投資者情緒對(duì)股票收益非對(duì)稱影響的實(shí)證研究-_第1頁(yè)
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文檔簡(jiǎn)介

1、 投資者情緒對(duì)股票收益非對(duì)稱影響的實(shí)證研究*薛文駿王大中倪中新摘要:本文基于我國(guó)上市企業(yè)數(shù)據(jù),通過(guò)面板門(mén)限回歸模型實(shí)證分析投資者情緒對(duì)我國(guó)股票收益率的非對(duì)稱影響。實(shí)證結(jié)果表明,相比積極的投資者情緒,消極的投資者情緒對(duì)于股票收益率作用更大。此外,市場(chǎng)狀態(tài)和企業(yè)規(guī)模等與投資者情緒的非對(duì)稱性存在相關(guān)關(guān)系。關(guān)鍵詞:投資者情緒非對(duì)稱影響作用面板門(mén)限回歸模型中圖分類(lèi)號(hào):F832文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼:A文章編號(hào):10091246(201406006406在近20年中,我國(guó)和國(guó)外股票市場(chǎng)經(jīng)歷了數(shù)次大漲大跌,給投資者以非常大的沖擊。從歷次股票市場(chǎng)大跌中,不難發(fā)現(xiàn)國(guó)內(nèi)外股票市場(chǎng)存在兩大特征。首先,上述股市的急劇暴跌很難歸因

2、于經(jīng)濟(jì)基本面出現(xiàn)嚴(yán)重的衰退;同時(shí),相比于股票市場(chǎng)上漲經(jīng)歷的時(shí)間,股市大跌所經(jīng)歷的時(shí)間往往要短許多。對(duì)于股票市場(chǎng)頻現(xiàn)的暴漲暴跌以及其漲跌程度的非對(duì)稱,許多學(xué)者對(duì)Fama等(1973,1992提出的有效市場(chǎng)假說(shuō)和資產(chǎn)定價(jià)模型產(chǎn)生了懷疑,其主要涉及兩個(gè)方面,一是探究投資者情緒是否是影響股票價(jià)格的重要原因,De Long等(1990、Baker等(2006學(xué)者認(rèn)為股票價(jià)格是由其理性的內(nèi)在價(jià)值和非理性的噪音風(fēng)險(xiǎn)共同決定的,投資者情緒是影響股票收益率的一個(gè)重要變量。第二個(gè)方面是考慮傳統(tǒng)的線性資產(chǎn)定價(jià)模型是否可以合理刻畫(huà)出投資者對(duì)于股票價(jià)格變動(dòng)的影響作用,如McMillian等(2002和Ding等(200

3、4認(rèn)為傳統(tǒng)的線性資產(chǎn)定價(jià)模型很難充分刻畫(huà)出投資者對(duì)于股票價(jià)格變動(dòng)的非線性影響,而投資者情緒的擾動(dòng)是股票收益率非線性特征的一個(gè)重要原因。因此,本文通過(guò)構(gòu)建投資者情緒指標(biāo),檢驗(yàn)投資者情緒對(duì)股票收益率的影響,并使用門(mén)限模型實(shí)證分析投資者情緒的影響是否存在非對(duì)稱性。二、文獻(xiàn)回顧對(duì)于投資者情緒的概念,Brown等(2004認(rèn)為投資者情緒源于投資者持有與股票價(jià)值、風(fēng)險(xiǎn)無(wú)關(guān)的主觀信念而對(duì)股票未來(lái)價(jià)格產(chǎn)生錯(cuò)誤的預(yù)期,最終導(dǎo)致投資者對(duì)于股票市場(chǎng)出現(xiàn)過(guò)分樂(lè)觀和悲觀。Mehra等(2002構(gòu)建了投資者情緒的股票價(jià)格模型,認(rèn)為投資者情緒對(duì)股票市場(chǎng)有系統(tǒng)性影響。在此基礎(chǔ)上,一些46*本文獲得國(guó)家自然科學(xué)基金青年項(xiàng)目(編

4、號(hào):71001061、上海市“浦江人才”計(jì)劃項(xiàng)目(編號(hào):10PJC050和上海市教委科研創(chuàng)新重點(diǎn)項(xiàng)目(編號(hào):13ZS063資助。 學(xué)者通過(guò)使用線性模型對(duì)投資者情緒對(duì)于股票價(jià)格影響進(jìn)行了實(shí)證分析。Brown等(2005通過(guò)賬面市值比來(lái)進(jìn)行分組研究,發(fā)現(xiàn)規(guī)模小、“年輕的”和有著較大賬面市值比的股票容易受到投資者情緒的影響從而產(chǎn)生錯(cuò)誤定價(jià)。與之類(lèi)似,Baker等(2006研究了1963年至2001年的美國(guó)股票市場(chǎng),實(shí)證發(fā)現(xiàn)那些規(guī)模小、成立時(shí)間短、虧損、不分紅的公司股票往往更易受到情緒影響,而成立時(shí)間久、業(yè)績(jī)良好、穩(wěn)定付息的公司股票,受情緒影響較少。Chen等(2013使用面板數(shù)據(jù)門(mén)限模型研究投資者情

5、緒對(duì)于股票收益率的非對(duì)稱影響作用,他們發(fā)現(xiàn)情緒在樂(lè)觀和悲觀兩種狀態(tài)下的影響程度是不對(duì)稱的。在國(guó)內(nèi),黃德龍等(2009利用主成分分析構(gòu)建中國(guó)證券市場(chǎng)投資者情緒指數(shù)并通過(guò)EGACH模型實(shí)證發(fā)現(xiàn),投資者情緒處于上升周期中對(duì)股票收益有正向影響,投資者情緒處于下降周期中對(duì)股票收益有負(fù)向影響。同時(shí),他們也發(fā)現(xiàn)小盤(pán)股、低價(jià)股和虧損股的收益序列更易于受到投資者情緒波動(dòng)影響。蔣玉梅等(2010研究了投資者情緒對(duì)股票收益的總體效應(yīng)與橫截面效應(yīng),發(fā)現(xiàn)投資者情緒與短期市場(chǎng)收益存在正相關(guān)關(guān)系,那些具有較低股息率、市凈率、波動(dòng)率和較高資產(chǎn)負(fù)債率的企業(yè)更容易受到投資者情緒的影響,同時(shí)也可以發(fā)現(xiàn)在投資者樂(lè)觀時(shí),該類(lèi)股票存在超

6、額收益,情緒悲觀時(shí)則相反。上述研究的共同點(diǎn)是使用線性模型來(lái)檢驗(yàn)投資者情緒對(duì)股票收益率的效應(yīng),與之不同的是,本文重點(diǎn)考察投資者情緒的非對(duì)稱影響作用。通過(guò)固定效應(yīng)面板門(mén)限模型,來(lái)對(duì)投資者情緒等變量進(jìn)行切分,在充分考慮上市企業(yè)異質(zhì)性特征的前提下,提高了估計(jì)的有效性。三、數(shù)據(jù)來(lái)源和模型設(shè)定(一數(shù)據(jù)來(lái)源及變量選擇為了研究投資者情緒對(duì)于股票收益率的非對(duì)稱影響,我們選擇FamaMacBeth回歸中的賬面市值比、市值、投資組合系數(shù)(Fama 等1992、宏觀經(jīng)濟(jì)信息中的CPI和存款準(zhǔn)備金率作為投資者情緒的控制變量建立模型進(jìn)行回歸。在投資者情緒指標(biāo)的構(gòu)建方面,考慮到本文使用上市企業(yè)個(gè)股收益率作為解釋變量,所以我

7、們通過(guò)因子分析把個(gè)股的情緒指標(biāo)(個(gè)股換手率和大盤(pán)情緒指標(biāo)(新增開(kāi)戶數(shù)合成投資者情緒指標(biāo)進(jìn)行分析,這主要由于換手率所反映的流動(dòng)性可以體現(xiàn)出投資者的樂(lè)觀程度,而開(kāi)戶數(shù)則是反應(yīng)投資者入市的熱情。其中,我們所使用的股票換手率是單只股票的季度換手率,計(jì)算公式為:換手率=一個(gè)季度內(nèi)的成交量/流通總股數(shù)100%。我們使用上證綜指月度換手率和新增開(kāi)戶數(shù)通過(guò)因子分析構(gòu)造出我國(guó)股市2005年至2011年投資者情緒指標(biāo)。在圖1中,可以發(fā)現(xiàn)我國(guó)投資者情緒指標(biāo)和股票收益率有一定正向關(guān)聯(lián),其相關(guān)系數(shù)為036。同時(shí),投資者情緒指標(biāo)呈現(xiàn)出較為明顯的不對(duì)稱特征,投資者情緒指標(biāo)在大多數(shù)時(shí)間段中低于其均值 。圖1投資者情緒和股票收

8、益率在使用投資者情緒對(duì)股票收益率進(jìn)行建模的過(guò)程中,我們對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了如下的處理。首先,由于上市公司每個(gè)季度的財(cái)務(wù)信息一般在其對(duì)應(yīng)時(shí)間推后一個(gè)季度(三個(gè)月向公眾公布,考慮到財(cái)務(wù)信息轉(zhuǎn)播的有效性,我們將企業(yè)財(cái)務(wù)信息滯后一個(gè)季度處理,這樣可56 以使得財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)和股票收益率時(shí)間進(jìn)行有效匹配。此外,對(duì)于股票收益率,公司可能有送股和配股的可能,我們這里使用復(fù)權(quán)之后股票價(jià)格計(jì)算收益率。在宏觀經(jīng)濟(jì)信息中,我們使用CPI和存款準(zhǔn)備金率作為宏觀控制變量進(jìn)行分析。由于CPI和存款準(zhǔn)備金都是月度的數(shù)據(jù),而股票收益率是以季度為統(tǒng)計(jì)單位,所以我們使用每個(gè)季度中間月份對(duì)應(yīng)的數(shù)值與季度股票收益率對(duì)應(yīng)起來(lái)。在上市企業(yè)數(shù)據(jù)方面,我

9、們根據(jù)中國(guó)證券監(jiān)管局行業(yè)分類(lèi)標(biāo)準(zhǔn)的12個(gè)行業(yè)中,對(duì)每一個(gè)行業(yè)通過(guò)隨機(jī)抽樣的方法進(jìn)行選擇,總共挑選出170家上市企業(yè),數(shù)據(jù)時(shí)間跨度是從2005年3月1日至2011年6月30日。樣本容量一共是4056個(gè),樣本包含深圳證券市場(chǎng)和上海證券市場(chǎng)的股票數(shù)據(jù)。(二模型設(shè)定固定效應(yīng)門(mén)限模型固定效應(yīng)門(mén)限回歸模型(Hansen1999的主要思路是通過(guò)計(jì)算變量的門(mén)限值而將模型中的某些變量的觀察值分成若干“區(qū)制”(e-gime進(jìn)行回歸,體現(xiàn)出模型中解釋變量的非線性效應(yīng),固定效應(yīng)門(mén)限模型的基本表達(dá)式如下所示:y it =ui+'1xitI(qit+'2x it I(q it+e it(1其中,I(

10、83;為指示函數(shù),q it為模型的門(mén)限變量,為門(mén)限值,根據(jù)門(mén)限值,模型觀測(cè)值可以分為兩個(gè)不同的區(qū)制。為了對(duì)估計(jì)系數(shù)進(jìn)行識(shí)別,我們假定q it和x it都是時(shí)變的(Time Variant,模型的誤差項(xiàng)服從獨(dú)立同分布并以0為均值,為方差。為了消除模型的個(gè)體效應(yīng),我們使用組內(nèi)估計(jì)量(Within Estimator進(jìn)行估計(jì),式(1可寫(xiě)成矩陣形式:y* it ='x*it(+e*it(2其中,=('1'2,y*it=y ity,x*it(=x it (xi(和e*it=eite。模型的最優(yōu)門(mén)限估計(jì)值可以通過(guò)下式估計(jì),=arg minrS1(3其中,S1(=e*('e*

11、(,為了檢驗(yàn)?zāi)P褪欠翊嬖陂T(mén)限效應(yīng),我們使用Hansen提出的似然比檢驗(yàn)(Likelihoodatio Test并通過(guò)自助法(Bootstrap確定近似分布的臨界值。對(duì)于系數(shù)的估計(jì),本文采用可行廣義最小二乘法(Feasible Generalized Least Squares,該方法放松了對(duì)每一組觀測(cè)值中誤差協(xié)方差的約束,使得當(dāng)面板數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)出現(xiàn)異方差和序列相關(guān)時(shí),估計(jì)也較為穩(wěn)健(Wooldridge2002。四、實(shí)證分析(一門(mén)限效應(yīng)的檢驗(yàn)和統(tǒng)計(jì)描述首先使用門(mén)限似然比統(tǒng)計(jì)量分別檢驗(yàn)投資者情緒、股票收益率、企業(yè)市值和賬面市值比是否具有門(mén)限效應(yīng),從表1中,可以發(fā)現(xiàn)在10%的置信水平上,門(mén)限統(tǒng)計(jì)量拒絕

12、2005年至2011年投資者情緒、股票收益率和市值不存在門(mén)限效應(yīng)的原假設(shè),說(shuō)明上述這些變量至少存在一個(gè)門(mén)限,但是無(wú)法拒絕賬面市值比不存在門(mén)限的原假設(shè)。而且,無(wú)論整個(gè)樣本期20052011年,還是分組的20052008年和20092011年,門(mén)限檢驗(yàn)在10%的置信水平上可以得出類(lèi)似的結(jié)果,該檢驗(yàn)支持使用門(mén)限模型。表1模型門(mén)限效應(yīng)的檢驗(yàn)2005年至2011年2005年至2008年2009年至2011年檢驗(yàn)單個(gè)門(mén)限似然比統(tǒng)計(jì)量值似然比統(tǒng)計(jì)量值似然比統(tǒng)計(jì)量值投資者情緒40140*52600*7481*股票收益率122080*60610*8301*市值21700*20358*50193*賬面市值比431

13、3188113728*注:“*”和“*”分別表示變量在5%和10%的置信水平下顯著66 表2模型估計(jì)的門(mén)限值和比重變量2005年至2011年2005年至2008年2009年至2011年門(mén)限值比重門(mén)限值比重門(mén)限值比重投資者情緒01246312%21569427%13879308%01243688%2156573%1387692%股票收益率04988942%04747937%05069212%04981058%04742063%0506788%市值232978612%215374103%218822333%232971388%215375897%218827667%首先用門(mén)限模型計(jì)算出門(mén)限值,并進(jìn)

14、行區(qū)制的切分,由于本文僅考察單個(gè)門(mén)限值,因此三個(gè)變量均被切分為兩個(gè)區(qū)制,表2是門(mén)限的描述性統(tǒng)計(jì)。從表2中可以發(fā)現(xiàn),投資者情緒的門(mén)限值為0124,大于/小于門(mén)限值即被定義為積極/消極的投資者情緒,所占樣本的比重為3688%和6312%;股票收益率的門(mén)限值為0498,較低收益率和較高收益率所占樣本比重為8942%和1058%;企業(yè)市值的門(mén)限值為23297,較低企業(yè)市值和較高企業(yè)市值所占樣本比重為8612%和1388%。同時(shí),在表2中可以發(fā)現(xiàn),若對(duì)變量進(jìn)行分組, 20052008年和20092011年兩個(gè)階段的相應(yīng)門(mén)限值和樣本的比重,均有所不同。(二投資者非對(duì)稱效應(yīng)及其原因的分析接下來(lái),我們使用固定

15、效應(yīng)面板門(mén)限模型分析積極和消極情緒、企業(yè)特征及股票市場(chǎng)的牛熊市狀態(tài)對(duì)于投資者情緒股票收益率關(guān)系的影響。模型如下所示:模型1:r it =+1SEit*I(SEit+2SE it*I(SE it+1MC it+2BM it+3Betit+4CPI t+5Dt+it 模型2:r it =+1SEit*I(rit+2SE it*I(r it+1MC it+2BMit+3Betit+4CPIt+5Dt+it 模型3:r it =+1SEit*I(MCit+2SE it*I(MC it+1MC it+2BM it+3Betit+4CPI t+5Dt+it 其中,r為股票收益率,SE為投資者情緒,MC,B

16、M和Bet分別為市值、賬面市值比和風(fēng)險(xiǎn)系數(shù)。CPI和D分別為物價(jià)指數(shù)和存款準(zhǔn)備金率。為門(mén)限值。從表3中,可以發(fā)現(xiàn)在20052011年中,企業(yè)市值、賬面市值比和Beta系數(shù)對(duì)于股票收益率有著正向的影響作用,而CPI和存款準(zhǔn)備金率對(duì)于股票收益率有負(fù)向的影響作用。在此基礎(chǔ)上,我們將投資者情緒分為積極的和消極的情緒,來(lái)進(jìn)行分別回歸。實(shí)證結(jié)果顯示,兩類(lèi)投資者情緒對(duì)于股票收益率的都有正向影響作用并且有顯著的差異,影響系數(shù)分別為0060和0156,說(shuō)明投資者情緒確實(shí)是影響股票收益率的一個(gè)重要因素,同時(shí)也體現(xiàn)出消極的投資者情緒對(duì)于股票收益率有更大的影響作用,這與Ding等(2004和Zhang等(2009的觀

17、點(diǎn)有所不同。我們認(rèn)為投資者的不良情緒更容易在投資者群體蔓延,導(dǎo)致當(dāng)市場(chǎng)中出現(xiàn)消極情緒時(shí),投資者更容易出現(xiàn)羊群行為,導(dǎo)致股票收益率下跌。而相比之下,積極的投資者情緒則是會(huì)由于投資者的觀望、猶豫使得其對(duì)于股票收益率的影響較小,這也可以解釋我國(guó)股票市場(chǎng)緩慢上漲而迅速暴跌的特征。同時(shí),在2005年至2008年和2009年至2011年我國(guó)股票市場(chǎng)的2次大幅度漲跌中,也可以得出積極的投資者情緒影響較小而消極的投資者情緒影響較大的結(jié)論。表3投資者情緒面板門(mén)限回歸的估計(jì)結(jié)果2005年至2011年2005年至2008年2009年至2011年估計(jì)值P值估計(jì)值P值估計(jì)值P值市值0245000002820000070

18、60000賬面市值比067000000524000019120000 Beta005500020046009001230000CPI003500000092000000110000存款準(zhǔn)備金率002900000007000000350000投資者情緒*I(投資者情緒006000000038000000660000投資者情緒*I(投資者情緒015600000122000000600000門(mén)限值所處的行業(yè)和時(shí)間房地產(chǎn)業(yè)201024批發(fā)和零售貿(mào)易業(yè)200787制造業(yè)20092476 表4股票收益率面板門(mén)限回歸的估計(jì)結(jié)果2005年至2011年2005年至2008年2009年至2011年估計(jì)值P值估計(jì)值

19、P值估計(jì)值P值市值024800000308000006840000賬面市值比066400000544000018210000 Beta004900060028032301630000CPI003700000083000000120000存款準(zhǔn)備金率002100000006000000350000投資者情緒*I(股票收益率022500000178000002030000投資者情緒*I(股票收益率003800000029000000330000門(mén)限值所處的行業(yè)和時(shí)間電力等供應(yīng)業(yè)200924制造業(yè)200658綜合類(lèi)200924從表4中,可以發(fā)現(xiàn)企業(yè)市值、賬面市值比和Beta系數(shù)對(duì)于股票收益率有正向影

20、響,而CPI和存款準(zhǔn)備金率對(duì)于股票收益率有負(fù)向影響。由于投資者情緒可能會(huì)受到市場(chǎng)繁榮程度的影響而對(duì)股票收益率產(chǎn)生非對(duì)稱的影響作用,所以我們將股票收益率作為門(mén)限值分成兩個(gè)區(qū)制進(jìn)行分析。結(jié)果顯示,當(dāng)股票市場(chǎng)出現(xiàn)大幅度上漲時(shí),投資者情緒對(duì)于股票收益率的影響要遠(yuǎn)大于股票市場(chǎng)低迷時(shí),其影響作用分別為0225和0038。類(lèi)似的,在2005年至2008年和2009年至2011年中的股票市場(chǎng)兩次大幅度上漲時(shí),投資者情緒對(duì)于股票收益率的影響也非常大,其影響作用分別為0178和0203。而在股票市場(chǎng)低迷時(shí),投資者情緒對(duì)收益率的影響作用為0029和0033。這說(shuō)明了我國(guó)股市出現(xiàn)暴漲過(guò)程中,投資者更容易出現(xiàn)非理性行為

21、、給予股票錯(cuò)誤的定價(jià)并產(chǎn)生股市泡沫;當(dāng)股市低迷和盤(pán)整時(shí),投資者情緒對(duì)股票定價(jià)的偏差相對(duì)較小、股票價(jià)格處于正常水平。這體現(xiàn)出了投資者情緒會(huì)受到股票市場(chǎng)繁榮程度的影響而產(chǎn)生非對(duì)稱的影響作用。表5企業(yè)市值面板門(mén)限回歸的估計(jì)結(jié)果2005年至2011年2005年至2008年2009年至2011年估計(jì)值P值估計(jì)值P值估計(jì)值P值市值025800000316000006840000賬面市值比069900000559000018210000 Beta005200030038015101630000CPI003600000085000000120000存款準(zhǔn)備金率002400000009000000350000投

22、資者情緒*I(市值010100000057000002030000投資者情緒*I(市值007500000079000000330000門(mén)限值所處的行業(yè)和時(shí)間制造業(yè)200854綜合類(lèi)200558制造業(yè)200984從表5中,可以發(fā)現(xiàn)市值、賬面市值比、Beta系數(shù)、CPI和存款準(zhǔn)備金率對(duì)股票收益率的影響作用同投資者情緒和股票收益率門(mén)限回歸的估計(jì)結(jié)果類(lèi)似。我們將企業(yè)市值作為門(mén)限值分成兩個(gè)區(qū)制并對(duì)投資者情緒進(jìn)行回歸分析,實(shí)證結(jié)果表明,在2005年至2011年,投資者情緒對(duì)于對(duì)小市值企業(yè)和大市值企業(yè)股票收益率的影響作用為0101和0075,體現(xiàn)出相比規(guī)模小的企業(yè),投資者情緒對(duì)于規(guī)模大的企業(yè)有更大的影響作用

23、。這與Brown等(2005和Baker等(2006的觀點(diǎn)不同。我們認(rèn)為,在我國(guó)投資者容易受到企業(yè)市值的影響,這是由于我國(guó)市值較大的企業(yè)基本屬于國(guó)有企業(yè)并且具有較高的經(jīng)濟(jì)地位,這使得投資者盲目投資并持有這些“大盤(pán)股”導(dǎo)致股票價(jià)格大幅度地偏離其投資價(jià)值,比如我們熟知的中國(guó)船舶、貴州茅臺(tái)和中國(guó)石化等。在2005年至2008年和2009年至2011年,也可以發(fā)現(xiàn)投資者情緒對(duì)股票收益率的影響受到了企業(yè)市值大小的影響從而產(chǎn)生了非對(duì)稱的影響效果。五、相關(guān)結(jié)論和建議上述實(shí)證研究表明,在我國(guó)股票市場(chǎng)上,投資者情緒對(duì)于股票收益率存在顯著性的影響,而且這種影響作用是非對(duì)稱的。相比積極的投資者情緒,消極的投資者情緒

24、對(duì)于股票收益率的影響更大。而且對(duì)于不同的市場(chǎng)繁榮程度和企業(yè)規(guī)模,投資者情緒的非對(duì)稱性依舊存在。在股市繁榮時(shí),投資者情緒的影響遠(yuǎn)大于股市低迷時(shí),同時(shí)投資者情緒更容易影響市86值較大的企業(yè)從而對(duì)收益率產(chǎn)生較大的影響 。 通過(guò)上述研究, 我們認(rèn)為投資者情緒是導(dǎo) 致股票出現(xiàn)錯(cuò)誤定價(jià)的原因并會(huì)削弱股票市 場(chǎng)實(shí)現(xiàn)資源配置的功能。因此, 我國(guó)市場(chǎng)監(jiān)管 機(jī)構(gòu)要充分重視投資者情緒并理解我國(guó)股票 注: 市場(chǎng)的非理性繁榮和暴漲暴跌背后的復(fù)雜原 因, 跟蹤關(guān)注一些能夠反映投資者情緒變化的 指標(biāo)、 從市場(chǎng)交易信息中發(fā)掘情緒的變化, 以 便施行更好穩(wěn)定市場(chǎng)的措施, 以確保我國(guó)資本 市場(chǎng)健康平穩(wěn)發(fā)展。 在因子分析中, 我們采用的抽取方法是主成分法 、 旋轉(zhuǎn)方法為最大方差法 。 由于金融、 保險(xiǎn)業(yè)的會(huì)計(jì)準(zhǔn)則和企業(yè)財(cái)務(wù)特征和普通企業(yè)有較大的差異 , 所以本文不考慮這兩個(gè)行業(yè) 。 在本文中, 經(jīng)過(guò)似然比檢驗(yàn)表明模型存在一個(gè)門(mén)限 , 所以這里介紹存在單一門(mén)限的固定效應(yīng)的門(mén)限回歸 模型。 其主要通過(guò)兩個(gè)步驟進(jìn)行 , 首先通過(guò)固定效應(yīng)模型回歸求出 u 之后再利用求出的殘差 u it , it 估計(jì)出誤差協(xié) = I n , = 方差陣 V 其中, n T u it u it

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