投資者特征與處置效應(yīng)
——來自中國A股融資交易的證據(jù)

王志強(qiáng)，蘇 剛，張 澤

(東北財經(jīng)大學(xué) 金融學(xué)院，遼寧 大連 116025)

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·金融與投資·

投資者特征與處置效應(yīng)
——來自中國A股融資交易的證據(jù)

王志強(qiáng)，蘇 剛，張 澤

(東北財經(jīng)大學(xué) 金融學(xué)院，遼寧 大連 116025)

利用個體融資交易者的賬戶信息和交易信息，本文對中國股票市場融資交易者的處置效應(yīng)和不同投資者特征下投資者處置效應(yīng)之間的差異進(jìn)行了實證分析。結(jié)果表明：除了頻繁交易和經(jīng)常扎平交易的投資者之外，所有從事融資交易的投資者都表現(xiàn)出明顯的處置效應(yīng)，盡管其處置效應(yīng)程度低于非融資交易者的處置效應(yīng)程度；女性投資者表現(xiàn)出相對較高程度的處置效應(yīng)，源于其具有較強(qiáng)的盈利確定心理；缺少經(jīng)驗的投資者表現(xiàn)出相對較高程度的處置效應(yīng)，源于其具有較強(qiáng)的盈利確定心理和損失厭惡心理；不頻繁交易的投資者和不經(jīng)常扎平交易的投資者也表現(xiàn)出相對較高程度的處置效應(yīng)，源于其具有較強(qiáng)的損失厭惡心理；投資者的年齡和所在城市的發(fā)達(dá)程度對其處置效應(yīng)程度沒有顯著影響。

投資者特征；處置效應(yīng)；融資交易；行為偏誤

一、引言與文獻(xiàn)綜述

自Shefrin和Statrman[1]首次提出“處置效應(yīng)”這一概念以來，受到了眾多學(xué)者的極大關(guān)注，經(jīng)文獻(xiàn)梳理我們發(fā)現(xiàn)，國外的相關(guān)研究較為廣泛，既包括各國不同市場中處置效應(yīng)的存在性檢驗，也包括投資者特征與處置效應(yīng)之間的相關(guān)性考察；而國內(nèi)的相關(guān)研究主要集中在處置效應(yīng)的存在性檢驗，已有研究表明中國股票市場[2]-[4]、基金市場[5-6]和期貨市場[7]中存在著處置效應(yīng)，但是對于不同特征的中國投資者是否會表現(xiàn)出不同的處置效應(yīng)的研究卻相對較少。因此，在獲取相關(guān)數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，對中國投資者特征與處置效應(yīng)之間的內(nèi)在聯(lián)系進(jìn)行系統(tǒng)性研究將會豐富現(xiàn)有相關(guān)研究成果。

關(guān)于投資者特征與處置效應(yīng)之間的聯(lián)系，現(xiàn)有的相關(guān)研究主要集中在兩個方面：第一，投資者類型與處置效應(yīng)。Shapira和Venezia[8]對澳大利亞股票市場中投資者行為進(jìn)行比較后發(fā)現(xiàn)，成熟的機(jī)構(gòu)投資者表現(xiàn)出更低的損失厭惡程度，進(jìn)而存在著相對較低的處置效應(yīng)；Brown等[9]對澳大利亞股票市場中首次公開募股(Initial Public Offerings，簡稱IPO)交易和股指交易的投資者進(jìn)行了研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，雖然機(jī)構(gòu)投資者、個體投資者及國外投資者均表現(xiàn)出一定程度的處置效應(yīng)，但是后兩者的處置效應(yīng)要高于擁有專業(yè)技能的機(jī)構(gòu)投資者的處置效應(yīng)。第二，投資者特征與處置效應(yīng)。Brooks和Zank[10]采用模擬實驗的方法研究發(fā)現(xiàn)，女性要比男性有更強(qiáng)的損失厭惡，從而導(dǎo)致女性投資者存在著更高的處置效應(yīng)；周銘山等[6]在研究中國基金市場中的處置效應(yīng)時發(fā)現(xiàn)，在虧損狀態(tài)下女性投資者出于損失厭惡的心理導(dǎo)致她們更少的贖回基金，因而她們的處置效應(yīng)更加明顯，這與Feng和Seasholes[3]研究中國股票投資者的處置效應(yīng)時所得到的結(jié)論一致。此外，考慮到經(jīng)驗豐富的投資者更加成熟的心理及對未來股市更為準(zhǔn)確的預(yù)判，F(xiàn)eng和Seasholes[3]認(rèn)為經(jīng)驗豐富的投資者在虧損狀態(tài)下存在著更低的處置效應(yīng)。王美金[5]發(fā)現(xiàn)，與青年投資者相比，老年投資者的低風(fēng)險承受能力導(dǎo)致他們表現(xiàn)出更強(qiáng)的售盈持虧的心理傾向，因而年齡越大的投資者處置效應(yīng)越明顯；但是，周銘山等[6]并未發(fā)現(xiàn)投資者的年齡與處置效應(yīng)之間存在顯著的聯(lián)系；Frino等[11]在研究澳大利亞股票市場上投資者特征與處置效應(yīng)之間的聯(lián)系時也同樣發(fā)現(xiàn)，老年投資者在做出投資決策時存在著更高的損失厭惡心理，從而表現(xiàn)出較高的處置效應(yīng)水平。他們還考察了具有華人血統(tǒng)和非華人血統(tǒng)的投資者是否會表現(xiàn)出不同的處置效應(yīng)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，相對于非華人血統(tǒng)的投資者，華人血統(tǒng)的投資者表現(xiàn)出更多的賣出盈利股票的確定性心理，從而導(dǎo)致其具有高程度的處置效應(yīng)。

綜觀以上文獻(xiàn)，國內(nèi)外學(xué)者基本上是從普通交易的投資者角度來考察投資者特征與處置效應(yīng)之間的聯(lián)系，沒有專門對從事融資交易的投資者特征及其處置效應(yīng)進(jìn)行研究。區(qū)別于普通交易，融資交易是一種高杠桿的保證金交易。*融資交易是指投資者向證券公司交納一定的保證金，融(借)入一定數(shù)量的資金買入股票的交易行為。融資交易為投資者提供了一種新的交易方式。如果證券價格符合投資者預(yù)期上漲，融入資金購買證券，而后通過以較高價格賣出證券歸還欠款能放大盈利；如果證券價格不符合投資者預(yù)期，股價下跌，融入資金購買證券，而后賣出證券歸還欠款后虧損將被放大。通常情況下，從事融資交易的投資者被認(rèn)為是相對有經(jīng)驗、成熟的投資者，因而就處置效應(yīng)而言，他們與普通投資者不同。另外，融資交易在其交易機(jī)制上的不同也會影響投資者的買賣行為。因此，我們認(rèn)為有必要以中國股票市場融資交易的投資者為主體，研究投資者在進(jìn)行融資交易時是否也存在處置效應(yīng)。相對于普通投資者，融資交易的投資者處置效應(yīng)強(qiáng)度是否更低？此外，不同投資者特征的融資交易者的處置效應(yīng)之間是否存在差異也是值得關(guān)注的問題。

二、不同投資者的特征分析

眾多的相關(guān)研究顯示，不同群體的人表現(xiàn)出不同的行為偏誤進(jìn)而產(chǎn)生不同的處置效應(yīng)。例如，部分文獻(xiàn)認(rèn)為相對于機(jī)構(gòu)投資者，個體投資者并不成熟，他們發(fā)現(xiàn)個體投資者會比機(jī)構(gòu)投資者出現(xiàn)更多的非理性行為和導(dǎo)致市場異象的交易[12]-[14]。同時，也有文獻(xiàn)顯示出不同的研究結(jié)果：Shapira和Venezia[8]發(fā)現(xiàn)專業(yè)的機(jī)構(gòu)投資者比個體投資者存在著更強(qiáng)的處置效應(yīng)，而Coval和Shumway[15]、Locke和Mann[16]在美國期貨市場及Frazzini[17]在美國共同基金市場中則發(fā)現(xiàn)機(jī)構(gòu)投資者和個體投資者存在著相似程度的處置效應(yīng)。再如，男性投資者似乎比女性投資者更加自信[18-19]；相對于青年投資者，老年投資者存在著更大的處置效應(yīng)[3-11]；不同文化和種族背景的投資者表現(xiàn)出不同程度的損失厭惡[20-4]。因此，不同特征的投資者會表現(xiàn)出不同程度的處置效應(yīng)。本文除了考慮個體融資交易者的性別和年齡特征外，還定義了另外四種投資者特征，以考察不同特征下的投資者在做出賣出決定時是否會存在著不同程度的處置效應(yīng)。

一是有經(jīng)驗的投資者。投資者的經(jīng)驗對投資者的買賣決策影響很大，Gervais和Odean[21]發(fā)現(xiàn)不同經(jīng)驗的投資者會導(dǎo)致不同的行為，List[22]發(fā)現(xiàn)投資經(jīng)驗豐富的投資者在做出投資決定時會表現(xiàn)得更加理性。此外，F(xiàn)eng和Seasholes[3]對中國股票市場進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)，投資者的經(jīng)驗水平有助于降低處置效應(yīng)水平；周銘山等[6]對中國基金市場上的處置效應(yīng)進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)，投資經(jīng)驗豐富的投資者的處置效應(yīng)程度更低。然而在考察不同經(jīng)驗的投資者是否會存在不同程度的處置效應(yīng)時，需要解決的一個問題就是如何量化投資者的經(jīng)驗水平。Chen等[4]認(rèn)為投資者的股齡(即投資者賬戶的持有期限)可以作為投資者經(jīng)驗的一個度量指標(biāo)，股齡越大的投資者，其經(jīng)驗可能會越豐富。本文參照Chen等[4]對投資者經(jīng)驗的衡量方法，考察股齡分別在8年之內(nèi)、8年及以上的投資者在賣出擔(dān)保品及賣券還款交易時處置效應(yīng)的差異。就中國股市的歷史走勢而言，8年能夠完整地涵蓋一個牛熊市周期，沒有經(jīng)歷過一個完整的牛熊市周期的投資者恐怕很難成熟或有經(jīng)驗。因此，我們選用8年股齡作為區(qū)分投資經(jīng)驗是否豐富的指標(biāo)。

二是頻繁交易的投資者。Barber和Odean[19]在研究個體投資者的投資表現(xiàn)時發(fā)現(xiàn)交易頻繁的投資者存在著過度自信的行為偏誤，進(jìn)而導(dǎo)致較差的投資表現(xiàn)，這意味著有較強(qiáng)的處置效應(yīng)。與之相對應(yīng)，F(xiàn)rino等[11]在研究澳大利亞股票市場的處置效應(yīng)和Chen等[4]在研究中國股票市場的處置效應(yīng)時發(fā)現(xiàn)，投資者交易越頻繁，就會獲得越多的經(jīng)驗，從而表現(xiàn)得更加理性，因而他們的研究結(jié)果表明，頻繁交易者的損失厭惡程度更低，即存在著更低的處置效應(yīng)程度。由此可見，頻繁交易可以作為衡量投資者表現(xiàn)理性或是過度自信的一個指標(biāo)。本文根據(jù)投資者在樣本期內(nèi)的交易次數(shù)將投資者分為頻繁交易的投資者和不頻繁交易的投資者兩組，考察二者是否存在著不同的處置效應(yīng)。交易次數(shù)為前10%的投資者被視為頻繁交易者，其余的被視為不頻繁交易者。進(jìn)一步，我們采用回歸分析考察投資者的交易頻率與其處置效應(yīng)的關(guān)系，進(jìn)而判斷投資者是否存在過度自信行為。

三是扎平交易的投資者。扎平交易(Round Trip)，又稱往返交易，是指投資者購買一定數(shù)量的證券并持有一段時期后又將其如數(shù)賣出，持有頭寸最終為零的一種交易方式。扎平交易具有簡單和復(fù)雜兩種形式。簡單的扎平交易是指投資者一次買入一定量的股票后，又一次性地全部賣出；而復(fù)雜的扎平交易指的是投資者可能會進(jìn)行多次的買賣操作，但最后的證券持有頭寸仍為零。Frino等[11]認(rèn)為啟發(fā)式簡化思維是導(dǎo)致投資者出現(xiàn)處置效應(yīng)的原因之一，它源于人類大腦更愿意進(jìn)行簡化的思維活動，而不愿從事較長的分析處理的一種傾向。而扎平交易恰好是投資者在簡化思維模式下做出的交易方式之一。因此，經(jīng)常進(jìn)行扎平交易的投資者被預(yù)示存在著更高的處置效應(yīng)。本文根據(jù)投資者進(jìn)行扎平交易的次數(shù)，將投資者分為經(jīng)常進(jìn)行扎平交易的投資者和不經(jīng)常進(jìn)行扎平交易的投資者，分析兩類投資者的處置效應(yīng)之間的差異。軋平交易次數(shù)為前10%的投資者被視為經(jīng)常軋平交易者，其余的被視為不經(jīng)常軋平交易者。此外，我們還通過回歸方程來考察啟發(fā)式簡化思維是否是導(dǎo)致中國融資交易者產(chǎn)生更高程度的處置效應(yīng)的一個原因。

四是發(fā)達(dá)城市的投資者。本文所用的數(shù)據(jù)中一些投資者來自于國內(nèi)知名的大都市和國內(nèi)省會城市，不難發(fā)現(xiàn)，這些城市的經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)，科技和教育水平很高，因而這里的投資者的心理可能會更成熟、經(jīng)驗更豐富，從而在做出投資決定時會表現(xiàn)得更加理性。而另一些投資者則來自于經(jīng)濟(jì)較不發(fā)達(dá)的中小城市，這些城市的科技和教育基礎(chǔ)薄弱，因而相對于那些來自于經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)城市的投資者而言，他們在投資時可能會表現(xiàn)出更多的行為偏誤，從而存在更高程度的處置效應(yīng)。本文以投資者所在城市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平為依據(jù)，將投資者分為來自于發(fā)達(dá)城市和不發(fā)達(dá)城市兩類，*發(fā)達(dá)城市包括北京、長沙、成都、大連、福州、廣州、杭州、合肥、濟(jì)南、洛陽、南京、青島、上海、深圳、沈陽、太原、唐山、天津、武漢、西安、鄭州和重慶共22個城市。不發(fā)達(dá)城市包括安陽、佛山、鞏義、鶴壁、南寧、南陽、汝河、商丘、新密、新鄉(xiāng)、周口、駐馬店和漯河共13個城市。分析這兩類投資者的處置效應(yīng)是否存在著顯著的差異。

三、處置效應(yīng)度量方法及數(shù)據(jù)處理

(一)處置效應(yīng)度量方法

對于處置效應(yīng)的具體度量，我們采用Odean[23]提出的方法。根據(jù)Odean的定義，盈利和虧損分別包括兩種形式：一種是實現(xiàn)的盈利(Realized Gain，簡稱RG)和實現(xiàn)的虧損(Realized Loss，簡稱RL)，另一種則是賬面的盈利(Paper Gain，簡稱PG)和賬面的虧損(Paper Loss，簡稱PL)。實現(xiàn)的盈利和實現(xiàn)的虧損是針對投資者賣出的股票而言的，如果股票的賣出價格高于其買進(jìn)價格，則實現(xiàn)盈利；如果股票的賣出價格低于其買進(jìn)價格，則實現(xiàn)虧損。賬面的盈利和賬面的虧損則是針對投資者手中持有的股票，如果持有股票的市場價格高于其買進(jìn)價格，則賬面盈利；如果持有股票的市場價格低于其買進(jìn)價格，則賬面虧損。具體計算步驟如下：

第一步，為投資者i處置股票j在交易日t的實現(xiàn)盈利、實現(xiàn)虧損和賬面盈利、賬面虧損進(jìn)行計數(shù)。實現(xiàn)的盈利和實現(xiàn)的虧損(RG和RL)分別計數(shù)如下：

其中，Si,j,t為投資者i在交易日t賣出股票j的賣出價格；Si,j,0為股票j的參考買進(jìn)價格，以成交量加權(quán)計算的平均成交價格。*例如，如果賬戶持有者買進(jìn)150支股票，其中50支的成交價為1元，100支的成交價為0.90元，那么Si,0等于(501+1000.90)1500.93。賬面的盈利和賬面的虧損(PG和PL)分別計數(shù)如下：

第二步，統(tǒng)計所有投資者針對所有賣出或持有的股票在所有交易日中的實現(xiàn)盈利、實現(xiàn)虧損和賬面盈利、賬面虧損的個數(shù)或次數(shù)：

其中，NRG表示賣出盈利股票的總數(shù)，NPG表示帳面盈利股票的總數(shù)，NRL表示賣出虧損股票的總數(shù)，NPL表示帳面虧損股票的總數(shù)。

第三步，計算賣盈比率(PCR)和賣虧比率(PLR)，進(jìn)而計算處置效應(yīng)指標(biāo)：

其中，PGR表示賣盈比率，PLR表示賣虧比率，DE是賣盈比率與賣虧比率之差。

根據(jù)上述計算公式，如果DE >0，即賣盈比率PGR大于賣虧比率PLR，則表明投資者更傾向于賣出盈利的股票、保留虧損的股票，此時意味著存在處置效應(yīng)；如果DE <0，即賣盈比率PGR小于賣虧比率PLR，則表明投資者更傾向于賣出虧損的股票，繼續(xù)持有盈利的股票，此時意味著不存在處置效應(yīng)。

此外，在計算出處置效應(yīng)的度量指標(biāo)DE后，還應(yīng)從統(tǒng)計角度檢驗其顯著性。因此，本文采用Odean[23]提供的t統(tǒng)計量來檢驗變量DE的顯著程度。t統(tǒng)計量和標(biāo)準(zhǔn)誤SE的具體表達(dá)形式如下：

(二)數(shù)據(jù)及統(tǒng)計分析

本文所用數(shù)據(jù)來自國內(nèi)一家規(guī)模較大的證券公司，時間跨度為2012年9月至2015年11月，包括15 552位個體融資交易投資者的賬戶信息和交易信息。*需要指出的是，所提供的數(shù)據(jù)中還包括26家機(jī)構(gòu)融資投資者的賬戶信息和交易信息，但是由于缺乏機(jī)構(gòu)投資者的特征指標(biāo)以及該類投資者的數(shù)量不足等原因，本文將不再考察融資交易機(jī)構(gòu)投資者的處置效應(yīng)。賬戶信息主要包括投資者的性別、年齡、所在城市、股齡和開戶日期(普通賬戶)。交易信息主要包括賬戶代碼、市場類型、股票代碼、股票類別、交易日期、交易類型、成交價格、成交數(shù)量、成交金額以及每日閉市后各賬戶所持有股票的結(jié)余等。此外，還需要所有交易賬戶中相關(guān)股票的行情數(shù)據(jù)，即樣本區(qū)間內(nèi)每支股票的交易價格(開盤價、收盤價、最高價和最低價)信息。行情數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫。

在計算處置效應(yīng)前，我們對原始數(shù)據(jù)進(jìn)行如下處理：剔除交易類型中非買賣股票的交易記錄(如擔(dān)保品轉(zhuǎn)入、擔(dān)保品轉(zhuǎn)出等)，匯總每個融資賬戶擔(dān)保品買入和賣出記錄，融資買入和賣券還款(賣出通過融資買入的股票)記錄，包括賬戶代碼、股票名稱、交易價格、交易日期和交易數(shù)量等；本文只考慮融資交易的投資者對滬深兩市A股股票的交易，剔除所有融資交易時非A股股票的交易記錄；考察每一賬戶中所有的股票賣出交易，剔除沒有對應(yīng)買入價格的股票。在此基礎(chǔ)上，將每一賬戶每一個交易日內(nèi)對應(yīng)的股票與對應(yīng)的行情數(shù)據(jù)合并，從而為接下來計算處置效應(yīng)做好準(zhǔn)備。

表1概括了不同投資者特征分組下，個體融資交易的投資者在賣出擔(dān)保品及賣券還款交易時有關(guān)賬戶信息及交易信息的描述性統(tǒng)計情況。

注：交易次數(shù)為前10%的投資者被視為頻繁交易者，扎平交易次數(shù)為前10%的投資者被視為經(jīng)常進(jìn)行扎平交易的投資者。

從表1可以看出，對于投資者賬戶信息的描述性統(tǒng)計，男性投資者明顯多于女性投資者，男性投資者的平均股齡要高于女性投資者的平均股齡。年齡大于55歲的老年投資者的平均股齡約為青年投資者(年齡小于35歲)平均股齡的兩倍，而股齡小于8年的投資者的平均股齡卻約為股齡在8年之上的投資者平均股齡的1/3。平均總交易次數(shù)和平均總交易量在男性投資者和女性投資者之間沒有表現(xiàn)出顯著的差異，因為男性投資者的平均總交易次數(shù)中值高而女性投資者的平均總交易量均值高；平均總交易次數(shù)和平均總交易量在投資者的年齡和股齡方面表現(xiàn)出顯著的差異，它們隨著投資者年齡的增加而增長，隨著投資者投資經(jīng)驗的提升而下降，相對于股齡在8年以下的投資者，股齡高于8年的投資者的平均總交易次數(shù)和平均總交易量均最低。此外，不發(fā)達(dá)城市的投資者的平均總交易次數(shù)和平均總交易量都要高于發(fā)達(dá)城市的投資者。

四、投資者特征對處置效應(yīng)的影響分析

本文將根據(jù)Odean[23]提出的賣盈比率(PGR)和賣虧比率(PLR)方法來度量處置效應(yīng)程度。為了區(qū)別不同投資者特征下融資交易者的處置效應(yīng)之間是否存在差異性，本文采用了非參數(shù)檢驗方法中的Kruskal-Wallis檢驗(簡稱K-W檢驗)對不同投資者特征下投資者的處置效應(yīng)DE進(jìn)行了差異化檢驗，*本文之所以用非參數(shù)檢驗方法，而不用參數(shù)檢驗方法，是因為參數(shù)檢驗法要求總體分布(一般要求總體服從正態(tài)分布)已知的條件下方可使用，非參數(shù)檢驗方法則適用于總體分布未知或無法確定的情況。在對數(shù)據(jù)進(jìn)行正態(tài)分布檢驗后，我們并未發(fā)現(xiàn)其服從正態(tài)分布，因此，本文采用非參數(shù)檢驗法對數(shù)據(jù)進(jìn)行差異化檢驗。結(jié)果如表2所示。

表2 不同特征分組下融資交易者賣出擔(dān)保品及賣券還款時的處置效應(yīng)程度

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平下顯著，下同。t值用于檢驗賣盈比率(PGR)和賣虧比率(PLR)相等的原假設(shè)。K-W檢驗的H0為DE1=DE2，PCG、PLG和DE的單位為%。

為了進(jìn)一步考察投資者的處置效應(yīng)來源于盈利確定心理還是損失厭惡心理，我們針對表2中處置效應(yīng)存在差異化的四種情形，采用K-W檢驗對不同投資者特征下投資者的賣盈比率(PGR)和賣虧比率(PLR)分別進(jìn)行差異化檢驗，結(jié)果如表3所示。

表3 差異化檢驗結(jié)果

從表2可以看出，從事融資交易的投資者總體上在賣出擔(dān)保品及賣券還款時存在顯著的處置效應(yīng)(DE=0.50%，t=72.40)，這表明中國個體融資交易的投資者更傾向于賣出盈利的股票而保留虧損的股票?？紤]到已有的相關(guān)研究結(jié)果顯示中國股票市場中普通投資者存在顯著的處置效應(yīng)[24-4]，與普通投資者表現(xiàn)出的處置效應(yīng)相比，從事融資交易的投資者表現(xiàn)出的處置效應(yīng)程度較低。*李新路和張文修[24]的研究中，普通投資者面臨的處置效應(yīng)強(qiáng)度約為6.35%；而Chen等[4]的研究中，普通投資者面臨的處置效應(yīng)強(qiáng)度約為20.92%。究其原因，這可能是因為相對于普通投資者，融資交易的投資者更加豐富的經(jīng)驗和更強(qiáng)的風(fēng)險承受能力使他們在盈利時表現(xiàn)出更低的賣盈持虧傾向，從而表現(xiàn)出相對較低的處置效應(yīng)。*王美金[5]在研究中國基金投資者的處置效應(yīng)時標(biāo)明，投資者的風(fēng)險承受能力越低，他們會對是否盈利更加關(guān)注，從而在盈利時表現(xiàn)出更強(qiáng)的售盈持虧傾向，進(jìn)而導(dǎo)致面臨更大的處置效應(yīng)強(qiáng)度。也許中國證監(jiān)會頒布的《證券公司融資融券業(yè)務(wù)管理辦法》中對于融資融券業(yè)務(wù)客戶的征信要求可以保證從事融資交易的投資者具有相對較豐富的投資經(jīng)驗和相對較強(qiáng)的風(fēng)險承受能力。*《證券公司融資融券業(yè)務(wù)管理辦法》第十二條明確規(guī)定，從事融資融券交易的客戶必須具有半年以上的證券交易經(jīng)驗，并需要有一定的風(fēng)險承受能力。

觀察表2中性別分組下投資者的處置效應(yīng)后發(fā)現(xiàn)，女性投資者和男性投資者均存在顯著的處置效應(yīng)(分別是0.72%和0.40%)，其K-W檢驗結(jié)果顯示兩者之間存在顯著的差異，這表明女性融資交易者比男性融資交易者表現(xiàn)出更高程度的處置效應(yīng)。觀察表3我們進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，女性融資交易的投資者具有較高程度的處置效應(yīng)主要因為她們擁有更高的賣盈比率(PGR)。顯然，這與Brooks和Zank[10]、周銘山等[6]、Feng和Seasholes[3]認(rèn)為女性投資者出于損失厭惡心理使她們存在更高程度處置效應(yīng)的結(jié)論相反，本文認(rèn)為女性投資者在融資交易過程中處置股票時，其“見好就收”的盈利確定心理才是導(dǎo)致其存在更高程度處置效應(yīng)的主要原因。

王美金[5]指出較低的風(fēng)險承受能力使老年投資者表現(xiàn)出更強(qiáng)的售盈持虧的心理傾向，從而導(dǎo)致年齡越大的投資者處置效應(yīng)越明顯。在本文中，雖然表2中處置效應(yīng)檢驗結(jié)果顯示，青年投資者(年齡低于35歲)、中年投資者(年齡在35—55歲之間)和老年投資者(年齡大于55歲)均存在明顯的處置效應(yīng)，但表3中K-W檢驗結(jié)果顯示不同年齡段的投資者的處置效應(yīng)之間的差異卻并不顯著。這與王美金的結(jié)果不同，其原因可能在于本文的研究對象是融資交易的投資者，而王美金的研究對象是基金投資者，另外具體的年齡分組方法也不完全相同。

表2中關(guān)于股齡的計算結(jié)果顯示，股齡不足8年的投資者和股齡高于8年的投資者的處置效應(yīng)分別為0.63%和0.40%，其K-W檢驗結(jié)果顯示股齡低的投資者比股齡高的投資者具有更高程度的處置效應(yīng)。進(jìn)一步地，表3中股齡分組下的差異化檢驗結(jié)果顯示，相對于股齡不足8年的投資者而言，股齡高于8年的投資者存在更低的賣盈比率(PGR)和更高的賣虧比率(PLR)，這意味著經(jīng)驗不足的投資者具有較強(qiáng)的盈利確定心理和厭惡虧損心理，導(dǎo)致其更傾向于賣盈持虧。

再次觀察表3所給出的差異化檢驗結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)，相對于頻繁的交易者，不頻繁的交易者明顯具有較低的賣虧比率(PLR)，這表明較強(qiáng)的損失厭惡心理導(dǎo)致了后者表現(xiàn)出更高的處置效應(yīng)程度。與不頻繁的交易者相同，不經(jīng)常進(jìn)行扎平交易的投資者的損失厭惡行為(即更低的賣虧比率PLR)導(dǎo)致其存在更高程度的處置效應(yīng)。此外，我們未發(fā)現(xiàn)融資交易的投資者的處置效應(yīng)程度因投資者所在城市的發(fā)展程度的不同而有所差異，因此，融資交易的投資者所在城市特征并不是處置效應(yīng)的主要影響因素。

盡管表2和表3展現(xiàn)了在特定投資者特征情景下融資交易的投資者處置效應(yīng)之間的差異，但卻無法反映不同投資者特征綜合在一起時對投資者處置效應(yīng)的影響。鑒于此，本文參照Frino等[11]構(gòu)造的融資交易的投資者特征與處置效應(yīng)之間的回歸方程，構(gòu)建以下多元回歸模型，以理清不同特征對融資交易的投資者在賣出擔(dān)保品及賣券還款交易時處置效應(yīng)的整體影響。

Acct_DEi=α0+α1Freqi+α2Rural_cityi+α3Account_agei+α4Agei+α5Femalei+εi

(1)

Acct_DEi=β0+β1Roundi+β2Rural_cityi+β3Account_agei+β4Agei+β5Femalei+εi

(2)

其中，Acct_DEi為投資者i的處置效應(yīng)；Freqi為投資者i總交易次數(shù)的對數(shù)，可以被用作投資者過度自信的替代指標(biāo)[19]；Rural_cityi為判別投資者是否為居住在不發(fā)達(dá)城市的虛擬變量，若投資者生活在不發(fā)達(dá)城市，則Rural_cityi等于1，否則等于0；Account_agei為投資者i的股齡；Agei為投資者i的年齡；Femalei為代表投資者性別的虛擬變量，若為女性投資者，F(xiàn)emalei等于1，否則等于0；Roundi為代表投資者是否經(jīng)常進(jìn)行軋平交易的虛擬變量，若投資者i為前10%的軋平交易者，則Roundi等于1，否則等于0；i為誤差項。

需要指出的是，根據(jù)投資者的交易特征對投資者進(jìn)行分類時，發(fā)現(xiàn)大部分頻繁交易的投資者同時也是經(jīng)常進(jìn)行軋平交易的投資者。此外，相關(guān)性檢驗也表明變量Freqi和Roundi之間存在較高的相關(guān)系數(shù)，*在1%的顯著性水平下，Spearman相關(guān)檢驗表明變量Freqi和Roundi的相關(guān)系數(shù)為0.47；在5%的顯著性水平下，Pearson相關(guān)檢驗表明變量Freqi和Roundi的相關(guān)系數(shù)為0.47。因此，為避免回歸模型中出現(xiàn)嚴(yán)重的多重共線性問題，本文將變量Freqi和Roundi分別置于兩個回歸模型中，分析融資交易的投資者在賣出擔(dān)保品及賣券還款交易時，投資者的頻繁交易行為和經(jīng)常的扎品交易行為給投資者處置效應(yīng)帶來的影響，如表4所示。

從表4的回歸結(jié)果可以看出，在賣出擔(dān)保品及賣券還款交易時，投資者交易次數(shù)每增加1%，處置效應(yīng)程度就會降低0.77%。Barber和Odean[19]以及Chen等[4]認(rèn)為頻繁交易可以作為投資者過度自信的替代指標(biāo)，投資者交易得越頻繁表明其存在著高水平過度自信行為偏誤。因此，變量Freqi與處置效應(yīng)之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系，表明投資者的過度自信行為和處置效應(yīng)并不會傾向于同時發(fā)生。這與Chen等[4]所得到的結(jié)論一致。

表4 回歸結(jié)果

注：因變量用處置效應(yīng)×100進(jìn)行回歸。

變量Roundi對處置效應(yīng)的影響系數(shù)為2.11，表明相對于不經(jīng)常進(jìn)行扎平交易的投資者而言，經(jīng)常進(jìn)行扎平交易的投資者表現(xiàn)出更低的處置效應(yīng)程度。Frino等[11]認(rèn)為經(jīng)常進(jìn)行扎平交易的投資者具有較高程度的啟發(fā)式簡化思維，即一種不愿從事復(fù)雜思維活動的心理傾向。這一思維模式導(dǎo)致他們不進(jìn)行縝密的思維分析且只是根據(jù)當(dāng)前(或歷史)的市場情況來做出投資決定，從而使經(jīng)常進(jìn)行扎平交易的投資者表現(xiàn)出更高的處置效應(yīng)程度。但本文在表3中給出的差異化檢驗結(jié)果和表4的回歸結(jié)果中對扎平交易者的處置效應(yīng)進(jìn)

行分析時均得出相對于經(jīng)常進(jìn)行扎平交易的投資者而言，不經(jīng)常進(jìn)行扎平交易的投資者所表現(xiàn)出的處置效應(yīng)程度更低。因此，筆者認(rèn)為啟發(fā)式簡化思維并不會導(dǎo)致融資交易的投資者在賣出擔(dān)保品及賣券還款交易時表現(xiàn)出更高處置效應(yīng)程度。

表3的差異化檢驗結(jié)果表明，經(jīng)驗豐富的投資者存在著更低的賣盈比率(PGR)和更高的賣虧比率(PLR)，即具有更低程度的售盈持虧心理傾向。此外，從表4我們發(fā)現(xiàn)，股齡變量Account_agei對投資者處置效應(yīng)的影響系數(shù)為0.06和0.05。因此，投資經(jīng)驗水平的確能夠降低投資者的處置效應(yīng)程度，投資經(jīng)驗越豐富的投資者所面臨的處置效應(yīng)程度就越低。究其原因，可能是由于經(jīng)驗豐富的投資者心理更加成熟，更能準(zhǔn)確地把握未來股票市場的走勢，從而能夠避免過早地實現(xiàn)盈利并及時止損。

通過表4我們還發(fā)現(xiàn)，性別變量Femalei對處置效應(yīng)的影響系數(shù)均為0.26，表明相對于男性投資者，女性投資者受處置效應(yīng)影響程度更大。而且在表3中，女性投資者比男性投資者具有更明顯的賣盈比率(PGR)。因此，與一些學(xué)者得出女性投資者更高水平的處置效應(yīng)主要是由于其較強(qiáng)的損失厭惡心理所導(dǎo)致的結(jié)論不同[3-6-10-11]，筆者認(rèn)為過早實現(xiàn)盈利的確定性心理才是導(dǎo)致女性投資者存在更高強(qiáng)度處置效應(yīng)的主要原因。此外，回歸結(jié)果還表明了投資者的年齡及居住城市的發(fā)達(dá)程度并不影響其處置效應(yīng)強(qiáng)度，這與本文之前在對表3分析時所得到的結(jié)論一致。

五、結(jié) 論

本文使用中國某證券公司提供的個體融資交易的投資者在2012年9月至2015年11月間的賬戶信息和交易信息，對中國個體融資交易的投資者在賣出擔(dān)保品及賣券還款交易時的處置效應(yīng)和不同投資者特征下處置效應(yīng)的差異化表現(xiàn)進(jìn)行了研究。通過分析，本文得出以下結(jié)論：

第一，在中國股票市場，從事融資交易的投資者在賣出擔(dān)保品及賣券還款交易時存在顯著的處置效應(yīng)，即更傾向于過早賣出盈利的股票而持有虧損的股票。與國內(nèi)外學(xué)者關(guān)于中國普通投資者處置效應(yīng)的研究結(jié)論相比，由于融資交易者更加豐富的經(jīng)驗和更強(qiáng)的風(fēng)險承受能力，其受處置效應(yīng)影響的程度要比普通投資者的處置效應(yīng)低。

第二，女性融資交易的投資者的處置效應(yīng)程度要高于男性融資交易的投資者的處置效應(yīng)程度。但是，與已有文獻(xiàn)[3-6-10-11]關(guān)于女性投資者更高程度的處置效應(yīng)是由于其較強(qiáng)的損失厭惡心理所導(dǎo)致不同，筆者認(rèn)為在融資交易過程中，過早實現(xiàn)盈利的確定性心理才是使其比男性投資者存在更高程度處置效應(yīng)的主要原因。

第三，投資經(jīng)驗水平能夠顯著地降低投資者的處置效應(yīng)程度，投資經(jīng)驗越豐富的融資交易者所面臨的處置效應(yīng)程度就越低。究其原因，這可能是由于經(jīng)驗豐富的投資者的心理更加成熟，更能準(zhǔn)確地把握未來股市的走勢，從而能夠避免過早地實現(xiàn)盈利并及時止損。

第四，與已有研究[4-11]相一致，我們發(fā)現(xiàn)相對于不頻繁的交易者，頻繁的交易者處置效應(yīng)程度更低，而且投資者的過度自信行為和處置效應(yīng)之間是負(fù)相關(guān)的，即投資者的過度自信行為與處置效應(yīng)并不傾向于同時出現(xiàn)。另外，我們還發(fā)現(xiàn)不經(jīng)常進(jìn)行扎平交易的投資者的處置效應(yīng)程度要高于經(jīng)常進(jìn)行扎平交易的投資者的處置效應(yīng)程度，這與Frino等[11]所得出的結(jié)論正好相反。在對此進(jìn)行更進(jìn)一步分析后，筆者認(rèn)為啟發(fā)式簡化思維并不會增加投資者的處置效應(yīng)程度。

第五，與文獻(xiàn)[3-5-11]的研究結(jié)論不同，本文并未發(fā)現(xiàn)不同年齡的投資者的處置效應(yīng)程度有所不同。此外，我們也沒有發(fā)現(xiàn)投資者所在城市的發(fā)達(dá)程度給其處置效應(yīng)程度帶來顯著差異。

[1] Shefrin, H., Statrman, M.The Disposition to Sell Winners too Early and Hide Losers too Long: Theory and Evidence[J].The Journal of Finance, 1985, 40(3): 777-790.

[2] 陳磊,曾勇.基于股市下跌背景的處置效應(yīng)研究[J].管理評論, 2005,(3): 24-29.

[3] Feng, L ., Seasholes, S.Do Investor Sophistication and Trading Experience Eliminate Behavioral Biases in Financial Markets?[J].Review of Finance, 2005, 9(3): 305-351.

[4] Chen, G., Kim, K.A., Nofsinger, J.R., Rui, O.M.Trading Performance, Disposition Effect, Overconfidence, Representativeness Bias, and Experience of Emerging Market Investors[J].Journal of Behavioral Decision Making, 2007, 20(4): 425-451.

[5] 王美金.我國基金投資者的處置效應(yīng)——基于交易賬戶數(shù)據(jù)的持續(xù)期模型研究[J].中山大學(xué)學(xué)報(社會科學(xué)版), 2005, (6): 122-128.

[6] 周銘山,周開國,張金華,等.我國基金投資者存在處置效應(yīng)嗎？——基于國內(nèi)某大型開放式基金交易的研究[J].投資研究, 2011, (10): 87-97.

[7] 許志,干沁雨,徐加根.中國期貨市場處置效應(yīng)研究[J].宏觀經(jīng)濟(jì)研究,2013，(10):114-122.

[8] Shapira, Z., Venezia, L .Patterns of Behavior of Professionally Managed and Independent Investors[J]. Journal of Bank and Finance, 2001, 25(8): 1573-1587.

[9] Brown, P., Chappel, N., Rosa, R., Walter, T.The Reach of the Disposition Effect: Large Sample Evidence Across Investor Classes[J].International Review of Finance, 2006, 6(1-2): 43-78.

[10] Brooks, P., Zank, H.Loss Averse Behavior[J].Journal of Risk and Uncertainty, 2005, 31(3): 301-325.

[11] Frino, A., Lepone, G., Wright, D.Investor Characteristics and the Disposition Effect[J].Pacific-Basin Finance Journal, 2015, 31(6)： 1-12.

[12] Nofsinger, J., Sias, R.Herding and Feedback Trading by Institutional and Individual Investors[J].The Journal of Finance, 1999, 54(6): 2263-2295.

[13] Shiller, R.Stock Prices and Social Dynamics[J].Brookings Papers on Economic Activity, 1984,28(2): 457-510.

[14] DeLong, J.B., Shleifer, A., Summers, L.H., Waldmann, R.J.Noise Trader Risk in Financial Markets[J].Journal of Political Economy, 1990, 98(4): 703-738.

[15] Coval, J., Shumway, T.Do Behavioral Biases Affect Prices?[J].The Journal of Finance, 2005, 60(1): 1-34.

[16] Locke, P., Mann, S.Professional Trader Discipline and Trade Disposition[J].The Journal of Financial Economics, 2005, 76(2), 401-444.

[17] Frazzini, A.The Disposition Effect and Under Reaction to News[J].The Journal of Finance, 2006, 61(4): 2017-2046.

[18] Lundeberg, M.A., Fox, P.W., Puncochar, J.Highly Confident but Wrong: Gender Differences and Similarities in Confidence Judgments[J].Journal of Educational Psychology, 1994, 86(1): 114-121.

[19] Barber, B.M., Odean, T.Boys Will Be Boys: Gender, Overconfidence, and Common Stock Investment[J].Quarterly Journal of Economics, 2001, 116(1): 261-292.

[20] Yates, J.F., Lee, J., Bush, J.G.General Knowledge Overconfidence: Cross-National Variations, Response Style, and Reality[J].Organizational Behavior and Human Decision Processes, 1997, 70(2): 87-94.

[21] Gervais, S., Odean, T.Learning to Be Overconfident[J].Review of Financial Studies, 2001, 14(1): 1-27.

[22] List, J.A.Does Market Experience Eliminate Market Anomalies?[J].Quarterly Journal of Economics, 2003, 118(1): 41-71.

[23] Odean, T.Are Investors Reluctant to Realize Their Losses?[J].The Journal of Finance, 1998, 53(5): 1775-1798.

[24] 李新路,張文修.中國股票市場個體投資者“處置效應(yīng)”的實證研究[J].當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué),2005,(5):76-80.

(責(zé)任編輯：巴紅靜)

2016-09-19

遼寧省社會科學(xué)規(guī)劃基金項目“金融沖擊、企業(yè)分散度與經(jīng)濟(jì)風(fēng)險分析”(L15CJY005)

王志強(qiáng)(1965-)，男(蒙古族)，內(nèi)蒙古烏海人，教授，博士生導(dǎo)師，主要從事金融學(xué)和數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)等方面的研究。E-mail：wangzhiqiang@dufe.edu.cn

蘇 剛(1970-)，男，遼寧撫順人，博士研究生，主要從事證券及財務(wù)管理等方面的研究。E-mail：sugang0530@vip.sina.com

F832.48

A

1000-176X(2016)11-0030-09

張 澤(1990-)，男，內(nèi)蒙古赤峰人，博士研究生，主要從事金融工程和數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)等方面的研究。E-mail：zhangze_1081@163.com