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1基于行为金融视角的中国股市过度波动实证研究[摘要]本文通过对中国股市指数和上市公司内在价值相关性的实证研究，探索我国股市过度波动的内在成因和特征。本文研究发现股市指数的波动严重背离其内在价值波动，并不符合传统经济金融理论对股市波动的解释。本文基于行为金融的视角和方法，通过噪音交易、投资者心理偏差和羊群行为理论解释中国股市过度波动的原因，并从宏观、微观和个人三方面探讨建立我国证券市场稳定平衡机制，提出抑制股价过度波动的政策建议。[关键词]行为金融；股市过度波动；股市内在价值；政策建议一、前言本团队长期从事论文写作与发表服务，专科本科论文300起，详情伍老师扣扣：三零零四零九八三。波动性是股票市场最本质的特征和属性，是投资者买卖股票的原因和结果，没有波动的股市将失去投资价值和存在意义。一个成熟稳定的股票市场应该具有适度的波动性，但波动幅度不宜过大。传统的资产定价理论认为，资产的价格是由资产的内在价值决定的，并假定市场是有效的，信息是充分的，投资者是理性的，且偏好是一致的，股票等金融资产的价格在市场自发力量调节下围绕其内在价值波动，价格包含了资产变化和未来发展的所有信息，但从近一个世纪金融资产波动历史来看，资本市场的突发事件及过度波动发生的频率越来越大，甚至危机也常有发生，2007年美国次贷危机引发了自上世纪30年代美国经济大萧条以来最严重的金融危机，并波及世界各国。中国的股市从2005年的998点，一路上升到2007年的6124点，涨幅达5倍多，后又连续下跌，跌到近1600点，跌幅72.8%。可见，股市过度波动及危机的表现形式越来越多样化，并对实体经济产生冲击和破坏，这些现象和问题难以用传统金融资产定价理论进行解释，因此，影响和决定股市波动的因素和机制再次引起政府、社会、学术界的高度关注。本文基于中国股市市场的数据，实证分析中国股市的股价与内在价值两者波动的相关性，并探讨股市过度波动的原因及抑制股市过度波动的政策思路。二、股市过度波动的文献回顾传统经济理论认为市场是有效的，是一个不存在套利机会的均衡市场，金融资产的价格是由实体经济的价值决定的，价格围绕其价值波动。根据传统资产定价方法，股票或其他有价证券的市场价格取决于其内在价值，即未来公司现金股利的贴现值，因而，股票或其他有价证券的市场价格应该围绕其内在价值上下小幅波动。根据收入资本化定价方法，任何资产的“真实”或“内在”的价值都是由投资者从拥有该项资产起预期在将来可获得的现金流量所决定的。因为这些现金流量是预期在将来获得的，所以要用一个折现率进行调整以反映现金流的时间价值和风险价值。由于对任何普通股投资的现金流都是自购买股票之后的所有预期股息收益，收入资本化定价模型常常被称为股息折现模型。相应地，用股息Dt来表示某2种股票t时刻的预期现金流，r为该现金流在某种风险水平下的适当的折现率，同时，每股股利Dt与每股收益Et和公司的派息率Pt有关，即：tttDpE（2-1）从而得到确定股票内在价值的公式：12311223323231......1(1)(1)1(1)(1)(1)ttttDDDpEpEpEpEVrrrrrrr==（2-2）如果令tg为每股收益的年增长率，即1(1)tttEEg，则：10120123012323[(1)][(1)(1)][(1)(1)(1)]1(1)(1)pEgpEggpEgggVrrr…·（2-3）其中，0E为基期的实际每股收益。为了便于讨论，我们假定上市公司的派息率tp为1，即公司将收益全部进行分配；同时还假定收益按固定比率g增长。这样，股票的内在价值就为：01(1)EgEVrgrg（2-4）可见，股票的内在价值或理论价格同每股收益成正比，同折现率成反比。因此，从理论上讲，股票市场价格的波动与上市公司内在价值的变化决定的。但该理论对股市波动的实际情况又难以作出令人完全信服的解释，这也促使学者们对股市过度波动进行更加深入的研究。关于股市过度波动的早期研究主要是考察红利与股价的关系，上个世纪80年代初期，很多学者认为股市回报中的方差几乎是不可预测的，且相对于短期实际利率、消费和红利的波动而言，实际股票回报的波动太高，Campbell(1999)称之为“股市波动之谜”。LeRoy和Porter(1981)和Shiller(1981)指出，总体股市价格看起来比预期未来红利更加波动。他们的工作都假设股价和红利是平稳的，并围绕着一个随机趋势。Campbell和Shiller(1988)放松时间序列的其它假设，在实际价格和实际红利的协整模型的条件下重建了一个时间序列模型，发现股票市场的波动水平不能被股价是对未来收益的贴现的任何有效市场模型所解释。因此，Shiller(2002)等认为对股市的波动需要新的理论与创新来解释。国内对股市波动的分析，主要从基本面和政策面两方面来进行。一是将股市波动跟基本面联系起来进行分析。胡继之、于华（1999）通过对上市公司业绩、资金结构与规模、市场结构性价格波动和交易制度的实证分析，说明股市价格的变动在一定程度上反映了内在价值的变化，原因在于企业上市后的业绩不稳定，入市时股价高估，入市后调整回落，而且不合理的债务结构和投机性的非主营业务也加大了价格波动的幅度。穆良平、史代敏（2002）从3理论与实证两个层面分析研究了上市公司整体业绩变化与股票市场波动的关联性，结果显示，我国股票市场的波动与上市公司整体业绩变化不存在正相关关系。他们认为导致我国股票市场剧烈波动的主要原因在于政策干预、投机资金的干扰以及上市公司结构不合理。二是从政策面的变化来分析股市波动。彭文平、肖继辉（2002）从中国政策的多变性来解释我国股市价格的高波动性。国内外学者对股市波动的分析和研究，取得了很多有价值的成果，但是也存在一些问题和争议。如：市场有效性和市场信息的充分性及投资者的理性预期假定，实际上是很难达到的；公司内在价值的计算以未来现金流对零期的贴现，其期间和贴现率的确定存在相当的主观性；公司内在价值的研究往往采用市盈率或其他指数或指标替代，其可替代性存在质疑；对股市内在价值的研究缺乏理想的实证数据支持，且研究的期间、股市价格和内在价值的频率的对应等都难以令人满意的解决方法。本文采用上市公司的每股收益作为股市的内在价值，以1997年初到2009年4月末较长的时间窗口研究，研究中国股市价格与公司内在价值波动的相关性及波动的特征。三、中国股市价格与公司内在价值波动相关性研究1、样本数据的确定根据财务理论和相关研究，本文采用公司的每股收益指标反映公司的内在价值。由于中国股市从1996年底开始执行涨跌幅限制，且之前上市公司较少，制度非常不完善，交易非常不规范，因此本文研究的时间窗口从1997年初到2009年4月底。样本上市公司选取方法如下：1997年以前在上海证券交易所上市（截止1997年1月2日，在上海证券交易所上市的公司共267家），并纳入上证180指数的上市公司，共47家上市公司全部作为研究样本。再在余下的220家公司中分成13组，在每组中随机选取13家，总共60家公司作为本研究的样本公司。将这60家公司组合成一个序列，每个公司的流通总资产占60个公司流通总资产总和的比例作为权重，每家公司的每股收益乘以这个权重再加总，就得到了该60家样本上市公司的每股收益，以该样本每股收益的波动性反映整体上市公司内在价值的波动性。本研究的数据区间从1997年到2009年，由于2001年以前只有年报和半年报，只能用年报及半年报的每股收益反映公司的每股收益，从2002年开始，监管层要求上市公司披露财务报表的季度报表，将一季度季报的每股收益乘以4，半年报的每股收益乘以2，第三季度财务报表乘以4/3，这样保持数据的可比性和一致性。2、股市波动与样本上市公司相关性的实证分析对于股市波动，可以通过上证指数的变化来进行反映，股票指数在证交所交易日内是连续变化的，为考虑股票指数与样本上市公司每股收益数据频度不同的问题，本文将股票指数以股市每日的收盘价计算，而公司每股收益是公司发布的年度、半年度，季度的财务报告，尽管每股收益最小的频度为季度，但可以认为这一季度的每天都是这个收益，这就和上证指数每日的收盘价对应了起来。样本公司数据的选取前文已有介绍，股市波动情况由上证指数来表示，以每日的收盘价为对象。数据区间是从1997年1月2号到2009年3月31号，共2956个数据。以上数据均取自万得(wind)金融数据库。4在以下实证分析中，用Xt表示“样本公司的每股收益”，Yt表示“上证指数每日收盘价”。（t=1,2,3……3145）（1）利用Hodrick-Prescott滤波分析长期趋势由于所获数据为时间序列数据，对季节依赖性强，而且经济活动必然存在一定周期，所以在进行数据分析前，有必要进行季节调整或把握数列的整体趋势，Hodrick-Prescott滤波是一种被广泛使用的方法。Hodrick和Prescott在分析战后美国经济周期的论文中首次运用了这种模型,其含义可以简单的概括为以下几个步骤：设{Yt}是包含趋势成分和波动成分的经济时间序列，{TtY}是其中含有的趋势成分，{ctY}是其中含有的波动成分，其中Yt=TtY+ctY，t=1,2,3…,T。通过求22()[()]TTttYYcLY最小化的解，可得趋势{TtY}。两个变量的具体线性趋势见图1和图2。图1上证指数日收盘价线性图5图2样本上市公司每股收益线性图对比两者的线性图可以发现，上证指数和上市公司的每股收益在长期走势上是相背离的，只是在07-08年走势趋势大致相同，但上证指数波动的幅度远大于每股收益的波动的幅度，从趋势上可见中国股市波动严重背离其上市公司经营业绩的状况。（2）单位根检验检验时间序列平稳性的最常用方法是单位根ADF检验，它是对时间序列tx的一阶差分进行如下回归：11tktititixxxt（1）假设检验H0:=0，检验统计量服从ADF分布。如果接受H0，意味着时间序列tx包含着单位根，即tx是非平稳的；拒绝H0，意味着tx是平稳的。表1单位根检验结果注：1.log(Yt)表示上证综指的对数；Kt表示对上市公司每股收益的差分，Rt表示对上证综指的一阶对数差分（即对数收益率）。2.检验类型(c,t,p)，其中c表示常数项，t表示趋势项，p表示滞后阶数，由EVIEWS软件根据AIC自动选取滞后阶数；3.***表示在1％水平下显著。由表1可知，对于上市公司每股收益和上证综指对数序列存在单位根的原假设均未被拒绝。而对其差分序列进行平稳性检验，则在1％水平下显著，说明他们均是是平稳序列，即原始数列是I(1)过程。（3）协整检验当进行检验的时间序列是单整过程或者是同阶单整过程时，我们就可以进行协整检验。Johansen提出了关于系数矩阵协整的似然比(LR)检验方法，协整似然比检验假设为0H：至多有r个协整关系；1H：有m个协整关系。检验迹统计量rQ的显著性：1ln(1)kriirQT（2）其中，i是大小排第i的特征值，T是观测期总数。如果存在着协整关系，则意味着二者存在长期均衡关系。为了证明上市公司内在价值和股价在长期的相互影响关系，我们需要对他们进行协整检验——协整检验主要是观测两个或多个时间序列之间的长期均衡关系，根据前面的单位根检验可知这两个变量都是一阶单整过程，符合协整检验的要求，因此便可以对其进行协整检验。表2协整检验结果协整秩H0特征值迹统计量5%临界值概率log(Yt)和XtNone0.00522320.5781025.872110.1980Atmost10.0013114.12297212.517980.7242由上表可知，在5%的显著性水平下，这两个变量P值都是不显著的，他们之间没有协整原序列ADF统计量差分序列ADF统计量Xt-2.8622Kt-56.0453***log(Yt)-2.4288Rt-55.7892***6关系。（4）相关性分析根据数据可以计算得到，Xt与Yt的