我國(guó)股票開戶數(shù)對(duì)股票市場(chǎng)的影響實(shí)證研究

我國(guó)股票開戶數(shù)對(duì)股票市場(chǎng)的影響實(shí)證研究

一、證券投資的價(jià)值推動(dòng)型市場(chǎng)根據(jù)中國(guó)證券登記有限公司2012年2月下旬的報(bào)告，上海港和基金的賬戶數(shù)量再增加。其中，19周的總賬戶數(shù)量減少了1.42%，新增賬戶數(shù)量增加了220267家，總賬戶數(shù)量增加了17.42%。新增開戶數(shù)的增長(zhǎng),吸引了多方的關(guān)注。部分投資者已將新增開戶數(shù)增減作為判斷大盤走勢(shì)的重要依據(jù),似乎有一個(gè)經(jīng)驗(yàn)性的結(jié)論已經(jīng)形成:只要新增開戶數(shù)保持增長(zhǎng),上漲行情就將繼續(xù);反之,如果發(fā)現(xiàn)新增開戶數(shù)下降,那么調(diào)整就不遠(yuǎn)了。這個(gè)論點(diǎn)是否正確呢?從市場(chǎng)特點(diǎn)看,股票市場(chǎng)大致可劃分為資金推動(dòng)型市場(chǎng)、價(jià)值推動(dòng)型市場(chǎng)以及資金與價(jià)值復(fù)合推動(dòng)型市場(chǎng)。所謂資金推動(dòng)型市場(chǎng),即市場(chǎng)價(jià)格的漲跌,主要不是取決于公司基本面的好壞,而是取決于參與資金的強(qiáng)弱以及這些資金的市場(chǎng)預(yù)期;價(jià)值推動(dòng)型市場(chǎng),通常指的是公司股價(jià)主要由其基本面決定。新增開戶數(shù)和股票價(jià)格的關(guān)系為我們判斷一個(gè)市場(chǎng)究竟屬于資金推動(dòng)型市場(chǎng)還是價(jià)值推動(dòng)型市場(chǎng)提供了獨(dú)特的視角。其內(nèi)在的邏輯關(guān)聯(lián)在于:新增開戶數(shù)是新增資金的代理變量,將大盤指數(shù)作為股市整體走勢(shì)的代理變量,如果新增開戶數(shù)變化是大盤指數(shù)變化的長(zhǎng)期原因,則意味著新增資金影響著股市長(zhǎng)期的整體走勢(shì),即市場(chǎng)是資金推動(dòng)型的;反之,如果新增開戶數(shù)變化是大盤指數(shù)變化的短期原因,則意味著新增資金僅影響著股市短期的整體走勢(shì),即市場(chǎng)有可能是價(jià)值推動(dòng)型的。那么我國(guó)股市屬于哪一種市場(chǎng)呢?對(duì)上面兩個(gè)問(wèn)題的回答將有助于我們更好地了解股市,同時(shí)為投資者進(jìn)行投資決策提供理論依據(jù),其具有重要的理論意義和實(shí)踐意義。從已有研究來(lái)看,大部分國(guó)外學(xué)者把目光集中在股票價(jià)格和宏觀經(jīng)濟(jì)變量因果關(guān)系的探討上,如Rahman和Mustafa分析了多個(gè)國(guó)家股票價(jià)格和利率之間的因果關(guān)系,并進(jìn)行了協(xié)整檢驗(yàn),其結(jié)果認(rèn)為,大多數(shù)國(guó)家不存在股票價(jià)格與利率之間顯著的Granger因果關(guān)系,但存在一個(gè)長(zhǎng)期協(xié)整的關(guān)系。Ramin和Tiong使用協(xié)整檢驗(yàn)和VECM模型考察了新加坡股票價(jià)格與宏觀經(jīng)濟(jì)變量的關(guān)系,研究發(fā)現(xiàn)通貨膨脹率、貨幣供給增長(zhǎng)率、短期長(zhǎng)期利率的變化、匯率的變化都與新加坡股票價(jià)格存在長(zhǎng)期協(xié)整的關(guān)系,但在新加坡,國(guó)際因素的作用加強(qiáng),利率和匯率的變化對(duì)股價(jià)變化有顯著的影響。國(guó)內(nèi)相關(guān)研究的實(shí)證文章并不多見,郭彥峰等使用2005年6月20日至2008年1月11日的新增A股開戶數(shù)和滬深300指數(shù)日交易數(shù)據(jù),實(shí)證考察了新增開戶數(shù)和股票價(jià)格及成交金額間的關(guān)系。方茜利用最小二乘支持向量機(jī)的非線性建模能力,對(duì)我國(guó)股市開戶數(shù)對(duì)股指的影響建立數(shù)學(xué)模型,得到股指受開戶數(shù)影響的定量關(guān)系。這些研究都是從一個(gè)側(cè)面研究股市開戶數(shù)的問(wèn)題。本文將利用中證指數(shù)公司和東方財(cái)富網(wǎng)數(shù)據(jù)中心公布的最新相關(guān)數(shù)據(jù),采用線性回歸模型、統(tǒng)計(jì)學(xué)研究方法——回歸分析法,格蘭杰因果檢驗(yàn)等實(shí)證方法,具體探討股票開戶數(shù)對(duì)中國(guó)股票市場(chǎng)的影響,較為準(zhǔn)確地回答上面提出的兩個(gè)問(wèn)題:即不能把開戶數(shù)作為判斷大盤走勢(shì)的重要依據(jù),同時(shí)也得出我國(guó)的股票市場(chǎng)是資金推動(dòng)型市場(chǎng)。本研究為了解當(dāng)前中國(guó)股市的特征及指導(dǎo)投資者的投資決策等提供一定的參考依據(jù)。二、示范分析1.數(shù)據(jù)來(lái)源與處理本文選取了2008年1月11日至2012年5月11日的中國(guó)股票市場(chǎng)數(shù)據(jù)作為研究樣本,對(duì)數(shù)據(jù)分別應(yīng)用Excel和Eviews5.0進(jìn)行回歸分析。數(shù)據(jù)均來(lái)源于中證指數(shù)公司和東方財(cái)富網(wǎng)數(shù)據(jù)中心。在現(xiàn)實(shí)中,真正的股票市場(chǎng)收益率很難得到,研究大都采用市場(chǎng)指數(shù)收益率來(lái)代表市場(chǎng)收益率。本文采用滬深300指數(shù)周收益率來(lái)表示中國(guó)股票市場(chǎng)周收益率,用Y來(lái)表示。為了更好、更具體地反映股票開戶數(shù)對(duì)中國(guó)股票市場(chǎng)的影響,我們采用了股票開戶數(shù)的三個(gè)子數(shù)據(jù):期末有效賬戶數(shù)、新增股票賬戶數(shù)、期末股票賬戶數(shù),并取其周增長(zhǎng)率來(lái)研究,分別用X1、X2、X3來(lái)表示。如表1所示:2.單位根檢驗(yàn)因?yàn)闀r(shí)間序列的數(shù)據(jù)可能是平穩(wěn)的,也可能是不平穩(wěn)的,因此為了防止偽回歸,必須在時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸之前對(duì)其進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。在本文中我們以ADF單位根檢驗(yàn)的方法對(duì)Y、X1、X2、X3分別進(jìn)行檢驗(yàn),其結(jié)果見表2所示:根據(jù)表2的檢驗(yàn)結(jié)果可知,X1、X2、X3、Y的ADF統(tǒng)計(jì)值均小于5%的臨界值,所以其不存在單位根過(guò)程,也就是說(shuō)這四個(gè)時(shí)間序列數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的,可以直接進(jìn)行回歸分析。3.模型回歸分析建立多元線性回歸模型,分別以期末有效賬戶數(shù)、新增股票賬戶數(shù)、期末股票賬戶數(shù)周增長(zhǎng)率作為自變量,以滬深300指數(shù)周收益率作為因變量,模型如下:Y=c+αX1+βX2+θX3+ε運(yùn)用Eviews5.0軟件進(jìn)行OLS回歸,結(jié)果如表3所示。表3顯示,模型中X1的回歸結(jié)果的P值為0.2907,沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。為此我們采用多元線性回歸的逐步回歸方法,將各變量逐一引入回歸模型,再將模型中不符合設(shè)定條件的變量刪除,尋找解釋股指收益率最強(qiáng)的因素,最后得到模型摘要表和回歸分析結(jié)果,如表4、表5所示。通過(guò)逐步回歸,把模型中不顯著的變量剔除,從模型摘要表可以看到,新增股票賬戶數(shù)、期末股票賬戶數(shù)都通過(guò)了0.01水平的顯著性檢驗(yàn),說(shuō)明新增股票賬戶數(shù)、期末股票賬戶數(shù)對(duì)股市是有影響的。從表4對(duì)重要變量X2、X3的綜合回歸分析結(jié)果可以看出,模型中X2的P值在0.01的顯著性水平上顯著,X3的P值在0.05的顯著性水平上也是顯著的,可以判斷股指周收益率與模型所包含的兩個(gè)解釋變量存在顯著性關(guān)系,建立線性模型是恰當(dāng)?shù)?。雖然模型整體通過(guò)顯著性檢驗(yàn),但是擬合優(yōu)度比較低,說(shuō)明自變量對(duì)因變量的解釋作用較弱,只能在很小的程度上解釋股指周收益率變動(dòng)的問(wèn)題。我們得到的股票開戶數(shù)與股指收益率的樣本回歸方程為:Y=0.02741473457×X2+11.55886357×X3-0.02885198718從上式可以看出,新增股票賬戶數(shù)、期末股票賬戶數(shù)與股票市場(chǎng)收益率存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的正相關(guān)關(guān)系,新增股票賬戶數(shù)、期末股票賬戶數(shù)對(duì)股市存在長(zhǎng)期的影響。新增股票賬戶數(shù)周增長(zhǎng)率提高1%,那么股票市場(chǎng)周收益率則上升0.027%。同樣,期末賬戶數(shù)周增長(zhǎng)率提高1%,股票市場(chǎng)周收益率則提高11.559%。以上回歸分析表明:股票開戶數(shù)三個(gè)指標(biāo)中,期末有效賬戶數(shù)沒(méi)能對(duì)股指收益率產(chǎn)生影響,新增股票賬戶數(shù)、期末股票賬戶數(shù)與股指收益率之間存在相關(guān)關(guān)系,而且兩個(gè)解釋變量都對(duì)股指收益率存在長(zhǎng)期影響。新增賬戶數(shù)變化是大盤指數(shù)變化的長(zhǎng)期原因,這意味著新增資金影響著股市的長(zhǎng)期走勢(shì),由此也可推斷出我國(guó)的股票市場(chǎng)仍屬于資金推動(dòng)型市場(chǎng)。4.滬深400指數(shù),基礎(chǔ)上的走勢(shì)相對(duì)于道1.為了進(jìn)一步考察新增股票賬戶數(shù)、期末股票賬戶數(shù)與股市的短期因果關(guān)系,我們對(duì)其進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn),檢驗(yàn)結(jié)果見表6:由表6可知,X2不是Y的格蘭杰原因的概率為0.97992,接受原假設(shè),說(shuō)明短期新增股票賬戶數(shù)對(duì)股市的走勢(shì)基本上沒(méi)有影響,X3不是Y的格蘭杰原因的概率為0.27789,拒絕原假設(shè),說(shuō)明期末股票賬戶數(shù)對(duì)股市有很大程度的影響。Y不是X2、X3的格蘭杰原因的概率為0.02444、0.00022,拒絕原假設(shè),說(shuō)明股市的走勢(shì)對(duì)新增股票賬戶數(shù)、期末賬戶數(shù)的影響很大。由以上分析可知,新增股票賬戶數(shù)。期末股票賬戶數(shù)與作為股市整體走勢(shì)代理變量的滬深300指數(shù)保持著長(zhǎng)期一致的走勢(shì),前者是后者的長(zhǎng)期原因。同時(shí),滬深300指數(shù)是新增股票賬戶數(shù)、期末股票賬戶數(shù)的短期原因,這意味著新增資金影響著股市的長(zhǎng)期走勢(shì),而新增資金變化受股市短期走勢(shì)的影響,即新增資金著眼于股市短期走勢(shì),而非股市的長(zhǎng)期運(yùn)行趨勢(shì),因此,我國(guó)股票市場(chǎng)仍然具備資金推動(dòng)型市場(chǎng)的特征。三、關(guān)注短期走勢(shì),避免資金推動(dòng)型市場(chǎng)本研究實(shí)證檢驗(yàn)了股票開戶數(shù)對(duì)股票市場(chǎng)的影響,在明確他們的關(guān)系后,得出如下結(jié)論:股票開戶數(shù)的三個(gè)指標(biāo)中,期末有效賬戶數(shù)沒(méi)能對(duì)股指收益率產(chǎn)生影響,新增股票賬戶數(shù)、期末股票賬戶數(shù)與股指收益率之間存在相關(guān)關(guān)系,而且新增股票賬戶數(shù)和期末股票賬戶數(shù)都對(duì)股指收益率產(chǎn)生長(zhǎng)期的影響,但回歸結(jié)果顯示,兩個(gè)顯著變量對(duì)股指收益率的影響都很有限,在短期甚至沒(méi)有影響。所以我們得出,把開戶數(shù)作為判斷大盤短期走勢(shì)的重要依據(jù)的論點(diǎn)是不正確的。同時(shí),滬深300指數(shù)是新增股票賬戶數(shù)、期末股票賬戶數(shù)的短期原因,這意味著新增資金變化受股市短期走勢(shì)的影響,即新增資金著眼于股市短期的整體走勢(shì),而非股市長(zhǎng)期的運(yùn)行趨勢(shì),因此,我國(guó)股票市場(chǎng)仍然具備資金推動(dòng)型市場(chǎng)的特征,屬于資金推動(dòng)型市場(chǎng)