中國股市的市場關注波動與個股收益率

周小寒，鄒昊軒

（1上海大學 悉尼工商學院，上海 201800；2清華大學 五道口金融學院，北京 100083）

一、引言

長期以來，中國A股市場的個人投資者持股規模較機構投資者（不包括以產業資本為主的一般法人）而言更高，中國的A股市場機構投資者持股市值占比與美國、德國和日本相比都較低。一方面，由于缺乏專業知識和訓練，個人投資者在股票交易中可能會忽視股票基本面分析，采取跟風抱團的噪聲交易行為，這在一定程度上導致了A股收益率的波動；另一方面，機構投資者持股規模占比較低，難以做到合理定價以及有效改善公司治理。同時，市場上優質投資標短缺，機構投資者中的主體基金公司的收入與業績表現相關性較弱而與募資規模呈正相關，由此可見機構投資者也存在大量跟風炒股的非理性交易行為。

在個人投資者和機構投資者都存在大量噪聲交易的情形下，對市場情緒因子與A股市場股票收益率的關系進行研究顯得尤為必要。在國內，王美今和孫建軍（2004）的研究表明機構投資者是可能的噪聲交易者風險源，機構投資者情緒變化顯著地影響滬深兩市收益；陳彥斌（2005）除了研究情緒波動對股市的影響外，還進一步研究了情緒波動對無風險資產的影響；張強和楊淑娥（2009）分析了投資者情緒的正負變化對滬深兩市的不對稱影響，表明情緒上漲對股票價格的影響要比下降強得多。

本文在以往的研究基礎上探索中國股市中的市場關注度對股票收益率的影響，選取東方財富的自選股關注指數的周度變化值構造情緒指數，作為衡量市場關注度的量化指標。本文的主要創新點在于：第一，本文的情緒指數數據由東方財富的自選股關注指數構建，這避免了以往研究中采用評論數據可能存在的虛假評論或受雇評論情況；第二，過去研究行為金融下的情緒面都止步于市場指數層面或行業層面，或者僅僅選取了部分個股樣本，而本文從橫截面的全部個股層面上對情緒因子進行探索，發掘異常現象。

二、數據

本文采用自選股關注指數作為衡量市場關注度的量化指標。自選股關注指數由東方財富旗下各個客戶端用戶自選股列表數據加工得出，變化值是指每日新增以及刪減。該指數數據值并非一個真實值，而是經過東方財富加工脫敏后才對外公布的。

另外，該指標只涉及用戶自選股信息，而其相應的資產和交易頻率都不被納入考慮范圍，也就是說，各用戶的關注是等權重的，從而最大限度地避免了持倉規模和交易頻率對個股關注的影響。

三、方法

本文采用了單變量組合分析法，以股票收益率為結果變量，以各只股票相應的自選股關注指數的周度變化值為單一的排序變量，從而進一步探究市場關注度對股票收益的預測能力。

第一步：將過去兩年（2018年12月至2020年12月）內A股所有股票的自選股關注指數導出，兩年內的每周五都要根據該指數在當周的變化值構建下一周的投資組合。具體而言，就是把各只股票的自選股關注指數在該周的變化值從大到小進行排序，使用均勻間隔的百分位數的斷點將股票樣本分成10個組合。

若每次排名都根據指數本身值的大小進行排名，由于大市值股票的關注度本身較高，因此其自選股關注指數的排名總是靠前，則會導致每周的多空投資組合變化不明顯，也難以產生顯著的超額回報。與之相比，自選股關注指數的變化值反映了每周的市場關注度的變化，若一周內某只股票的自選股關注指數上升，那么說明它在該周獲得的市場關注度有所增加，而這并不完全由其本身的市值大小所決定。因此，本文采用了根據自選股關注指數一周的變化值進行排序的方法。

第二步：以每個組合中股票的市值作為權重，計算各個組合的收益率。

第三步：做多指數周度變化值最大的股票組合，同時做空指數周度變化值最小的股票組合，構建出一個多空投資組合Long-Short。這樣每周都會因為指數變化值帶來排序的變化而更換持倉，從而形成新的投資組合。我們假設在第t周排序變量最高的組合收益率為SENT1,t，排序變量最低的組合收益率為Long-Short的組合收益率由下式表示：，那么

第四步：為了檢驗排序變量與結果變量之間在橫截面上是否存在相關關系，首先，我們需要計算組合1（設為Winner）、組合10（設為Loser）和Long-Short組合的收益率的周段的時間序列平均值。除了計算時間序列平均值以外，我們還需要檢驗上述均值，尤其是Long-Short組合收益率的平均值在統計意義上是否顯著不為0，這是檢驗排序變量與結果變量之間在橫截面上是否有相關關系的關鍵。為此我們以組合1、組合10和Long-Short組合的時間序列均值等于0為原假設，使用5%的顯著性水平，計算了他們的T統計量和P值。

第五步：我們還需要檢驗市場關注度與股票回報率的關系在控制Long-Short組合對系統性風險的敏感性上是否具有持續性，即市場關注度是否可以由傳統意義上被認可的Fama-French三因子模型進行解釋。為此我們有必要進行進一步的分析。我們用每周構建的Long-Short投資組合的投資回報率對市場溢酬因子MKT、賬面市值比SMB和市值因子HML這三個Fama-French的因子進行OLS回歸。回歸模型如下：

第六步：由于上述回歸是時間序列回歸，因此有必要通過Newey-West調整進行穩健性檢驗。

四、結果

組合10和Long-Short組合的T統計量的絕對值都大于2，P值都小于0.05，因此我們拒絕了他們的均值等于0的原假設。值得關注的是，Long-Short組合的T統計量遠大于2，P值遠小于0.05，因此可以說明其組合收益率的平均值在統計意義上顯著不為0，即證明了Long-Short組合的收益率與每周的市場關注度變化之間存在正相關的關系。

我們以αDiff及傳統的Fama-French三因子的估計值等于0為原假設，使用5%的顯著性水平，計算了他們的T統計量和P值。結果顯示每個因子的T統計量的絕對值都大于2，這說明該投資組合的投資回報率有Fama-French三因子無法解釋的成分，即市場關注度對組合的收益率的貢獻是顯著的。

可以發現經過Newey-West檢驗，常數項多對應的T統計量的絕對值為7.45，遠遠大于2，而其余三因子調整后的T統計量分別為1.78、3.15和1.64，與2相差不大，同時市場溢酬因子和賬面市值比因子的T統計量顯著下降，這對于證明市場關注度有沒被Fama三因子所解釋的部分而言是有利的，進而說明市場關注度對于Long-Short投資組合的收益率的貢獻是穩健的。

五、結語

本文基于東方財富的自選股關注指數構建了投資者情緒指數。運用實證資產定價里的經典方法——組合分析法，考察了市場關注度與A股收益率的關系，并對其有效性和穩定性進行了檢驗。

結果表明，股票收益率的波動與投資者對其關注度呈現正相關的關系，而且利用個股關注度的變化對個股收益進行預測也是穩健的。本文對此現象形成的機制提出以下猜想：第一，最初的關注度上升可能是由于認可該股基本面的投資者對該股的追捧，在一定程度上吸引了更多的資金，從而導致股價抬升。第二，股價的抬升進一步印證了當前市場對該股的關注的合理性，在噪聲交易的情境下，尚未入場的投資者認為同一群體中的其他人更具信息優勢，因此在對該股基本面的了解程度尚不深入時也進行了買入。這反映了中國股市以散戶為主體的投資者的非理性所顯示出的羊群效應。