基于實驗和前景理論的銀行小微貸款非理性決策行為研究

摘 要：本文運用實驗研究方法和Logistic回歸，對我國銀行小微貸款決策者的三種非理性行為及其影響因素進(jìn)行了分析。實驗結(jié)果表明：（1）就“損失厭惡”效應(yīng)而言，受試者的性別對損失厭惡效應(yīng)出現(xiàn)概率的影響最大，其次的影響因素是性格、決策方式、受試者的工作年限與年齡。（2）對“框架效應(yīng)”，被試認(rèn)知需求的影響最大，認(rèn)知需求得分高的被試不容易出現(xiàn)框架效應(yīng)，此外被試的性別、受教育程度、決策方式等對其也有影響。（3）對“心理賬戶”效應(yīng)，受試者所在銀行的所有制性質(zhì)對心理賬戶效應(yīng)出現(xiàn)概率的影響最大，國有銀行的受試者表現(xiàn)出更高的“心理賬戶”效應(yīng)的傾向，其他的影響因素依次為：受試者的職務(wù)、性格特點、工作年限。

關(guān)鍵詞：小微貸款決策；損失厭惡；框架效應(yīng)；心理賬戶；實驗研究

中圖分類號：F832.4 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1674-2265（2016）12-0003-06

小微信貸難的關(guān)鍵在其風(fēng)險，而目前很少有學(xué)者對小微信貸具體決策過程中因決策者的非理性行為造成的風(fēng)險進(jìn)行研究。前景理論認(rèn)為，不確定條件下的決策，往往由于認(rèn)知偏差導(dǎo)致決策錯誤，出現(xiàn)系統(tǒng)性的非理性行為，而小微貸款決策更是如此。郭妍、張立光（2015）運用實驗研究方法，對我國銀行小微貸款決策者的非理性行為進(jìn)行了初步研究，本文試圖在上述成果的基礎(chǔ)上，對這些非理性決策行為的影響因素進(jìn)行進(jìn)一步研究。

一、 理論回顧與分析

眾所周知，“前景理論”的出現(xiàn)已經(jīng)使金融學(xué)的研究推進(jìn)到“有限理性”的時代，但目前國內(nèi)運用“前景理論”或?qū)嶒灧椒▽︺y行信貸決策問題進(jìn)行的研究，數(shù)量不多，內(nèi)容和方法較單薄。根據(jù)“前景理論”，人的非理性決策行為主要體現(xiàn)在損失厭惡、框架效應(yīng)、心理賬戶等方面。

（一）損失厭惡效應(yīng)

“損失厭惡”效應(yīng)是：人們面對同樣數(shù)量的收益和損失時，認(rèn)為損失更加令他們難以忍受。表現(xiàn)在投資決策上，就會出現(xiàn)取得收益時盡快“落袋為安”，但發(fā)生虧損時卻拒絕“割肉”，甚至出現(xiàn)賭徒式的“惡性增資”。

“惡性增資”概念由Staw在1976 年提出，是指當(dāng)一項投資項目已投入了大量資源（產(chǎn)生了不可挽回的沉淀成本）且前景堪憂時，企業(yè)決策者非但不會果斷終止，反而繼續(xù)增加投資，從而造成更為嚴(yán)重的損失。根據(jù)周齊武等（2000）的調(diào)查，高達(dá)93%的中國經(jīng)理人承認(rèn)自己的決策中有惡性增資傾向。劉志遠(yuǎn)、劉超（2004），劉志遠(yuǎn)、劉青（2007），劉青、劉靜（2012）等的研究也證實了這一非理性行為的普遍存在。

（二）框架效應(yīng)

框架效應(yīng)是指：對同一個問題在采用不同的描述方式時，會使人們產(chǎn)生錯覺，導(dǎo)致做出不同的決策。Tversky和Kahneman是通過“亞洲疾病問題”的實驗發(fā)現(xiàn)這一效應(yīng)的，決策者被要求在“生還”（正面描述框架）或者“死去”（負(fù)面描述框架）的情景下，對其實本質(zhì)相同的問題進(jìn)行選擇，結(jié)果，大多數(shù)決策者都被不同的分析框架迷惑，沒有“透過現(xiàn)象看本質(zhì)”，出現(xiàn)了決策偏差。

（三）心理賬戶效應(yīng)

心理賬戶效應(yīng)最早由芝加哥大學(xué)教授Thaler發(fā)現(xiàn)，他認(rèn)為，人們都有兩個賬戶：一個是經(jīng)濟學(xué)賬戶，一個是心理賬戶。經(jīng)濟學(xué)賬戶里，每一塊錢是可以替代的，只要絕對量相同；而在心理賬戶里，對每一塊錢并不是一視同仁，而是視不同來處、去處而采取不同的態(tài)度。心理賬戶通常有三種情形：（1）將不同來源的收入分在不同的賬戶中，不能相互替代；（2）將不同來源的收入做不同的消費傾向；（3）用不同的態(tài)度來對待不同數(shù)量的收入。

進(jìn)一步地，影響上述非理性效應(yīng)的因素主要有以下幾個方面：

（一） 決策方式

對這一因素的研究結(jié)果莫衷一是。一些學(xué)者認(rèn)為：集體或個體決策不影響惡性增資出現(xiàn)的概率；而Neale 等（1986） 發(fā)現(xiàn)“集體決策比個體決策能減少惡性增資”；但也有學(xué)者通過實驗得出了相反的結(jié)論（即集體決策反而更容易出現(xiàn)惡性增資）；Moon 等（ 2003）的研究結(jié)論是：在減少惡性增資方面，集體決策優(yōu)于個體決策，而后者又優(yōu)于先個體后集體的決策方式；但劉志遠(yuǎn)、劉青（2007）基于中國的實驗研究結(jié)果表明：先個體后集體的決策方式可以較好地規(guī)避前景理論的各種效應(yīng)，減少“損失厭惡”效應(yīng)的出現(xiàn)。

（二） 年齡

就損失厭惡效應(yīng)（或“惡性增資”）來看，根據(jù)前景理論，過度自信是“惡性增資”的原因之一，當(dāng)決策者較年輕時，其以往錯誤決策的經(jīng)歷較少會使其更容易“過度自信”，同時，由于閱歷淺導(dǎo)致“可得性偏差”，從而導(dǎo)致惡性增資。

而對“框架效應(yīng)”，Kim等（2005）發(fā)現(xiàn)當(dāng)以消極框架描述時，青年比老年更謹(jǐn)慎；而當(dāng)以積極框架描述時，青年比老年更冒進(jìn)；但當(dāng)要求對選擇做出解釋時，兩個群體出現(xiàn)框架效應(yīng)的傾向都減少了。

就“心理賬戶”效應(yīng)而言，李愛梅（2006）的研究發(fā)現(xiàn)：不同年齡的人群在心理賬戶的靈活性上有明顯不同，兩者呈顯著的負(fù)相關(guān)，即年齡越小，靈活性越強。

（三） 性別

一般而言，男性由于比女性更具有冒險傾向，所以更容易做出沖動的、非理性的決策行為。

就“框架效應(yīng)”而言，F(xiàn)agley和Miller（1997）發(fā)現(xiàn)，女性出現(xiàn)“框架效應(yīng)”的概率更高。Wang（2004）的研究發(fā)現(xiàn)：當(dāng)在中小規(guī)模的風(fēng)險群體中作決策時，男性表現(xiàn)框架效應(yīng)的概率低于女性；而在大規(guī)模的風(fēng)險人群作決策時，沒有出現(xiàn)性別差異。

而對“心理賬戶”效應(yīng)，F(xiàn)rederick（2003）認(rèn)為，女性的認(rèn)知映像水平低于男性，所以更容易出現(xiàn)“心理賬戶效應(yīng)”。

（四） 受教育程度

Fennema 和Perkins （2008）發(fā)現(xiàn)：心理學(xué)專業(yè)的人士比會計類、管理類人士更容易顯示“心理賬戶效應(yīng)”，說明受教育類型是影響心理賬戶效應(yīng)的重要因素。Antonides等（2011）的研究表明，受教育程度越高，越不易出現(xiàn)“心理預(yù)算效應(yīng)”。

（五） 性格因素

沒有直接的研究表明性格因素是如何影響上述三種非理性效應(yīng)的，但一些相關(guān)研究（Petra和 Thomas，2004；Mclroy等，2007）說明：“自信”、“開放性”等性格因素與一些非理性效應(yīng)（錨定效應(yīng)）有關(guān)，而不自信、開放性低的人群更容易出現(xiàn)非理性行為。

（六）認(rèn)知需求

認(rèn)知需求（Need for Cognition，NC）對框架效應(yīng)有重要影響：NC高的人比NC低的人表現(xiàn)出較少的框架效應(yīng)，Levin和Smith（1996）關(guān)于癌癥治療方案的實驗、Inman等人（1997）關(guān)于價格折扣的實驗都證實了這一結(jié)論。Chatterjee等在研究中也發(fā)現(xiàn)了框架與NC的關(guān)聯(lián)：在獲利的情況下，NC得分低的被試因框架的不同，決策有很大的不同；而在虧損的情況下，所有的被試都受框架效應(yīng)的影響程度降低。另外有研究對廣告信息的框架和NC之間的關(guān)系進(jìn)行了分析，結(jié)果表明：對NC得分低的被試，“框架”明顯影響了廣告的吸引力、購買意愿和對產(chǎn)品性能的評價。

此外，考慮到在我國，信貸人員所在銀行的性質(zhì)、職務(wù)、工作年限等也是可能影響非理性行為的因素，因此將上述因素也一并納入研究視野。

二、實驗設(shè)計及實施

本文采用“角色扮演”實驗方法，通過設(shè)計一系列小微貸款決策情境，觀察受試者在不同情境下如何決策，驗證“前景理論”中所述非理性行為是否發(fā)生，并進(jìn)一步對其影響因素進(jìn)行分析。

（一）實驗設(shè)計

1. 決策情境。所有被試被假設(shè)為某商業(yè)銀行小微貸款部門的決策人員，根據(jù)提供的企業(yè)基本情況及背景信息決定是否同意企業(yè)的貸款申請。

在損失厭惡效應(yīng)的驗證實驗中，設(shè)置了兩種情境A、B，申貸企業(yè)甲在兩種情境中的基本信息相同，申貸項目的風(fēng)險情況也相同（如果不貸款增資，則可能既不盈利也不虧損；如果增資100萬元，則投資失敗損失全部100萬元的概率為75%，而投資成功獲利300萬元的概率為25%）。不同的是，情境A中，甲沒有來自本行的前期貸款；而情境B中，甲的項目前期投入200萬元，大部分來自本行貸款。

在框架效應(yīng)的實驗中，設(shè)置了兩種情境C、D，申貸企業(yè)甲在兩種情境中除基本信息相同外，一項產(chǎn)品開發(fā)項目的初始投資已進(jìn)行，前期投入200萬元，大部分來自本行貸款，現(xiàn)已知甲的競爭對手已研制更先進(jìn)產(chǎn)品，故甲申請新貸款增資研發(fā)，而增資的風(fēng)險情況也相同。情景C和D的不同在于分別采用了正面和負(fù)面的描述框架。

對心理賬戶效應(yīng)，本文僅以“不同來源的財富設(shè)立不同的心理賬戶”的情形為例，設(shè)置了情境E、F，兩種情境下，有兩個中小企業(yè)乙、丙分別向本行申請貸款，兩者風(fēng)險程度和收益均大體相同，不同的是：情境F中，現(xiàn)有的貸款額度是企業(yè)乙上期歸還的一筆貸款。通過考察在兩種情境下，受試者選擇貸款給企業(yè)乙或企業(yè)丙的概率是否相同，考察是否存在心理賬戶效應(yīng)。

2. 數(shù)據(jù)量化。本文的決策結(jié)果為二分類變量，選擇為“同意貸款”或“不同意貸款”（或者“概率相同”或“概率不同”），我們對其分別賦值“0”或“1”。進(jìn)一步地，將后文Logistic回歸的因變量設(shè)為：“同一決策者在上述同一組實驗場景下對照的兩個情境中決策結(jié)果之差的絕對值”，即：如果同一決策者在上述同一組實驗場景下對照的兩個情境（情境A和情境B對照、情境C和情境D對照、情境E和情境F對照）中決策結(jié)果相同，則因變量取值為“0”，表明決策者沒有表現(xiàn)出相關(guān)的非理性行為；否則，取值為“1”，表明決策者因情境設(shè)置的不同而出現(xiàn)不同的決策，受到非理性效應(yīng)的影響。這樣，因變量為二項分類變量，不服從正態(tài)分布，故采用Logistic回歸來研究影響非理性決策的相關(guān)因素，分析不同因素對非理性行為出現(xiàn)概率的影響。本文使用的統(tǒng)計軟件為SPSS 18.0。

（二）實驗實施

1. 實驗設(shè)計。本文采用“角色扮演”的實驗方法，在不同的銀行分批次進(jìn)行，利用問卷模擬實驗情境，受試者共255位。同時問卷還提供了受試者的年齡、性別、受教育程度、性格特點等基本信息，并對受試者的認(rèn)知需求進(jìn)行了測評。

在決策方式上，120位受試者僅進(jìn)行集體決策（每三人自由組合成一個集體，討論后進(jìn)行決策），其他受試先進(jìn)行個體決策，再每三人自由組合成一個集體，討論后進(jìn)行決策。

2. 受試者情況。本文在前期研究成果的基礎(chǔ)上，仍選用國內(nèi)銀行信貸人員進(jìn)行實驗，實驗樣本有所擴大，基本情況如表1所示。

表1：受試者基本情況一覽表

[統(tǒng)計指標(biāo) 頻數(shù) 比例（%） 所在銀行性質(zhì) 國有銀行 94 36.86 股份制銀行 105 41.18 城商行 56 21.96 職務(wù) 中小貸業(yè)務(wù)人員 168 65.88 其他業(yè)務(wù)人員 87 34.12 年齡 35歲以下（含） 199 78.04 35歲以上 56 21.96 性別 男 163 63.92 女 92 36.08 受教育程度 大專及以下 45 17.65 本科 138 54.12 碩士研究生及以上 72 28.24 信貸工作年限 2年以下 48 18.82 2—5年 101 39.61 5—10年 68 26.67 10年以上 38 14.90 ]

三、結(jié)果與分析

如前所述，本文的因變量為二分類變量，因此將運用Logistic回歸進(jìn)行檢驗，探討其主要影響因素。

（一）損失厭惡效應(yīng)及其影響因素

采用逐步法進(jìn)行變量刪選，最終進(jìn)入方程的自變量為：X3、X4、X5、X6、X8（見表2）。模型總體的Cox & Snell R Square為0.538，Nagelkerke R Square為0.619，表明預(yù)測準(zhǔn)確性較好。具體各回歸系數(shù)的顯著性檢驗結(jié)果如表3。

表3：Logistic回歸系數(shù)檢驗結(jié)果

[Variable B S.E. Wald df Sig. Exp（B） X3 -0.478 0.215 1.536 1 .001 0.062 X4 -0.725 0.396 2.643 1 .000 0.955 X5 -0.362 0.188 0.847 1 .011 1.174 X6 1.251 0.662 8.113 1 .000 2.208 X8 0.832 0.417 3.920 1 .000 1.259 Constant 1.205 0.847 9.307 1 .001 3.059 ]

對結(jié)果的分析如下：

1. 性別對損失厭惡效應(yīng)出現(xiàn)概率的影響最大，且男性更易顯示損失厭惡效應(yīng)，進(jìn)行“惡性增資”。這一結(jié)果彌補了以往研究的空白，提供了性別對損失厭惡效應(yīng)的研究例證，也進(jìn)一步佐證了性別與決策行為的其他相關(guān)研究，證明男性由于比女性更具有冒險傾向，所以更容易做出沖動的決策行為。

2. 第二位的影響因素是性格因素，“急躁不自信”的受試者表現(xiàn)損失厭惡的傾向更強烈。這一結(jié)果佐證了Petra和 Thomas（2004）、Mclroy等（2007）基于錨定效應(yīng)的研究，也彌補了以往研究的不足。

3. 決策方式的影響居于第三位，先個體后集體的方式有助于減少損失厭惡的出現(xiàn)。這一結(jié)果與劉志遠(yuǎn)、劉青（2007）的研究結(jié)論一致，原因是：在這種方式下，先個體決策有助于決策者減少“搭便車”的依賴性，形成自己獨立的決策，然后在后續(xù)的集體討論中再通過充分溝通使得決策結(jié)果更全面、更謹(jǐn)慎，故降低了非理性決策的出現(xiàn)概率。

4. 受試者的工作年限也是一個影響因素，工作年限越長，進(jìn)行“惡性增資”的可能性減小?？赡艿慕忉屖牵弘S著工作年限增加，閱歷經(jīng)驗越豐富，決策越全面謹(jǐn)慎、越理性。

5. 影響力最小的一個因素是年齡，年齡大的被試出現(xiàn)損失厭惡效應(yīng)的可能性減小。

6. 信貸人員所在銀行的所有制性質(zhì)、其職務(wù)、受教育程度、認(rèn)知需求等因素與損失厭惡效應(yīng)是否出現(xiàn)沒有明顯關(guān)聯(lián)。

（二）框架效應(yīng)及其影響因素

采用逐步法進(jìn)行變量刪選，最終進(jìn)入方程的自變量為：X4、X6、X7、X9（見表2）。模型總體的Cox & Snell R Square為0.625，Nagelkerke R Square為0.674，表明預(yù)測準(zhǔn)確性較好。具體各回歸系數(shù)的顯著性檢驗結(jié)果如表4。

表4：Logistic回歸系數(shù)檢驗結(jié)果

[Variable B S.E. Wald df Sig. Exp（B） X4 -0.417 0.199 1.074 1 .002 1.327 X6 -0.714 0.284 2.341 1 .000 3.102 X7 -0.516 0.865 1.682 1 .001 1.947 X9 -0.930 0.533 7.813 1 .000 2.856 Constant 4.774 2.690 12.726 1 .022 3.711 ]

對結(jié)果的分析如下：

1. 首先，認(rèn)知需求對框架效應(yīng)出現(xiàn)概率的影響最大，NC得分高的被試不容易出現(xiàn)框架效應(yīng)。這一結(jié)果與Levin和Smith（1996）、Inman等人（1997）、Zhang和Buda（1999）的研究一致，證實了認(rèn)知需求在防止框架效應(yīng)上的作用。

2. 其次，性別的影響也較大，且女性比男性受框架效應(yīng)影響更大。這一結(jié)果與Fagley和Miller（1997）的研究相符，原因可能是因為女性更為感性，從而受到不同的描述框架的影響更大一些。

3. 再次，受教育程度越高，出現(xiàn)框架效應(yīng)的概率越小。這一結(jié)論印證了Antonides等（2011）的結(jié)果，表明受教育程度高的人，能更好地深入到問題的本質(zhì)，而不是僅停留在描述框架本身來做決策，從而能避免框架效應(yīng)。

4. 影響力最小的一個因素是決策方式，但先個體后集體的決策方式仍然可以降低框架效應(yīng)的出現(xiàn)概率。

5. 信貸人員所在銀行的所有制性質(zhì)、其職務(wù)、工作年限、年齡、性格等因素對框架效應(yīng)是否出現(xiàn)沒有顯著關(guān)聯(lián)。

（三）心理賬戶

采用逐步法進(jìn)行變量刪選，最終進(jìn)入方程的自變量為：X1、X2、X3、X8（見表2）。模型總體的Cox & Snell R Square為0.704，Nagelkerke R Square為0.815，預(yù)測準(zhǔn)確性良好。具體各回歸系數(shù)的顯著性檢驗結(jié)果如表5。

表5：Logistic回歸系數(shù)檢驗結(jié)果

[Variable B S.E. Wald df Sig. Exp（B） X1 -0.508 0.322 2.726 1 .000 1.436 X2 0.472 0.529 1.643 1 .000 1.213 X3 -0.225 1.172 0.717 1 .015 0.505 X8 0.306 0.809 1.003 1 .001 0.724 Constant 1.067 4.127 8.152 1 .038 2.026 ]

對結(jié)果的分析如下：

1. 受試者所在銀行的所有制性質(zhì)對心理賬戶效應(yīng)出現(xiàn)概率的影響最大，國有銀行的受試者表現(xiàn)出更高的“心理賬戶”效應(yīng)的傾向。在本文中，國有銀行的受試者在情境E中，對項目1和項目2的偏好是大體相同的，但在情境F中則更多地傾向于項目1，因為其習(xí)慣性地將企業(yè)A歸還的上期貸款視為來源于與之前情況不同的“心理賬戶”，將其視為企業(yè)A信用良好的表征，而忽略了每一筆貸款決策都應(yīng)該基于新的信用狀況進(jìn)行考察。

2. 第二位的影響因素是職務(wù)，中小貸業(yè)務(wù)人員比其他部門人員更不容易出現(xiàn)“心理賬戶”效應(yīng)。說明在本實驗中，他們能更理性地對待貸款來源，不會將企業(yè)A歸還的上期貸款設(shè)為不同的“賬戶”，認(rèn)為由不同來源的財富而設(shè)立的心理賬戶之間具有非替代性，從而出現(xiàn)非理性決策行為。

3. 再次，性格特點也對心理賬戶效應(yīng)的出現(xiàn)概率有影響?！俺练€(wěn)自信”的受試者更不容易表現(xiàn)出心理賬戶效應(yīng)。這可能是因為具有此類性格特點的人更少用直覺啟發(fā)式判斷，更理性，從而更少顯示非理性決策。

4. 影響力最小的一個因素是工作年限。受試者工作年限越長，越不容易表現(xiàn)心理賬戶效應(yīng)。

5. 此外，決策方式、信貸人員年齡、性別、受教育程度、認(rèn)知需求等因素對心理賬戶效應(yīng)是否出現(xiàn)沒有明顯影響。

四、結(jié)論與展望

本文運用實驗研究的方法，以前景理論為框架，對我國銀行小微貸款決策者的三種非理性行為進(jìn)行了研究，并進(jìn)一步分析了決策者的多種外部、內(nèi)部特征對非理性行為出現(xiàn)概率的影響。實驗結(jié)果表明：（1）就“損失厭惡”效應(yīng)而言，受試者的性別對損失厭惡效應(yīng)出現(xiàn)概率的影響最大，其次的影響因素是性格、決策方式、受試者的工作年限與年齡；（2）對“框架效應(yīng)”，被試認(rèn)知需求的影響最大，認(rèn)知需求得分高的被試不容易出現(xiàn)框架效應(yīng)，其他的影響因素依次是：被試的性別、受教育程度、決策方式；（3）對“心理賬戶”效應(yīng)，受試者所在銀行的所有制性質(zhì)對心理賬戶效應(yīng)出現(xiàn)概率的影響最大，國有銀行的受試者表現(xiàn)出更高的“心理賬戶”效應(yīng)的傾向，其他的影響因素依次為：受試者的職務(wù)、性格特點、工作年限。

在今后的研究中，應(yīng)進(jìn)一步對認(rèn)知偏差、沉沒成本效應(yīng)等更多非理性行為及其影響因素進(jìn)行探討，這樣才能更深入地探究銀行信貸決策的操作風(fēng)險，制定有針對性的防范措施。

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