消費者信心指數與股票收益之間關系研究

孔璐璐

摘 要：行為金融學的發展，將情緒作為變量引入金融學來解釋一系列“金融市場異象”，近年來，關于情緒與股市收益之間的研究愈發成熟。本文選取投資者情緒代理便量中的單個指標消費者信心指數為對象，通過ADF單位根和Granger因果檢驗，研究消費者信心指數與股票收益之間的關系，發現兩者不存在格蘭杰因果關系。

關鍵詞：消費者信心指數；ADF單位根檢驗

一、引言

改革開放以來，為適應市場發展需要，中國股市產生，傳統的金融學理論認為股市發展與經濟形勢息息相關，股價的變動是在“有效市場假說”的基礎上圍繞股市的內在價值“隨機游走”的，然而根據中國股市的發展軌跡，價格波動過大且長期處于一種非理性的狀態，人們對股市的投機多于投資，大多抱著一種賭徒的心理“追漲殺跌”，這種伴隨著投資者情緒的非理性的循環往往造成市場混亂，與此同時市場也會將這種帶有“信號”的信息以各種公開或者非公開的方式反饋給投資者以供其參考或者借鑒，這些投資者多以個人投資者為主。雖然個人投資者在市場中的占比較多，但是在信息獲取，投資決策、市場把握等方面并不具有優勢，且更容易發生“處置效應”，他們的投資者大多是非理性的，是帶有強烈的個人色彩的。這些非理性的行為，用傳統的金融學理論已經不能解釋，然后20世紀30年行為金融學興起。

目前，對投資者情緒到底如何進行定義，學術界并沒有統一的口徑，總結可得將投資者情緒分為三個大類：一是直接情緒也稱顯性情緒指標；二是間接情緒也稱為隱形情緒指標；三是復合情緒指數也稱綜合情緒指數，現在關于情緒方面的研究主要集中于第三類，本文主要關注單個的投資者情緒代理變量對市場的作用。研究單個的投資者情緒代理變量消費者信心指數對市場的作用，方便在以后的研究中對消費者信心指數對市場的作用有一個清晰的定位。同時由于個人投資者情緒的個性化特征，這能夠觸發個人投資者的非理性投資行為，進而對市場產生影響。所以對消費者信心指數的研究，方便我們更加準確的進行投資決策，避免做無用功。

二、文獻綜述

消費者信心指數也叫消費者情緒是對消費者消費意愿進行預測，是衡量宏觀經濟的一個先行指標之一。消費者信心指數包括消費者預期指數和消費者滿意指數。預期指數是反映消費者對總體經濟走向的預測；滿意指數主要是對耐用品消費的評價上面。20世紀40年代，美國的密西根大學首次提出并編制了CCI這個指數，主要傾向于研究消費和宏觀經濟狀態之間的關系。另外一個在美國比較有名的是會員消費者信心指數，除了對整體宏觀環境的預測，也加入了對家庭收入和支出方面的調查。在1997年，中國在研究國外指數的基礎上引入CCI，來監測中國的宏觀經濟的運行狀況，這個指數按月份公布，在國家統計局的經濟景氣監測中心能查到，主要對消費者的就業和收入的預期和滿意程度進行調查。尼爾森的全球消費者信心指數中，我們可以監測世界經濟對中國消費個人財產和就業前景等方面的影響。國內外對消費者信心指數的研究主要分為以下的三個方面：

（1）研究消費者信心與消費之間是否具有預測關系

諸如Mueller（1963）、Linden（1982）以及Jeff和Charles（2004）年等認為消費者信心指數對消費具有預測的作用，也有研究諸如Chopin和Darrat（2000）則對此持有相反的意見。張英奎和張帥（2014）將2001年到2014年的時間分為四個時間段分別做CCI和CPI 之間的相關性研究，得出在不同的經濟形式下，CCI和CPI直接存在不同的特征。然后在以Logistic向量自回歸模型的基礎上，將CCI分為消費者信心的高漲和低迷兩個狀態，認為我國的消費者是存在慣性的，在不同CCI狀態下CPI呈現不同的形態，當CCI大時，CPI在短期較小長期較大且穩定，當CCI小時，CPI維持較低的水平。柴琳琳和姜偉（2016）通過對2006-2016年數據的分析，在凱恩斯消費者理論以及擴展理論的基礎上，運用格蘭杰因果和協整檢驗對上述的數據做實證檢驗得出：第一，消費者信心對消費存在正向相關的關系，說明消費者信心能夠影響消費者的消費決定；第二，在5%的顯著性水平下，消費者信心與消費通過協整檢驗，存在長期均衡，消費者信息指數不僅于當期的消費和收入也取決于過去的消費和收入。孫穎（2016）分兩步研究消費者信心指數和居住類居民消費價格指數之間的關系，首先是通過理論和經濟走勢相結合的方式進行描述性分析，認為消費者信心指數和居住類居民消費價格指數存在非對稱性，然后以建立的VAR模型和VER模型進行實證檢驗，結果表明，兩研究對象在短期影響很小，在長期存在均衡關系。

（2）消費者信心對金融市場的影響

Otoo（1999）研究消費者情緒與股票之間關系時，對個人進行密歇根調查，發現人們把股票變化作為一個衡量消費的先行指標，認為消費者情緒與股票之間存在正向的關系，股價的上漲能夠刺激消費。Fisher和 Statman（2003）認為消費者情緒與股票之間也是正向的關系，這種關系具體體現為當股票高漲時，消費者信心會上升當股票行情不好的時候，消費者信心會下降。賢成毅和秦莉（2017）在建立三元VAR模型的基礎上，進行脈沖響應分析，發現在長期中消費者信心指數能夠預測大盤走勢。股市景氣，消費者信心高漲，投資者需求增加，從而促進股票收益率的上升，大盤指數上升。相反，通過做脈沖響應分析得出，大盤走勢對消費者信心的預測作用有限。

（3）消費者信心與宏觀經濟之間的關系的研究

Helder（2009）認為宏觀經濟變量對消費者信心指數存在著影響，Fuhrer（1993）認為消費者在宏觀的經濟中出于被動的地位，通過統計測試表明宏觀經濟的變化引起消費者情緒的變化，并認為在長期中情緒所代表的信息對消費的預測作用不大。Sharon（2005）檢測了一個由太陽黑子驅動的不確定的商業周期模型，發現太陽黑子的沖擊能夠反映消費者信心指數。許多媒體和公眾認為消費者情緒是經濟中一股重要的、獨立的力量。一些人認為，情緒指數預測未來的經濟活動，另一些人認為消費者情緒的變化實際上推動了商業周期的波動。這篇文章表明，消費者情緒發揮了更為被動的作用，主要反映而不是引起當前的經濟狀況，如收入增長水平、通貨膨脹、失業和利率。作者的統計測試表明，消費者情緒的大部分變化是由這些宏觀經濟變量解釋的。情緒所特有的信息在解釋消費支出的后續變化中所起的作用相對較小。同樣，除了滯后的宏觀經濟數據外，同期消費者情緒數據在預測當前活動方面的增量相對較小。最后，正如一些人所說，在20世紀90年代，情緒在波動和預測中的獨立作用并沒有增加。張文會（2014）采取定性和定量結合的方式來驗證宏觀經濟對消費者信心指數的影響。李成（2016）選取的時間是2005-2016年。文中以2008年的金融危機為例，通過對比危機前后CCI不同的特征，即危機前消費者對經濟形勢看好，在危機后對經濟形勢悲觀這兩者截然不同的態度，反映出CCI和宏觀經濟之間存在影響。之后通過實證檢驗得出消費者信心指數（預期指數）是產出（月度工業增加值增長率）的格蘭杰原因，信心指數對產出具有預測作用。

三、實證研究

（1）理論基礎

本文對數據的分析是建立在時間序列平穩性的基礎上的，可以有效的避免虛假回歸，進而能夠建立正確的模型來分析經濟變量之間的關系。單位根檢驗包括DF檢驗和ADF檢驗，DF檢驗是Dickey和Fuller在1978年在OLS基礎上發現的，隨后在1981年為了避免由于回歸過程隨機干擾性改變以及時間這個趨勢變量導致的DF 檢驗無效這種情形的產生，Dickey和Fuller提出了ADF檢驗，這個檢驗規避了上述的兩個問題。DF 檢驗只適用于一階自回歸的過程，無法應用于高階自回歸過程，而ADF檢驗則可以，同時加入了時間趨勢的變化和常數項。單位根的檢驗是對時間序列數據做平穩性的檢驗，為了了解消費者信心指數者開戶數與收益率之間的的變動關系，這需要對數據做格蘭杰因果關系檢驗，這種統計檢驗方法是格蘭杰在1969年提出的，是以兩個變量的向量自回歸為基礎的。

假設存在兩組變量{Xi}和{Xj}，采用EVIEWS8.0軟件對其做格蘭杰因果檢驗，其回歸后結果可能有四種結果分別是：{Xi}對{Xj}有單項影響、{Xj}對{Xi}有單項影響和{Xi}和{Xj}之間存在雙向影響以及{Xi}和{Xj}之間是獨立的。為了在格蘭杰因果關系的檢驗中選取最優的滯后階數，本文是先建立VAR模型，確定滯后項，再對模型中的變量進Granger因果檢驗。選用在VAR模型的基礎上面對數據進行分析，是為了對數據的預測更加的準確，更具真實性。

（2）數據分析

1.ADF單位根檢驗。選取1999年1月到2018年3月從國泰安中得到的數據，運用EVIEWS8.0，先對該時間序列做ADF單位根檢驗，如果數據存在單位根，即數據不平穩，不能進行Granger因果檢驗。

根據建立的模型不一樣，檢驗的結果表現為三種，檢驗一般是從復雜的模型到簡單的模型，根據理論只要有一個模型是拒絕零假設，那么這個序列就是平穩的，否則繼續檢測。對于原數據進行檢驗結果如圖：當檢測選擇條件為該None（既沒有時間趨勢項也沒有常數項），ADF檢驗結果為-15.78347，在三個顯著性水平下，皆存在單位根，時間序列是不平穩的；當選擇條件為存在常數項時，ADF檢驗結果為-15.77081，ADF檢驗的結果都不存在單位根，時間序列是平穩的；當選擇條件為既有截距項又有趨勢項（即常數項）時，ADF檢驗結果是不存在單位根的，這說明在此期間的信心指數是平穩的。總體來看這個時間序列是平穩的，可以進行下一步的分析。

同樣，選取自1999年1月到2018年3月從中經網產業數據庫上選取上證綜合指數收盤價的數據為依據，來衡量股票市場收益，來研究兩者之間是否存在顯著的關系，和上述的分析一致，只要有一個模型的檢驗是穩定的，這個時間序列就是穩定的。如圖可以看出：當該序列存在常數項時，在5%的顯著性水平下，是拒絕零假設的，即數列穩定；在既有常數項又有截距項時，在10%的顯著性水平下，不存在單位根，即在時間段的數據是平穩的。

2.VAR模型的建立以及應用

在此模型中X代表消費者信心指數，Y代表股票市場收益，根據VAR建立準則，輸入數據，可以確定此模型是滯后2期AR（2），模型（來自EVIEWS8.0）表示為：

X=C（1，1）*X（-1）+C（1，2）*X（-2）+C（1，3）*Y（-1）+C（1，4）*Y（-2）+C（1，5）

Y=C（2，1）*X（-1）+C（2，2）*X（-2）+C（2，3）*Y（-1）+C（2，4）*Y（-2）+C（2，5）

帶系數的VAR（2）模型

X=1.07046443289*X（-1）-0.150230474733*X（-2）-0.332725673448*Y（-1）+1.96260251443*Y（-2）-52.8906101055

Y=-2.28181056251e-05*X（-1）+0.00130396352853 *X（-2）+1.15035267224*Y（-1）-0.385031126196*Y（-2）+23.9099696737

由上述可知，該數據是滯后二期的，滯后階數的確定，可以使格蘭杰因果的檢驗更加準確，以及可以確定，這個模型的建立是否有意義，即是不是所有的變量都是內生的，結果如圖可以看出，X不是Y的格蘭杰原因，同時Y不是X的格蘭杰原因，X和Y是獨立的，這個模型的建立是沒有意義的，模型的變量中存在外生變量。

四、結論

本文主要是研究消費者信心指數和股票市場之間是否存在關系，即消費者信心指數對股票市場是否有預測的能力。通過對國內外文獻的簡單的梳理，可以看出關于消費者信心指數的研究主要從三個方面著手：第一，消費者信心指數與消費之間存在著相互的影響；第二，消費者信心與金融市場之間存在著相互的影響；第三，消費者信心與宏觀經濟之間存在著相互的影響。然后在以ADF單位根檢驗的基礎上對數據進行建模，本文并沒有對數據之間的進行Granger因果檢驗，而是在建立VAR模型的基礎上對數據展開Granger因果檢驗，主要是為了更加精確的確定該時間序列的滯后項。根據檢驗的結果可以看出，消費者信心指數對股票市場并沒有顯著的關系。

參考文獻

[1]EvaMueller. Ten Years of Consumer Attitude Surveys： Their Forecasting Record[J]. Publications of the American Statistical Association， 1963， 58（304）：19.

[2]Linden， Fabian. The Consumer as Forecaster[J]. Public Opinion Quarterly， 1982， 46（3）：353.