中國(guó)融資融券業(yè)務(wù)處置效應(yīng)的實(shí)證分析

肖 琳,趙大萍,房 勇

(1.中國(guó)科學(xué)院數(shù)學(xué)與系統(tǒng)科學(xué)研究院，北京 100190；2.中國(guó)科學(xué)院大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，北京 100190；3.首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)金融學(xué)院，北京 100070)

1 引言

處置效應(yīng)是資本市場(chǎng)中普遍存在的一種投資者非理性行為，它闡述了一種有悖于“理性人”假說(shuō)和期望效用理論的金融異象：投資者傾向于賣(mài)出處于盈利狀態(tài)的投資；而當(dāng)投資處于虧損狀態(tài)時(shí)，投資者則不愿意出售此項(xiàng)投資。對(duì)于投資者產(chǎn)生處置效應(yīng)的原因，學(xué)者們從傳統(tǒng)金融學(xué)和行為金融學(xué)的角度均做出了解釋。傳統(tǒng)金融學(xué)的觀點(diǎn)認(rèn)為，投資者往往抱有均值回復(fù)信念[1]，即期望其目前所持有的虧損股票的價(jià)格在未來(lái)會(huì)發(fā)生逆轉(zhuǎn)，因此不會(huì)選擇及時(shí)止損?；谛袨榻鹑趯W(xué)的解釋主要是前景理論以及損失厭惡與后悔理論。在前景理論的框架下，當(dāng)人們面臨多個(gè)選擇時(shí)，他們往往是最大化“S”形價(jià)值函數(shù)，而不是傳統(tǒng)的效用函數(shù)。由于價(jià)值函數(shù)在盈利部分是凹函數(shù)，在虧損部分是凸函數(shù)。因此，當(dāng)處于盈利狀態(tài)時(shí)，投資者是風(fēng)險(xiǎn)回避者，傾向于賣(mài)出風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)； 當(dāng)處于虧損時(shí)， 投資者是風(fēng)險(xiǎn)偏好者，表現(xiàn)出愿意持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的投資行為[2]。而損失厭惡與后悔理論則認(rèn)為，當(dāng)不確定條件中包含后悔因素時(shí)，投資者會(huì)選擇投資決策，使得后悔因素最小，因此為避免實(shí)現(xiàn)損失所帶來(lái)的痛苦與后悔，投資者傾向于長(zhǎng)時(shí)間持有虧損股票[3]。

自從Shefrin等首次提出并命名處置效應(yīng)后，國(guó)內(nèi)外大量實(shí)證研究驗(yàn)證了處置效應(yīng)的存在性。對(duì)處置效應(yīng)存在性的檢驗(yàn)最初是通過(guò)研究股票往期價(jià)格與異常交易量之間的關(guān)系進(jìn)行的。Lakonishok等[4]發(fā)現(xiàn)盈利股票比虧損股票有著更高的異常交易量，由此美國(guó)股票市場(chǎng)上的處置效應(yīng)得以證明。接著，Odean[5]構(gòu)建了經(jīng)典的盈利實(shí)現(xiàn)比率-損失實(shí)現(xiàn)比率(PGR-PLR)指標(biāo)，以此來(lái)對(duì)市場(chǎng)的整體處置效應(yīng)進(jìn)行刻畫(huà)。該方法計(jì)算得到的盈利實(shí)現(xiàn)比率(PGR)為14.8%，損失實(shí)現(xiàn)比率(PLR)為9.8%，兩者之間的顯著差異再次證明了美國(guó)股票市場(chǎng)整體上存在處置效應(yīng)。隨后，回歸分析也被用于處置效應(yīng)存在性的檢驗(yàn)。Grinblatt和Keloharju[6]研究了芬蘭市場(chǎng)上個(gè)人及機(jī)構(gòu)投資者買(mǎi)賣(mài)股票的日度數(shù)據(jù)，利用Logit 回歸研究了促使投資者進(jìn)行交易的因素。研究發(fā)現(xiàn)當(dāng)出現(xiàn)較大損失時(shí)，股票被賣(mài)掉的概率會(huì)降低32%。

隨著對(duì)處置效應(yīng)研究的進(jìn)一步深入，學(xué)者們更細(xì)致地探討了不同交易主體的處置效應(yīng)。Jordan和Diltz[7]通過(guò)研究日交易者的交易數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)樣本中約65%的日交易者持有損失股票的時(shí)間比持有盈利股票的時(shí)間長(zhǎng)。Locke等[8]發(fā)現(xiàn)，芝加哥商品交易所的全職高頻交易者持有損失股票的時(shí)間顯著高于持有收益股票的時(shí)間。Li Jin等[9]研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)共同基金經(jīng)歷管理變更后，新的基金經(jīng)理傾向于大量賣(mài)掉之前的損失股票；而連任的基金經(jīng)理出于試圖保護(hù)自己事業(yè)的心理，不愿意承認(rèn)之前所犯的錯(cuò)誤，因而在很長(zhǎng)一段時(shí)間內(nèi)依然持有損失股票。Szyszka等[10]在波蘭新興的IPO市場(chǎng)上進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)無(wú)論是采用名義還是經(jīng)過(guò)市場(chǎng)調(diào)節(jié)后的收益率進(jìn)行計(jì)算，首日收益為正的股票的交易量均顯著高于首日虧損的股票的交易量。

國(guó)內(nèi)學(xué)者采取了類(lèi)似的方法研究了中國(guó)投資者的處置效應(yīng)。趙學(xué)軍和王永宏[11]應(yīng)用PGR-PLR指標(biāo)，首次發(fā)現(xiàn)國(guó)內(nèi)股票市場(chǎng)同樣存在處置效應(yīng)；任德平等[12]在線性量?jī)r(jià)回歸模型的基礎(chǔ)上，選取6種不同方式對(duì)投資者心理參考價(jià)格進(jìn)行設(shè)定，發(fā)現(xiàn)，無(wú)論采取哪種參考價(jià)格，結(jié)果均表明，中國(guó)股票投資者整體存在處置效應(yīng)；池麗旭等[13]從IPO交易量入手，驗(yàn)證了交易新股的投資者同樣具有賣(mài)盈持虧的行為傾向；伍燕然等[14]以5萬(wàn)只開(kāi)放式股票型基金的43.7萬(wàn)個(gè)人賬戶(hù)為樣本，發(fā)現(xiàn)中國(guó)基金投資者表現(xiàn)出顯著的處置效應(yīng)，并且個(gè)體處置效應(yīng)強(qiáng)度與性別、年齡、地域、開(kāi)戶(hù)渠道相關(guān)；除了以上傳統(tǒng)金融市場(chǎng)，2005年股改后的權(quán)證市場(chǎng)的處置效應(yīng)也得到了驗(yàn)證：張偉強(qiáng)等[15]對(duì)某證券公司2005～2009年權(quán)證T+0交易記錄進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)盈利狀態(tài)時(shí)權(quán)證被賣(mài)出的可能性是虧損狀態(tài)時(shí)被賣(mài)出可能性的1.129倍。

隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展以及證券市場(chǎng)的逐漸成熟，許多新興的證券交易制度也在不斷涌現(xiàn)，其中備受關(guān)注的是融資融券業(yè)務(wù)。自2010年3月10日融資融券業(yè)務(wù)正式啟動(dòng)以來(lái)，短短幾年時(shí)間，兩融業(yè)務(wù)發(fā)展迅猛：兩融余額由最初的幾百億規(guī)模增加到如今突破9600億，兩融標(biāo)的從最初僅有的90只擴(kuò)容至950只，所涵蓋的個(gè)股也從之前單一的藍(lán)籌股向中小市值的股票延伸。兩融業(yè)務(wù)的開(kāi)展對(duì)我國(guó)證券市場(chǎng)有著深遠(yuǎn)的影響：一方面，融資融券增加了交易量和交易額，提高了市場(chǎng)交易效率；另一方面，融資融券業(yè)務(wù)擴(kuò)大了信貸規(guī)模，并且通過(guò)資金杠桿放大了收益或虧損，因此在市場(chǎng)出現(xiàn)劇烈動(dòng)蕩時(shí)可能誘發(fā)金融危險(xiǎn)。目前國(guó)內(nèi)對(duì)兩融市場(chǎng)的研究主要集中于融資融券業(yè)務(wù)的開(kāi)展模式[16]，兩融業(yè)務(wù)與股市波動(dòng)率之間的相關(guān)性[17]，兩融交易機(jī)制對(duì)股票定價(jià)的影響[18]，融資融券制度環(huán)境下中性配對(duì)交易策略的構(gòu)建[19]，以及風(fēng)險(xiǎn)控制和監(jiān)管[20]。然而，還沒(méi)有國(guó)內(nèi)學(xué)者從行為金融的角度出發(fā)，對(duì)兩融市場(chǎng)上所存在的非理性因素進(jìn)行系統(tǒng)研究。因此，針對(duì)融資融券投資者具體行為模式的研究具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。本文試圖檢驗(yàn)兩融市場(chǎng)上處置效應(yīng)的存在性，并進(jìn)一步分析影響個(gè)體處置效應(yīng)的相關(guān)因素。與已有文獻(xiàn)相比，本文具有以下特色與貢獻(xiàn)：在國(guó)內(nèi)首次利用個(gè)人賬戶(hù)數(shù)據(jù)研究中國(guó)市場(chǎng)融資融券業(yè)務(wù)處置效應(yīng)；研究的時(shí)間區(qū)間是2014年11月至2016年10月，為一個(gè)完整的市場(chǎng)周期，并且樣本中投資者來(lái)自全國(guó)二十多個(gè)城市，覆蓋面廣；此外，本文同時(shí)采取了離散指標(biāo)以及生存分析兩種方法對(duì)處置效應(yīng)存在性進(jìn)行了研究。

2 理論分析與研究假設(shè)

國(guó)內(nèi)外大量實(shí)證研究表明，處置效應(yīng)普遍存在于世界各地各類(lèi)市場(chǎng)中。歐美與中東地區(qū)的股票、基金、債券、期貨、房地產(chǎn)等市場(chǎng)中的處置效應(yīng)相繼被檢出[21-25]。近年來(lái)，國(guó)內(nèi)的股票、基金、權(quán)證市場(chǎng)上同樣也被發(fā)現(xiàn)存在著顯著的處置效應(yīng)[11-13]，并且，趙學(xué)軍等研究得出結(jié)論，國(guó)內(nèi)股票投資者賣(mài)盈持虧的傾向比國(guó)外更嚴(yán)重[11]。本文所研究的融資融券市場(chǎng)，與股票市場(chǎng)有著緊密的聯(lián)系，并且考慮到中國(guó)投資者相對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家投資者更為不理性的現(xiàn)狀，本文對(duì)處置效應(yīng)的存在性做出以下假設(shè)：

假設(shè)1 中國(guó)兩融市場(chǎng)整體上存在處置效應(yīng)。

其次，本文推測(cè)性別、年齡與投資水平均是影響個(gè)體處置效應(yīng)的因素。接下來(lái)，本文將逐個(gè)分析這些因素與處置效應(yīng)強(qiáng)度之間的關(guān)系，并做出相應(yīng)假設(shè)。

2.1 性別

已有不少研究表明，男性與女性在風(fēng)險(xiǎn)厭惡水平以及金融決策能力和心理方面存在顯著差異。而這些差異也會(huì)使得男性與女性表現(xiàn)出不同強(qiáng)度的處置效應(yīng)。

2.1.1 風(fēng)險(xiǎn)厭惡

Byrnes等[26]通過(guò)對(duì)150項(xiàng)相關(guān)研究進(jìn)行文獻(xiàn)計(jì)量分析發(fā)現(xiàn)，在所研究的總共15項(xiàng)冒險(xiǎn)行為中，女性在14項(xiàng)行為上表現(xiàn)出了更為強(qiáng)烈的風(fēng)險(xiǎn)厭惡。特別地，男性與女性在與智力和體力相關(guān)的冒險(xiǎn)行為上的表現(xiàn)差異尤為明顯。即使在承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)看起來(lái)是個(gè)正確選擇的情形下，女性也往往選擇不去冒險(xiǎn)。而上文已經(jīng)提到，處置效應(yīng)的成因之一是，投資者厭惡由實(shí)現(xiàn)損失所帶來(lái)的遺憾和后悔。因此風(fēng)險(xiǎn)厭惡水平更高的女性理應(yīng)更傾向于長(zhǎng)期持有損失資產(chǎn)。

2.1.2 金融素養(yǎng)與決策心理

不少研究表明，男性投資者普遍比女性投資者有著更加良好的金融素養(yǎng)，并且在進(jìn)行金融決策時(shí)更加自信。Lusardi等[27]對(duì)部分美國(guó)女性進(jìn)行試驗(yàn)，考查其對(duì)經(jīng)濟(jì)金融學(xué)常識(shí)以及基本數(shù)量概念的掌握情況。然而即使是很簡(jiǎn)單的有關(guān)利率的問(wèn)題，也只有61.9%的女性回答正確。此外，在進(jìn)行投資決策時(shí)，男性比女性具有更加強(qiáng)烈的過(guò)度自信的傾向，這導(dǎo)致他們即使在出現(xiàn)損失的情況下，交易次數(shù)也會(huì)比女性更多[28]。

基于以上兩點(diǎn)分析，本文做出以下假設(shè)：

假設(shè)2 兩融市場(chǎng)上男性投資者的處置效應(yīng)要弱于女性投資者。

2.2 年齡

伍燕然等[14]在研究基金投資者處置效應(yīng)的個(gè)體差異時(shí)，將投資者分為青年人、中年人與老年人三組，發(fā)現(xiàn)處置效應(yīng)隨著年齡增長(zhǎng)而逐漸增強(qiáng)。伍燕然等[14]解釋到，中年投資者是家庭收入的主要來(lái)源，責(zé)任重大，故對(duì)投資異常謹(jǐn)慎，不會(huì)輕易讓賬面損失變?yōu)楝F(xiàn)實(shí)，因此處置效應(yīng)較高。而35歲以下的青年投資者們大多出生成長(zhǎng)于改革開(kāi)放之后，正值中國(guó)從高度集中的計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制向充滿(mǎn)生機(jī)與活力的社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制轉(zhuǎn)變。因此這個(gè)年齡階段的投資者們眼界更加開(kāi)闊，思想更加開(kāi)放，對(duì)待風(fēng)險(xiǎn)和損失更加理性，處置效應(yīng)也就更低[29]。此外，Lusardi等[27]的研究表明50歲后的老年投資者掌握的金融知識(shí)不及年輕的投資者，并且由于開(kāi)始出現(xiàn)認(rèn)知缺損，因此更容易在金融決策中犯錯(cuò)，這導(dǎo)致了老年人處置效應(yīng)最高。基于以上研究結(jié)論并且結(jié)合融資融券市場(chǎng)的相關(guān)特點(diǎn)，本文認(rèn)為，兩融市場(chǎng)上青年投資者的處置效應(yīng)與中年投資者的處置效應(yīng)之間的相對(duì)關(guān)系不會(huì)發(fā)生顯著性改變；然而，老年投資者的處置效應(yīng)會(huì)比其它兩個(gè)年齡階段投資者的處置效應(yīng)來(lái)的更低，原因有以下兩點(diǎn)：

第一，兩融市場(chǎng)準(zhǔn)入條件從經(jīng)驗(yàn)、專(zhuān)業(yè)知識(shí)、可操作資金量三個(gè)方面對(duì)投資者入市做了限制。因此，能夠投資兩融業(yè)務(wù)的老年人投資能力超出同齡人平均水平。于是，由于樣本選擇偏差的存在，我們不能簡(jiǎn)單地將他們視為普通老年投資者，套用Lusardi等[27]的結(jié)論。

第二，兩融業(yè)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)較高，并且投資者還背負(fù)著日計(jì)利息的壓力。老年人沒(méi)有穩(wěn)定的工資來(lái)源，且由于精力和體力的緣故，無(wú)法像青年人或中年人一樣在投資失敗后重回工作崗位。因此，考慮到高風(fēng)險(xiǎn)以及自身能力有限，老年人很有可能選擇及時(shí)止損。

基于以上分析，本文對(duì)融資融券市場(chǎng)上各年齡階段投資者處置效應(yīng)之間的關(guān)系做出以下假設(shè)：

假設(shè)3 兩融市場(chǎng)上老年投資者處置效應(yīng)<青年投資者處置效應(yīng)<中年投資者處置效應(yīng)。

2.3 投資水平

投資水平較高的個(gè)體通常對(duì)投資基本原理和金融產(chǎn)品及市場(chǎng)了解更為廣泛和透徹，且往往具有更加豐富的投資經(jīng)驗(yàn)，所以這類(lèi)投資者有更多機(jī)會(huì)了解到投資者非理性行為的存在，也就有更大可能性去下意識(shí)地修正這種行為模式[30]。但是個(gè)體投資水平不能直接被觀察到，因此需要引入合適的代理變量。本文首先選取了觀察期內(nèi)所購(gòu)買(mǎi)過(guò)的標(biāo)的物不同的合約總數(shù)作為投資者投資水平的代理變量。這是因?yàn)?，合約種類(lèi)數(shù)目多可以反映投資者具有以下兩個(gè)特質(zhì)：

第一，具有風(fēng)險(xiǎn)分散的意識(shí)。Rooij等[31]及Lusardi等[27]均指出，能夠通過(guò)多樣化的投資來(lái)分散風(fēng)險(xiǎn)是具備高級(jí)金融知識(shí)的體現(xiàn)之一?；趦扇谑袌?chǎng)的“高風(fēng)險(xiǎn)，高杠桿，高負(fù)債”的特點(diǎn)，有理由認(rèn)為，有經(jīng)驗(yàn)的投資者在兩融市場(chǎng)上進(jìn)行投資時(shí)，也會(huì)盡量將資金投放于具有不同類(lèi)別標(biāo)的物的合約上。

第二，具有動(dòng)態(tài)調(diào)整投資組合的意識(shí)。在本文的樣本中，大部分觀察期內(nèi)合約種類(lèi)數(shù)目多的投資者并非總是在一開(kāi)始就購(gòu)買(mǎi)了多種不同標(biāo)的物的合約，而往往是隨著時(shí)間的推移，不斷往投資組合內(nèi)添加新種類(lèi)的合約。結(jié)合2015～2016年動(dòng)蕩的中國(guó)股市以及復(fù)雜的宏觀環(huán)境，本文推測(cè)，一方面，這類(lèi)投資者具有審時(shí)度勢(shì)，根據(jù)市場(chǎng)動(dòng)態(tài)不斷調(diào)整投資組合的能力。另一方面，這類(lèi)投資者的信息來(lái)源可能較為豐富。

此外，Shapira等[21]中將樣本分為獨(dú)立賬戶(hù)和托管賬戶(hù)兩種類(lèi)型。其中獨(dú)立賬戶(hù)為不接受任何外界咨詢(xún)，完全獨(dú)立打理個(gè)人賬戶(hù)的投資者所開(kāi)；而托管賬戶(hù)則是由擁有較豐富經(jīng)驗(yàn)與信息來(lái)源的職業(yè)投資者所管理。他們發(fā)現(xiàn)，托管賬戶(hù)的平均總成交量要顯著大于獨(dú)立賬戶(hù)的平均總成交量。因此，本文也采用觀察期內(nèi)合約總成交量作為投資者投資水平的代理變量?；谝陨纤x的兩個(gè)代理變量，本文對(duì)投資水平與處置效應(yīng)之間的關(guān)系做出以下兩點(diǎn)假說(shuō)：

假設(shè)4.A 觀察期內(nèi)購(gòu)買(mǎi)的合約種類(lèi)數(shù)越多的投資者處置效應(yīng)越低。

假設(shè)4.B 觀察期內(nèi)合約總成交量越大的投資者處置效應(yīng)越低。

3 研究方法與模型構(gòu)建

本文將分別采用PGR-PLR指標(biāo)以及生存分析方法來(lái)檢驗(yàn)兩融市場(chǎng)上處置效應(yīng)的存在性，接著應(yīng)用生存分析進(jìn)行建模來(lái)探討性別、年齡、投資水平與處置效應(yīng)之間的關(guān)系。

3.1 PGR-PLR指標(biāo)

目前檢驗(yàn)處置效應(yīng)最普遍的做法之一是采取Odean定義的PGR-PLR指標(biāo)[30]。PGR為盈利實(shí)現(xiàn)比例，PLR為虧損實(shí)現(xiàn)比例。盈利實(shí)現(xiàn)比例(PGR)與虧損實(shí)現(xiàn)比例(PLR)的計(jì)算公式如下：

PGR=實(shí)現(xiàn)盈利/(實(shí)現(xiàn)盈利+票面盈利)

PLR=實(shí)現(xiàn)虧損/(實(shí)現(xiàn)虧損+票面虧損)

其中實(shí)現(xiàn)盈利/虧損與票面盈利/虧損的定義如下：每當(dāng)某個(gè)賬戶(hù)了結(jié)一份合約時(shí)，可以按照如下步驟計(jì)算該投資者此次所對(duì)應(yīng)的實(shí)現(xiàn)盈利/虧損與票面盈利/虧損：如果該合約的標(biāo)的股票價(jià)格高于平均買(mǎi)入價(jià)格，則這份合約是實(shí)現(xiàn)盈利，否則，則被稱(chēng)為實(shí)現(xiàn)虧損。此外，該日該賬戶(hù)中其它沒(méi)有被賣(mài)出的合約可以被分為三類(lèi)：若合約的標(biāo)的股票該日最高價(jià)與最低價(jià)均低于合約的平均買(mǎi)入價(jià)格，則稱(chēng)為票面虧損；若合約的標(biāo)的股票該日最高價(jià)與最低價(jià)均高于合約的平均買(mǎi)入價(jià)格，則稱(chēng)為票面盈利；否則，這份合約既不是票面虧損也不是票面盈利。應(yīng)用這種方法將所有投資者每次的實(shí)現(xiàn)盈利/虧損與票面盈利/虧損分別累加起來(lái)，便得到了整個(gè)市場(chǎng)上的實(shí)現(xiàn)盈利/虧損與票面盈利/虧損。

PGR與PLR分別刻畫(huà)了投資者實(shí)現(xiàn)盈利和實(shí)現(xiàn)虧損傾向的大小。若PGR>PLR，即投資者更傾向于實(shí)現(xiàn)盈利，則處置效應(yīng)存在[8]。該方法能較好地衡量市場(chǎng)整體的平均處置效應(yīng)，但并不適用于考查處置效應(yīng)的個(gè)體水平。這是因?yàn)?，許多投資者只賣(mài)掉盈利的資產(chǎn)(PGR-PLR=1)或者只賣(mài)掉虧損的資產(chǎn)(PGR-PLR=-1)，導(dǎo)致PGR-PLR的取值不光滑，不連續(xù)，因此不適合用于截面回歸分析。此外，此方法只考慮了股票賣(mài)出當(dāng)日的價(jià)格信息。然而，持有股票期間每一天的盈虧情況對(duì)于研究投資者的處置效應(yīng)都是有價(jià)值的。

3.2 生存分析

3.2.1 模型介紹與變量定義

為了充分利用合約持有期間每一天的股價(jià)信息，本文采用生存分析中的Cox比例風(fēng)險(xiǎn)模型。Cox比例風(fēng)險(xiǎn)模型原本是用來(lái)計(jì)算生物在生存時(shí)間達(dá)到t天時(shí)的死亡概率，本文應(yīng)用該模型來(lái)刻畫(huà)投資者i的一份合約j在持有期達(dá)到t天時(shí)被了結(jié)的條件概率：

h(t,Xi,Zt)=h0(t)exp(Xiβ+Zijtγ+αXi*Zijt)

風(fēng)險(xiǎn)函數(shù)由兩項(xiàng)構(gòu)成。其中，h0(t)為基本風(fēng)險(xiǎn)函數(shù)。該函數(shù)代表樣本中一份合約的平均了結(jié)概率，與投資者及合約類(lèi)型無(wú)關(guān)，只與持有期有關(guān)。在實(shí)際操作中，我們所感興趣的參數(shù)(β，γ)的估計(jì)并不依賴(lài)于h0(t)的具體形式。第二項(xiàng)為相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)函數(shù)，該部分由模型中的協(xié)變量決定。我們可以通過(guò)往模型中加入不同的協(xié)變量來(lái)研究不同因素對(duì)合約了結(jié)概率的影響。本文我們考慮三種類(lèi)型的協(xié)變量。第一類(lèi)為不隨時(shí)間變化的固定協(xié)變量，包括投資者的性別，年齡，教育水平以及投資水平；第二類(lèi)為時(shí)變協(xié)變量Zijt，例如虧損狀態(tài)變量loss。為了研究影響個(gè)體處置效應(yīng)的因素，我們會(huì)進(jìn)一步往模型中加入固定協(xié)變量Xi與時(shí)變協(xié)變量Zijt的交叉項(xiàng)。本文中各變量定義如表1所示：

3.2.2 模型建立

為驗(yàn)證假設(shè)1，建立如下模型：

h(t,Zt)=h0(t)exp(lossijt*γ+εijt)

(1)

若系數(shù)γ<0,則證明兩融市場(chǎng)上處置效應(yīng)存在。

為驗(yàn)證假設(shè)2，建立如下模型：

h(t,Xi,Zt)=h0(t)exp(β1genderi+γlossijt+α1genderi*lossijt)

(2)

表1 符號(hào)與定義

若系數(shù)β1<0,則證明女性投資者的處置效應(yīng)要高于男性投資者。

為驗(yàn)證假設(shè)3，建立如下模型：

h(t,Xi,Zt)=h0(t)exp(β2agei+γlossijt+α2agei*lossijt)

(3)

其中age=(age1,age2)，所以交叉項(xiàng)系數(shù)α2為一個(gè)二維向量(α21,α22)，若系數(shù)α21<0,α22>0，則證明中年投資者處置效應(yīng)要高于青年投資者，而老年投資者處置效應(yīng)要低于青年資者。

為驗(yàn)證假設(shè)4.A，并且考慮到投資水平的代理變量div為連續(xù)變量，建立模型如下：

h(t,Xi,Zt)=h0(t)exp(γlossijt+α3divi*lossijt)

(4)

同理，為驗(yàn)證假設(shè)4.B，建立如下模型：

h(t,Xi,Zt)=h0(t)exp(γlossijt+α4voli*lossijt)

(5)

若系數(shù)α3>0,α4>0,則假設(shè)4.A與4.B成立，這說(shuō)明，投資水平越高的投資者處置效應(yīng)越低。

為了消除隊(duì)列效應(yīng)以及檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)定性，本文在以上各模型的基礎(chǔ)上，加入性別(gender)、年齡(age)、學(xué)歷(edu)作為控制變量(原模型中已有的變量則不再加入)，得到新的模型再次進(jìn)行計(jì)算。

4 數(shù)據(jù)

4.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文所用數(shù)據(jù)來(lái)自于某著名券商的營(yíng)業(yè)部，包括最近兩年該營(yíng)業(yè)部?jī)?nèi)投資者的全部融資業(yè)務(wù)交易記錄，時(shí)間從2014年11月12日至2016年10月27日?；顒?dòng)的投資者賬目為30512個(gè)，交易記錄總數(shù)為3239305條，每條記錄包括的信息有：開(kāi)倉(cāng)日期、合約結(jié)束日、了結(jié)日期、證券代碼、證券名稱(chēng)、股東代碼、交易行為、合同序號(hào)、合約數(shù)量、合約費(fèi)用、合約預(yù)計(jì)利息、合同編號(hào)、客戶(hù)代碼、客戶(hù)名稱(chēng)、客戶(hù)性質(zhì)、性別、學(xué)歷、住宅地區(qū)、出生日期、客戶(hù)信用評(píng)級(jí)等。股票價(jià)格的數(shù)據(jù)來(lái)源于Wind數(shù)據(jù)庫(kù)。由于所有合約觀察期內(nèi)均已了結(jié)，所以不存在刪失數(shù)據(jù)或截尾數(shù)據(jù)。只考慮融資業(yè)務(wù)的原因是：由于券源少，融券費(fèi)用相對(duì)較高，目前融資和融券業(yè)務(wù)的分化十分嚴(yán)重。截止2017年4月27日，融資余額為9100.11億元，占比99.47%，融券余額為48.53億元，占比0.53%。因此，由于開(kāi)展融券業(yè)務(wù)的投資者極少，融券交易記錄也就很難反應(yīng)投資者的一般行為模式。故本文將注意力集中在融資業(yè)務(wù)上。

4.2 數(shù)據(jù)清理

4.2.1 建立投資者個(gè)人交易信息記錄

首先按照客戶(hù)代碼、股票代碼、開(kāi)倉(cāng)日期、了結(jié)日期依次進(jìn)行排序，構(gòu)造出每一位投資者在這段時(shí)間內(nèi)的交易記錄。整理出來(lái)的數(shù)據(jù)包含30512位投資者的交易信息，但本文最終只利用了其中10946位投資者的信息來(lái)進(jìn)行研究，原因如下：

首先，刪去樣本中的機(jī)構(gòu)投資者。本文研究的對(duì)象是兩融市場(chǎng)上的個(gè)體投資者，所以將機(jī)構(gòu)投資者(占比0.04%)刪去，剩余30499位個(gè)人投資者。

其次，刪去個(gè)人信息缺失的投資者。由于本文旨在研究投資者處置效應(yīng)的個(gè)體差異，所以需要投資者個(gè)人特征信息，如性別、年齡、學(xué)歷、客戶(hù)類(lèi)型。在原始樣本中有部分投資者存在信息缺失，其中性別信息缺失(2.28%)、年齡信息缺失(2.76%)、學(xué)歷信息缺失(2.09%)、客戶(hù)類(lèi)型信息缺失(2.08%)。我們將這些存在一類(lèi)或多類(lèi)信息缺失的投資者從樣本中刪去，剩余25022個(gè)賬戶(hù)。

第三，刪去交易頻率過(guò)低的投資者。在我們的樣本中，部分賬戶(hù)交易相對(duì)不活躍(觀察期內(nèi)交易記錄少于20條)，從這類(lèi)賬戶(hù)中我們所能獲取的信息有限，因此也將它們從樣本中刪去。

進(jìn)行了以上三個(gè)數(shù)據(jù)清理步驟后，最終樣本中剩余賬戶(hù)數(shù)為10946個(gè)。

4.2.2 整理投資者交易記錄

我們觀察投資者的交易數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)他們的買(mǎi)賣(mài)行為可以被歸結(jié)為以下兩種情形:

簡(jiǎn)單交易：同一標(biāo)的的合約只涉及到一次買(mǎi)進(jìn)，一次了結(jié)。

序列交易：同一標(biāo)的的合約多次買(mǎi)進(jìn)，一次了結(jié)或是多次買(mǎi)進(jìn)，多次了結(jié)。

本文數(shù)據(jù)中，簡(jiǎn)單交易為152100，占比42.27%，序列交易207694，占比57.73%。本文采取Shapirza等[21]中First-in-first-out的方法處理序列交易：即只考慮首次購(gòu)買(mǎi)與首次了結(jié)。首次了結(jié)時(shí)間一到，在此之前購(gòu)買(mǎi)的此類(lèi)合約全部視為已了結(jié)。并且，以這期間購(gòu)買(mǎi)過(guò)的此類(lèi)合約的平均價(jià)格作為該合約的最終價(jià)格，持有期為這些合約持有期的平均值。

4.3 數(shù)據(jù)描述

表2為原始樣本以及經(jīng)過(guò)數(shù)據(jù)清理后的樣本中投資者性別、年齡、學(xué)歷的分布情況統(tǒng)計(jì)：

表3為對(duì)樣本中投資者交易記錄進(jìn)行整理后，所有已了結(jié)合約的基本情況統(tǒng)計(jì)。

表2 賬戶(hù)基本情況

表3 了結(jié)合約基本情況

由表3可以看出來(lái)，在所有已經(jīng)了結(jié)的合約中，盈利了結(jié)合約數(shù)>虧損了結(jié)合約數(shù)，并且，盈利了結(jié)合約持有天數(shù)均值<虧損了結(jié)合約持有天數(shù)均值。這些數(shù)據(jù)直觀地反映了處置效應(yīng)的存在。

5 實(shí)證結(jié)果

5.1 處置效應(yīng)存在性

5.1.1 PGR-PLR指標(biāo)

按照定義計(jì)算觀察期內(nèi)兩融市場(chǎng)盈利實(shí)現(xiàn)比例與虧損實(shí)現(xiàn)比例，得到相關(guān)統(tǒng)計(jì)量如表4：

表4 PGR-PLR指標(biāo)檢驗(yàn)處置效應(yīng)存在性

表中數(shù)據(jù)顯示PGR-PLR=0.0636847>0，這說(shuō)明兩融市場(chǎng)整體上存在處置效應(yīng)。

5.1.2 生存分析

為利用生存分析方法驗(yàn)證處置效應(yīng)存在性，本文首先采取模型(1)對(duì)全樣本進(jìn)行回歸，接著往模型中加入年齡、教育、性別作為控制變量再次進(jìn)行計(jì)算。得到的回歸結(jié)果如表5所示：

表5 生存分析方法檢驗(yàn)處置效應(yīng)存在性

注：括號(hào)中數(shù)值為標(biāo)準(zhǔn)差，***，**，*分別表示在1%，5%，10%水平上顯著。

列(1)結(jié)果顯示，虧損狀態(tài)變量前系數(shù)小于0，這表明當(dāng)合約處于虧損狀態(tài)時(shí)，了結(jié)合約的概率降低1-exp(-0.3981)=32.84%，假設(shè)1成立。

列(2)結(jié)果表明，在加入性別、年齡、學(xué)歷作為控制變量后，虧損合約的了結(jié)概率依然顯著低于盈利合約的了結(jié)概率，處置效應(yīng)存在，結(jié)果穩(wěn)健。

5.2 個(gè)體處置效應(yīng)的影響因素

5.2.1 性別

為探討性別對(duì)處置效應(yīng)的影響，本文首先根據(jù)性別將所有投資者分為兩組，分別利用這兩組樣本中估計(jì)模型(1)，得到的結(jié)果如表6中列(1)和列(2)所示。列(3)利用全樣本估計(jì)模型(2)。列(4)則為加入控制變量去除隊(duì)列效應(yīng)后的結(jié)果。

比較列(1)與列(2)可知，兩融市場(chǎng)中的男性投資者與女性投資者均存在處置效應(yīng)。但以合約盈利條件下了結(jié)合約的概率為基準(zhǔn)，男性投資者在合約虧損時(shí)了結(jié)合約的概率減少1-exp(-0.3904)=32.32%，而女性投資者相應(yīng)的概率減少1-exp(-0.4143)=33.92%。這說(shuō)明女性更不愿意實(shí)現(xiàn)損失，因此處置效應(yīng)更加強(qiáng)烈。由列(3)的結(jié)果我們可以看到，性別指示變量與虧損指示變量的交叉項(xiàng)系數(shù)顯著小于0，這說(shuō)明女性投資者更不愿意了結(jié)虧損合約。具體來(lái)說(shuō)，在合約虧損狀態(tài)下，以男性了結(jié)合約概率作為基準(zhǔn)，女性結(jié)束合約的概率為exp(-0.0166)=0.9835，這再次說(shuō)明女性投資者的處置效應(yīng)更強(qiáng)。列(4)表示結(jié)果穩(wěn)健。

5.2.2 年齡

類(lèi)似于性別部分的研究過(guò)程，我們首先利用模型(1)分樣本研究了不同年齡階段投資者的處置效應(yīng)，接著應(yīng)用全樣本估計(jì)模型(3)，最后加入控制變量檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性。

列(1)、(2)、(3)以及列(4)說(shuō)明，以青年人的處置效應(yīng)作為參考水平，中年人的處置效應(yīng)要更高，但是老年人的處置效應(yīng)低于青年人。加入性別與學(xué)歷控制變量后，雖然中年人與青年人兩個(gè)群體的處置效應(yīng)的差異被吸收掉一部分，變得不再顯著，但是系數(shù)的符號(hào)依舊符合預(yù)期。

5.2.3 投資水平

本文分別以觀察期內(nèi)不同標(biāo)的合約種類(lèi)數(shù)以及觀察期內(nèi)合約總成交量作為投資者投資水平的代理變量，對(duì)全樣本數(shù)據(jù)對(duì)模型(3)與模型(4)進(jìn)行估計(jì)，得到表8與表9中的結(jié)果。表8中列(1)結(jié)果表明投資者的投資水平值每增加一個(gè)單位，在合約虧損條件下賣(mài)掉合約的概率增加exp(0.2502)-1=28.08%, 這意味著投資水平越高的投資者能夠更加成功地?cái)[脫處置效應(yīng)的束縛，理性止損。由于在前面的分析中我們提到，研究者發(fā)現(xiàn)性別、年齡以及學(xué)歷對(duì)投資決策水平有一定的相關(guān)性，于是列(2)的模型中加入了性別、年齡以及學(xué)歷作為控制變量，回歸結(jié)果顯示，以合約種類(lèi)數(shù)目作為投資水平的代理變量前的系數(shù)雖然減小，但依舊顯著為正，這說(shuō)明我們選擇的代理變量所代表的投資水平部分是不能被性別、年齡以及學(xué)歷所解釋的。

表6 性別與處置效應(yīng)

注：括號(hào)中數(shù)值為標(biāo)準(zhǔn)差，***，**，*分別表示在1%，5%，10%水平上顯著。

表7 年齡與處置效應(yīng)

注：括號(hào)中數(shù)值為標(biāo)準(zhǔn)差，***，**，*分別表示在1%，5%，10%水平上顯著。

表8 不同標(biāo)的合約種類(lèi)數(shù)與處置效應(yīng)

注：括號(hào)中數(shù)值為標(biāo)準(zhǔn)差，***，**，*分別表示在1%，5%，10%水平上顯著。

表9中結(jié)果說(shuō)明，若以合約總成交量來(lái)衡量投資者的投資水平，我們依然可以得到較高的投資水平能減弱處置效應(yīng)的結(jié)論，并且結(jié)果穩(wěn)健。

表9 合約總成交量與處置效應(yīng)

注：括號(hào)中數(shù)值為標(biāo)準(zhǔn)差，***，**，*分別表示在1%，5%，10%水平上顯著。

6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

在本部分，我們將設(shè)定以下Weibull風(fēng)險(xiǎn)函數(shù)為投資者了結(jié)合約的條件概率：

h(t,X,Zt,b,k)=bk(Xβ+Ztγ+εt)k-1

其中，b為尺度參數(shù)，k為形狀參數(shù)。以此為基礎(chǔ)，類(lèi)似于前文，探討投資者性別、年齡以及投資水平與其個(gè)人處置效應(yīng)之間的關(guān)系。表10中列(1)，列(2)，列(3)，列(4)分別為應(yīng)用Weibull風(fēng)險(xiǎn)函數(shù)研究性別、年齡、合約種類(lèi)總數(shù)、合約總成交量與處置效應(yīng)關(guān)系所得到的結(jié)果：

表10 weibull模型穩(wěn)健性檢驗(yàn)

續(xù)表10 weibull模型穩(wěn)健性檢驗(yàn)

注：括號(hào)中數(shù)值為標(biāo)準(zhǔn)差，***，**，*分別表示在1%，5%，10%水平上顯著。

可以看到，表中每一個(gè)模型在系數(shù)的符號(hào)與顯著性上，和前文中應(yīng)用cox比例風(fēng)險(xiǎn)模型得到的結(jié)果幾乎一致，并且，數(shù)值上也非常接近，故結(jié)果穩(wěn)健。

7 結(jié)語(yǔ)

本文利用某券商2014年11月至2016年10月的融資融券業(yè)務(wù)數(shù)據(jù)，首次研究了中國(guó)融資融券市場(chǎng)上處置效應(yīng)的存在性問(wèn)題，并且分析了影響個(gè)體處置效應(yīng)的相關(guān)因素。實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)：

第一，無(wú)論使用PGR-PLR指標(biāo)，還是利用生存分析中的cox比例風(fēng)險(xiǎn)回歸模型進(jìn)行檢驗(yàn)，均表明融資融券市場(chǎng)上的投資者存在顯著的處置效應(yīng)。并且，在加入相關(guān)的控制變量后，處置效應(yīng)依舊顯著。

第二，兩融市場(chǎng)上的男性投資者的處置效應(yīng)顯著低于女性投資者。此結(jié)論與以往的文獻(xiàn)基本一致。

第三，投資者的處置效應(yīng)受年齡因素影響。在我們的樣本中，35歲以下年輕投資者的處置效應(yīng)低于35歲至50歲的投資者，而50歲以上投資者的處置效應(yīng)顯著低于另外兩個(gè)年齡階段的投資者。這個(gè)結(jié)果的出現(xiàn)是由融資融券業(yè)務(wù)的風(fēng)險(xiǎn)特性以及不同年齡階段投資者心理差異所共同導(dǎo)致的。

最后，無(wú)論是以投資者觀察期內(nèi)購(gòu)買(mǎi)的合約種類(lèi)總數(shù)還是合約總成交量作為投資水平的代理變量，均有結(jié)論：隨著投資水平的增加，投資者的處置效應(yīng)顯著減弱。

本文的研究有助于投資者進(jìn)一步了解中國(guó)兩融市場(chǎng)的規(guī)律，引導(dǎo)他們深入認(rèn)識(shí)自身心理和行為模式上的固有缺陷，從而指導(dǎo)他們進(jìn)行更為科學(xué)理性的投資。但是，本文并未考慮兩融市場(chǎng)上的一些特有信息，例如融資融券余額的大小是否也能對(duì)投資者處置效應(yīng)產(chǎn)生影響。其次，本文并沒(méi)有變換價(jià)格參考點(diǎn)來(lái)檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性。此外，融券業(yè)務(wù)的逐步發(fā)展，為學(xué)者們探討賣(mài)空機(jī)制下中國(guó)投資者行為與心理創(chuàng)造了理想的條件。