投資者情緒與股票市場定價效率實證研究

王博

摘 要：

采用主成分分析方法，構(gòu)造投資者情緒綜合指數(shù)，并將所構(gòu)造的標(biāo)準(zhǔn)化投資者情緒指數(shù)作為投資者情緒因子，代入Fama和French三因子定價模型。基于投資者情緒對不同風(fēng)格指數(shù)、不同市值指數(shù)、不同行業(yè)指數(shù)的影響，分別選擇上證A股指數(shù)、滬深300指數(shù)、上證50ETF、上證180ETF、大盤指數(shù)、小盤指數(shù)、銀行板塊、非銀金融板塊、房地產(chǎn)板塊、有色金屬板塊、醫(yī)藥生物板塊、鋼鐵板塊作為投資組合代表，以研究投資者情緒對這些不同投資組合的差異性影響。并將耶魯CCER中國股市投資者情緒信心指數(shù)標(biāo)準(zhǔn)化后，作為一個因子代入Fama和French三因子模型進行比較研究。實證檢驗證明了所構(gòu)建的情緒資產(chǎn)定價理論模型的合理性，將投資者情緒作為一個因子加入到Fama和French三因子模型以后，資產(chǎn)定價模型定價效率有顯著的提升。

す丶詞：

非系統(tǒng)風(fēng)險；情緒綜合指數(shù)；投資者情緒；定價效率

の惱鹵嗪牛2095-5960（2014）04-0039-09

；中圖分類號：F830

；文獻標(biāo)識碼：A

一、引言

資本資產(chǎn)定價模型（Capital Asset Pricing Model，簡稱CAPM）是在馬科維茨投資組合理論的基礎(chǔ)上發(fā)展起來的。CAPM模型存在的主要不足是實證效果較差，定價效率存在問題。除了Fama＆MacBeth(1973)［1］的實證結(jié)果基本支持CAPM外，后來的檢驗基本否定了CAPM。在對CAPM有效性所做的實證研究中，最為著名的是Fama＆French(1992)［2］檢驗，其不僅完全否定了Е陋Ф怨善筆找嫻慕孛娌鉅斕慕饈湍芰Γ而且指出僅用公司規(guī)模和賬面市值比這兩個特征就能對股票收益的截面差異做出全面的解釋。

實證檢驗中產(chǎn)生問題的原因在于該模型的理論基礎(chǔ)，即馬科維茨最優(yōu)投資組合理論假設(shè)條件在現(xiàn)實中幾乎無法得到有效滿足。其假設(shè)的核心是：第一，投資者是理性的；第二，資本市場是完全有效的市場，沒有任何摩擦阻礙投資。然而在現(xiàn)實生活中，人們的理性認(rèn)知能力不可避免受到各種主客觀條件限制，即人的行為理性是有限的，而絕非完全理性。馬科維茨投資組合理論要求投資組合只包含系統(tǒng)風(fēng)險，非系統(tǒng)風(fēng)險通過擴大投資組合規(guī)模加以分散，但沒有考慮投資分散化成本問題，而現(xiàn)實投資者必須要考慮投資分散化成本，因此市場并非是有效的。

Fama＆French(1993)［3］發(fā)現(xiàn)，市場組合超額收益不足以解釋股票收益的時間序列差異，并構(gòu)造了SMB和HML這兩個反映公司規(guī)模和賬面市值比的因素，在將這兩個因子加入CAPM后，模型的解釋能力大大提高，理論界將這個模型稱為Fama＆French三因素模型。三因素模型考慮到了行業(yè)風(fēng)險問題，將CAPM模型的系統(tǒng)風(fēng)險表述拓展到行業(yè)層面，部分克服了CAPM的局限性，但投資組合中非系統(tǒng)風(fēng)險殘值仍然偏大。換句話說，這種延伸雖在一定程度上克服了CAPM以市場組合代替系統(tǒng)風(fēng)險的局限性，但三因素模型并未完全解決包含非系統(tǒng)風(fēng)險的投資組合定價問題。

行為金融理論是在對CAPM理論的質(zhì)疑和挑戰(zhàn)中發(fā)展起來的。行為金融學(xué)有兩個更為現(xiàn)實的理論基礎(chǔ)，即有限套利和投資者心態(tài)分析（金融心理學(xué)）。投資者心態(tài)和行為因素的表現(xiàn)形式是投資者情緒（investor sentiment），其一直是行為金融學(xué)解釋市場異象的主要理論基礎(chǔ)之一。由于不同投資者構(gòu)建的投資組合所包含的非系統(tǒng)性風(fēng)險因素存在差異，因此對市場變動的情緒也不可能相同，不同投資者情緒的力量此消彼漲，因此，由個別投資者的情緒合成為一種市場情緒，羊群效應(yīng)則是這種市場情緒的充分反映。本文的研究以馬科維茨投資組合理論為基本理論，在Fama＆French三因素模型基礎(chǔ)上，引入市場投資者情緒因素，以便提高檢驗包含非系統(tǒng)風(fēng)險的投資組合的定價效率。

市場情緒的系統(tǒng)性作用已經(jīng)被理論和實證研究所證實。一些實證研究已經(jīng)證實市場情緒對股票市場收益有系統(tǒng)性的影響，如Baker＆Wurgler(2006,2007)［4］［5］、Baker(2012)［6］、Brown＆Cliff(2004)［7］、Kumar＆Lee(2006)［8］、Lee et al(1991)［9］、Schmeling(2009)［10］、Verma＆Soydemir(2009)［11］、Yu＆Yuan(2011)［12］。同時，一些情緒資產(chǎn)定價模型已發(fā)展起來證實市場情緒在資產(chǎn)定價模型中的作用，如Yang＆Yan(2011)［13］、Yang（2012）［14］。

上述市場情緒與資產(chǎn)定價的國外相關(guān)文獻，證明市場情緒不僅是行為金融學(xué)領(lǐng)域，也是整個資產(chǎn)定價領(lǐng)域一個很重要的影響變量，但現(xiàn)有文獻對市場情緒是否作為定價因子而非僅為特征變量的研究還存在不足。從國外文獻來看，也很少在同一篇文章中，分別采用間接情緒綜合指數(shù)和直接情緒指數(shù)，并將市場情緒因子加入到資產(chǎn)定價模型對資產(chǎn)定價模型定價效率分別進行實證檢驗。本文擬著力從實證上檢驗國內(nèi)市場情緒風(fēng)險溢價顯著性，尤其是探討市場情緒可否作為影響資產(chǎn)定價的一個因子。

二、情緒綜合指數(shù)構(gòu)造

（一）投資者情緒具體指標(biāo)選擇

世界各國投資情緒的組成指標(biāo)不盡相同，因而選擇合適的組成指標(biāo)尤為關(guān)鍵，本文選取的情緒代理指標(biāo)既反映了市場總體情緒的變動（市場換手率），也反映了機構(gòu)投資者情緒（封閉式基金折價率）和個人投資者情緒（消費者信心指數(shù)），因此具有較強的合理性。所選取的各情緒代理指標(biāo)數(shù)據(jù)時間范圍為2002年1月—2013年12月。各具體指標(biāo)如下：

1.消費者信心指數(shù)(CCI)

從人們的主觀意識來看，投資者信心指數(shù)比消費者信心指數(shù)能更好地衡量投資者情緒變化，但通過實證檢驗，情況遠(yuǎn)非如此，如薛斐（2005）［15］通過實證研究表明消費者信心指數(shù)能更好地代表投資者情緒的變化。因此，本文選取消費者信心指數(shù)（Consumer Confidence Index，簡稱CCI）作為投資者情緒的代理指標(biāo)。自1997年12月，中國國家統(tǒng)計局景氣監(jiān)測中心開始編制消費者信心指數(shù)，并通過《中國消費者信心監(jiān)測報告》定期發(fā)布最新的指數(shù)數(shù)據(jù)，每月更新一次。

2.市場換手率(Turn)

Baker＆Wurgler (2004)［16］通過實證檢驗的方法證明，能夠反映市場整體流動性的換手率可作為投資者情緒的理想指標(biāo)。換手率在一定程度上反映了市場的流動性（Baker＆Stein，2004)）［17］，本文選取上證綜指月累計成交金額和月累計流通市值作為計算換手率的原始數(shù)據(jù)，換手率的計算公式為Turn璽=TV璽 TMV璽АＦ渲校Turn璽為在t時期的上證綜指換手率，TV璽為t期上證綜指月累計成交金額，TMV璽為t期上證綜指月累計流通市值。Turn璽В即整體換手率，可以直接通過Wind數(shù)據(jù)庫提取，不需要做預(yù)處理，其時間跨度、頻率可以根據(jù)需要自由選取。

3.IPO首日溢價率（IPOR）

在各國股票市場中，IPO發(fā)行時間較長。隨著時間推移，IPO首日溢價率表現(xiàn)出明顯的波峰和波谷，波峰也稱為“熱發(fā)行市場”，并且作為“IPO抑價之謎”（Loughran，1994）［18］。當(dāng)投資者熱衷于投資的時候，較高的投資需求，推動了IPO價格高于股票內(nèi)在價值，這與高IPO首日溢價率相一致（Baker＆Wurgler，2007；Dorn，2009)［16］［19］。本文選取的IPO首日溢價率指標(biāo)（IPOR）通過相應(yīng)時間段內(nèi)的IPO首日溢價率的算術(shù)平均求得。具體公式為：IPOR=∑N iPC璱－PI璱/PI璱 NАＦ渲校琋表示該期間首次公開發(fā)行股票數(shù)量，PC璱П硎鏡趇支股票首日收盤價，PI璱П硎鏡趇支股票發(fā)行價， PC璱－PI璱/PI璱П硎鏡趇支股票首日回報率。

4.封閉式基金折價率（CEFD）

封閉式基金折價交易是不爭的事實，最早認(rèn)為封閉式基金折價變化是投資者預(yù)期的結(jié)果。DSSW(1990)［20］的噪聲交易者模型認(rèn)為，封閉式基金主要投資者的交易行為都是隨機性的。Datar(2001)［21］、張雅慧等（2012）［22］、夏芳（2012）［23］認(rèn)為股票市場流動性對封閉式基金折價交易有影響。Lee et al(1991)從行為金融學(xué)的角度來解釋“封閉式基金折價之謎”。行為金融學(xué)認(rèn)為，封閉式基金折價率變化是個人投資者情緒變化的充分反映，由此認(rèn)為具有相同投資者結(jié)構(gòu)的具體投資品種，也將受到類似的投資者情緒的影響。

本文采取的計算公式為：CEFD璽=∑n i=1P﹊t－NAV﹊t NAV﹊t n,д飫飊代表滬深股票市場本期發(fā)行的封閉式基金數(shù)量；P璱為基金i于每月最后一個交易日的收盤價；NAV﹊t為每月最后一個交易日的單位凈值；N璱為基金i的份額；CEFD璽г詿笥0時表現(xiàn)為溢價，小于0時表現(xiàn)為折價。

（二）投資者情緒組成指標(biāo)及其滯后項的主成分分析

本文將所選擇的投資者情緒指標(biāo)及其滯后項進行主成分分析，為消除各情緒代理變量單位的差異性影響，在進行主成分分析前，先將各情緒代理變量進行標(biāo)準(zhǔn)化處理。

根據(jù)上文選取的四個情緒代理指標(biāo)，可以獲得四個情緒代理指標(biāo)及其對應(yīng)的滯后項共八個指標(biāo)。選取這八個指標(biāo)，采用累計解釋力85%準(zhǔn)則進行主成分分析。

ケ1主成分分析法下的各主成分解釋力

主成分

特征根

方差解釋力

累計解釋力主成分1

3.3575

0.4220

0.4220 主成分2

1.9886

0.2430

0.6650 主成分3

1.1825

0.1430

0.8080 主成分4

0.8192

0.1020

0.9100 主成分5

0.3413

0.0430

0.9530 主成分6

0.2263

0.0270

0.9800 主成分7

0.0563

0.0120

0.9920 主成分8

0.0261

0.0080

1

表2主成分分析法下的各主成分系數(shù)

主成分

CCI

TURN

IPOR

CEFD

CCI_

TURN_

IPOR_

CEFD_1

0.5075

-0.0323

0.1696

0.4633

0.521

-0.0102

0.1863

0.4430 2

0.116

0.0075

0.6113

-0.3295

0.0796

0.1493

0.5961

-0.3431 3

0.043

0.7316

0.0263

0.023

0.0166

0.6672

-0.1714

0.0496 4

0.081

0.6796

0.0423

-0.0578

0.0257

-0.7235

0.0455

-0.0625 5

-0.525

0.0811

0.3066

0.3673

-0.4352

-0.0281

0.3082

0.469 6

0.0631

0.098

-0.7015

-0.0313

-0.0666

0.0986

0.6946

0.0223 7

0.6118

-0.0291

0.0611

-0.3071

-0.6920

0.0123

-0.0383

-0.2220 8

-0.2896

0.0375

-0.0378

0.6683

0.2366

0.0143

0.0552

-0.6410

如表1所示，選取前三個主成分和前四個主成分時，累計解釋力分別達到8167%和9045%。根據(jù)累計解釋力85%準(zhǔn)則，本文將選擇前四個主成分來構(gòu)造投資者情緒中間指數(shù)。根據(jù)表2，構(gòu)造相應(yīng)模型，得到投資者情緒中間指數(shù)Index﹙1В具體如下：

Index﹙1=0.2743CCI+0.1796TURN+0.2542IPOR+0.1188CEFD+0.2635CCI－+0.0633TURN－+0.2243IPOR－+0.1138CEFD－ （Ⅰ）

同時，將中間指數(shù)與4個組成指標(biāo)及其對應(yīng)的滯后項進行相關(guān)性分析，結(jié)果如表3所示。根據(jù)相關(guān)性分析結(jié)果，中間指數(shù)Index﹙1в氳逼諳費者信心指數(shù)、當(dāng)期換手率、當(dāng)期封閉式基金折價率及IPO月度溢價的相關(guān)性更強。

ケ3中間指數(shù)Index﹙1в胱槌芍副曇捌潿雜χ禿笙畹南喙匭苑治

Index﹙1

CCI

TURN

IPOR

CEFD

CCI_

TURN_

IPOR_

CEFD_〖BHD〗Index﹙1

1

CCI

0.8978

1

TURN

0.1642

0.0082

1

IPOR

0.6382

0.3573

0.0293

1

CEFD

0.5650

0.6553

-0.0598

-0.1033

1

CCI_

0.8912

0.9448

-0.043

0.3525

0.6881

1

TURN_

0.143

0.0016

0.1723

0.159

-0.0684

0.0066

1

IPOR_

0.618

0.3893

-0.1089

0.7591

-0.0759

0.359

0.0224

1

CEFD_

0.5345

0.6035

-0.0321

-0.1251

0.9684

0.672

-0.0451

-0.0893

1

（三）構(gòu)建月度投資者情緒指數(shù)SENT1У墓菇í

根據(jù)以上投資者情緒中間指數(shù)的相關(guān)性分析，可以判斷是選擇組成指標(biāo)還是選擇其滯后項。基于以上結(jié)果，本文將運用主成分分析法構(gòu)造最終的月度投資者情緒指數(shù)。采用累計解釋力85%準(zhǔn)則，中間指數(shù)Index﹙1в氳逼諳費者信心指數(shù)、當(dāng)期換手率、當(dāng)期封閉式基金折價率及IPO月度溢價的相關(guān)性更強。因此，本文選用上述指標(biāo)，進行主成分分析，結(jié)果如表4。

ケ4主成分分析法下的各主成分解釋力

主成分

特征值

方差解釋力

累計解釋力 主成分1

1.7120

0.4318

0.4318 主成分2

1.1123

0.2712

0.7030 主成分3

0.9751

0.2440

0.9470 主成分4

0.2081

0.0530

1.0000

表5月度投資者情緒的主成分系數(shù)

主成分

CCI

TURN

CEFD

IPOR 主成分1

0.7255

-0.0351

0.2722

0.6341 主成分2

0.0933

0.4354

0.7932

-0.4215 主成分3

0.0135

0.8995

-0.3893

0.2011 主成分4

-0.6842

0.0393

0.3863

0.6182

根據(jù)累計解釋力85%準(zhǔn)則，本文將選擇前三個主成分構(gòu)造投資者情緒指數(shù)（見表5）。根據(jù)表5，構(gòu)造模型，得到情緒綜合指數(shù)SENT1В具體如下：

SENT1=0.3563CCI+0.3431TURN+0.2547IPOR+0.2143CEFD （Ⅱ）

考慮到情緒指標(biāo)中可能含有宏觀因素的影響，因此，需要剔除相關(guān)的宏觀經(jīng)濟變量的影響。本文選取工業(yè)生產(chǎn)增加值（IAV）、居民消費價格指數(shù)(CPI)、工業(yè)品出廠價格指數(shù)（PPI）和宏觀經(jīng)濟景氣指數(shù)(MBCI)作為經(jīng)濟基本面的代理變量。

首先對CCIАⅹTURNАⅹIPORАⅹCEFDЫ行標(biāo)準(zhǔn)化處理，并與IAV、CPI、PPI、MBCI進行相關(guān)性分析，可得表6。

ケ6宏觀經(jīng)濟變量與情緒指標(biāo)相關(guān)系數(shù)

CCI

TURN

IPOR

CEFD IAV

0.536*

0.436*

0.487

0.362 CPI

0.238

0.378

0.326

0.284 PPI

0.173

0.329

0.438*

0.542* MBCI

0.274

0.495*

0.037

0.046

注:***、**、*分別表示1%、5%、10%水平上統(tǒng)計顯著。

由表6可以看出，宏觀經(jīng)濟變量與情緒指數(shù)之間大部分都具有相關(guān)性。將情緒變量與宏觀經(jīng)濟變量進行線性回歸，并將得到的殘差序列作為非理性投資者情緒的代表。并且用RCCIАⅹRTURNАⅹRIPORАⅹRCEFDП硎荊再將其進行主成分分析（取1、2主成分，前兩個主成分貢獻達86.17%），可得情緒綜合指數(shù)SENT1為：

SENT1=0.315RCCI+0.438RTURN+0.346RIPOR+0.535RCEFDВá螅┆

三、基于投資者情緒的資產(chǎn)定價模型實證研究

（一）樣本選取的標(biāo)準(zhǔn)及具體處理方式

為考慮投資者情緒對不同風(fēng)格指數(shù)、不同市值指數(shù)、不同行業(yè)指數(shù)的影響，本文分別選擇上證A股指數(shù)、滬深300指數(shù)、上證50ETF、上證180ETF、大盤指數(shù)、小盤指數(shù)、銀行板塊、非銀金融板塊、房地產(chǎn)板塊及有色金屬板塊作為投資組合代表，以研究投資者情緒對這些不同組合的差異性影響。本文的研究時段為2002年1月—2013年12月。〖JP〗

之所以選擇上述組合的原因是上證A股指數(shù)、滬深300指數(shù)代表市場的整體波動情況，可以考察投資者情緒對股票市場整體價格變化影響。同時滬深300指數(shù)也是股指期貨合約和即將推出的股指期權(quán)合約的標(biāo)的物。上證50ETF和上證180ETF屬于ETF（Exchange Traded Fund），即交易型開放式指數(shù)基金，又稱交易所交易基金，是采用“被動管理”方式跟蹤特定證券指數(shù)，能在證券交易所上市交易，并用構(gòu)成證券指數(shù)的一攬子證券進行申購和贖回的證券投資基金，目前都很活躍。行為金融理論認(rèn)為，投資者行為和心理偏差是導(dǎo)致資產(chǎn)價格偏離基礎(chǔ)價值的主要原因，那么投資者的行為和心理偏差能否影響ETF的收益變化呢？下文將回答上述問題。當(dāng)前，部分學(xué)者嘗試從投資者情緒角度解釋ETF變化現(xiàn)象，但研究結(jié)論還存在一定爭議，下文擬從投資者行為和心理偏差角度解釋A股市場ETF價格變化的原因。上證50ETF和上證180ETF同時也是機構(gòu)投資者構(gòu)建滬深300股指期貨相關(guān)的期現(xiàn)套利模型工具。本文選擇申萬風(fēng)格指數(shù)的大盤指數(shù)和小盤指數(shù)作為代表股票市場市值的大小。

選擇申萬一級行業(yè)指數(shù)作為劃分行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)的依據(jù)是，目前《申銀萬國行業(yè)指數(shù)》設(shè)立一級行業(yè)指數(shù)28個，其較證監(jiān)會行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)更細(xì)。選擇銀行板塊、非銀金融板塊、房地產(chǎn)板塊、有色金屬板塊是因為銀行板塊、非銀金融板塊的市值較大，同時也是大盤藍籌股的代表，可以反映投資者情緒對大盤藍籌股的變化影響。選擇房地產(chǎn)板塊的原因是，近年來我國房地產(chǎn)行業(yè)價格上漲幅度大，受投資者投機影響大，房地產(chǎn)價格存在泡沫。有色金屬板塊受國際市場有色金屬價格變動的影響較大，市場投資者炒作引起價格劇烈波動。

（二）本文所構(gòu)建的情緒資產(chǎn)定價理論模型的具體說明

本文所構(gòu)建的情緒資產(chǎn)定價模型為：

R﹊t－R璮=α0+α1R﹎t－R璮+α2SMB璽+α3HML璽+α4SENT璽+ε璱Вá簦┆

R﹊tХ直鶇表上證A股指數(shù)、滬深300指數(shù)、上證50ETF、上證180ETF、大盤指數(shù)、小盤指數(shù)、銀行板塊、非銀金融板塊、有色金屬板塊、房地產(chǎn)板塊、醫(yī)藥生物板塊、鋼鐵板塊等投資組合月度收益率；R﹎t為上證綜合指數(shù)月收益率；各投資組合i在t月的月度收益率為R﹊t=玪n玃﹊,t/P﹊,t－1В其中，P﹊,tШ酮P﹊,t－1Х直鴇硎靖魍蹲首楹蟟在t月和﹖-1月的收盤價；R璮為一年期定期存款利率折算成的無風(fēng)險收益率；SMB璽П硎駒謔奔鋞時，小規(guī)模市值公司股票投資組合的平均收益率與大規(guī)模市值公司股票投資組合的平均收益率差額，該指標(biāo)體現(xiàn)公司規(guī)模溢價因素，SMB璽=SL璽+SM璽+SH璽 3-BL璽+BM璽+BH璽 3В華HML璽П硎駒謔奔鋞時高賬面市值比的股票投資組合與低賬面市值比的股票投資組合平均收益率的差值，該指標(biāo)體現(xiàn)公司的價值因素，HML璽=SH璽+BH璽 2-SL璽+BL璽 2В華SENT璽為本文所構(gòu)建的情緒綜合指數(shù)因子。根據(jù)這些投資組合月度收益率，分別對情緒資產(chǎn)定價模型進行回歸分析。然后，本文根據(jù)情緒資產(chǎn)定價模型各個影響因素的統(tǒng)計顯著性及情緒資產(chǎn)定價模型的整體判定系數(shù)R2В來判斷各個組成因素對我國股票市場預(yù)期收益率影響，以此作為評價情緒資產(chǎn)定價理論模型的定價效果。

（三）基于不同情緒指數(shù)的資產(chǎn)定價模型實證估計及結(jié)果分析

1.基于投資者情緒綜合指數(shù)的資產(chǎn)定價模型實證結(jié)果分析

將本文所構(gòu)建的情緒綜合指數(shù)SENT1В加入到模型（Ⅳ）中，單位根檢驗表明因子平穩(wěn)，得到的實證檢驗結(jié)果如表7。

ケ7包含投資者情緒因子的FF三因子模型實證檢驗

組合

Е聯(lián)0

Е聯(lián)1

Е聯(lián)2

Е聯(lián)3

Е聯(lián)4

R2000002(上證A指）

1.138

(1.252)

2.039***

(5.963)

1.3603***

(7.782)

0.3538***

(3.613)

4.372***

(7.232)

0.9053 000300(滬深300）

0.576

(1.086)

1.658***

(7.691)

1.4835***

(6.984)

0.2850***

(2.968)

8.215***

(16.510)

0.9435 510050（華夏上證50ETF）

1.084

(1.193)

1.593***

(4.864)

1.1918**

(2.233)

0.2658***

(4.896)

5.178***

(11.243)

0.9174 510030(華寶興業(yè)上證180價值ETF)

0.723

(0.943)

2.126***

(6.862)

0.9656***

(9.166)

0.7843***

(13.353)

1.577**

(2.196)

0.9228 801811（大盤指數(shù)）

0.612

(0.745)

0.787***

(4.335)

1.3695***

(5.454)

0.7542***

(4.236)

2.039**

(2.284)

0.8769 801813(小盤指數(shù))

0.447

(0.521)

1.423***

(6.819)

0.5698**

(2.146)

1.154***

(4.513)

5.587***

（6.968）

0.9313 801780

（銀行）

1.268**

（2.304）

0.626***

（3.287）

0.3268***

（6.93）

0.8698***

（9.891）

1.078

（1.513）

0.8854 801790(非銀金融)

-0.328

（-0.654）

3.016***

（7.598）

1.4526***

（5.527）

0.4546***

（8.985）

1.496**

（2.254）

0.9087 801180

（房地產(chǎn)）

0.793

（1.266）

1.682***

（4.985）

0.713**

（2.243）

0.2614***

（3.983）

3.698***

（6.598）

0.9316 801050(有色金屬)

0.588

（1.416）

2.519***

（6.648）

0.7846***

（8.288）

0.6928***

（8.646）

2.796***

（5.204）

0.9148

注：*、**、***、分別表示10%、5%、1%水平上顯著；括號中的值為相應(yīng)系數(shù)的t統(tǒng)計量。下同。 オ

由表7中實證結(jié)果可知：第一，在加入了情緒因子后，常數(shù)項Е聯(lián)0г10個回歸模型實證結(jié)果中，除了銀行板塊僅在5%的顯著性水平下通過t檢驗，其余的9個回歸模型中，常數(shù)項均沒有通過t檢驗，因此資產(chǎn)定價模型中常數(shù)項為0的假設(shè)得到了驗證。

第二，對于Е聯(lián)2В即股票組合超額收益率對于公司規(guī)模因素的敏感度。在10個回歸模型實證結(jié)果中Е聯(lián)2Ь通過t檢驗，因此Е聯(lián)2是顯著異于0的。表明規(guī)模溢價現(xiàn)象是存在的，在改進后的資產(chǎn)定價模型中，應(yīng)將規(guī)模溢價因素反映到資產(chǎn)定價模型中去。

第三，對于Е聯(lián)3Ш酮Е聯(lián)4В分別為股票投資組合超額收益率相對于HML因子和情緒因子的敏感度。 Е聯(lián)3Ь通過t檢驗，即Е聯(lián)3是顯著異于0的，因此，在改進后的資產(chǎn)定價模型中，應(yīng)該把HML因子考慮進去。Е聯(lián)4С了銀行板塊沒有通過t檢驗之外，其余均通過t檢驗，仍然可以認(rèn)為在大多數(shù)情況下，Е聯(lián)4是顯著異于0的，投資者情緒對于股票市場收益率的影響是顯著的。因此，在資產(chǎn)定價模型中，應(yīng)當(dāng)考慮投資者情緒因素。對于情緒因子，銀行板塊沒有通過t檢驗，也與銀行板塊本身市值大，不易操縱有關(guān)，即所受投資者情緒變化影響小。

第四，對于Е聯(lián)1В即股票投資組合超額收益率相對于市場投資組合超額收益率敏感度。實證結(jié)果表明，在10次回歸模型中，均在1%的顯著性水平下通過t檢驗，可以得出市場投資組合超額收益率相對于股票收益率是顯著的，在包含投資者情緒的FF三因子模型中應(yīng)包括市場投資組合超額收益率。

第五，對整體上衡量基于投資者情緒的資產(chǎn)定價模型效率，可主要從調(diào)整的系數(shù)R2Ю垂鄄臁Ｔ10次回歸中，調(diào)整后的R2ё畹橢滴08769，最高為09435，90%以上的R2Ц鍪有8個，R2平均值為09138。從可調(diào)整的系數(shù)R2Ю純矗基于不同指數(shù)、不同市值風(fēng)格、不同行業(yè)組合來說的因子定價模型R2系數(shù)非常高，說明組合超額收益方差變化可更好地由因子定價模型來解釋。因此基于投資者情緒的Fama＆French三因子資產(chǎn)定價模型（Ⅳ）對股票收益率的預(yù)期變化有更強解釋力。

從表7中情緒因子系數(shù)的對比來看：第一，滬深300指數(shù)受情緒因子的影響最大，系數(shù)為8215，并且在1%的顯著性水平下通過t檢驗。滬深300指數(shù)是反映我國A股市場整體表現(xiàn)的指數(shù)，對投資者從整體上把握國內(nèi)股票市場的變化起到很大的作用，具有非常實用的投資價值。滬深300指數(shù)樣本占滬深股票市場約七成左右市值，具有極強的投資代表性和很強的領(lǐng)先預(yù)示作用，且在預(yù)測股票市場的頂部和底部時起著相當(dāng)有效的作用，也證明了本文所構(gòu)建情緒綜合指數(shù)的有效性。上證A股指數(shù)受投資者情緒的影響也非常大，情緒因子系數(shù)為4372，并且在1%的顯著性水平下通過t檢驗，上證A股指數(shù)從整體上反映上海A股市場上股票價格的變動情況，也從整體上表明了投資者情緒對股票市場上定價的影響。

第二，從大盤指數(shù)和小盤指數(shù)受情緒因子影響的大小來看，小盤指數(shù)受情緒因子的影響較大，系數(shù)為5587，并且在1%的顯著性水平下顯著，而大盤指數(shù)受情緒因子的影響系數(shù)為2039，在5%的顯著性水平下顯著。此結(jié)果與Baker＆Wurgler(2006)的實證結(jié)論相一致，即小市值股票更容易受到投資者情緒的影響，這也符合中國股票市場的實際。即由于個人投資者所占的比重非常高，由此所造成的投資者非理性成分非常大，小市值股票更容易受操縱，因此受投資者情緒的影響也就較大。

第三，從投資者情緒對行業(yè)影響的角度來看，投資者情緒對房地產(chǎn)行業(yè)、有色金屬行業(yè)、醫(yī)藥生物行業(yè)、鋼鐵行業(yè)的影響差異具有顯著性，情緒因子系數(shù)分別為3698、2796、2345和1896，并且在1%的顯著性水平下顯著。房地產(chǎn)行業(yè)受投資者情緒的影響最大，這也與實際相符，即近幾年來中國城市房地產(chǎn)價格高企、房地產(chǎn)泡沫非常嚴(yán)重，也預(yù)示著對房地產(chǎn)市場的調(diào)控勢在必行。同時有色金屬行業(yè)受投資者情緒的影響也很大，即從2007年開始，一直到2014年，國際宏觀經(jīng)濟政策、國際國內(nèi)經(jīng)濟環(huán)境的變化直接導(dǎo)致了國際有色金屬價格的大幅波動，影響了相應(yīng)行業(yè)股票的業(yè)績，使得不確定性顯著增加，因此有色金屬行業(yè)的股票受投資者情緒的影響非常大。最不受投資者情緒影響的是銀行板塊，情緒因子系數(shù)不顯著，這也與銀行板塊市值大，不易被市場操縱有很大的關(guān)系。

第四，從投資者情緒對上證50ETF和上證180ETF的影響來看，系數(shù)分別為5178和1577,并且分別在1%和5%的顯著性水平下顯著。本文研究結(jié)論與國外研究存在顯著不同，國外的研究文獻沒有發(fā)現(xiàn)投資者情緒影響ETF指數(shù)的實證證據(jù)。筆者認(rèn)為國內(nèi)外研究的顯著差異原因是，在歐美成熟股票市場中ETF為中長期投資工具，投資者的投資策略以中長期投資為主，所以市場情緒的短期波動不會造成對ETF投資者的投資決策產(chǎn)生重大影響。與國外成熟市場不同，A股市場的波動非常劇烈，市場投機性非常濃厚，以長期持有作為投資策略將導(dǎo)致ETF投資者處于較高市場風(fēng)險，因此完全消除投資者行為和心理偏差對ETF定價效率的影響是不可能的。

2奔尤胍魯CCER中國股市投資者信心指數(shù)的資產(chǎn)定價結(jié)果實證分析

為了更好地評價本文所構(gòu)建的基于投資者情緒的資產(chǎn)定價理論模型實證檢驗效果，本文將北京大學(xué)中國經(jīng)濟研究中心與耶魯大學(xué)共同編制的反映中國股市投資者信心指數(shù)的耶魯CCER中國股市投資者信心指數(shù)（時間范圍為2008年9月—2013年12月），代入基于投資者情緒的資產(chǎn)定價理論模型，單位根檢驗表明因子平穩(wěn)，實證結(jié)果如下表8。

ケ8包含耶魯CCER情緒風(fēng)險因子的FF三因子模型實證檢驗

組合

Е聯(lián)0

Е聯(lián)1

Е聯(lián)2

Е聯(lián)3

Е聯(lián)4

R2000002(上證A指）

1.056

(1.544)

1.988**

(2.259)

1.4055***

(6.948)

0.7566***

(4.298)

3.091***

(6.584)

0.8992 000300(滬深300）

0.484

(1.376)

1.589***

(6.889)

1.4302***

(7.083)

0.3957***

(2.746)

6.118***

(10.096)

0.9013 510050（華夏上證50ETF）

2.161***

(3.088)

1.242***

(4.558)

1.1805**

(2.178)

0.2505***

(4.769)

5.295***

(7.146)

0.7983 510030(華寶興業(yè)上證180價值ETF)

0.646

(1.129)

1.896***

(5.594)

1.408**

(2.023)

0.7958***

(8.355)

1.488**

(2.255)

0.8485 801811（大盤指數(shù)）

0.595**

(1.903)

0.6813***

(3.397)

0.7095

(1.108)

0.159

(1.245)

1.049**

(2.177)

0.7856 801813(小盤指數(shù))

0.503

(1.178)

1.396***

(7.074)

0.5341**

(2.207)

1.251***

(4.793)

2.305***

（5.964）

0.9417 801780

（銀行）

2.049***

（3.189）

0.598***

（3.517）

0.2986***

（8.243）

0.1403

（1.173）

1.169

（1.525）

0.6853 801790(非銀金融)

-0.592

（-1.268）

2.698***

（8.572）

1.4635***

（5.937）

0.5526***

（7.928）

1.323**

（2.107）

0.8013 801180

（房地產(chǎn)）

0.695

（1.316）

1.776***

（3.958）

0.628

（1.537）

0.2435***

（3.872）

3.595***

（7.118）

0.9216 801050(有色金屬)

0.1939**

（2.240）

1.505**

（2.319）

0.6855

（1.1276）

0.6545***

（7.558）

1.249***

（4.543）

0.8085

由表8中實證結(jié)果可以得出：第一，在加入了情緒因子之后，對于常數(shù)項Е聯(lián)0г10個回歸模型實證結(jié)果中，有4次通過t檢驗，對于其余的6個回歸模型中，常數(shù)項均沒有通過t檢驗。因此資產(chǎn)定價模型常數(shù)項為0的假設(shè)得到了驗證。

第二，對于Е聯(lián)2В即股票組合超額收益率對于公司規(guī)模因素的敏感度。在10個回歸模型實證結(jié)果中， 有7次通過t檢驗。因此可以認(rèn)為在大多數(shù)情況下，Е聯(lián)2是顯著異于0的，即應(yīng)當(dāng)在包含情緒因子的Fama和French三因子資產(chǎn)定價模型中，考慮規(guī)模溢價因素影響。

第三，對于Е聯(lián)3Ш酮Е聯(lián)4В分別為股票的投資組合超額收益率相對于HML因子和情緒因子的敏感度。對于Е聯(lián)3В有8次通過t檢驗，可以得出在大多數(shù)情況下，Е聯(lián)3顯著異于0，即在對資產(chǎn)定價模型的改進中，應(yīng)當(dāng)在模型中考慮HML因子。對于Е聯(lián)4В即股票投資組合超額收益率相對于投資者情緒因子敏感度。除銀行板塊沒有通過t檢驗之外，其他板塊均通過t檢驗，因此可以得出在大多數(shù)情況下，Е聯(lián)4顯著異于0，投資者情緒對于股票市場收益率的影響是顯著的。因此，在資產(chǎn)定價模型當(dāng)中，應(yīng)當(dāng)考慮投資者情緒因素。對于情緒因子，銀行板塊沒有通過t檢驗，其原因與上文論述相同。

第四，對于Е聯(lián)1В即股票投資組合超額收益率相對于市場投資組合的超額收益率敏感度。實證檢驗結(jié)果證明，所有10次回歸均通過t檢驗。表明市場投資組合超額收益率相對于股票收益率影響是顯著的，包含情緒因子的Fama和French三因子模型應(yīng)該將市場投資組合超額收益率考慮進去。

第五，對于整體上衡量基于投資者情緒的資產(chǎn)定價模型效率，可主要從調(diào)整的系數(shù)R2Ю垂鄄臁９鄄獾髡后的R2В在10次回歸中，調(diào)整后的R2ё畹臀06853，最高為09417，90%以上R2Ц鍪有3個，80%以上R2Ц鍪有4個，R2平均值為08391，從定價效果上看，仍然大約有16%的風(fēng)險變化沒有得到解釋。因此，從整體上看，基于投資者情緒的情緒資產(chǎn)定價理論模型的定價效率要優(yōu)于包含耶魯CCER中國股市投資者信心指數(shù)的情緒資產(chǎn)定價理論模型定價效率。

從表8中情緒因子系數(shù)的對比來看：第一，滬深300指數(shù)受情緒因子的影響最大，系數(shù)為6118，并且在1%的顯著性水平下通過t檢驗。上證A股指數(shù)受投資者情緒的影響也非常大，情緒因子系數(shù)為3091，并且在1%的顯著性水平下通過t檢驗。上證A股指數(shù)從整體上反映上海A股市場上股票價格的變動情況，表明了投資者情緒對股票市場上定價的影響。

第二，從大盤指數(shù)和小盤指數(shù)受情緒因子影響的大小來看，小盤指數(shù)受情緒因子的影響較大，系數(shù)為2305，并且在1%的顯著性水平下顯著；而大盤指數(shù)受情緒因子的影響系數(shù)為1049，在5%的顯著性水平下顯著。這也與Baker＆Wurgler(2006)的實證結(jié)果相一致。

第三，從投資者情緒對行業(yè)影響的角度來看，投資者情緒對房地產(chǎn)行業(yè)、有色金屬行業(yè)、醫(yī)藥生物行業(yè)、鋼鐵行業(yè)的影響差異具有顯著性，情緒因子系數(shù)分別為3595、1249、3145和1769，并且在1%的顯著性水平下顯著。房地產(chǎn)行業(yè)受投資者情緒的影響最大，這也與實際相符。與直接綜合情緒指數(shù)因子系數(shù)相反的是，有色金屬行業(yè)受投資者情緒的影響相對很小，系數(shù)為1249。非銀行業(yè)金融板塊受情緒因子影響系數(shù)為1323，并且在5%的顯著性水平下顯著。最不受投資者情緒影響的是銀行板塊，情緒因子系數(shù)不顯著。

第四，從投資者情緒對上證50ETF和上證180ETF的影響來看，系數(shù)分別為5295和1488,并且分別在1%和5%的顯著性水平下顯著，因此也得出投資者情緒顯著影響ETF指數(shù)的結(jié)論。

第五，從整體上看，在將耶魯CCER中國股市投資者信心指數(shù)作為一個因子，加入到Fama和French的三因子資產(chǎn)定價模型以后，對資產(chǎn)定價模型有一定的解釋力，但沒有本文所構(gòu)造的情緒綜合指數(shù)定價效果好，這與耶魯CCER中國股市投資者信心指數(shù)存在調(diào)查范圍小、調(diào)查時間短、局限性較大等有很直接的關(guān)系。

四、結(jié)論及政策建議

本文采用主成分分析方法構(gòu)造了情緒綜合指數(shù)，在Fama＆French三因子模型基礎(chǔ)上，構(gòu)建了基于投資者情緒的資產(chǎn)定價理論模型，并將模型實證研究擴展到不同風(fēng)格市值指數(shù)、不同行業(yè)指數(shù)、甚至不同ETF投資基金，研究了投資者情緒對這些投資組合的顯著差異性影響。最后，對所構(gòu)建的情緒綜合指數(shù)與耶魯CCER中國股市投資者情緒信心指數(shù)對情緒資產(chǎn)定價理論模型定價效果進行了比較分析。

文章的主要結(jié)論是：（1）滬深300指數(shù)受情緒因子的影響最大，上證A股指數(shù)也受投資者情緒的顯著影響。（2）小盤指數(shù)受情緒因子的影響較大。（3）從投資者情緒對行業(yè)影響的角度來看，投資者情緒對房地產(chǎn)行業(yè)、有色金屬行業(yè)、醫(yī)藥生物行業(yè)、鋼鐵行業(yè)的影響具有顯著差異性。（4）本文的研究結(jié)論與國外研究存在較大差別，本文發(fā)現(xiàn)投資者情緒顯著影響上證50ETF和上證180ETF。從實證的角度證明了在加入投資者情緒因子以后，情緒資產(chǎn)定價理論模型的可靠性和有效性。

本文研究結(jié)論具有非常重要的政策涵義：市場情緒對A股市場ETF指數(shù)影響顯著，即表明中國股票市場投資者以短期投資為主要投資策略，如果長期發(fā)展下去，將使ETF指數(shù)成為短線投機的投資工具。若出臺有效的政策措施吸引中長期投資者加入，將對ETF指數(shù)在 A股市場的長期、穩(wěn)定、可持續(xù)發(fā)展起關(guān)鍵性作用。

お

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Investor sentiment and the stock market pricing efficiency of empirical research

WANG Bo

(Institute of Economics ,Liaoning university ,Shen yang Liao ning 110136,China)

Abstract：

In this paper, Using principal component analysis method, Constructing sentiment.comprehensive index.To the standardization of the constructed as investor sentiment factor, Joining the sentiment index factor into Fama and French three factors pricing model, CAPM model and Fama and French based on investor sentiment index of different style, different value index, the ﹊nfluence of different industry index, Selecting the Shanghai A share index respectively, the CSI 300 index, the Shanghai 50ETF, the Shanghai 180 ETF ,the market index, the index of small cap, the banking sector, the financial sector, the real estate, non-ferrous metal plates, medical biological plate, steel plate, for representing these portfolios in order to research on the differences between these different combinations of investor sentiment in Chinese stock market .And the Yale CCER investor confidence index after standardization has joined into Fama and French three factors are compared. Empirically ﹑roving sentiment asset pricing theory model has been constructed by rationality, Investor sentiment index as asset pricing factor, After joining the Fama and French three factors model,It has markedly improved the pricing efficiency of asset pricing model.

Key words：

non systematic risk;sentiment composite index; investor sentiment; pricing efficiency

責(zé)任編輯：常明明

吳錦丹 蕭敏娜 常明明