● 王 力，劉 莉，高 志

（安徽財(cái)經(jīng)大學(xué) 金融學(xué)院，安徽 蚌埠 233030）

一、引言

我國股票市場從誕生以來不時(shí)出現(xiàn)持續(xù)暴跌的“股災(zāi)”現(xiàn)象，對于“股災(zāi)”發(fā)生的原因眾說紛紜，普遍認(rèn)為是由于股指期貨市場的惡意買多、賣空交易，股指交易制度不完善等因素造成的。因此，中國金融期貨交易所等相關(guān)監(jiān)管機(jī)構(gòu)出臺了一系列的交易管理政策來防止股票市場持續(xù)暴跌的“股災(zāi)”現(xiàn)象。但是現(xiàn)實(shí)中仍不時(shí)發(fā)生股價(jià)暴跌情況，讓廣大個(gè)體投資者損失慘重，導(dǎo)致中國的證券市場“口碑”不好，嚴(yán)重降低了證券市場的發(fā)現(xiàn)價(jià)格等功能?！肮蔀?zāi)”現(xiàn)象、“股市口碑”在經(jīng)濟(jì)理論上是如何影響市場的發(fā)現(xiàn)價(jià)格等功能？是否還有其他未發(fā)現(xiàn)的因素對市場價(jià)格發(fā)現(xiàn)產(chǎn)生不利影響？

2010 年成立的股指期貨市場被認(rèn)為是對沖證券市場風(fēng)險(xiǎn)、防止股票市場暴漲暴跌、提高證券市場資產(chǎn)定價(jià)功能的主要工具之一。在證券市場中，數(shù)量眾多起次要作用的個(gè)體投資者與數(shù)量較少起主要作用的機(jī)構(gòu)投資進(jìn)行重復(fù)多空博弈而引起價(jià)格漲跌變化，從而得到各自的收益。中國的個(gè)體投資者一直喜歡“追漲殺跌”，有研究指出這是一種博彩偏好[1]。而處于主導(dǎo)地位的機(jī)構(gòu)投資者必然在“追漲殺跌”的末期偏好利用高杠桿以小博大進(jìn)行逆“追漲殺跌”的方式進(jìn)行交易，從而在短期內(nèi)取得更大的收益；在未出現(xiàn)“追漲殺跌”時(shí)期，機(jī)構(gòu)投資者偏好大量資金購買低價(jià)值、短期內(nèi)波動(dòng)較大的具有彩票特征的資產(chǎn)進(jìn)行短期投資[2]。Edelen 指出機(jī)構(gòu)投資者有配置風(fēng)險(xiǎn)更高的投機(jī)性股票的強(qiáng)烈傾向[3]；周為發(fā)現(xiàn)機(jī)構(gòu)投資者存在泡沫騎乘行為，加速泡沫的產(chǎn)生和膨脹[4]；陸蓉等證實(shí)機(jī)構(gòu)投資者存在博彩偏好，加劇市場波動(dòng)[5]?？梢?，機(jī)構(gòu)投資者確實(shí)也會(huì)存在博彩偏好。Bali 等認(rèn)為機(jī)構(gòu)投資者的這種交易行為偏好可能會(huì)影響股指期貨市場穩(wěn)定股票現(xiàn)貨市場價(jià)格的功能發(fā)揮[6]。

主流文獻(xiàn)認(rèn)為機(jī)構(gòu)投資者是理性的，不存在非理性交易行為[7-8]。但是從已有的文獻(xiàn)與中國的現(xiàn)實(shí)管理制度可以看出，中國的機(jī)構(gòu)投資者確實(shí)存在非理性或者博彩性交易行為。中國金融期貨交易所于2015 年9 月通過嚴(yán)格實(shí)施股指期貨市場交易限制政策，來限制股指期貨市場投資者的非理性交易行為。已有文獻(xiàn)大多數(shù)從理論上論證中國證券市場存在非理性的博彩偏好問題，通過計(jì)量模型直接或間接計(jì)量其對市場定價(jià)功能的弱化程度，而對于為什么中國證券市場上機(jī)構(gòu)投資者會(huì)存在博彩偏好、其偏好削弱了證券市場的定價(jià)功能的經(jīng)濟(jì)理論邏輯是什么等問題鮮有深入分析。因此，需要從這兩個(gè)問題出發(fā)，以滬深300股指期貨市場為基礎(chǔ)，深入探討中國機(jī)構(gòu)投資者存在博彩偏好的根本原因，并進(jìn)一步研究機(jī)構(gòu)投資者的博彩偏好對股指期貨市場價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能的影響情況。研究可能的貢獻(xiàn)在于：第一，在理論上豐富了對投資者博彩行為的研究。已有對投資者博彩行為的研究普遍是針對個(gè)體投資者，因此進(jìn)一步研究了機(jī)構(gòu)投資者的博彩行為，揭示出機(jī)構(gòu)投資者也會(huì)存在此種行為偏好。第二，揭示理性的機(jī)構(gòu)投資者存在博彩偏好的根本目的是利用個(gè)體投資者的強(qiáng)烈博彩心理進(jìn)行泡沫騎乘而獲利。進(jìn)而為市場監(jiān)管者從源頭上有效治理投資者的非理性行為提供一定參考。第三，將機(jī)構(gòu)投資者的博彩行為同股指期貨市場價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能結(jié)合起來，深入探討兩者之間的邏輯關(guān)系，為研究投資者行為對股指期貨價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能的影響提供一個(gè)新的視角。

二、理論分析

（一）投資者行為偏好對股指期貨市場價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能影響的分析

目前在研究投資者行為對股指期貨價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能的影響時(shí)大多是考慮投資者情緒對價(jià)格發(fā)現(xiàn)的影響，且主要通過交易成本和信息角度這兩個(gè)方面來體現(xiàn)。一方面，依據(jù)交易成本假說[9]，正常情況下，由于股指期貨市場的交易成本更低，當(dāng)信息交易者在獲得新信息后會(huì)更多的選擇在股指期貨市場進(jìn)行交易，所以股指期貨市場往往會(huì)更快的反映新信息，股指期貨領(lǐng)先現(xiàn)貨價(jià)格。但是，交易成本最主要的衡量指標(biāo)為買賣價(jià)差，買賣價(jià)差與噪音交易所造成的價(jià)格波動(dòng)正相關(guān)[10]，當(dāng)投資者情緒高漲時(shí)市場會(huì)存在大量的噪音交易造成買賣價(jià)差上升，從而交易成本增加[11]，進(jìn)一步阻礙股指期貨市場價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能的發(fā)揮。另一方面，當(dāng)股指期貨市場由高投資者情緒驅(qū)動(dòng)產(chǎn)生大量噪音交易時(shí)，市場的套利風(fēng)險(xiǎn)較高，信息交易者往往就不會(huì)頻繁的進(jìn)行信息交易[12]，而信息交易會(huì)顯著正向影響市場效率[13]，因此股指期貨市場的運(yùn)行效率就會(huì)降低，最終表現(xiàn)為股指期貨市場價(jià)格發(fā)現(xiàn)能力的減弱。鄭振龍等的研究也表明當(dāng)市場噪聲交易者過多時(shí)，套利交易根本無法有效的減少噪聲交易者對市場的影響[14]。

基于上述作用機(jī)制，已有研究普遍得出投資者情緒對股指期貨市場的價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能存在負(fù)面影響。如Lin 等采用BW 情緒指數(shù)將投資者情緒引入Nasdaq 100 ETFs 、DJIA ETFs 以及S&P 500 ETFs 股指期貨市場和現(xiàn)貨市場，得出高漲的投資者情緒會(huì)顯著減弱股指期貨市場的價(jià)格發(fā)現(xiàn)能力[15]。熊熊等選取新增開戶數(shù)、IPO 數(shù)量等指標(biāo)構(gòu)造月度情緒綜合指數(shù)，發(fā)現(xiàn)投資者情緒水平的高低與滬深300 股指期貨市場價(jià)格發(fā)現(xiàn)能力的強(qiáng)弱呈反向關(guān)系[16]。然而，已有研究在度量投資者情緒時(shí)并沒有對機(jī)構(gòu)投資者和個(gè)體投資者的情緒進(jìn)行明確區(qū)分，更沒有直接針對機(jī)構(gòu)投資者的行為偏好對股指期貨市場價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能影響的研究。

事實(shí)上，在股指期貨市場中受情緒驅(qū)動(dòng)的噪音交易者主要為投機(jī)者[15,17]，而當(dāng)市場上的噪音交易者過多時(shí)機(jī)構(gòu)投資者的判斷就會(huì)因?yàn)樵胍艚灰椎母蓴_而產(chǎn)生誤差并產(chǎn)生非理性的行為[18]。同時(shí)，Kahneman 等也認(rèn)為機(jī)構(gòu)投資者在情緒高漲時(shí)本身就可能是噪音交易者，會(huì)過度參與投機(jī)交易[19]。機(jī)構(gòu)投資者的博彩偏好就是其參與投機(jī)交易的一種方式[20]。

博彩偏好反映了投資者的投機(jī)心理。已有研究表明投資者的博彩偏好會(huì)影響市場正常定價(jià)機(jī)制且有損投資者自身財(cái)富[21-22]，那么投資者為何會(huì)存在博彩偏好？文獻(xiàn)普遍認(rèn)為是源于投資者本身的行為偏差[23-24]。依據(jù)前景理論[19]，在投資者有限理性的情況下，會(huì)高估短期內(nèi)頻繁上漲、具有彩票特征的資產(chǎn)獲得異常收益的可能性，從而對風(fēng)險(xiǎn)與收益情況的判斷產(chǎn)生偏差，在進(jìn)行投資決策時(shí)賦予資產(chǎn)尾部風(fēng)險(xiǎn)和收益較大的權(quán)重。這種解釋對于“追漲殺跌”的個(gè)體投資者來說是合理的，但是對于“聰明的”機(jī)構(gòu)投資者，他們擁有豐富的專業(yè)知識和技能，極少存在認(rèn)知偏差，應(yīng)該能夠判斷市場上資產(chǎn)被過分高估的彩票性異象，因此普遍認(rèn)為的行為偏差并不能夠充分解釋機(jī)構(gòu)投資者的博彩偏好。

由于個(gè)體投資者往往只根據(jù)市場價(jià)格來進(jìn)行投資決策，因此會(huì)出現(xiàn)熱衷于購買具有彩票特征資產(chǎn)的博彩偏好[24]。而機(jī)構(gòu)投資者在進(jìn)行投資決策前不僅會(huì)全面評估資產(chǎn)價(jià)值還會(huì)觀察個(gè)體投資者的行為，依據(jù)理性投機(jī)理論，當(dāng)機(jī)構(gòu)投資者注意到個(gè)體投資者普遍存在博彩偏好時(shí)會(huì)利用他們的此種行為偏好來獲利，即會(huì)大量購買被個(gè)體投資者高估的資產(chǎn)進(jìn)一步推動(dòng)價(jià)格上漲并超出基本面價(jià)值，進(jìn)而誘導(dǎo)個(gè)體投資者以更高的價(jià)格買入，最終表現(xiàn)為機(jī)構(gòu)投資者也存在博彩偏好。因?yàn)槔硇缘奶桌咧纼r(jià)格泡沫最后會(huì)破裂，但是他們并不知道其他套利者究竟會(huì)在什么時(shí)刻賣出，而市場價(jià)格泡沫破裂的前提是大量套利者一同將其賣出，因此當(dāng)套利者發(fā)現(xiàn)市場存在價(jià)格泡沫時(shí)并不會(huì)立即進(jìn)行負(fù)反饋交易，而是會(huì)選擇騎乘泡沫來獲利[25]。已有大量研究證實(shí)了這一觀點(diǎn)。如Brunnermeier 等發(fā)現(xiàn)，在市場處于技術(shù)泡沫時(shí)期，對沖基金會(huì)大量投資于科技股并從中獲利而不是糾正被高估的股價(jià)[26]。陸蓉等發(fā)現(xiàn)市場錯(cuò)誤定價(jià)越嚴(yán)重，機(jī)構(gòu)投資者的泡沫騎乘行為越強(qiáng)烈[8]。因此可以認(rèn)為，機(jī)構(gòu)投資者存在博彩偏好的根本原因是個(gè)體投資者存在此種行為偏好，機(jī)構(gòu)投資者利用了個(gè)體投資者的博彩心理并從中獲利。反映到股指期貨市場中，機(jī)構(gòu)投資者的這種博彩行為實(shí)際上是一種噪音交易行為，此時(shí)市場博彩氛圍濃厚存在大量的噪音交易者，套利交易根本無法及時(shí)有效的消除噪音影響，股指期貨市場的信息效率降低，發(fā)現(xiàn)現(xiàn)貨價(jià)格的能力就會(huì)減弱。因此，提出假設(shè)1：

H1：機(jī)構(gòu)投資者的博彩偏好會(huì)對股指期貨市場的價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能產(chǎn)生負(fù)面影響。

（二）賣空限制對股指期貨市場價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能的影響

已有研究表明，在不同的市場情境下股指期貨市場的價(jià)格發(fā)現(xiàn)能力有所差異[27]。 2015 年我國證券市場上證指數(shù)下降顯著，中國金融期貨交易所在2015 年9 月頒布了嚴(yán)格的交易限制政策，目的在于規(guī)范市場交易，恢復(fù)投資者信心。然而，這一交易限制政策大幅提升了套利賬戶的交易費(fèi)用①自2015年9月7日（星期一）起，滬深300、上證50、中證500股指期貨各合約平倉交易手續(xù)費(fèi)標(biāo)準(zhǔn)調(diào)整為成交金額的萬分之二十三。，使股指期貨市場喪失交易成本優(yōu)勢，價(jià)格發(fā)現(xiàn)能力大大減弱。如許榮等發(fā)現(xiàn)，交易限制政策的實(shí)施顯著增加了股指期貨市場的交易成本，從而降低了股指期貨市場的信息份額，價(jià)格發(fā)現(xiàn)能力降低[28]。

那么，在交易限制政策實(shí)施之后，機(jī)構(gòu)投資者的博彩偏好對股指期貨市場價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能的影響會(huì)發(fā)生怎樣的變化？由于交易限制政策對交易量進(jìn)行了限制②自2015年9月7日（星期一）起，滬深300、上證50、中證500股指期貨客戶在單個(gè)產(chǎn)品、單日開倉交易量超過10手的構(gòu)成“日內(nèi)開倉交易量較大”的異常交易行為。，阻礙了賣空交易者進(jìn)入股指期貨市場充分表達(dá)自己的觀點(diǎn)和看法，因此，機(jī)構(gòu)投資者無法一次性大量賣出所買入的被過分高估的資產(chǎn)，這又間接加劇了價(jià)格泡沫繼續(xù)膨脹而誘導(dǎo)具有博彩偏好的個(gè)人投資者繼續(xù)買入，市場將面臨更大的噪音交易者風(fēng)險(xiǎn)，股指期貨市場的信息效率進(jìn)一步降低。因此，提出假設(shè)2：

H2：交易限制政策的實(shí)施，加劇了機(jī)構(gòu)投資者的博彩偏好對股指期貨市場價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能的負(fù)面影響。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本與數(shù)據(jù)

在金融市場方面，選擇滬深300 股票指數(shù)和滬深300 股指期貨當(dāng)月連續(xù)合約的日度收盤價(jià)數(shù)據(jù)為樣本。由于滬深300 股指期貨上市時(shí)間為2010 年4 月16 日，因此，樣本區(qū)間從2010 年4月16 日開始，至2020 年12 月31 日終止，期間共有2 606 個(gè)交易日。此外，為減小實(shí)驗(yàn)誤差，對日度收盤價(jià)序列均進(jìn)行自然對數(shù)處理。

為了保證樣本數(shù)據(jù)之間的高度相關(guān)性，以跟蹤滬深300 股票指數(shù)的基金作為機(jī)構(gòu)投資者的代表，基于跟蹤滬深300 股票指數(shù)的基金以及滬深300 股票指數(shù)的成分股來構(gòu)造機(jī)構(gòu)投資者的博彩偏好指標(biāo)，樣本區(qū)間為2010 年1 月2 日—2020年12 月31 日。由于基金詳細(xì)持股數(shù)據(jù)只在半年報(bào)和年報(bào)中披露，因此為了保證數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性，將每個(gè)半年度定義為一期，實(shí)證區(qū)間內(nèi)共跨度22 個(gè)半年度，即22 期。原始數(shù)據(jù)包括每只基金半年報(bào)及年報(bào)中所公布的全部持股明細(xì)和滬深300 股票指數(shù)每只成分股的日度收盤價(jià)、日收益率、日換手率。此外，剔除所持股份不是滬深300 股票指數(shù)成分股以及半年報(bào)及年報(bào)披露不詳細(xì)和不規(guī)范的基金。以上所有數(shù)據(jù)均來源于銳思數(shù)據(jù)庫和Wind 數(shù)據(jù)庫。

（二）變量構(gòu)造

借鑒陸蓉等[8]構(gòu)造基金博彩偏好測度的方法來構(gòu)造機(jī)構(gòu)投資者博彩偏好的衡量指標(biāo)，將彩票型股票定義為具有低股價(jià)、高換手率以及高歷史收益率特征的股票，并在此基礎(chǔ)上構(gòu)建基金博彩偏好水平變量。

選取過去每6 個(gè)月的每日收盤價(jià)的中位數(shù)Pi,T，對滬深300 的所有成分股進(jìn)行降序排序。同樣按照過去每6 個(gè)月的每日換手率的中位數(shù)Ti,T、5 個(gè)最大日收益率均值Ri,T對滬深300 每只成分股按照升序排序。這樣，在每一期（即每6 個(gè)月）中每支股票對于Pi,T、Ti,T、Ri,T這三個(gè)指標(biāo)都會(huì)擁有一個(gè)排序數(shù)，分別記為Pi,N,T、Ti,N,T和Ri,N,T。然后用下式計(jì)算該只股票的彩票性指數(shù)Lottery：

其中，i 表示股票，T 表示期數(shù)，以每半年度為一期，在樣本區(qū)間內(nèi)（2010 年1 月2 日—2020 年12月31 日）共有22 期。

根據(jù)基金在半年報(bào)和年報(bào)中所披露的持股明細(xì)以及股票的彩票性指數(shù)，計(jì)算每一期跟蹤滬深300 指數(shù)基金的博彩偏好測度LP：

其中，Porti,j,T表示基金j 在第T 期末所持的股票i的市場價(jià)值占基金j 資產(chǎn)凈值的比重。LPj,T即為在第T 期末基金j 的博彩偏好，該值越大，表明該支基金持有越多的彩票性指數(shù)大的股票，則該支基金的博彩偏好越強(qiáng)烈。

根據(jù)上述步驟，可算出每一期中每支基金的博彩偏好LPj,T，并進(jìn)一步計(jì)算出每一期所有基金的博彩偏好水平的對數(shù)平均值，作為該期整體的基金博彩偏好水平LPT。

（三）模型設(shè)計(jì)

采用VECM 模型來研究滬深300 股指期貨和現(xiàn)貨市場的價(jià)格發(fā)現(xiàn)能力，并借鑒熊熊等[16]的方法，通過在VECM 模型的誤差修正項(xiàng)系數(shù)中引入基金博彩偏好水平變量（LPT）來研究機(jī)構(gòu)投資者的博彩偏好對股指期貨市場價(jià)格發(fā)現(xiàn)能力的影響。

為了檢驗(yàn)H1，建立如下的模型（1）和模型（2）用于全樣本驗(yàn)證：

其中，ecmt-1=Ps,t-1-Pf,t-1+μ。

在式（3）和式（4）中，Ps和Pf為滬深300 股指現(xiàn)貨和期貨對數(shù)價(jià)格，?Ps和?Pf為它們一階差分后的對數(shù)價(jià)格，r 為滯后階數(shù)。ecmt-1為模型的誤差修正項(xiàng)，是Ps,t-1對Pf,t-1進(jìn)行回歸后的殘差，當(dāng)Ps和Pf序列之間協(xié)整時(shí)，ecmt-1為平穩(wěn)序列。β1為誤差修正項(xiàng)的系數(shù)，表明當(dāng)股指期貨與現(xiàn)貨市場之間出現(xiàn)短期價(jià)格偏差時(shí)，兩市場對該價(jià)格偏差的調(diào)整速度和方向。若兩市場中β1均顯著不為零，即表明當(dāng)期—現(xiàn)價(jià)格發(fā)生偏差時(shí)期貨和現(xiàn)貨市場會(huì)共同對其進(jìn)行調(diào)整，并且|β1|越大的市場，對價(jià)格偏差的調(diào)整幅度就越大，表明對均衡價(jià)格的引領(lǐng)能力就越弱，則價(jià)格發(fā)現(xiàn)能力也就越弱。此外，該模型中，α 為截距項(xiàng)，γi,j（j=s,f）表明現(xiàn)貨與期貨市場的滯后項(xiàng)對期—現(xiàn)貨價(jià)格的短期調(diào)整，ε 為殘差序列。

式（4）中的LPT-hight為基金博彩偏好水平虛擬變量。對于設(shè)置的高博彩偏好水平虛擬變量LPT-hight，當(dāng)t 日所屬期數(shù)的基金博彩偏好水平高于樣本期內(nèi)80%分位數(shù)時(shí)，代表該日為高基金博彩偏好水平，LPT-hight=1；反之則為正?；鸩┎势盟剑琇PT-hight=0。因此，β1體現(xiàn)了當(dāng)基金博彩偏好處于正常水平，即LPT-hight=0 時(shí)，股指期貨市場與現(xiàn)貨市場對價(jià)格偏差的調(diào)整能力；β2為基金博彩偏好對股指期貨市場和現(xiàn)貨市場價(jià)格發(fā)現(xiàn)能力的影響；（β1+β2）則體現(xiàn)了當(dāng)基金博彩偏好處于較高水平，即LPT-hight=1 時(shí)，股指期貨市場與現(xiàn)貨市場對價(jià)格偏差的調(diào)整能力，|β1+β2|越大的市場，表明其對價(jià)格偏差的主動(dòng)調(diào)整幅度越大，引導(dǎo)均衡價(jià)格的能力就越低，價(jià)格發(fā)現(xiàn)能力則越弱。

在進(jìn)一步驗(yàn)證H2時(shí)，對全樣本進(jìn)行區(qū)間劃分，對比研究嚴(yán)格實(shí)施交易限制政策前后我國滬深300 股指期貨市場價(jià)格發(fā)現(xiàn)能力的變化，以及機(jī)構(gòu)投資者博彩偏好水平對股指期貨市場價(jià)格發(fā)現(xiàn)能力影響的變化。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)分析

對構(gòu)造的每期基金博彩偏好變量進(jìn)行對數(shù)處理之后的描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果，如表1：

表1 描述性統(tǒng)計(jì)分析

從描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果來看，基金博彩偏好水平最大值與最小值分別為4.8679 和4.6304，均值為4.7272，變量總體分布合理。

（二）Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

首先，對全樣本期的期貨與現(xiàn)貨的對數(shù)價(jià)格序列Ps和Pf進(jìn)行ADF 平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果如表2：

表2 ADF檢驗(yàn)結(jié)果

根據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果，在全樣本期，原對數(shù)價(jià)格序列Ps和Pf均服從I（1）過程，滿足Johansen 協(xié)整檢驗(yàn)要求。

其次，進(jìn)一步根據(jù)AIC 和SC 信息準(zhǔn)則確定協(xié)整檢驗(yàn)的最優(yōu)滯后階數(shù)為滯后3 階，最后得到檢驗(yàn)結(jié)果如表3：

表3 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

根據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果，Ps和Pf序列在5% 的顯著性水平下存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，因此可進(jìn)一步建立VECM 模型。

此外，后續(xù)實(shí)證研究中，在對全樣本期進(jìn)行劃分并建立不同時(shí)間段的向量誤差修正模型時(shí)均有對各實(shí)證區(qū)間內(nèi)的Ps和Pf序列進(jìn)行Johansen 協(xié)整檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果均顯示存在協(xié)整關(guān)系。

（三）VECM模型

基于上述Ps和Pf兩價(jià)格序列存在長期協(xié)整關(guān)系，可將基金博彩偏好水平變量引入到VECM模型中，通過式4 的模型（2）來研究機(jī)構(gòu)投資者的博彩偏好對我國滬深300 股指期貨市場價(jià)格發(fā)現(xiàn)能力的影響。結(jié)果如表4。

表4 基金博彩偏好對價(jià)格發(fā)現(xiàn)能力的影響

根據(jù)全樣本時(shí)期的回歸結(jié)果，在期貨和現(xiàn)貨市場中傳統(tǒng)誤差修正項(xiàng)的系數(shù)β1均顯著不為零，表明當(dāng)期—現(xiàn)價(jià)格發(fā)生偏差時(shí)，現(xiàn)貨市場會(huì)主動(dòng)進(jìn)行負(fù)向調(diào)整，而期貨市場會(huì)主動(dòng)進(jìn)行正向調(diào)整，期貨與現(xiàn)貨價(jià)格之間相互引導(dǎo)。同時(shí)，由于期貨市場傳統(tǒng)誤差修正項(xiàng)系數(shù)絕對值（0.056）略大于現(xiàn)貨市場系數(shù)絕對值（0.049），表明期貨市場會(huì)更加積極主動(dòng)的對價(jià)格偏差進(jìn)行調(diào)整，調(diào)整幅度略大于現(xiàn)貨市場，故其價(jià)格發(fā)現(xiàn)能力略弱。當(dāng)加入基金博彩偏好水平后，基金博彩偏好水平變量系數(shù)β2在兩個(gè)市場中均顯著，并且期貨市場模型中的系數(shù)絕對值（0.809）大于現(xiàn)貨市場（0.243），說明基金博彩偏好水平對股指期貨市場的影響大于對現(xiàn)貨市場的影響。并且股指期貨市場誤差修正項(xiàng)的系數(shù)|β1+β2|大小由之前的0.056 顯著擴(kuò)大至0.293，表明加入基金博彩偏好水平之后期貨市場對價(jià)格偏差的調(diào)整幅度進(jìn)一步擴(kuò)大，即其對均衡價(jià)格的引領(lǐng)能力減弱，價(jià)格發(fā)現(xiàn)能力降低。這一結(jié)果驗(yàn)證了H1。

由于2015 年9 月7 日，中國金融期貨交易所對股指期貨市場實(shí)施了嚴(yán)苛的交易限制政策。這一交易限制政策的實(shí)施使得股指期貨市場流動(dòng)性大大降低，市場微觀結(jié)構(gòu)發(fā)生顯著變化[16]。因此為了驗(yàn)證假設(shè)2，以2015 年9 月7 日為時(shí)間分界點(diǎn)對全樣本進(jìn)行劃分，通過對比來研究嚴(yán)格實(shí)施交易限制政策前后我國滬深300 股指期貨市場價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能的變化，以及機(jī)構(gòu)投資者博彩偏好水平對其價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能影響的變化。

根據(jù)表4，在交易限制政策實(shí)施前，傳統(tǒng)誤差修正項(xiàng)系數(shù)β1在現(xiàn)貨市場模型中顯著，在期貨市場模型中并不顯著，表明當(dāng)滬深300 股指期貨與現(xiàn)貨價(jià)格發(fā)生異常偏差時(shí)，現(xiàn)貨市場會(huì)進(jìn)行積極調(diào)整，而期貨市場并不會(huì)發(fā)生明顯變化，說明股指期貨市場的價(jià)格發(fā)現(xiàn)能力更強(qiáng)。但在交易限制政策實(shí)施之后，β1在股指期貨市場中顯著而在現(xiàn)貨市場中不顯著，股指期貨市場的價(jià)格發(fā)現(xiàn)能力明顯降低，由此可以得出交易限制政策的實(shí)施顯著減弱了股指期貨市場的價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能，與已有的研究結(jié)果相一致[28]。同時(shí)，當(dāng)市場基金博彩偏好處于較高水平時(shí)（LPT-hight=1），比較交易限制政策實(shí)施前和實(shí)施后誤差修正項(xiàng)對股指期貨市場的影響變化，發(fā)現(xiàn)誤差修正項(xiàng)系數(shù)大小|β1+β2|由交易限制政策實(shí)施前的0.226 上升至交易限制政策實(shí)施后的0.308，表明交易限制之后滬深300 股指期貨市場對期—現(xiàn)價(jià)格偏差的調(diào)整幅度變大了，其價(jià)格發(fā)現(xiàn)能力降低，這意味著交易限制政策的實(shí)施在一定程度上加劇了基金博彩偏好水平對滬深300 股指期貨價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能的負(fù)面影響。初步驗(yàn)證了H2。

（四）交易限制放寬前后比較分析

為了進(jìn)一步驗(yàn)證H2，考慮到中國金融期貨交易所在2015 年9 月7 日對股指期貨市場實(shí)施交易限制政策之后，隨著股市的逐漸平穩(wěn)，于2017年2 月16 日又開始陸續(xù)放寬對股指期貨市場的交易限制。因此，以2017 年2 月16 日為分界點(diǎn)進(jìn)一步對股指期貨市場交易限制政策實(shí)施后的樣本期進(jìn)行劃分，檢驗(yàn)在股指期貨市場交易限制最嚴(yán)格時(shí)期（2015 年9 月7 日—2020 年2 月16 日）和開始松綁之后基金博彩偏好水平對股指期貨市場價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能的影響，回歸結(jié)果如表5 所示。

根據(jù)表5，在交易限制最嚴(yán)格的時(shí)期，基金博彩偏好水平對股指期貨市場價(jià)格發(fā)現(xiàn)能力的影響為1.8213，當(dāng)基金博彩偏好處于較高水平（LPT-hight=1）時(shí)，股指期貨市場模型中的|β1+β2|為1.1320。而當(dāng)在2017 年2 月17 日對市場松綁之后，基金博彩偏好水平對股指期貨市場價(jià)格發(fā)現(xiàn)能力的影響減小為0.4939，且當(dāng)機(jī)構(gòu)投資者處于較高水平的博彩偏好（LPT-hight=1）時(shí)，|β1+β2|由之前的1.1320 減小到0.1617，表明松綁之后股指期貨市場對期—現(xiàn)價(jià)格偏差的調(diào)整幅度變小，即引導(dǎo)市場均衡價(jià)格的能力變強(qiáng)，股指期貨市場的價(jià)格發(fā)現(xiàn)能力上升。這說明松綁之后機(jī)構(gòu)投資者的博彩偏好水平對股指期貨市場價(jià)格發(fā)現(xiàn)能力的負(fù)面影響較限制最嚴(yán)格時(shí)期減小，從側(cè)面反映了交易限制政策的嚴(yán)格實(shí)施在一定程度上加劇了機(jī)構(gòu)投資者博彩偏好對股指期貨市場價(jià)格發(fā)現(xiàn)能力的負(fù)面影響。這進(jìn)一步驗(yàn)證了H2。

表5 交易限制放寬前后回歸結(jié)果

五、結(jié)論及建議

（一）研究結(jié)論

第一，我國證券市場上機(jī)構(gòu)投資者存在博彩偏好的根本原因在于個(gè)體投資者的博彩偏好強(qiáng)烈，當(dāng)市場存在價(jià)格泡沫時(shí)，機(jī)構(gòu)投資者不僅不會(huì)進(jìn)行相反的交易來糾正錯(cuò)誤定價(jià)，反而會(huì)進(jìn)一步買入被高估的資產(chǎn)來誘導(dǎo)有博彩偏好的個(gè)體投資者以更高的價(jià)格買入，最終從中獲利。

第二，通過研究機(jī)構(gòu)投資者的博彩偏好對股指期貨市場價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能的影響，發(fā)現(xiàn)機(jī)構(gòu)投資者的博彩偏好水平對我國滬深300 股指期貨市場的價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能存在顯著的負(fù)面影響。當(dāng)機(jī)構(gòu)投資者利用個(gè)體投資者的博彩心理進(jìn)行泡沫騎乘時(shí)會(huì)進(jìn)一步造成資產(chǎn)價(jià)格的偏離，股指期貨發(fā)現(xiàn)現(xiàn)貨價(jià)格的能力降低。并且進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，股指期貨市場交易限制政策的實(shí)施阻礙了機(jī)構(gòu)投資者進(jìn)行賣空交易，會(huì)造成市場價(jià)格泡沫持續(xù)膨脹，誘導(dǎo)個(gè)體投資者繼續(xù)買入被過分高估的資產(chǎn)，股指期貨市場的運(yùn)行效率進(jìn)一步降低。

顯然，我國證券市場個(gè)體投資者博彩偏好強(qiáng)烈是產(chǎn)生價(jià)格泡沫的源泉，并非所有的機(jī)構(gòu)投資者都會(huì)對穩(wěn)定市場產(chǎn)生積極作用，部分機(jī)構(gòu)投資者會(huì)趁機(jī)利用個(gè)體投資者的博彩心理謀取利益，從而成為市場泡沫產(chǎn)生和膨脹的加速器，嚴(yán)重危害證券市場的穩(wěn)定發(fā)展。因此，要想恢復(fù)股指期貨市場強(qiáng)大的價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能，維護(hù)證券市場正常定價(jià)機(jī)制，不僅要從源頭上加強(qiáng)對個(gè)體投資者盲目投機(jī)行為的限制與糾正，同時(shí)也要規(guī)范機(jī)構(gòu)投資者的行為。

（二）建議

首先，對于監(jiān)管機(jī)構(gòu)而言，應(yīng)繼續(xù)加強(qiáng)對個(gè)體投資者合理投資的引導(dǎo)和教育，設(shè)置合理的機(jī)制引導(dǎo)和規(guī)范個(gè)體投資者進(jìn)行理性投資。就目前的投資者結(jié)構(gòu)來看，個(gè)體投資者數(shù)量遠(yuǎn)超機(jī)構(gòu)投資者，機(jī)構(gòu)投資者要想糾正錯(cuò)誤定價(jià)會(huì)面臨極大的噪音交易者風(fēng)險(xiǎn)，因此要想擁有更好的市場環(huán)境，仍需繼續(xù)優(yōu)化投資者結(jié)構(gòu)，壯大機(jī)構(gòu)投資者隊(duì)伍。不過在培育機(jī)構(gòu)投資者的同時(shí)，還要加強(qiáng)對其投資行為的監(jiān)管和處罰力度，完善相關(guān)法律法規(guī)，建立健全對機(jī)構(gòu)投資者的長周期考核機(jī)制，維護(hù)中小投資者的利益。一旦發(fā)現(xiàn)在資本市場興風(fēng)作浪、推波助瀾的機(jī)構(gòu)投資者，立即嚴(yán)懲，并禁止其再進(jìn)入市場。

其次，對于機(jī)構(gòu)投資者而言，首先要明確自身的根本經(jīng)營目的，即穩(wěn)定市場，保證我國金融市場長期健康的發(fā)展。為此，應(yīng)當(dāng)改變自身的考核體系，注重長期投資，避免對短期業(yè)績的過分追逐。當(dāng)前機(jī)構(gòu)投資者的考核體系偏向于當(dāng)年投資盈虧收益進(jìn)行排名，所以其作為價(jià)值投資者的作用并未完全體現(xiàn)。機(jī)構(gòu)投資者可以長期化的投資收益率作為業(yè)績的考核指標(biāo)，從而避免出現(xiàn)哄抬股價(jià)等情況。

最后，對于個(gè)體投資者而言，應(yīng)該主動(dòng)學(xué)習(xí)證券市場的投資知識以及相關(guān)的公司財(cái)務(wù)報(bào)表分析知識，加強(qiáng)自身對證券市場的了解，建立專業(yè)的知識體系，提高自身對證券市場的判斷能力，而非完全跟風(fēng)炒作。同時(shí)，應(yīng)設(shè)置自身合理的投資回報(bào)期望和制定合理的盈虧期望，在自身能承受的收益范圍內(nèi)投資，理性對待證券市場股票的漲幅和跌幅。