投資者情緒對中國股市流動性風險的影響研究*

文/張樂超 朱文宇 葛志鵬（安徽財經大學金融學院）

一、引言

金融的一大核心功能是其可以吸收社會上的閑余資金，并將其提供給需要資金的優質客戶，實現資源的合理配置。在發揮這項功能的同時，金融為這些資產提供了一定的流動性。2008年的信貸危機更是強調了流動性在金融系統正常運轉中的重要作用。在金融市場的正常交易中，參與者的大量減少會影響原先的商業模式和風險收益，擾亂金融市場秩序，在情緒機制的傳導下，迅速波及至全球金融市場。

近些年來，多起金融危機的發生正是由于流動性突然枯竭，并在金融系統內部不斷傳遞，最終放大成為系統性金融危機。隨著我國經濟發展邁入新階段，全球金融聯系日益緊密，金融系統內部表現出更為復雜的特征，對流動性風險的產生與傳遞機制研究有著重要的現實意義。

二、文獻綜述

完全的理性和非理性都不存在,投資者做出投資決策時通常是理性和非理性同時存在。投資者情緒就是一個度量投資者“非理性”的一個變量,可以定義為投資者主觀認為股價會偏離其基本價值,存在投機可能。在投資者情緒的實證研究中，主要對投資者情緒與資產價格、收益及風險的關系進行了研究。如朱莉（2021）研究了投資者情緒與股指期、現貨市場價格和交易風險的動態關系[1]。鄧學斌（2021）研究了融資融券制度下，投資者情緒與股票市場系統性風險的關系，從投資者情緒的視角得出融資與融券發展不對稱的結論[2]。樊鵬英（2021）研究了個股投資者情緒與股票收益率的關系，并發現股票流動市場越小，作用關系越顯著[3]。與現有的研究相比，本文借鑒BW情緒指數的構建方法，結合我國股市特點，使用更為高頻的日頻數據作為間接指標，使用主成分分析法構建出投資者情緒指數。本文不同于大多數文獻以較成熟的A股主板市場作為研究對象，選擇成立時間較晚的科創板為研究對象。一方面因為新興市場更容易受到情緒的影響，面臨的風險較大，研究其系統性風險的生成和傳導具有重要的現實意義；另一方面旨在豐富相關領域的研究。

三、研究設計

（一）投資者情緒指標設計

本文參考BW情緒指數的構建方法，使用主成分分析法將選取的數個代理指標合成為一個指標，將該指標定義為投資者情緒指標。相關文獻認為：一個具有高換手率的市場會顯著提升投資者交易的意愿[4]。市場的換手率越高，交易越頻繁，投資者對交易的預期越積極；市場的成交量、成交金額與股票的漲跌數目也會影響投資者的交易行為，成交量越大、成交金額和上漲股票數量越多，投資者情緒越高昂；投資者在進行投資決策時，對過去收益率高的股票意向更大。基于此，一個市場的動量效應越大，投資者做出投資行為的意愿也越高。本文采用代理指標見表1。

表1 代理指標的具體表達式及含義

（二）流動性風險指標設計

現有的文獻認為，金融市場的流動性風險越大，體現在其變化的不確定性大，流動性提供者所承擔的風險就越大。在風險增加的情況下，其所要求的風險補償就越大，表現為交易成本的增加；投資者傾向于在自己認為最合理的價格下進行交易，即股票的買入價和賣出價。通過競價價差（bid-ask）可以用來衡量交易成本，同時也是金融市場流動性的重要代表。價差越大，資產流動性越差，交易難度和成本越高[5]；相對價差是最為常用的流動性風險測度指標，可以很好地說明價差關系。基于此，本文使用相對價差（quoted spread）來反映市場的流動性風險。其計算公式如下：

其中，QSi為第i天市場的相對價值，代表該天市場的流動性風險(Liqi)；Hi為第i天的最高價；Li為第i天的最低價；Mi為第i天的最高價與最低價的平均值。

（三）數據來源與模型建立

本文使用的原始數據均來源于國泰安數據庫與RESSET數據庫。本文采用科創板市場2020年6月30日至2021年6月30的相關日頻數據構建投資者情緒指標和流動性風險指標。截至2021年6月30日，科創板已上市300家公司，在剔除了日期數據后，共收集了包括開盤價、收盤價、最高價、最低價、換手率、成交量、成交金額共1715個日頻數據。本文使用Stata軟件進行模型的估計，以流動性風險指標為因變量，以投資者情緒指標為自變量，建立回歸模型。

四、實證分析

（一）自相關檢驗

從表2的結果來看，在5%的置信水平下，選擇最大滯后階數為4，得出在4階時自相關依然是顯著的，只有1階時不顯著，說明序列是4階自相關的，存在三個滯后項，僅一階不存在，說明信息具有一定的時滯性。采用GLS法對模型進行修正，修正后的模型如下：

表2 自相關檢驗

（二）格蘭杰因果檢驗

在進行模型的估計前，進行Granger因果檢驗，去判斷其中一個變量是否可以預測另一個變量。在進行檢驗前，需要判斷最佳滯后階數，若選擇的滯后階數不合適，會使得模型的解釋力較弱。根據AIC信息準則，判斷出最佳的滯后階數為3。進行3階滯后檢驗，具體結果見表3。在5%的置信水平下，當Liq作為解釋變量時，Sent具有預測能力；同樣，當Sent作為解釋變量時，Liq也具有預測能力。說明兩變量在統計意義上具有相互預測的線性關系，這也符合現實的股票市場，當投資者情緒高昂時，往往會加劇股票市場的流動性風險，風險增加的同時也會導致情緒進一步激昂。

表3 格蘭杰檢驗

（三）回歸分析

經過了上述檢驗，消除了模型中存在的時間序列不平穩、自相關等問題，使模型滿足古典假定，使參數估計量為最佳線性無偏估計量。回歸后的結果見表4。

表4 回歸分析結果

從回歸結果來看，回歸系數顯著為正，說明投資者情緒對流動性風險有正向的顯著影響，意味著投資者情緒的增加，對市場流動性風險的增加是顯著的、正向的。回歸結果還揭示了投資者情緒對市場流動性風險的影響程度，從修正R方和回歸系數來看（回歸系數為0.002，修正后的可決系數為0.5410），說明投資者情緒對流動性風險雖然有顯著影響，但影響程度有限。

五、結論與建議

本文以我國科創板市場為研究對象，分析了投資者情緒指數對科創板市場流動性風險的影響，以帶符號的換手率、成交量、成交金額、漲跌數目差、動量效應指數作為投資者情緒的代理指標，通過主成分分析法合成為投資者情緒指數，以相對價差作為衡量科創板市場流動性風險的指標，以這兩個指標進行投資者情緒指數對市場流動性風險的實證研究。本文基于回歸模型中的變量顯著性的假設檢驗，得出結論：投資者情緒對我國科創板市場的流動性風險具有顯著影響，但影響程度較小。

根據Granger因果檢驗的結果，投資者情緒指數和市場流動性風險具有雙向預測的能力。根據上述研究，提出以下建議：

（1）關注投資者情緒。對于監管者而言，關注市場的投資者情緒，甄別由不理性交易導致的價格異動，并積極引導投資者理性交易，提升股民整體素質，促進市場穩定，防范金融危機。

（2）加強流動性認識。流動性對于金融市場具有重要的意義，市場參與者應加大對市場流動性風險的關注，充分認識到流動性風險帶來的影響，重視可能會導致流動性風險發生的信號。

（3）研究展望。本文實證研究中雖然證實了投資者情緒對流動性風險具有顯著性影響，但擬合程度與回歸系數均較低，在今后的研究中，可以將市場交易指標和網絡文本信息結合起來作為投資者情緒的代理指標，更具現實意義。