中国股票市场的月相效应检验.doc

中国股票市场的月相效应检验 ——基于心理学视角的研究 An Empirical Study on the Lunar Effect in Security Market of China ——Based on the Psychology Perspective 李小晗 电话：021-26852292，13855885958 E-mail: lxhan2009@gmail.com 上海财经大学 会计学院 上海市国定路 777 号，200433 2009 年 2 月完成 摘 要 本文首次对中国的股票市场中存在的“月相效应”予以系统检验，研究发现由 于月相变化对投资者心理状态和行为模式的周期性影响，股票收益率会随之发生 周期性波动，满月期的收益率显著高于新月期的收益率。本文进一步发现不同月 相期内交易量和股票收益率的波动并无显著差异，即月相变化对股票收益率的影 响是直接的。上述研究结果即使在考虑了宏观经济政策变动以及其他市场“异象” 的影响后依然存在，这说明中国股市的月相效应并非由这些因素引起，而是一种 独立存在的市场“异象”。 关键词：月相效应 异象 市场有效性 行为金融 Abstract This paper investigates the lunar effect in security market of China systematically for the first time. We find a significant cyclical lunar pattern in stock returns, for phases of the moon affect the mood and behavior of the investor. The stock returns are lower on the days around a full moon than on the days around a new moon. No evidence is found that the lunar effect observed in stock returns is associated with trading volumes or risk differentials during the full moon and the new moon periods. Moreover, the lunar effect remains similar after we control for the changes of macroeconomic policies and other calendar-related anomalies, illustrating that lunar effect is an independent anomaly. KEYWORDS: Lunar Effect Anomalies Finance Market Efficiency Behavioral 1 一、引言 Fama 在 1965 年首次提出了有效市场假说（The Efficient Market Hypothesis），该假说 认为：如果市场是有效的，那么股票价格总是能够完全反映所有可获得的信息，任何投资者 不可能利用股票市场上的相关信息来预测未来的股价，以获得超额收益或规避风险。数十年 来，Fama 提出的这一经典理论成为了金融学研究的重要基础，并随之产生了浩如烟海的金 融学研究文库。然而，近些年来的大量研究发现，股票市场存在包括周内效应（Day-of-theweek Effect）、一月效应（January Effect ）和假日效应（Holiday Effect ）等在内的证券市 场收益率“异象”（Anomaly），这些异象的存在使投资者可以通过运用某些特定的投资策略 而获得超额收益或规避风险，这必然对有效市场假说形成了巨大的挑战。 我们关注的焦点是月亮的阴晴圆缺是否也会对股票价格的运行轨迹产生影响？这也是 一种新的异象，即月相效应（Lunar Effect ）。这一课题已经引起了学者们的关注，并已在 国外股票市场进行了部分研究。人体内约有 80%的液体，月球引力会像引起海洋潮汐那样 对人体中的液体发生作用，也就是生物潮；另外月球磁场会作用于人体细胞，月亮的引潮力 与磁场影响着人的精神活动以及荷尔蒙、体液和兴奋精神的电解质的平衡，从而引起人的生 理和情绪的周期性变化 1。由于投资者的非理性，这一影响作用于证券市场上则会表现为股 票收益率随月相变化而周期性波动。 西方的研究发现，月相效应在大多数西方国家股票市场广泛存在，满月期的股票收益率 显著低于新月期的股票收益率（Guarino，19782；Dichev 和 Janes，2003；Yuan et al.， 2002）。但令人遗憾的是，鲜有系统地研究中国股票市场月相效应的文献。缺少对当今世界 上最大的一个新兴股票市场—中国股票市场的月相效应研究，对于证券市场“异象”研究这一 领域来说是不完美的。 应该说，研究月相效应是富有学术意义和实践意义的。因为月相变化是易于测量的外生 变量，以它为情绪的代理变量检验心理偏差和情感是否影响投资者交易行为和资产价格，可 以使研究避开复杂的社会影响过程而专注于外生性的影响。在现代社会，月相变化周期对经 济和社会活动冲击很小，甚至逊于日照和季节变化的影响。于是，考察股指收益的月相效应 可以作为投资者情绪是否影响资产价格的有效检验。 基于这样的研究背景，本文首次利用中国股市的数据，以国外最近几年行为金融学、心 理学和生物学提出的月相变化对于投资者心情和决策行为影响的理论为基础，对股票市场中 月相变化和股票收益率之间存在相关关系这一异常现象进行了探索，以期揭示异常表象下蕴 含的科学规律。 我们在单一指数回归和合并数据库联合检验的基础上，发现我国也存在月相效应。即使 在控制了货币政策、财政政策等变动，以及其它日历效应（周内效应、一月效应、假日效应） 的影响后，月相效应仍然存在。我们借助心理学的理论和行为学的视角解释了这一现象。 本文的学术贡献在于首次系统全面地对我国股票市场的月相效应进行检验，填补了我国 目前在这一研究领域的空白。 本文接下来将回顾月相效应的相关文献，分析投资者情绪对股票收益率的影响，以及月 相对投资者情绪的影响，并有针对性地做出评析；第三部分在理论分析的基础上，提出本文 的研究假说；第四部分为实证检验，包括样本的选取以及变量的定义、研究设计、实证结果 和分析等，对提出的研究假说进行了检验并分析其具体的结果；第五部分为研究结论，归纳 全文并指出未来的研究方向。 1 参见《月球如何影响你——生物潮与人的情绪》，美国心理学家阿诺德.利伯尔（Arnold Lieber）著，1980 年。 我们无法得到 Guarino（1978）的这篇论文，我们转引自 21CN 财经综合的报道“股市月缺表现胜月圆”， http://finance.21cn.com/flash/2008/09/16/5201968.shtml。 2 2 二、文献回顾与理论解析 （一）投资者的心情对于决策行为的影响 假如投资者在做决策时是完全理性的，那么心情的因素是不会对投资者的行为产生任何 影响的。然而大量行为金融学的研究发现，投资者在做出投资决策时，会受到很多不同种类 的心理因素影响，如：风险回避、过分乐观、有限记忆、心理关口、以及情绪的周期性波动， 而产生行为偏差（Harlow 和 Browm，1990；Odean，1998、1999），甚至是决策过程中暂 时性的、与该决策毫不相关的心理状态都会影响到执行结果（Johnson 和 Tversky，1983）， 尤其当某决策具有风险和不确定性时，心情对决策过程的影响更大（Loewenstein，et al， 2001）；情绪会影响人类的行为决策以及判断（Frijda，1988；Schwarz 和 Bless，1991）， 还会对资产的价格产生影响（Avery 和 Chevalier，1999；Hirshleifer，2001；Coval 和 Shumway，2005）；投资者轻度的抑郁可能会使其判断出现错误，做出非理性的、错误的决 策行为（Schwarz 和 Clore，1983；Frijda，1998）；心理状态对决策过程中的影响称为“情 绪扩散”，如 Schwarz 和 Clore（1983）调查发现，在天气晴好时，人类的满足度和愉悦感 会比在天气阴暗时更强，心情会影响投资者理解和处理所获得的信息的能力，当投资者心情 较愉悦的时候，对相关的或者不相关的信息能够作出正确的区分以及判断，而情绪较悲观时， 判别信息的能力减弱（Schwarz，1990）；心情好的时候，评判投资决策会更加乐观，而心 情不好的时候，则会做出悲观的评价（Clore 和 Parrott，1991；Forgas，1995）；心情还会 影响投资者的选择偏好（Loewenstein，2000；Mehra 和 Sah，2000）。 建立在上述研究的基础上，大量文献开始关注投资者的心理状态和行为模式在股票市场 中的作用，通过对投资者情绪的计量，检验情绪变动对股价以及收益率的影响。如 Howarth 和 Hoffman（1984），Saunders（1993），Hirshleifer 和 Shumway（2003）对天气与人的情 绪进行研究发现，天气是否晴好与股票收益率有很强的相关关系，当天气晴好时股票收益率 更高，因为晴好天气会使人产生乐观的情绪；Kamstra、Kramer 和 Levi（2000）发现日照 时间长短的变化与投资者心情以及收益率之间有显著的相关性，日照时间越长，情绪越高涨， 风险厌恶程度降低，对股票估价更为乐观，作用于证券市场中表现为股票收益率越高； Cao 和 Wei（2005）发现气温高低会对股票收益率产生影响，由于较低的气温会增强投资者 的风险厌恶程度（Rotton 和 Cohn，2000），导致气温低时，股票收益率更高；暴风雨天气 或大风天气会导致投资者烦躁的情绪和糟糕的心情（Nastos et al.，2006；Cooke、Rose 和 Becker，2000），与之相对应的是较低的股票收益率（Kirvelyova 和 Robotti，2003；Keef 和 Roush，2005）；Kamstra、Kramer 和 Levi（2003）研究了季节交替对于股票回报率的 风险溢价影响，以 SAD（季节性情绪失调）指数来衡量投资者的心情，发现 SAD 与股票回 报率有显著的相关关系；Edmans、Garcia 和 Norli（2007）发现体育比赛的输赢会影响到投 资者的心情，进而影响到股票收益率，如某国家某日在国际性比赛中取得了好成绩，则股票 收益率会随之上涨，否则会出现明显的下跌。 韩泽县（2005）考察了 1997-2002 年间沪深两市天气与股指日收益的关系，发现在我国 股市，日照与股指收益也存在稳定而显著的相关性；韩泽县、王岳森（2005）发现沪市主要 指数收益同样存在 SAD 效应且经济幅度较大；赵龙凯、岳衡 （2006，2007）建立在行为金 融学 “心理关口”假说的基础上，研究了投资者对数字的心理因素对股票价格和收益率的影 响，发现当收盘价以 0 为尾数时，随后的股价更可能上升，而收盘价以 9 为尾数时，随后的 股价更可能下降；饶品贵（2008）检验了投资者的数字偏好与资产价格的关系，发现股票价 格中存在 8 多 4 少的现象，而股票的价值不确定性，股票价格高低，机构投资者交易情况和 文化背景因素会对 8 多 4 少的价格聚类现象产生显著的影响。 3 （二）月相的变化对于投资者的心情的影响 月相会影响投资者的心情这一观点可以追溯到古罗马时期，认为月亮会使人类的精神错 乱，即“精神失常”，在满月期往往会发生很多癫痫、犯罪、自杀、疾病、精神病等事件。近 年来，月相变化的周期效应对人类情绪以及行为的影响已经受到了越来越多的关注。大量心 理学、行为学的实证研究发现，月相的变化会对人类的身体状态和行为产生影响，随着月亮 每月的周期性变化，人体的循环系统、生理状况等也会随之变化，且周期相同（Kelley， 1942；Katzeff，1981）。同时，月相通过影响人类的睡眠，露水的密度，潮汐，天气，人体 内的磁场等来影响人类的思维（Szpir，1996；Raison et al.，1999）。具体表现为：满月期 刑事案件的发生率明显提高，危机、暴力事件，交通事故的数量增多，人类的身体发育迟缓， 癫痫病发生率升高，旷工现象会显著增加，做心理咨询的病人更多（Weiskott，1974；Tasso 和 Miller，1976；Lieber，1978；Criss 和 Marcum，1981；Hicks-Caskey 和 Potter，1991；Sand 和 Miller，1991；Neal 和 Colledge，2000；Polychronopoulos、Argyriou 和 Sirrou，2006）。 大量统计数据也说明大部分群体都是相信月相对人类精神状态和心情的影响的。如 Augs（1973）对心理学家所做的调查发现，在心理学家所面对的群体中，相信月相对人体 产生影响的比例高达 74％；Vance（1995）也发现了类似的结果；Rotton 和 Kelly（1985） 发现他们所做的调查对象中，有 49.4%的人相信这一影响的存在；Danzl（1987）发现 80% 的护士以及 64%的心理学家认为月亮的周期性变化会对病人产生影响。 月相对于人类精神状态的影响在中国也得到了不少关注。现代生物学的研究揭示，月亮 具有吸引力，能像引起海水潮汐一样，对人体的体液起作用。人体内的内分泌、血压和机体 的代谢活动均存在着近月节律，会受到月亮活动周期的影响，如人的出生率在满月前后最高， 新月前后最低 3。中国医学关于月亮对人体的影响也早有论述。《黄帝内经》最早借用海水 潮汐现象来描述人体血气的月节律，并对月周期中人体的相关生理变化进行了阐述。《灵 枢·岁露论》中说：“人与天地相参也，与日月相应也。故月满则人血气积，肌肉充……至其 月郭空，则人气血虚，卫气去，肌肉减。”《素问·八正神明论》指出：“月始生，则血气始 精，卫气始行；月郭满，则血气实，肌肉坚；月郭空，则肌肉减，经络虚，卫气去，形独 居。”说明人体气血因为受到月相周期的影响而表现出盛衰变化的月节律，即新月时气血空 虚，人体抵抗力下降；上弦月时气血逐渐旺盛，临满月时气血最旺，抵抗力最强，其后逐渐 减弱，下弦月时气血更弱，而后进入下一个周期，如此循环往复。祖国传统医学在治病时就 据此对同一种病分别采用补法和泻法，叫做“月相疗法”。人们平时的养生、防病、治病活动 都要考虑月相变化的因素，从而采取不同措施，在满月期间，人们更要有意识地关注自己的 病情变化，控制自己的情绪。一般来说，生理、心理状态比较良好的人，受到月相变化的影 响要小一些；而状态比较差，以及不善于按照月相变化来进行各种活动的人，其影响就相对 加大。 1986 年第二届全国天地生相互关系学术讨论会上曾对月相在灾害事故中的重要地位进 行了探讨；张巨湘（1988）利用严格的样本事故统计方法，对不同月相期内重大事故的发生 情况进行了研究，发现在满月期内严重交通事故和火灾的发生频率明显高于新月期内的发生 频率，原因在于月亮在轨道的运动使地磁活动强弱发生变化，对人脑电磁波产生干扰性共振， 导致人的思维和情绪在满月期时有可能瞬时失控，丧失对环境的有效适应，出现种种暂时失 误，造成不可弥补的大祸；王少春、闻一平（2002）以及王少春、于可红（2005）认为月相 会影响人的生理状态和心理状态，进而对田径运动员的成绩产生影响，他们发现运动员创造 田径记录的次数在新、满月期的分布波动十分明显，并存在显著性差异。 大量的理论分析和实证研究发现月相变化会对投资者的心情和情绪产生影响，而心情又 会对投资决策产生影响。然而值得注意的是，将月相变化与投资决策行为相联系，直接研究 3 参见洗励坚.生物节律与时间医学.郑州：郑州大学出版社，2003.1-18,245-246,295-313. 4 月相变化对于投资决策行为影响的文献并不多。目前只有部分外国文献对股票市场中的“月 相效应”进行研究（Guarino，1978；Dichev 和 Janes，2003；Yuan et al.，2002），而中国则 没有关于“月相效应”的实证研究文献。另外，虽然上述文献证实了“月相效应”的存在，但是 他们的局限性在于，都只是选取了一些常用的指数进行检验，并没有针对全部公司进行大样 本检验，不能验证月相效应的普遍性。由于文化背景、经济制度、投资者结构与心理等特质 性，我国股市月相效应特征和程度可能与英美等成熟市场有所不同。因此，本文建立在行为 金融学、心理学和行为学的大量理论基础之上，拟对中国的股票市场中，月相与股票收益率 之间的关系进行探索，以期扩展这一领域的研究。 三、研究假说的提出 通过上文中的文献回顾和理论解析，我们可以发现投资者的投资决策过程会受到情绪周 期性波动的影响，而产生行为偏差。另外，Kamstra、Kramer 和 Levi（2000），Hirshleifer 和 Shumway（2003）以及 Edams、Garcia 和 Norli（2007）等也揭示了确实存在一些外生变 量会通过作用于投资者的心理状态和行为模式而对股票收益率产生影响。因此，很自然地会 联想到，既然月相变化也会影响到投资者的心情，那么这一外生变量同样会影响到投资者的 行为以及股票收益率。例如，由于月相的周期性变化，我国投资者的心情无疑也会受到月相 侵扰，投资决策也因此而受到影响，在不同的月相阶段，股票收益率将有显著的差异。建立 在上述分析的基础上，我们提出第一个研究假说： H1：由于月相变化对投资者情绪的循环性影响，我国股票收益率会随之产生周期性的 波动。 心理学学者已经发现，投资者的情绪在满月期会比较低迷、沮丧，在新月期则比较高昂、 乐观（Sand 和 Miller，1991；Neal 和 Colledge，2000；Polychronopoulos 、Argyriou 和 Sirrou，2006），因此投资者在满月期可能更倾向于回避风险，风险厌恶程度加剧，对股票 未来现金流的预期悲观，低估股价，容易做出“杀跌”的不理性行为，反映到证券市场上则是 股票收益较低；而在新月期时风险承受能力提高，对股票未来现金流的预期乐观，反映到证 券市场上则是较高的股票收益。这种情绪波动的结果导致股票收益率在满月期和新月期内会 存在明显的差异。因此，我们提出第二个研究假说： H2：我国所有上市公司在满月期的股票收益率会低于新月期的收益率。 四、实证检验 （一）研究设计 1、样本及变量定义 本文选取了上海、深圳股市 2002 年 12 月 30 日至 2008 年 12 月 31 日 4的主要指数（上 证综指、上证综 A、上证 180、深综指、深综 A 和深成指）不包括红利再投资日收益为样本， 并将收益样本折算为对数收益，其目的是有助于控制指数收益序列间的异方差现象，有利于 计算结果的一致性和稳定性。所有数据来源于 Wind 金融数据库。 本文以沪、深两市各主要指数为样本，采用面板数据而非长时间序列数据来检验月相变 化与收益率相关的假设，优点有三：一是有助于检验假定的月相效应在我国证券市场上是否 具有普遍性；二是面板数据有助于提高月相效应的检验能力，每天都有许多重要因素影响股 4 样本跨度为 2003 年至 2008 年，2003 年的第一个新月日为 1 月 3 日，2008 年的最后一个新月日为 12 月 27 日，由于本文最长 的窗口期为九天，即新月日前 4 天＋新月日＋新月日后 4 天，故样本区间为 2002 年 12 月 30 日（2003 年 1 月 3 日前 4 天）至 2008 年 12 月 31 日（2008 年 12 月 27 日后四天） 。 5 指收益，即使月相变化影响收益，股指的大部分收益变动仍将是经济事件和信息驱动的，考 虑到收益的高度波动性，使用较多的市场和样本数据对提高检验能力是有益的；三是我国证 券市场历史较短，不够成熟，市场波动剧烈，由于采样噪声的存在，可使用的数据样本期较 短，缺乏高质量的长时间序列收益样本。 为考查月相效应的存在性及其分布情况，相关指标定义如下：（1）满月期：满月日前 N 天+满月日+满月日后 N 天；（2）新月期：新月日前 N 天+新月日+新月日后 N 天。这里分 别选取的为 3 天、5 天、7 天和 9 天的窗口，即令 N 分别等于 1、2、3、4。 本文所涉及到的变量定义如下： 表1 变量标识 变量定义汇总表 变量名称 变量定义 R 股票的日收益率 1nPt－1nPt-1，Pt 代表当日收盘 价 VOLUME 交易量 日交易量/当月的平均日交易量 VOLATILITY 收益率的波动 股票日收益率自然对数的标准差 月相变化的不同阶段 当前日距离上一满月日的天数 LUNAR_DUMMY 衡量不同月相期的虚拟变量 满月期取 1，新月期取 0 JANUARY_DUMM Y 衡量是否处于一月份的虚拟变量 一月份取 1，否则取 0 INTEREST RATE 衡量货币政策 一年期银行存款利率 TAX RATE 衡量财政政策 印花税税率 因变量 自变量 d 其中，关于月相变化的数据来自于美国海军天文台网站 5，这里提供了从 1700 至 2015 年，月亮周期性变化每一个阶段的日期以及时间。月亮形状变化的四个阶段为：新月，上弦 月，满月和下弦月。由于该网站公布的为格林尼治标准时间，而北京处于东八区，比格林尼 治时间要早八个小时，因此，在数据处理时，将格林尼治时间换算为北京时间后计算。如表 2 以 2003 年为例列示了月相变化的时间分布。 表2 新月 月相变化的时间分布 2003 年月相变化的格林尼治标准时间 上弦月 满月 下弦月 月 日 时 分 月 日 时 分 月 日 时 分 月 日 时 分 1 26 20 23 1 10 13 15 1 18 10 48 1 25 8 33 2 1 10 48 2 9 11 11 2 16 23 51 2 23 16 46 3 3 2 35 3 11 7 15 3 18 10 35 3 25 1 51 4 1 19 19 4 9 23 40 4 16 19 36 4 23 12 18 5 1 12 15 5 9 11 53 5 16 3 36 5 23 0 31 5 31 4 20 6 7 20 28 6 14 11 16 6 21 14 45 6 29 18 39 7 7 2 32 7 13 19 21 7 21 7 01 7 29 6 53 8 5 7 28 8 12 4 48 8 20 0 48 8 27 17 26 9 3 12 34 9 10 16 36 9 18 19 03 9 26 3 09 10 2 19 09 10 10 7 27 10 18 12 31 510 25 12 50 11 1 4 25 11 9 1 13 11 17 4 15 http://aa.usno.navy.mil/AA/ 6在格林尼治时间与北京时间之间转换的处理上，如果格林尼治时间为 t 日的 16:00 之后，那么转换为北京时间就是 t+1 日。具体 11 23 22 59 11 30 17 16 12 8 20 37 12 16 17 42 说来，比如 2003 年的第一个新月日为 1 月 2 日 20 时 23 分，换算为北京时间就是 1 月 3 日 04 时 23 分。 6 12 23 9 43 12 30 10 03 2、描述性统计结果 本文首先对不同月相期内的股票收益率进行分析，表 3 列出了描述性统计的结果。 表3 所有上市公司在不同月相期的收益率（单位：100%） 日均收益率 上证综指－37 新月期（1） 0.4801 满月期（2） -0.1951 上证综 A－3 0.4796 -0.1928 新、满月期日均 收益率的绝对差 异（3）=（1）0.6752***8 （2） 0.6724*** 上证 180－3 0.5015 -0.2093 0.7108*** 3.3961 深综指－3 0.4916 -0.1381 0.6297** 4.5597 深综 A－3 0.4992 -0.1373 0.6365** 4.6358 深成指－3 0.5506 -0.0229 0.5735** 25.0437 上证综指－5 0.3327 -0.5736 0.9063** 1.5800 上证综 A－5 0.2140 -0.5709 0.7849** 1.3748 上证 180－5 0.2401 -0.5500 0.7901** 1.4365 深综指－5 0.3522 -0.5295 0.8817** 1.6652 深综 A－5 0.3594 -0.5371 0.8965** 1.6691 深成指－5 0.3689 -0.3872 0.9561** 2.4693 上证综指－7 0.5423 -0.4192 0.9615** 2.2937 上证综 A－7 0.5387 -0.4137 0.9524** 2.3022 上证 180－7 0.5676 -0.3011 0.8687** 2.8851 深综指－7 0.7774 -0.2837 1.0611** 3.7402 深综 A－7 0.7849 -0.2873 1.0722** 3.7320 深成指－7 0.8633 -0.0689 0.9322** 13.5298 上证综指－9 0.7705 -0.1811 0.9516** 5.2546 上证综 A－9 0.7668 -0.1764 0.9432** 5.3469 上证 180－9 0.8227 -0.0269 0.8496* 31.5836 深综指－9 0.9282 0.0073 0.9209* 126.1507 深综 A－9 0.9388 -0.0080 0.9468* 118.3500 深成指－9 1.1736 0.2691 0.9045* 3.3612 指数 7 新、满月期日均 收益率的相对差 异（4）=（3）/| 3.4608 （2）| 3.4876 “－3”、 “－5” 、“－7”和“－9”分别代表不同的时间窗口。 8 *表示在 10%的水平差异显著，**表示在 5%的水平差异显著，***表示在 1%的水平差异显著。 7 可以看出，无论是几天的时间窗口，无论是在上交所还是深交所上市的公司，其股票在 满月期的日均收益率均低于新月期的日均收益率，且差异显著，日均收益率差异的幅度为 15.64 个基点 9。 3、研究模型 为了验证假说 1，本文引入一个含有余弦函数的模型来衡量月相效应的循环性影响： R   0   1  COS2d / 29.53   （1）10 其中，29.53 天为从某一个满月日到下一个满月日所需的时间，即一个完整的月相变化 周期的长度（满月－下弦月－新月－上弦月－满月）；d 为当前日至上一个满月日之间的天 数；COS（2πd/29.53）衡量月相变化的不同阶段。比如在 2003 年 1 月 18 日即 2003 年的第 一个满月日时，d 为 0，COS（2πd/29.53）为 1，投资者的心情最为低迷、悲观；随着时间 的推移，满月逐渐变为下弦月，投资者的悲观情绪降低，乐观情绪增加，至 2003 年 1 月 25 日即 2003 年的第一个下弦月日时，d 为 7（1 月 25 日距离 1 月 18 日为 7 天），COS（2π d/29.53）近似为 0，乐观、悲观情绪近似抵消；之后，下弦月又逐渐变为新月，悲观情绪继 续降低，而乐观情绪继续增加，至 2003 年 2 月 1 日即 2003 年的第二个新月日时，d 为 14 （2 月 1 日距离 1 月 18 日为 14 天），COS（2πd/29.53）近似为-1，悲观情绪的影响降至 最低，心情最为高涨；新月过后，乐观情绪开始降低，悲观情绪开始增加，月相逐渐由新月 变为上弦月，至 2003 年 2 月 9 日即 2003 年的第二个上弦月日时，d 为 22（2 月 9 日距离 1 月 18 日为 22 天），COS（2πd/29.53）近似为 0，乐观、悲观情绪再次近似抵消；上弦月 过后，乐观情绪继续降低，悲观情绪继续增加，至 2003 年 2 月 17 日即 2003 年的第二个满 月日时，d 为 30（2 月 17 日距离 1 月 18 日为 30 天），COS（2πd/29.53）又近似等于 1，悲 观情绪增至最高点，投资者心情最为低迷。因此，系数  1 反映了股票收益率和月相变化周 期的关系，如  1 为负值，则说明由于满月日时投资者心情最为低迷，股票收益率最低；满 月日过后，月相对心情产生的消极影响开始减小，积极影响开始增加，股票收益率开始增加； 随着新月日的来临，月相产生的积极影响达到最高，投资者情绪变得最乐观，股票收益率会 达到最高；接下来又会慢慢降低，至下一个满月日时，股票收益率再次降为最低。为了验证 假说 2，本文构建模型（2）： R   0   1  LUNAR_DUMMY    （2） 系数  1 反映了不同月相期里股票收益率的差异，预期满月期的股票收益率要显著的比 新月期低，即  1 应当显著为负。 9 所有上市公司在各个时间窗口下的新、满月期日均股票收益率相对差异的平均值。 10 参见 Yuan, K., L. Zheng, Q. Zhu, 2002, Are investors moonstruck? Lunar phases and stock returns[DB/OL], Michigan: University of Michigan Business School 8 （二）回归结果及分析 1、月相变化与股票收益率 由于股票收益序列以及回归误差项具有自相关和异方差等特性，本文采用 ARMA(p， q)-GARCH(m，n)模型进行分析，因为 ARMA(p，q) 模型可以处理序列的自相关问题， GARCH(m，n)可以处理异方差等问题，采用 ARMA(p，q)-GARCH(m，n)模型能够很好地 解决股票收益序列的这些特性。首先，依据模型（1）对第一个假说进行检验。除对单一指 数进行回归外，为增加检验能力，我们还对各指数收益序列组成上海、深圳和两市等三组面 板数据，采用带面板数据相关性和异方差校正功能的似不相关（SUR）的固定效应模型回归 分析，结果见表 4。表 4 对模型（1）的回归：检验月相变化对股票收益率的循环性影响 指数 衡量月相变化循环性影响的回归系数 单一指数回归 上证综指 -0.1020*（-1.7726） 上证 A -0.1013*（-1.7609） 上证 180 -0.1217**（-2.0741） 深综指 -0.0766（-1.3139） 深综 A -0.0759（-1.2964） 深成指 -0.1125*（-1.7764） 合并数据库回归 上海市场 -0.0926**（-2.3563） 深圳市场 -0.0950**（-2.3272） 两市 -0.0929***（-3.1397） 注：括号内为 T 值，*表示在 10%的水平显著，**表示在 5%的水平显著，***表示在 1%的水平显著（下 同）。 可见，衡量月相变化循环性影响的回归系数均为负，单一指数回归下上证综指、上证 A、深成指在新、满月期股票收益率的差异在 10%水平显著，上证 180 的差异在 5%水平显 著；合并数据库回归时上海市场和深圳市场新、满月期收益率的差异在 5%水平显著，两市 合并的差异在 1%水平显著。假说 1 得到了验证，即月相变化会对投资者的心情产生循环性 影响，进而影响到股票收益率。在每一个月相变化的周期内，满月日时股票收益率最低，之 后慢慢增加，于新月日时收益率达到最高，之后又慢慢降低，到了下一个满月日时又降至最 低点。 9 图1 一个月相变化周期中，股票的日平均收益率波动趋势 11 图 1 根据样本区间内股票收益率的全部数据，描绘出了在一个农历月份中（月相变化的 一个完整周期）每一天的平均收益率分布区间，并在此基础上描绘出股票日均收益率的波动 趋势，表现为一条近似正弦的曲线 12。 在验证了月相期的变化确实会对股票收益率产生循环性的影响之后，接下来，采用模型 （2）对研究假说二（即满月期的股票收益率会低于新月期的收益率）予以检验，结果如下： 表5 对模型（2）的回归：检验月相变化与收益率之间的相关关系 衡量新、满月期收益率差异的回归系数 指数 三天窗口 五天窗口 七天窗口 九天窗口 -0.6901*** （-2.7047） -0.6915*** （-2.6542） -0.6145** （-2.4811） -0.6579** （-2.1757） -0.6655** （-2.1694） -0.6123** （-2.1941） -0.8920*** （-3.1146） -0.8897*** （-3.1264） -0.9024*** （-3.5919） -0.9815** （-2.5619） -0.9990** （-2.5759） -0.8903*** （-3.9427） -1.0057*** （-2.8069） -0.9972*** （-2.7983） -0.9189** （-2.2198） -1.1359*** （-6.3139） -1.1548*** （-6.5460） -0.9783 （-1.6061） -1.0137** （-2.3334） -1.0153** （-2.3254） -1.3524*** （-7.9179） -1.2246*** （-3.7361） -1.2709*** （-4.0105） -1.1943*** （-3.6053） -0.6855*** （-2.9556） -0.6127** （-2.4965） -0.6511*** （-3.8650） -0.7876*** （-2.7106） -0.8429*** （-2.6712） -0.8130*** （-3.8055） -0.9292*** （-2.6850） -1.0206*** （-2.6492） -0.9701*** （-3.7698） -1.0420*** （-2.9276） -1.0367** （-2.5885） -1.0398*** （-3.9117） 单一指数回归 上证综指 上证 A 上证 180 深综指 深综 A 深成指 合并数据库回归 上海市场 深圳市场 两市 不同时间窗口下，无论是单一指数回归，还是合并数据库回归，无论是沪市还是深市， 代表不同月相期的虚拟变量 LUNAR_DUMMY 前的系数均显著为负，这与我们的预期一致， 即沪市和深市所有上市公司满月期的股票收益率均显著低于新月期的股票收益率。同时，通 过不同窗口期的回归系数对比可以发现，随着窗口期的扩大，回归系数的绝对值在增加，说 明月相变化对股票收益率产生了持续性的影响，随着窗口期的不断增加，新、满月期的回报 11 首先计算出自 2002 年 12 月 30 日至 2008 年 12 月 31 日以来，A 股所有上市公司在每一个完整的月相变化周期内（从一个满 月日至下一个满月日，即一个农历月份）的每一天的股票收益率的最大值和最小值，并在此基础上绘制出 A 股所有上市公司在 一个完整的月相变化周期内每天的日平均股票收益率的分布区间，利用趋势线描绘出股票日均收益率的变动情况。图中的横轴 代表农历的日期，纵轴代表股票日收益率。如横轴的第 0 天代表满月日，随着时间的推移，到了第 15 天时，近似为新月日，第 29.53 天时又变回满月日。 12 这里的收益率波动趋势表现为正弦图像，表面上看与模型（1）中利用余弦函数计量月相所产生的影响不太一致，实际上由 于该图是以股票的日均收益率作为因变量，研究收益率对月相的波动趋势，根据回归结果，R 与 cos（2πdt/29.53）之间为负相关 关系，由函数的基本原理可知，Y= -cosx 为正弦函数图像，所以两者从本质上来看还是统一的。 10 率差异也在扩大。研究假说二由此得到了验证。 2、月相变化与交易量和股票收益率的波动 已有学者发现，中国股市的股票交易量与股票收益率之间有密切的关系（盛建平、高芳 敏，2000；王承炜、吴冲锋，2002；张庆翠、王春峰，2005；王杉、宋逢明，2006；）。同 时，股票收益率的波动衡量了持有该股票的风险，收益率的波动与预期收益率之间也存在相 关关系（Andersen 和 Bollerslev，1997；Eric、Nicholas 和 Rossi，2004；王春峰、万海辉和 李刚，2000；黄大海、郑丕谔，2005）。 考虑到月相效应对于股票收益率的影响可能会受到上述因素的作用，即他们之间的关系 可能是由于月相变化影响了交易量或者是股票收益率的波动，进而导致股票收益率受到了影 响。为了剔除这些影响，并证明月相确实是直接影响了股票收益率，而非影响股票交易量和 收益率波动，接下来，本文建立模型（3a）和（3b）来检验月相变化对于股票交易量和收益 率波动的影响： VOLUME 0  1  LUNAR_DUMMY   （3a） VOLATILITY  0  1  LUNAR_DUMMY   （3b） 系数 1 、 1 反映月相对于交易量、股票收益率波动的影响，预期 1 、 1 均不显著， 即交易量和收益率波动的标准差与月相变化无关，月相对于收益率的影响并不是由于交易量 以及不同时期的风险程度的影响而导致。 数据分析结果如下： 表6 对模型（3a）的回归：检验月相变化与交易量之间的相关关系 衡量新、满月期交易量差异的回归系数 指数 三天窗口 五天窗口 七天窗口 九天窗口 0.1090 （0.7861） 0.1117 （0.9108） 0.0934 （0.6277） 0.1148 （0.7596） 0.1054 （0.6984） 0.1669 （1.1425） 0.1650 （1.0338） 0.1714 （1.0741） 0.1237 （0.6423） 0.1583 （1.0163） 0.1420 （0.9106） 0.2017 （1.1989） 0.2350 （1.0038） 0.2396 （1.0228） 0.2540 （1.0410） 0.2284 （0.9902） 0.2057 （0.8780） 0.2518 （1.0669） 0.3854 （1.3375） 0.3997 （1.3895） 0.3322 （1.2014） 0.4288 （1.6283） 0.3990 （1.4799） 0.4300 （1.6004） 0.1351 （0.7495） 0.2372 （1.1334） 0.2990 （1.2919） 0.3695 （1.3158） 单一指数回归 上证综指 上证 A 上证 180 深综指 深综 A 深成指 合并数据库回归 上海市场 11 深圳市场 两市 0.1533 （0.8524） 0.1806 （1.0115） 0.2399 （1.1480） 0.2623 （1.2653） 0.3615 （1.5672） 0.3377 （1.4808） 0.5874 （1.4518） 0.4188 （1.3948） 表 7 对模型（3b）的回归：检验月相变化与收益率波动之间的相关关系 衡量新、满月期收益率波动差异的回归系数 指数 三天窗口 五天窗口 七天窗口 九天窗口 0.1824 （0.9966） 0.1801 （0.9836） 0.1402 （0.7203） 0.2209 （1.1107） 0.2257 （1.1325） 0.2349 （1.2570） 0.2803 （1.4624） 0.2840 （1.4802） 0.1950 （0.8877） 0.2430 （1.1855） 0.2352 （1.1482） 0.2510 （1.2005） 0.2544 （1.6176） 0.2535 （1.6114） 0.2201 （1.3607） 0.2506 （1.5168） 0.2499 （1.5120） 0.1939 （1.1656） 0.2613 （1.4142） 0.2798 （1.5931） 0.2613 （1.4142） 0.2594 （1.6040） 0.2595 （1.6043） 0.2228 （1.4388） 0.2314 （1.3086） 0.1802 （0.9446） 0.1871 （1.0785） 0.3739** （2.0387） 0.3203 （1.5115） 0.3823** （2.1337） 0.2867 （1.3975） 0.2733 （1.3395） 0.2964 （1.5797） 0.2608 （1.2670） 0.2672 （1.2755） 0.2722 （1.4518） 单一指数回归 上证综指 上证 A 上证 180 深综指 深综 A 深成指 合并数据库回归 上海市场 深圳市场 两市 实证检验发现，不同时间窗口下，衡量新、满月期交易量差异的回归系数均不显著，说 明月相变化并没有影响到交易量的大小。而关于月相变化对收益率波动的影响上，除了合并 数据库回归时，上海市场和两市合并下差异接近 5%显著性水平外，其余差异均不显著。另 外鉴于五天窗口时，上海市场以及两市合并下，衡量新、满月期间收益率差异的回归系数的 绝对值大于收益率波动差异的回归系数的数值，且新、满月期收益率差异达到了 1%的显著 性水平，故可以认为该期间内月相对于收益率直接产生的影响大于对收益率波动产生的影响。 综合以上分析，可以合理推断，月相变化对交易量大小和收益率波动影响均不显著，也即月 相变化影响了投资者的情绪波动和行为模式，进而直接导致了不同月相期内股票收益率的差 异，从而更进一步地支持了研究假说二。 12 3、月相变化与宏观经济政策变动 作为重要的货币政策工具，一年期银行存款利率的调整会对股票市场的资金供求造成影 响，而使股票市场发生波动（关丽娟，2007；叶冬妹，2007；饶龙先，2008）。股票交易的 证券印花税税率作为反映财政政策的一个指标，其变动也会对股市有显著影响（Umlauf， 1993；Charles M Jones 和 Paul J.Seguin，1997；范南、王礼平，2003；张淼、邹晋，2008）， 如 2007 年 5 月 30 日印花税税率从 1‰提高到 3‰ ，此政策一出立即引起我国股市的强烈反 应，2005 年底以来一路上涨的股票指数几天内连续下跌。因此，有可能新、满月期内收益 率的差异是受到宏观经济政策变动，如一年期银行存款利率和印花税税率的影响所致，并非 月相变化对投资者心理状态和行为模式的影响所造成。比如恰好利好消息多出现在新月期， 而利空消息多出现于满月期，导致了不同月相期股票收益率的差异。因此，接下来，本文控 制这两个指标变动对股票收益率的影响，以检验月相效应的出现是否由于宏观政策的变动影 响所致。 本文分别在模型（1）、（2）的基础上，控制反映货币政策和财政政策的一年期银行存 款利率以及印花税税率的变动，采用模型（4a）和（4b）进行分析。 R   0   1  COS2d / 29.53  2  INTEREST RATE   3  TAX RATE   （4a） R   0   1  LUNAR_DUMMY   2  INTEREST RATE   3  TAX RATE   （4b） 其中 INTEREST RATE 为中国人民银行公布的一年期银行存款利率，TAX RATE 为印 花税税率。检验结果见表 8 和表 9。 表8 对模型（4a）的回归：检验月相变化与收益率之间的相关关系（控制一年期银行存款 利率、印花税税率变动的影响） 三天窗口 指数 五天窗口  2 3  2 3 -0.6625** （-2.2447） -0.6603** （-2.2359） -0.6811** （-2.4198） -0.6312** （-2.0851） -0.6405** （-2.0796） -0.5669** （-2.2483） -0.4777* （-1.9252） -0.4798* （-1.9316） -0.4860* （-1.1882） -0.3571 （-1,4227） -0.3571 （-1.3987） -0.3975* （-1.6772） -0.1748 (-0.6708) -0.1724 (-0.6611) -0.1412 (-0.5227) -0.4509* (-1.7031) -0.4539* (-1.6866) -0.2550 (-1.0149) -0.9650*** （-3.2616） -0.9626*** （-3.2776） -0.9684*** （-3.6464） -1.0769*** （-2.7720） -1.0967*** （-2.7920） -0.9551*** （-3.9800） -1.1280*** （-3.2556） -1.1300*** （-3.2619） -1.1465*** （-3.1507） -0.8973** （-2.3643） -0.8906** （-2.3390） -1.0667*** （-2.7853） -0.3773 (-1.0451) -0.3743 (-1.0369) -0.2654 (-0.7009) -0.6409 （-1.6190） -0.6450 (-1.6241) -0.3191 (-0.8006) 单一指数回归 上证综 指 上证 A 上证 180 深综指 深综 A 深成指 合并数据库回归 13 -0.6279*** （-2.9001） -0.5772** （-2.5073） -0.6041*** （-3.8346） 上海市 场 深圳市 场 两市 表8 -0.4563*** （-3.0971） -0.3526** （-2.2509） -0.4076*** （-3.8027） -0.1651 (-1.0721) -0.3828** (-2.3372) -0.2672** (-2.3846) -0.8819*** （-3.2186） -0.9524*** （-3.1985） -0.9141*** （-4.5405） -1.1252*** （-6.0351） -0.9559*** （-4.7180） -1.0477*** （-7.6474） -0.3088 (-1.5840) -0.4669** (-2.2041) -0.3811*** (-2.6609) 对模型（4a）的回归：检验月相变化与收益率之间的相关关系（控制一年期银行存款 利率、印花税税率变动的影响）（续） 七天窗口 指数 九天窗口  2 3  2 3 -0.9995*** （-3.1440） -1.0188*** （-3.1809） -0.8039*** （-2.7572） -1.1080*** （-4.7710） -1.1358*** （-5.0507） -0.7705* （-1.9564） -1.1208*** （-4.4578） -1.1188*** （-4.3838） -1.0458*** （-4.4707） -0.6664** （-2.2445） -0.6429** （-2.0833） -0.9064*** （-3.3938） 0.4500* (1.7535) 0.4468* (1.7183) 0.6389** (2.3788) 0.4440 (1.2529) -0.4498 (1.2453) 0.4079 (1.4290) -0.8916** (-2.3192) -0.9001** (-2.3162) -1.3414*** （-7.6209） -0.4770 （-1.2681） -1.2719*** （-3.9356） -1.2311*** （-3.7777） -0.5114** （-1.9753） -0.5018* （-1.9208） 0.0757 （0.1817） -0.2955 （-1.1549） 0.0746 （0.1470） -0.2742 （-0.5777） -0.2985 (-0.9502) -0.2979 (-0.9481) -0.3328 (-0.7657) -0.9070** (-2.4962) -0.7643 (-1.4802) -0.7294 (-1.5178) -0.8424*** （-3.7474） -0.6349** （-2.5340） -0.7499*** （-4.4886） 0.0415 (0.1751) -0.1232 (-0.4704) -0.0319 (-0.1832) -1.0348*** （-2.9815） -1.0348*** （-2.6309） -1.0350*** （-3.9810） -0.4934** （-2.1344） -0.2999 （-1.1449） -0.4075** （-2.3533） -0.3143 (-1.2693) -0.5078* (-1.8112) -0.4000** (-2.1574) 单一指数回归 上证综指 上证 A 上证 180 深综指 深综 A 深成指 合并数据库回归 上海市场 深圳市场 两市 表9 -1.2011*** （-3.6356） -1.2984*** （-3.5264） -1.2444*** （-5.0684） 对模型（4b）的回归：检验月相变化与收益率之间的相关关系（控制一年期银行存 款利率、印花税税率变动的影响） 指数 回归系数 1 2 3 14 单一指数回归 上证综指 上证 A 上证 180 深圳综指 深证 A 深圳成指 -0.1065* （-1.8281） -0.1058* （-1.8163） -0.1282** （-2.2098） -0.0796* （-1.3626） -0.0785 （-1.3395） -0.1118* （-1.7563） -0.0937** （-2.0244） -0.0934** （-2.0213） -0.0763 （-1.6141） -0.0426 （-0.8416） -0.0410 （-0.8087） -0.0725 （-1.3302） -0.0873* （-1.7094） -0.0870* （-1.7054） -0.0668 （-1.3301） -0.1290** （-2.5548） -0.1336*** （-2.6343） -0.0927* （-1.6527） -0.0920** （-2.3561） -0.0944** （-2.3262） -0.0931*** （-3.3112） -0.1465*** （-4.0130） -0.1349*** （-3.5628） -0.1410*** （-5.3664） -0.0639* （-1.6572） -0.0847** （-2.1187） -0.0738*** （-2.6615） 合并数据库回归 上海市场 深圳市场 两市 控制利率、印花税税率变动影响之后，月相变化对股票收益率影响的显著性不但没有减 弱，反而略有增强。同时，一年期银行存款利率与印花税率的大小与股票收益率呈负相关关 系，说明降息、降低印花税率对于股市有一定的正向促进作用。另外，根据不同时间窗口下 月相变化、利率变动对于股票收益率影响程度的变动也可以看出，月相变化对股市的影响是 稳定持续的，表现为随时间窗口的扩大，月相效应的影响程度加强；而利率变动的影响随时 间窗口的扩大在减弱，说明市场已经逐步消化了利率变动的信息。如九天窗口期时，月相变 化对股票收益率的影响大于利率、印花税率变动对股票收益率的影响。从长期看，宏观经济 政策变动对于股市的影响甚至没有月相变化通过作用于投资者的心情和行为模式而对股市 的影响程度大，从侧面反映了中国股票市场的不成熟性和弱有效性。 4、月相效应与其他市场“异象” 近年来，不少学者对金融市场的周期性异象产生了浓厚的兴趣，得到了大量的研究成果， 研究主要集中于“日历效应”，如一月份的股票收益率比其他月份高（Richard，1987；Lakonishok 和 Smidt，1984；Schwert，2002） ；周一、周二的股票收益率为一周内最低，周四、周五的 收益率为一周内最高（French，1980；Jaffe 和 Westerfield，1985；戴国强，1999；奉立城， 2000；刘志亭和张慧云，2006）；每月（阳历月份）上旬的股票日均收益率在比下旬要显著 的高（Ariel，1987；Cadsby, C.B.和 Ratner, M.，1992； Kohers 和 Patel，1999）；以及在节 假日前后股票收益率会出现显著的异常波动（Fields，1931；Lakonishok 和 Smidt，1988； Robert，2003；俞乔，1994；李庆华和欧阳建新，2005；张振宇，2006）。月相效应究竟是 一种独立存在的“市场异象”，还是仅仅为上述“日历效应”的一种表现形式？本文拟对已经发 现的市场异象逐一检验，以探索日历效应与月相效应之间的关系。 （1）一月效应 15 所谓“一月效应”，是指一月的走势对全年的走势具有相当大的指导效应：一月收阳，则 全年收阳；一月收阴，则全年收阴。尽管月相变化（按照阴历月份）与阳历月份并不能完全 的对应起来，但是还是可以大致检验出一月效应对于月相效应的影响。为此在模型（1）中 引入虚拟变量 JANUARY_DUMMY 来衡量一月效应的影响，如果处于一月份则取值 1，而 处于其他月份则取 0，修改后的模型如下： R   0  1  COS2d / 29.53  2  JANUARY_DUMMY   （a） 其余变量的定义同之前所述，采用同样的方法进行回归。 表 10 对模型（5a）的回归：检验月相变化与收益率之间的相关关系（控制一月效应影响） 指数 回归系数  2 -0.1089** （-2.1410） -0.1086** （-2.1341） -0.1210** （-2.1202） -0.0768 （-1.3138） -0.0763 （-1.3023） -0.1083* （-1.7053） 0.2595** （2.2003） 0.2510** （2.1295） 0.3668*** （3.0721） 0.2816** （2.3761） 0.2644** （2.2310） 0.3482*** （2.7234） -0.0929** （-2.3251） -0.0964** （-2.2014） -0.0946*** （-3.1984） 0.0839 （0.7885） 0.2610** （2.2328） 0.1688** （2.1412） 单一指数回归 上证综指 上证 A 上证 180 深综指 深综 A 深成指 合并数据库回归 上海市场 深圳市场 两市 控制了“一月效应”的影响后，“月相效应”的影响和重要性几乎没有改变，沪市、深市新、 满月期股票收益率均在 5%水平上显著，两市合并后的新、满月期股票收益率在 10％的水平 显著。 同时，为检验月相效应在一月与非一月的作用程度是否不同，接下来又引入交叉变量 16 COS2d / 29.53 JANUARY_DU MMY ，利用模型（5b）予以分析，结果见表 11。 R   0   1  COS2d / 29.53  2  JANUARY_DU MMY   3  COS2d / 29.53 JANUARY_DU MMY   表 11 （5b） 对模型（5b）的回归：检验月相变化与收益率之间的相关关系（控制一月效应影响） 指数 回归系数  2 3 -0.0768 （-1.4420） -0.0761 （-1.4296） -0.0817 （-1.3445） -0.0357 （-0.5860） -0.0347 （-0.5676） -0.0638 （-0.9642） 0.2896** （2.2142） 0.2813** （2.1487） 0.2800** （2.0565） 0.3047** （2.2690） 0.2915** （2.1705） 0.3280** （2.3191） -0.4099** （-2.1078） -0.4121** （-2.1156） -0.6093** （-2.5141） -0.5945*** （-2.6928） -0.5968*** （-2.6903） -0.7468*** （-3.2120） -0.0663* （-1.6813） -0.0623 （-1.4799） -0.0647** （-2.2122） 0.1152 （1.0749） 0.3232*** （2.9599） 0.2208*** （2.9088） -0.3840** （-2.4407） -0.5306*** （-3.2754） -0.4599*** （-4.0873） 单一指数回归 上证综指 上证 A 上证 180 深综指 深综 A 深成指 合并数据库回归 上海市场 深圳市场 两市 不 管 是 单 一 指 数 回 归 ， 还 是 合 并 数 据 库 回 归 ， 交 叉 变 量 “COS （ 2πd/29.53 ） ×JANUARY_DUMMY”均显著为负，即在一月份时，月相效应的表现更为明显。 同样，在模型（2）中引入虚拟变量 JANUARY_DUMMY 来衡量一月效应的影响，即 利用模型（c）进行分析，分析结果见表 12。 17  R   0   1  LUNAR_DUMMY   2  JANUARY_DU MMY   3  LUNAR_DUMMY  JANUARY_DU MMY   （c） 表 12 对模型（5c）的回归：检验月相变化与收益率之间的相关关系（控制一月效应影响） 指数 三天窗口 五天窗口  2  2 -0.7102** （-2.3242） -0.7078** （-2.3159） -0.7525** （-2.5443） -0.6599** （-2.1752） -0.6674** （-2.1688） -0.6136** （-2.1890） -0.2925 （-0.3601） -0.2962 （-0.3647） 0.1062 （0.1248） 0.2088 （0.2411） 0.2061 （0.2364） 0.1449 （0.1712） -0.8922*** （-3.1078） -0.8899*** （-3.1160） -0.9022*** （-3.5780） -0.9812** （-2.5483） -0.9986** （-2.5598） -0.8894*** （-3.9157） -0.2888 （-0.2809） -0.2970 （-0.2887） 0.3334 （0.3111） 0.7532 （0.6732） 0.7615 （0.6786） 0.4907 （0.4390） -0.6849*** （-2.9539） -0.6126** （-2.4935） -0.6509*** （-3.8631） -0.4516 （-1.0601） -0.0561 （-0.1243） -0.2652 （-0.8567） -0.7874*** （-2.7072） -0.8436*** （-2.6728） -0.8132*** （-3.8044） -0.1862 （-0.3484） 0.5451 （0.9400） 0.1498 （0.3814） 单一指数回归 上证综指 上证 A 上证 180 深综指 深综 A 深成指 合并数据库回归 上海市场 深圳市场 两市 表 12 对模型（5c）的回归：检验月相变化与收益率之间的相关关系（控制一月效应影响） （续） 指数 七天窗口 九天窗口  2  2 -1.0067* （-1.7407） -0.9981* （-1.7276） -0.9289 （-1.5884） -1.1096*** （-5.7187） 0.0746 （0.0696） 0.0712 （0.0664） 0.7813 （0.6881） -0.5353 （-0.5136） -1.0343** （-2.4125） -1.0331** （-2.3964） -1.3136*** （-5.7338） -0.1250 （-0.2825） 1.1167 （1.1889） 1.0807 （1.1438） 1.8028 （1.2431） 2.1515*** （2.6124） 单一指数回归 上证综指 上证 A 上证 180 深综指 18 深综 A 深成指 -1.1223*** （-5.8353） -0.9910 （-1.6255） -0.6302 （-0.6126） 0.9985 （0.8426） -0.5734 （-0.6607） -0.4572 （-0.7617） 2.5765** （2.2725） 2.8546** （2.3191） -0.9291*** （-2.6818） -1.0213*** （-2.6507） -0.9703*** （-3.7691） -0.1180 （-0.1854） 0.6631 （0.9366） 0.2314 （0.4892） -1.0426*** （-2.9546） -1.0391*** （-2.6463） -1.0410*** （-3.9699） 1.3036* （1.6543） 2.3401*** （2.6673） 1.7653*** （3.0152） 合并数据库回归 上海市场 深圳市场 两市 模型（5c）的回归结果与模型（5a）的结果吻合，即控制一月效应的影响后，月相效应 的显著性没有受到影响，说明“一月效应”并不是导致“月相效应”的原因，“月相效应”是独立 于“一月效应”而存在的一种独特现象。 （2）周内效应 周内效应是指一周内某一天的平均收益与其他各天的平均收益有显著差异。周内效应是 大多数发达国家股票市场与某些新兴股票市场普遍存在的现象，通常表现为周一或周二的平 均收益比一周内其他任何一天的平均收益要低，周四或周五的平均收益比一周内其他任何一 天的平均收益要高。 如果满月日多出现在周一或者周二，而新月日多出现在周四或者周五，那么新、满月期 股票收益率的差异很可能是由于周内效应的影响，而不是单纯的月相效应所导致。图 4.2、 4.3 描绘了自 2002 年 12 月 30 日至 2008 年 12 月 31 日止，所有的满、新月日在一周内的分 布情况的直方图。在六年来的 75 个满月日里，有 12 个满月日出现在周一，10 个满月日出 现在周二，9 个满月日出现在周三，11 个满月日出现在周四，13 个满月日出现在周五，11 个满月日出现在周六，9 个满月日出现在周日；在六年来的 74 个新月日里，有 10 个满月日 出现在周一，12 个满月日出现在周二，9 个满月日出现在周三，10 个满月日出现在周四，11 个满月日出现在周五，12 个满月日出现在周六，10 个满月日出现在周日。满、新月日在一 周内的分布基本上是平稳的，满月出现在周一、周二以及新月出现在周四、周五的频率并没 有更高。因此，基本可以排除周内效应的影响。 图 2 满月日出现在星期内某一天的天数分布 图 3 新月日出现在星期内某一天的天数分布 （3）公历月份的影响 19 如果新月期的窗口大都位于上旬，而满月期的窗口大都位于下旬的话，那么月相效应有 可能是因为上旬期间股票收益率比下旬期间股票收益率高而产生，而不单纯因为是月相变化 所产生的影响。为了验证月相效应不是由于上旬的股票收益率比下旬的股票收益率高而引起， 本文将 2002 年 12 月 30 日至 2008 年 12 月 31 日，所有的满月日和新月日在上下旬的分布情 况进行了统计。图 4 给出了统计结果。 图 4 满月日和新月日分别出现在上旬或者下旬的频率 可以看出，不管是满月日，还是新月日，在公历月份的上旬期或者下旬期内的分布近似 是均匀的，可以排除月相效应是由于公历月份中存在的异常现象所导致。 （4）假日效应 假日效应是指节日前后的第一个交易日的股票收益率有异常高的现象。为了剔除掉假日 效应的影响，将节日（元旦、春节、劳动节和国庆节）前后的第一个交易日的股票收益率数 据从样本中剔除。表 13 为对调整后的样本在新、满月期收益率差异的检验结果。从表 13 可 见，控制假日效应的影响后，月相效应依然存在，并且显著性基本没有改变，说明月相效应 是独立于假日效应而存在的。 表 13 对模型（2）的回归：检验月相变化与收益率之间的相关关系（控制假日效应影响） 衡量新、满月期收益率差异的回归系数 指数 三天窗口 五天窗口 七天窗口 九天窗口 -0.7587** （-2.3284） -0.7560** （-2.3200） -0.7866** （-2.5486） -0.7137** （-2.3582） -0.7195** （-2.3488） -0.6864** （-2.4502） -0.9842*** （-2.9532） -0.9807*** （-2.9559） -0.9874*** （-3.4584） -1.0475*** （-2.7876） -1.0599*** （-2.7982） -1.0220*** （-3.9787） -1.0656** （-1.9999） -1.0569** （-1.9822） -0.9761* （-1.8610） -1.1674** （-1.9978） -1.3287*** （-7.9261） -1.0500* （-1.9173） -1.1581** （-2.1504） -1.1491** （-2.1300） -1.0705** （-2.0055） -1.4504*** （-4.6049） -1.1281* （-1.7723） -1.0900* （-1.8210） -0.7609*** -0.9190*** -1.0383*** -0.9921** 单一指数回归 上证综指 上证 A 上证 180 深综指 深综 A 深成指 合并数据库回归 上海市场 20 深圳市场 两市 （-3.3365） -0.7014*** （-2.9100） -0.7328*** （-4.4261） （-3.1904） -0.9659*** （-3.0799） -0.9405*** （-4.4356） （-3.0299） -1.1149*** （-2.9199） -1.0725*** （-4.2075） （-2.5378） -0.9838** （-2.2610） -0.9884*** （-3.4008） 五、结论 大量心理学和行为金融学的规范研究和实证研究发现投资者的心情对于决策行为是有 影响的。中国在制度上与国外有着本质的不同，如投资者的行为方式、税制、交易制度等， 那么在考虑了制度因素之后投资者的心情是否仍然会影响投资者的决策呢？本文借助于月 相效应就投资者的心情对于资产价格的影响进行了研究。如果能对心情对于资产价格的影响 有了确切的了解和把握，对于个体做出正确的投资决策以及分析股票市场的一些异常现象是 有一定的理论和现实意义的。 本文对月相变化与股票收益率之间的关系进行了研究，发现满月期的股票收益率比新月 期的股票收益率低，并且它们之间的这种差异不论是从统计意义上来说，还是从经济意义来 说，都是显著的。在一个有效率的市场上，任何新的信息都会迅速并且充分地反映在价格中， 价格将明显代表投资者对价值的一致看法，价格与价值的任何较大偏差都反映市场的无效率。 股票市场有效性假说的核心是股票价格的随机性，然而价格运动的规律性是对价格随机波动 假说的有力挑战，月相变化与股票收益率之间这种较强的并且有规律的相关关系在很大程度 上破坏了市场有效性的假说。这一发现也与传统的资本资产定价模型对投资者的完全理性假 说相背离，投资者在决策时很容易受到心情的影响，做出非理性的行为，从而说明将投资者 的非理性行为应用于传统的资本资产定价模型中去来研究投资者的行为是有必要的。 本文的学术贡献在于，首次对中国的股票市场中存在的“月相效应”系统地进行了实证检 验，填补了我国目前在这一研究领域的空白，并且有较强的理论支撑合理解释这一现象的存 在，与目前国内关于股票市场中异象的研究相比，更具有理论依据和说服力。该研究的现实 意义在于投资者可以利用“月相效应”来构建投资组合，从而获取收益。 本文的研究仅是抛砖引玉，未来的研究可以使用小时资料或是分钟资料等高频数据进行 分析，以进一步探索股票市场的变化规律和投资者的交易习惯，从而有可能发现新的套利机 会。除此之外，还可以针对月相的变化更细致地进行分析，如研究新月期到满月期这一转换 的过程中的转折效应等；同时，由于股票收益率反映了对公司未来经营情况的预期，作为信 息传播中介的证券分析师在满月日所发布的盈利预测报告是否会比新月日更激进也是未来 的一个研究方向。 参考文献： 戴国强、陆蓉：《中国股票市场的周末效应检验》， 《金融研究》，1999（4）：56-61 范南、王礼平：《我国印花税变动对证券市场波动性影响实证研究》，《金融研究》，2003 （6）：40-47 奉立城：《中国股票市场的“月份效应”和“月初效应”》 ，《管理科学》，2003（1）：41-48 奉立城：《中国股票市场的周内效应》 ，《经济研究》 ，2000（11）：33-37 关丽娟：《利率调整对上海股票市场的短期影响分析》 ， 《时代金融》 ，2007（9）：7-9 韩泽县、王岳森：《中国证券市场指数收益 SAD 效应实证研究》，《华中科技大学学报（社 会科学版）》，2005（2）：88-92 韩泽县：《中国证券市场指数收益天气效应实证研究》 ， 《北京航空航天大学学报（社会科学 版）》，2005（6）：10-14 21 黄大海、郑丕谔：《股市预期收益率与波动关系的研究》 ， 《管理科学学报》 ，2005（5）：32-37 李庆华、欧阳建新：《基于深圳股市的假日效应研究》 ，《统计与决策》，2005（10）：106-109 刘志亭、张慧云：《上证 180 指数"周末效应"的实证分析》， 《青岛科技大学学报》 ，2006(4)： 81-84 饶龙先：《人民币汇率升值对我国股票市场影响的分析》， 《商业经济》，2008（3）：77-78 饶品贵：《吉利数字与股票价格》 ， 《管理世界》 ，2008（11）：28-36 盛建平、高芳敏：《成交量与回报率相关性实证研究》 ， 《预测》，2000（5）：69-71 王承炜、吴冲锋：《中国股市价格—交易量的线性及非线性因果关系研究》，《管理科学学 报》，2002，5(4)：7-12 王春峰、万海辉、李刚：《基于 MCMC 的金融市场风险 VaR 的估计》 ，《管理科学学报》，2000 （2）：53-57 王杉、宋逢明：《中国股票市场的简单量价关系模型》 ， 《管理科学学报》 ，2006.9（4）：65-72 王少春、闻一平：《人体生物节律与田径运动员创造优异成绩的关系研究》，《体育科学》， 2002，22(6)：75-78 王少春、于可红：《田径运动员创造优异成绩与月相的关系研究》，《中国体育科技》，2005 （3）：40-42 叶冬妹：《宏观经济因素对于上海股票市场影响的实证研究》， 《财经界》 ，2007（2）：77-78 俞乔：《市场有效、周期异常与股价变动》， 《经济研究》，1994（9）：35-42 岳衡、赵龙凯：《股票价格中的数字与行为金融》， 《金融研究》，2007（5）：98-107 张巨湘：《月相在灾害事故中的重要地位》， 《灾害学》 ，1988（3）：88-90 张淼、邹晋：《印花税调整对我国股票市场影响的实证分析》，《地方财政研究》，2008 （4）：7-9 张庆翠、王春峰：《中国股市波动性与成交量共同的长期记忆性研究》，《管理科学学报》， 2005（2）：41-48 张振宇：《证券市场股票收益率季节效应的实证研究》 ，硕士学位论文，2006 赵龙凯、岳衡：《关于我国股指心理关口的实证研究》 ， 《金融研究》 ，2006（2）：61-69 Agus, M.D., 1973, The rejection of two explanations of belief in a lunar influence on behavior, Unpublished master’s thesis, Simon Fraser University, Burnaby, British Columbia, Canada Andersen T G and Bollerslev T, 1997, Heterogeneous information arrivals and return volatility dynamics: uncovering the long-run in high frequency returns, Journal of Finance, 51, 674-698 Ariel, R.A., 1987, A monthly effect in stock returns, Journal of Financial Economics, 18, 161-174 Ariel, R.A., 1990, High stock returns before holidays: Existence and evidence on possible causes, Journal of Finance, 45, 1611-1626 Avery, C. and J. Chevalier, 1999, Identifying investor sentiment from price paths: The case of football betting, Journal of Business, 72, 493-521 Cadsby, C.B. and Ratner, M., 1992, Turn-of-month and pre-holiday effects on stock returns: Some international evidence, Journal of Banking and Finance, 16, 497-509 Cao,M.,and Wei,J.,2005, Stock market returns: a note on temperature anomaly, Journal of Banking&Finance, 29,1559-1573. Charles M Jones and Paul J.Seguin, 1997, Transaction Costs and Price Volatility:Evidence from Commission Deregulation, The American Economic Review, 18, 367-392 Clore,G.L.,and Parrott,W.G., 1991, Moods and their vicissitudes: thoughts and feelings as information,in Joseph P.Forgas, Ed.: Emotion and social judgments (Pergamon Press,Oxford) 22 Cooke,L.,Rose,M.,and Becker,W., 2000, Chinook winds and migrane headache, Neurology, 54, 302-307 Coval,J.D.and T.Shumway, 2005, Do behavioral biases affect prices?, Journal of Finance, 60(1), 1-34 Criss,T.B.and J.P.Marcum, 1981, A lunar effect on fertility, Social Biology, 28, 75-80 Danzl,D.F.,1987, Lunacy, Journal of Emergency Medicine, 5, 91-95Dichev, I.D. and T.D. Janes, 2003, Lunar cycle effects in stock returns, Journal of Private Equity, 6 (Fall）, 8-29 Edmans,A.,Garcia,D.,and Norli,O., 2007, Sports Sentiment and Stock Returns, Journal of Finance, forthcoming. Eric Jacquier, Nicholas G. Polson and P.E.Peter E. Rossi, 2004, Bayesian analysis of stochastic volatility models with fat-tails and correlated errors, Journal of Econometrics, 3, 279-294 Fama. 1965, The behavior of stock market Price, Jounral of Business, 38, 34-105 Fields, M.J., 1931, Stock prices: a problem in verification, Journal of Business, 7, 36-48 Forgas,J.P.,1995, Mood and judgment: the affect infusion model (Aim),Psychological Bulletin, 117, 39-66 French, K., 1980, Stock Returns and the weekend effect, Journal of Financial Economics, 8, 55-69 Frijda,N.,1988, The laws of emotion, Cognition and Emotion, 1, 235-258 Harlow,W.V.and K.C.Brown, 1990, Understanding and assessing financial risk tolerance: A biological perspective, Financial Analysts Journal, 46, 50-62 Hicks-Caskey,W.E.and D.R.Potter, 1991, Weekends and holidays and acting-out behavior of developmentally delayed women: A reply to Dr.Mark Flynn, Perceptual&Motor Skills, 74, 1375-1380 Hirshleifer, D. and T. Shumway, 2003, Good day sunshine: Stock returns and the weather, Journal of Finance, 58, 1009-1032 Hirshleifer, D., 2001, Investor psychology and asset pricing, Journal of Finance, 56(4), 1533-1598 Howarth,E.,and Hoffman,M.S., 1984, A multidimensional approach to the relationship between mood and weather, British Journal of Psychology, 75,15-23. Jaffe,J. and Westerfield,R.1985, The week-end effect in common stock returns: the international evidence, Journal of Finance, 40, 433-454 Johnson,E.J.,and Tversky,A., 1983, Affect, generalization, and the perception of risk, Journal of Personality and Social Psychology, 45,20-31. Kamstra, M. J., L. A. Kramer, and M.D. Levi., 2003, Winter blues: Seasonal affective disorder （SAD）and stock market returns, American Economic Review, 93(1), 324-343 Kamstra,M.J.,L.A.Kramer,and M.D.Levi, 2000, Losing sleep at the market: the daylight-savings anomaly, American Economic Review, 90(4), 1000-1005 Katzeff,K.,1981, Moon madness, Citadel Press, Secaucus,N.J. Keef,S.P.,and Roush,M.L., 2005, Influence of weather on new Zealand financial securities, Accounting and Finance, 45,415-437. Kelley,D.M.,1942, Mania and the moon, Psychoanalytic Review, 9, 406-426 Kirvelyova,A.,and Robotti,C.,2003, Playing the field: geomagnetic storms and international stock markets, Working Paper. Kothers , T. and Patel , J.N., 1999, A new time-of-the-month anomaly in stock index returns, 23 Applied Economics Letters, 6, 115-120. Lakonishok, J. and Smidt, S, 1984, Volume and turn-of-the-year behavior, Journal of Financial Economics, 13, 435-455 Lakonishok, J. and Smidt, S., 1988, Are seasonal anomalies real: A ninety year perspective, Review of Financial Studies, l, 403-425 Liber, A.,1978, Human aggression and lunar synodic cycle, Journal of Clinical Psychiatry, 39(5), 385 Loewenstein G.F., 2000, Emotion in economic theory and economic behavior, American Economic Review, 65, 426-432 Loewenstein, G.F., Weber,E.U.,Hsee,C.K.,and Welch,N., 2001, Risk as Feelings, Psychological Bulletin Mehra,R.and R.Sah, 2000, Mood,projection bias and equity market volatility,Working paper, University of California,Santa Barbara. Nastos,P.T.,Paliatsos,A.G.,Tritakis,V.P.,and Bergiannaki,A., 2006, Environmental discomfort and geomagnetic field influence on psychological mood in Athens, Greece, Indoor and Built Environment,15,365-372. Neal,R.D.and M.Colledge, 2000, The effect of the full moon on general practice consultation rates, Family Practice, 17(6), 472-474 Odean,T.,1998, Are investors reluctant to realize their losses?, Journal of Finance, 53, 1775-1798 Odean,T.,1999, Do investors trade too much?, American Economic Review, 89, 1279-1298 Polychronopoulos P., Argyriou A.A., and Sirrou V., 2006, Lunar phases and seizure occurrence, just an ancient legend?, Neurology, 66/9, 1442-1443 Raison, C.L., H.M. Klein, and M. Steckler, 1999, The moon and madness reconsidered, Journal of Affective Disorders, 53, 99-106 Richard H.Thaler, 1987, TheJanuary Eeffct, Economic Perspective, l, 197-201 Robert J. Shiller, 2003, From Efficient Markets Theory to Behavioral Finance, Journal of Economics Perspective, 17, 83-104 Rotton, J. and I.W. Kelly, 1985, A scale for assessing belief in lunar effects: Reliability and concurrent validity, Psychological Reports, 57, 239-245 Rotton,J.,and Cohn,E.G., 2000, Violence is a curvilinear function of temperature in dallas: a replication, Journal of Personality and Social Psychology, 78,1074-1081. Sands,J.M.and L.E.Miller, 1991, Effects of moon phase and other temporal variables on Absenteeism, Psychological Reports, 69, 959-962. Saunders, E.M.J., 1993, Stock prices and Wall Street weather, American Economic Review, 83, 1337-1345 Schwarz,N., 1990, Feelings as informational and motivational functions of affective states,in R. Sorrentino,and E.T.Higgins, Ed.:Handbook of Motivation and Cognition, 2,527-561(Guilford Press, New York) Schwarz,N.and G.L.Clore, 1983, Mood,misattribution,judgments of well-being:Informative and directive functions of affective states, Journal of Personality and Social Psychology, 45, 513-523 Schwarz,N.and H.Bless, 1991, Happy and mindless,but sad and smart? The impact of affective states on analytic reasoning, in J.Forgas, Ed.:Emotion and Social Judgments 55-71(Pergamon, Oxford) 24 Schwert，G.William. Anomalies and market efficiency. NBER working Paper，2002 Sias, R.W. and L.T. Starks, 1997, Institutions and individuals at the turn-of-the-year, Journal of Finance, 52, 1543-1562 Szpir, M., 1996, Lunar phases and climatic puzzles, American Scientist, 86, 119-120 Tasso, J. and E. Miller, 1976, Effects of full moon on human-behavior, Journal of Psychology, 93, 81-83 Umlauf.S, 1993, the Transaction Taxes and the Behavior of Swedish Stock Market, Journal of Financial Economics, 6, 188-201 Vance, D.E., 1995, Belief in lunar effects on human behavior, Psychological Reports, 76, 32-34 Weiskott, G.N., 1974, Moon phases and telephone counseling calls, Psychological Reports, 35, 752-754 Yuan, K., L. Zheng, Q. Zhu, 2002, Are investors moonstruck? Lunar phases and stock returns, University of Michigan Business School working paper 25