投资者过度自信与过度交易_理论模型与来自我国股市的经验证据_杨德勇

t = 1， …， T
其中 P 为每周五上证指数的收盘价。 由于非流通股等历史原因，我国市场换手率一般是指的成交量占流通股股数而不是占总股本股市 ， 故换手率指标采用的是流通市值加权市场周换手率 ，计算公式如下： WKTURNRT t =
收稿日期： 2012 － 10 － 18 作者简介： 杨德勇，男，内蒙古人，北京工商大学教授，金融学博士，产业经济学博士后、金融学博士后，研究方向： 金融市场结构 分析、证券投资学、金融市场研究； 彭博，男，湖南人，北京工商大学经济学院金融学研究生，研究方向： 金融产业组织理论、 资 本市场研究。 ※ 本文系北京市属高等学校人才强教深化计划 “创新人才建设计划 ” （ 编号： 0142131301 ） 、 北京市教委科研创新基地平台建设项目 （ 编号： 014131301 ） 、北京市新世纪百千万人才工程 （ 编号： 19000532229 ） 和教育部人文社会科学研究项目 （ 编号： 10YJA790217 ） 经费资助成果之一。
杨德勇
YANG Deyong （ 北京工商大学经济学院
彭
PENG
博
Bo
北京 100048 ）
［ 摘 要］ 过度自信作为一种认知偏差， 会导致投资者将投资收益归因于自身出众的投资能力与信 息优势，从而在接下来的投资活动中表现出非理性的一面 ，外化的集中体现便是过度交易行为。 根据过 度自信投资者理论模型，结合我国股市投资者的特征，文章尝试提出我国投资者过度自信引起过度交易 的两个假设并进行实证检验。 结果表明： 我国股票市场上投资者普遍存在过度自信引起的过度交易行 为； 随着股市不断发展，投资者过度自信引起过度交易的程度将有所降低 ； 同时相比熊市而言， 在牛市 的情况之下投资者过度自信引起过度交易的程度越高 。 ［ 关键词］ 过度自信
∑ i = 1 β i IDXWKRETt －i + ∑ j = 1 γ i WKTURNRTt －j
n
m
+ εt ， t = 1， …， T
其中 WKTURNRT t 为上 （ 深 ） 证指数加权平均流通股换手率， IDXWKRET t 为滞后 i 期的指数收 益率； 第二，对时间序列 WKTURNRT t 与 IDXWKRET t 做 ADF 检验，证明时间序列是平稳的； 第三，将样本全周期 1991 年至 2010 年划分为 4 个子样本区间，分别为 1991 年至 1995 年、1996 年 至 2000 年、2001 年至 2005 年以及 2006 年至 2010 年，利用上证指数周加权平均流通股换手率与周指数 收益率来估计向量自回归模型，以考察投资者过度自信引起过度交易的存在性 ，并在回归结果上利用格 兰杰因果检验以及脉冲响应函数进一步研究市场收益与市场换手率之间的关系 。 2. 样本数据选取 为了研究我国 股 票 市 场 投 资 者 过 度 自 信 引 起 过 度 交 易， 选 取 的 指 标 为 市 场 指 数 的 周 收 益 率 IDXWKRET 以及流通市值加权市场周换手率 WKTURNRT，数据均来自 RESSET / DB 。 考虑到上证指数与 深圳成指具有同质性以及为了研究的简便性 ，利用上证指数代表我国股票市场的整体情况 。 由于上海证 券交易所于 1990 年 12 月 19 日正式营业，故选择的全样本区间为 1991 年年初至 2010 年年末， 最小时间 周期单位为一周，因此全样本区间中包含了 2020 个观测值。我们进一步将全样本区间 1991 年至 2010 年 划分为四个相等长度的子样本区间 ，以研究在投资者过度自信引起的过度交易程度是否会随着股票市场 的发展而有所变化。另外根据研究需要，将子样本区间中两个具有明显牛市与熊市特征的时期 2007 年与 2008 年单独抽出进行研究。 市场指数周收益率 IDXWKRET 计算公式如下： P t － P t －1 IDXWKRET t = P t －1
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假设 2 （ 过度自信引起过度交易程度逐步减弱假设 ） ： 随着我国股市散户投资者投资经验的积累以及 机构投资者的不断引入，投资者群体的成熟度日益提高，我国投资者由于过度自信引起的过度交易程度 将随着股票市场的发展日益减弱 。 二、实证研究方法及样本数据说明 1. 实证研究方法 对于我国股票市场上投资者过度自信引起过度交易的实证检验借鉴 2006 年 STV 提出的一个实证研 究范式，运用 的 是 整 体 市 场 的 换 手 率 与 收 益 率 的 向 量 自 回 归 模 型 （ VAR， Vector Autoregression Estimates） ，并进一步进行格兰杰因果检验以及脉冲响应函数检验 ，步骤如下： 第一，依据 STV 经验研究范式建立基于指数收益与加权平均流通股换手率的 VAR 模型： WKTURNRT t = α +
珋 θ t （ s ） = Pr b （ a = H | s t = s ） =
t －s
（ 1 － 0 ）
（ 1. 3 ）
因此，非理性交易者对自身能力高低的预期为 ： 珔 1 －珚 （ 1. 4 ） μ t （ s） = E （ a | s t = s） = H珚 t （ s） + L［ t （ s） ］ 如果知情交易者是理性的，那么随着时间的推移，市场所有参与者都能知道知情交易者真实能力 a 的 大小。但知情交易者是非理性时，则此结论不一定能成立。由 （ 1. 3 ） 式可以证明，当 a = H 时，由 t →∞ 可以得出 珚 t （ s） →1，但是当 a = L 时，则不能由 t →∞ 得出 珚 t （ s） = 1。GO 通过分析证明，当 t →∞ 时： L γ ＜ γ' ， 则 珚 t （ s ） → 0； 当 γ = γ' ， 则 珚 t （ s ） → 0 ； 当 γ ＞ γ' ， 才 有 珚 t （ s ） → 1， 其 中 γ' = H
整个市场的影响，指出在给定 st = s 的情况下，市场上的期望交易量以及风险资产价格的波动性都随着知情 投资者自我归因偏差因子 γ 的增加而增加，而期望利润随着 γ 的增加而减少。 根据过度自信投资者理论模型，结合我国股市投资者的特征，可以提出关于我国投资者过度自信引 起过度交易的两个假设： 假设 1 （ 过度自信引起过度交易存在性假设 ） ： 我国股票市场上投资者具有过度自信的认知偏差 ， 这 种过度自信，促使其在获利后的交易中更为积极 ，表现出过度交易倾向。 36
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还假设做市商也能够观察到私人信息 θ t 。令 S t 为在 t 期之前知情交易者信号为真 （ δ t = 1 ） 的次数，即 s t = ∑ tu = 1 δ u 。根据贝叶斯法则，在 t 期末理性的知情交易者关于自身能力信念为 ： t （ s） = Pr（ a = H | s t = s） = H s （ 1 － H） t －s 0 H （ 1 － H ） 0 + L S （ 1 － L ）
s t －s t －s
（ 1 － 0 ）
（ 1. 1 ）
因此，理性交易者对自身能力高低的预期为 ： 1 － t （ s） ］ （ 1. 2 ） μ t （ s） = E （ a | s t = s） = H t （ s） + L［ 再假设知情交易者具有自我归因偏差 ，并影响知情交易者关于自身信念的形成 。即知情交易者将成 功投资归因于自身能力与信息优势 ，而将失败归因于外界因素。 令 γ 作为非理性的知情交易者的自我归 因偏差因子，显然 γ≥1 ，如果 γ = 1 则表示知情交易者是理性的。将 γ 引入知情投资者信念模型便是： （ γH） s （ 1 － H） t －s 0 （ γH） s （ 1 － H） t －s 0 + L s （ 1 － L）
(
1 －L 1 －H
)
（ 1 － L）
/ L。因此，在知情投资者是非理性状态下，只有投资者具有高能力时，市场所有参与者才能知
道其真实能力，当知情交易者是低能力时，只有其自我归因偏差较小时，市场所有参与者才能了解其真实 能力。 GO 基于上述模型，将知情交易者的过度自信行为量化为 k t = μt （ s ） / μt （ s ） ，k t 越大则表示过度自 信程度越高。因此，当知情交易者是理性，即 γ = 1 时，k t = 1，此时投资者不具有过度自信偏差，而当知 情交易者具有自我归因偏差，即 γ ＞ 1 时，这种自我归因偏差能导致投资者的过度自信，并且自我归因偏差 因子 γ 越大，过度自信程度 k t 越高。GO 通过研究进一步指出，随着时间的变化，知情交易者的过度自信 程度是动态变化的。在其他因素不变的情况下，如果知情交易者的自我归因偏差因子 γ ＜ γ' ，则随着时间的 推移，其过度自信程度在开始阶段随着时间的增加而增加，并在某一时期达到最大。随后，知情交易者的 k t］ →1， （ t →∞ ） 。而当知情交易者自我 过度自信程度随着时间的增加而下降，并最终趋于理性，即 E ［ 归因偏差因子 γ ＞ γ' 时，其过度自信程度 k t 开始阶段随着时间的推移而增加，当到达某一顶点之后将随着 时间推移而下降，但是不会下降到理性水平，因此知情交易者永远不会了解自身真实能力，将总具有一定 k t］ →0 + （ 1 － 0 ） 程度的过度自信偏差，E ［ H ＞ 1，（ 1 →∞ ） 。GO 还进一步研究了过度自信投资者对 L
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投资者过度自信与过度交易
※
— — — 理论模型与来自我国股市的经验证据 Investor Overconfidence and Excessive Trading — — — Theoretical Model and Empirical Evidence from China＇s Stock Market
［中图分类号］ F830. 91
过度交易
理论模型
VAR 模型
ቤተ መጻሕፍቲ ባይዱ
［ 文献标识码］ A
［ 文章编号］ 1000 － 1549 （ 2013 ） 02 － 0035 － 07
过度自信是一种比较典型的投资者心理和认知偏差 ，由于这种心理偏差会导致投资者将投资收益归 因于自身出众的投资能力与信息优势 ，从而在接下来的投资活动中表现出非理性的一面 ，外化的集中体 现便是过度交易行为，并使得自身的投资收益降低。根据过度自信投资者理论，结合我国股市投资者的 特征，本文提出我国投资者过度自信引起过度交易存在性与程度变化的两个假设并进行实证检验 。 一、理论模型与研究假设 Gervais 和 Odean 在 2001 年提出了一个描述投资者过度自信引起过度交易行为内生形成以及随时间 推移程度变化的模型。模型指出，投资者过度自信心理的产生原因在于投资者的自我归因偏差 ， 从而导 致了投资者交易过多同时收益降低 ，同时由自我归因偏差导致的过度自信 ，将随着时间的推移先上升而 后下降。 假设一个 t = 1 ，2 …的多期市场。 该市场中有三个参与者， 知情的风险中性交易者、 流动性交易者 以及做市商。该市场中假设只存在一种在 t 期末支付红利 v t 的风险资产，且红利 v t 在期初对所有参与者 都是未知的。在 t 期初，知情交易者可以观察到一个关于 v t 的私人信息 θ t ，并且 θ t = δ t v t + （ 1 － δ t ） ε t ， 其中 v t 与 ε t 为独立同分布。δ t 为 0 － 1 变量， 以此当且仅当 δ t = 1 时， 期末红利 v t 才与私人信息 θ t 相 关。令 a≡Pr （ δ t = 1 ） 为知情交易者的能力。在期初没人知道知情交易者能力 a 的大小，但是存在关于 a 的先验分布，a = H （ 高能力） 的概率为 0 ，a = L （ 低能力） 的概率为 1 － 0 ，其中 0 ＜ L ＜ H ＜ 1 ，0 ＜ 0 ＜ 1 。由于 t 其末能够观察到 v t ，因此知情交易者在 t 期末就能够知道私人信息 θ t 是否与 v t 相关，此外