基于实验经济学的投资者情绪对股票流动性影响研究

尹海员 华亦朴

一、引言

市场流动性是股票市场上非常重要的指标，也是可以反映市场是否处于稳定状态的重要变量之一。如果市场流动性过低，会使得投资者变现股票的能力降低，增加交易成本，进而引发整个市场的正常交易趋于困难。如果市场中的个体投资者大多倾向于做出有限程度理性的决策，这种有限理性外显表现就是投资者情绪，极端情绪会加剧股价波动，并可能影响股票市场流动性。从16世纪的郁金香泡沫到2008年的全球金融危机等一系列现实，都证明了投资者情绪具有加速危机蔓延的力量。目前股票市场微观结构研究的主流方法仍然是利用市场数据进行实证分析，但实验方法具备的可控制、可重复等优势，能有效对投资者行为和市场运行变量进行深入研究。

利用实验经济学手段研究投资决策行为和资产价格的思想由来已久，Burrell(1951)[1]很早就提出了构建实验理论的思想并将行为因素引入了定量投资模型当中。Simith等(1988)[2]奠定了用实验方法研究证券市场价格、泡沫形成分析的基础。随后针对诸如买空卖空等市场机制，也有学者利用实验手段进行分析。众多经济学实验研究都表明投资者的许多决策行为会影响证券价格和风险，通过设计合理的金融学实验研究投资者情绪在股票市场中的作用机理具有重要意义。

我国证券市场中大量专业知识相对匮乏、独立分析能力不足的投资者相较于发达国家而言，更不符合完全理性人假设。本文主要运用实验经济学方法，分析投资者情绪对股票流动性的影响效应，进一步地，如果这一影响效应存在，那么外部市场变量起什么作用。这些问题的解答，不仅能够加强对股票流动性变化机理的了解，还能填补实验方法在投资者情绪和流动性领域的空缺。本文可能创新点包括以下几点：首先，从方法上看，现有文献在研究流动性的影响因素时大多采用市场数据进行分析，而本文将实验方法应用于探究股票流动性研究，模拟出一种相对贴合现实的交易环境，收集被试的行为决策数据，通过重复进行试验，研究投资者情绪及流动性成本的内在联系和规律，并通过控制环境变量来分析投资者情绪和流动性关系。其次，现有文献主要集中于分析影响市场流动性的因素、流动性成本对资产价格的影响程度，而本文主要探讨投资者情绪对流动性的影响。尽管真实的股票市场运行中，各类投资者行为、心理行为、文化等诸多因素存在差异，但本文的研究思路和结论可以从微观视角为深入剖析个体投资者行为模式提供基础。

二、文献评述

(一)投资者情绪及影响效应

投资者情绪难以直接观测，早期的衡量方法大多采用类似于换手率、IPO首日收益率等单一市场变量。比如Baker和Stein(2004)[3]利用纽约股票交易所1927—1998年的数据证明了通常被用作流动性指标的换手率也可以作为情绪指数。Ljungqvist等(2006)[4]研究发现IPO首日收益率和数量与投资者情绪有一定关联性，验证了IPO首日收益率也可以反映市场整体的投资者情绪水平。但单一市场变量对真实市场情绪无法做到精准测度，所以学术界更倾向于利用综合指标对情绪进行刻画。Brown和Cliff(2004)[5]首次将主成分分析用于将情绪信息、市场变量整合为投资者情绪指标。随后学者们在涉及投资者情绪指数的构建时大都沿用了这一思路。目前投资者情绪的影响效应多集中于情绪和股价之间的关系，主要分析情绪的变化对股票需求和套利成本产生影响，并进一步传递到股票价格和收益率水平。目前囊括投资者情绪的定价模型大多数属于实证性模型范畴，其中最广的模型是根据Fama和French(1993)[6]三因子定价模型扩展而来的，许多研究结论都表明投资者情绪与资产回报率呈现出显著的正向相关关系。Tetlock(2007)[7]、Ben等(2012)[8]都发现投资者情绪和超额市场收益率具有同期正相关关系，投资者的悲观情绪会对股票价格产生下行压力。黄德龙等(2009)[9]认为投资者的正向情绪波动会产生乐观的盈利预期和投资需求，这些因素都会对资产收益率产生正向的积极影响。蒋玉梅和王明照(2009)[10]认为投资者情绪对市场超额收益率的影响会随着期数的不同而出现一定程度的差异，并且投资者情绪和同期收益率是正向相关的。

但与此同时，也有一些研究发现投资者情绪与股票收益之间具有负向相关性，比如Schmeling(2009)[11]运用了工业化国家的消费者信心指数衡量投资者情绪，发现后者与股票预期收益率之间负相关，也就是当期较高的投资者情绪使得下一期的股票收益处在一个较低的水平上。Akhtar等(2011)[12]利用澳大利亚股市的数据也验证得出相似的结论。但支持情绪能预测收益率的学者们认为这种负向关系的出现，可能是由于情绪指标原始变量的选取，或者样本抽样而导致的误差。

(二)股票流动性及其影响因素

股票流动性是市场微观结构重要的组成部分，Schwartz(1987)[13]将市场流动性、波动性和定价效率这三个因素定义为反映市场质量的核心要素。在流动性的衡量方面，主要有买卖价差、换手率等指标。Amihud(2002)[14]在研究股票流动性和超额收益率之间的关系时，创造了一种非流动性指标用于衡量股票流动性，证明了流动性和股票超额收益之间的正相关关系。国内学者对流动性的研究多集中于流动性的系统性规则和在定价体系中的作用，比如张玉龙等(2012)[15]利用FDR方法，该方法更加精准地证明了系统流动性的存在性，不仅证明了我国股票市场存在系统流动性，并且这一系统流动性呈现持续性。胡啸兵等(2012)[16]构建了Copula-GARCH模型后对我国股票流动性与收益率相关关系进行了分析，发现当证券市场整体态势积极时，收益率和市场流动性都会大幅度上升。张玉龙和李怡宗(2013)[17]通过构建了SDF-LCAPM模型对系统流动性进行了解释，同时也解释了为什么收益率对流动性的敏感度不被纳入定价系统的缘由。张峥等(2014)[18]证明了中国A股市场中可以利用订单驱动下的买卖价差衡量流动性，并且系统流动性是股票溢价的重要因素。

在流动性的影响因素方面，Madhavan和Smidt (1991)[19]等都发现在指令驱动的交易市场中买卖差价会受到三种影响，分别是指令处理、存货和逆向选择。由于指令处理较为容易得到解释，目前学界的研究大多集中于存货和逆向选择部分。市场的流动性成本还受到了股票价格、股票交易规模、波动性等因素的正向影响以及受到市场换手率的负向影响。Baker和Stein(2004)[20]建立模型帮助解释了为什么流动性增加会降低后续的股票回报率，该模型考虑到一类对订单信息反映不足的投资者提高了市场整体流动性。在短期销售约束的情况下，高流动性的产生是因为市场被非理性投资者控制，所以会出现对市场流动性的高估。雷觉铭等(2010)[21]从深市选取样本股，对其进行买卖差价的分解来对流动性成本的影响因素研究，发现了一些流动性成本的影响因素，包括订单的不平衡度、成交数量、交易量等等。雷倩华等(2012)[22]认为机构投资者中投资基金数量的增加对流动性成本的影响最大。Lee等(2016)[23]探究了主权债务评级变化对1990—2009年期间40个国家股票流动性的影响，发现主权评级变化显著影响着流动性，其中降级的影响相比于升级更明显。

(三)投资者情绪与股票流动性的关系

投资者情绪对股票市场流动性的影响研究方面的文献相对较少，而且以计量实证为主，一般认为如果股票市场中充斥着大量非理性投资者，则市场整体流动性会出现上升的态势。Chen 等(2009)[24]分析了情绪、流动性以及投资者的交易行为之间的联系，发现当投资者情绪倾向悲观时，会使得投资者更多地选择卖出，这会减少市场净买入量进而降低流动性，同时相对机构投资者，个体投资者对这种变化的反应更为明显。Joseph等(2011)[25]通过在线股票查询记录数据来测度投资者，特别是个体投资者情绪，发现其与股票超额收益率、股票流动性之间存在正相关关系。Asem等(2014)[26]研究了股票增发过程当中的折价现象，结果发现如果市场处于情绪低迷阶段，增发股票过程中投资者会对较高流动性的股票呈现出更强的偏好。Zreik和Louhichi(2017)[27]利用法国股票市场数据研究了风险情绪对市场流动性的影响，表明上市公司年度报告中强调的风险调整、不确定信息等因素带来的风险情绪会导致市场流动性的降低。Chiu等(2014)[28]的研究表明消极市场情绪会导致更多的卖单，同时伴随着市场流动性的减少，并且在极高的隐含波动率的情况下，投资者的短视性以及损失厌恶会对流动性产生影响。国内学者在这一领域也做出了一些贡献，比如王丹枫和梁丹(2012)[29]发现投资者情绪的变化导致股票市场流动性增强，对预期收益的流动性溢价的影响也变得显著。何平等(2014)[30]通过对情绪和个股的波动率进行检验，结果显示二者之间具有显著的相关性，如果投资者情绪较高，则个股波动率也会处于高位。

长期以来，实验方法在股票市场研究中的应用主要集中于价格规律和泡沫的形成机理。De Bondt(1993)[31]运用了实验方法研究情绪和资产价格之间的影响效应，研究发现二者之间存在着显著的同向影响效应。King等(1993)[32]通过实验方法发现卖空机制对市场价格并没有产生显著影响，但其他学者的研究表明，之所以得出这一结论的原因很可能是Smith等在设计分红时，将分红的预期收益水平置于显著高于现实的预期收益。Ackert 等(2006)[33]设置了期望分红相同而分布不同的标准资产和彩票资产两种股票，研究发现在不允许卖空的市场中，具有彩票性质的股票价格较高，卖空的可能性与融资限制能够共同降低市场价格，并导致换手率上升。但其研究结论之后受到了Hamvy 和Noussair (2006)[34]的质疑，后者将所有被试分为理性投资者、追涨杀跌投资者和投机投资者三种类型，更为真实贴切地模拟出股市投资者异质性，论验证了卖空机制能够一定程度上降低市场价格并增加换手率，但对于卖空机制是否能够减少价格泡沫却仍然存疑。Hauser和Huber(2012)[35]假设交易市场中存在两种风险资产并可以进行双向拍卖，这两种风险资产按内在价值被分为高值股票和低值股票，并且价值遵循零和博弈，每轮交易中股票的真实价值随机取得。实验结论是认为在允许买空卖空时，可以有效增强市场效率，降低波动性及缩小买卖差价。而在不允许设置买空卖空交易机制的市场中，高值股票的价值容易被低估。

综上所述，现有流动性的研究主要有两条主线：分析影响流动性成本的因素、探究流动性成本对资产价格的影响程度，研究结论都表明了一个事实：投资者情绪与股票流动性之间有一定相关性。研究方法上多集中于利用市场交易数据对两者关系进行计量实证研究，对投资者行为分析、流动性变化规律等方面的研究则较为少见。本文利用实验方法对现实进行模拟，得到相关数据后，再分析投资者情绪与市场流动性的关系，以及不同要素对这一关系的影响。接下来论文结构如下：第二部分为问题的提出与实验准备说明；第三部分为实验设计，通过控制实验变量，构建被试的情绪指标及流动性指标，为实验实施做准备；第四部分为实证数据分析，通过交易实验取得了数据，分别进行描述性统计、回归分析和检验等计量分析方法来进一步地研究二者之间的联动关系，并分析不同试验场景下投资者情绪、流动性波动的不同规律；第五部分为研究总结，并有针对性地提出对投资者情绪及其行为规范的监管性建议。

三、问题提出与实验准备

(一)问题提出

本文尝试在运用实验经济学手段模拟现实市场的运行，探究和讨论投资者情绪和股票流动性之间的具体影响关系，进一步的信息披露等市场变量对这一关系产生何种冲击效应，卖空机制对现实市场中情绪和流动性的影响关系是否会产生影响效应。股票缺乏流动性表现为其交易成本较高，因此股票在即时交易过程中产生的成本往往被用于度量股票流动性，较低的交易成本代表着该股票的流动性越高。除了即时的交易成本之外，买卖差价往往也作为衡量个股流动性的重要指标之一。但需要注意的是，国外文献中有关流动性成本的研究是基于报价驱动型市场的，我国目前采用订单驱动型的证券市场交易机制，两者存在一定程度上的差别。订单驱动型交易是通过限价委托订单实现的，买卖订单可以直接按照价格优先的原则实现买家和卖家订单的撮合，市场中大量存在的未完成交易的订单中的最高买价和最低卖价之差就是买卖价差。这种买卖价差的意义在于，它不仅可以反映股票在下一周期可能的交易价格，也是投资者当期买入或者卖出所愿意接受的最佳价格。如果这种价差很小，那么市场中的卖家和买家的理想价格就很接近，这种情况下交易完成时间就越短，交易成本也就越小，股票流动性就越大。一般来说，过于乐观的情绪直接增加了非理性投资者的数量，增加了非理性交易行为最终提升市场的流动性。尹海员(2017)[36]验证了我国A股市场中投资者情绪和流动性之间存在单边影响关系，前者会对流动性产生影响。据此提出问题Ⅰ。

问题Ⅰ：投资者情绪能够对市场流动性产生影响，并且这种影响在不同经验的交易者群体之间是否存在着显著差别。

有效市场理论其中的一个假设前提就是市场信息是完全的，资产价格完全反映了市场上的所有信息，交易者对未来价格具有趋同的预期，已知信息会全部反映在资产均衡价值中。当市场受到新信息的冲击时，交易者会迅速改变自己的未来预期，经过迅速的调整后形成新的均衡价格。这一现象的实现前提是市场信息完全，但现实市场并不具有这一苛刻的前提条件，所以在财务信息披露之后，市场信息的不完全使得投资者无法立即对信息冲击做出反应，这时股价是否可以迅速收敛于真实的均衡价格值得怀疑。据此提出问题Ⅱ。

问题Ⅱ：财务信息披露程度的差异会对投资者情绪和流动性之间关系产生影响。

股票市场融资融券制度允许投资者借入资金或股票进行买空或卖空操作，这一制度已经在包括中国股票市场在内的绝大多数股票市场得到实施。巴曙松和朱虹(2016)[37]认为加入融资融券制度的市场表现出高杠杆的特征，从而对投资者情绪起到促进效应，并进一步加剧了证券市场的波动性。市场中情绪乐观并且缺少头寸的投资者通过融资购入证券，增加了市场对证券的需求；情绪悲观并且缺乏证券的投资者通过融券卖出证券，增加了市场对证券的供给；市场证券需求端和供给端的同时增加无疑会增加整个市场的交易活跃度，从而使得交易量出现大幅度的增长，进而促进了流动性的上升。据此提出问题Ⅲ。

问题Ⅲ：在融资融券制度下，投资者情绪对市场流动性的影响会得到放大。

(二)实验准备

实验于2017年12月10日在陕西师范大学商学院金融工程实验室进行，过程持续了约220分钟(含20分钟情况介绍和说明)。尽管一直都存在对被试选取学生单一群体的批评，但根据现有的实验经济学方面的文献，多数实验对象仍然以在校生为主。针对反对者意见，Dyer等(1989)[38]从社会上招募有实际证券买卖经验的人作为实验者，结果表明其交易行为与学生交易行为并不存在显著差异性。考虑招募被试的便利性，通过自愿性招募，60名来自于××大学商学院的本科生、硕士生和MBA学员参加了这个实验。

实验开始前对实验目的、内容及操作方法等向被试进行了详细介绍说明，保证每个实验参与人都完全理解实验流程和程序。随后安排所有招募的被试通过模拟5次实验来熟悉实验内容和实验操作，测试阶段结果不纳入到最终数据中。实验的报酬激励均采取现金奖励形式，实验结束后根据交易最终拥有的总资产额折现。

实验所使用的终端是z-Tree软件，事先针对三个实验要求编制了z-Tree程序，并进行了对话界面和联网功能的调试，确保实验的顺利进行。被试通过电脑终端参与实验，为了防止参与者之间的信息交流，这些计算机终端都是隔离的。实验中的外部噪音变量由z-Tree程序随机产生，每个阶段价格变化和被试前一阶段的收益都将显示在自己的电脑终端界面上，但所有被试不会得到关于之前阶段其他参与者的行为选择的任何信息。实验结束后被试会根据其投资决策的最终结果立即予以现金酬劳支付。

四、实验设计

(一)总体框架设计

针对前述提出的三个问题，分别设计了三个对应的实验进行分析，总体实验框架设计具体如下：

1.交易机制。实验中的市场交易方式采用了双向拍卖，即买方给出一系列由低到高的价格，卖方给出一系列由高到低的价格，如果买卖双方价格相同，交易达成。每次成交单位为1股证券。证券交易全部通过联网的计算机及z-Tree程序实现。金融实验的参与者仅需要按照规则发出买入或者卖出的指令即可，操作简单易懂。

2.初始禀赋。实验交易开始后，每个被试均被赋予一定数量的虚拟现金和虚拟证券，简化起见，所有实验中只交易1种股票，被试初试拥有10单位证券和1 000单位现金。

3.交易时间。交易过程总共包括了50个周期，并且单个交易周期的时长为1分钟，每两个交易周期之间有20秒的暂停时间。在暂停期间，实验者可以看到自己当前拥有的现金及股票数量，并可以在每个交易周期结束后凭借持有的股票获得分红。

4.股票分红与基础价值。在多数证券投资实验中通常用红利分布概率来体现证券风险，本实验中每单位股票在一个交易周期结束后的分红由z-Tree程序随机产生，以25%的概率获得分红0、10、20、40元，系统立即对实验参与人进行分红并告知被试分红结果，每个交易周期结束后的总资产包含了当期分红。这样股票的期望分红是17.5元，假设资产折现率为10%而且股票是永续分红的，因此在整个实验交易过程中股票的基础价值为p=A/i=17.5/0.1=175元，同时假设每个交易周期的基础价值不变。

5.流动性变量。结合目前我国订单驱动交易的机理，流动性的度量根据每组实验当中交易者给出的买入价格、卖出价格和最终交易价格构建，以反映该交易过程中的流动性成本，公式如下：

(1)

6.激励机制。为了保证实验在最大程度上接近真实市场，实验运用了竞赛机制来对市场参与者进行激励，被试可以通过分红和买卖证券价差获得收益，z-Tree程序将记录所有被试总收益在实验结束后第一时间进行相应的现金奖励。

(二)实验Ⅰ设计

针对问题Ⅰ，也即投资者情绪是否会影响股票流动性，并且这种影响关系是否受到投资者经验的影响，设计如下：

1.被试分组。按被试是否参与过真实的股票投资，将其均分为二组，组1代表被试有过交易经验，组2代表被试完全没有证券交易的经历。

2.情绪指数变量。根据实验中买卖双方的人数对比构建出该交易下投资者情绪指标，计算如下：

(2)

其中Bidt代表在第t周期内买入股票的被试数量，Askt表示在第t周期内卖出股票的被试数量。显然，若SENTt在第t周期内大于1，由于买入股票的交易者多于卖出股票的交易者，说明在该周期内投资者情绪高涨，反之则说明投资者情绪悲观。

3.市场信息。实验Ⅰ中市场信息全部是完全对称的，证券交易结构、规则、分红情况均被记录于“实验说明”中，同时被试在交易进行的过程中可以通过z-Tree界面对交易的全部信息进行查看。

(三)实验Ⅱ设计

针对问题Ⅱ，也即财务信息披露程度的差异是否会对投资者情绪和流动性之间关系产生影响，设计如下：

1.被试分组。实验参与人的选取同实验Ⅰ大体相近，分组不再依据是否参与过证券投资，而是简单分为实验组和对照组，其中组1为对照组，组2为实验组。

2.分红信息。实验Ⅱ中，无论是组1还是组2分红情况和证券的均衡价格均为被试的共同知识。

3.外部噪音变量。假设在一个持续t期的市场中，股票在每期都会受到一个外界随机冲击，相关冲击信息会随着轮次进行更新，这一外在随机冲击变量X类似于现行市场中上市公司定期公布的财务报告。X取整数并等概率分布于[0,6]，当X∈[0,3]时代表披露的财务信息是消极信息，当X∈[4,6]时所披露的财务信息属于积极信息，该噪音变量由z-Tree程序随机产生。组1被试已知所有事前信息，也即站在被试的角度，市场中信息披露机制是完善的；组2被试除事前信息中的随机冲击变量的具体取值未知外，拥有其他所有事前信息的知识，事前信息主要包括交易前有关红利分布的信息、成交价格、上一期市场情绪变量及外部随机信息冲击变量取值。

4.情绪指数变量。由于实验Ⅱ的过程中加入了外部信息冲击变量，所以情绪变量的界定思路与实验Ⅰ相同，但计算公式稍有区别：

(3)

公式(3)中SENTt为市场中投资者情绪的变量，Bidt代表在第t周期内买入股票的被试个数，Askt表示在第t周期内卖出股票的被试个数，X代表在第t期开始前由系统生成的随机冲击变量。若SENTt在第t期内大于1，说明在外界信息变量的冲击下对市场看法抱有积极情绪的投资者数量仍然高于消极情绪的投资者数量，市场整体情绪表现为高涨，反之，则说明市场投资者情绪低迷。

5.市场信息。实验Ⅱ中市场信息全部是对称的，证券交易结构、规则、分红情况均被记录于《实验说明》中，同时被试在交易过程中可以通过z-Tree界面对交易全部信息进行查看。

(四)实验Ⅲ设计

针对问题Ⅲ，即在融资融券制度下投资者情绪会对市场流动性的影响是否会被放大，设计如下：

1.被试分组。被试分组为实验组和对照组。其中组1为对照组，组2为实验组。其中，组1进行无融资融实验，组2进行保证金比例为50%的融资融券实验Ⅰ，且实验组中不计算融资融券成本。

2.分红情况。实验组2设计了融资融券制度，被试融资买来的股票分红由被试所有，但融券所借来的股票分红不归被试所有。和前两次实验相同，实验Ⅲ也假设交易周期中股票基础价值不变，且基础价值和分红情况为共同知识。

3.保证金规定。由于实验Ⅲ中引入融资融券制度，市场参与者需要在进行融资或者融券的时候提供证券或者资金作为抵押,规定融资抵押比例(σ1)和融券抵押比例(σ2)如下：

(4)

(5)

根据公式(4)、 (5)，如果融资保证金比例为50%时，投资者进行价值100元的融资时需将价值200元的证券抵押，同理如果被试进行融券，融券保证金比例为50%时，需要用200元现金抵押以融得价值100元的股票。实验中作为抵押的资金和股票都会被z-Tree程序锁定，不能进行交易。

五、实验结果分析

(一)实验结果描述性分析

1.股票交易价格。

表1展示了不同实验场景中股票成交价格的描述性统计结果，图1～图3分别展示了实验Ⅰ～实验Ⅲ中股票成交价格及与股票基础价值的对比。从描述性统计结果和股价走势图可以看出：第一，无论被试是否具有投资经验，交易价格及其波动规律没有明显差别，也验证了Dyer等 (1989)[38]的研究结果，即具有真实交易经验被试和无经验被试之间交易行为不存在显著差异。两组被试股票价格呈现相似的趋势，在实验初期成交价格低于股票基础价值，后续逐渐超过基础价值，偏离到一定程度后开始回落到基础价值之下。第二，从完全信息和非完全信息被试组的情况看，成交均价两者走势差别不大。波动性方面，非完全信息组被试的股价波动程度更大。就价格偏离基础价值的程度而言，具有所有事前信息的投资者通过了解随机冲击变量的具体取值不断修正自身的认知偏差，使得交易价格相对于基础价值的偏离程度更小，而非完全信息组被试在修正自身认知偏差的过程中的耗时更多，股价收敛于基础价值的速度就会更慢。第三，融资融券制度是否存在的情况比较方面，无融资融券制度的被试组大部分的交易周期内都显著高于股票基础价值，而融资融券被试组的价格均值明显小于后者。就价格波动性而言，融资融券交易制度下形成的股价相较于无融资融券交易机制，波动幅度相对较小。

2.投资者情绪指数。

表2展示了不同实验场景中被试组的投资者情绪指数的描述性统计结果，图4～图6进一步地画出了50个交易周期内情绪的变化趋势。综合来看：第一，具有不同交易经验的两组被试情绪指数走势都随着实验的进行从乐观转向谨慎和悲观，同时有投资经验被试的情绪多数情况下比无交易经验被试的情绪状态低迷，而且波动性高于后者。无交易经验的被试情绪指数整体上偏向乐观状态，只是在实验临近结束时，出现方向性逆转，趋于悲观状态。第二，从信息的披露程度上看，完全信息被试组的情绪要比非完全信息组更为乐观，说明信息披露更完善的情况下，会推升投资者情绪的乐观状态；从波动性上看，非完全信息被试组的波动程度要高于完全信息被试组，说明对于外部随机信息冲击变量取值这一信息优势可以起到稳定市场情绪的作用。 第三，从融资融券制度上看，两组被试的情绪指数差别非常明显，无融资融券制度的被试组整个交易过程基本呈现出积极的市场情绪，并且随着交易轮次的增加波动性加强，出现极值点的次数较多，说明情绪走势整体维持在高位但波动明显。而有融资融券制度的被试组的情绪指数始终维持在1附近，且波动性较小(方差为0.01，小于前者的0.12)。

表1 各实验场景下股票交易价格描述性统计

表2 各实验场景下情绪指数描述性统计

图1 实验Ⅰ的平均交易价格趋势

图2 实验Ⅱ的平均交易价格趋势

图3 实验Ⅲ的平均交易价格趋势

图4 实验Ⅰ的投资者情绪指数分布趋势

图5 实验Ⅱ的投资者情绪指数分布趋势

图6 实验Ⅲ的投资者情绪指数分布趋势

3.股票流动性水平。

表3显示了各实验场景下市场流动性的描述性统计结果，进一步地，图7～图9分别展示了三次实验中不同被试组在实验周期内形成的市场流动性情况。整体上来看：第一，表3结果显示，无交易经验的被试组的股票流动性水平均值与有交易经验的被试组基本相近，但波动幅度相对更大。第二，从信息披露程度上看，完全信息被试组的股票流动性水平更高，但具备完全信息的被试组的流动性波动程度相对较小，说明信息披露程度越高，在改善了股票流动性的同时，更能减缓股票流动性的波动。第三，从融资融券制度上的差异性方面看，无融资融券制度的被试组的均值更小，但波动性程度更高，在交易机制上加入融资融券制度减缓市场流动性的振幅，也就是一定程度上增加了市场流动性的波动性，这可能是由于引入融资融券制度使得缺乏资金或证券的积极投资者进入市场，增加了股票需求和供给，也使得流动性增加并且降低了流动性的稳定性。

表3 各实验场景下市场流动性描述性统计

图7 实验Ⅰ的市场流动性、交易量和报价量

图8 实验Ⅱ的市场流动性、交易量和报价量

图9 实验Ⅲ的市场流动性、交易量和报价量

(二)样本数据t检验

接下来通过独立样本t检验手段对实验中获得的数据做进一步分析，其中在实验Ⅰ中将无任何交易经验的被试组2作为基准组；实验Ⅱ中将具有完全信息的被试组1作为基准组；实验Ⅲ中将无融资融券制度的被试组1作为基准组，置信水平统一设定为10%。

1.股票交易价格。

使用t检验对三次实验两被试组股票交易价格的均值和方差进行对比，结果如表4所示。

表4 股票交易价格与基准组对比的独立样本检验结果

从表4中可以发现：第一，实验Ⅰ中，F统计量值为2.391，伴随概率大于显著性水平，说明两组股价的方差不存在显著差异。T统计量的取值为1.112，伴随概率的取值为0.286，两组股价均值也不存在显著差异。进一步证明了无论投资者是否具有交易经验都不构成影响股票交易价格波动性和整体取值的因素。第二，实验Ⅱ中，两组被试的股价均值和方差方面，F统计量为7.983(p值为0.008)，两组被试的股价方差之间存在着差别，T统计量为-0.592，伴随概率的取值为0.597，表明在均值方面则不存在显著差异。说明信息披露程度的不同会使股价波动性产生变化，但对股价高低不产生显著的影响。第三，实验Ⅲ中，F统计量为5.637(p值为0.022)，两组被试所形成的股价方差之间存在着差别，T统计量为-6.941，伴随概率的取值为0，均值方面存在着显著的差异。说明融资融券制度的加入，在股价的均值和方差两个方面均造成了显著影响。

2.投资者情绪指数。

使用t检验对三次实验两被试组投资者情绪指数的均值和方差进行对比，结果如表5所示。

表5 投资者情绪指标与基准组对比的独立样本检验结果

由表5可知：第一，实验Ⅰ中，F统计量为3.735，对应p值为0.091；T统计量为5.182，伴随概率为0，说明当交易者存在经验差异时，情绪水平均值和方差都存在显著差别。第二，实验Ⅱ中，不同信息披露程度被试组在进行独立样本检验后，F统计量和T统计量的取值分别为5.273(p值为0.025)和-3.901(p值为0.000)，说明投资者是否掌握全部事前信息会对投资情绪均值和方差均产生较为显著的影响。第三，实验Ⅲ中，F统计量为3.087，伴随概率为0.084，T统计量为3.036，伴随概率p为0.002，显然融资融券制度明显影响了投资者情绪水平和波动程度。

3.股票流动性水平。

使用t检验对三次实验两被试组中股票流动性的均值和方差进行对比，结果如表6所示。

表6 市场流动性与基准组对比的独立样本检验结果

由表6可知：第一，实验Ⅰ中，具有不同交易经验的两个被试组在整个交易周期内形成的市场流动性的t检验的F统计量的取值为0.657，伴随概率为0.082，T统计量为-3.146，伴随概率为0.112，表明不同交易经验的被试组成的交易市场中，流动性的均值没有明显差异，而方差则存在显著差异。第二，实验Ⅱ中，F统计量为0.561(p值为0.067)，T统计量的取值为7.295(p值为0.000)，说明信息披露程度不仅影响股票流动性的水平，还在一定程度上影响了市场流动性的波动程度。第三，实验Ⅲ中，F统计量和T统计量的取值分别是6.163和-4.719，且伴随概率均小于显著性水平，从而为融资融券机制对流动性均值、方差都产生显著影响提供了证据。

(三)投资者情绪对流动性的影响

为了进一步分析投资者情绪在不同实验场景设计下对股票流动性是否会产生影响，接下来对三次实验所形成的时间序列数据进行回归分析。将投资者情绪作为解释变量，市场流动性作为被解释变量，并控制实验场景，基础模型如下：

ESPij=α+β1SENTij+βijSij+εi

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其中：ESPij表示在该实验组中的市场流动性；SENTij表示在该实验组中被试整体情绪；i表示实验组；j表示实验场次；Sij是表示实验场次的虚拟变量，用以消除各组特定非控制性差异。

表7 各实验场景下流动性与情绪的回归结果

由表7可以发现：第一，实验Ⅰ中，无论投资者是否具有交易经验，情绪都在不同显著性水平下促进了市场流动性，并且无交易经验的投资者的情绪对市场流动性的影响相对更大。这说明如果投资者缺乏投资经验，在乐观情绪的诱导下更易引起过度自信并引发羊群效应，增加了买卖频次进而使得市场流动性增加。第二，实验Ⅱ中，信息披露完全市场下的投资者情绪对市场流动性产生了显著的正向影响，但如果投资者没有掌握完全的事前信息时，投资者情绪对市场流动性产生的影响变为负向，也就是说越积极的投资者情绪反而对市场流动性起着抑制作用。第三，实验Ⅲ中，无论证券交易市场中是否设置融资融券制度，投资者情绪对市场流动性产生显著的正向影响，投资者情绪越高则市场流动性也就越高。具有融资融券制度的市场上，情绪对流动性的这种促进作用更为明显，这可能是因为融资融券机制平滑了股票供需关系的不均衡性，改善了市场流动性。

六、研究总结

本文利用实验经济学手段模拟真实股票市场交易环境，首先分析了投资者情绪对股票流动性的影响，进而加入信息披露程度变量研究其对这一关系的影响，最后设置融资融券制度变量，探究其是否会改变情绪和市场流动性之间的影响关系。主要结论如下：第一，投资者情绪显著影响着股票市场的流动性，并且是正向促进了市场流动性，相对于拥有交易经验的投资者而言，缺乏经验投资者的情绪对流动性影响程度更大。这可能是因为投资经验的缺乏往往更容易使其成为噪音交易者，增加了买卖频率引起流动性整体水平的提升。实验结果同样证明了无论投资者是否具有交易经验都不构成影响价格波动性的因素。第二，信息披露完全市场下的投资者情绪对市场流动性存在着显著的正向影响，但当信息披露不完全时，情绪对流动性产生了负向的影响，乐观投资者情绪反而对市场流动性起着抑制作用。实验结果同时也表明了信息披露程度会对价格波动产生影响，但对价格水平的高低不产生显著的影响。第三，将融资融券制度加入到股票市场交易机制中，会显著放大投资者情绪对市场流动性的影响效应。情绪乐观并缺少头寸的投资者通过融资购入证券，情绪悲观但缺乏股票的投资者通过融券卖出证券，股票需求和供给端的活跃度促进了流动性的上升。

本文对于情绪和流动性影响机制的实验方法研究是一次创新性尝试。针对研究结论，提出如下监管政策建议：第一，加强个体投资者教育。投资教育可以帮助提高个体投资者理性程度、信息甄别能力，使其做出相对而言较为理性的投资决策，避免成为市场消极信息和情绪的传播者。第二，建立有效的信息披露机制，对虚假信息加大惩罚和查处的力度，通过增加虚假信息传递成本来减少市场信息中的“杂音”，提高股票市场信息的传递效率。第三，重视融资融券制度的稳定作用。买空卖空的市场力量可以很大程度上稳定市场，这种对股票供需端的平滑功能对防止市场流动性的突变具有很好的抑制作用。