薛宇峰

(云南財經(jīng)大學(xué) 馬克思主義學(xué)院，云南 昆明 650221)

一、引言

金融市場中投資者在投資決策過程中所形成的羊群行為是行為金融領(lǐng)域的一個重要研究內(nèi)容，也是金融市場上出現(xiàn)的一種與傳統(tǒng)金融理論相違背的金融異象。傳統(tǒng)金融理論認(rèn)為，投資者在投資策過程中按照自身所獲得的信息做出理性的投資決策，不受其他投資者行為的影響。然而現(xiàn)實中，投資者跟從其他投資者的投資決策而忽視自身信息的現(xiàn)象大量存在，即所謂的羊群行為現(xiàn)象。Bikhchandani(2000)將金融市場上的羊群行為定義為：投資者基于他人投資決策基礎(chǔ)上推斷他人的信息，在交易過程中存在學(xué)習(xí)和模仿現(xiàn)象，從而表現(xiàn)為在某段時間內(nèi)同時買入或賣出股票。①Bikhchandani S，Sharma S. Herd Behavior in Finance Market：A Review. Working paper of IMF, 2000, (48): 14-27.關(guān)于羊群行為市場效率方面，普遍的觀點認(rèn)為羊群行為對金融市場有非穩(wěn)定作用，認(rèn)為大量投資者在某段時間內(nèi)同時買入和賣出某一股票或某一資產(chǎn)組合時，必然會使得該股票或資產(chǎn)組合的價格在短期內(nèi)發(fā)生劇烈的波動，增加了股價的波動和市場風(fēng)險。因此，金融市場中的羊群投資行為及對資產(chǎn)價格的影響引起了大量國內(nèi)外學(xué)者的關(guān)注，并進(jìn)行了大量的理論與實證研究。

羊群行為的理論研究側(cè)重于從不同的角度對羊群行為的成因、效率等問題進(jìn)行探討，并建立了各種理論模型，其中影響較大的有先由Banerjee(1992)提出，后經(jīng)Bikhchandani、Hirshleifer和Welch(1992)完善的“信息流模型”；Scharfstein和Stein(1990)從委托代理角度提出的“聲譽(yù)模型”；Maug和Naik(1996)從風(fēng)險厭惡經(jīng)理人視角提出的“基于薪酬條款”的羊群行為模型等。

相對于理論研究，更多的研究側(cè)重于對羊群行為的實證檢驗，實證研究按其研究對象又可分為以特定投資者和以整個股市為對象的羊群行為實證檢驗。對特定投資者羊群行為的檢驗，最早是由Lakonishok, Shleifer和Vishny(1992)構(gòu)造的模型和方法，他們通過研究一組基金經(jīng)理在特定股票上是否同時進(jìn)行買賣交易來判斷羊群行為的存在與否，該方法又稱為LSV模型。隨后Wermers(1999)在修正LSV模型基礎(chǔ)上，提出了羊群行為的組合變化衡量方法(PCM)。在PCM模型中，羊群行為用不同基金經(jīng)理在多種股票組合權(quán)重中同方向變動的程度來衡量。針對整個股市的羊群行為檢驗，Christie和Huang(1995)認(rèn)為，如果在市場股價大幅波動期間，個股收益率分布將與市場收益趨同，因此他們通過橫截面收益標(biāo)準(zhǔn)差(CSSD)與衡量市場上股價大幅波動的變量(用虛擬變量表示)之間的回歸來檢驗市場上羊群行為存在與否，該方法又稱為CH模型。Chang, Cheng和Khurana(2000)在CH模型基礎(chǔ)上對羊群行為的測度進(jìn)行了改進(jìn)，用橫截面絕對偏差(CSAD)替代CSSD，將其作為股價趨同的衡量指標(biāo)，從理性CAPM出發(fā)，推導(dǎo)得到用于檢驗股市整體羊群行為的實證模型。

關(guān)于羊群行為對證券市場波動性影響的研究，理論界尚未形成統(tǒng)一的認(rèn)識。雖然普遍的觀點認(rèn)為羊群行為導(dǎo)致股票買賣趨同，削弱了市場基本面因素對未來價格走勢的作用，當(dāng)買賣壓力超過市場所提供的流動性時，必然導(dǎo)致股價在短期內(nèi)發(fā)生劇烈的波動，加大了股市的波動。然而，Lakonishok, Shleifer和Vishny(1992)；Brennan(1995); Cohen, Gompers和Vuolteenaho(2002)基于實證研究認(rèn)為，羊群行為并不足以引起市場的非理性波動，相反，如果投資者同時對同樣的信息做出反應(yīng)，那么羊群行為的存在會加快市場對信息的反應(yīng)速度，因為證券交易是一個信息不斷到達(dá)市場并融入股價的過程，所以羊群行為提高了市場的有效性。此外， Christian (2008)；Salmon(2004)；Sias(1999)等人從羊群行為產(chǎn)生機(jī)理角度，為羊群行為的產(chǎn)生、羊群行為與資產(chǎn)價格泡沫進(jìn)行了建模，從羊群行為對資產(chǎn)價格作用機(jī)制方面進(jìn)行了研究。[注]Christian Hott. Herding behavior in asset markets. Journal of Financial Stability, 2008, 3：25-56.

國內(nèi)學(xué)者關(guān)于羊群行為的研究主要集中在對特定投資者或整個股市的羊群行為存在性的檢驗方面，而對于羊群行為與股市波動性關(guān)系的研究較少，且鮮有作者從定量的角度構(gòu)造羊群行為程度指標(biāo)，并直接考查羊群行為與股市波動性關(guān)系?；诖耍疚臄M運(yùn)用校正的CCK模型構(gòu)造股市羊群行為程度的度量指標(biāo)，然后運(yùn)用EGARCH-M模型為我國股市收益率波動性建模，在控制影響股票市場收益率波動的宏觀經(jīng)濟(jì)因素后，考察羊群行為對股市收益率波動性影響，最后進(jìn)一步通過VAR模型對羊群行為與股市波動性關(guān)系進(jìn)行研究。

二、數(shù)據(jù)的收集與處理說明

本文實證研究所涉及的變量主要包括股票市場綜合指數(shù)收益率，滬、深股市所有個股收益率和相關(guān)的宏觀經(jīng)濟(jì)變量。

(一)目前中國尚無完全統(tǒng)一的市場指數(shù)，且已有的兩市綜合指數(shù)，如滬深300等指數(shù)由于歷史溯源數(shù)據(jù)缺失，無法作為本文研究所選樣本數(shù)據(jù)，但考慮到上證綜合指數(shù)與深證綜合指數(shù)的高度相關(guān)性，以及上證綜合指數(shù)被普遍采用以代表中國證券市場的權(quán)威統(tǒng)計指標(biāo)。因此，本文選用上證綜合指數(shù)代表市場指數(shù)。本文選取2000年1月4日至2010年12月30日的相關(guān)數(shù)據(jù)，節(jié)假日缺失數(shù)據(jù)用前一有效交易日數(shù)據(jù)補(bǔ)充。數(shù)據(jù)來源于國泰安中國股票市場交易數(shù)據(jù)庫(CSMAR)。收益率采取如下的對數(shù)收益率形式：

Rt=lnPt-lnPt-1

(1)

其中，Pt和Pt-1分別為t期和t-1期期末上證綜合指數(shù)的收盤價。Rt為t期期末上證綜合指數(shù)收益率。

(二)本文選取滬、深股市在樣本期內(nèi)所有上市的股票，為保證數(shù)據(jù)的有效性，盡量消除異常樣本對研究結(jié)論的影響，本文按如下標(biāo)準(zhǔn)對收集的數(shù)據(jù)進(jìn)行了篩選和處理：首先，由于目前滬、深股市對特別處理(ST)和特別轉(zhuǎn)讓(PT)公司股票實行5%的漲跌幅限制，且該類股票異常波動較大，為保證股票日收益率指標(biāo)的一致性，本文對這些股票予以剔除；其次，由于新上市股票漲幅一般很大，因此本文對新股上市首日交易數(shù)據(jù)同樣予以剔除。

(三)本文主要研究的是羊群行為對股市波動性的影響，然而，股價的波動還受到諸多宏觀經(jīng)濟(jì)因素的影響，所以只有在剔除宏觀經(jīng)濟(jì)因素影響后，才能精準(zhǔn)地考查羊群行為與股市波動性的關(guān)系。綜合國內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)，并考慮到所選變量的代表性及數(shù)據(jù)的可得性，本文最終選取國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率、通貨膨脹率和利率作為宏觀經(jīng)濟(jì)因素的代理變量。國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率同樣采取對數(shù)增長率形式。

三、研究模型設(shè)計

(一)羊群行為度量指標(biāo)構(gòu)造設(shè)計

為了檢驗金融市場是否存在羊群行為，Chang, Cheng和Khorana(2000)從理性CAPM出發(fā)構(gòu)造了用于檢驗整體股市羊群行為的模型，簡記為CCK模型。本文將借鑒CCK模型，并對其進(jìn)行適當(dāng)校正，以構(gòu)造羊群行為度量指標(biāo)。CCK模型認(rèn)為，當(dāng)市場中存在較嚴(yán)重的羊群行為時，投資者買賣行為趨同，從而使得單個股票的收益率將不太會偏離市場收益率，分散化程度降低。個股收益率對市場整體收益率的偏離用橫截面絕對偏差(CSAD)來表示，并將其作為股價趨同的衡量指標(biāo)。假設(shè)市場上有N種股票，Ri,t為股票i在交易日t的收益率，Rm,t為市場組合收益率，那么市場在交易日t的橫截面絕對偏差為：

(2)

根據(jù)Sharpe(1964)提出的理性CAMP——資產(chǎn)的期望收益率等于風(fēng)險收益率加上系統(tǒng)風(fēng)險溢價，即：

Et(Ri)=Rf+βi(Et(Rm)-Rf)

(3)

其中，Rf表示無風(fēng)險利率，Et(Rm)表示市場組合的預(yù)期收益率，βi為資產(chǎn)i的系統(tǒng)風(fēng)險度量指標(biāo)。

對(3)式進(jìn)行適當(dāng)變形后得到：

Et(Ri)-Et(Rm)=(βi-1)[Et(Rm)-Rf]

(4)

對上式兩邊同取絕對值并加總求和后得到：

(5)

由(1)式可知，上式左邊即為CSADt的期望值，因此有如下表達(dá)式：

(6)

對(6)式分別求Et(Rm)的一階導(dǎo)數(shù)和二階導(dǎo)數(shù)得到：

因此，根據(jù)理性CAPM，橫截面絕對偏差(CSAD)不僅是市場收益率的增函數(shù)，而且兩者還呈線性關(guān)系。然而，如果投資者存在羊群行為，個股的收益率將與市場收益率趨同，此時橫截面絕對偏差(CSAD)與市場收益率之間的線性遞增關(guān)系將不存在。相反，二者之間會存在非線性遞增或遞減關(guān)系。這樣，便有了測度羊群行為的替代方法，即如果CSAD與市場收益率不僅存在線性遞增關(guān)系，還存在其他形式的非線性關(guān)系，則證明存在羊群行為。于是Chang, Cheng和Khorana(2000)通過構(gòu)造一個多項式回歸模型檢驗市場收益率與橫截面絕對偏差(CSAD)之間是否存在非線性關(guān)系來判斷金融市場上羊群行為存在與否。然而，CCK模型中所構(gòu)造的二次回歸模型只是非線性關(guān)系中的一種特定形式，而忽視了可能存在的其他非線性關(guān)系。所以，從這個層面上來看，CCK模型檢驗效果也是保守的。因此，本文構(gòu)造了一個更具代表性的指數(shù)型非線性回歸模型以檢驗羊群行為的存在與否，即：

CSADt=α+γ1|Rm,t|+γ2exp(|Rm,t|)+εt

(7)

當(dāng)非線性項系數(shù)γ2顯著為負(fù)值時，說明存在羊群行為。[注]根據(jù)理性CAPM，當(dāng)不存在羊群行為或羊群行為不顯著時，CSAD與|Rm,t|呈線性遞增關(guān)系，而由于金融市場的復(fù)雜性，CSAD與|Rm,t|也可能存在非線性遞增關(guān)系；而當(dāng)羊群行為較為顯著時，CSAD將隨|Rm,t|遞減，所以當(dāng)系數(shù)γ2顯著為負(fù)值時，表明存在羊群行為。且當(dāng)|Rm,t|趨近于零時，exp(|Rm,t|)可以展開為|Rm,t|的多項式，在忽略二次以上高階項后，(7)式便退化為CCK模型。所以(7)式包含CCK模型，是一個比CCK模型更為靈敏的檢驗?zāi)Ｐ?，兩者之間的區(qū)別在于高階項部分，雖然這部分在近似情況下可以忽略，但在偵查市場收益率處于較低水下的羊群行為時會存在較大差異。

本文運(yùn)用(7)式對我國股票市場上的羊群行為分季度進(jìn)行了檢驗，并將系數(shù)γ2作為羊群行為度量指標(biāo)，這樣便可得到樣本期內(nèi)衡量羊群行為程度季度指標(biāo)，用HBt表示。

(二)基于EGARCH-M模型的羊群行為對股價波動影響研究設(shè)計

表1 上證綜合指數(shù)收益率描述性統(tǒng)計量

金融時間序列大多表現(xiàn)為波動的群集性與收益率分布的非正態(tài)性，表1為樣本期內(nèi)上證綜合指數(shù)收益率的描述性統(tǒng)計量。

從以上統(tǒng)計結(jié)果可以看出，上證綜合指數(shù)收益率具有明顯的尖峰厚尾的非正態(tài)性，樣本期間收益率的偏度為-0.16，峰度為8.08，明顯高于標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的偏度為0，峰度為3的水平，且Jarque-Bera檢驗統(tǒng)計量也拒絕了收益率正態(tài)分布的假設(shè)。所以收益率波動性特征適于用GARCH類模型進(jìn)行描述。相對于GARCH模型，EARCH模型不需要對參數(shù)進(jìn)行限制以保證條件方差方程隱含的條件波動總為正，且允許利好、利空消息對股價波動影響的不對稱性。所以，本文以EGARCH為基礎(chǔ)，同時為了考察條件方差對股票收益率的影響，本文最終選用條件方差進(jìn)行均值方程的EGARCH-M模型研究股價的波動性。

一個EGARCH-M由均值方程和方差方程構(gòu)成。由于本文主要研究的是羊群行為對股市收益率波動性影響，所以通過在均值方程和方差方程中引入羊群行為度HBt，以考察羊群行為對股價收益率及股價波動性影響。本文所使用模型如下：

(8)

其中，HBt為上文所構(gòu)造的羊群行為度指標(biāo)。β0表示市場收益率均值，β1表示羊群行為對市場收益率均值水平影響，β2度量的是收益率的風(fēng)險溢價。φi為杠桿效應(yīng)，若φi>0，則表明利好消息對股價波動性的影響比利空消息大；φi<0，表明利空消息對股價波動動性的影響比利好消息大。δi為考察的羊群行為對股價波動性影響因素，因為HBt取值為負(fù)，且HBt越小，表示羊群行為程度更嚴(yán)重，所以，若δi<0，且在統(tǒng)計上顯著，則表明羊群行為加大了股價波動性，δi>0，表明羊群行為減小了股價波動，提高了市場的有效性。

(三)羊群行為與股市波動性關(guān)系進(jìn)一步研究

股票市場的波動性除受投資者行為影響外，還受到諸多宏觀經(jīng)濟(jì)因素直接或間接的影響。為加強(qiáng)研究的針對性，本文將EGACH-M模型所估計的市場收益率波動剔除宏觀經(jīng)濟(jì)影響因素后，直接考察了羊群行為與市場收益率凈波動之間的關(guān)系。綜合國內(nèi)外研究文獻(xiàn)，考慮到所選取變量的代表性，影響力及數(shù)據(jù)的可得性，本文選取國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率、通脹率、利率作為宏觀經(jīng)濟(jì)因素的代理變量。并建立如下回歸方程：

(9)

其中，GDP，CPI，INT分別表示國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率、通脹率和利率。由于宏觀經(jīng)濟(jì)變量大多為季度或年度數(shù)據(jù)，而上文所構(gòu)造的羊群行為度指標(biāo)為季度數(shù)據(jù)，為保持時間序列在時間上的匹配，以上方程的時間序列變量均采用季度數(shù)據(jù)。這樣，根據(jù)回歸模型(9)便可得到剔除宏觀經(jīng)濟(jì)影響后的凈股價波動序列Vt。

為進(jìn)一步研究羊群行為與股市波動性的關(guān)系，本文將凈波動Vt與股市羊群行為度指標(biāo)HBt進(jìn)行協(xié)整檢驗，考察兩者之間的長期均衡關(guān)系。考慮到羊群行為與股市波動性兩者之間可能存在的雙向因果關(guān)系，即羊群行為影響股市波動性同時，股市波動性又可能影響投資者羊群行為程度，考察變量之間雙向因果關(guān)系常用的方法是Granger因果關(guān)系檢驗，它可以通過由Sims(1980)提出的向量自回歸(VAR)模型完成。VAR模型把經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中所有的變量不再作內(nèi)生變量與外生變量的區(qū)分，而是全部視為內(nèi)生變量進(jìn)行處理，通過每一個變量對系統(tǒng)中所有其他內(nèi)生變量的滯后值的函數(shù)來構(gòu)建模型，用來檢驗相互聯(lián)系的時間序列之間的關(guān)系以及分析隨機(jī)擾動對變量系統(tǒng)的動態(tài)沖擊。

四、實證結(jié)果與分析

為檢驗樣本期間股票市場是否存在羊群行為，本文用計算得到的全樣本橫截面絕對偏差CSAD與市場收益率的全樣本數(shù)據(jù)按(7)式進(jìn)行了回歸分析，[注]本文數(shù)據(jù)的篩選及CSAD的計算由Stata10.0完成，回歸分析及EGARCH-M、VAR、脈沖反應(yīng)函數(shù)的由Eviews6.0估計得到。以考察兩者之間是否存在非線性關(guān)系。為了比較市場在上漲和下跌時羊群行為可能存在的差異，本文通過構(gòu)造虛擬變量的方法分別對市場在上漲和下跌時的CSAD與市場收益率分別按(7)式進(jìn)行了回歸檢驗，結(jié)果如表2所示。

從表2的檢驗結(jié)果可以看出，在全樣本時期，回歸系數(shù)γ2顯著為負(fù)，表明橫截面絕對偏差CSAD與市場收益率之間不僅存在線性遞增關(guān)系，還存在著非線性關(guān)系，表明全樣本期內(nèi)我國股市存在著顯著的羊群行為。從股市上漲時期和下跌時期回歸結(jié)果來看，在股市上漲時期回歸系數(shù)γ2也為負(fù)，但在統(tǒng)計上并不顯著，表明我國股市在上漲時期羊群行為并不顯著。而在股市下跌時期，回歸系數(shù)γ2為-2.543，且在統(tǒng)計上顯著。表明股市下跌時期存在著顯著的羊群行為。從回歸系數(shù)取值來看，股市下跌時期的回歸系數(shù)γ2小于全樣本時期的回歸系數(shù)，表明股市下跌時期羊群行為程度更加嚴(yán)重。為比較指數(shù)型CCK模型相對于普通CCK模型的優(yōu)勢，我們還按(7)式將CSAD與市場收益率進(jìn)行了回歸分析，并將收益率的高階項作為模型遺漏變量進(jìn)行了檢驗。發(fā)現(xiàn)當(dāng)把收益率的三次項、四次項、五次項作為受約束變量進(jìn)行檢驗時，得到F統(tǒng)計量為3.768392，似然比LR為11.30644，都在1%顯著性水平上拒絕受約束變量回歸系數(shù)為0的原假設(shè)，表明CSAD與收益率高階項還存在著非線性關(guān)系，所以當(dāng)市場收益率較低時，普通CCK模型對羊群行為程度是低估的，而指數(shù)型CCK模型卻能靈敏地捕捉到不同收益率水平下的羊群行為。

表2 羊群行為檢驗結(jié)果

注：1.回歸結(jié)果中省略了CSAD的自回歸項AR(5)；2.***(**，*)分別表示估計系數(shù)在1%(5%，10%)顯著性水平下顯著。

為直接考察羊群行為對股市波動性影響，按照CCK模型的設(shè)想，本文將回歸系數(shù)γ2的取值大小作為羊群行為程度的度量指標(biāo)，當(dāng)γ2顯著小于0時，表明存在羊群行為，且γ2取值越小，表明羊群行為程度更嚴(yán)重。本文將所有樣本數(shù)據(jù)分季度按(7)式進(jìn)行回歸，得到了衡量各季度羊群行為程度的指標(biāo)，記為HBt。[注]在按(8)式分季度回歸中，本文將回歸系數(shù)γ2大于0的HB值計為0，表示不存在明顯的羊群行為。然后用EGARCH-M模型考察羊群行為對季度收益率波動性影響，模型的滯后階數(shù)的選擇依據(jù)AIC和SC準(zhǔn)則確定，當(dāng)ARCH項滯后2階、GARCH滯后1階時，AIC和SC值最小，所以最終選擇EGARCH-M(2，1)模型，估計結(jié)果如表3所示。

表3 EGARCH-M模型估計結(jié)果

注：1.EGARCH-M模型均值方程估計結(jié)果中省略了收益率的自回歸項AR(1)和條件方差方程中的截距項；2.***(**，*)分別表示估計系數(shù)在1%(5%，10%)顯著性水平下顯著。

表3結(jié)果顯示，均值方程中系數(shù)β1為正，表明收益率期望值隨羊群行為程度加劇而下降，所以羊群行為投資者平均而言并不能因從眾行為獲得高于市場的收益率。α1和γ1、γ2、φ1在統(tǒng)計上均顯著異于0，表明樣本期內(nèi)股票市場收益率存在顯著的EGARCH效應(yīng)。δ1顯著為負(fù)，表明羊群行為加劇了股票市場的波動性，證實了羊群行為導(dǎo)致股市風(fēng)險增加的論據(jù)。

EARCH-M模型表明了羊群行為會加劇股票市場的波動，且對市場期望收益率具有負(fù)影響。然而，股價的波動還受到諸多宏觀經(jīng)濟(jì)因素的影響，因此，本文將剔除HBt變量后的收益率進(jìn)行簡單的EGARCH-M建模，將得到的表示股市波動性的殘差序列按(9)式進(jìn)行回歸分析，得到如下結(jié)果：

(10)

根據(jù)上式回歸模型，即可得到剔除宏觀經(jīng)濟(jì)影響因素后的收益率波動Vt，然后運(yùn)用VAR模型進(jìn)一步考察Rt、HBt和Vt之間的關(guān)系。但是，VAR模型要求變量為平穩(wěn)序列或變量之間存在協(xié)整關(guān)系，因此先對上述變量進(jìn)行協(xié)整檢驗，檢驗結(jié)果如表4所示。

表4 協(xié)整檢驗結(jié)果

協(xié)整檢驗結(jié)果表明所研究變量存在長期均衡關(guān)系，但變量之間是否存在著因果關(guān)系，還需借助Granger因果關(guān)系檢驗的VAR模型實現(xiàn)，VAR模型中滯后階數(shù)同樣按照AIC和SC準(zhǔn)則選擇，最終選取的估計滯后階數(shù)為2階，模型估計結(jié)果如下：

Rt=-0.0315+0.7608Rt-1+0.0119Rt-2-0.0295HBt-1-0.0084HBt-2-0.0403Vt-1-0.0334Vt-2+ε1t

(11)

HBt=-3.4728+1.6036Rt-1+1.2268Rt-2-0.0707HBt-1-0.2219HBt-2-0.2205Vt-1-0.0723Vt-2+ε2t

(12)

Vt=0.3054-0.2818Rt-1-0.0286Rt-2-1.0834HBt-1+0.7294HBt-2-0.1098Vt-1-0.0716Vt-2+ε3t

(13)

從VAR模型估計結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，在(13)式中，HBt回歸系數(shù)為負(fù)，且在統(tǒng)計上是顯著，表明在控制宏觀經(jīng)濟(jì)因素影響下的市場波動隨著羊群行為程度增加而加劇，而HBt-2系數(shù)為正，說明投資者滯后2期的羊群行為減少了市場波動。這主要是由于t-2期羊群行為使得t-1期的市場收益率波動加劇，羊群投資行為使得股票價格己在t-1期反應(yīng)過度，所以在t期股票價格可能會產(chǎn)生一個反向的調(diào)整過程。從(12)式Vt的回歸系數(shù)來看，Vt-1和Vt-2的系數(shù)均為負(fù)，且在統(tǒng)計上為顯著，表明市場收益率的波動加劇了羊群行為程度。因此，羊群行為與股市波動性存在著雙向的因果關(guān)系。在市場收益率波動劇烈時期，因為投資者面臨的系統(tǒng)風(fēng)險增加，投資者的投資決策行為更易產(chǎn)生趨同，所以導(dǎo)致羊群行為程度更加嚴(yán)重。為了直觀地了解VAR模型中Rt、HBt和Vt三個內(nèi)生變量之間的相互影響的動態(tài)時間路徑，在VAR模型基礎(chǔ)上，本文還給出了如下的部分脈沖反應(yīng)函數(shù)。

圖1 Rt、HBt和Vt之間脈沖反應(yīng)函數(shù)

圖1中實線表示各內(nèi)生變量的脈沖反應(yīng)函數(shù)，虛線表示正負(fù)兩個單位標(biāo)準(zhǔn)差的偏離帶。圖中左邊是收益率對羊群行為的脈沖反應(yīng)函數(shù)，可以看出，在第一、二期內(nèi)，羊群行為的新息沖擊對收益率會產(chǎn)生負(fù)影響，但到第三期后，沖擊所產(chǎn)生的影響發(fā)生反向。這說明羊群行為使得股票收益率在短期內(nèi)發(fā)生過度反應(yīng)，而在此后的中長期，股價會沿過度反應(yīng)方向進(jìn)行反向調(diào)整。圖1中間是收益率波動對羊群行為的脈沖反應(yīng)函數(shù)，從圖中可以發(fā)現(xiàn)，在第一、二期內(nèi)，羊群行為的新息沖擊會產(chǎn)生負(fù)影響，即羊群行為加劇了市場收益率的波動性，但在第三期后，沖擊所產(chǎn)生影響發(fā)生反轉(zhuǎn)，直到第四期后所產(chǎn)生影響逐漸消失。圖1右邊是羊群行為對波動性的脈沖反應(yīng)函數(shù)，可以看到，波動性新息沖擊會對羊群行為產(chǎn)生負(fù)影響，即加劇了羊群行為程度，但反應(yīng)持續(xù)期很短，在持續(xù)二期后影響迅速消失。

五、結(jié)論

本文以檢驗股市整體羊群行為的CCK模型為基礎(chǔ)，提出了一個能靈敏捕捉市場收益率處于較低水平時羊群行為的指數(shù)型CCK模型，并用此模型構(gòu)造了衡量中國股市整體羊群行為程度的指標(biāo)。同時，運(yùn)用EGARCH-M模型直接研究了羊群行為對股市波動性的影響。在控制宏觀經(jīng)濟(jì)因素對股市波動性影響下，運(yùn)用VAR和脈沖反應(yīng)函數(shù)對羊群行為與股市波動性關(guān)系進(jìn)一步進(jìn)行實證研究，并得到如下基本結(jié)論：

1．在中國股票市場上CSAD與市場收益率之間不僅存在著線性遞增關(guān)系，還存在著指數(shù)型非線性關(guān)系，表明樣本期內(nèi)我國股票市場整體存在著明顯的羊群行為，且羊群行為程度在股價下跌時更為嚴(yán)重。該結(jié)論反映了在我國證券市場上，投資者易受其他投資者行為或市場情緒的影響，在投資決策上存在著跟風(fēng)、從眾、模仿行為，投資者投資理念還不成熟。

2．羊群行為加劇了股市的波動。羊群行為的存在，使得短期內(nèi)股票價格反應(yīng)過度，而這種價格的變化并沒有基本面的信息支撐，最終股票市場價格泡沫會破裂，股票市場的波動性也會更加劇烈。

3．羊群行為在加劇股市波動性的同時，股市的波動性也使得投資者羊群行為程度更加嚴(yán)重，兩者之間存在著雙向因果關(guān)系。股市在劇烈波動時期，投資者所面臨的不確定性更大，投資者更易受市場情緒或其他投資者行為的影響，表現(xiàn)出更多的羊群行為。

本文研究結(jié)論對于投資者和監(jiān)管機(jī)構(gòu)都具有重要的現(xiàn)實意義。從投資決策層面來看，羊群行為投資者并不能獲得高于市場收益率水平的收益，且羊群行為加劇了股票市場的系統(tǒng)風(fēng)險，使得投資者無法通過多元化投資組合分散風(fēng)險。從監(jiān)管層面來看，羊群行為使得股價偏離其均衡價值，破壞了市場的價格發(fā)現(xiàn)功能，在一定程度上降低了其資源配置功能。因此，監(jiān)管機(jī)構(gòu)應(yīng)加強(qiáng)市場制度建設(shè)、完善信息披露機(jī)制、改善股價運(yùn)行機(jī)制等，真正讓市場機(jī)制和投資者的理性決策行為決定股市的整體運(yùn)行。