王志強，蘇 剛，張 澤

(東北財經大學 金融學院，遼寧 大連 116025)

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·金融與投資·

投資者特征與處置效應
——來自中國A股融資交易的證據

王志強，蘇 剛，張 澤

(東北財經大學 金融學院，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和不同投資者特征下投資者處置效應之間的差異進行了實證分析。結果表明：除了頻繁交易和經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，盡管其處置效應程度低于非融資交易者的處置效應程度；女性投資者表現(xiàn)出相對較高程度的處置效應，源于其具有較強的盈利確定心理；缺少經驗的投資者表現(xiàn)出相對較高程度的處置效應，源于其具有較強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，源于其具有較強的損失厭惡心理；投資者的年齡和所在城市的發(fā)達程度對其處置效應程度沒有顯著影響。

投資者特征；處置效應；融資交易；行為偏誤

一、引言與文獻綜述

自Shefrin和Statrman[1]首次提出“處置效應”這一概念以來，受到了眾多學者的極大關注，經文獻梳理我們發(fā)現(xiàn)，國外的相關研究較為廣泛，既包括各國不同市場中處置效應的存在性檢驗，也包括投資者特征與處置效應之間的相關性考察；而國內的相關研究主要集中在處置效應的存在性檢驗，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，但是對于不同特征的中國投資者是否會表現(xiàn)出不同的處置效應的研究卻相對較少。因此，在獲取相關數據的基礎上，對中國投資者特征與處置效應之間的內在聯(lián)系進行系統(tǒng)性研究將會豐富現(xiàn)有相關研究成果。

關于投資者特征與處置效應之間的聯(lián)系，現(xiàn)有的相關研究主要集中在兩個方面：第一，投資者類型與處置效應。Shapira和Venezia[8]對澳大利亞股票市場中投資者行為進行比較后發(fā)現(xiàn)，成熟的機構投資者表現(xiàn)出更低的損失厭惡程度，進而存在著相對較低的處置效應；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行了研究，結果發(fā)現(xiàn)，雖然機構投資者、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，但是后兩者的處置效應要高于擁有專業(yè)技能的機構投資者的處置效應。第二，投資者特征與處置效應。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的損失厭惡，從而導致女性投資者存在著更高的處置效應；周銘山等[6]在研究中國基金市場中的處置效應時發(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致她們更少的贖回基金，因而她們的處置效應更加明顯，這與Feng和Seasholes[3]研究中國股票投資者的處置效應時所得到的結論一致。此外，考慮到經驗豐富的投資者更加成熟的心理及對未來股市更為準確的預判，F(xiàn)eng和Seasholes[3]認為經驗豐富的投資者在虧損狀態(tài)下存在著更低的處置效應。王美金[5]發(fā)現(xiàn)，與青年投資者相比，老年投資者的低風險承受能力導致他們表現(xiàn)出更強的售盈持虧的心理傾向，因而年齡越大的投資者處置效應越明顯；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，結果發(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，從而導致其具有高程度的處置效應。

綜觀以上文獻，國內外學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進行研究。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為是相對有經驗、成熟的投資者，因而就處置效應而言，他們與普通投資者不同。另外，融資交易在其交易機制上的不同也會影響投資者的買賣行為。因此，我們認為有必要以中國股票市場融資交易的投資者為主體，研究投資者在進行融資交易時是否也存在處置效應。相對于普通投資者，融資交易的投資者處置效應強度是否更低？此外，不同投資者特征的融資交易者的處置效應之間是否存在差異也是值得關注的問題。

二、不同投資者的特征分析

眾多的相關研究顯示，不同群體的人表現(xiàn)出不同的行為偏誤進而產生不同的處置效應。例如，部分文獻認為相對于機構投資者，個體投資者并不成熟，他們發(fā)現(xiàn)個體投資者會比機構投資者出現(xiàn)更多的非理性行為和導致市場異象的交易[12]-[14]。同時，也有文獻顯示出不同的研究結果：Shapira和Venezia[8]發(fā)現(xiàn)專業(yè)的機構投資者比個體投資者存在著更強的處置效應，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)機構投資者和個體投資者存在著相似程度的處置效應。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[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。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。

一是有經驗的投資者。投資者的經驗對投資者的買賣決策影響很大，Gervais和Odean[21]發(fā)現(xiàn)不同經驗的投資者會導致不同的行為，List[22]發(fā)現(xiàn)投資經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]對中國股票市場進行研究發(fā)現(xiàn)，投資者的經驗水平有助于降低處置效應水平；周銘山等[6]對中國基金市場上的處置效應進行研究發(fā)現(xiàn)，投資經驗豐富的投資者的處置效應程度更低。然而在考察不同經驗的投資者是否會存在不同程度的處置效應時，需要解決的一個問題就是如何量化投資者的經驗水平。Chen等[4]認為投資者的股齡(即投資者賬戶的持有期限)可以作為投資者經驗的一個度量指標，股齡越大的投資者，其經驗可能會越豐富。本文參照Chen等[4]對投資者經驗的衡量方法，考察股齡分別在8年之內、8年及以上的投資者在賣出擔保品及賣券還款交易時處置效應的差異。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驗。因此，我們選用8年股齡作為區(qū)分投資經驗是否豐富的指標。

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，進而導致較差的投資表現(xiàn)，這意味著有較強的處置效應。與之相對應，F(xiàn)rino等[11]在研究澳大利亞股票市場的處置效應和Chen等[4]在研究中國股票市場的處置效應時發(fā)現(xiàn)，投資者交易越頻繁，就會獲得越多的經驗，從而表現(xiàn)得更加理性，因而他們的研究結果表明，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。本文根據投資者在樣本期內的交易次數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。交易次數為前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的關系，進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量的證券并持有一段時期后又將其如數賣出，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；而復雜的扎平交易指的是投資者可能會進行多次的買賣操作，但最后的證券持有頭寸仍為零。Frino等[11]認為啟發(fā)式簡化思維是導致投資者出現(xiàn)處置效應的原因之一，它源于人類大腦更愿意進行簡化的思維活動，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，經常進行扎平交易的投資者被預示存在著更高的處置效應。本文根據投資者進行扎平交易的次數，將投資者分為經常進行扎平交易的投資者和不經常進行扎平交易的投資者，分析兩類投資者的處置效應之間的差異。軋平交易次數為前10%的投資者被視為經常軋平交易者，其余的被視為不經常軋平交易者。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致中國融資交易者產生更高程度的處置效應的一個原因。

四是發(fā)達城市的投資者。本文所用的數據中一些投資者來自于國內知名的大都市和國內省會城市，不難發(fā)現(xiàn)，這些城市的經濟發(fā)達，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濟較不發(fā)達的中小城市，這些城市的科技和教育基礎薄弱，因而相對于那些來自于經濟發(fā)達城市的投資者而言，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。本文以投資者所在城市的經濟發(fā)展水平為依據，將投資者分為來自于發(fā)達城市和不發(fā)達城市兩類，*發(fā)達城市包括北京、長沙、成都、大連、福州、廣州、杭州、合肥、濟南、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是否存在著顯著的差異。

三、處置效應度量方法及數據處理

(一)處置效應度量方法

對于處置效應的具體度量，我們采用Odean[23]提出的方法。根據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價格，則實現(xiàn)盈利；如果股票的賣出價格低于其買進價格，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價格，則賬面盈利；如果持有股票的市場價格低于其買進價格，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、賬面虧損進行計數。實現(xiàn)的盈利和實現(xiàn)的虧損(RG和RL)分別計數如下：

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的參考買進價格，以成交量加權計算的平均成交價格。*例如，如果賬戶持有者買進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、賬面虧損的個數或次數：

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

第三步，計算賣盈比率(PCR)和賣虧比率(PLR)，進而計算處置效應指標：

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；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。

此外，在計算出處置效應的度量指標DE后，還應從統(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)計量和標準誤SE的具體表達形式如下：

(二)數據及統(tǒng)計分析

本文所用數據來自國內一家規(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，所提供的數據中還包括26家機構融資投資者的賬戶信息和交易信息，但是由于缺乏機構投資者的特征指標以及該類投資者的數量不足等原因，本文將不再考察融資交易機構投資者的處置效應。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、成交數量、成交金額以及每日閉市后各賬戶所持有股票的結余等。此外，還需要所有交易賬戶中相關股票的行情數據，即樣本區(qū)間內每支股票的交易價格(開盤價、收盤價、最高價和最低價)信息。行情數據來源于CSMAR數據庫。

在計算處置效應前，我們對原始數據進行如下處理：剔除交易類型中非買賣股票的交易記錄(如擔保品轉入、擔保品轉出等)，匯總每個融資賬戶擔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，剔除沒有對應買入價格的股票。在此基礎上，將每一賬戶每一個交易日內對應的股票與對應的行情數據合并，從而為接下來計算處置效應做好準備。

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保品及賣券還款交易時有關賬戶信息及交易信息的描述性統(tǒng)計情況。

注：交易次數為前10%的投資者被視為頻繁交易者，扎平交易次數為前10%的投資者被視為經常進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和平均總交易量均最低。此外，不發(fā)達城市的投資者的平均總交易次數和平均總交易量都要高于發(fā)達城市的投資者。

四、投資者特征對處置效應的影響分析

本文將根據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之間是否存在差異性，本文采用了非參數檢驗方法中的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DE進行了差異化檢驗，*本文之所以用非參數檢驗方法，而不用參數檢驗方法，是因為參數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。在對數據進行正態(tài)分布檢驗后，我們并未發(fā)現(xiàn)其服從正態(tài)分布，因此，本文采用非參數檢驗法對數據進行差異化檢驗。結果如表2所示。

表2 不同特征分組下融資交易者賣出擔保品及賣券還款時的處置效應程度

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。K-W檢驗的H0為DE1=DE2，PCG、PLG和DE的單位為%。

為了進一步考察投資者的處置效應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)分別進行差異化檢驗，結果如表3所示。

表3 差異化檢驗結果

從表2可以看出，從事融資交易的投資者總體上在賣出擔保品及賣券還款時存在顯著的處置效應(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]到已有的相關研究結果顯示中國股票市場中普通投資者存在顯著的處置效應[24-4]，與普通投資者表現(xiàn)出的處置效應相比，從事融資交易的投資者表現(xiàn)出的處置效應程度較低。*李新路和張文修[24]的研究中，普通投資者面臨的處置效應強度約為6.35%；而Chen等[4]的研究中，普通投資者面臨的處置效應強度約為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驗和更強的風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。*王美金[5]在研究中國基金投資者的處置效應時標明，投資者的風險承受能力越低，他們會對是否盈利更加關注，從而在盈利時表現(xiàn)出更強的售盈持虧傾向，進而導致面臨更大的處置效應強度。也許中國證監(jiān)會頒布的《證券公司融資融券業(yè)務管理辦法》中對于融資融券業(yè)務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驗和相對較強的風險承受能力。*《證券公司融資融券業(yè)務管理辦法》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驗，并需要有一定的風險承受能力。

觀察表2中性別分組下投資者的處置效應后發(fā)現(xiàn)，女性投資者和男性投資者均存在顯著的處置效應(分別是0.72%和0.40%)，其K-W檢驗結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。觀察表3我們進一步發(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的結論相反，本文認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致其存在更高程度處置效應的主要原因。

王美金[5]指出較低的風險承受能力使老年投資者表現(xiàn)出更強的售盈持虧的心理傾向，從而導致年齡越大的投資者處置效應越明顯。在本文中，雖然表2中處置效應檢驗結果顯示，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，但表3中K-W檢驗結果顯示不同年齡段的投資者的處置效應之間的差異卻并不顯著。這與王美金的結果不同，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中關于股齡的計算結果顯示，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分別為0.63%和0.40%，其K-W檢驗結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。進一步地，表3中股齡分組下的差異化檢驗結果顯示，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)，這意味著經驗不足的投資者具有較強的盈利確定心理和厭惡虧損心理，導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)，這表明較強的損失厭惡心理導致了后者表現(xiàn)出更高的處置效應程度。與不頻繁的交易者相同，不經常進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)導致其存在更高程度的處置效應。此外，我們未發(fā)現(xiàn)融資交易的投資者的處置效應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的影響。鑒于此，本文參照Frino等[11]構造的融資交易的投資者特征與處置效應之間的回歸方程，構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保品及賣券還款交易時處置效應的整體影響。

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；Freqi為投資者i總交易次數的對數，可以被用作投資者過度自信的替代指標[19]；Rural_cityi為判別投資者是否為居住在不發(fā)達城市的虛擬變量，若投資者生活在不發(fā)達城市，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常進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，根據投資者的交易特征對投資者進行分類時，發(fā)現(xiàn)大部分頻繁交易的投資者同時也是經常進行軋平交易的投資者。此外，相關性檢驗也表明變量Freqi和Roundi之間存在較高的相關系數，*在1%的顯著性水平下，Spearman相關檢驗表明變量Freqi和Roundi的相關系數為0.47；在5%的顯著性水平下，Pearson相關檢驗表明變量Freqi和Roundi的相關系數為0.47。因此，為避免回歸模型中出現(xiàn)嚴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保品及賣券還款交易時，投資者的頻繁交易行為和經常的扎品交易行為給投資者處置效應帶來的影響，如表4所示。

從表4的回歸結果可以看出，在賣出擔保品及賣券還款交易時，投資者交易次數每增加1%，處置效應程度就會降低0.77%。Barber和Odean[19]以及Chen等[4]認為頻繁交易可以作為投資者過度自信的替代指標，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與處置效應之間的負相關關系，表明投資者的過度自信行為和處置效應并不會傾向于同時發(fā)生。這與Chen等[4]所得到的結論一致。

表4 回歸結果

注：因變量用處置效應×100進行回歸。

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

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

表3的差異化檢驗結果表明，經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對投資者處置效應的影響系數為0.06和0.05。因此，投資經驗水平的確能夠降低投資者的處置效應程度，投資經驗越豐富的投資者所面臨的處置效應程度就越低。究其原因，可能是由于經驗豐富的投資者心理更加成熟，更能準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對處置效應的影響系數均為0.26，表明相對于男性投資者，女性投資者受處置效應影響程度更大。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，與一些學者得出女性投資者更高水平的處置效應主要是由于其較強的損失厭惡心理所導致的結論不同[3-6-10-11]，筆者認為過早實現(xiàn)盈利的確定性心理才是導致女性投資者存在更高強度處置效應的主要原因。此外，回歸結果還表明了投資者的年齡及居住城市的發(fā)達程度并不影響其處置效應強度，這與本文之前在對表3分析時所得到的結論一致。

五、結 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保品及賣券還款交易時的處置效應和不同投資者特征下處置效應的差異化表現(xiàn)進行了研究。通過分析，本文得出以下結論：

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

第二，女性融資交易的投資者的處置效應程度要高于男性融資交易的投資者的處置效應程度。但是，與已有文獻[3-6-10-11]關于女性投資者更高程度的處置效應是由于其較強的損失厭惡心理所導致不同，筆者認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的主要原因。

第三，投資經驗水平能夠顯著地降低投資者的處置效應程度，投資經驗越豐富的融資交易者所面臨的處置效應程度就越低。究其原因，這可能是由于經驗豐富的投資者的心理更加成熟，更能準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程度更低，而且投資者的過度自信行為和處置效應之間是負相關的，即投資者的過度自信行為與處置效應并不傾向于同時出現(xiàn)。另外，我們還發(fā)現(xiàn)不經常進行扎平交易的投資者的處置效應程度要高于經常進行扎平交易的投資者的處置效應程度，這與Frino等[11]所得出的結論正好相反。在對此進行更進一步分析后，筆者認為啟發(fā)式簡化思維并不會增加投資者的處置效應程度。

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

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(責任編輯：巴紅靜)

2016-09-19

遼寧省社會科學規(guī)劃基金項目“金融沖擊、企業(yè)分散度與經濟風險分析”(L15CJY005)

王志強(1965-)，男(蒙古族)，內蒙古烏海人，教授，博士生導師，主要從事金融學和數量經濟學等方面的研究。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管理等方面的研究。E-mail：sugang0530@vip.sina.com

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A

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

張 澤(1990-)，男，內蒙古赤峰人，博士研究生，主要從事金融工程和數量經濟學等方面的研究。E-mail：zhangze_1081@163.com