【作 者】
马 强
【作者单位】
辽宁大学经济学院，沈阳110036
【摘 要】
【摘要】本文使用主成分分析法，用市场换手率、新增股民开户数、市场成交量和市场市盈率构建了投资者情绪指标，然后基于投资者情绪的角度分析了2015年股灾前后融资融券与股票指数之间的关系，最后进行了稳健性分析。主要研究结论如下：投资者情绪对股指有一定的预测作用；股灾前后，融资都对股票指数产生显著影响，融券都对股票指数影响不显著；融资与股票指数双向互为格兰杰因果关系；股灾后，股票指数是融券的格兰杰原因。
【关键词】融资融券；投资者情绪；股票价格指数
【中图分类号】F830.91 【文献标识码】A 【文章编号】1004-0994（2016）11-0124-5融资交易是证券公司向投资者收取一定的保证金，并出借一定数量的资金给投资者用于股票交易的行为，是一种利用杠杆资金进行股市投资的行为。融资余额指投资者每日融资买入股票的金额与归还借款金额间差额的累计金额。融券交易是证券公司将自营股票以及客户投资账户中的股票借给投资者，融券投资者借到股票后先卖出，然后在规定时间内返还证券公司相同种类和数量的证券并支付利息的行为。融券余额指投资者每日融券卖出金额与买进用于还券的金额间差额的累计金额。投资者看好后市，预期未来一段时间股市可能上涨，会选择融资买入股票；投资者不看好后市，预期未来一段时间股市可能下跌，投资者会选择融券卖出股票。
按照行为金融学的观点，投资者对股市的预期具有一定的毕马龙效应：当多数投资者预期股市要上涨时，会使用融资或其他方式加大对股市的投入，从而买进股票，买进股票的行为会促使股市价格的上涨；当多数投资者预期股市要下跌时，会使用融券或其他方式卖出股票，卖出股票的行为又会加速股市的下跌，因此融资融券余额的变动具有价格发现功能。
综上，研究融资融券与股票指数的关系具有重要的理论和现实意义。融资买股是利用杠杆资金投资股市，2015年上半年的A股牛市和2015年下半年的股灾都与杠杆资金有关。本文以中国股市的融资融券余额为研究对象，尝试从投资者情绪的角度来分析股灾前后融资融券余额和股票指数之间的相互关系。
二、文献综述
投资者情绪是指投资者对市场未来走势预期的系统性偏差，它反映了市场参与者的投资意愿和预期。国内外学者关于投资者情绪与股票指数关系的研究很多，本文将借鉴前人的思路，尝试从投资者情绪的角度来解释融资融券和股票指数之间的关系。
投资者情绪成为国外学术界研究的热点最早始于De Long等人（1990）提出的DSSW模型，该模型假设市场有两类投资者，一类是信息来源广，掌握更多信息的理性投资者，另一类是信息来源少，缺乏信息的噪音投资者，其中理性投资者能够客观地分析市场，其交易行为也不容易受情绪影响，而噪音投资者会过于乐观或悲观地预期市场价格，两类投资者在市场中相互竞争，De Long认为噪音投资者的行为能够影响市场中的资产价格。Stein（1996）最早明确了投资者情绪的定义，他认为投资者情绪导致了投资者对市场的非理性预期，而证券价格被高估或低估正是由于投资者的非理性预期，这种错误的预期导致了系统性偏差，因此投资者情绪间接导致了系统性偏差。随后，Barberis等人（1998）用计量模型实证分析了投资者对市场的反应过度和反应不足，量化了投资者情绪。
Lee等人（1999）用投资者情绪解释了“封闭基金折价之谜”，认为小市值公司的股票主要集中在资金量较少的散户手中，因此散户的情绪和小市值股票收益存在一定的相关性。Fisher和Statman（2000）在此基础上发现投资者情绪与未来资产收益负相关。Qiu和Welch（2004）以问卷调查的形式研究了投资者情绪，他们肯定了投资者情绪能够影响市场资产价格的观点，同时也认为投资者情绪指数的构建对于研究金融市场有着重要的意义。Brown和Cliff（2004）通过研究发现，市场中的资产价格会对投资者情绪产生影响，但是投资者情绪对市场价格影响不大。他们还发现，市场短期收益与投资者情绪间存在显著正相关关系，但与投资者中长期情绪负相关。Keswani和Taylor（2005）也同意这个观点，他们认为投资者情绪是由股票指数和资产价格波动引起的，但是投资者情绪不会影响到资产价格。
Lemmon和Portniaguina（2006）使用时间序列模型分析了价格偏差与投资者情绪之间的关系，他们认为价格偏差与投资者情绪之间存在负相关关系。Baker和Wurgler（2006）认为，投资者情绪对于市场中资产价格的影响存在横截面差异，成立时间较短、市值较小、盈利状况欠佳的公司的股票价格对投资者情绪会更加敏感。Verma和Soydemir（2009）则从投资者情绪中分离出了理性部分和非理性部分，他们认为投资者情绪会对市场中的资产价格产生影响，投资者情绪中的非理性部分会导致资产价格下跌，而理性部分对市场价格并没有显著影响。Lux（2011）从理论和实证两方面证明了通过投资者情绪可以预测市场资产价格。
我国资本市场成立时间较短，国内学者对投资者情绪与股票指数之间关系的研究起步也较晚。王美金和孙建军（2004）认为，投资者情绪不仅会对股票价格指数产生显著影响，还会反向影响市场中的收益波动。陈彦斌（2005）研究发现，投资者情绪对于市场中股票价格波动的影响大于债券，他还认为市场中的跨期替代弹性、主观贴现因子和风险规避系数都可以影响到股票价格。程昆和刘仁和（2005）把好淡指数作为投资者情绪指标，经研究发现股票指数对投资者中长期情绪指数没有显著影响，但是投资者中长期情绪指数能够显著影响到市场中的资产价格，中长期情绪指数对资产价格的影响大于短期情绪指数。伍燕然和韩立岩（2007）实证分析了投资者情绪与不同时期资产价格的关系，他们认为投资者情绪能够反向影响长期资产价格，正向影响短期资产价格。朱伟骅和张宗新（2008）通过研究发现，股票指数和投资者情绪对投资者的投资决策有显著影响，投资者情绪对市场中的资产价格有显著影响。
张丹和廖士光（2009）不但认为投资者情绪对于市场中的资产价格存在显著影响，还认为投资者情绪对于资产价格有较强的预测作用。余佩琨和钟瑞军（2009）通过研究得出了相反的结论，他们认为通过股票指数可以预测投资者的情绪，但是通过投资者情绪无法预测股票指数。杨阳和万迪昉（2010）也认为我国投资者情绪对于资产价格的影响不显著，但是资产价格对于投资者情绪的影响显著。林树和俞乔（2010）模拟了市场交易，他们通过排除其他因素发现投资者情绪对于市场中资产价格的影响显著。梁丽珍（2010）研究了市场基本面和投资者情绪的关系，认为市场基本面信息能够影响到投资者的情绪，但是这种影响只在短期内显著，中长期并不显著。乔智和耿志民（2013）使用财经股吧的信息分析了投资者情绪，他们认为股吧信息对投资者情绪有显著影响，还认为投资者情绪和股票指数之间存在正相关关系。高大良等人（2015）通过研究发现，投资者高涨的情绪会削弱市场中风险和收益之间的关系。
综上所述，国内外学者基于投资者情绪的角度，研究了不同因素与股票指数之间的关系，得出的结论也不尽相同，但他们普遍认为投资者情绪与股票指数之间存在一定的相关性。本文将借鉴前人的思路，从投资者情绪的角度来分析融资融券与股票价格指数之间的关系。
三、理论分析与模型设计
（一）理论分析
根据毕马龙效应可知，融资融券和股票指数存在以下相互作用机制：首先，融资融券余额的变动表示投资者对市场预期的变动。融资余额增加，表示市场趋向买方，买方的力量占主导，会推动股市价格上涨；反之，融资余额减少，市场趋向卖方，卖方的力量推动股市价格下跌。融券余额增加，表示看空的投资者主导市场，市场趋向卖方，卖方的力量会推动股市价格下跌；反之，融券余额减少，市场趋向买方，股市价格上涨。股市价格的波动正是多空双方资金博弈的结果，在此机制下，股市价格会和融资余额同向变动，和融券余额反向变动。其次，股票指数也会影响到融资融券余额。如果认为市场价格过高的投资者主导了市场，那么融资余额就会减少，融券余额则会增加，市场下跌的可能性增大；如果认为市场价格过低的投资者主导了市场，融资余额就会增加，融券余额则会减少，市场上涨的可能性增大。
投资者情绪假说是由Lee、Shleifor和Thaler（1991）在DSSW模型的基础上提出，该假说认为，投资者情绪会同时影响到投资者对市场的预期和股票指数。按照投资者情绪假说，投资者情绪会对融资融券余额和股票指数同时产生显著影响。本文使用以下模型检验投资者情绪、融资融券和股票指数之间的关系：
GZt=b0+b1TZZQXt+b2TZZQXt-1+b3TZZQXt-2+…+c1RZt+c2RZt-1+c3RZt-2+…+d1RQt+d2RQt-1+d3RQt-2
+…+et
其中：GZ表示股票指数；TZZQX表示市场上的投资者情绪；RZ表示融资余额；RQ表示融券余额；解释变量的系数bk，ck，dk（k=1，2，…）表示当期和滞后期的解释变量对于股票指数的影响程度；et为模型回归的残差，表示不能被模型解释的随机波动。模型中最优滞后阶数k的选择依据AIC准则、SC准则以及LR检验来确定。
（二）变量选择
1. 融资余额和融券余额。按照证券交易所的计算方法，本日融资余额为前日融资余额与本日净买入额之和，其中本日净买入额为本日融资买入额与本日融资偿还额之差；本日融券余额等于本日融券余量与所融券价格的乘积，其中本日融券余量为本日融券卖出数量与本日融券偿还数量之差再加上前日融券余量。2. 股票指数。由于融资融券标的股票大都是沪深300个股，本文用反映沪深两市综合运行情况的沪深300指数周数据表示股票市场价格指数。
3. 投资者情绪测度指标。目前学术界主要有两类投资者情绪指标，一类是单一指标，也称为直接情绪指标。这类指标一般都是机构通过调查投资者对未来市场的多空预期，并把结果进行统计编制而成的指标，比如股市信心指数、好淡指数等，这类指标表示投资者对市场的主观预期。还有学者用其他能够反映投资者对市场预期的客观信息作为投资者情绪指标，比如鹿坪等人（2015）分别用个人投资者和机构投资者的新增开户数作为个人和机构的投资者情绪指标，相比前一类指标，这类指标客观性较强。另一类指标是复合指标，也称为间接情绪指标。这类指标首先挖掘市场上能够反映投资者情绪的信息，然后把这些信息进行汇总处理并进行计算，最终得出一个综合指标。复合指标所包含的信息量更大，通常也都是由市场数据计算得到，因此指标的客观性强于单一指标。
为使结果更加客观准确，本文使用复合指标。以往的研究多采用封闭式基金折价率作为构建投资者情绪的一个指标，笔者认为，自2002年9月以来，我国基金市场已停止发行新的封闭式基金，随着已发行的封闭式基金的逐渐清盘，目前市场上还在运作的封闭式基金已经很少，跟整个市场规模相比，封闭式基金的规模也非常小。另外，按照林振兴（2011）和乔智（2013）的观点，网络财经媒体披露的信息可以影响投资者情绪，但是现在我国各大财经网站、财经股吧或微博等新媒体里已经很少能看到有关封闭式基金的运作情况及其对股市影响的信息及讨论，因此本文并没有选择封闭式基金的折价率作为投资者情绪的构建指标。
考虑数据的可获得性和本文数据的周期，最终选择市场换手率（HSL）、新增股民开户数（KHS）、市场成交量（CJL）和市场市盈率（SYL）四个指标来计算投资者情绪指标。
（三）数据处理
本文样本使用周数据，选取的时间区间为2015年1月5日至2015年11月27日，这期间包括了一个完整的牛市和牛市之后的大熊市，能够更加准确地反映投资者情绪、股票指数以及融资融券余额之间的关系。本文所有数据均来自东方财富网和国泰安数据库，其中数据处理使用Excel软件完成，主成分分析使用SPSS软件完成，模型回归使用Eviews软件完成。
四、实证分析
（一）投资者情绪指标构建
由于构造投资者情绪的变量对于投资者情绪的反映可能存在时滞，因此需要先确定各指标的提前或滞后关系。首先，选取四个指标当期以及滞后一期共8个变量，对这8个变量进行主成分分析。在严格保证累计方差解释率达到85%的前提下，为使结果能够保留更多的信息，本文采用前4个主成分加权平均，其中第1至第4主成分的累计方差解释率为92.574%，经计算得到一个临时投资者情绪指标。然后用以上8个变量与计算得到的投资者情绪指标进行相关性分析，结果如表1所示：
由表1可知，投资者情绪与变量当期的HSLt和SYLt、滞后一期的KHSt-1和CJLt-1的相关性较高，因此选用这四个变量构建投资者情绪指标。再次使用主成分分析，最终得到投资者情绪指标的加权平均表达式为：
TZZQXt=0.293×HSLt+0.101×KHSt-1+0.142×SYLt+0.289×CJLt-1
（二）平稳性检验
非平稳的时间序列会产生伪回归，因此在建模前需要先对数据进行单位根检验，为使结果更加准确，本文分别使用ADF检验和PP检验两种方法检验相关变量的平稳性。按照赵进文（2009）的观点，当两种检验结果不一致时，以PP检验结果为准。检验结果如表2所示：
由表2可知，各变量的原序列在10%的水平上都不显著，说明各变量原序列数据不平稳。各变量的一阶差分序列在1%的显著性水平上通过了平稳性检验，说明各变量的一阶差分序列都是平稳序列，可以进一步进行协整检验。
（三）协整检验
在进行协整检验前，需要利用AIC和SC准则并配合LR检验来判断模型的滞后阶数。经检验，模型的最优滞后阶数为2。本文使用Johansen方法做协整检验，结果如表3所示：
由Johansen检验结果可知，特征根的趋势值在5%的统计水平上存在3个协整关系，特征根的最大值在5%的统计水平上存在2个协整关系。因此，模型存在协整关系，各变量之间存在长期均衡，可以进一步分析各变量间的关系。
（四）股票指数、融资融券及投资者情绪之间关系的实证分析结果
考虑2015年股灾的发生可能会对投资者预期产生影响，从而影响到融资融券，笔者以股灾发生之日2015年6月12日为界，用全样本数据和股灾前后的数据分别对前文模型进行回归，得到以下结果：
全样本：GZt=0.168+0.010×TZZQXt+0.022×TZZQXt-1
（3.719∗∗∗） （2.347∗∗）
（1.898∗） （2.126∗∗） （2.022∗∗） （0.722）
-0.098×RQt-0.005×RQt-1+0.028×RQt-2
（-1.782∗） （-1.166） （1.085）
R2=0.986，R 2=0.975，F=994.256，DW=2.015
股灾前：GZt=0.322+0.025×TZZQXt+0.013×TZZQXt-1
（5.236∗∗∗） （2.235∗∗）
（1.936∗） （6.105∗∗∗） （4.326∗∗∗） （2.451∗∗）
-0.086×RQt+0.014×RQt-1-0.016×RQt-2
（-1.902∗） （1.723） （-0.724）
R2=0.986，R 2=0.965，F=894.256，DW=1.876
股灾后：GZt=0.326+0.033×TZZQXt+0.023×TZZQXt-1
（2.251∗∗） （1.862∗）
（1.543） （4.895∗∗∗） （3.125∗∗∗） （4.351∗∗∗）
-0.257×RQt-0.148×RQt-1+0.208×RQt-2
（-2.131∗∗） （-1.938∗） （1.312）
R2=0.885，R 2=0.812，F=120.348，DW=2.086
上述表达式中的括号内为t值；∗、∗∗、∗∗∗分别表示结果通过10%、5%、1%统计水平上的显著性检验。
由以上结果可知，在股灾前后投资者情绪都可以正向影响股票指数，其中当期投资者情绪对股票指数影响最大，三个系数均通过了1%统计水平上的显著性检验；滞后1期投资者情绪对股票指数影响较小，全样本及股灾前滞后1期的投资者情绪系数通过了5%统计水平上的显著性检验，股灾后滞后1期的投资者情绪系数通过了10%统计水平上的显著性检验；滞后2期的投资者情绪对股票指数几乎没有影响，全样本及股灾前后2期的投资者情绪系数只通过了10%统计水平上的显著性检验，股灾后滞后2期的投资者情绪对股票指数的影响不显著。上述结果表明，投资者情绪对于沪深300指数具有一定的预测作用。
各模型的回归结果中，融资余额的系数都为正，融资对股票指数产生正向影响，在股灾前对股票指数影响显著，股灾前当期和滞后1期的融资余额系数均在1%的统计水平上显著，滞后2期的融资余额系数在5%的统计水平上显著；股灾后融资余额对股票指数影响显著，当期和全部滞后期的融资余额系数都在1%的统计水平上显著；全样本数据中，当期和滞后1期的融资余额系数均在5%的统计水平上显著，滞后2期的融资余额系数不显著。股灾前，股票价格快速上涨，市场极度亢奋，投资者把一切能够利用的资金都投入到股票市场，因此融资余额也快速增加，对股票指数影响显著；股灾发生后，股票指数快速下跌，市场处于极度恐慌中，融资的杠杆效应使亏损放大，为防止爆仓，投资者不计成本地卖出股票，因此融资对股票指数的影响程度非常大。
全样本和股灾前，当期的融券余额系数为负，并且在10%的统计水平上显著，滞后1期和滞后2期的融券余额对股票指数的影响不显著。股灾后，当期融券余额系数为负且在5%的统计水平上显著，滞后1期的融券余额系数为负且在10%的统计水平上显著，滞后2期的融券余额对股票指数影响不显著。股灾前，股市价格持续上涨，投资者不敢轻易看空，即使融券，发现市场没有按照预期下跌，也会在持有较短时间后选择平仓还券；股灾后，股指加速下跌，投资者预期股市后市下跌，融券余额增加，融券对于股票指数的影响显著，但是融券是双向交易，融券时借券卖出，在平仓时买券偿还，买券平仓的过程会促使股票指数上涨，因此滞后期的融券余额系数为正。融资也是双向交易，需要卖出股票来偿还借入的资金，但由以上回归结果可以看出，当期和滞后期的融资余额系数都为正，因此可以认为投资者融资买入股票持有时间较长，但是融券卖出股票持有时间相对较短，融资对股票指数影响较大，而融券对股票指数影响较小。
（五）投资者情绪、融资融券与股票指数的格兰杰因果关系检验
为进一步分析投资者情绪、融资融券和股票指数间的相互影响，下文用股灾前后的投资者情绪、融资融券与股票指数分别作格兰杰因果关系检验，以从统计学的角度来分析两个平稳时间序列的因果关系。两个变量X和Y进行回归，如果加入滞后项后，X对Y预测的显著性提高，就认为X是Y的格兰杰原因。股灾前后各变量的格兰杰检验结果如表4和表5所示：
表4和表5可以看出，股灾前后，投资者情绪与股票价格指数之间存在双向格兰杰因果关系。股灾前，投资者情绪是股票指数的格兰杰原因，在5%的统计水平上显著，股票指数也是投资者情绪的格兰杰原因，在1%的统计水平上显著；股灾后，投资者情绪与股票指数互为格兰杰原因，并且都在5%的统计水平上显著。
股灾前后，融资余额与股票指数之间存在双向格兰杰因果关系，融资余额与股票指数互为格兰杰原因，并且都在1%的统计水平上显著。股灾前，融券余额与股票指数双向都不是彼此的格兰杰原因；股灾后，融券余额不是股票指数的格兰杰原因，但是股票指数是融券余额的格兰杰原因，在1%的统计水平上显著，这与前文的结论一致，融资对股票指数影响较大，而融券对股票指数影响较小。
（六）稳健性分析
为使结果更加准确、结论更具普遍性，本文从股票指数指标方面进行稳健性检验。分别使用上证指数和深证指数替换前文的沪深300指数，重新进行以上分析。回归结果显示，当使用上证指数和深证指数作为股票市场指数时，检验结果与前文结论基本一致，说明前文分析结果对不同的股票指数仍具有稳健性。
五、结论与启示
本文首先使用市场换手率、新增股民开户数、市场成交量和市场市盈率四个客观指标构建复合的投资者情绪指标，然后用当期及滞后期的投资者情绪分析了2015年股灾前后融资融券与股票指数之间的关系，最后使用格兰杰因果关系检验分析了股灾前后投资者情绪、融资融券与股票指数之间的因果关系，得到以下结论：
1. 股灾前后、当期及滞后期的投资者情绪能够对股票指数产生显著的影响，投资者情绪对股票指数具有一定的预测作用。
2. 股灾前后，融资对股票指数影响显著，融券对股票指数影响不显著。相对于融资规模，融券的规模较小，在样本区间内，日融资余额平均水平在1万亿元左右，最高时超过2万亿元，而日融券规模最高时也刚过100亿元，因此融资对股票指数的影响较大，而融券对股票指数影响甚微。
3. 股灾前后，投资者情绪与股票指数双向互为格兰杰因果关系，融资与股票指数双向互为格兰杰因果关系。融券在股灾前与股指互相不存在格兰杰因果关系，在股灾发生后，融券不是股票指数的格兰杰原因，股票指数是融券的格兰杰原因。
“成也萧何，败也萧何”，2015年我国股市的牛市正是杠杆资金推动的杠杆牛，2015年下半年的股灾也是股市去杠杆的后果。股票市场存在多种杠杆资金，本文所研究的只是相对来说较为安全的融资资金，但是已对股票市场产生巨大影响。对于投资者而言，风险永远要放在第一位，使用高杠杆虽然能在股市上涨时取得较高收益，但是股市下跌时的风险，尤其是前所未有的整个市场的流动性风险是所有投资者的不可承受之痛。对于监管层而言，应更多地注重日常的制度框架建设，注重风险控制体系的建设以及法律制度的建设，应该意识到健康的股市应该是一个稳定的、健康的慢牛走势，专注于刺激推动股市只会使牛市来得猛烈、走得彻底。
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