基于投資者情緒的情緒資產(chǎn)定價(jià)模型研究

基于投資者情緒的情緒資產(chǎn)定價(jià)模型研究

資本資產(chǎn)定價(jià)模型（capm）主要問(wèn)題是證明問(wèn)題，論證效果較差，定價(jià)效率存在問(wèn)題。除了Fama和MacBeth(1973)［1］的實(shí)證結(jié)果基本支持CAPM以外,后來(lái)檢驗(yàn)基本都否定CAPM。實(shí)證檢驗(yàn)中產(chǎn)生問(wèn)題原因在于該模型理論基礎(chǔ),即馬科維茨最優(yōu)投資組合理論所要求投資組合只包含系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn),非系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)通過(guò)擴(kuò)大投資組合規(guī)模加以分散;但沒(méi)有考慮投資分散化成本問(wèn)題,即非系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)沒(méi)有被定價(jià)。行為金融理論是在對(duì)CAPM理論質(zhì)疑和挑戰(zhàn)中發(fā)展起來(lái)的。行為金融學(xué)有兩個(gè)更為現(xiàn)實(shí)的理論基礎(chǔ):有限套利和投資者心態(tài)分析(金融心理學(xué))。投資者心態(tài)和行為因素表現(xiàn)形式是投資者情緒(investorsentiment)。投資者情緒一直是行為金融學(xué)解釋股票市場(chǎng)異象主要理論基礎(chǔ)之一［2］。由于不同投資者構(gòu)建投資組合所包含非系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)因素是不同的,因此對(duì)市場(chǎng)變動(dòng)情緒也不可能相同,不同投資者情緒力量對(duì)比此消彼長(zhǎng),因此由個(gè)別投資者情緒合成為一種市場(chǎng)情緒,羊群效應(yīng)則是這種市場(chǎng)情緒充分反映。本文擬進(jìn)行創(chuàng)新性探討,以馬科維茨投資組合理論為基本理論,在Carhart(1997)［3］四因子模型基礎(chǔ)上,引入市場(chǎng)投資者情緒因素,以便提高和檢驗(yàn)包含非系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)的投資組合定價(jià)效率。本文研究目的是構(gòu)建基于投資者情緒的資產(chǎn)定價(jià)理論模型,并采用實(shí)證研究方法對(duì)該理論模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。將資產(chǎn)定價(jià)與情緒風(fēng)險(xiǎn)聯(lián)系起來(lái)［4］,采用單一投資者情緒指標(biāo)使用主成分分析方法合成投資者情緒綜合指數(shù)。再將投資者情緒綜合指數(shù)作為一個(gè)因子加入資產(chǎn)定價(jià)模型以后,解釋股票投資組合的超額收益。本文提供有說(shuō)服力實(shí)證結(jié)果,支持基于投資者情緒的資產(chǎn)定價(jià)模型理論構(gòu)建和實(shí)證檢驗(yàn)。一、標(biāo)準(zhǔn)capm模型首先在CAPM模型當(dāng)中,加入市場(chǎng)情緒噪聲風(fēng)險(xiǎn)因子,對(duì)CAPM模型假設(shè)進(jìn)行修改,假設(shè)投資者是有限理性的、投資者對(duì)資產(chǎn)收益有異質(zhì)性預(yù)期、市場(chǎng)不是完全有效的、投資者具有有限套利、投資者對(duì)資產(chǎn)收益有錯(cuò)誤收益分布,服從厚尾分布、這也與股票市場(chǎng)實(shí)際相符?；贐lack(1986)的研究結(jié)論,假定情緒投資者相對(duì)于實(shí)際資產(chǎn)收益有實(shí)際誤差,投資者x關(guān)于風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)y誤差項(xiàng)是εxy,是噪聲交易者實(shí)際收益與內(nèi)在價(jià)值差異。假設(shè)εxy~N(0,σ2εxy),令Wx=投資者x初始財(cái)富,,B=投資者在無(wú)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)上投資數(shù)量,Vy=投資在風(fēng)險(xiǎn)證券y上投資數(shù)量,y=1,2,…,N,,Rf代表無(wú)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)收益率,Rm代表市場(chǎng)組合超額收益,約束2代表投資者x預(yù)算約束,約束3是投資者x最終財(cái)富累積約束,最終財(cái)富終值由無(wú)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)值給定,加上風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)組合收益,令wy是資產(chǎn)y在市場(chǎng)組合中相對(duì)價(jià)值的比重,令,可得。同時(shí),是線性組合,得到:,重組得下面分解協(xié)方差項(xiàng),并且重新安排得到4-betaCAPM情緒調(diào)整模型:式(1)中,,表明市場(chǎng)情緒風(fēng)險(xiǎn)調(diào)整溢價(jià)。方程是包括投資者情緒因子的CAPM模型(表示為SCAPM,即情緒資本資產(chǎn)定價(jià)模型),提供情緒風(fēng)險(xiǎn)影響資產(chǎn)收益框架。模型中系統(tǒng)性情緒風(fēng)險(xiǎn)可以通過(guò)市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)(作為一個(gè)分離市場(chǎng)因子)以及通過(guò)資產(chǎn)beta(因子載荷)進(jìn)行定價(jià)。方程證明股票組合期望超額收益由4個(gè)beta市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)所構(gòu)成,這4個(gè)beta由證券期望收益和情緒相關(guān)風(fēng)險(xiǎn)決定。在標(biāo)準(zhǔn)CAPM模型中,證券期望收益隨資產(chǎn)收益和市場(chǎng)收益協(xié)方差而線性增長(zhǎng)。與傳統(tǒng)CAPM模型不同,將SCAPM融入系統(tǒng)性情緒風(fēng)險(xiǎn)因子。下一步探討情緒傳染beta值,其值是Cov(εy,εm)的函數(shù),表達(dá)式如下:式(2)中,α、β為市場(chǎng)參與不同投資者(α≠β),代表反映不同投資者和不同資產(chǎn)系統(tǒng)性情緒擴(kuò)散市場(chǎng)情緒噪聲風(fēng)險(xiǎn),并且有高系統(tǒng)性市場(chǎng)情緒噪聲風(fēng)險(xiǎn),可以對(duì)風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避投資者補(bǔ)償高期望收益。因此,情緒資產(chǎn)定價(jià)模型更好反映或者接近內(nèi)在價(jià)值,投資者情緒因子是影響資產(chǎn)定價(jià)重要因素。二、市場(chǎng)情緒指數(shù)變化指標(biāo)有待進(jìn)一步測(cè)量當(dāng)前我國(guó)編制比較有代表性直接投資者情緒指數(shù)有耶魯-CCER股市投資者信心指數(shù)、《股市動(dòng)態(tài)分析》好淡指數(shù)等,普遍存在時(shí)間范圍短,選擇投資者范圍比較有限,并且一段時(shí)間內(nèi)沒(méi)有公開(kāi)相應(yīng)投資者情緒指數(shù),連續(xù)性缺失,只用于研究參考,不公開(kāi)發(fā)表,無(wú)法進(jìn)行更深入研究。而主要采用間接度量投資者情緒指數(shù)變化指標(biāo)有封閉式基金折價(jià)等,這些測(cè)量指標(biāo)普遍存在過(guò)于單一和測(cè)量結(jié)果不夠精確等問(wèn)題?，F(xiàn)有國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)多是基于Baker和Wurgler(2006)所使用的主成分分析方法構(gòu)建投資者情緒綜合指數(shù)［7］,因此,本文在Baker和Wurgler(2006)基礎(chǔ)上,加入能夠衡量中國(guó)股票市場(chǎng)投資者情緒變化指標(biāo),即封閉式基金折價(jià)、IPO首日溢價(jià)率、A股凈增開(kāi)戶數(shù)、換手率和消費(fèi)者信心指數(shù)等,采用2001年1月至2013年12月的數(shù)據(jù),運(yùn)用主成分分析方法構(gòu)建能較好測(cè)度中國(guó)股票市場(chǎng)投資者情緒綜合指數(shù)(簡(jiǎn)稱CSI)的指標(biāo),并剔除相關(guān)宏觀經(jīng)濟(jì)因素變量對(duì)它影響。(一)相關(guān)個(gè)人投資者的情緒平衡指標(biāo)1.資者情緒變化從人們主觀意識(shí)來(lái)看,投資者信心指數(shù)比消費(fèi)者信心指數(shù)能更好衡量投資者情緒變化,通過(guò)實(shí)證檢驗(yàn)方法,情況遠(yuǎn)非如此。薛斐(2005)通過(guò)實(shí)證研究表明消費(fèi)者信心指數(shù)能更好代表投資者情緒變化,其采用國(guó)家統(tǒng)計(jì)局編制消費(fèi)者信心指數(shù),很好衡量投資者情緒變化［8］。2.處理單元生物指標(biāo)計(jì)算生物處理系統(tǒng)引發(fā)的液壓封數(shù)Baker和Wurgler(2004)得出能夠反映市場(chǎng)流動(dòng)性的整體換手率可以作為投資者情緒理想指標(biāo)［9］。本文選取上證綜指月累計(jì)成交金額和月累計(jì)流通市值作為計(jì)算換手率原始數(shù)據(jù),換手率計(jì)算公式為Turnt=TVt/TMVt,其中,Turnt為在t時(shí)期的上證綜指換手率,TVt為t期上證綜指月累計(jì)成交金額,TMVt為t期上證綜指月累計(jì)流通市值。Turnt整體換手率可以直接通過(guò)Wind數(shù)據(jù)庫(kù)提取,不需要預(yù)處理,其時(shí)間跨度、頻率可以根據(jù)需要自由選取。3.投資者熱情程度A股凈增開(kāi)戶數(shù)定義為A股新增開(kāi)戶數(shù)減去A股銷戶數(shù),本文中通過(guò)期末A股賬戶數(shù)逐期相減求得。A股新增開(kāi)戶數(shù)反映場(chǎng)外投資者參與場(chǎng)內(nèi)交易的熱情程度。投資者情緒高漲時(shí),高投機(jī)性需求促使新股民踴躍入市;投資者情緒低落時(shí),投機(jī)性需求萎縮,開(kāi)戶入市數(shù)下降。韓立巖和伍燕然(2007)首次將A股凈增開(kāi)戶數(shù)作為投資者情緒指標(biāo)進(jìn)行實(shí)證研究,證明A股凈增開(kāi)戶數(shù)可以很好衡量投資者情緒變化［10］。4.投資者情緒與發(fā)行數(shù)量IPO上市前折價(jià),上市后溢價(jià),上市一段時(shí)間后表現(xiàn)低迷成為一種全球性的“異象”。Dorn(2009)證明個(gè)人投資者情緒與首次公開(kāi)發(fā)行股票首日溢價(jià)率正相關(guān),與長(zhǎng)期收益率負(fù)相關(guān)［11］。Lowry(2003)證明投資者情緒是IPO發(fā)行數(shù)量波動(dòng)的決定性因素［12］。因此,本文選取IPO首日溢價(jià)率指標(biāo)(RIPO)作為指標(biāo),通過(guò)相應(yīng)時(shí)間段內(nèi)IPO首日溢價(jià)率算術(shù)平均求得。5.公開(kāi)發(fā)行封閉式基金數(shù)量Lee(1991)以及伍燕然和韓立巖(2007)均通過(guò)實(shí)證研究方法,證明封閉式基金折價(jià)率可以更好衡量投資者情緒指標(biāo)［13，10］。采取計(jì)算公式為:其中,n為滬深市場(chǎng)當(dāng)期公開(kāi)發(fā)行封閉式基金數(shù)量,Pi是基金i在每月最后一個(gè)交易日收盤(pán)價(jià),NAVit是每月最后一個(gè)交易日的單位凈值,Ni是基金i份額。CEFDt大于0時(shí)為溢價(jià),小于0時(shí)為折價(jià)。從表1中可以得出,相關(guān)情緒變量具有相關(guān)性。其中,A股凈增開(kāi)戶數(shù)與消費(fèi)者信心指數(shù)、IPO首日溢價(jià)率與換手率、封閉式基金折價(jià)率與A股凈增開(kāi)戶數(shù)在1%的顯著性水平下相關(guān),封閉式基金折價(jià)率與消費(fèi)者信心指數(shù)、封閉式基金折價(jià)率與IPO首日溢價(jià)率在5%的顯著性水平下相關(guān),封閉式基金折價(jià)率與換手率、IPO首日溢價(jià)率與A股凈增開(kāi)戶數(shù)在10%的顯著性水平下相關(guān),并且它們之間互相影響。(二)ssi相關(guān)指標(biāo)的篩選對(duì)于不同衡量投資者情緒指標(biāo),其可能存在時(shí)間上“提前”與“滯后”關(guān)系,因此必須確定各指標(biāo)關(guān)系,即首先對(duì)5個(gè)指標(biāo)提前與滯后變量進(jìn)行主成分分析(為消除變量差異,在主成分分析之前,對(duì)各變量進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理),構(gòu)造包含10個(gè)變量的投資者情緒指數(shù)(CSI),對(duì)BW指數(shù)(Baker和Wungler情緒綜合指數(shù)的簡(jiǎn)稱)進(jìn)行改進(jìn),嚴(yán)格符合方差解釋至少達(dá)到85%的標(biāo)準(zhǔn),均采用第1、2、3、4、5主成分加權(quán)平均。分別對(duì)CSI與5個(gè)指標(biāo)提前與滯后變量進(jìn)行相關(guān)性分析,得出相應(yīng)結(jié)果如下:表2和表3的實(shí)證結(jié)果表明,10個(gè)相關(guān)指標(biāo)均通過(guò)顯著性檢驗(yàn),CSI分別與CCIt－1、TURN、KHt－1、RIPO、CEFDt－1相關(guān)系數(shù)較高,因此選擇這5個(gè)變量作為構(gòu)建CSI最終指標(biāo)?？紤]到情緒指標(biāo)中可能含有宏觀因素影響,情緒指標(biāo)中變化一部分可能是由宏觀經(jīng)濟(jì)因素引起。因此,需要剔除相關(guān)宏觀經(jīng)濟(jì)變量影響,選取工業(yè)生產(chǎn)增加值(IAV)、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(CPI)、工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)(PPI)和宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)(MBCI)作為經(jīng)濟(jì)基本面的代理變量。1.評(píng)估影響因子首先對(duì)CCIt－1、TURN、KHt－1、RIPO、CEFDt－1進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理,并與IAV、CPI、PPI、MBCI進(jìn)行相關(guān)性分析,可得表4的數(shù)據(jù)。從表4可以看出,由于情緒指標(biāo)中可能含有宏觀因素的影響,即包括理性預(yù)期,情緒指標(biāo)中變化的一部分可能是由宏觀經(jīng)濟(jì)因素引起的。因此,需要剔除相關(guān)宏觀經(jīng)濟(jì)變量的影響,選取工業(yè)生產(chǎn)增加值(IAV)、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(CPI)、工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)(PPI)和宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)(MBCI)作為經(jīng)濟(jì)基本面的代理變量,將得到的月度投資者情緒指數(shù)的相關(guān)變量構(gòu)成情緒指標(biāo),分別與宏觀經(jīng)濟(jì)變量進(jìn)行線性回歸,以剔除投資者情緒指標(biāo)中的理性成分,并將得到殘差序列作為情緒指標(biāo)中非理性成分的代表,分別用RCCIt－1、RTURN、RKHt－1、RRIPO、RCEFDt－1表示。對(duì)其進(jìn)行主成分分析(取1、2主成分,前兩個(gè)主成分貢獻(xiàn)達(dá)86.17%),可得情緒綜合指數(shù)CSI為:2.情緒因子影響采用線性模型估計(jì)投資者情緒對(duì)股票收益影響。為獲取情緒β值時(shí)間序列,從2001年6月開(kāi)始,基于時(shí)間窗口[t-1,t-20],每月按照股票特征(市值規(guī)模、賬面市值比、市凈率、市盈率)使用股票組合月度收益對(duì)情緒綜合指數(shù)變化做回歸分析。在t月衡量情緒因子敏感性股票估計(jì)系數(shù)絕對(duì)值。以此類推采取滾動(dòng)窗口方法,一直到2013年12月。情緒β值的計(jì)算公式如下:基于模型所估計(jì)情緒β值,將所有股票分成10個(gè)組合。每個(gè)月根據(jù)情緒β值按照絕對(duì)值升序排序?qū)⑺泄善狈殖?0個(gè)組合。組合1由最少受投資者情緒影響股票所組成,組合10由最受投資者情緒影響股票所組成。采用滾動(dòng)窗口方法,每月估計(jì)一次。以一個(gè)月為持有期限計(jì)算情緒組合收益。采用加權(quán)平均組合方法計(jì)算所有股票月度加權(quán)平均收益。表5列出情緒β值統(tǒng)計(jì)量。由最受情緒因子影響所構(gòu)造組合10平均β值為1.127。由最少受情緒因子影響所構(gòu)造組合1平均β值為0.016。表明一些股票不受情緒因子影響,平均β值為0。而其他的股票表明對(duì)情緒因子很強(qiáng)獨(dú)立性,情緒β值最高為11.82。三、基于投資者情緒的資產(chǎn)定價(jià)模型的證明(一)情緒因子影響訴訟組合本文目的是為了證明投資者情緒理論核心假設(shè):投資者情緒風(fēng)險(xiǎn)因子是資本資產(chǎn)定價(jià)模型的風(fēng)險(xiǎn)因子,并且需要對(duì)受投資者情緒所影響股票補(bǔ)償額外情緒風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)。因此考慮從實(shí)證角度,構(gòu)造充分考慮情緒風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)的資產(chǎn)定價(jià)實(shí)證檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?。為?gòu)造與規(guī)模、賬面市值比及所暴露情緒因子組合,使用Fama和French(1993)［14］組合方法。形成組合內(nèi)部三個(gè)獨(dú)立部分:規(guī)模、賬面市值比與所構(gòu)造情緒風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)因子。在第t年6月,所有股票基于十分位方法,按照市值規(guī)模分成三個(gè)組合,第一組為前三個(gè)十分位組合(小市值組合,D1-D3),第二組為中間四個(gè)十分位組合(中市值組合,D4-D7),第三組為最后三個(gè)十分位組合(高市值組合,D8-D10)。賬面市值比也采用相似分組方法。使用情緒β絕對(duì)值,將股票分成三個(gè)組合。第一個(gè)組合包括不受情緒因子敏感度影響股票組合為(N,D1-D3)。第二個(gè)包括受投資者情緒因子影響中等股票組合(I,D4-D7)以及第三個(gè)組合最受投資者情緒因子影響股票組合(E,D8-D10)。基于市值規(guī)模、B/M賬面市值比及情緒因子敏感度形成了各自獨(dú)立的交集,產(chǎn)生了27個(gè)投資組合:S/L/N、S/L/I、S/L/E、S/M/N、S/M/I、S/M/E、S/H/N、S/H/I、S/H/E、M/L/N、M/L/I、ML/E、M/M/N、M/M/I、M/M/E、M/H/N、M/H/I、MH/E、B/L/N、B/L/I、B/L/E、B/M/N、B/M/I、B/ME、B/H/N、B/H/I、B/H/E。27個(gè)組合月度加權(quán)平均收益為第t年7月到第t+1年6月,組合在第t+1年6月重新得到平衡。所構(gòu)造月度組合的時(shí)間序列為2001年7月—2012年12月。由于所暴露情緒因子可能與其他變量相關(guān)聯(lián),也可能受風(fēng)險(xiǎn)和收益之間關(guān)聯(lián)性影響。國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)證明小規(guī)模公司比大規(guī)模公司更容易受情緒影響。這隱含使用情緒因子構(gòu)造組合可能受規(guī)模效應(yīng)影響。以避免混淆受情緒效應(yīng)影響的市值規(guī)模效應(yīng)的具體效果,即因子之間可能出現(xiàn)完全正交的情況。因此使用下面描述過(guò)程來(lái)構(gòu)建每個(gè)因子。SMB因子為小市值組合月度收益與大市值組合月度收益差額,其值由式(6)給出:同理,HML因子為高賬面市值比(B/M)組合月度收益與低賬面市值比(B/M)組合月度收益差額,計(jì)算過(guò)程如式(7)?；谇榫w風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)CSI因子為最受于情緒因子影響組合月度收益與最不受情緒因子影響組合月度收益差額,計(jì)算過(guò)程如式(8)最終代理市場(chǎng)組合因子是股票市場(chǎng)超額收益,Rm*-Rf,Rm*是樣本中所有股票加權(quán)平均組合收益。表6證明了與情緒因子有關(guān)的風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)是正的。從2001年1月—2013年12月,整個(gè)階段平均投資組合超額收益是每月0.57%,因子顯著性水平是1%。月平均市場(chǎng)組合收益超過(guò)無(wú)風(fēng)險(xiǎn)利率是7.1%。與風(fēng)險(xiǎn)因子SMB*相關(guān)聯(lián)月度溢價(jià)是2.71%。在1%水平上顯著。對(duì)于UMD因子,顯著平均超額收益是0.84%。因子HML*表現(xiàn)為負(fù)的平均收益-0.83%。UMD是基于(t-12)到(t+2)月高收益率股票組合平均收益率與低收益率股票組合平均收益率之差。表7表明投資者情緒月度變化指數(shù)因子與SMB*因子有高(正的)關(guān)聯(lián)性,相關(guān)系數(shù)為0.478,并且在1%的顯著性水平下顯著,SMB*所表明的是公司規(guī)模溢價(jià),這與Baker和Wurgler(2006)研究結(jié)論相一致。即投資者情緒對(duì)小規(guī)模市值公司有更大影響(隨著SMB*上升,投資者情緒預(yù)期上升)。投資者情緒月度變化指數(shù)因子與價(jià)值溢價(jià)HML*因子負(fù)關(guān)聯(lián)性,相關(guān)系數(shù)為-0.376,并且在1%的顯著性水平下顯著,可以解釋為投資者情緒對(duì)成長(zhǎng)型公司有更大影響。Baker和Wurgler(2006)證明與價(jià)值型公司相比,投資者情緒對(duì)股票市場(chǎng)上成長(zhǎng)性公司有更大影響(低HML*可能隱含著高水平投資者情緒)。(二)投資者情緒因子的影響實(shí)證研究數(shù)據(jù)來(lái)自于Wind數(shù)據(jù)庫(kù),樣本期為2001年1月—2013年12月。為確保研究數(shù)據(jù)準(zhǔn)確及完整性,現(xiàn)對(duì)數(shù)據(jù)選擇標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行說(shuō)明。(1)選擇在2000年12月之前在上海證券交易所上市所有股票進(jìn)行數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)分析,將上市不足1年股票排除在樣本數(shù)據(jù)之外,以消除新股上市對(duì)數(shù)據(jù)穩(wěn)定性影響。(2)將樣本期內(nèi)的ST、SST、*ST股票,即正處于退市狀態(tài)的股票,也就是正處于特別處理股票排除在外。(3)為保證數(shù)據(jù)連續(xù)性,將連續(xù)3年以上缺失數(shù)據(jù)股票排除在外。股票投資組合超額收益的計(jì)算公式見(jiàn)式(9)。式(9)中,Rp是股票投資組合的收益率,Rf是無(wú)風(fēng)險(xiǎn)利率(一年期定期存款利率),Rm-Rf是超過(guò)無(wú)風(fēng)險(xiǎn)利率的市場(chǎng)組合收益率,SMB是小規(guī)模市值股票組合與大規(guī)模市值股票組合差額。HML是高B/M股票與低B/M股票價(jià)值加權(quán)平均組合收益差額。UMD是在(t-12)到(t+2)月價(jià)值加權(quán)平均組合高收益與價(jià)值加權(quán)平均組合低收益差額,εp是組合殘差收益額。截距項(xiàng)αp衡量月度平均收益超額值。這些因子月度時(shí)間序列從Wind數(shù)據(jù)庫(kù)獲取。表8給出包括投資者情緒因子的Carhart(1997)四因子資產(chǎn)定價(jià)模型的實(shí)證結(jié)果,研究結(jié)論如下。第一,投資者情緒變量對(duì)情緒最敏感的8、9、10三個(gè)組合是顯著的。與情緒因子最相關(guān)組合是最受投資者情緒變量影響組合10,情緒因子系數(shù)是0.096。最少受情緒因子影響股票組合1與投資者情緒變量負(fù)相關(guān),系數(shù)為-0.007。與此相對(duì)比,最受情緒因子影響股票組合10與投資者情緒變量正相關(guān)。第二,常數(shù)項(xiàng)αp截距在10%顯著性水平下是不顯著的。Gibbons等(1989)［15］的F統(tǒng)計(jì)量證明此結(jié)果。零假設(shè)是模型所估計(jì)十個(gè)常數(shù)αp在5%顯著性水平下等于0,由表7可得FGＲS值為1.625,p值為0.252。因此可以證明不能拒絕零假設(shè),常數(shù)項(xiàng)為0。即包括情緒因子的Carhart(1997)四因子定價(jià)模型實(shí)證檢驗(yàn)成立。通過(guò)前面的實(shí)證結(jié)果分析,可以證明投資者情緒理論核心假設(shè):投資者情緒風(fēng)險(xiǎn)因子是資本資產(chǎn)定價(jià)模型的風(fēng)險(xiǎn)因子,故因此需要對(duì)受投資者情緒所影響股票補(bǔ)償額外情緒風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià),故投資者情緒因子是影響資產(chǎn)定價(jià)重要因素。四、市場(chǎng)效應(yīng)模型本文模型首先提供了理解情緒風(fēng)險(xiǎn)影響資產(chǎn)定價(jià)不同渠道理論框架。證明投資者情緒系統(tǒng)偏差對(duì)系統(tǒng)性情緒風(fēng)險(xiǎn)的風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)補(bǔ)償額外效應(yīng)。系統(tǒng)性情緒風(fēng)險(xiǎn)通過(guò)市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)表現(xiàn)(作為一個(gè)分離的市場(chǎng)因子)。通過(guò)資產(chǎn)beta值(因子載荷