陳文博，陳浪南，王升泉

(1.中山大學嶺南(大學)學院，廣東 廣州 510275；2.中山大學國際金融學院，廣東 珠海 519082)

1 引言

博彩心理早已根植于人心，博彩行為不僅廣泛存在于日常生活，還存在于金融市場中。股票市場的投資者常常盲目追漲，有時甚至以賭博和投機的心態(tài)對待股票投資。那么，究竟應如何判定投資者在股票市場中有博彩行為？投資者又緣何如此呢？學術界對此已進行了一系列研究[1-3]。

股票市場中的博彩行為主要表現(xiàn)為投資者偏好購買“博彩型”股票，即高特質波動率、高特質偏度和低價格的股票[1]。這三個維度的指標較為全面地刻畫了投資“博彩型”股票和購買彩票的相似之處：低價格迎合了人性中“以小博大”的博彩心理，“高特質偏度”意味著“博彩型”股票和彩票的收益特點十分相似(有低概率獲取極高收益)；“高特質波動率”表明投資“博彩型”股票和購買彩票一樣都屬于“高風險”行為。此外，正如Kumar[1]所言，強調(diào)“高特質波動率”還因為股票收益率波動大才使得投資者相信有機會獲取高收益，否則即使收益率的特質偏度很高，投資者依舊認為股票“暴漲”是個偶然事件，不會再次發(fā)生。

投資者為何青睞“博彩型”股票呢？理論上認為[2-3]這源于投資者偏好偏度。與傳統(tǒng)金融學認為只有系統(tǒng)性偏度才會影響股票價格[4]不同，行為金融學認為特質偏度也會影響股票價格[5]。Barberis和Huang[6]根據(jù)前景理論[7]構建理論模型研究發(fā)現(xiàn)，由于投資者往往高估小概率事件發(fā)生的可能性，導致收益率偏度越高的資產(chǎn)越容易被投資者“高估”，從而使得資產(chǎn)收益率偏度與資產(chǎn)未來收益率的關系顯著為負。此外，劉維奇等[8]認為投資者喜歡過去價格變化幅度較大的股票，而特質波動率較高的“博彩型”股票顯然會吸引投資者。Kumar等[9]實證發(fā)現(xiàn)宗教信仰也會影響投資者的博彩偏好，在天主教徒占比較高的地區(qū)，當?shù)赝顿Y者持有“博彩型”股票的意愿更強烈。Kumar[1]和Kumar等[10]還發(fā)現(xiàn)，當宏觀經(jīng)濟疲軟時，投資者的博彩偏好會更加強烈。Gao Xiaohui和Lin Tes-chun[11]以及Dorn等[12]則指出購買彩票和投資“博彩型”股票之間具有很強的替代性。國內(nèi)研究中，孔東民等[13]發(fā)現(xiàn)中國股市也存在博彩溢價，并認為是由股市的知情交易者驅動的。鄭振龍和孫清泉[3]提出使用高換手率、高的歷史日收益率和低股價來識別股票的博彩特性，結果發(fā)現(xiàn)，我國股市存在顯著的博彩偏好，但沒有明顯的行業(yè)聚集和個股持續(xù)現(xiàn)象。李培鑫等[14]根據(jù)Kumar[1]構建彩票型股票指數(shù)，也發(fā)現(xiàn)“彩票型”股票收益率顯著低于“非彩票形”股票，并且研究發(fā)現(xiàn)規(guī)模較小、流動性較差、ST以及機構持股率較低的公司，“彩票型”股票和“非彩票形”股票的收益率相差更大。廖理等[15]使用某證券公司投資者的交易數(shù)據(jù)，實證研究發(fā)現(xiàn)：年輕、男性、投資經(jīng)驗少、換手率高以及處于西部地區(qū)的投資者更青睞“博彩型”股票。

綜上所述，現(xiàn)有文獻結果僅表明投資者總體上表現(xiàn)出博彩偏好，但鮮有研究關注哪些因素會影響投資者的博彩行為。高特質偏度屬性雖然意味著“博彩型”股票有機會大幅上漲，但其高特質波動率屬性又使得投資“博彩型”股票風險很高，并且如Statman[16]所言，在考慮交易成本后，投資“博彩型”股票其實是“負和博弈”。鑒于此，我們不禁產(chǎn)生疑問：面對這樣的收益特點和高風險，投資者始終都對“博彩型”股票青睞有加嗎？劉渝琳和鄭效晨[17]通過構建理論模型并研究指出，投資者風險偏好對資產(chǎn)配置具有顯著影響。根據(jù)前景理論[7]以及Barberis等[18]的研究結果可知：投資者處于盈利狀態(tài)時會厭惡風險，那么此時投資者持有或購買“博彩型”股票的熱情依舊不減嗎？陸靜和周媛[19]以及陳其安和雷小燕[20]都研究表明中國股市受到投資者情緒的顯著影響。Baker和Wurgler[21]認為投資者在情緒高漲時會盲目樂觀并有顯著的投機傾向，而在情緒低落時，投資者會以較為理性和冷靜的態(tài)度面對資本市場。那么，投資者在情緒低落時是否仍然會過度追逐“博彩型”股票而忽視其高風險特性呢？

本文正是要探討投資者所處盈虧狀態(tài)和投資者情緒對博彩行為的影響。

2 樣本選取和實證指標

2.1 樣本選取和來源

我們選取滬深兩市全部A股從2000年1月至2017年9月的數(shù)據(jù)為研究樣本。本文剔除金融類股票和經(jīng)過ST、PT處理的股票。股票交易數(shù)據(jù)和財務數(shù)據(jù)以及封閉式基金數(shù)據(jù)都來源于國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫；中國股市的三因子數(shù)據(jù)來源于銳思(RESSET)數(shù)據(jù)庫；居民消費價格指數(shù)(CPI)、工業(yè)品出廠價格指數(shù)(PPI)、宏觀經(jīng)濟景氣指數(shù)來源于萬德(WIND)數(shù)據(jù)庫；月度新增投資者開戶數(shù)來源于中國證券登記結算公司。

2.2 變量

2.2.1 資本利得量(Capital Gains Overhang)

我們根據(jù)Grinblatt和Han[22]構造資本利得量，該變量可度量某股票大部分持有者的盈虧程度。

對于每一只股票，在每月末，首先通過過去五年的周收盤價和換手率(我們要求至少要有60%的非缺失值)計算出參考價格(Reference Price)，計算公式如下：

RPi,t=

(1)

然后再構造資本利得量，計算公式如下：

(2)

由公式我們可知，當CGOi,t為正數(shù)(負數(shù))時，表示股票i在t月的大部分持有者處于盈利(虧損)狀態(tài)。

2.2.2 學術型股票博彩指數(shù)

我們根據(jù)Kumar[1]的定義并借鑒Kumar, Page和Spalt[10]的方法構造度量股票博彩特性的指標——學術型股票博彩指數(shù)。

我們首先定義股票i在t月的均價Pricei,t，即個股月度成交金額與交易股數(shù)的比值。相較于收盤價，月度均價更能反映股票在月內(nèi)的總體價位。

然后構造股票的特質波動率和特質偏度。根據(jù)Ang等[23]，對于每只股票，先使用當月的日度數(shù)據(jù)做如下回歸：

ri,d-rf,d=αi,d+βMKT,d(MKTd-rf,d)+βSMB,dSMBd+βHML,dHMLd+εi,d

(3)

其中，ri,d、rf,d分別為股票i在當月第d日的收益率和無風險收益率，(MKTd-rf,d)、SMBd、HMLd分別為股票市場在當月第d日的市場因子、公司規(guī)模因子和賬面市值比因子。然后根據(jù)如下公式構造股票i在t月的特質波動率(IVoli,t)和特質偏度(ISkewi,t)：

(4)

(5)

其中Si(t)是股票i在t月的交易日集合，Ni(t)表示股票i在t月的交易天數(shù)。

在每個月，將所有股票分別根據(jù)特質波動率、特質偏度和股票均價排序，其中特質波動率和特質偏度是按由低到高的順序排列，股票均價是按由高到低的順序排列，并依次賦值1,2,……，N，其中N為該月份的股票總數(shù)。

股票i在t月的學術型博彩指數(shù)公式為：

Gamble1i,t=

(6)

其中，IVol_Ranki,t，ISkew_Ranki,t，Price_Ranki,t分別代表股票i在t月的特質波動率排名、特質偏度排名和股票均價排名。

2.2.3 直觀型股票博彩指數(shù)

由于特質偏度這一指標過于學術化，無法被普通投資者直接觀測和計算，因而使用特質偏度刻畫“博彩型”股票的收益率特點并不符合投資者的實務操作方式和行為特征。Bali等[2]使用“股票一個月內(nèi)的最大日度收益率”這樣易于觀測的指標作為股票特質偏度的代理變量。從統(tǒng)計學角度看，特質偏度越高就代表股票的上漲幅度越大(雖然大幅上漲這一事件的概率較低)，顯然股票“一個月內(nèi)的最大日度收益率”就是股票特質偏度大小的直接表征[2]。此外，由于單獨使用特質偏度無法全面刻畫投資者的博彩行為(比如缺少“低價格”這一維度的指標，就無法反映投資者“以小博大”的博彩心理)。為此，我們構造容易被投資者直接觀測的復合指標——直觀型股票博彩指數(shù)。

我們定義Maxi,t為股票i在t月最大的日收益率，在每個月，將所有股票分別根據(jù)特質波動率、最大日收益率和股票均價排序，其中特質波動率和最大日收益率是按由低到高的順序排列，股票均價是按由高到低的順序排列，并依次賦值1,2,……，N，其中N為該月份的股票總數(shù)。

股票i在t月的直觀型博彩指數(shù)公式為：

Gamble2i,t=

(7)

其中，IVol_Ranki,t，Max_Ranki,t，Price_Ranki,t分別代表股票i在t月的特質波動率排名、最大日收益率排名和股票均價排名。

學術型和直觀型博彩指數(shù)的值都介于0和1之間，越接近于1，代表該股票的博彩特性越強。

2.2.4 投資者情緒

參照Baker和Wurgler[19]，并結合中國股市的實際情況以及數(shù)據(jù)的可獲性，本文選取封閉式基金折價率、IPO規(guī)模、IPO首日收益率、市場換手率、新增投資者開戶數(shù)作為度量中國股市投資者情緒的指標[24]。

封閉式基金折價率是其月度加權平均值，計算公式為：

(8)

其中，N為滬深兩市當期的封閉式基金數(shù)量，Pi,t是基金i在t月的收盤價，NAVi,t是基金i在t月末的單位凈值。

IPO規(guī)模(IPONt)為當月首次公開發(fā)行募集資金數(shù)量。IPO首日收益率為(RIPOt)當月新上市股票首日收益率的加權平均，計算公式為：

(9)

市場在t月的換手率(Turnovert)是當月市場交易量與市場流通股數(shù)之比。

當月新增投資者開戶數(shù)(NIAt)從中國證券登記結算公司網(wǎng)站獲取。

考慮所有情緒代理變量當期和滯后一期的指標(共10項):首先進行第一次主成分計算，采用第一至第五主成分(前五個主成分的累積貢獻率達到89.35%)的加權平均(以特征根為權重)作為綜合情緒指標，并與10個情緒代理變量做相關性分析，從中選取5個相關性較高的指標，分別為：CEFDt、IPONt、RIPOt-1、Turnovert-1和NIAt-1，然后為了消除宏觀經(jīng)濟對投資者情緒的影響，用三個宏觀經(jīng)濟變量(居民消費價格指數(shù)、工業(yè)品出廠價格指數(shù)、宏觀經(jīng)濟景氣指數(shù))分別對這5個指標做回歸，得到的殘差作為剔除宏觀經(jīng)濟影響的投資者情緒指標，并再次使用主成分分析法，取第一至第三主成分的加權平均得到投資者情緒指數(shù)，最終股票市場在t月的投資者情緒指數(shù)計算公式如下：

Sentit=0.2660×ECEFDt+0.3163×EIPONt+0.3623×ERIPOt-1+0.0495×ETurnovert-1+0.2646×ENIAt-1

(10)

這里的ECEFDt、EIPONt、ERIPOt-1、ETurnovert-1、ENIAt-1分別指剔除了宏觀經(jīng)濟影響的封閉式基金折價率、IPO規(guī)模、IPO首日收益率、市場換手率和新增投資者開戶數(shù)。

由于新增投資者開戶數(shù)最早只能查詢到2003年1月，并且由于我們在構造投資者情緒指數(shù)時需要使用滯后一期的數(shù)據(jù)，因此我們的投資者情緒指數(shù)是從2003年2月開始的。

2.2.5 控制變量

公司規(guī)模：LnSizet表示股票i在t月的公司規(guī)模對數(shù)，公司規(guī)模以股票的流通市值來度量，單位為百萬元。

賬面市值比：LnBMi,t表示股票i在t月的賬面市值比對數(shù)，賬面市值比用股票市凈率的倒數(shù)來度量[3]。

換手率：Turni,t表示股票i在t月的換手率。

反轉效應：Reti,t-1代表股票i在(t-1)月的收益率，用于控制反轉效應。

動量效應：Reti,t-2,t-12表示股票i從(t-12)月至(t-2)月的累積收益率，用于控制動量效應。

非流動性：根據(jù)Amihud[25]，股票i在t月的非流動性指標計算公式如下：

(11)

其中，Di,t表示股票i在t月的交易天數(shù)，Ri,t,d和Voli,t,d分別表示股票i在t月第d交易日的收益率和成交金額(單位為億元)。

貝塔系數(shù)：根據(jù)Bali等[2]的方法度量股票i在t月的貝塔系數(shù)Betai,t.

杠桿率：股票i在t月的杠桿率Leveragei,t為總負債和總資產(chǎn)之比。

本文對變量在1%和99%處做了winsorize縮尾處理。表1給出了所有變量的描述性統(tǒng)計。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

注：mean為均值，sd為標準差，min為最小值，max為最大值，skewness為偏度，kurtosis為峰度，p25為25%分位數(shù)，p50為中位數(shù)，p75為75%分位數(shù)。

3 實證結果及分析

我們想要回答兩個問題：第一、盈虧狀態(tài)會影響投資者的博彩行為嗎？第二、情緒會直接影響投資者的博彩偏好嗎？情緒又是否會影響投資者的風險態(tài)度進而影響其博彩行為呢？博彩行為其實屬于非理性投機交易行為，如Baker和Wurgler[19]所言，投機交易常常產(chǎn)生于市值較低和波動率較高的股票中。傳統(tǒng)的Fama-MacBeth回歸對每只股票賦予了相同的權重，忽略了個股間存在市值差異，為了表明本文結果反映的是市場整體狀況而并不是由低市值股票所導致，我們使用以股票流通市值為權重的Fama-MacBeth回歸。

3.1 投資者所處盈虧狀態(tài)對其博彩行為的影響

我們首先研究盈虧狀態(tài)是否會影響投資者的博彩行為。為此，我們將資本利得量與兩種股票博彩指數(shù)分別相乘做交互項，用Fama-MacBeth回歸實證分析交互項對股票未來收益率是否有影響，計量模型如下：

Reti,t=α+β1CGOi,t-1+β2Gamblei,t-1+β3CGOi,t-1×Gamblei,t-1+β4LnSizei,t-1+β5LnBMi,t-1+β6Turni,t-1+β7Reti,t-1+β8Reti,t-2,t-12+β9Illiquidityi,t-1+β10Betai,t-1+β11Leveragei,t-1+εi,t

(12)

其中下角標i表示股票i，Reti,t表示股票i在t月的收益率，其他變量如本文第二部分所示。

回歸結果如表2所示。Model 1和Moodel 3表明不論使用哪種指標度量博彩特性，股票博彩特性與股票未來收益率的關系都顯著為負，再次表明博彩行為的確存在于中國股票市場。

在Model 2和Model 4中，資本利得量與兩種股票博彩特性指標的交互項系數(shù)估計量均顯著為正。這表明投資者的博彩行為會受到所處盈虧狀態(tài)的顯著影響。系數(shù)為正意味著：當資本利得量為正時，股票博彩特性越濃，股票未來收益率會越高；這是因為處于盈利狀態(tài)的投資者會厭惡風險[7]，面對風險較大的“博彩型”股票，投資者不愿意冒險買入或繼續(xù)持有，而是希望通過出售股票實現(xiàn)盈利，這會使得該股在當期面臨較大拋壓，博彩特性越強，拋壓越大，從而導致當期股票價格下降過多，隨著股票價格回到原本應處于的價位，股票在未來收益率自然相對較高，這就使得當大多數(shù)投資者處于盈利狀態(tài)時，股票博彩特性對股票未來收益率具有顯著正影響。同時，交互項系數(shù)顯著為正表明當資本利得量為負時，股票博彩特性越濃，股票未來收益率越低；這是因為處于虧損狀態(tài)的投資者會偏好風險[7]，雖然“博彩型”股票風險較大，但它的博彩屬性可能會彌補自己的賬面損失，投資者主觀高估“博彩型”股票大漲的可能性，愿意承受風險繼續(xù)持有甚至是增持該“博彩型”股票，這會導致“博彩型”股票股價被“高估”，隨著股票價格回到理性價位，股票在未來收益率自然會相對較低，這使得當大多數(shù)投資者處于虧損狀態(tài)時，股票博彩特性對股票未來收益率具有顯著負影響。

表2 投資者所處盈虧狀態(tài)對其博彩行為的影響

注：***，**和*分別代表在1%，5%和10%水平下顯著，圓括號中數(shù)值為t統(tǒng)計量。限于文章篇幅，暫不報告控制變量的回歸結果。下同。

3.2 投資者情緒對博彩行為的影響

3.2.1 投資者情緒對博彩行為的直接影響

如果Sentit大于投資者情緒指數(shù)的中位數(shù)，則t月為投資者情緒高漲(optimistic)期，反之則為投資者情緒低落(pessimistic)期。通過分組，我們分析不同情緒下，投資者是否始終偏愛“博彩型”股票。回歸模型如下：

Reti,t=α+β1Gamblei,t-1+β2LnSizei,t-1+β3LnBMi,t-1+β4Turni,t-1+β5Reti,t-1+β6Reti,t-2,t-12+β7Illiquidityi,t-1+β8Betai,t-1+β9Leveragei,t-1+εi,t

(13)

其中下角標i表示股票i，Reti,t表示股票i在t月的收益率，其他變量如本文第二部分所示。

回歸結果如表3所示。因為本文的投資者情緒指數(shù)始于2003年2月，作為基準結果，第(1)列和第(5)列的回歸結果是基于2003年2月至2017年的9月的數(shù)據(jù)回歸而得。正是由于投資者對“博彩型”股票的偏愛和過度投資，導致股票博彩特性越強，未來收益率反而越低。雖然投資者總體上表現(xiàn)出博彩偏好，但第(3)列和第(7)列的結果卻表明，當投資者情緒低落時，股票博彩特性對股票未來收益率的影響不再顯著。這是因為情緒低落時，投資者會趨于理性[19,24]，面對風險較高的“博彩型”股票，投資者不再像平時一樣敢于冒險一搏。可見，情緒對投資者的博彩行為具有顯著的直接影響。

表3 投資者情緒對博彩行為的直接影響

3.2.2 投資者情緒對博彩行為的間接影響

除卻直接影響，情緒是否還會通過影響投資者的風險態(tài)度而間接影響其博彩行為呢？為此，我們根據(jù)盈虧狀態(tài)首先將股票分成兩類，然后再根據(jù)情緒分組回歸實證模型(13)。回歸結果如表4和表5所示。表4和表5的第(1)列都是對處于盈利狀態(tài)的全部股票回歸后的結果，而表4和表5的第(5)列都是對處于虧損狀態(tài)的全部股票回歸后的結果。與之前使用交互項時的實證結果一致，投資者處于盈利狀態(tài)時，的確不再青睞“博彩型”股票。表4和表5第(2)列的回歸結果表明，股票博彩指數(shù)對股票未來收益率有顯著負向影響，這表明：當投資者情緒高漲時，處于盈利狀態(tài)的本應當厭惡風險的投資者此時卻依舊偏好“博彩型”股票。而表4和表5第(7)列則顯示，股票博彩指數(shù)對股票未來收益率不再有顯著影響了，這表明：當投資者情緒低落時，處于虧損狀態(tài)的本應當偏好風險的投資者此時卻不再鐘情于“博彩型”股票。由此可見，情緒可以通過影響投資者的風險態(tài)度而間接影響投資者的博彩行為。

4 穩(wěn)健性檢驗

4.1 使用過去三年的周度數(shù)據(jù)構造資本利得量

散戶眾多的中國股市，投資者的投資期限一般相對較短，為更準確反映中國股市投資者的投資期限，我們對于每一只股票，在每月末，使用該股票過去三年的周度收盤價和換手率來構造資本利得量?；貧w結果如表6和表7所示，可見本文結果依然成立。

4.2 對股票博彩特性的另一種度量

考慮到我國股市的漲跌停板制度，鄭振龍和孫清泉[3]認為使用股票“在一個月內(nèi)最大3個日收益率的均值”更適合作為股票特質偏度的代理變量。為此，我們使用特質波動率、一個月內(nèi)最大3個日收益率的均值、股票均價構造第二類直觀型股票博彩指數(shù)，構造方法同本文第二部分所示?；貧w結果如表8所示?？梢姳疚乃薪Y論仍然成立。

表4 投資者情緒對博彩行為的間接影響——基于學術型股票博彩指數(shù)的回歸結果

表5 投資者情緒對博彩行為的間接影響——基于直觀型股票博彩指數(shù)的回歸結果

表6 關于學術型博彩指數(shù)的實證結果(資本利得量由股票過去三年周度數(shù)據(jù)構造而得)

表7 關于直觀型博彩指數(shù)的實證結果(資本利得量由股票過去三年周度數(shù)據(jù)構造而得)

續(xù)表7 關于直觀型博彩指數(shù)的實證結果(資本利得量由股票過去三年周度數(shù)據(jù)構造而得)

表8第二類直觀型股票博彩指數(shù)的相關實證結果

4.3 對信息反應不足

Zhang[26]指出，投資者對信息通常會反應不足，這導致有利好(空)消息的股票會被低(高)估，而股票風險越高，股價被低估或高估的程度會越嚴重。資本利得量為正(負)，很可能是因為股票過去有利好(空)信息，投資者對信息反應不足會導致資本利得量為正(負)的股票被低(高)估，同時此股票博彩特性越濃，被低(高)估的程度會越嚴重，而被低(高)估的股票未來收益率會相對更高(低)。因此，股票博彩指數(shù)和資本利得量的交互項對股票未來收益率有顯著正向影響很可能是因為投資者對信息反應不足造成的。為控制這種現(xiàn)象對本文結果的影響，我們按照Zhang[26]的方法，以股票過去收益率作為股票過去信息的代理變量，并與股票博彩指數(shù)相乘做交互項，加入實證模型中，具體回歸模型如下：

Reti,t=α+β1CGOi,t-1+β2Gamblei,t-1+β3CGOi,t-1×Gamblei,t-1+β4LnSizei,t-1+β5LnBMi,t-1+β6Turni,t-1+β7Reti,t-1+β8Reti,t-2,t-12+β9Illiquidityi,t-1+β10Betai,t-1+β11Leveragei,t-1+β12Gamblei,t-1×Reti,t-2,t-12+εi,t

(14)

其中下角標i表示股票i，Reti,t表示股票i在t月的收益率，其他變量如本文第二部分所示?；貧w結果如表9所示，本文結論依然成立。

4.4 投資者情緒的另一種度量

對于封閉式基金折價率和IPO首日收益率，有部分學者使用算術平均值而非加權平均值，還有部分學者使用當月公開發(fā)行股票數(shù)量度量IPO規(guī)模。而關于市場換手率和新增投資者開戶數(shù)，現(xiàn)有文獻中的度量方式基本相同。為此，本文還使用封閉式基金平均折價率、IPO首日平均收益率、當月公開發(fā)行股票數(shù)量、市場換手率和新增投資者開戶數(shù)來構造投資者情緒指數(shù)，我們稱之為第二類投資者情緒指數(shù)，構造方法如本文第二部分所示。第二類投資者情緒指數(shù)的最終計算公式如下：

表9 考慮投資者可能存在對信息反應不足這一現(xiàn)象后的實證結果

Senti2t=0.2559×ECEFD2t-1+0.1857×EIPON2t+0.3834×ERIPO2t+0.1001×ETurnovert-1+0.3342×ENIAt

(15)

這里的ECEFD2t-1、EIPON2t、ERIPO2t、ETurnovert-1、ENIAt分別指剔除了宏觀經(jīng)濟影響的封閉式基金平均折價率、當月公開發(fā)行股票數(shù)量、IPO首日平均收益率、市場換手率和新增投資者開戶數(shù)。實證結果如表10和表11所示，顯然本文結果依舊穩(wěn)健。

4.5 其他穩(wěn)健性檢驗

當我們使用股票過去五年的數(shù)據(jù)構造資本利得量時，由于要求至少要有60%的非缺失值，加之我們的股票數(shù)據(jù)始于2000年1月，因此回歸數(shù)據(jù)的完整時間區(qū)間應該為2002年12月至2017年9月。但正如本文第二部分所述，我們的投資者情緒指數(shù)最早只能從2003年2月開始。為此，作為基準結果，表3至表5的第(1)列和第(5)列、表6至表7的第(1)列，表8的第(1)列和第(2)列，所報告結果的時間區(qū)間都是從2003年2月至2017年9月。但是，當我們使用完整時間區(qū)間的數(shù)據(jù)做回歸后，本文結果依舊全部成立。

我們還做了其他穩(wěn)健性檢驗：當資本利得量是由股票過去三年數(shù)據(jù)構造時，學術型和直觀型股票博彩指數(shù)基于第二類投資者情緒指數(shù)的相關回歸結果依舊穩(wěn)?。坏诙愔庇^型股票博彩指數(shù)基于投資者情緒指數(shù)的相關回歸結果也依然穩(wěn)健。限于文章篇幅，暫不報告這些回歸結果，如若需要，本文作者可以提供。

表10關于學術型博彩指數(shù)的實證結果——基于第二類投資者情緒指數(shù)

表11 關于直觀型博彩指數(shù)的實證結果——基于第二類投資者情緒指數(shù)

5 結語

本文使用Fama-MacBeth回歸模型和中國股市2000年1月至2017年9月的數(shù)據(jù)，實證研究發(fā)現(xiàn)風險態(tài)度和投資者情緒對股票市場博彩行為有顯著影響。這是因為投資者在做投資決策時并不能做到傳統(tǒng)金融理論中所假設的“完全理性”，而是會受到情緒和所處盈虧狀態(tài)的影響。根據(jù)前景理論，當投資者處于盈利狀態(tài)時，投資者會厭惡風險，而“博彩型”股票風險都相對較高，此時投資者并不愿意冒險買入或繼續(xù)持有“博彩型”股票，而是希望通過出售該股以實現(xiàn)盈利；當投資者處于虧損狀態(tài)時，投資者會偏好風險，投資者會主觀高估“博彩型”股票大漲的可能性，因而愿意承受風險繼續(xù)持有甚至是增持“博彩型”股票，希冀該股票大漲后彌補自己的賬面損失。情緒會直接影響投資者的博彩行為，情緒高漲時投資者會更加偏好投資“博彩型”股票。此外，情緒還會通過影響投資者風險態(tài)度而間接影響其博彩行為。

本文的研究結果對股市投資者和監(jiān)管機構具有現(xiàn)實啟迪意義。對于投資者而言，不應盲目相信股票表面價量信息，更不應存有博彩和投機心態(tài)，而應該關注上市公司業(yè)績和發(fā)展方向并同時綜合考量“大盤”走勢后再做出判斷。此外，投資者還應該學會理性看待市場各種信息，減輕市場情緒對自身投資決策的非理性影響。對于監(jiān)管機構而言，應該加強對投資者的教育和引導，提高投資者的金融知識素養(yǎng)和投資水平，強化投資者的理性投資理念。同時，監(jiān)管機構應當加強上市公司信息披露監(jiān)管制度建設，抑制市場過度投機情緒，努力提高市場運行透明度，使投資者堅信應當以專業(yè)理性的心態(tài)和方式對待股票投資。