周　游

（?？速愄卮髮W(xué) 商學(xué)院，英國(guó) 德文郡）

投資者情緒的定價(jià)適用性研究
——基于七國(guó)發(fā)達(dá)市場(chǎng)視角

周游

（?？速愄卮髮W(xué) 商學(xué)院，英國(guó) 德文郡）

文章旨在對(duì)美國(guó)、加拿大、英國(guó)、德國(guó)、法國(guó)、日本和中國(guó)香港市場(chǎng)的投資者情緒、市場(chǎng)總收益以及特征公司橫截面收益進(jìn)行建模，通過(guò)選擇微觀市場(chǎng)結(jié)構(gòu)變量來(lái)構(gòu)造市場(chǎng)情緒指數(shù)，并發(fā)現(xiàn)市場(chǎng)總收益，特征公司橫截面收益可以由投資者情緒合理解釋。同時(shí)，文章構(gòu)造全新的投資者情緒指數(shù)，以其作為一個(gè)新的定價(jià)變量引入到經(jīng)典的CAPM模型和Fama三因子定價(jià)模型中，并發(fā)現(xiàn)小盤(pán)股和成長(zhǎng)型股票更容易受到投資者情緒的影響。

投資者情緒；橫截面回歸；CAPM；資產(chǎn)定價(jià)

一 引　言

投資者情緒是投資決策的重要影響因子之一。對(duì)投資者情緒的研究最早出現(xiàn)80年代初，其研究廣泛吸收了人類(lèi)學(xué)、心理學(xué)、社會(huì)學(xué)的思想，突破了傳統(tǒng)的資本市場(chǎng)和經(jīng)濟(jì)模式的理論框架，并特別注重從人類(lèi)的情感和行為的新視角出發(fā)，來(lái)研究行為因素對(duì)證券市場(chǎng)的影響。經(jīng)典金融學(xué)的基礎(chǔ)“有效市場(chǎng)理論”認(rèn)為價(jià)格應(yīng)該可以全面地反映上市公司的內(nèi)在價(jià)值，基于市場(chǎng)有效假說(shuō)二級(jí)市場(chǎng)價(jià)格不存在偏誤，此理論無(wú)法解釋現(xiàn)存市場(chǎng)的異質(zhì)收益問(wèn)題。隨著行為金融學(xué)的發(fā)展，學(xué)者們開(kāi)始引入投資者情緒解釋異常股票回報(bào)。行為金融學(xué)理論首先擴(kuò)展了古典經(jīng)濟(jì)學(xué)的理性人假設(shè)，認(rèn)為一些投資者決策是非理性的。行為金融學(xué)理論表明，投資者并非完全理性地進(jìn)行投資交易活動(dòng)，而且市場(chǎng)并非完全有效，因?yàn)槔硇燥L(fēng)險(xiǎn)套利一定程度上受到成本和賣(mài)空條例的限制。

基于非理性的投資者假設(shè)，行為金融學(xué)理論認(rèn)為投資者的投資過(guò)程作為一個(gè)心理過(guò)程，包括對(duì)市場(chǎng)的認(rèn)知過(guò)程和情感過(guò)程。由于個(gè)體的差異，投資者有不同的認(rèn)知和感受，投資行為結(jié)合個(gè)人的主觀判斷和經(jīng)濟(jì)環(huán)境復(fù)雜進(jìn)行交互，在決策過(guò)程可以受認(rèn)知偏差和情緒偏差的影響。個(gè)人偏差可能會(huì)導(dǎo)致團(tuán)隊(duì)甚至整個(gè)金融市場(chǎng)的行為，如“羊群行為”（Scharfstein and Stein,1990)。羊群效應(yīng)也可能導(dǎo)致資產(chǎn)錯(cuò)誤定價(jià)，反過(guò)來(lái)影響了投資者的判斷，提高認(rèn)知偏見(jiàn)和情感上的偏見(jiàn)。因此，投資者情緒是一個(gè)需要考慮的關(guān)鍵因素，其對(duì)投資過(guò)程的影響也需被進(jìn)一步分析。

二 賬面市值比效應(yīng)

B/M(賬面市值比)效應(yīng)由Fama and French在1992提出發(fā)現(xiàn)后，許多學(xué)者在不同市場(chǎng)進(jìn)行了實(shí)證研究來(lái)檢驗(yàn)B/M效應(yīng)對(duì)股市的實(shí)際影響。Fama and French(1993)認(rèn)為高B/M的超額回報(bào)比率是一種破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)。Dichev(1998)否認(rèn)破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)無(wú)法解釋B/M的效果認(rèn)為它不能帶來(lái)更高的回報(bào)。Daniel and Titman(1995)認(rèn)為，市場(chǎng)中的收益異質(zhì)現(xiàn)象如B/M效應(yīng)不能被解釋為風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)，因?yàn)樗麄儼l(fā)現(xiàn)如果公司的市值規(guī)模(SIZE)和B/M值不變，這些指標(biāo)的對(duì)應(yīng)貝塔系數(shù)不能提供額外收益，但是B/M值本身卻對(duì)收益產(chǎn)生影響。La Porta, Skinner and Sloan and Ali(1997)認(rèn)為B/M效應(yīng)是由于錯(cuò)誤定價(jià)引起的。套利風(fēng)險(xiǎn)的波動(dòng)阻止套利行為的發(fā)生，而波動(dòng)率是一個(gè)產(chǎn)生B/M效應(yīng)的重要因素。Ponitiff(2003)指出，當(dāng)市場(chǎng)異質(zhì)性高，風(fēng)險(xiǎn)套利是昂貴的，因?yàn)樵谶@種情況下，套利者不能進(jìn)行有效地對(duì)沖。Wurgler和Zhuravakaya(2002)提出了股票需求模型表明，由于有限套利的影響，需求的價(jià)格也會(huì)受到無(wú)用的信息的影響，使實(shí)際價(jià)格偏離其基本價(jià)值。該方法利用個(gè)股收益率對(duì)市場(chǎng)收益率做回歸，然后使用方差的殘差作為套利風(fēng)險(xiǎn)代理變量。本文將從行為金融學(xué)和投資者情緒的角度來(lái)對(duì)B/M效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證分析。

三 實(shí)證方法和數(shù)據(jù)

（一）投資者情緒代理變量的選取

（1）市場(chǎng)換手率(TURN)。市場(chǎng)換手率由市場(chǎng)成交量除以總市值得到，能較好的衡量市場(chǎng)的流動(dòng)性。Baker and Stein(2004)認(rèn)為，市場(chǎng)換手率可以作為投資者情緒代理變量，高換手率將數(shù)量增加噪聲交易者在市場(chǎng)上。Jones(2001)發(fā)現(xiàn)，高換手率可以預(yù)測(cè)低市場(chǎng)回報(bào)。并且，換手率與投資者情緒正相關(guān)：一般而言，非理性投資者預(yù)期更為樂(lè)觀時(shí)，市場(chǎng)將會(huì)有較高的流動(dòng)性，從而內(nèi)在價(jià)值被夸大，價(jià)格上漲。本文采用市場(chǎng)換手率作為衡量二級(jí)市場(chǎng)投資情緒的第一代理變量。

（2）期權(quán)波動(dòng)率(VOLA)。貝克和Wurglar(2007)認(rèn)為，根據(jù)布萊克·斯科爾斯期權(quán)定價(jià)模型，基礎(chǔ)資產(chǎn)的預(yù)期波動(dòng)率將對(duì)期權(quán)有較大的影響，也可以反映投資者情緒的變化，這是一個(gè)很好的測(cè)量情緒的代理變量。Visaltanachoti Charoenwong,Ding(2011)通過(guò)提取權(quán)證持有人賬戶(hù)信息來(lái)建立波動(dòng)指數(shù)，并驗(yàn)證了期權(quán)價(jià)格波動(dòng)率可以預(yù)測(cè)未來(lái)的股票價(jià)格。這也證實(shí)了衍生品也可以作為衡量投資者情緒的代理變量。本文采用期權(quán)波動(dòng)率作為衡量二級(jí)市場(chǎng)投資情緒的第二代理變量。

（3）月度IPO數(shù)量(NIPO)。月度IPO數(shù)量是一個(gè)很好的衡量投資者情緒的代練變量，并被廣泛使用于許多先前的研究中。Baker and Wurglar(2007)指出封閉基金折價(jià)率，IPO數(shù)量，股利分紅，股權(quán)權(quán)益比都可以作為投資者情緒的代理變量。Kastia(2004)也指出，當(dāng)IPO定價(jià)大于IPO開(kāi)盤(pán)價(jià)格的時(shí)候，正的IPO收益也隨月度IPO數(shù)量增加。本文采用IPO數(shù)量作為衡量一級(jí)市場(chǎng)投資情緒的第一代理變量。

（4）IPO總市值(VALU)。IPO總市值可以較好地衡量投資者情緒，并且與投資者情緒正相關(guān)。Baker and Wurglar(2006)認(rèn)為投資者情緒對(duì)IPO(首次公開(kāi)募股)有重要影響。本文采用IPO總市值作為衡量一級(jí)市場(chǎng)投資情緒的第二代理變量。

（二）投資者情緒指數(shù)的構(gòu)建

（1）當(dāng)期或滯后期選擇。上節(jié)選取的四個(gè)變量是用于構(gòu)造投資的情緒代理變量?？紤]單個(gè)變量在影響股票價(jià)格過(guò)程中，會(huì)有不同的時(shí)間滯后，我們遵循Baker and Wurglar(2006)的方法，首先對(duì)4個(gè)代理變量的當(dāng)期值以及它們的一期滯后值一起8個(gè)變量，提取第一主成分作為初級(jí)投資情緒變量，并對(duì)9個(gè)變量作相關(guān)分析。我們?nèi)?組(當(dāng)期與滯后一期)變量中與初級(jí)投資情緒變量相關(guān)較大的作為后續(xù)使用的代理變量并對(duì)其通過(guò)均值方差法加以標(biāo)準(zhǔn)化處理。在進(jìn)一步主成分提純中，我們遵循第一、第二和第三部分累計(jì)方差比例大于80%的原則來(lái)保持這四個(gè)原始變量的主要信息，從而得到投資者情緒指數(shù)。此方法與Baker and Wurglar(2006)僅使用第一主成分作為投資情緒的方法有差異。

（2）剔除宏觀影響因子得到最終投資者情緒指數(shù)。所選代理變量也將受到經(jīng)濟(jì)基本面影響如就業(yè)率、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、通貨膨脹率這些因子也不能被忽略。由于數(shù)據(jù)的獲取性的制約，7個(gè)發(fā)達(dá)市場(chǎng)的GDP、CPI、PPI和失業(yè)率被選為宏觀影響因素。我們分別用GDP、CPI,PPI和失業(yè)率對(duì)4個(gè)原始代進(jìn)行回歸，取出回歸后所得的殘差來(lái)構(gòu)建清潔投資情緒指數(shù)，構(gòu)建方法與上文一致，得到最終的投資情緒ISR。

圖1.美國(guó)與香港發(fā)達(dá)市場(chǎng)的非清潔投資者情緒和清潔投資情緒比較2003-2013

從圖1看(ISRUS、ISRCA、ISRUK、ISRGE、ISRFR、ISRJP、ISRHK，分別指代美國(guó)、加拿大、英國(guó)、德國(guó)、法國(guó)、日本和中國(guó)香港的投資情緒)，投資者情緒指數(shù)(IS)與清潔投資情緒指數(shù)(ISR)，波動(dòng)上有較大的差異，這反映經(jīng)濟(jì)基本面是不容忽視的。經(jīng)處理以及主成分提取美國(guó)、加拿大、英國(guó)、德國(guó)、法國(guó)、日本和中國(guó)香港的投資者情緒可以被描述為如下方程：

本文從一級(jí)市場(chǎng)和二級(jí)市場(chǎng)兩個(gè)角度出發(fā)，一個(gè)是發(fā)行前——月度IPO數(shù)量和IPO總規(guī)模代表一級(jí)市場(chǎng)情緒，另一個(gè)是發(fā)行后——市場(chǎng)換手率和期權(quán)波動(dòng)率代表二級(jí)市場(chǎng)情緒，比較綜合的捕捉了市場(chǎng)情緒在股票公開(kāi)發(fā)行前后的特質(zhì)。上述式子表明，換手率一般是與投資情緒正相關(guān),法國(guó)擁有最大的換手率系數(shù)(0.470)而英國(guó)的換手系數(shù)最小(0.16)。除了英國(guó)和法國(guó)，期權(quán)波動(dòng)率均與投資者情緒正相關(guān)。除了日本和中國(guó)香港，每月的IPO的數(shù)量均與投資者情緒正相關(guān)。IPO總市值在7個(gè)發(fā)達(dá)市場(chǎng)均與投資者情緒正相關(guān)。

四 實(shí)證分析

（一）美國(guó)股市Fama三因子組合檢驗(yàn)

本部分首先研究投資者情緒是否可以作為一個(gè)定價(jià)因素來(lái)，解釋了風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)。本人將投資者情緒作為一個(gè)新的變量引入經(jīng)典的資產(chǎn)定價(jià)模型——Fama-French三因子模型,并用三因子模型中的5x5排列組合進(jìn)行實(shí)證分析。具體模型如下:

s1m4 p s1m4 p s2m4 p s3m1 p s3m1 p s3m4 p s3m4 p s3m4 p c -0.07 0.46 -0.07 0.46 0.08 0.54 0.22 0.08 0.22 0.09 0.22 0.14 0.22 0.14 0.22 0.13 rmrf 0.88 0 0.87 0 0.99 0 1.09 0 1.1 0 1.1 0 1.11 0 1.11 0 smb 0.89 0 0.89 0 0.69 0 0.52 0 0.51 0 0.28 0 0.29 0 0.27 0 hml 0.25 0 0.25 0 0.2 0 -0.48 0 -0.5 0 0.08 0.21 0.05 0.44 0.04 0.51 is　-0.13 0.37 is(-1) 0.21 0.06 0.29 0.04 0.27 0.09　-0.37 0.04 isr　0.34 0.09 0.38 0.06　-0.19 0.4 isr(-1)　-0.24 0.24 -0.5 0.03 -0.46 0.05 R2 0.97　0.97　0.94 0.94 0.94 0.92 0.92　0.92 s4m2 p s4m2 p s4m2 p s4m3 p s4m5 p s4m5 p s5m1 p s5m4 p c 0.19 0.12 0.2 0.12 0.19 0.13 -0.07 0.66 -0.08 0.54 -0.08 0.57 0.09 0.33 -0.23 0.05 rmrf 1.11 0 1.12 0 1.12 0 1.2 0 1.12 0 1.13 0 0.94 0 1 0 smb 0.25 0 0.25 0 0.27 0 0.22 0 0.24 0 0.24 0 -0.08 0.04 -0.08 0.07 hml -0.22 0 -0.24 0 -0.23 0 -0.12 0.05 0.59 0 0.58 0 -0.41 0 0.22 0 is　0.37 0.01 is(-1) -0.34 0.03　　-0.35 0.06 isr　　0.26 0.18　0.81 0 isr(-1)　-0.37 0.06 -0.42 0.04 0.77 0 -0.18 0.4 0.25 0.09 R2 0.94　0.94　0.94　0.92　0.94　0.94　0.94　0.93

表1中字母指代組合的總市值SIZE大小，字母M指代組合的賬面市值B/M比大小。5x5按市值-B/M分類(lèi)的雙因子組合在1996年由Fama and French提出，并被研究人員廣泛采用，用于分析資產(chǎn)定價(jià)理論。首先，樣本股票集被按市值規(guī)模和賬面市價(jià)比，分別從大到小被排序成5組，然后按5x5的形式兩兩相配對(duì)成為25組序列，把此序列減去無(wú)風(fēng)險(xiǎn)利率，再與市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)(RMRF)，規(guī)模因子(SMB)，賬B/M因子(HML)和投資者情緒指數(shù)進(jìn)行回歸。經(jīng)過(guò)整理，組合序列中擁有顯著的投資者情緒系數(shù)的被整理成表1。(回歸顯著系數(shù)在5%和10%的顯著水平下成立。)從表1，我們可以大致發(fā)現(xiàn)B/M值的投資組合受投資情緒影響顯著。這個(gè)實(shí)證結(jié)果也符合我們的預(yù)期的B/M效應(yīng)。Fama and French(1992)認(rèn)為B/M值是與股票收益正相關(guān)，也就是說(shuō)，高B/M比率意味著高股本回報(bào)率。Fama and French(1998)也指出B/M比率高的股票(價(jià)值型)，從1975年到1995年回報(bào)平均高于B/M值較低(成長(zhǎng)型)的股票7.68%。他們研究所有研究的13個(gè)發(fā)達(dá)股票市場(chǎng)中有12個(gè)被證實(shí)存在B/M效應(yīng),包括主要的股票市場(chǎng)美國(guó)、英國(guó)、法國(guó)、德國(guó)、意大利、澳大利亞、日本、新加坡和中國(guó)香港等。Fama and French基于在有效市場(chǎng)投資理論的角度，認(rèn)為比賬面價(jià)值效應(yīng)是一種風(fēng)險(xiǎn)補(bǔ)償(Fama and French,1992)，而Lakonishok,Shleifer and Vishny,1994)。在行為金融學(xué)的角度，認(rèn)為B/M效應(yīng)產(chǎn)生于錯(cuò)誤定價(jià)和噪音。所以，在Fama 3因子定價(jià)模型中引入投資者情緒，可以部分解釋了B/M效應(yīng),高B/M特征公司對(duì)更易收到投資者情緒因子的影響，如周轉(zhuǎn)比率、市場(chǎng)波動(dòng)，IPO數(shù)量，IPO總規(guī)模等因子。

更具體地說(shuō)，賬面價(jià)值和市場(chǎng)價(jià)值之間差異大的公司股票通常含有更多的非理性和主觀因素定價(jià)因素，這些因子使公司股票被低估或高估，從而對(duì)投資者情緒更敏感。這樣投資者情緒可以作為衡量超額回報(bào)的風(fēng)險(xiǎn)補(bǔ)償，或者其本身就使定價(jià)偏差的市場(chǎng)噪聲。

（二）七國(guó)發(fā)達(dá)市場(chǎng)Fama三因子模型及其擴(kuò)展的檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步揭示情緒對(duì)市場(chǎng)收益和橫截面收益的影響，我們主要使用多空組合，美國(guó)、加拿大、英國(guó)、德國(guó)、法國(guó)、日本和中國(guó)香港市場(chǎng)的按市值，賬面市值比排序的特征序列。未被清潔處理的投資者情緒，處理后的清潔投資者情緒，以及他們的滯后一期作為獨(dú)立變量，并對(duì)特征序列進(jìn)行回歸，市場(chǎng)的溢價(jià)(RMRF)，市值因子(SMB)，賬面市值比因子，贏輸因子(WML)被依次引入到回歸方程中。

sentiment　　control for rmrf smb hml　control for rmrf smb hml wml isr p isr_1 p isr p isr_1 p isr p isr_1 p smb -0.78 0.01 -0.11 0.72 -0.63 0.02 -0.37 0.19 -0.61 0.02 -0.36 0.2 hml -0.72 0.02 -0.72 0.02 -0.61 0.04 -0.94 0 -0.62 0.04 -0.92 0 smb 2.04 0.01 1.79 0.02 1.91 0 1.41 0.04 1.59 0.01 1.26 0.05 hml 0.12 0.8 -0.34 0.46 0.12 0.8 -0.34 0.46 0.04 0.93 -0.3 0.5 smb 0.15 0.77 0.02 0.96 0.29 0.55 -0.01 0.98 0.22 0.64 -0.07 0.89 hml 0.71 0.14 0.28 0.56 0.92 0.03 0.44 0.32 0.79 0.06 0.34 0.42 smb -0.56 0.16 -0.89 0.02 -0.6 0.1 -0.77 0.04 -0.6 0.1 -0.77 0.04 hml -0.07 0.89 0.37 0.44 -0.33 0.45 -0.07 0.87 -0.25 0.56 -0.12 0.79 smb -0.04 0.93 -0.72 0.1 -0.16 0.68 -0.82 0.03 -0.09 0.81 -0.71 0.06 hml 0.33 0.43 -0.47 0.26 0.46 0.22 -0.53 0.17 0.53 0.14 -0.27 0.46 smb -0.16 0.67 0 0.99 -0.13 0.73 -0.1 0.78 -0.03 0.93 -0.2 0.57 hml 0.28 0.36 -0.28 0.37 0.2 0.52 -0.29 0.34 0.22 0.47 -0.32 0.29 smb -0.34 0.68 -1.02 0.22 0.26 0.76 -1 0.21 0.09 0.92 -1.19 0.14 hml -1.72 0 -0.33 0.5 -1.66 0 -0.15 0.76 -1.74 0 -0.27 0.58

首先，我們使用投資者情緒作為唯一的獨(dú)立變量來(lái)研究情緒的預(yù)測(cè)能力?；貧w被設(shè)置為：

第二，SMB因素和HML因素被添加到回歸，以揭示：市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià),SMB,HML和投資者情緒等定價(jià)因子的協(xié)同性。

第三，贏輸因子作為losers-factor動(dòng)量變量被引入上述回歸進(jìn)一步檢查傳統(tǒng)定價(jià)因子和投資者的情緒在定價(jià)過(guò)程中的協(xié)同性。

結(jié)果表明，投資者情緒對(duì)股票收益具有顯著的解釋能力，其解釋能力在不同的市場(chǎng)也存在一定的差異。在數(shù)據(jù)面板表的第一行，當(dāng)期的非清潔的投資情緒和清潔的投資者情緒的系數(shù)均為負(fù)，并在顯著水平5%拒絕零假設(shè)下。當(dāng)期清潔情緒的系數(shù)(-0.78,-0.63,-0.61)比之后一期情緒系數(shù)對(duì)股票收益的影響要大(-0.11,-0.37,-0.36)，同時(shí)負(fù)系數(shù)也說(shuō)明了在美國(guó)市場(chǎng)按市值規(guī)模排序的公司的股票收益是與投資者情緒負(fù)相關(guān)。從規(guī)模因子獲取的套利利潤(rùn)對(duì)投資者情緒因素反應(yīng)更敏感?？偟膩?lái)說(shuō)，投資情緒在加拿大和英國(guó)與市值收益因子以及賬面市值比收益因子正相關(guān)，在德國(guó)與兩者負(fù)相關(guān)，在法國(guó)和日本與市值特征因子負(fù)相關(guān)而與賬面市值比因子正相關(guān)，在中國(guó)香港則是有著正的市值特征因子系數(shù)和負(fù)的賬面市值比系數(shù)。

五 結(jié) 論

本文通過(guò)美國(guó)、加拿大、英國(guó)、德國(guó)、法國(guó)、日本和中國(guó)香港市場(chǎng)構(gòu)造投資者情緒指數(shù)，并檢驗(yàn)了它與市場(chǎng)收益以及橫截面收益的協(xié)同性，通過(guò)多元回歸分析揭示了投資者情緒是一種潛在的定價(jià)因子，可應(yīng)用于擴(kuò)展了傳統(tǒng)的CAPM模型和FAMA 3因素定價(jià)模型。實(shí)證結(jié)果表明小盤(pán)股收益(市值小)和價(jià)值型股票收益(賬面市值比高)對(duì)投資者情緒反映更加敏感。同時(shí)也從側(cè)面解釋了1月效應(yīng)（盤(pán)股效應(yīng)）和B/M效應(yīng)。同時(shí)，后續(xù)結(jié)果也與Baker and Wurglar(2012)發(fā)現(xiàn)全球情緒與本地情緒和總情緒往往是與市場(chǎng)回報(bào)負(fù)相關(guān)的結(jié)論相符。

[1]Amihud,Y.Liquidity and stock returns:cross-section and time-series effects[J].Journal of Financial Markets,2002,(1):31-56.

[2]Baker,M.,Wurgler,J.Investor sentiment and the cross-section of stock returns[J].The Journal of Finance,2006,(4):1645-1680.

[3]Baker,M.&Stein,J.C.Market liquidity as a sentiment indicator[J].Journal of Financial Markets,2004,(3):271-299.

[4]Brown,G.W.&Cliff, M.T.Investor sentiment and the near-term stock market[J].Journal of Empirical Finance,2004,(1):1-27.

[5]Brown G.W.&Cliff M.T.Investor Sentiment and Asset Valuation[J].The Journal of Business,2005,(2):405-440.

[6]Bandopadhyaya, A&Jones, A.L.Measuring investor sentiment in equity markets[J].Journal of Asset Management,2006,(3):208-215.

[7]Ben-Rephael A.,Kandel, S.Wohl,A.Measuring investor sentiment with mutual fund flows[J].Journal of Financial Economics,2012, (2):363-382.

[8]Cooper,Michael J., McConnellc,John J.&Ovtchinnikov,AlexeiV.The other January effec[J].Journal of Financial Economics,2006, (2):315-341.

[9]Fama,Eugene F.Market efficiency,long-termreturns,and behavioral finance[J].Journal of Financial Economics, 1998(49):283-306.

[10]Fama,Eugene F.&KennethR.Value versus Growth:The International Evidence[J].The Journal of Finance, 1998,(6):1975-1999.

（責(zé)任編校：張京華）

F753

A

1673-2219（2015）01-0099-05

2014-11-10

周游（1991-），男，湖南永州人，英國(guó)?？速愄卮髮W(xué)商學(xué)院金融經(jīng)濟(jì)學(xué)碩士，研究方向?yàn)槭袌?chǎng)微觀結(jié)構(gòu)、金融計(jì)量學(xué)和行為資產(chǎn)定價(jià)。