中國股票市場行業(yè)板塊間反饋交易差異性研究

毛羽豐+門明

內(nèi)容摘要：本文以2005-2013年的上證綜指和十個(gè)上證行業(yè)指數(shù)為研究對象，采用行為資本資產(chǎn)定價(jià)模型（BCAPM）為分析框架，并基于EGARCH（1，1）-GED設(shè)定實(shí)證模型，進(jìn)行實(shí)證分析，最后得出相關(guān)結(jié)論。

關(guān)鍵詞：反饋交易 股票市場 自相關(guān)性 行為資本資產(chǎn)定價(jià)模型

引言

傳統(tǒng)金融學(xué)理論假設(shè)投資者是“理性的”，其投資決策有賴于對市場基本面的分析，實(shí)踐中投資者卻存在大量非理性行為，給證券價(jià)格形成過程帶來“噪音”。反饋交易者便是較典型的一類噪音制造者，他們不以基本面信息作為投資決策的準(zhǔn)繩，而是從證券價(jià)格的歷史變動(dòng)中尋找某種趨勢，并預(yù)期這種趨勢將會持續(xù)，進(jìn)而選擇買入賣出的時(shí)機(jī)來獲利。

2013年諾貝爾經(jīng)濟(jì)學(xué)獎(jiǎng)得主Shiller（1984；1990）最先從理論上證明了反饋交易者的存在，此后，關(guān)于反饋交易的理論研究不斷發(fā)展，而國內(nèi)外學(xué)者也在實(shí)證研究中找到了大量證明反饋交易者存在性的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。一方面，發(fā)達(dá)國家股票市場和新興股票市場均顯著存在不同程度的反饋交易行為，但在新興股票市場上，反饋交易者的作用和影響更加顯著，尤其是市場下跌時(shí)（Sentana & Wadhwani，1992；Koutmos，1997；Watanabe，2002；Koutmos & Saidi，2001）。不過，在金融危機(jī)期間，情況有所不同，發(fā)達(dá)國家股票市場受到反饋交易的影響更顯著（Bohl & Siklos，2008）。另一方面，我國股市也存在顯著的正反饋交易行為，并且投資者的正反饋交易行為具有不對稱性，在市場下降時(shí)比市場上升時(shí)更加顯著（李少平、顧廣彩，2007；汪孟海、周愛民，2009）。但有的學(xué)者認(rèn)為，我國股市的反饋交易行為比發(fā)達(dá)國家更加顯著（何劍、姚益清，2009），有的學(xué)者卻認(rèn)為我國股市投資者的反饋交易行為影響較發(fā)達(dá)國家更?。ㄌ啤⒃?、唐小我，2002）。

國內(nèi)外學(xué)者對反饋交易者行為的討論均是基于總體市場層面的。他們在實(shí)證研究中使用的市場指數(shù)反映市場的總體走勢，代表的是投資者行為的一般或平均水平，過濾掉了許多個(gè)體非理性行為，呈現(xiàn)的是群體非理性行為。而各類股票投資者的反饋交易行為是否存在差異卻無從得知。本文選取上證行業(yè)股指為研究對象進(jìn)行實(shí)證研究，將對中國股票市場反饋交易者行為的分析延伸至更加微觀的行業(yè)層面。

BCAPM和實(shí)證模型設(shè)定

（一）行為資本資產(chǎn)定價(jià)模型（BCAPM）

Sentana & Wadhwani（1992）在CAPM分析框架下考慮了反饋交易者非理性行為的影響，提出了行為資本資產(chǎn)定價(jià)模型（BCAPM）。該模型包含兩類投資者。第一類投資者為信息交易者，其投資決策遵循CAPM理論，如果以It表示t時(shí)間其需求證券占市場總需求的份額，則其需求方程為：

（1）

其中：rt 為t 期的事后收益率；Et-1（·） 給定t-1期信息的條件期望；α 表示該類投資者對證券需求為0時(shí)的收益率（即無風(fēng)險(xiǎn)收益率）；μt 為t期投資者意愿持有該證券要求的風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)。傳統(tǒng)的CAPM模型假設(shè)μt 是條件方差σ2t的函數(shù)，即：

（2）

且由于理性投資者都是風(fēng)險(xiǎn)厭惡的，風(fēng)險(xiǎn)越大，要求的風(fēng)險(xiǎn)補(bǔ)償越大，由此可知μ`（σ2t） >0 。考慮一個(gè)最簡化的情形，假設(shè)投資者要求的風(fēng)險(xiǎn)補(bǔ)償與條件波動(dòng)率呈線性關(guān)系，即：

（3）

其中θ>0 。

市場上的第二類投資者依據(jù)過去的價(jià)格信息來進(jìn)行投資決策。如果投資者在證券價(jià)格上漲時(shí)買入，在證券價(jià)格下跌時(shí)賣出，那么稱其為正反饋交易者；反之，如果投資者在證券價(jià)格上漲時(shí)賣出，在證券價(jià)格下跌時(shí)買入，那么稱其為負(fù)反饋交易者。反饋交易者的需求函數(shù)可以表示為：

Ft=γ·rt-1 （4）

對正反饋交易者而言，γ>0 ；對負(fù)反饋交易者來說，γ<0 。市場出清時(shí)，信息交易者和反饋交易者持有的證券的總份額為1，即：

It+Ft=1 （5）

因此，由（1）-（5）式可得：

（6）

這就是行為資本資產(chǎn)定價(jià)模型（BCAPM），其貢獻(xiàn)在于將非理性投資者行為對資產(chǎn)價(jià)格變化的影響納入了傳統(tǒng)的CAPM分析框架。當(dāng)市場上追漲殺跌的行為即正反饋交易者占據(jù)主導(dǎo)時(shí)，γ>0，市場收益率呈負(fù)的自相關(guān)關(guān)系；當(dāng)市場上追跌殺漲的行為占據(jù)主導(dǎo)時(shí)，γ<0，市場呈現(xiàn)正的自相關(guān)關(guān)系。

（二）實(shí)證模型

由于收益率的自相關(guān)性還可能是由非同步交易等因素導(dǎo)致，尤其對于高頻時(shí)間序列數(shù)據(jù)更是如此。因此，Sentana & Wadhwani（1992）使用了如下模型作為研究反饋交易效應(yīng)的實(shí)證模型：

（7）

其中，1表示與條件波動(dòng)率無關(guān)的那部分反饋交易效應(yīng)；同時(shí)，如果非同步交易存在，1也包含非同步交易所引起的收益率序列相關(guān)，通常非同步交易會導(dǎo)致1顯著為正。而2反映了反饋交易行為關(guān)于波動(dòng)率的時(shí)變性，當(dāng)2顯著不為0時(shí)，我們認(rèn)為反饋交易存在。

為進(jìn)一步考察反饋交易行為是否具有非對稱性，即市場下行期間的反饋交易效應(yīng)是否比市場上漲期間更劇烈，本文沿用Watanabe（2002）的分析方法，以（8）式作為實(shí)證模型的均值方程：

（8）

在條件方差方程方面，為更好地?cái)M合波動(dòng)率的聚類性和不對稱性，本文借鑒Nelson（1991）提出的EGARCH模型，設(shè)定條件方差服從EGARCH（1，1）過程；尾部分布采用GED分布，從而更好地描述金融時(shí)間收益序列尖峰厚尾的特性。條件方差方程如下式：

（9）

本文使用WinRATS Pro 7.0進(jìn)行編程處理，采用極大似然估計(jì)法對式（8）-（9）進(jìn)行估計(jì)，收斂方法選用BHHH算法。

數(shù)據(jù)說明及描述性統(tǒng)計(jì)分析endprint

本文采用上證綜指和上證行業(yè)指數(shù)系列從2005年1月4日至2013年10月31日共2139個(gè)交易日的收盤價(jià)，數(shù)據(jù)來源為DataStream Professional，計(jì)算日對數(shù)收益率如下：

（10）

對上證綜指和十個(gè)行業(yè)指數(shù)日收益率序列分別進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，ADF檢驗(yàn)結(jié)果顯示，這些變量均為平穩(wěn)過程。表1給出了上證綜指和十個(gè)行業(yè)指數(shù)日收益率序列的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，不難看出，各股指收益率序列相對正態(tài)分布呈尖峰厚尾的特征，且具有顯著的自相關(guān)性和Arch效應(yīng)。

實(shí)證分析

（一）模型主要參數(shù)釋義

表2給出了根據(jù)實(shí)證模型（8）-（9）得出的各參數(shù)的極大似然估計(jì)值。由于本文的研究重點(diǎn)是反饋交易行為，因此主要關(guān)注模型均值方程的參數(shù)。

λ1 和λ2 代表市場中按CAPM規(guī)則決策的理性交易者的行為，除材料和醫(yī)藥行業(yè)外，其余股指收益率序列對應(yīng)的λ1 和λ2 系數(shù)均不顯著，說明無論從整體市場層面，還是從分行業(yè)板塊看，理性投資者對中國股票市場價(jià)格形成過程的作用并不顯著，其在股市中并不占主導(dǎo)地位。

再看1，上證綜指對應(yīng)的該系數(shù)不顯著，而在行業(yè)層面，除金融和公用行業(yè)，其余各行業(yè)股指對應(yīng)的1均顯著為正，說明行業(yè)股指相對市場總體股指的收益率具有更顯著的一階正自相關(guān)性，說明大部分行業(yè)股指收益率序列具有陳舊價(jià)格效應(yīng)，這在一定程度上是非同步交易所導(dǎo)致，但一般可看作是負(fù)反饋交易者主導(dǎo)市場定價(jià)的證據(jù)，這部分反饋交易效應(yīng)與波動(dòng)率的大小無關(guān)。

2是分析反饋交易效應(yīng)存在性和作用特征的一個(gè)重要參數(shù)，僅有能源、消費(fèi)、醫(yī)藥和電信4個(gè)行業(yè)指數(shù)收益率序列對應(yīng)的 2顯著為負(fù)，說明市場波動(dòng)率增加，收益率序列相關(guān)程度降低，當(dāng)市場波動(dòng)率足夠高時(shí)，收益率呈負(fù)自相關(guān)，此時(shí)正反饋交易者將會在市場上占據(jù)主導(dǎo)地位。其余6個(gè)行業(yè)股指對應(yīng)的2并不顯著，表明這6個(gè)行業(yè)股票投資者的反饋交易行為并不具有顯著的關(guān)于波動(dòng)率的時(shí)變性特征。上證綜指對應(yīng)的2不顯著，說明從市場層面而言，滬市并不存在明顯的因波動(dòng)率而變化的反饋交易證據(jù)。從行業(yè)層面看，各行業(yè)股指對應(yīng)2的顯著性差異說明，投資能源、消費(fèi)、醫(yī)藥和電信4個(gè)行業(yè)的中國股市投資者在市場處于高波動(dòng)性期間容易出現(xiàn)追漲殺跌的正反饋交易行為，或者說，正反饋交易者在這些行業(yè)板塊股票的定價(jià)過程中占主導(dǎo)地位，相對其余行業(yè)和市場總體水平來說，這4個(gè)行業(yè)股票投資者的行為體現(xiàn)出較強(qiáng)的投機(jī)性。

3考察反饋交易行為的不對稱性，上證綜指和大部分行業(yè)股指收益率序列所對應(yīng)的3均顯著為正，表明收益率為正時(shí)，各股指收益率序列的一階正相關(guān)程度增加，收益率為負(fù)時(shí)，個(gè)股指收益率序列的一階正相關(guān)程度減少或一階負(fù)相關(guān)程度增加。即在市場處于多頭期時(shí)，負(fù)反饋交易者容易居主導(dǎo)地位，而市場處于空頭期時(shí)，正反饋交易者容易居主導(dǎo)地位。能源、消費(fèi)行業(yè)對應(yīng)的3顯著，說明這兩個(gè)行業(yè)股票投資者的反饋交易行為具有不對稱性，且3為正，說明市場下跌會增加收益率的負(fù)自相關(guān)程度，正反饋交易者在市場下跌時(shí)比市場上漲時(shí)的主導(dǎo)作用更加顯著。而醫(yī)藥、電信行業(yè)對應(yīng)的3不顯著，說明此二行業(yè)股票投資者的反饋交易行為不具有顯著的不對稱性。

對模型殘差進(jìn)行檢驗(yàn)，其5階和10階的Ljung-Box統(tǒng)計(jì)量幾乎均不顯著，說明模型設(shè)定基本合理。

（二）反饋交易時(shí)變性分析

對于1、2、3顯著的股指收益率序列，投資者的反饋交易行為具有時(shí)變性和不對稱性的特征，其方向和強(qiáng)弱可以由一階序列相關(guān)的系數(shù)來衡量，表達(dá)式如下：

（11）

對于1、2顯著但對于3不顯著的股指收益率序列，投資者的反饋交易行為只具有時(shí)變性而不具有不對稱性，描述其反饋交易行為的時(shí)變特征的表達(dá)式為1+2*σ2t 。由于2<0，因此，當(dāng)市場條件波動(dòng)率σ2t 越高，式（11）所示的一階自相關(guān)系數(shù)越小，正反饋交易行為主導(dǎo)市場的可能性越大。在波動(dòng)率低于某個(gè)臨界值時(shí)，一階序列相關(guān)為正，負(fù)反饋交易者在市場上居于主導(dǎo)地位；當(dāng)波動(dòng)率足夠高時(shí)，一階序列相關(guān)為負(fù)，此時(shí)，正反饋交易者在市場上占據(jù)主導(dǎo)地位。表3給出了能源、消費(fèi)、醫(yī)藥和電信4個(gè)行業(yè)股指對應(yīng)的判斷正負(fù)反饋交易者孰占主導(dǎo)的波動(dòng)率臨界值。

對于能源行業(yè)，該板塊處于上升通道且波動(dòng)率大于3.4565，或者其處于下降通道且波動(dòng)率大于0.6016，則該板塊呈現(xiàn)出顯著的正反饋交易效應(yīng)，此時(shí)正反饋交易者居于主導(dǎo)地位；否則，負(fù)反饋交易者將主導(dǎo)定價(jià)。若不考慮市場漲跌對反饋交易行為的影響，則在波動(dòng)率大于2.0290時(shí)，能源板塊表現(xiàn)出顯著的正反饋交易效應(yīng)，正反饋交易者主導(dǎo)該行業(yè)板塊的定價(jià)?？梢?，如果不考慮市場漲跌對反饋交易的影響，那么在市場上漲期間，正反饋交易效應(yīng)會被高估，而市場下跌期間，正反饋交易效應(yīng)會被低估。

對于消費(fèi)行業(yè)，若該板塊上漲且波動(dòng)率高于4.1261，或其下跌且波動(dòng)率高于1.0666，則相應(yīng)的行業(yè)股指表現(xiàn)出顯著的正反饋交易效應(yīng)，正反饋交易者在該行業(yè)板塊占據(jù)主導(dǎo)地位，否則，負(fù)反饋交易者將起主導(dǎo)作用。相應(yīng)地，若不考慮板塊漲跌的影響，當(dāng)波動(dòng)率大于2.62時(shí)，消費(fèi)板塊即會表現(xiàn)出顯著的正反饋交易效應(yīng)。

醫(yī)藥和電信兩個(gè)行業(yè)的反饋交易效應(yīng)受到市場漲跌因素的影響并不顯著。當(dāng)醫(yī)藥板塊的波動(dòng)率大于2.9051時(shí)，正反饋交易者對該行業(yè)股票的定價(jià)起主導(dǎo)作用。對于電信行業(yè)，對應(yīng)的波動(dòng)率臨界值相對更低，為1.2980。相應(yīng)地，這兩個(gè)行業(yè)股指在樣本期內(nèi)的無條件波動(dòng)率分別為0.7596和0.9603（由表1數(shù)據(jù)計(jì)算得出），可見，醫(yī)藥行業(yè)的波動(dòng)率平均水平遠(yuǎn)低于顯著的正反饋交易效應(yīng)出現(xiàn)所要求的臨界值，而電信行業(yè)的波動(dòng)水平卻相對接近正反饋交易效應(yīng)所要求的臨界值。

圖1至圖4為能源、消費(fèi)、醫(yī)藥和電信4個(gè)行業(yè)股票投資者的反饋交易行為時(shí)變性圖。從圖1、圖2與圖3、圖4的對比可以看出，能源、消費(fèi)行業(yè)對應(yīng)的一階自相關(guān)系數(shù)相比醫(yī)藥、電信行業(yè)具有更大、更密集的波動(dòng)。這是因?yàn)槟茉春拖M(fèi)行業(yè)的3系數(shù)顯著，其股票投資者的反饋交易行為具有不對稱性，不僅取決于波動(dòng)率的高低，還取決于板塊的漲跌。板塊下跌比板塊上漲時(shí)的正反饋交易行為更加顯著。而醫(yī)藥和電信行業(yè)的3系數(shù)不顯著，其股票投資者的反饋交易行為僅取決于市場波動(dòng)性，而在板塊漲跌時(shí)并無顯著不同。還可以看到，一階自相關(guān)系數(shù)小于0的時(shí)期集中出現(xiàn)與在2006下半年至2009年末期間，在這段時(shí)期內(nèi)，這4個(gè)行業(yè)股指體現(xiàn)出顯著的正反饋交易效應(yīng)，而從2010年開始，一階自相關(guān)系數(shù)在大多數(shù)時(shí)候均大于0，正反饋交易效應(yīng)對市場的主導(dǎo)作用不再顯著。

結(jié)論

第一，從市場總體看，滬市在樣本期內(nèi)并不存在顯著的正反饋交易證據(jù)。第二，從行業(yè)板塊層面看，滬市不同行業(yè)股票投資者的反饋交易行為具有顯著的差異性。其中，能源、醫(yī)藥、消費(fèi)和電信行業(yè)存在因波動(dòng)率而變化的反饋交易行為。在板塊波動(dòng)率較高時(shí)，其定價(jià)由正反饋交易者主導(dǎo)；波動(dòng)率較低時(shí)，可能由負(fù)反饋交易者主導(dǎo)。其余六個(gè)行業(yè)板塊不存在顯著的時(shí)變性反饋交易行為。第三，在存在時(shí)變性反饋交易行為的四個(gè)行業(yè)中，能源和醫(yī)藥行業(yè)股票投資者的反饋交易行為具有顯著的不對稱性，在板塊下跌期間，正反饋交易效應(yīng)強(qiáng)于板塊上漲期間。而消費(fèi)和電信行業(yè)的反饋交易行為不具有顯著的不對稱性。第四，對于存在時(shí)變性反饋交易行為的四個(gè)行業(yè)，正反饋交易者主導(dǎo)市場的現(xiàn)象一致的出現(xiàn)于2006-2009年。其余時(shí)期正反饋交易者對市場的主導(dǎo)作用并不顯著。

參考文獻(xiàn)：

1.何劍，姚益清.基于反饋交易理論的中美股市比較研究[J].財(cái)會通訊，2009（2）

2.李少平，顧廣彩.中國證券市場正反饋交易的實(shí)證研究[J].系統(tǒng)工程，2007（25）

3.唐，曾勇，唐小我.反饋交易規(guī)則與股指收益自相關(guān)：對上證綜指的實(shí)證研究[J].管理工程學(xué)報(bào)，2002（4）

4.汪孟海，周愛民.中國股市自相關(guān)性與反饋交易行為實(shí)證研究[J].南開經(jīng)濟(jì)研究，2009（3）endprint

本文采用上證綜指和上證行業(yè)指數(shù)系列從2005年1月4日至2013年10月31日共2139個(gè)交易日的收盤價(jià)，數(shù)據(jù)來源為DataStream Professional，計(jì)算日對數(shù)收益率如下：

（10）

對上證綜指和十個(gè)行業(yè)指數(shù)日收益率序列分別進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，ADF檢驗(yàn)結(jié)果顯示，這些變量均為平穩(wěn)過程。表1給出了上證綜指和十個(gè)行業(yè)指數(shù)日收益率序列的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，不難看出，各股指收益率序列相對正態(tài)分布呈尖峰厚尾的特征，且具有顯著的自相關(guān)性和Arch效應(yīng)。

實(shí)證分析

（一）模型主要參數(shù)釋義

表2給出了根據(jù)實(shí)證模型（8）-（9）得出的各參數(shù)的極大似然估計(jì)值。由于本文的研究重點(diǎn)是反饋交易行為，因此主要關(guān)注模型均值方程的參數(shù)。

λ1 和λ2 代表市場中按CAPM規(guī)則決策的理性交易者的行為，除材料和醫(yī)藥行業(yè)外，其余股指收益率序列對應(yīng)的λ1 和λ2 系數(shù)均不顯著，說明無論從整體市場層面，還是從分行業(yè)板塊看，理性投資者對中國股票市場價(jià)格形成過程的作用并不顯著，其在股市中并不占主導(dǎo)地位。

再看1，上證綜指對應(yīng)的該系數(shù)不顯著，而在行業(yè)層面，除金融和公用行業(yè)，其余各行業(yè)股指對應(yīng)的1均顯著為正，說明行業(yè)股指相對市場總體股指的收益率具有更顯著的一階正自相關(guān)性，說明大部分行業(yè)股指收益率序列具有陳舊價(jià)格效應(yīng)，這在一定程度上是非同步交易所導(dǎo)致，但一般可看作是負(fù)反饋交易者主導(dǎo)市場定價(jià)的證據(jù)，這部分反饋交易效應(yīng)與波動(dòng)率的大小無關(guān)。

2是分析反饋交易效應(yīng)存在性和作用特征的一個(gè)重要參數(shù)，僅有能源、消費(fèi)、醫(yī)藥和電信4個(gè)行業(yè)指數(shù)收益率序列對應(yīng)的 2顯著為負(fù)，說明市場波動(dòng)率增加，收益率序列相關(guān)程度降低，當(dāng)市場波動(dòng)率足夠高時(shí)，收益率呈負(fù)自相關(guān)，此時(shí)正反饋交易者將會在市場上占據(jù)主導(dǎo)地位。其余6個(gè)行業(yè)股指對應(yīng)的2并不顯著，表明這6個(gè)行業(yè)股票投資者的反饋交易行為并不具有顯著的關(guān)于波動(dòng)率的時(shí)變性特征。上證綜指對應(yīng)的2不顯著，說明從市場層面而言，滬市并不存在明顯的因波動(dòng)率而變化的反饋交易證據(jù)。從行業(yè)層面看，各行業(yè)股指對應(yīng)2的顯著性差異說明，投資能源、消費(fèi)、醫(yī)藥和電信4個(gè)行業(yè)的中國股市投資者在市場處于高波動(dòng)性期間容易出現(xiàn)追漲殺跌的正反饋交易行為，或者說，正反饋交易者在這些行業(yè)板塊股票的定價(jià)過程中占主導(dǎo)地位，相對其余行業(yè)和市場總體水平來說，這4個(gè)行業(yè)股票投資者的行為體現(xiàn)出較強(qiáng)的投機(jī)性。

3考察反饋交易行為的不對稱性，上證綜指和大部分行業(yè)股指收益率序列所對應(yīng)的3均顯著為正，表明收益率為正時(shí)，各股指收益率序列的一階正相關(guān)程度增加，收益率為負(fù)時(shí)，個(gè)股指收益率序列的一階正相關(guān)程度減少或一階負(fù)相關(guān)程度增加。即在市場處于多頭期時(shí)，負(fù)反饋交易者容易居主導(dǎo)地位，而市場處于空頭期時(shí)，正反饋交易者容易居主導(dǎo)地位。能源、消費(fèi)行業(yè)對應(yīng)的3顯著，說明這兩個(gè)行業(yè)股票投資者的反饋交易行為具有不對稱性，且3為正，說明市場下跌會增加收益率的負(fù)自相關(guān)程度，正反饋交易者在市場下跌時(shí)比市場上漲時(shí)的主導(dǎo)作用更加顯著。而醫(yī)藥、電信行業(yè)對應(yīng)的3不顯著，說明此二行業(yè)股票投資者的反饋交易行為不具有顯著的不對稱性。

對模型殘差進(jìn)行檢驗(yàn)，其5階和10階的Ljung-Box統(tǒng)計(jì)量幾乎均不顯著，說明模型設(shè)定基本合理。

（二）反饋交易時(shí)變性分析

對于1、2、3顯著的股指收益率序列，投資者的反饋交易行為具有時(shí)變性和不對稱性的特征，其方向和強(qiáng)弱可以由一階序列相關(guān)的系數(shù)來衡量，表達(dá)式如下：

（11）

對于1、2顯著但對于3不顯著的股指收益率序列，投資者的反饋交易行為只具有時(shí)變性而不具有不對稱性，描述其反饋交易行為的時(shí)變特征的表達(dá)式為1+2*σ2t 。由于2<0，因此，當(dāng)市場條件波動(dòng)率σ2t 越高，式（11）所示的一階自相關(guān)系數(shù)越小，正反饋交易行為主導(dǎo)市場的可能性越大。在波動(dòng)率低于某個(gè)臨界值時(shí)，一階序列相關(guān)為正，負(fù)反饋交易者在市場上居于主導(dǎo)地位；當(dāng)波動(dòng)率足夠高時(shí)，一階序列相關(guān)為負(fù)，此時(shí)，正反饋交易者在市場上占據(jù)主導(dǎo)地位。表3給出了能源、消費(fèi)、醫(yī)藥和電信4個(gè)行業(yè)股指對應(yīng)的判斷正負(fù)反饋交易者孰占主導(dǎo)的波動(dòng)率臨界值。

對于能源行業(yè)，該板塊處于上升通道且波動(dòng)率大于3.4565，或者其處于下降通道且波動(dòng)率大于0.6016，則該板塊呈現(xiàn)出顯著的正反饋交易效應(yīng)，此時(shí)正反饋交易者居于主導(dǎo)地位；否則，負(fù)反饋交易者將主導(dǎo)定價(jià)。若不考慮市場漲跌對反饋交易行為的影響，則在波動(dòng)率大于2.0290時(shí)，能源板塊表現(xiàn)出顯著的正反饋交易效應(yīng)，正反饋交易者主導(dǎo)該行業(yè)板塊的定價(jià)?？梢姡绻豢紤]市場漲跌對反饋交易的影響，那么在市場上漲期間，正反饋交易效應(yīng)會被高估，而市場下跌期間，正反饋交易效應(yīng)會被低估。

對于消費(fèi)行業(yè)，若該板塊上漲且波動(dòng)率高于4.1261，或其下跌且波動(dòng)率高于1.0666，則相應(yīng)的行業(yè)股指表現(xiàn)出顯著的正反饋交易效應(yīng)，正反饋交易者在該行業(yè)板塊占據(jù)主導(dǎo)地位，否則，負(fù)反饋交易者將起主導(dǎo)作用。相應(yīng)地，若不考慮板塊漲跌的影響，當(dāng)波動(dòng)率大于2.62時(shí)，消費(fèi)板塊即會表現(xiàn)出顯著的正反饋交易效應(yīng)。

醫(yī)藥和電信兩個(gè)行業(yè)的反饋交易效應(yīng)受到市場漲跌因素的影響并不顯著。當(dāng)醫(yī)藥板塊的波動(dòng)率大于2.9051時(shí)，正反饋交易者對該行業(yè)股票的定價(jià)起主導(dǎo)作用。對于電信行業(yè)，對應(yīng)的波動(dòng)率臨界值相對更低，為1.2980。相應(yīng)地，這兩個(gè)行業(yè)股指在樣本期內(nèi)的無條件波動(dòng)率分別為0.7596和0.9603（由表1數(shù)據(jù)計(jì)算得出），可見，醫(yī)藥行業(yè)的波動(dòng)率平均水平遠(yuǎn)低于顯著的正反饋交易效應(yīng)出現(xiàn)所要求的臨界值，而電信行業(yè)的波動(dòng)水平卻相對接近正反饋交易效應(yīng)所要求的臨界值。

圖1至圖4為能源、消費(fèi)、醫(yī)藥和電信4個(gè)行業(yè)股票投資者的反饋交易行為時(shí)變性圖。從圖1、圖2與圖3、圖4的對比可以看出，能源、消費(fèi)行業(yè)對應(yīng)的一階自相關(guān)系數(shù)相比醫(yī)藥、電信行業(yè)具有更大、更密集的波動(dòng)。這是因?yàn)槟茉春拖M(fèi)行業(yè)的3系數(shù)顯著，其股票投資者的反饋交易行為具有不對稱性，不僅取決于波動(dòng)率的高低，還取決于板塊的漲跌。板塊下跌比板塊上漲時(shí)的正反饋交易行為更加顯著。而醫(yī)藥和電信行業(yè)的3系數(shù)不顯著，其股票投資者的反饋交易行為僅取決于市場波動(dòng)性，而在板塊漲跌時(shí)并無顯著不同。還可以看到，一階自相關(guān)系數(shù)小于0的時(shí)期集中出現(xiàn)與在2006下半年至2009年末期間，在這段時(shí)期內(nèi)，這4個(gè)行業(yè)股指體現(xiàn)出顯著的正反饋交易效應(yīng)，而從2010年開始，一階自相關(guān)系數(shù)在大多數(shù)時(shí)候均大于0，正反饋交易效應(yīng)對市場的主導(dǎo)作用不再顯著。

結(jié)論

第一，從市場總體看，滬市在樣本期內(nèi)并不存在顯著的正反饋交易證據(jù)。第二，從行業(yè)板塊層面看，滬市不同行業(yè)股票投資者的反饋交易行為具有顯著的差異性。其中，能源、醫(yī)藥、消費(fèi)和電信行業(yè)存在因波動(dòng)率而變化的反饋交易行為。在板塊波動(dòng)率較高時(shí)，其定價(jià)由正反饋交易者主導(dǎo)；波動(dòng)率較低時(shí)，可能由負(fù)反饋交易者主導(dǎo)。其余六個(gè)行業(yè)板塊不存在顯著的時(shí)變性反饋交易行為。第三，在存在時(shí)變性反饋交易行為的四個(gè)行業(yè)中，能源和醫(yī)藥行業(yè)股票投資者的反饋交易行為具有顯著的不對稱性，在板塊下跌期間，正反饋交易效應(yīng)強(qiáng)于板塊上漲期間。而消費(fèi)和電信行業(yè)的反饋交易行為不具有顯著的不對稱性。第四，對于存在時(shí)變性反饋交易行為的四個(gè)行業(yè)，正反饋交易者主導(dǎo)市場的現(xiàn)象一致的出現(xiàn)于2006-2009年。其余時(shí)期正反饋交易者對市場的主導(dǎo)作用并不顯著。

參考文獻(xiàn)：

1.何劍，姚益清.基于反饋交易理論的中美股市比較研究[J].財(cái)會通訊，2009（2）

2.李少平，顧廣彩.中國證券市場正反饋交易的實(shí)證研究[J].系統(tǒng)工程，2007（25）

3.唐，曾勇，唐小我.反饋交易規(guī)則與股指收益自相關(guān)：對上證綜指的實(shí)證研究[J].管理工程學(xué)報(bào)，2002（4）

4.汪孟海，周愛民.中國股市自相關(guān)性與反饋交易行為實(shí)證研究[J].南開經(jīng)濟(jì)研究，2009（3）endprint

本文采用上證綜指和上證行業(yè)指數(shù)系列從2005年1月4日至2013年10月31日共2139個(gè)交易日的收盤價(jià)，數(shù)據(jù)來源為DataStream Professional，計(jì)算日對數(shù)收益率如下：

（10）

對上證綜指和十個(gè)行業(yè)指數(shù)日收益率序列分別進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，ADF檢驗(yàn)結(jié)果顯示，這些變量均為平穩(wěn)過程。表1給出了上證綜指和十個(gè)行業(yè)指數(shù)日收益率序列的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，不難看出，各股指收益率序列相對正態(tài)分布呈尖峰厚尾的特征，且具有顯著的自相關(guān)性和Arch效應(yīng)。

實(shí)證分析

（一）模型主要參數(shù)釋義

表2給出了根據(jù)實(shí)證模型（8）-（9）得出的各參數(shù)的極大似然估計(jì)值。由于本文的研究重點(diǎn)是反饋交易行為，因此主要關(guān)注模型均值方程的參數(shù)。

λ1 和λ2 代表市場中按CAPM規(guī)則決策的理性交易者的行為，除材料和醫(yī)藥行業(yè)外，其余股指收益率序列對應(yīng)的λ1 和λ2 系數(shù)均不顯著，說明無論從整體市場層面，還是從分行業(yè)板塊看，理性投資者對中國股票市場價(jià)格形成過程的作用并不顯著，其在股市中并不占主導(dǎo)地位。

再看1，上證綜指對應(yīng)的該系數(shù)不顯著，而在行業(yè)層面，除金融和公用行業(yè)，其余各行業(yè)股指對應(yīng)的1均顯著為正，說明行業(yè)股指相對市場總體股指的收益率具有更顯著的一階正自相關(guān)性，說明大部分行業(yè)股指收益率序列具有陳舊價(jià)格效應(yīng)，這在一定程度上是非同步交易所導(dǎo)致，但一般可看作是負(fù)反饋交易者主導(dǎo)市場定價(jià)的證據(jù)，這部分反饋交易效應(yīng)與波動(dòng)率的大小無關(guān)。

2是分析反饋交易效應(yīng)存在性和作用特征的一個(gè)重要參數(shù)，僅有能源、消費(fèi)、醫(yī)藥和電信4個(gè)行業(yè)指數(shù)收益率序列對應(yīng)的 2顯著為負(fù)，說明市場波動(dòng)率增加，收益率序列相關(guān)程度降低，當(dāng)市場波動(dòng)率足夠高時(shí)，收益率呈負(fù)自相關(guān)，此時(shí)正反饋交易者將會在市場上占據(jù)主導(dǎo)地位。其余6個(gè)行業(yè)股指對應(yīng)的2并不顯著，表明這6個(gè)行業(yè)股票投資者的反饋交易行為并不具有顯著的關(guān)于波動(dòng)率的時(shí)變性特征。上證綜指對應(yīng)的2不顯著，說明從市場層面而言，滬市并不存在明顯的因波動(dòng)率而變化的反饋交易證據(jù)。從行業(yè)層面看，各行業(yè)股指對應(yīng)2的顯著性差異說明，投資能源、消費(fèi)、醫(yī)藥和電信4個(gè)行業(yè)的中國股市投資者在市場處于高波動(dòng)性期間容易出現(xiàn)追漲殺跌的正反饋交易行為，或者說，正反饋交易者在這些行業(yè)板塊股票的定價(jià)過程中占主導(dǎo)地位，相對其余行業(yè)和市場總體水平來說，這4個(gè)行業(yè)股票投資者的行為體現(xiàn)出較強(qiáng)的投機(jī)性。

3考察反饋交易行為的不對稱性，上證綜指和大部分行業(yè)股指收益率序列所對應(yīng)的3均顯著為正，表明收益率為正時(shí)，各股指收益率序列的一階正相關(guān)程度增加，收益率為負(fù)時(shí)，個(gè)股指收益率序列的一階正相關(guān)程度減少或一階負(fù)相關(guān)程度增加。即在市場處于多頭期時(shí)，負(fù)反饋交易者容易居主導(dǎo)地位，而市場處于空頭期時(shí)，正反饋交易者容易居主導(dǎo)地位。能源、消費(fèi)行業(yè)對應(yīng)的3顯著，說明這兩個(gè)行業(yè)股票投資者的反饋交易行為具有不對稱性，且3為正，說明市場下跌會增加收益率的負(fù)自相關(guān)程度，正反饋交易者在市場下跌時(shí)比市場上漲時(shí)的主導(dǎo)作用更加顯著。而醫(yī)藥、電信行業(yè)對應(yīng)的3不顯著，說明此二行業(yè)股票投資者的反饋交易行為不具有顯著的不對稱性。

對模型殘差進(jìn)行檢驗(yàn)，其5階和10階的Ljung-Box統(tǒng)計(jì)量幾乎均不顯著，說明模型設(shè)定基本合理。

（二）反饋交易時(shí)變性分析

對于1、2、3顯著的股指收益率序列，投資者的反饋交易行為具有時(shí)變性和不對稱性的特征，其方向和強(qiáng)弱可以由一階序列相關(guān)的系數(shù)來衡量，表達(dá)式如下：

（11）

對于1、2顯著但對于3不顯著的股指收益率序列，投資者的反饋交易行為只具有時(shí)變性而不具有不對稱性，描述其反饋交易行為的時(shí)變特征的表達(dá)式為1+2*σ2t 。由于2<0，因此，當(dāng)市場條件波動(dòng)率σ2t 越高，式（11）所示的一階自相關(guān)系數(shù)越小，正反饋交易行為主導(dǎo)市場的可能性越大。在波動(dòng)率低于某個(gè)臨界值時(shí)，一階序列相關(guān)為正，負(fù)反饋交易者在市場上居于主導(dǎo)地位；當(dāng)波動(dòng)率足夠高時(shí)，一階序列相關(guān)為負(fù)，此時(shí)，正反饋交易者在市場上占據(jù)主導(dǎo)地位。表3給出了能源、消費(fèi)、醫(yī)藥和電信4個(gè)行業(yè)股指對應(yīng)的判斷正負(fù)反饋交易者孰占主導(dǎo)的波動(dòng)率臨界值。

對于能源行業(yè)，該板塊處于上升通道且波動(dòng)率大于3.4565，或者其處于下降通道且波動(dòng)率大于0.6016，則該板塊呈現(xiàn)出顯著的正反饋交易效應(yīng)，此時(shí)正反饋交易者居于主導(dǎo)地位；否則，負(fù)反饋交易者將主導(dǎo)定價(jià)。若不考慮市場漲跌對反饋交易行為的影響，則在波動(dòng)率大于2.0290時(shí)，能源板塊表現(xiàn)出顯著的正反饋交易效應(yīng)，正反饋交易者主導(dǎo)該行業(yè)板塊的定價(jià)?？梢姡绻豢紤]市場漲跌對反饋交易的影響，那么在市場上漲期間，正反饋交易效應(yīng)會被高估，而市場下跌期間，正反饋交易效應(yīng)會被低估。

對于消費(fèi)行業(yè)，若該板塊上漲且波動(dòng)率高于4.1261，或其下跌且波動(dòng)率高于1.0666，則相應(yīng)的行業(yè)股指表現(xiàn)出顯著的正反饋交易效應(yīng)，正反饋交易者在該行業(yè)板塊占據(jù)主導(dǎo)地位，否則，負(fù)反饋交易者將起主導(dǎo)作用。相應(yīng)地，若不考慮板塊漲跌的影響，當(dāng)波動(dòng)率大于2.62時(shí)，消費(fèi)板塊即會表現(xiàn)出顯著的正反饋交易效應(yīng)。

醫(yī)藥和電信兩個(gè)行業(yè)的反饋交易效應(yīng)受到市場漲跌因素的影響并不顯著。當(dāng)醫(yī)藥板塊的波動(dòng)率大于2.9051時(shí)，正反饋交易者對該行業(yè)股票的定價(jià)起主導(dǎo)作用。對于電信行業(yè)，對應(yīng)的波動(dòng)率臨界值相對更低，為1.2980。相應(yīng)地，這兩個(gè)行業(yè)股指在樣本期內(nèi)的無條件波動(dòng)率分別為0.7596和0.9603（由表1數(shù)據(jù)計(jì)算得出），可見，醫(yī)藥行業(yè)的波動(dòng)率平均水平遠(yuǎn)低于顯著的正反饋交易效應(yīng)出現(xiàn)所要求的臨界值，而電信行業(yè)的波動(dòng)水平卻相對接近正反饋交易效應(yīng)所要求的臨界值。

圖1至圖4為能源、消費(fèi)、醫(yī)藥和電信4個(gè)行業(yè)股票投資者的反饋交易行為時(shí)變性圖。從圖1、圖2與圖3、圖4的對比可以看出，能源、消費(fèi)行業(yè)對應(yīng)的一階自相關(guān)系數(shù)相比醫(yī)藥、電信行業(yè)具有更大、更密集的波動(dòng)。這是因?yàn)槟茉春拖M(fèi)行業(yè)的3系數(shù)顯著，其股票投資者的反饋交易行為具有不對稱性，不僅取決于波動(dòng)率的高低，還取決于板塊的漲跌。板塊下跌比板塊上漲時(shí)的正反饋交易行為更加顯著。而醫(yī)藥和電信行業(yè)的3系數(shù)不顯著，其股票投資者的反饋交易行為僅取決于市場波動(dòng)性，而在板塊漲跌時(shí)并無顯著不同。還可以看到，一階自相關(guān)系數(shù)小于0的時(shí)期集中出現(xiàn)與在2006下半年至2009年末期間，在這段時(shí)期內(nèi)，這4個(gè)行業(yè)股指體現(xiàn)出顯著的正反饋交易效應(yīng)，而從2010年開始，一階自相關(guān)系數(shù)在大多數(shù)時(shí)候均大于0，正反饋交易效應(yīng)對市場的主導(dǎo)作用不再顯著。

結(jié)論

第一，從市場總體看，滬市在樣本期內(nèi)并不存在顯著的正反饋交易證據(jù)。第二，從行業(yè)板塊層面看，滬市不同行業(yè)股票投資者的反饋交易行為具有顯著的差異性。其中，能源、醫(yī)藥、消費(fèi)和電信行業(yè)存在因波動(dòng)率而變化的反饋交易行為。在板塊波動(dòng)率較高時(shí)，其定價(jià)由正反饋交易者主導(dǎo)；波動(dòng)率較低時(shí)，可能由負(fù)反饋交易者主導(dǎo)。其余六個(gè)行業(yè)板塊不存在顯著的時(shí)變性反饋交易行為。第三，在存在時(shí)變性反饋交易行為的四個(gè)行業(yè)中，能源和醫(yī)藥行業(yè)股票投資者的反饋交易行為具有顯著的不對稱性，在板塊下跌期間，正反饋交易效應(yīng)強(qiáng)于板塊上漲期間。而消費(fèi)和電信行業(yè)的反饋交易行為不具有顯著的不對稱性。第四，對于存在時(shí)變性反饋交易行為的四個(gè)行業(yè)，正反饋交易者主導(dǎo)市場的現(xiàn)象一致的出現(xiàn)于2006-2009年。其余時(shí)期正反饋交易者對市場的主導(dǎo)作用并不顯著。

參考文獻(xiàn)：

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3.唐，曾勇，唐小我.反饋交易規(guī)則與股指收益自相關(guān)：對上證綜指的實(shí)證研究[J].管理工程學(xué)報(bào)，2002（4）

4.汪孟海，周愛民.中國股市自相關(guān)性與反饋交易行為實(shí)證研究[J].南開經(jīng)濟(jì)研究，2009（3）endprint