據(jù)門限模型研究投資者情

5、緒對于股票收益率的非對稱影響作用,他們發(fā)現(xiàn)情緒在樂觀和悲觀兩種狀態(tài)下的影響程度是不對稱的。在國內(nèi),黃德龍等(2009利用主成分分析構(gòu)建中國證券市場投資者情緒指數(shù)并通過EGACH模型實證發(fā)現(xiàn),投資者情緒處于上升周期中對股票收益有正向影響,投資者情緒處于下降周期中對股票收益有負向影響。同時,他們也發(fā)現(xiàn)小盤股、低價股和虧損股的收益序列更易于受到投資者情緒波動影響。蔣玉梅等(2010研究了投資者情緒對股票收益的總體效應(yīng)與橫截面效應(yīng),發(fā)現(xiàn)投資者情緒與短期市場收益存在正相關(guān)關(guān)系,那些具有較低股息率、市凈率、波動率和較高資產(chǎn)負債率的企業(yè)更容易受到投資者情緒的影響,同時也可以發(fā)現(xiàn)在投資者樂觀時,該類股票存在超

6、額收益,情緒悲觀時則相反。上述研究的共同點是使用線性模型來檢驗投資者情緒對股票收益率的效應(yīng),與之不同的是,本文重點考察投資者情緒的非對稱影響作用。通過固定效應(yīng)面板門限模型,來對投資者情緒等變量進行切分,在充分考慮上市企業(yè)異質(zhì)性特征的前提下,提高了估計的有效性。三、數(shù)據(jù)來源和模型設(shè)定(一數(shù)據(jù)來源及變量選擇為了研究投資者情緒對于股票收益率的非對稱影響,我們選擇FamaMacBeth回歸中的賬面市值比、市值、投資組合系數(shù)(Fama 等1992、宏觀經(jīng)濟信息中的CPI和存款準備金率作為投資者情緒的控制變量建立模型進行回歸。在投資者情緒指標的構(gòu)建方面,考慮到本文使用上市企業(yè)個股收益率作為解釋變量,所以我

7、們通過因子分析把個股的情緒指標(個股換手率和大盤情緒指標(新增開戶數(shù)合成投資者情緒指標進行分析,這主要由于換手率所反映的流動性可以體現(xiàn)出投資者的樂觀程度,而開戶數(shù)則是反應(yīng)投資者入市的熱情。其中,我們所使用的股票換手率是單只股票的季度換手率,計算公式為:換手率=一個季度內(nèi)的成交量/流通總股數(shù)100%。我們使用上證綜指月度換手率和新增開戶數(shù)通過因子分析構(gòu)造出我國股市2005年至2011年投資者情緒指標。在圖1中,可以發(fā)現(xiàn)我國投資者情緒指標和股票收益率有一定正向關(guān)聯(lián),其相關(guān)系數(shù)為036。同時,投資者情緒指標呈現(xiàn)出較為明顯的不對稱特征,投資者情緒指標在大多數(shù)時間段中低于其均值 。圖1投資者情緒和股票收

8、益率在使用投資者情緒對股票收益率進行建模的過程中,我們對數(shù)據(jù)進行了如下的處理。首先,由于上市公司每個季度的財務(wù)信息一般在其對應(yīng)時間推后一個季度(三個月向公眾公布,考慮到財務(wù)信息轉(zhuǎn)播的有效性,我們將企業(yè)財務(wù)信息滯后一個季度處理,這樣可56 以使得財務(wù)數(shù)據(jù)和股票收益率時間進行有效匹配。此外,對于股票收益率,公司可能有送股和配股的可能,我們這里使用復(fù)權(quán)之后股票價格計算收益率。在宏觀經(jīng)濟信息中,我們使用CPI和存款準備金率作為宏觀控制變量進行分析。由于CPI和存款準備金都是月度的數(shù)據(jù),而股票收益率是以季度為統(tǒng)計單位,所以我們使用每個季度中間月份對應(yīng)的數(shù)值與季度股票收益率對應(yīng)起來。在上市企業(yè)數(shù)據(jù)方面,我

9、們根據(jù)中國證券監(jiān)管局行業(yè)分類標準的12個行業(yè)中,對每一個行業(yè)通過隨機抽樣的方法進行選擇,總共挑選出170家上市企業(yè),數(shù)據(jù)時間跨度是從2005年3月1日至2011年6月30日。樣本容量一共是4056個,樣本包含深圳證券市場和上海證券市場的股票數(shù)據(jù)。(二模型設(shè)定固定效應(yīng)門限模型固定效應(yīng)門限回歸模型(Hansen1999的主要思路是通過計算變量的門限值而將模型中的某些變量的觀察值分成若干“區(qū)制”(e-gime進行回歸,體現(xiàn)出模型中解釋變量的非線性效應(yīng),固定效應(yīng)門限模型的基本表達式如下所示:y it =ui+'1xitI(qit+'2x it I(q it+e it(1其中,I(

10、83;為指示函數(shù),q it為模型的門限變量,為門限值,根據(jù)門限值,模型觀測值可以分為兩個不同的區(qū)制。為了對估計系數(shù)進行識別,我們假定q it和x it都是時變的(Time Variant,模型的誤差項服從獨立同分布并以0為均值,為方差。為了消除模型的個體效應(yīng),我們使用組內(nèi)估計量(Within Estimator進行估計,式(1可寫成矩陣形式:y* it ='x*it(+e*it(2其中,=('1'2,y*it=y ity,x*it(=x it (xi(和e*it=eite。模型的最優(yōu)門限估計值可以通過下式估計,=arg minrS1(3其中,S1(=e*('e*

11、(,為了檢驗?zāi)Ｐ褪欠翊嬖陂T限效應(yīng),我們使用Hansen提出的似然比檢驗(Likelihoodatio Test并通過自助法(Bootstrap確定近似分布的臨界值。對于系數(shù)的估計,本文采用可行廣義最小二乘法(Feasible Generalized Least Squares,該方法放松了對每一組觀測值中誤差協(xié)方差的約束,使得當面板數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)出現(xiàn)異方差和序列相關(guān)時,估計也較為穩(wěn)健(Wooldridge2002。四、實證分析(一門限效應(yīng)的檢驗和統(tǒng)計描述首先使用門限似然比統(tǒng)計量分別檢驗投資者情緒、股票收益率、企業(yè)市值和賬面市值比是否具有門限效應(yīng),從表1中,可以發(fā)現(xiàn)在10%的置信水平上,門限統(tǒng)計量拒絕

12、2005年至2011年投資者情緒、股票收益率和市值不存在門限效應(yīng)的原假設(shè),說明上述這些變量至少存在一個門限,但是無法拒絕賬面市值比不存在門限的原假設(shè)。而且,無論整個樣本期20052011年,還是分組的20052008年和20092011年,門限檢驗在10%的置信水平上可以得出類似的結(jié)果,該檢驗支持使用門限模型。表1模型門限效應(yīng)的檢驗2005年至2011年2005年至2008年2009年至2011年檢驗單個門限似然比統(tǒng)計量值似然比統(tǒng)計量值似然比統(tǒng)計量值投資者情緒40140*52600*7481*股票收益率122080*60610*8301*市值21700*20358*50193*賬面市值比431

13、3188113728*注:“*”和“*”分別表示變量在5%和10%的置信水平下顯著66 表2模型估計的門限值和比重變量2005年至2011年2005年至2008年2009年至2011年門限值比重門限值比重門限值比重投資者情緒01246312%21569427%13879308%01243688%2156573%1387692%股票收益率04988942%04747937%05069212%04981058%04742063%0506788%市值232978612%215374103%218822333%232971388%215375897%218827667%首先用門限模型計算出門限值,并進

14、行區(qū)制的切分,由于本文僅考察單個門限值,因此三個變量均被切分為兩個區(qū)制,表2是門限的描述性統(tǒng)計。從表2中可以發(fā)現(xiàn),投資者情緒的門限值為0124,大于/小于門限值即被定義為積極/消極的投資者情緒,所占樣本的比重為3688%和6312%;股票收益率的門限值為0498,較低收益率和較高收益率所占樣本比重為8942%和1058%;企業(yè)市值的門限值為23297,較低企業(yè)市值和較高企業(yè)市值所占樣本比重為8612%和1388%。同時,在表2中可以發(fā)現(xiàn),若對變量進行分組, 20052008年和20092011年兩個階段的相應(yīng)門限值和樣本的比重,均有所不同。(二投資者非對稱效應(yīng)及其原因的分析接下來,我們使用固定

15、效應(yīng)面板門限模型分析積極和消極情緒、企業(yè)特征及股票市場的牛熊市狀態(tài)對于投資者情緒股票收益率關(guān)系的影響。模型如下所示:模型1:r it =+1SEit*I(SEit+2SE it*I(SE it+1MC it+2BM it+3Betit+4CPI t+5Dt+it 模型2:r it =+1SEit*I(rit+2SE it*I(r it+1MC it+2BMit+3Betit+4CPIt+5Dt+it 模型3:r it =+1SEit*I(MCit+2SE it*I(MC it+1MC it+2BM it+3Betit+4CPI t+5Dt+it 其中,r為股票收益率,SE為投資者情緒,MC,B

16、M和Bet分別為市值、賬面市值比和風險系數(shù)。CPI和D分別為物價指數(shù)和存款準備金率。為門限值。從表3中,可以發(fā)現(xiàn)在20052011年中,企業(yè)市值、賬面市值比和Beta系數(shù)對于股票收益率有著正向的影響作用,而CPI和存款準備金率對于股票收益率有負向的影響作用。在此基礎(chǔ)上,我們將投資者情緒分為積極的和消極的情緒,來進行分別回歸。實證結(jié)果顯示,兩類投資者情緒對于股票收益率的都有正向影響作用并且有顯著的差異,影響系數(shù)分別為0060和0156,說明投資者情緒確實是影響股票收益率的一個重要因素,同時也體現(xiàn)出消極的投資者情緒對于股票收益率有更大的影響作用,這與Ding等(2004和Zhang等(2009的觀

17、點有所不同。我們認為投資者的不良情緒更容易在投資者群體蔓延,導(dǎo)致當市場中出現(xiàn)消極情緒時,投資者更容易出現(xiàn)羊群行為,導(dǎo)致股票收益率下跌。而相比之下,積極的投資者情緒則是會由于投資者的觀望、猶豫使得其對于股票收益率的影響較小,這也可以解釋我國股票市場緩慢上漲而迅速暴跌的特征。同時,在2005年至2008年和2009年至2011年我國股票市場的2次大幅度漲跌中,也可以得出積極的投資者情緒影響較小而消極的投資者情緒影響較大的結(jié)論。表3投資者情緒面板門限回歸的估計結(jié)果2005年至2011年2005年至2008年2009年至2011年估計值P值估計值P值估計值P值市值0245000002820000070

18、60000賬面市值比067000000524000019120000 Beta005500020046009001230000CPI003500000092000000110000存款準備金率002900000007000000350000投資者情緒*I(投資者情緒006000000038000000660000投資者情緒*I(投資者情緒015600000122000000600000門限值所處的行業(yè)和時間房地產(chǎn)業(yè)201024批發(fā)和零售貿(mào)易業(yè)200787制造業(yè)20092476 表4股票收益率面板門限回歸的估計結(jié)果2005年至2011年2005年至2008年2009年至2011年估計值P值估計值

19、P值估計值P值市值024800000308000006840000賬面市值比066400000544000018210000 Beta004900060028032301630000CPI003700000083000000120000存款準備金率002100000006000000350000投資者情緒*I(股票收益率022500000178000002030000投資者情緒*I(股票收益率003800000029000000330000門限值所處的行業(yè)和時間電力等供應(yīng)業(yè)200924制造業(yè)200658綜合類200924從表4中,可以發(fā)現(xiàn)企業(yè)市值、賬面市值比和Beta系數(shù)對于股票收益率有正向影

20、響,而CPI和存款準備金率對于股票收益率有負向影響。由于投資者情緒可能會受到市場繁榮程度的影響而對股票收益率產(chǎn)生非對稱的影響作用,所以我們將股票收益率作為門限值分成兩個區(qū)制進行分析。結(jié)果顯示,當股票市場出現(xiàn)大幅度上漲時,投資者情緒對于股票收益率的影響要遠大于股票市場低迷時,其影響作用分別為0225和0038。類似的,在2005年至2008年和2009年至2011年中的股票市場兩次大幅度上漲時,投資者情緒對于股票收益率的影響也非常大,其影響作用分別為0178和0203。而在股票市場低迷時,投資者情緒對收益率的影響作用為0029和0033。這說明了我國股市出現(xiàn)暴漲過程中,投資者更容易出現(xiàn)非理性行為

21、、給予股票錯誤的定價并產(chǎn)生股市泡沫;當股市低迷和盤整時,投資者情緒對股票定價的偏差相對較小、股票價格處于正常水平。這體現(xiàn)出了投資者情緒會受到股票市場繁榮程度的影響而產(chǎn)生非對稱的影響作用。表5企業(yè)市值面板門限回歸的估計結(jié)果2005年至2011年2005年至2008年2009年至2011年估計值P值估計值P值估計值P值市值025800000316000006840000賬面市值比069900000559000018210000 Beta005200030038015101630000CPI003600000085000000120000存款準備金率002400000009000000350000投

22、資者情緒*I(市值010100000057000002030000投資者情緒*I(市值007500000079000000330000門限值所處的行業(yè)和時間制造業(yè)200854綜合類200558制造業(yè)200984從表5中,可以發(fā)現(xiàn)市值、賬面市值比、Beta系數(shù)、CPI和存款準備金率對股票收益率的影響作用同投資者情緒和股票收益率門限回歸的估計結(jié)果類似。我們將企業(yè)市值作為門限值分成兩個區(qū)制并對投資者情緒進行回歸分析,實證結(jié)果表明,在2005年至2011年,投資者情緒對于對小市值企業(yè)和大市值企業(yè)股票收益率的影響作用為0101和0075,體現(xiàn)出相比規(guī)模小的企業(yè),投資者情緒對于規(guī)模大的企業(yè)有更大的影響作用

23、。這與Brown等(2005和Baker等(2006的觀點不同。我們認為,在我國投資者容易受到企業(yè)市值的影響,這是由于我國市值較大的企業(yè)基本屬于國有企業(yè)并且具有較高的經(jīng)濟地位,這使得投資者盲目投資并持有這些“大盤股”導(dǎo)致股票價格大幅度地偏離其投資價值,比如我們熟知的中國船舶、貴州茅臺和中國石化等。在2005年至2008年和2009年至2011年,也可以發(fā)現(xiàn)投資者情緒對股票收益率的影響受到了企業(yè)市值大小的影響從而產(chǎn)生了非對稱的影響效果。五、相關(guān)結(jié)論和建議上述實證研究表明,在我國股票市場上,投資者情緒對于股票收益率存在顯著性的影響,而且這種影響作用是非對稱的。相比積極的投資者情緒,消極的投資者情緒

24、對于股票收益率的影響更大。而且對于不同的市場繁榮程度和企業(yè)規(guī)模,投資者情緒的非對稱性依舊存在。在股市繁榮時,投資者情緒的影響遠大于股市低迷時,同時投資者情緒更容易影響市86值較大的企業(yè)從而對收益率產(chǎn)生較大的影響 。 通過上述研究， 我們認為投資者情緒是導(dǎo) 致股票出現(xiàn)錯誤定價的原因并會削弱股票市 場實現(xiàn)資源配置的功能。因此， 我國市場監(jiān)管 機構(gòu)要充分重視投資者情緒并理解我國股票 注： 市場的非理性繁榮和暴漲暴跌背后的復(fù)雜原 因， 跟蹤關(guān)注一些能夠反映投資者情緒變化的 指標、 從市場交易信息中發(fā)掘情緒的變化， 以 便施行更好穩(wěn)定市場的措施， 以確保我國資本 市場健康平穩(wěn)發(fā)展。 在因子分析中， 我們采用的抽取方法是主成分法 、 旋轉(zhuǎn)方法為最大方差法 。 由于金融、 保險業(yè)的會計準則和企業(yè)財務(wù)特征和普通企業(yè)有較大的差異 ， 所以本文不考慮這兩個行業(yè) 。 在本文中， 經(jīng)過似然比檢驗表明模型存在一個門限 ， 所以這里介紹存在單一門限的固定效應(yīng)的門限回歸 模型。 其主要通過兩個步驟進行 ， 首先通過固定效應(yīng)模型回歸求出 u 之后再利用求出的殘差 u it ， it 估計出誤差協(xié) = I n ， = 方差陣 V 其中， n T u it u it