牛熊市投資者情緒與上證綜指的協整關系研究

摘 要:本文選擇了《股市動態分析》雜志公布的好淡指數作為測度投資者情緒的指標，與現有研究不同的是，將樣本期分成了上升和下降兩個不同階段，利用協整檢驗和基于ECM的格蘭杰因果檢驗方法分析了投資者情緒與上證綜指之間的相互關系。研究表明，在全樣本和下降時期，上證綜指是投資者情緒的單向格蘭杰原因;而在股市上升時期，投資者情緒與上證綜指互為格蘭杰原因。本文的啟示在于，監管當局在引導投資者情緒調控股票市場時，需要立足于股市所處的階段，不同的階段需要有不同的調節手段。

關鍵詞:投資者情緒;上證綜指;協整;格蘭杰因果

中圖分類號:F830.91 文獻標識碼:A 文章編號:1003-5192(2010)05-0053-04

Cointegration Analysis on Relation of Investor Sentiment and

the Composite Index of Shanghai Stock Exchange

YU Quan-hui1，2， MENG Wei-dong1

(1.The College of Economics and Business and Administration， Chongqing University， Chongqing 400030， China; 2.The College of Management， Southwest University of Political Science Law， Chongqing 401120， China)

Abstract:This paper regard the Bull/Bear Index in Stock Market Trend Analysis Weekly as investor sentiment index. Differently， this paper has divided a sample time into two stages between rising and descending time. Moreover， this paper makes an empirical analysis on between investor sentiment and the composite index of Shanghai Stock Exchange using cointegration test and Granger causality based on ECM. The results suggest that there is a unidirectional Granger causality from the composite index of Shanghai Stock Exchange to investor sentiment in whole sample time and descending sample time. However， there is bilateral Granger causality between investor sentiment and the composite index of Shanghai Stock Exchange in rising sample time. This article gives suggestion that regulations department should put emphasis on stage of investor sentiment when controlling the rhythm of stock market.

Key words:investor sentiment; the composite index of Shanghai Stock Exchange; cointegration; Granger causality

1 引言

如何度量投資者情緒以及投資者情緒與證券市場價格之間究竟有什么樣的關系成為了近年來金融研究的熱點問題

[1，2]。行為金融學將投資者帶有偏差的預期稱為投資者情緒(Investor Sentiment)，它反映的是投資者的投資意愿或預期的市場人氣。由于我國證券市場尚不完善、散戶較多，投資者不夠理性，情緒化的表現也較為明顯，從而實務界與理論界都不否認投資者情緒對證券市場有影響。因此，通過實證研究探討投資者情緒與股價指數之間的關系，對于掌握我國證券市場運行特征，合理引導投資者行為是非常有意義的。

2 文獻回顧

研究投資者情緒的關鍵問題是如何對投資者情緒進行度量。從來源來看，度量投資者情緒的指標可分為間接指標和直接指標，其中間接指標往往從股市數據中獲得，直接指標的數據則通過對投資者進行調查獲得。Pontiff[3]等西方學者認為封閉式基金折價變化反映投資者情緒的影響，因而他們用封閉式基金折價的加權平均指數代表投資者情緒。Barker 和Wurgler[4]對基金折價率、市場換手率、新股發行家數、新股上市首日的平均報酬率以及紅利升水指數等5項指標在通過剔除宏觀經濟基本面的影響因素后，用主成份分析方法建立了投資者情緒的綜合指數。而Qiu和Welch[5]認為情緒在金融市場中具有一定的作用，基于問卷調查的情緒指數對于理解金融市場有一定參考意義，而封閉式基金折價可能是對投資者情緒的一個錯誤度量。由此可見，國外文獻對如何測度投資者情緒指標存在分歧，在對投資者情緒與股價指數變化之間關系研究的結論也不一致，更為重要的是沒有文獻對投資者情緒與股價指數變化的互動關系進行研究。

從國內的研究來看，有些學者利用封閉式基金折價現象來分析投資者情緒與股市收益的關系，但對它的解釋至今仍沒有較一致的觀點[6~8]。韓澤縣[9]主要分析了不同情緒指標間的因果關系，而沒有分析情緒指標與上證綜指的因果關系。饒育蕾和張輪[10]用投資者情緒指標BSI(源自央視看盤和中證報機構看市)對股市未來收益率的回歸分析中發現，回歸系數有正有負，不具有固定的規律，而且基本上都不具有統計上的顯著性。程昆和劉仁和[11]選取《股市動態分析》雜志2000年1月1日至2003年10月11日的好淡指數數據，其研究結論是股市收益率非格蘭杰引致中期指數變化率，而中期指數變化率卻能引致股市收益率;股市收益率是短期指數變化率的格蘭杰原因，而短期指數變化率非格蘭杰引致股市收益率。方勇和孫紹榮[12]將證券投資者對后市的預期作為情緒的代理變量，表明我國證券投資者受到市場歷史表現的錨定，存在系統的啟發式偏差，從而不能根據新信息做出理性的預期。

從國內文獻來看，我國學者對于投資者情緒與股市收益之間關系的研究逐漸增加，且大多數都局限在回歸模型建立和分析上，而對于投資者情緒與股價指數之間的互動關系研究較少。現有的研究中，樣本的選擇也存在一些不足，如樣本區間過短，大多為幾個月至一年多，樣本容量普遍不足;還有就是樣本代表性不夠，表現在現有的研究中樣本時期大多是股市處于熊市的時期，不能夠完整地反映股市處于不同階段時期投資者情緒水平。股票市場總是處于不斷的漲跌之中，處于上漲階段的股市中股價變動對投資者情緒的影響與處于下跌階段的股市中股價變動對投資者情緒的影響是否相同呢? 既然股市在上漲階段(牛市) 與下跌階段(熊市) 對信息具有不平衡性的反應[13]，那么考察在投資者情緒與股價變動的關系時，就應該區分股市所處的位置(牛市或熊市)，而這一點也正是已有的研究所忽視的。因此，在筆者的研究中，我們將采用協整檢驗和格蘭杰因果檢驗方法，在一個具有上升和下降時期的完整的樣本時期對投資者情緒與股價指數進行實證分析。

3 變量及樣本選擇

3.1 變量選擇

《股市動態分析》雜志社于周五對被訪者關于未來股市漲跌的看法進行調查，周六在《股市動態分析》公布好淡指數，中間從未間斷，數據完整。它將好淡指數分為短期指數和中期指數，短期指數反應了被訪者對下一周的多空意見;中期指數反應了被訪者對未來一個月內的多空意見。更為重要的是，該雜志有電子版周刊，通過購買電子版周刊，筆者能夠獲得最新的、較全的數據。因此，考慮到數據記錄的完整性和可獲得性，本文選用好淡指數來度量投資者情緒，數據來源是《股市動態分析》雜志。

上證綜指是上海證券交易所1991年7月15日正式發布的交易指數，指數的樣本股是全部上市股票，包括A股和B股，從總體上反映了上海證券交易所上市股票價格的變動情況。且從2000年以來，上海市場總市值一直約為深圳的2倍左右，因此，將上證綜指作為市場指數具有代表性。筆者選用了上證綜指，數據來源于廣發證券(至強版)分析系統。

3.2 樣本選擇及數據處理

由于本文研究目的是要比較股市處于不同階段時投資者情緒與上證綜指的關系如何，因此需要取一個包含上升階段和下跌階段的樣本期，同時為了保證每個階段的樣本期足夠長，而且受限于投資者情緒指數數據的獲得問題，所以本文選擇上證綜指和好淡指數的樣本期間為: 股市上升階段:2005.7.29~2007.10.12;股市下跌階段:2007.10.12~2008.12.31。由此得到的全樣本容量為171個周數據。其中，股市上升階段的樣本容量為109個周數據，股市下跌階段的樣本容量為62個周數據。

我們的樣本期長度約三年半，相對于其他學者的研究樣本，本文采用的樣本時期相對而言還是比較長的。由于受限于投資者情緒指標數據獲得的難度，我們無法取得更多的樣本空間，但是本文的檢驗期間經歷了牛熊兩個階段，因此從這個意義上來講我們所選取的數據能夠很好地反應中國股票市場投資者情緒變化的真實狀況。本文在接下來的實證分析中采用EXCEL軟件統計好淡指數及上證綜指的基本數據，并利用Eviews 5.0統計軟件進行協整檢驗和格蘭杰因果關系檢驗。筆者將以全樣本時期(2005.7.29~2008.12.31)和兩個子樣本時期(2005.7.29~2007.10.12;2007.10.12~2008.12.31)的數據為基礎分別進行分析。在下文中，筆者以P_SHWALL、BSI_SALL和BSI_MALL分別代表全樣本情形下上證綜指、短期好淡指數和中期好淡指數;以P_SHWUP、BSI_SUP和BSI_MUP分別代表上升時期子樣本情形下上證綜指、短期好淡指數和中期好淡指數;以P_SHWDOWN、BSI_SDOWN和BSI_MDOWN分別代表下降時期子樣本情形下上證綜指、短期好淡指數和中期好淡指數。

4 實證分析

4.1 單位根檢驗

如果一個時間序列是平穩的，我們表示為I(0)的;如果一個時間序列不平穩，但是經過一階差分之后是平穩的，我們將其表示為I(1)的，以此類推。若一個時間序列yt的一階差分是平穩的，則稱時間序列yt含有單位根，檢驗變量是否平穩的過程稱為單位根檢驗。所有變量的一階差分平穩是變量之間存在協整關系的重要前提。

(1)全樣本情形下單位根檢驗

筆者以P_SHWALL單位根檢驗為例。首先對上證綜指P_SHWALL的原數據序列進行單位根檢驗，發現ADF統計量分別大于不同檢驗水平的三個臨界值，所以不能拒絕原假設，即P_SHWALL存在單位根，是非平穩系列。

接下來對P_SHWALL的一階差分序列D(P_SHWALL)進行單位根檢驗，發現ADF統計量分別小于不同檢驗水平的三個臨界值，所以拒絕原假設，即P_SHWALL的一階差分系列D(P_SHWALL)是平穩系列。因此上證綜指P_SHWALL服從I(1)過程，這與國內眾多學者的研究結論是一致的。

同理，筆者對BSI_SALL和BSI_MALL進行單位根檢驗，檢驗結果為BSI_SALL和BSI_MALL均服從I(1)過程。

(2)上升時期和下降時期子樣本情形下單位根檢驗

進一步對P_SHWUP、 BSI_SUP和 BSI_MUP的一階差分系列進行單位根檢驗，發現均拒絕原假設，所以P_SHWUP、 BSI_SUP和 BSI_MUP也均服從I(1)過程。對下降時期的P_SHWDOWN、 BSI_SDOWN和 BSI_MDOWN的時間序列進行單位根檢驗，發現它們也均服從I(1)過程。

4.2 協整檢驗

就經濟時間序列而言，協整關系可以描述為經濟變量之間的穩定長期關系，即它們之間不能分離得太遠。即使存在著外部沖擊或干擾，它們造成的影響也僅僅是短暫的，不能破壞其穩定關系。一言以蔽之，經濟系統具有自我調節自我修復的功能。協整檢驗按檢驗對象不同可分為兩種:一種是對回歸殘差的平穩性進行檢驗，代表方法是EG(Engle-Granger)兩步法;另一種是對回歸系數進行整體檢驗，主要采用極大似然法，如Johansen協整檢驗。筆者采用目前最為常見的Johansen協整檢驗方法。

(1)全樣本情形下

從表1可以看出，在對P_SHWALL與BSI_SALL進行協整關系檢驗時，因為跡統計量的值25.34大于15.49，且1.15小于3.84，所以在5%的顯著水平上，只有第一個原假設被拒絕，P_SHWALL和BSI_SALL之間有且僅有1個協整關系。同樣，在對P_SHWALL與BSI_MALL進行協整關系檢驗時，因為跡統計量的值28.36大于15.49，且1.50小于3.84，所以在5%的顯著水平上，P_SHWALL和BSI_MALL之間也有且僅有1個協整關系。

(2)上升時期和下降時期子樣本情形下

在對P_SHWUP和BSI_SUP、P_SHWUP和BSI_MUP分別進行協整關系檢驗時，發現P_SHWUP和BSI_SUP、P_SHWUP和BSI_MUP之間均有且僅有1個協整關系。

同理，在對P_SHWDOWN和BSI_SDOWN、P_SHWDOWN和BSI_MDOWN分別進行協整關系檢驗時，發現P_SHWDOWN和BSI_SDOWN、P_SHWDOWN和BSI_MDOWN之間也均有且僅有1個協整關系。

4.3 基于ECM模型的格蘭杰因果檢驗

我們以P_SHWALL與BSI_SALL這兩個變量為例，前面已經檢驗了這兩個變量服從I(1)過程，且二者存在協整關系，因此可以建立它們之間的ECM模型，如下式

其中ECM代表誤差修正項。在(1)式中，如果Bi(i=1，2，…，b)在總體上顯著地異于0，則BSI_SALLt是P_SHWALLt的短期格蘭杰原因;如果ρ1顯著不為零，則BSI_SALLt是P_SHWALLt的長期格蘭杰原因。反之，如果Bi(i=1，2，…，b)在總體上顯著等于0，則BSI_SALLt不是P_SHWALLt的短期格蘭杰原因;如果ρ1顯著為零，則BSI_SALLt不是P_SHWALLt的長期格蘭杰原因。同理，可檢驗P_SHWALLt是否是BSI_SALLt的長期或短期格蘭杰原因。

(1)全樣本情形下

①P_SHWALL與BSI_SALL的ECM模型檢驗結果。表2中，在以上證綜指為因變量的誤差修正模型中，ECM項回歸系數為0.0028，其t值為1.283，小于臨界值，即投資者情緒(短期好淡指數)不是上證綜指的格蘭杰原因。而在以短期好淡指數為因變量的誤差修正模型中，ECM項回歸系數為0.00127，其t值為5.304，大于臨界值，且變量D(P_SHWALL(-2))的回歸系數顯著不為0，所以誤差糾正機制發生;上證綜指是投資者情緒(短期好淡指數)的格蘭杰原因。

②P_SHWALL與BSI_MALL的ECM模型檢驗結果。類似地，我們可以檢驗P_SHWALL與BSI_MALL的格蘭杰因果關系，發現上證綜指和投資者情緒(中期好淡指數)二者互為因果關系。

(2)上升時期子樣本情形下

在上升時期，我們可以檢驗P_SHWUP與BSI_SUP的格蘭杰因果關系，發現上證綜指和短期好淡指數二者互為因果關系。進一步檢驗P_SHWUP與BSI_MUP的格蘭杰因果關系，發現中期好淡指數與上證綜指互為格蘭杰原因。

(3)下降時期子樣本情形下

在下降時期，我們可以檢驗P_SHWDOWN與BSI_SDOWN的格蘭杰因果關系，發現上證綜指是短期好淡指數的單向格蘭杰原因。進一步檢驗P_SHWDOWN與BSI_MDOWN的格蘭杰因果關系，發現上證綜指也是短期好淡指數的單向格蘭杰原因。

4.4 實證結果分析及解釋

從上文的分析中，我們可以得出這樣的結論:在全樣本時期，上證綜指是投資者情緒的格蘭杰原因，而投資者情緒在短期不是上證綜指的格蘭杰原因，在中長期是上證綜指的格蘭杰原因;而在股市上升時期，投資者情緒與上證綜指互為格蘭杰原因。因此，在股市上升時期，短期內的情緒變化對股價指數才會產生影響。也就是說，只有在股市處于上升時期時，投資者情緒的影響才顯著。這也在一定程度上解釋了股市泡沫的形成與投資者瘋狂看漲的心理有關;在股市下降時期，上證綜指是投資者情緒的格蘭杰原因，而投資者情緒不管是在短期還是在中期都不是上證綜指的格蘭杰原因。與股市處于上升時期進行比較，投資者情緒在股市處于下降時短期影響不顯著。原因可能是投資者有過度自信心理，往往將投資的成功歸為自己的精明，而將投資的失敗則推為其他非可控因素。另外，我們還可以看到，不管是在哪個樣本時期，也不管投資者情緒是短期還是中長期，上證綜指對投資者情緒都會產生影響。因此，本文的啟示在于，監管當局在引導和調節投資者情緒調控股票市場時，需要立足于股市所處的階段，不同的階段需要有不同的調節手段。

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