張德容,余攀

(1．湖南工業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，湖南 株洲412007；2．湖南工業(yè)大學(xué) 商學(xué)院，湖南 株洲412007)

一、引言

投資者投資上市公司股票的目的在于創(chuàng)造財(cái)富。上市公司股票的流動(dòng)性很強(qiáng)，投資者將其閑散資金可隨時(shí)買入，需要資金時(shí)又可隨時(shí)賣出。投資者的行為差異源于兩個(gè)因素: 一是各個(gè)投資者占有的信息量和信息質(zhì)量是不同的; 二是投資者處理信息的框架和能力也不相同，即使同樣的市場信息反映在不同的投資者那里，也會(huì)得出不同的認(rèn)知，從而作出不同的決策。對(duì)于具體投資者來說，他們對(duì)企業(yè)股價(jià)和市場走勢的判斷建立在他們各自的認(rèn)知上，根據(jù)自己的認(rèn)知框架對(duì)掌握的信息加以分析，并作出投資決定。

股票市場充滿不確定性。波動(dòng)是股市的基本特征和基本屬性，是投資者進(jìn)行交易的原因和結(jié)果。股票價(jià)格受到信息、投資者情緒、政策以及媒體關(guān)注度等諸多因素的影響。投資者是股票市場的參與者和利益攸關(guān)者。適度的價(jià)格波動(dòng)可以提高投資者的套利和投資熱情，增加市場的活躍性與流動(dòng)性，促進(jìn)市場繁榮。但是，劇烈的波動(dòng)可能引發(fā)“羊群效應(yīng)”以及“追漲殺跌”等金融現(xiàn)象的產(chǎn)生，造成股票市場動(dòng)蕩，損害投資者的利益，削弱資產(chǎn)配置功能，嚴(yán)重時(shí)甚至引發(fā)系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)，從而影響宏觀經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定和發(fā)展。

傳統(tǒng)金融學(xué)的假設(shè)是“理性人假設(shè)”與“有效市場假設(shè)”，因此建立的模型和理論大多強(qiáng)調(diào)投資者的理性和金融市場的自我糾偏機(jī)制。然而隨著時(shí)代的發(fā)展，證券市場上的諸多金融異象無法用傳統(tǒng)的金融學(xué)理論進(jìn)行合理的解釋，大量的實(shí)證研究與觀察結(jié)果表明：投資者心理受到各種因素的影響，投資者決策并不總是理性的。心理學(xué)的理論分析能夠很好的解釋金融市場上的現(xiàn)象和投資者的市場交易行為，最終演化成了行為金融學(xué)。因此行為金融學(xué)理論更加契合資本市場實(shí)際情況，投資者情緒是行為金融理論的重要組成部分，對(duì)投資者情緒的研究有助于理解金融市場中投資者行為與股票價(jià)格波動(dòng)的互動(dòng)過程，降低投資者的投資損失風(fēng)險(xiǎn)，提高投資收益，揭示證券市場內(nèi)在價(jià)格的運(yùn)行規(guī)律。

二、文獻(xiàn)綜述

行為金融學(xué)的研究目前有兩種假設(shè)條件:一是基于內(nèi)生性假設(shè)的研究；二是基于外生性假設(shè)的研究。由于影響投資者心理的因素眾多，所處環(huán)境也很復(fù)雜，所以基于內(nèi)生性假設(shè)的研究僅僅是對(duì)投資者情緒與股票收益進(jìn)行定性研究，由于無法量化投資者情緒，以至于無法進(jìn)行定量研究。不同的學(xué)者根據(jù)自己的研究需要，選用不同的情緒指標(biāo)代理變量，從各自的角度對(duì)投資者情緒做出了定義。所以基于外生性假設(shè)的指標(biāo)構(gòu)建一直沒有一個(gè)統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)，雖然這方面已經(jīng)做了大量的研究，但是比較分散，無法在理論上取得一致性。針對(duì)資本市場“金融異象”，學(xué)者們結(jié)合行為金融學(xué)理論提出了投資者情緒，這一名字首次出現(xiàn)是在1963年美國雜志InvestorWisdom中Delong et al. (1990)認(rèn)為投資者情緒是交易者在現(xiàn)有的信息情況下，主觀信念與客觀信念之間的偏差[1]。從心理學(xué)的角度來說，Shleifer(1997)認(rèn)為投資者情緒是基于投資者不恰當(dāng)?shù)倪\(yùn)用貝葉斯法則所形成的信念或者預(yù)期[2]；從投資收益預(yù)期的角度來說，Baker和Wurgler(2006)認(rèn)為投資者情緒是一種基于反映投資者投資風(fēng)險(xiǎn)及預(yù)期收益的信息而產(chǎn)生的信念[3]。

Brown(1999)采用封閉式基金折價(jià)率度量投資者情緒，通過研究發(fā)現(xiàn)投資者情緒對(duì)股票市場的波動(dòng)存在正向的影響[4]。王美今和孫建軍(2004)利用中央電視臺(tái)財(cái)經(jīng)頻道的“看盤指數(shù)”作為投資者情緒指標(biāo)，通過分析股市收益與投資者情緒指標(biāo)之間的關(guān)系，結(jié)果表明滬深兩市的收益以及價(jià)格波動(dòng)顯著受到投資者情緒的影響[5]。陳彥斌(2005)使用主觀偏好參數(shù)表征投資者情緒，研究了情緒波動(dòng)對(duì)股票價(jià)格和債券價(jià)格的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)投資者情緒波動(dòng)對(duì)股票價(jià)格波動(dòng)的影響遠(yuǎn)大于其對(duì)債券價(jià)格的影響，為股票價(jià)格的過度波動(dòng)性提供了一個(gè)心理層面的解釋[6]。Wang等(2006)通過對(duì)投資者情緒和股票市場的波動(dòng)性兩者的關(guān)系進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)股票市場的波動(dòng)會(huì)對(duì)投資者情緒產(chǎn)生顯著的影響，但是投資者情緒對(duì)股票市場的波動(dòng)并不存在顯著的影響[7]。王美今和孫建軍(2007)通過使用T-GARCH模型，分析我國股票市場的投資者情緒后發(fā)現(xiàn)：投資者情緒既可以引導(dǎo)我國股票市場的平均收益率，還可以顯著的反向修正我國股市的收益率波動(dòng)[8]。魯訓(xùn)法(2012))采用每周新增交易賬戶數(shù)，通過分析為國股市波動(dòng)于投資者情緒之間的關(guān)系，得出了股市指數(shù)的波動(dòng)與投資者情緒波動(dòng)并不同步的結(jié)論[9]。李合龍，馮春娥(2014)基于EEMD方法，從多尺度的視角分析了我國投資者情緒與股價(jià)波動(dòng)的關(guān)聯(lián)性，發(fā)現(xiàn)就短期而言，兩者具有顯著正相關(guān)關(guān)系，從中期來看，股指價(jià)格的波動(dòng)滯后于投資者情緒的波動(dòng)，從長期來看，投資者情緒的波動(dòng)滯后于上證綜指價(jià)格序列的波動(dòng)，而深圳綜指與投資者情緒兩者的同期相關(guān)性更強(qiáng)，不存在明顯的領(lǐng)先滯后關(guān)系[10]。Sayim和Rahman(2015)通過土耳其資本市場的相關(guān)數(shù)據(jù)，構(gòu)建出投資者情緒指標(biāo)，結(jié)果表明投資者情緒能夠顯著的資產(chǎn)價(jià)格及價(jià)格的波動(dòng)[11]。不同的學(xué)者選用不同的指標(biāo)表征投資者情緒，研究了股票價(jià)格同投資者情緒之間的相互波動(dòng)關(guān)系，并取得了一定的成果，但是大多采用單一指標(biāo)進(jìn)行投資者情緒指標(biāo)構(gòu)建，會(huì)存在投資者覆蓋面不足和信息不全等弊端，并且在樣本區(qū)間內(nèi)對(duì)兩者的具體影響關(guān)系分析比較少，所以考慮這些因素，本文將采用綜合指標(biāo)并應(yīng)用自向量回歸模型研究兩者在時(shí)間上的相互關(guān)波動(dòng)關(guān)系。

三、投資者情緒指標(biāo)設(shè)計(jì)

1. 指標(biāo)說明

市盈率(PE)：是最常用來估計(jì)股價(jià)水平是否合理的指標(biāo)之一。投資股票是對(duì)上市公司未來發(fā)展的一種展望，如果某股票具有較高的市盈率，代表市場預(yù)測未來的盈利增長速度快，說明投資者情緒高昂，該股票被追捧。反之，如果整體市盈率偏低，說明投資者興趣不高。

成交量(VOL)：是指某一段時(shí)間內(nèi)具體的交易數(shù)。成交量是判斷市場走勢的重要指標(biāo)，反映了市場的活躍程度和資金規(guī)模情況。根據(jù)供需理論，成交量是股票價(jià)格的主宰。當(dāng)投資者情緒高昂，進(jìn)入證券市場意愿強(qiáng)烈，供大于求，推動(dòng)股價(jià)上漲，反之，股價(jià)下跌。

換手率(TURN)：是反映股票市場流通性強(qiáng)弱和交易活躍程度的指標(biāo)之一。市場的活躍程度與投資者情緒呈正相關(guān)關(guān)系。投資者情緒越高，說明市場交易越積極頻繁，進(jìn)而換手率越高，反之亦然。

消費(fèi)者信心指數(shù)(CCI)：是反映消費(fèi)者信心強(qiáng)弱的指標(biāo)，是綜合反映并量化消費(fèi)者對(duì)當(dāng)前經(jīng)濟(jì)形勢評(píng)價(jià)和對(duì)經(jīng)濟(jì)前景、收入水平、收入預(yù)期及消費(fèi)心理狀態(tài)的主觀感受，預(yù)測經(jīng)濟(jì)走勢和消費(fèi)趨勢的一個(gè)先行指標(biāo)。該指標(biāo)通過對(duì)城市消費(fèi)者進(jìn)行問卷調(diào)查，由國家統(tǒng)計(jì)局中國經(jīng)濟(jì)景氣監(jiān)測中心負(fù)責(zé)調(diào)查統(tǒng)計(jì)并發(fā)布。

新成立基金數(shù)目(FUND)：從投資結(jié)構(gòu)上看，我國的個(gè)人投資者占據(jù)著主要的地位，機(jī)構(gòu)投資者占比較低。但是隨著資本市場的發(fā)展，機(jī)構(gòu)投資者的地位和作用日益突出。根據(jù)劉維奇、劉新新(2014)基于上證A股市場的研究表明，機(jī)構(gòu)投資者在市場上表現(xiàn)的更加理性，機(jī)構(gòu)投資者的情緒能夠預(yù)測后市[12]。由于我國的資本市場存在賣空限制，因此新成立的基金數(shù)目越多，機(jī)構(gòu)投資者認(rèn)為后市上漲的概率越高，越看好后市；反之亦然。

新增投資者開戶數(shù)(NIA)：新增開戶數(shù)是指為國股票市場每月新增加的有效賬戶數(shù)量。通過這一數(shù)據(jù)能夠反映投資者入市的時(shí)間和數(shù)量的變化，在很大程度上也反映出投資者參與股票市場的熱情高低。情緒樂觀時(shí)，投資者參與市場的熱情高漲，促使新股民踴躍進(jìn)入證券市場，開戶數(shù)劇增；而當(dāng)投資者情緒悲觀時(shí)，市場呈觀望氣氛，市場低迷，抑制了新投資者的投機(jī)沖動(dòng)，從而延遲入市。

目前，有關(guān)投資者情緒度量的指標(biāo)分三類，即主觀指標(biāo)、客觀指標(biāo)、綜合指標(biāo)。主觀指標(biāo)可以直接獲得投資者的心理特征，但是其有效性受到質(zhì)疑。易志高和茅寧(2009)認(rèn)為：主觀指標(biāo)并不能全面反映投資者在決策過程中的真實(shí)情緒[13]?？陀^指標(biāo)是通過市場交易的公開數(shù)據(jù)獲得，但是能在多大程度上反映投資者的情緒尚不確定。在所選擇的基礎(chǔ)變量中TURN、PE、FUND、VOL四個(gè)是客觀指標(biāo)，CCI、NIA這兩個(gè)是主觀指標(biāo)； PE、FUND、VOL、CCI、TURN是反映總體市場情緒的單一指標(biāo)， CCI、NIA是反映個(gè)體投資者的單一指標(biāo)。因此，本文采取主客觀，總體和個(gè)體相結(jié)合的辦法構(gòu)造綜合投資者情緒指標(biāo)，能夠更加全面的反映投資者的心理特征和投資決策。

本文樣本區(qū)間2012年1月至2017年12月，采用滬深市場的數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于東方財(cái)富網(wǎng)和銳思金融數(shù)據(jù)庫。

2.投資者情緒指標(biāo)構(gòu)建

鑒于目前主成分分析法構(gòu)建投資者情緒指標(biāo)使用較普遍，應(yīng)用也比較成熟，所以本文在投資者情緒指標(biāo)構(gòu)建上選擇主成分分析法。

具體步驟如下：第一步，首先對(duì)六個(gè)變量進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化以消除量綱不同的影響；接下來對(duì)六個(gè)變量進(jìn)行KMO 和 Bartlett 的檢驗(yàn)，如表1所示，結(jié)果顯示滿足因子分析要求。

第二步，進(jìn)行主成分分析，同時(shí)嚴(yán)格保證90%以上的方差率，所以提取3個(gè)主成分，累計(jì)方差解釋率為94.80%。

表1 KMO 和 Bartlett 的檢驗(yàn)

表2解釋的總方差

第三步，根據(jù)方法計(jì)算每個(gè)變量系數(shù)：變量系數(shù)=主成分Xi的成分矩陣系數(shù)/對(duì)應(yīng)特征值的平方根×方差權(quán)重Wi+主成分Xj的成分矩陣系數(shù)/對(duì)應(yīng)特征值的平方根×權(quán)重Wj計(jì)算每個(gè)變量的系數(shù)+主成分Xk的成分矩陣系數(shù)/對(duì)應(yīng)特征值的平方根×方差權(quán)重Wk，結(jié)果如下：

SENT=0.246× TURN+0.309× NIA+0.353× PE+0.306× VOL+0.228× FUND+0.334× CCI

四、實(shí)證分析

在前面研究基礎(chǔ)上，本文選取2012年1月至2017年12月滬深300指數(shù)收盤價(jià)的月度數(shù)據(jù)，通過協(xié)整檢驗(yàn)、誤差修正模型、VAR模型、脈沖響應(yīng)函數(shù)及方差分解分析股價(jià)與投資者情緒的相互影響關(guān)系。

1.序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)

在進(jìn)行分析之前，首先對(duì)投資者情緒與股價(jià)的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。本文采用ADF單位根檢驗(yàn)法，根據(jù)AIC與SIC同時(shí)最小的原則，得出結(jié)果如表3。

表3 ADF檢驗(yàn)結(jié)果

由ADF檢驗(yàn)可知，股價(jià)的ADF值大于0.10顯著水平的臨界值，故應(yīng)當(dāng)接受存在單位根假設(shè)，認(rèn)為股價(jià)是非平穩(wěn)序列，而一階差分后的序列，其ADF值小于0.01顯著水平下的臨界值，說明差分后的序列是平穩(wěn)的；同理，投資者情緒序列在0.1顯著水平下是平穩(wěn)的，一階差分后的序列在0.01顯著水平下是平穩(wěn)的。故股價(jià)和投資者情緒的一階差分序列是同階單整序列，說明投資者情緒和滬深300指數(shù)的波動(dòng)是平穩(wěn)的。

2.協(xié)整檢驗(yàn)

由于兩個(gè)序列的一階差分同階單整，下面采用EG兩步法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，具體檢驗(yàn)步驟如下：

第一步，先構(gòu)建股價(jià)為自變量，投資者情緒為因變量的OLS回歸，并保留殘差序列E；

第二步，對(duì)殘差序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，若為原序列平穩(wěn)，則說明投資情緒變化與股價(jià)變化之間存在協(xié)整關(guān)系。結(jié)果見表4。

表4協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

由ADF檢驗(yàn)可知，殘差序列為平穩(wěn)序列，說明投資者情緒波動(dòng)與股價(jià)波動(dòng)存在協(xié)整關(guān)系，即在長期內(nèi)具有穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

3.誤差修正模型

前面分析得出了投資者情緒與股價(jià)存在長期均衡關(guān)系。下面通過構(gòu)建誤差修正模型研究兩個(gè)變量之間的短期關(guān)系，具體結(jié)果見表5。

表5誤差修正模型

由誤差修正模型可知，ECM(-1)為殘差序列的滯后一期值，其系數(shù)為負(fù)，符合相反修正機(jī)制。ECM的系數(shù)為-0.48且對(duì)應(yīng)的系數(shù)通過了0.01顯著性水平下的檢驗(yàn)，說明在短期，當(dāng)投資者情緒與股票價(jià)格偏離均衡時(shí)，能夠以0.48的修正力度拉回均衡狀態(tài)，反映出股票價(jià)格波動(dòng)與投資者情緒波動(dòng)在短期內(nèi)也具有穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

4.VAR模型估計(jì)

本文通過構(gòu)建VAR模型研究投資者情緒與股價(jià)之間波動(dòng)的動(dòng)態(tài)關(guān)系。首先，估計(jì)VAR模型的的參數(shù)

表6確定VAR模型的滯后階數(shù)

由表6可知，根據(jù)多數(shù)原則確定VAR模型的滯后階數(shù)為2；根據(jù)回歸結(jié)果，得到二元VAR模型如下：

Dsent=0.001918dcip(-1)+0.000884dcip(-2)-0.461604dsent(-1)-0.708382dsent(-2)+0.019000(M)

(4.69079)(2.08888)(-3.19353)(-4.95168)(0.27946)

Dcip=0.290427dcip(-1)+0.057021dcip(-2)+0.222577dsent(-1)-103.3401dsent(-2)+19.60258(N)

(1.74390)(0.33084)(0.00378)(-1.77834)(0.70801)

方程M的擬合優(yōu)度為R2=0.389。由方程M可知，股票價(jià)格的變化對(duì)投資者情緒的影響是積極的，股價(jià)對(duì)投資者情緒的影響具有滯后效應(yīng)，并且投資情緒與股票價(jià)格呈現(xiàn)反向波動(dòng)，說明投資者情緒會(huì)導(dǎo)致做出錯(cuò)誤的選擇，從而使股票價(jià)格呈現(xiàn)非預(yù)期的變化。

方程N(yùn)的擬合優(yōu)度R2=0.131。由方程N(yùn)可知，投資者情緒對(duì)股價(jià)的影響同樣具有滯后效應(yīng)，滯后一期為正向影響，滯后二期為負(fù)向影響，且第二期影響顯著大于第一期，總體上投資者情緒波動(dòng)對(duì)股票價(jià)格的波動(dòng)影響是消極的。

5.穩(wěn)定性檢驗(yàn)

如果被估計(jì)的VAR模型所有根的模的倒數(shù)小于1，即位于單位圓內(nèi)，則其是穩(wěn)定的。如果模型不穩(wěn)定，某些結(jié)果將不是有效的(如沖響應(yīng)函數(shù)分析和方差分解分析)。檢驗(yàn)結(jié)果見圖1。

圖1 VAR系統(tǒng)穩(wěn)定性的判別圖

由AR根法可知，所有的根均在單位圓內(nèi)，說明構(gòu)建的二元VAR模型是穩(wěn)定的。

6.脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)分析研究的是一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊對(duì)其它內(nèi)生變量的影響，下面分別對(duì)股票價(jià)格和投資者情緒進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析，具體結(jié)果見圖2。

圖2 投資者情緒沖擊引起股價(jià)的響應(yīng)函數(shù)

圖3 股價(jià)沖擊引起投資者情緒的響應(yīng)函數(shù)

圖2和圖3中，橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(shù)(單位：月度)，縱軸分別表示股價(jià)增長率的變化和投資者情緒增長率的變化，實(shí)線表示脈沖效應(yīng)函數(shù)，虛線表示正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶。

從圖2中可以看出，當(dāng)給投資者情緒波動(dòng)一個(gè)單位的正向沖擊時(shí)，在第一期對(duì)投資者情緒本身有最大的正向影響，然后迅速下降，在第3期達(dá)到負(fù)向最低，接著開始逐漸減弱，到第11期逐漸趨于0，總體來看，投資者情緒對(duì)股價(jià)的影響是消極的。

從圖3中可以看出，當(dāng)給股票價(jià)格波動(dòng)一個(gè)單位的正向沖擊時(shí)，在第二期對(duì)投資者情緒波動(dòng)就有最大的正向影響，然后震蕩變小，其影響于第10期接近0，其后幾乎為0，總體來看，股票價(jià)格的沖擊對(duì)投資者情緒的影響是積極的。

7.方差分解分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)描述的是VAR模型中一個(gè)內(nèi)生變量的沖擊給系統(tǒng)內(nèi)其他內(nèi)生變量所帶來的影響，而方差分解則能具體分析每一個(gè)結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)內(nèi)生變量變化(通常用方差來度量))的貢獻(xiàn)程度，進(jìn)一步評(píng)價(jià)不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性。因此，方差分解給出對(duì)VAR模型中的變量產(chǎn)生影響的每個(gè)隨機(jī)擾動(dòng)的相對(duì)重要的信息。圖4是對(duì)股票價(jià)格和投資者情緒的方差分解分析。

表7股票價(jià)格的方差分解表

PeriodS.E.DSENTDCIP10.5606880.000000100.000020.6455451.44E-0599.9999930.6791323.01466696.9853340.7030683.06569796.9343050.7061913.74811096.2518960.7116603.86227496.1377370.7122013.93486496.0651480.7131313.99080296.0092090.7133893.99261296.00739100.7134964.00750695.99249110.7135874.00780595.99219120.7135964.01023095.98977130.7136184.01083695.98916140.7136204.01103895.98896150.7136244.01129395.98871160.7136254.01129395.98871

表8投資者情緒的方差分解表

圖4 股票價(jià)格的方差分解圖

圖5 投資者情緒的方差分解圖

由圖5和表8中對(duì)股票價(jià)格的方差分解可以看出，在第1期，股票價(jià)格只受自身因素的沖擊，第2期開始，受自身因素沖擊逐漸減弱并受投資情緒沖擊的影響，且逐漸增強(qiáng)，在第10期趨于穩(wěn)定，自身因素的貢獻(xiàn)為95.99%，投資者情緒對(duì)股票價(jià)格的貢獻(xiàn)為4.01%，整體來看，股票價(jià)格受自身因素沖擊更大。

由圖4和表7中對(duì)投資者情緒的方差分解可以看出，在第1期，投資者情緒只受自身因素的沖擊，第2期開始，受自身因素沖擊逐漸減弱并受股票價(jià)格沖擊的影響，且逐漸增強(qiáng)，在第11期趨于穩(wěn)定，自身因素的貢獻(xiàn)為70.63%，股票價(jià)格對(duì)投資者情緒的貢獻(xiàn)為29.37%，整體來看，投資者情緒受自身因素沖擊更大,與方程M滯后一期和滯后兩期的投資者情緒系數(shù)是相互印證的。

8.格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

下面進(jìn)一步研究投資者情緒與股票價(jià)格在時(shí)間上的先導(dǎo)-滯后關(guān)系，故有必要對(duì)上述兩個(gè)變量進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，故本文構(gòu)建滯后2期的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，結(jié)果見表9。

表9格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果

如表9所示，在0.01的顯著性水平下，股票價(jià)格波動(dòng)是投資者情緒波動(dòng)的格蘭杰原因，而投資者情緒波動(dòng)不是股票價(jià)格波動(dòng)的格蘭杰原因，說明股票價(jià)格的變動(dòng)能夠?qū)е峦顿Y者情緒的變動(dòng)。根據(jù)主流經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，影響企業(yè)股價(jià)形成和波動(dòng)大致分為三個(gè)方面:其一為企業(yè)發(fā)展?fàn)顩r及前景，其二為外部宏觀環(huán)境與沖擊，其三為市場情緒與心理。說明企業(yè)發(fā)展?fàn)顩r與外部宏觀環(huán)境對(duì)股價(jià)的影響可能更大，這與我國目前股票市場的“政策市”、“消息市”等現(xiàn)狀是吻合的。

五、結(jié)論與不足

1.研究結(jié)論

本文基于2012年1月至2017年12月的滬深兩個(gè)市場上的月度數(shù)據(jù)，選取新成立基金數(shù)目、換手率、市盈率、成交量、新增開戶數(shù)、消費(fèi)者信心指數(shù)六個(gè)指標(biāo)通過使用主成分分析方法，構(gòu)建綜合投資者情緒指標(biāo)，實(shí)證分析其與股票價(jià)格的相互關(guān)系。結(jié)論顯示：滬深300指數(shù)的波動(dòng)和投資者情緒的波動(dòng)是平穩(wěn)的，在長期內(nèi)存在穩(wěn)定的均衡關(guān)系，在短期內(nèi)，當(dāng)兩者偏離均衡時(shí)，能夠以0.48的修正力度拉回均衡狀態(tài)，即兩者在短期內(nèi)也具有穩(wěn)定的均衡關(guān)系；滬深300指數(shù)與投資者情緒呈反向波動(dòng)，從而使指數(shù)呈現(xiàn)非預(yù)期的變化；投資者情緒對(duì)股價(jià)的影響是消極的，股票價(jià)格的沖擊對(duì)投資者情緒的影響是積極的，兩者均受自身沖擊更大；通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，股票價(jià)格波動(dòng)是投資者情緒波動(dòng)的格蘭杰原因，而投資者情緒波動(dòng)不是股票價(jià)格波動(dòng)的格蘭杰原因，說明股票價(jià)格的波動(dòng)能夠引起投資者情緒的波動(dòng)。

2.研究不足

文中建立的VAR模型的擬合優(yōu)度比較低，雖然通過單位根檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠€(wěn)定的，但是其結(jié)論的有效性可能受到影響。所以以后的研究要構(gòu)建更加有效的投資者情緒，股價(jià)與投資者情緒建立的VAR方程的擬合優(yōu)度更高，那么通過這種方法研究經(jīng)濟(jì)變量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系才具有更高的可信度。