消費者信心指數(shù)與股票收益之間關(guān)系研究

孔璐璐

摘 要：行為金融學(xué)的發(fā)展，將情緒作為變量引入金融學(xué)來解釋一系列“金融市場異象”，近年來，關(guān)于情緒與股市收益之間的研究愈發(fā)成熟。本文選取投資者情緒代理便量中的單個指標(biāo)消費者信心指數(shù)為對象，通過ADF單位根和Granger因果檢驗，研究消費者信心指數(shù)與股票收益之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)兩者不存在格蘭杰因果關(guān)系。

關(guān)鍵詞：消費者信心指數(shù)；ADF單位根檢驗

一、引言

改革開放以來，為適應(yīng)市場發(fā)展需要，中國股市產(chǎn)生，傳統(tǒng)的金融學(xué)理論認(rèn)為股市發(fā)展與經(jīng)濟形勢息息相關(guān)，股價的變動是在“有效市場假說”的基礎(chǔ)上圍繞股市的內(nèi)在價值“隨機游走”的，然而根據(jù)中國股市的發(fā)展軌跡，價格波動過大且長期處于一種非理性的狀態(tài)，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(huán)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(yōu)勢，且更容易發(fā)生“處置效應(yīng)”，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(tǒng)的金融學(xué)理論已經(jīng)不能解釋，然后20世紀(jì)30年行為金融學(xué)興起。

目前，對投資者情緒到底如何進行定義，學(xué)術(shù)界并沒有統(tǒng)一的口徑，總結(jié)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(biāo)；二是間接情緒也稱為隱形情緒指標(biāo)；三是復(fù)合情緒指數(shù)也稱綜合情緒指數(shù)，現(xiàn)在關(guān)于情緒方面的研究主要集中于第三類，本文主要關(guān)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(shù)對市場的作用，方便在以后的研究中對消費者信心指數(shù)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(fā)個人投資者的非理性投資行為，進而對市場產(chǎn)生影響。所以對消費者信心指數(shù)的研究，方便我們更加準(zhǔn)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(shù)也叫消費者情緒是對消費者消費意愿進行預(yù)測，是衡量宏觀經(jīng)濟的一個先行指標(biāo)之一。消費者信心指數(shù)包括消費者預(yù)期指數(shù)和消費者滿意指數(shù)。預(yù)期指數(shù)是反映消費者對總體經(jīng)濟走向的預(yù)測；滿意指數(shù)主要是對耐用品消費的評價上面。20世紀(jì)40年代，美國的密西根大學(xué)首次提出并編制了CCI這個指數(shù)，主要傾向于研究消費和宏觀經(jīng)濟狀態(tài)之間的關(guān)系。另外一個在美國比較有名的是會員消費者信心指數(shù)，除了對整體宏觀環(huán)境的預(yù)測，也加入了對家庭收入和支出方面的調(diào)查。在1997年，中國在研究國外指數(shù)的基礎(chǔ)上引入CCI，來監(jiān)測中國的宏觀經(jīng)濟的運行狀況，這個指數(shù)按月份公布，在國家統(tǒng)計局的經(jīng)濟景氣監(jiān)測中心能查到，主要對消費者的就業(yè)和收入的預(yù)期和滿意程度進行調(diào)查。尼爾森的全球消費者信心指數(shù)中，我們可以監(jiān)測世界經(jīng)濟對中國消費個人財產(chǎn)和就業(yè)前景等方面的影響。國內(nèi)外對消費者信心指數(shù)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(yù)測關(guān)系

諸如Mueller（1963）、Linden（1982）以及Jeff和Charles（2004）年等認(rèn)為消費者信心指數(shù)對消費具有預(yù)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(guān)性研究，得出在不同的經(jīng)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(chǔ)上，將CCI分為消費者信心的高漲和低迷兩個狀態(tài)，認(rèn)為我國的消費者是存在慣性的，在不同CCI狀態(tài)下CPI呈現(xiàn)不同的形態(tài)，當(dāng)CCI大時，CPI在短期較小長期較大且穩(wěn)定，當(dāng)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(shù)據(jù)的分析，在凱恩斯消費者理論以及擴展理論的基礎(chǔ)上，運用格蘭杰因果和協(xié)整檢驗對上述的數(shù)據(jù)做實證檢驗得出：第一，消費者信心對消費存在正向相關(guān)的關(guān)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(xié)整檢驗，存在長期均衡，消費者信息指數(shù)不僅于當(dāng)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(shù)和居住類居民消費價格指數(shù)之間的關(guān)系，首先是通過理論和經(jīng)濟走勢相結(jié)合的方式進行描述性分析，認(rèn)為消費者信心指數(shù)和居住類居民消費價格指數(shù)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(jié)果表明，兩研究對象在短期影響很小，在長期存在均衡關(guān)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(guān)系時，對個人進行密歇根調(diào)查，發(fā)現(xiàn)人們把股票變化作為一個衡量消費的先行指標(biāo)，認(rèn)為消費者情緒與股票之間存在正向的關(guān)系，股價的上漲能夠刺激消費。Fisher和 Statman（2003）認(rèn)為消費者情緒與股票之間也是正向的關(guān)系，這種關(guān)系具體體現(xiàn)為當(dāng)股票高漲時，消費者信心會上升當(dāng)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(chǔ)上，進行脈沖響應(yīng)分析，發(fā)現(xiàn)在長期中消費者信心指數(shù)能夠預(yù)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(shù)上升。相反，通過做脈沖響應(yīng)分析得出，大盤走勢對消費者信心的預(yù)測作用有限。

（3）消費者信心與宏觀經(jīng)濟之間的關(guān)系的研究

Helder（2009）認(rèn)為宏觀經(jīng)濟變量對消費者信心指數(shù)存在著影響，F(xiàn)uhrer（1993）認(rèn)為消費者在宏觀的經(jīng)濟中出于被動的地位，通過統(tǒng)計測試表明宏觀經(jīng)濟的變化引起消費者情緒的變化，并認(rèn)為在長期中情緒所代表的信息對消費的預(yù)測作用不大。Sharon（2005）檢測了一個由太陽黑子驅(qū)動的不確定的商業(yè)周期模型，發(fā)現(xiàn)太陽黑子的沖擊能夠反映消費者信心指數(shù)。許多媒體和公眾認(rèn)為消費者情緒是經(jīng)濟中一股重要的、獨立的力量。一些人認(rèn)為，情緒指數(shù)預(yù)測未來的經(jīng)濟活動，另一些人認(rèn)為消費者情緒的變化實際上推動了商業(yè)周期的波動。這篇文章表明，消費者情緒發(fā)揮了更為被動的作用，主要反映而不是引起當(dāng)前的經(jīng)濟狀況，如收入增長水平、通貨膨脹、失業(yè)和利率。作者的統(tǒng)計測試表明，消費者情緒的大部分變化是由這些宏觀經(jīng)濟變量解釋的。情緒所特有的信息在解釋消費支出的后續(xù)變化中所起的作用相對較小。同樣，除了滯后的宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)外，同期消費者情緒數(shù)據(jù)在預(yù)測當(dāng)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(jì)90年代，情緒在波動和預(yù)測中的獨立作用并沒有增加。張文會（2014）采取定性和定量結(jié)合的方式來驗證宏觀經(jīng)濟對消費者信心指數(shù)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(jīng)濟形勢看好，在危機后對經(jīng)濟形勢悲觀這兩者截然不同的態(tài)度，反映出CCI和宏觀經(jīng)濟之間存在影響。之后通過實證檢驗得出消費者信心指數(shù)（預(yù)期指數(shù)）是產(chǎn)出（月度工業(yè)增加值增長率）的格蘭杰原因，信心指數(shù)對產(chǎn)出具有預(yù)測作用。

三、實證研究

（1）理論基礎(chǔ)

本文對數(shù)據(jù)的分析是建立在時間序列平穩(wěn)性的基礎(chǔ)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(jīng)濟變量之間的關(guān)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(chǔ)上發(fā)現(xiàn)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(dǎo)致的DF 檢驗無效這種情形的產(chǎn)生，Dickey和Fuller提出了ADF檢驗，這個檢驗規(guī)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(yīng)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(shù)項。單位根的檢驗是對時間序列數(shù)據(jù)做平穩(wěn)性的檢驗，為了了解消費者信心指數(shù)者開戶數(shù)與收益率之間的的變動關(guān)系，這需要對數(shù)據(jù)做格蘭杰因果關(guān)系檢驗，這種統(tǒng)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(chǔ)的。

假設(shè)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(jié)果可能有四種結(jié)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(guān)系的檢驗中選取最優(yōu)的滯后階數(shù)，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(chǔ)上面對數(shù)據(jù)進行分析，是為了對數(shù)據(jù)的預(yù)測更加的準(zhǔn)確，更具真實性。

（2）數(shù)據(jù)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(shù)據(jù)，運用EVIEWS8.0，先對該時間序列做ADF單位根檢驗，如果數(shù)據(jù)存在單位根，即數(shù)據(jù)不平穩(wěn)，不能進行Granger因果檢驗。

根據(jù)建立的模型不一樣，檢驗的結(jié)果表現(xiàn)為三種，檢驗一般是從復(fù)雜的模型到簡單的模型，根據(jù)理論只要有一個模型是拒絕零假設(shè)，那么這個序列就是平穩(wěn)的，否則繼續(xù)檢測。對于原數(shù)據(jù)進行檢驗結(jié)果如圖：當(dāng)檢測選擇條件為該None（既沒有時間趨勢項也沒有常數(shù)項），ADF檢驗結(jié)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(wěn)的；當(dāng)選擇條件為存在常數(shù)項時，ADF檢驗結(jié)果為-15.77081，ADF檢驗的結(jié)果都不存在單位根，時間序列是平穩(wěn)的；當(dāng)選擇條件為既有截距項又有趨勢項（即常數(shù)項）時，ADF檢驗結(jié)果是不存在單位根的，這說明在此期間的信心指數(shù)是平穩(wěn)的?？傮w來看這個時間序列是平穩(wěn)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(jīng)網(wǎng)產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)庫上選取上證綜合指數(shù)收盤價的數(shù)據(jù)為依據(jù)，來衡量股票市場收益，來研究兩者之間是否存在顯著的關(guān)系，和上述的分析一致，只要有一個模型的檢驗是穩(wěn)定的，這個時間序列就是穩(wěn)定的。如圖可以看出：當(dāng)該序列存在常數(shù)項時，在5%的顯著性水平下，是拒絕零假設(shè)的，即數(shù)列穩(wěn)定；在既有常數(shù)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(shù)據(jù)是平穩(wěn)的。

2.VAR模型的建立以及應(yīng)用

在此模型中X代表消費者信心指數(shù)，Y代表股票市場收益，根據(jù)VAR建立準(zhǔn)則，輸入數(shù)據(jù)，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(shù)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(shù)據(jù)是滯后二期的，滯后階數(shù)的確定，可以使格蘭杰因果的檢驗更加準(zhǔn)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(nèi)生的，結(jié)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(jié)論

本文主要是研究消費者信心指數(shù)和股票市場之間是否存在關(guān)系，即消費者信心指數(shù)對股票市場是否有預(yù)測的能力。通過對國內(nèi)外文獻的簡單的梳理，可以看出關(guān)于消費者信心指數(shù)的研究主要從三個方面著手：第一，消費者信心指數(shù)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(jīng)濟之間存在著相互的影響。然后在以ADF單位根檢驗的基礎(chǔ)上對數(shù)據(jù)進行建模，本文并沒有對數(shù)據(jù)之間的進行Granger因果檢驗，而是在建立VAR模型的基礎(chǔ)上對數(shù)據(jù)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(jù)檢驗的結(jié)果可以看出，消費者信心指數(shù)對股票市場并沒有顯著的關(guān)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.