曹 倩 牛曉飛 李建標(biāo)

一、引言

金融市場存在性別比例失衡問題。根據(jù)上海證券交易所披露的統(tǒng)計(jì)年鑒顯示，從2007年開始我國女性投資者占比逐年減少，由2007年的45.85%縮減至2015年的43.76%(1)由于2015年以前，我國實(shí)行一人一戶限制，并且投資者一般會(huì)在上海證券交易所和深圳證券交易所同時(shí)開戶，因此，上海證券交易所提供的股票投資者狀況，基本上能反映我國A股個(gè)人投資者的整體狀況。自2015年4月13日起我國A股市場全面放開一人一戶限制，自然人可開立多個(gè)深A(yù)和滬A股賬戶。。金融市場環(huán)境彌漫著“男子氣概”文化氣息。

現(xiàn)有研究性別差異的行為金融學(xué)文獻(xiàn)，發(fā)現(xiàn)了與金融市場交易行為相關(guān)的三方面情形：第一，女性比男性顯得過度不自信(Barber and Odean，2001)，她們交易股票的頻率較低(Fellner and Maciejovsky，2007)。第二，女性比男性更為風(fēng)險(xiǎn)厭惡(Croson and Gneezy，2009)，她們傾向于投資更少比例的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)(Hariharan et al.，2000)。第三，女性更為規(guī)避與其他投資者競爭(Niederle and Vesterlund，2007)，并且擁有較少的金融知識(shí)(Driva et al.，2016)，她們不愿意參與股票投資(Bannier and Neuberty，2016)。然而，這些研究并沒有很好地回答男性與女性投資者股票交易決策是否存在差異。與男性相比，女性投資者是否是更出色的股票交易者？她們是否擁有較少的股票交易決策偏見？目前，這些問題尚存在爭議。

為此，本文以處置效應(yīng)為研究視角，重點(diǎn)考察男性和女性投資者股票交易決策偏見特征及其影響機(jī)理，旨在回答女性投資者的股票交易決策是否優(yōu)于男性。處置效應(yīng)(Disposition Effect)是投資者的股票交易決策偏見，它是指投資者傾向于過早賣出盈利的股票、過久持有虧損的股票(Shefrin and Statman，1985)。即使盈利股票的平均超額收益率高于虧損的股票，投資者仍然會(huì)樂于處置盈利的股票(Odean，1998)。

事實(shí)上，Summers and Duxbury(2012)強(qiáng)調(diào)情緒對(duì)投資者處置效應(yīng)的重要作用。他們認(rèn)為處置效應(yīng)來源于正性情緒和負(fù)性情緒間的情緒平衡，既包括預(yù)期情緒，也包括體驗(yàn)情緒。實(shí)驗(yàn)中，他們通過改變投資者的股票購買選擇權(quán)來控制投資者的情緒體驗(yàn)，研究發(fā)現(xiàn)感知后悔導(dǎo)致投資者繼續(xù)持有虧損股票。李建標(biāo)等(2019)也認(rèn)為感知后悔是產(chǎn)生處置效應(yīng)的關(guān)鍵因素，他的實(shí)驗(yàn)研究發(fā)現(xiàn)感知后悔對(duì)投資者處置效應(yīng)有顯著正向作用。

基于此，本文認(rèn)為投資者感知后悔對(duì)股票交易決策起著決定作用，如果處置效應(yīng)存在性別差異，那么其內(nèi)在機(jī)制可能是感知后悔(2)目前心理學(xué)文獻(xiàn)多局限于對(duì)情緒的性別差異進(jìn)行解釋，并不關(guān)注其對(duì)行為的驅(qū)動(dòng)作用。正如Elster(1998，p.47)所說，“心理學(xué)對(duì)情緒的研究并沒有關(guān)注情緒是如何驅(qū)動(dòng)行為的。相反，他們嘗試識(shí)別情緒產(chǎn)生的根源。一定程度上，心理學(xué)家通常關(guān)注的是行動(dòng)傾向，而不是觀測到的行為?！倍袨榻鹑趯W(xué)文獻(xiàn)較少關(guān)注情緒的性別差異對(duì)個(gè)體行為的潛在影響(楊曉蘭和高媚，2018；周業(yè)安，2019)。。心理學(xué)研究已經(jīng)證實(shí)情緒存在性別差異(Else-Quest et al.，2012)。不論在東方文化中，還是在西方文化中，女性都被視為更為情緒化的性別(Belk and Snell，1986)。女性具有情緒識(shí)別(Hall，1978)和情緒記憶(Fujita，1991)優(yōu)勢。在股票交易中，女性的情緒識(shí)別和記憶優(yōu)勢，可能導(dǎo)致她們擁有更多的情緒體驗(yàn)，從而做出非理性的股票交易決策。比如，在遭受資本損失時(shí)，女性的感知后悔程度會(huì)高于男性，因此她們更不愿意賣出虧損的股票。

為了厘清處置效應(yīng)的性別差異以及影響機(jī)理，本文采用Frydman and Rangel(2014)的實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)。Frydman and Rangel(2014)實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)的關(guān)鍵是每個(gè)股票價(jià)格變化服從正自相關(guān)性，只要股票的價(jià)格上漲，理性的被試將會(huì)買入或者持有股票，這跟處置效應(yīng)的交易策略完全相反。進(jìn)一步，本文收集被試報(bào)告的感知后悔數(shù)據(jù)，比較男性與女性的后悔程度，從而深入剖析感知后悔的性別差異對(duì)處置效應(yīng)的影響。最后，我們通過一個(gè)田野實(shí)驗(yàn)對(duì)研究結(jié)果的穩(wěn)健性進(jìn)行了檢驗(yàn)。

本文可能的貢獻(xiàn)之處有三個(gè)。第一，本文厘清了處置效應(yīng)性別差異的影響機(jī)理(3)值得注意的是，感知后悔在性別和處置效應(yīng)之間起著部分中介作用，其它可能的中介變量(比如損失厭惡、認(rèn)知失調(diào)和自我控制等)也可能作用于處置效應(yīng)的性別差異(Shefrin and Statman，1985)。。雖然現(xiàn)有文獻(xiàn)探討了處置效應(yīng)的性別差異(Barber et al.，2007；Da Costa et al.，2008；Cheng et al.，2013)，但是這些研究對(duì)其內(nèi)在影響機(jī)理的關(guān)注較少。Rau(2014)實(shí)驗(yàn)研究發(fā)現(xiàn)，損失厭惡導(dǎo)致處置效應(yīng)存在性別差異?；诶罱?biāo)等(2019)的研究，本文則實(shí)驗(yàn)檢驗(yàn)了感知后悔對(duì)處置效應(yīng)性別差異的作用，從而補(bǔ)充了Rau(2014)的研究(即豐富了處置效應(yīng)性別差異的理論解釋)，并進(jìn)一步擴(kuò)展了李建標(biāo)等(2019)的研究(即從檢驗(yàn)感知后悔與處置效應(yīng)二者之間關(guān)系到檢驗(yàn)投資者性別、感知后悔與處置效應(yīng)三者之間關(guān)系)。第二，本研究以中國A股個(gè)人投資者為研究對(duì)象，發(fā)現(xiàn)中國A股個(gè)人投資者的處置效應(yīng)存在性別差異。我們的研究結(jié)果與Rau(2014)以及Cheng et al.(2013)的研究結(jié)論相一致，與Barber et al.(2007)的研究結(jié)論不一致(4)具體分析請(qǐng)見總結(jié)與討論部分。。第三，本文補(bǔ)充了國內(nèi)有關(guān)處置效應(yīng)的實(shí)證研究，加深了對(duì)處置效應(yīng)性別差異的認(rèn)識(shí)。國內(nèi)一些學(xué)者則利用投資者個(gè)人賬戶數(shù)據(jù)或證券市場公開交易數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)了我國個(gè)人投資者的股票交易行為和交易策略(史永東等，2009)、處置效應(yīng)的產(chǎn)生條件以及處置效應(yīng)中區(qū)分盈利和虧損的參考價(jià)格選擇(李學(xué)峰等，2011)，本研究則實(shí)驗(yàn)檢驗(yàn)了處置效應(yīng)的性別差異及其內(nèi)在影響機(jī)理。

本文余下的部分安排如下：第二部分為相關(guān)文獻(xiàn)和研究假設(shè)；第三部分為實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)，主要介紹了實(shí)驗(yàn)基本原理、貝葉斯投資者的股票交易策略以及處置效應(yīng)的測量方法；第四部分為實(shí)驗(yàn)結(jié)果分析；第五部分為穩(wěn)健性檢驗(yàn)，這部分我們以非學(xué)生被試為研究對(duì)象進(jìn)行了一項(xiàng)田野實(shí)驗(yàn)研究，進(jìn)一步檢驗(yàn)處置效應(yīng)存在性別差異的研究結(jié)論是否穩(wěn)健；第六部分為結(jié)論與建議。

二、相關(guān)文獻(xiàn)與研究假設(shè)

處置效應(yīng)是投資者進(jìn)行股票交易的非理性偏差行為。迄今為止，越來越多的研究表明處置效應(yīng)普遍存在于不同的國家、不同種類的資產(chǎn)和不同類型的投資者。如Odean(1998)、Grinblatt and Keloharju(2001)、Feng and Seasholes(2005)、Brown et al.(2006)分別發(fā)現(xiàn)了美國、芬蘭、中國和澳大利亞金融市場中的處置效應(yīng)現(xiàn)象；Odean(1998)、Heath et al.(1999)、Genesove and Mayer(1997)、Locke and Mann(2005)分別研究了股票、股票期權(quán)、房地產(chǎn)和期貨資產(chǎn)中的處置效應(yīng)現(xiàn)象；Odean(1998)、Shapira and Venezia(2001)分別研究了個(gè)人投資者和機(jī)構(gòu)投資者的處置效應(yīng)現(xiàn)象。

早期研究主要對(duì)不同類型的投資者進(jìn)行分類研究，初步發(fā)現(xiàn)了一些與處置效應(yīng)相關(guān)的投資者特征。例如，與專業(yè)投資者相比，個(gè)體投資者的處置效應(yīng)更高(Shapira and Venezia，2001)；不成熟市場的投資者處置效應(yīng)更高(Chui，2001)。始于Feng and Seasholes(2005)、Dhar and Zhu(2006)，一些文獻(xiàn)嘗試從個(gè)體層面剖析影響處置效應(yīng)的投資者特征。Feng and Seasholes(2005)發(fā)現(xiàn)隨著投資者股票交易經(jīng)驗(yàn)和股票操作老練度的提升，他們的處置效應(yīng)會(huì)顯著降低，這表現(xiàn)為投資者會(huì)愿意處置虧損股票，而且處置盈利股票的比例也大幅減少。除了股票交易經(jīng)驗(yàn)，Dhar and Zhu(2006)還檢驗(yàn)了個(gè)體投資者的收入和職業(yè)對(duì)處置效應(yīng)的影響，他們發(fā)現(xiàn)高收入和從事專業(yè)性工作的投資者，處置效應(yīng)更低。Calvet et al.(2009)發(fā)現(xiàn)富裕且持股多樣化的投資者處置盈利股票的意愿較弱，相反，他們更愿意賣出虧損的股票。Da Costa et al.(2013)實(shí)驗(yàn)檢驗(yàn)了股票交易經(jīng)驗(yàn)與處置效應(yīng)之間的相關(guān)關(guān)系。與以上實(shí)證研究結(jié)論相一致，他們的實(shí)驗(yàn)結(jié)果表明機(jī)器人被試不存在處置效應(yīng)，無交易經(jīng)驗(yàn)的學(xué)生被試和有交易經(jīng)驗(yàn)的非學(xué)生被試均存在處置效應(yīng)，并且有交易經(jīng)驗(yàn)的非學(xué)生被試處置效應(yīng)更低。

(一)處置效應(yīng)的性別差異

股票交易經(jīng)驗(yàn)和財(cái)富是投資者的外在特征，而個(gè)體投資者的性別是天生的?，F(xiàn)有針對(duì)處置效應(yīng)性別差異的文獻(xiàn)研究并沒有得到統(tǒng)一的研究結(jié)論。Rau(2014)以德國本科生被試為研究對(duì)象，實(shí)驗(yàn)研究發(fā)現(xiàn)女性的處置效應(yīng)顯著高于男性，具體地表現(xiàn)為男性與女性在處置盈利股票上沒有顯著差異，但是女性比男性更不愿意處置虧損股票。與Rau(2014)的研究結(jié)果相一致，Cheng et al.(2013)以中國臺(tái)灣個(gè)體投資者進(jìn)行實(shí)證研究也發(fā)現(xiàn)，男性比女性更愿意處置虧損的股票，因此女性投資者的處置效應(yīng)顯著高于男性。

然而，Da Costa et al.(2008)以巴西本科生被試為研究對(duì)象，實(shí)驗(yàn)研究發(fā)現(xiàn)處置效應(yīng)并不存在性別差異。Barber et al.(2007)以中國臺(tái)灣個(gè)體投資者股票交易數(shù)據(jù)為研究樣本也發(fā)現(xiàn)雖然男性和女性均存在處置效應(yīng)，但二者差異不具有統(tǒng)計(jì)顯著性。

基于以上文獻(xiàn)研究結(jié)果，提出如下兩個(gè)備擇假設(shè)：

假設(shè)1a：女性和男性投資者的處置效應(yīng)不存在顯著差異。

假設(shè)1b：女性投資者的處置效應(yīng)顯著高于男性投資者。

(二)處置效應(yīng)性別差異的影響機(jī)理

性別是個(gè)體內(nèi)部基本的生物因素之一。已有研究發(fā)現(xiàn)，情緒加工存在性別差異，這不僅體現(xiàn)在女性的情緒識(shí)別和記憶優(yōu)勢，還表現(xiàn)在女性較差的負(fù)性情緒管理能力(5)情緒管理(Emotion Regulation)是指個(gè)體對(duì)情緒發(fā)生、體驗(yàn)與表達(dá)施加影響的過程(Gross，1999)。。男性與女性在情緒體驗(yàn)和情緒管理上存在的顯著差異，可能與其先天的腦—生理基礎(chǔ)有關(guān)。Chen et al.(2007)發(fā)現(xiàn)，在大腦單位容積內(nèi)，女性灰質(zhì)比更高，而男性白質(zhì)比更高?；屹|(zhì)主要負(fù)責(zé)認(rèn)知加工，女性的情緒加工優(yōu)勢可能與其單位容積內(nèi)的灰質(zhì)比更高有關(guān)(Gur et al.，1999)。Gur et al.(2002)對(duì)男性和女性的前額葉和顳葉邊緣系統(tǒng)區(qū)域體積進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)女性具有更大的眶額皮層體積?？纛~皮層是典型的情感聯(lián)結(jié)區(qū)域，與情緒的主觀體驗(yàn)密切相關(guān)。McRae et al.(2008)研究了男性與女性負(fù)性情緒調(diào)節(jié)的神經(jīng)機(jī)制差異。他們發(fā)現(xiàn)在負(fù)性情緒調(diào)節(jié)過程中，男性比女性杏仁核活動(dòng)減少的更多，且卷入較少的前額葉區(qū)域活動(dòng)。進(jìn)一步，Mak et al.(2009)發(fā)現(xiàn)在控制負(fù)性情緒時(shí)，男性的左背外側(cè)前額葉、外側(cè)眶額皮層和右前扣帶回等區(qū)域有更強(qiáng)的活動(dòng)，而女性僅僅在左內(nèi)側(cè)眶額皮層——與情緒評(píng)價(jià)和體驗(yàn)相關(guān)的腦區(qū)——有更多活動(dòng)。這為女性較差的負(fù)性情緒管理能力提供了直接的神經(jīng)機(jī)制證據(jù)。

認(rèn)知神經(jīng)科學(xué)和神經(jīng)生理學(xué)的研究表明女性具有情緒加工優(yōu)勢，并且女性的負(fù)性情緒管理能力較差。一些文獻(xiàn)依據(jù)情緒管理理論來解釋情緒體驗(yàn)對(duì)個(gè)體決策的不同影響。例如，Seo and Barrett(2007)發(fā)現(xiàn)投資者提高識(shí)別、區(qū)分情感的能力以及增強(qiáng)對(duì)決策偏見的控制力，可以幫助他們獲得更高的投資收益。Fenton-O’Creevy et al.(2011)定性研究了情緒管理策略對(duì)投資者股票交易決策的影響，結(jié)果顯示個(gè)體調(diào)節(jié)自身情緒狀態(tài)所采取的策略不同，其交易行為和投資績效不同。Hariharan et al.(2015)的實(shí)驗(yàn)研究為個(gè)體投資者情緒管理、情緒體驗(yàn)與股票交易決策之間的關(guān)系提供了直接的證據(jù)，他們發(fā)現(xiàn)情緒管理策略不僅降低了投資者的情緒體驗(yàn)水平，還有利于投資者做出期望收益最大化的理性交易決策。

基于以上分析，本文認(rèn)為如果女性投資者的處置效應(yīng)高于男性投資者，那么其影響機(jī)理可能是感知后悔。在股票交易決策過程中，女性的情緒加工優(yōu)勢，可能導(dǎo)致女性投資者擁有更多的情緒體驗(yàn)，而女性先天較差的情緒管理能力，使得她們難以控制情緒體驗(yàn)對(duì)股票交易決策的不利影響，尤其在遭受資本損失時(shí)，女性會(huì)感知更高程度的后悔程度，從而做出非理性地交易行為，即過早賣出盈利的股票和過久持有虧損的股票。

假設(shè)2：如果女性投資者的處置效應(yīng)顯著高于男性，那么其內(nèi)在影響機(jī)理是感知后悔。

三、實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

(一)實(shí)驗(yàn)原理

本文實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)基于Frydman and Rangel(2014)。實(shí)驗(yàn)中，被試的任務(wù)是在看到股票A、股票B或者股票C的價(jià)格變動(dòng)信息后，選擇是否交易股票。被試在做出股票交易決策前，需要報(bào)告自己的感知后悔程度。

整個(gè)實(shí)驗(yàn)開始時(shí)，每個(gè)被試持有股票A、股票B和股票C各一股，并擁有50 ECUs(Experimental Currency Units，簡稱ECUs，代表實(shí)驗(yàn)貨幣)的現(xiàn)金。每只股票的初始價(jià)格均為100 ECUs。實(shí)驗(yàn)總共進(jìn)行45期(6)為了控制截止期效應(yīng)，我們告訴被試實(shí)驗(yàn)進(jìn)行n期。。每期，計(jì)算機(jī)從三只股票中隨機(jī)抽取一只，在被試的計(jì)算機(jī)屏幕上更新其價(jià)格。為了讓被試獲得每只股票的價(jià)格走勢信息，前9期他們不需要做任何操作，只會(huì)看到股票的價(jià)格變動(dòng)情況。從第10期開始，被試看到某只股票的價(jià)格更新信息后，首先需要報(bào)告自己的后悔程度(“要是我不賣它就好了”或者“要是我不買它就好了”，1-7級(jí)量表)，然后選擇是否交易股票(7)Lin et al.(2006)采用7級(jí)量表調(diào)查研究了后悔情緒對(duì)投資者股票交易決策的影響。我們借鑒Lin et al. (2006)和Li et al.(2018)對(duì)投資者后悔的測量方法，每期被試在做出股票交易前，讓他們報(bào)告對(duì)先前交易結(jié)果的感知后悔程度。。每期，如果被試持有股票，那么需要回答“要是我不買它就好了”的贊成度，然后選擇是否賣出；如果被試沒有持有股票，那么需要回答“要是我不賣它就好了”的贊成度，然后選擇是否買入。被試在計(jì)算機(jī)屏幕上會(huì)看到更新的是哪只股票、股票的最新價(jià)格、漲跌值、買入價(jià)格或賣出價(jià)格以及可用現(xiàn)金。

每期，僅有一只股票被隨機(jī)選中更新價(jià)格，沒有被選中的另外兩只股票，它們的價(jià)格在本期保持不變。被試每只股票最多持有一股，不允許賣空股票。為避免流動(dòng)性限制，被試的現(xiàn)金不足時(shí)，可負(fù)債購買股票，負(fù)債額會(huì)從收益中扣除(8)充足的初始稟賦和最多持有一股的限制，使得被試在實(shí)驗(yàn)最后幾乎不可能為負(fù)收益。。

每只股票的價(jià)格變動(dòng)均由獨(dú)立的兩狀態(tài)(好狀態(tài)和壞狀態(tài))馬爾可夫鏈決定。實(shí)驗(yàn)開始時(shí)，每只股票的市場初始狀態(tài)隨機(jī)確定(0.5的可能為好狀態(tài)，0.5的可能為壞狀態(tài))。假設(shè)T期，股票i的價(jià)格為Pi,T，市場狀態(tài)為Si,T，Si,T{好狀態(tài)，壞狀態(tài)}。T+1期，如果更新價(jià)格的不是股票i，那么股票i在T+1期的市場狀態(tài)Si,T+1=Si,T，股票價(jià)格Pi,T+1=Pi,T。如果T+1期更新價(jià)格的是股票i，那么股票i在T+1期的市場狀態(tài)Si,T+1=Si,T的概率為0.8，Si,T+1≠Si,T的概率為0.2。此時(shí)，如果Si,T+1為好狀態(tài)，那么T+1期股票i上漲的概率為0.6，下跌的概率為0.4；如果Si,T+1為壞狀態(tài)，那么T+1期股票i上漲的概率為0.4，下跌的概率為0.6。i股票價(jià)格的漲跌值服從{5 ECU，10 ECUs，15 ECUs}上的獨(dú)立均勻分布。

整個(gè)實(shí)驗(yàn)過程中，被試均不知道每只股票的市場狀態(tài)，他們必須從股價(jià)的走勢來推測股票的好壞狀態(tài)。為了便于比較被試的交易行為和控制被試對(duì)未來股價(jià)的預(yù)期，與Weber and Camerer(1998)以及Frydman and Rangel(2014)的實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)相一致，我們預(yù)先設(shè)定每個(gè)股票的價(jià)格走勢。另外，為了排除股票價(jià)格走勢對(duì)被試買賣行為產(chǎn)生的潛在影響，我們使用2個(gè)系列的股票價(jià)格，主要區(qū)別是股票A的價(jià)格。圖1是實(shí)驗(yàn)中被試觀測到的不同股票價(jià)格的走勢情況。價(jià)格系列1中三只股票為A1、B和C，價(jià)格系列2中三只股票為A2、B和C，期次均為45期。

Frydman and Rangel(2014)實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)的關(guān)鍵是股票的價(jià)格服從正自相關(guān)性，股票本期的價(jià)格上漲，那么它很可能是好狀態(tài)，如果是好狀態(tài)，那么它下期仍有80%機(jī)會(huì)是好狀態(tài)，因此股票價(jià)格繼續(xù)上漲的可能性大于下跌的可能性。這樣，如果被試是理性的，股票價(jià)格上漲時(shí)，最優(yōu)的策略是持有，股票價(jià)格下跌時(shí)，最優(yōu)的策略是賣出，這與處置效應(yīng)的交易策略完全相反(9)然而，實(shí)驗(yàn)中持有均值反轉(zhuǎn)信念的被試會(huì)非理性的認(rèn)為股票價(jià)格上漲(下跌)到一定程度會(huì)逐漸下跌(上漲)，他們也會(huì)處置上漲的股票，買入下跌的股票。采用與本文相同的實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)，F(xiàn)rydman and Camerer(2016)對(duì)比了顯示股票價(jià)格在未來期次最可能的漲跌情況和不顯示股票價(jià)格在未來期次最可能的漲跌情況設(shè)置中，被試的處置效應(yīng)差異，結(jié)果發(fā)現(xiàn)顯示股票價(jià)格在未來期次最可能的漲跌情況可以部分減少被試的處置效應(yīng)，但他們的交易行為仍然大幅偏離于最優(yōu)決策，這表明均值反轉(zhuǎn)信念并不能完全解釋處置效應(yīng)。在此基礎(chǔ)上，為了最大程度地排除被試的均值反轉(zhuǎn)信念，每期我們通過↑或者↓箭頭來提示被試股票價(jià)格在未來期次最可能的漲跌情況。。

45期期末，被試持有的股票將以其最新價(jià)格全部賣出。我們給予被試金錢激勵(lì)來誘導(dǎo)他們做出收益最大化的交易行為。實(shí)驗(yàn)結(jié)束后，被試獲得的實(shí)驗(yàn)幣總數(shù)為Y，則他們的最終收益是：Y/20元+10元(出場費(fèi))。被試的收益范圍28元到50元，平均收益31.23元。實(shí)驗(yàn)通過Z-tree軟件在計(jì)算機(jī)上進(jìn)行(Fischbacher，2007)。整個(gè)實(shí)驗(yàn)大約持續(xù)60到70分鐘。

實(shí)驗(yàn)在南開大學(xué)澤爾滕實(shí)驗(yàn)室進(jìn)行。132名本科生和研究生參與了實(shí)驗(yàn)(男性66名，女性66名；年齡范圍19到25歲，平均年齡21.66)。63名被試(男性27名，女性36名)參與價(jià)格系列1實(shí)驗(yàn)，69名被試(男性39名，女性30名)參加價(jià)格序列2的實(shí)驗(yàn)(10)不同價(jià)格系列和不同場次的實(shí)驗(yàn)，被試的股票交易決策無顯著差異(所有p值均大于0.30)。因此，我們?cè)诤罄m(xù)分析中不再考慮價(jià)格系列對(duì)處置效應(yīng)的影響。。

(二)處置效應(yīng)的測量

每次當(dāng)投資者面臨一個(gè)股票賣出機(jī)會(huì)時(shí)，他的決策可以分為四類：實(shí)現(xiàn)盈利(Realized Gains)、實(shí)現(xiàn)虧損(Realized Loses)、賬面盈利(Paper Gains)和賬面虧損(Paper Loses)。以股票購買價(jià)格為參照點(diǎn)，股票最新價(jià)格高于購買價(jià)格時(shí)，投資者賣出股票，為實(shí)現(xiàn)盈利，不賣出，為賬面盈利；股票最新價(jià)格低于購買價(jià)格時(shí)，若投資者賣出股票，為實(shí)現(xiàn)虧損，不賣出，為賬面虧損。統(tǒng)計(jì)每一個(gè)投資者賬戶中實(shí)現(xiàn)盈利、實(shí)現(xiàn)虧損、賬面盈利和賬面虧損的數(shù)量，就可以計(jì)算實(shí)現(xiàn)盈利率(Proportion of Gains Realized)和實(shí)現(xiàn)虧損率(Proportion of Loses Realized)。即實(shí)現(xiàn)盈利率=實(shí)現(xiàn)盈利/(實(shí)現(xiàn)盈利+賬面盈利)；實(shí)現(xiàn)虧損率=實(shí)現(xiàn)虧損/(實(shí)現(xiàn)虧損+賬面虧損)。Odean(1998)通過計(jì)算股票的實(shí)現(xiàn)盈利率和實(shí)現(xiàn)虧損率之差來測量投資者的處置效應(yīng)，即：處置效應(yīng)=實(shí)現(xiàn)盈利率-實(shí)現(xiàn)虧損率。

我們沿用Odean(1998)方法同時(shí)計(jì)算了調(diào)整處置效應(yīng)。即，首先測量每個(gè)被試的實(shí)現(xiàn)盈利率和實(shí)現(xiàn)虧損率，然后減去相應(yīng)價(jià)格系列下貝葉斯投資者的實(shí)現(xiàn)盈利率和實(shí)現(xiàn)虧損率，從而計(jì)算出調(diào)整的處置效應(yīng)。之所以計(jì)算調(diào)整的處置效應(yīng)，是因?yàn)椋阂皇亲尣煌瑑r(jià)格系列下的處置效應(yīng)具有可比性，二是更清晰地比較每個(gè)被試的處置效應(yīng)。在下文的數(shù)據(jù)分析中，實(shí)現(xiàn)盈利率、實(shí)現(xiàn)虧損率和處置效應(yīng)均為調(diào)整指標(biāo)，即實(shí)現(xiàn)盈利率和實(shí)現(xiàn)虧損率均減掉了貝葉斯投資者的相應(yīng)數(shù)據(jù)。

貝葉斯投資者的交易策略是，當(dāng)本期更新的股票價(jià)格上漲時(shí)，持有股票，當(dāng)本期更新的股票價(jià)格下跌時(shí)，賣出股票。根據(jù)貝葉斯投資者的交易策略，可以計(jì)算出貝葉斯投資者的實(shí)現(xiàn)盈利率和實(shí)現(xiàn)虧損率，即：實(shí)驗(yàn)中對(duì)于價(jià)格系列1和價(jià)格系列2，貝葉斯投資者的實(shí)現(xiàn)盈利率分別為0.235和0.200，實(shí)現(xiàn)虧損率均為1。如果投資者存在處置效應(yīng)，調(diào)整后的處置效應(yīng)值大于0。調(diào)整后的處置效應(yīng)值越高，被試的處置效應(yīng)越大。

四、實(shí)驗(yàn)結(jié)果

(一)女性與男性的處置效應(yīng)

表1是男性與女性被試股票交易決策的描述性統(tǒng)計(jì)。由表1可知，所有被試實(shí)現(xiàn)盈利的平均次數(shù)為3.221次，實(shí)現(xiàn)虧損的平均次數(shù)為1.543次，賬面盈利的平均次數(shù)為6.422次，賬面虧損的平均次數(shù)為8.245次。實(shí)現(xiàn)盈利率和實(shí)現(xiàn)虧損率的均值分別為0.220和-0.762。被試處置效應(yīng)的范圍為[-0.027，1.800]，均值為0.982，顯著高于0(t值為27.443)。4.5%(4男，2女)的被試，不存在處置效應(yīng)；95.5%(62男，64女)的被試，存在處置效應(yīng)。這說明95.5%的被試更愿意賣出盈利的股票，更不愿意賣出虧損的股票。

表1 女性與男性處置效應(yīng)描述性統(tǒng)計(jì)

男性被試實(shí)現(xiàn)盈利和實(shí)現(xiàn)虧損股票的平均次數(shù)為3.152和1.686，與女性被試的3.282和1.410均沒有顯著差異(雙尾Mann-Whitney檢驗(yàn)，z值分別為 0.571和1.183，p值分別為0.541和0.316)。女性被試賬面虧損的平均次數(shù)為9.243，顯著高于男性被試(7.243)(雙尾Mann-Whitney檢驗(yàn)，z=2.402，p=0.017)。與此相反，女性被試賬面盈利的平均次數(shù)(4.591)顯著低于男性被試(8.254)(雙尾Mann-Whitney檢驗(yàn)，z=4.283，p<0.01)。這就導(dǎo)致女性被試實(shí)現(xiàn)盈利率(0.329)顯著大于男性被試(0.115)(雙尾Mann-Whitney檢驗(yàn)，z=4.864，p<0.01)，實(shí)現(xiàn)虧損率(-0.814)顯著小于男性被試(-0.703)(雙尾Mann-Whitney檢驗(yàn)，z=2.103，p=0.037)，即女性被試的處置效應(yīng)(1.132)顯著高于男性被試(0.822)(雙尾Mann-Whitney檢驗(yàn)，z=4.785，p<0.01)。

圖2為男性和女性處置效應(yīng)的累計(jì)分布圖。由圖2可知，77.273%(51名)男性被試的處置效應(yīng)值小于1，而女性被試的這一比例僅為24.245%(16名)(雙尾Kolmogorov-Smirnov檢驗(yàn)，p<0.01)。

圖2 女性與男性處置效應(yīng)累計(jì)分布圖

進(jìn)一步，依據(jù)處置效應(yīng)的測量方法，被試的股票交易行為可以分為不同的決策類型。貝葉斯投資者的交易策略是當(dāng)股票價(jià)格上漲時(shí)，持有股票，賬面盈利或賬面虧損是最優(yōu)的決策；當(dāng)股票價(jià)格下跌時(shí)，賣出股票，實(shí)現(xiàn)盈利或?qū)崿F(xiàn)虧損股票是最優(yōu)的決策。我們根據(jù)這一原則統(tǒng)計(jì)了男性和女性不同決策類型的最優(yōu)和非最優(yōu)交易數(shù)量。

圖3為不同決策類型下男性和女性股票交易決策的最優(yōu)和非最優(yōu)數(shù)量。男性與女性的非理性決策主要集中于實(shí)現(xiàn)盈利和賬面虧損，而理性決策主要體現(xiàn)在實(shí)現(xiàn)虧損和賬面盈利。女性在實(shí)現(xiàn)盈利和實(shí)現(xiàn)虧損中，非理性決策分別占比76.036%(165/217)和26.041%(25/96)，均顯著高于男性(55.777%，116/208；11.111%，12/108)(所有的p值均小于0.01)。而男性與女性在賬面盈利中，非理性決策分別占比14.440%(80/544)和17.050%(52/305)，在賬面虧損中，非理性的決策分別占比56.540%(268/474)和56.677%(348/614)。在賬面盈利和賬面虧損中，男性與女性非理性決策的比例不存在顯著差異(所有的p值均大于0.10)。

圖3 女性與男性股票交易決策分布圖

總之，女性被試實(shí)現(xiàn)盈利率顯著高于男性，實(shí)現(xiàn)虧損率顯著低于男性，導(dǎo)致女性被試的處置效應(yīng)高于男性。具體地，男性與女性實(shí)現(xiàn)盈利和實(shí)現(xiàn)虧損的平均數(shù)量沒有差異，但是女性被試賬面虧損的平均數(shù)量顯著高于男性，而賬面盈利的平均數(shù)量顯著低于男性，即女性被試更多地持有虧損股票，更多地賣出盈利股票。假設(shè)1b得到驗(yàn)證。假設(shè)1a沒有得到驗(yàn)證。另外，我們發(fā)現(xiàn)男性與女性處置效應(yīng)的差異，最主要的原因是女性較多地非理性持有虧損股票，而男性較多地理性持有盈利股票。雖然男性與女性實(shí)現(xiàn)盈利或?qū)崿F(xiàn)虧損的決策數(shù)量沒有差異，但是男性投資者的賣出決策要顯著優(yōu)于女性。

(二)男性與女性處置效應(yīng)差異的影響機(jī)理

緊接著，我們分析了男性與女性處置效應(yīng)差異的影響機(jī)理。首先，我們統(tǒng)計(jì)并對(duì)比了男性和女性被試報(bào)告的感知后悔均值?？傮w來說，女性投資者的感知后悔程度顯著高于男性(女性=3.572，男性=3.323，雙尾Mann-Whitney檢驗(yàn)，z=1.713，p=0.089)。

表2為不同決策類型下男性和女性被試的感知后悔程度。由表2可知，在遭受資本損失且選擇繼續(xù)持有股票時(shí)，女性的后悔程度均顯著高于男性(女性=4.648，男性=4.372，差值為0.276，雙尾Mann-Whitney檢驗(yàn)，p=0.027)。在面臨資本收益且選擇賣出股票時(shí)，女性的后悔程度均顯著小于男性(女性=2.016，男性=2.486，差值為-0.470，雙尾Mann-Whitney檢驗(yàn)，p<0.01)。而其它的決策類型，男性與女性感知的后悔并沒有顯著差異(所有的p值均大于0.50)。

表2 女性與男性感知后悔描述性統(tǒng)計(jì)

表3為男性和女性感知后悔與處置效應(yīng)的相關(guān)系數(shù)(Spearman’s rho)。由表3可知，女性投資者的感知后悔與實(shí)現(xiàn)虧損率顯著負(fù)相關(guān)(r=-0.393, p<0.01)，與實(shí)現(xiàn)盈利率顯著正相關(guān)(r=0.334, p<0.01)，并且與處置效應(yīng)顯著正相關(guān)(r=0.553, p<0.01)。對(duì)于男性投資者來說，感知后悔和感知失望與實(shí)現(xiàn)盈利率、實(shí)現(xiàn)虧損率、處置效應(yīng)均不相關(guān)(所有的p值均大于0.20)。

表3 女性與男性感知后悔與處置效應(yīng)的相關(guān)系數(shù)

為了驗(yàn)證感知后悔對(duì)男性和女性處置效應(yīng)影響的中介作用，我們進(jìn)行了OLS回歸分析。表4是針對(duì)所有被試實(shí)現(xiàn)盈利率、實(shí)現(xiàn)虧損率和處置效應(yīng)的回歸分析(11)我們進(jìn)一步進(jìn)行了如下回歸分析。第一，我們剔除了第10期數(shù)據(jù)和前期沒有交易股票的子樣本數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)核心研究結(jié)論依然穩(wěn)健。第二，我們以是否實(shí)現(xiàn)盈利，以及是否實(shí)現(xiàn)虧損的虛擬變量作為因變量，進(jìn)行了Probit回歸分析，發(fā)現(xiàn)感知后悔對(duì)實(shí)現(xiàn)盈利具有正向作用、對(duì)實(shí)現(xiàn)虧損具有負(fù)向作用。第三，我們以前一期的感知后悔作為自變量，發(fā)現(xiàn)感知后悔對(duì)實(shí)現(xiàn)盈利和實(shí)現(xiàn)虧損的影響效應(yīng)沒有發(fā)生變化。鑒于篇幅原因，這些回歸分析結(jié)果沒有在正文中列示，如需要請(qǐng)向作者索要。。表5是女性對(duì)感知后悔的回歸分析。感知后悔為實(shí)驗(yàn)中投資者報(bào)告的后悔程度均值。女性為虛擬變量，取值1為女性，0為男性。女性×感知后悔為女性和感知后悔的交叉項(xiàng)。另外，我們控制了投資者的損失厭惡和交易經(jīng)驗(yàn)。損失厭惡采用投資者選擇安全選項(xiàng)的彩票數(shù)量來衡量(Rau，2015)，取值范圍為0到10。交易經(jīng)驗(yàn)為虛擬變量，取值1代表有炒股經(jīng)歷，否則為0(12)在回歸方程(1)、(2)和(3)中的股票交易經(jīng)驗(yàn)回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，股票交易經(jīng)驗(yàn)會(huì)減少投資者賣出盈利股票比例，這與現(xiàn)有的研究結(jié)論相一致(Feng and Seasholes，2005；Dhar and Zhu，2006)。另外，在回歸方程(4)、(5)和(6)中的損失厭惡回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，這說明投資者越損失厭惡，他們?cè)讲辉敢赓u出持有的虧損股票，這與Rau(2014)的研究結(jié)論相一致。。

表4中，在回歸方程(1)、(4)和(7)中為女性對(duì)實(shí)現(xiàn)盈利率、實(shí)現(xiàn)虧損率和處置效應(yīng)的回歸分析。女性對(duì)實(shí)現(xiàn)盈利率和處置效應(yīng)的回歸系數(shù)分別為0.396和0.927，分別在5%和1%的水平上具有統(tǒng)計(jì)顯著性，女性對(duì)實(shí)現(xiàn)虧損率的回歸系數(shù)為-0.706，在1%的水平上具有統(tǒng)計(jì)顯著性，即：與男性投資者相比，女性投資者更不愿意賣出虧損的股票，更愿意賣出盈利的股票，因此處置效應(yīng)更高。

表4 性別與感知后悔對(duì)股票交易決策的回歸分析

在回歸方程(2)、(5)和(8)中，我們加入感知后悔變量，發(fā)現(xiàn)感知后悔對(duì)實(shí)現(xiàn)盈利率和處置效應(yīng)的回歸系數(shù)分別為0.102和0.274，均在1%的水平上具有統(tǒng)計(jì)顯著性，感知后悔對(duì)實(shí)現(xiàn)虧損率的回歸系數(shù)為-0.163，在1%的水平上具有統(tǒng)計(jì)顯著性，這表明感知后悔對(duì)實(shí)現(xiàn)盈利率、實(shí)現(xiàn)虧損率和處置效應(yīng)具有顯著影響。更為重要地是，我們發(fā)現(xiàn)在回歸方程(2)、(5)和(8)中，當(dāng)我們加入感知后悔變量后，女性對(duì)實(shí)現(xiàn)盈利率、實(shí)現(xiàn)虧損率和處置效應(yīng)的回歸系數(shù)分別由0.396變?yōu)?.214、-0.706變?yōu)?0.431、0.927變?yōu)?.421。

另外，在回歸方程(3)、(6)和(9)中，我們加入女性和感知后悔的交叉項(xiàng)，發(fā)現(xiàn)女性×感知后悔對(duì)實(shí)現(xiàn)盈利率、實(shí)現(xiàn)虧損率處置效應(yīng)的回歸系數(shù)分別為0.043、0.017和0.108，均具有統(tǒng)計(jì)顯著性，這表明與男性相比，女性的感知后悔對(duì)實(shí)現(xiàn)盈利率、實(shí)現(xiàn)虧損率和處置效應(yīng)的影響更強(qiáng)。

表5回歸方程(1)中為女性對(duì)感知后悔的回歸分析，女性的回歸系數(shù)分別為0.106，在1%的水平上具有統(tǒng)計(jì)顯著性。在回歸方程2中，我們加入交易經(jīng)驗(yàn)與風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度控制變量，女性的回歸系數(shù)分別為0.112，在5%的水平上具有統(tǒng)計(jì)顯著性。與男性相比，女性的感知后悔程度更高。

表5 性別對(duì)感知后悔的回歸分析

圖4是根據(jù)表4和表5繪制的感知后悔在性別與處置效應(yīng)之間中介作用的路徑圖。由圖可知，感知后悔在性別和處置效應(yīng)之間起著部分中介作用。也就是說，投資者處置效應(yīng)存在性別差異的影響機(jī)理在于感知后悔。假設(shè)2得到驗(yàn)證。

圖4 感知后悔在性別與處置效應(yīng)之間的中介作用

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

我們的實(shí)驗(yàn)室實(shí)驗(yàn)研究結(jié)果顯示女性投資者的處置效應(yīng)顯著高于男性，感知后悔在女性投資者和處置效應(yīng)之間起著部分中介作用。但是，一方面，實(shí)驗(yàn)室實(shí)驗(yàn)研究以學(xué)生為被試，研究結(jié)果是否具有外部有效性存在不確定性。另一方面，在實(shí)驗(yàn)中我們讓被試報(bào)告自己的感知后悔程度，然后做出股票交易決策，這可能會(huì)誘導(dǎo)被試的后悔情緒，從而觀測到男性與女性處置效應(yīng)存在差異。

為了解決這些問題，我們進(jìn)行了一項(xiàng)田野實(shí)驗(yàn)研究，以檢驗(yàn)處置效應(yīng)存在性別差異的結(jié)果是否穩(wěn)健。具體來說，我們招募了117名有股票交易經(jīng)驗(yàn)的非學(xué)生被試，其中男性投資者60名，女性投資者57名(13)為了控制投資者職業(yè)對(duì)處置效應(yīng)的影響，我們招募的117名投資者均為非專業(yè)投資者。。被試通過問卷星在網(wǎng)上完成實(shí)驗(yàn)。被試在完成實(shí)驗(yàn)后獲得一份微信紅包，金額從10元到20元不等。

我們借鑒Aspara and Hoffmann(2015)的實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)，首先讓被試閱讀有關(guān)自己股票投資情況的說明，即“一年前，你購買了價(jià)值5000元人民幣的股票，即X股票3000元和Y股票2000元，現(xiàn)在兩只股票的價(jià)值變動(dòng)情況如下：(1)股票X的價(jià)值由3000元下降到2600元；(2)股票Y的價(jià)值由2000元上漲到2600元。因此，現(xiàn)在你持有兩只股票的價(jià)值均為2600元，總價(jià)值為5200元?！遍喿x完股票投資情況之后，被試需要分別評(píng)價(jià)自己現(xiàn)在賣出股票X和股票Y的意愿：“我愿意賣掉股票X”、“我愿意賣掉股票Y”。采用李克特7分量表進(jìn)行度量，1=“非常不愿意”，7=“非常愿意”。股票X為虧損股票，股票Y為盈利股票(14)為了避免實(shí)驗(yàn)者需求效應(yīng)，我們?cè)黾恿艘恍┎幌嚓P(guān)任務(wù)，這些不相關(guān)任務(wù)包括讓被試完成如何在儲(chǔ)蓄、股票和債券之間進(jìn)行投資組合分配，以及在完成投資組合分配后根據(jù)市場狀況計(jì)算個(gè)人投資收益等。另外，為了最大程度地保證股票交易決策的真實(shí)性，我們告知被試股票X和股票Y為兩只真實(shí)的上市公司。。

實(shí)驗(yàn)最后，讓被試報(bào)告自己的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)信息，包含性別、年齡、家庭月收入和股票交易年限。家庭月收入為有序分類變量，1代表小于等于4000元，2代表4001元到15000元，3代表15001元到30000元，4代表30000元以上。股票交易年限為有序分類變量，1代表一年，2代表兩年到五年，3代表五年以上。被試的平均年齡為30.931歲，59%被試的股票交易經(jīng)驗(yàn)為兩年到五年，家庭月收入集中于15001元到30000元(占比48%)。非參數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果顯示，女性投資者和男性投資者在年齡、家庭月收入以及股票交易年限上均無顯著差異(所有的p值均大于0.35)。

圖5為女性與男性處置盈利與虧損股票意愿程度。女性投資者處置盈利股票意愿程度為6.033(SE=0.163)，男性投資者處置盈利股票意愿程度為4.403(SE=0.215)，二者差異顯著(雙尾Mann-Whitney檢驗(yàn)，z=5.305，p<0.01)。女性投資者處置虧損股票意愿程度為1.267(SE=0.075)，男性投資者處置盈利股票意愿程度為1.842(SE=0.122)，二者差異顯著(雙尾Mann-Whitney檢驗(yàn)，z=-3.918，p<0.01)。這表明女性投資者比男性投資者更愿意處置盈利股票，更不愿意處置虧損股票。

圖5 女性與男性處置盈利與虧損股票意愿程度(誤差線為±均值的標(biāo)準(zhǔn)誤)

表6是女性投資者對(duì)處置盈利股票和虧損股票意愿的回歸分析。女性投資者為虛擬變量，取值1為女性，0為男性。另外，我們控制了投資者的年齡、家庭月收入和股票交易年限。回歸方程(1)和(3)分別為單獨(dú)放入女性投資者的回歸分析，方程(2)和(4)為加入控制變量的回歸分析。表6回歸方程(1)和(2)中為女性投資者對(duì)實(shí)現(xiàn)盈利股票意愿的回歸系數(shù)分別為1.629和1.015，均在1%的水平上具有統(tǒng)計(jì)顯著性。即：與男性投資者相比，女性投資者賣出盈利股票的意愿更高。

表6 女性投資者對(duì)處置盈利股票和虧損股票意愿的回歸分析

回歸方程(3)和(4)中為女性投資者對(duì)實(shí)現(xiàn)虧損股票意愿的回歸系數(shù)分別為-0.575和-0.555，均在1%的水平上具有統(tǒng)計(jì)顯著性。即：與男性投資者相比，女性投資者賣出虧損股票的意愿更低。因此，我們實(shí)驗(yàn)室的研究結(jié)果依然穩(wěn)健。假設(shè)1b得到驗(yàn)證。

六、總結(jié)與討論

本文以處置效應(yīng)為研究視角，實(shí)驗(yàn)檢驗(yàn)了女性投資者的股票交易決策偏見特征及其內(nèi)在影響機(jī)理，旨在回答女性的股票交易決策是否優(yōu)于男性，她們是否是更好的股票交易者。主要研究結(jié)論為：1女性投資者的股票交易決策并不優(yōu)于男性，這主要表現(xiàn)為女性的處置效應(yīng)顯著高于男性。在股票交易過程中，女性會(huì)較多的非理性持有虧損股票，而男性會(huì)較多的理性持有盈利股票。雖然男性與女性被試賣出盈利股票和虧損股票的數(shù)量沒有差異，但是男性被試的賣出決策要顯著優(yōu)于女性。2女性投資者的股票交易決策更容易受到后悔情緒的影響，偏離理性決策。女性在遭受資本損失且選擇繼續(xù)持有股票時(shí)，感知的后悔程度顯著高于男性。女性的后悔情緒與實(shí)現(xiàn)盈利率、實(shí)現(xiàn)虧損率、處置效應(yīng)顯著相關(guān)，而男性的后悔情緒與股票交易決策不具有相關(guān)性。3投資者處置效應(yīng)存在性別差異的影響機(jī)理是感知后悔。

雖然Rau(2014)以及Cheng et al.(2013)發(fā)現(xiàn)處置效應(yīng)存在性別差異，但是，Da Costa et al.(2008)和Barber et al.(2007)發(fā)現(xiàn)處置效應(yīng)不存在性別差異。Rau(2014)以及Da Costa et al.(2008)對(duì)處置效應(yīng)性別差異不一致的實(shí)驗(yàn)結(jié)果，可能與德國和巴西學(xué)生被試所處地區(qū)的文化有關(guān)。另外，由于實(shí)證研究不能很好地控制其它變量的干擾(比如股票價(jià)格預(yù)期、市場環(huán)境、交易經(jīng)驗(yàn)以及風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度等)，因此，Cheng et al.(2013)以及Barber et al.(2007)雖然都以中國臺(tái)灣個(gè)體投資者為研究對(duì)象，也得出了不一致的研究結(jié)論。

本文以中國A股個(gè)體投資者為研究對(duì)象，實(shí)驗(yàn)研究了男性與女性投資者的處置效應(yīng)差異以及影響機(jī)理。我們的研究補(bǔ)充了有關(guān)股票交易決策偏見性別差異的行為金融學(xué)文獻(xiàn)。本文研究發(fā)現(xiàn)中國A股個(gè)體投資者處置效應(yīng)存在性別差異，女性投資者會(huì)較多的非理性持有虧損股票，而男性投資者會(huì)較多的理性持有盈利股票，并且女性的股票賣出決策并不優(yōu)于男性。究其原因在于女性在股票交易過程中感知的后悔程度更高。本文的實(shí)驗(yàn)研究與Rau(2014)的實(shí)驗(yàn)結(jié)果相一致，這表明德國和中國A股投資者處置效應(yīng)均存在性別差異。本文的研究進(jìn)一步補(bǔ)充了Rau(2014)的研究。Rau(2014)實(shí)驗(yàn)研究發(fā)現(xiàn)損失厭惡導(dǎo)致處置效應(yīng)存在性別差異。本文則實(shí)驗(yàn)發(fā)現(xiàn)感知后悔也是產(chǎn)生處置效應(yīng)性別差異的重要原因之一。