金融市場(chǎng)中投資者情緒研究進(jìn)展*

閆 偉， 楊春鵬

(華南理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，廣東 廣州， 510006)

現(xiàn)代金融理論產(chǎn)生于20世紀(jì)50年代， 并于70年代得到了長(zhǎng)足的發(fā)展， 形成了一套較完備的體系。期間， Fama[1]首次提到了有效市場(chǎng)的概念， 并于1970年將這一概念深化提出了有效市場(chǎng)假說(shuō)(EMH)， 其后得到了大量的研究和廣泛的支持。事實(shí)上， 該假說(shuō)與Markowitz[2]的現(xiàn)代資產(chǎn)組合理論(MPT)、 Sharpe等[3]的資本資產(chǎn)定價(jià)模型(CAPM)、 Black和Scholes[4]的期權(quán)定價(jià)模型(OPM)以及Ross[5]的套利定價(jià)理論(APT)等， 一并構(gòu)成了現(xiàn)代金融理論的核心內(nèi)容。有效市場(chǎng)假說(shuō)被視作現(xiàn)代證券市場(chǎng)理論體系一大支柱， 也被視作現(xiàn)代金融經(jīng)濟(jì)學(xué)理論基石之一。然而， 有效市場(chǎng)假說(shuō)在不斷獲得認(rèn)可的同時(shí)， 也引發(fā)了學(xué)術(shù)界的各種爭(zhēng)論。自70年代末以來(lái)， 證券市場(chǎng)涌現(xiàn)出了許多有悖于標(biāo)準(zhǔn)金融理論的投資者異常行為及金融市場(chǎng)異象(Anomalies)， 此時(shí)， 有效市場(chǎng)理論已無(wú)法對(duì)其做出合理的解釋， 標(biāo)準(zhǔn)金融理論的完備體系面臨了金融事實(shí)的挑戰(zhàn)。自此， 學(xué)術(shù)界開始反思標(biāo)準(zhǔn)金融理論的基本假設(shè)即理性人假設(shè)是否正確， 并在此基礎(chǔ)上構(gòu)建了行為金融學(xué)基本分析框架， 它將心理學(xué)與行為學(xué)引入到金融決策分析過(guò)程中， 從不同的層面和角度對(duì)金融異象做出了探討。自80年代開始， 行為金融學(xué)因其對(duì)金融異象的有力解釋而逐漸得到學(xué)術(shù)界的認(rèn)可， 成為標(biāo)準(zhǔn)金融理論的有效補(bǔ)充。到90年代， 行為金融學(xué)呈現(xiàn)出一片繁榮的景象， 越來(lái)越多的學(xué)者在這一領(lǐng)域做出了重要貢獻(xiàn)， 使其成為一個(gè)體系完備、分支繁多的研究學(xué)科。自其產(chǎn)生到繁榮短短十幾年時(shí)間， 已然動(dòng)搖了EMH和MPT、 CAPM的權(quán)威地位， 特別是與CAPM和MPT相對(duì)應(yīng)， Shefrin和Statman[6，7]提出了著名的基于行為金融學(xué)的兩大理論， 即行為資產(chǎn)定價(jià)模型(BAPM)、 行為資產(chǎn)組合理論(BPT)， 這更為行為金融理論的探討奠定了堅(jiān)固的基石。另外自1998年至2001年， 眾多學(xué)者從不同角度分別提出了幾類資產(chǎn)定價(jià)模型， 如Barberis等[8]的BSV模型、 Daniel等[9]的DHS模型、 Hong, Stein[10]的HS模型和Barberis等[11]的BHS模型。但是， 上述行為金融理論模型均基于某類投資者在決策時(shí)的心理特征或認(rèn)知偏差而展開， 其假設(shè)條件多是依據(jù)特定市場(chǎng)異象而設(shè)定的， 因此， 如此構(gòu)建的理論模型只能解釋相應(yīng)的一種市場(chǎng)異象， 而不能同時(shí)有效解釋其它金融異象。由于投資者心理活動(dòng)和認(rèn)知偏差最終影響的是其對(duì)未來(lái)市場(chǎng)的觀念和情緒， 并經(jīng)由情緒最終影響市場(chǎng)表現(xiàn)， 因此20世紀(jì)90年代開始， 作為行為金融學(xué)一大分支的投資者情緒研究逐漸興起。

一、 情緒分類研究

雖然投資者情緒研究了近20年， 但由于情緒是一不可直接觀察變量， 難以測(cè)度， 因此該方向的研究發(fā)展還不深刻， 仍停留在情緒與市場(chǎng)表現(xiàn)之間關(guān)系的實(shí)證研究上， 而暫未深入到情緒的資產(chǎn)定價(jià)和資產(chǎn)組合理論構(gòu)建上來(lái)。在情緒與市場(chǎng)表現(xiàn)之間關(guān)系的實(shí)證研究方面又大致分為兩類研究方法， 一類是“自下而上”的研究方法， 仍主要從投資者心理特征和認(rèn)知偏差角度解析并闡述其對(duì)投資者情緒的作用機(jī)理和過(guò)程； 另一類是“自上而下”的研究方法， 指的是不考慮投資者情緒的形成機(jī)理， 而著重分析其與市場(chǎng)表現(xiàn)間的直接相互作用。對(duì)后一類的研究， 基本前提是投資者情緒的描述與表征， 即利用相關(guān)代理變量表示市場(chǎng)中全部投資者或部分投資者情緒的高漲或低迷， 從而將情緒量化并研究其與相關(guān)市場(chǎng)表現(xiàn)間的交互影響。對(duì)投資者情緒的描述及表征方式， 大致有如下三類：

其一是情緒的直接指標(biāo)， 指的是通過(guò)對(duì)投資者的直接調(diào)查、 詢問(wèn)其對(duì)未來(lái)一定時(shí)期市場(chǎng)發(fā)展的看法， 并一般歸類為看漲、 看跌和看平三種態(tài)度， 通過(guò)一定的數(shù)學(xué)計(jì)算如比率等， 表示出投資者的看漲情緒或看跌情緒。根據(jù)被調(diào)查者在金融市場(chǎng)中所處地位的不同性質(zhì)， 情緒的直接指標(biāo)又可以分為僅調(diào)查機(jī)構(gòu)投資者的機(jī)構(gòu)投資者情緒指標(biāo)、 僅調(diào)查個(gè)人投資者的個(gè)人投資者情緒指標(biāo)， 以及不區(qū)分被調(diào)查者屬性的市場(chǎng)整體情緒指標(biāo)。其二是情緒的間接指標(biāo)， 指的是運(yùn)用一定的數(shù)學(xué)手段， 以相關(guān)金融市場(chǎng)中一個(gè)或多個(gè)交易變量表示出投資者的情緒。按照采用交易變量的個(gè)數(shù)， 情緒指標(biāo)可以分為單一性指標(biāo)以及綜合性指標(biāo)， 即僅采用一個(gè)和采用多個(gè)交易變量分別描述情緒； 按照情緒的載體及相關(guān)交易變量屬性的不同， 又可分為機(jī)構(gòu)投資者情緒、 個(gè)人投資者情緒和市場(chǎng)整體情緒。其三是情緒的其它指標(biāo)。這一類指標(biāo)包括天氣、 溫度、 濕度、 日照長(zhǎng)短、 月運(yùn)周期等非金融市場(chǎng)交易變量。這些指標(biāo)或許與資產(chǎn)市場(chǎng)表現(xiàn)有一定的相關(guān)性， 進(jìn)而可能在一定程度上對(duì)其有預(yù)測(cè)能力， 但這類變量與金融市場(chǎng)跨度較大， 信息傳導(dǎo)機(jī)制以及對(duì)情緒的效應(yīng)影響機(jī)制要遠(yuǎn)弱于金融市場(chǎng)中交易變量的表現(xiàn)， 并且這類指標(biāo)對(duì)情緒的影響很可能已經(jīng)被包含在了金融市場(chǎng)中交易變量對(duì)情緒的影響之中， 因此本文不將此類代理變量作為研究?jī)?nèi)容。

國(guó)內(nèi)外早期研究投資者情緒及其對(duì)市場(chǎng)作用時(shí)所運(yùn)用的情緒指標(biāo)大多是直接調(diào)查指標(biāo)， 這或許與國(guó)外金融市場(chǎng)發(fā)展程度及研究機(jī)構(gòu)數(shù)據(jù)調(diào)查、 保存的歷史等條件有關(guān)。然而， 投資者對(duì)未來(lái)市場(chǎng)雖有一定的認(rèn)知， 但是隨著市場(chǎng)的發(fā)展與變化， 這類認(rèn)知易受其自身各類行為偏差與心理偏差的影響， 其投資行為往往不會(huì)依照固有的認(rèn)知而被執(zhí)行， 從而市場(chǎng)表現(xiàn)也不會(huì)完全按照投資者認(rèn)知延續(xù)開來(lái)。因此， 在面臨樣本選擇風(fēng)險(xiǎn)的同時(shí)， 針對(duì)投資者情緒的直接調(diào)查數(shù)據(jù)本身還極有可能是有偏的， 即投資者對(duì)未來(lái)市場(chǎng)的漲跌看法與其未來(lái)實(shí)際發(fā)生的投資行為間極可能不一致， 進(jìn)而與市場(chǎng)實(shí)際狀況也不一致。故而， 運(yùn)用對(duì)投資者的直接調(diào)查表征情緒在研究的出發(fā)階段就有可能產(chǎn)生偏誤。與此相比， 金融市場(chǎng)交易變量已經(jīng)包含了投資者的各類特別是決策前與決策中的行為與心理偏差， 運(yùn)用這些變量表征情緒或許更為準(zhǔn)確。因此， 本文對(duì)以往關(guān)于間接表征投資者情緒的代表性研究文獻(xiàn)做簡(jiǎn)要評(píng)述， 依此闡明現(xiàn)有研究之不足并指出未來(lái)的研究方向。

事實(shí)上， 對(duì)于投資者情緒這一研究方向， 已有較精彩的綜述， 如Brown和Cliff[12，13]綜合評(píng)述并實(shí)證檢驗(yàn)了多個(gè)表征情緒的代理變量。但他們僅依據(jù)其與機(jī)構(gòu)投資者情緒直接調(diào)查指標(biāo)II(投資者智能)和個(gè)人投資者直接調(diào)查指標(biāo)AAII(美國(guó)個(gè)人消費(fèi)者協(xié)會(huì)信心指數(shù))間的相關(guān)性而對(duì)情緒代理變量進(jìn)行分類的。然而， 正如前面分析所述， 直接調(diào)查指標(biāo)本身就面臨著投資者觀念與行為有偏的質(zhì)疑。因此， 本文不遵循這種分類標(biāo)準(zhǔn)， 而是首先依據(jù)采用代理變量的個(gè)數(shù)將該領(lǐng)域的研究大致分為兩類暨兩個(gè)階段， 第一個(gè)階段即2005年前， 主要研究單一代理變量對(duì)情緒的表征能力， 以Brown和Cliff[12，13]對(duì)各代理變量的綜述為結(jié)束標(biāo)志。雖然其后也有部分學(xué)者研究單一變量表征情緒， 但研究?jī)?nèi)容仍未超出上述作者所涉及的范疇；第二個(gè)階段即2005年后， 主要研究綜合性情緒指標(biāo)的構(gòu)建， 雖然Brown和Cliff[12]早已對(duì)此進(jìn)行了初步研究， 但其構(gòu)造的情緒指數(shù)并未被廣泛采用， 因此該階段研究以Baker和Wurgler[14，15]著名的BW情緒指標(biāo)為代表。其次， 對(duì)于每個(gè)階段， 又依據(jù)構(gòu)建情緒載體的不同以及代理變量自身屬性的不同區(qū)分為市場(chǎng)整體情緒、 機(jī)構(gòu)投資者情緒及個(gè)人投資者情緒三個(gè)類別。下面， 對(duì)每一階段每一類別的相關(guān)研究文獻(xiàn)， 主要按照時(shí)間發(fā)展與結(jié)論異同的順序進(jìn)行歸類梳理與簡(jiǎn)要評(píng)述。

二、 間接單一性情緒指標(biāo)

間接單一性情緒指標(biāo)指的是僅應(yīng)用一個(gè)市場(chǎng)交易變量表征情緒。按照采用代理變量的內(nèi)容和性質(zhì)， 可分為單一性市場(chǎng)整體情緒、機(jī)構(gòu)投資者情緒和個(gè)人投資者情緒。

(一)市場(chǎng)整體情緒指標(biāo)

能夠用來(lái)間接表征市場(chǎng)整體情緒的單一性指標(biāo)較多， 其中表征能力較強(qiáng)的有股市換手率(turnover)、 IPO首日收益(first day return of IPO)及IPO數(shù)量(number of IPO)、 期權(quán)認(rèn)沽認(rèn)購(gòu)比(put-call ratio)和漲跌比(ARMS)等。這類變量是機(jī)構(gòu)投資者與個(gè)人投資者無(wú)明顯占優(yōu)時(shí)共同作用的結(jié)果， 其表現(xiàn)往往能夠代表所有投資者的情緒， 因此可用來(lái)表征市場(chǎng)整體情緒。

較為熟悉的是股票市場(chǎng)流動(dòng)性變量， 研究較多的其中一種度量即換手率， 是指當(dāng)期成交股數(shù)與市場(chǎng)流通總股數(shù)之比， 它能一定程度上體現(xiàn)出投資者情緒高漲或低迷。另一種度量是買賣價(jià)差比(ratio of bid-ask spread)， 指的是收盤時(shí)賣價(jià)買價(jià)之差與均價(jià)的比值。早期以市場(chǎng)流動(dòng)性視角研究其與股票橫截面收益方面的文獻(xiàn)有Amihud, Mendelson[16]， Brennan, Subrahmanyam[17]以及Brennan等[18]， 他們均認(rèn)為月?lián)Q手率高及買賣價(jià)差比低的股票其未來(lái)收益更低； 而以市場(chǎng)流動(dòng)性視角研究其與市場(chǎng)總體時(shí)間序列縱向收益方面的文獻(xiàn)有Chordia等[19，20]， Hasbrouck和Seppi[21]， Huberman和Halka[22]以及Amihud[23]等， 如上研究均支持市場(chǎng)流動(dòng)性變量可預(yù)測(cè)未來(lái)收益。Jones[24]同時(shí)研究了換手率和買賣價(jià)差比對(duì)市場(chǎng)收益的影響， 他采用1900-2000間年數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)兩個(gè)代理變量對(duì)一年及更長(zhǎng)時(shí)間的道瓊斯未來(lái)收益有較高的預(yù)測(cè)能力， 高換手率預(yù)示著未來(lái)的低收益， 而高買賣價(jià)差比預(yù)示著未來(lái)高收益。以上文獻(xiàn)雖未將流動(dòng)性變量視作投資者情緒并從行為金融學(xué)角度進(jìn)行分析， 但確實(shí)對(duì)兩代理變量與股市間關(guān)系作了較全面的研究， 并得到了豐富的結(jié)論。Baker和Stein[25]從投資者情緒的角度研究了換手率， 采用1927-1998間紐約證券交易所(NYSE)的交易換手率年數(shù)據(jù)， 其實(shí)證研究結(jié)果表明換手率與美國(guó)芝加哥大學(xué)證券價(jià)格研究中心(CRSP)價(jià)值加權(quán)資產(chǎn)組合及等權(quán)重資產(chǎn)組合下期收益均負(fù)相關(guān)， 可較好地充當(dāng)情緒指數(shù)。他們理論上解釋了換手率所表征的情緒對(duì)未來(lái)收益的作用機(jī)理， 即投資者情緒高漲使得投資者交易增加， 以致市場(chǎng)流動(dòng)性增強(qiáng)、 股票估值過(guò)高， 從而引致未來(lái)收益降低。事實(shí)上， 以市場(chǎng)流動(dòng)性變量表征市場(chǎng)情緒是最為直接， 也是最為經(jīng)驗(yàn)所支持的。這是由于大多情形下， 情緒的高漲或低迷總是與市場(chǎng)流動(dòng)性密切相關(guān)。

Ljungqvist等[26]雖未應(yīng)用某一代理變量表征投資者情緒， 但是他們發(fā)現(xiàn)IPO首日收益及IPO數(shù)量與市場(chǎng)情緒之間經(jīng)驗(yàn)性相關(guān)， 即事實(shí)表明IPO行為大都發(fā)生在市場(chǎng)情緒高漲時(shí)期， 并據(jù)此構(gòu)建了情緒投資者參與下的IPO定價(jià)模型。由此， 用IPO首日收益及數(shù)量或許能較好表征情緒。Brown和Cliff[13]采用1963.1-2000.12間月數(shù)據(jù)研究了IPO首日收益及數(shù)量與股票長(zhǎng)期收益之間的關(guān)系， 發(fā)現(xiàn)兩者與未來(lái)半年至三年長(zhǎng)期收益顯著負(fù)相關(guān)， 因此實(shí)證證明了IPO首日收益及數(shù)量對(duì)市場(chǎng)情緒的表征能力。實(shí)際上， 基于投資者情緒的IPO研究在20世紀(jì)90年代末達(dá)到高潮， 但是， 研究?jī)?nèi)容多是分析以直接調(diào)查表征的情緒和IPO首日收益及數(shù)量之間的關(guān)系。或許這與兩個(gè)代理變量緊密關(guān)聯(lián)、總被同時(shí)提及有關(guān)， 單以其中任何之一表征情緒都較為片面， 因此以其作為單一性情緒指標(biāo)的研究較為罕見。在我國(guó)， 由于股市歷史較短且IPO數(shù)次中斷發(fā)行， 月數(shù)據(jù)及季數(shù)據(jù)本身較少的同時(shí)又造成了缺失現(xiàn)象， 因此并無(wú)關(guān)于IPO相關(guān)變量對(duì)情緒表征能力的研究。

在衍生品市場(chǎng)， 由于期權(quán)可以清晰的觀測(cè)出投資者的看漲、看跌情緒， 對(duì)投資者情緒的研究有著一定的天然優(yōu)勢(shì)， 因此Dennis和Mayhew[27]研究了情緒對(duì)期權(quán)價(jià)格的作用。他們使用芝加哥期權(quán)交易所(CBOE)1986.4.7-1996.9.31間期權(quán)認(rèn)沽認(rèn)購(gòu)比周數(shù)據(jù)作為市場(chǎng)情緒代理變量， 實(shí)證發(fā)現(xiàn)情緒等非系統(tǒng)因素比系統(tǒng)因素更能解釋期權(quán)價(jià)格的正向偏差。從該層面來(lái)講， 作者對(duì)將認(rèn)沽認(rèn)購(gòu)比單獨(dú)作為市場(chǎng)情緒的代理變量持認(rèn)可觀點(diǎn)。持有同樣觀點(diǎn)的還有Brown和Cliff[12]， 他們采用1987.7.24-1998.12.18間共596組周觀測(cè)數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了認(rèn)沽認(rèn)購(gòu)比與股票未來(lái)短期收益間的截面關(guān)系， 發(fā)現(xiàn)該代理變量與大盤股下期收益正相關(guān)， 而與小盤股負(fù)相關(guān)， 由此最終證明了該代理變量對(duì)情緒的表征能力。然而， Wang等[28]的研究結(jié)果與上述兩文不同， 他們不僅從相關(guān)性層面進(jìn)行了分析， 還研究了代理變量與市場(chǎng)表現(xiàn)之間的格蘭杰因果關(guān)系。其采用1990.2.1-2001.12.31間日數(shù)據(jù)及周數(shù)據(jù)， 分析發(fā)現(xiàn)了認(rèn)沽認(rèn)購(gòu)比、未平倉(cāng)合約認(rèn)沽認(rèn)購(gòu)比兩個(gè)代理變量與標(biāo)普100(S&P 100)指數(shù)弱負(fù)相關(guān)， 但通過(guò)格蘭杰因果檢驗(yàn)表明無(wú)論是日數(shù)據(jù)還是周數(shù)據(jù)， 這兩個(gè)變量均不是S&P 100波動(dòng)率的原因變量， 而是其結(jié)果變量。因此， 兩代理變量均不適合單獨(dú)用來(lái)表征情緒。Bauer等[29]采用2000.1-2006.3間認(rèn)沽認(rèn)購(gòu)比日數(shù)據(jù)和月數(shù)據(jù)的滯后回歸分析也得到了類似的結(jié)論， 即期權(quán)交易者情緒是市場(chǎng)歷史收益的驅(qū)動(dòng)結(jié)果， 滯后的認(rèn)沽認(rèn)購(gòu)比本身并不能預(yù)測(cè)未來(lái)市場(chǎng)收益。

另外， Wang等[28]還研究了另一代理變量， 即漲跌比， 對(duì)情緒的表征能力。漲跌比指的是統(tǒng)計(jì)周期內(nèi)單位成交量的上漲家數(shù)與下跌家數(shù)之比， 該變量已經(jīng)成為廣泛接受的交易性指示指標(biāo)。其針對(duì)漲跌比的不含S&P 100指數(shù)收益率的滯后回歸分析發(fā)現(xiàn)， 該代理變量是S&P 100指數(shù)波動(dòng)率的格蘭杰原因， 且能較好反映波動(dòng)率， 因此該代理變量可單獨(dú)用來(lái)表征情緒；然而一旦加入S&P 100指數(shù)收益率重新做滯后回歸， 則漲跌比這一變量對(duì)S&P 100指數(shù)波動(dòng)率的預(yù)測(cè)能力就極為有限了。因此， 漲跌比這一代理變量在一定程度上能夠刻畫市場(chǎng)情緒， 這與Brown和Cliff[12]對(duì)該變量的分析結(jié)論相同。

此外還有文獻(xiàn)研究了其它一些市場(chǎng)情緒代理變量， 如Achelis[30]新高新低比(HI/LO)、 Brown和Cliff[12]騰落指標(biāo)(ADL)、 保證金借款變化(change in margin borrowing)、 未補(bǔ)拋空差額變化(change in short interest)、 賣空比例(short sales to total sales)等， 然而Brown和Cliff[12]實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)以上代理變量均不能較好的預(yù)測(cè)未來(lái)收益， 特別是大盤股與小盤股收益之間的差異性， 即規(guī)模溢價(jià)。因此認(rèn)定這些代理變量不能較好地表征情緒。

綜上， 以單一代理變量表征情緒的研究中， 各方結(jié)論分歧較大。這可能是因?yàn)槊鎸?duì)復(fù)雜的市場(chǎng)， 僅以一個(gè)代理變量表征情緒仍然比較片面， 從而造就了數(shù)據(jù)對(duì)實(shí)證結(jié)果的偶然性， 使得不同研究者得到的結(jié)論亦有不同。從作用機(jī)理上來(lái)講， 以上代理變量對(duì)市場(chǎng)整體情緒均有一定程度的影響， 因而就未來(lái)的研究?jī)?nèi)容而言， 市場(chǎng)整體情緒的刻畫仍將是一研究重點(diǎn)， 但其研究方法應(yīng)規(guī)避上述研究方法的弊端， 須采用多個(gè)代理變量綜合表征情緒， 這也是近些年來(lái)， 特別是Baker和Wurgler[14，15]構(gòu)建的BW情緒指標(biāo)之后， 該領(lǐng)域相關(guān)研究的發(fā)展趨勢(shì)。

(二)機(jī)構(gòu)投資者情緒指標(biāo)

受限于與機(jī)構(gòu)投資者相關(guān)數(shù)據(jù)獲取較難以及數(shù)據(jù)周期較長(zhǎng)等原因， 能夠間接用來(lái)表征機(jī)構(gòu)投資者情緒的單一性指標(biāo)較少， 這類代理變量主要有基金資產(chǎn)中的現(xiàn)金比例、 機(jī)構(gòu)持股占比及標(biāo)普500(S&P 500)股指期貨凈頭寸變化等。

基金資產(chǎn)中的現(xiàn)金比例是情緒的負(fù)向代理變量， 可以很好地刻畫機(jī)構(gòu)對(duì)后市的看法， 一般來(lái)講， 基金經(jīng)理持有現(xiàn)金的比例越大， 其對(duì)后市越看淡， 因此情緒越低迷； 反之比例越小， 則對(duì)后市越看好， 情緒越高漲。Brown和Cliff[12，13]采用1963.1-2000.12間該代理變量月數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)其與代表機(jī)構(gòu)投資者情緒的直接測(cè)度II指數(shù)的相關(guān)度要大于與代表個(gè)人投資者情緒的直接測(cè)度AAII的相關(guān)度， 且該變量與大盤股組合未來(lái)一月收益顯著正相關(guān)， 與小盤股組合未來(lái)一月收益不顯著地負(fù)相關(guān)。因此該代理變量能夠較好的代表機(jī)構(gòu)投資者情緒。

在股票市場(chǎng)上， 與基金資產(chǎn)中的現(xiàn)金比例相對(duì)應(yīng)的一個(gè)變量是機(jī)構(gòu)的持股占比， 兩個(gè)變量是密切相關(guān)的。機(jī)構(gòu)持股占比也能較好描述機(jī)構(gòu)投資者的情緒， 是其正向代理變量。Bernile和Lyandres[31]以機(jī)構(gòu)投資者持有的俱樂部股票的比例為代理變量構(gòu)建投資者情緒指標(biāo)， 研究了其對(duì)足球俱樂部類特殊股票價(jià)格的影響。他們通過(guò)對(duì)2000.1-2006.5間歐洲冠軍聯(lián)賽和歐洲足協(xié)杯的賽后結(jié)果對(duì)體育股的價(jià)格影響進(jìn)行了分析， 通過(guò)情緒對(duì)每家俱樂部超額回報(bào)的回歸分析表明： 投資者對(duì)某個(gè)俱樂部帶有偏好， 并且對(duì)這個(gè)俱樂部過(guò)去的成績(jī)進(jìn)行評(píng)價(jià)， 如果得出積極的結(jié)果， 就會(huì)導(dǎo)致該俱樂部的股價(jià)上升； 如果得出負(fù)面的結(jié)果， 就會(huì)導(dǎo)致該俱樂部的股價(jià)下降。即機(jī)構(gòu)投資者情緒與該類股票價(jià)格正相關(guān)， 表明機(jī)構(gòu)投資者持股比例也能夠較好的表征情緒。

在期貨市場(chǎng)上， Wang[32]將投資者分為大投資者和小投資者， 采用1993.1-2000.3間S&P 500股指期貨凈頭寸周數(shù)據(jù)， 構(gòu)造了投資者情緒指標(biāo)， 其構(gòu)造方式為

其中NPit表示第i類投資者在第t周的凈頭寸。分析發(fā)現(xiàn)小投資者情緒幾乎不能預(yù)測(cè)收益, 越大的投資者的情緒對(duì)收益的預(yù)測(cè)能力越強(qiáng)， 且大型投機(jī)者情緒是一正向指標(biāo)， 而大型套期保值者情緒是一弱反向指標(biāo)。Han[33]同樣以S&P 500股指期貨凈頭寸代表情緒， 研究了情緒與期權(quán)價(jià)格間的關(guān)系。他采用1988.1.4-1997.6.24間股指期貨凈頭寸周數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)投資者情緒影響期權(quán)價(jià)格和資產(chǎn)定價(jià)機(jī)制， 證實(shí)了有限套利增加了情緒對(duì)期權(quán)價(jià)格的影響， 會(huì)導(dǎo)致期權(quán)微笑更彎曲。

在我國(guó)， 機(jī)構(gòu)投資者數(shù)據(jù)獲取較為困難， 特別是數(shù)據(jù)周期較長(zhǎng)， 一般機(jī)構(gòu)持股等信息為季度性發(fā)布， 因此該代理變量只適合表征其長(zhǎng)期情緒。但由于我國(guó)股市歷史較短， 早期數(shù)據(jù)保存度較差， 如果采用這類代理變量可能面臨著小樣本問(wèn)題的責(zé)難。對(duì)于短期機(jī)構(gòu)投資者情緒的刻畫， 或許可以采用其它易得代理變量更高頻的數(shù)據(jù)。

(三)個(gè)人投資者情緒指標(biāo)

能夠用來(lái)表征個(gè)人投資者情緒的間接性單一交易代理變量有封閉式基金折價(jià)率、 共同基金凈買量(net purchases of mutual funds)、 共同基金凈贖回率(net mutual fund redemptions)、 零股買賣率(ratio of odd-lot sales to purchases)、 買賣失衡指標(biāo)(buy-sell imbalance)、 灰色市場(chǎng)(歐洲IPO的預(yù)發(fā)行市場(chǎng))的價(jià)格、 非預(yù)期投資者開戶增長(zhǎng)率、 小額交易占比(the proportion of small trades)等。

在表征個(gè)人投資者情緒的間接單一性交易指標(biāo)中， 最為常用、 研究最多的是封閉式基金折價(jià)率。之所以將封閉式基金折價(jià)率與個(gè)人投資者情緒聯(lián)系起來(lái)， 是沿襲了國(guó)外基金資本市場(chǎng)的特點(diǎn)。眾多國(guó)外學(xué)者認(rèn)為， 由于封閉式基金絕大多數(shù)為個(gè)人持有， 機(jī)構(gòu)持有率占比較低， 因此國(guó)外相關(guān)研究常用封閉式基金折價(jià)率表征個(gè)人投資者情緒。對(duì)于以該代理變量能否表征個(gè)人投資者情緒的問(wèn)題， 較著名的是1993年美國(guó)金融界引發(fā)的大爭(zhēng)論。一方以Lee, Shleifer和Thaler為首， 主張封閉式基金折價(jià)率能夠表征個(gè)人投資者情緒； 另一方以Chen, Kan和Miller為首， 持有相反觀點(diǎn)。爭(zhēng)論的形式是在金融領(lǐng)域著名雜志Journal of Finance上面連續(xù)發(fā)表的幾篇文章。

Lee等[34]分別做了十個(gè)不同規(guī)模級(jí)別股票資產(chǎn)組合價(jià)值加權(quán)平均月收益率對(duì)封閉式基金組合價(jià)值加權(quán)折價(jià)率月變化及NYSE上市公司股票組合價(jià)值加權(quán)平均月收益率的回歸。統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示， 價(jià)值加權(quán)折價(jià)率的變化與最大規(guī)模公司股票(第十個(gè)10%的股票組合)收益正相關(guān)， 而與其它規(guī)模公司股票收益負(fù)相關(guān)， 其中與最小規(guī)模公司股票(第一個(gè)10%的股票組合)收益間的負(fù)相關(guān)系數(shù)數(shù)值最大。由此， 作者得出結(jié)論“當(dāng)個(gè)人投資者對(duì)封閉式基金和小盤股更加樂觀時(shí)， 這些股票表現(xiàn)較好， 基金折價(jià)率較低； 反之， 當(dāng)個(gè)人投資者對(duì)封閉式基金和小盤股更加悲觀時(shí)， 這些股票表現(xiàn)較差， 基金折價(jià)率較高”。為了檢驗(yàn)回歸的穩(wěn)健性， 他們將二十年數(shù)據(jù)區(qū)間劃分為兩部分， 其中， 后十年封閉式基金折價(jià)率數(shù)據(jù)與小盤股收益數(shù)據(jù)回歸分析發(fā)現(xiàn)兩者幾乎無(wú)關(guān)， 該結(jié)論也使得其后的部分研究者放棄了兩者均受情緒支配這一假定。但是， Lee等[34]將這一結(jié)果不僅不視作對(duì)其檢驗(yàn)的拒絕， 反而認(rèn)為是對(duì)其結(jié)論的支持。他們認(rèn)為， 在1980至1988年間， 機(jī)構(gòu)投資者對(duì)最小規(guī)模公司股票持有百分比增加了兩倍多， 因此， “個(gè)人投資者情緒仍反映了封閉式基金折價(jià)率， 但已經(jīng)不再能較好反映小盤股價(jià)格”。其后， 出現(xiàn)了對(duì)這一觀點(diǎn)持贊成意見的眾多研究， 較有代表性的有Neal和Wheatley[35]， 他們采用1933-1993間年數(shù)據(jù)， 也研究了封閉式基金折價(jià)率對(duì)未來(lái)收益的預(yù)測(cè)能力。其封閉式基金價(jià)值加權(quán)平均折價(jià)率數(shù)據(jù)及各股票收益月數(shù)據(jù)分析結(jié)果表明封閉式基金折價(jià)率與小公司股票未來(lái)一個(gè)月、 一季度、 一年、 兩年、 三年及四年預(yù)期收益均正相關(guān)， 且相關(guān)系數(shù)隨預(yù)測(cè)時(shí)間延長(zhǎng)而增大， 但封閉式基金折價(jià)率與大公司股票預(yù)期收益無(wú)關(guān)。這一結(jié)論可用Lee等[34]文獻(xiàn)的描述來(lái)解釋， 即小公司股票大多是被個(gè)人投資者持有， 而大公司股票主要被機(jī)構(gòu)投資者持有。因此封閉式基金折價(jià)率能夠預(yù)測(cè)小公司股票未來(lái)收益及規(guī)模溢價(jià)。國(guó)內(nèi)在關(guān)于封閉式基金折價(jià)作為個(gè)人投資者情緒代理變量方面的研究中， 伍燕然、 韓立巖[36]的研究方法和結(jié)論較為深刻， 他們利用投資者情緒解釋了封閉式基金折價(jià)之謎， 并且論證了投資者情緒是資產(chǎn)定價(jià)的重要因素。通過(guò)國(guó)內(nèi)數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了封閉式基金價(jià)格的過(guò)度波動(dòng)， 分析了國(guó)內(nèi)市場(chǎng)的非有效性和投資者的不完全理性， 利用其它反映情緒的指標(biāo)即IPO月平均首日收益率， 間接證明了封閉式基金折價(jià)率也是個(gè)人投資者情緒較好的代理變量。

自Lee等[34]之后， 他們的這一觀點(diǎn)得到了主要來(lái)自Chen等[37]的反駁。他們堅(jiān)持認(rèn)為封閉式基金折價(jià)率與小公司股票收益之間既沒有較強(qiáng)的聯(lián)動(dòng)性， 其相關(guān)系數(shù)也不顯著， 因此不能支持Lee等[34]的兩種現(xiàn)象均受情緒支配這一結(jié)論。故而， 延伸Lee等[34]文獻(xiàn)的研究思路， Chen等[37]重新選取數(shù)據(jù)、 設(shè)置變量， 研究了投資者情緒與封閉式基金折價(jià)率間的關(guān)系， 著重分析了機(jī)構(gòu)持有小盤股占比與封閉式基金折價(jià)率間的關(guān)系， 重新檢驗(yàn)了上文中的研究結(jié)論。他們將小盤股又分為兩類組合， 一類是機(jī)構(gòu)持股占比低于10%的組合， 另一類是機(jī)構(gòu)持股占比高于10%的組合。直觀而言， 對(duì)較少機(jī)構(gòu)持有的小盤股來(lái)說(shuō)， 若基金折價(jià)率確是個(gè)人投資者情緒的代理變量， 則應(yīng)有以下兩個(gè)推論： (1)橫向而言， 兩類組合表現(xiàn)應(yīng)不同， 即機(jī)構(gòu)持有率較低的股票收益與基金折價(jià)率的相關(guān)性較強(qiáng)， 而持有率較高的股票收益與基金折價(jià)率的相關(guān)性較弱； (2)縱向而言， 即使將二十年的時(shí)間區(qū)間分為前后十年兩部分， 持有率較低的股票收益與基金折價(jià)率間的相關(guān)性應(yīng)持續(xù)較強(qiáng)， 而持有率較高的股票收益與基金折價(jià)率的相關(guān)性應(yīng)持續(xù)較弱。然而， 他們的實(shí)證研究結(jié)果表明： (1)并未發(fā)現(xiàn)橫向差異， 即兩類組合股票收益與基金折價(jià)率間的相關(guān)性差別不大； (2)以機(jī)構(gòu)持有率較低的股票組合為例， 發(fā)現(xiàn)后十年組合收益與基金折價(jià)間率的相關(guān)系數(shù)比前十年的相關(guān)系數(shù)降低了58.4%。因此， 基于上述兩點(diǎn)認(rèn)識(shí)， Chen等[37]拒絕了Lee等[34]所得結(jié)論， 即否認(rèn)了封閉式基金折價(jià)率是個(gè)人投資者情緒變化的代理變量。同樣認(rèn)為該代理變量不具有情緒表征能力的還有Elton等[38]和Brown和Cliff[13]等文獻(xiàn)。Elton等[38]采用1979.1-1993.1間267只共同基金月數(shù)據(jù)代表情緒， 研究了其與收益間的關(guān)系， 其結(jié)論與Chen等[37]相同， 即判定封閉式基金折價(jià)率不能較好表征個(gè)人投資者情緒。Brown和Cliff[13]采用1963.1-2000.12間月數(shù)據(jù)分析封閉式基金折價(jià)率對(duì)股票橫截面效應(yīng)時(shí)指出， 該代理變量不能較好預(yù)測(cè)不同市值股票未來(lái)半年至三年的收益， 因此他們也不支持將封閉式基金作為投資者情緒的代理變量。

綜上， 封閉式基金折價(jià)率能否較好表征情緒這一問(wèn)題由于各方實(shí)證結(jié)果的不一致使得對(duì)該代理變量意見分歧較大， 實(shí)證結(jié)果的不同或許可以選取數(shù)據(jù)及控制變量的不同來(lái)解釋。排除統(tǒng)計(jì)分析的意義， 理論上來(lái)講封閉式基金折價(jià)率與情緒間的反向聯(lián)動(dòng)效應(yīng)還是得到眾學(xué)者認(rèn)可的。因此， 后續(xù)研究可以暫時(shí)放棄討論該單一代理變量能否表征情緒的問(wèn)題， 而應(yīng)著重從該代理變量及其它代理變量中提取出與投資者情緒相互影響的成分， 并分析其與市場(chǎng)表現(xiàn)間的關(guān)系。在我國(guó)， 應(yīng)慎重考慮將封閉式基金折價(jià)作為個(gè)人投資者情緒代理變量， 這是由于我國(guó)基金的持有狀況并不滿足國(guó)外的假設(shè)條件， 和國(guó)外基金大多為個(gè)人持有這一狀況有較大不同。我國(guó)基金持有者中， 機(jī)構(gòu)投資者占據(jù)相當(dāng)大的份額， 因此， 該代理變量具體能夠表征我國(guó)哪類投資者的情緒尚需實(shí)證考察。

在基金市場(chǎng)， 除了研究封閉式基金折價(jià)率和情緒間的關(guān)系外， 共同基金凈買量也被視作情緒的正向代理變量。這意味著隨著基金凈買量的增加， 資金的持續(xù)流入即是投資者情緒高漲的表現(xiàn)。Neal和Wheatley[35]研究了該代理變量對(duì)情緒的表征能力， 采用修正的1941-1993年間的年數(shù)據(jù)及各股票收益月數(shù)據(jù)， 發(fā)現(xiàn)其與小盤股未來(lái)長(zhǎng)期收益顯著負(fù)相關(guān)， 與大盤股未來(lái)收益正相關(guān)但不顯著， 意味著該代理變量能夠刻畫規(guī)模效應(yīng)。Brown和Cliff[13]也研究了共同基金凈買量對(duì)股票未來(lái)收益的長(zhǎng)期影響， 采用1963.1-2000.12間該代理變量月數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)其與大盤股未來(lái)長(zhǎng)期收益顯著正相關(guān)， 與小盤股未來(lái)收益亦正相關(guān)但不顯著， 這與Neal和Wheatley[35]的統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果大相徑庭， 或許是由于兩文采用的數(shù)據(jù)區(qū)間和周期不同、 以及控制變量的不同造成的。由于Brown和Cliff[13]的分析結(jié)果表明該代理變量不能夠區(qū)分出股票的規(guī)模效應(yīng)， 因此他們否認(rèn)了該代理變量對(duì)情緒的表征能力。我們認(rèn)為， 由于規(guī)模效應(yīng)這一標(biāo)準(zhǔn)并非是其能較好表征情緒的充分條件， 因此單以此來(lái)判斷其表征能力并不合理， 該代理變量尚需進(jìn)一步的分析。

除了封閉式基金折價(jià)率及共同基金凈買量代表個(gè)人投資者情緒外， 部分學(xué)者還用共同基金凈贖回率、零股買賣率兩個(gè)代理變量反映個(gè)人投資者情緒。Neal和Wheatley[35]還檢驗(yàn)了上述兩個(gè)代理變量對(duì)未來(lái)收益的預(yù)測(cè)能力， 得到了如下結(jié)論： (1)共同基金凈贖回率年數(shù)據(jù)及各股票收益月數(shù)據(jù)分析結(jié)果顯示凈贖回率與小公司股票預(yù)期收益弱正相關(guān)， 而與大公司股票預(yù)期收益弱負(fù)相關(guān)。因此， 共同基金凈贖回率能夠有效地預(yù)測(cè)規(guī)模溢價(jià)； (2)盡管較長(zhǎng)時(shí)間以來(lái)零股買賣率一直被當(dāng)做預(yù)測(cè)收益的一個(gè)因子， 但Neal和Wheatley[35]修正的1941-1993年間的年數(shù)據(jù)及各股票收益月數(shù)據(jù)分析表明它并不具有預(yù)測(cè)未來(lái)收益的能力。Brown和Cliff[12]采用1987.7.24-1998.12.18間零股買賣率周數(shù)據(jù)和月數(shù)據(jù)研究了其對(duì)股票下期收益間的截面關(guān)系， 發(fā)現(xiàn)該代理變量不能對(duì)收益進(jìn)行預(yù)測(cè)， 因此判定該代理變量不能較好表征投資者情緒。Brown和Cliff[13]還檢驗(yàn)了零股買賣率對(duì)未來(lái)半年至三年長(zhǎng)期收益的預(yù)測(cè)能力， 進(jìn)而說(shuō)明了其對(duì)情緒的表征能力。他們采用1963.1-2000.12間月數(shù)據(jù)的結(jié)論與Neal和Wheatley[35]的結(jié)論類似， 即同樣發(fā)現(xiàn)零股買賣率不能較好預(yù)測(cè)未來(lái)收益。

還有部分學(xué)者研究了其它代理變量對(duì)個(gè)人投資者情緒的表征能力， 如Kumar和Lee[39]用個(gè)人投資者的買賣失衡指標(biāo)(即股票主買成交量與主賣成交量之差對(duì)總主買賣成交量的占比)代表其情緒， 通過(guò)分析1991-1996年超過(guò)185萬(wàn)個(gè)人投資者的買賣交易， 發(fā)現(xiàn)了這些交易者系統(tǒng)相關(guān)， 即個(gè)人買入(或賣出)行為一致。而且， 與De Long等[40]的噪音交易者模型相符， 個(gè)人交易解釋了個(gè)人關(guān)注度高的股票， 如小盤股、機(jī)構(gòu)持有度低的股票以及低價(jià)股， 特別是高套利成本股票的收益聯(lián)動(dòng)性， 研究支持了投資者情緒在回報(bào)形成中的作用。Cornelli[41]采用灰色市場(chǎng)1995.11-2002.12間歐洲12國(guó)的2723次IPO的價(jià)格作為個(gè)人投資者情緒的代理變量： 較高的灰色市場(chǎng)價(jià)格表示過(guò)度樂觀的情緒， 而較低的灰色價(jià)格表示過(guò)度悲觀的情緒， 發(fā)現(xiàn)當(dāng)個(gè)人投資者對(duì)市場(chǎng)過(guò)于樂觀時(shí)， 他們出價(jià)就會(huì)高于股票基本價(jià)值。張強(qiáng), 楊淑娥[42]采用我國(guó)股市1998.5-2007.4間非預(yù)期投資者開戶增長(zhǎng)率月數(shù)據(jù)作為投資者情緒波動(dòng)的代理變量， 并將時(shí)間區(qū)間劃分為1998.5-2002.4及2002.4-2007.4兩個(gè)時(shí)間段， 回歸分析發(fā)現(xiàn)投資者情緒波動(dòng)可以解釋除賬面市值比外其它各類特征(個(gè)股風(fēng)險(xiǎn)、股票市值、盈余價(jià)格比、凈利潤(rùn)增長(zhǎng)率)股票組合的超額收益， 因此認(rèn)定情緒是影響股票間收益差異的重要因素。Bradley等[43]采用小額交易占比表征情緒， 研究了1993.1.1-2003.12.1間美國(guó)IPO二級(jí)市場(chǎng)首日交易回報(bào)， 研究發(fā)現(xiàn)小額交易占比與首日交易期回報(bào)率(open-to-close return)之間存在著強(qiáng)正相關(guān)， 驗(yàn)證了一個(gè)一致認(rèn)同的觀點(diǎn)， 即個(gè)人需求及其情緒能推高IPO價(jià)格。然而， 此觀點(diǎn)同時(shí)意味著過(guò)度樂觀的個(gè)人投資者最終會(huì)經(jīng)歷反轉(zhuǎn)， 但他們?cè)趯?duì)上市后公司股票長(zhǎng)期收益研究中并未發(fā)現(xiàn)類似的反轉(zhuǎn)。

綜上， 與市場(chǎng)整體情緒間接單一性指標(biāo)的研究類似， 以單個(gè)代理變量表征機(jī)構(gòu)投資者情緒、 個(gè)人投資者情緒時(shí)， 對(duì)部分變量的表征能力意見分歧亦較大， 部分學(xué)者支持將其作為情緒的代理變量， 但另外一些學(xué)者對(duì)此持反對(duì)意見。從原理上分析， 以上代理變量都與情緒有關(guān)， 當(dāng)情緒高漲或低迷時(shí)這些變量應(yīng)該會(huì)有不同方向的變化。然而， 單單用某一個(gè)代理變量還不能完全表征兩類投資者的情緒， 因此， 近些年來(lái)， 特別是Brown和Cliff[12,13]對(duì)各類代理變量做了歸類評(píng)述后， 并以BW情緒指標(biāo)為代表， 越來(lái)越多的研究?jī)A向于以多個(gè)代理變量綜合表征情緒， 由此開啟了綜合性情緒指標(biāo)研究之門。

三、 間接綜合性情緒指標(biāo)

如上所述的每一個(gè)代理變量對(duì)投資者情緒均有一定的刻畫能力， 但僅僅采用單一代理變量表征情緒， 或許并不全面， 還不能完全刻畫出投資者情緒的波動(dòng)。因此， 眾學(xué)者的研究逐漸轉(zhuǎn)向綜合性投資者情緒指標(biāo)的構(gòu)建上來(lái)。間接綜合性情緒指標(biāo)指的是應(yīng)用一定的數(shù)學(xué)手段， 將多個(gè)市場(chǎng)交易變量所包含的信息融合為一個(gè)情緒指標(biāo)。以往研究用多個(gè)代理變量表征情緒時(shí)， 大多文獻(xiàn)采用的數(shù)學(xué)方法是主成分分析， 從多個(gè)變量中提取出一個(gè)最重要的元素即為投資者情緒。Brown和Cliff[12]指出， 以主成分分析的方法可以很好地從多個(gè)變量提取出所不能直接觀察到的投資者心理狀態(tài)的測(cè)度。其后對(duì)間接綜合性情緒指標(biāo)的研究大多應(yīng)用了主成分分析這一數(shù)學(xué)工具。本文仍按照采用代理變量的類別和性質(zhì)以及研究對(duì)象的不同， 將這一類指標(biāo)分為綜合性市場(chǎng)情緒、機(jī)構(gòu)投資者情緒和個(gè)人投資者情緒指標(biāo)。

(一)市場(chǎng)整體情緒指標(biāo)

綜合性市場(chǎng)整體情緒指標(biāo)在構(gòu)建過(guò)程中所選擇的代理變量通常比較繁雜， 有前述的能單獨(dú)表征市場(chǎng)整體情緒的代理變量， 也有能表征個(gè)人甚至機(jī)構(gòu)投資者情緒的代理變量。在此方面較為著名的是Baker和Wurgler[14]， 其構(gòu)建的指標(biāo)常被后來(lái)的學(xué)者稱之為BW情緒指標(biāo)。他們采用封閉式基金折價(jià)率、換手率、IPO數(shù)量、IPO首日收益率、新股發(fā)行占比以及分紅六個(gè)年數(shù)據(jù)以主成分分析構(gòu)造了投資者情緒綜合指標(biāo)， 主要研究了投資者情緒對(duì)股票收益的橫截面的影響。證明了更易被主觀估價(jià)、 高投機(jī)、 難套利的股票受情緒影響更加敏感， 發(fā)現(xiàn)當(dāng)投資者情緒指標(biāo)值偏低時(shí)， 小盤股、 新股、 高波動(dòng)股、 虧損股股、 不分紅股、 極端成長(zhǎng)股的價(jià)值被低估， 因而其未來(lái)收益相對(duì)偏高。而當(dāng)投資者的情緒高漲時(shí)， 情況恰恰相反。另外， 通過(guò)他們的情緒指標(biāo)顯示， 情緒對(duì)價(jià)值型股票和成長(zhǎng)型股票的影響大小是相似的。繼承作者之前的研究， Baker和Wurgler[15]仍運(yùn)用上述文章六個(gè)代理變量的月數(shù)據(jù)， 通過(guò)主成分分析方法， 構(gòu)建了情緒的綜合指標(biāo)。隨后檢驗(yàn)了該情緒指標(biāo)數(shù)值和四十年來(lái)歷史泡沫之間的圖像驗(yàn)證關(guān)系， 結(jié)果表明該情緒指標(biāo)能夠很好地反應(yīng)歷史泡沫發(fā)生的時(shí)間。但是， 這一定性結(jié)論對(duì)實(shí)踐操作只有參考意義， 因?yàn)樽髡咄瑫r(shí)指出， 歷史泡沫大體發(fā)生在情緒指標(biāo)值較高時(shí)， 但具體什么時(shí)候、 什么程度才會(huì)出現(xiàn)仍不可確定。對(duì)構(gòu)造的情緒綜合指標(biāo)， 通過(guò)回歸分析解釋了當(dāng)前收益的截面效應(yīng)， 結(jié)果顯示情緒對(duì)高投機(jī)、 難套利的股票當(dāng)前收益影響更大。隨后， 仍利用該情緒指標(biāo)預(yù)測(cè)股票的未來(lái)收益， 截面效應(yīng)表現(xiàn)為： 當(dāng)情緒較高時(shí)(大于其平均值0)， 投機(jī)性股票未來(lái)收益平均要低于債券類股票。Yu和Yuan[44]同樣使用Baker和Wurgler[14]的投資者情緒指數(shù)作為情緒的度量， 以NYSE-AMEX平均加權(quán)指數(shù)作為股市的代理變量， 檢驗(yàn)證實(shí)了對(duì)波動(dòng)性的市場(chǎng)反應(yīng)在時(shí)間上是非同質(zhì)的， 但是取決于非理性情緒， 當(dāng)情緒低的時(shí)候整個(gè)市場(chǎng)比在情緒高的時(shí)候更關(guān)注波動(dòng)性。并且在情緒低落的時(shí)期， 期望回報(bào)與波動(dòng)性表現(xiàn)出更強(qiáng)的負(fù)相關(guān)性。也就是說(shuō)， 如果波動(dòng)性即代表著風(fēng)險(xiǎn)， 在悲觀情緒時(shí)期， 投資者會(huì)更關(guān)注于風(fēng)險(xiǎn)， 并且此時(shí)， 風(fēng)險(xiǎn)與回報(bào)的負(fù)相關(guān)關(guān)系比在樂觀情緒時(shí)期更強(qiáng)。Kurov[45]也使用Baker和Wurgler[14]的投資者情緒指數(shù)月數(shù)據(jù)作為情緒的度量， 采用1990.1-2004.11間129組貨幣政策研究了貨幣政策通過(guò)投資者情緒最終影響股市收益間的關(guān)系。他發(fā)現(xiàn)熊市中的貨幣政策要比牛市時(shí)的貨幣政策對(duì)投資者情緒影響更大， 同樣情緒對(duì)股市收益也更大。

Liao等[46]采用2003-2007間美國(guó)基金市場(chǎng)770只基金所持有527只股票的共31093組月交易數(shù)據(jù)觀測(cè)值(包含17095組買入數(shù)據(jù)和13998組售出數(shù)據(jù))， 選取十個(gè)代理變量， 即個(gè)股平均收益、 個(gè)股平均成交量、 S&P500指數(shù)收益、 羅塞爾(Russell)2000指數(shù)收益、 S&P500指數(shù)成交量、 S&P500指數(shù)期權(quán)認(rèn)沽認(rèn)購(gòu)比、 IPO首日收益、 IPO發(fā)行量、 NYSE股票換手率、 共同基金凈買量， 運(yùn)用主成分構(gòu)造情緒指標(biāo)， 分析了情緒對(duì)基金經(jīng)理交易行為的一致性?；貧w分析發(fā)現(xiàn)情緒對(duì)其買入行為、售出行為及整體交易行為均有正向影響， 即隨著情緒指標(biāo)值的增加， 基金經(jīng)理行為趨于一致。

張強(qiáng), 楊淑娥[47]采用1998.5至2006.12間的市場(chǎng)換手率、封閉式基金折價(jià)率和投資者開戶增長(zhǎng)率等月數(shù)據(jù)作為投資者情緒指數(shù)的代理變量， 應(yīng)用因子分析法構(gòu)造綜合投資者情緒指數(shù)。這一點(diǎn)與Baker和Wurgler[14,15]的思想是類似的。仍利用作者前期研究方法(張強(qiáng)等[48])， 即OLS和GARCH-M回歸分析方法分析了中國(guó)股市投資者情緒及波動(dòng)與股票收益間的關(guān)系。研究結(jié)果表明：(1)情緒對(duì)當(dāng)期收益正相關(guān)， 與未來(lái)一個(gè)月、 兩個(gè)月及三個(gè)月收益負(fù)相關(guān)。(2)情緒上漲和下跌對(duì)股票價(jià)格的影響不對(duì)稱， 情緒上漲對(duì)股票價(jià)格的影響要比下降強(qiáng)的多， 這與Verma R和Verma P[49]的研究結(jié)論一致。黃德龍[50]應(yīng)用市場(chǎng)換手率、 封閉式基金折價(jià)率、 A股新開戶比率2005.6.20-2008.1.11日數(shù)據(jù)作為情緒的綜合代理變量， 用主成分分析法提取了情緒指標(biāo)。利用EGARCH模型實(shí)證檢驗(yàn)了投資者情緒對(duì)不同類別股票收益的五條自然邏輯假說(shuō)， 研究了情緒對(duì)多個(gè)股票指數(shù)的影響。結(jié)果表明情緒指標(biāo)對(duì)股票橫截面效應(yīng)的解釋能力和對(duì)未來(lái)收益的預(yù)測(cè)能力。

除了僅采用金融市場(chǎng)交易變量構(gòu)造情緒指標(biāo)外， 蔣玉梅, 王明照[51]還采取了間接指標(biāo)與直接指標(biāo)相結(jié)合的方式構(gòu)造市場(chǎng)情緒。他們采用1999.5-2008.4間封閉式基金折價(jià)率、 消費(fèi)者信心指數(shù)、 A股新增開戶數(shù)、 換手率四個(gè)代理變量月數(shù)據(jù)， 運(yùn)用主成分分析方法綜合表示市場(chǎng)情緒， 主要分析了情緒對(duì)股票組合橫截面收益的不同效應(yīng)。通過(guò)將所選股票按照不同公司特征分別劃分為十組， 回歸分析發(fā)現(xiàn)： 情緒樂觀時(shí)， 有形資產(chǎn)率低、 資產(chǎn)負(fù)債率高、 無(wú)現(xiàn)金分紅的股票會(huì)有超額收益， 而情緒悲觀時(shí)情況相反； 低價(jià)股、 虧損型、 高賬面市值比、 利潤(rùn)增長(zhǎng)率較極端的股票在情緒樂觀時(shí)雖會(huì)有超額收益但統(tǒng)計(jì)上不顯著； 而情緒對(duì)按照規(guī)模和機(jī)構(gòu)持股比例構(gòu)造的投資組合橫截面效應(yīng)解釋乏力。易志高和茅寧[52]采用封閉式基金折價(jià)、 市場(chǎng)交易量、 IPO數(shù)量級(jí)上市首日收益、 新增投資者開戶數(shù)和消費(fèi)者信心指數(shù)六個(gè)代理變量， 以主成分分析方法構(gòu)建了中國(guó)市場(chǎng)的投資者情緒指數(shù)。

綜上， 由于以單一代理變量表征情緒或許不夠全面， 因此眾學(xué)者逐漸轉(zhuǎn)向?qū)C合性投資者情緒指標(biāo)的構(gòu)建上來(lái)。值得慶幸的是， 與單一代理變量對(duì)情緒表征能力的認(rèn)可度不同， 綜合性市場(chǎng)情緒指標(biāo)的表征能力未受到眾學(xué)者的批判， 其對(duì)市場(chǎng)表現(xiàn)的預(yù)測(cè)能力和對(duì)橫截面效應(yīng)的區(qū)辨能力得到了一致認(rèn)可。因此， 一方面加強(qiáng)了對(duì)投資者情緒研究的認(rèn)可度， 一方面還為未來(lái)的研究指明了方向， 即應(yīng)該擷取多個(gè)市場(chǎng)交易變量綜合性表征投資者情緒。然而， 在表征綜合市場(chǎng)情緒指標(biāo)時(shí)所用的代理變量較為繁雜， 有市場(chǎng)表現(xiàn)類變量， 也有市場(chǎng)結(jié)構(gòu)類、特定產(chǎn)品如基金和IPO類， 甚至衍生產(chǎn)品類等變量。如上研究方法， 即對(duì)于具體選取哪些代理變量更為科學(xué)這一問(wèn)題， 學(xué)術(shù)界還沒有形成統(tǒng)一認(rèn)識(shí)， 若對(duì)各變量隨意不分門別類有討論性地選取， 則可能會(huì)犯統(tǒng)計(jì)性錯(cuò)誤， 同時(shí)也不利于對(duì)投資者情緒研究科學(xué)框架的構(gòu)建。因此， 下一步研究應(yīng)該圍繞代理變量的科學(xué)選取方法而展開。另外， 雖然大多研究均支持情緒對(duì)當(dāng)期收益有正向影響、對(duì)未來(lái)收益有負(fù)向影響這一結(jié)論， 但由于各研究采用的數(shù)據(jù)周期不同， 因此未來(lái)還需研究情緒的期限結(jié)構(gòu)， 即不同時(shí)間周期的情緒對(duì)當(dāng)期收益及未來(lái)收益的影響方向及作用大小。

(二)機(jī)構(gòu)投資者情緒指標(biāo)與個(gè)人投資者情緒指標(biāo)

針對(duì)機(jī)構(gòu)投投資者及個(gè)人投資者的綜合性指標(biāo)指的是采用多個(gè)僅能體現(xiàn)機(jī)構(gòu)投資者表現(xiàn)或個(gè)人投資者表現(xiàn)的變量所構(gòu)建的情緒指標(biāo)。由于大多研究并未按照本文對(duì)情緒按載體分類的方法， 因此該方面的研究還未見涉及， 可能會(huì)成為未來(lái)一個(gè)重要的研究方向。如何通過(guò)多個(gè)交易變量分別描述、刻畫或解釋機(jī)構(gòu)與個(gè)人投資者情緒， 并研究?jī)烧唛g的交互式關(guān)系及分別對(duì)市場(chǎng)表現(xiàn)的影響， 是一亟待解決的問(wèn)題。

四、 現(xiàn)有研究不足及未來(lái)研究展望

迄今為止， 有關(guān)投資者情緒的研究大多是實(shí)證研究， 其情緒指標(biāo)的表征是一關(guān)鍵問(wèn)題。由于單一代理變量不足以完全刻畫復(fù)雜的投資者情緒， 因此眾學(xué)者逐漸轉(zhuǎn)向了綜合性情緒指標(biāo)的研究中。然而， 該方面的研究主要有兩個(gè)問(wèn)題： 其一是研究方法不具有標(biāo)準(zhǔn)性， 即代理變量的選取問(wèn)題， 由于受限于數(shù)據(jù)的可得性等原因， 不同的學(xué)者在構(gòu)建情緒指標(biāo)時(shí)選取的代理變量亦有不同， 但對(duì)如何更為規(guī)范性地選取情緒代理變量這一問(wèn)題， 該方面尚缺乏科學(xué)的判斷及統(tǒng)一的認(rèn)識(shí)； 其二是研究?jī)?nèi)容不具有完整性， 這一問(wèn)題可用現(xiàn)有文獻(xiàn)投資者情緒構(gòu)建總結(jié)表(表1)來(lái)闡述。

表1 不同類型投資者情緒構(gòu)建結(jié)果比較

由表1總結(jié)看出， 綜合性情緒指數(shù)的研究?jī)H僅圍繞市場(chǎng)整體情緒而展開， 缺乏市場(chǎng)情緒中個(gè)人投資者和機(jī)構(gòu)投資者各自的描述及其內(nèi)在聯(lián)系的探討， 這將是未來(lái)研究的重點(diǎn)。另一方面， 除市場(chǎng)情緒外， 更為重要的、更具有實(shí)際指導(dǎo)性的是應(yīng)該建立單只股票的情緒指數(shù)。至今， 個(gè)股情緒指標(biāo)構(gòu)建方法還很少， 主要有兩種： (1)Kaniel等[53]提出基于個(gè)人賬戶交易量數(shù)據(jù)的情緒指標(biāo); (2)Frazzini和Lamont[54]提出基于某股票的股權(quán)基金資金流的情緒指標(biāo)。而這兩類指標(biāo)也僅僅是單一性指標(biāo)， 在一定程度上并不能完全刻畫股票情緒特征， 因此， 未來(lái)可以向綜合性個(gè)股情緒指數(shù)發(fā)展， 這也是一重要的研究方向。如上這些方面， 即是未來(lái)研究的重點(diǎn)內(nèi)容。

繼而， 在上述未來(lái)研究的基礎(chǔ)上， 應(yīng)基于BAPM、BPT及其它理論， 探究情緒資本資產(chǎn)定價(jià)模型(Sentiment Capital Asset Pricing Model, SCAPM)及情緒資產(chǎn)組合理論(Sentiment Portfolio Theory, SPT)， 構(gòu)建起情緒金融市場(chǎng)(Sentiment Financial Market)的統(tǒng)一理論框架， 更貼近實(shí)際、科學(xué)恰當(dāng)?shù)孛枋鼋鹑谑袌?chǎng)。

五、 結(jié)語(yǔ)

投資者情緒的研究已有約二十年的時(shí)間， 期間眾學(xué)者主要圍繞情緒與市場(chǎng)表現(xiàn)間的關(guān)系而展開討論。國(guó)外學(xué)者采用投資者情緒的代理變量較多， 部分采用直接調(diào)查指標(biāo)， 而另一部分則采用間接指標(biāo)， 均得到了豐富的結(jié)論。國(guó)內(nèi)由于研究起步較晚， 數(shù)據(jù)可得性、適用性低等原因， 對(duì)單一代理變量表征情緒的研究鮮見涉及， 大多以直接調(diào)查或綜合性指標(biāo)兩種方法表征情緒， 并研究其與股指收益間的關(guān)系。本文將有關(guān)投資者情緒間接表征的研究按照其所采用代理變量的個(gè)數(shù)大致分為兩類暨兩個(gè)階段， 前一階段主要研究單一代理變量對(duì)情緒的表征能力， 后一階段主要研究綜合性情緒指標(biāo)的構(gòu)建， 時(shí)點(diǎn)劃分以Brown和Cliff[12,13]對(duì)各代理變量的綜述為標(biāo)志。對(duì)于每個(gè)階段， 又按照情緒載體劃分為市場(chǎng)整體情緒、 機(jī)構(gòu)投資者情緒及個(gè)人投資者情緒三個(gè)類別， 對(duì)以往研究每一類別情緒間接表征較有代表性的文獻(xiàn)做了簡(jiǎn)要評(píng)述， 并通過(guò)分析該領(lǐng)域兩個(gè)階段、 三個(gè)類別的研究結(jié)果和思路， 指出了現(xiàn)有研究的不足及未來(lái)的研究方向。

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