崔惠穎

(黑龍江大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院，哈爾濱 150080)

內(nèi)容提要：股票市場一直是我國防范系統(tǒng)性金融風(fēng)險(xiǎn)的重點(diǎn)領(lǐng)域，而投資者賭博行為正是導(dǎo)致和加劇我國股市波動(dòng)和資產(chǎn)價(jià)格泡沫的重要因素?；谕顿Y者情緒的錯(cuò)誤定價(jià)視角，本文從理論和實(shí)證兩個(gè)層面來分析投資者賭博行為及其表現(xiàn)出的負(fù)異常收益——“賭博型收益”的成因，即提供一個(gè)行為金融解釋。研究發(fā)現(xiàn)：賭博型收益源于投資者行為偏差導(dǎo)致的股票價(jià)格被高估；高情緒期之后，股票被錯(cuò)誤定價(jià)的程度更明顯，賭博型收益在高情緒期之后也更加明顯；投資者的非理性程度的變化也會(huì)影響賭博型股票被錯(cuò)誤定價(jià)的程度，進(jìn)而影響賭博型收益。

一、引言

投資者賭博行為在股市中表現(xiàn)為投資者偏好具有收益正偏性的“賭博型股票”，并導(dǎo)致了一種無法被經(jīng)典資產(chǎn)定價(jià)模型所解釋的負(fù)異常收益——“賭博型收益”。對賭博型股票收益的機(jī)理進(jìn)行分析，將有助于我們理解投資者的賭博動(dòng)機(jī)及其市場行為，加深對我國股市有效性和運(yùn)行情況的認(rèn)識，進(jìn)而更有針對性地防范化解股市風(fēng)險(xiǎn)。

已有研究主要從“偏度偏好”的視角來解釋賭博型收益，具體分為傳統(tǒng)金融學(xué)和行為金融學(xué)兩個(gè)角度。傳統(tǒng)金融學(xué)認(rèn)為只有股票收益分布的系統(tǒng)性偏度才會(huì)影響股票價(jià)格，而行為金融學(xué)則認(rèn)為特質(zhì)性偏度也會(huì)影響股票價(jià)格。相關(guān)經(jīng)驗(yàn)研究也證實(shí)了行為金融學(xué)的觀點(diǎn)，并認(rèn)為特質(zhì)性偏度能夠更好地反映投資者的賭博動(dòng)機(jī)。因此，行為金融學(xué)的“偏度偏好假說”逐漸成為主流。

在理論研究層面，從行為金融學(xué)視角解釋賭博型收益的經(jīng)典框架是“最優(yōu)信念”理論(Brunnermeier等，2007)和累積前景理論(Barberis和Huang，2008)。他們都認(rèn)為人們對資產(chǎn)收益分布正偏性的偏好來源于自身的行為偏差，進(jìn)而導(dǎo)致了賭博型收益。Brunnermeier等(2007)進(jìn)一步完善“最優(yōu)信念”理論，認(rèn)為投資者會(huì)在樂觀信念帶來的益處(樂觀帶來的幸福感)和代價(jià)(樂觀導(dǎo)致錯(cuò)誤的投資決策)之間進(jìn)行權(quán)衡，并在此過程中逐漸形成最優(yōu)的信念狀態(tài)。這種最優(yōu)信念會(huì)使投資者偏好正偏性資產(chǎn)，進(jìn)而高估賭博型股票的價(jià)值，導(dǎo)致賭博型股票在未來表現(xiàn)出負(fù)異常收益。Tversky和Kahnemann(1992)提出的累積前景理論認(rèn)為人們有高估小概率事件的傾向，因而會(huì)表現(xiàn)出賭博行為。Barberis和Huang(2008)用此解釋了股市投資者的賭博行為，并證明了賭博型收益的存在。

在實(shí)證研究層面，國內(nèi)大部分文獻(xiàn)均以上述兩篇經(jīng)典文獻(xiàn)為出發(fā)點(diǎn)，直接檢驗(yàn)賭博型股票的收益情況是否符合理論預(yù)期，只有極少數(shù)國內(nèi)研究對賭博型收益的成因進(jìn)行了分析(徐小君，2010)。然而，由于賭博型收益的成因涉及投資者的心理和偏好，難以直接進(jìn)行實(shí)證分析。本文試圖結(jié)合已有研究成果，基于投資者情緒的錯(cuò)誤定價(jià)角度，為賭博型收益的成因提供一個(gè)可行的解釋和檢驗(yàn)。

Brunnermeier等(2007)、Barberis和Huang(2008)認(rèn)為賭博型收益源于投資者偏差導(dǎo)致的股票錯(cuò)誤定價(jià)。據(jù)此，Stambaugh等(2015)以特質(zhì)波動(dòng)率(IV)為賭博型股票的識別指標(biāo)，發(fā)現(xiàn)高特質(zhì)波動(dòng)率與股票收益的負(fù)向關(guān)系只存在于價(jià)格被高估的股票之中。Zhong和Gray(2016)也采用了相同的思路，基于澳大利亞股票市場的7種常見異象構(gòu)建了錯(cuò)誤定價(jià)指數(shù)，研究以MAX為指標(biāo)的賭博型股票的收益率與錯(cuò)誤定價(jià)的關(guān)系。不過，這些研究沒有指明賭博型收益與錯(cuò)誤定價(jià)關(guān)系的根源。為了說明投資者在其中的根本作用，本文引入投資者情緒因素，其既可以反映Brunnermeier等(2007)所分析的投資者的樂觀信念，也會(huì)影響B(tài)arberis和Huang(2008)所論述的投資者對小概率事件發(fā)生可能性的主觀估計(jì)。也就是說，我們可以利用投資者情緒表征產(chǎn)生偏度偏好的投資者心理和行為偏差。因此，本文從基于投資者情緒的錯(cuò)誤定價(jià)視角，分析投資者偏差如何影響賭博型股票價(jià)格被高估的程度，進(jìn)而產(chǎn)生賭博型收益。

首先，本文在Brunnermeier等(2007)的研究基礎(chǔ)上，理論證明投資者情緒可以通過影響收益正偏股票的錯(cuò)誤定價(jià)程度，導(dǎo)致賭博型收益的產(chǎn)生和變化，并據(jù)此提出一系列可供檢驗(yàn)的假設(shè)。其次，構(gòu)建股票錯(cuò)誤定價(jià)指數(shù)，以分析賭博型收益與錯(cuò)誤定價(jià)的關(guān)系，檢驗(yàn)賭博型收益是否源于股價(jià)高估。最后，引入投資者情緒，分析情緒對錯(cuò)誤定價(jià)與賭博型收益之間關(guān)系的影響。根據(jù)崔惠穎、王志強(qiáng)(2016)，最大日收益率(MAX)和特質(zhì)偏度(IS)是適用于中國股市的賭博型股票識別指標(biāo)，可以更好地表征中國股市賭博型股票的收益分布正偏性。因此，本文以MAX為識別股市中賭博型股票的主要指標(biāo)，再將IS的相關(guān)分析作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)，以保證研究結(jié)果不受識別指標(biāo)選擇的影響。

本文的主要貢獻(xiàn)體現(xiàn)在：(1)拓展了已有研究對賭博型收益成因的行為金融學(xué)解釋。本文基于投資者情緒的錯(cuò)誤定價(jià)視角，不僅從理論上證明了賭博型收益存在的原因，而且明晰了已有研究發(fā)現(xiàn)的賭博型收益存在時(shí)變性的原因。(2)為賭博型收益的行為解釋提供一個(gè)可行的檢驗(yàn)。本文結(jié)合理論模型的推演，通過構(gòu)建相關(guān)指數(shù)，將關(guān)鍵變量可操作化，進(jìn)而能夠?qū)碚摷僭O(shè)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)?；诒疚牡难芯拷Y(jié)果，可以更有針對性地控制投資者賭博行為，引導(dǎo)投資者的健康投資理念，有助于防范化解金融風(fēng)險(xiǎn)。

二、理論模型與待檢驗(yàn)假設(shè)

(一)理論模型

在“最優(yōu)信念”框架(Brunnermeier等，2007)的基礎(chǔ)上，本文引入投資者情緒來說明投資者的非理性信念會(huì)導(dǎo)致偏度偏好，造成賭博型股票價(jià)格被高估，最終產(chǎn)生賭博型收益，而投資者情緒可以通過影響投資者的非理性程度，加劇賭博型收益。

構(gòu)建一個(gè)兩期經(jīng)濟(jì)模型，投資者在第1期進(jìn)行投資決策，利用阿羅-德布魯證券配置一個(gè)投資組合，并在第2期消費(fèi)該組合的投資收益。假設(shè)第2期共有I種情景，∏i是情景i的客觀概率，πi是投資者相應(yīng)的主觀決策概率，初始財(cái)富標(biāo)準(zhǔn)化為1單位，pi>0是狀態(tài)i下的阿羅-德布魯證券價(jià)格，投資者將決定自己的決策W={w1,w2,…,wI}以最大化期望效用：

(1)

則存在最優(yōu)組合決策：

(2)

相比于理性信念，樂觀主義的非理性信念可以讓投資者對未來有更美好的預(yù)期，進(jìn)而獲得更高的預(yù)期效用，即提高U1。因此，投資者沒有動(dòng)機(jī)向理性預(yù)期和客觀概率逼近。當(dāng)然，非理性信念也有可能造成錯(cuò)誤的投資決策，進(jìn)而降低事后平均效應(yīng)U2=lnw。投資者在非理性信念帶來的好處和壞處之間權(quán)衡，最終形成自己的最優(yōu)信念以最大化第1期和第2期預(yù)期效用的平均水平：

(3)

(4)

(5)

一階條件可以表示為∏i/πi的函數(shù)，其圖形如圖1所示。其中，一階條件的右端為一條水平線，一階條件的左端為凸函數(shù)，在πi=∏i(即理性信念)處取得最小值?？梢姡撟顑?yōu)化問題最多有兩個(gè)解。

根據(jù)二階條件可以證明，持有最優(yōu)信念的投資者高估(樂觀)低概率情景，低估(悲觀)高概率情景。由于收益正偏的賭博型股票對應(yīng)低概率情景，因此，投資者過多地投資于賭博型股票，導(dǎo)致其價(jià)格被高估，未來只能獲得低于理性狀態(tài)的負(fù)異常收益，即賭博型收益(Brunnermeier等，2007)。

在上述條件的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步引入投資者情緒(Sent)。由圖1可知，當(dāng)投資者情緒高漲時(shí)，投資者對低概率的賭博型股票更加樂觀(Baker和Wurgler，2006、Fong和Toh，2014)，導(dǎo)致主觀概率πi變大，使點(diǎn)A向左移至A′。此時(shí)，在新的均衡點(diǎn)處，水平線需要上升，也就是一階條件的右端值變大，即pi/∏i增大?？陀^概率∏i不可能變化，只能表現(xiàn)為ps變大，賭博型股票的價(jià)格被進(jìn)一步高估，隨后只能獲得更大的負(fù)異常收益。

圖1 最優(yōu)信念的一階條件

(二)待檢驗(yàn)假設(shè)的提出

由上述模型分析可知，相比于理性預(yù)期情況下，投資者由于樂觀主義而表現(xiàn)出偏度偏好，過多地投資于賭博型股票，造成賭博型股票的價(jià)格高于其內(nèi)在價(jià)值，最終賭博型股票隨后只能獲得負(fù)異常收益，即賭博型收益。此外，投資者情緒的高低反映了投資者的非理性程度，而賭博型收益源于投資者非理性導(dǎo)致的股票錯(cuò)誤定價(jià)。因此，賭博型收益會(huì)隨著投資者情緒的高漲而更加明顯。據(jù)此，本文提出以下待檢驗(yàn)的假設(shè)：

H1：賭博型收益源于股票價(jià)格被高估。

H2：高情緒期之后，股票錯(cuò)誤定價(jià)程度更明顯。

H3：高情緒期之后，賭博型收益更加明顯。

基于投資者情緒、股票的錯(cuò)誤定價(jià)程度和賭博型收益的準(zhǔn)確衡量，后文將利用中國股市現(xiàn)實(shí)數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)假設(shè)H1至H3，以探討賭博行為收益形成和變化的原因。鑒于股票的錯(cuò)誤定價(jià)程度和市場的投資者情緒以難以直接刻畫，本文將采用一些常用的方法構(gòu)造它們的替代變量。通過使用恰當(dāng)?shù)馁€博型股票識別指標(biāo)，來反映股市投資者的賭博行為，從而更準(zhǔn)確地衡量中國股市的賭博型收益。

三、實(shí)證分析結(jié)果

(一)樣本數(shù)據(jù)與變量

為統(tǒng)一漲跌停板制度的影響，本文所用數(shù)據(jù)不包含ST、PT、復(fù)牌和首日上市的股票樣本。此外，鑒于識別指標(biāo)計(jì)算的有效性，樣本為始于1999年3月的滬深A(yù)股交易數(shù)據(jù)，共計(jì)197個(gè)月，亦不包含月交易次數(shù)小于15天和交易月份小于半年的觀測值。主要變量包括賭博型收益、股票錯(cuò)誤定價(jià)程度和投資者情緒。其中，利用Baker和Wurgler(2006)的主成分分析法構(gòu)建投資者情緒指數(shù)，利用Stambaugh等(2015)的收益率異象法構(gòu)建股票錯(cuò)誤定價(jià)指數(shù)，利用最大日收益率(MAX)和特質(zhì)偏度(IS)識別賭博型股票和賭博型收益(崔惠穎和王志強(qiáng)，2016)。主要變量所需數(shù)據(jù)及其來源如表1 所示。

(二)錯(cuò)誤定價(jià)與賭博型收益

本文參照Stambaugh等(2015)的方法，選取5個(gè)中國股市常見的收益率異象，即規(guī)模效應(yīng)(Size)、動(dòng)量效應(yīng)(Mom)、應(yīng)計(jì)異象(Acc)、價(jià)值溢價(jià)(Value)以及資產(chǎn)增長異象(Asset)，來構(gòu)建中國股市的錯(cuò)誤定價(jià)指數(shù)(Mispricing Index，MIDX)。利用該指數(shù)分析中國股市賭博型收益與股票錯(cuò)誤定價(jià)的關(guān)系，檢驗(yàn)賭博型收益是否源于股票價(jià)格被高估。MIDX的構(gòu)建方法為：在各月月末，分別按照上述五種異象將股票等分為10組，各股在每種異象的排序分組中按照價(jià)格被高估程度的由低到高獲得一個(gè)取值為0至9的得分。然后，加總各股在五種異象中的得分，即為該股票的錯(cuò)誤定價(jià)指數(shù)值。中國股市MIDX的有效性分析如表2所示。

表2的第2列是將股票按照MIDX排序分組，各投資組合在下個(gè)月的收益率。由表可知，隨著MIDX值的增加，股票價(jià)格由被低估轉(zhuǎn)到被高估，下一期收益率由3.67%降到-0.31%，差異顯著，且與理論預(yù)期相符。這些都表明本文計(jì)算的MIDX能夠很好地體現(xiàn)股票錯(cuò)誤定價(jià)的程度。

表1 變量含義及數(shù)據(jù)來源

注：從經(jīng)濟(jì)含義上看，MAX和IS都可以表征股票收益分布的正偏性。相比而言，MAX的直觀性更好，而IS計(jì)算過程更復(fù)雜。因此，MAX更適合短線操作偏好更強(qiáng)的中國股票市場(崔惠穎和王志強(qiáng)，2016)。

表2 錯(cuò)誤定價(jià)指數(shù)與各異象分組的收益率表現(xiàn)

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平下，t檢驗(yàn)顯著(下同)。

表2后續(xù)5列是分別按照五種異象將股票排序分組，各投資組合在下個(gè)月的收益率。五種異象識別出的錯(cuò)誤定價(jià)程度對股票收益的影響與MIDX相同。表2的最后一列給出了各異象中同一錯(cuò)誤定價(jià)程度的投資組合的未來平均收益?？梢?，分別按五種異象將股票分組所得到的組合收益率由3.04%降為1.11%，這兩者的差異小于按MIDX分組后的兩端收益率差，這意味著MIDX可以更好地反映股票錯(cuò)誤定價(jià)的程度，再次表明MIDX的有效性。與Stambaugh等(2015)類似，本文所構(gòu)建的MIDX相比于按五種異象單獨(dú)識別出的兩端收益差溢出2.04%，其中的小部分(0.62%)源于股票低估，大部分(1.42%)源于股票高估。由于買入比賣空更容易而造成的套利有限性是這一現(xiàn)象的根源，而本文所構(gòu)建的MIDX指數(shù)可以很好地體現(xiàn)出股票錯(cuò)誤定價(jià)與套利不對稱性之間的關(guān)系。

在MIDX的基礎(chǔ)上，可以具體檢驗(yàn)假設(shè)H1。首先將各股依據(jù)MIDX值的大小排序分組形成5組，然后在各MIDX水平下，再依據(jù)MAX值排序分組形成5組，從而共形成25個(gè)組合。據(jù)此，能夠考察不同錯(cuò)誤定價(jià)水平下，股票MAX值(表3)和收益率(表4、表5)如何隨自身賭博特性強(qiáng)弱變化而變化。

由表3第2列可知，隨著錯(cuò)誤定價(jià)由低估轉(zhuǎn)變?yōu)楦吖溃M合的MAX均值單調(diào)遞增。此外，第3-7列反映出在不同錯(cuò)誤定價(jià)水平下，所識別出的賭博型股票所具有的MAX均值十分相似。這些規(guī)律說明賭博型股票主要出現(xiàn)在價(jià)格被高估的股票之中。在套利不對稱性的影響下，相比于對低MAX值股票的悲觀情緒，投資者對高M(jìn)AX值股票的樂觀情緒更容易通過買入操作表達(dá)出來，因而造成高M(jìn)AX值(即賭博型股票)價(jià)格高估明顯。

表3 錯(cuò)誤定價(jià)水平與組合MAX均值

表4 錯(cuò)誤定價(jià)水平與組合原始收益率(MAX)

表5 錯(cuò)誤定價(jià)水平與組合異常收益率(MAX)

圖2 錯(cuò)誤定價(jià)水平與組合異常收益率(MAX)

表4列示了25個(gè)組合的股票錯(cuò)誤定價(jià)水平與原始收益率之間的關(guān)系。可見，無論何種MAX值下，股票收益率都隨價(jià)格被高估程度的增大而顯著下降。特別地，在價(jià)格被高估程度最大的組合中，高M(jìn)AX值股票(即賭博型股票)的收益率比低MAX值股票的收益率低1.37%，組合收益率隨MAX值的增加而單調(diào)下降。與此不同的是，在其他錯(cuò)誤定價(jià)水平下的股票，組合收益率并沒有隨MAX值的變化而單調(diào)變化。然而，部分國外研究發(fā)現(xiàn)(Stambaugh等，2015；Zhong和Gray，2016)，在價(jià)格被低估的組合中，股票收益率會(huì)隨MAX值的增加而上升。但表4說明，中國股市賭博型股票的收益率更低，這一結(jié)論不受錯(cuò)誤定價(jià)水平的影響。

由于賭博型收益指的是賭博型股票獲得無法被常見資產(chǎn)定價(jià)模型所解釋的負(fù)異常收益，所以本文更關(guān)注的是將原始收益經(jīng)Fama-French三因子調(diào)整得到的異常收益，以及錯(cuò)誤定價(jià)水平對它的影響，具體如表5和圖2所示。

由表5和圖2可知：(1)被嚴(yán)重低估的股票，其收益率并不隨著MAX值的增大而表現(xiàn)出負(fù)異常收益；(2)被嚴(yán)重高估的股票，其收益率隨MAX值的增大而獲得嚴(yán)格遞增的負(fù)異常收益。

至此，本文已經(jīng)證實(shí)了假設(shè)H1，即賭博型收益主要源于股價(jià)被高估，與Brunnermeier等(2007)、Barberis和Huang(2008)等理論研究結(jié)果相符。

(三)投資者情緒與賭博型收益

本文已經(jīng)證實(shí)賭博型收益源于股票價(jià)格被高估，那么，這一結(jié)果的本質(zhì)原因是什么？后文將基于投資者情緒進(jìn)一步檢驗(yàn)假設(shè)H2和H3。投資者情緒指數(shù)的構(gòu)建，重點(diǎn)在于選取合適的單一指標(biāo)。因此，本文在參照Baker和Wurgler(2006)、主成分分析法的基礎(chǔ)上，綜合考慮各種常用情緒單一指標(biāo)的適用性(楊墨竹，2013)，最終選取市場換手率、市場市盈率、新增A股開戶數(shù)和消費(fèi)者信心指數(shù)等四個(gè)單一指標(biāo)。具體的主成分分析構(gòu)建法如下：

首先，對于投資者情緒的表征，各單一指標(biāo)在時(shí)間上可能存在“領(lǐng)先-滯后”關(guān)系。因此，需要將四個(gè)單一指標(biāo)及其滯后項(xiàng)一起引入主成分分析，以形成一個(gè)投資者情緒的初級指標(biāo)sent0t。表6展示的是累計(jì)方差解釋達(dá)到85%以上的前3個(gè)主成分加權(quán)得到的sent0t，及其與八個(gè)單一變量之間的相關(guān)性分析。

表6sent0t與8個(gè)變量的相關(guān)性分析結(jié)果

其次，在每對原變量和滯后變量中選出一個(gè)與sent0t相關(guān)性更大者，確定為最終使用的單一指標(biāo)。由表6可知，合適的四個(gè)變量為Turnt-1、PEt、Opent-1和CCIt-1。

最后，剔除宏觀經(jīng)濟(jì)對投資者情緒的影響，以保證檢驗(yàn)結(jié)果的可靠性。具體方法是，將上述選定的四個(gè)變量對宏觀經(jīng)濟(jì)一致景氣指數(shù)進(jìn)行回歸并得到殘差。利用得到的四個(gè)殘差序列進(jìn)行主成分分析，將累計(jì)方差解釋達(dá)到85%以上的前3個(gè)主成分加權(quán)得到最終的投資者情緒指標(biāo)sentt。本文利用樣本期內(nèi)投資者情緒指數(shù)的中位數(shù)，劃分高情緒期和低情緒期。

下面就可以分析投資者情緒對賭博型收益的影響，具體如表7所示。其中，賭博型收益依然是將股票原始收益率經(jīng)Fama-French三因子模型調(diào)整而得到。

表7 投資者情緒與組合異常收益率(MAX)

由表7可知：(1)無論是賭博型股票、其他股票，亦或是全樣本股票，都在高情緒期之后表現(xiàn)出更低的異常收益率?？梢?，當(dāng)投資者的非理性行為推高投資者情緒高漲之后，這一樂觀情緒促使股票價(jià)格上升，高于股票內(nèi)在價(jià)值，導(dǎo)致下一期股票收益較低。(2)無論前期投資者情緒水平的高低，MAX值最大的賭博型股票都表現(xiàn)出負(fù)異常收益，而MAX值最低的非賭博型股票都表現(xiàn)出正異常收益，兩類股票的收益差只是在高情緒之后表現(xiàn)得更為明顯。這意味著本文提出的假說H1無論在何種情緒期之后都成立。(3)MAX值最低的非賭博型股票在高低情緒期之后的收益率變化并不顯著。然而，MAX值最大的賭博型股票在高低情緒期之后的收益率變化達(dá)到0.53%(=-0.59%-(-1.12%))，在1%顯著性水平下顯著。這說明在高情緒之后，賭博型收益更加明顯，即證明了假設(shè)H3。鑒于投資者情緒與市場收益情況相關(guān)，這一結(jié)果也再次證實(shí)了崔惠穎(2019)發(fā)現(xiàn)的股票賭博特性的強(qiáng)弱變化與市場走勢相反。

為了進(jìn)一步分析投資者情緒、錯(cuò)誤定價(jià)與賭博型收益之間的關(guān)系，下面將樣本股票先后依據(jù)MIDX和MAX排序分組各形成5組，共計(jì)25個(gè)組合，并計(jì)算各組合在不同情緒期之后的異常收益率(表8和圖3)。

表8和圖3顯示如下幾個(gè)規(guī)律：(1)與表7相同，無論前期投資者情緒水平的高低，MAX值最大的賭博型股票都表現(xiàn)出負(fù)異常收益，而MAX值最低的非賭博型股票都表現(xiàn)出正異常收益，說明假說H1無論在何種情緒期之后都成立。(2)大部分組合都在高情緒期之后表現(xiàn)出更低的異常收益率。特別地，被高估程度最大的股票在高情緒期之后的收益率表現(xiàn)遠(yuǎn)差于低情緒期之后的收益率表現(xiàn)。從數(shù)據(jù)來看，受情緒低谷的影響，價(jià)格被高估的股票隨MAX值的增大而獲得的異常收益率由-0.41%下降到-1.79%；受情緒高漲的影響，價(jià)格被高估的股票隨MAX值的增大而獲得的異常收益率由-1.14%下降到-3.01%。這意味著股票價(jià)格在高情緒期時(shí)被高估的程度更為嚴(yán)重。然而，價(jià)格被低估的股票在高低情緒期之后的收益率差異相對較小。這可能依然源于套利的不對稱性。圖3則直觀地展現(xiàn)出，在高情緒期之后，被高估的股票與被低估的股票之間的收益率差異也更大，而這一結(jié)果主要源于被高估股票的糟糕表現(xiàn)。據(jù)此，可以證實(shí)假設(shè)H2，即高情緒之后，股票被錯(cuò)誤定價(jià)的程度更明顯。(3)與表7相同，表8也顯示賭博型收益在高情緒后更加明顯，再次證實(shí)了假設(shè)H3。更重要的是，表8揭示了這一結(jié)果的根源。首先，由于賭博型收益源于股價(jià)高估，所以H3僅適用于被高估的股票。其次，賭博型股票被高估的程度越大，其在高情緒期之后的負(fù)異常收益就越明顯，H3越顯著成立。以具體的數(shù)值來說明，對于MIDX=4的賭博型股票，其在高低情緒期之后的異常收益率差異為0.80%；對于MIDX=5的賭博型股票，其在高低情緒期后的異常收益率差異為1.22%，遠(yuǎn)大于前者。綜上可知，賭博型收益在高情緒期之后更明顯的本質(zhì)在于，賭博型股票在高情緒期價(jià)格被高估的程度更大。

表8 投資者情緒、錯(cuò)誤定價(jià)與組合異常收益率(MAX)

圖3 投資者情緒、錯(cuò)誤定價(jià)與組合異常收益率(MAX)

四、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了保證前文對假設(shè)H1-H3的檢驗(yàn)結(jié)果不受某一種賭博識別指標(biāo)的影響，下面使用另一個(gè)適用于中國股市的常見識別指標(biāo)——IS進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

(一)錯(cuò)誤定價(jià)與賭博型收益

表9是先后依據(jù)MIDX和IS排序分組各形成5個(gè)組合，共計(jì)25個(gè)組合的IS均值。與表3相同：隨著錯(cuò)誤定價(jià)由低估轉(zhuǎn)變?yōu)楦吖?，組合的IS均值單調(diào)遞增。此外，在不同錯(cuò)誤定價(jià)水平下，所識別出的賭博型股票所具有的IS均值十分相似。這些規(guī)律說明使用IS識別出的賭博型股票同樣主要出現(xiàn)在價(jià)格被高估的股票之中。

表10和表11分別是錯(cuò)誤定價(jià)水平與25個(gè)組合原始收益率、異常收益率之間的關(guān)系。表10說明無論錯(cuò)誤定價(jià)程度高低，賭博型股票的原始收益率都低于其他股票。這一點(diǎn)與MAX的檢驗(yàn)結(jié)果一致。更重要的是，從異常收益率來看(表11和圖4)：(1)被嚴(yán)重高估的股票，其收益率隨MAX值的增大而獲得嚴(yán)格遞增的負(fù)異常收益。(2)價(jià)格被低估程度最大的股票，無論IS值如何，均不存在賭博型收益。假設(shè)H1在識別IS下同樣成立。

表9 錯(cuò)誤定價(jià)水平與組合IS均值

表10 錯(cuò)誤定價(jià)水平與組合原始收益率(IS)

表11 錯(cuò)誤定價(jià)水平與組合異常收益率(IS)

圖4 錯(cuò)誤定價(jià)水平與組合異常收益率(IS)

(二)投資者情緒與賭博型收益

根據(jù)表12：(1)無論是賭博型股票、其他股票，亦或是全樣本股票，都在高情緒期之后表現(xiàn)出更低的異常收益率。(2)無論前期投資者情緒水平的高低，IS值最大的賭博型股票都表現(xiàn)出負(fù)異常收益，而IS值最低的非賭博型股票都表現(xiàn)出正異常收益。這意味著本文提出的假說H1無論在何種情緒期之后都成立。(3)IS值最大的賭博型股票在高低情緒期之后的收益率變化達(dá)到0.33%(=-0.17%-(-0.50%))，在1%顯著性水平下顯著。這說明在高情緒之后，賭博型收益更加明顯，即證明了假設(shè)H3。然而，其他股票在不同情緒期之后收益率差異小于MAX的情況。

表12 投資者情緒與組合異常收益率(IS)

為了進(jìn)一步分析投資者情緒、錯(cuò)誤定價(jià)與賭博型收益之間的關(guān)系，下面將樣本股票先后依據(jù)MIDX和IS排序分組各形成5組，共計(jì)25個(gè)組合，并計(jì)算各組合在不同情緒期之后的異常收益率(表13和圖5)。

表13和圖5顯示如下幾個(gè)規(guī)律：(1)無論情緒水平高低，IS值最大的賭博型股票都表現(xiàn)出負(fù)異常收益，而IS值最低的非賭博型股票都表現(xiàn)出正異常收益，說明假說H1無論在何種情緒期之后都成立。(2)大部分組合都在高情緒期之后表現(xiàn)出更低的異常收益率。特別地，被高估程度最大的股票在高情緒期之后的收益率表現(xiàn)遠(yuǎn)差于低情緒期之后的收益率表現(xiàn)?？梢?，IS的檢驗(yàn)結(jié)果同樣證實(shí)假設(shè)H2，即高情緒之后，股票被錯(cuò)誤定價(jià)的程度更明顯。(3)賭博型收益在高情緒后更加明顯，證實(shí)了假設(shè)H3。同MAX檢驗(yàn)結(jié)果一樣，由于賭博型收益源于股價(jià)高估，所以H3僅適用于價(jià)格被高估的股票。然而，隨著賭博型股票被高估程度的增強(qiáng)，其在高情緒期之后的負(fù)異常收益更明顯，但不同情緒期后的收益差異沒有MAX顯著?？傊?，基于IS的實(shí)證分析，同樣發(fā)現(xiàn)賭博型收益在高情緒期之后更明顯的本質(zhì)在于，賭博型股票在高情緒期價(jià)格被高估的程度更大。

表13 投資者情緒、錯(cuò)誤定價(jià)與組合異常收益率(IS)

圖5 投資者情緒、錯(cuò)誤定價(jià)與組合異常收益率(IS)

五、結(jié)論及相關(guān)建議

股市投資者的賭博行為在積累市場系統(tǒng)性金融風(fēng)險(xiǎn)的同時(shí)，也給自身帶來收益損失。本文基于投資者情緒的錯(cuò)誤定價(jià)視角，從理論和實(shí)證兩個(gè)層面為賭博型收益的存在性提供了一個(gè)行為金融學(xué)解釋。實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)：(1)投資者賭博行為造成股票的錯(cuò)誤定價(jià)，賭博型收益源于股票價(jià)格被高估，而且這一結(jié)論無論在何種情緒期之后都成立。(2)高情緒期之后，股票被錯(cuò)誤定價(jià)程度更明顯。相比于低情緒期，價(jià)格被高估的股票在高情緒期之后，獲得更顯著的負(fù)異常收益。(3)高情緒期之后，賭博型收益更加明顯。鑒于價(jià)格被高估股票在高情緒期后有更明顯的負(fù)異常收益，因此這一結(jié)果也再次說明賭博型收益源于股價(jià)的錯(cuò)誤定價(jià)，也就是源于投資者的非理性。

對比本文結(jié)論與國外相關(guān)研究的異同之處可以發(fā)現(xiàn)：一方面，本文與Stambaugh等(2015)、Zhong和Gray(2016)等研究都發(fā)現(xiàn)賭博型股票的價(jià)格被高估，進(jìn)而表現(xiàn)出負(fù)異常收益。Fong和Toh(2014)等也發(fā)現(xiàn)在高情緒期后，賭博型收益更為明顯。這些研究結(jié)果說明投資者的非理性行為普遍存在于成熟市場和新興市場，并對股票價(jià)格有顯著影響。另一方面，本文還發(fā)現(xiàn)雖然IS與MAX的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果相符，結(jié)果具有穩(wěn)健性，但I(xiàn)S的實(shí)證效果弱于MAX。這說明中國股市投資者更熱衷于快進(jìn)快出的短線操作，投機(jī)性更強(qiáng)。總之，本文的研究證實(shí)了Brunnermeier等(2007)、Barberis和Huang(2008)等研究的理論預(yù)測，即投資者的行為偏差導(dǎo)致賭博行為，使賭博型股票的價(jià)格被高估而獲得負(fù)異常收益。投資者的非理性程度的變化也會(huì)影響賭博型股票被錯(cuò)誤定價(jià)的程度，進(jìn)而影響賭博型收益。