不同 市態下投資者情緒對滬深300股指期貨基差的影響
——基于分位數回歸的實證研究

劉 晨，安 毅

(中國農業大學 經濟管理學院，北京100083)

一、引 言

滬深300股指期貨基差是滬深300現貨指數和期貨指數的差值，對資本市場的信息傳遞具有重要的作用，也是衡量套期保值效率、管理套利和投資策略的關鍵因素。通常在市場有效的條件下，股指期、現貨之間的價差不存在系統性的大幅偏離現象，但在極端特殊的情形下，則可能會出現異常。如2015年我國股市崩盤過程中，就呈現出期指相對于股指大幅貼水、基差走強的狀態(如圖1所示)。這種大幅貼水現象是資本市場運轉中出現的重大問題，需要深入研究并予以解釋。

圖1 我國滬深300股指期貨周基差變化(2013/07/26—2016/07/15)

在未來很長一段時期內，資本市場和理論界都應系統思考的是，股指期貨基差由穩定轉為走強的變化過程是否由我國投資者的情緒和非理性行為主導？投資者情緒對基差的非對稱影響是否因處在不同市態而存在差異？我國資本市場的機構化程度提高是否有助于減輕投資者情緒對基差異常的作用？通過對這一系列問題的深入研究，可以全面分析投資者情緒因素對基差調整的作用，充分揭示我國股指期貨市場的套期保值和定價效率，對市場投資策略制定及監管層的決策調整具有重要的參考意義。

二、文獻評述

(一)基差變化的影響因素研究和未及之處

資本市場上存在諸多因素對基差走勢產生影響，如市場流動性和波動性、無風險利率以及投資者結構等(Marcinkiewicz，2014)[1]。通常，流動性充足的市場便于套利者進行交易，因此國內外學者更多關注和研究的是流動性對基差的影響。在有關基差影響因素的文獻中，大多支持流動性對基差的主導作用，如Lien等(2013)[2]發現流動性與基差的關系隨時間發生改變，流動性對基差的影響是非對稱的，且在基差為0的附近具有持續性。類似的結論也可以從Li和Guo(2017)[3]的文章中可以看出，基差對流動性存在非對稱影響，說明流動性與基差之間存在因果關系。

隨著國內外學者對投資者情緒以及行為偏差研究的不斷深入，一些文獻逐漸開始關注投資者情緒對證券市場的影響。投資者情緒反映的是投資者對市場未來的預期。由于投資者情緒難以直接度量，研究者通常利用單一或多個情緒因子構建投資者情緒指標。Baker和Stein(2004)[4]指出，在具有賣空約束的市場中，流動性可以作為投資者情緒指標。噪聲交易者在情緒高漲時，更多地表現為非理性地買入行為，這種需求沖擊會提高證券市場的流動性。流動性高的市場時常伴隨較低的交易成本和股票的沖擊成本，進一步推動股票價格的上漲，因此投資者產生樂觀情緒往往伴隨著良好的市場流動性和價格的非理性上漲。投資者情緒也是造成股票價格非理性波動的原因。國內外學者發現投資者情緒與市場波動率有顯著關系，即投資者情緒越高，市場波動性越大。劉晨與安毅(2016)[5]的研究發現分級基金母基金收益率的波動率會隨著投資者情緒增高而增大，但有更多學者側重研究投資者情緒對股票市場或股指期貨市場波動率的影響(Yang和Gao, 2014； Wang等, 2018 )[6-7]。因此投資者情緒既可以通過非理性投資者的交易行為直接影響基差，也可以通過流動性和波動率間接影響基差走勢。與以上學者的研究不同，鄭振龍和林璟(2015)[8]發現流動性與滬深300股指期貨定價偏差的關系并不顯著，而投資者情緒才是我國滬深300股指期貨定價偏差的主要作用因素。總體上看，國內外學者關于投資者情緒對基差影響的研究較為少見。此外，Zou和Sun(2012)[9]發現，投資者在不同市場態勢下，交易行為受情緒的影響程度亦不同，不同市態下投資者情緒對股市收益及其波動存在不同的影響，他們的研究成果值得運用于投資者情緒與基差的關系研究。現在有必要全面考慮和深入研究在不同市態下，特別是我國資本市場由穩定狀態向不穩定狀態轉移前后，投資者情緒對股指基差的影響是否發生了變化，發生了何種變化，以及具體產生哪些影響。

(二)研究方法的改進

國外對基差變化和相關影響因素的關系常用的分析方法是VAR模型及Granger因果檢驗法(Kadapakkam和Kumar，2012；Han和Pan，2016)[10-11]。在國內，關于噪聲交易者對股票市場及期貨市場套期保值效率的研究較為廣泛，基于流動性或投資者情緒對基差非對稱性影響的研究則十分罕見，且使用的方法常見于設定虛擬變量、利用非對稱GARCH模型或分段回歸模型分析。這些方法具有損失樣本的缺點，無法有效衡量多個影響因素對基差調整的非對稱影響。

據以上文獻綜述，本研究將從新的研究視角，把市場態勢分為股市平穩階段和股市動蕩階段，研究投資者情緒在不同市場態勢下對基差的影響；也將首次使用分位數回歸方法分析投資者情緒對基差的非對稱影響；該方法相比于以往的處理手段能夠消除極端值或異常值對參數估計造成的偏差，具備更加穩健的回歸結果。

三、待檢驗假設與研究設計

(一)待檢驗假設

根據研究綜述，可以整理出三方面的重要研究內容，以作進一步的分析假設。其一，投資者情緒既可以直接通過供求關系影響基差，也可以間接通過影響市場流動性和波動性對基差產生影響。投資者情緒較高時，套期保值和套利對投資者的吸引力不大，投資者傾向于對股指期貨(高風險資產)進行單邊投機。增強的市場流動性與波動性進一步縮小基差，容易形成期貨升水。反之，當市場情緒較低時，投資者對指數走勢的悲觀判斷會在股指期貨的價格中有所反應，易推動股指期貨貼水，基差走強。可以認為，投資者情緒是基差水平變動的影響因素之一，且基差隨著投資者情緒指數的上漲而減小，隨投資者情緒指數的下跌而增大。其二，在不同市場態勢下，投資者的心理和行為會受到市場環境的影響，基差受情緒影響也會出現差別。這是因為市場態勢能夠體現在資本市場價格和波動特征中，市場的平穩與否都會影響投資者對于資本市場形勢的判斷(投資者會產生樂觀或悲觀的情緒)，這種主觀判斷(某種市態下的投資者情緒)會帶來與之相應的交易行為，并體現在股指期貨的升貼水中，即股指期貨基差中。綜上所述，投資者在高漲或悲觀的情緒作用下會因市場態勢的不同產生不同的交易行為，因而對基差的影響也會存在差異。其三，現貨市場的非對稱做空機制使得期現反向套利往往遭受限制，這是投資者情緒對基差產生非對稱效應的首要原因；其次，基差變動所受影響因素眾多，期貨升、貼水階段投資者存在的心理和行為偏差，也會導致這些影響因素對基差的敏感性產生非對稱變化。基于這三方面內容，本文提出三個待檢驗假設：

假設1：同一市態下，基差隨著投資者情緒指數的上漲而減小，隨投資者情緒指數的下跌而增大。

假設2：不同市態下投資者情緒對基差的影響表現不一。

假設3：投資者情緒對基差影響存在非對稱效應。

(二)變量構建

1.投資者情緒指標(解釋變量)的選取

關于情緒指標的選取，國內資本市場中常直接采用央視看盤、好淡指數以及一些宏觀經濟指標(企業景氣指數、消費者信心指數和經濟學家信心指數等)。但這些指標數據的連續性和一致性較差，且數據編制的合理性有待通過實踐進一步檢驗。在學術界，國內大部分學者使用情緒代理變量進行研究，如封閉式基金折溢價率、市盈率、新增開戶數、IPO發行數量、IPO首日收益率以及一些市場流動性指標。鑒于流動性測算數據的難獲取性，國內學者鄭振龍和林璟(2015)[8]使用換手率和交易量作為流動性代理指標，在一定程度上可以代表投資者情緒的變化。本文將對這些情緒變量進行重新甄別和梳理，以便構筑模型。其一，IPO的發行數量與首日收益率受人為影響較多，而企業增加IPO發行數量是一個較為長期的過程，用來反映投資者情緒不甚合適。其二，我國于2015年4月開始全面放開A股市場“一人一戶”限制，新增開戶數作為投資者情緒指標也不再具有代表性，可使用新增參與交易的投資者數量替代。其三，鑒于Kumar和Lee(2006)[12]使用股票買賣額之差與總交易額的比率反映投資者情緒，實證表明這個指標比封閉式基金折溢價率更能代表投資者情緒對股價變化的解釋力度，因此使用主動買入金額減去主動賣出的金額差值與總交易額的比率作為現貨市場的主買率指標。由于主動買入和主動賣出數據的難獲取性，使用滬深300板塊的凈流入金額作為主動買入金額和主動賣出金額的差值的代理變量，剔除股市熔斷等極端情況，使用周內平均凈流入金額作為現貨市場主買率指標。其四，交易量和換手率可以反映投資者情緒的變化，并進一步影響期、現貨市場的流動性，因此采用交易量與流通市值之比作為市場的換手率。

基于以上分析考慮，本文最終選取期末新增A股參與交易的投資者數量(num)，以及封閉式基金折溢價率(prem)、市場換手率(turnover)、A股平均市盈率(PE)和現貨市場主買率(buyrate)五個指標作為投資者情緒復合指數的原指標。

2.期現基差(被解釋變量)

為研究投資者情緒對滬深300股指期現基差的影響，使用滬深300指數周度基差作為被解釋變量，并且將t時刻的基差定義為：

Basist=ln(St)-ln(Ft)

其中，St、Ft分別為t時刻的滬深300指數價格和根據持倉量加權得到的期貨價格。

3.調節變量

關于投資者結構(structure)數據，本文選自wind數據庫中的季度數據，structure代表機構投資者持有滬深300成分股所占比例。這里還假定在一個季度內，投資者結構不發生改變。需要說明的是，盡管這種假設可能會導致序列相關性，但由于每天滬深300成分股的權重不同，因此相應的機構投資者持股比例并不是完全相同的;而且分位數回歸放寬了對誤差項的假設條件，因此并不影響回歸效果。

4.控制變量

(1)市場利率(持有成本)。市場利率r能夠影響市場資金的流向，并影響投資者投資現貨市場和期貨市場的成本。當市場利率升高時，融資成本增加會縮小期現套利空間，進一步對基差產生影響。為了與本文其他周度變量得到實時統一地匹配，這里使用國債回購周利率作為無風險利率。

(2)套利成本。套利成本分為直接成本和間接成本。其中，股票市場的直接成本包括傭金和印花稅，期貨市場的直接成本只有傭金。雖然在2015年股災期間，滬深300、上證50股指期貨合約的非套期保值持倉的交易保證金和手續費均有不同程度的提高，但由于現貨市場是“T+1”交易，因此套利交易的直接成本仍然固定，須主要考慮可變動的間接套利成本對基差調整的作用。間接交易成本主要包括沖擊成本和等待成本。沖擊成本不僅可以衡量交易成本中流動性溢價的部分，還能估測等待過程中價格向不利方向變化而帶來的風險。在國外學者對沖擊成本的研究中，有Harris(1990)[14]提出的基于市場分筆數據的統計類測算指標，也有基于計量模型方法的價格沖擊模型(Hasbrouck，1991)[15]。由于這些方法所需的高頻分筆數據較難獲取且計算復雜，我們可以借鑒Almgren等(2005)[16]采用的沖擊成本模型計算沖擊成本。另外，滬深300期貨分別與成分股、滬深300ETF套利的沖擊成本不同，因此須分別計算滬深300股指期貨、成分股及滬深300ETF的沖擊成本(impact-F、impact-S和impact-ETF)。等待成本使用滬深300指數收益率的波動率(rsigma)和滬深300股指期貨收益率的波動率(frsigma)表示。

(3)均值回復特征(reversion)。市場上的套利機制使股指期貨與現貨之間具有長期均衡關系。如果基差處于無風險套利區間之外，大量的套利活動會造成均值回復現象。國內外學者(Jiang等,2013；Monoyios和Sarno，2002；易蓉等，2010)[17-19]的各項研究均證明了股指期貨基差呈現非線性的均值回復特征。在我國，由于股票現貨市場存在賣空機制約束，這種均值回復具有更明顯的非對稱性。這里將參考Li和Linetsky(2014)[20]中的O-U均值回復模型，使用基差與均值之差再除以滬深300股指期貨與現貨指數的相對波動率對這種均值回復的特征進行解釋。

(三)分位數回歸模型

本文使用分位數回歸模型檢驗投資者情緒對基差的影響，具體模型如下：

(1)

其中，Basist表示第t周的滬深300期貨基差；SPLS表示第t周復合投資者情緒指數。對控制變量Controlt-1進行滯后一階處理能夠避免回歸模型的內生性問題。為了更好地比較不同因素對基差影響的效果，將對被解釋變量以外的所有變量進行標準化處理，這樣可以更方便地比較出各因素發生一單位變化對基差產生的具體影響。

穩健性檢驗使用控制函數法構建半參數分位數回歸，具體模型如下：

(2)

(3)

其中，Basist表示第t周的滬深300期貨基差；SPLS表示第t周復合投資者情緒指數；Xt是內生解釋變量；Zt是Xt的工具變量。對控制變量Controlt-1進行滯后一階處理能夠避免回歸模型的內生性問題，可將Controlt-1視作外生解釋變量。εt和δt是不可觀測的實值隨機變量。回歸時首先對式(3)進行分位數回歸，再將回歸得到的殘差項代入式(2)中進行分位數回歸得到參數估計值。

四、樣本數據與描述性統計

(一)樣本數據

這里采用的樣本數據為滬深300股指期貨從2013年7月26日至2016年7月15日期間的日交易數據。其間， 2014年中出現了股指期，現貨市場的大幅上漲，隨后2015年7月由股災引發的價格暴跌，使得這段時期股指期、現貨市場均出現了大幅度的波動，市場處于明顯的動蕩時期。市場更容易劃分出平穩和動蕩兩個階段，并且平穩與動蕩的市場態勢之間的特征也具有非常明顯的差別，實證結果能夠顯著地體現兩種不同市態下，投資者情緒對基差的不同作用。另外，從成交量來看，自2016年以來，股指期貨成交量處于穩定且較低的水平，相比2013到2016年的樣本數據區間有很大的縮量。由于投資者情緒與成交量呈現正相關關系，可以看出投資者情緒在2017年和2018年是非常悲觀的，且情緒的波動并不大；因此以2013年7月26日至2016年7月15日作為樣本數據進行實證研究是比較具有代表性的，能夠更清晰地得到投資者情緒與基差的關系。由于投資者情緒代理變量大部分為周度數據，因此具體選取使用155周數據進行研究。另外，本文將在Pagan和Sossounov(2003)[21]關于牛、熊市的判別方法的基礎上，使用周度數據計算第t周前后三個月的波動率區分市場態勢。當t周及以后的波動率持續超過t周前波動率的20%，即認為股市進入動蕩階段。因此，市場被分成股市平穩階段(2013年7月26日—2015年3月27日)和股市動蕩階段(2015年3月28日—2016年7月15日)。其中，被解釋變量、解釋變量、控制變量及調節變量數據均來自于wind數據庫，然后使用R3.3.0進行分位數回歸分析。

(二)描述性統計與方差分析

表1是各個變量的具體說明與分市態的描述性統計。描述統計與方差分析顯示，新增A股參與交易的投資者數量(num)、封閉式基金折溢價率(prem)、市場換手率(turnover)以及A股平均市盈率(PE)和現貨市場主買率(buyrate)五個指標作為投資者情緒復合指數的原指標。除新增A股投資者數量和主買率指標外，其余指標在兩個市態中都有顯著差異，從方差分析結果易知，情緒復合指標在兩個市態下存在顯著差異。基差在這兩個態勢下的差別非常明顯，在1%水平下顯著，表明在兩個市態下，股指期貨升貼水程度不同，且在股市動蕩態勢下均值為0.2，呈現明顯的貼水現象。調節變量和控制變量均在兩種市態下呈現不同的顯著程度，說明上述方法所劃分的兩個時間區間確實反映了不同的市場態勢。

表1 變量的描述性統計與方差分析

續上表

五、實證分析結果

(一)投資者情緒對基差的影響

受篇幅所限，表2只列出了具有代表性的分位點25%、50%和75%的回歸結果。通常情況下，25%分位點代表期貨市場升水，50%分位點表示基差處于0附近，75%分位點表示期貨市場貼水。觀察投資者情緒對基差的整體影響，在兩個市場態勢下，投資者情緒復合指數系數在所有分位點均為負，并且在股市動蕩階段的顯著性最高，系數的絕對值最大；說明在其他控制變量不變的情況下，同樣幅度的情緒變動在暴漲暴跌的市場中對基差的影響作用更強。這證實了假設1和假設2。

表2 分位數模型回歸結果

續上表

從分位數模型回歸結果看出，投資者情緒對基差的影響具有非對稱性，證實了假設3。這也說明了使用分位數回歸模型的必要性和合理性。觀察回歸系數可知，在不同市場態勢下，投資者情緒對基差的非對稱影響效果亦不相同。股市在較為平穩的階段，投資者情緒對期貨升、貼水的影響相近。但在股市動蕩期間，投資者情緒對基差的影響更大，作用更顯著，且對基差的影響存在非對稱效果，在貼水期間基差更容易受到投資者情緒的影響。這是由于市場在暴漲階段往往伴隨著投資者情緒高漲，會吸引大量的投機者頻繁交易，在市場流動性提高的同時，價格預期也進一步被推高，形成更高的升水。而當市場處于暴跌階段，現貨市場的做空限制會引發投資者的恐慌心理，悲觀的情緒會放大投資者的非理性行為，導致情緒對基差調整的作用更加顯著。同時，正是由于做空機制的不完善，在市場出現異常下跌行情時，作為我國資本市場上為數不多的風險管理工具，股指期貨被情緒悲觀的投資者們過度使用，承接了大量來自現貨市場的拋壓。這一市場機制問題也是股市異常波動期間內股指期貨持續深度貼水的重要成因之一。

為了更直觀地看出情緒指標對基差不同分位數的完整影響情況，圖2給出基情況。顯然可以看出，基差隨著投資者情緒指數的上漲而減小，隨投資者情緒指數的下跌而增大；且動蕩市場態勢各分位點系數均低于平穩態勢，表明市場處于動蕩態勢下，投資者情緒對基差的影響更大。在平穩市場態勢下，投資者情緒對基差的影響呈現較平穩的直線型，說明投資者情緒對基差不存在非對稱影響。而市場處于動蕩態勢時，投資者情緒對基差的影響呈一條斜向下的曲線，投資者情緒對基差的影響存在非對稱效應，且貼水期間基差更容易受到投資者情緒的影響。從分位數回歸結果的顯著性來看，套利成本也是影響基差的顯著因素之一，而基差的均值回復特征不明顯。雖然回購利率對基差影響在統計上不顯著，但從圖中可以看出兩個市態下回購利率對基差的影響存在明顯差別，這可以用持有成本理論來解釋。在股市平穩的態勢下，回購利率與基差呈現負相關關系，此時市場情緒較為穩定，融資成本的提高會引起基差走強。而在股市處于動蕩態勢時的情形恰恰相反，融資成本的提高更容易降低市場熱度及收益率預期，引起基差進一步走弱。因此持有成本對基差也存在一定影響，但沒有投資者情緒的作用明顯。

圖2 基差影響因素的分位數回歸系數變化

(二)穩健性分析

1.投資者情緒指標的穩健性分析

通過檢驗流動性與滬深300期貨基差的關系，可以避免因投資者情緒指標體系中含有流動性指標成分而否定投資者情緒對基差的影響。基于Li和Wu(2006)[22]、酈金梁等(2012)[23]、鄭振龍和林璟(2015)[8]的研究分析，交易量作為流動性指標包含兩個部分：流動性(期望交易量)和信息交易量。其中，信息交易量可以體現出投資者情緒。因此，可以采用Amihud(2002)[24]的一階自回歸方法，將滬深300股指期貨與現貨的交易量進行分解，以期望交易量代表市場流動性指標。同時，我們還可以借鑒李鳳羽(2014)[25]關于穩健性檢驗的處理方法，使用五個單一投資者情緒指標分別代替投資者情緒指數，利用分位數回歸模型重新擬合，以更清楚地說明投資者情緒對基差的主導作用以及各個投資者情緒源指標對基差的影響程度。最終的回歸結果表明[注]限于篇幅，本文略去投資者情緒指標的穩健性分析，相關表格留存待索。：在多個分位點處，期貨市場預期交易量的回歸系數不顯著，信息交易量的回歸系數顯著；現貨市場的預期交易量和信息交易量的回歸系數均顯著。該結論與國外學者的研究相反，說明我國投資者情緒對基差的影響占據主導地位。另外，在多個分位點處，除新增開戶數與封閉式基金折溢價率的回歸系數不顯著，其余投資者情緒源指標的回歸系數均顯著，這表明能夠解釋投資者情緒變化的流動性代理指標(換手率與主買率)和市盈率指標比新增開戶數(新增A股參與交易的投資者數量)與封閉式基金折溢價率更能對基差變動作出解釋，可以更有效地反映我國投資者情緒的變化。

2.內生性分位數回歸的穩健性分析。

本文設定的模型中雖然引入了很多關鍵的控制變量進行回歸分析，但仍可能忽略其他影響基差的因素，遺漏變量和測量誤差所帶來的內生性問題會導致模型估計結果有偏差且不一致。大部分國內學者使用分位數回歸時通常使用基于工具變量的兩階段回歸模型來解決，但估計得到的結果不一定是一致的(Terza等，2008)[26]。本文認為，可以在回歸模型(1)的右側引入滯后兩期的基差值作為工具變量，基于工具變量分位數回歸法可以相對有效地緩解模型的內生性問題。根據表3的穩健性回歸結果，投資者情緒在多個分位點處的回歸系數仍然顯著為負，并且投資者情緒系數大小及其顯著性與表2得到的結論相似，說明遺漏變量、測量誤差等帶來的內生性問題不會影響上面得出的結論。

表3 基于工具變量的分位數回歸估計結果

續上表

六、不同投資者結構下的非理性行為對基差的影響

非理性的噪聲交易容易造成市場價格與理論價格的持續偏離。Lee等(2012)[27]從不同類型投資者交易行為角度，實證得出不同投資者結構下的非理性行為對基差產生不同的影響。投資者情緒對基差的作用效果可能受到不同投資者結構的影響，市場中的機構投資者往往更具有投資理性(Valkanov，2006)[28]，而個人投資者更容易產生非理性的投資行為(Verma等，2007)[29]。當市場個人投資者數量更多時，高漲的投資者情緒會擴大非理性購買行為，使基差持續擴張。由此，這里再提出假設4。

假設4：資本市場的機構化程度會改變投資者情緒對基差的影響。

為了檢驗假設4，我們可以在模型(1)中加入投資者情緒與投資者結構的交叉項。具體的檢驗結果見表4。考慮到機構投資者的持股比例與股票市場行情密切相關，股指期貨基差水平的變化會影響機構投資者的投資決策，進一步影響機構投資者的持股份額，股指期貨基差水平與投資者結構之間可能存在因果關系而產生內生性，導致分位數回歸結果是有偏或不一致的。本文借鑒Lee(2007)[30]和Chernozhukov(2015)[31]的研究，通過在模型右側引入投資者結構的代理變量作為工具變量，采用控制函數的方法緩解內生性問題。所選取的代理變量參考張雄等(2010)[32]對于投資者結構的度量方法，即用交易量與持倉量之比來衡量。投資者結構可定義為投機行為和套期保值行為的相對程度，使用交易量與持倉量之比反映了投機行為與套期保值行為之間的較量。表5為考慮投資者結構的分位數回歸結果，與表4得到的結論非常接近，可見所選取的工具變量是合適的。

表4 考慮投資者結構的分位數回歸結果

續上表

表5 基于控制函數的分位數回歸結果

續上表

通過觀察回歸結果中交叉項的系數可以發現，當股市處于平穩態勢時，投資者情緒與投資者結構的交叉項的系數均為正數，與情緒對基差的作用相反，并且在10%的置信水平下顯著。這證實了假設4，并且表明：在股市平穩的情況下，期貨市場機構化程度越高，投資者情緒對基差的影響越小。這種積極影響在期貨升水時更加顯著。但是，需要注意另外兩個重要結論：其一，在股市處于動蕩的市場環境下，投資者情緒與投資者結構的交叉項前的系數并不顯著，機構化程度的提高實際上并沒有降低投資者情緒對基差的影響。這說明在股市平穩階段，機構化程度的提高有助于市場穩定，但在動蕩市場環境下，機構投資者的作用則不明顯。其二，基于控制函數的分位數回歸結果中，在股市動蕩的環境下，盡管投資者情緒與投資者結構的交叉項前的系數存在較低的顯著性，但投資者結構與基差呈負相關關系，且投資者結構前的系數的絕對值大于交叉項系數的絕對值，說明當考慮投資者情緒與投資者結構對基差的交互影響時，盡管機構投資者更具有理性投資行為，但機構投資者的交易行為在總體上并沒有起到穩定市場的作用，在情緒的作用下甚至會推動股指期貨的暴漲暴跌。而在市場處于平穩上升階段時，投資者結構系數與交叉項前的系數均為正數，機構化程度的提高對于市場穩定起到非常顯著的作用。總體而言，投資者結構確實是影響基差的重要因素，在股市平穩時，機構化程度的提高會減輕投資者情緒對基差的影響，但在股市動蕩階段機構投資者本身的交易行為并沒有起到維護股市平穩運行的作用。

七、結論與啟示

本文基于分位數回歸方法，對不同市態下的投資者結構、投資者情緒和股指期貨基差的關系進行了系統研究，拓展了以往學者的研究邊界和方法。具體研究發現投資者情緒對滬深300指數期貨基差具有非對稱影響。我國資本市場運行存在以下三方面問題：第一，投資者情緒對基差是負向影響，即基差隨著投資者情緒指數的上漲而減小，隨投資者情緒指數的下跌而增大，但存在非對稱性。非對稱性體現在：①不同市場態勢下，投資者情緒對股指基差的負向影響程度不同。②股市動蕩的市態下，當市場分別處于升水和貼水情形時，投資者情緒對基差的負向影響程度不同。當股指期貨貼水時，基差更容易受到投資者情緒因素的作用。第二，在投資者情緒指標中，市盈率、換手率和主買率指標能夠更有效地對基差變動作出解釋。相比于流動性，投資者情緒是我國基差調整的主要影響因素。第三，市場機構化程度的提高不一定會減輕投資者情緒對基差的異常作用。在股市處于平穩狀態時，投資者情緒對基差的影響會隨著資本市場機構化程度的增加而減弱。然而，在股市動蕩階段，機構投資者受情緒引導產生的非理性交易行為甚至推動了我國股指期貨暴漲暴跌。同理，在股市暴跌階段，機構化發展并沒有對市場的穩定起到預想中的作用。

我國期現基差變動中蘊含大量的投資者情緒因素，反映了我國資本市場投機氛圍濃厚、市場效率低的現狀，對認識資本市場運行和資本市場政策調整有三點重要啟示。首先，期、現貨市場較高的套利成本抑制了套利交易與套期保值的實現，使基差更容易受投資者情緒的影響，不利于基差水平的合理回歸。其次，投資者情緒對基差的非對稱影響主要歸因于現貨市場做多與做空機制的非對稱性以及金融期貨等風險管理工具的種類不足，這說明我國資本市場的做空機制有待完善，風險管理工具的種類有待豐富。最后，我國資本市場個人投資者占比較大，且存在機構散戶化現象。一旦投資者出現整體的非理性行為，其交易策略制定及效果就會受到嚴重影響，并進一步增大資本市場的系統性風險。