融資融券、投資者情緒與股市波動(dòng)的關(guān)系

儀 峰,劉曉桐,胡安安

(1.山東工商學(xué)院 a.金融學(xué)院;b.經(jīng)濟(jì)學(xué)院,山東 煙臺(tái) 264005;2.復(fù)旦大學(xué) 旅游學(xué)系,上海 200433)

一、引言

2015年我國(guó)股市經(jīng)歷了暴漲暴跌的行情,上證指數(shù)從2 000多點(diǎn)啟動(dòng),在短短不到一年的時(shí)間飆升到5 178點(diǎn)。投資者情緒空前高漲,投資者處于投資狂熱的狀態(tài)。隨后,行情又急轉(zhuǎn)直下,上證指數(shù)從5 178點(diǎn)迅速下跌到2 638點(diǎn)。由于在上漲過(guò)程中巨大的融資盤存在,暴跌行情使得加杠桿的投資者損失慘重,甚至仿佛一夜之間財(cái)富化為烏有。股市的劇烈波動(dòng),也使得廣大投資者和學(xué)者的矛頭指向融資融券交易機(jī)制,期間投資者的情緒從極度高漲到極度悲觀。傳統(tǒng)金融理論受到挑戰(zhàn),市場(chǎng)是有效的和理性經(jīng)濟(jì)人的假設(shè)在現(xiàn)實(shí)中受到來(lái)自理論和實(shí)踐中的質(zhì)疑。

行為金融學(xué)的觀點(diǎn)認(rèn)為,投資者受到來(lái)自經(jīng)濟(jì)環(huán)境、經(jīng)濟(jì)政策等因素影響最終都會(huì)反應(yīng)在投資者對(duì)股市的情緒上。在這樣的背景下,我們有必要考慮投資者情緒、融資融券與股市波動(dòng)之間存在的關(guān)系。對(duì)該問(wèn)題的研究,不僅有利于促進(jìn)投資者減少非理性投資轉(zhuǎn)而進(jìn)行價(jià)值投資,而且有利于融資融券交易制度在我國(guó)股市中更加規(guī)范地發(fā)展,推動(dòng)我國(guó)股市健康平穩(wěn)地發(fā)展,發(fā)揮資本市場(chǎng)應(yīng)有的作用。

行為金融學(xué)作為金融學(xué)的一個(gè)重要領(lǐng)域,近年來(lái)對(duì)行為金融學(xué)的研究一直是學(xué)術(shù)界的一個(gè)熱點(diǎn)。國(guó)內(nèi)外的學(xué)者,絕大多數(shù)僅僅關(guān)注了融資融券交易與股市波動(dòng)、投資者情緒與股市波動(dòng)之間的關(guān)系。在以往的文獻(xiàn)中,鮮有將融資融券交易、投資者情緒指標(biāo)與股市波動(dòng)共同研究的情況。但是,不論是在理論上還是直觀上,投資者情緒與融資融券交易之間存在著一定的影響關(guān)系。

在市場(chǎng)處于不成熟的狀態(tài)時(shí),尤其是在市場(chǎng)信息不對(duì)稱和市場(chǎng)透明度較低的狀態(tài)下,投資者通常并不是理性的,極易受到經(jīng)濟(jì)、市場(chǎng)情緒等眾多因素的影響。融資融券對(duì)我國(guó)股票市場(chǎng)的作用具有雙面性,既增加了市場(chǎng)的流動(dòng)性,也增加了股票市場(chǎng)的風(fēng)險(xiǎn)。在我國(guó)股票市場(chǎng)的交易中,融資融券極端的不平衡性且表現(xiàn)出“強(qiáng)杠桿、弱對(duì)沖”的特征。

二、文獻(xiàn)綜述

1.投資者情緒對(duì)股市波動(dòng)的影響

目前,國(guó)內(nèi)外關(guān)于投資者情緒對(duì)股市波動(dòng)影響的作用尚不存在統(tǒng)一的結(jié)論,投資者情緒的作用主要分為增加股市波動(dòng)、降低股市波動(dòng)和無(wú)顯著的影響。

第一種觀點(diǎn)是投資者情緒會(huì)加劇股市的波動(dòng),不利于股市的穩(wěn)定。

Verma將投資者的情緒劃分為理性投資者情緒和非理性投資者情緒,通過(guò)研究證明了理性投資者情緒和非理性投資者情緒對(duì)股市的波動(dòng)性有不同的、非均衡的影響。投資者理性情緒對(duì)波動(dòng)性的正反向的影響是顯著的,與此相反,投資者的非理性情緒對(duì)波動(dòng)率的影響是顯著的[1]。Jianfeng Yu通過(guò)研究市場(chǎng)情緒影響均值和方差的作用,發(fā)現(xiàn)高漲和低落時(shí)期的市場(chǎng)超額收益是不同的,低落期呈正相關(guān)而高漲期關(guān)系不明顯[2]。張宗新、王海亮引入主觀信念變量,并通過(guò)情緒、主觀信念和市場(chǎng)波動(dòng)的機(jī)理進(jìn)行了實(shí)證分析,發(fā)現(xiàn)情緒對(duì)市場(chǎng)波動(dòng)性正向影響十分顯著[3]。安江麗、張立超僅使用新增開戶數(shù)變量代理投資者情緒來(lái)比較個(gè)人投資者和機(jī)構(gòu)投資者的關(guān)聯(lián)和影響股市的作用。發(fā)現(xiàn)機(jī)構(gòu)投資者的情緒對(duì)個(gè)人投資者的情緒有單向的影響,并顯著影響市場(chǎng)的超額收益[4]。

第二種觀點(diǎn)是投資者情緒會(huì)減弱股市的波動(dòng),有利于促進(jìn)股市的穩(wěn)定。

Bernstein、Pradhuman使用華爾街戰(zhàn)略家市場(chǎng)情緒變量代理情緒變化,通過(guò)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn),該情緒變量指標(biāo)與標(biāo)普500市場(chǎng)指數(shù)存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系,說(shuō)明對(duì)市場(chǎng)的波動(dòng)具有顯著的抑制作用[5]。Sayim 和Rahman對(duì)土耳其證券市場(chǎng)進(jìn)行了實(shí)證分析,發(fā)現(xiàn)投資者的情緒變化對(duì)股票收益以及波動(dòng)性具有顯著的影響,并提出了相應(yīng)的監(jiān)管意見,建議監(jiān)管層應(yīng)盡量保持投資者情緒的穩(wěn)定,以便減小股票市場(chǎng)的波動(dòng)性和減弱市場(chǎng)存在的不確定性[6]。晏艷陽(yáng)、蔣恒波等研究了投資者情緒不同類型的股票不同的影響,實(shí)證結(jié)果表明投資者情緒對(duì)減弱股票市場(chǎng)的波動(dòng)性具有顯著的影響,且隨著“投機(jī)性”的增加作用愈加明顯[7]。

第三種觀點(diǎn)是投資者情緒對(duì)股市波動(dòng)無(wú)顯著的影響。

與以上兩種觀點(diǎn)不同,也有很多學(xué)者研究表明投資者情緒與股票市場(chǎng)的波動(dòng)并不存在明顯的影響。Taylor研究投資者情緒和市場(chǎng)的波動(dòng)性之間的關(guān)系,發(fā)現(xiàn)市場(chǎng)中的投資者情緒是由市場(chǎng)的收益和市場(chǎng)波動(dòng)性引起的,而投資者情緒并不對(duì)后者產(chǎn)生顯著的影響[8]。部分國(guó)內(nèi)學(xué)者也得出相似的結(jié)論,胡昌生、池陽(yáng)春通過(guò)實(shí)證分析研究了投資者情緒對(duì)不同估值的股票市場(chǎng)時(shí)期的波動(dòng)性,發(fā)現(xiàn)不同估值的市場(chǎng)階段影響存在著差異,市場(chǎng)處于高估階段時(shí)投資者的理性情緒和市場(chǎng)處于低估階段時(shí)投資者的非理性情緒對(duì)股票市場(chǎng)的波動(dòng)性影響都不顯著[9]。

2.融資融券對(duì)股票市場(chǎng)波動(dòng)性的影響

自融資融券交易制度推出后,對(duì)其研究一直作為學(xué)術(shù)界的焦點(diǎn),得到了學(xué)者的廣泛關(guān)注。關(guān)于該制度的實(shí)施對(duì)股票市場(chǎng)的影響究竟如何?至今學(xué)術(shù)界沒(méi)有得到一致的結(jié)論。我國(guó)引入融資融券制度,希望能夠完善我國(guó)證券市場(chǎng)的雙向交易機(jī)制,從而減弱證券市場(chǎng)的波動(dòng)性,實(shí)現(xiàn)穩(wěn)定市場(chǎng)的作用。但是由于融資融券自身所具有的“強(qiáng)杠桿”效應(yīng),可能會(huì)導(dǎo)致投資者過(guò)度的投機(jī)行為,進(jìn)行杠桿交易,一旦市場(chǎng)朝著預(yù)期相反的方向運(yùn)行,投資者面臨的風(fēng)險(xiǎn)是巨大的。國(guó)內(nèi)外學(xué)者關(guān)于融資融券交易制度對(duì)股市波動(dòng)影響的結(jié)論并不統(tǒng)一,主要分為三個(gè)方面。

第一種觀點(diǎn)是融資融券交易平抑了股市波動(dòng),有利于股市的穩(wěn)定。

Sharif等以我國(guó)證券市場(chǎng)中個(gè)股為研究對(duì)象,研究發(fā)現(xiàn)被選為融資融券標(biāo)的股的股票波動(dòng)率顯著地下降了,說(shuō)明融資融券交易能夠顯著降低被選為融資融券標(biāo)的股股票的波動(dòng)[10]。陳海強(qiáng)、范云菲借鑒其他學(xué)者的研究方法——面板數(shù)據(jù)政策效應(yīng)評(píng)估方法研究了融資融券交易制度對(duì)我國(guó)股市波動(dòng)率的影響,發(fā)現(xiàn)融資交易和融券交易有非對(duì)稱性的影響,兩者的凈效應(yīng)表現(xiàn)是減弱的作用[11]。

第二種觀點(diǎn)是融資融券交易加劇的股票市場(chǎng)的波動(dòng),不利于股市的穩(wěn)定。

Bernardo、Welch研究發(fā)現(xiàn)在股票受到負(fù)面消息影響導(dǎo)致股票價(jià)格下跌,當(dāng)股票市場(chǎng)允許進(jìn)行融券賣空交易時(shí),此時(shí)負(fù)面消息會(huì)引發(fā)市場(chǎng)中投資者的恐慌情緒,而使得股票持有者大量拋售持有的股票;而當(dāng)股票市場(chǎng)禁止進(jìn)行融券賣空交易時(shí),市場(chǎng)中將面臨較小的拋售壓力而減弱這種壓力,有利于減小股票市場(chǎng)的波動(dòng)性和增強(qiáng)市場(chǎng)的穩(wěn)定性。從以上的結(jié)果來(lái)看,融券賣空交易機(jī)制加劇了股票價(jià)格的波動(dòng)性[12]。巴曙松也說(shuō)明了融資融券交易對(duì)股票市場(chǎng)波動(dòng)性的影響,他認(rèn)為短期內(nèi)融資融券的實(shí)施可能會(huì)使得股票市場(chǎng)波動(dòng)性顯著的加大,但是長(zhǎng)期來(lái)看融資融券交易對(duì)整個(gè)證券市場(chǎng)的作用是積極的[13]。Boehmer、Jones、Zhang對(duì)2008年金融危機(jī)期間實(shí)施的約束賣空交易的效果進(jìn)行了研究,結(jié)果表明實(shí)施賣空限制不僅不能降低股票市場(chǎng)的劇烈波動(dòng),而且降低了股票市場(chǎng)的有效性[14]。

第三種觀點(diǎn)是融資融券交易對(duì)股市波動(dòng)無(wú)顯著影響。

與以上兩種研究結(jié)論不相同的是,部分國(guó)內(nèi)外的學(xué)者的研究對(duì)以上兩種研究結(jié)論均持否定的態(tài)度,他們認(rèn)為融資融券交易的引入對(duì)股票市場(chǎng)的波動(dòng)并沒(méi)有顯著的影響,即他們認(rèn)為融資融券交易與股票市場(chǎng)波動(dòng)無(wú)關(guān)。Saffi、Sigurdsson研究了2005年至2008年間來(lái)自全球26個(gè)國(guó)家證券市場(chǎng)上的12 600只股票價(jià)格和波動(dòng)受到賣空限制的影響,研究發(fā)現(xiàn)賣空限制與股票價(jià)格波動(dòng)甚至極端負(fù)值出現(xiàn)是沒(méi)有聯(lián)系的,表明融資買空交易對(duì)股票市場(chǎng)的波動(dòng)性并沒(méi)有顯著的影響[15]。鄭曉亞基于融資融券交易制度引入前后對(duì)我國(guó)市場(chǎng)收益以及波動(dòng)之間的影響,運(yùn)用GRACH和EGARCH模型進(jìn)行了實(shí)證分析,發(fā)現(xiàn)融資融券交易制度的引入并不能顯著影響我國(guó)股票市場(chǎng)的長(zhǎng)期波動(dòng)性[16]。

綜上所述,國(guó)內(nèi)外學(xué)者關(guān)于融資融券交易、投資者情緒對(duì)股票市場(chǎng)波動(dòng)之間的關(guān)系,并未得出統(tǒng)一的結(jié)論。

三、投資者情緒指標(biāo)

本文采用兩種不同的分析方法構(gòu)建投資者情緒指標(biāo)。為了檢驗(yàn)偏最小二乘法和主成分分析法構(gòu)建投資者情緒指標(biāo)實(shí)際效果的差異,采用相同的代理變量數(shù)據(jù)。由于不同代理變量的原始數(shù)據(jù)之間的數(shù)量級(jí)存在明顯的差異,本文對(duì)各代理變量進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化處理。

主成分分析法的主要目的是對(duì)代理變量降維,從較多的變量降為相對(duì)較少的幾個(gè)主要成分,減少變量的個(gè)數(shù)并且盡量避免遺漏較多的有效信息。

從表1的分析結(jié)果來(lái)看,第1至第4主成份累計(jì)的方差貢獻(xiàn)率為85.698%,根據(jù)主成分分析法累計(jì)貢獻(xiàn)率大于85%的基本原則,本文選取前四個(gè)初始特征值。通過(guò)矩陣的計(jì)算得出綜合評(píng)價(jià)函數(shù),投資者情緒指標(biāo)記為spca。

在以往的文獻(xiàn)中,構(gòu)建投資者情緒指標(biāo)主要采用主成分分析法,鮮有使用偏最小二乘法。偏最小二乘法最早是由 Wold提出的,Kelly與Pruitt各自將改進(jìn)后的偏最小二乘法應(yīng)用于提取信息。

經(jīng)過(guò)偏最小二乘法整理得到T*1階投資者情緒指數(shù)向量sentt:

sentt=XJNX'JTSer(Ser'JTXJNX'JTSer)'Ser'JTSer.其中,X即xt=(x1,t,…，XN，t)T,表示在時(shí)間(T,t=1,…,T)上各投資者情緒代理變量及

表1 主成分分析法累積方差貢獻(xiàn)率

四、實(shí)證分析

1.宏觀經(jīng)濟(jì)變量的選擇

本文參考巴曙松和朱虹[17]、易志高和茅寧[18]的研究中宏觀經(jīng)濟(jì)代理變量的選擇,以規(guī)模以上工業(yè)生產(chǎn)增加值同比增速(iav)、消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)(cpi)、工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)(ppi)和宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)(mbci)為宏觀經(jīng)濟(jì)變動(dòng)控制變量的代理變量?？紤]到多重共線性的問(wèn)題,本文首先對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)控制變量的代理變量進(jìn)行初步的回歸分析,將其余影響不顯著的代理變量剔除。選取宏觀經(jīng)濟(jì)控制變量的回歸方程如下:volt=c+volt-1+sentt+iavt+cpit+mbcit+εt.其中,sentt為偏最小二乘構(gòu)造的投資者情緒;volt為滬深300指數(shù)的波動(dòng)率,用其代表股票市場(chǎng)的整體波動(dòng)率;volt-1為滬深300指數(shù)滯后一期的波動(dòng)率。

在表2的檢驗(yàn)結(jié)果中,模型1將三個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)代理變量同時(shí)納入模型,只有規(guī)模以上工業(yè)增加值同比增速(iav)在1%的顯著水平下顯著。

2.平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為了避免出現(xiàn)回歸方程偽回歸等問(wèn)題,通常要保證時(shí)間序列的平穩(wěn)性,為此首先對(duì)各變量進(jìn)行單位根平穩(wěn)性檢驗(yàn)?？傮w上來(lái)說(shuō),本文中使用的各變量均滿足時(shí)間序列回歸平穩(wěn)性的前提,單位根檢驗(yàn)的結(jié)果如表3所示。

3.融資融券與投資者情緒

通常來(lái)說(shuō),金融經(jīng)濟(jì)學(xué)上的時(shí)間序列數(shù)據(jù)存在明顯的趨勢(shì)性效應(yīng)和集聚性效應(yīng),即變量的滯后期數(shù)據(jù)顯著影響當(dāng)期值的效應(yīng),因此本文考慮將解釋變量的滯后一期的時(shí)間序列數(shù)據(jù)加入到檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭?。這樣處理的另一個(gè)重要的目的是,消除模型帶來(lái)的有關(guān)內(nèi)生性問(wèn)題。那么,究竟融資融券與投資者情緒之間到底存在何種關(guān)系?為了直觀理解,本文首先對(duì)樣本區(qū)間內(nèi)融資融券和投資者情緒變量進(jìn)行初步的回歸模型分析,模型如下:

sentt=c1+c2sentt-1+c3rzrqt+εt,

(1)

rzrqt=c1+c2rzrqt-1+c3sentt+εt.

(2)

如果在模型(1)中,融資融券變量的系數(shù)是顯著的,說(shuō)明融資融券交易顯著影響投資者情緒。同理,如果在模型(2)中,投資者情緒變量的系數(shù)值在檢驗(yàn)時(shí)是明顯顯著的,說(shuō)明投資者情緒變化顯著影響融資融券的變動(dòng)。為了進(jìn)一步驗(yàn)證偏最小二乘法和主成分分析法對(duì)投資者情緒變量的擬合程度,我們將以上模型(1)和模型(2)中的投資者情緒變量sentt(偏最小二乘法構(gòu)造的投資者情緒指標(biāo))使用spcat(主成分分析法構(gòu)造的投資者情緒指標(biāo))進(jìn)行替換,記為模型(3)和模型(4),結(jié)果參見表4。

由于篇幅的限制,模型(2)和模型(4)的結(jié)果,此處不再展示。

以上結(jié)果表明,兩個(gè)變量之間存在著相互影響的關(guān)系。

表2 宏觀經(jīng)濟(jì)變量的選擇

注:括號(hào)內(nèi)的數(shù)值代表的是t統(tǒng)計(jì)量,①②③分別代表的顯著水平是10%、5%和1%,下同。

表3 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

表4 融資融券交易對(duì)投資者情緒的影響

4.格蘭杰因果關(guān)系

根據(jù)AIC準(zhǔn)則、SC準(zhǔn)則和LR準(zhǔn)則對(duì)模型的最優(yōu)的滯后階數(shù)進(jìn)行判定,經(jīng)過(guò)模型的判定,最優(yōu)的滯后階數(shù)為1(參見表5)。在判定最優(yōu)滯后階數(shù)的基礎(chǔ)上進(jìn)行Johansen Cointegration Test協(xié)整檢驗(yàn),檢驗(yàn)的結(jié)果如表6所示。

表5 AIC準(zhǔn)則、SC準(zhǔn)則和LR準(zhǔn)則檢驗(yàn)結(jié)果

表6 Johansen Cointegration Test協(xié)整檢驗(yàn)

注:*表示在0.05水平上拒絕假設(shè)。

由以上檢驗(yàn)結(jié)果可以看出,在5%的統(tǒng)計(jì)顯著水平下存在4個(gè)協(xié)整關(guān)系,因此各變量之間被證明存在長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系。

為了進(jìn)一步明確融資融券交易、融資交易、融券交易與投資者情緒指標(biāo)之間的因果關(guān)系,下文對(duì)其進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)的結(jié)果如表7所示。

由表7可以看出,融資融券交易、融資交易和融券交易是投資者情緒指標(biāo)變量的格蘭杰原因,投資者情緒指標(biāo)變量也是融資融券交易、融資交易和融券交易的格蘭杰原因。與前文的檢驗(yàn)結(jié)果相同,融資融券交易和投資者情緒指標(biāo)變量之間存在著相互影響的關(guān)系。

5.對(duì)股市波動(dòng)的影響

上文已經(jīng)證實(shí)融資融券交易與投資者情緒指標(biāo)的影響關(guān)系,下文分別選取偏最小二乘法和主成分分析法構(gòu)造的投資者情緒指標(biāo)sent和spca對(duì)股市的波動(dòng)進(jìn)行實(shí)證分析(見表8和表9)。

表7 Granger因果檢驗(yàn)

我們首先研究投資者情緒變量和融資融券交易分別對(duì)股市波動(dòng)的影響,然后在投資者情緒變量對(duì)股市波動(dòng)影響的模型中引入融資融券交易變量,觀察兩者之間相關(guān)系數(shù)的變化,如果對(duì)于對(duì)應(yīng)的系數(shù)之間變化比較顯著,則說(shuō)明投資者情緒在融資融券交易推出后對(duì)股票市場(chǎng)的整體波動(dòng)有顯著的差異。

分析表8可以看到,基于偏最小二乘(PLS)法構(gòu)造的投資者情緒指標(biāo)與股市整體波動(dòng)之間的回歸模型中,在以上模型中因變量為市場(chǎng)整體波動(dòng)率(滬深300指數(shù)波動(dòng)率),自變量除了滯后一期的股市整體波動(dòng)率僅引入投資者情緒變量指標(biāo)。在模型1中,發(fā)現(xiàn)投資者情緒指標(biāo)對(duì)股市整體波動(dòng)率在10%的顯著水平下具有顯著的影響。投資者情緒指標(biāo)變量對(duì)股市的整體波動(dòng)率具有顯著的負(fù)相關(guān)的影響關(guān)系,當(dāng)投資者情緒指標(biāo)變量每變動(dòng)一個(gè)單位,股市的整體波動(dòng)率降低0.627。該結(jié)果在10%的顯著水平下有明顯的影響,說(shuō)明投資者情緒指標(biāo)變量自身對(duì)股市的整體波動(dòng)率具有一定的影響作用,這也與現(xiàn)實(shí)中我們的感觀是一致的。

表8 投資者情緒、融資融券對(duì)股市波動(dòng)的影響(sent)

在模型2、模型3和模型4中分別引入融資融券交易變量、融資交易變量和融券交易變量。對(duì)比模型1和模型2的回歸結(jié)果,我們發(fā)現(xiàn)投資者情緒指標(biāo)變量的系數(shù)從-0.627變?yōu)?0.858,系數(shù)絕對(duì)值的變化比例為36.84%,說(shuō)明在引入融資融券指標(biāo)后投資者情緒指標(biāo)變量對(duì)股市整體的波動(dòng)率有了更大的影響;而且投資者情緒指標(biāo)變量的顯著性由10%變化為1%,顯著性明顯提高。對(duì)比模型1和模型3的回歸結(jié)果,發(fā)現(xiàn)投資者情緒指標(biāo)變量的系數(shù)從-0.627變?yōu)?0.864,系數(shù)絕對(duì)值的變化比例為37.80%,說(shuō)明在引入融資交易變量指標(biāo)后投資者情緒指標(biāo)變量對(duì)股市整體的波動(dòng)率有了比融資融券交易變量整體具有更大的影響;而且投資者情緒指標(biāo)變量的顯著性由10%變化為1%,顯著性明顯更大的提高。對(duì)比模型1和模型4的回歸結(jié)果,發(fā)現(xiàn)投資者情緒指標(biāo)變量的系數(shù)從-0.627變?yōu)?0.614,系數(shù)絕對(duì)值的變化比例較小,說(shuō)明在引入融券交易變量指標(biāo)后投資者情緒指標(biāo)變量對(duì)股市整體的波動(dòng)率并沒(méi)有顯著的影響;而且投資者情緒指標(biāo)變量的顯著性依然是10%,并沒(méi)有改變。

再觀察模型2、模型3和模型4中融資融券交易、融資交易和融券交易(rzrq/rz/rq)三個(gè)變量的系數(shù),發(fā)現(xiàn)融資融券交易和融資交易變量與股市的整體波動(dòng)率在1%的水平下是顯著負(fù)相關(guān)的。融券交易變量對(duì)股市的整體波動(dòng)率的影響是負(fù)相關(guān),在10%的水平下依然不顯著,而且系數(shù)的絕對(duì)值也相較于融資融券交易和融資交易變量大幅度降低。

表9 投資者情緒、融資融券對(duì)股市波動(dòng)的影響(spca)

在模型5、模型6和模型7中剔除掉投資者情緒指標(biāo)變量,分別引入融資融券交易、融資交易和融券交易(rzrq/rz/rq)三個(gè)變量。對(duì)比模型2和模型5的回歸結(jié)果,發(fā)現(xiàn)在沒(méi)有投資者情緒指標(biāo)變量的模型5中,融資融券變量與股市的整體波動(dòng)率在5%的水平下是顯著負(fù)相關(guān)的,系數(shù)的從-0.801變化為-0.605,絕對(duì)值降低的比例為33.28%,在另一個(gè)角度說(shuō)明投資者情緒指標(biāo)變量對(duì)融資融券交易變量有顯著的影響,且兩者共同作用于股市的整體波動(dòng)率。對(duì)比模型3和模型6的回歸結(jié)果,發(fā)現(xiàn)在沒(méi)有投資者情緒指標(biāo)變量的模型6中,融資交易變量與股市的整體波動(dòng)率在5%的水平下是顯著負(fù)相關(guān)的,系數(shù)的從-0.818變化為-0.614,絕對(duì)值降低的比例為33.22%,說(shuō)明投資者情緒指標(biāo)變量對(duì)融資交易變量有顯著的影響,且兩者共同作用于股市的整體波動(dòng)率。對(duì)比模型4和模型7的回歸結(jié)果,發(fā)現(xiàn)在沒(méi)有投資者情緒指標(biāo)變量的模型7中,融券交易變量與股市的整體波動(dòng)率在10%的水平下依然是不顯著負(fù)相關(guān)的。進(jìn)一步說(shuō)明融券交易變量在我國(guó)股票市場(chǎng)上并沒(méi)有發(fā)揮應(yīng)有的作用。

實(shí)證結(jié)果顯示,由主成分分析法構(gòu)造的投資者情緒指標(biāo)變量對(duì)股市波動(dòng)并沒(méi)有顯著的影響,融資融券交易對(duì)股市波動(dòng)的影響也變?nèi)?。由于篇幅限?此處不再贅述。

本文對(duì)兩種不同方法構(gòu)建的投資者情緒指標(biāo)變量對(duì)股市整體波動(dòng)的影響進(jìn)行了比較。研究發(fā)現(xiàn),主成分分析法構(gòu)造的投資者情緒指標(biāo)變量明顯差于偏最小二乘法構(gòu)造的投資者情緒指標(biāo)變量對(duì)股市波動(dòng)的影響。實(shí)證結(jié)果表明基于偏最小二乘法構(gòu)建的投資者情緒指標(biāo)更具有代表性。

6.脈沖響應(yīng)分析

由脈沖響應(yīng)分析結(jié)果(見表10)可知,市場(chǎng)整體波動(dòng)受到來(lái)自自身的沖擊后,當(dāng)期即做出較大的正向調(diào)整,隨后開始逐漸收斂,并逐步回到其初始狀態(tài)。從長(zhǎng)期來(lái)看,市場(chǎng)整體波動(dòng)受到來(lái)自自身的沖擊后并沒(méi)有表現(xiàn)出一定的慣性,而是逐步回到初始穩(wěn)定狀態(tài)。

股市的整體市場(chǎng)波動(dòng)受到來(lái)自投資者情緒指標(biāo)變量的沖擊后,當(dāng)期并沒(méi)有做出調(diào)整,而是在第二期做出負(fù)向的調(diào)整,隨后便逐漸向初始狀態(tài)收斂,調(diào)整幅度逐漸減弱,第6期后處于穩(wěn)定,基本上回到初始狀態(tài)。從長(zhǎng)期來(lái)看,投資者情緒指標(biāo)變量對(duì)股票市場(chǎng)波動(dòng)具有負(fù)向影響。

融資交易對(duì)股市波動(dòng)具有正向沖擊,在第3期處于達(dá)到最大值,隨后逐漸逐漸向初始狀態(tài)收斂,但是融資交易沖擊影響的期數(shù)明顯長(zhǎng)于投資者情緒和融券交易。股市波動(dòng)受融券交易的脈沖沖擊后,做出負(fù)向調(diào)整,在第2期達(dá)到最大值,很快就回到了初始狀態(tài),說(shuō)明融券交易對(duì)股市波動(dòng)的影響相對(duì)較弱,與前文結(jié)論相同。

7.方差分解

VAR模型中方差分解的中心思想是分析和明確系統(tǒng)內(nèi)生變量的結(jié)構(gòu)沖擊的影響水平,或者貢獻(xiàn)程度。即對(duì)于同一個(gè)被解釋變量,不同解釋變量對(duì)被解釋變量變化的解釋程度,在實(shí)際研究中可以更好的說(shuō)明解釋變量的重要程度。

從表10可以看出,對(duì)于市場(chǎng)整體波動(dòng)率hs,絕大部分的方差被其自身解釋掉了,隨著期數(shù)的增加,這種解釋力度呈現(xiàn)出逐漸減弱的趨勢(shì)。融資交易變量對(duì)整體市場(chǎng)波動(dòng)的影響相對(duì)較小,而投資者情緒指標(biāo)變量和融券交易變量對(duì)整體市場(chǎng)波動(dòng)率的影響十分微弱。

可以看出,影響整體市場(chǎng)波動(dòng)的最重要的因素是其自身,滯后10期的方差解釋率達(dá)到91.28%。融資交易變量對(duì)整體市場(chǎng)波動(dòng)的解釋程度相對(duì)較低,但隨著期數(shù)的增加,這種解釋的能力也有小幅度地加強(qiáng),在第10期時(shí)達(dá)到6.70%,對(duì)其解釋能力依然較差。投資者情緒指標(biāo)變量、融券交易變量對(duì)整體市場(chǎng)波動(dòng)率變量的解釋程度更弱,在第10期時(shí)兩者對(duì)整體市場(chǎng)波動(dòng)率變量的解釋程度分別達(dá)到1.02%和0.99%。原因可能為我國(guó)引入融資融券交易的時(shí)間較短,且融資融券的規(guī)模相差也十分懸殊。這說(shuō)明融券交易變量對(duì)整體市場(chǎng)波動(dòng)率確實(shí)存在影響,但影響的程度較弱。

五、結(jié)論

我國(guó)證券市場(chǎng)發(fā)展時(shí)間較短,相關(guān)法律法規(guī)和監(jiān)管機(jī)制等仍然不成熟,目前我國(guó)證券市場(chǎng)上投資者仍以中小散戶為主,諸多因素導(dǎo)致我國(guó)證券市場(chǎng)不理性的情況頻繁發(fā)生。

表10 脈沖響應(yīng)分析結(jié)果

表11 方差分解結(jié)果分析

本文對(duì)比了偏最小二乘法和主成分分析法兩種方法構(gòu)建的投資者情緒與融資融券交易對(duì)股票市場(chǎng)的波動(dòng)性的解釋能力。實(shí)證分析得出的結(jié)論是:(1)投資者情緒和融資融券交易之間具有相互影響的關(guān)系。(2)投資者情緒對(duì)股票市場(chǎng)的波動(dòng)具有顯著的負(fù)相關(guān)影響,即投資者情緒對(duì)股票市場(chǎng)的波動(dòng)具有顯著的抑制作用。(3)融資融券交易對(duì)股票市場(chǎng)的波動(dòng)具有顯著的負(fù)相關(guān)影響,即投融資融券交易對(duì)股票市場(chǎng)的波動(dòng)具有顯著的抑制作用,但融券交易對(duì)股票市場(chǎng)的波動(dòng)的抑制作用是并不顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。(4)基于偏最小二乘法構(gòu)造的投資者情緒指標(biāo)對(duì)股市波動(dòng)的影響顯著優(yōu)于主成分分析法。

為了進(jìn)一步穩(wěn)定我國(guó)股票市場(chǎng),減緩股市的波動(dòng),促進(jìn)融資融券交易健康發(fā)展,針對(duì)前文的研究,本文提出以下幾點(diǎn)建議:第一,監(jiān)管層應(yīng)積極引導(dǎo)投資者樹立價(jià)值投資的理念,扭轉(zhuǎn)融資融券長(zhǎng)期存在的“強(qiáng)杠桿,弱風(fēng)險(xiǎn)對(duì)沖”的局面,使融資融券交易真正發(fā)揮規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)和增強(qiáng)股票市場(chǎng)流動(dòng)性的作用;第二,進(jìn)一步提升融資融券交易標(biāo)的比例,降低投資者參與融資融券交易的門檻,增加投資者融資融券交易的參與度,有效釋放非理性的投資者情緒,達(dá)到平穩(wěn)股市的作用;第三,加強(qiáng)上市公司信息披露的監(jiān)管,嚴(yán)查違規(guī)行為,增強(qiáng)證券市場(chǎng)的透明度,創(chuàng)新證券交易制度和工具,使投資者情緒快速有效地釋放,促進(jìn)股市平穩(wěn)、健康、有序地發(fā)展。

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